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序论：在您撰写碳排放对经济发展的影响时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
Kojo等（2009）、牛叔文等（2010）、刘心等（2013）均采用协整和误差修正模型对不同地区的能源、经济和碳排放之间的动态因果关系进行研究.安贵鑫等（2010）［9］从系统动力学角度，构建三系统的因果关系图，指出三者的变动关系.郭朝先（2010）［10］构建三者的竞争型投入产出模型，并采用SDA分解技术对我国碳排放的增长进行分解，得出碳排放的影响因素.不同时段，对不同国家、地区的采用不同方法对三者的动态关系进行分析，得出的结论不尽相同.本文的主要目的在于采用计量模型实证分析检验我国能源、经济和碳排放的动态因果关系，进一步提出有利于三者协调发展的对策建议.
1能源消费、经济增长和碳排放关系的实证分析
1.1数据来源及预处理选取1990—2013年我国的能源消费、经济增长和碳排放作为研究对象，采用年度数据，对三者之间的关系进行研究.能源消耗状况采用能源消费总量（EC）来反映，数据来自《中国能源统计年鉴》，单位为百万吨标准煤.经济的发展状况采用GDP来度量，数据来自《中国统计年鉴》，单位为亿元.碳排放采用CO2排放量（TC）来表示，数据来自美国能源信息署（EIA）网站公布的数据，单位为百万吨.为保证数据的客观性和可比性，剔除物价上涨因素，将各年GDP换算成以1990年为基期的实际GDP.为消除能源消费总量，实际GDP和CO2排放量三个时间序列的不平稳性和异方差现象，对三者取自然对数，并分别记为LEC、LGDP、LTC.通过对三者进行两两回归检验，证实任意两者均存在显著相关关系.
1.2稳定性检验采用ADF检验法对所有变量进行平稳性检验，即是否存在单位根.ADF法可以通过对3个模型（模型1无常数项和时间趋势项，模型2有常数项无趋势项，模型3有常数项和趋势项）进行检验，任意一个检验模型中的ADF值大于临界值，就可以认为该序列没有单位跟，即为平稳序列.若序列不平稳，需要取对数或进行差分处理.对LET、LGDP和LTC及其一阶、二阶差分序列进行ADF单位根检验，检验结果如表1所示.LET、LGDP和LTC及其一阶差分序列都不平稳，但二阶差分序列的检验值在1%的显著性水平下均小于其临界值.因此，其二阶差分序列为平稳序列，即LET、LGDP和LTC三个时间序列是I（2）的单位根过程.
1.3协整检验模型含有3个变量，并且均为二阶单整，采用Johansen法进行协整检验，该法在检验前需要确定最优滞后阶数.在保证自由度的条件下，根据无约束VAR模型中的AIC、SC和LR等信息准则确定VAR模型的最优滞后阶数为2，则协整分析的滞后阶数为1.检验结果如表2所示.迹检验和最大特征值检验都表明在5%的显著性水平下拒绝原假设，即变量之间存在两个协整关系.检验确定最优协整形式为：有线性趋势且协整方程有截距.取标准化的协整向量.
1.4Granger因果检验为确定我国能源消费、经济增长和碳排放之间的因果关系，对LTC、LEC和LGDP三个时间变量序列进行格兰杰因果关系检验.检验结果如表3所示.在5%的显著性水平下，拒绝LTC不是LGDP的格兰杰原因假设，拒绝LTC不是LEC的格兰杰原因假设，并且拒绝LEC不是LGDP的格兰杰原因假设，即说明1990—2013年我国的CO2排放对能源消费和经济发展均具有单向因果关系，并且能源消费对经济发展具有单向因果关系.这表明我国能源消费增加可促进经济发展，同时碳排放会影响到经济发展和能源消费，但是经济发展并不必然导致能源消费增加.
1.5脉冲响应分析和方差分解为全面反映我国能源消费、经济增长和碳排放之间的互动关系和相互影响程度，对其进行基于VAR的滞后20期的脉冲响应分析和方程分解，结果分别如图1和图2所示.脉冲响应分析是考虑扰动项的影响是如何传播到各变量的，刻画了对一个扰动项加上一个单位标准差的冲击后，对内生变量的当前值和未来值所带来的影响.从CO2脉冲响应图可知，当期对CO2施加一个单位标准差的正向冲击，CO2排放有所下降，随后开始上升，第5期达到最大（0.05464），然后开始下降，达到12期最小时开始增长，并逐渐趋于平稳；CO2对来自GDP的单位标准差的冲击没有初始响应，随后开始逐渐上升，在第4期达到最大（0.01239），然后逐步稳定在0.0098左右；同样对来自能源消费的单位标准差的冲击没有初始响应，随后开始增强，第3期达到最大（0.01738），随后开始下降并逐步稳定在0.0046左右；这表明，CO2排放对其自身具有较强的正向影响作用，但波动比较大，能源消费和经济增长的影响较弱，虽有小幅波动，但是总体趋势比较稳定.这与长期形成的碳排放路径有很大关系，也说明我国节能环保政策起到了良好的效果.从GDP脉冲响应图可知，GDP对来自碳排放、GDP和能源消费的单位标准差的冲击都具有正效应，响应趋势均为先增长后下降，然后趋于稳定，但是三者并不同步，存在滞后效果.尤其是受到CO2冲击影响最大，能源消费影响相对较小，而对来自自身的冲击响应比较平稳.这三者的促进作用均具有较长的持续效应.
从EC脉冲响应图可知，能源消费对来自碳排放、GDP和自身的单位标准差的冲击同样具有正效应，响应趋势也相同，均表现为先增长后下降，然后稍有增长并趋于稳定.而短期内对碳排放具有较为明显的同向效应，而经济发展和其自身效应较弱.这说明碳排放的正向冲击对能源消费具有显著的正向作用，因此通过低碳政策，可以引导我国能源消费的良性发展.体现了我国关于节约能源、提高利用率的相关政策的实施，在一定程度上抑制了能源消费的快速增长.方差分解图反映了能源消费、经济增长和碳排放之间相互影响程度.在碳排放的变动中，碳排放对其自身的贡献率最大，虽然在第一期开始有所下降，但均在80%以上，而GDP和能源消耗对其贡献率较小，虽有所上升，但却稳定在较低的水平；在GDP变动中，碳排放和GDP对其的贡献程度呈现反向趋势，碳排放对其贡献是先上升后趋于稳定，而GDP是先下降后趋于稳定，能源消费对GDP的贡献程度虽然相对较小，但却较为稳定；在能源消费的变动中，碳排放对其贡献程度呈现上升并稳定的趋势，并在第2期及以后贡献程度最高，而能源消费对其自身的贡献程度呈现下降趋势，并趋于稳定，GDP对能源消费的贡献程度最小.这表明，我国碳排放对其自身依赖性较大，森林碳汇等自然路径形成了较为完善的控碳系统，尤其是对植树造林等工作的重视.最近几年，国家提倡节能减排，加强低碳工作，并取得了很大成效，但能源消费结构仍存在不合理之处，导致能源消费对其自身影响较弱，在低碳方面也并未起到良好的效果.碳排放对经济增长起到约束作用，能源消费对经济增长有促进作用.可见，减碳工作对促进我国经济增长具有重要作用，同时要兼顾能源消费和产业结构优化，使其影响作用进一步增强.
2主要结论与建议
本文基于1990—2013年我国能源消费、经济增长和碳排放的数据，实证分析三者之间的动态关系和相互影响.主要得出如下结论：
第一，我国能源消费、经济增长和碳排放之间呈现出趋同增长趋势，并存在长期均衡关系.第二，Granger因果检验表明，碳排放对能源消费和经济增长存在单向因果关系，能源消费对经济增长存在单向因果关系.第三，脉冲响应和方差分解结果表明，短期内我国碳排放量增加对其自身具有较强的同向影响；能源消费和经济增长受到碳排放冲击影响较大；碳排放、能源消费和GDP的主要贡献因子均为碳排放.我国能源消费、经济增长和碳排放三者具有密不可分的关系，在保证经济发展的同时，提高能源利用率，降低碳排放是可持续发展的前提，如何平衡三者之间的关系是重点.鉴于此，提出以下建议：第一，加大科研投入，引进先进减碳技术.新技术、新设备的引进和推广使用是节能减排的重要手段和不竭动力，虽然成本较高，但长远来看，必将有益于我国碳排放的控制，促进经济资源和环境的可持续发展.本文研究结论显示，我国森林碳汇、碳循环等自然控碳作用发挥了较明显的效果.因此，必须要从内部着手，保证技术资本的投入，加快研发脚步，引进国外的先进减碳技术和设备，降低生产生活过程中的碳排放.
第二，稳定经济发展，优化产业结构.相对于发达国家而已，我国第二产业比重偏大，高排放，高消耗、低利用率的发展模式已经明显不能适应新国情的需要.我国经济、能源消费和碳排放均呈现上升趋势，如何保证经济发展的同时，对产业结构进行优化是一项十分困难的任务.脉冲响应分析显示GDP和碳排放存在明显的正效应，对能源消费有一定影响，即表明经济增长促进碳排放量增加，引起能源消耗的增长.控制经济增长速度，保证第一产业，优化第二产业，发展第三产业，是促进生态环境发展的关键，有助于实现可持续发展战略.
第三，提高能源利用率，调整能源结构.我国能源消费主要以化石能源为主，新能源和可再生能源所占比重小，能源禀赋较差，这加大了我国能源结构调整的难度.通过前文分析可知，能源消费对经济和碳排放都有明显的影响，表现出“趋同”现象.因此，大力开发新能源，推广使用可再生能源，提高能源转化率，减少能源浪费，实现能源结构的转型升级，一方面有利于稳定经济发展，防止经济“过热”；另一方面有助于降低CO2等温室气体的排放，减少环境污染.
2013年江苏省口岸进出口总值高达5508.44亿美元，位列全国第二。随着经济快速发展，江苏省直接碳排放量显着增长。2001年~2010年省内二氧化碳年均排放量增长率为7.79%，高于全国同期6.67%的水平。尽管江苏省在发展低碳经济方面具有新能源开发、科技创新等优势，但省内高碳产业仍占主导地位，节能降碳形势依然严峻。因此，分析江苏省对外贸易、经济增长和碳排放之间的关系，探索适合江苏省发展的低碳模式，有利于江苏省贸易政策的调整和进一步落实可持续发展战略。
对外贸易、经济增长和碳排放这三者的动态关系一直是国内外学者关注的重要问题。目前主要研究成果有：DaboGuanetal(关大博等，2008)利用中国1980年~2030年的碳排放量实际和预测数据，分析得出促进我国碳排放量持续增长的三大主要因素分别为家庭消费、出口贸易以及资本投资。[StreteskyaLynchb(斯垂特斯卡林奇，2009)结合269个国家1989年?2003年的出口贸易以及二氧化碳排放量，研究结论表明全球大部分国家出口贸易的发展导致二氧化碳排放量不断增加。但Kearsley&Riddel(基尔斯利和里德尔，2010)选取了全球27个经合组织（OECD)国家对外贸易以及二氧化碳排放量的数据进行分析，结论表明这27个国家的对外贸易对其二氧化碳排放量的正向效应并不显着。中国作为世界上二氧化碳排放量位居前列的国家，有效降低二氧化碳排放量已经成为当务之急。沈利生(2008)结合投入产出模型，具体研究了我国对外贸易对S02排放量的影响，研究结论表明，导致我国对外贸易污染排放逆差的主要原因是不断增加的外贸顺差和出口贸易产业结构的恶化。陶长琪(2010)等运用ARDL模型，结合我国1971年~2008年的面板数据研究了我国二氧化碳排放、能源消费、人均GNI及其平方对对外贸易系数的作用效应，结论显示这三者与对外贸易系数存在长期的正向效应。^李锴(2011)等利用中国1997年~2008年的二氧化碳排放量，面板数据覆盖我国30个省份，全面分析了各省份对外贸易系数与二氧化碳排放量之间的动态关系，结果表明对外贸易系数与我国各省份二氧化碳排放量之间存在长期均衡关系，对外贸易的增长增加了我国二氧化碳排放量和碳强度。
二、模型与变量的选取
(-)VAR模型
向量自回归（VectorAutoregression，VAR)模型米用多方程联立的形式，结合统计数据，基于系统中内生变量的滞后值函数构建形成的模型，从而实现将自回归模型的变量从单一推广至多元时间序列的突破。滞后阶数为P的VAR模型可以表达为：
yt=^1yt-1+L+$pyt-p+0xt+stt=1，2，L，T
其中，yt为k维内生向量，xt为d维外生向量，p为滞后阶数，kxk维矩阵屯，L，$p和kxk维矩阵0是系数矩阵，&为k维随机误差向量，T为样本个数。
(二）变量的选择
笔者共选取3个变量分别是人均国内生产总值(Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度（Ft)为模型指标。模型中还涉及到各期对外贸易总量、各期人民币汇率以及人口数量的数据均取自1995年~2013年《江苏统计年鉴》。对外贸易依存度以及二氧化碳排放量计算利用如下公式求得：
(1) 对外贸易依存度=进出口贸易总额/国内生产总值x100%
(2) 二氧化碳(CO0排放量=KxE
(3) 二氧化碳排放系数（K)=单位热值含碳量x平均低位发热量x碳氧化因子x44/12。
其中，进出口贸易总额使用年平均汇率换算；E为不同类型能源以标煤为单位换算的使用量；K为不同类型能源的二氧化碳排放系数。
我国二氧化碳排放主要来自7种能源：原煤、焦炭、原油、燃料油、汽油、柴油、煤油，各能源二氧化碳排放系数如表1所示。文中所涉及的7种能源的消费量均取自1995年~2013年《江苏统计年鉴》。3.上表后两列来源于《省级温室气体清单编制指南》（发改办气候[2011]1041号）。
在进行实证分析之前，先对文中时间序列变量进行自然对数转换，其目的在于使实证数据趋向线性的同时又可以有效消除异方差的影响，设变量人均国内生产总值（Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度(Ft)分别为LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)。笔者分析的结果均通过Eviews7.2计算得出。
(三）实证分析
1.稳定性检验
本文共涉及3个系统变量分别为人均国内生产总值(Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度（Ft)，建立无约束且滞后期为P的VAR模型，依据PLR、FPE、AIC、SC和HQ等准则确定VAR模型的滞后期P，表2分析结果表明P为2。VAR模型的稳定性可以根据其所有特征根模的倒数是否小于1来判断，当模型所有特征根的模的倒数均小于1则模型稳定。如图1所示，VAR(2)的特征根模的倒数均在半径为1的圆的范围内。因此，VAR(2)稳定，具备进行脉冲响应分析的条件。
2.ADF检验
笔者使用ADF检验方法对时间序列进行单位根检验，其目的在于避免时间序列的“伪回归”现象并测度变量的平稳性水平。如表3结果所示，LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其对应的5%临界值，即变量为非平稳。而其对应的一阶差分ALN(Gt)、ALN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其对应的5%临界值，表明变量的一阶差分通过了平稳的显着性检验，为一阶单整。
ADF检验结果表明变量LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)在5%的显着水平下为非平稳序列，而一阶差分序列ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)在5%的显着水下序列平稳，为一阶单整。ADF检验结果表明ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)都服从1(1)，据此可以进行协整检验。Johansen检验是在VAR模型的基础上产生多变量协整检验方法。表4中Johansen检验结果表明，迹检验以最大特征
表4 Johansen检验结果值检验在5%的显着性水平下至少存在2个协整方程。由此可知三个变量之间存在长期均衡关系。
4.Granger因果关系检验
协整分析表明对外贸易、经济增长与碳排放之间存在长期均衡关系，但并不能明确表明变量之间的因果关系和因果关系的方向，所以在脉冲响应分析之前需进行Granger因果关系检验，根据Granger因果关系检验的结果判断各变量之间的因果关系及其方向。鸣下一步进行的脉冲响应分析来说，Granger因果关系检验结果可以说明对于目标变量而言，某些内生变量能否判定作为外生变量。
表5中Granger因果关系检验结果表明经济增长是碳排放的单向Granger因，而对外贸易与碳排放互为Granger因。这说明碳排放量的增加对对外贸易的不断发展具有正向效应，但当碳排放量持续增加并达到一定程度时，即超过一定的环境容量时，一定程度上就会制约对外贸易的持续发展。同时，经济增长又是对外贸易的Granger因。综上结论说明江苏省目前的经济发展方式仍然是“高投入、高消耗、高污染”的粗放型，这必然导致未来碳排放量的持续增加。
5.脉冲分析
脉冲响应函数可以捕捉变量之间全面复杂的动态关系，根据建立的VAR(2)模型，分别作出它们的脉冲响应函数图，如图2所示。其中，横坐标表示跟踪期（笔者选择10期），纵坐标反映脉冲响应的程度；实线表示脉冲响应函数10期的变化路线，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
(1) 碳排放对对外贸易和经济增长的影响
碳排放对自身信息的一个标准化冲击立即作出响应，首先是迅速衰退，然后缓慢下降，表明江苏省碳排放在短期内会大量下降，但在长期内如果没有其他因素干扰，其下降幅度会减弱。碳排放对对外贸易信息的一个标准化冲击响应后，先是迅速提高，达到正效应最大值，然后逐渐衰退，随后又经历一轮小幅升降才趋于平稳，这表明从长期来看，江苏省碳排放对对外贸易带来同向的冲击作用，短期内碳排放促进对外贸易的增加。碳排放对经济增长信息的一个标准化冲击，首先是一个负向冲击，然后效应慢慢减弱，第2期开始回升并趋于0，说明在短期内江苏省碳排放对经济增长有一定的影响，且对未来经济增长的作用效应不明显。
(2) 对外贸易对碳排放和经济增长的影响
对外贸易对碳排放信息的一个标准化冲击后正向效应开始衰弱，第三期以后缓慢增加，但处于负效应状态。表明江苏省对外贸易的增长短期内会促进碳排放的增加，长期来看并不具有促进作用。对外贸易对自身信息的一个标准化冲击响应，同样是迅速下降然后继续缓慢增加，第3期达到最大值0.27，然后开始逐渐减少并趋于0。对外贸易对经济增长信息的一个标准化冲击的响应，负向效应由降转升并逐渐趋于0，这表明短期内江苏省对外贸易对经济增长并不具有促进作用。
(3) 经济增长对碳排放和对外贸易的影响
经济增长对碳排放信息的一个标准化冲击响应，碳排放迅速增加，第2期达到效应的最大值，然后开始缓慢减少趋于0附近，表明江苏省经济增长对碳排放具有正向持久的冲击作用，这与前文协整理论分析的结果吻合。经济增长对对外贸易的冲击影响，同样在第1期开始下降又于第4期回升至正向效应，且该正向冲击作用一直持续到第10期，说明江苏省经济增长对对外贸易同样具有积极作用。经济增长对自身信息的一个标准化冲击，首先是正向效应迅速下降，直到第5期基本保持稳定，表明江苏省经济增长在短期内对自身有一定的促进作用，但这种作用持续的时间不长。
1. 方差分解分析
脉冲响应函数形象地展示了一个变量的冲击对另一个变量的动态影响路径，而要准确地计算出每一个结构冲击对每个内生变量变化贡献的数值到底有多大，则需要用到方差分解方法。[9]运用Eviews7.2进行分析，运行结果如表6所示
从表6可以看出，碳排放对自身的预测方差贡献率呈不断下降趋势，自第8期开始逐渐保持在-0.8%的稳定水平上，可见碳排放受到其自身的影响不大。经济增长对碳排放的贡献率相对来说不高，第一期贡献率为0，并逐期下降且一直为负值，说明江苏省经济增长对碳排放具有抑制效应，这和近几年来江苏省提倡节能减排、发展低碳经济相关。对外贸易对碳排放的贡献率在第二期达到2.5%后又回落趋于稳定，充分说明了对外贸易发展在短期内会引起碳排放的增加。
关键词：碳排放；机动车碳税；低碳经济
一、引言
随着我国经济的高速发展，环境问题日益突出，这严重影响我国经济的可持续发展和人民生活幸福指数的提高。因此我国政府对在发展经济的同时保护环境提出了越来越明确的要求，十报告首次把“美丽中国”作为生态文明建设的宏伟目标，这无疑把生态文明建设放在了突出的地位。而我国现在的经济结构仍然是以第二产业为主，其中的能源密集型产业更是占据主导地位，这意味着在我国全面开征碳税必将对我国的经济带来很大的冲击。怎样才能从我国现有的经济发展模式平稳的过渡到低碳经济模式已成为亟待解决的问题。
二、我国开征机动车碳税的现实必要性分析
（一）我国碳排放现状
我国的产业结构决定了我国是一个能源生产和消费大国，2013年《中国统计年鉴》数据显示，三大产业占国内生产总值的比例分别为10.1%、45.3%、44.6%，由此可以看出，我国的产业结构仍然是以第二产业为主导。第二产业的能源消耗量大，从而导致CO2的排放量的急剧增长。如图1所示：2013年我国CO2排放量上升至9524.3百万吨，全球占比27.1%，CO2的排放量已经跃居世界第一，并且还在高速增长。
（二）我国机动车尾气排放对碳排放贡献分析
汽车产业一直以来都是我国的碳排放大户，使用化石能源的机动车由其特性决定了它在使用中仍将持续形成碳排放。而且我国机动车保有量及其增长速度不容忽视，2012年私人汽车拥有量已经达到8838.60万辆，比2011年的7326.79万辆增加约20.63%。与之对应的是，高速增长的能源消费，从其能耗结构上看，机动车能耗主要集中在在油耗上，而在油耗中又主要以消耗汽煤柴3种成品油为主。这三种成品油的消耗必将会带来大量的碳排放。2012年，全国氮氧化物排放量2337.8万吨，其中：工业氮氧化物排放量1658.1万吨，占全国氮氧化物排放总量的70.9%；城镇生活氮氧化物排放量39.3万吨，占全国氮氧化物排放总量的1.7%；机动车氮氧化物排放量640.0万吨，占全国氮氧化物排放总量的27.4%。这组数据也从一定程度上反映了机动车尾气排放对我国碳排放的贡献度。
综上所述，随着我国经济的发展，我国的CO2排放量高速增长，其中机动车CO2排放量占全国CO2排放量的比重也越来越高，预计到2050年机动车碳排放占全社会的比重为14%左右。基于此现实基础，我国率先开征机动车碳税迫在眉睫。
三、抑制机动车碳排放的途径
（一）有关机动车的环境保护税收政策比较
征税私人车主目前主要包括车辆购置税、车辆使用和燃油税。车辆购置税属于汽车购买成本、车辆使用和燃料属于汽车的使用成本。车辆购置税可以直接影响消费者的购买决策，和运输使用税和燃料税是间接影响消费者购买的决定。
1.车辆购置税。2001 年实施的《中华人民共和国车辆购置税暂行条例》中车辆购置税的税率为计税价格的10% 。但是，汽车购置税没有明显的减排效果，因为我国在购买环节实行统一税率，并没有对车辆按照碳排放量进行分层次设计税率。虽然在2009 年将 1. 6L 及其以下排量的使用汽车的车辆购置税调整至 5%，2010 年调整至 7. 5%（2011 年开始回到原来的统一税率 10%。），鼓励了更多的用户转向购买小排量的汽车，但同时也促进了汽车消费的数量的增加，低税率没有明显的减排效果。
2.燃油税。燃油税是指政府的燃料的特殊性零售链接收税。燃油税是车辆类型和行车长短的基本体现，和载货能力的大小，多少燃料消耗密切相关。可见，产品燃料税，这是道路养护费用和其他税费合并。公路基础设施建设和维护税收收入，而不是纠正外部性的碳排放。可见，征收燃油税依然无法体现控制碳排放的精神。而且在这方面我们的税负明显轻于发达国家，如 OECD 国家汽油消费税的平均税率就是我国的 4 倍以上。
总之，车辆购置税、车辆使用燃料税，并不严格。控制私人汽车排放的问题必须设计一个成为合理的、有效的和正确的税收政策。
（二）机动车碳税优势分析
所谓碳税就是二氧化碳排放税的简称，对于那些以抑制二氧化碳排放为目的的，消费某产品时二氧化碳排放相关的税种，都是可以认定为广义的碳税。机动车碳税就是对机动车使用过程中排放的二氧化碳征收的一种税，是碳税的一种形式。
对机动车以征收碳税的形式来减少二氧化碳的排放具有其独到的优势。第一，征收机动车碳税是真正从控制碳排放、消除其负的外部性的角度出发设计的一种比较合理的税制。第二，机动车碳税可以弥补车辆购置税和车船税的不足，并且对车辆购置和使用环节的众多税种起到梳理和简化的作用，可以在不增加消费者税负的前提下有效的控制二氧化碳的排放。第三，针对机动车征收碳税对燃油税可以有很好的效果。因为消费者往往有一定的盲目性和短视，即当它购买机动车辆，更考虑价格而不是未来的燃料消耗，因此设置在机动车购买碳排放税，有利于积极引导消费者的低碳消费。
四、我国开征机动车碳税的原则
1.中性原则。机动车碳税设计的时候要应从全局出发，综合考虑我国现有税制。同时机动车碳关税将实现一些免税政策，或者机动车碳排放税及其他税收减免，要么是采取税收收入返还政策，满足碳税中性原则。
2. 兼顾约束和激励作用的原则。征碳税需要兼顾约束和激励两个方面的作用。一方面通过征税限制企业对高能耗机动车的生产和消费者对高能耗机动车的消费，减少温室气体的排放，改善我国经济发展和环境保护的关系。另一方面，通过税收激励企业加强创新，提高机动车能源使用效率，促进我国经济发展方式的转变。为此，在设计机动车碳税制度时要坚持兼顾约束和激励作用的原则。
综上所述，结合我国现阶段碳排放现状和对机动车税收的比较分析，在我国开征机动车碳税存在其现实及理论上的必要性。并且在对机动车碳税制度进行设计时要符合其政策目标和本文所论述的三条基本原则。（作者单位：吉林财经大学）
参考文献：
[1] 林莉. 机动车碳税的国际借鉴和现实把握[J]. 统计与管理，2014，04：46-48.
[2] 苏明，傅志华，许文，王志刚，李欣，梁强. 新形势下我国碳税政策设计与构想[J]. 地方财政研究，2010，01：9-13.
1．引力模型的构建在运用贸易引力模型的研究中，庄丽娟、姜元武和刘娜（2007）在分析影响广东农产品出口的因素时考虑了人均GDP、距离以及区域贸易制度安排等，将引力模型做了进一步扩展。鉴于此，本文也构建了引力模型扩展式，将人均收入、国内生产总值、国家经济规模和碳排放值作为解释变量引入到引力模型中，得到以下的计量模型。其中，lnEXPijt表示国家i对国家j在第t时期的农产品出口额的自然对数值；α1为常数项，βn（n=1,2…6）表示未知的回归参数；εij随机误差项假设等于0；lnGDPit和lnGDPjt分别表示国家i和国家j在第t时期国内生产总值的自然对数值；lnSAGijt表示国家i和国家j在第t时期的人均收入差值的绝对值的自然对数值；lnDij表示国家i与国家j之间的距离的自然对数值；SGMijt表示国家i和国家j在第t时期的经济规模的相对差异；lnCit则表示国家i在t时期的碳排放量的对数值。
2.数据来源说明与处理本文的数据主要来源于《世界能源统计年鉴2013》、UN-COMTRADE数据库和世界银行数据库等，根据数据的可获得性以及本文研究的目的，本文的数据年限为1994—2012年。①农产品出口贸易额———EXP。在本文中，农产品出口贸易额包括中国对美国农产品出口额、美国对中国农产品出口额以及中美农产品出口总额，单位为亿美元。由于碳排放对初级农产品的影响最大，所以本文研究的农产品主要为HS海关编码商品分类中的第一类活动物、动物产品和第二类植物产品。②国内生产总值———GDP。由于出口国的国内生产总值在一定程度上反映了农产品潜在的供给能力，进口国的国内生产总值在一定程度上反映了农产品潜在的需求。本文假定出口国的国内生产总值越大，供给能力越强，出口值就越大；进口国的国内生产总值越大，需求能力越强，进口值就越大。本文采用的是名义国内生产总值数据，单位为亿美元。③人均收入差值的绝对值———SAG。SAG表示两国之间人均收入差值的绝对值，反映出两国要素禀赋之间的差异。SAG值越大，表示两国间要素禀赋的相对差异越大，因此两国之间更倾向于产业间贸易；SAG值越小，表示两国间要素禀赋的相对差异越小，因此两国之间更倾向于产业内贸易。本文SAG的单位用美元表示。④两国之间的地理距离———D。本文假定贸易双方之间的地理距离越大，贸易成本就越大，贸易量就会越小；反之，地理距离越小，贸易成本就越小，贸易量就越大。本文用中国北京到美国华盛顿的直线距离表示两国之间的地理距离，单位为公里，由于本文采用的是时间序列数据，所以距离D将不出现在模型里面。其中，C表示碳排放量，单位为万吨；Si表示能源i的消耗量，单位为万吨标准煤；Fi表示单位能源i的消耗所产生的碳排放量，该数据参考林伯强和刘希颖（2007）对原油、原煤、天然气每单位消耗量产生的碳排放量的计算，三者的数据分别为0.5854万吨碳/万吨标准煤、0.7476万吨碳/万吨标准煤和0.4479万吨碳/万吨标准煤。
二、实证结果分析
本文构建了三个引力模型分别为影响中国对美国农产品出口的引力模型、影响美国对中国农产品出口的引力模型和影响中美两国农产品出口总额的引力模型，采用了1994-2012年的年度数据，进行OLS回归分析。
1.引力模型的实证结果模型1———影响中国对美国农产品出口的引力模型。模型2———影响美国对中国农产品出口的引力模型：模型3———影响中美农产品贸易出口总额的引力模型：通过检验排除存在单位根和异方差，实证结果见表：从表中可以看出，三个模型的回归结果都是显著的，拟合优度都超过了0.97，能较好的解释因变量的变化，D-W检验的结果都非常接近2，模型不存在自相关现象。
关键词：气候变化；碳排放量；响应；黔东南地区
中图分类号：F343.6文献标识码：A文章编号：16749944（2014）01000304
1引言
全球气候变暖是当今人类面临的严峻挑战之一，以化石燃料为主的传统能源消费带来的碳排放量增加是造成气候变暖的重要人为原因之一。气候变化对自然生态系统及人类生产、生活都有着严重的负面影响。碳排放的成因、机理、碳排放与农业生产，以及碳排放对生态系统的影响等方面引起国内外学术界研究的强烈关注，如方精云[1]等对不同用地类型的碳排放系数及碳排放效应进行了研究，曲如晓[2]等对碳排放交易地环境效应及对策进行了研究，Stern N、赵荣钦[3～4]等对低碳土地利用模式进行了研究，赵先超[5]等对不同土地利用方式的碳排放效应进行了研究。同时，区域生产、经济发展与能源消费的碳排放之间关系也成为国内外学术界研究的热点问题。如徐国泉、宋涛、谢松[6～8]等对碳排放与经济增长及能源消耗等因素的关系，王礼刚、徐玉高[9，10]等对碳排放与经济发展、经济增长的关系进行了研究。但目前学者们对中小尺度区域的能源消费的碳排放与气候变化的关系研究尚不深入[11]。本文以贵州喀斯特高原山区为研究对象，通过对黔东南地区近24年内主要年份区域性气候变化特征与近10年碳排放量
的相关性进行分析，研究贵州喀斯特山区天气气候变化对碳排放量的响应关系。研究成果对贵州省黔东南地区生态环境保护、低碳经济发展模式山区及气候变化趋势等方面具有一定的理论和实践意义。
2研究区概况
黔东南地区位于贵州省东南部（107°17′20″E～109°35′24″E，24°19′20″N～27°31′40″N），总面积303371km2。东邻湖南省，南接广西，西连黔南州，北抵遵义、铜仁两地区。全州辖凯里市、黎平县、榕江县等16个市县。2012年共有人口4535万人，生产总值达47775亿元。其中，第一产业增加值9694亿元，第二产业增加值15317亿元，第三产业增加值22764亿元。在三次产业中，第一、二、三次产业对经济增长的贡献率分别为101%、388%和511%[12]。黔东南地区属于亚热带湿润季风气候，四季温暖，温差小，雨季明显，降水丰富。境内地形崎岖，沟壑纵横，森林植被茂盛，是全国28个重点林区之一。
3数据与研究方法
3.1数据来源
限于黔东南地区对能源消费数据统计逐年的不完整性，本文所用能源消费数据主要来源于1998～2008年间的《黔东南州统计年鉴》，包括各年黔东南地区原煤、焦炭、气油、柴油、煤油及其他石油化工制品等能源消费量数据。黔东南地区气象、气候数据来源于黔东南地区气象局观测、监测的近24年统计数据，包括年平均降水量、年平均气温、年高温日数、年低温日数、年暴雨日数等统计数据。
3.2研究方法
2006年，联合国政府间气候变化专门委员会（IPCC）编制了《IPCC2006年国家温室气体排放清单指南》，用来估算温室气体的排放。黔东南地区植被茂盛，平均森林覆盖度约60%，由于长期的森林保护政策，其林地面积近年来变化率低。同时，其农业生产中碳排放与碳汇基本持平，故其碳排放对区域气候影响相对较低。因而，黔东南地区森林面积变化及农业生产其对当地气候变化影响较弱。随着城市化快速发展，经济发展与能源消费造成的碳排放量增长变化迅猛，对区域天气气候变化会产生主要及重要的影响作用。黔东南地区工业生产与城市建设活动消耗大量能源，通过测算其二氧化碳排放量得到其能源消耗碳排放。这里采用橡树岭国家实验室（ORNL）提出的方法进行计算[13]，具体公式为：
A=∑nj=1Bj×Cj×Dj×Gj（1）
式中，A为碳排放量（t）；n为能源种类数；Bj为能源j的消费量，按标准煤计（t），不同种类化石能源燃料对标准煤的折算系数[14]（表1）；Cj为煤的有效氧化分数，取值为98.20%；Dj为每1t标准煤的含碳率，取值为73.30%；Gj为CO2释放量相对于煤燃烧排放规模的倍数 （表1）。
运用Excel软件对黔东南地区1985～2009年的16个县市气象台站的实时观测资料进行分析，并对其年平均气温、年降水量、年高温日数、年低温日数、年暴雨日数等气象要素与黔东南地区的化石能源消费碳排放量进行相关性等方面的计算与分析。
4结果与讨论
4.1黔东南地区主要年份的能源消费量及其碳排放量
黔东南地区工业生产中能源消费过程的二氧化碳排放是其碳排放的最主要来源，黔东南地区的化石能源消费以煤、石油及其制品等为主。通过对1998～2008年的《黔东南州统计年鉴》[15]获得其主要年份的工业企业能源消费量（表1），并通用公式1对其进行碳排放量的计算（表1）。
4.2黔东南地区近24年气候变化特征分析
通过对黔东南地区近24年的年降雨量、年平均气温，年高温（日最高气温≥35℃）日数，年低温（日最低气温≤0℃）日数、年暴雨（日降水量≥50mm）日数等气象要素特征分析。其中，年最高温（日最高气温≥35℃）日数，年最低温（日最低气温≤0℃）日数及年暴雨（日降水量≥50mm）日数均为黔东南地区的极端天气指标。由于气候变化通常需要更长时间观察去体现其变化特征，因此，根据数据可获得性选择近24年的天气气候数据，具体见表2。
表2黔东南地区近年各时期气候、天气指标变化状况
时期1985～2009年1985～1997年1998～2009年1998～2002年2003～2009年年平均气温/℃17.27 17.02 17.55 17.51 17.59年降水量/mm1266.61 1281.37 1250.62 1324.87 1197.58年暴雨（日降水量≥50mm）日数/d3.16 3.16 3.16 3.48 2.93年最高气温≥35℃日数/d7.65 6.13 9.29 7.19 10.80年最低气温≤0℃日数/d15.70 16.16 15.21 12.11 17.42
4.2.1黔东南地区年降雨量与年平均气温变化特征
对表2分析可知，1985～2009年期间的年平均气温值为1727℃；1985～1997年期间的年平均气温值仅为1702℃，比近24年平均气温值还低025℃，比1998～2009年期间平均气温值低028℃；1998～2002期间的年平均气温值为1751℃，比2003～2009年期间的年平均气温值低008℃。结果表明1985～1997年，1998～2009年这段时间黔东南地区的气温均呈上升趋势，且1998年以后气温增长速率明显上升。
年降水量变化特征：1985～2009年期间的年平均降水量为126661mm；比1998～2009年期间平均值多1599mm；1998～2002期间的年平均降水量为132487mm，比2003～2009年期间的年平均降水量多12729mm。结果表明，1998年后降水量呈减少趋势，同时其降水量变化的波动起伏性也更显著。
4.2.2黔东南地区极端天气变化特征
黔东南地区极端天气日数变化，以暴雨天数、极端高温与极端低天数等指标来体现。年暴雨日数的变化：1985～2009，1985～1997，1998～2009年它们的平均年暴雨日数均为3.16d，但1998～2002年期间则增加为年均3.48d，2003～2009年期间则降低为年2.93d，表明1998年以后日降水量≥50mm暴雨天数的变化波动性更显著。
年最高气温≥35℃日数：1985～2009年平均值为7.65d，1985～1997年仅为6.13d，但1998～2009年的平均值则为9.29d，表明年最高气温日数在1998年后呈快速增加趋势，特别是在2003年到2009年期间，期年最高气温增加为10.80d。
年最低气温≤0℃日数：1985～2009年平均值为1570d，1985～1997年仅为1616d，但在1998～2009年的平均值则为1521d，表明年最低气温日数在1998年后呈快速减少趋势，特别是1998～2007年的最低日温数为1348d（2008年因受罕见的凝冻天气，其最低温达3307d）。因此1998年以后黔东南地区的最低气温日数呈显著减少趋势，且其最低温日数变化较以前波动性也更显著。
2014年1月绿色科技第1期5黔东南地区气候对碳排放量快速增长的响应
作为温室气体的CO2排放进入大气，会对区域乃至全球气候产生显著影响，并导致区域及全球气温上升。黔东南地区的碳排放主要来源于其化石能源消费产生二氧化碳的排放。将黔东南地区主要年份的碳排放量与其年平均气温、年降雨量、极端天气等气象要素指标作对应分析，如图1。对图1分析可知，1998～2006年，黔东南地区碳排放量呈显著增加趋势；2007、2008年期间，其碳排放量呈一定幅度降低，这与黔东南地区凯里市火力发电厂停止发电，当年大量降低煤炭能源消耗的实际情况相吻合（2007年原煤消耗为83724830t，而2005年消耗为162838901t）。这充分表明原煤消耗是黔东南地区能源消耗量比重最大、碳排放量所占比重大的部分。同时，1985～1997年期间，其年平均气温仅为的1702℃，而1998～2008年期间的年平均气温为1755℃，表明同时其年平均气温也呈增加趋势。另外，表征极端指标中，年最高气温≥35℃天数，1985～1997年平均值为613d，在1998～2009年期间平均值增加为939d，呈显著增趋势；年最低气温≤0℃日数（d），1985～1997年平均值为1616d，在1998～2009年期间平均值增加为1521d，呈减少趋势。结果表明黔东南地区的极端天气与气候变化与碳排放量增长趋势有较好的相关性，年平均气温、年最高气温与年最低气温日数等天气气候变化对碳排放量变化做出相关性的响应。
同时，对表1中碳排放量与天气气候指标进行相关性分析，分别得到碳排放量与年平均气温（℃）、年降水量（mm）、年日降水量≥50mm日数（d）、年最高气温≥35℃日数（d）、年最低气温≤0℃日数（d）的相关系数分别为-0366、-0299、-0375、0453、0455。虽然结果显示碳排放量变化与以上各指标呈弱相关或一般程度相关性，但由于天气气候变化是受多种因素影响的复杂变化过程，因此该相关性已经能充分表明化石能源消费的碳排放对黔东南地区的天气气候带来显著影响，表明该地区在1998年后的工业快速发展、城市进程加快的过程中，已经对区域气候的变化产生显著影响（图1）。
图1黔东南地区近年碳排放量与天气气候指标的变化
6结语
通过对黔东南地区近年化石能源消费的碳排放量及变化特征进行分析与计算，对黔东南地区近年天气气候变化的变化特征与趋势进行综合分析，并对其碳排放与天气气候变化特征的相关性进行分析，得到以下结论。
（1）黔东南地区近年化石能源消费量及碳排放的特征。1998～2008年其化石能源消费量在近年呈快速逐年增加趋势，其中1998～2002年能源消费标准煤平均值为15269万t，2003～2008年期间能源消费平均值增加约65万t；碳排放量从1998～2008年呈也快速增加趋势，1998～2002年的碳排放量平均值约为10865万t，2003～2008期间年的碳排放量平均值增加了40万t。
（2）黔东南地区近24年气候变化特征。1985～1997年期间的年平均气温值仅为1702℃，1998～2009年期间平均气温值为1755℃，1998～2002期间的年平均气温值为1751℃，而2003～2009年期间的年平均气温值低1759℃。表明1998～2009年时期的气温较1998年以前的气温增加明显上升趋势。年平均降水量变化，1998～2009年期间较1985～1998年期间的年平均降水量呈降低趋势，虽然整体变化幅度不大，但1998～2009年的年际间降水量波动性更显著。
（3）黔东南地区近24年的极端天气变化特征。年最高气温≥35℃日数，1985～1997年仅为613d，1998～2009年期间平均值较1985～1997年期间增加约3d，表明年最高气温日数在1998年后呈快速增加趋势；年最低气温≤0℃日数，1985～1997年仅为1616d，1998～2009年期间平均值较1985～1997年期间减少约1d，表明年最低气温日数在1998年后呈减少趋势，特别是1998～2007年的最低日温数仅为1348d。
（4）黔东南地区的碳排放来源主要是煤炭能源消费，且在1998～2006年呈显著增加趋势，1998～2008年期间的年平均气温、年最高气温≥35℃日数呈明显增加趋势，年最低气温≤0℃日数（d）则呈降低趋势。通过相关性分析表明，黔东南地区化石能源消费的碳排放量对其区域的天气气候带来显著影响，特别是该地区在1998年后工业发展与城市进程快速发展过程中，其天气气候的变化特征对碳排放量的增加趋势作出相关性响应反应。
贵州省化石能源消费总量属全国较少省份之一，黔东南地区是贵州山区重要的林业分布区，其生态环境质量相对较好，其化石能源消费总量也较其他地区低。但通过研究发现，黔东南地区化石能源消费量的碳排放已经对其区域天气气候变化带来明显的影响，说明随着区域工业生产快速发展与城市的加速建设，区域气候已经受到工业生产与城市建设发展带来的显著影响。因此，需要加强对区域低碳经济发展模式、降低化石能源使消费量、区域产业结构优化、建立区域经济发展的碳排放与碳汇平衡协调系统等方面的研究，特别亟待加强区域天气气候变化受化石能源消碳排放影响的模型及量化评价系统等问题研究。
参考文献：
[1] 方精云，郭兆迪，朴世龙，等.1981～2000 年中国陆地植被碳汇的估算[J].中国科学，2007，37（6）：804～812.
[2] 曲如晓，吴洁.碳排放权交易的环境效应及对策研究[J].北京师范大学学报：社会科学版，2009，216（6）：127～134.
[3] Stern N.The Economics of Climate Change：The Stern Review[M].Cambridge：Cambridge University Press，2007.
[4] 赵荣钦，刘英，郝仕龙，等.低碳土地利用模式研究[J].水土保持研究，2010，17（5）：190～194.
[5] 赵先超，朱翔，周跃云.湖南省不同土地利用方式的碳排放效应及时空格局分析[J].环境科学学报，2013，33（3）：941～949.
[6] 徐国泉，刘则渊，姜照华.中国碳排放的因素分解模型及实证分析[J].中国人口・资源与环境，2006（6）：158～161.
[7] 宋涛，郑挺国，佟连军.环境污染与经济增长之间关联性的理论分析和计量检验[J].地理科学，2007，27（2）：156～162.
[8] 谢松，刘庆和.贵州的能源消费与经济增长[J].贵州社会科学，2007，216（12）：92～96.
[9] 王礼刚.碳排放与经济增长的实证研究-基于贵州的面板数据[J].西南民族大学学报：人文社会科学版，2010（9）：145～148.
[10] 徐玉高，郭元，吴宗鑫.经济发展，碳排放和经济演化[J].环境科学进展，1999，7（2）：54～64.
[11] 王铮，朱永彬.我国各省区碳排放量状况及减排对策研究[J].中国科学院院刊，2008，12（2）：109～115.
[12] 黔东南州政府.黔东南州2012年国民经济和社会发展统计报[EB/OL].http：///gedi/itemlist.asp？id=1410.
研究中变量的界定及计算方法说明如下：（1）经济增长（GDP）：用1996～2011年期间的GDP表示，并折算为以1996年为基期的可比价格，单位为亿元人民币。（2）能源消费(ENERGY)：指能源消费总量，包括化石能源和非化石能源，用折算为标准煤后的能源消费总量表示，单位为万吨标准煤。（3）碳排放量(CARBON)：指化石能源的消费引起的碳排放，采用日本全球环境战略研究所《2006年IPCC国家温室气体清单指南》中的“方法1”来估算碳排放量，该方法可以反映各省市的能源供应结构不同对碳排放量的影响。数据根据相关年份的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》计算、整理得到。
2实证结果与分析
2.1面板单位根检验
采用适用于相同根情形LLC（Levin-Lin-Chu）检验方法和不同根情形的IPS(Im-Pesaran-Shin)检验方法并采用Eviews6.0软件对lnGDPit、lnENERGYit和lnCARBONit进行单位根检验。***表示1%的显著水平下拒绝原假设。由表1可知，在LLC检验和IPS检验下，lnGDP、lnEN-ERGY和lnCARBON三个变量的水平值均不能拒绝单位根假设。而三个变量的一阶差分在1%的显著性水平下均拒绝单位根假设，为1阶单整I(1)过程。因此，可以对变量进一步做面板协整检验。
2.2面板协整检验
采用基于回归残差的Pedroin检验方法对lnGDPit和lnENERGYit、lnENERGYit和lnCARBONit之间的关系分别进行面板协整检验，考察变量之间的长期均衡关系。检验结果见表2。从表2检验结果来看，7个统计量均在1%的显著水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，表明lnGDPIt和lnENERGYit、lnENERGYit和lnCARBONit之间存在显著的协整关系。从表3检验结果可以看出，2个残差序列均在1%的显著性水平下均拒绝单位根假设，因此残差序列为平稳序列，表明我国省际经济增长和能源消费、能源消费和碳排放之间存在长期均衡关系。
2.3面板协整方程估计
确定变量之间存在协整关系之后，通过Hausman检验，本文选择固定变系数模型，并采用广义最小二乘法对模型（1）、（2）进行面板协整估计。限于篇幅，仅对面板协整估计结果的弹性系数值进行讨论。从模型的拟合效果来看，R-squared值接近1表示拟合度相当好；P值和P(F-statistic)值均为0，模型的显著性明显；D-W值接近2，表明模型的残差序列不存在自相关性。因此，1996～2011年期间中国及省际经济增长与能源消费和能源消费与碳排放之间的关系可以分别用模型（1）、（2）表示。为进一步明确经济增长、能源消费与碳排放的传导效率，根据表4的弹性系数值，可以得到我国省际从经济增长到能源消费到碳排放的传导系数。从图1可以看出，能源消费对经济增长、碳排放对能源消费的传导系数均为正值，表明全国及各省市经济增长、能源消费和碳排放的变化方向一致，三者之间具有相互依赖相互促进关系。传导系数大小表明了三者的相互依赖程度。从经济增长对碳排放的传导系数大小来看，可以分为三组：首先是北京和上海，其传导系数大于3.0，经济增长带来的碳排放比例最大，传导效率较差；其次，全国及天津、辽宁、山西、安徽、吉林、湖北、黑龙江、甘肃、广东、贵州、重庆、江西、四川、江苏、浙江、河北等16省市为一组，其传导系数在1.0～2.0之间，经济增长的幅度小于碳排放增长的幅度，传导效率一般；最后，其余省份的传导系数小于1，经济增长的幅度大于碳排放增长的幅度，传导效率较好。从地域分布来看，东北地区和东部地区的弹性系数较大，西北地区的弹性系数较小，究其原因与该地区的能源消费结构、经济发达程度等因素有关。从传导效率来看，目前我国内蒙古、福建、山东、河南、湖南、广西、海南、云南、陕西、青海、宁夏和新疆等12个省市达到或超越了环境波特假说的拐点。全国及其他省市则尚未达到环境波特假说的拐点，要实现减排目标需要以牺牲更大的经济增长为代价，需要因地制宜制定不同的发展政策。
2.4面板误差修正模型
为分析变量之间的短期调整效应，根据模型（3）、（4），本文进一步对变量关系采用面板误差修正模型进行估计。为减少篇幅，本文这里只对误差修正项系数进行讨论，模型（3）、（4）的面板误差修正项系数如表5所示。从面板误差修正的估计结果来看，误差修正项系数均在1%的显著性水平下通过检验，表明模型（3）、（4）的误差修正机制成立。由表5可知，模型（3）中全国及各省市的误差修正项系数的绝对值都较小，表明能源消费对经济增长的短期调节作用不显著。模型（4）中，从误差修正项系数大小来看，河北等省市的误差修正项系数绝对值大于1，表示这些省份碳排放对能源消费的短期调节作用较为显著，调节幅度较大，其他省市的误差修正项系数绝对值小于1，表明这些省市碳排放对能源消费的短期调节作用相对较小。
3结论与政策启示
关键词：碳税 必要性 可行性 征管制度
随着党的十报告“大力推进生态文明建设”的提出，环境税将在我国开征的信号越来越强。2009年哥本哈根世界气候大会，我国以一个负责任发展中大国的态度提出到2020年碳排放量在2005年水平上减排40%到45%的目标，开始担负起发展中国家对全球二氧化碳排放的责任，这也预示着碳税革命在我国即将到来。本文主要讨论我国通过开征碳税来控制二氧化碳排放，以期能够根据现实具体情况设置科学合理的碳税征收管理制度。
一、我国征收碳税的必要性
（一）我国目前二氧化碳排放的现状
我国二氧化碳排放有两大特点，一是总量巨大，二是碳强度高。根据美国能源信息管理局提供的数据，2010年世界二氧化碳排放总量为31780.36097（百万吨），而2010年二氧化碳排放量前5位的国家分别为中国、美国、印度、俄罗斯、日本 。
（二）征收碳税对我国的预期影响
由于我国国土面积广大，东、中、西部地区的经济发展水平存在差异，产业结构不同，能源资源秉性不同。碳税对不同地区的经济增长、能源消耗与收入分配的影响存在着较大的差异。参照中国能源统计年鉴和中国税务年鉴，选择以下部分省份的数据分析碳税实行的预期影响。
表1 征收碳税对各省（直辖市）经济发展的影响统计表
能源消费结构的转变。表中能源正负值表示碳税的实施对各地能源消耗的影响，如北京、天津、浙江等地的负值说明在保持其他税收大体不变时，征收碳税将减少当地能源的消耗。而像河北、辽宁、山东、四川为正值则说明在保持其他税收大体不变时，征收碳税增加当地能源的消耗。结合这些地方的能源储备、经济基础、产业结构分析可以发现，征收碳税对能源消耗起抑制地区一般含碳燃料储量少、能源利用效率高、经济增长能耗低。对这些地区征收碳税，政策促使企业会提高能源利用效率、寻找替代能源、增加资本和劳动等要素替代能源要素，资金支持当地政府调整高科技、低能耗、服务型的产业结构。而征收碳税对能源消耗起拉动作用的地区一般含碳燃料储量丰富、能源利用效率低、经济增长能耗高。对这些地区征收碳税，企业也会节约能源，但当地政府为了本地经济发展，将把大量的税收收入回投到高能耗产业，后者的消极影响远远大于前者。
社会经济发展的需要。征收碳税对大部分地区的经济增长起拉动作用，但对少数地区的经济增长产生抑制作用，但作用不明显。从全国整体范围来看，碳税对经济发展的正效应大于负效应，对具有经济显性的地区可直接征收碳税；对负效应占主导的地区在征收碳税时，可适当减免企业其他税负。
二、征收碳税在我国的可行性
（一）征收碳税的理论基础
首先，环境在市场经济中存在负外部性。环境的负外部性体现在市场经济生产和消费的全过程中。其次，“污染者承担原则”理论确定了污染者的责任问题，即环境污染治理成本由谁负担。污染者付费，就是污染者承担其生产消费过程中污染所引起的损失及治理费用。二氧化碳的排放者为获得自身的利益和效益，增加了社会环境治理的成本，必然应该为其行为承担责任，承担责任的大小以对环境的危害程度来衡量。最后，公共产品理论指出环境是一种公共产品。由于公共产品具有非竞争性和非排他性的特征，只要在技术上不能将非付费者排除在受益人之外或者将其排除在外的成本明显过高，搭便车现象就普遍存在。结果是由市场提供的公共产品明显不足，需要通过非市场力量，即由政府负责提供，政府提供公共产品的资金来自征税，用税收收入来生产或购买公共产品。
（二）征收碳税在我国的可行性分析
1、政策上不断倾斜。中国政府颁布《中国应对气候变化国家方案》，拟采取一系列法律、经济、行政及技术手段，减缓温室气体排放，提高适应气候变化的能力；中央经济工作会议要求，“加快出台和实施有利于节能减排的财税、价格、金融等激励政策”。开征碳税不仅符合我国贯彻科学发展观、节能减排、转变经济发展方式等发展目标，也符合《中国应对气候变化国家方案》提出的制定有效政策机制的要求，是当前我国应对气候变化所应采取的主要措施。
2、技术操作有保证。较硫税、污水税等其他环境税相比，碳税有计量简单、操作容易、便于检测的特点。碳税的税基是碳的排放量，各种能源的含碳量是固定的，所以其燃烧排放的二氧化碳量也是可以计算出来的，再考虑减排技术和回收利用等措施计量碳净排放量，所以碳税计量相对简单，不需要复杂的检测，对税收征管人员来说操作相对容易。
（三）我国碳税税收要素的初步设计
1、征税对象和纳税人。碳税的征税范围和对象为因在生产经营和日常生活过程中消耗含碳燃料而向自然环境排放的二氧化碳气体。导致全球气候变化的温室气体不仅包括二氧化碳，还包括氮氧化物、氟化物、甲烷和臭氧，如果从运用税收政策来应对气候变暖的角度看，应该对所有温室气体征税，这只是中长期且针对集中排放温室气体对象的做法。而短期来看，二氧化碳是最主要的温室气体，且征收相对易行。由于二氧化碳是燃烧煤炭、天然气、柴油、汽油等化石产品产生的，因此消耗以上产品的单位和个人就是碳税的纳税义务人。
2、计税依据。碳税的征税对象是二氧化碳，本应以二氧化碳的实际排放量作为计税依据。但由于计算二氧化碳的实际排放量涉及到二氧化碳排放量的监测问题，技术上很难控制，征管成本也将很高。因而应采用二氧化碳的估算排放量作为计税依据，即根据煤炭、天然气、汽油和柴油等燃料的含碳量，推算出二氧化碳的排放量。
根据《IPCC国家温室气体清单指南》提供的基准方法，含碳燃料消耗产生二氧化碳排放量的计算公式为：
二氧化碳排放量=含碳燃料消耗量×二氧化碳排放系数
二氧化碳排放系数=低位发热量×碳排放因子量×碳氧化率×碳转换系数
其中，含碳燃料消耗量指企业的生产经营中实际消耗产生二氧化碳燃料（煤炭、天然气、汽油、柴油等），将企业生产成本账目记录为征收依据。
3、税率。碳税的税率与计税依据密切相关，一是采用碳排放量作为计税依据，二是二氧化碳排放对生态的破坏与其数量直接关联，需要采用从量计征的方式，采用定额税率形式。
碳税税率的设定要考虑的因素很多。首先，税率应该量化反映减排二氧化碳边际成本。税率水平要鼓励纳税人对碳税政策积极响应，即税负能够影响其排放行为或进行减排技术革新，故其税负应高于为减排所使用替代能源或采取技术措施的边际成本。其次，考虑税率对经济发展和产业竞争力的影响。如果税率水平过高，势必对宏观经济和产业竞争力产生重大影响，因此需要根据我国的不同阶段的社会经济发展目标确定税率。既要遵循新税种征收力度循序渐进的经验，又要对参与国际市场竞争的能源密集型企业给予一定税收补偿。再次，税率水平的设计应该考虑燃料差别因素。为鼓励企业及个人用环境友好型产品对污染型产品进行替代，并减轻其过重的经济负担，根据含碳燃料需求价格弹性和能源效率水平，有选择地对煤炭、天然气、汽油及柴油不同含碳燃料实行差别税率。此外，碳税税率水平还受其他税种、国际能源价格走势、国际碳税协调等因素影响，这些都是在确定我国碳税税率时需要考虑的因素。
三、构想我国碳税的征管制度
（一）明晰碳税征收阶段特点
开征碳税会增加企业特别是能源、资源密集型企业的生产运营成本，突如其来的税负将会使企业的资金周转出现困难，甚至降低本国企业的竞争力，影响经济发展大局。我国应当借鉴国际通行的做法，引入碳税时实施预告和渐进时序策略。通过对企业进行预告，税率逐年提高，直到预期水平。
（二）提高企业碳消耗统计水平
对企业排碳的统计工作属于提高碳税征管的配套能力。碳税的征收依据是企业含碳燃料的消耗数量，这些数据主要通过企业生产成本账目中获得。税务部门应加强企业能源消耗的统计工作，建立专门的碳消耗申报和核算账目。同时加强对税收人员和企业会计的专项培训，使其掌握碳申报的相关工作。
（三）协调相关政策
环境税收体系中不仅包括碳税，其实也有污染产品消费税、资源税等税种。有必要将新旧环境税结合起来，使它们之间相互配合和协调，形成合力，更好地发挥税收节能减排上的调控作用。
（四）落实各项碳税优惠制度
借鉴外国碳税征收经验，如要碳税真正发挥二氧化碳减排功效，税率就会很高，而较高的碳税税率水平对能源、资源密集型企业产生不利影响，出现影响国际竞争力、不利本国经济增长等负面效应。我国在开征碳税时也有必要借鉴国际经验，对整个税制结构进行必要调整，按照有增有减的税制改革思路，以其他税种改革所形成的税负空间来容纳碳税，基本保持税收收入中性。
参考文献：
[1]汪曾涛.“碳税征收的国际比较与经验借鉴”.《理论探索》.2009年第四期。
[2]王晶.“关于我国开征二氧化碳税的思考”.《税务与经济》.2009年第五期。
[3]李齐云，商凯.“二氧化碳排放的影响因素分析与碳税减排政策设计”.《财政研究》.2009年第十期。
[4]刘惠荣，杨凡.“《京都议定书》对我国碳税制度的影响”.全国环境资源法学研讨会.2006年10月（北京）。
[5]李绍荣，耿莹.“中国的税收结构，经济增长与收入分配”.《经济研究》.2005年第五期。
[6]熊剑锋.“专家争议碳税：中国能否承受之重”.《第一财经日报》.2009年10月16日。
[7]何建坤，柴麒敏.“关于全球减排温室气体长期目标的探讨”.《清华大学学报（哲学社会科学版）》.2008年第四期。
