碳減排的含義范文
時間：2023-12-22 17:48:19
導語：如何才能寫好一篇碳減排的含義，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。
篇1
關鍵詞：碳減排；治理機制創(chuàng)新；利益相關者；界定與分類
中圖分類號：F062.2
文獻標識碼：A 文章編號：16721101（2014）05001708
如何進行環(huán)境治理，減少碳排放，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，是我國當前亟待解決的重要問題。
從目前我國碳排放治理的實踐來看，存在著企業(yè)投資動力不足，科研機構創(chuàng)新精神不夠；政府管理部門多、雜，權利交織導致調控力下降，治理成本高；管理方式行政化，與其他利益相關者的利益沖突嚴重等問題。本文對碳減排利益相關者界定為對碳減排負有責任、擁有相應的權力和減排手段，對碳減排目標實現(xiàn)具有較大影響，與碳減排利益關系較大的組織。
這些問題表明了我國碳排放治理中政府單方治理的高成本、低效益，同時利益相關者的力量未得到有效利用。針對存在的這些問題，作者將從利益相關者共同治理角度對碳減排治理模式進行創(chuàng)新研究，為我國碳排放治理開辟新的途徑。本文將對我國碳減排的利益相關者進行界定和分類，回答誰是利益相關者，并對其進行分類，明確其在碳減排中的角色地位。
一、文獻綜述
目前與碳排放利益相關者分類直接相關的研究文獻尚未檢索到。
碳排放方面的研究主要集中在碳排放的驅動因素及其影響程度，碳排放與經(jīng)濟增長、能源消費等的關系及碳排放的因素分解等方面[1-4]。學者研究認為我國碳排放增長的主要原因在于產(chǎn)業(yè)結構、能源結構、能源效率、人口因素、城鎮(zhèn)化建設等方面，據(jù)此提出了調整產(chǎn)業(yè)結構、提高非化石能源比重、能源效率和人口素質等方面的建議[5-7]。這些豐碩的研究成果是本文進一步研究的基礎。碳排放治理的文獻側重于政府單向治理，如碳減排政策的制定、取向分析和政府在碳減排中的職能等[8-11]。李欣研究認為環(huán)境治理中政府管制手段的優(yōu)點是強制性高，效果明顯，缺點是簡單粗暴，經(jīng)濟效益差以及深層次的無法回避的制度缺陷[12]。學者在碳排放權市場交易機制、碳稅、碳金融政策等方面也有大量研究成果[13-15]。如樊綱為代表的學者明顯傾向于碳稅政策[16]，而國務院發(fā)展研究中心課題組則明確建議采用碳市場制度[17]。財政稅收手段屬于雙刃劍，一方面會帶來碳排放量的下降，另一方面其對能源產(chǎn)業(yè)、收入分配、就業(yè)、國際貿易及公平性等方面的影響難以確定[18-19]。碳排放市場交易手段在國際層面的問題是如何確定初始碳排放的國際分配及界定方面，難以達成國際共識，在國家層面其關鍵問題是碳排放總量控制制度及市場機制的完善問題，也難以發(fā)揮利益相關者的推動力和積極性。
碳減排政策建議從客觀上來看是降低碳排放的有效途徑，而政策的實施要依賴于利益相關者去執(zhí)行，其實施效果取決于利益相關者群體的執(zhí)行程度和積極性。同時，目前的治理模式不能發(fā)揮利益相關者的積極性和推動力量。因此，提高碳減排效果還需要研究利益相關者及其在碳減排中的角色地位、利益要求等。
利益相關者治理理論早期主要應用于公司治理的研究，近年來擴展到了生態(tài)旅游和可持續(xù)能源等領域，得到了廣泛應用。本文將利益相關者理論引入碳排放治理領域，試圖突破目前的碳稅治理和碳排放權治理模式的研究，為我國碳排放治理研究新的途徑，提供新的選擇。
二、方法與數(shù)據(jù)
（一）研究方法
根據(jù)本文對我國碳減排利益相關者的界定，選擇政府、生產(chǎn)企業(yè)、銀行、碳排放權交易機構、研發(fā)機構、能源供應行業(yè)、新聞媒體、公眾團體、投資者、中介機構等10個組織進行調查研究。需要說明的是，中國管理碳減排的部門有國家各級政府部門、國家及各級環(huán)保部門和各級節(jié)能減排部門，在控制碳排放事務方面他們屬于互補關系和上下級關系，共同為治理碳排放任務工作。因此，在本文中中國政府管理碳排放的部門統(tǒng)稱為政府，以下不在說明。
借鑒學者提出的“多維細分法”和“米切爾評分法”的分析思路[20-22]，本文從利益相關者的合法性、權利屬性和利益要求的緊急性三個維度對中國碳排放的利益相關者進行界定和分類。
根據(jù)界定與分類方法，本文編寫了調查問卷，要求調查對象分別從合法性、權利屬性、緊急性等三個維度對所給出的10種利益相關者與碳減排的相關程度按著從大到小進行排序，排名第一用1分表示，排名第二用2分表示，依次類推。因此，1分表示相關程度最大，2分表示相關程度第二大，依次類推，10分表示相關程度最小。
其中，合法性，表示該組織是否在法律或道德或特定的被賦予了減少碳排放的義務、責任，或承擔了碳減排風險；權力屬性，表示該組織是否擁有影響我國碳減排的能力、地位和相應的手段，對碳減排目標實現(xiàn)影響力的重要性程度；緊急性，表示該組織與碳減排的利益相關程度和實現(xiàn)碳減排目標的迫切性程度。
（二）數(shù)據(jù)來源
通過對調查對象的分析、選擇，本次調查共計發(fā)放調查問卷750份，實際回收586份，回收率78.13%，回收的問卷中有效問卷529份，回收問卷有效率90.27%。調查對象的分布情況如表1所示。
表1 調查對象的分布情況
分類頻數(shù)百分比（%）
性別男29655.95
女23344.05
年齡30歲及以下18534.97
30-40 歲16431.00
40歲以上18034.03
學歷本科24345.94
碩士研究生 19436.67
博士研究生9217.39
工作行業(yè)大學417.75
研發(fā)機構499.26
政府部門6311.91
生產(chǎn)企業(yè)6913.04
金融業(yè)438.13
中介組織529.83
能源供應行業(yè)489.07
新聞媒體519.64
碳排放權交易機構529.83
公眾團體6111.53
從調查對象的分布情況來看，調查對象性別、年齡結構分布合理，學歷為本科以上層次，對碳減排能有較為準確的認識和理解，從工作行業(yè)來看分布在大學等10個行業(yè)，包含了碳減排的利益相關者行業(yè)，調查對象來源較為廣泛。從調查樣本數(shù)量來看，除其它行業(yè)外最少的分類變量數(shù)據(jù)大于40個，數(shù)據(jù)量可以滿足統(tǒng)計分析的基本要求。
三、實證結果與分析
對回收的有效問卷利用SPSS16.0軟件進行統(tǒng)計分析，包括調查數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計、配對樣本T檢驗。
（一）描述性統(tǒng)計
首先，對調查結果從合法性、權利屬性和緊急性三個維度進行描述性統(tǒng)計。三個維度的描述性統(tǒng)計結果分布如表2、表3和表4所示：
表2 利益相關者合法性維度上評分的描述性統(tǒng)計
（N）（Min）（Max）（Mean）Std D.
政府529172.155 30.703 6
生產(chǎn)企業(yè)529181.135 90.931 2
銀行5292105.935 01.410 4
碳排放權
交易機構5291108.841 71.160 6
研發(fā)機構5292103.791 31.468 1
能源供應行業(yè)5293104.660 21.531 4
新聞媒體5291105.201 01.240 1
公眾團體5291107.188 30.857 6
機構投資者5292108.233 00.988 4
中介機構5294106.730 10.703 6
注：根據(jù)調查問卷的按相關程度大小排序要求，1分表示相關程度最大，2分表示相關程度第二大，依次類推，10分表示相關程度最小。表2、表3的含義相同。
如表2所示，從碳減排的合法性維度上來看，按平均得分的大小，合法性程度從高到底依次為：生產(chǎn)企業(yè)、政府、研發(fā)機構、能源供應行業(yè)、新聞媒體、銀行、中介機構、公眾團體、機構投資者、碳排放權交易機構。
表3 利益相關者權利性維度上評分的描述性統(tǒng)計
（N）（Min）（Max）（Mean）Std D.
政府529151.679 60.542 2
生產(chǎn)企業(yè)529192.18641.088 4
銀行5292105.820 42.106 1
碳排放權
交易機構529198.956 32.093 2
研發(fā)機構5291104.272 81.285 3
能源供應行業(yè)5292105.101 91.310 0
新聞媒體5291103.252 41.596 6
公眾團體529187.762 11.506 1
機構投資者5291106.757 31.091 7
中介機構5294107.168 01.251 3
如表3所示，從碳減排的權利屬性維度來看，權利大小從高到底依次為：政府、生產(chǎn)企業(yè)、新聞媒體、研發(fā)機構、能源供應行業(yè)、銀行、機構投資者、中介機構、公眾團體、碳排放權交易機構。
表4 利益相關者緊急性維度上評分的描述性統(tǒng)計
（N）（Min）（Max）（Mean）Std D.
政府529151.626 21.727 0
生產(chǎn)企業(yè)529192.132 01.448 2
銀行5292107.077 71.655 6
碳排放權交易機構5291108.664 81.3798
研發(fā)機構5292105.193 21.580 8
能源供應行業(yè)5293104.889 30.928 8
新聞媒體5291103.786 42.269 8
公眾團體5291104.089 31.462 9
機構投資者5291106.359 21.942 8
中介機構5293107.972 80.807 0
如表4所示，從碳減排的利益要求被關注的緊急性維度來看，從高到底依次為：政府、生產(chǎn)企業(yè)、新聞媒體、公眾團體、能源供應行業(yè)、研發(fā)機構、機構投資者、銀行、中介機構、碳排放權交易機構。
（二）配對樣本T檢驗
利用配對樣本T檢驗（Paired-Samples Test）進一步判斷上述利益相關者每兩個變量均值之差與0是否具有顯著性差異。
合法性維度利益相關者評分均值差異的配對樣本T檢驗結果如表5所示。
表5 合法性維度評分均值差異的配對樣本T檢驗結果
123456789
1.政府
2.生產(chǎn)企業(yè)0.98**（7.77）
3.銀行7.18**（7.36）6.20**（4.83）
4.碳排放權交易機構5.29*（4.32） 4.31**
（6.91）1.89（2.71）
5.研發(fā)機構5.64*
（4.25）4.66**
（7.51）1.54**
（5.35）0.35**（5.52）
6.能源供應行業(yè)4.50**
（5.40）3.52**
（8.79）2.67**
（4.77）0.78**
（5.80）1.13**
（6.37）
7.新聞媒體7.65**
（5.25）6.67**
（8.01）0.47**
（4.84）2.36**
（6.04）2.01**
（7.75）3.14
（2.09）
8.公眾 團體3.73**
（6.52）2.75**
（9.24）3.45**
（8.52）1.55**
（4.72）1.90**
（8.02）0.77**
（9.70）3.91**
（8.54）
9.機構投資者5.08**
（4.48）4.10**
（4.79）2.10**
（8.25）0.21**
（5.44）0.56**
（7.38）0.57
（1.25）2.57**
（7.75）1.34**
（3.69）
10.中介機構6.17**
（4.38）5.19**
（9.15）1.00**
（4.10）0.89**
（3.82）0.54**
（5.31）1.67**
（5.87）1.47**
（4.88）2.44**
（6.15）1.10**
（8.01）
注：未加括號的數(shù)據(jù)表示某兩類利益相關者在該維度上評分的均值的差，括號內的數(shù)據(jù)為配對樣本T 檢驗值。*表示均值之差通過了95%置信度的檢驗，**表示均值之差通過了99%置信度的檢驗。均
值之差的數(shù)據(jù)下方有橫線者，表示未通過檢驗。表6、表7含義相同。
從表5可以看出，從合法性維度來看，除個別利益相關者未通過配對樣本檢驗外，絕大部分檢驗結果具有非常顯著的統(tǒng)計意義上的差別，表明絕大部分利益相關者的排序都具有顯著的統(tǒng)計意義上的差別。因此，合法性維度上利益相關者的評分均值可以反映其在碳減排中合法性程度的大小關系。
權利維度利益相關者評分均值差異的配對樣本T檢驗結果如表6所示。
表6 權力維度評分均值差異的配對樣本T檢驗結果
123456789
1.政府
2.生產(chǎn)企業(yè)0.89**
（4.24）
3.銀行7.03**
（4.16）6.14*
（5.36）
4.碳排放權交易機構2.17**
（5.02）1.28**
（6.29）4.86**
（5.81）
5.研發(fā)機構1.79**
（4.53）0.89**
（5.22）5.25**
（4.96）0.38**
（6.20）
6.能源供應行業(yè)3.82**
（6.33）2.92**
（7.27）3.22**
（7.13）1.65**
（7.96）2.03
（1.23）
7.新聞媒體6.47**
（4.95）5.57**
（5.72）0.5**7
（6.36）4.30**
（7.81）4.68**
（7.63）2.65
（1.92）
8.公眾團體0.02**
（4.26）0.92**
（5.28）7.06**
（5.94）2.19**
（5.22）1.81**
（6.73）3.84**
（5.85）6.49**
（4.24）
9.機構投資者3.97**
（6.24）3.08**
（7.22）3.06**
（7.58）1.80**
（7.91）2.18**
（6.34）0.16**
（6.21）2.50**
（6.39）4.00**
（7.03）
10.中介機構5.78**
（5.08）4.89**
（7.19）1.25**
（7.06）3.61**
（6.10）4.00**
（6.76）1.97**
（6.18）0.68**
（7.25）5.81**
（6.89）1.81**
（7.82）
從表6可以看出，從權力維度來看，仍然是絕大部分檢驗結果具有非常顯著的統(tǒng)計意義上的差別，表明絕大部分利益相關者的排序都具有顯著的統(tǒng)計意義上的差別。因此，權利維度上利益相關者的評分均值可以反映其在碳減排中權利的大小關系。
緊急性維度利益相關者評分均值差異的配對樣本T檢驗結果如下頁表7所示。
從表7可以看出，從權力維度來看，大部分檢驗結果具有非常顯著的統(tǒng)計意義上的差別，表明絕大部分利益相關者的排序都具有顯著的統(tǒng)計意義上的差別。因此，緊急性維度上利益相關者的評分均值可以反映其在碳減排中緊急性程度的大小關系。
（三）分類結果
根據(jù)各個利益相關者在三個維度上的得分均值及配對樣本T檢驗結果，我們可以得到中國碳減排的利益相關者分類情況，如表8所示。
根據(jù)表8中的各個利益相關者的在三個維度的評分分布情況，本文對我國碳減排的利益相關者分類如下：
核心利益相關者，至少在2個維度的得分在4分以下。他們在中國減少碳排放的作用不可或缺，承擔著碳減排的責任和義務，與減少碳排放具有緊密的利害聯(lián)系，在碳減排活動中，有一定的利益要求和權利，在很大程度上可以決定碳減排目標的實現(xiàn)與否。 他們包括政府、生產(chǎn)企業(yè)、新聞媒體。
重要利益相關者，至少在兩個維度上的得分在4分以上和6分以下。他們已經(jīng)與碳減排形成了較為密切的關系，付出了專用性投資，在實踐中承擔者一定的風險。在正常狀態(tài)下，他們一般表現(xiàn)為一種顯性契約人，而一旦其利益要求沒有得到很好的滿足或受到損害時，他們可能從潛在狀態(tài)變?yōu)榛钴S狀態(tài)，從而直接影響我國碳減排目標的實現(xiàn)。他們包括研發(fā)機構、能源供應行業(yè)、銀行。
一般利益相關者，至少在兩個維度上的得分在6分以上。他們對我國碳減排目標的實現(xiàn)發(fā)揮輔助作用，往往被動的受到碳減排活動的影響，不能對減少碳排放直接施加影響，對實現(xiàn)減少碳排放目標的重要性程度較低，其實現(xiàn)利益要求的緊迫性也不強，他們包括中介機構、公眾團體、機構投資者、碳排放權交易機構。
表7 緊急性維度評分均值差異的配對樣本T檢驗結果
123456789
1.政府
2.生產(chǎn)企業(yè)1.31**
（5.04）
3.銀行6.15**
（5.49）7.45
（1.08）
4.碳排放權交易機構3.74**
（5.07）5.05*
（4.51）2.40**
（8.06）
5.研發(fā)機構0.54**
（3.84）0.77**
（8.30）6.68**
（4.13）4.28**
（5.87）
6.能源供應行業(yè)3.26*
（4.95）4.56**
（3.64）2.89*
（4.33）0.49**
（5.24）3.80**
（4.86）
7.新聞媒體4.85**
（6.26）6.16**
（3.12）1.29**
（4.23）1.11**
（5.26）5.39
（1.98）1.60**
（4.24）
8.公眾團體1.26**
（6.98）2.56**
（6.08）4.89**
（7.18）2.49**
（6.36）1.80**
（5.24）2.00**
（5.82）3.60**
（6.33）
9.機構投資者5.93**
（3.92）7.23**
（4.08）0.22**
（3.89）2.18**
（4.32）6.47**
（5.16）2.67**
（4.91）1.07**
（4.56）4.67
（0.12）
10.中介機構5.14**
（3.75）6.45**
（4.32）1.00*
（4.78）1.40**
（3.81）5.68**
（3.97）1.88**
（5.01）0.29**
（4.61）3.88**
（5.58）0.79
（0.69）
表8 中國碳減排利益相關者三維分類結果
評分[1，4][4，6][6，10]
合法性生產(chǎn)企業(yè)、政府、研發(fā)機構能源供應行業(yè)、新聞媒體、銀行中介機構、公眾團體、機構投資者、
碳排放權交易機構
權力性政府、生產(chǎn)企業(yè)、新聞媒體研發(fā)機構、能源供應行業(yè)、銀行機構投資者、中介機構、公眾團體、碳排放權交易機構
緊急性政府、生產(chǎn)企業(yè)、新聞媒體公眾團體、能源供應行業(yè)、研發(fā)機構機構投資者、銀行、中介機構、碳排放權交易機構
四、結論與展望
通過廣泛的問卷調查和分析，本文將我國碳減排的利益相關者劃分為核心利益相關者、重要利益相關者和一般利益相關者。不同的利益相關者在不同領域對我國碳減排發(fā)揮作用。
從核心利益相關者來看，控制及減少碳排放具有公共事務的性質，因此調查對象普遍認為政府在碳減排中應發(fā)揮主導作用，包括政策制定、管理機制、利益關系調節(jié)等政府均應發(fā)揮領導作用。生產(chǎn)企業(yè)是主要碳排放者和減少碳排放的直接執(zhí)行者，因此是實現(xiàn)減排目標的關鍵。生產(chǎn)企業(yè)在生產(chǎn)中擔負著加強節(jié)能環(huán)保技術開發(fā)、引進技術設備減少碳排放、提高產(chǎn)品的環(huán)保性能等重要作用。同時，減少碳排放在一定時期上將增加企業(yè)生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品價格，因此，生產(chǎn)企業(yè)實現(xiàn)減少碳排放需要外部力量的介入及資金支持。新聞媒體在碳減排中具有強大的輿論宣傳優(yōu)勢及監(jiān)督能力，被調查對象給予了厚望。政府、生產(chǎn)企業(yè)及新聞媒體分別在領導、執(zhí)行、監(jiān)督三個方面對我國實現(xiàn)碳減排目標中發(fā)揮核心主導作用。
從重要利益相關者來看，研發(fā)機構一方面為減少碳排放提供政策建議、決策支持，另一方面提供技術支持，提高我國能源的利用效率，從而減少碳排放。能源消費是碳排放的主要來源，能源供應行業(yè)可以通過控制能源供應的種類、數(shù)量及價格來影響能源的消費數(shù)量及種類，促使消費者加大節(jié)能投入，同時，可以開發(fā)新的綠色能源，從而減少碳排放。銀行在政府的領導下通過對融資項目進行環(huán)保評價控制資金的供給和使用方向來引導節(jié)能減排行為，也在客觀上承擔了減排責任和風險。但目前其作用還非常有限。研發(fā)機構、能源供應行業(yè)和銀行分別在技術支持、能源供給種類及數(shù)量、資金供給等方面對我國碳減排發(fā)揮重要作用。
從一般利益相關者來看，中介機構在碳減排中負責檢測、檢驗認證、咨詢策劃等，可以幫助和促進碳排放交易的順利進行，降低交易成本和費用。公眾團體可以通過舉辦活動向社會宣傳能源、氣候及環(huán)境狀況等，提高社會公眾的節(jié)能減排的認識，也會通過一些活動向污染較大的生產(chǎn)企業(yè)進行抗議，對其施加壓力，督促其減少碳排放。機構投資者可以為企業(yè)實現(xiàn)減排目標提供資金支持，但其以盈利為目標，其投資活動將以其預期盈利目標為前提。碳排放權交易機構是解決碳排放的問題的市場機制，促進具有成本效率的碳減排?，F(xiàn)階段由于碳排放治理是市場機制還處于起步階段，他們能發(fā)揮的作用還非常有限或尚未發(fā)揮作用。隨著市場機制的成熟和完善，這些利益相關者在碳減排中從碳檢測認證、投融資、市場交易等角度對我國碳減排發(fā)揮重要的輔助作用。
明確了利益相關者在碳減排中的角色地位可以為我們構建合理的利益相關者共同治理機制，促進利益相關者在碳減排中發(fā)揮積極作用和推動力量提供指導。參考文獻：
[1] 孫作人，周德群，周鵬.工業(yè)碳排放驅動因素研究：一種生產(chǎn)分解分析新方法[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟 ，2012（5）：63-74.
[2] 何小鋼，張耀輝. 中國工業(yè)碳排放影響因素與CKC重組效應―基于STIRPAT模型的分行業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)實證研究 [J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2012（1）：26-35.
[3] Ang J B.CO2 Emissions， Research and Technology Transfer in China[J]. Ecological Economics， 2009， 68： 2658-2665.
[4] Betül zer， Erdem G rgün， Selahattin ncecik. The scenario analysis on CO2 emission mitigation potential in the Turkish electricity sector： 20062030 [J]. Energy， 2013（49）： 395-403.
[5] 林伯強，蔣竺均.中國二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預測及影響因素分析[J].管理世界，2009（4）： 27-36.
[6] 陳詩一. 中國碳排放強度的波動下降模式及經(jīng)濟解釋[J]. 世界經(jīng)濟，2011（4）： 124 143 .
[7] 王小魯，樊綱，劉鵬. 中國經(jīng)濟增長方式轉換和增長可持續(xù)性[J]. 經(jīng)濟研究，2009（1）：4-16.
[8] Apergis N，J. E. Payne. CO2 emissions， energy usage and output in central America [J]. Energy Policy， 2009， 37（8）：3 282-3 286.
[9] Thanh Cong Nguyen， Jackie Robinson， Shinji Kaneko， et.al. Estimating the value of economic benefits associated with adaptation to climate change in a developing country： A case study of improvements in tropical cyclone warning services [J]. Ecological Economics， 2013， 86 （2）： 117-128.
[10] 途正革.中國的碳減排路徑與戰(zhàn)略選擇-基于行業(yè)部門碳排放量的指數(shù)分解分析 [J].中國社會科學，2012（3）：78-94.
[11] Henri L. F. de Groot， Erik T. Verhoef and Peter Nijkamp.Energy saving by firms： decision-making， barriers and policies [J]. Energy Economics， 2001， 23 （6）：717-740.
[12] 李欣. 環(huán)境政策研究[D].北京：財政部財政科學研究所，2012.
[13] 李昊，趙道致. 基于多Agent 的碳排放權交易機制建模與仿真[J].計算機工程與應用，2012，48（25）：9-14.
[14] T. Callan， S. Lyons， S. Scott， et al. The distributional implications of a carbon tax in Ireland [J]. Energy Policy， 2009， 37（2）：407-412.
[15] Philip James. Overcoming barriers to low carbon dwellings： the need for innovative models of finance and service-provision [J]. Environmental Development， 2012， 2（4）： 6-17.
[16] 樊綱. 走向低碳發(fā)展：中國與世界-中國經(jīng)濟學家的建議[M]. 北京：中國經(jīng)濟出版社，2010.
[17] 國務院發(fā)展研究中心課題組. 全球溫室氣體減排：理論框架和解決方案[J]. 經(jīng)濟研究，2009（3）：4-13.
[18] 沈滿紅，吳文博，魏楚. 近二十年低碳經(jīng)濟研究進展及未來趨勢[J]. 浙江大學學報：人文社會科學版，2011，41（3）：28-39.
[19] Chuanyi Lu， Qing Tong， Xuemei Liu. The impacts of carbon tax and complementary policies on Chinese economy[J]. Energy Policy， 2010， 38（11）： 7 275-7 278.
[20] Freeman R E. Response： Divergent Stakeholder Theory [J]. Academy of Management Review， 1999， 24（2）： 233-236.
篇2
一、引言
本文將采取與上述文獻不同的分析進路，首先針對STIRPAT模型運用在產(chǎn)業(yè)層面上比較困難的情況，提出一種修正方法，即回到IPAT等式的原意上重新構造產(chǎn)業(yè)STIRPAT模型，以此來進行計量分析;其次，我們不僅分析了工業(yè)行業(yè)技術進步的碳減排效應，還考慮到行業(yè)異質性，發(fā)現(xiàn)技術進步在資本和勞動密集型行業(yè)的不同碳減排機制。為實現(xiàn)這一分析思路，本文的研究結構體現(xiàn)為，第二部分是實證策略、變量以及數(shù)據(jù)來源的說明;第三部分是本文的實證結果及分析;第四部分是結論并提出可行的政策建議。
二、實證策略、變量和數(shù)據(jù)
(一)實證策略
對環(huán)境或碳排放問題來說，STIRPAT模型(Dietz和Rosa，1994)將經(jīng)典的IPAT等式隨機化，[6]逐步發(fā)展成為常用的回歸分析工具：
進行一階差分消除個體效應(difference GMM)，利用InCi，t-2及更多滯后期項為差分方程式提供有效的工具變量來解決內生性問題。Blundell和Bond(1998)的系統(tǒng)廣義矩估計(system GMM)方法可以在上述差分GMM矩條件的基礎上增加InCit的滯后差分項為方程式(4)的工具變量，從而會產(chǎn)生更加高效的估計結果[8]。除了全樣本考察以外，本文還設置了資本、勞動密集型對照組，在一定程度上考察行業(yè)異質性下的碳排放特征，為了符合GMM的“大截面，小時間”數(shù)據(jù)要求，上述分組以勞均資本存量為判定指標從大到小排序并進行等分處理。資本密集型行業(yè)有：煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)、電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)和水的生產(chǎn)和供應業(yè)。勞動密集型行業(yè)有：有色金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、農副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)、木材加工及木竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復制、文教體育用品制造業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬制品業(yè)和儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)。
(二)變量與數(shù)據(jù)
本文的被解釋變量為碳排放量，對此，我們利用《中國能源統(tǒng)計年鑒》中提供的16種工業(yè)行業(yè)終端能源實物消費總量計算工業(yè)行業(yè)碳排放量，具體參考IPCC(2006)確定的計算公式為：
技術進步是本文的核心解釋變量，它對于碳減排的作用，是一個在邏輯上很容易被認同的關系。然而本文更為關注的是基于行業(yè)異質性的技術進步對于碳排放的影響分析。我們選擇由Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)測算的全要素生產(chǎn)率(TFP)以綜合反映行業(yè)技術進步的情況。由于行業(yè)分類標準和工業(yè)統(tǒng)計口徑在各時期并不統(tǒng)一，曹利戰(zhàn)(2012)進行了極為細致的比較、劈分和估算，并最終形成36個工業(yè)二位數(shù)行業(yè)的1978—2010年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)集。[9](pp56-58)因此，本文依照曹利戰(zhàn)對工業(yè)行業(yè)的分類調整，并直接引用其36行業(yè)的TFP數(shù)據(jù)。為了避免TFP可能存在的測量誤差，本文同時給出利用單位產(chǎn)出中科研經(jīng)費占比作為投入型的技術進步變量。由于規(guī)模以上工業(yè)行業(yè)的科研或研發(fā)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計并不連續(xù)，因此我們利用《中國科技統(tǒng)計年鑒》大中型工業(yè)企業(yè)科研或研發(fā)經(jīng)費內部支出占行業(yè)總產(chǎn)值的比重代替。
由于中國工業(yè)統(tǒng)計口徑在1998年發(fā)生了重大調整，之前為，按隸屬關系統(tǒng)計，之后則按規(guī)模大小統(tǒng)計，因此，可比行業(yè)數(shù)據(jù)應選擇1998年及之后區(qū)間，不過在本文的解釋變量貿易開放度中，其原始數(shù)據(jù)自2001年才由《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，為獲取平衡數(shù)據(jù)，本文將樣本期設定為2001—2010年。1998年之后的統(tǒng)計口徑也發(fā)生了微小的變動，比如，1998—2006年的統(tǒng)計范圍為全部國有及年主營業(yè)務收入在500萬元以上非國有工業(yè)企業(yè)，而2007年至2010年為年主營業(yè)務收入在500萬元以上工業(yè)企業(yè)(即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè))，由于這些微調不至于影響本文的定量分析，因此不予調整。
三、計量結果、檢驗及分析
(一)基本回歸結果
表2中模型1為基于36個工業(yè)行業(yè)的主回歸結果，模型2使用第二個技術進步指標檢驗技術進步作用的穩(wěn)定性。首先，我們分析本文使用的系統(tǒng)GMM回歸的兩個重要的檢驗。一個是Arellano-Bond檢驗，表中報告的是常用的AR(2)，它檢驗差分方程的誤差項是否存在二階自相關。顯然，模型1和模型2的概率值(P值)表明拒絕二階自相關的原假設。一個是Hansen檢驗，它檢驗工具變量的有效性，P值同樣表明模型1和模型2不拒絕工具變量是有效的原假設。這兩項檢驗從統(tǒng)計學上支持了模型估計結果的可信性。從對回歸模型的結果可以看到如下的一些經(jīng)濟意義。
(1)技術進步。不論是全要素生產(chǎn)率(TFP)，還是科研經(jīng)費占比(S&T)，其與行業(yè)碳排放量的關系都是負向的，這體現(xiàn)了工業(yè)技術進步的碳減排效應。由于我們使用的技術進步指標是綜合性的，比如，TFP是去除要素投入量后的“索羅殘差”，S&T也是科研或研發(fā)投入的總量概念并沒有區(qū)分是生產(chǎn)技術還是節(jié)能技術。而我們的被解釋變量為不含任何經(jīng)濟因素的碳排放量，因此，這個回歸結果的意義在于工業(yè)行業(yè)廣義的技術進步存在碳減排的傾向。
(2)資本規(guī)模和能源資本比。在實證策略部分，我們曾分析傳統(tǒng)的STIRPAT模型在工業(yè)行業(yè)研究時應用的不足，建議使用資本規(guī)模和能源資本比替代人口規(guī)模和人均財富，模型1和模型2的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著，這從統(tǒng)計上支持了我們替換的合理性。
(3)煤炭消費占比和出口開放度對碳排放的影響是正向的。前者符合預期，后者說明出口導向的貿易發(fā)展模式或許是引致碳排放量不斷增長的原因之一，并且這一結論從碳排放的角度支持了“污染天堂假說”(Copeland和Taylor，1994)。Copeland B R， Taylor M S North-South Trade and the Environment[J] Quarterly Journal of Economics， 1994， 109(3)：755。企業(yè)規(guī)模指數(shù)的估計系數(shù)是負向顯著的，這說明從整體來看，中國工業(yè)行業(yè)碳排放是存在規(guī)模經(jīng)濟的。市場化變量的符號為負，但是不具有統(tǒng)計顯著性，因此，市場化改革與碳排放的關系需要更多的證據(jù)來探討，至少在工業(yè)行業(yè)整體層面上還不十分確切?！笆晃濉碧摂M變量的估計系數(shù)是正的，這一結論說明可能存在兩個問題：一是我們設置的虛擬變量并沒有很好地控制“十一五”期間的節(jié)能政策;二是如果被解釋變量替換為碳排放強度或能源消費強度，政策性約束或許更明顯一些。此外，滯后一期的碳排放量在兩個模型里均為負向顯著，說明工業(yè)行業(yè)當期碳排放至少受到前一期水平的影響，也就是存在所謂的路徑依賴。
(二)對照組分析
為了發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)行業(yè)技術進步與碳減排的更多經(jīng)驗性特征，我們設置了以資本密集度指標排序并等分處理的資本密集型與勞動密集型小組。通過對二者進行簡單地比較，我們發(fā)現(xiàn)技術進步的碳減排效應存在行業(yè)異質性。下面我們對模型3和模型4的估計結果進行具體的分析。
首先，技術進步的碳減排效應在勞動密集型行業(yè)不僅存在而且在統(tǒng)計上顯著，但資本密集型行業(yè)技術進步的碳減排效應還不能確定，因為盡管資本密集型行業(yè)中技術進步的估計系數(shù)是負數(shù)但是卻不能獲得統(tǒng)計上的支持。為了解釋這一結果，我們可以先觀察表1中的碳排放量，比較資本密集型和勞動密集型，我們發(fā)現(xiàn)前者的平均值要高于后者，這意味著資本密集型行業(yè)也往往是高排放行業(yè)。為了表明為什么高排放行業(yè)的技術進步效應會不顯著，我們做了如下的輔助回歸。
表3中的HCE為高排放行業(yè)的虛擬變量，我們將工業(yè)行業(yè)在2001—2010年的碳排放量均值進行降序排列，取前36/2=18個行業(yè)為高排放組，取值為1，其他行業(yè)為低排放組，取值為0?？梢园l(fā)現(xiàn)，技術進步的碳減排效應非常顯著，高排放組的碳減排量也顯著高于低排放組，而我們關注的重點，也就是技術進步與碳排放虛擬變量的交互項的估計系數(shù)為正值，這里的含義是如果工業(yè)行業(yè)的碳排放水平處于高位，那么其對于技術進步的碳減排效應會起到抑制作用。這可能是導致表2中模型3技術進步變量不顯著的原因。
其次，勞動密集型行業(yè)中的市場化對于碳減排的作用變得顯著。從表1中，我們發(fā)現(xiàn)勞動密集型行業(yè)的市場化水平更高，這意味著市場競爭更為激烈。隨著能源價格逐步放開，非國有產(chǎn)權的企業(yè)會不斷地調整其能源消費量和結構，而國有企業(yè)由于在能源獲取和價格上的比較優(yōu)勢其調整幅度可能會比較微弱和緩慢。資本密集型行業(yè)在對外開放度指標上不再顯著，這可能是因為其出口開放度依然較低所致。
此外，資本規(guī)模、能源資本比、煤炭消費占比、企業(yè)規(guī)模指數(shù)、政策變量和滯后一期的碳排放量的結果與模型1是一致的，這里就不再贅述。
四、結論及政策建議
本文是對中國工業(yè)行業(yè)的技術進步與碳排放問題的經(jīng)驗分析。我們重新構造和解釋了產(chǎn)業(yè)STIRPAT模型，在應用分析中，我們發(fā)現(xiàn)2001—2010年間的技術進步在總體上存在碳減排傾向，但從行業(yè)異質性出發(fā)卻有不盡相同的結果，勞動密集型行業(yè)的碳減排效應明顯，而資本密集型行業(yè)的碳減排效應并不能確定。不僅如此，市場化變量和出口開放度對碳排放的影響在資本和勞動密集型行業(yè)中也有差異?；谶@些結果，我們提出如下的政策建議：
第一，加大對工業(yè)行業(yè)技術進步的支持和推動的力度，特別是加大對資本密集型工業(yè)行業(yè)技術進步的支持和推動力度。為此，要把對工業(yè)行業(yè)技術進步的政策支持與實現(xiàn)碳減排目標掛起鉤來，以碳減排的量確定對該行業(yè)或企業(yè)的稅收、金融、進出口優(yōu)惠支持的程度。
第二，深化國有經(jīng)濟改革，特別是打破行業(yè)壟斷，這是實現(xiàn)碳減排的必要選擇。為此，在政策上要加大對工業(yè)行業(yè)的民營經(jīng)濟支持力度，同時加快能源等資源價格的市場化改革進程。與此相適應，要打破工業(yè)行業(yè)的壟斷，并對資源型行業(yè)的壟斷采取打破壟斷和抑制行業(yè)利益相結合的政策措施。
第三，優(yōu)化工業(yè)出口貿易結構，構建有利于碳減排的工業(yè)行業(yè)結構。比如政府可以通過差別化的出口退稅政策、征收出口關稅等手段促使低能耗行業(yè)在全球價值鏈上的攀升。當然，政府更要在碳排放的核算問題上積極參與國際磋商，努力建立基于生產(chǎn)和消費共同承擔碳排放責任的核算標準，為出口貿易結構的改善創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。
篇3
關鍵詞 邊際減排成本；方向距離函數(shù)；影子價格；減排空間
中圖分類號 F062.2 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）10-0086-08 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.011
“十二五”期間，我國已批準北京市、天津市、上海市、重慶市、廣東省、湖北省、深圳市7省市開展碳排放權交易試點，并計劃于“十三五”期間實現(xiàn)覆蓋全國31個省市自治區(qū)的碳排放交易體系。推行碳排放權交易已經(jīng)成為國家經(jīng)濟體制和生態(tài)文明體制改革的重要任務之一。以市場手段配置碳減排配額，能有效減少碳排放總量，促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，節(jié)約規(guī)制成本，激勵企業(yè)參與減排行動，以更加有效的方式實現(xiàn)綠色低碳發(fā)展。
我國正處在向低碳社會轉型的重要階段，然而各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展方式、技術水平、產(chǎn)業(yè)結構、資源稟賦、能源消費結構等不同，決定其碳減排代價或成本存在巨大差異，因此客觀合理地評估碳減排的宏觀成本與區(qū)域差異，有利于協(xié)調各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的關系，促進區(qū)域性環(huán)境協(xié)同治理體系的發(fā)展，也可以為企業(yè)參與碳交易提供政策依據(jù)。本研究以全國30個省市為例，首先，通過建立方向性距離函數(shù)，計算非期望產(chǎn)出與期望產(chǎn)出的邊際轉化率；其次，根據(jù)期望產(chǎn)出的r格，估算碳排放的影子價格；最后，用影子價格來衡量碳邊際減排成本，并進一步分析碳減排成本差異的時空演化特征與其影響因素。
1文獻回顧
二氧化碳排放一般是伴隨生產(chǎn)或生活過程而產(chǎn)生，如火力發(fā)電企業(yè)在發(fā)電的同時，不可避免地產(chǎn)生二氧化碳、二氧化硫與氮氧化物等副產(chǎn)品。二氧化碳排放通常具有排放跨界性、危害全局性、經(jīng)濟上難以捕獲與封存等特點，決定了碳排放的負外部成本很難測算。邊際減排成本是指在一定生產(chǎn)技術水平下，減排主體每減少一單位碳排放帶來的產(chǎn)出減少量或投入增加量。邊際減排成本是企業(yè)的內部減排成本，因而邊際減排成本及曲線可以幫助企業(yè)確定適當?shù)臏p排技術與策略，也有助于環(huán)境管理部門評價區(qū)域、行業(yè)或企業(yè)碳排放的減排潛力、績效與成本等。
利用經(jīng)濟模型估算非期望產(chǎn)出的影子價格，通常是指污染物或溫室氣體等副產(chǎn)品的虛擬價格或隱含價格，即邊際減排成本。在傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)下，僅有一種產(chǎn)出（期望產(chǎn)出），因而更多的產(chǎn)出意味著更多的利潤或福利。如果生產(chǎn)函數(shù)包含期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，當產(chǎn)出同時增減時，而非期望產(chǎn)出沒有市場價格信息，此時社會福利很難測算。在多投入、多產(chǎn)出的生產(chǎn)效率模型下，利用距離函數(shù)與收入函數(shù)的對偶關系，估算兩種產(chǎn)出的邊際轉換率，推倒出非期望產(chǎn)出的影子價格。
影子價格模型按照污染物作為投入還是產(chǎn)出，可分為投入距離函數(shù)與產(chǎn)出距離函數(shù)。投入距離函數(shù)利用成本最小化推導影子價格，而產(chǎn)出距離函數(shù)則利用收益最大化推導影子價格。環(huán)境經(jīng)濟理論一般認為，環(huán)境污染物是生產(chǎn)過程的副產(chǎn)品，而不應當作為投入要素，因此近年來產(chǎn)出距離函數(shù)在實證研究中得到廣泛應用。產(chǎn)出距離函數(shù)按照函數(shù)形式不同又可以分為三種類型：謝潑德距離函數(shù)（Shephard）、雙曲線距離函數(shù)、方向距離函數(shù)。謝潑德距離函數(shù)假定期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出同時增加或縮減；方向距離函數(shù)非對稱地處理期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，在縮減非期望產(chǎn)出的同時，增加期望產(chǎn)出；雖然雙曲線距離函數(shù)也能非對稱地處理期望與非期望產(chǎn)出，但它采用乘法形式，并不能完全分離出兩種產(chǎn)出的內在關聯(lián)性。
在估計方法上，現(xiàn)有的研究可分為三類：非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡法（DEA）、參數(shù)隨機前沿法（SFA）與參數(shù)線性規(guī)劃法（IJP）。非參數(shù)DEA法利用投入產(chǎn)出組合構建生產(chǎn)前沿并形成分段效率前沿面，其優(yōu)點是不需要指定距離函數(shù)的具體參數(shù)形式，但該方法不能確保距離函數(shù)處處可微，因而有時難以計算影子價格。另外，利用DEA法估算影子價格受樣本的奇異值影響較大，估計結果可能為負值等缺陷。參數(shù)SFA法利用計量模型估算距離函數(shù)，能夠考察隨機沖擊和技術非效率因素對環(huán)境產(chǎn)出前沿的影響，也可以確保距離函數(shù)處處可微分，但是計量模型不能事先設定生產(chǎn)技術的約束條件，因此影子價格是否滿足相關約束條件需事后評估。參數(shù)LP法繼承了SFA方法的優(yōu)點，并且可以更為靈活地設定約束條件求解影子價格，因此得到廣泛應用。
在實證研究上，早期的研究主要集中在估算大氣中的二氧化硫、氮化物或水污染物的影子價格，近年來隨著氣候變化問題成為關注的熱點，越來越多的學者利用影子價格方法估計二氧化碳的邊際減排成本。涂正革利用非參數(shù)方法估算了省際工業(yè)二氧化硫的影子價格，研究發(fā)現(xiàn)二氧化硫的影子價格取決于排放水平和生產(chǎn)率水平。袁鵬等利用采用二次型方向性距離函數(shù)對地級市工業(yè)部門的廢水、二氧化硫和煙塵等三種污染物的影子價格進行了估計。劉明磊等采用非參數(shù)距離函數(shù)方法研究了能源消費結構約束下的我國省級地區(qū)碳排放績效水平和二氧化碳邊際減排成本。陳詩一利用參數(shù)化和非參數(shù)化兩種方法對環(huán)境方向性產(chǎn)出距離函數(shù)進行估計，并測算了工業(yè)分行業(yè)的二氧化碳的影子價格。魏楚利用104個地級市的數(shù)據(jù)測算了城市二氧化碳的邊際減排成本。
上述文獻從不同角度研究了非期望產(chǎn)出的影子價格，但還存在以下可突破之處。首先，現(xiàn)有的研究多采用非參數(shù)方法估算非期望產(chǎn)出的影子價格，沒能充分利用參數(shù)估計方法的靈活性。本文在方向距離函數(shù)的中引入時間虛擬變量，考慮到省際碳排放的中性技術進步影響。技術進步是提升碳排放效率的重要手段，也是減少碳排放的重要路徑，忽視了技術進步對碳排放影子價格的影響，會造成影子價格估算偏誤；其次，組建區(qū)域性碳排放交易市場的前提是碳邊際減排成本存在區(qū)域差異，現(xiàn)有的研究沒能對碳減排成本的區(qū)域差異進行深入分析，本文利用泰爾指數(shù)分解方法，研究了碳減排成本差異的時空演化特征。
2模型與估計方法
2.1方向距離函數(shù)與影子價格
方向性距離函數(shù)是謝潑德距離函數(shù)的一般形式，方向性距離函數(shù)具有參數(shù)靈活性等特點，近年來，在污染物影子價格估計上得到廣泛應用。參照Fare的定義，假定投入x∈RN+，期望產(chǎn)出yx∈RM+，非期望產(chǎn)出b∈RJ+，則生產(chǎn)技術定義為P（x）={（y，b）：x可以產(chǎn)生（y，b）}。產(chǎn)出集P（x）除了具備凸性、緊湊性與投入自由處置性等特點外，還必須滿足以下性質：首先，期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出具備零點關聯(lián)性。如果（y，b）∈P（x）且y=0，意味著6=0。期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出是聯(lián)合生產(chǎn)的，污染物作為期望產(chǎn)出的副產(chǎn)品，如果沒有污染物產(chǎn)出，就必須停產(chǎn)；其次，期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出滿足聯(lián)合弱處置性。如果（y，6）∈P（x）且0≤θ≤1，則（θy，θb）∈P（x）。同比例地減少期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出是可行的，換句話說，減少非期望產(chǎn)出必須要付出成本，其代價是相同比例地減少期望產(chǎn)出；最后，期望產(chǎn)出的自由處置性。如果（y，b）∈P（x）且y’
在考慮到以上性質的基礎上，本文設定方向性產(chǎn)出距離函數(shù)作為生產(chǎn)技術集：
（1）
其中g=（gy，-gb）為方向方量且g≠0。方向產(chǎn)出距離函數(shù)表明在給定的生產(chǎn)技術P（x）下，沿著向量g的方向，最大限度地擴張期望產(chǎn)出，同時縮減非期望產(chǎn)出，以達到產(chǎn)出前沿點。
非期望產(chǎn)出（如污染物）通常不能像商品一樣進行市場交易，因此它沒有價格。期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出是聯(lián)合生產(chǎn)的，根據(jù)方向距離函數(shù)的弱處置特點，縮減非期望產(chǎn)出必須相應地減少期望產(chǎn)出，因此，減少期望產(chǎn)出的價值可以看作非期望產(chǎn)出的機會成本，即影子價格。Fare根據(jù)產(chǎn)出距離函數(shù)與收益函數(shù)的對偶關系，利用x潑德引理，推導出非期望產(chǎn)出與期望產(chǎn)出的影子價格比例等于其邊際轉化率，即
（2）式中，g是非期望產(chǎn)出的價格，p期望產(chǎn)出的價格，分式為非期望產(chǎn)出與期望產(chǎn)出的邊際轉化率。式（2）的含義是，污染物的價格等于減少一個單位的污染物，必須放棄相應期望產(chǎn)出變化的價值，也即污染物治理的影子價格或邊際減排成本。如果方向性產(chǎn)出距離函數(shù)D是連續(xù)可微的，就可以利用期望產(chǎn)出的市場價格推導出污染物的影子價格。
2.2經(jīng)驗模型與求解
方向距離函數(shù)的參數(shù)形式通常有兩種：超越對數(shù)函數(shù)與二次函數(shù)。超越對數(shù)的函數(shù)形式經(jīng)常被用于謝潑德產(chǎn)出距離函數(shù)的參數(shù)化，正如前面所述，謝潑德產(chǎn)出距離函數(shù)通常把期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出同等、對等，即通過同時擴張或同時縮減來計算產(chǎn)出效率與影子價格，因此不符合環(huán)境管制的要求。相比超越對數(shù)函數(shù)，二次函數(shù)的優(yōu)點在于：二次函數(shù)滿足方向距離函數(shù)的轉移屬性、二次可微性及靈活性等特性。理論研究也表明二次型函數(shù)在各種條件下均優(yōu)于超越對數(shù)函數(shù)形式，F(xiàn)are和Vardanyan等利用蒙特卡羅方法比較兩類函數(shù)的性能發(fā)現(xiàn)，在不同的技術集條件下，無論是對于小樣本還是大樣本，二次型函數(shù)的估計結果要比超越對數(shù)函數(shù)的結果更為精確與靈活。
設定方向向量g=（1，-1），其含義表示，擴張期望產(chǎn)出的同時，同比例地減少非期望產(chǎn)出。本文在投入產(chǎn)出變量選擇上，選擇資本（x2）、勞動（x2）和能源（x3）三種投入變量，期望產(chǎn)出為各地區(qū)的經(jīng)濟總產(chǎn)出（y），非期望產(chǎn)出為二氧化碳排放量（b）。因此，第k個生產(chǎn)單元t時期的二次型方向距離函數(shù)為：
（3）
考慮到距離函數(shù)中各生產(chǎn)單元的個體效益與時間效益的差異，在式（3）中的常數(shù)項加入省份虛擬變量與時間虛擬變量：
（4）
其中λk與τt為虛擬變量的系數(shù)。當k’=k時，省份虛擬變量Sk'=1，否則Sk'==0。同理，當t’=t時，時間虛擬變量Tt'=1，否則Tt'=0。
為求解方向距離函數(shù)的未知參數(shù)，我們采用參數(shù)線性規(guī)劃的方法求解，目標函數(shù)是最小化各時期所有樣本點與前沿點的離差和：
（5）
各約束條件下含義如下：條件①確保各決策單元在生產(chǎn)技術曲線的前沿面或內部，即滿足方向距離函數(shù)的非負約束；條件②滿足期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的零點關聯(lián)性，即當非期望產(chǎn)出為零時，方向距離函數(shù)為負值，此時方向距離函數(shù)不可行。以往多數(shù)學者的研究是在估計參數(shù)后，對零點關聯(lián)假設進行驗證，本文則作為約束條件來估計參數(shù)以滿足該特性；條件③與④是單調性約束，確保影子價格具備正確的符號；條件⑤是滿足投入變量的自由處置性；條件⑥與⑦分別表示方向距離函數(shù)的轉換屬性和對稱性。
3碳邊際減排成本估計結果與區(qū)域差異分析
3.1數(shù)據(jù)與變量
本研究使用分省級面板數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性與完整性，選擇2010-2012年期間全國30個省、市、自治區(qū)（不包括臺、港、澳）作為樣本估計碳排放的邊際減排成本，其中由于相關數(shù)據(jù)缺失，故予以刪除。①投入。投入變量包括資本、勞動與能源三種。分省資本存量采用“永續(xù)盤存法”來估算，參考單豪杰的研究進行拓展，并以2000年為基期進行平減處理；勞動投入以各省份的三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的加總來表示；能源投入采用各地區(qū)一次能源消耗量，單位是萬噸標準煤。②期望產(chǎn)出。采用分省份的地區(qū)生產(chǎn)總值，并以2000年為基期進行平減處理；③非期望產(chǎn)出。采用分省份的二氧化碳排放量。由于我國沒有官方統(tǒng)計的二氧化碳排放量數(shù)據(jù)，本文估算各省主要化石能源消耗以及水泥生產(chǎn)過程的二氧化碳排放量，具體方法如下：
二氧化碳排放量根據(jù)IPCC《國家溫室氣體排放清單指南》（IPCC，2006）推薦的方法估算，選取煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種主要化石能源，具體計算公式如下：
其中，C為估算的各類能源消費的二氧化碳排放量；i表示能源消費種類，Ei為各省份第iN能源的消耗量（實物量）；CFi為各類一次能源的平均低位發(fā)熱量；CCi與COFi分別是單位熱值含碳量與碳氧化率COFi；44/12為二氧化碳氣化系數(shù)。除化石能源燃燒外，水泥生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的二氧化碳排放約占總排量的10%左右，因此，在計算各省份的二氧化碳排放量過程中如果忽略了水泥工業(yè)生產(chǎn)中產(chǎn)生的碳排放（CE），會低估碳排放量。所以本文也利用各省份的水泥生產(chǎn)總量乘以水泥的碳排放系數(shù)來正確估計碳排放總量。
3.2估計結果與分析
本文采用GAMS/MINOS求解器求解線性規(guī)劃模型（1）的未知參數(shù)，并計算方向性距離函數(shù)D與邊際減排成本q。為了克服線性規(guī)劃求解中的收斂問題，我們利用樣本中投入產(chǎn)出的均值對所有變量進行了標準化處理。標準化處理后的數(shù)據(jù)意味著投入產(chǎn)出集（x，y，6）=（1，1，1），即對一個代表性省份，用平均投入獲得平均產(chǎn)出。另外，在求解模型（1）得到參數(shù)后，由于數(shù)據(jù)事先進行了標準化處理，因此邊際減排成本應當乘以投入產(chǎn)出均值以恢復其原有的減排成本規(guī)模。方向性距離函數(shù)的參數(shù)估計結果如表1所示。
從表1的參數(shù)估計結果可以看出，期望產(chǎn)出（y）的一階系數(shù)為負值，負的系數(shù)表明地區(qū)生產(chǎn)總值越高，區(qū)域的環(huán)境無效率值越低；非期望產(chǎn)出（b）的一階系數(shù)為正值，說明碳排放越多，環(huán)境無效率值越高；資本勞動與能源投入變量的一階系數(shù)估計值均為正，表明投入越多，無效率值越高。投入產(chǎn)出的系數(shù)估計值均符合經(jīng)濟意義。時間虛擬變量的參數(shù)估計值均為負值，系數(shù)從2001年的-0.015 7減少到2009年的-0.076 6，且在2001-2009年期間逐漸下降，僅在近三年有所上升，表明各省份的環(huán)境技術隨時間在逐步提升，無效率值逐漸減少，但近年來由于經(jīng)濟下行壓力增大，環(huán)境技術進步率在下降。
根據(jù)表2的方向性距離函數(shù)描述性統(tǒng)計，方向距離函數(shù)的均值是0.082 8，意味著平均而言，生產(chǎn)無效值為8.28%，也即在保持期望產(chǎn)出8.28%的提升空間同時，碳排放可以有8.28%的減排空間。更進一步，在本文的樣本中，地區(qū)GDP平均值為7 790.27億元，碳排放均值為2.32億噸，因此，通過提升生產(chǎn)與減排效率，可以平均增加產(chǎn)出645億元（7 790.278.28%），同時減少0.19億t（2.328.28%）的碳排放量。全國的碳平均邊際減排成本為1 519.46元/t，從分區(qū)域看，東部地區(qū)最高，其次是中部，西部地區(qū)最低。各省份碳邊際減排成本的標準差較大，表明各省份的減排成本存在很大的差異，例如，2003年山西的碳減排成本為274.46元/t，為最低值，而2012年江蘇的碳減排成本高達38 078.18元/t。地區(qū)性的碳減排成本的差異，進一步說明可以通過區(qū)域生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理機制實現(xiàn)區(qū)域內生態(tài)環(huán)境治理系統(tǒng)之間良性互動，以達到減排成本最小化的目的，并形成整體的協(xié)同治理效應。
圖1是各地區(qū)的平均碳邊際減排成本的分布圖，從圖中可以看出，東部地區(qū)的江蘇、山東和廣東的減排成本均超過3 000元/t，中部的山西邊際減排成本最低，為484.8元/t。西部地區(qū)中貴州、甘肅、寧夏的平均邊際減排成本均低于800元/t。平均而言，東部地區(qū)的碳邊際減排成本最高，其次是中部，西部最低。邊際減排成本的地區(qū)性差異表明可以用市場化手段如區(qū)域性碳排放權交易體系等控制總量排放，實現(xiàn)減排成本最小化、效益最大化。以京津冀協(xié)同治理為例，京津冀三地均面臨著嚴峻的環(huán)境治理形勢，如果執(zhí)行區(qū)域性碳排放權交易，則三個地區(qū)的總減排成本將下降。北京、天津與河北的碳邊際減排成本分別為1 461元/t、1 343元/I、1 042元/t，以三個地區(qū)的平均邊際減排成本作為碳交易價格，則三地區(qū)平均每交易1 000 t的碳排放權，則北京可以平均節(jié)約治理成本17.9萬元，天津節(jié)約6.1萬元，河北則獲得24萬元的減排收益。
再來分析地區(qū)性邊際減排成本的時間演化趨勢。如圖2所示，在2000-2006年期間，東中西部的邊際減排成本變化趨勢非常一致，均緩慢增長。但2006年之后，各區(qū)域的邊際減排成本快速增加，特別是東部地區(qū)從2006年的1 280元/t快速增至2012年的10 021元/t，中部地區(qū)增速稍低，從2006年的701元/t增至2012年的3 103元/t。與東中部相比，西部地區(qū)的邊際減排成本較低，增速也較慢，2006年為781元/t，到2012年達到1 499元/t。這些數(shù)據(jù)表明國家環(huán)境保護的“十一五”規(guī)劃首次提出建設環(huán)境友好型社會，以及“十二五”規(guī)劃提出推進生態(tài)文明建設等一系列改革方針對不同區(qū)域的環(huán)境治理與經(jīng)濟發(fā)展有著不同的影響。東部發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎較好，落實政策方針較為迅速，因此邊際減排成本增長較快。而中西部地區(qū)以經(jīng)濟發(fā)展為重點，而且承接東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移和污染轉移，對污染治理重視不夠等，因此邊際減排成本增速較慢，只是近年來隨著人們對環(huán)境污染事件越來越關注，以及區(qū)域環(huán)境協(xié)同治理政策的開展，中西部的碳減排成本在逐漸增加。
結合各地區(qū)能源消費結構中的煤炭消費比重和第三產(chǎn)業(yè)結構比重的時間演化特點，可以分析各區(qū)域碳減排空間與減排難度的地區(qū)性差異。根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，東部地區(qū)的江蘇、廣東、上海等地區(qū)的煤炭消費比重分別從2000年的34%、23%、19%下降到2012年的19%、19%、9%；而碳邊際減排成本最低的貴州、山西煤炭消費強度均超過40%。東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)結構比重從2000年的42%上升到2012年的47%，中部地區(qū)則從39%下降至36%，西部地區(qū)則從41%下降至39%。其中北京的第三產(chǎn)業(yè)結構比重最高，達到76%，廣東、江蘇等地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)結構比重均超過45%。這些數(shù)據(jù)表明，東部發(fā)達地區(qū)碳邊際減排成本普遍較高，減排空間有限，僅依靠調整化石能源消費結構或壓縮高排放高耗能行業(yè)等手段進行減排的難度比較大，未來需要通過技術進步及增加新能源的消費比重來減少排放；中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和技術水平較低，能源利用效率不高，碳邊際減排成本較低，因此可以通過建立跨區(qū)域的碳排放交易體系，進一步學習先進地區(qū)的生產(chǎn)技術和治理技術，提高能源利用效率有效減少化石能源消費量，促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展等方式以達到減緩碳排放的目的。
3.3碳邊際減排成本區(qū)域差異的泰爾指數(shù)分解
為了進一步分析碳邊際減排成本的區(qū)域性差異與變動幅度，本文選擇泰爾指數(shù)來衡量邊際減排成本的區(qū)域差異。泰爾指數(shù)可以將區(qū)域間的總體差異分解為區(qū)域內差異和^域間差異兩部分，因此可以揭示區(qū)域內差異和區(qū)域問差異及各自變動的方向與變動幅度，也能解釋各自在總差異中的重要性及其影響。泰爾指數(shù)數(shù)值區(qū)間為[0，1]，數(shù)值越小，則說明地區(qū)差異越??；數(shù)值越大，則說明地區(qū)差異越大。計算泰爾指數(shù)首先要設定一個權重，考慮到碳減排成本的特點，本文選擇各地區(qū)的碳排放量作為權重。泰爾指數(shù)的計算與分解公式如下：
式中，qji和E。分別表示第j區(qū)域第i省市的碳邊際減排成本和碳排放量；T、Tw與Tb分別是計算出的總體、區(qū)域間與區(qū)域內泰爾指數(shù)；為進一步研究區(qū)域間差異和區(qū)域內差異對總體差異貢獻的大小，分別設定區(qū)域間貢獻率和區(qū)域內貢獻率：區(qū)域間貢獻率為區(qū)域間泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)的比值Tb/T；區(qū)域內貢獻率為區(qū)域內泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)的比值Tw/T。另外，定義區(qū)域內各子區(qū)域的貢獻率為加權后各子區(qū)域的泰爾指數(shù)與總體泰爾的比值（qi/q）?（Twi/T）。泰爾指數(shù)計算結果見圖3和表3。
圖3是三大區(qū)域碳邊際減排成本的泰爾指數(shù)演化趨勢，從圖中可以發(fā)現(xiàn)三個區(qū)域的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)不同特征。總體上看，東部地區(qū)的泰爾指數(shù)最高，其次是中部，最低為西部。東部地區(qū)在2000-2005年間穩(wěn)步上升，邊際減排成本區(qū)域內差異呈擴大之勢，2005年之后差異保持平穩(wěn)；中部地區(qū)泰爾指數(shù)呈先升后降的趨勢，特別是至2003年達到峰值之后逐漸收斂，說明中部地區(qū)各省份碳邊際減排成本差異在不斷縮?。晃鞑康貐^(qū)在整個研究時間段泰爾指數(shù)保持相對平穩(wěn)狀態(tài)，西部各省份的邊際減排成本差異較小。
從表3可以看出，碳邊際減排成本的泰爾指數(shù)表明我國東中西部地區(qū)的減排成本存在明顯的地區(qū)性差異性。區(qū)域內泰爾指數(shù)均遠大于區(qū)域間泰爾指數(shù)，區(qū)域內貢獻率均在70%以上，且變動幅度不大，表明碳減排成本總體差異主要是由地區(qū)內差異帶來的。在地區(qū)內差異中，中部和西部地區(qū)差異對總體差異貢獻率較小，而且東部地區(qū)差異的對總體差異的貢獻率呈上升態(tài)勢，中西部的貢獻率呈下降態(tài)勢。
4結論與啟示
中國目前是世界上碳排放量最大的國家之一。為了切實實現(xiàn)碳減排目標，“十三五”規(guī)劃確定，到2020年，實現(xiàn)單位GDP二氧化碳排放量累計降低18%。我國政府采用多種手段與措施來實現(xiàn)既定的宏觀減排目標，其中，碳排放權交易兼有環(huán)境質量保障和成本效率的特征，是近年來環(huán)境政策中一項極有特色的改革，成為總量控制下最有潛力的環(huán)境政策。我國已正式批準北京市、天津市、上海市、重慶市、廣東省、湖北省、深圳市7省市開展碳排放權交易試點。然而，二氧化碳排放通常具有排放跨界性、危害全局性、經(jīng)濟上難以捕獲與封存等特點，決定了碳排放的負外部成本很難測算。因此，估算碳排放的邊際減排成本，可以為環(huán)境管理部門與參與企業(yè)提供有價值的成本信息，有利于改進碳交易規(guī)則，制度適當?shù)奶紲p排策略。
考慮到碳減排的中性技術進步及區(qū)域異質性等因素，本文采用二次型方向距離函數(shù)，研究了全國30個省份2000-2012年期間碳邊際減排成本及其區(qū)域差異性。通過本文的研究可以得出以下結論與啟示：
篇4
對于低碳生活，人們遭遇著類似的尷尬：知道保護環(huán)境的重要，也知道保護環(huán)境人人有責，但是，為了提高生活質量，卻不得不以增加碳排放為代價。專家指出，盡管人們不能避免碳排放，但卻可以減少碳排放。每個人都不可能過“零碳”的生活，在資源匱乏的當下，我們要做的是，把有限的資源用于滿足人們的基本需要，限制奢侈浪費。同時，養(yǎng)成“低碳生活”理念，在可選擇、可替換的條件下，首選自然、環(huán)保、健康的生活方式。
其實，加入到低碳一族當中并非難事，“低碳生活”細節(jié)貫穿在家居生活的各個環(huán)節(jié)，就拿日常生活用電來說：家用電器的插頭插座接觸良好才能節(jié)電；電水壺的電熱管積了水垢后要及時清除，這樣才能提高熱效率；熨燙衣物最好選購功率為500瓦或700瓦的高溫電熨斗，不僅升溫快，還能節(jié)電；所有的家用電器盡量不使用“聲控、光控、遙控”等作為控制開關，這樣可節(jié)電10%～15%。這樣看來，每個人都能為控制全球氣候變暖做出積極的貢獻。
或許有人認為，即使自己“低碳”了，也擋不住工礦企業(yè)的違規(guī)排放。但是，冰川融化、氣候惡化，每個人都將受到懲罰?！暗吞忌睢睅淼钠鋵嵤且环N新的生活質量觀。需要厘清的是，過“低碳生活”，并不是意味著就不能開車、住大房子、享受空調了。低碳的真實含義是要給人們身體健康提供最大的保護和舒適感，對環(huán)境影響更小或有助改善環(huán)境。如歐洲現(xiàn)在建設了很多零排放建筑，隔熱效果非常好，在自然通風的條件下，隔熱層可以把室內溫度調控到一個合適的水平，且能保持很長時間。在交通領域，可以開發(fā)太陽能汽車、生物燃料汽車等，同時大力發(fā)展公共交通。
事實上，每一個普通公民在舉手投足之間就可盡享“低碳生活”。倡導低碳生活方式的公益環(huán)保網(wǎng)站“互聯(lián)網(wǎng)森林”的首頁上列出的平易近人的10件減排案例就生動有趣：少用一個塑料袋，減排二氧化碳0.1克；5層以下，以爬樓梯代替坐電梯，每次平均可減排二氧化碳600克；選擇應季蔬菜水果，每千克減排二氧化碳400克；夏季空調調高1℃，平均每臺每天可以減少排放175克二氧化碳；一棵樹，一年可吸收18.3千克二氧化碳……。這些告訴我們，低碳生活就在我們身邊，節(jié)約每一張紙、每一度電，裝修中少用裝飾燈、選用節(jié)能燈管，都是普通人可以做到的。
篇5
關鍵詞：碳排放權交易；京都議定書；外部性
一、碳排放權交易相關概念
（一）碳排放權交易含義
碳排放權交易即由國家依據(jù)環(huán)境容量制定碳排放總量的控制目標，然后把碳排放總量目標分解成若干碳排放配額，分配給各區(qū)域的減排參與者，碳排放配額被允許在專門的交易市場上買賣，調劑余缺。碳排放權交易制度是旨在限定污染物或者溫室氣體排放量的前提下，溫室氣體排放參與者之間從自身需求出發(fā)，達成協(xié)議進行溫室氣體排放量的轉移交付，國家則利用市場交易機制配置環(huán)境資源，實現(xiàn)環(huán)境資源高效公平利用的制度安排。
（二）碳排放權的交易類型
根據(jù)法律框架、交易動機、交易層次、交易機制等不同劃分標準，碳排放權交易可以劃分為不同的市場。一般來說，最常見的劃分方法是根據(jù)交易機制不同分為基于項目的碳排放權交易市場和基于配額的碳排放權交易市場，另外就是根據(jù)交易動機不同分為強制履約碳市場和自愿碳市場。[1]
1.按照法律框架劃分。可以分為京都市場與非京都市場。全球范圍內的碳減排國際法框架是《全球氣候變化框架公約》與《京都議定書》，盡管美國和澳大利亞相繼退出《京都議定書》，但它們在國家范圍內都己經(jīng)形成碳排放權交易市場。因此，根據(jù)國家是否受《京都議定書》管轄，碳排放權交易市場可以劃分成京都市場與非京都市場。
2.按照交易機制劃分?？梢苑譃榛陧椖康奶寂欧艡嘟灰资袌雠c基于配額的碳排放權交易市場。在《京都議定書》建立的機制下存在三個溫室氣體減排合作機制，分別是國際排放貿易機制（IET）、清潔發(fā)展機制（CDM）和聯(lián)合履行機制（JI）。根據(jù)這三個不同的機制，可將碳排放權交易市場劃分為基于配額的市場和基于項目的市場。
3.按照交易動機劃分。可以分為強制履約碳市場和自愿碳市場。強制履約碳市場是在《京都議定書》規(guī)制下，各國為履行約定進行強制減排而建立的市場。自愿減排碳市場指在《京都議定書》范圍以外的，不以完成國際強制減排義務為目的，自愿進行交易的市場。例如美國的芝加哥氣候交易所（CCX）以及我國天津排放權交易所，近幾年自愿減排碳市場的發(fā)展速度迅猛。
4.按照交易層次劃分。可以分為多區(qū)域合作市場（如歐盟）、國家級市場（如日本）、區(qū)域（州市）級市場（如美國州級碳市場）和零售市場。[2]
二、碳排放權交易的法律基礎
（一）法律規(guī)則
隨著全球變暖和氣候異?，F(xiàn)象越發(fā)嚴重，國際社會越來越重視由溫室氣體排放造成的環(huán)境問題。在1992年聯(lián)合國召開的環(huán)境與發(fā)展會議上，155 個國家聯(lián)合簽署了《聯(lián)合國氣候變化框架公約》（以下簡稱《公約》）。承擔國際減排義務的“共同但有區(qū)別的責任”原則即來自此公約， “各締約方應當在公平的基礎上，并根據(jù)他們共同但有區(qū)別的責任和各自的能力，為人類當代和后代的利益保護氣候系統(tǒng)， 因此發(fā)達國家締約方應當率先對付氣候變化及其不利影響?！雹僭撘?guī)定使《公約》成為其后《京都議定書》（以下簡稱《京都議定書》）中清潔發(fā)展機制的根本母法。1997年12月，聯(lián)合國氣候變化框架公約參加國在日本京都通過了旨在限制溫室氣體排放量以抑制全球變暖的《京都議定書》。為了平衡國際減排義務并且考慮到經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需求，《京都議定書》在保證全球范圍內碳排放總量不變或減少的思路指導下，創(chuàng)造性地引入了三個靈活機制：聯(lián)合履行機制（JI）、②清潔發(fā)展機制（CDM）、③排放貿易機制（IET）④。JI和CDM機制便是基于溫室氣體減排項目合作的機制，均由附件一⑤國家和企業(yè)購買具有額外減排效益項目所產(chǎn)生的減排量，再將此減排量作為溫室氣體排放權的等價物抵消其溫室氣體的排放量。[3]這兩種機制的不同之處在于：前者是發(fā)達國家之間的合作機制，而后者是發(fā)達國家和發(fā)展中國家的合作機制。IET機制則是由管理者確立、分配或拍賣排放配額的機制：即環(huán)境管理者制定總的排放額度的上限，然后將排放總額度依據(jù)一定的科學標準分配成若干份，給在該體系中的每個排放企業(yè)。
（二）碳排放權交易的法學分析
碳排放權是排放主體為了生存和發(fā)展的需要，由國際條約賦予的向大氣排放一定數(shù)量溫室氣體的權利，其實質是權利主體獲取的一定數(shù)量的氣候環(huán)境資源使用權。這種權利與傳統(tǒng)的權利不同，具有如下特征：
第一，權利的本質上不僅是權利，更是義務。碳排放權形式上表現(xiàn)為國際條約允許某個國家（地區(qū)）或國際組織溫室氣體排放的指標，實質上是重在限制溫室氣體排放，即只有在該指標規(guī)定的數(shù)量范圍內排放溫室氣體才是合法的，否則就要承擔相應的法律責任。[4]
第二，權利的主體范圍廣泛。氣候資源無法為任何國家獨占使用，是公共物品，全人類都有權使用，所以碳排放權的主體是全人類。但碳排放權經(jīng)過分配后，其主體包括國家、國際組織、自然人、法人等。
第三，權利的客體是大氣環(huán)境的溫室氣體容量資源。碳排放權概念是在大氣環(huán)境容量理論的基礎上建立起來的，該權利以大氣環(huán)境容量為客體。人類的早些時期，溫室氣體排放量不大，并沒有超過大氣環(huán)境的自凈能力或一定的溫室氣體含量，也就沒有將大氣環(huán)境的溫室氣體容量作為一種資源。只是由于化石燃料大量使用，溫室氣體的排放增長太快，嚴重超過了大氣環(huán)境的自凈能力，使得大氣環(huán)境的溫室氣體容量日益成為一種稀缺資源。這種資源不具有特定性和排他性，與傳統(tǒng)物權法中的客體有所不同。
第四，權利的內容是主體對若干大氣環(huán)境溫室氣體容量資源的占有、使用和收益。具體而言，權利主體可以占有其擁有的排放指標而不做任何使用，也可以自己排放一定數(shù)量的溫室氣體，或者將盈余的排放指標贈予、出賣給其他主體。但權利主體一旦使用，或以其他方式處分了排放指標，這種權利就予以消失。
三、碳排放權交易的環(huán)境經(jīng)濟學原理
從環(huán)境經(jīng)濟學角度出發(fā)，環(huán)境問題實際上是外部性問題。所謂外部性（Externality），即個人（包括自然人和法人）的經(jīng)濟活動對他人造成了影響，而又沒有將這些影響計入市場交易的成本和價格中。[5]外部性理論是環(huán)境經(jīng)濟學的基礎。對于如何解決外部性問題，經(jīng)濟學家主張將外部成本內部化。對于將外部成本內部化的方法，經(jīng)濟學上存在兩大理論，即庇古理論和產(chǎn)權理論。庇古理論主張用稅收解決外部成本內部化的問題，即向污染者征稅，征稅的額度為一個邊際凈社會產(chǎn)品與邊際凈私人產(chǎn)品的差額，即征收庇古稅，從而將外部成本內部化，以達到控制污染排放、保護環(huán)境的目的；二是產(chǎn)權理論，其最具代表性的人物為英國經(jīng)濟學家科斯，他認為在產(chǎn)權明確并且交易成本較小的前提下，無論最初產(chǎn)權屬于哪一方，都可以通過市場交易的方式達到資源的最佳配置狀態(tài)。無論初始的產(chǎn)權配置狀態(tài)如何，供需雙方都可以通過交易獲得利益。要使外部成本內部化，通過市場主體之間的交易行為就能有效地解決。在科斯定理的基礎上，美國經(jīng)濟學家戴爾斯提出了排污權交易理論，即污染排放總量不超過環(huán)境容量允許的前提下，明確排污權的產(chǎn)權主體，各主體之間通過交易調劑排污量，進行排污權交易，政府、受污染者和環(huán)保組織等市場參與者都可以購買污染權，促使污染排放總量降低?！毒┒甲h定書》是碳市場的最重要強制性規(guī)則，它促進了國際碳交易的產(chǎn)生。《京都議定書》引入了經(jīng)濟學的原理，以排污權交易原理為基礎，衍生出了以二氧化碳排放權為主要內容的交易制度。生產(chǎn)者擁有一定的排放配額，體現(xiàn)了其利用環(huán)境資源的權利，如果排放量超出限額生產(chǎn)者則需要承擔相應的責任；通過明確碳排放配額的產(chǎn)權，把企業(yè)的碳排放和經(jīng)濟效益結合起來，一方面能促使企業(yè)改進生產(chǎn)方式，提高生產(chǎn)工藝、開發(fā)利用新技術，以達到減少碳排放量的目的，減少大氣污染；另一方面碳配額所有者之間根據(jù)自身需求通過市場交易進行買賣，可以使環(huán)境資源容量被合理配置和利用。京都議定書下的三項機制，在國際環(huán)境法領域中引入經(jīng)濟杠桿進行國際減排，避免了減排義務承擔者任務過重的問題。由于各減排國之間國家發(fā)展水平、技術水平以及勞動力成本等因素參差不齊，同樣的減排行動在不同的國家之間成本會有較大的差異。因為存在這種差異，為了以更低的成本獲取更多的減排效益，減排成本高的國家具有強烈意愿到低減排成本的國家完成減排計劃，以獲得更高的經(jīng)濟效益。尤其是《京都議定書》中的清潔發(fā)展機制（CDM），它是包括發(fā)展中國家的彈性機制，開創(chuàng)了發(fā)展中國家與發(fā)達國家之間的減排量交易：一方面，發(fā)達國家有愿意向發(fā)展中國家轉移資金、技術，降低減排成本，提高他們的能源利用效率和可持續(xù)發(fā)展能力；另一方面，發(fā)展中國家也樂于通過參與CDM 項目，提高自身能源利用率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。[6]
四、結語
隨著碳排放權交易日益繁榮，國際碳交易市場也逐漸成熟。金融機構參與到碳排放權交易中使得碳市場的范圍更加廣泛，市場流動性以及透明度都得到加強。在一些金融發(fā)達國家和地區(qū)，如美國、歐洲等已經(jīng)形成了一些大型的碳排放交易中心，如芝加哥氣候交易所（CCX）、歐洲氣候交易所（ECX）、，甚至出現(xiàn)了碳排放權證券化的衍生金融工具，如歐盟二氧化碳排放量交易體系下的歐盟排放配額期貨。2013年6月18日，我國首個碳排放權交易平臺在深圳啟動，標志著中國碳市場建設邁出了關鍵性一步。此后，北京、上海、天津、湖北、重慶、廣東等省市作為碳排放權交易試點相繼啟動。掌握碳交易話語權在未來國際競爭中至關重要。雖然目前碳捕捉、儲存技術等高端技術的運用主要依靠政府這只“看得見的手”，但通過完善碳排放權交易制度和碳金融產(chǎn)品創(chuàng)新，進行市場交易實現(xiàn)價值發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)層面大量展開后，技術創(chuàng)新的激勵和規(guī)模效應就能顯現(xiàn)，中國在國際碳排放權交易市場上的被動局面就能迅速改變。
（一） 《氣候變化框架公約》第三條。
（二）《京都議定書》第六條：“附件一所列任一締約方可以向任何其他此類締約方轉讓或從他們獲得由任何經(jīng)濟部門旨在減少溫室氣體的各種源的人為排放或增強各種匯的人為清除的項目所產(chǎn)生的減少排放單位?！?/p>
《京都議定書》第十二條：“清潔發(fā)展機制的目的是協(xié)助未列入附件一的締約方實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和有益于《公約》的最終目標，并協(xié)助附件一所列締約方實現(xiàn)遵守第三條規(guī)定的其量化的限制和減少排放的承諾?！?/p>
（三）《京都議定書》第十七條：“《公約》締約方會議應就排放貿易，特別是其核查、報告和責任確定相關的原則、方式、規(guī)則和指南。為履行其依第三條規(guī)定的承諾的目的， 附件二所列締約方可以參與排放貿易。任何此種貿易應是對為實現(xiàn)該條規(guī)定的量化的限制和減少排放的承諾之目的而采取的本國行動的補充?！?/p>
（四）為實施“共同但有區(qū)別的責任”，《聯(lián)合國氣候變化框架公約》用附件把國家進行了分類。附件一包括富裕的經(jīng)濟合作發(fā)展組織（OECD 成員國以及“正向經(jīng)濟轉型的” 國家。（作者單位：華東政法大學）
參考文獻：
[1] 剛等. 碳排放交易制度的中國道路――國際實踐與中國應用[M]. 經(jīng)濟管理出版社.2011
[2] 朱家賢. 碳金融創(chuàng)新與中國排放權交易[J]. 低碳經(jīng)濟. 2010，（1）：15
[3] 陸靜. 后京都時代碳金融發(fā)展的法律路徑[J]. 國際金融研究. 2010，（8）：36
[4] ?；? 碳金融發(fā)展的國際比較及對我國的啟示：[碩士學位論文][D]. 北京：北京交通大學，2011. 16
[5] [美]巴利?菲爾德，瑪莎?菲爾德. 環(huán)境經(jīng)濟學[M]. 大連：東北財經(jīng)大學出版社. 2010.121
[6] 唐躍軍，黎德福. 環(huán)境資本、負外部性與碳金融創(chuàng)新[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟. 2010，（6）：10
注解：
① 《氣候變化框架公約》第三條。
② 《京都議定書》第六條："附件一所列任一締約方可以向任何其他此類締約方轉讓或從他們獲得由任何經(jīng)濟部門旨在減少溫室氣體的各種源的人為排放或增強各種匯的人為清除的項目所產(chǎn)生的減少排放單位。"
③ 《京都議定書》第十二條："清潔發(fā)展機制的目的是協(xié)助未列入附件一的締約方實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和有益于《公約》的最終目標，并協(xié)助附件一所列締約方實現(xiàn)遵守第三條規(guī)定的其量化的限制和減少排放的承諾。"
篇6
農業(yè)碳交易是指在清潔發(fā)展機制（CDM）框架下，發(fā)達國家通過與發(fā)展中國家農業(yè)減排項目合作，通過提供資金和技術的方式，幫助發(fā)展中國家農業(yè)減排，由此通過境外采取的低成本的減排行動，完成《京都議定書》減排目標的承諾。即發(fā)達國家通過農業(yè)碳交易項目，在發(fā)展中國家購買農業(yè)碳減排量，從而在獲得自身碳排放權利的同時，完成減排目標。農民可以通過土地管理措施、農業(yè)生產(chǎn)措施增加固碳或減少溫室氣體排放，買方購買產(chǎn)生的碳信用用于抵消工業(yè)過程中排放的溫室氣體[1]。
當前，農業(yè)溫室氣體排放是全球溫室氣體的重要排放源之一，其排放量約占全球溫室氣體排放量的13.5%，而且這個比重還在不斷攀升[2]。 據(jù)《中國碳平衡交易框架研究報告》，我國的碳匯總量約為8.95億噸，其中農業(yè)占比將近20%，而且我國農業(yè)碳排放有很大一部分屬于粗放式排放。資料顯示：我國化肥利用率極低，約有50%以上的氮沒有被作物吸收而流失到農田外[3]；部分農機能耗高、廢氣排放多；一些農戶焚燒秸稈，直接污染大氣；大量堆漚未利用的畜禽糞便直接釋放出甲烷和二氧化碳等高碳生產(chǎn)現(xiàn)象較為嚴重。我國農業(yè)碳排放總量的巨大和排放的粗放式使得我國農業(yè)碳資源總量十分豐富，減排空間巨大，如能得到充分挖掘和開發(fā)，便可變劣勢為優(yōu)勢資源，造就一個規(guī)模巨大的低碳產(chǎn)業(yè)和交易市場。
相比之下，農業(yè)碳交易尚處于起步階段，是國際碳交易領域的一個薄弱環(huán)節(jié)。截止到2010年10月5日，全球范圍注冊的農業(yè)CDM共有128項，占CDM項目總數(shù)的4.43%。從國家和地區(qū)的分布情況來看，目前巴西、墨西哥、菲律賓和印度的農業(yè)碳交易項目數(shù)量最多，減排量最大，合計項目92個，占總數(shù)的71.9%，減排量占總量的64.1%。其次為馬來西亞和智利，項目數(shù)分別為9個和7個。盡管中國已在CDM項目及核證減排量供應量方面居于世界領先地位，但基本屬于能源活動和工業(yè)活動領域，除了幾個試點性的林業(yè)碳匯項目外，基于AFOLU-VCS 2007標準的農業(yè)CDM項目較少。據(jù)統(tǒng)計，我國農業(yè)碳交易項目僅有3個，且均為沼氣工程項目，僅占總數(shù)的2.3%，減排量占總量的2.8%[4]?？梢姡覈r業(yè)碳交易的市場潛力巨大，發(fā)展前景廣闊。
2 我國農業(yè)碳交易具有良好的生態(tài)及社會經(jīng)濟效應
農業(yè)作為人類社會與自然生態(tài)系統(tǒng)唯一的有機體在參與碳循環(huán)過程中具有碳匯和碳排放等雙重性。一方面，在農業(yè)生產(chǎn)體系中，植物生產(chǎn)包括草地、森林和作物利用太陽能把大氣CO2和水合成碳水化合物，起著碳匯作用；另一方面，植物也需要部分呼吸消耗碳水化合物釋放出CO2的以維持生理活動，形成碳排放。在農業(yè)生態(tài)過程中，即農業(yè)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后等各個環(huán)節(jié)都會耗用能源，造成大量的溫室氣體排放。據(jù)統(tǒng)計，作為溫室效應氣體的大戶二氧化碳，農業(yè)對其貢獻大約為15-25%[5]。實際上農產(chǎn)品生產(chǎn)從土壤到我們生活的每一個環(huán)節(jié)都可能形成大量的碳排放。從添加到農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的輔助能，如化肥、農藥、農用薄膜、機械等工業(yè)能，其生產(chǎn)、制造與使用過程都離不開電力、石油等能源的使用，是農業(yè)參與溫室氣體排放的大戶；農產(chǎn)品的加工、包裝、流通過程也涉及大量能源消耗；各類農業(yè)廢棄物的處理、管理和利用過程也必須消耗能源造成大量的碳排放。
當然，植物生產(chǎn)的碳匯功能遠遠超過碳排放功能，也主要起著碳匯作用，充分利用農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的綠色植物是低碳農業(yè)的核心含義。如何通過農業(yè)碳交易充分利用國際、國內2個CDM市場、自愿碳市場，大力開發(fā)基于AFOLU-VCS 2007 標準，氣候、生物多樣性標準，黃金標準的農業(yè)CDM項目，積極推動中國造林、森林保護、管理與利用、生物工程、可再生能源、綠色、有機農產(chǎn)品、廢棄物綜合利用等農業(yè)碳匯產(chǎn)業(yè)，利用國內外資本和技術發(fā)展低碳農業(yè)，將有利于實現(xiàn)我國農業(yè)良好的社會經(jīng)濟和生態(tài)效應。
2.1 我國農業(yè)碳交易的綠色生態(tài)經(jīng)濟效應
農業(yè)碳交易的的碳匯是通過綠色植物的光和作用實現(xiàn)的，和自然生態(tài)系統(tǒng)的森林與其他植被亞生態(tài)系統(tǒng)、水生亞生態(tài)系統(tǒng)一樣，農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的作物同樣是吸收和固定大氣中二氧化碳的主要動力。不管這部分同化物以生物量、廢棄物抑或是制作成各種生活用品等都可以暫時捕捉碳，或通過以各種形式扣押碳而“永久”埋藏在地下。這就是作為農業(yè)碳交易的碳匯的根本之所在，而充分利用農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的景觀空間從而實現(xiàn)最大可能的綠色覆蓋率是其根本途徑。
在過去200年里， 由于農業(yè)土地利用的變化， 即由自然生態(tài)系統(tǒng)向人類管理生態(tài)系統(tǒng)的轉換， 已經(jīng)導致了大約相當于同期化石燃料燃燒向大氣中排放的CO2 量。如毀林開荒、放牧、種植經(jīng)濟收益高的作物、棄牧毀草開墾、草場退化、農田侵蝕性退化、土地沙化等都是降低農業(yè)的碳匯功能增加碳排放功能。森林和草場破壞所引起的大氣CO2濃度變化：一方面，植物通過光合作用吸收固定CO2的數(shù)量減少；另一方面，被毀壞林木、草通過燃燒或腐解而釋放到大氣中的CO2數(shù)量增加。土地利用變化是目前大氣中碳含量增加的第二大來源，約占人類活動總排放量的20%，其作用僅次于化石燃料的燃燒[6]。此外，但由于大量施用化肥，加速了農田土壤中有機碳的礦化，進而向大氣中排放了大量的CO2和CH4等溫室氣體。向土壤中施用石灰能夠降低土壤的酸性，促進作物生長；但是碳酸鹽和重碳酸鹽的溶解和釋放過程中也會產(chǎn)生大量的CO2。尿素施用過程中碳素的易揮發(fā)性也導致大量CO2的損失
一般而言，農業(yè)溫室氣體減排遠比其他溫室氣體減排便宜，只需通過轉換農業(yè)耕作方式即能增加土壤中的有機質，減少碳排放。據(jù)統(tǒng)計，我國尚有0.57億公頃宜林荒山荒地、0.54億公頃左右的宜林沙荒地、相當數(shù)量的25度以上的陡坡耕地和未利用地可用于植樹造林，擴大森林面積尚有較大空間。另外，我國現(xiàn)有100公頃以上的各類濕地總面積達3848萬公頃。加大濕地保護力度，可以減少因濕地退化或被占用、破壞而導致的溫室氣體排放。因此，通過農業(yè)碳交易的資本和技術的支持，加大生物措施，控制林地水土流失，保護林地土壤，促進和加速森林土壤發(fā)育，促使非森林土壤轉化為森林土壤，提高森林土壤固碳能力。如我國可以加大在一些自然條件比較惡劣，生態(tài)環(huán)境比較脆弱的地區(qū)退耕還林、退耕還草的力度，加強林牧地、農地以及濕地保護力度，通過類似免耕和輪流放牧等農牧業(yè)方式，通過農業(yè)活動減少的碳排放量可以去彌補人類活動的溫室氣體排放，從而實現(xiàn)良好的綠色生態(tài)經(jīng)濟效應。
2.2 我國農業(yè)碳交易的農業(yè)循環(huán)經(jīng)濟效應
美國經(jīng)濟學家鮑爾丁認為，循環(huán)經(jīng)濟的要義是在人、自然資源和科學技術的大系統(tǒng)內，在資源投入、企業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)品消費及其廢棄的全過程中，把傳統(tǒng)的依賴資源消耗的線形增長經(jīng)濟轉變成為依靠半態(tài)型資源循環(huán)來發(fā)展的經(jīng)濟。如果說低碳經(jīng)濟是咋為應對氣侯變暖最有效的經(jīng)濟方式，它是高碳工業(yè)化時代最具有特征的可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟方式，那么循環(huán)經(jīng)濟作為以節(jié)約型和環(huán)境友好型為特征的經(jīng)濟方式，就成為即便在低碳經(jīng)濟時代也能適應可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟方式。如果說綠色經(jīng)濟作為應對高碳工業(yè)化時代灰色經(jīng)濟的一種最適合人類生存的生態(tài)經(jīng)濟，那么循環(huán)經(jīng)濟就是構建這種綠色生態(tài)經(jīng)濟的方法或實現(xiàn)這種環(huán)境的路徑[7]。如果說綠色生態(tài)經(jīng)濟作為應對高碳工業(yè)化時代灰色經(jīng)濟的一種最適合人類生存的生態(tài)經(jīng)濟，那么循環(huán)經(jīng)濟就是構建這種綠色生態(tài)經(jīng)濟的實現(xiàn)路徑。
據(jù)測算，到2020年，我國農村地區(qū)人均商品消耗將由0.62噸標煤增加到1.99噸標煤，其增量相當于我國能源發(fā)展中長期規(guī)劃（2005-2020）能源消耗增量的60%。我國每年產(chǎn)生的農作物秸稈達6億噸，其中約有3億噸，可以作為飼料、建材或能源使用（折合1.5億噸標準煤）。聯(lián)合國糧農組織公布的《家畜的長期影響》報告說：“導致全球環(huán)境惡化的最主要因素有二至三個，家畜是其中之一”。10.5億頭牛排放的二氧化碳占全球總量的18%，污染程度甚于汽車尾氣。如利用3億噸秸稈制造“減少牛羊廢氣排放的飼料”（菊芋、甜高梁）可減排溫室氣體，節(jié)約糧食0.5～1.2億噸，相當于0.5～1.2億畝“噸糧田”。另外，我國每年的畜禽糞便約30億噸，也是農村主要的污染源，若有效利用，可以生產(chǎn)數(shù)量巨大的沼氣和沼渣。由于沼氣（發(fā)電）能量來自植物當年固定的碳水化合物所攜帶的太陽能，即污染物零排放。沼氣和天然氣的有效成分均為甲烷，可替代燃煤發(fā)電和汽車用油，改善農村環(huán)境，減排溫室氣體。
我國化肥利用率是35%，農藥利用率只有30%。由于大量施用化肥，加速排放了二氧化碳和甲烷。單一施用化肥的地塊，排放的甲烷量是化肥配施豬糞地塊的3倍，是不施肥地塊的27倍[8]。沼氣和大量沼渣（有機肥）替代化肥，不但減排了溫室氣體，還有利于大量的中低產(chǎn)田改造。由此可見，農業(yè)碳交易有利于轉變當前我國農業(yè)普遍存在的能源高消耗、廢物高排放、環(huán)境高污染農業(yè)增長方式，建立資源節(jié)約型、循環(huán)利用型的農業(yè)經(jīng)濟體系。
2.3 我國農業(yè)碳交易的社會經(jīng)濟效應
農業(yè)碳交易也可以通過造林、森林保護與管理、可再生能源、綠色農產(chǎn)品、有機農產(chǎn)品、廢棄物綜合利用等農業(yè)碳匯產(chǎn)業(yè)，充分利用國內外資本和先進農業(yè)技術，促進我國農村的社會經(jīng)濟發(fā)展。
（1）拓展農村就業(yè)渠道，增加就業(yè)。農業(yè)碳交易一方面可以通過還林還草，苗木種植、造林、森林保護和管理，以及綠色、有機農產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)發(fā)展等為農民創(chuàng)造了就業(yè)機會；據(jù)中國社科院潘家華研究員2009年在“林業(yè)部門應對氣候變化的就業(yè)效應”研究，到2020年，我國通過推進植樹造林可新增短期就業(yè)崗位4762萬個[9]。另一方面也可以通過廢棄物綜合利用等農業(yè)碳匯產(chǎn)業(yè)，通過循環(huán)利用和產(chǎn)業(yè)鏈的延展，如農民從事秸稈收集、運輸、儲存、加工和銷售等增加新的就業(yè)崗位。（2）促進農民增收節(jié)支。一方面，農民可以通過農業(yè)碳交易出售減排溫室氣體獲得一定的額外收入和補貼。 如美國農牧場參與碳匯項目，每英畝每年有希望獲得2美元的碳匯收入[10]。同時，因為碳交易市場類似于商品交易市場，價格是浮動的，碳交易項目的合同允許每年設定碳價，碳交易是通過電子交易平臺進行的；如果農戶通過農業(yè)碳交易項目能夠獲得一定的較高收入，既可以提高他們參與農業(yè)碳交易的積極性，又能增加收入。另一方面，農民也可以通過農業(yè)碳交易，通過能源工程和廢棄物處理項目節(jié)省了家庭的生活燃料費用、化肥和農藥費用以及土壤固碳技術等增加農業(yè)產(chǎn)量，促進農民增收節(jié)支。而這對于高度依賴農業(yè)發(fā)展的我國部分貧困人口而言，意義尤為重大。據(jù)統(tǒng)計資料顯示，2008年我國貧困戶中純農戶占59.7%，貧困戶的經(jīng)營范圍仍然主要局限在農業(yè)領域[11] 。（3）促進現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展。資本和技術的不充分是我國部分農村地區(qū)發(fā)展緩慢的一大瓶頸，農業(yè)碳交易項目可以為農村發(fā)展帶來的發(fā)達國家的先進農業(yè)應用技術、發(fā)展產(chǎn)業(yè)的資金支持以及市場信息，有利于農業(yè)發(fā)展的多樣化、現(xiàn)代化。綠色農業(yè)、有機農業(yè)、立體農業(yè)、觀光農業(yè)、標準農業(yè)發(fā)展不僅可以促進農村和農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，也可以滿足國內外市場對于安全、營養(yǎng)、健康及多樣化的農產(chǎn)品的需求。（4）優(yōu)化農村社會生活環(huán)境。農業(yè)碳交易除了能夠緩解溫室氣體排放，還可以優(yōu)化農村地區(qū)的生態(tài)環(huán)境，保護生物多樣性，增強地區(qū)對環(huán)境變化的抵御能力。我國農村地區(qū)能源供應緊張，多以燃煤、燃燒柴薪為主，燃燒柴薪容易造成空氣污染；另外，畜禽糞便及其他生活廢棄物也容易污染環(huán)境，成為影響農村地區(qū)人們身心健康的一大威脅。農業(yè)碳交易項目既可以通過農田耕作的低碳技術可以保持水土，增強土壤肥力，通過可再生能源的開發(fā)以較低的成本為農戶提供能源服務，能夠減少薪柴的燃燒，凈化空氣；也可以畜禽糞便處理的項目如沼氣池項目可以提供新的生活燃料，通過秸稈發(fā)電和甘蔗渣發(fā)電等項目可以提供電力等減少農村的生產(chǎn)生活環(huán)境污染，優(yōu)化農民生存環(huán)境。此外，還可以通過農業(yè)碳交易的一系列能力建設活動，強化農民的低碳和環(huán)保意識，樹立可持續(xù)發(fā)展觀。
3 我國農業(yè)碳交易市場發(fā)展的對策
3.1 不斷完善我國農業(yè)碳交易市場
目前國際碳交易市場規(guī)則還在制定、完善中，各國、各地區(qū)初步形成了自己的區(qū)域性的碳交易市場，發(fā)展比較成熟的有歐盟CO2排放量交易體系、芝加哥氣候交易所等。我國農業(yè)碳交易應該在充分了解、把握國際市場規(guī)則的基礎上，結合我國《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年（2011―2015年）規(guī)劃綱要》關于“建立完善溫室氣體排放統(tǒng)計核算制度，逐步建立碳排放交易市場”“增加森林碳匯”等精神，以清潔發(fā)展機制為核心，逐步引入農業(yè)碳交易機制，設立農業(yè)碳基金，拓展農業(yè)資本市場，用于碳匯的收購交易，從事節(jié)能減排的投資活動；同時結合我國財政政策、科技計劃，增加對農業(yè)碳交易的公共投入，通過稅費減免、財政扶持、引入社會資本等方式支持農業(yè)碳交易的關鍵技術的研發(fā)、示范和推廣工作，推動農業(yè)碳匯項目的開展；同時，通過規(guī)范自愿減排的流程、評定機構、規(guī)則限定等內容，搭建農業(yè)碳交易市場平臺，完善農業(yè)碳交易市場機制。
3.2 通過政府引導和法律約束推動市場主體積極參與農業(yè)碳交易
農業(yè)碳交易市場主體包括供求雙方：需求方包括“參與自愿購碳，選擇低碳生活或生產(chǎn)、實現(xiàn)社會責任”的個人、團體及企業(yè)；也包括在實施碳排放限額后，部分企業(yè)在其生產(chǎn)經(jīng)營中需要使用碳排放許可來排放污染物或者其排放量超過了排放定額，在引進先進技術進行自身減排、購買其他企業(yè)減排額或進行農業(yè)碳交易中，經(jīng)權衡參與市場農業(yè)碳交易的企業(yè)。
供給者一般是農業(yè)資源的所有者或經(jīng)營者，包括擁有農業(yè)資源的個人、農戶、家庭農場、企業(yè)以及其他實體。供給方參與碳交易能夠給他們帶來額外的正向的經(jīng)濟補償，特別是我國一些自然條件比較惡劣的西北部地區(qū)，通過農業(yè)碳交易退耕還林還草、整體搬遷等可以獲得良好的經(jīng)濟、社會、生態(tài)效益。
從目前國際市場碳交易形式來看，碳交易一般包括兩種型態(tài)：總量控制或配額交易體系和自愿減排交易體系?？偭靠刂苹蚺漕~交易體系，也叫強制減排體系，政府確定一個國家一定時期碳排放總量，對具體企業(yè)的溫室氣體排放確定配額，企業(yè)的實際排放如果低于配額，就可以把剩余的配額進入碳市場賣出或留存；實際排放如果超出配額，就要在碳市場買入超出配額部分；自愿減排交易體系按照交易所與會員約定的減排額度確定會員的減排配額，碳市場只是交易余缺的配額，從而促使企業(yè)進行技術改造和提高管理水平，減少溫室氣體排放。
據(jù)此，我國農業(yè)碳交易應該通過政府引導和法律約束推動市場主體積極參與農業(yè)碳交易。一方面遵循自愿交易原則。引導企業(yè)主體從非盈利目標出發(fā)（如企業(yè)社會責任、品牌建設、社會效益等）自愿進行碳減排交易以實現(xiàn)其目標。讓交易主體以“自愿”的動機聚集在一起，確定自己的排放額度，并到碳交易市場購買碳匯的行為。另一方面通過政府主導和法律約束原則，通過國家或政府主導，行政、法律約束，規(guī)定排碳主體必須參加交易。確定區(qū)域內企業(yè)二氧化碳排放權限，如果企業(yè)能夠使其實際排放量大于分配到的排放許可量，該企業(yè)就必須到市場上購買碳匯或者自身節(jié)能減排，否則，將會受到重罰。同時如果節(jié)約了排放權，則可以將剩余的排放權放到碳排放市場上出售，獲取利潤。
3.3 規(guī)范農業(yè)碳交易市場的交易客體
交易客體為農業(yè)碳交易形成的碳匯單位、及可類比的碳排放額度中一位。這種交易客體以二氧化碳當量為換算標準的碳排放權現(xiàn)貨指標，碳排放企業(yè)在交易市場獲得了現(xiàn)貨指標后，就獲得了相應的溫室氣體排放權，指標持有者可以用碳排放額度抵消其自身的超額碳排放，也可以在碳交易市場公開出售，從而形成減排或固碳項目形成的碳排放權的“票據(jù)”。 現(xiàn)行產(chǎn)品定價可以參考國際市場碳交易價格，也可以采用成本加成定價法：即有環(huán)保部門和農業(yè)部門對農業(yè)碳匯產(chǎn)生的成木進行核算，加上交易費用及一定比例的內部利潤，以此作為基準定價，加快農業(yè)碳交易市場交易客體標準化、規(guī)范化。
3.4 積極培養(yǎng)農業(yè)碳交易市場中介
篇7
關鍵詞： 碳金融；碳交易；碳金融市場
中圖分類號：F83 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2012）22-0162-020 引言
作為應對氣候變化市場化的一項重要解決方案，全球溫室氣體，主要是二氧化碳（CO2，簡稱碳）排放交易市場的形成，使碳排放權成為了一種稀缺資源，碳交易市場的快速發(fā)展衍生出與碳交易相關的金融需求，碳金融應運而生。在目前的全球經(jīng)濟條件下，從短期來看，碳金融的創(chuàng)新可以有效地刺激金融市場的復蘇，對于全球金融業(yè)的持續(xù)發(fā)展具有重要的意義；從長期看，碳金融能夠催生經(jīng)濟從傳統(tǒng)高碳模式過渡到新型的低碳模式。隨著總量管制和排放交易計劃及其他監(jiān)管措施的逐步完善，碳金融必然會成為減緩和適應氣候變化、災害管理和實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的一個低成本的有效途徑。
1 碳金融的含義
關于碳金融，目前國內外還沒有一個公認的概念。自歐洲氣候交易所(European Climate Exchange，ECX)2005年陸續(xù)推出碳排放權的期貨、期權后，碳排放權具有商品屬性。其價格信號功能引導經(jīng)濟主體把碳排放成本作為影響投資的一項重要的因素，從而促使環(huán)境外部成本內部化。按照世界銀行自2002年始已連續(xù)出版8年的《碳市場現(xiàn)狀和趨勢》給出的嚴格定義，碳金融指為購買產(chǎn)生(或預計產(chǎn)生)溫室氣體(二氧化碳)減排量的項目提供資源(World Bank，2009)，其定義限定為碳減排項目投融資，應為碳融資，所以狹義的講，碳金融指以碳排放權期貨和期權為代表的金融衍生產(chǎn)品，而廣義的碳金融則指泛指所有服務于減少溫室氣體排放的各種金融制度安排和金融交易活動，包括碳排放權及其衍生品的交易和投資、低碳項目開發(fā)的投融資以及其他相關的金融中介活動。現(xiàn)階段國內排放權交易所和環(huán)境交易所尚未開展碳期貨和期權交易，金融界尚未大規(guī)模介入碳市場。
2 我國商業(yè)銀行碳金融業(yè)務發(fā)展現(xiàn)狀
作為一個發(fā)展中國家，中國有極其豐富和極具有潛力的碳減排資源和碳減排市場，但碳金融市場及業(yè)務發(fā)展相對落后。國際銀行的經(jīng)營方式多位混業(yè)經(jīng)營，因此其參與碳金融市場的方式也并不僅僅局限于商業(yè)信貸，更多樣化的方式為金融的衍生品，比如期權、期貨、基金、債券以及對低碳清潔項目的直接投資，而我國的商業(yè)銀行是不能進行投資業(yè)務的，所以這與我國商業(yè)銀行參與碳金融業(yè)務存在很大的差異。在《京都議定書》提出的三種減排機制中，即聯(lián)合履約(JI，第6條)，清潔發(fā)展機制(Clean Development Mechanism，以下簡稱CDM，第12條)和排放貿易(ER，第17條)。中國所能參與的只有CDM一個。目前商業(yè)銀行業(yè)不能從事投資業(yè)務，由于我國的銀行目前實行分業(yè)經(jīng)營機制，因此,商業(yè)銀行也絕對不能進行股權投資。在這種情況下，國內商業(yè)銀行涉及碳金融領域最多的還是在節(jié)能減排項目貸款等綠色信貸方面。除此之外，只有少數(shù)銀行（如興業(yè)銀行、浦發(fā)銀行、光大銀行）發(fā)展了CDM咨詢中介及相關項目，雖然我國商業(yè)銀行目前開展的碳金融業(yè)務較為單一，但是CDM市場前景十分廣闊。據(jù)國際金融公司(IFC)預測，發(fā)達國家在未來的三年中將需要通過CDM項目購買約合2億-4億噸的二氧化碳溫室氣體，才能完成在《京都議定書》下的承諾。而我國目前可提供CDM所需項目的一半以上，約合1億-2億噸的二氧化碳溫室氣體。在這種機制下，中國企業(yè)可以得到數(shù)十萬億美元的融資機會。盡管2007年爆發(fā)的金融風暴肆虐全球，但是我國CDM項目發(fā)展不僅沒有受到阻礙,反而呈現(xiàn)跳躍發(fā)展勢頭。根據(jù)聯(lián)合國氣候變化框架公約(UNFCCC)網(wǎng)站顯示，截至2010年2月19日，全球共有2055個經(jīng)聯(lián)合國清潔發(fā)展機制執(zhí)行理事會(EB)批準的CDM項目，中國占了748個，占36.4%；全球平均年CERs額度344,057,077噸，中國占59.28%。我國在CDM項目數(shù)量及CERs額度上都在世界上處在領先位置。
由此可見，我們國家銀行業(yè)在碳金融方面有很大的拓展空間，但是相對于西方發(fā)達國家，所開展的業(yè)務仍處于初級階段，缺乏相關的專業(yè)知識及項目業(yè)務能力，在未來很難與其他金融機構在碳金融業(yè)務上相抗衡，這對我國銀行業(yè)，尤其是商業(yè)銀行的發(fā)展也是一個嚴峻的挑戰(zhàn)。
3 長春市商業(yè)銀行發(fā)展碳金融業(yè)務制約因素
篇8
作者簡介：李楠，碩士，主要研究方向為區(qū)域經(jīng)濟學。
（中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，湖北 武漢430073）
摘要 從人口結構角度探討碳排放問題，有利于正確判斷和把握影響碳排放量的人口因素，有的放矢地制定碳減排政策，應對我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變有著重要的理論和現(xiàn)實意義。本文利用我國1995-2007年碳排放量、人口總數(shù)、人口的城市化率、老齡化率和反映人口消費結構的恩格爾系數(shù)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重等時間序列數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗和多元回歸模型作為分析工具，對我國人口結構與碳排放量之間的關系做了實證分析。結果發(fā)現(xiàn)：①1995-2007年間，人口結構中的人口城市化率、人口的消費結構、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重對碳排放量均存在正向影響，而人口規(guī)模對碳排放量的影響在模型中卻表現(xiàn)為負效應；②相對于人口規(guī)模，人口的結構特征對碳排放量的影響越來越大，其中人口的城市化率對碳排放量的正向影響最大，說明中國的碳排放量與城市化的進程存在著密切關系；③人口的老齡化對二氧化碳排放量具有負效應，人口老齡化的加快對長期碳排放有抑制作用，所以在未來實現(xiàn)碳減排會逐漸成為可能。最后，針對分析結果，探討了未來我國的碳減排策略，以期能有效地控制人口因素對我國碳排放增長的影響。
關鍵詞碳排放量；人口結構；協(xié)整理論；格蘭杰檢驗
中圖分類號 N94；X196文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2011）06-0019-05doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.06.004
隨著低碳問題日益成為熱點，越來越多的人開始關注低碳，國內外很多學者也展開了對碳排放量影響因素的研究。當前我國正在積極建設資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會，因此理清碳排放量的影響因素至關重要。碳排放量是由一個國家的經(jīng)濟發(fā)展程度、技術水平、能源結構、經(jīng)濟結構、人口結構等眾多因素共同作用決定的。根據(jù)IEA（2009）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2007年中國消費化石燃料而排放的CO2已經(jīng)超過美國，成為全球第一大CO2排放國［1］。作為世界上最大的發(fā)展中國家，由于我國人口眾多，能源消耗巨大，并且隨著人口的增長，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的加快以及經(jīng)濟的發(fā)展，我國的碳排放總量不可避免地會逐年增長，因此在碳減排方面將會面臨巨大的壓力和挑戰(zhàn)。從人口結構視角探討碳排放問題，不僅有利于正確判斷和把握碳減排壓力的人口因素，而且有助于提高碳減排政策決策的針對性和可操作性，因此研究人口因素對碳排放量的影響具有一定的現(xiàn)實意義和理論意義。
1 文獻綜述
關于碳排放量與人口因素之間的關聯(lián)關系，國內外許多學者進行了大量的研究。其中，關于人口總量與碳排放的關系研究：Birdsall［2］認為較多的人口不僅會加大對能源的需求，而且快速增長的人口還會導致森林和耕地的破壞，二者共同作用導致了溫室氣體排放量的增加。Knapp［3］通過對全球CO2排放量與全球總人口進行Granger因果檢驗得出：雖然兩者之間不存在長期協(xié)整關系，但是全球總人口的增加是全球CO2排放量增長的原因。
關于人口特征與碳排放的關系研究：Michael等［4］采用能源――經(jīng)濟增長模型研究了美國人口年齡結構對能源消費及碳排放的影響。結果表明：在人口壓力不大的情況下，人口老齡化對長期碳排放有抑制作用，這種作用在一定的條件下甚至會大于技術進步的因素。宋杰鯤［5］認為15-64歲的人口和城市人口占總人口的比例越大，消費的能源和資源就越多，對碳排放量的貢獻也就越大。
關于人口消費結構與碳排放的關系研究：魏一鳴等［6］采用CLA分析框架，分析了1999-2002年中國居民的消費結構與能源消費及碳排放的關系，得出約30%的CO2排放與居民的消費方式有關。彭希哲等［7］應用STIRPAT擴展模型，考察近30年來我國人口規(guī)模、居民消費及技術進步因素對碳排放的影響。研究發(fā)現(xiàn)居民消費水平的提高與碳排放增長高度相關――財富增長刺激了人們消費的欲望，而消費增長帶動了能源需求的增長，進而增加了對碳的排放。遲遠英等［8］認為經(jīng)濟水平的提高使得越來越多的居民存在非理性和過度消費行為，居民消費結構的改變增加了對能源供應的需求，因此也增加了碳減排的壓力。
由此可見，以往的關于人口結構因素對碳排放量綜合影響的相關研究還較少，且缺乏深入的探討。本文從既有文獻出發(fā)，并結合中國1995-2007年的碳排放量與反映人口結構的相關數(shù)據(jù)，主要考察以下五個變量對碳排放量的影響：人口總數(shù)、人口的城市化率、老齡化率、恩格爾系數(shù)和第二產(chǎn)業(yè)人口占總從業(yè)人口的比重。
2 模型設計及數(shù)據(jù)說明
2.1 模型構建與變量選擇
如何更科學和更合理地評估人口結構對碳排放量的影響，制定針對人口結構的相應的碳減排政策，是未來實現(xiàn)低碳的一項工作。本文通過分析人口結構對碳排放量的實證考察，試圖找出人口結構與碳排放量之間的一些內在聯(lián)系，希望對決策者在制定針對人口結構的碳減排的長期政策時，可以提供一些理論和數(shù)據(jù)的支撐。
本文在以往研究的基礎上，結合中國1995-2007年的碳排放量與反映人口結構的相關數(shù)據(jù)，主要從人口的城市化結構、產(chǎn)業(yè)結構、消費結構和年齡結構五個方面來考察中國人口結構因素對碳排放量的影響：其中人口規(guī)模是影響碳排放量的重要因素，因此本文假設，在其它條件相同的情況下，人口總量與碳排放量呈正相關關系；人口的城市化率反映了一個國家的經(jīng)濟發(fā)展狀況，一個國家的城市化率越高，對能源的需求越大，假設人口的城市化率與碳排放量之間存在正相關關系；第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口所占比重的經(jīng)濟含義是：第二產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟中公認的碳排放量最大的部門，所以該部門的勞動人口越多，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大，因而碳排放量也就越大；在其它因素保持不變的條件下，假設碳排放量與人口的老齡化率是反方向變動；恩格爾系數(shù)是衡量居民消費結構的重要指標，在一定程度上反映了居民的收入水平，高收入人群購買奢侈品和炫耀品等高碳產(chǎn)品的可能性較大，假設恩格爾系數(shù)越低，對碳排放量的影響越大。因此，此處依據(jù)這五個指標構建了人口結構因素對碳排放量影響的理論模型，如公式（1）。
YF（X1，X2，X3，X4，X5）（1）
在上式中，Y表示碳排放量；X1為人口總數(shù)；X2為人口的城市化率；X3為人口的老齡化率；X4為恩格爾系數(shù)；X5為第二產(chǎn)業(yè)人口占總從業(yè)人口的比重。
本文選取的樣本區(qū)間為1995-2007年，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒和中國能源統(tǒng)計年鑒，采用的計量軟件是Eviews5.0。由于對時間序列數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換后不會改變數(shù)據(jù)的特性，卻能使數(shù)據(jù)趨勢線性化并一定程度上消除時間序列的異方差，因此，在實證分析時分別對變量取對數(shù)。構造的碳排放人口結構影響因素的實證模型如公式（2）：
LnYC0+C1LnPtotal+C2LnPcity+C3LnPage+C4Plife
+C5Pind（2）
式中：Y為碳排放量；Ptotal為總人口數(shù)；Pcity為人口的城市化率；Page為人口的老齡化率；Plife為恩格爾系數(shù)；Pind為第二產(chǎn)業(yè)人口占從業(yè)人口的比重。C0為截距項，C1-C4為各變量的系數(shù)。
2.2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述
1995-2007年，我國的碳排放量增加了98.7%，在人口增長了9.09%的同時，人口的結構也發(fā)生了一定的變化，其中人口的老齡化率和城市化率有了大幅度的提高，分別增加了2.65%、15.9%，第二產(chǎn)業(yè)人口的從業(yè)比重增加了3.8%，恩格爾系數(shù)從1995年的54.35%下降到39.7%，如表1所示。人口結構的改變在一定程度上會給碳排放量帶來一定的影響，本文采用人口的城市化率和人口的老齡化率來反映人口的基本特征；用恩格爾系數(shù)來反映人口的消費結構，因為恩格爾系數(shù)的改變帶動著居民消費結構的改變，消費結構的改變進而又影響著對碳的排放；因為第二產(chǎn)業(yè)是碳排放的一大影響點，因此用第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重來表示人口的產(chǎn)業(yè)結構，可以從側面來反映人口結構對碳排放量的影響。
3 人口結構對碳排放量影響的實證分析
3.1 單位根檢驗
為了防止虛假回歸，在協(xié)整分析之前必須進行單位根檢驗。單位根檢驗對于檢查時間序列的平穩(wěn)性非常重要，如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，則說明序列中包含單積成分，在估計方程之前必須進行差分。本文采用ADF檢驗法，分別對每個變量的原序列和二階差分序列形式進行檢驗。檢驗結果見表2。
通過表2可知，各個變量的ADF統(tǒng)計量的值，都比顯著水平為10%的臨界值小，所以拒絕序列LnY、LnPtotal 、LnPcity 、LnPage 、LnPlife和LnPind有單位根的原假設，即所有序列都是平穩(wěn)的，且經(jīng)過二階差分之后，從表2中可以看出這些變量在1%的顯著水平下為二階單整的，這就意味著這些變量之間可能存在著長期均衡關系，可進一步做協(xié)整檢驗。
3.2 協(xié)整檢驗
協(xié)整分析的目的在于檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，協(xié)整檢驗的基本思想是：如果兩個（或兩個以上）的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表
表1 我國碳排放量與人口結構變動表
Tab.1 China’s population structure and carbon emission
注：人口規(guī)模、人口城市化結構、人口年齡結構、人口消費結構、人口產(chǎn)業(yè)結構分別以總人口、城市化率、老齡化率、恩格爾系數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重表示。
數(shù)據(jù)來源：根據(jù)國家統(tǒng)計局歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》。
表2 單位根檢驗
Tab.2 Unit Root Tests
現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，即協(xié)整關系。對LnY、LnPtotal 、LnPcity 、LnPage 、LnPlife和LnPind采用最小二乘法進行回歸，結果如下式所示：
R20.9942；SE0.0254；F241.87；DW2.79
從上式可以看出，模型的擬合優(yōu)度高達0.9942，除了LnPlife的t值不是很顯著外，其它變量的t值的絕對值都大于2，且DW值與2很接近，F(xiàn)統(tǒng)計量也通過了相關檢驗，說明變量之間關系顯著，進而可對殘差序列u進行單位根檢驗。殘差序列單位根檢驗顯示：殘差序列u在1%的顯著水平下平穩(wěn)，可得出結論：回歸方程中LnY、LnPtotal、LnPcity、LnPage、LnPlife和LnPind之間存在長期平穩(wěn)關系。
3.3 格蘭杰因果關系檢驗
協(xié)整檢驗結果只是說明了因變量和自變量之間具有協(xié)整關系，是否具有因果關系還需借助格蘭杰檢驗來考察。格蘭杰因果檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關系。接下來運用該方法來檢驗當滯后期為1時，LnY和 LnPtotal、LnPcity 、LnPage、LnPlife、LnPind之間的因果關系。檢驗結果見表3。
由表3的檢驗結果可以看出，在5%的顯著水平下，LnY是LnPtotal和LnPind的格蘭杰因果原因，LnPind是LnY的
表3 格蘭杰因果檢驗
Tab.3 Granger causality test
注：*代表在5%的水平下顯著；**代表在10%的水平下顯著。
格蘭杰因果原因。同時，在10%的顯著水平下LnPage是的格蘭杰原因。但是，LnPlife和LnY之間不是互為因果關系。
3.4 回歸結果與分析
（1）從回歸結果來看，碳排放量與總人口數(shù)之間的系數(shù)為負值，與模型假設相背離，雖然人口總量對二氧化碳排放量具有增量效應，即人口越多，使用和消耗的能源越多，產(chǎn)生的二氧化碳排放量越大，但是高人口增長并不必然伴隨高碳排放量。近十幾年以來，我國的經(jīng)濟和技術處在高速發(fā)展的狀態(tài)，雖然人口基數(shù)大，但計劃生育政策的實施加之高速發(fā)展的技術，使得技術進步率大于人口增長率，即各種能源利用效率的提高，可以解釋碳排放量與人口總數(shù)之間存在的負效應。
（2）老齡化人口的比例對二氧化碳排放量具有負效應，說明當老齡人口比例增長速度越大時，二氧化碳排放量增速就會有所減緩，即隨著老齡化進程的加快，“人口紅利”的逐步消退，在未來實現(xiàn)碳減排會逐漸成為可能，人口的老齡化對長期碳排放有抑制作用。
（3）回歸結果顯示人口的城市化率對碳排放量的正向影響最大，主要存在兩種方式：一是快速的城市化深刻的影響著居民的消費結構，城市化進程的加快不僅使城市居民越來越傾向于發(fā)展型和享樂型的高碳商品，而且城市居民對農村居民的“示范效應”也深刻的改變著農村居民的生活和消費方式，進而增大了對碳排放的貢獻。二是城市化的進程帶來的耕地和林地的減少也間接導致了碳排放量的增加。
（4）研究還發(fā)現(xiàn)：第二產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人口占總人口的比例對碳排放量具有一定的影響，第二產(chǎn)業(yè)人口的比重在一定程度上反映了一個地區(qū)或國家的工業(yè)化程度，該產(chǎn)業(yè)人口的比重越高，說明工業(yè)化程度越大，因為工業(yè)排碳是碳排放的重要組成部分，同而該變量也間接的反映了第二產(chǎn)業(yè)對碳排放量的影響。因此要注重提高人口素質，在城市化建設中要注重優(yōu)化人口結構、提高勞動力素質，為提升產(chǎn)業(yè)結構、發(fā)展節(jié)能環(huán)保的技術密集型產(chǎn)業(yè)做準備。
（5）恩格爾系數(shù)反映了居民的消費結構，在一定程度上反映了居民的收入水平。不同的收入水平下，居民的生活方式和消費方式存在著差異。收入的不平等還會帶來資源利用的無效率，具有較低恩格爾系數(shù)的人群對應著高收入的人群，該類人群購買奢侈品和炫耀性商品等高碳商品的機率很大，因此對碳排放的影響也就大。但人們的消費水平對碳排放量不存在因果關系，可能的原因是：我國現(xiàn)在還處在經(jīng)濟發(fā)展階段，人民的生活水平還不是太高，還沒有達到大規(guī)模、大范圍消費高碳產(chǎn)品的生活方式的階段。因此，要逐步引導居民消費模式向可持續(xù)消費方向發(fā)展，防止過度消費的爆發(fā)性增長，同時也要注重提高人們的環(huán)保意識、節(jié)約意識，引導正確的生產(chǎn)和生活方式，如在家庭中推廣使用節(jié)能燈和節(jié)能電器，網(wǎng)上支付賬單，拒絕使用一次性塑料袋，選乘公交車等，有效降底CO2的排放。
4 結論與啟示
本文通過人口因素對碳排量影響的實證檢驗，我們發(fā)現(xiàn)人口結構對碳排放有顯著的影響。近年來，人口結構的不斷變化，使得人口結構對碳排放量的影響遠遠大于人口規(guī)模這一單一因素。我們認為，人口結構的研究結果顯示出人口總量變化在解釋碳排放量變化上存在一定的缺陷。
近十幾年以來，我國人口總量增長減慢，但由于人口結構的改變，使得人口總量對碳排放量增長的積極作用被消弱。通過人口結構對碳排放量影響的模型分析，我們認為，在分析人口因素對碳排放量的影響上，過多地關注人口總量對碳排放量的影響，會造成一定程度的政策誤導。因此，當我們在研究人口、資源與環(huán)境的關系時，應當更多的重視與關注人口結構對其的影響。從本文的實證結果得出：隨著我國城市化和工業(yè)化進程的加快，人口的城市化率、人口的消費結構、二產(chǎn)從業(yè)人口比重會給我國的碳減排帶來一定的壓力，在碳減排的政策建議中，應當推廣有利于可持續(xù)發(fā)展的人口結構模式，從而更有效地控制人口因素對碳排放增長的影響，因此在實行碳減排政策時要注意一下幾個問題：
首先，由于我國正處于工業(yè)化和現(xiàn)代化加速發(fā)展的階段，而推動我國經(jīng)濟增長的主體是第二產(chǎn)業(yè)，加之人口紅利期的存在，勞動力數(shù)量、質量和價格具有明顯的優(yōu)勢，得以形成和保持很高的第二產(chǎn)業(yè)人口比重，這使得這種主要依靠第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟足以支撐碳排放量的高速增長，因此這種高碳特征突出的“發(fā)展型碳排放”是我國可持續(xù)發(fā)展過程中不可回避的一大制約，同時又由于工業(yè)部門的“重化結構”和生產(chǎn)技術水平落后，又加重了我國經(jīng)濟的高碳特征。所以要從逐步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構著手，減少第二產(chǎn)業(yè)對碳排放的貢獻。其次，我國城市化進程的加快，不僅深刻的影響并改變著城鎮(zhèn)居民的消費水平和消費方式，而且這種影響通過“示范效應”也改變著農村居民的消費結構――高消費水平和高碳消費方式，這種改變將會對碳排放量的增加產(chǎn)生極大的促進作用，與此同時，城市化帶來的大城市的過度擴張造成的大量的能源浪費以及森林土地的破壞，也給碳減排帶來了巨大的壓力。因此，建立良好的城鎮(zhèn)居民對農村居民的“示范效應”對于實現(xiàn)碳減排具有重要的現(xiàn)實意義。再次，隨著中國人口老齡化進程的進一步加速，使得現(xiàn)有的人口紅利會逐步消退，老齡人口的增多在一定程度上會給消費領域和生產(chǎn)領域的碳排放產(chǎn)生消極的影響，因此，老齡化對碳排放的抑制作用在一定程度上有利于實現(xiàn)我國的低碳經(jīng)濟發(fā)展?？傊?，我們認為，在制定碳減排的相關政策時，不應忽視人口結構因素，在碳減排的政策建議中，應當積極推廣有利可持續(xù)發(fā)展和適應我國經(jīng)濟轉型的人口結構模式，從而有效地控制人口因素對碳排放增長的影響。
參考文獻（References）
［1］王鋒，吳麗華，楊超. 中國經(jīng)濟發(fā)展中碳排放增長的驅動因素研究［J］. 經(jīng)濟研究，2010，（2）：123-135. ［Wang Feng，Wu Lihua，Yang Chao. Driving Factors for Growth of Carbon Dioxide Emissions during Economic Development in China ［J］. Economic Research, 2010，（2）：123-135.］
［2］Birdsall N. Another look at Population and Global Warming: Population, Health and Nutrition Policy Research［C］.Working Paper, Washington, D C: World Bank, WPS 1020, 1992.
［3］Knapp T, Mookerjee R. Population Growth and Global CO2 Emissions ［J］.Energy Policy，1996，24（1）：31-37.
［4］Dalton M，O’Neill B，Prskawetz A，et al. Population Aging and Future Carbon Emissions in the United States［J］. Energy Economics，2008，30：642-675.
［5］宋杰鯤. 我國二氧化碳排放量的影響因素及減排對策分析［J］. 價格理論與實踐，2010，（1）：37-38. ［Song Jiekun. The Analysis of China’s Carbon Dioxide Emissions Factors and Abatement Strategies. Price Theory and Practice，2010，（1）：37-38. ］
［6］We Yiming，Liu Lancui，F(xiàn)an Ying，Wu Gang. The Impact of Lifestyle on Energy Use and CO2 Emission：An Empirical Analysis of China’s Residents ［J］. Energy Policy，2007,（35）：247-257.
［7］彭希哲，朱勤. 我國人口態(tài)勢與消費模式對碳排放的影響分析［J］. 人口研究，2010，34（1）：48-57.［ Peng Xizhe，Zhu Qin. Impacts of Population Dynamics and Consumption Pattern on Carbon Emission in China ［J］. Population Research，2010，34（1）：48-57.］
［8］遲遠英，牛東曉，沈瀅，劉志. 基于協(xié)整的影響我國碳排放因素的模型研究［J］. 華東電力，2010，38（5）：647-650. ［Chi Yuanying，Niu Dongxiao，Shen Ying，Liu Zhi. The Model Research of Influencing China Carbon Emission Factors Based on The Co-integrated Methods ［J］. East China Electric Power，2010，38（5）：647-650.］
Study on Impact from Population Structure on Carbon Emissions in China
LI Nan SHAO Kai WANG Qian-jin
（School of Public Management，Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan Hubei 430073，China）
篇9
[關鍵詞]碳排放；驅動因素；因素分解；LMDI
[中圖分類號]F2992[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）32-0072-03
1模型構建
在擴展卡亞（Kaya）恒等式的基礎上，采用LMDI分解法對河北省碳排放驅動因素的貢獻度進行測算。為提高碳排放量計算的準確度，采用了第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和居民生活消費的15種能源品種來構建分解模型，并把碳排放總量C分解為國民經(jīng)濟三次產(chǎn)業(yè)部門的碳排放量C1和居民生活部門的碳排放量C2。
燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、其他石油制品和天然氣等15種燃料。各變量的含義見表1。
基于式（1），第 t期相對于第t-1期碳排放變化量的LMDI加和分解可以表示為：
LEI[]生活能源強度，即居民單位收入的能源消費量，計算公式為：LEI=Ei/TI
由于各類能源的碳排放系數(shù)不變，在實際應用中一般取常量，因此在進行因素分解時，ΔCF=0，可以不做考慮。根據(jù)LMD1分解法對各因素進行分解，得到：
2計算結果及分析
2.1對碳排放量分類分析
按照河北省能源消費量及碳排放系數(shù)，計算得到1995—2009年河北省各部門和各能源品種的碳排放量。從總量來看，河北省碳排放量總體呈上升趨勢，從1995年的4193.63萬噸增長到2009年的11628.38萬噸，差不多增長了1.8倍。但從增長率曲線來看，各年增長幅度差異很大，大體經(jīng)歷了“緩慢增長—快速增長—增速下降”三個階段。1996—2001年為緩慢增長期，這期間碳排放量增長率最高不超過5%；但從2002年開始隨著宏觀經(jīng)濟逐步走出通貨緊縮的陰影，河北省也開始了新一輪投資快速增長期，帶動了全社會能源需求的大幅上升，碳排放增速迅速提升至2002年的12.29%，增速最高的2005年甚至達到了3022%；之后隨著“十一五”規(guī)劃目標的推出，河北省加大了節(jié)能減排的力度，單位GDP能源消費量逐年下降，碳排放增速逐漸出現(xiàn)了回落，2005年以來碳排放的增長速度逐漸放慢。
從產(chǎn)業(yè)貢獻來看，第二產(chǎn)業(yè)對碳排放量的貢獻最大，1995—2009年的平均貢獻率高達 829%，其中工業(yè)的貢獻率為81.4%，這表明河北省處于工業(yè)化快速發(fā)展時期，并且重工業(yè)特征突出。除第二產(chǎn)業(yè)外，居民生活部門的平均貢獻率達到97%；第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的平均貢獻率分別為109% 和603%。從貢獻率的變化來看，第一產(chǎn)業(yè)和居民生活部門的貢獻率趨于下降，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率趨于上升，但第三產(chǎn)業(yè)的上升幅度較小。從能源貢獻來看，原煤、柴油、汽油和焦炭是影響河北省碳排放的4種主要能源。1995—2009年，4種能源碳排放的平均貢獻率達到了 88.12%。在4種主要能源中又以原煤對碳排放量的貢獻最大，平均貢獻率為4961%，接近五成。受能源消費結構調整的影響，1995—2009年河北省原煤的碳排放比重從6027%下降至37.17%，而焦炭的碳排放量持續(xù)上升，且碳排放占比相應提高。盡管近年隨著交通運輸業(yè)和汽車制造業(yè)的快速發(fā)展，對柴油和汽油的需求量有所提高，但其碳排放的貢獻率相對穩(wěn)定，在1.5%～4.5%波動。
2.2對驅動因素的分類分析
通過擴展的卡亞（Kaya）恒等式，得到了影響碳排放的7個驅動因素，即生產(chǎn)能源強度因素、生活能源強度因素、能源結構因素、產(chǎn)業(yè)結構因素、人均產(chǎn)出因素、人均收入因素和人口規(guī)模因素。將這7個驅動因素進一步劃分為4類，即能源強度效應、結構調整效應、經(jīng)濟發(fā)展效應和人口規(guī)模效應。利用LMDI分解法，計算得到各驅動因素對碳排放量的貢獻值（如表2所示）?？傮w上看，經(jīng)濟發(fā)展、人口規(guī)模和結構效應對碳排放量的增長產(chǎn)生正向驅動效應，能源強度則產(chǎn)生負向驅動效應。由于正向驅動效應大于負向驅動效應致使河北省碳排放量呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢。
（1）能源強度效應。按照部門，能源強度可以分為生產(chǎn)部門能源強度和生活部門能源強度。如果某一部門能源強度下降，說明該部門能源利用效率提高。在其他因素保持不變的情況下，該部門能源消費所產(chǎn)生的碳排放量必然減少，因而能源強度下降對碳排放產(chǎn)生負向驅動效應。
表2的結果表明，能源強度效應對碳排放量的確存在負向驅動作用，其中又以生產(chǎn)部門能源強度效應最為明顯，1996—2009年累積降低碳排放311106萬噸，貢獻率達48.2%。但期間也有波動：ΔCPEI的值在2000—2001年、2002—2003年、2004—2005年和2007—2008年4個時段為正，表明這些年份的能源強度出現(xiàn)了不利于碳排放降低的變化。圖1直觀印證了這一點，圖1表明1995—2009年河北省生產(chǎn)部門能源強度總體呈下降趨勢（從1995年的603噸標準煤/萬元下降到2009年的3.55噸標準煤/萬元），這主要得益于第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的帶動。但在2001年、2003年和2005年三個年份的工業(yè)能源強度的小幅上升帶動了第二產(chǎn)業(yè)乃至整個生產(chǎn)部門能源強度的同向波動。值得注意的是，2008年第二產(chǎn)業(yè)能源強度的上升則是由于建筑業(yè)能源強度的大幅上升造成的。生活部門能源強度是指居民每單位收入所消費的能源量。一般而言，由于受到生活習慣、消費方式等因素的影響，居民生活能源消費的收入彈性較低，不會隨收入的增加而大幅增長。從1996—2009年間的總體發(fā)展趨勢來看，居民生活部門能源強度對碳排放量的增長基本是產(chǎn)生負的驅動影響。在15年間生活部門能源強度對碳排放量的驅動力達796.47萬噸，貢獻率達11.9%。上述分析表明，降低生產(chǎn)部門尤其是第二產(chǎn)業(yè)（工業(yè)）的能源強度，是實現(xiàn)河北省碳減排的重點；降低居民生活能源強度雖然能在一定程度上減緩碳排放量的增長，因為其涉及居民生活習慣和消費方式的改變，需要有一個長期的過程，但蘊藏著較大的潛力。
圖11995—2009年河北省生產(chǎn)部門、第二產(chǎn)業(yè)及工業(yè)能源強度
（2）結構調整效應。結構調整效應具體包括了能源結構效應和產(chǎn)業(yè)結構效應。能源結構效應是指能源品種結構的調整對碳排放量的影響。一般而言，煤炭類能源消耗的碳排放因子最大，其次是石油類能源，天然氣的碳排放因子最小。因此，如果其他因素不變，能源結構中的煤炭類能源消耗比重下降，石油類產(chǎn)品和天然氣的比重即使上升，碳排放量也會減少，反之，碳排放量增加。從分解結果來看，能源結構變化對碳排放量的影響有限，這是由于河北省能源結構比較單一，嚴重依賴煤炭，煤炭在一次能源消費中的比重超過90%，且短期內難以改變，燃料結構的“高碳”特征依然明顯。
對于產(chǎn)業(yè)結構效應來說，由于1995—2009年河北省第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的能源消費量占比平均值分別為084%，85.81%和275%，可見第二產(chǎn)業(yè)的能源消耗量和碳排放量在三次產(chǎn)業(yè)中最大。如果第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在國內生產(chǎn)總值中的比重不斷提高，那么勢必導致能源消費總量不斷增加，碳排放量也必然持續(xù)增長。從1995—2009年，第一產(chǎn)業(yè)比重由22.16%下降至1281%，第二產(chǎn)業(yè)比重則由46.42%升至51.98%，其中工業(yè)產(chǎn)值比重由4037%升至46.32%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重由31.42%上升至35.21%。這種以工業(yè)規(guī)模不斷擴張為特征的經(jīng)濟結構變動，對化石能源消費總量增長起到了巨大的推動作用。表2的結果顯示：樣本期間，經(jīng)濟結構變動對碳排放量增長起到了一定的推動作用，其平均貢獻為7.4%。可見，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，逐步降低工業(yè)在經(jīng)濟中的比重將是實現(xiàn)河北碳減排的一個政策選擇。
（3）經(jīng)濟發(fā)展效應。經(jīng)濟發(fā)展的本質是一個經(jīng)濟體中全體居民的人均產(chǎn)出和人均收入的增長。一般而言，當產(chǎn)出水平提高時，能源消費量隨之提高，從而碳排放量相應增加；當收入水平提高時，勢必增加居民對汽車、冰箱、空調等耐用消費品的需求，導致能源消費量和碳排放量的相應增加。從分解結果來看，人均產(chǎn)出成為河北省碳排放量增長最主要的推動因素。1995—2009年，河北省人均產(chǎn)出水平提高了3.1倍，對碳排放的貢獻值提高了1.3倍。人均收入對碳排放同樣產(chǎn)生正向推動作用，但影響相對較小，在該時期對碳排放的累積貢獻率為98%。
綜合來看，經(jīng)濟發(fā)展成為推動河北省碳排放量增長的主導性因素。究其原因，與河北省碳排放演化的階段性不無關系。經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與碳排放關系的演化存在 3個倒U型曲線高峰規(guī)律，即該演化過程需要先后跨越碳排放強度倒U型曲線高峰、人均碳排放量倒U型曲線高峰和碳排放總量倒U型曲線高峰。在不同的演化階段，驅動因素的影響和貢獻存在明顯差異。在碳排放強度高峰之前階段，碳排放增長主要由能源、碳密集型技術進步驅動；在碳排放強度高峰到人均碳排放量高峰階段，則主要由經(jīng)濟增長驅動；在人均碳排放量高峰到碳排放總量高峰階段，則主要由碳減排技術進步驅動；進入碳排放總量穩(wěn)定下降階段后，碳減排技術進步占據(jù)了絕對的主導地位。通過觀察1995—2009年河北省碳排放強度、人均碳排放量、碳排放總量的變化趨勢可以發(fā)現(xiàn)，河北省已經(jīng)跨越了碳排放強度高峰階段，碳排放強度逐年下降，但仍處于碳排放強度高峰到人均碳排放量高峰階段，經(jīng)濟增長成為這一階段碳排放增長的主要驅動力，本文的實證結果也表明人均GDP增長是碳排放量增長的最大驅動因素，其平均貢獻達到132.1%，遠大于任何一個驅動因素的貢獻。因此，河北省在減少碳排放、 發(fā)展低碳經(jīng)濟的過程中，必須權衡減排與發(fā)展的關系，在保證經(jīng)濟發(fā)展不受影響的條件下，實現(xiàn)發(fā)展與減排的雙贏。
（4）人口規(guī)模效應。人口規(guī)模的擴大對碳排放量具有正向驅動作用。盡管1995—2009年期間河北省人口總數(shù)僅以年均063%的速度增長，但由于人口基數(shù)較大，人口增長對碳排放的正向驅動效應不斷增強，再加上由于城市化進程的不斷加快，大量農業(yè)人口進入城市從事第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的工作，居民的消費規(guī)模和消費模式發(fā)生了顯著變化，使得經(jīng)濟產(chǎn)出的持續(xù)增長以及與之相應的能源消費增長成為居民生產(chǎn)與發(fā)展的基本需求，從而推動了碳排放量的持續(xù)增長。
3結論
（1）提高能源效率是節(jié)能減排最為有效的方式。目前，河北省傳統(tǒng)的粗放式發(fā)展模式還未得到根本改變，普遍存在著能源效率低、浪費大的問題，在節(jié)約能源、提高能效方面有著巨大的潛力，提高能源效率應從微觀主體入手，充分利用市場機制，適度提高能源價格，加之使用補貼、稅收等手段，達到政府、企業(yè)和個人的激勵相容，形成節(jié)能減排的利益認同和一致行動。
篇10
1.1碳金融概念目前，國內外對于“碳金融”尚未形成一個統(tǒng)一的概念。國外主要從環(huán)境金融中應對氣候變化方面延伸出碳金融概念。索羅亞·拉巴特和羅德尼·懷特在2007年出版的《碳金融：氣候變化的金融啟示》一書中認為，碳金融是指探討在碳排放受限制約束的情況下，在一個排放二氧化碳等溫室氣體必須付出代價的世界中所產(chǎn)生的金融問題。因此，碳金融的定義包括三層含義：一是代表環(huán)境金融的一個分支；二是探討與碳約束社會有關的金融財務風險與機會；三是預期會產(chǎn)生相應的基于市場的工具，用來轉移環(huán)境風險和完成環(huán)境目標[1]。國內的謝懷筑、于李娜（2010）從狹義和廣義兩個角度對碳金融做出界定：狹義上，碳金融是指企業(yè)就政府分配的溫室氣體排放權進行市場交易所導致的金融活動；廣義上，碳金融則泛指服務于限制碳排放的所有金融活動[2]。本文所研究的碳金融則指在《京都議定書》框架下特定從事金融行業(yè)的主體所進行的限制溫室氣體排放的金融活動,包括銀行貸款、碳交易中介服務、直接投融資、碳指標交易、碳金融衍生品交易等。
1.2國外銀行業(yè)碳金融業(yè)務現(xiàn)狀分析國外銀行業(yè)碳金融業(yè)務發(fā)展比較成熟。其碳金融業(yè)務由最初的為碳交易提供貸款和中介服務逐漸發(fā)展為直接投融資、參與碳指標交易及碳金融衍生品交易等方面。本文在對國外銀行業(yè)碳金融業(yè)務分析基礎上，總結歸納得出國外銀行業(yè)現(xiàn)有碳金融業(yè)務類型如表1所示。
從表1可以看出，國外銀行業(yè)碳金融業(yè)務呈現(xiàn)多樣化特征，其業(yè)務既有對傳統(tǒng)銀行業(yè)務的創(chuàng)新，同時也開發(fā)出碳金融中介服務、碳指標交易和碳金融衍生品交易等新型業(yè)務。國外銀行業(yè)已經(jīng)成為碳交易市場的重要參與者。
2商業(yè)銀行發(fā)展碳金融業(yè)務的SWOT分析
長期以來，我國商業(yè)銀行的存貸款業(yè)務比重高達90%，幾乎沒有業(yè)務創(chuàng)新，這種單一的經(jīng)營方式直接導致商業(yè)銀行的利潤空間越來越窄。因此我國商業(yè)銀行迫切需要一個契機改變這一現(xiàn)狀。自碳金融出現(xiàn)以來，各國金融機構積極參與其中，我國商業(yè)銀行也邁出了可喜的一步。截至2009年年末，興業(yè)銀行累計發(fā)放節(jié)能減排項目貸款223筆，金額165.83億元。2008年，浦發(fā)銀行率先推出針對綠色產(chǎn)業(yè)的《綠色融資綜合服務方案》[3]。但是，隨著碳金融的愈演愈烈，我國商業(yè)銀行對碳金融的參與不應僅僅是這一步。為了商業(yè)銀行更好的開展碳金融業(yè)務，本文根據(jù)SWOT法，從優(yōu)勢、劣勢、機會和威脅四方面來進行分析。
2.1優(yōu)勢①有利的政治經(jīng)濟環(huán)境。我國很早就提出了科學發(fā)展觀這一重大戰(zhàn)略思想，提倡建設“環(huán)境友好型”和“資源節(jié)約型”社會。因此，當碳金融在全球興起時，我國能較快的對其做出積極的應對。這為商業(yè)銀行發(fā)展碳金融業(yè)務創(chuàng)造了一個積極的政治經(jīng)濟環(huán)境。②巨大的發(fā)展空間。我國擁有十分豐富的碳減排資源。截至目前，我國提供的碳減排量約占全球市場的1/3，并有增長態(tài)勢。此外，根據(jù)《京都議定書》，中國在2012年以前不需要承擔減排義務，在中國境內減少的溫室氣體排放量，都可以以有價商品的形式出售給發(fā)達國家[4]。這為商業(yè)銀行帶來了巨大的業(yè)務發(fā)展空間。③明顯的成本優(yōu)勢。在發(fā)達國家，溫室氣體的減排成本為100美元/噸碳以上。而在中國，其成本僅為發(fā)達國家的1/5左右。這種巨大的成本差異會促使發(fā)達國家企業(yè)在我國尋求合作項目，這為我國商業(yè)銀行開展碳金融業(yè)務提供了機會。
2.2劣勢①碳金融市場尚未健全。截至目前，我國相繼成立了北京環(huán)境交易所、天津排放權交易所等碳交易相關市場，但是仍缺乏成熟的碳交易制度及統(tǒng)一的碳交易平臺，使得碳金融現(xiàn)狀與碳金融市場之間極度的不匹配，一定程度上影響了商業(yè)銀行在碳金融領域的業(yè)務開發(fā)。②碳金融業(yè)務單一。目前，我國商業(yè)銀行在碳金融實踐中的探索主要集中在綠色貸款和CDM項目融資上(CDM即清潔劑發(fā)展機制，指發(fā)達國家提供資金和技術，與發(fā)展中國家開展合作項目，實現(xiàn)“經(jīng)核證的減排量”（CERs）)。如中國銀行積極加大綠色信貸投入，并實行“環(huán)保”一票否決制；興業(yè)銀行開發(fā)并成功運作了7種節(jié)能減排模式用于CDM項目融資[5]。然而，這些舉措僅僅是將其現(xiàn)有傳統(tǒng)業(yè)務復制到碳金融領域，對于較高層次的碳金融投資及衍生品交易仍是一片空白。③相關技術、人才匱乏。相對于傳統(tǒng)業(yè)務，碳金融業(yè)務更需要具備化工、金融、法律、外語等知識的綜合型人才。而我國大部分商業(yè)銀行傾向于引進金融類專業(yè)人才，對于復合型人才的儲備還遠遠不夠。另外，商業(yè)銀行尚未建立起健全的碳金融管理系統(tǒng)和支付應用系統(tǒng)，束縛了碳金融業(yè)務的發(fā)展。
2.3機會①有利于推進商業(yè)銀行的國際化。自我國加入WTO后，商業(yè)銀行面臨的嚴峻問題之一就是憑借什么應對國際上的激烈競爭。碳金融作為全球金融界的“新寵”，其發(fā)展前景十分廣闊。我國商業(yè)銀行要緊緊抓住這一機遇，利用自身優(yōu)勢提高自身在國際碳金融領域的地位。②有利于減輕國際政治壓力。據(jù)國際環(huán)境署2004年12月10日的統(tǒng)計，中國的二氧化碳排放量占全球排放總量的13%，位居世界第二，并有增長的態(tài)勢[6]。美國與歐盟等發(fā)達國家對于《京都議定書》規(guī)定的我國在2012年之前不需要承擔減排義務本身就存在很大不滿。若我國商業(yè)銀行積極參與到碳金融的發(fā)展中，一定程度上有利于減輕我國在國際舞臺上面臨的政治壓力。
2.4威脅對于我國商業(yè)銀行來說，碳金融是一把“雙刃劍”，帶來機遇的同時，也伴隨著極大的未知風險。主要有：①政策風險。《京都議定書》到2012年將失去法律效力，中國在國際碳金融市場的角色具有未知性。因此，我國商業(yè)銀行碳金融業(yè)務的發(fā)展模式與方向存在不確定性。②法律風險。由于碳金融業(yè)務往往涉及國內外多個市場主體,所以容易產(chǎn)生復雜的法律關系,因此商業(yè)銀行開展業(yè)務面臨較大的法律風險。③氣候風險。碳排放與能源的消費正相關，而能源的消費與氣候變化息息相關，因而碳交易市場價格及相關業(yè)務的盈利前景在很大程度上受制于氣候變化[7]。
3我國商業(yè)銀行發(fā)展碳金融業(yè)務的對策
我國商業(yè)銀行應遵循“積極發(fā)揮優(yōu)勢，努力克服劣勢，緊緊抓住機遇，勇敢迎接挑戰(zhàn)”這一主線開展碳金融業(yè)務：
3.1借助宏觀環(huán)境、低成本優(yōu)勢，挖掘碳金融潛力我國的政治經(jīng)濟環(huán)境良好，國家倡導環(huán)境、經(jīng)濟和社會的科學發(fā)展，支持且鼓勵低碳類綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。商業(yè)銀行可以借助這一穩(wěn)健的宏觀環(huán)境，充分利用我國開發(fā)碳減排項目的低成本優(yōu)勢，開發(fā)出多元化的碳金融業(yè)務。
3.2加大政策扶持，健全碳交易市場首先，政府應建立完善的激勵和約束機制，一方面對切實開展碳金融業(yè)務且成績顯著的商業(yè)銀行給予獎勵，另一方面要嚴格處罰違背我國發(fā)展碳金融這一要求的銀行。同時，政府還應出臺減免稅收、財政貼息等扶持政策，調動商業(yè)銀行開展碳金融業(yè)務的積極性。其次，我國還應建立成熟的碳交易制度，制定統(tǒng)一的碳交易規(guī)則，從而形成一個全國性的碳交易市場與平臺，保證商業(yè)銀行碳金融業(yè)務的順利開展。
3.3拓寬碳金融業(yè)務領域目前，我國商業(yè)銀行除了繼續(xù)完善綠色貸款和融資服務，還可以從以下三個方面發(fā)掘碳金融業(yè)務新領域：第一，依托于碳金融的投資業(yè)務。商業(yè)銀行應積極的將投資業(yè)務拓展到碳金融領域，改變以往以“高能耗、高污染”行業(yè)為主導的投資方向，優(yōu)化商業(yè)銀行的業(yè)務結構。第二，基于CDM的中介服務。商業(yè)銀行可以利用其在信息和渠道等方面的優(yōu)勢，為中國的CDM項目出售方和國外購買方提供財務顧問服務，并從中收取一定的費用。此外，商業(yè)銀行還可以通過開設專門的資金賬戶，擔當CDM項目的資金管理人，保證CDM項目下的資金的流動性。第三，碳交易服務。目前，我國還沒有足夠的能力完全參與到碳交易市場中，我國商業(yè)銀行應該虛心學習國外銀行業(yè)在這方面的經(jīng)驗，待時機成熟時介入碳交易市場，參與到碳指標交易中。在此基礎上，還可以考慮開發(fā)碳金融衍生品，構建起我國完善的碳金融服務體系。