導語：如何才能寫好一篇減少碳排放的原因，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。

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中國于2007年超過美國成為世界第一碳排放大國。2011年全球共排放CO2340億噸，中國占世界總排放量的比重高達29%。①與此同時，中國從2003年開始，OFDI迅猛增長?！吨袊鴮ν庵苯油顿Y統(tǒng)計公報（2012）》顯示，2011年中國OFDI實現了自2003年以來連續(xù)10年的高速增長，達到746.5億美元，同比增長8.5%；2003~2011年，中國OFDI年均增長速度為44.6%。中國不斷增加的OFDI是否如“污染天堂假說”所說，轉移了高污染及高能耗產業(yè)，有助于減少本國的CO2排放，這是一個值得深思的問題，也是本文的主要議題。

二、計量模型設定及數據來源

（一）計量方程設定

地區(qū)污染通常受經濟規(guī)模、技術水平、產業(yè)結構等因素的影響（熊立等，2012；周力和龐辰晨，2013）。本文使用上述變量來分析我國OFDI對CO2排放量的影響，因此本文的基本方程設定如下：2logCOlogOFDI+LogGDP+logTech+logStruc+LLLLL（1）為了更好地分析影響我國CO2排放量的影響因素，本文同時引入了其他控制變量，即科研經費（RD）、地區(qū)受教育程度（Edu）、綠地面積（Green）、環(huán)境治理投資（Environ）和能源消費結構（Coalratio），最終計量方程設計為：2ititititititititititLlogCOlogOFDI+LogGDP+logRD+logEdu+logStruc+logGreen+logEnviron+logCoalratio+LLLLLLL（2）其中，i代表區(qū)域，t代表時間（年份），采用對數形式是為了更好地控制異方差。

（二）變量設定及數據來源

本文選取了2003~2011年我國30個省市自治區(qū)（除）的省級面板數據，以下進行變量說明：1.被解釋變量：CO2排放量。本文通過《中國能源統(tǒng)計年鑒（2012）》獲得各省市自治區(qū)石油、煤、天然氣3種能源的消費量數據，并通過《中國可持續(xù)發(fā)展能源暨碳排放情景分析》中給定的排放系數進行轉換，其中：石油的碳排放系數為0.58噸碳/噸標煤、煤炭的碳排放系數為0.75噸碳/噸標煤，天然氣的碳排放系數為0.44噸碳/噸標煤。2.核心解釋變量：對外直接投資（OFDI）。本文參照許和連和鄧玉萍（2012）的做法，選取各省市自治區(qū)OFDI存量進行估計。數據來源為2005年、2012年兩個年度的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。3.其他變量：（1）經濟規(guī)模。參照He（2006）的做法，本文用各省市自治區(qū)GDP作為經濟規(guī)模的衡量指標。通常情況下，經濟規(guī)模越大意味著更高的工業(yè)化水平，因此也會帶來更多的CO2排放，二者擬呈正相關關系。數據來源為《中國統(tǒng)計年鑒（2012）》。（2）技術水平。對于技術水平的衡量，學界較多采用單位工業(yè)產出CO2（或SO2）排放量，為避免解釋變量與被解釋變量的多重共線性，本文選用兩個指標來共同衡量技術水平，即各省市自治區(qū)的科研經費和地區(qū)受教育程度（高中以上受教育人數）。科研經費投入的增多必然提高節(jié)能減排技術水平，而教育水平的提高也會增強個人的節(jié)能減排意識，因此上述兩個指標的提高都有助于節(jié)能減排，其與碳排放擬呈負相關關系。數據來源為中國科技部網站。（3）產業(yè)結構。第二產業(yè)為高碳排放產業(yè)，對于產業(yè)結構的量化，本文沿用已有的方法，采用第二產業(yè)產出占GDP的比重進行量化，第二產業(yè)產出比重的上升，必然帶來碳排放量的提高，二者擬為正相關關系。數據來源為《中國城市統(tǒng)計年鑒（2012）》。（4）綠地面積。綠地面積的增加必然帶來我國碳排放量的減少，其與碳排放擬呈負相關關系。數據來源為《中國城市統(tǒng)計年鑒（2012）》。（5）環(huán)境治理投資。近年來，我國加大了對環(huán)境治理的投資，2010年與2011年我國的環(huán)境治理投資分別為6,554億元和7,114億元。環(huán)境治理投資的增加必然有利于我國CO2排放量的減少，二者擬呈負相關關系。數據來源為《中國城市統(tǒng)計年鑒（2012）》。（6）能源結構。我國的能源消費以煤炭為主，占總能源消費量的70%以上。因此，本文選用煤炭消費量占總能源消費量的比重作為能源結構的量化指標。煤炭消費比例的上升必然導致碳排放量的增多，二者擬呈正相關關系。數據來源為《中國能源統(tǒng)計年鑒（2012）》。

（三）數據相關特征分析

加入對數后，數據整體變小，但仍可看到OFDI的對數標準差達到2.16，說明了2003~2011年我國OFDI的巨大變化，而本文選擇在此階段研究OFDI的碳排放效應，也使得結果更有可信度。由表2的相關性分析可知，經濟規(guī)模（LogGDP）與許多變量的相關系數都超過了0.7，疑存在多重共線性，因此對模型進行多重共線性檢驗，檢驗結果如表3所示。由表3可知，經濟規(guī)模（LogGDP）的方差膨脹因子（VIF）大大超過了10，模型存在嚴重的多重共線性，因此，以下進行回歸估計時，需對模型進行修正，并剔除具有多重共線性的變量。

三、計量結果分析

（一）全國層面分析

本文選取2003~2011年中國30個省級面板數據對計量方程進行回歸。首先對模型進行Hausman檢驗，根據檢驗結果，采用固定效應對模型進行回歸估計。此外，由于模型存在多重共線性，因此在回歸估計時采用逐步回歸法，從而剔除不顯著變量。如表4所示，隨著變量的加入，R2不斷增大，且模型1~6所有變量均十分顯著，但隨著綠地面積與產業(yè)結構的加入，R2開始減小，且二者的估計值均不顯著，因此將上述兩個變量予以剔除。模型1~6均通過Wald檢驗，模型估計效果良好，選擇模型6進行最終結果分析。數據顯示：1.我國OFDI對國內碳排放呈顯著正效應，OFDI每增加1%，國內CO2排放量將增加0.0914%。這說明，我國OFDI的增多顯著提高了我國的CO2排放量。從全國層面來看，“污染天堂假說”不適用于中國。我國的對外直接投資并沒有轉移國內高能耗產業(yè)，將高碳排放轉移至東道國。筆者認為，中國OFDI的增多通常會給本國帶來產業(yè)結構調整效應，增加第二產業(yè)的比重，而第二產業(yè)為高碳排放產業(yè)，這也是OFDI使得我國CO2排放量增多的原因所在。2.經濟規(guī)模擴大是我國碳排放增多的主要原因。數據顯示，經濟規(guī)模每擴大1%，我國的碳排放會顯著增加1.2541%。長期以來，我國第二產業(yè)的比重遠遠高于第一、三產業(yè)，經濟規(guī)模的擴大意味著工業(yè)化程度的提高，碳排放量必然顯著增多。3.能源結構是增加國內碳排放的重要原因。結果顯示，我國煤炭消費的比率每上升1%，我國的碳排放將增加0.5728%。這說明，如果增加其他化石能源的消費以替代煤炭消費，會有助于減少我國的碳排放，調整能源消費結構是節(jié)能減排的重要一環(huán)。4.我國的技術研發(fā)和受教育水平的提高均有助于減少國內碳排放。如果我國的技術研發(fā)經費與受教育水平分別增加1%，國內CO2排放量將分別顯著減少0.1944%和0.4740%。5.我國的環(huán)境治理投資增加了國內的CO2排放量。數據顯示，我國的環(huán)境治理投資每增加1%，國內碳排放量將顯著增加0.0828%。這是由于我國的環(huán)境治理投資主要用于減少“三廢”，對廢氣、廢渣的處理采用“催化燃燒”等方法時將會增加CO2排放量，這就是加大環(huán)境治理投資反而提高國內碳排放的原因所在。

（二）地區(qū)層面分析

由于我國幅員遼闊，區(qū)域間經濟發(fā)展程度不同、產業(yè)結構不一樣，更為重要的是，我國的OFDI數量在區(qū)域分布上極不均衡（如表5所示），因此有必要分區(qū)域研究我國OFDI對不同地區(qū)CO2排放的影響。本文將沿用剔除了多重共線性變量的模型進行估計，分析區(qū)域間的差異。本文對地區(qū)層面的分析沿用前面的分析方法，首先通過Hausman檢驗選擇固定效應模型，結果如表6所示，其中：東中西部3個模型均通過Wald檢驗，且較高的R2也顯示，模型的解釋度較高。以下對回歸結果進行簡要分析。1.OFDI對CO2排放量的影響呈正效應，這與全國層面的分析保持了一致。然而，在東部地區(qū)，OFDI對CO2排放量的影響并不顯著，而二者的關系在中西部地區(qū)卻十分顯著。由表5可知，東部地區(qū)的OFDI遠高于中西部地區(qū)，其與當地CO2排放量的關系卻不成比例。筆者認為，我國正在將高污染和高能耗產業(yè)向中西部轉移，龐大的對外投資代表著高速發(fā)展的經濟水平，而這種經濟高速發(fā)展卻未帶來相應比例的碳排放，這便是產業(yè)轉移的直接效應。數據顯示，在我國中西部地區(qū)，OFDI的增加均提高了上述地區(qū)的碳排放量：OFDI每增加1%，中部地區(qū)和西部地區(qū)的CO2排放量將分別增加0.1277%和0.1044%。2.經濟規(guī)模仍然是我國高碳排放的主要原因。在地區(qū)分析中，經濟規(guī)模仍然與我國的碳排放呈正相關關系，且在3個地區(qū)均十分顯著，這與全國層面分析保持一致，且經濟規(guī)模擴大所帶來的碳排放正效應按東中西部依次遞減。3.科研投入與受教育水平仍然是影響我國CO2排放的主要因素。二者在地區(qū)回歸分析中均與我國碳排放呈負相關關系。科研投入在中西部地區(qū)的減排效應并不顯著，這是由于我國的科研投入極不平衡，主要集中在東部發(fā)達地區(qū)，中西部則較少；受教育水平在我國東西部地區(qū)顯示為顯著的負效應，而在中部地區(qū)對碳排放的影響則不顯著。4.能源結構依然是我國高碳排放的重要原因。在地區(qū)分析中，能源結構仍然顯示為正效應，但在東部地區(qū)，能源結構的正效應并不如中西部地區(qū)顯著，這再次說明了我國東部地區(qū)存在高能耗企業(yè)轉移現象。5.環(huán)境治理投資被再次證明并不能減少反而會增加我國的碳排放量。在地區(qū)層面分析中，環(huán)境治理投資仍然對我國的碳排放呈正效應，由此進一步說明，我國對“三廢”的處理反而增加了我國的CO2排放量，其處理方法有待改善。

四、結論與政策建議

本文選用2003~2011年中國30個省市自治區(qū)的省級面板數據研究分析了我國OFDI對本國CO2排放量的影響。實證結果表明，我國的OFDI每增加1%，國內CO2排放量將增加0.0914%，這說明我國的OFDI并沒有減少國內碳排放，反而是增加本國碳排放的重要原因之一。作為碳排放大國，中國的節(jié)能減排工作刻不容緩，根據研究結果，筆者認為應從以下幾個方面加以應對：

（一）調整對外直接投資流向，加強國際能源開發(fā)

研究結果顯示，我國OFDI的增多會導致我國CO2排放量的增多，這說明我國并沒有將高污染、高能耗產業(yè)轉移至國外，因為我國OFDI主要流向了租賃服務業(yè)，①并不能減少國內的碳排放。筆者認為，我國的OFDI應加強對能源行業(yè)的投資比重，加強與他國在能源開發(fā)方面的合作，研究新能源，共同降低能耗和排放強度，從而一方面解決我國的能源安全問題，另一方面促進我國節(jié)能減排工作的開展。

（二）調整區(qū)域對外直接投資比重，促進中西部經濟發(fā)展

在區(qū)域研究中，東部OFDI比重最大，中西部的投資比重則相差甚遠，然而東部OFDI對CO2排放量的影響卻不顯著，而且不成比例，這再次證明了東部正在將高污染高能耗產業(yè)向中西部轉移，中西部OFDI帶來的正碳排放效應很可能是由于產業(yè)轉移帶來的，而造成上述現象的原因依然是經濟水平發(fā)展的不平衡。因此，帶動中西部經濟發(fā)展是解決問題的關鍵，而加強OFDI則是促進地區(qū)經濟發(fā)展的重要手段之一。對外直接投資的增多可能會增加我國的碳排放量，但會逐漸平衡我國區(qū)域的碳排放量，減少我國中西部的碳排放量。

（三）調整能源結構

本文雖然主要探討OFDI與我國CO2排放量的關系，但是回歸結果顯示，能源消耗才是我國碳排放量增加的直接原因之一。這是由于我國的能源消費主要以煤炭為主，而煤炭的碳排放系數最高，也就造成了我國較高的碳排放量。目前，我國應加大清潔新能源的開發(fā)力度。與此同時，還要逐漸采用“以氣代煤”和“以油代煤”的手段，調整能源消費結構，降低我國的CO2排放量。

（四）加大技術研發(fā)和教育力度

技術投入和教育水平與我國的CO2排放量呈負相關關系。這說明上述兩個要素是降低我國碳排放的重要手段。因此，加大研發(fā)力度、提高個人教育水平和素質、強調節(jié)能減排從個人做起，將有利于降低我國的碳排放。

（五）調整環(huán)境治理手段，逐步改變使用高碳排換取低“三廢”的治理手段

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關鍵詞：碳排放因素;行業(yè)差異;LMDI模型

Abstract: In this paper, the use of LMDI decomposition method, 2000-2010 Hubei Province carbon emissions driving factors. The results showed that the overall economic development is the most important factor in the increase of carbon emissions in Hubei Province, contribution to energy efficiency to reduce carbon emissions, energy structural condition to reduce carbon emissions contribute little to the .

Key words: carbon emission factors; industry differences; LMDI model

中圖分類號：TE02文獻標識碼：A文章編號：2095-2104（2012）

引言

近年來，低碳減排已成為國際政治政治經濟的重要話題。我國也向世界承諾在2020年碳排放量相較于2005年要減少40%—45%，湖北省政府也提出了單位GDP碳排放量每年減少4%以上的目標。然而從實際情況來看，湖北省的能源消費情況不容樂觀，從2000——2010年，柴油消費量上升了66%，原煤的消耗量上升了151%，這些能源的使用是碳排放的最重要來源。隨著2012年1月我國關于在湖北等9個?。ㄖ陛犑校┨寂欧沤灰自圏c的展開，如何有效率地設置相關機制開展試點工作是目前的重要課題。正確認識目前湖北省的碳排放現狀是十分必要的，是后續(xù)做好低碳減排的基礎，基于此，本文將探究湖北省碳排放驅動因素及其行業(yè)差異。

文獻綜述

目前國內外學者對于碳排放驅動因素的探究主要基于國家層面。Ang et al. ( 1998) 首先運用對數平均Divisia 指數(LMDI)分解法, 對中國工業(yè)部門消費能源而排放的CO2 進行了研究。結果表明，工業(yè)部門總產出的變化對CO2 排放產生了比較大的正向效應, 而工業(yè)部門能源強度的變化則對CO2 排放起到了較大的抑制作用。Liu et al. ( 2007) 把對中國工業(yè)部門CO2 排放的研究擴大到36 個行業(yè),他同樣運用LMDI分解法,集中研究了中國1998 —2005年期間工業(yè)部門的CO2 排放,其結論認為工業(yè)經濟發(fā)展和工業(yè)終端能源強度是推動CO2 排放變化的最重要因素。徐國泉等（2006）運用Divisia指數分解法研究了中國1995—2004年中國人均碳排放的影響因素。宋德勇和盧忠寶( 2009)采用了兩階段LMDI 方法, 研究了中國碳排放的影響因素及其周期性波動。結論表明中國四個階段不同經濟增長方式的差異是碳排放波動的重要原因。

就對省份的研究，溫景光（2010）對江蘇省碳排放驅動因素進行了實證研究，認為經濟增長是江蘇省碳排放呈指數增長的最重要原因，能源結構和能源效率對抑制江蘇省人均碳排放效果并不顯著。田云等（2011）對武漢市的碳排放量進行了測算，認為能源結構、效率對碳排放具有一定的抑制作用，但效果不顯著并且波動性較強。孫志威等（2011）運用LMDI法對天津省碳排放進行研究，結果表明經濟發(fā)展和能源強度之間的相互制約是碳排放的主要變化來源。

從現有的研究來看，第一，指數分解法是目前研究碳排放驅動因素較為有效的工具方法，但在碳排放量的計算上存在著一定缺陷；第二，學者大多數從時間序列上對碳排放數據進行分析，很少有對地區(qū)不同行業(yè)的碳排放情況進行對比分析。因此，本文將采用LMD分解法對湖北省的整體碳排放驅動因素分別進行整體分析以及行業(yè)的對比分析，得到關于湖北省碳排放更為細致可靠的信息，為碳交易機制的開展建立良好基礎。

碳排放驅動因素分解模型

(一)模型、數據收集、估算與整理

本文使用的基礎等式為Kaya恒等式的擴展，并采用不帶殘差項的LMDI分解法對湖北省碳排放量驅動因素的貢獻度進行測算。關于湖北省能源消費數據、湖北省分行業(yè)產值來自于《湖北省統(tǒng)計年鑒》（2000—2010），《中國能源統(tǒng)計年鑒》（2000—2010）。另外，在碳排放系數的處理上，本文認為IPCC給出的碳排放系數不能直接引用，必須將其轉化成以各自能源發(fā)熱量為標準的碳排放系數，才能運用在數理分析中?；诖?，本文重新測度了所用能源的碳排放系數，結果如表2所示

表2不同能源的碳排放系數

(二)因素分析

1、湖北省工業(yè)總排放量分析

能源強度為消費單位某種能源的二氧化碳排放量，由能源本身的狀況所決定，較為固定。所以能源結構、能源效率以及經濟發(fā)展水平三者為湖北省碳排放量的主要決定因素。

圖1 湖北省碳排放驅動因素年度變化折線圖 圖2 湖北省碳排放驅動因素累積變化折線圖

由湖北省總的二氧化碳排放量因素表以及圖1圖2可以發(fā)現，雖然湖北省能源結構對碳排放量影響在有些年份為負，但是其累積效應始終為正值。

近年來，能源效率的提高對于湖北省碳排放量的減少效用較為顯著，說明湖北省抑制碳排放主要來自于能源效率的變化，特別是在2006年以后。從圖1、圖2我們發(fā)現經濟發(fā)展水平和能源使用效率曲線呈現關于X軸對稱的態(tài)勢，這也說明經濟發(fā)展是企業(yè)進行技術革新，加大設備投資以提高能源使用效率的基礎。但是另一方面，經濟發(fā)展又是碳排放增加的最主要的因素。根據庫茲涅茲曲線，長期來看，環(huán)境壓力與經濟增長應該是倒U型的關系，而湖北省目前仍然處在倒U型曲線的左端，說明湖北省低碳發(fā)展任重而道遠。

篇3

1.1參考Chai[8]的研究成果，出口貿易引起的碳排放可以用公式表示為。式（2）中帶撇的變量表示該變量在研究時序內的變化量，等式左邊表示由出口引起的碳排放變化量，右邊的第一項表示我國出口貿易的結構效應，即在總出口額和部門碳排放強度不變的情況下，由出口結構變化帶來的碳排放量變化；第二項為技術效應，即在出口總額與出口結構不變的情況下，由各部門碳排放強度變化引起的碳排放量變化；第三項表示規(guī)模效應，即在出口結構和部門碳排放強度不變的情況下，由出口總額變化帶來的碳排放量變化。

1.2數據來源與處理本文中的工業(yè)分行業(yè)增加值、分行業(yè)能源消耗量以及出口貿易總額數據均來源于2005年、2009年和2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》，分行業(yè)出口貿易額數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》，要說明的是這里的分行業(yè)出口貿易額選取的是大中型工業(yè)企業(yè)的出口貿易額。為了剔除價格因素的影響，分別用居民消費價格指數和工業(yè)品出廠價格指數平減出口貿易額和工業(yè)增加值數據。鑒于統(tǒng)計口徑的不一致及數據的可獲得性，本文借鑒前人文獻的分類方法，將中國主要工業(yè)分類歸并調整為14個行業(yè)，具體如表1所示。

1.3行業(yè)碳排放量測算為計算各主要工業(yè)行業(yè)的碳排放強度數據，進而計算出口貿易影響碳排放的技術效應，有必要經測算獲得各工業(yè)行業(yè)的行業(yè)碳排放量數據。本文將采用方程（3）所示的計算公式，通過一次能源消耗量及其碳排放系數來估算各主要工業(yè)行業(yè)一次能源消費活動的二氧化碳排放量。其中，C為行業(yè)碳排放量，E表示一次能源（煤炭、石油、天然氣）的行業(yè)消費量，F為一次能源的碳排放系數。通過搜集不同機構研究確定的能源碳排放系數，取其平均值，確定煤炭、石油和天然氣能源的碳排放系數F分別為0.728，0.549，0.416。

2出口貿易對碳排放量影響的因素分解分析

2.1結構效應根據模型（2）的計算方法，將2008年相對2004年、2012年相對2008年各主要工業(yè)行業(yè)的出口份額變化量，分別與2004年和2008年該行業(yè)的碳排放量相乘，加總后即得到出口規(guī)模和碳排放強度不變的情況下，在2004～2008年和2008～2012兩個計算期內，主要工業(yè)行業(yè)由于出口結構變動而引起的碳排放量變化，計算結果如圖1、圖2和圖3所示。由圖1、圖2和圖3可以看出，在第一個計算期內，我國工業(yè)行業(yè)出口商品結構發(fā)生了很大的變化。其中，出口份額下降較多的行業(yè)有服裝鞋帽制造業(yè)和紡織業(yè)，由此帶來的碳減排量分別為142.002萬噸和1536.27萬噸。值得注意的是，煤炭、石油和天然氣開采業(yè)出口份額的減少量雖然不是最多的，但其對我國工業(yè)碳排放量的增加發(fā)揮了最大的抑制作用，減排量為299.28萬噸，此外，一些加工制造業(yè)出口份額的小幅降低也為碳減排起到了積極作用。出口份額增長較快的行業(yè)包括通信設備及其他電子設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)和金屬冶煉及壓延加工業(yè)。其中，通信設備及其他電子設備制造業(yè)與交通運輸設備制造業(yè)屬于技術密集型產業(yè)，這種行業(yè)的能源利用率高且碳排放量低，即使出口份額增長很快，帶來的碳排放量占總量的比重并不大。而金屬冶煉及壓延加工業(yè)是加工制造行業(yè)，由該行業(yè)出口份額變動帶來的碳排放增量最多，多達21006.23萬噸。總的來看，在2003～2007年這一計算期內，出口商品結構的變化使碳排放量增加了20140.03萬噸，結構效應為正。通過以上分析可以看出，我國工業(yè)行業(yè)的出口貿易結構處于從輕紡制品行業(yè)向機電產品和高新技術品行業(yè)轉變的過渡階段，出口商品結構已經在朝著清潔化的方向發(fā)展。從圖4、圖5和圖6可以看出，在第二個計算期內，出口份額增長較快的行業(yè)有交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)和通信設備及其他電子設備制造業(yè)，這主要是因為我國在這些年里逐步發(fā)展了機電產品和高新技術品的出口，由此帶來的碳排放增量分別為819.425萬噸、154.5555萬噸和274.29萬噸。由于這些行業(yè)本身屬于技術密集型的低碳行業(yè)，所以由此引起的碳排放增量并沒有對環(huán)境造成很大影響。出口份額減少的行業(yè)包括金屬冶煉及壓延加工業(yè)，金屬制品業(yè)，金屬、非金屬礦采選業(yè)和煤炭、石油、天然氣開采業(yè)，其中金屬冶煉及壓延加工業(yè)出口份額的調整對降低碳排放做出了巨大貢獻，碳排放量減少了17810.1萬噸。2007～2011年處于“十一五”規(guī)劃期間，總的來看，在這一計算期內，工業(yè)行業(yè)出口結構不斷向低碳低能耗轉變，工業(yè)行業(yè)的碳減排起到了成效，減排量為167.81萬噸，結構效應為負。由此可以說明，此計算期內，我國始終堅持以資本和技術密集型行業(yè)為主的出口結構，把減少資源密集型產品出口，作為優(yōu)化出口產業(yè)結構的主要方向。結合這兩個計算期來看，在第一個計算期內，我國初步確立了工業(yè)碳減排意識，但減排成效尚不明顯。在第二個計算期內，各主要工業(yè)行業(yè)已基本實現了向高新技術產品出口的結構轉變，并取得了較顯著的碳減排成效。

2.2技術效應碳排放強度也稱碳強度，是指單位國內生產總值的二氧化碳排放量。該指標主要是用來衡量一國經濟同碳排放量之間的關系，如果一國在經濟增長的同時，每單位國內生產總值所帶來的二氧化碳排放量在下降，那么說明該國就實現了一個低碳的發(fā)展模式。鑒于本文的研究對象是各主要工業(yè)行業(yè)，因此這里的碳強度是指單位工業(yè)增加值中包含的二氧化碳排放量。根據模型（2）的計算方法，結合兩個計算期各主要工業(yè)行業(yè)的行業(yè)出口額與碳排放強度變化量，二者相乘再加總便可得出主要工業(yè)行業(yè)出口對碳排放影響的技術效應，計算結果如圖7、圖8和圖9所示。由圖7、圖8和圖9中的碳強度數據可知，2004～2008年和2008～2012年兩個計算期內，碳排放強度都較大的行業(yè)包括煤炭、石油和天然氣開采業(yè)，金屬冶煉及壓延加工業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，化學原料及其制品和造紙印刷及文體用品制造業(yè)，這些高碳排放行業(yè)以資源密集型和加工制造行業(yè)為主，其生產效率和排污處理水平較低，伴隨著能源消耗而產生的碳排放量也較大。碳強度維持在較低水平的清潔型工業(yè)行業(yè)主要包括通信設備及其他電子設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)，交通運輸設備制造業(yè)，服裝鞋帽制造業(yè)和金屬制品業(yè)。總的來看，各主要工業(yè)行業(yè)的碳排放強度總體呈下降趨勢，其中資源密集型和重度污染行業(yè)如煤炭、石油和天然氣開采業(yè)，金屬、非金屬礦采選業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)和化學原料及其制品和醫(yī)藥制造業(yè)表現尤為顯著。具體而言，第一個計算期內碳強度下降最多的行業(yè)依次為煤炭、石油和天然氣開采業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，金屬、非金屬礦采選業(yè)，金屬冶煉及壓延加工業(yè)和化學原料及其制品和醫(yī)藥制造業(yè)，由此帶來的碳排放量分別減少了191.1萬噸，215.83萬噸，34.01萬噸，295.23萬噸和327.04萬噸。在第二個計算期內，非金屬礦物制品業(yè)仍保持著碳排放強度的大幅減少并躍居減幅量首位，給工業(yè)行業(yè)碳減排起到很大的推動作用。到第二個計算期結束，14個主要工業(yè)行業(yè)中有13個行業(yè)的碳強度水平已經降低到每億元1萬噸以下，表明我國在節(jié)能技術上的進步，使得工業(yè)行業(yè)獲得了良好的減排效果，一些行業(yè)如各類機械、設備和器材制造行業(yè)的碳排放強度已經接近每萬噸0萬噸。綜上所述，由于碳排放強度的變化，在第一個計算期內碳排放量減少了1233.08萬噸，技術效應為負，在第二個計算期內碳排放量減少了1809.81萬噸，技術效應為負。這說明在過去這兩個計算期內，我國工業(yè)生產的環(huán)境保護意識明顯增強了，工業(yè)生產的節(jié)能減排技術得到了大力的發(fā)展與應用，對國家的碳減排和環(huán)境保護起到了積極作用。

2.3規(guī)模效應根據模型（2）的計算方法，將2008年相對2004年、2012年相對2008年各主要工業(yè)行業(yè)的出口增長率，分別與2004年和2008年該行業(yè)的碳排放量相乘，加總后即得到出口結構和碳排放強度不變的情況下，在2004～2008年和2008～2012兩個計算期內，主要工業(yè)行業(yè)由于出口規(guī)模變動而引起的碳排放量變化，計算結果如表2所示。在第一個計算期內，除金屬、非金屬礦采選業(yè)外，其余主要工業(yè)行業(yè)的出口規(guī)模都大幅增加，其中金屬冶煉及壓延加工業(yè)，交通運輸設備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，通信及其他電子設備制造業(yè)的出口增長率均超過了100%，通信及其他電子設備制造業(yè)更是高達730.01%。因而在該計算期內，由于出口規(guī)模的變動而帶來的碳排放增量大大超過減排量，總計2230144.01萬噸，規(guī)模效應為正，但一些機電產品和高新技術品行業(yè)的出口行業(yè)的出口規(guī)模顯示出大幅度的增加。在2007～2011年也即第二個計算期間，各主要工業(yè)行業(yè)的出口規(guī)模均大幅縮小，其中，煤炭、石油和天然氣開采業(yè)，金屬、非金屬礦采選業(yè)，金屬制品業(yè)和金屬冶煉及壓延加工業(yè)，其出口增長率分別下降至-60.02%、-64.07%、-1.80%和-18.51%，由此帶來的碳排放減量分別為792701.55萬噸、37204.81萬噸、352.78萬噸和339860.07萬噸，為工業(yè)碳減排做出了巨大貢獻。在此計算期內，主要工業(yè)行業(yè)碳排放減少了204136.20萬噸，規(guī)模效應為負，說明“十一五”期間，我國工業(yè)堅持走信息化道路，擴展機電產品和高新技術品行業(yè)的出口，提高了資源利用效率，加強了排污控制，工業(yè)碳減排取得了顯著成效。3.4總效應綜合來看，主要工業(yè)行業(yè)出口貿易的碳排放量變化是出口結構、生產技術和出口規(guī)模共同作用的結果。由表3可知，在第一個計算期內，主要工業(yè)行業(yè)出口對碳排放影響的總效應為正，其中出口規(guī)模的擴大是導致碳排放量上升的主要原因，技術進步給碳減排帶來了積極作用，結構效應雖為正，但結合上述分析可知出口結構已經處于向低能耗、低碳排放的清潔化方向轉型的過程中。在第二個計算期內，總效應為負，其中出口規(guī)模的減小是導致碳排放量下降的主要原因，而技術進步是減少碳排放的關鍵因素，出口結構的變化給碳減排起到了積極作用。

3結論與建議

篇4

內容摘要：本文通過對我國低碳經濟下碳排放權交易現狀進行分析，提出確立低碳經濟下碳排放權交易的原則，健全碳排放初始分配標準和方式，完善碳排放權交易的內容，建立違法交易應承擔的法律責任體系等觀點，從而為推動我國低碳經濟下碳排放權交易的規(guī)范性發(fā)展提供理論參考。

關鍵詞：低碳經濟 碳排放權交易 法律規(guī)制

低碳經濟下碳排放權交易現狀

英國于2003年最早提出“低碳經濟”的概念?！暗吞肌笔侵冈诒３纸洕鐣€(wěn)定健康發(fā)展、人民生活水平不斷提高的前提下，二氧化碳排放維持在一個較低的水平，對自然系統(tǒng)產生較小負面影響。低碳經濟是一種經濟社會發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護雙贏的經濟發(fā)展模式，這種經濟發(fā)展模式是在可持續(xù)發(fā)展理念的指導下，通過制度創(chuàng)新、產業(yè)轉型、技術革新、新能源開發(fā)等多種手段，盡可能地減少煤炭、石油等高碳能源的消耗。低碳經濟最基本的要求就是要減少碳的排放，建立碳排放權交易機制是減少碳排放的有效方式之一。具體而言，是指由環(huán)保部門根據各種指標制定碳排放總量控制目標，然后依據一定標準將碳排放總量目標分配給各區(qū)域和企業(yè)，允許碳排放許可額在市場上進行買賣。低碳經濟下碳排放權交易的主要目的就是利用市場主體自發(fā)的力量，通過有效的市場交易將利益相關者的收益和成本有效對應，從而調動企業(yè)的內在積極性，使它們自發(fā)主動減少碳排放，從而建立低碳排放的經濟模式。

2008年7月以來，我國相繼成立了上海環(huán)境能源交易所、北京環(huán)境交易所、天津排放權交易所、山西呂梁節(jié)能減排交易中心，邁出了構建碳排放權交易機制的第一步。這四個市場的建立表明，我國正在積極探索碳排放權交易市場化機制。雖然我國已經在以上地方進行了碳排放權交易的試點，但由于缺乏完善統(tǒng)一的法律、法規(guī)支持，這些交易所都算不上真正的碳排放權交易平臺，造成這個局面的主要原因是由于政府在碳排放權交易中始終處于主導地位，導致對市場的培育力度不夠，交易主體范圍狹窄，交易價格不穩(wěn)定、不透明等問題。同時，碳排放權交易的過程也受到多方面的局限，在交易過程當中由于我國對碳排污權交易中定價沒有話語權，議價能力低下，使得交易價格遠遠低于國際水平。另外，在實踐中還存在著碳排放權初始分配標準和方式不統(tǒng)一、碳排放權交易內容凌亂、對違法交易的法律制裁力度不強等問題。因此，如何從法律制度上完善具有中國特色的碳排放權交易機制勢在必行。

確立低碳經濟下碳排放權交易的原則

碳排放總量限制原則。碳排放總量限制是以一定區(qū)域內環(huán)境能承受的碳排放總量為依據，計算出各種特定物允許碳排放的總量，并據此對該區(qū)域內的企業(yè)作出碳排放的限量規(guī)定，以達到該區(qū)域內環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的目的。碳排放權交易的前提是不能對該區(qū)域內碳排放的總量進行增加，只有這樣才能促進該區(qū)域內的環(huán)境朝健康的方向發(fā)展。

碳排放物備案原則。需要進行碳排放交易的單位，必須向所在地的環(huán)境保護部門進行碳排放物的備案，將單位所擁有的碳排放物的排放設施和在正常作業(yè)條件下碳排放物的數量進行登記，并需要提供防治污染環(huán)境的相關材料。如果該單位的碳排放物種類、數量發(fā)生重大改變，必須及時到環(huán)境保護部門進行變更登記備案。碳排放物備案可以使環(huán)境保護部門及時全面地了解掌握本區(qū)域內碳排放情況，為科學合理地確定本地區(qū)碳排放許可證配額提供客觀依據。

政府監(jiān)督原則。碳排放權交易是一種采用市場經濟運行的交易方式，通過市場競爭使碳排放權得到合理的配置。但是，市場經濟具有兩面性，既有積極的一面，也有消極的一面。因此，碳排放權的交易在市場經濟運行過程中也難免會出現問題，這時就需要政府來進行引導和監(jiān)督，靠政府的公信力和強制力來解決市場經濟運行中出現的問題。目前，我國正處于碳排放權交易的初級階段，政府的引導和監(jiān)督至關重要。

意思自治原則。首先，碳排放權是一種財產性權利，是一種對環(huán)境資源的使用權，從法律屬性上應該屬于《物權法》中的用益物權；其次，進行碳排放權交易的主體是民事主體；最后，碳排放權交易的行為是一種民事法律行為。民事法律行為應當遵循意思自治原則，也就是說碳排放權交易必須遵循意思自治原則。市場經濟的典型特征就是允許市場主體追求自身的最大利益，因此在碳排放權交易的過程中，擁有碳排放許可交易資格的雙方當事人應當在平等、自愿、等價有償的原則基礎上進行合法交易。

健全碳排放初始分配的標準和方式

筆者認為，應當根據經濟發(fā)展和減排目標來確定碳排放初始分配的標準，將排放總量進行分配，分配配額應當綜合考量地區(qū)經濟社會情況、歷史排放記錄、預測排放數值等各種因素。根據排放目標的實施情況和低碳技術發(fā)展情況及時調整審核每年的配額數量。在碳排放初始分配方式上，筆者建議采用出售和拍賣等有償的方式。具體操作中，應由環(huán)保部門根據上年度本區(qū)域各單位碳排放情況，確定本年度可以出售和拍賣的碳排放權比例，并可預留適量的碳排放權用于獎勵和吸引更多新的投資。碳排放權的初始分配以一年為一個周期，這樣有利于加快交易頻率，激活交易市場。環(huán)保部門應以上年度的12月31日為截止日，碳排放權分配系統(tǒng)和審核系統(tǒng)將自動計算出碳排放源的實際排放量和富余量，同時把信息反饋給總量目標系統(tǒng)，以便準確確定來年的碳排放總量標準，富余量從第二年的1月1日起允許在市場上進行交易。

完善低碳經濟下碳排放權交易的內容

（一）交易主體

碳排放權交易的主體，是指有資格進行碳排放權買賣的自然人、法人、其他組織。碳排放權的交易可以分階段逐步展開，每一個階段都應當按事先設定的標準確定具體的交易主體，交易主體應該到環(huán)保部門進行登記，接受環(huán)保部門的統(tǒng)一監(jiān)督管理。環(huán)保部門事先設定的標準必須具備以下條件：第一，交易主體應是每年定期進行碳排放物備案登記的企業(yè)；第二，交易主體范圍限于排放同類碳排放物的企業(yè)之間，這樣既可以使碳排放權交易有效進行，又可以避免因交易所帶來的污染監(jiān)管不力、環(huán)境污染失控等結果；第三，能耗高、污染嚴重、不符合國家產業(yè)政策和環(huán)境功能區(qū)總體規(guī)劃的企業(yè)，不得受讓碳排放指標；第四，政府在特殊情況下可以充當交易主體，如在環(huán)境質量惡化時，買進大量碳排放指標，進行宏觀調控。

（二）交易標的

碳排放權交易的標的是指企業(yè)在達到國家規(guī)定的碳排放總量后超額減少的“節(jié)余”指標。碳排放權使用人依法在一級市場取得一定的碳排放許可額后，可能因各種原因而出現碳排放許可額的富余，二級市場就是對這些碳排放許可額進行的交易。企業(yè)采用新的技術設備提高碳排放的污染治理能力，從而具有了碳排放的減少量，對于企業(yè)是選擇將這種減少量出售獲利還是選擇留存，以備以后企業(yè)自身業(yè)務發(fā)展時使用，法律應給予相應的保護，保障企業(yè)對超額減少的“節(jié)余”碳排放指標擁有使用權、收益權和轉讓權。

（三）交易合同

碳排放權交易合同是一種特殊的民事合同，應當充分考慮碳排放權交易合同的公法化屬性。因為在碳排放權交易合同中，當事人的意思不能完全自治，要受環(huán)境公共利益等條件的限制，這與傳統(tǒng)的民事合同存在很大的差別。意思自治是傳統(tǒng)民事合同的本質，如果將碳排放權交易合同納入傳統(tǒng)民事合同范疇按照意思自治原則，碳排放權交易合同應該是當事人意思自由協商的結果，政府無權對合同的簽訂、履行過程進行干預，并且除當事人之外，任何人不得請求享有合同上的權利。但碳排放權交易合同中，涉及到對環(huán)境容量的使用。企業(yè)通過碳排放權的初始分配，對環(huán)境容量取得合法的使用權，但環(huán)境容量是一種重要的自然資源，具有公共物品的屬性，這就決定了同一環(huán)境資源物品上的公共利益和私人利益的沖突。在碳排放權的市場配置中，必須加入公共意志的干預因素。在碳排放權交易合同中，當事人的意志和公共意志是互相協調的關系。一方面，公共意志在碳排放權交易合同中處于基礎性地位，對當事人意志的限制需要通過確定公共意志的優(yōu)先地位來實現，公共意志的作用范圍決定著當事人意思自治領域的大?。涣硪环矫?，公共意志又不能完全排斥當事人意志在碳排放權交易合同中發(fā)揮作用。碳排放權交易合同同時滿足當事人經濟利益和公眾的環(huán)境利益，合同成為平衡二者利益的支撐點。因此，碳排放權交易合同是通過私法手段實現公法目的的途徑，其合同的實質就是“利益平衡”問題，即當事人利益與公眾利益的平衡，強調資源利用與環(huán)境保護的統(tǒng)一。

（四）交易中介機構

交易成本在碳排放權交易中始終存在，如信息的成本、交易談判的成本等，這些交易成本必須進行有效的控制，否則就會抵減企業(yè)參與碳排放權交易實際獲得的利益，交易將變得無利可圖，碳排放權交易市場也就不能順利發(fā)展。另外，我國的企業(yè)具有規(guī)模大小不等、數量繁多、分布不固定等特點，這也會增加碳排放權交易的成本。因此，碳排放權交易中介機構的建立至關重要。建立碳排放權交易的中介機構，可以有效地降低交易成本，增加企業(yè)交易的實際收益。筆者建議，碳排放權交易中介機構的業(yè)務應當包括提供交易信息、進行交易、辦理碳排放權的儲存、借貸等方面。

（五）交易程序

筆者認為碳排放權的交易程序應該包括以下幾個步驟：首先，碳排放權交易主體應該向環(huán)保部門提出交易申請，并提交交易雙方的詳細資料、交易的必要性和可行性說明等。其次，碳排放權交易必須取得環(huán)保部門頒發(fā)的許可證才可以進行交易。環(huán)保部門對碳排放權交易主體的審核應包括對雙方的審核和對交易本身的審核，由此確定其可以交易的碳排放額，并對交易前后的環(huán)境質量進行檢測。再次，碳排放交易各方就碳排放權交易的數量、價格、時間等具體內容應進行充分地協商，達成協議并簽訂書面合同。最后，碳排放權交易雙方就交易達成的初步協議須上報環(huán)保部門審批。若審查符合要求，環(huán)保部門則批準該協議并交付執(zhí)行，變更雙方的碳排放許可額，頒發(fā)特殊的許可證，并監(jiān)督交易的正常進行。

建立查處違法交易的法律責任體系

根據碳排放權交易制度的特點及國內、外的立法實踐，在一級市場里主要涉及政府的具體行政行為，違法者主要承擔行政責任；二級市場是碳排放權主體之間的交易，同時存在環(huán)保部門的管理，違法者將承擔民事責任或行政責任，嚴重者將承擔刑事責任。

具體可作如下規(guī)定：對于不報送或不按期報送碳排放量削減計劃的，可以由環(huán)保部門責令停止違法行為，并限期改正；對于拒絕或者謊報有關碳排放申報登記事項的，拒絕環(huán)保部門檢查或者檢查時弄虛作假的，可以由環(huán)保部門責令停止違法行為，視情節(jié)輕重處以一定范圍內的罰款；對于無碳排放許可證或超過許可證允許排放量排放的，非法出賣碳排放許可證的，可以由環(huán)保部門責令停止違法行為并處以罰款，情節(jié)特別嚴重的可以吊銷碳排放許可證；對于造成環(huán)境污染的，對有關責任人員，由其所在單位或者上級主管機關給予行政處分；當事人對行政處罰決定不服的可以依法申請行政復議或者向人民法院提訟，逾期不申請復議、也不提訟且不履行處罰決定的，作出行政處罰決定的機關可以強制執(zhí)行或申請人民法院強制執(zhí)行；環(huán)保部門的執(zhí)法人員，在執(zhí)行碳排放權交易的監(jiān)督管理工作時應當出示證件、文明執(zhí)法，對、、的由其所在單位或者上級主管機關給予行政處分，構成犯罪的依法追究刑事責任；對于碳排放權交易的民事責任，可適用我國《民法通則》、《合同法》等相關法律法規(guī)的規(guī)定。

參考文獻：

1.張曉.中國環(huán)境政策的總體評價[J].中國社會科學，1999（3）

篇5

1、研究方法及數據來源

1.1模型設定為探討城市化、經濟增長、能源消費、貿易開發(fā)水平對浙江省碳排放的影響，本文借鑒Dietz等在IPAT模型基礎上建立并得到廣泛應用的STIRPAT模型。上式中，PCO2為人均碳排放量，EC為能源消費強度代表技術進步，PGDP為人均GDP代表經濟發(fā)展水平，EX為進出口總額占GDP比例以表示貿易開放水平，UR表示城市化水平；δ為常數項，α1、α2、α3、α4為估計系數，ε為隨機誤差項，t為年份。

1.2數據來源與處理方法本文樣本區(qū)間為1995-2013年。GDP、人口和進出口數據來源于歷年《中國省統(tǒng)計年鑒》，其中，為消除價格因素帶來的誤差，本文把歷年GDP數據折算成1995年價；為真實反映浙江作為我國吸納外來人口大省的客觀實際，在計算人均碳排放量、人均能源消耗、人均GDP時采用常住人口；進出口數據用同期的美元匯率進行折算，匯率數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》由于官方統(tǒng)計機構還沒有碳排放的數據，本文采用《省級溫室氣體清單編制指南》所提供的參考方法和歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》數據對浙江碳排放進行估算。具體方法為，先根據《中國能源統(tǒng)計年鑒》公布的八種化石能源(包括煤炭、柴油、汽油、煤油、原油、燃料油、焦炭、天然氣)的折標煤系數將各種能源消費量折算成標準統(tǒng)計量，再乘以《省級溫室氣體清單編制指南》提供的碳排放系數，得到八種能源消費的碳排放量，加總后即為浙江碳排放總量。本文所使用的計量分析軟件為Eviews6.0。

2、浙江省城市化和碳排放的特點分析

2.1城市化發(fā)展特點浙江城市化進程自1995年以來持續(xù)快速推進，城市化率從1995年的32.6%增長到2013年的64.0%，高于全國平均水平53.73%的10.27個百分點，年均提高約3.82個百分點。城市建設日新月異，城市功能不斷得到發(fā)揮，城市化發(fā)展已進入從中期加速階段向城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協調發(fā)展的后期階段，城市在浙江經濟社會發(fā)展中的重要作用日益顯著。圖1描述了1995-2013年浙江省城市化發(fā)展變化情況。從圖中可以看出，1995-2005年是浙江省城市化快速提升階段，城市化率從32.6%提升至55.0%，年均提高5.98%；2006-2010年城市化持續(xù)快速提升，城市化率從55.0%提升到61.6%，年均提高2.29%；2011年后，仍以每年接近1個百分點的速度提升。

2.2碳排放特點圖2描述了浙江省1995-2013年人均碳排放變化情況。從圖中可以看出，浙江省人均碳排放總體呈現快速增長態(tài)勢，年均增長6.9%。從不同時間看，人均碳排放大致可分為3個階段：第一個階段為1995-2003年人均碳排放緩慢增長階段，年均增長5.6%；第二階段2004-2011年人均碳排放快速增長階段，年均增長11.0%；第三階段2012-2013人均碳排放呈現下降趨勢，這一現象是否說明浙江省的人均碳排放開始拐點性下降，仍需進一步分析探討。

3、實證研究

3.1單位根檢驗在實證研究過程中，一些非平穩(wěn)的經濟時間序列可能存在虛假回歸或偽回歸現象。本文構建的是面板數據模型，包含時間序列數據。為避免偽回歸現象的發(fā)生，確保估計結果的有效性，必須對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗。為提高檢驗結果的穩(wěn)健性，本文采用ADF檢驗方法對各時間序列進行單位根檢驗，以判斷各序列的平穩(wěn)性。根據變量序列的折線圖，本文選擇檢測方程類型包括常數項和趨勢項，得到單位根檢驗結果如表1所示。檢驗結果表明，浙江碳排放量、人均GDP、能源強度、城市化和外貿開放的水平序列在5%的顯著水平下均存在單位根，不是穩(wěn)定序列。進行一階差分后的服從I(1)過程，滿足構建協整模型必要條件。

3.2協整檢驗本文涉及多個變量之間協整關系的檢驗，因此采用Johansen檢驗法。Johansen協整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗，檢驗之前必須確定VAR模型的結構，最為重要的是確定最優(yōu)滯后期。本文就lnPEC、lnPGDP、lnUR、lnEX對lnPCO2檢驗并進行判斷，并依據AIC最小值原則，最終確定VAR模型的最優(yōu)滯后期為2。在此基礎上，得到協整檢驗結果見表2。由表2可知，采用跡統(tǒng)計量檢驗在5%的顯著性水平下，接受變量間存在2個協整關系的原假設，由此可判斷各變量之間存在長期均衡關系。從協整方程看，能源強度系數為正且最大，說明浙江省能源消費是刺激二氧化碳排放增長的重要因素。這一結論與周葵等、董美辰[13]的研究結論一致。本文認為，這與浙江長期以來以化石能源為主的能源結構特點相吻合。根據中國能源統(tǒng)計年鑒，從1995年至2013年浙江省碳排放系數最大的煤炭長期占一次能源消費的60%以上，其中2003年之前更是維持在65%以上的高位。同時，浙江省能源效率雖然居我國前列，但能源強度卻是同期德、日、韓、美等發(fā)達國家的1.73~4.63倍，能源效率仍需進一步提升。城市化水平系數為負，說明浙江省城市化水平與碳排放呈現均衡的負相關，趙紅和陳雨蒙研究一致。這可能與城市化水平的提升形成了環(huán)境保護規(guī)模效應，有利于建立起對環(huán)境保護的激勵與約束機制，使碳排放水平得到一定程度上的抑制有關。人均GDP系數為正，說明浙江省經濟增長與碳排放存在均衡的正向關系。根據統(tǒng)計年鑒計算，浙江省在研究期內的人均GDP年均增長率為9.98%，而人均二氧化碳排放年均增長率為6.95%，兩者相差3.03個百分點，說明浙江省碳排放與經濟增長在一定程度上呈現“弱脫鉤”的發(fā)展特點，這與劉其濤、員開奇和董捷等的研究結論一致。貿易開放水平的系數為正值，說明浙江省經濟增長與碳排放存在均衡的正向關系，這與張友國研究結論一致，也與浙江出口以紡織、家具、服裝、機電等勞動密集型商品為主和進口以原材料資源性商品為主，以及在國際分工體系中處于比較低端的加工環(huán)節(jié)的客觀實際相符。

3.3Granger因果檢驗在確定上述變量之間均衡關系的基礎上，進一步用Granger因果檢驗確定各變量之間的因果關系，本文用“≯”表示符號前面的變量，不是引起符號后面變量變化的Granger原因。檢驗結果見表4。從表4可以看出，能源強度、貿易開放、城市化水平和經濟發(fā)展是引起碳排放變化的Granger原因，但碳排放不是引起能源強度、城市化水平、經濟增長和出口貿易變化的Granger原因。

4、結論與政策建議

本研究根據1995-2013年間的統(tǒng)計數據，通過協整分析與Granger因果檢驗，對浙江省城市化進程與碳排放之間的關系進行了定量觀察。經研究發(fā)現，浙江省碳排放（被解釋變量）與能源強度、人均GDP、貿易開放等四個解釋變量之間存在均衡的正向相關，而與城市化水平存在均衡的負相關。從Granger因果檢驗看，能源強度、城市化發(fā)展水平、經濟增長和對外貿易是引起浙江省碳排放變化的Granger原因，且僅存在單向影響機制。針對上述研究結論，本文提出以下對策建議：在能源方面，針對浙江現階段能源結構不盡合理和使用效率仍有較大提升空間的特點，要實施煤炭消費總量控制，推進煤炭的清潔高效利用，積極開發(fā)海洋能、太陽能等可再生能源，安全發(fā)展核電，推進一次能源結構、電力裝機結構清潔化、低碳化。同時，加大低碳技術研發(fā)和推廣，構建低碳技術評價認定體系，形成低碳技術遴選、示范和推廣動態(tài)管理機制，提高能源使用效率，從源頭上控制因能源結構不合理和能源效率不高引起的碳排放。

在經濟發(fā)展方面，盡管浙江省經濟增長與碳排放之間呈現一定程度的“弱脫鉤”現象，但經濟增長依然是推進碳排放增長的重要因素，尚未實現碳排放負增長和經濟增長的“強脫鉤”，因此，在保持經濟穩(wěn)定增長的條件下，要發(fā)展新能源、高端裝備制造、節(jié)能環(huán)保、新能源汽車、物聯網、新材料、海洋新興以及核電關聯產業(yè)等碳排放強度低、產業(yè)帶動強的戰(zhàn)略性新興產業(yè)和現代服務業(yè)，同時嚴格控制高碳行業(yè)發(fā)展，加快淘汰落后產能，進一步調整和優(yōu)化產業(yè)結構，減少生產過程碳排放。在城市化發(fā)展方面，要實現《浙江省城鎮(zhèn)體系規(guī)劃（2011-2020）》提出的到2020年城市化水平為72%左右目標，浙江在2020年前每年需提升城市化率1.14個以上百分點，繼續(xù)推進城市化仍將是今后的重點任務。因此，盡管城市化水平是浙江省碳排放的負向驅動因素，但在今后推進城市化的進程中，要繼續(xù)以新型城市化戰(zhàn)略和主體功能區(qū)戰(zhàn)略為指導，構筑以省域中心城市建成區(qū)為中心、縣城和中心鎮(zhèn)為節(jié)點、綜合交通為骨架的城市空間形態(tài)，深入推進城鎮(zhèn)結構的低碳化。同時，要在城市基礎設施、公共服務設施等建設方面堅持綠色低碳理念，推廣綠色建筑，優(yōu)化交通組織，提高城市建設質量，進一步減少城市碳排放。

篇6

[關鍵詞]物流業(yè)；碳排放；影響因素

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.15.239

1 引 言

近年來，河北物流業(yè)企業(yè)數量不斷增加，規(guī)模不斷擴大，服務水平不斷提升。物流業(yè)的快速發(fā)展緣于河北省經濟的迅猛發(fā)展，兩者之間互相促進。然而，河北省物流業(yè)發(fā)展較為粗放，2014年前三季度社會物流總費用為4.136億元，同比增長3.41%；社會物流總費用占GDP的比重為19.05%，物流成本明顯偏高。《河北省現代物流業(yè)“十二五”發(fā)展規(guī)劃》明確提出，要著眼發(fā)展低碳經濟，以降低物流業(yè)資源消耗為重點，構建節(jié)能高效、綠色環(huán)保的現代物流服務體系。到2015年，物流業(yè)碳排放量有所下降，初步建立起節(jié)能高效的物流運作模式，但物流業(yè)相關行業(yè)能耗依然巨大。[1]本文對河北省物流業(yè)碳排放量進行測算，并對其影響因素進行分析，為河北省相關部門制定物流業(yè)節(jié)能減排政策提供理論支持，同時為河北省物流企業(yè)的低碳化發(fā)展決策提供依據。

2 河北省物流業(yè)能源消費分析

物流業(yè)是一個復合型的產業(yè)，其作為一個生產業(yè)，由于其跨行業(yè)、跨部門、跨區(qū)域和滲透性強等特點。目前，國家尚未建立成熟、統(tǒng)一的指標體系和統(tǒng)計核算方法。根據河北省統(tǒng)計普查中心的統(tǒng)計方法，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)可用于代表物流業(yè)[2]，本文利用河北省交通運輸、倉儲和郵政業(yè)能源消耗數據進行相關分析與計算。表1給出河北省物流業(yè)2005―2014年的能源消費量及比重。

由表1可以看出，2005―2014年，河北省物流業(yè)能源消耗總量整體上具有波動性上升的變化特征，除2008年、2009年和2014年外，河北省其余8年的能源消費總量均有所增長，2013年河北省能源消耗總量達到811.76萬噸標準煤，為2005年能源消耗量的1.37倍。三種能源中，石油的消耗量一直最大，煤炭的消耗量次之，電力的消耗量最小，其中，石油的消耗量總體呈上升趨勢，從2005年的544.85萬噸標準煤增長至2014年的705.77萬噸標準煤，增長了160.92萬噸標準煤，比重由92.12%增加到95.58%；煤炭的消耗量總體上處于下降趨勢，從2005年的42.19萬噸標準煤減少到2014年的21.92萬噸標準煤，減少近一半，比重由7.13%降低到2.97%；電力消耗量比重雖然最低，但一直處于穩(wěn)定上升趨勢，從2005年的4.39萬噸標準煤增長到2014年的10.68萬噸標準煤，實現了2.43倍的增長，比重由0.74%上升到1.45%。

3 河北省物流業(yè)碳排放測算

目前，我國還沒有建立統(tǒng)一完善的碳排放監(jiān)測體系，直接的碳排放量的監(jiān)測數據還有待測算體系的形成。而根據政府間氣候變化專門委員會（IPCC）的評估報告，碳排放量主要來源于化石燃料的燃燒。因此，國內外的碳排放量測算都是由能源消耗量估算而來[3]，估算公式為：

由表2可以看出，2005―2014年，河北省物流業(yè)的碳排放總量與能源消費總量變化趨勢相似，呈現波動性增長趨勢，除2008年、2009年和2014年外，其余8年的碳排放總量均有所增長；分階段來看，碳排放總量在2008―2010年增長較快，2007―2009年略有下降，2013―2014年下降比較明顯，其他時期處于略有增長狀態(tài)。三種能源中，石油的碳排放量最大，占碳排放總量的90%以上；煤炭的碳排放量次之，碳排放比重由2005年的9.20%減少到2014年的3.87%；電力的碳排放量最少，呈現逐年增長趨勢，2014年其碳排放比重增長到1.74%。

4 河北省物流業(yè)碳排放影響因素分析

4.1 直接影響因素

由物流業(yè)能源消耗碳排放的形成與計算過程可知，河北省物流業(yè)碳排放量的直接影響因素是物流業(yè)各類能源的消耗量及比重。由表1可以看出，河北省物流業(yè)能源消耗量最大的是石油，且石油的碳折算系數較高，所以碳排放最高的是石油。在油類能源消耗中，河北省物流業(yè)對柴油消耗量所占比重最大，另外是汽油，它們的消耗主要來自物流運輸活動。此外，河北省物流業(yè)需求增長和運輸方式不均衡是導致碳排放大的原因。[4]物流需求的增長能夠推動碳排放量的增長，河北省的貨物周轉量從2005年的4750.64億噸公里增長到2014年的12968.8億噸公里，增長了近3倍。貨物周轉量的上升勢必會帶動物流業(yè)運輸里程與能源消耗的增加，從而提高了物流業(yè)的碳排放量，運輸方式的不均衡也會影響到物流業(yè)的碳排放量。多年來，河北省物流業(yè)一直以公路運輸為主，相比鐵路運輸、水運運輸，公路運輸具有單位里程碳排放大、能源消耗多等特點，進一步促進了河北省物流業(yè)碳排放量的增長。

4.2 間接影響因素

物流業(yè)是服務業(yè)，屬于第三產業(yè)，服務于人們生產、生活的需要，生產規(guī)模的擴大、生活水平的提高都會增大物流服務的需求量，三次產業(yè)結構差異導致物流服務需求量和服務結構上的差異。比如，第一產業(yè)和第二產I對物流服務中的干線運輸與倉儲需求量大，而零售業(yè)對配送和末端運輸服務需求量大，這些結構上的差異都會影響物流業(yè)的碳排放量。另外，人口的增長可以引起能源及各種資源的消耗，從而導致碳排放的增加。河北省人口的增長推動了物流行業(yè)的發(fā)展，增加了對物流的需求，促使物流業(yè)的碳排放量增加。

5 結 論

本文測算了河北省物流業(yè)的碳排放量，并分析了影響河北省物流業(yè)碳排放的因素。結果表明，河北省物流業(yè)的碳排放量與能源消費量的變化趨勢相似，具有波動性增長特征，其中，石油的碳排放量最大，煤炭的碳排放量次之，電力的碳排放量最少；直接因素與間接因素共同影響著河北省物流業(yè)的碳排放量。

參考文獻：

[1]趙松嶺.河北省物流業(yè)節(jié)能減排對策研究[J].合作經濟與科技，2015（5）.

[2]劉楠.城市物流業(yè)碳排放測算及影響因素分析――以天津市為例[D].西安：長安大學，2013.

篇7

關鍵詞：碳排放強度；能源結構：能源效率

中圖分類號：F29；X502

文獻標志碼：A

文章編號：1007－519412010)03－0106－05

全球氣候變暖已成為危害未來人類社會生存和發(fā)展的重要因素，國際社會普遍認同減少溫室氣體排放尤其是二氧化碳排放是解決該問題的最佳途徑。然而以解決后京都時代國際社會法定減排問題為目的而召開的哥本哈根氣候變化大會(丹麥，2009)卻以失敗而告終，這使得2012年后全球碳減排問題可能遭遇法律真空，將為資金、技術和管理能力占據優(yōu)勢的發(fā)達國家開征碳關稅提供充足的理由。美國勞倫斯伯克利國家實驗室研究發(fā)現，中國2006年與能源有關的碳排放量已超過美國，中國政府自愿積極承擔國際減排義務，已于2009年11月26日正式對外宣布控制溫室氣體排放的清晰量化目標，決定到2020年單位國內生產總值二氧化碳排放比2005年下降40％～45％。由此看來無論從外部壓力還是從內部經濟結構轉型的需要來說，發(fā)展低碳經濟已成為我國經濟發(fā)展的必然選擇。而重慶是我國重要的重工業(yè)基地和最大的中央直轄市，也是全國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)之一，擔負著在一些重點領域大膽創(chuàng)新，探索實踐，為區(qū)域乃至全國積累好的發(fā)展經驗的歷史重任。所以測度重慶碳排放量并研究其影響因素顯得尤為重要，能夠有效挖掘重慶降低碳排放的空間和方向，為重慶發(fā)展低碳經濟提供基礎性研究，有利于重慶改變經濟增長方式，也將為中國經濟轉型提供示范樣板。

一、文獻綜述

縱觀國內外學者在碳排放方面的研究，主要集中在以下三個方面：王中英(2006)、杜婷婷(2007)等采用庫茨涅茨曲線(EKC)模擬經濟發(fā)展與碳排放之間的關系，并認為碳排放與收入水平之間遵循倒“U”曲線關系、“N”型關系；朱永彬(2009)等在內生經濟增長模型Moon-Sonn基礎上進行改進，從理論上得到了最優(yōu)經濟增長率與能源強度之間存在倒“U”曲線關系的必要條件，即能源的產出彈性小于0.5，以上研究側重探討碳排放與經濟增長之間的關系。在碳排放機理方面：徐國泉(2006)等采用對數平均權重DVISIA分解法，定量分析了能源結構、能源效率和經濟發(fā)展對我國人均碳排放的影響，得出能源效率對我抑制我國碳排放的作用在減弱，以煤為主的能源結構未發(fā)生根本性變化，能源效率和能源結構的抑制作用難以抵消由經濟發(fā)展拉動的碳排放量增長；林伯強(2007)等該文采用協整技術研究中國煤炭需求的長期均衡關系，估計出中國煤炭需求的長期收入彈性、價格彈性、結構彈性以及運輸成本彈性，尤其是工業(yè)結構的調整，哪怕是微調，也會對煤炭需求有很大的抑制作用；田志勇(2009)等運用信息熵理論，測算出在以各類能源探明儲量為關鍵指標的前提下，我國以煤炭為主的能源消費結構是占優(yōu)能源消費結構的結論，并提出節(jié)能減排的關鍵是提高煤炭利用效率和清潔利用問題研究；Lenung D Y C(2000)等對香港二氧化碳和甲烷的排放進行定量化分析，顯示煤是二氧化碳的最主要來源；王錚(2008)等對全國各省區(qū)的碳排放進行了核算，并在省級尺度上對中國碳排放進行對比，發(fā)現碳排放較高的省份集中在消費結構以煤為主的地區(qū)，也就是能源消費結構對碳排放有重要影響。除此之外，張健(2009)等研究了碳稅和碳排放權交易機制對我國各行業(yè)的影響，并得出合理的碳交易機制可以在一定程度桑緩解間接碳稅對我國能源行業(yè)的影響的結論；顧朝林(2009)等研究了低碳城市規(guī)劃進展并強調了其對發(fā)展低碳經濟的關鍵作用，這些研究填補了我國控制碳排放制度設計的空白。然而專門針對政府發(fā)展規(guī)劃的具體執(zhí)行部門和監(jiān)督部門的省級行政區(qū)碳排放研究并不多見，僅有帥通(2009)和趙敏(2009)等對上海市能源消費碳排放情況做過研究。本文將在上述研究基礎上，測度重慶市1998―2008年碳排放量并對其影響因素進行研究。

二、碳排放量測度及趨勢

(一)數據來源及測度方法

采用《重慶統(tǒng)計年鑒》1998～2008年中的能源數據。計算碳排放量時主要考慮以下幾方面：1.只計算終端能源消費產生的碳排放；2.不計加工轉換過程、運輸和輸配損失能源的碳排放；3.計算碳排放時統(tǒng)計年鑒只分煤炭、天然氣、油料和電力四大類，本文測算碳排放時采用了各類能源的平均碳排放系數，這是基于統(tǒng)計數據的次優(yōu)選擇，由于本文側重于研究年度變化趨勢，故可以忽略此選擇對研究結論的影響。

能源消費碳排放量根據IPCC碳排放計算指南，并結合重慶市統(tǒng)計數據的特點，采用以下方法計算碳排放量：A=∑Ck×Ik

式中A為碳排放量，單位104t；Ck為能源消費量，按標準煤計，單位104t標煤；Ik為能源碳排放系數，單位(104t)／(104t標煤)；k為能源種類，取11類。重慶市主要能源消費的碳排放系數來源于IPCC碳排放計算指南缺省值，原始數據以J為單位，為與統(tǒng)計數據單位一致，將能量單位轉化成標準煤，具體轉化系數為1×104t標準煤=2.93×105GJ，各種能源的碳排放系數(見表1)。

碳排放強度表示碳排放量與GDP的比值，由于經濟發(fā)展過程中價格不斷變化，以現價GDP計算的單位碳排放量不能直接比較，所以需要采用GDP可比價。計算方法：1998―2008年的GDP以1990年作為價格基準年，即將各年度GDP通過價格指數轉化為價格基準年可比價。我國并沒有公布正式的GDP價格平減指數，研究者需要根據研究目的，選擇適當的方法來測算。根據重慶市公布的數據，文中價格指數為居民消費價格總指數和商品銷售價格總指數的平均值。

(二)碳排放量變動趨勢

近十年來重慶市碳排放量隨GDP的增長逐年增長，由1998年的1.337×107t增長到2008年的3.202×107t，年均增長率為8.26％。圖一顯示碳排放量與GDP增長趨勢相同，2003年后能源消費碳排放量增長速率明顯加快，2006年后增長速率開始有下降趨勢，這與國家“十一五”規(guī)劃要求的節(jié)能 減排政策相符合。作為衡量單位GDP碳排放量指標的碳排放強度，十年來總體下降，從1998年的2.051／104元GDP，下降到2008年的1.50t／104元GDP，下降了26.83％，平均年下降率2.88％。如果要完成中國政府承諾的2020年藏排40％的最低目標，重慶必須在現有下降速率的基礎上提高20.14％。何建坤等(2004)的研究認為，碳排放強度的下降率大于GDP的增長率時才能實現二氧化碳的絕對減排。比較發(fā)現，1998年到2008年的碳排放強度下降率遠小于GDP的增長率11.36％，遠不能實現碳絕對減排，圖一也顯示了碳排放量的增加趨勢。

三、碳排放量影響因素分析

碳排放系統(tǒng)是一個復雜的系統(tǒng)，主要分為自然碳排放系統(tǒng)和人為碳排放系統(tǒng)，本文主要研究人為碳排放系統(tǒng)。影響碳排放的因素非常多，如科技進步、國際貿易、固定資產投資、資源豐富程度等都會影響到碳排放量，但歸納起來所有因素都會通過經濟增長、產業(yè)結構、能源結構、能源效率中的一個或者多個因素體現出來，因此本文主要探討這幾個方面對重慶碳排放量的影響。

(一)經濟增長

經濟增長推動碳排放增長的作用機理是經濟增長首先導致能源消費量的增長，進而促進碳排放量的增長。這個傳導過程成立的條件是經濟增長處于粗放型增長階段，能源結構基本穩(wěn)定且沒有出現重大技術創(chuàng)新，重慶經濟正處于這樣的發(fā)展階段(許秀川等，2008)。一般用能源消費彈性系數即能源總量增長速度與國內生產總值增長速度之間的比值來定量反映經濟增長對能源消費量的影響，本文借鑒能源消費彈性系數的計算方法，測算了對應的能源碳排放彈性系數即能源碳排放增長速度與國內生產總值增長速度之間的比值來定量反映經濟增長對碳排放的影響。

通常情況下，發(fā)展中國家經濟發(fā)展初期能源消費彈性系數大于或者接近1，發(fā)達國家能源彈性系數小于或者接近0.5，表示經濟增長在經濟發(fā)展初期對能源消費增長影響顯著(王中英，2006)。按照同樣的思路，能源碳排放彈性系數也有相同的測量意義，圖二顯示重慶市能源碳排放彈性系數與能源消費碳排放系數基本同步變動，且基本都在0.5以上，十年來平均分別為0.76和0.79，表明經濟增長對重慶碳排放量起促進作用，不利于降低碳排放強度。

(二)產業(yè)結構

產業(yè)結構對碳排放的影響主要是由于各產業(yè)能源消費密度不同，如能源密度高的產業(yè)在國民經濟中占有較大比重且上升較快(史丹，1999)，在能源結構和技術因素既定的前提下，碳排放量就會上升較快。

圖三演示了重慶市1998―2008年各產業(yè)生產總值占比的變化情況。第一產業(yè)占總GDP的比重由1998年的20.9％下降到2008的11.3％，下降了9.6個百分點；第三產業(yè)占總GDP的比重由1998年的40.3％波浪上升到2006年的45.3％后，急速下降到2008年的41％；第二產業(yè)的比重卻從1998年的38.8％上升到2008年的47.7％，上升了8.9個百分點。分析表明，近十年來重慶產業(yè)結構變動基本上屬于一二產業(yè)之間的互相替換，也就是在GDP構成當中第一產業(yè)減少份額基本被第二產業(yè)增加份額所替代，而第三產業(yè)比重基本沒有改變。以2008年為例，第二產業(yè)單位GDP能耗分別是第一產業(yè)的3倍，第三產業(yè)的4倍，并且第二產業(yè)是能源構成中以高碳排放的煤、石油和天然氣為主，表明三次產業(yè)結構變動對重慶碳排放量有促進作用。并且從變動趨勢來說，產業(yè)結構向更不利于減少碳排放強度的方向發(fā)展。

(三)能源結構

近十年來重慶碳排放量成指數增長，且總碳排放量和煤類能源碳排放量高度相關(見圖四)，1998年到2008年間煤類能源碳排量占總碳排放量的比例始終維持在80％以上，而天然氣和油料能源的碳排放量也處于穩(wěn)定的狀態(tài)，也就是說在最近10年間重慶能源碳排放量的構成基本沒有改變。

平均碳排放系數等于碳排放量與能源消費量的比值，由于一種能源本身的碳排放系數基本不會改變，當低碳能源所占比例增加時，平均碳排放系數將下降，反之亦然，能夠體現能源結構調整對碳排放量的影響。1998年到2008年平均碳排放系數最高年份為0.639104t／104t標煤，最低年份為0.617104t／104t標煤，且圍繞0.628104t／104t標煤的均線成上下波動趨勢(見圖四)。

同時，盡管重慶能源消費總量從1998年的2119.46104t標煤，增長到了2008年的5091.52104t標煤，年均增長速度達到8.29％，略低于GDP增長速度，但是圖五顯示的能源消費結構卻基本沒有改變，尤其是高碳排放煤類能源的比例基本維持在65％的比例，清潔能源如電力維持在10％左右，這與上面碳排放量構成分析完全一直。由此可知，在過去10年的時間里，沒有任何證據表明重慶市能源消費結構對控制碳排放量有積極影響。

(四)能源效率

能源效率也稱能源消耗強度一般采用萬元GDP標準煤能耗量來表示，即e=E／r，其中e表示能源效率，E表示能源消費量(萬噸標準煤)，r表示國民生產總值(億元人民幣)。在能源消費結構不變的前提下，能源效率的提高能有效降低碳排放量，徐國泉等(2006)研究表明1995―2004年中國人均碳排放的抑制作用主要來自能源效率的提高。借鑒孫海等(2009)對制造業(yè)能源消耗強度的分解方法，本文也將能源消耗強度分解成產效率份額。運用附件中公式(2)和(3)可計算得出十年來產業(yè)結構變動對重慶市總體能源效率貢獻度為-32.57％，三產業(yè)效率份額對總體能源效率份額貢獻度為132.57％。圖六是重慶市1998―2008年社會生產總值和各產業(yè)萬元GDP標準煤能耗量的變化圖，顯示第二產業(yè)能源效率變化是導致總體能源效率變化的關鍵原因，公式測算出二產業(yè)效率改進對產業(yè)效率改進貢獻率達到102.2％，表明重慶市第二產業(yè)能源效率提高是重慶市能源效率改進的主要原因。

由于經濟增長、產業(yè)結構、能源結構對抑制碳排放的貢獻率要么為負，要么基本為零，可以得出1998―2008年重慶市能源效率改進是導致碳排放強度從1998年的2.05t／104元GDP，下降到2008年的1.50t／104元GDP的關鍵原因。

四、結論與啟示

(一)結論

第一，碳排放強度有所下降，碳排放總量增長趨勢不變。碳排放強度整體成下降趨勢，十年間下降了26.83％，年均年下降率為2.88％。在過去10年中重慶市碳排放量以年均8.26％速度遞增，略小于以基準年可比價衡量的年均GDP增長率11.36％。圖一顯示，盡管增長率有減緩的跡象，但短期內碳排放絕對增長趨勢不會改變；第二，經濟增長、產業(yè)結構變動是導致碳排量增加的主要因素。能源碳排放彈性系數與能源消費碳排放系數平均分別為O.76和0.79，遠大于倒“U”型曲線關系的必要條件(朱永彬，2009)，表明經濟增長促進重慶碳排放量增長趨勢短期不會改變。產業(yè)結構中一產業(yè)下降了9.6個百分點，但是第二產業(yè)增加了8.9個百分點，占92.7％，而二產業(yè)的能耗強度是一產業(yè)的3.05倍，低能耗產業(yè)結構向高能耗產業(yè)結構轉變，導致碳排放量增加；第三，能源結構變動對碳排放量影響很小，能源效率改進是重慶碳排放強度降低的主要原因。從能源結構比例圖(見圖五)上可以清楚地看出煤類能源、油料能源、天然氣能源和電力能源的比例基本沒有變化，并且高碳排放的煤炭能源始終處于絕對主導地位；從反應能源消費結構的平均碳排放系數(見圖四)上來看，十年來重慶市能源平均碳排放系數基本處在0.628104t／104t標煤的水平，表明能源消費結構對控制碳排放量的影響很小。在經濟增長、產業(yè)結構和能源結構都對抑制碳排放產生不利影響的情況下，重慶市碳排放強度從1998年的2.05t／104元GDP，下降到2008年的1.50t／104元GDP，這是重慶市產業(yè)能源效率提高的結果，尤其是第二產業(yè)能源效率提高的結果。

篇8

摘要：隨著全世界對生態(tài)環(huán)境和可持續(xù)發(fā)展的重視，企業(yè)碳信息的披露變得愈發(fā)的重要。本文從國際環(huán)境、國內環(huán)境的大環(huán)境出發(fā)，分析了碳信息披露對融資產生的意義，并對碳排放量披露的制度提出了幾點設想，以完善我國碳信息的披露來促進企業(yè)融資效率的提高。

關鍵詞 ：碳信息；披露；我國企業(yè)；融資效率

一、研究背景及文獻綜述

全球氣候變暖已經是一個擺在全世界人民面前的重要問題，而氣候變暖的公認主要原因就是碳排放量。為了控制溫室氣體的排放，國際上也都制定了相應的框架公約甚至是法律條文來限制碳排放量。如《氣候變化框架公約》、《京都議定書》等。各國政府也都通過一系列的政治手段來達到控制溫室氣體排放的目的。根據中證網的報道，中國政府已經確定了未來碳減排目標，即到2020年，單位GDP的碳排放強度減少40%—45%。

國內外的學者對于企業(yè)是否進行碳信息披露的原因都進行了一定分析研究，國外學者認為原因在于國家政府層面，監(jiān)督越嚴格，企業(yè)越會進行碳披露（Peters、Romi 2009），以及股東的決議和監(jiān)管的壓力（Reid、Roffel2009）。一些學者認為我國企業(yè)碳信息的披露對企業(yè)缺乏有效的激勵和約束，企業(yè)之間碳信息披露的可比性不強，這既是我國現階段碳信息披露的特征和不足，也是導致我國碳信息披露很少的原因之一（張彩平，肖序2010）。

對于企業(yè)碳信息披露與企業(yè)融資成本的影響，Dhaliwal et al.(2011)對國外企業(yè)的研究認為，上市公司自愿性披露的社會責任信息質量越高，外部權益性融資成本也越低。我國對于企業(yè)碳信息的披露還是處于自愿性的階段，對于企業(yè)碳信息的披露的研究主要在于碳披露的現狀描述（田翠香，劉雨，李鷗洋等），還有學者在我國碳信息披露框架設計方面進行了研究，提出了適合我國國情的碳信息披露框架的相關設想（譚德明，鄒樹梁）。

綜上所述，碳信息披露對于我國企業(yè)未來可持續(xù)發(fā)展有著很重要的影響，國外學者也通過對國內外企業(yè)的實際研究，總結了許多經驗。我國學者對于碳信息的研究也取得了一定的成績，為我國未來碳信息披露框架的建立奠定了一定基礎。

但是，現有的文獻和研究成果中，并沒有將碳信息披露與企業(yè)對外融資進行聯系，企業(yè)對外的任何信息披露都會或多或少的影響企業(yè)的融資效率，因此，對于碳信息與融資效率之間的關系的分析，為我國企業(yè)進行碳信息披露提供了一定的參考價值，有利于未來建立更加完善的碳信息披露制度。

二、我國碳信息披露對企業(yè)融資的意義

1.能夠樹立良好的社會形象

進入21 世紀, 具有前瞻性的公司開始認識到碳披露和碳管理成為促進企業(yè)運營發(fā)展、構筑良好聲譽和實現未來成功所必不可少的一部分,企業(yè)對外進行碳信息等社會責任信息質量越高，企業(yè)越體現其負責任的企業(yè)形象，也就更能提現企業(yè)的社會責任的履行，同時，還能夠在政府相關部門眼中，取得很好的印象，有利于企業(yè)以后的發(fā)展。我國當前的社會環(huán)境，從政府到普通消費者，都對環(huán)境問題持有高度敏感度，企業(yè)若能在這種情況下，增加企業(yè)的碳信息的披露，能很好的建立良好的社會形象。社會良好形象的建立，在未來企業(yè)產品價值的實現過程中會起到意想不到的重要作用，從而會促進企業(yè)融資的效率。

2.能夠增加企業(yè)可信賴程度

從融資的對象來看，股東們需要了解氣候變化的信息來評估企業(yè)實際價值,以支持他們的投資決定" 債權人有興趣的則是企業(yè)公布的有關氣候變化的風險和責任,使他們得以利用這些信息重新進行債務合同談判,從而減少其債務風險。信息不對稱理論認為,由于所有權和控制權的分離,管理者會通過披露信息的方式來減少信息的不對稱,從而降低成本。如果管理層未提供有關企業(yè)實際價值或投資風險的可靠評估信息,他們將會在金融市場上受挫。因此，我們可以認為，企業(yè)披露信息越多，質量越高，越能夠取得外部信息使用者的信任，從而取得更好的融資效率。

3.能夠與綠色經濟相適應

近年來，我國管理學、經濟學領域與當前時代背景相適應的發(fā)展趨勢，提出了許多新興理念，其中與碳信息披露最為密切相關的就是綠色會計。綠色會計理論是將傳統(tǒng)的會計核算方法和模式，與節(jié)能減排等綠色經濟因素相結合，在進行會計核算時，考慮企業(yè)的環(huán)境成本，生態(tài)補償成本等。同時，按照綠色會計的要求，企業(yè)在進行對外信息披露時，也要將相關環(huán)境信息進行披露，這就要求企業(yè)應當提供碳信息披露。我國學者對于綠色會計的意義研究較為充分，其中就有學者認為企業(yè)采用綠色會計會促進企業(yè)對外融資效率。因此，我們可以認為，與綠色會計相一致的碳信息披露，同樣可以促進企業(yè)的對外融資效率。

4.能夠利用碳排量交易籌集資金

從經濟學的角度看，碳交易遵循了科斯定理，即以二氧化碳為代表的溫室氣體需要治理，而治理溫室氣體則會給企業(yè)造成成本差異；既然日常的商品交換可看作是一種權利（產權）交換，那么溫室氣體排放權也可進行交換；由此，借助碳權交易便成為市場經濟框架下解決污染問題最有效率方式。這樣，碳交易把氣候變化這一科學問題、減少碳排放這一技術問題與可持續(xù)發(fā)展這個經濟問題緊密地結合起來，以市場機制來解決這個科學、技術、經濟綜合問題。

需要指出，碳交易本質上是一種金融活動，但與一般的金融活動相比，它更緊密地連接了金融資本與基于綠色技術的實體經濟：一方面金融資本直接或間接投資于創(chuàng)造碳資產的項目與企業(yè)；另一方面來自不同項目和企業(yè)產生的減排量進入碳金融市場進行交易，被開發(fā)成標準的金融工具。

因此，我國企業(yè)可以通過碳排量信息的披露，以及碳排放量的減少，來達到企業(yè)融資的目的。我國政府對于企業(yè)的年碳排放量是有規(guī)定的，如果企業(yè)碳信息披露中顯示企業(yè)碳排放量很低，那么其他排放量較高的企業(yè)，可以通過交易來獲得這一指標，對于排放量低的企業(yè)，這就是一個很好的，成本較低的融資手段。

三、我國碳信息披露的改進建議

1.政府加大對碳信息披露的強制性措施

雖然上訴對于碳信息披露對于融資效率的意義進行了分析，但是這些作用中，許多都是從長遠角度進行分析的，企業(yè)若沒有很遠的見地，是不會高質量披露碳信息的。在這種情況下，政府應該加強強制性的碳信息披露政策，以促進企業(yè)在未來能夠意識到碳信息在融資上的重要作用。

2.完善碳排量交易市場的建設

2005 年10 月，中國最大的氟利昂制造公司山東省東岳化工集團與日本最大的鋼鐵公司新日鐵和三菱商事合作，展開溫室氣體排放權交易業(yè)務。到2012 年年底，這兩家公司獲得5500 萬噸二氧化碳當量的排放量，此項目涉及溫室氣體排放權的規(guī)模每年將達到1000 萬噸，是目前全世界最大的溫室氣體排放項目。目前為止，我國只在深圳市有碳排量產權交易市場，有100 多家企業(yè)參與到這個交易平臺上。但是，這一交易市場并不夠完善，對于碳交易的數量統(tǒng)計和檢測，以及碳交易的種類方式與國外還存在很大差距。完善碳排放量交易市場，要以政府為主導，以國有大中型企業(yè)為主導，只有這一才能更好的發(fā)展我國的碳金融市場。

3.加強碳信息披露和綠色會計中的信息披露相融合

我國綠色會計的研究到目前為止，取得了不小的理論成果，可以認為是符合我國經濟發(fā)展趨勢和企業(yè)發(fā)展趨勢的，綠色會計在一定程度上也能夠更好的吸引外部融資。因此，碳信息披露與綠色會計模式的結合一方面能完善綠色會計核算模式，另一方面可以通過綠色會計的發(fā)展來促進我國碳信息披露制度在融資效率方面的發(fā)展。

四、結論

從國際和國內的發(fā)展趨勢上看，碳信息披露質量的不斷提高，以及信息類型的不斷完善都是符合這一潮流的。企業(yè)對外信息披露很大程度都會考慮對于企業(yè)外部融資的影響，碳信息的披露也不例外。

本文從碳信息披露對于企業(yè)進行外部融資的意義開始分析，認為碳信息的披露是有利于企業(yè)長期發(fā)展和外部融資的，從而提出一定的設想來提高我國碳信息披露的質量，完善更好的碳信息披露制度，以致更好的實現企業(yè)外部融資效率。本文不足之處在于，沒有獲得很好的數據支持來證明碳信息披露與企業(yè)融資效率的關系，缺乏實證分析。

參考文獻：

[1]田翠香等.淺談我國企業(yè)碳信息披露現狀及改進,商業(yè)會計[J]2012,10.

[2]賀建剛.碳信息披露,透明度與管理績效,財經論壇,2011,7.

[3]張萍.企業(yè)談信息披露現狀及影響因素分析,北京交通大學碩士學位論文,2011,7.

[4]葉敏.上市公司碳信息披露制度研究,華東政法大學碩士學位論文,2011,4.

[5]張巧良等.碳排放量、碳信息披露質量與企業(yè)價值，南京審計學院學報，2013,2.

篇9

關鍵詞：碳排放權交易市場；交易成本；市場有效

中圖分類號：F062.9 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）27-0074-05

根據科斯定理，只要對碳排放權進行完整界定，并允許碳排放權進行交易，就可以使得碳排放權的最終配置與初始分配無關，實現市場公平與市場效率的雙重目標，這就是碳排放權交易市場成立的理論基礎。但Hahn（2011）認為由于存在交易成本以及市場勢力問題，碳排放權交易市場并不能完全實現市場公平和市場效率。所以，關于交易成本的研究成為理論研究的焦點。本文就是在文獻分析的基礎上，建立交易成本市場模型，分析交易成本對碳排放權交易市場的影響，以期為有關政策的實施提供理論指導。

一、交易成本定義

一直以來，關于交易成本的定義，學術上討論比較多。更多的研究從市場摩擦展開的，有許多論文文獻對市場摩擦進行了討論，認為交易成本阻礙了或者至少影響了經濟主體的經濟行為，并且是傳統(tǒng)的經濟學理論所不能解釋的。Hicks （1935）認為，需要給“市場摩擦”更精確的定義，并從交易成本角度對“市場摩擦”進行解釋。盡管Coase（1937）認為廠商的存在價值，就是由于廠商的組織形式使得交易更為有效率也更為經濟，但是他沒有提到“交易成本”這個概念。交易成本這個概念在貨幣和金融市場中使用得比較多。在20世紀70年代，隨著產業(yè)組織理論的興起，經濟領域開始討論交易成本問題，早期的產業(yè)組織理論主要是研究市場失靈和“市場摩擦”問題。經濟學領域關注交易成本主要有兩個方面的原因：一是交易成本會引起市場失靈，從而導致社會福利的損失；二是交易成本會影響產業(yè)內部的組織結構形式（Solomon，1999）。

對于碳排放權交易市場來說，由于遵約參與者相對較少、交易的品種比較專業(yè)，所以導致碳排放權交易市場交易相對不夠活躍，總體交易成本比較高，對于碳排放權交易市場中交易成本的研究就非常有意義。對于碳排放權交易市場來說交易成本主要包括三個部分，分別是尋找對手和信息成本、討價還價和決策成本以及監(jiān)管執(zhí)行成本。第一部分，也就是尋找對手和信息成本是比較明顯的。碳排放權交易市場作為一個新的碳減排措施，其建立是基于一系列的法律文件，尤其是在《京都議定書》之后才正式確認為碳減排的主要措施之一，并且各個國家和地區(qū)由于經濟條件和地理資源稟賦的不同，采取的碳排放權交易規(guī)則差異也較大。作為新的減排措施，碳排放權交易市場的各項制度還需要逐步完善，比如歐盟采取了三個階段來開展碳排放權交易工作，這些規(guī)則的修改直接影響碳排放權的供求關系，并且直接或者間接影響碳排放權交易價格，所以對于遵約參與廠商來說，對于碳排放權交易市場的信息搜集工作就非常重要，這些工作更多的是由中介咨詢機構來提供。由于碳排放權供給方和需求方往往是跨行業(yè)的，所以統(tǒng)一的碳排放權交易市場更有利于尋找交易對手。第二部分，討價還價和決策成本也非常重要，為了使得交易能夠達成，雙方需要支付必要的管理費用以及支付給中介一定的費用。第三部分，監(jiān)管和執(zhí)行成本主要是監(jiān)管機構來承擔的，為了維持正常的市場秩序，對于碳排放的額度確認以及后續(xù)的違規(guī)監(jiān)管和處罰，形成準確而真實的碳排放權供給和需求，這一部分也非常重要。

二、交易成本對碳排放權交易市場的影響

關于交易成本對產業(yè)內部的組織結構的影響。Hanemann（2009）發(fā)現，交易成本的不同結構會對參與碳排放不同規(guī)模的經濟體影響是不同的，規(guī)模較大的廠商具有一定的規(guī)模效益。如果環(huán)境監(jiān)管所帶來的交易成本是非線性的，那么邊界條件的改變會使得以成本最小化為目標的廠商面臨不同的最優(yōu)決策，結果會使得規(guī)模較大的廠商更為有利，從而促進行業(yè)的兼并重組，市場的集中度得以提高，有可能減弱市場的競爭性。論文用計量方法分析了歐盟碳排放交易計劃（EU ETS）監(jiān)管下的德國廠商的交易成本情況。通過最小二乘法和非線性估計方法對碳排放交易成本的估計，論文認為交易成本是碳排放量和碳排放交易量的非線性函數。這也就意味著，歐盟碳排放交易計劃存在碳交易的規(guī)模效益。對于二氧化碳年排放100萬噸以上的廠商交易成本是下降的，二氧化碳年排放100萬噸以下的廠商交易成本是上升的?；跀祿姆治觯聡軞W盟碳排放交易計劃監(jiān)管的廠商，每年交易成本總額約為870萬歐元。實證進一步顯示對于年排放100萬噸以下的廠商更有動機去減少碳排放量。雖然這一扭曲結果會帶來社會福利的損失以及經濟效率的降低，但對于整個歐盟碳排放交易計劃的減排效果影響較小。

關于交易成本會引起市場失靈，從而導致社會福利的損失是本文研究的重點。極端情況下由于管理成本以及其他交易成本太高以至于抵消了交易所獲得的收益，從而使得Fox River水污染排放交易計劃失敗。Stavins（1995）首先給出了碳排放權交易市場下交易成本基本模型，首先，給出了交易成本曲線和邊際污染控制曲線，通過分析認為交易成本會減少可交易區(qū)間，也就是說當交易收益小于交易成本，那么遵約參與者就不會到市場上進行交易了；其次，論文給出了交易成本在碳排放權供給和需求方的分攤情況，認為無論哪方在名義上給付交易費用，實際上的交易成本的分攤主要受碳排放權供給方和需求方的污染控制成本函數的彈性所決定的，具體而言交易成本更多的是由邊際污染控制成本較高的一方承擔；最后，論文分析了不同的交易成本結構下，遵約參與者碳技術減排數量與初始碳排放權分配額度之間的關系，認為如果交易成本函數是線性的情況下，遵約參與者碳技術減排數量與初始碳排放權分配額度無關，如果交易成本函數是凸函數的情況下，遵約參與者碳技術減排數量與初始碳排放權分配額度負相關，如果交易成本函數是凹函數的情況下，遵約參與者碳技術減排數量與初始碳排放權分配額度正相關。但是，論文沒有考慮產品生產數量與初始碳排放權分配額度之間的關系。本文就是在Stavins（1995）的基礎上，把產品市場納入到模型中進行分析。Ofei-Mensah和Bennett（2013）研究了在澳大利亞交通運輸和能源部門中開展的三個碳交易計劃的交易成本估計問題。這三個碳交易計劃分別是：燃料強制標示計劃，自愿燃料效率提升計劃和假想的市場型計劃。資料主要通過調查訪談和其他二手數據等方法獲取。第一，本文發(fā)現市場型計劃碳減排交易成本要高于其他兩個計劃，交易成本約為7.2美元/噸。也就是說，交易成本成為碳減排的主要障礙。第二，各碳減排計劃交易成本組成部分比例的不同主要是由各計劃自身特征造成的。因為自愿燃料效率提升計劃是自愿加入的，所以其執(zhí)法成本較低。較低執(zhí)法成本增加了對是否有足夠的資源投入到這碳減排計劃實施的疑慮。也就是說，是否有足夠資源用來碳減排。對于市場型計劃而言，碳市場交易過程產生的費用是主要費用。第三，論文認為對于燃料強制標示計劃和市場型計劃而言，交易成本非常高以至于對碳減排計劃的實施效果具有實質性影響?？傊?，交易成本會影響政策市場失靈。在選擇碳減排政策時考慮交易成本，有助于對政策工具進行初步篩選，有助于提高政策設計和實施，以及政策的評價。盡管如此，但是對于交易成本的關注還是太少。一般研究認為，市場型碳減排計劃（碳交易和碳稅）比非市場型碳減排計劃效率要高，但是本文發(fā)現，考慮計劃實施過程中的交易成本等因素，市場型的碳減排計劃未必優(yōu)于非市場型的。所以，交易成本對于政策選擇具有一定的作用。

三、交易成本模型建立

這里我們首先假設存在N個廠商生產同質的產品，產品市場是完全競爭的。并且，這N個廠商都是碳排放權交易市場遵約參與者，這時這些廠商就需要考慮碳排放成本。于是這些廠商的利潤函數為：

π=r?z-C（z）-B（q）-p（θz-a-q）

其中，z表示產品產量，r表示產品價格，C（z）表示產品生產成本函數，并且Cz>0，Czz>0。假設u=θz為遵約廠商在不受排放約束情況下的碳排放量，θ為碳排放強度，也就是單位產品產量對應的碳排放量，q為通過技術手段減少排放的碳排放量（污染處理量），a為監(jiān)管機構免費發(fā)放的碳排放權量，x=θz-a-q為在二級市場交易的碳排放權交易量，當x>0表示賣出碳排放權，當x0，Bqq>0。從這個利潤表達式可以看出，碳排放權的初始分配并不會影響到產品產量z，產品產量實際上是產品價格、碳排放權交易價格以及碳排放強度的函數，也即z=z（r，p，θ）。

但是如果把碳排放權交易市場中的交易成本考慮進來，碳排放權的初始分配就會影響到最優(yōu)的產品產量。用t表示廠商在碳排放權交易市場凈交易量，表示為廠商碳排放水平減去初始碳排放權額度的絕對值：

t=|υ-a|

其中，υ=θz-q表示廠商碳排放水平。那么在此基礎上，我們定義交易費用函數T（t）為，并且Tt>0。由于遵約廠商參與碳排放權交易市場需要繳納一定的固定費用，比如說參與碳排放權交易市場所需的管理費用、注冊費用等，所以T（t）應該是永遠大于零的。當這些固定費用太大時，會使得一些廠商沒有動力參與碳排放權交易市場，所以此模型假設固定費用足夠小以至于只考慮變動費用則可。這時，遵約廠商的利潤函數可表達為：

π=r?z-C（z）-B（q）+p（a+q-θz）-T（t）

不失一般化，這里我們假設其中一個遵約廠商是碳排放權凈買入者（υ>a），以此我們分析碳排放權初始分配對遵約廠商利潤以及產品產量的影響。遵約廠商的目標函數就是最大化其利潤，那么目標函數的一階條件有：

πz=r-Cz-pθ-θTt=0

從這里可以看出，一階條件表示產品價格r等于邊際成本（Cz+pθ+θTt），也可以說是邊際收入（r-pθ-θTt）等于邊際產品成本（Cz）。對于交易所來說，不會把交易費用提高到遵約廠商虧損的程度，由于Cz>0，所以要求r-pθ-θTt>0。并且，我們假設遵約廠商技術碳減排量必須大于0。綜上，對技術碳減排量求偏導，我們有：

-Bq+p+Tt≤0

q（-Bq+p+Tt）=0

q≥0

如果遵約廠商技術碳減排量大于0，那么遵約廠商的產品產出量和技術碳減排量都是產品價格、碳排放權交易價格、碳排放強度以及碳排放權初始分配額度的函數，z=z（r，p，θ，a）和a=a（r，p，θ，a）。為了進一步分析碳排放權初始分配額度對產品產量和技術碳減排量的影響，我們對一階條件進行全微分，整理可以得到：

=

=

|H|表示海塞矩陣

|H|=CzzBqq+Ttt（Czz+θ2Bqq）>0

從中我們可以看出，產品產量的變動和技術碳減排量的變動依賴于Ttt的符號。當Ttt=0時，dz/da=0并且dq/da=0，這時碳排放權初始分配額度對產品產量和技術碳減排量沒有影響，這個與沒有交易成本的情形結果是一致的。當Ttt>0時，dz/da>0并且dq/da

四、結論與政策建議

篇10

中部地區(qū)是我國重要的能源原材料基地，本文采用2001—2014年的面板數據，運用隨機前沿模型對我國中部地區(qū)的碳排放效率進行了測算，并根據計算結果對中部地區(qū)的碳排放效率進行了收斂性檢驗和預測。主要結論是:(1)中部地區(qū)2001—2014年的碳排放效率呈逐年上升的趨勢，且內部省份的碳排放效率差距不斷縮小;(2)中部地區(qū)的碳排放效率存在σ收斂和β收斂。在對碳排放效率作出評價基礎上，論文最后提出了相應的因地制宜對策建議。

關鍵詞:

碳排放效率;隨機前沿模型;中部地區(qū);收斂性檢驗

據統(tǒng)計，2013年中國碳排放總量超過歐美總和，人均碳排放首次超過歐盟，我國的碳排放總量已占到世界碳排放量的29%。我國政府在2009年提出了在2020年單位GDP的碳排放量要在2005年的基礎上下降40%～45%的自主減排目標，但我國的能源結構中煤炭占一次能源的70%以上，而且從技術因素和結構性因素來看，我國的能源轉換和利用效率均低于發(fā)達國家，從而導致了我國的碳排放強度與發(fā)達國家有很大的差距。在全球生態(tài)氣候環(huán)境快速惡化的情況下，發(fā)展低碳經濟且保護環(huán)境氣候，解決可持續(xù)發(fā)展的有效手段之一就是提高碳排放效率。早期部分學者采用單要素指標研究碳排放效率，但是楊紅亮等［1］卻認為單要素指標雖然簡單易懂但會存在許多的不足之處，例如只用碳排放強度這個單一的要素指標來衡量碳排放效率，最終無法反映各要素之間的替代關系，因為能源只有在與其他的要素結合后才能進行生產，并且碳強度還與產業(yè)結構、經濟發(fā)展水平和地區(qū)環(huán)境資源等相關，產業(yè)結構等的變化都會導致碳強度發(fā)生一定的變化，然而碳排放效率可能不發(fā)生變化;近年來大量的文獻從全要素的角度出發(fā)，采用數據包絡分析法(DEA)對碳排放效率進行了評價，比如屈小娥［2］從全要素的角度運用DEA測算了1995—2010年我國30個省份的二氧化碳排放效率。數據包絡分析法是一種運用方程組求極值的方法，對碳排放效率前沿進行估算時很容易受到一些數據質量的影響，且研究我國碳排放效率的數據一般為宏觀統(tǒng)計數據，有一定的較大誤差，所以運用數據包絡分析法得到的測算需要進行嚴格的檢驗，但是數據包絡分析模型不但沒有將隨機因素的影響考慮在內，而且不具有統(tǒng)計的特性導致不能對模型進行一定的檢驗。隨著隨機干擾項的引入，隨機前沿模型更準確地描述生產者的行為，它首先假設偏離前沿的因素來源于兩個方面，其中一個是非負隨機誤差項，表示技術無效，另外一個是隨機誤差項，表示噪聲的系統(tǒng)［3］。RistoHerrala等［4］基于前沿邊界模型(SFA)方法對世界170個國家1997—2007年二氧化碳排放效率進行了測算，結果表明中國的碳排放效率低于世界其他國家。杜克銳等［5］利用隨機前沿模型和面板數據測算了我國的碳排放效率，最終得出我國碳排放效率存在地區(qū)差異，且這種差異在不斷的擴大。趙國浩等［6］基于隨機前沿模型測算了山西省1995—2010年的碳排放效率，并且對山西省碳排放效率的影響因素進行了深入的分析研究。我國中部地區(qū)處于中原地帶，是東西南北地區(qū)互通的必經之路。雖然資源比較豐富，工業(yè)基礎相對較好，但是由于產業(yè)結構層次不高，二元經濟有大的反差，增加經濟產值需要消耗大量的資源。再加上生產管理水平、污染治理投入不足等原因，經濟增長所帶來的環(huán)境負面影響不能被生態(tài)環(huán)境完全消化和吸收，從而碳排放量較大。但目前有關我國中部地區(qū)碳排放效率評價的相關文獻不多，本文以中國中部地區(qū)為研究對象，基于隨機前沿模型測算出碳排放效率，對中部地區(qū)碳排放效率進行研究分析，最后提出因地制宜的對策建議，為中部地區(qū)提高能源利用效率和節(jié)能減排提供決策參考。

1研究方法

1．1計量模型隨機前沿方法(SFA)是考慮問題比較全面的效率估計方法。它主要是基于宏觀層面的相關統(tǒng)計數據(對最基礎的數據進行計算獲得)，從投入產出的角度來測算效率。從該方法的基本原理來看，對碳排放效率的定義會更加直觀，更能貼切的評價生產活動中CO2的排放績效，這也是本文選擇該模型作為研究方法的重要原因。在有關效率估算的定量研究中，一般運用生產函數模型，來反映生產投入與產出函數量之間的關系。Aigner，Lovell和Schmidt(1977)［7］以及Meeusen和VanDenBroeck(1977)［8］分別獨立提出了隨機前沿生產函數。起初該模型并沒有處理綜列數據的能力，但是Battese和Coelli(1995)［9］在1992年提出了一個針對那些綜列數據的隨機生產模型，通過極大似然估計的方法來確定前沿邊界，使該模型在處理跨時間段的數據成為了可能，極大的提升了應用范圍。本文基于隨機前沿模型，采用了較為靈活的超越對數函數，通過極大似然估計的方法來確定前沿邊界。

1．2數據來源本文的樣本選擇了山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南等中部地區(qū)的6個省際的面板數據集，考慮到數據的可得性與可比性，樣本觀測區(qū)間設定為2001—2014年。生產投入指標選取能源碳排放量、從業(yè)年均人數和資本存量，產出指標選取地區(qū)生產總值。相關數據來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和中部6省歷年統(tǒng)計年鑒。相關指標及其數據處理說明如下:(1)各省的GDP(Y)。各省的國內生產總值數據直接來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，然后在此基礎上以2001年作為基準，將各省歷年的GDP按照2001年的可比價格進行折算。(2)各省的固定資本存量(K)。資本投入以資本存量數據表示地區(qū)的資本投入量，采用永續(xù)盤存法來進行估算。在方法上本文將借鑒單豪杰等［10］的估算方法，以2001年的不變價格換算2001—2014年的數據，單位為億元。(3)各省的從業(yè)人員(L)。從業(yè)人員直接選取了中國統(tǒng)計年鑒中中部地區(qū)各省的2001—2014的年末從業(yè)人數。(4)各省的碳排放量(TC)。統(tǒng)計年鑒中沒有直接的碳排放量的數據，要用一定的測算的方法對能源消費進行處理，能源消費數據來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》，在對碳排放量的測算上，本文采用了IPCC《國家溫室氣體清單指南》的測算方法，以下是能源消費的碳排放量計算公式。

2實證結果與分析

2．1模型計算結果和分析基于隨機前沿模型，采用2001—2014年的面板數據，測算了中國中部地區(qū)2001—2014年的碳排放效率，由Frontier4．1程序運用其中的最大似然法來估算得出各項參數，參數估算結果如表1所示，碳排放效率的計算結果如表2所示。從表1可以看出，碳排放效率和勞動力的系數為正，資本的系數為負，即前兩者與產出呈正相關，資本與產出GDP呈負相關;勞動力、碳排放量和資本三者之間的相互影響皆約等于0，說明對產出的影響都不明顯。從表2中可以看出，2001—2014年我國中部地區(qū)的碳排放效率穩(wěn)步上升。從中部地區(qū)六省近3年碳排放效率的平均值來看，河南的碳排放效率最高，湖南次之;安徽的碳排放效率最低，山西次之;中部地區(qū)的碳排放效率平均水平達到0.738。從樣本期間各地碳排放效率的演變趨勢來看，中部地區(qū)的碳排放效率變動趨勢大體一致，整體上呈現上升的趨勢。中部地區(qū)6省的碳排放效率的差距在逐漸縮小，而河南的碳排放效率一直處于最高水平，碳減排任務最為艱巨。我國中部地區(qū)的碳排放效率平均值在2001—2014年間呈現緩慢上升的趨勢，中部各省區(qū)的碳排放效率差距正在縮小。

2．2收斂性檢驗收斂性分析在于檢驗不同地區(qū)碳排放效率的趨同與發(fā)散情況，收斂一般分為3種類型，即σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂。(1)σ收斂性檢驗對于σ收斂，測度的方法通常有標準差、變異系數、基尼系數和泰爾指數等。為了更進一步考察地區(qū)內部的差異，本文使用變異系數來對中部地區(qū)碳排放效率進行σ收斂性檢驗，結果如圖1所示。中部碳排放效率的變異系數隨著年份的增加不斷的下降，且這種下降比較穩(wěn)定，說明中部地區(qū)各省碳排放效率的差異在不斷縮小，顯示出明顯的σ收斂特征，沒有發(fā)散的趨勢。(2)絕對β收斂檢驗采用Sala－i－Martin(1996)［11］的方法進行絕對β收斂檢驗，構造回歸模型如下。其中ɑ是常數項，β是待估的收斂參數，ε為隨機誤差項，Eit、Ei0分別表示第i地區(qū)在第t年和初始年的地區(qū)碳排放效率，git表示t年間第i地區(qū)碳排放效率的平均增長速度。采用最小二乘法進行回歸，若β顯著為負，表明存在絕對β收斂。

為消除經濟周期或經濟波動的異常影響，我們將2001—2014年劃分為3個時期，以2001—2004年工業(yè)碳排放效率平均值作為初始值，以2011—2014年工業(yè)碳排放效率平均值作為期末值，兩個時間段的時間差距為10年，即式(4)中的t=10，絕對β收斂檢驗結果見表3。從表3可看出，中部地區(qū)的β=－0．68為負數且在1%的水平下顯著，所以碳排放效率具有絕對β收斂趨勢，即中部各地的碳排放效率趨于同一穩(wěn)定狀態(tài)，初始值低的地區(qū)碳排放效率平均增長速度高于初始值高的地區(qū)，存在落后地區(qū)追趕先進地區(qū)的發(fā)展趨勢。(3)條件β收斂檢驗進行條件β收斂檢驗需要加入控制變量，為了更好地對中部地區(qū)碳排放效率進行分析，在此選碳排放效率的直接影響因素作為控制變量，主要包括能源消費結構、技術進步、產業(yè)結構和城市化水平等4方面。本文使用如下回歸方程式進行檢驗。利用面板數據固定效應模型進行條件β收斂檢驗(見表4)，中部地區(qū)的β值為負，且達到了1%顯著水平。結果表明，中部地區(qū)碳排放效率存在條件β收斂，收斂于自己的穩(wěn)態(tài)水平，由于又呈絕對收斂特征，表明中部內部各省份碳排放效率趨向于一個共同的穩(wěn)態(tài)水平。產業(yè)結構對碳排放效率的提高起到了促進作用，第二產業(yè)占比越大，越有利于碳排放效率的提升;而在城市化進程中，碳排放量也會隨著城市的發(fā)展有一定程度的增長，同時，城市化進程中的技術創(chuàng)新和資源優(yōu)化配置，對碳排放效率存在一定的促進作用;中部地區(qū)的城市化進程水平還不是很好，工業(yè)化進程相對緩慢，對能源的大量使用還是有很強的依賴性，特別是河南和山西，是煤炭的能源大省，因此在能源結構中煤炭的消耗量也是最大的，從而導致煤炭在整個能源消費總量中占的比重比較大，碳排放相對于其他能源也比較高，因此它對整個碳排放效率的提高起到了阻礙作用;技術進步的系數為負值，對整個效率的提高具有一定的阻礙，但不明顯，由此可見技術進步還需要進一步的加強，引進能夠減少碳排放量的先進技術。

3結論和政策建議

本文采用SFA模型測算了碳排放效率值，在2001—2014年期間，中部地區(qū)的能源碳排放效率均呈不斷增長趨勢，且內部省份的碳排放效率差距較小。在樣本期間，中部地區(qū)的碳排放效率平均值為0．738，說明我國中部地區(qū)能源仍有一定的減排潛力有待挖掘。碳排放效率越高的省份，能源碳減排的成本越高，碳減排政策的制定與實施，需要考慮不同省份碳排放效率的差異，測算與比較地區(qū)碳排放效率，可以為各地碳減排目標的設定提供參考。從碳排放效率的收斂性來看，中部碳排放效率存在σ收斂和β收斂，說明中部碳排放效率存在追趕效應與趨同態(tài)勢，碳排放效率的差距呈現不斷縮小的趨勢。我國節(jié)能減排的任務要根據不同地區(qū)碳排放效率的差異來實施因地制宜的政策措施，從而能夠更好地利用各地區(qū)節(jié)能減排的潛力，來實現我國在2009年提出的節(jié)能減排目標。因此根據本文對中部地區(qū)碳排放效率進行的測算和分析，得出中部地區(qū)可以從以下方面來減少碳排放量:(1)提高中部地區(qū)的能源利用效率。從傳統(tǒng)能源的清潔利用和新能源的發(fā)展兩方面著手，從而提高能源的碳排放效率，降低中部各省的碳排放量。中部地區(qū)主要以煤炭為主的能源結構，應該積極引進一些新的先進技術，實現煤炭等傳統(tǒng)能源的清潔利用。同時加快煤制天然氣產業(yè)發(fā)展，降低二氧化碳的排放，可通過利用煤炭大量生產無碳氣體氫氣，從而減少煤炭在燃燒過程中排放的各種環(huán)境污染物。(2)優(yōu)化中部地區(qū)的產業(yè)結構。中部地區(qū)經濟增長主要依靠第二產業(yè)帶動，第三產業(yè)發(fā)展相對落后。調整產業(yè)結構，積極引導高耗能行業(yè)健康發(fā)展，關閉一些耗能大、污染重的企業(yè)，控制高耗能行業(yè)的過快增長，運用低碳環(huán)保技術對煤炭、鋼鐵、冶金等傳統(tǒng)產業(yè)進行技術改造，推動煤炭等資源型企業(yè)向規(guī)?；?、集約化、可持續(xù)化的方向發(fā)展，促進第三產業(yè)的快速發(fā)展。(3)調整中部地區(qū)的能源消費結構，改變部分省能源結構單一的局面，向清潔能源轉化。中部地區(qū)各省的現狀是以煤炭為主的能源結構，且煤炭又是中部地區(qū)碳排放的主要來源，因而調整能源結構對提高碳排放效率非常重要。隨著科學技術的快速發(fā)展，各省應結合自身的發(fā)展情況和各自的資源優(yōu)勢，通過開發(fā)水電、發(fā)展風電、推進核電就地轉化，與其他清潔能源相比，核電的供應相對比較穩(wěn)定，且不受氣候變化的影響，可以用來滿足基礎用電的供應。轉化核電的原材料用料相對比較少，不但減少了成本費用，而且也減少了運輸產生的資源費，為交通工作減少了壓力。在這些有限的不可再生資源開發(fā)中，還應該積極開發(fā)可以循環(huán)利用，特別是可再生能源。太陽能是一個新生能源，可稱得上是綠色能源，太陽能具有成本低、無污染和可再生的特點，符合保護環(huán)境的理念，我們目前可使用的各種清潔能源中，太陽能的轉換效率比較高，并且經濟實惠具有很大的發(fā)展空間，是未來新能源發(fā)展的必然選擇。

參考文獻

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