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第1篇

對于國外碳排放審計的現(xiàn)狀主要基于審計主體、審計標準、審計方法、審計報告等方面逐次進行說明。

（一）審計主體

目前碳排放審計的主體主要有兩大類：一是專門從事審計與鑒證業(yè)務的組織，即會計師事務所，除了國際四大之外，均富國際等會計師事務所也有參與；另一類是由環(huán)境工程專家構成的咨詢、評價機構，如知名的法國國際檢驗局、英國勞氏質量認證公司、環(huán)境資源管理集團等。兩大審計主體均屬于獨立的第三方，經(jīng)過其審計的碳排放信息質量有保證，更易獲得他人的信賴。兩大主體優(yōu)勢互補，會計師事務所具有扎實的審計功底與強大的審計隊伍，而咨詢公司在環(huán)境專業(yè)知識方面見長。根據(jù)WendyGreen（2013）對2006年至2008年來自43個國家的3008個公司的碳排放信息披露進行研究發(fā)現(xiàn)，當鑒證對象僅包括碳排放信息時，傾向于由咨詢公司進行鑒證。當鑒證的對象延伸到可持續(xù)發(fā)展外的更廣泛領域時，由會計師事務所提供審計的居多。

（二）審計標準

國外進行碳排放審計時所依據(jù)的審驗標準有：在國際層面，有審計職業(yè)界，如國際審計與鑒證準則委員會（IAASB）的ISAE3000標準，其他組織，如世界可持續(xù)發(fā)展工商理事會（WBCSD）和世界資源研究所（WRI）2004年制定的溫室氣體議定書及國家化標準組織（ISO）于2006年制定的ISO14064-1、ISO14064-3等。在國家層面，美國會計師學會和加拿大特許會計師公會于2003年紛紛制定了關于溫室氣體排放信息認證的審計準則。盡管審計標準種類繁多，然而與成熟的財務審計不同，碳排放信息鑒證仍缺乏具體的、可操作的國際性指南。因此IAASB在2007年批準了一個旨在制定碳排放披露鑒證準則的項目，并于2008年在悉尼、墨爾本、多倫多、布魯塞爾召開的四次圓桌會議中有來自不同背景的人員（會計人員、政府監(jiān)管者、公司代表、學術界成員等）對構建準則中的難題進行集中討論。

（三）審計方法

傳統(tǒng)的財務審計方法如檢查、觀察、詢問、分析程序等在碳排放審計中仍然可用。根據(jù)美國和歐盟的排放實踐，在進行現(xiàn)場審計時，需要審查被審計單位的監(jiān)測計劃數(shù)據(jù)、歷史排放數(shù)據(jù)等，現(xiàn)場檢查監(jiān)測設備的維護狀況以及與相關工作人員面談等，必要時運用專業(yè)技術和設備對檢測系統(tǒng)進行獨立的成效檢驗。基于獲取的信息進行策略分析、程序分析以及風險分析，加強關注錯誤高發(fā)源和其他可能導致錯誤的監(jiān)測和報告程序，重視經(jīng)營者為降低不確定性采取的所有有效的控制風險的方式。除此之外，大量的數(shù)據(jù)處理與驗證必須允許操作的交易程序建立在信息技術系統(tǒng)之上。在碳排放報告與審計中使用信息技術有助于增強數(shù)據(jù)的準確性，提高審計速度，增強數(shù)據(jù)的分析以及可比性。美國是將信息技術成功運用的典范，環(huán)保局（EPA）要求污染物的報告應以標準化的電子格式（EDR）報告。當排放數(shù)據(jù)以標準化的電子格式報告時，可通過數(shù)據(jù)檢查軟件進行質量保證和質量控制檢查，并結合風險評估程序有針對性的投入審計資源，減少或避免錯誤，審計質量得到保證的同時提高審計效率。（四）審計報告碳排放審計的最終成果以審計報告的形式呈現(xiàn)。報告應明確所有完成的相關工作，并對有關排放信息表述是否恰當做出評價。傳統(tǒng)財務審計一般提供的是合理保證，而在碳排放審計中審計人員可基于工作的努力程度和報告具體的要求有選擇的提供合理、有限保證，甚至是高水平的保證。目前大部分的碳排放信息審計報告仍然作為可持續(xù)發(fā)展報告的一部分，但隨著社會環(huán)保意識的增強，獨立碳排放審計鑒證準則的建立，單獨披露碳排放審計報告是發(fā)展趨勢。

二、國外碳排放審計的效果分析

（一）研究假設

對碳排放信息進行審計、評價意味著企業(yè)注重碳管理，屬于Sinkin（2008）所指的生態(tài)效益企業(yè)。相對而言生態(tài)效益企業(yè)能否擁有更高的市場價值，Sinkin（2008）選取2003年431家財富500強企業(yè)對此進行實證研究，結果發(fā)現(xiàn)企業(yè)采取具有生態(tài)效益的策略可以降低成本，提高利潤，擁有較高的股票價格；Jacobs（2010）則選取340家美國公司作為樣本，通過事件研究方法證明，經(jīng)過ISO14001認證的公告會引起市場較強的正反應，與Sinkin（2008）結果類似。可見，經(jīng)過認證的環(huán)境信息可以在一定程度上提升企業(yè)價值，而碳排放審計作為對碳排放信息的鑒證、評價，屬于環(huán)境認證的子部分，是否有此效果，本文對此加以驗證。由此，本文提出以下假設：經(jīng)過碳排放審計的企業(yè)擁有更高的企業(yè)價值。

（二）樣本數(shù)據(jù)與模型設定

本文樣本來源于碳信息披露項目（CDP）。CDP是由英國倫敦機構投資者自發(fā)形成的，旨在向投資者披露有關氣候變暖所引起的重大風險與機會的信息，試圖在投資者和企業(yè)之間搭建起一個以高質量的信息披露為基礎的對話平臺，為廣大投資者提供至關重要的碳排放信息和數(shù)據(jù)。目前CDP已擴展到20個國家和地區(qū)，成為國際碳披露的基本模式。而我國企業(yè)自2008年受邀參與CDP問卷調查，成為參與比例最低的幾個國家之一，即使在2012年100家受邀企業(yè)中，回復問卷的企業(yè)也僅有23家，未回復但提供相關信息的企業(yè)有1家，尚未披露任何關于碳排放審計的信息。鑒于國內數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文以入選2011-2012CDPS&P500的企業(yè)作為研究對象。由于CDP屬于自愿性披露項目，最終參與CDP問卷調查并予以公開的企業(yè)2011年有295家，2012年298家，即可獲取的觀察值有593個。其中2011、2012年經(jīng)過審計的分別有79家（26.78%）、179家（60.01%），開展碳排放審計的企業(yè)數(shù)量逐年增加。對碳信息披露是否經(jīng)過審計（Audit）采用虛擬變量定義，是為1，否為0。結合已有的研究，本文的企業(yè)價值采用托賓Q值（TobinQ）來衡量，并選擇企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、收入增長率、盈利能力作為控制變量，構建如下模型，模型中的定義變量見上頁表1，變量的描述性統(tǒng)計見上頁表2，各變量的標準差較小，沒有表現(xiàn)出太大的差異性，處于正常的變動。TobinQ=β0+β1Audit+β2SIZE+β3Lev+β4Growth+β5Roa+ε

（三）變量的相關性檢驗

TobinQ與Audit之間的Pearson相關系數(shù)為0.018，p值為0.664，意味著簡單的兩者之間線性相關未能通過顯著性檢驗。根據(jù)偏相關系數(shù)檢驗結果（表4），在控制了企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、盈利能力、企業(yè)發(fā)展狀況之后，TobinQ與Audit之間的偏相關系數(shù)為0.114，p值為0.006，在1%的水平上顯著，即通過顯著性檢驗。通過變量的相關性檢驗，初步說明碳排放審計可影響企業(yè)價值。（四）回歸分析由表5的多變量回歸結果表可得，TobinQ與Audit的系數(shù)為0.2241，且在1%的水平上顯著。除此之外，企業(yè)規(guī)模、盈利能力與企業(yè)發(fā)展狀況顯著影響企業(yè)價值。這一結果充分印證了相關性檢驗的結論，即在控制企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿與企業(yè)發(fā)展狀況下，碳排放審計可以提升企業(yè)價值，假設得到驗證。

三、結論及啟示

第2篇

1.數(shù)據(jù)來源。本文選擇的樣本時間區(qū)間是1980-2013年，數(shù)據(jù)主要來源于歷年《四川省統(tǒng)計年鑒》和統(tǒng)計公報。

2.指標的選取。本文選擇產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)資本存量和產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)三個指標來評價產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展情況；本文結合Kaya模型和碳的化學燃燒公式法來測量碳排放。各指標具體如下:

2.1產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值。本文采用的各次產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)主要來源于《四川省統(tǒng)計年鑒》歷年公布的的當年GDP。用GDPit表示四川省第i次產(chǎn)業(yè)在t年的國內生產(chǎn)總值。

2.2產(chǎn)業(yè)資本存量。本文采用國際上普遍使用的永續(xù)盤存法來衡量四川省的資本存量，該方法由Goldsmith在1951年開創(chuàng)，該方法的計算公式為。公式中，i=1,2,3分別表示第一、二和三次產(chǎn)業(yè)；Kit表示第i個產(chǎn)業(yè)在第t年的資本存量；Kit-1表示第第i次產(chǎn)業(yè)在第t-1年的資本存量；Iit表示第i次產(chǎn)業(yè)在第t年的投資，δit表示第i次產(chǎn)業(yè)在第t年的折舊率。目前，國內學者對于資本存量基期的確定，大多數(shù)選擇1952年或1978年作為基期，本文以1978年作為基期。對于折舊率的確定，國內學者的選擇差異較大，如黃勇峰等(2002)選擇設備、建筑的折舊率分別為17%、8%；張軍等(2004)選擇各省份的折舊率為9.6%；楊格(Young，2000)、龔六堂和謝丹陽(2004)的選擇分別為6%和10%，本文的折舊率定為上述學者選擇的算術平均數(shù)為10%。對于當年投資的確定，國內學者中張軍和章元（2003）采用積累的概念及其相應的統(tǒng)計口徑確定；王小魯(2000)采用全社會固定資產(chǎn)投資作為當年的投資；還有用資本形成總額或固定資產(chǎn)形成總額作為當年的投資，本文采用第三種方法即四川省當年的固定資本形成總額作為當年的投資。

2.3產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。本文中各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)來源于四川省歷年統(tǒng)計年鑒，用itlabor(其中i=1，2，3)表示四川省第i次產(chǎn)業(yè)在第t年的就業(yè)人數(shù)。

2.4碳排放量。目前我國沒有碳排放量的直接監(jiān)測數(shù)據(jù)，對于碳排放量的計算,學術界沒有統(tǒng)一的標準，本文結合Kaya模型和碳的化學燃燒公式法來計算四川省的碳排放量。Kaya模型是由日本學者YoichiKaya提出的，該模型將經(jīng)濟發(fā)展、人口和政策等因素與人類活動產(chǎn)生的二氧化碳聯(lián)系起來，分析地區(qū)的碳排放量和該地區(qū)的能源消費結構因素、各類能源的排放強度、能源的利用效率、經(jīng)濟的發(fā)展因素以及人類的活動的關系。公式中，P為人口，E/GDP表示單位能源使用強度，CO2/E表示碳排放強度即碳排放系數(shù)。碳的化學公式法是使用碳的化學燃燒公式:C+O2=CO2，從化學角度來測算能源消耗產(chǎn)生的碳排放。碳的燃燒值約為34070kj/kg，每噸標準煤消耗釋放的熱量約為29302kj，因此可以計算出消耗每噸標準煤釋放出的二氧化碳。然而國內外學者發(fā)現(xiàn)標準煤含有硫、氮等元素會影響碳排放的測算，因此，本文結合兩種方法計算出的每噸標準煤的碳排放系數(shù)的算術平均數(shù)作為本文每噸標準煤的碳排放系數(shù)為2.499。公式中，itcarbon(i=1，2，3)表示四川省第i次產(chǎn)業(yè)在第t年的碳排放量，單位為萬噸;tcarbon表示四川省在第t年的碳排放量;GDPt和GDPit分別表示四川省在第t年的國內生產(chǎn)總值和第i次產(chǎn)業(yè)的國內生產(chǎn)總值。

二、模型的設定

鑒于本文中各經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)較大，并且盡量減少或消除異方差對回歸結果有效性的影響，本文對各變量取自然對數(shù)構造如下的面板數(shù)據(jù)計量模型。表示四川省第i次產(chǎn)業(yè)在第t年資本存量、勞動力和碳排放量的對數(shù)值;表示截距項，表示回歸系數(shù)，表示殘差項。

三、實證結果及分析與結論

1.回歸結果及分析表1四川省各產(chǎn)業(yè)碳排放與產(chǎn)業(yè)結構回歸結果由表1可知：對于第一產(chǎn)業(yè)，評價第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的三個因素GDP、資本存量和就業(yè)人員數(shù)量均通過了5%顯著性水平的檢驗，且第一產(chǎn)業(yè)GDP與第一產(chǎn)業(yè)碳排放呈正相關關系，回歸彈性系數(shù)達到0.8524，表示第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1%就會導致第一產(chǎn)業(yè)碳排放增加0.8524%;而第一產(chǎn)業(yè)的資本存量和就業(yè)人員數(shù)量對第一產(chǎn)業(yè)的影響卻呈現(xiàn)出負相關關系，相關彈性系數(shù)分別為－0.5134和－0.5285，這說明第一產(chǎn)業(yè)的資本存量和從業(yè)人數(shù)的增加不會導致碳排放的增加。對于第二產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)的資本存量對第二產(chǎn)業(yè)的碳排放通過了10%的顯著性檢驗，其他變量均通過了5%的顯著性水平檢驗，總體而言，各變量對于碳排放的影響是顯著的。其中，第二產(chǎn)業(yè)的GDP對第二產(chǎn)業(yè)的碳排放影響最大，相關彈性系數(shù)達到1.5631，遠遠高于其他兩個變量的影響，而且遠遠大于第一、三產(chǎn)業(yè)對碳排放的影響，表明四川省的第二產(chǎn)業(yè)中，三高（高能耗、高污染、高排放）企業(yè)居多，反映第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展結構不合理。對于第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的所有變量均通過了5%的顯著性水平檢驗，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與碳排放呈正相關關系，彈性系數(shù)為0.6796，在各產(chǎn)業(yè)中對于碳排放的影響最小，且第三產(chǎn)業(yè)的資本存量和從業(yè)人員與第三產(chǎn)業(yè)的碳排放呈負相關關系，與第一產(chǎn)業(yè)一致。

第3篇

1．1能源消費碳排放核算根據(jù)《2006年指南》關于能源消費碳排放核算公式和張?zhí)m［19］等學者的研究，能源消費主要考慮煤炭、石油、天然氣，此外還包含少量的風能、生物質能、核能等，由于其他能源對環(huán)境影響較小，不予考慮。核算能源消費碳排放的公式。式中，E－C為能源消費碳排放量;Energyi為第i種能源的消費量;αi為第i種能源轉換因子，即根據(jù)凈發(fā)熱值將燃料轉換為能源單位(TJ)的轉換因子;CCi為第i種能源碳含量(t/TJ)，即單位能源的含碳量;NCi為第i種能源的非燃燒碳，即排除在燃料燃燒以外的原料和非能源用途中的碳;10－3為單位轉化系數(shù);COFi為第種能源的碳氧化因子，即碳被氧化的比例，通常缺省值為1，表示完全氧化。將上述公式進一步簡化，可得到計算中更為簡便且實用的公式:。式中，βi為第i種能源的碳排放系數(shù)，即單位能源的碳排放量。國內外開展能源碳排放系數(shù)研究主要有國家科委氣候變化項目、國家計委能源所、日本能源經(jīng)濟研究所、美國能源部、DOE/EIA等，本文研究中選取幾項權威系數(shù)的均值作為計算系數(shù)，詳細情況見表1。

1．2農業(yè)碳排放核算IPCC有關農業(yè)生產(chǎn)碳排放的論述多集中于生物活動產(chǎn)生、土壤碳和水稻的甲烷排放，而關于農業(yè)生產(chǎn)物質投入導致碳排放的研究不多。結合我國和湖南省農業(yè)生產(chǎn)特點，以《2006年指南》為主要參考，結合田云［2，22］等基于投入視角的農地碳排放測算研究，確定農業(yè)生產(chǎn)碳排放源包括:稻田、化肥、農藥、農膜、牲畜活動。由于農業(yè)機械動力相關的碳排放已在能源消費碳排放核算中涵蓋，為避免重復，此處不再涉及。構建農業(yè)物質投入碳排放核算公式為。式中，A－C為碳排放;i為第i種農業(yè)生產(chǎn)要素投入;εi為第種農業(yè)生產(chǎn)要素碳排放系數(shù)。農藥等農業(yè)生產(chǎn)要素碳排放系數(shù)參考美國橡樹嶺國家實驗室等機構和學者的研究成果，見表2。水稻生長過程中會釋放大量甲烷，而甲烷是IPCC公布的六類溫室氣體之一。水稻是湖南省種植面積最大的農作物，因此核算湖南省農業(yè)生產(chǎn)碳排放需要考慮水稻生長的碳排放。Wang［23］、Cao［24］、Matthew［25］等學者測算了稻田甲烷排放系數(shù)，結果為0．44gCH4/(m2•d)、0．44gCH4/(m2•d)、0．50gCH4/(m2•d)，研究將三者的算數(shù)平均值作為計算系數(shù)，即0．46gCH4/(m2•d)。根據(jù)2007年IPCC第四次評估報告的相關內容，1單位甲烷與1單位二氧化碳溫室效應比為25∶1，據(jù)此可確定甲烷與碳的轉換系數(shù)為6．82，結合稻田甲烷排放系數(shù)，確定稻田碳排放系數(shù)為3．136gC/(m2•d)。湖南省水稻生長周期為120—150天，研究選取平均值135天為計算標準。稻田碳排放計算公式為。式中，R－C為稻田碳排放量;S為水稻播種面積。根據(jù)《2006年指南》第四卷第10章關于牲畜和糞便管理過程碳排放的相關論述，畜牧業(yè)尤其是諸如牛、羊等反芻動物生長過程中會產(chǎn)生大量的甲烷，具體而言包括腸道發(fā)酵和糞便管理兩部分。參考田云［12］等學者的研究，我國畜牧業(yè)產(chǎn)生甲烷排放的主要牲畜品種有牛、馬、驢、騾、豬、羊，以IPCC給出的排放系數(shù)為依據(jù)，運用上文所述的甲烷—碳轉換系數(shù)，建立我國主要牲畜碳排放系數(shù)見表3。畜牧業(yè)碳排放計算公式為:。

1．3廢棄物碳排放核算根據(jù)《2006年指南》第五卷有關廢棄物的分類研究，溫室氣體排放源主要有四類:固體廢棄物生物處理、廢棄物的焚化與露天燃燒、固體廢棄物填埋處理、廢水處理與排放，固體廢棄物填埋處理(即SWDS)是廢棄物溫室氣體的主要來源。固體廢棄物被掩埋后，甲烷菌可使廢棄物所含有機物分解產(chǎn)生甲烷氣體。由前文可知，甲烷是主要溫室氣體之一，且產(chǎn)生的溫室效應比二氧化碳強。據(jù)IPCC相關研究估計，全球每年約3%—4%的溫室氣體來源于廢棄物填埋處理產(chǎn)生的甲烷。《2006年指南》推薦使用一階衰減法(FOD)，一階衰減法能獲得更好的測算精度。根據(jù)《2006年指南》和渠慎寧［3］等學者的研究，本研究給出固體廢棄物填埋處置產(chǎn)生甲烷量的一階衰減法的估算公式。

2數(shù)據(jù)來源與處理說明

2．1數(shù)據(jù)來源農業(yè)生產(chǎn)中涉及的水稻種植面積、化肥、農藥、農膜數(shù)據(jù)來自2001—2011年《中國農村統(tǒng)計年鑒》和能源數(shù)據(jù)來自湖南省能源平衡表;農業(yè)生產(chǎn)中各類牲畜數(shù)量來自歷年《湖南省統(tǒng)計年鑒》;工業(yè)廢棄物和城市固體垃圾數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，確實部分運用插值法根據(jù)歷年數(shù)據(jù)補充完整(限于篇幅，方法介紹略);土地利用數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自相關年份的《湖南省統(tǒng)計年鑒》，按2000年不變價格參與計算。

2．2處理說明根據(jù)《土地利用現(xiàn)狀分類》和趙榮欽等學者的研究，承載碳排放的土地利用類型包括耕地、牧草地、農村居民點用地、城鎮(zhèn)居民點及工礦用地、交通水利和其他用地。研究將根據(jù)碳排放發(fā)生載體，本文將其分解到具體的用地類型，畜牧業(yè)按照食物來源將牲畜活動分屬于耕地和牧草地，用地類型與碳排放源對應關系見表4。

3結果分析

3．1碳排放總量與時序特征根據(jù)上述公式，我們對湖南省的碳排放總量進行了測算，結果見表5。2011年湖南省碳排放總量為10377．79萬t，比2000年的3504．60萬t增長了196．10%，遠低于同時期GDP增速(500．21%)。從碳排放來源分析，2011年湖南省碳排放的主要來源仍然是能源消費，占總量的95．69%，達9930．06萬t;其次是畜牧業(yè)碳排放，占總量的2．43%，達2523．01萬t;種植業(yè)碳排放站總量的1．78%，達184．76萬t;廢棄物碳排放最少，僅為碳排放總量的0．10%。根據(jù)IPCC給出的《2006年指南》，全球能源消費占碳排放總量比例的平均水平為75%，湖南省能源消費碳排放占比遠高于參考值，說明湖南省的能源消耗量較大，節(jié)能減排的形勢嚴峻。本研究重點測算了湖南省2000—2011年的碳排放總量，通過分析其時序和結構變化特征探討了湖南省新世紀初期經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境的影響。研究時序內湖南省碳排放逐年增加(表5)，且增速持續(xù)上升，年均增長率10．37%，低于GDP的年均增長率(17．69%)。湖南省碳排放的結構特征也發(fā)生了較大變化，2000年能源消費僅占碳排放總量的77．29%，隨后逐年上升，直至2008年超過90%，2011年達到總量的95．69%，能源消費對碳排放的影響逐漸增強，湖南省經(jīng)濟發(fā)展對能源消費的依賴日益突出，暴露了較為嚴重的經(jīng)濟發(fā)展質量問題。種植業(yè)碳排放占比逐年下降，比2000年降低了4．12倍，對碳排放總量的影響逐漸變小。畜牧業(yè)碳排放在碳排放結構中處于第二位，2000占比高達13．36%。隨著能源消費碳排放的迅猛增加和畜牧業(yè)自身的萎縮，畜牧業(yè)碳排放占比也逐年下降，比2000年降低了4．50倍;廢棄物在總量中的比例一直較低，2000年占總量的0．23%，隨后逐年下降，2011年僅為0．10%。

3．2土地承載結構特征與效應分析根據(jù)以上有關土地承載碳排放來源的描述，本研究將2011年湖南省碳排放根據(jù)其土地承載的屬性進行分解，并進一步計算結構特征與碳排放強度，以期從土地利用的視角分析碳排放的來源及減排路徑，具體見表6。結果顯示，城鎮(zhèn)居民點及工礦用地是最大的碳排放源，總量達7781．06萬t，占總量的74．98%，且碳排放強度(碳排放與土地面積的比值，t/hm2)也最高，為263．94;交通水利及其他用地次之，碳排放強度為33．41，碳排放占總量的11．30%，為1172．40萬t;其他用地類型的碳排放量較少，總計占比為13．73%;牧草地的碳排放總量雖然較少，但其強度較大，單位面積碳排放達32．22t，是僅次于城鎮(zhèn)居民點及工礦用地和交通水利及其他用地的碳排放土地承載類型。

4結論與討論

4．1結論從2011年湖南省碳排放測算的結果可知，能源消費碳排放是碳排放的主要來源，其次是畜牧業(yè)、種植業(yè)和廢棄物。能源消費的高碳排放與湖南省產(chǎn)業(yè)結構不合理、產(chǎn)能過剩、能源過度消費有著直接的關系。尤其是新世紀初期，忽視環(huán)境問題和對資源的過度消耗是造成碳排放居高不下的重要原因。湖南省節(jié)能減排形勢嚴峻，為配合國家碳減排的重大目標，在后續(xù)發(fā)展中應著重從優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、轉變經(jīng)濟發(fā)展方式、淘汰落后差能、創(chuàng)新能源利用技術、大力發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)等方面著手。研究時序內，湖南省碳排放總量逐年增加，且增速不斷變快，碳排放結構中能源消耗碳排放占比逐年增加，說明湖南省在能源消耗方面存在浪費問題。畜牧業(yè)碳排放占比僅次于能源消耗碳排放，其次是種植業(yè)碳排放，廢棄物碳排放最少。除能源消耗碳排放占比外，其他來源占總量的比例均逐年下降。能源消耗碳排放的迅猛增加與新世紀初期湖南省經(jīng)濟發(fā)展的特征有關，大量工業(yè)企業(yè)項目投入使用，產(chǎn)能過剩，造成了資源浪費，從而造成碳排放激增。在種植業(yè)方面，在研究時序內湖南省耕地種植面積沒有明顯增加，但碳排放卻顯著增加，這與近年來優(yōu)越的農業(yè)政策有關。農業(yè)政策刺激農民積極種糧的同時也加重了農業(yè)物質的投入，如化肥、農藥、薄膜等，這些都是農業(yè)碳排放的主要來源。畜牧業(yè)的碳排放降低與農業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整有很大關系，湖南省畜牧業(yè)萎縮，其產(chǎn)值在第一產(chǎn)業(yè)中的比重逐年下降，而技術創(chuàng)新等手段對畜牧業(yè)碳排放影響較小，因此碳排放量較最初降低。城鎮(zhèn)居民點及工礦用地是碳排放強度最大的用地類型，其次分別是交通水利及其他用地、牧草地、農村居民點用地、耕地，城鎮(zhèn)居民點及工礦用地集約利用度高，人口密集，且承載了主要的能源消耗碳排放，因此其碳排放強度較高。通過土地承載碳排放效應分析，可為控制碳排放提供一條新路徑。即通過調控土地結構控制碳排放增加，保護其他碳排放強度較低且綜合效益較高的用地類型，如林地、草地、牧草地等。