前言：我們精心挑選了數篇優質碳排放對經濟發展的影響文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

2013年江蘇省口岸進出口總值高達5508.44億美元，位列全國第二。隨著經濟快速發展，江蘇省直接碳排放量顯著增長。2001年~2010年省內二氧化碳年均排放量增長率為7.79%，高于全國同期6.67%的水平。盡管江蘇省在發展低碳經濟方面具有新能源開發、科技創新等優勢，但省內高碳產業仍占主導地位，節能降碳形勢依然嚴峻。因此，分析江蘇省對外貿易、經濟增長和碳排放之間的關系，探索適合江蘇省發展的低碳模式，有利于江蘇省貿易政策的調整和進一步落實可持續發展戰略。

對外貿易、經濟增長和碳排放這三者的動態關系一直是國內外學者關注的重要問題。目前主要研究成果有：DaboGuanetal(關大博等，2008)利用中國1980年~2030年的碳排放量實際和預測數據，分析得出促進我國碳排放量持續增長的三大主要因素分別為家庭消費、出口貿易以及資本投資。[StreteskyaLynchb(斯垂特斯卡林奇，2009)結合269個國家1989年?2003年的出口貿易以及二氧化碳排放量，研究結論表明全球大部分國家出口貿易的發展導致二氧化碳排放量不斷增加。但Kearsley&Riddel(基爾斯利和里德爾，2010)選取了全球27個經合組織（OECD)國家對外貿易以及二氧化碳排放量的數據進行分析，結論表明這27個國家的對外貿易對其二氧化碳排放量的正向效應并不顯著。中國作為世界上二氧化碳排放量位居前列的國家，有效降低二氧化碳排放量已經成為當務之急。沈利生(2008)結合投入產出模型，具體研究了我國對外貿易對S02排放量的影響，研究結論表明，導致我國對外貿易污染排放逆差的主要原因是不斷增加的外貿順差和出口貿易產業結構的惡化。陶長琪(2010)等運用ARDL模型，結合我國1971年~2008年的面板數據研究了我國二氧化碳排放、能源消費、人均GNI及其平方對對外貿易系數的作用效應，結論顯示這三者與對外貿易系數存在長期的正向效應。^李鍇(2011)等利用中國1997年~2008年的二氧化碳排放量，面板數據覆蓋我國30個省份，全面分析了各省份對外貿易系數與二氧化碳排放量之間的動態關系，結果表明對外貿易系數與我國各省份二氧化碳排放量之間存在長期均衡關系，對外貿易的增長增加了我國二氧化碳排放量和碳強度。

二、模型與變量的選取

(-)VAR模型

向量自回歸（VectorAutoregression，VAR)模型米用多方程聯立的形式，結合統計數據，基于系統中內生變量的滯后值函數構建形成的模型，從而實現將自回歸模型的變量從單一推廣至多元時間序列的突破。滯后階數為P的VAR模型可以表達為：

yt=^1yt-1+L+$pyt-p+0xt+stt=1，2，L，T

其中，yt為k維內生向量，xt為d維外生向量，p為滯后階數，kxk維矩陣屯，L，$p和kxk維矩陣0是系數矩陣，&為k維隨機誤差向量，T為樣本個數。

(二）變量的選擇

筆者共選取3個變量分別是人均國內生產總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度（Ft)為模型指標。模型中還涉及到各期對外貿易總量、各期人民幣匯率以及人口數量的數據均取自1995年~2013年《江蘇統計年鑒》。對外貿易依存度以及二氧化碳排放量計算利用如下公式求得：

(1) 對外貿易依存度=進出口貿易總額/國內生產總值x100%

(2) 二氧化碳(CO0排放量=KxE

(3) 二氧化碳排放系數（K)=單位熱值含碳量x平均低位發熱量x碳氧化因子x44/12。

其中，進出口貿易總額使用年平均匯率換算；E為不同類型能源以標煤為單位換算的使用量；K為不同類型能源的二氧化碳排放系數。

我國二氧化碳排放主要來自7種能源：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數如表1所示。文中所涉及的7種能源的消費量均取自1995年~2013年《江蘇統計年鑒》。3.上表后兩列來源于《省級溫室氣體清單編制指南》（發改辦氣候[2011]1041號）。

在進行實證分析之前，先對文中時間序列變量進行自然對數轉換，其目的在于使實證數據趨向線性的同時又可以有效消除異方差的影響，設變量人均國內生產總值（Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度(Ft)分別為LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)。筆者分析的結果均通過Eviews7.2計算得出。

(三）實證分析

1.穩定性檢驗

本文共涉及3個系統變量分別為人均國內生產總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度（Ft)，建立無約束且滯后期為P的VAR模型，依據PLR、FPE、AIC、SC和HQ等準則確定VAR模型的滯后期P，表2分析結果表明P為2。VAR模型的穩定性可以根據其所有特征根模的倒數是否小于1來判斷，當模型所有特征根的模的倒數均小于1則模型穩定。如圖1所示，VAR(2)的特征根模的倒數均在半徑為1的圓的范圍內。因此，VAR(2)穩定，具備進行脈沖響應分析的條件。

2.ADF檢驗

筆者使用ADF檢驗方法對時間序列進行單位根檢驗，其目的在于避免時間序列的“偽回歸”現象并測度變量的平穩性水平。如表3結果所示，LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應的5%臨界值，即變量為非平穩。而其對應的一階差分ALN(Gt)、ALN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應的5%臨界值，表明變量的一階差分通過了平穩的顯著性檢驗，為一階單整。

ADF檢驗結果表明變量LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)在5%的顯著水平下為非平穩序列，而一階差分序列ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)在5%的顯著水下序列平穩，為一階單整。ADF檢驗結果表明ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)都服從1(1)，據此可以進行協整檢驗。Johansen檢驗是在VAR模型的基礎上產生多變量協整檢驗方法。表4中Johansen檢驗結果表明，跡檢驗以最大特征

表4 Johansen檢驗結果值檢驗在5%的顯著性水平下至少存在2個協整方程。由此可知三個變量之間存在長期均衡關系。

4.Granger因果關系檢驗

協整分析表明對外貿易、經濟增長與碳排放之間存在長期均衡關系，但并不能明確表明變量之間的因果關系和因果關系的方向，所以在脈沖響應分析之前需進行Granger因果關系檢驗，根據Granger因果關系檢驗的結果判斷各變量之間的因果關系及其方向。鳴下一步進行的脈沖響應分析來說，Granger因果關系檢驗結果可以說明對于目標變量而言，某些內生變量能否判定作為外生變量。

表5中Granger因果關系檢驗結果表明經濟增長是碳排放的單向Granger因，而對外貿易與碳排放互為Granger因。這說明碳排放量的增加對對外貿易的不斷發展具有正向效應，但當碳排放量持續增加并達到一定程度時，即超過一定的環境容量時，一定程度上就會制約對外貿易的持續發展。同時，經濟增長又是對外貿易的Granger因。綜上結論說明江蘇省目前的經濟發展方式仍然是“高投入、高消耗、高污染”的粗放型，這必然導致未來碳排放量的持續增加。

5.脈沖分析

脈沖響應函數可以捕捉變量之間全面復雜的動態關系，根據建立的VAR(2)模型，分別作出它們的脈沖響應函數圖，如圖2所示。其中，橫坐標表示跟蹤期（筆者選擇10期），縱坐標反映脈沖響應的程度；實線表示脈沖響應函數10期的變化路線，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

    (1) 碳排放對對外貿易和經濟增長的影響

碳排放對自身信息的一個標準化沖擊立即作出響應，首先是迅速衰退，然后緩慢下降，表明江蘇省碳排放在短期內會大量下降，但在長期內如果沒有其他因素干擾，其下降幅度會減弱。碳排放對對外貿易信息的一個標準化沖擊響應后，先是迅速提高，達到正效應最大值，然后逐漸衰退，隨后又經歷一輪小幅升降才趨于平穩，這表明從長期來看，江蘇省碳排放對對外貿易帶來同向的沖擊作用，短期內碳排放促進對外貿易的增加。碳排放對經濟增長信息的一個標準化沖擊，首先是一個負向沖擊，然后效應慢慢減弱，第2期開始回升并趨于0，說明在短期內江蘇省碳排放對經濟增長有一定的影響，且對未來經濟增長的作用效應不明顯。

(2) 對外貿易對碳排放和經濟增長的影響

對外貿易對碳排放信息的一個標準化沖擊后正向效應開始衰弱，第三期以后緩慢增加，但處于負效應狀態。表明江蘇省對外貿易的增長短期內會促進碳排放的增加，長期來看并不具有促進作用。對外貿易對自身信息的一個標準化沖擊響應，同樣是迅速下降然后繼續緩慢增加，第3期達到最大值0.27，然后開始逐漸減少并趨于0。對外貿易對經濟增長信息的一個標準化沖擊的響應，負向效應由降轉升并逐漸趨于0，這表明短期內江蘇省對外貿易對經濟增長并不具有促進作用。

(3) 經濟增長對碳排放和對外貿易的影響

經濟增長對碳排放信息的一個標準化沖擊響應，碳排放迅速增加，第2期達到效應的最大值，然后開始緩慢減少趨于0附近，表明江蘇省經濟增長對碳排放具有正向持久的沖擊作用，這與前文協整理論分析的結果吻合。經濟增長對對外貿易的沖擊影響，同樣在第1期開始下降又于第4期回升至正向效應，且該正向沖擊作用一直持續到第10期，說明江蘇省經濟增長對對外貿易同樣具有積極作用。經濟增長對自身信息的一個標準化沖擊，首先是正向效應迅速下降，直到第5期基本保持穩定，表明江蘇省經濟增長在短期內對自身有一定的促進作用，但這種作用持續的時間不長。

1. 方差分解分析

脈沖響應函數形象地展示了一個變量的沖擊對另一個變量的動態影響路徑，而要準確地計算出每一個結構沖擊對每個內生變量變化貢獻的數值到底有多大，則需要用到方差分解方法。[9]運用Eviews7.2進行分析，運行結果如表6所示

從表6可以看出，碳排放對自身的預測方差貢獻率呈不斷下降趨勢，自第8期開始逐漸保持在-0.8%的穩定水平上，可見碳排放受到其自身的影響不大。經濟增長對碳排放的貢獻率相對來說不高，第一期貢獻率為0，并逐期下降且一直為負值，說明江蘇省經濟增長對碳排放具有抑制效應，這和近幾年來江蘇省提倡節能減排、發展低碳經濟相關。對外貿易對碳排放的貢獻率在第二期達到2.5%后又回落趨于穩定，充分說明了對外貿易發展在短期內會引起碳排放的增加。

第2篇

關鍵詞：碳排放；機動車碳稅；低碳經濟

一、引言

隨著我國經濟的高速發展，環境問題日益突出，這嚴重影響我國經濟的可持續發展和人民生活幸福指數的提高。因此我國政府對在發展經濟的同時保護環境提出了越來越明確的要求，十報告首次把“美麗中國”作為生態文明建設的宏偉目標，這無疑把生態文明建設放在了突出的地位。而我國現在的經濟結構仍然是以第二產業為主，其中的能源密集型產業更是占據主導地位，這意味著在我國全面開征碳稅必將對我國的經濟帶來很大的沖擊。怎樣才能從我國現有的經濟發展模式平穩的過渡到低碳經濟模式已成為亟待解決的問題。

二、我國開征機動車碳稅的現實必要性分析

（一）我國碳排放現狀

我國的產業結構決定了我國是一個能源生產和消費大國，2013年《中國統計年鑒》數據顯示，三大產業占國內生產總值的比例分別為10.1%、45.3%、44.6%，由此可以看出，我國的產業結構仍然是以第二產業為主導。第二產業的能源消耗量大，從而導致CO2的排放量的急劇增長。如圖1所示：2013年我國CO2排放量上升至9524.3百萬噸，全球占比27.1%，CO2的排放量已經躍居世界第一，并且還在高速增長。

（二）我國機動車尾氣排放對碳排放貢獻分析

汽車產業一直以來都是我國的碳排放大戶，使用化石能源的機動車由其特性決定了它在使用中仍將持續形成碳排放。而且我國機動車保有量及其增長速度不容忽視，2012年私人汽車擁有量已經達到8838.60萬輛，比2011年的7326.79萬輛增加約20.63%。與之對應的是，高速增長的能源消費，從其能耗結構上看，機動車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種成品油為主。這三種成品油的消耗必將會帶來大量的碳排放。2012年，全國氮氧化物排放量2337.8萬噸，其中：工業氮氧化物排放量1658.1萬噸，占全國氮氧化物排放總量的70.9%；城鎮生活氮氧化物排放量39.3萬噸，占全國氮氧化物排放總量的1.7%；機動車氮氧化物排放量640.0萬噸，占全國氮氧化物排放總量的27.4%。這組數據也從一定程度上反映了機動車尾氣排放對我國碳排放的貢獻度。

綜上所述，隨著我國經濟的發展，我國的CO2排放量高速增長，其中機動車CO2排放量占全國CO2排放量的比重也越來越高，預計到2050年機動車碳排放占全社會的比重為14%左右。基于此現實基礎，我國率先開征機動車碳稅迫在眉睫。

三、抑制機動車碳排放的途徑

（一）有關機動車的環境保護稅收政策比較

征稅私人車主目前主要包括車輛購置稅、車輛使用和燃油稅。車輛購置稅屬于汽車購買成本、車輛使用和燃料屬于汽車的使用成本。車輛購置稅可以直接影響消費者的購買決策，和運輸使用稅和燃料稅是間接影響消費者購買的決定。

1.車輛購置稅。2001 年實施的《中華人民共和國車輛購置稅暫行條例》中車輛購置稅的稅率為計稅價格的10% 。但是，汽車購置稅沒有明顯的減排效果，因為我國在購買環節實行統一稅率，并沒有對車輛按照碳排放量進行分層次設計稅率。雖然在2009 年將 1. 6L 及其以下排量的使用汽車的車輛購置稅調整至 5%，2010 年調整至 7. 5%（2011 年開始回到原來的統一稅率 10%。），鼓勵了更多的用戶轉向購買小排量的汽車，但同時也促進了汽車消費的數量的增加，低稅率沒有明顯的減排效果。

2.燃油稅。燃油稅是指政府的燃料的特殊性零售鏈接收稅。燃油稅是車輛類型和行車長短的基本體現，和載貨能力的大小，多少燃料消耗密切相關。可見，產品燃料稅，這是道路養護費用和其他稅費合并。公路基礎設施建設和維護稅收收入，而不是糾正外部性的碳排放。可見，征收燃油稅依然無法體現控制碳排放的精神。而且在這方面我們的稅負明顯輕于發達國家，如 OECD 國家汽油消費稅的平均稅率就是我國的 4 倍以上。

總之，車輛購置稅、車輛使用燃料稅，并不嚴格。控制私人汽車排放的問題必須設計一個成為合理的、有效的和正確的稅收政策。

（二）機動車碳稅優勢分析

所謂碳稅就是二氧化碳排放稅的簡稱，對于那些以抑制二氧化碳排放為目的的，消費某產品時二氧化碳排放相關的稅種，都是可以認定為廣義的碳稅。機動車碳稅就是對機動車使用過程中排放的二氧化碳征收的一種稅，是碳稅的一種形式。

對機動車以征收碳稅的形式來減少二氧化碳的排放具有其獨到的優勢。第一，征收機動車碳稅是真正從控制碳排放、消除其負的外部性的角度出發設計的一種比較合理的稅制。第二，機動車碳稅可以彌補車輛購置稅和車船稅的不足，并且對車輛購置和使用環節的眾多稅種起到梳理和簡化的作用，可以在不增加消費者稅負的前提下有效的控制二氧化碳的排放。第三，針對機動車征收碳稅對燃油稅可以有很好的效果。因為消費者往往有一定的盲目性和短視，即當它購買機動車輛，更考慮價格而不是未來的燃料消耗，因此設置在機動車購買碳排放稅，有利于積極引導消費者的低碳消費。

四、我國開征機動車碳稅的原則

1.中性原則。機動車碳稅設計的時候要應從全局出發，綜合考慮我國現有稅制。同時機動車碳關稅將實現一些免稅政策，或者機動車碳排放稅及其他稅收減免，要么是采取稅收收入返還政策，滿足碳稅中性原則。

2. 兼顧約束和激勵作用的原則。征碳稅需要兼顧約束和激勵兩個方面的作用。一方面通過征稅限制企業對高能耗機動車的生產和消費者對高能耗機動車的消費，減少溫室氣體的排放，改善我國經濟發展和環境保護的關系。另一方面，通過稅收激勵企業加強創新，提高機動車能源使用效率，促進我國經濟發展方式的轉變。為此，在設計機動車碳稅制度時要堅持兼顧約束和激勵作用的原則。

綜上所述，結合我國現階段碳排放現狀和對機動車稅收的比較分析，在我國開征機動車碳稅存在其現實及理論上的必要性。并且在對機動車碳稅制度進行設計時要符合其政策目標和本文所論述的三條基本原則。（作者單位：吉林財經大學）

參考文獻：

[1] 林莉. 機動車碳稅的國際借鑒和現實把握[J]. 統計與管理，2014，04：46-48.

[2] 蘇明，傅志華，許文，王志剛，李欣，梁強. 新形勢下我國碳稅政策設計與構想[J]. 地方財政研究，2010，01：9-13.

第3篇

1．引力模型的構建在運用貿易引力模型的研究中，莊麗娟、姜元武和劉娜（2007）在分析影響廣東農產品出口的因素時考慮了人均GDP、距離以及區域貿易制度安排等，將引力模型做了進一步擴展。鑒于此，本文也構建了引力模型擴展式，將人均收入、國內生產總值、國家經濟規模和碳排放值作為解釋變量引入到引力模型中，得到以下的計量模型。其中，lnEXPijt表示國家i對國家j在第t時期的農產品出口額的自然對數值；α1為常數項，βn（n=1,2…6）表示未知的回歸參數；εij隨機誤差項假設等于0；lnGDPit和lnGDPjt分別表示國家i和國家j在第t時期國內生產總值的自然對數值；lnSAGijt表示國家i和國家j在第t時期的人均收入差值的絕對值的自然對數值；lnDij表示國家i與國家j之間的距離的自然對數值；SGMijt表示國家i和國家j在第t時期的經濟規模的相對差異；lnCit則表示國家i在t時期的碳排放量的對數值。

2.數據來源說明與處理本文的數據主要來源于《世界能源統計年鑒2013》、UN-COMTRADE數據庫和世界銀行數據庫等，根據數據的可獲得性以及本文研究的目的，本文的數據年限為1994—2012年。①農產品出口貿易額———EXP。在本文中，農產品出口貿易額包括中國對美國農產品出口額、美國對中國農產品出口額以及中美農產品出口總額，單位為億美元。由于碳排放對初級農產品的影響最大，所以本文研究的農產品主要為HS海關編碼商品分類中的第一類活動物、動物產品和第二類植物產品。②國內生產總值———GDP。由于出口國的國內生產總值在一定程度上反映了農產品潛在的供給能力，進口國的國內生產總值在一定程度上反映了農產品潛在的需求。本文假定出口國的國內生產總值越大，供給能力越強，出口值就越大；進口國的國內生產總值越大，需求能力越強，進口值就越大。本文采用的是名義國內生產總值數據，單位為億美元。③人均收入差值的絕對值———SAG。SAG表示兩國之間人均收入差值的絕對值，反映出兩國要素稟賦之間的差異。SAG值越大，表示兩國間要素稟賦的相對差異越大，因此兩國之間更傾向于產業間貿易；SAG值越小，表示兩國間要素稟賦的相對差異越小，因此兩國之間更傾向于產業內貿易。本文SAG的單位用美元表示。④兩國之間的地理距離———D。本文假定貿易雙方之間的地理距離越大，貿易成本就越大，貿易量就會越小；反之，地理距離越小，貿易成本就越小，貿易量就越大。本文用中國北京到美國華盛頓的直線距離表示兩國之間的地理距離，單位為公里，由于本文采用的是時間序列數據，所以距離D將不出現在模型里面。其中，C表示碳排放量，單位為萬噸；Si表示能源i的消耗量，單位為萬噸標準煤；Fi表示單位能源i的消耗所產生的碳排放量，該數據參考林伯強和劉希穎（2007）對原油、原煤、天然氣每單位消耗量產生的碳排放量的計算，三者的數據分別為0.5854萬噸碳/萬噸標準煤、0.7476萬噸碳/萬噸標準煤和0.4479萬噸碳/萬噸標準煤。

二、實證結果分析

本文構建了三個引力模型分別為影響中國對美國農產品出口的引力模型、影響美國對中國農產品出口的引力模型和影響中美兩國農產品出口總額的引力模型，采用了1994-2012年的年度數據，進行OLS回歸分析。

1.引力模型的實證結果模型1———影響中國對美國農產品出口的引力模型。模型2———影響美國對中國農產品出口的引力模型：模型3———影響中美農產品貿易出口總額的引力模型：通過檢驗排除存在單位根和異方差，實證結果見表：從表中可以看出，三個模型的回歸結果都是顯著的，擬合優度都超過了0.97，能較好的解釋因變量的變化，D-W檢驗的結果都非常接近2，模型不存在自相關現象。