論地區碳排放和經濟增長的關聯
時間:2022-05-03 11:30:05
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長江三角洲碳排放量的測算
碳的來源主要是化石燃料能源,化石燃料能源主要有煤炭、焦煤、原油、汽油、柴油、煤油、燃料油和天然氣等。本文所計算的能源消費主要是化石燃料能源,能源消費數據來源于歷年的《中國能源統計年鑒》。經濟、人口數據來源于歷年的《上海統計年鑒》、《江蘇統計年鑒》和《浙江統計年鑒》。為消除價格波動對GDP的影響,以1995年為基期,采用GDP平減指數進行換算。目前,關于碳排放的計算方法主要有兩種:(1)國家發展和改革委員會能源研究所的方法,即將能源分成煤炭、石油和天然氣,分別取不同的碳排放系數;(2)根據政府間氣候變化專門委員會(IPCC)的碳排放系數計算[8],但由于各國能源的發熱量不一樣,需要根據實際情況進行修正。本文采用IPCC(2006)的缺省碳排放系數,并結合國家統計局編的《能源統計知識手冊》上的能源平均低位發熱量,計算出各類能源的碳排放系數。例如,IPCC原油的碳排放系數為20kgC/GJ,《能源統計知識手冊》中原油平均低位發熱量為41816J/kg,那么原油的碳排放系數等于兩者的乘積,即0.8363噸碳/噸原油(表1)。長江三角洲既是一個自然地理概念,也是一個經濟地理概念。根據2010年國務院批準制定的《長江三角洲地區區域規劃》,長江三角洲包括上海市、江蘇省和浙江省所轄全部行政區域。因此,本文所研究的長江三角洲范圍也是指上海、江蘇、浙江兩省一市。按照上述計算方法,將各類能源的消費量乘以相應的碳排放系數,再加總求和,即可計算出長江三角洲的碳排放量(表2)。再以碳排放量除以常住人口,得到人均碳排放量(表3)。1.3結果分析由上表可以看出,1995~2009年長江三角洲地區碳排放量從6369.29萬噸增長到13765.45萬噸,增長了1.16倍,年均增長5.65%。在這15年中,又可以劃分出2個明顯的階段(圖1):第一階段為1995~2003年,碳排放量處于小幅波動狀態,1995~1998年出現下降,1998年達到最低值,此后呈現緩慢增長趨勢;第二個階段為2003~2009年,碳排放量呈現快速增長趨勢,從2003年的6646萬噸增長到2009年的13765萬噸,短短6年間碳排放量翻了1倍,年均增長速度達到12.9%。從長江三角洲內部差異來看,江蘇省的碳排放量最大,2009年碳排放量達到6444.72萬噸;浙江次之,2009年的碳排放量為3805.93萬噸;上海最少,2009年的碳排放量為3514.79萬噸。從增長速度來看,1995~2009年上海碳排放量增長最快,增長了1.35倍;浙江次之,碳排放量增長了1.21倍;江蘇碳排放量增長最慢,增長了1.05倍。再從人均碳排放量來看,1995年長江三角洲人均碳排放量為0.49噸/人,2009年增加到0.96噸/人,增長了96%,年均增長4.92%。在此期間,以2003年為界,也可以分為兩個階段,前一階段人均碳排放量變化幅度很小,后一階段出現急劇增長趨勢。從內部差異來看,上海的人均碳排放量最高,遠遠超過江蘇和浙江的人均碳排放量。2009年,上海的人均碳排放量達到1.83噸/人,江蘇人均碳排放量為0.83噸/人,浙江人均碳排放量為0.81噸/人。1995~2009年上海人均碳排放量增長了72.6%,江蘇增長了88.6%,浙江增長了107.7%。
本文以1995~2009年長江三角洲地區的人均碳排放量(以C代表,單位噸/人)作為因變量,以人均能源消耗(以EC代表,單位為噸/人)和人均GDP(以GDP代表,單位為萬元/人)為自變量,建立計量經濟模型,探討它們之間的內在聯系。為了證明模型估計的有效性和獲取更全面的樣本信息,需要進行平穩性檢驗、協整檢驗和因果關系檢驗。在檢驗中為了消除時間序列中的不穩定性和異方差現象,還需要將原有數據化成對數形式。首先對1995~2009年長江三角洲碳排放與GDP、能源消耗數據進行相關分析,以驗證它們之間是否存在相關性。利用Eviews5.0軟件運算,發現人均指標之間的相關性比總量指標之間的相關性更明顯,因此采用人均指標進行計量分析更為精確。其中,人均碳排放與GDP的相關系數R2為0.8873,F統計量為102.3785,人均碳排放與人均能源消耗的相關系數R2為0.945,F統計量為223.7863,系數都通過了t檢驗,說明長江三角洲人均碳排放與人均GDP、人均能源消耗之間具有顯著的正相關性。從散點圖來看,它們之間也具有非常相似的變化趨勢(圖3)。利用時間序列進行回歸分析時,計量經濟模型要求序列具有平穩性,即時間序列的統計規律不隨時間的推移發生變化,否則會出現“偽回歸”現象,影響模型的解釋效果。因此,必須對數據進行平穩性檢驗。下面分別對人均碳排放、人均能源消費、人均GDP取對數LnC、LnEC、LnGDP,采用ADF單位根法進行平穩性檢驗。結果顯示,LnC、LnEC、LnGDP值都大于1%臨界值,說明時間序列是非平穩的。接著對LnC、LnEC、LnGDP進行一階差分,發現ADF仍然大于1%臨界值,序列仍是非平穩的。繼續對數據進行二階差分,ADF值小于1%臨界值,說明二階差分數據是平穩的(表4)。如果不平穩的時間序列存在著平穩的線性組合,則說明變量之間存在著長期穩定的關系,即協整關系。本文利用Engle-Granger兩步法進行協整檢驗。首先利用最小二乘法(OLS)建立回歸方程,得到殘差序列ei,然后對ei做ADF檢驗,若殘差序列是平穩的,則說明變量之間存在協整關系,否則,不存在協整關系。利用OLS法分別對LnC與LnEC、LnGDP建立回歸方程:LnC=0.7658LnEC-1.0642R2=0.9094F=130.5687LnC=0.4868LnGDP-0.8616R2=0.7623F=41.709以上回歸方程系數都通過了t檢驗。接著,對其殘差序列分別做滯后期為1的ADF檢驗,結果表明殘差序列elnC、elnEC和elnGDP都是平穩的,說明長江三角洲人均碳排放與人均能源消耗、人均GDP存在長期的穩定的協整關系。從回歸方程可以看出,能源消耗對碳排放的長期彈性為0.7658,即能源消耗每上升1個百分點,碳排放上升0.7658個百分點。GDP對碳排放的長期彈性為0.4868,即GDP每上升1個百分點,碳排放上升0.4868個百分點。能源消耗對碳排放的彈性大于GDP對碳排放的彈性,說明能源消耗對碳排放的影響更大、更直接。協整分析表明,長江三角洲碳排放與能源消耗和經濟增長存在著長期的協整關系,但協整關系并不意味著變量之間存在著必然的因果關系。接著,采用Granger因果分析法,檢驗各變量之間的因果關系。Granger檢驗是運用F-統計量來檢驗Xt的滯后值Xt-1是否顯著影響Yt,如果影響不顯著,那么稱X不是Y的“Granger原因”;如果影響顯著,那么稱X是Y的“Granger原因”。設LnC為A,LnEC為X,LnGDP為Y,進行Granger因果檢驗。從表5可以看出,長江三角洲碳排放與經濟增長存在著單向因果關系,經濟增長是碳排放的原因,但碳排放不是經濟增長的原因;碳排放與能源消耗存在著雙向因果關系,能源消耗是碳排放的原因,碳排放是能源消耗的原因;能源消耗與經濟增長存在著單向因果關系,經濟增長是能源消耗的原因,但能源消耗不是經濟增長的原因。
促進長江三角洲節能減排的對策建議
完善相關政策法規和標準,建立和健全節能減排調控機制和決策機制。實行節能目標責任制,加大考核和監督力度,把能源消費總量控制目標分解落實到各級政府部門。建立長江三角洲兩省一市能源管理聯動機制和能源消費總量預測預警機制,對能源消費增長較快的地區實行預警調控。完善財政、稅收、投融資等激勵政策,推行合同能源管理,加大能效標識和節能產品認證實施力度。目前長江三角洲能源消費仍然以煤炭為主,要積極推進能源結構調整,提高能源利用效率,大力發展分布式能源,實現熱電冷聯產,推行優質能源梯級利用,盡力減少污染物的排放。要加大新能源扶持力度,優先發展太陽能,積極發展風能和潮汐能,穩步發展核能,積極推進生物質能的有效利用,逐步提高新能源和可再生能源在能源生產和消費中的比重,降低煤炭等化石能源在一次能源消費中的比重,構建多元化的能源結構。產業結構不合理是造成長江三角洲地區碳排放量增加的主要原因之一。盡管目前上海第三產業增加值所占的比重已經超過50%,江蘇省和浙江省的第三產業增加值所占比重也已超過40%,但與世界先進地區相比,仍存在較大差距。因此,要積極促進產業結構優化,推動能源生產和消費模式的轉型升級。優先發展現代服務業,做強做優先進制造業,鞏固提升傳統產業,積極發展戰略性新興產業,努力避免產業趨同,促進產業互補與錯位發展。加快建設各類低碳產業集聚區和產業集群,促進三次產業融合共生發展。大力推進節能技術進步和節能方式創新,加快低碳技術開發和推廣,對高投入、高風險的研發項目給予經費支持,引導和鼓勵企業進行低碳技術的開發、設備制造和低碳能源的生產。利用長江三角洲對外開放優勢,加強國際合作,加快引進、消化、吸收先進適用的低碳技術,建立雙邊或多邊能源利用效率合作計劃,在節能建筑、電機系統、熱電聯產、冶金和高效照明等重點領域開展合作。在全社會強化節能宣傳教育,聯合各類媒體,全方位、多視角、多層次地宣傳節能減排的重要性和緊迫性。組織政府機關、企事業單位、學校以及社區經常性地開展節能宣傳活動,普及合理用能、提高能效、減少碳排放的低碳消費理念,營造全面節能的社會氛圍,將節能減排的要求落實到社會公眾日常的生活、工作和消費行為中去。推廣節能減排先進做法和經驗,揭露和曝光浪費能源的不良現象,樹立崇尚節能低碳、反對污染浪費的社會風氣。
本文作者:謝守紅牛水霞工作單位:江南大學
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