碳排放對經(jīng)濟發(fā)展的影響范文

前言：我們精心挑選了數(shù)篇優(yōu)質(zhì)碳排放對經(jīng)濟發(fā)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(fā)，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(jīng)濟快速發(fā)展，江蘇省直接碳排放量顯著增長。2001年~2010年省內(nèi)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(fā)展低碳經(jīng)濟方面具有新能源開發(fā)、科技創(chuàng)新等優(yōu)勢，但省內(nèi)高碳產(chǎn)業(yè)仍占主導(dǎo)地位，節(jié)能降碳形勢依然嚴峻。因此，分析江蘇省對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長和碳排放之間的關(guān)系，探索適合江蘇省發(fā)展的低碳模式，有利于江蘇省貿(mào)易政策的調(diào)整和進一步落實可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。

對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長和碳排放這三者的動態(tài)關(guān)系一直是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要問題。目前主要研究成果有：DaboGuanetal(關(guān)大博等，2008)利用中國1980年~2030年的碳排放量實際和預(yù)測數(shù)據(jù)，分析得出促進我國碳排放量持續(xù)增長的三大主要因素分別為家庭消費、出口貿(mào)易以及資本投資。[StreteskyaLynchb(斯垂特斯卡林奇，2009)結(jié)合269個國家1989年?2003年的出口貿(mào)易以及二氧化碳排放量，研究結(jié)論表明全球大部分國家出口貿(mào)易的發(fā)展導(dǎo)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(jīng)合組織（OECD)國家對外貿(mào)易以及二氧化碳排放量的數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)論表明這27個國家的對外貿(mào)易對其二氧化碳排放量的正向效應(yīng)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(jīng)成為當務(wù)之急。沈利生(2008)結(jié)合投入產(chǎn)出模型，具體研究了我國對外貿(mào)易對S02排放量的影響，研究結(jié)論表明，導(dǎo)致我國對外貿(mào)易污染排放逆差的主要原因是不斷增加的外貿(mào)順差和出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的惡化。陶長琪(2010)等運用ARDL模型，結(jié)合我國1971年~2008年的面板數(shù)據(jù)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(mào)易系數(shù)的作用效應(yīng)，結(jié)論顯示這三者與對外貿(mào)易系數(shù)存在長期的正向效應(yīng)。^李鍇(2011)等利用中國1997年~2008年的二氧化碳排放量，面板數(shù)據(jù)覆蓋我國30個省份，全面分析了各省份對外貿(mào)易系數(shù)與二氧化碳排放量之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明對外貿(mào)易系數(shù)與我國各省份二氧化碳排放量之間存在長期均衡關(guān)系，對外貿(mào)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(lián)立的形式，結(jié)合統(tǒng)計數(shù)據(jù)，基于系統(tǒng)中內(nèi)生變量的滯后值函數(shù)構(gòu)建形成的模型，從而實現(xiàn)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(shù)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(nèi)生向量，xt為d維外生向量，p為滯后階數(shù)，kxk維矩陣屯，L，$p和kxk維矩陣0是系數(shù)矩陣，&為k維隨機誤差向量，T為樣本個數(shù)。

(二）變量的選擇

筆者共選取3個變量分別是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿(mào)易依存度（Ft)為模型指標。模型中還涉及到各期對外貿(mào)易總量、各期人民幣匯率以及人口數(shù)量的數(shù)據(jù)均取自1995年~2013年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。對外貿(mào)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(mào)易依存度=進出口貿(mào)易總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值x100%

(2) 二氧化碳(CO0排放量=KxE

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

其中，進出口貿(mào)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(shù)。

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(shù)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(tǒng)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(fā)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(shù)轉(zhuǎn)換，其目的在于使實證數(shù)據(jù)趨向線性的同時又可以有效消除異方差的影響，設(shè)變量人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿(mào)易依存度(Ft)分別為LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)。筆者分析的結(jié)果均通過Eviews7.2計算得出。

(三）實證分析

1.穩(wěn)定性檢驗

本文共涉及3個系統(tǒng)變量分別為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿(mào)易依存度（Ft)，建立無約束且滯后期為P的VAR模型，依據(jù)PLR、FPE、AIC、SC和HQ等準則確定VAR模型的滯后期P，表2分析結(jié)果表明P為2。VAR模型的穩(wěn)定性可以根據(jù)其所有特征根模的倒數(shù)是否小于1來判斷，當模型所有特征根的模的倒數(shù)均小于1則模型穩(wěn)定。如圖1所示，VAR(2)的特征根模的倒數(shù)均在半徑為1的圓的范圍內(nèi)。因此，VAR(2)穩(wěn)定，具備進行脈沖響應(yīng)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(xiàn)象并測度變量的平穩(wěn)性水平。如表3結(jié)果所示，LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應(yīng)的5%臨界值，即變量為非平穩(wěn)。而其對應(yīng)的一階差分ALN(Gt)、ALN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應(yīng)的5%臨界值，表明變量的一階差分通過了平穩(wěn)的顯著性檢驗，為一階單整。

ADF檢驗結(jié)果表明變量LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)在5%的顯著水平下為非平穩(wěn)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(wěn)，為一階單整。ADF檢驗結(jié)果表明ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)都服從1(1)，據(jù)此可以進行協(xié)整檢驗。Johansen檢驗是在VAR模型的基礎(chǔ)上產(chǎn)生多變量協(xié)整檢驗方法。表4中Johansen檢驗結(jié)果表明，跡檢驗以最大特征

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

4.Granger因果關(guān)系檢驗

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

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

5.脈沖分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以捕捉變量之間全面復(fù)雜的動態(tài)關(guān)系，根據(jù)建立的VAR(2)模型，分別作出它們的脈沖響應(yīng)函數(shù)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(yīng)的程度；實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)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(mào)易和經(jīng)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(yīng)，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(nèi)會大量下降，但在長期內(nèi)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(mào)易信息的一個標準化沖擊響應(yīng)后，先是迅速提高，達到正效應(yīng)最大值，然后逐漸衰退，隨后又經(jīng)歷一輪小幅升降才趨于平穩(wěn)，這表明從長期來看，江蘇省碳排放對對外貿(mào)易帶來同向的沖擊作用，短期內(nèi)碳排放促進對外貿(mào)易的增加。碳排放對經(jīng)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(yīng)慢慢減弱，第2期開始回升并趨于0，說明在短期內(nèi)江蘇省碳排放對經(jīng)濟增長有一定的影響，且對未來經(jīng)濟增長的作用效應(yīng)不明顯。

(2) 對外貿(mào)易對碳排放和經(jīng)濟增長的影響

對外貿(mào)易對碳排放信息的一個標準化沖擊后正向效應(yīng)開始衰弱，第三期以后緩慢增加，但處于負效應(yīng)狀態(tài)。表明江蘇省對外貿(mào)易的增長短期內(nèi)會促進碳排放的增加，長期來看并不具有促進作用。對外貿(mào)易對自身信息的一個標準化沖擊響應(yīng)，同樣是迅速下降然后繼續(xù)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(mào)易對經(jīng)濟增長信息的一個標準化沖擊的響應(yīng)，負向效應(yīng)由降轉(zhuǎn)升并逐漸趨于0，這表明短期內(nèi)江蘇省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長并不具有促進作用。

(3) 經(jīng)濟增長對碳排放和對外貿(mào)易的影響

經(jīng)濟增長對碳排放信息的一個標準化沖擊響應(yīng)，碳排放迅速增加，第2期達到效應(yīng)的最大值，然后開始緩慢減少趨于0附近，表明江蘇省經(jīng)濟增長對碳排放具有正向持久的沖擊作用，這與前文協(xié)整理論分析的結(jié)果吻合。經(jīng)濟增長對對外貿(mào)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(yīng)，且該正向沖擊作用一直持續(xù)到第10期，說明江蘇省經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易同樣具有積極作用。經(jīng)濟增長對自身信息的一個標準化沖擊，首先是正向效應(yīng)迅速下降，直到第5期基本保持穩(wěn)定，表明江蘇省經(jīng)濟增長在短期內(nèi)對自身有一定的促進作用，但這種作用持續(xù)的時間不長。

1. 方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)形象地展示了一個變量的沖擊對另一個變量的動態(tài)影響路徑，而要準確地計算出每一個結(jié)構(gòu)沖擊對每個內(nèi)生變量變化貢獻的數(shù)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(jié)果如表6所示

從表6可以看出，碳排放對自身的預(yù)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(wěn)定水平上，可見碳排放受到其自身的影響不大。經(jīng)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(jīng)濟增長對碳排放具有抑制效應(yīng)，這和近幾年來江蘇省提倡節(jié)能減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟相關(guān)。對外貿(mào)易對碳排放的貢獻率在第二期達到2.5%后又回落趨于穩(wěn)定，充分說明了對外貿(mào)易發(fā)展在短期內(nèi)會引起碳排放的增加。

第2篇

關(guān)鍵詞：碳排放；機動車碳稅；低碳經(jīng)濟

一、引言

隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，環(huán)境問題日益突出，這嚴重影響我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和人民生活幸福指數(shù)的提高。因此我國政府對在發(fā)展經(jīng)濟的同時保護環(huán)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(tài)文明建設(shè)的宏偉目標，這無疑把生態(tài)文明建設(shè)放在了突出的地位。而我國現(xiàn)在的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)仍然是以第二產(chǎn)業(yè)為主，其中的能源密集型產(chǎn)業(yè)更是占據(jù)主導(dǎo)地位，這意味著在我國全面開征碳稅必將對我國的經(jīng)濟帶來很大的沖擊。怎樣才能從我國現(xiàn)有的經(jīng)濟發(fā)展模式平穩(wěn)的過渡到低碳經(jīng)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(xiàn)實必要性分析

（一）我國碳排放現(xiàn)狀

我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定了我國是一個能源生產(chǎn)和消費大國，2013年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，三大產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為10.1%、45.3%、44.6%，由此可以看出，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然是以第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)。第二產(chǎn)業(yè)的能源消耗量大，從而導(dǎo)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(jīng)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(chǎn)業(yè)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(xù)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(jīng)達到8838.60萬輛，比2011年的7326.79萬輛增加約20.63%。與之對應(yīng)的是，高速增長的能源消費，從其能耗結(jié)構(gòu)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(yè)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(zhèn)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(shù)據(jù)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(jīng)濟的發(fā)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(yù)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(xiàn)實基礎(chǔ)，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(guān)機動車的環(huán)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(huán)節(jié)實行統(tǒng)一稅率，并沒有對車輛按照碳排放量進行分層次設(shè)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(diào)整至 5%，2010 年調(diào)整至 7. 5%（2011 年開始回到原來的統(tǒng)一稅率 10%。），鼓勵了更多的用戶轉(zhuǎn)向購買小排量的汽車，但同時也促進了汽車消費的數(shù)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(xiàn)，和載貨能力的大小，多少燃料消耗密切相關(guān)。可見，產(chǎn)品燃料稅，這是道路養(yǎng)護費用和其他稅費合并。公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)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(xiàn)控制碳排放的精神。而且在這方面我們的稅負明顯輕于發(fā)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(shè)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(yōu)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(chǎn)品時二氧化碳排放相關(guān)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(yōu)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(fā)設(shè)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(huán)節(jié)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(shè)置在機動車購買碳排放稅，有利于積極引導(dǎo)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(shè)計的時候要應(yīng)從全局出發(fā)，綜合考慮我國現(xiàn)有稅制。同時機動車碳關(guān)稅將實現(xiàn)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(yè)對高能耗機動車的生產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護的關(guān)系。另一方面，通過稅收激勵企業(yè)加強創(chuàng)新，提高機動車能源使用效率，促進我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。為此，在設(shè)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(jié)合我國現(xiàn)階段碳排放現(xiàn)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(xiàn)實及理論上的必要性。并且在對機動車碳稅制度進行設(shè)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(jīng)大學(xué)）

參考文獻：

[1] 林莉. 機動車碳稅的國際借鑒和現(xiàn)實把握[J]. 統(tǒng)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(shè)計與構(gòu)想[J]. 地方財政研究，2010，01：9-13.

第3篇

1．引力模型的構(gòu)建在運用貿(mào)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(nóng)產(chǎn)品出口的因素時考慮了人均GDP、距離以及區(qū)域貿(mào)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(gòu)建了引力模型擴展式，將人均收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家經(jīng)濟規(guī)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(nóng)產(chǎn)品出口額的自然對數(shù)值；α1為常數(shù)項，βn（n=1,2…6）表示未知的回歸參數(shù)；εij隨機誤差項假設(shè)等于0；lnGDPit和lnGDPjt分別表示國家i和國家j在第t時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)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(shù)值；lnDij表示國家i與國家j之間的距離的自然對數(shù)值；SGMijt表示國家i和國家j在第t時期的經(jīng)濟規(guī)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(shù)值。

2.數(shù)據(jù)來源說明與處理本文的數(shù)據(jù)主要來源于《世界能源統(tǒng)計年鑒2013》、UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫和世界銀行數(shù)據(jù)庫等，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及本文研究的目的，本文的數(shù)據(jù)年限為1994—2012年。①農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額———EXP。在本文中，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額包括中國對美國農(nóng)產(chǎn)品出口額、美國對中國農(nóng)產(chǎn)品出口額以及中美農(nóng)產(chǎn)品出口總額，單位為億美元。由于碳排放對初級農(nóng)產(chǎn)品的影響最大，所以本文研究的農(nóng)產(chǎn)品主要為HS海關(guān)編碼商品分類中的第一類活動物、動物產(chǎn)品和第二類植物產(chǎn)品。②國內(nèi)生產(chǎn)總值———GDP。由于出口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值在一定程度上反映了農(nóng)產(chǎn)品潛在的供給能力，進口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值在一定程度上反映了農(nóng)產(chǎn)品潛在的需求。本文假定出口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值越大，供給能力越強，出口值就越大；進口國的國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，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(chǎn)業(yè)間貿(mào)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(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)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(mào)易雙方之間的地理距離越大，貿(mào)易成本就越大，貿(mào)易量就會越小；反之，地理距離越小，貿(mào)易成本就越小，貿(mào)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(shù)據(jù)，所以距離D將不出現(xiàn)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(chǎn)生的碳排放量，該數(shù)據(jù)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(chǎn)生的碳排放量的計算，三者的數(shù)據(jù)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(jié)果分析

本文構(gòu)建了三個引力模型分別為影響中國對美國農(nóng)產(chǎn)品出口的引力模型、影響美國對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的引力模型和影響中美兩國農(nóng)產(chǎn)品出口總額的引力模型，采用了1994-2012年的年度數(shù)據(jù)，進行OLS回歸分析。

1.引力模型的實證結(jié)果模型1———影響中國對美國農(nóng)產(chǎn)品出口的引力模型。模型2———影響美國對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的引力模型：模型3———影響中美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(jié)果見表：從表中可以看出，三個模型的回歸結(jié)果都是顯著的，擬合優(yōu)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(jié)果都非常接近2，模型不存在自相關(guān)現(xiàn)象。