鐵 衛(wèi)，宋 爽

（西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710100）

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但依靠巨大能源消耗的粗放外延式的增長(zhǎng)模式卻導(dǎo)致了我國(guó)碳排放量一直居于世界前列。據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2013年我國(guó)能源消費(fèi)總量為37.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，碳排放量超過(guò)100億噸，約占世界碳排放總量的29%，位居世界第一。在全球致力于碳減排的大環(huán)境下，雖然各國(guó)家或組織并未要求我國(guó)制定具體的減排目標(biāo)和時(shí)間表，但作為負(fù)責(zé)任的世界大國(guó)，中國(guó)勇于面對(duì)責(zé)任。政府不僅在《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展長(zhǎng)期規(guī)劃》中承諾：到2020年單位GDP二氧化碳排放比將比2005年下降40%～45%，而且在國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的“十二五”規(guī)劃綱要中政府更是提出中國(guó)應(yīng)對(duì)氣候變化的約束性目標(biāo)：即爭(zhēng)取到2015年，實(shí)現(xiàn)單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的二氧化碳排放比2010年下降17%，單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的能源消耗比2010年下降16%，非化石能源消費(fèi)占一次能源消費(fèi)總量的比重達(dá)到11.4%。然而由于我國(guó)正處于城市化和工業(yè)化中期階段，能源消費(fèi)的粗放型增長(zhǎng)和以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等因素預(yù)示著實(shí)現(xiàn)減排目標(biāo)任重而道遠(yuǎn)。因此，在保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的前提下，如何通過(guò)完善以市場(chǎng)機(jī)制為導(dǎo)向的相關(guān)稅收政策來(lái)優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)而降低碳排量具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

庇古在其《福利經(jīng)濟(jì)學(xué)》中首先提出政府通過(guò)征稅來(lái)解決環(huán)境污染的外部性問(wèn)題，這為碳減排相關(guān)稅收政策的研究奠定了理論基礎(chǔ)。但由于大多數(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家較早開(kāi)征具有直接減排效應(yīng)的二氧化碳稅，使得國(guó)外學(xué)者相關(guān)研究主要集中于碳稅的征收是否具有“雙重紅利”效應(yīng)的爭(zhēng)論［1］。而碳稅在我國(guó)尚未實(shí)施，國(guó)內(nèi)學(xué)者的主要研究視角主要集中于對(duì)國(guó)外碳減排稅收政策的借鑒以及碳減排政策工具——基于價(jià)格機(jī)制的碳稅和基于總量控制的排放權(quán)交易哪種更適合我國(guó)當(dāng)前國(guó)情來(lái)進(jìn)行的理論探討和假設(shè)分析［2］。其中，可量化分析不同環(huán)境政策的碳減排效應(yīng)及其對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)影響的可計(jì)算一般均衡（CGE）模型在這一領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。曹靜（2009）基于2005年的社會(huì)核算矩陣對(duì)實(shí)施碳稅政策進(jìn)行了系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)CGE模型分析，對(duì)排放權(quán)交易和碳稅機(jī)制的比較分析認(rèn)為碳稅政策更適合當(dāng)前我國(guó)的基本國(guó)情［3］。姚昕、劉希穎（2010）通過(guò)求解在增長(zhǎng)約束下基于福利最大化的最優(yōu)碳稅CGE模型發(fā)現(xiàn)：開(kāi)征碳稅不但有利于減少碳排放，提高能源利用效率，而且還可以有效調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［4］。而劉小川、汪曾濤（2009）的研究建議，在當(dāng)前能源價(jià)格由政府主導(dǎo)的情況下，碳稅的減排效果有限，應(yīng)以排放權(quán)交易為主，待能源價(jià)格市場(chǎng)機(jī)制健全后，逐漸過(guò)渡到以碳稅為主題的減排政策體系［5］。李伯濤（2012）則認(rèn)為碳稅和排放權(quán)交易各有優(yōu)劣，關(guān)鍵在于如何對(duì)二者進(jìn)行合理設(shè)計(jì)［6］。但以上研究大多集中于理論分析，現(xiàn)行稅收政策對(duì)碳減排的效應(yīng)分析方面現(xiàn)有文獻(xiàn)還尚不多見(jiàn)，而對(duì)碳稅政策進(jìn)行的動(dòng)態(tài)CGE模擬分析方面，由于CGE模型是基于自上而下的總量分析方法，沒(méi)有充分考慮能源生產(chǎn)與利用過(guò)程中的技術(shù)細(xì)節(jié)，大多數(shù)文獻(xiàn)所采用的技術(shù)進(jìn)步并不能真實(shí)反映減排過(guò)程中技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)減排成本的影響，并且模型中的貼現(xiàn)率、技術(shù)變化、經(jīng)濟(jì)主體的行為假定、閉合規(guī)則的選擇及參數(shù)設(shè)定等因素均具有較大的不確定性，這都會(huì)對(duì)模擬結(jié)果造成較大的影響。

文章基于2005—2011年我國(guó)30個(gè)?。ㄊ校┑拿姘鍞?shù)據(jù)對(duì)中國(guó)二氧化碳排放的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。與上述研究不同的是，鑒于能源政府定價(jià)和碳稅尚未開(kāi)征等客觀(guān)事實(shí)，本文嘗試在拓展的STIRPAT模型框架下，把資源稅、消費(fèi)稅和車(chē)輛購(gòu)置稅等直接或間接影響化石能源消費(fèi)的稅種引入模型中，直接測(cè)度其對(duì)碳排量的影響作用。

三、模型指標(biāo)設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.模型指標(biāo)的設(shè)定

STIRPAT模型是環(huán)境壓力等式IPAT的一般形式，最先由Thomas Dietz et al.（1994）提出，主要目的是定量分析人口規(guī)模（P）、富裕程度（A）、技術(shù)水平（T）對(duì)環(huán)境壓力（I）的影響，其基本形式如下：

兩邊取對(duì)數(shù)后得：

其中，α表示常數(shù)項(xiàng)，β、γ和δ分別為P、A、T的系數(shù)，ei表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于STIRPAT模型不但可以將各系數(shù)作為參數(shù)來(lái)估計(jì)，而且也可以對(duì)各影響因素進(jìn)行適當(dāng)分解［7］。因此，國(guó)內(nèi)外大量文獻(xiàn)通過(guò)對(duì)模型（2）不同程度的改進(jìn)開(kāi)展不同視角的實(shí)證研究。為深入分析我國(guó)現(xiàn)行稅收政策對(duì)碳排放的影響，本文在STIRPAT模型的基礎(chǔ)上對(duì)模型進(jìn)行拓展，通過(guò)引入下列變量，以期更全面地度量各種因素對(duì)碳排放的影響。

原模型中的環(huán)境壓力分別用碳排放總量C和人均碳排放量CM來(lái)度量，由于大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為碳排放有較強(qiáng)的滯后效應(yīng)［8］。因此，本文通過(guò)加入上一期的被解釋變量作為解釋變量來(lái)探析碳排放的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。

原模型中的富裕程度用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y來(lái)表示。鑒于大量實(shí)證研究表明，碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間存在著不同的EKC關(guān)系［9］，為了進(jìn)一步驗(yàn)證，本文將人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分解為一次項(xiàng)、平方項(xiàng)和立方項(xiàng)。

原模型中的技術(shù)水平變量，本文用各地區(qū)能源強(qiáng)度EI（實(shí)際單位GDP的能源消耗）來(lái)代替。

基于我國(guó)目前正處于城市化和工業(yè)化中期階段的基本國(guó)情，結(jié)合前人研究成果，本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、貿(mào)易開(kāi)放度等關(guān)鍵變量引入到模型中來(lái)。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第二產(chǎn)業(yè)GDP占總GDP的比重ST來(lái)表示；城市化水平用非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎豒R來(lái)表示；而貿(mào)易開(kāi)放度主要通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和成分效應(yīng)來(lái)對(duì)碳排放量產(chǎn)生影響［10］，本文用地區(qū)進(jìn)出口總額與GDP的比值Trade來(lái)表示。

除上述因素外，鑒于碳排放活動(dòng)具有較強(qiáng)的外部性特征，本文還引入了資源稅、消費(fèi)稅、車(chē)輛購(gòu)置稅等具有減排效應(yīng)的相關(guān)稅種來(lái)測(cè)度其對(duì)碳排量的影響［3］。其中資源稅、消費(fèi)稅分別通過(guò)對(duì)煤炭等化石能源和高能耗產(chǎn)品征稅，從而增加其生產(chǎn)成本和消費(fèi)價(jià)格，進(jìn)而減少化石能源的產(chǎn)量和高耗能產(chǎn)品的銷(xiāo)量，增加其低能耗替代品的需求量。與此同時(shí)，由于大量機(jī)動(dòng)車(chē)船的使用與能源消費(fèi)有關(guān)，因此車(chē)輛購(gòu)置稅間接地構(gòu)成了一種車(chē)船能源消費(fèi)的代價(jià)，對(duì)碳排放有一定的抑制作用。本文通過(guò)引入三種稅的稅負(fù)RT、CT、BT來(lái)度量其對(duì)碳排放可能產(chǎn)生的影響。

綜合上述分析，本文構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i（i＝1，2，…，30）和t分別代表不同的省市和時(shí)間，CM（C）為人均二氧化碳排放量（碳排放總量），ln為自然對(duì)數(shù)，μi和εit分別表示各截面單元不可觀(guān)測(cè)的個(gè)體差異和隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.模型所涉及數(shù)據(jù)的來(lái)源

由于中國(guó)尚未發(fā)布有關(guān)碳排放總量及行業(yè)碳排放量的官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)［4］，本文采用政府間氣候變化專(zhuān)門(mén)委員會(huì)（IPCC）的推薦方法，各省碳排放量的具體估算公式為：

其中CO2代表估算的該省CO2排放總量，Ci表示該省第i種（i＝1，2，…8，代表8種終端能源）能源產(chǎn)生的CO2排放量；Ei是該省第i種終端能源的實(shí)際消費(fèi)量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。NCVi為轉(zhuǎn)換因子，表示第i種能源每千克或立方米的凈發(fā)熱值，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》附錄中的平均單位發(fā)熱量。CCi和COFi分別表示第i種能源燃燒時(shí)單位熱量的含碳量和氧化率，相關(guān)數(shù)據(jù)分別來(lái)源于IPCC（2006）和《中國(guó)溫室氣體清單研究》。而44表示CO2的摩爾量，12表示C的摩爾量。對(duì)（1）式結(jié)果折標(biāo)煤處理可得到8種終端能源的碳排放因子。如表1所示。

表1 8種終極能源的碳排放因子（單位：t－c／t標(biāo)煤）

根據(jù)以上方法，基于全國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)［5］的相關(guān)數(shù)據(jù)估算出的2005—2011年我國(guó)二氧化碳排放情況如圖1所示。

圖1 2005—2011年我國(guó)30個(gè)省市碳排放總量及年均增長(zhǎng)率

其他相關(guān)指標(biāo)則基于2005—2011年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)整理而得，樣本容量均為210，其中人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y是以2005年為基期，結(jié)合各年GDP指數(shù)計(jì)算而得，從而剔除了物價(jià)水平影響，各變量的統(tǒng)計(jì)性描述及來(lái)源如表2所示。

表2 各解釋變量的統(tǒng)計(jì)描述及數(shù)據(jù)來(lái)源

四、實(shí)證分析

本文使用的數(shù)據(jù)為大N小T結(jié)構(gòu)，由于（2）式中的解釋變量包含因變量的滯后項(xiàng)，故而會(huì)因解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)相關(guān)的問(wèn)題導(dǎo)致模型內(nèi)生性的出現(xiàn)。隨機(jī)干擾項(xiàng)可能存在移動(dòng)平均過(guò)程，所以在采用傳統(tǒng)的固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)會(huì)因上述原因?qū)е聟?shù)估計(jì)的有偏性和非一致性，進(jìn)而扭曲所估參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義?；谶@種情況，本文選用廣義矩（GMM）估計(jì)來(lái)解決上述問(wèn)題。由于GMM估計(jì)是對(duì)目標(biāo)函數(shù)進(jìn)行反復(fù)迭代求解使其收斂到極小值，故其一般不定義經(jīng)典的擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)量，也不定義諸如AIC、SC等信息準(zhǔn)則，取而代之的是以J統(tǒng)計(jì)量，即目標(biāo)函數(shù)迭代收斂達(dá)到的最小值來(lái)評(píng)價(jià)模型估計(jì)的優(yōu)劣。

針對(duì)變量間可能存在多重共線(xiàn)性的問(wèn)題，在回歸前，本文采用方差膨脹因子進(jìn)行了診斷。結(jié)果顯示，模型（3）的方差膨脹因子均在10以?xún)?nèi)，容忍系數(shù)在0.5以下，排除了多重共線(xiàn)性的存在。

基于上述相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果和上文相關(guān)數(shù)據(jù)，本文利用動(dòng)態(tài)面板模型的相關(guān)回歸方法，對(duì)模型（3）相關(guān)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表3和表4所示。在表中，除給出了差分GMM（一步和兩步）估計(jì)量和系統(tǒng)GMM（一步和兩步）估計(jì)量外，為了驗(yàn)證GMM估計(jì)量是有效可行的，本文根據(jù)Bond等人（2001）的檢驗(yàn)方法，還給出了相應(yīng)的混合OLS估計(jì)值及固定效應(yīng)估計(jì)值［6］。所采用的計(jì)量軟件為STATA12.0。

表3 因變量為人均碳排放量自然對(duì)數(shù)（lnCM）的估計(jì)結(jié)果

表4 因變量為碳排放總量自然對(duì)數(shù)（lnC）的估計(jì)結(jié)果

從表3、表4中模型診斷檢驗(yàn)來(lái)看，雖然一步SYS－GMM中Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值較小，但二步SYS－GMM中Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值均在0.1以上，并且采用更具有穩(wěn)健性的Hansen檢驗(yàn)表明在10%的水平下，模型接受工具變量過(guò)度識(shí)別是合理的原假設(shè)。而AR（2）統(tǒng)計(jì)量的p值（0.2470）遠(yuǎn)大于10%的顯著水平，表明模型接受了Areallano－Bond二階序列不相關(guān)的原假設(shè)。與此同時(shí)，被解釋變量的滯后項(xiàng)系數(shù)的GMM估計(jì)值介于混合OLS估計(jì)值與固定效應(yīng)估計(jì)值之間，說(shuō)明GMM估計(jì)值是可靠有效的，未因弱工具變量問(wèn)題而出現(xiàn)嚴(yán)重偏誤，并且各GMM估計(jì)系數(shù)都通過(guò)穩(wěn)健性（Robust）檢驗(yàn)，兩個(gè)模型的估計(jì)系數(shù)符號(hào)基本一致。鑒于兩步SYS－GMM估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性，因此，下文主要基于兩步SYS－GMM估計(jì)系數(shù)進(jìn)行說(shuō)明。從回歸結(jié)果看，無(wú)論是上一期的人均碳排放量lnCMit－1還是碳排放總量lnCit－1都對(duì)本期人均碳排放量lnCMit和碳排放總量lnCit具有顯著的正向影響，其彈性系數(shù)分別為0.4246和0.4735，這說(shuō)明我國(guó)在碳排放方面慣性特征顯著存在。

人均GDP的一次項(xiàng)、三次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)。這表明，我國(guó)碳排放的EKC曲線(xiàn)為“N”型，而不是傳統(tǒng)的“倒U型”。這與何小剛等（2012）研究者的實(shí)證結(jié)論相一致［8］，符合Bruyn和 Opschoor（1997）的“重組假說(shuō)”（Relinking Hypothesis），即中短期內(nèi)環(huán)境壓力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈“倒U型”走勢(shì)（傳統(tǒng)EKC），但從中長(zhǎng)期來(lái)看，由于技術(shù)進(jìn)步與結(jié)構(gòu)變化速度滯后等因素最終會(huì)使環(huán)境壓力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間進(jìn)入一個(gè)新的重組期。

能源強(qiáng)度（EI）、城市化率（UR）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ST）的估計(jì)系數(shù)無(wú)論是在以lnCMit為因變量還是以lnCit為因變量的模型中都顯著為正。其中，能源強(qiáng)度的影響作用最大，即能源強(qiáng)度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，人均碳排放量將會(huì)增加0.07個(gè)百分點(diǎn)，碳排放總量將會(huì)增加0.28個(gè)百分點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)人均碳排放量和碳排放總量的彈性系數(shù)分別為0.04和0.03，而城市化率的影響作用略顯微弱，其彈性系數(shù)分別為0.014和0.02。以上說(shuō)明，在我國(guó)快速的工業(yè)化和城市化進(jìn)程中，依賴(lài)資源高投入、高消耗的粗放型外延式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式?jīng)]有得到有效改善，能源使用效率的低下造成了碳排放的大量增加。而伴隨著城市化和工業(yè)化所帶來(lái)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)創(chuàng)新等激發(fā)效應(yīng)使得其對(duì)碳排放具有一定的抑制作用，從而有效抵消了其促進(jìn)效應(yīng)。

貿(mào)易開(kāi)放度（Trade）對(duì)人均碳排放量的彈性系數(shù)為0.002，而對(duì)碳排放總量的影響更加微弱，僅為0.00057。這表明，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生產(chǎn)技術(shù)的不斷提高，出口產(chǎn)品也由以原材料、資源、低端加工制品等高耗能、高污染的產(chǎn)品逐步向高附加值的低耗產(chǎn)品轉(zhuǎn)變。2008年金融危機(jī)后，各國(guó)的貿(mào)易壁壘使得貿(mào)易對(duì)碳排量的影響越發(fā)微弱。

資源稅通過(guò)對(duì)特定部分資源征稅來(lái)體現(xiàn)國(guó)家對(duì)資源產(chǎn)品的調(diào)控意圖，從而引導(dǎo)開(kāi)發(fā)利用資源時(shí)，優(yōu)先選擇清潔能源。兩步SYS－GMM估計(jì)中，資源稅稅負(fù)（RT）的符號(hào)雖然都為負(fù)，但對(duì)人均碳排放量和碳排放總量的影響作用僅為0.012和0.016，并沒(méi)有達(dá)到其預(yù)期減排效用。這也反映了資源稅2012年以前從量征收的計(jì)稅依據(jù)以及偏低的稅率無(wú)法將高污染、高耗能的能源在開(kāi)發(fā)、轉(zhuǎn)化和使用過(guò)程中的外部成本和消耗狀況完全反映在能源產(chǎn)品的價(jià)格中去。

消費(fèi)稅主要通過(guò)對(duì)最終消費(fèi)品征稅以達(dá)到調(diào)節(jié)和控制高耗能產(chǎn)品的使用進(jìn)而達(dá)到碳減排目的。從模型中看，消費(fèi)稅稅負(fù)（CT）對(duì)人均碳排放量和碳排放總量的影響作用顯著為負(fù)，但彈性系數(shù)偏小，即消費(fèi)稅稅負(fù)（CT）每提高1個(gè)百分點(diǎn)，人均碳排放量和碳排放總量均會(huì)下降0.01個(gè)百分點(diǎn)。這也表明消費(fèi)稅的減排效應(yīng)較為有限，其現(xiàn)行制度尚待完善。

車(chē)輛購(gòu)置稅則通過(guò)提高消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)成本，間接地構(gòu)成了一種車(chē)船能源消費(fèi)的代價(jià)來(lái)限制能源消費(fèi)，進(jìn)而起到碳減排作用。另外，目前車(chē)輛購(gòu)置稅以汽車(chē)節(jié)能情況來(lái)實(shí)施的差別稅率，在引導(dǎo)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)小排量節(jié)能車(chē)的同時(shí)，也鼓勵(lì)了企業(yè)對(duì)小排量節(jié)能車(chē)的研發(fā)和生產(chǎn)。從表3和表4中可見(jiàn)，車(chē)輛購(gòu)置稅稅負(fù)（BT）對(duì)碳排放影響作用顯著為負(fù)，即車(chē)輛購(gòu)置稅稅負(fù)（BT）每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均碳排放量將降低0.06個(gè)百分點(diǎn)，而碳排放總量將下降超過(guò)0.1個(gè)百分點(diǎn)。

五、主要結(jié)論與建議

本文通過(guò)STIPAT模型，分別構(gòu)建以人均碳排放量、碳排放總量為因變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、貿(mào)易開(kāi)放度以及資源稅、消費(fèi)稅、車(chē)輛購(gòu)置稅稅負(fù)為自變量的計(jì)量模型。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響碳排量的首要因素，并且隨著人均GDP的提高，我國(guó)人均碳排放量和碳排放總量會(huì)呈現(xiàn)一種先升高后降低再升高的“N”型走勢(shì)。能源利用效率偏低、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尚待優(yōu)化也是造成我國(guó)目前碳排放量居高不下的重要原因，而城市化率影響不甚明顯。而現(xiàn)行相關(guān)稅收政策中，資源稅、消費(fèi)稅對(duì)碳排量的抑制效應(yīng)微弱，而車(chē)輛購(gòu)置稅通過(guò)間接限制能源的消費(fèi)對(duì)碳排放的影響相較于其他稅種顯著。

由以上結(jié)論可知，我國(guó)現(xiàn)行稅制中，具有碳減排作用的相關(guān)稅種對(duì)碳排放行為的影響作用較小，而發(fā)達(dá)國(guó)家普遍采用的具有直接減排作用的碳稅目前還尚未開(kāi)征，這都說(shuō)明了現(xiàn)階段我國(guó)限制碳排放行為的稅制體系還不夠完善。因此，今后一個(gè)階段通過(guò)整合和完善現(xiàn)行稅制中具有碳減排功能的稅種，開(kāi)征具有直接減排效應(yīng)的新稅種或稅目，通過(guò)構(gòu)建綠色稅收體系制定相應(yīng)的稅收政策影響碳排放行為，對(duì)在保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的前提下完成碳減排目標(biāo)具有深遠(yuǎn)意義。具體措施如下：一是統(tǒng)籌稅費(fèi)，通過(guò)對(duì)資源的開(kāi)發(fā)環(huán)節(jié)的稅費(fèi)調(diào)整，將環(huán)境損害成本和資源價(jià)格完全反映到能源價(jià)格中；二是通過(guò)完善資源稅、消費(fèi)稅稅收制度，擴(kuò)大消費(fèi)稅征稅范圍，適度提高高耗能產(chǎn)品的稅率來(lái)增加能源的使用成本，引導(dǎo)能源的消費(fèi)行為和使用方式；三是適時(shí)開(kāi)征碳稅，在直接促進(jìn)碳減排和節(jié)約能源消費(fèi)的同時(shí)，為低碳技術(shù)的創(chuàng)新和大規(guī)模應(yīng)用提供穩(wěn)定的價(jià)格信號(hào)；四是對(duì)環(huán)保能源、節(jié)能設(shè)備以及低碳產(chǎn)品通過(guò)增值稅、企業(yè)所得稅、關(guān)稅等不同形式的優(yōu)惠政策來(lái)鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行低碳科技研發(fā)。

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