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減少碳排放的原因范文第1篇

關鍵詞：貨物出口貿(mào)易 隱含碳排放 投入產(chǎn)出模型 結構分解分析 對數(shù)平均迪氏指數(shù)法

隱含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某種產(chǎn)品在整個生產(chǎn)鏈中所排放的二氧化碳量，出口貿(mào)易隱含碳排放是指在生產(chǎn)出口產(chǎn)品的過程中所產(chǎn)生的二氧化碳排放量。

中國出口貿(mào)易隱含碳排放在中國碳排放總量中所占比重較大。張曉平（2009）的計算表明，2000-2006年中國每年出口商品隱含碳排放占全國總排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）認為，1997-2007年中國每年碳排放的10.03%-26.54%是在生產(chǎn)出口商品的過程中產(chǎn)生的。為了分析影響出口貿(mào)易隱含碳排放的原因，本文在投入產(chǎn)出法的基礎上，利用結構分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型來研究2006-2009年中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素，以便為相關部門制定減排對策提供參考和依據(jù)。

一、計算方法描述

根據(jù)全國投入產(chǎn)出的平衡關系，可以建立能反映各行業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)與分配使用情況的投入產(chǎn)出模型:

（1）

其中，x為各行業(yè)總產(chǎn)品向量，y為最終產(chǎn)品向量，為直接消耗系數(shù)或技術系數(shù)矩陣，表示行業(yè)j生產(chǎn)單位產(chǎn)品直接消耗行業(yè)的產(chǎn)品數(shù)量。

假設，則有：

（2）

其中，I為單位矩陣，為里昂惕夫逆矩陣或完全（包括直接和間接）需求系數(shù)矩陣。

產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中除有直接消耗外，還有間接消耗。完全消耗系數(shù)B表示行業(yè)j生產(chǎn)單位產(chǎn)品直接和間接消耗行業(yè)i的產(chǎn)品數(shù)量，具體矩陣為：

（3）

大部分現(xiàn)有研究采用的里昂惕夫逆矩陣為，沒有將中間投入?yún)^(qū)分為本國產(chǎn)品或是進口產(chǎn)品，這會高估中國出口貿(mào)易的隱含碳排放量。本文在參考Sanchez-Choliz 和Duarte（2004）的基礎上，修正了里昂惕夫逆矩陣，即變換為，計算了除去進口中間產(chǎn)品后的中國出口貿(mào)易隱含碳排放量。

行業(yè)i的直接碳排放量Ci的公式參考《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》，具體為：

（4）

其中，Ci為行業(yè)i的直接碳排放量，單位為萬t。為行業(yè)i消耗能源e的標煤量，單位為萬t標準煤，這里所用的單位轉換是：1kg煤當量=29.3MJ，1億立方米天然氣=13.3萬t標準煤。λe為能源e的碳排放系數(shù)，單位是kg/TJ，如表1所示。

行業(yè)i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到該行業(yè)的直接碳排放強度矩陣，具體為：

（5）

行業(yè)j的直接碳排放強度矩陣Ci乘以其完全消耗系數(shù)矩陣bij，就得到該行業(yè)的完全碳排放強度矩陣，具體為：

（6）

設zj為行業(yè)j的出口貿(mào)易額，則行業(yè)j的出口貿(mào)易隱含碳排放量為：

（7）

設z為當年中國貨物貿(mào)易總出口額，為出口結構矩陣，表示j行業(yè)的出口額占總出口額的比例，則中國出口貿(mào)易隱含碳排放量為：

（8）

由公式（8）可知，中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素有3個：行業(yè)完全碳排放強度vj、行業(yè)出口結構、總出口額z。根據(jù)對數(shù)平均迪氏指數(shù)法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口貿(mào)易隱含碳排放的變化可表達為：

其中，“0”表示基期，“t”表示比較期。I為強度效應（完全碳排放強度的影響），R為結構效應（出口份額的影響），S為規(guī)模效應（出口總額的影響）。I/C、R/C、S/C分別為這三個效應的貢獻率。

二、數(shù)據(jù)來源及行業(yè)合并

鑒于2010年能源數(shù)據(jù)尚未更新，本文研究的年份為2006-2009年。投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自OECD2009年版本的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫，它提供了最新的2005年中國投入產(chǎn)出表，出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來自《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》和《國別貿(mào)易報告》，各行業(yè)消耗的能源總量來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)增加值來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，工業(yè)行業(yè)增加值2006年和2007年來自《中國統(tǒng)計年鑒》中的“按行業(yè)分全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)主要指標”，2008年和2009年根據(jù)國家統(tǒng)計局“工業(yè)分大類行業(yè)增加值增長速度”計算得來。

為了使計算時所需的各行業(yè)數(shù)據(jù)相匹配，本文將《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》中的“出口商品分類章”、《中國統(tǒng)計年鑒》中的“按行業(yè)分能源消費量”和“OECD行業(yè)分類國內(nèi)流量表”合并為15個行業(yè)，并用合并后的行業(yè)簡稱表示。它們分別是：（1）農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)；（2）食品、飲料和煙草制造業(yè)；（3）采掘業(yè)；（4）紡織、服裝和皮革業(yè)；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)；（6）雜項制品業(yè)；（7）造紙、紙制品、印刷、出版業(yè)；（8）化學及其相關工業(yè)；（9）橡膠、塑料制品業(yè)；（10）非金屬礦物制品業(yè)；（11）賤金屬及其制品業(yè)；（12）交通運輸設備制造業(yè)；（13）機器、機械器具、電氣設備及其零件、錄音機及放聲機、電視圖像業(yè)；（14）儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)；（15）其他行業(yè)。

三、計算結果與分析

利用公式（7）輸入相關數(shù)據(jù)得到2006-2009年各個行業(yè)的出口貿(mào)易隱含碳排放量，對每年所有行業(yè)的碳排量進行加總得到當年中國出口貿(mào)易隱含碳排放量。計算表明，中國出口貿(mào)易隱含碳排放量從2006年的 234192.53萬t減少至2009年的180900.56萬t。

利用公式（9）-（12）輸入相關數(shù)據(jù)得到強度效應、結構效應、規(guī)模效應的貢獻值。

由表2可知，強度效應最大，其貢獻值為-62447.97萬t，貢獻率為112.33%。這說明如果其他因素保持不變，各行業(yè)完全碳排放強度的下降使得中國出口貿(mào)易隱含碳排放減少了62447.97萬t。利用公式（6）輸入相關數(shù)據(jù)得到中國出口行業(yè)的完全碳排放強度，各行業(yè)平均碳排放強度從2006年的2.852萬t/億元下降到2009年的2.086萬t/億元。

其次是規(guī)模效應，貢獻值為9156萬t，貢獻率為-16.47%。中國各行業(yè)出口總額從2006年的77594.59億元升至2009年的82029.69億元，這使得中國出口貿(mào)易隱含碳排放增加了9156萬t。但由于強度效應和結構效應的影響，總效應為-55592.94萬t，因此貢獻率為負值。

最后是結構效應，貢獻值為-2300.97萬t，貢獻率為4.14%。說明出口結構的改善減少了中國出口貿(mào)易隱含碳排放。利用計算得到行業(yè)出口結構，結果表明：2006-2009年，完全碳排放強度較高的行業(yè)如紡織、服裝和皮革業(yè)出口額所占比重從18.6%下降到17.7%，賤金屬及其制品業(yè)從8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)從1.0%下降到0.8%；而碳排放強度較低的行業(yè)如農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)出口額所占比重從1.7%上升到1.8%，交通運輸設備制造業(yè)從4.0%上升到5.0%。

四、結論與建議

本文在投入產(chǎn)出模型的基礎上，利用LMDI法將2006-2009年中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素分解為強度、結構、規(guī)模三種效應。結論是：強度效應貢獻率最大，說明各行業(yè)碳排放強度的下降是碳排放減少的主要原因；結構效應貢獻率較小，但仍說明出口結構的改善有利于碳排放的減少；規(guī)模效應貢獻率為負值，說明雖然出口額的增長使得碳排放增加，但由于強度和結構效應，最后總的碳排放減少。以上研究表明，中國要減少出口貿(mào)易隱含碳排放，必須從降低行業(yè)碳排放強度、適度減小出口規(guī)模、改善出口結構這三方面做起，而后兩者可以進行綜合考慮。

參考文獻:

[1] 張曉平.中國對外貿(mào)易產(chǎn)生的CO2排放區(qū)位轉移分析[J].地理學報,2009, (2), 234-242.

[2] Julio Sanchez-Choliz, Rosa Duarte. CO2 emissions embodied in international trade: evidence for Spain [J]. Energy Policy 32 (2004), 19992005.

減少碳排放的原因范文第2篇

【關鍵詞】柴油 汽油

近年來隨著我國汽車工業(yè)的蓬勃發(fā)展，人們購買汽車數(shù)量的增加，環(huán)境污染成為了一個不容忽視的問題，它給人們的健康帶來了諸多的影響。發(fā)動機主要的排放物包含以下幾項：一氧化碳、碳氫化合物、氮氧化合物和顆粒物等。如今的污染一大部分來自汽車尾氣，PM和NOx減排成為柴油車減排的首要任務。因此，本文重點分析混合燃料的各種排放物的變化規(guī)律。

一、柴油機排放性能分析

柴油機燃燒過程中產(chǎn)生的有害氣體有氮氧化物NOX（其中大部分是一氧化氮NO，另有部分二氧化氮NO2等）、未燃碳氫化合物THC（指一定高溫下為氣態(tài)的總碳氫）、一氧化碳CO、二氧化硫SO2和碳煙排放等。

如今的污染一大部分來自汽車尾氣，PM和NOx減排成為柴油車減排的首要任務。因此，本節(jié)重點分析各種排放物的變化規(guī)律

二、NOX排放變化分析

（一）轉速對NOX排放影響

氮氧化物NOX是燃燒過程中各種氮的化合物的總稱。其中以NO的量占多數(shù)，NO2次之其余的含量很少。高溫、富氧和氧與氮在高溫中的滯留時間長，是柴油機燃燒過程中NOX生成的三個主要因素。如圖1是本次不同轉速下的負荷特性NOX的排放對比圖，由圖1可知：低負荷下，NOX的排放在最大轉矩轉速下較低，而在高負荷下，NOX的排放在最大轉矩轉速下較高；且每個轉速下，NOX的排放均隨負荷增加而增加。

圖1 不同負荷下的NOX排放曲線

出現(xiàn)這種情況的原因：氮氧化物中是以一氧化氮為主的，它的生成分為燃料NO和熱NO。我們把燃料中氮生成的NO稱為燃料NO，空氣中的氮生成的NO稱為熱NO。汽油燃料NO的生成不多，但F-T柴油產(chǎn)生的NO不可忽視；影響氮氧化合物生成的根本因素是火焰溫度、氧的濃度和形成氮氧化物的反應時間。汽油燃料燃燒速度非常快，減少了氮氧化物的反應形成時間，可以抑制NOX的生成。綜合來看，根據(jù)試驗數(shù)據(jù)顯示，同一負荷下，不同轉速下發(fā)動機缸內(nèi)溫度相差不大，然而缸內(nèi)混合氣濃度的差異造成富氧條件差異，以及不同轉速亦會影響缸內(nèi)混合氣的均勻性，造成局部富氧區(qū)域產(chǎn)生，以及高溫持續(xù)時間差異，這些因素共同決定同一負荷，不同轉速情況下，NOX的排放規(guī)律。在同一轉速下，負荷增加意味著缸內(nèi)燃燒溫度增加，這極有利于NOX的排放的生成。

（二）供油時刻對NOX排放影響

圖2給出了，不同供油時刻下，NOX的排放規(guī)律。我們可以明顯看出在此種混合燃料燃燒模式下，供油提前或推遲都將降低NOX的排放；且推遲供油將極大降低NOX的排放。

出現(xiàn)上述情況原因可能為：NOX的排放產(chǎn)生這種變化規(guī)律主要跟缸內(nèi)最高燃燒溫度及其相位隨供油時刻變化有緊密聯(lián)系。供油提前，混合燃料在缸內(nèi)混合時間較長，由于其中F-T柴油具有極高十六烷值，極易被壓燃的特性導致缸內(nèi)燃料著火提前，主燃燒相位集中在上止點附近，燃燒反應迅速；雖然缸內(nèi)燃燒溫度較高，但是高溫持續(xù)期短，這有利于NOX排放的降低。然而供油時刻推遲，造成缸內(nèi)燃油噴射時刻推遲，更接近上止點，此時缸內(nèi)壓縮壓力提高，缸內(nèi)溫度較高，極大的促進了F-T柴油的較早燃燒，也可縮短高溫持續(xù)期短，有利于NOX排放的降低。

圖2 供油提前角對NOX排放影響曲線

（三）啟噴壓力對NOX排放影響

圖3給出了，不同啟噴壓力下，NOX的排放規(guī)律。我們可以明顯看出在此種混合燃料燃燒模式下，啟噴壓力降低有利于降低NOX的排放。

出現(xiàn)上述情況原因可能為：NOX的排放產(chǎn)生這種變化規(guī)律主要跟缸內(nèi)最高燃燒溫度及缸內(nèi)燃燒最高溫度持續(xù)時間有緊密聯(lián)系。噴油壓力的降低導致缸內(nèi)噴油時間增加間接導致燃燒時間的增加，但是噴油壓力的降低將導致缸內(nèi)燃油霧化程度降低，直接降低了缸內(nèi)混合氣的反應速度，使燃燒溫度降低，這既有利于降低NOX的排放。

圖3 噴油壓力對NOX排放影響曲線

三、HC變化分析

內(nèi)燃機的排氣有害物質(zhì)中，碳氫化合物（簡稱碳氫，HC）是最復雜的有害物質(zhì)。排氣碳氫化合物中含烷烴44.3%，含烯烴41.8%，含芳烴13.8%（三者和占99.9%）。同時影響HC排放濃度的因素是多方面的，凡是影響其生成機理的都直接或間接的影響HC的排放。HC排放濃度對柴油機燃燒狀態(tài)和燃油系統(tǒng)的微小變化都相當敏感。而且各影響碳氫化合物排放的因素又互相影響。因此各種對HC排放影響的規(guī)律性變化較大，離散型差，只能以大致趨勢論述。

（一）轉速對HC排放影響

圖4所示為轉速對HC排放影響。由圖4可知：低負荷下，高轉速時HC較少，中高負荷下，最大扭矩轉速下HC排量較少，提高或降低轉速均會降低HC排放。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因：轉速較高時，發(fā)動機缸內(nèi)每循環(huán)曲軸轉角對應物理時間縮短，未燃HC在缸內(nèi)氧化時間減少；而轉速過低，發(fā)動機燃燒不穩(wěn)定，發(fā)動機缸內(nèi)每循環(huán)曲軸轉角對應物理時間增加，壁面淬熄效應導致大量混合燃料不完全燃燒所導致HC排放增加。

圖4 轉速對HC排放影響曲線

（二）供油時刻對HC排放影響

圖5為供油時刻對HC排放影響。由圖5可知：低負荷下供油時刻對HC排放影響規(guī)律不明顯；但高負荷下，提前或推遲供油皆有利于HC排放的降低。

出現(xiàn)上述規(guī)律的主要原因：低負荷下，缸內(nèi)燃燒溫度較低，壁面淬熄效應、壁面油膜和積碳的吸附效應，以及混合物濃度的不均勻性導致HC排放不穩(wěn)定。而高負荷下，缸內(nèi)溫度較高，壁面淬熄效應、壁面油膜和積碳吸附效應產(chǎn)生的HC量的多少與供油時刻有著一一對應關系，因此不同供油時刻下，HC排放在高負荷下呈現(xiàn)如此規(guī)律。

圖5 供油時刻對HC排放影響曲線

（三）啟噴壓力對HC排放影響

啟噴壓力為噴油器開始噴油的壓力，圖6為啟噴壓力對HC排放影響。由圖6可知：啟噴壓力降低，HC排放明顯降低。這主要是因為：高的啟噴壓力下，燃油霧化較好，在缸內(nèi)渦流作用下進入活塞及缸蓋余隙中的混合燃料較多，且高啟噴壓力下的燃油燃燒速度快，導致余隙中的混合燃料不完全燃燒幾率大，產(chǎn)生大量HC。而低啟噴壓力下，燃燒持續(xù)期較長，余隙中未完全完全燃燒產(chǎn)生的HC 在之后被大量氧化，因此低啟噴壓力下的HC排放相對較少。

圖6 啟噴壓力對HC排放影響曲線

四、CO的排放分析

（一）轉速對CO排放影響

相對于HC ，NOX和CO的生成機理和影響因素是比較簡單的。概括來說，它就是烴類燃燒的中間產(chǎn)物和不完全燃燒產(chǎn)物之一。由圖7可知：低負荷下，轉速對CO影響不大，而高負荷下，最大扭矩轉速下的CO排放較高。

出現(xiàn)上述現(xiàn)象的主要原因可能是：低負荷下缸內(nèi)燃燒溫度差距不大，混合氣均勻性較一致，而高負荷下，最大扭矩轉速下的缸內(nèi)渦流較強，導致混合氣出現(xiàn)局部不均勻現(xiàn)象，在過量空氣系數(shù)較大區(qū)域，燃料中的C由于缺氧而不能被完全氧化，導致大量CO排放的生成。

圖7 轉速對CO 排放影響曲線

（二）供油時刻對CO 排放影響

由圖8可知：提前或推遲供油均會導致CO排放下降。出現(xiàn)上述現(xiàn)象的主要原因：提前供油，缸內(nèi)壓縮壓力較低，壓縮溫度較低，燃料滯燃期延長有利于促進混合氣的均勻性，局部缺氧現(xiàn)象減少，有利于降低CO排放產(chǎn)生：推遲供油，缸內(nèi)壓縮壓力升高，壓縮溫度相應提高，缸內(nèi)渦流強度較大，極大促進了缸內(nèi)混合氣的均勻性，燃料滯燃期縮短，主燃燒相位主要集中在上止點附近，膨脹過程中的不完全燃燒減少，這極大促進了CO排放的降低。

圖8 供油時刻對CO 排放影響曲線

（三）啟噴壓力對CO排放影響

由圖9可知：負荷不同，啟噴壓力對CO排放影響不同。過量空氣系數(shù)即混合氣濃度將直接影響CO排放，不同負荷下缸內(nèi)溫度不盡相同，這將對噴入缸內(nèi)的混合燃料的著火始點產(chǎn)生極大影響，滯燃期的長短將影響燃料均勻性，并且不同啟噴壓力，將影響燃料燃燒持續(xù)期，對燃燒相位的影響較大。燃燒終了時的CO濃度取決于燃氣溫度，，因此啟噴壓力和負荷共同決定了CO排放。

圖9 啟噴壓力對CO 排放影響曲線

五、碳煙排放分析

碳煙亦稱黑煙，它主要是柴油機采用擴散燃燒的方式，在高壓燃燒條件下，局部高溫、缺氧、裂解并脫氫形成以碳為主要成分的固態(tài)小顆粒。而汽油機采用預混合燃燒方式，一般可以認為汽油機極少產(chǎn)生顆粒。柴油機顆粒主要有（干）碳煙（dry soot，DS）、可溶性有機物（soluble organic fraction，SOF）和硫酸鹽（sulfate）三部分組成。碳煙只是顆粒的主要組成部分之一。柴油機在高負荷工作時，碳煙在微粒中所占比例較高，而中低負荷時則降低，經(jīng)常低于SOF所占比例。

試驗中所用AVL DISMOKE 4800不透光煙度計是通過測量一束光穿過密度和溫度一致的尾氣時光的強弱衰減程度，即消光系數(shù)和不透光度兩個指標來表示尾氣中的微粒濃度。其中，不透光度受測量時所使用的光路長度的影響，而消光系數(shù)則獨立于光路長度，因此，本文利用不透光度來表示微粒排放的濃度。

（一）轉速對碳煙排放影響

由圖10可知：低轉速下碳煙排放較大，中高轉速下碳煙排放較小，且不同轉速下碳煙排放隨負荷增加呈小幅上升趨勢。

出現(xiàn)這種情況的原因，低轉速下，缸內(nèi)渦流強度較弱，混合氣均勻性較差，其中F-T柴油在高溫缺氧條件下裂解，生成大量碳煙。負荷增大時，缸內(nèi)燃燒速度加快，燃燒持續(xù)期縮短，局部易引起缺氧現(xiàn)象導致碳煙產(chǎn)生。

圖10 轉速對碳煙排放影響曲線

（二）供油時刻對碳煙排放影響

由圖11可知：供油時刻對碳煙排放影響不大，只有在大負荷下，推遲供油引起碳煙排放急劇增加。這可能是因為大負荷下缸內(nèi)燃燒溫度較高，且推遲供油，滯燃期縮短使燃油混合均勻性下降，導致局部缺氧現(xiàn)象出現(xiàn)，并且膨脹過程中缸內(nèi)溫度下降，這些共同導致了碳煙排放量增加。

圖11 供油時刻對碳煙排放影響曲線

（三）啟噴壓力對碳煙排放影響

由圖12可知，啟噴壓力降低，碳煙排放急劇增加。出現(xiàn)這種情況的主要原因是，啟噴壓力降低，燃油霧化效果變差，極易出現(xiàn)高溫下局部缺氧的情況，因此碳煙排放急劇增加，并且噴油壓力較高時，燃燒持續(xù)期較短，整個燃燒過程在氣缸內(nèi)對應曲軸轉角較小。因為碳煙在600°C以上高溫就可以被氧化，所以較短的燃燒持續(xù)期內(nèi)燃料幾乎完全被點燃，在活塞下行時缸內(nèi)溫度仍然高于碳煙氧化溫度，因此前期生成的碳煙被大量氧化。

圖12 啟噴壓力對碳煙排放影響曲線

六、小結

通過上述的分析我們不難發(fā)現(xiàn)：

（1）雙燃料燃燒模式中，不同負荷，不同轉速下NOx排放有各自規(guī)律，低轉速下，負荷增加會增加NOx排放；提前或推遲供油，或者啟噴壓力降低均有利于降低NOx排放。

（2）HC排放主要與缸內(nèi)燃燒溫度以及主燃燒相位有關，合理的供油時刻及噴油壓力將有效降低HC排放，降低噴油壓力和提前供油均會減少HC排放。

（3）提前或推遲供油均會導致CO排放下降且不同負荷下合理的噴油壓力將導致CO排放降低。

（4）供油時刻對碳煙排放影響不大，只有在大負荷下，推遲供油引起碳煙排放急劇增加。

參考文獻：

[1]王晉.電熱塞助燃式甲醇發(fā)動機的試驗研究[D].太原：太原理工大學，2014.

減少碳排放的原因范文第3篇

關鍵詞：金華市；文化產(chǎn)業(yè)；碳排放量

浙江省金華社科聯(lián)立項課題結題《文化視角下金華市發(fā)展低碳經(jīng)濟的路徑研究》（立項號：金華社科聯(lián)[2013]Y199）

中圖分類號：F293 文獻標識碼：A

原標題：文化視角下金華市發(fā)展低碳經(jīng)濟的實證研究

收錄日期：2013年12月9日

一、引言

能源作為經(jīng)濟發(fā)展重要的要素之一，其對經(jīng)濟增長的推動作用越發(fā)明顯。改革開放以來，中國經(jīng)濟高速發(fā)展的同時也帶動了能源消費的快速增長。中國的能源消耗占世界能耗的比重越來越大。數(shù)據(jù)顯示，一次能源生產(chǎn)總量從1978年的6.2億噸標準煤上升到2008年的26億噸標準煤；能源消費總量從1978年的5.7億噸標準煤上升到2008年的28.5億噸標準煤。2000年以來我國能源消費更是快速增長，2000～2008年年均增長超過10%。因此，提倡低碳經(jīng)濟就顯得更加必要。關于低碳經(jīng)濟，國內(nèi)外的學者從不同角度作了大量的研究。

近年來，國內(nèi)外學者就低碳經(jīng)濟方面做了大量的研究工作。其研究視角主要集中在以下幾個方面：

第一，低碳經(jīng)濟與經(jīng)濟增長的關系。Stern（1993）利用美國1947～1990年的相關數(shù)據(jù)對相應變量做了因果檢驗，發(fā)現(xiàn)能源消費對GDP存在單向Granger因果關系。黃棣芳（2011）利用1999～2008年的面板數(shù)據(jù)檢驗了中國經(jīng)濟增長與不同的環(huán)境污染指標的關系。李文潔（2012）利用1997～2007年間省級面板數(shù)據(jù)研究了能源開發(fā)與經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)能源開發(fā)強度和經(jīng)濟增長是負相關的，而且不同地區(qū)有一定的差異。邵帥、齊中英（2008）研究了中國能源開發(fā)對經(jīng)濟增長的傳導機制，發(fā)現(xiàn)由于能源開發(fā)對科技創(chuàng)新、人力資本投入有擠出效應，同時還弱化了政治制度，這將阻礙經(jīng)濟增長。

第二，環(huán)境污染“倒U型”庫茲涅茨曲線的經(jīng)驗證明。Grossman G.and Krueger A（1991）分析城市大氣質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)存在環(huán)境污染的“倒U型”庫茲涅茨曲線；楊桂元、李璐（2011）實證分析了中國低碳經(jīng)濟發(fā)展的影響因素以及我國走低碳經(jīng)濟的路徑選擇等問題。林伯強、蔣竺均（2009）驗證了在中國是否存在環(huán)境污染的“倒U型”曲線。

第三，碳排放的測算方法。朱勤（2011）從能源消費碳排放系數(shù)、化石能源消費碳排放以及二次能源消費碳排放等方面進行了測算；張雷（2010）等則是根據(jù)一次能源消費總量和碳排放系數(shù)計算了碳排放量。李?。?012）則是利用某類化石能源消費量與該類化石能源折算系數(shù)以及碳排放系數(shù)的乘積的總和來測算碳排放量。

第四，低碳經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、消費結構、企業(yè)、人口的關系。付允（2008）、楊萬東（2010）從不同視角，定性研究了中國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與低碳經(jīng)濟之間的關系。周建鵬等（2011）通過構建一個代表性企業(yè)產(chǎn)品差異化生產(chǎn)函數(shù)模型，研究了政府和企業(yè)就不同環(huán)境下的低碳選擇策略問題。李健、周慧（2012）采用灰色關聯(lián)分析法分析了產(chǎn)業(yè)結構對發(fā)展低碳經(jīng)濟的影響。陳兆榮（2011）通過結構變動指數(shù)分析我國產(chǎn)業(yè)結構高級化變動與低碳經(jīng)濟之間的關系。朱勤等（2011）從消費結構、人口變動視角探討低碳經(jīng)濟問題，采用嶺回歸方法研究了人口、消費及技術因素對低碳經(jīng)濟的影響。張偉等（2012）利用中國30個省份地區(qū)1998～2008年的面板數(shù)據(jù)分析了中國工業(yè)化水平和能源消費之間的關系，發(fā)現(xiàn)工業(yè)化水平的提高，增加了能源消費。

第五，研究低碳經(jīng)濟與財政分權的關系。張克中等（2011）從碳排放的角度，利用1998～2008年省級面板數(shù)據(jù)分析了財政分權與環(huán)境污染的關系，提出財政分權程度的提高不利于碳排放的減少。薛剛等（2012）利用中國1998～2009年省級面板數(shù)據(jù)分析了財政分權與污染物排放量的關系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)財政分權指標選擇不同，最終的結論也不盡相同。

檢索現(xiàn)有研究成果發(fā)現(xiàn)，目前關于低碳經(jīng)濟的研究更多是基于全國或較大區(qū)域，研究視角則多為碳排放與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構、人口、消費結構、財政分權等的關系，研究方法多為聚類分析、因素分解等。從文化視角研究金華市低碳經(jīng)濟路徑問題的文獻很少，本文試著補充、完善這一領域的研究內(nèi)容，我們將運用相關年份的數(shù)據(jù)分析金華文化發(fā)展和碳排放（低碳經(jīng)濟的一個指標）之間的關系，具有一定的理論意義。金華作為浙中地區(qū)的一個重要城市，未來一段時期內(nèi)，該市經(jīng)濟增長的同時，發(fā)展低碳經(jīng)濟可能是其必須要考慮的因素之一。因此，降低碳排放量、發(fā)展低碳經(jīng)濟是金華經(jīng)濟快速、合意發(fā)展必然選擇。同時，金華市有著悠久的歷史文化和現(xiàn)代文化，通過研究文化發(fā)展和低碳經(jīng)濟之間的關系，進而發(fā)現(xiàn)降低金華市碳排放量的途徑和方式，對金華市經(jīng)濟發(fā)展過程中解決資源、環(huán)境與經(jīng)濟增長的矛盾，建立資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會，走可持續(xù)發(fā)展道路具有一定的現(xiàn)實意義。

二、數(shù)據(jù)來源及變量選擇

目前，學術界還沒有就文化發(fā)展給出一個統(tǒng)一的指標，筆者從文化產(chǎn)業(yè)的視角來分析這個問題，政府投入不僅構成了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原始基礎，而且在將來相當長的時期內(nèi)，政府投入仍然是促進文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要力量和保障。事物發(fā)展的規(guī)律使我們堅信，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和國力的增強，政府投入仍將不斷加大。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和目前學術界的一般處理方式，我們選取文化事業(yè)財政補助和文化事業(yè)基本建設投資額作為衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標，分別記為trc和ic；對于低碳經(jīng)濟，我們用碳排放量作為指標，目前學術界有不同的方法，由于具體計算碳排放量比較繁瑣，我們仿照王怡（2012）的做法，用煤炭、汽油、煤油、柴油和燃料油、天然氣的年消費量進行估算，但這些能源的統(tǒng)計指標一般是實物量，在估算碳排放量時，首先需要將這些消費的能源根據(jù)折算系數(shù)換成以標準煤為計量基礎的能源消費量，因為天然氣的單位是立方米，我們也把它轉化成標準煤單位，然后計算出相應的碳排放量，記為tp。本文的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》歷年數(shù)據(jù)和相關網(wǎng)站信息整理所得；碳排放量的數(shù)據(jù)則來源于歷年的《中國能源統(tǒng)計年鑒》，并通過整理、計算得到。

三、實證檢驗及結果分析

（一）單位根檢驗。根據(jù)以上選取的變量和相應的理論分析，同時為了消除變量之間可能存在的異方差，我們構建雙對數(shù)計量模型：

根據(jù)前面假定，ctr為文化事業(yè)財政補助；ci為文化事業(yè)基本建設投資額，這兩個指標用來衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展；tp為碳排放量，用來衡量低碳經(jīng)濟發(fā)展水平，t表示時間。？滋t為隨機干擾項。

本文首先采用ADF檢驗法檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗結果如表1。（表1）可以看到，Log（tpt）、Log（ctrt）、Log（cit）這些變量的原始數(shù)據(jù)都沒有通過ADF檢驗（檢驗的結果都大于臨界值），這說明每一個時間序列都是非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)，若直接對這些變量做進一步的實證分析，則沒有任何的意義。然而，對這些變量進行一階差分后，所有變量都通過了平穩(wěn)性檢驗（檢驗的結果都小于臨界值）。所以，它們都滿足一階單整I（1）。如果變量之間滿足同階單整，那么我們可以繼續(xù)檢驗它們是否存在長期的均衡關系。

（二）協(xié)整分析。就協(xié)整檢驗的方法而言，如上文所示，主要有Engfe-Granger兩步法、Johansen極大似然法、頻域非參數(shù)譜回歸法等。頻域非參數(shù)譜回歸法在這里不能使用，而恩格爾和格蘭杰的檢驗方法主要適用于樣本容量大的情況，本文采用從2000年到2011年間的數(shù)據(jù)，樣本容量較少，所以，我們同樣不能使用這種檢驗方法。相對于兩步法，Johnsen協(xié)整檢驗還能檢驗多重協(xié)整關系，而且他對樣本容量問題的要求不是很嚴格，所以，我們采用Johnsen協(xié)整檢驗。（表2）

根據(jù)計量經(jīng)濟學的相關知識，我們知道只要統(tǒng)計量大于臨界值，則就拒絕假定。由表2的協(xié)整檢驗結果可以看出，檢驗結果在5%顯著性水平上明顯拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，也拒絕了存在至多1個的協(xié)整關系，接受至多存在2個協(xié)整關系的假定，說明它們之間存在兩個協(xié)整關系，協(xié)整關系度量系統(tǒng)的穩(wěn)定性，因此我們可以認為變量之間存在著穩(wěn)定的關聯(lián)關系，即碳排放量與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是密切相關的。

根據(jù)以上分析，我們知道金華市低碳經(jīng)濟水平和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著長期的穩(wěn)定關系，經(jīng)過標準化調(diào)整后，我們最終得到如下結果：

log（tp）=12.365-0.8754log（ctr）-1.0235log（ci）

由以上結果可以看出，金華市碳排放量和文化事業(yè)財政補貼以及文化事業(yè)基本投資之間存在著負相關，文化事業(yè)財政補貼增加1%，碳排放量將減少0.88%，文化事業(yè)基本投資沒增加1%，碳排放量將減少1.08%。

（三）格蘭杰檢驗。根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗原理，運用Eviews6.0，對金華市碳排放量與文化事業(yè)財政補貼和文化事業(yè)基本建設投資兩個變量之間的因果關系進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表3所示。（表3）可以看出，不管是文化事業(yè)財政補貼還是文化事業(yè)基本投資都拒絕了5%的原假設，這說明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是碳排放量增加的Granger原因，但碳排放量并不是文化事業(yè)發(fā)展的Granger原因。

四、結論及政策建議

本文通過金華市2000～2011年的相關數(shù)據(jù)分析了碳排放量、文化事業(yè)財政補貼和文化事業(yè)基本投資三者的關系。檢驗了三者之間的協(xié)整關系，得出如下結論：（1）文化事業(yè)財政補貼和文化事業(yè)基本投資三者之間存在著穩(wěn)定的聯(lián)系；（2）文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是碳排放量減少的Granger原因，但碳排放量并不是文化事業(yè)發(fā)展的Granger原因。

因此，我們提出如下政策建議：（1）促進文化產(chǎn)業(yè)的進一步發(fā)展。應加大政府對文化產(chǎn)業(yè)部門的支持力度，從資金和政策等方面大力扶持傳統(tǒng)和現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。通過這些領域的發(fā)展來改善經(jīng)濟運行質(zhì)量，減少碳排放量；（2）提倡低碳理念，通過政策引導，形成低碳經(jīng)濟發(fā)展的長效機制。低排放、低耗能和低污染的發(fā)展理念要深入人心。

主要參考文獻：

[1]周富華.金華市低碳經(jīng)濟發(fā)展水平分析[D].浙江師范大學，2011.

[2]朱華友等.基于碳排放控制的區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉型研究——以浙江省金華市為例[J].經(jīng)濟問題探索，2011.7.

減少碳排放的原因范文第4篇

一、模型分析

（一）Kaya恒等式及LMDI因素分解法

Kaya恒等式是日本的YoichiKaya教授在IPCC的研討會上提出的。

碳排放量的基本公式C＝∑ci=∑■■■■P①

其中，E為一次能源的消費量；Ei為第i種能源的消費量；Y為（GDP）；P為人口數(shù)量。其中，能源結構因素Si=Ei/E，第i種能源在能源消費中的份額；各類能源排放強度Fi=Ci/Ei，即消費單位i能源的碳排放量；能源強度I=E/Y，即單位GDP的能源消耗；經(jīng)濟發(fā)展因素R=Y/P，代表人均收入。

由此碳排放量公式可以寫為

C＝∑ci=∑SiFiIRP②

人均碳排放公式為

A＝C/P=∑SiFiIR

其中，A為人均碳排放量。

ΔA=At-A0=∑SitFttItRt-∑S0iF0iI0R0=ΔAS+ΔAF+ΔAI+ΔAR+ΔArsd③

ΔAS＝∑W′iln■，ΔAF=∑Wtiln■，ΔAI=∑Wtiln■，ΔAR=∑Wtiln■

（二）數(shù)據(jù)整理

由于能源的碳排放系數(shù)相對穩(wěn)定，故ΔAF=0，DF＝1。胡初枝綜合了日本能源經(jīng)濟研究所、國家科委氣候變化項目、徐國泉等的數(shù)據(jù)對各種能源的碳排放系數(shù)做了簡均。本文引用胡初枝計算的碳排放系數(shù)，本文采用煤炭碳排放系數(shù)0.7329，石油碳排放系數(shù)0.5574，天然氣碳排放系數(shù)0.4226。

二、吉林省碳排放因素分析

（一）吉林省人均碳排放的一般規(guī)律

從圖1可以發(fā)現(xiàn)吉林省人均碳排放的一般規(guī)律，大致分為三個階段：1981-1989年間，人均碳排放平穩(wěn)上升；在1989-2002年間呈現(xiàn)，狀態(tài)，甚至某些年份人均碳排放下降，；2003年開始上升出現(xiàn)加速狀態(tài)。

（二）能源強度、能源結構和經(jīng)濟增長對吉林省碳排放的影響分析

根據(jù)因素分解法，我們把影響吉林省碳排放的因素歸為3類，分別為能源強度因素、能源結構因素和經(jīng)濟增長因素。根據(jù)公式①-③，本文計算出具體影響數(shù)值，如表1所示。

其中，ΔAs為能源結構對碳排放的作用，ΔAI為能源強度對碳排放的作用，ΔAR為經(jīng)濟增長對碳排放的作用，三者之和為ΔA，即三者人均排放的變化量。由表3的分析結果，繪制相應的曲線圖，如圖2所示。

1.能源強度對碳排放的影響。如圖2所示，1981-2009年，對吉林省人均碳排放起抑制作用的是能源強度的下降。

2.能源結構對碳排放的影響。如圖2所示，1981-2009年，能源結構對人均碳排放的抑制作用不大，對碳排放呈現(xiàn)微弱的減少作用，在某些年份還會促進碳排放的增加。吉林省以煤炭為主的能源結構在近30年內(nèi)沒有發(fā)生顯著變化，煤炭消費占50%以上，很多年份達到70%以上，從2003年開始，煤炭的消費量呈顯著上升趨勢，這加速了吉林省碳排放數(shù)量。

3.經(jīng)濟增長對碳排放的影響。如圖2所示，1981-2009年，對吉林省人均碳排放起促進作用的是經(jīng)濟增長（人均GDP）。

1981-2009年，能源強度和能源結構對碳排放的抑制作用沒有抵消掉經(jīng)濟增長對碳排放的增加作用，因此吉林省仍舊顯示出碳排放連年增長的態(tài)勢。

三、結論及對策

（一）結論

1.通過以上模型和計算結果，發(fā)現(xiàn)吉林省人均碳排放在1980-2003年間呈現(xiàn)比較平穩(wěn)的狀態(tài)，從2004-2009年出現(xiàn)加速狀態(tài)。

2.1981-2009年，對吉林省人均碳排放起抑制作用的是能源強度的下降。

3.1981-2009年，能源結構對人均碳排放的抑制作用不大，對碳排放呈現(xiàn)微弱的減少作用，在某些年份還會促進碳排放的增加。

4.1981-2009年，對吉林省人均碳排放起促進作用的是經(jīng)濟增長（人均GDP）。

5.1981-2009年，能源強度和能源結構對碳排放的抑制作用沒有抵消掉經(jīng)濟增長對碳排放的增加作用，因此吉林省仍舊顯示出碳排放連年增長的態(tài)勢。

（二）對策

針對以上結論，本文提出以下對策：

1.改善能源結構，發(fā)達國家如法、德等國近年來碳排放的下降主要源于能源結構的調(diào)整，能源結構逐漸向以核能、風能、水電等清潔能源發(fā)展，在法國核能的比重較高。針對吉林省的特征，要逐漸降低煤炭的比重，適當增加石油、天然氣的使用，盡量開放風能、水電等清潔能源。

2.加大運用碳減排技術，燃煤的碳排放多，因此應研發(fā)和使用碳捕獲技術，特別是煤炭領域，加強清潔煤的使用，以減少對環(huán)境的破壞。

3.繼續(xù)提升能源強度的作用，能源強度的下降是吉林省碳減排的主要原因。

參考文獻：

1.AngBW,ZhangFQ,ChoiKH.FactorizingChangesinEnergyanEnvironmentalIndicatorsthroughDecomposition[J].Energy,1998(6).

2.徐國泉,劉則淵,姜照華.中國碳排放的因素分解模型及實證分析:1995-2005[J].中國人口?資源環(huán)境,2006(6).

減少碳排放的原因范文第5篇

關鍵詞：保險，碳交易，資源，罰款超額累進制，技術革新成本-碳排放量函數(shù)

一、引言

本文的目的是通過提出新險種，即碳排放保險，來促進我們低碳經(jīng)濟的發(fā)展。并且進一步完善我國環(huán)境責任保險制度，激勵企業(yè)改良生產(chǎn)條件不斷向集約型經(jīng)濟發(fā)展，以及加強碳排放量超標的風險管理，提升該風險的管理水平，同時也能提高企業(yè)追求低碳經(jīng)濟發(fā)展的意識。

二、碳排放保險的理論基礎以及參數(shù)設置

在以下模型中，將涉及到收益最大化情況下最佳碳排放量假設條件和碳排放量保險系數(shù)假設。

（一）收益最大化情況下最佳碳排放量假設條件如下：

⒈CDM合理定價且價格恒定

⒉CDM在國內(nèi)以及國際上能夠無摩擦地自由交易

⒊企業(yè)不存在偷、逃稅現(xiàn)象

⒋在保險期間內(nèi)，企業(yè)的規(guī)模和產(chǎn)量不變

（二）碳排放量保險系數(shù)假設：

⒈國家標準碳排放函數(shù)

我們規(guī)定，國家在未來的時間里，會逐漸限制企業(yè)的碳排放量。因此，我們設定了一個“國家標準碳排放函數(shù)”，企業(yè)每年的國家規(guī)定碳排放量逐年遞減。對于不同的產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)，國家對其產(chǎn)品的允許碳排放量每年按照一定的減排量k進行減少（一定年限內(nèi)），以促進企業(yè)改良生產(chǎn)技術，減少碳排放。假設：

At：企業(yè)在t年國家規(guī)定的排放量

A0：企業(yè)投保時，國家規(guī)定的碳排放量

AT：企業(yè)的國家目標排放量，即國家所規(guī)定的，在第T年必須達到的準許排放標準量

k：企業(yè)每年的平均標準減排量k=

因此，國家標準排放量遞減-時間函數(shù)表示為：At=A0-kt，k=

⒉罰款額實現(xiàn)超額累積制

對于超過國家年排放標準的企業(yè)，國家統(tǒng)一進行懲罰性罰款，罰款額（P）由基礎罰款（P）和超額排放累進罰款組成，對于超過國家標準的企業(yè)進行罰款額為（P），此后按照p=aX2+P進行累進的罰款，X=A-At為企業(yè)的超額排放量。即超排越多，每一單位罰款額增加越多。國家對于企業(yè)罰款收入，部分可以收歸國庫，部分可以對未超排企業(yè)進行鼓勵性轉移支付和對于購買碳保險企業(yè)進行適當補償。

⒊碳排放保險保費

碳排放保險保費額應根據(jù)國家標準規(guī)定的排放量，繳納一定量的費用。I=f1At，f1是單位保費， At為國家標準排放量。保費也可以按照企業(yè)自身預估碳排放額，隨企業(yè)自行購置投保額，此時單位保費為f2，其中f2＞f1，I=f2（At+X）=f2A，X為企業(yè)預估碳排放超排額。

⒋企業(yè)實際碳排放量： A

⒌免賠率：α

⒍單位保險金： θ

θ值由國家、地方政府以及保險公司根據(jù)地區(qū)差異共同設定，可以適當調(diào)整 θ值大小，促進落后地區(qū)的工業(yè)發(fā)展。

⒎保險金賠付額：

當A＞At，保險金賠付額B=（A-At）*（1-α）*θ=X*（1-α）*θ；當A≤At，保險金賠付額B=0

⒏企業(yè)投保激勵制度：

P1=d*p=d*（aX2+p），參數(shù)d即因為購置保險，國家進行的罰款減免系數(shù)，此系數(shù)0＜d＜1。此項制度是為了讓企業(yè)積極投保，基本上應保障投保企業(yè)的減免額大于基礎保費。

⒐若企業(yè)發(fā)生超額排放行為，即保險事故發(fā)生，則國家的實際罰款P2：

對于超過國家年排放標準的企業(yè)，國家統(tǒng)一進行懲罰性罰款，同時，對于已購置保險的企業(yè)，按照每單位超額排放量按照賠付率θ進行賠付。即企業(yè)實際罰款額為P2=P1-B=d*P-B=d*（aX2+p）-X*（1-α）*θ

⒑CDMs機制R1：

國家對于CMD的定價合理，在短期內(nèi)，我們設定其價格不變，即單位CMD價格C元。當A≤At時，即企業(yè)未發(fā)生超額排行行為，企業(yè)能通過談交易市場獲利R1。R1=（At-A）*C

⒒保費返還額：R2

若企業(yè)未發(fā)生超額排放行為，即保險事故未發(fā)生，則對企業(yè)的部分保險費進行返還，返還額為R2。 碳保險年返還額應根據(jù)碳保險類型進行賠付，按國家標準規(guī)定的排放量，繳納一定量的費用的保險，按照R2=β1At返還，β1＜f1，β為返還比例。保費按照企業(yè)自身預估碳排放量和小于國家標準的排放額，即按返還率為 β2計算，其中β2＜f2，R2=β2At。最大保費返還額不得超過保險金額。

（三）技術革新成本-碳排放量函數(shù)：

運用EVIEWS軟件對中國各省1994年-2007年的工業(yè)廢氣排放量進行擬合，大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值以及大中型工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出等三項數(shù)據(jù)（見附錄），得出技術革新成本-碳排放量函數(shù)。

由于大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值缺少1995、1996、1998年的數(shù)據(jù)，所以這里采用線性插值的方法進行彌補，將數(shù)據(jù)導入MATLAB，運用命令interp1（x，y，xi，‘linear’）進行插值，得出1995年、1996年、1998年工業(yè)數(shù)據(jù)是1108、1200.8、1373.5，單位億元。

下面是數(shù)據(jù)建模的過程：

從以上的散點圖可以看出，在經(jīng)費較低的時候，廢氣排放量較高，而隨著經(jīng)費的提高，廢棄排放量有了顯著的降低，尤其在經(jīng)費為0～80這一段中，廢棄排放量下降了55%左右；而隨著經(jīng)費的進一步增加，其邊際效應開始逐步體現(xiàn)，當經(jīng)費從80增加到160時，廢棄排放量只有約25%的下降。根據(jù)經(jīng)驗推測，應該使用logistic、指數(shù)、或者雙對數(shù)進行擬合，經(jīng)過比較檢驗，可知采用雙對數(shù)函數(shù)進行擬合時的效果比較理想。以下對其主要過程進行詳述。

雙對數(shù)函數(shù)的形式如下：

lny=a+blnx

經(jīng)過回歸處理可得到如下結果：

從以上結果可以看出，在5%的置信概率下方程和系數(shù)都是顯著的，但是從DW=0.745758可以看出此結果可能存在自相關，所以檢驗是否存在自相關，這里對殘差使用拉格朗日乘數(shù)檢驗，滯后階數(shù)從1到10進行循環(huán)，可發(fā)現(xiàn)該方程存在二階自相關，如下圖：

可以看出，在5%的置信概率下，0.02

εt=ρ1εt-1+ρ2εt-2+ν

使用EVIEWS進行估計，可得到如下結果：

以看出，在5%的置信概率下方程和系數(shù)都是顯著的，擬合度也很高。下面再對殘差進行自相關檢驗，結果如下：

以看出，已經(jīng)明顯消除了自相關性。所以最終模型如下：

lny=2.185147-0.3590611lnx

得出該函數(shù)的經(jīng)濟含義：經(jīng)費每增加1%，廢氣就會減少0.36%。所以有必要讓企業(yè)進行技術革新，減少碳排放量，碳排放保險才有可行空間。

三、碳排放保險的模擬操作

由于現(xiàn)在大多企業(yè)采用粗放型生產(chǎn)方式，而未來發(fā)展趨于集約型，國家積極倡導企業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化，因此碳排放保險定義如下：積極促使企業(yè)改善技術和設施，減少碳排放。國家財政部應聯(lián)合保監(jiān)會和銀監(jiān)會設立碳排放基金，并通過財政支出對碳排放基金的成立進行注資，資金除了要保證補償賠付外，還要保證基金能在合理運營中抵御風險。

（一）未購買保險的企業(yè)可以分為兩類：

⒈CDM>國家標準：

對于未購買保險的企業(yè)，保險公司不承擔承保責任，不用進行賠付。但與此同時，國家對投保公司超過國家標準的碳排放量需要對罰款征收，按每單位碳排放量計算價格，對罰款額實現(xiàn)超額累積制度，即P=aX2+p?？偸找鏋镋1=-d*P=-d*（aX2+p）

⒉CDM 國家標準：

此情況即未引入碳排放保險的情況，企業(yè)只能對因為技術、機械設施革新原因使公司碳排放量少于國家標準的CDMs進行銷售，無其他收入?？偸找鏋?E2=R1=（At-A）*C

（二）購買保險的企業(yè)可以分為兩類：

⒈CDM>國家標準：

由于公司在超排前已經(jīng)購置了碳排放保險，保險公司基于投保公司的保額進行賠付，將賠付款納入碳保險基金。同時，國家對投保公司超過國家標準的碳排放量進行罰款，按每單位碳排放量計算價格，對罰款額實現(xiàn)超額累積制度，即P1=d*p=d*（aX2+p），參數(shù)d即因為購置保險，國家進行的罰款減免系數(shù)，此系數(shù)0＜d＜1。此項制度是為了讓企業(yè)積極投保，基本上應保障投保企業(yè)的減免額大于基礎保費?？偸找鏋镋3=B-d*p=X*（1-α）*θ-[d（aX2+p）+f1At]

⒉CDM>國家標準：

保險公司不用對投保公司的進行賠付，實現(xiàn)盈利。投保公司不僅可以對因為技術、機械設施革新原因使公司碳排放量少于國家標準的CDMs進行銷售。同時，國家對投保公司低于國家標準的碳排放量進行補償，按每單位碳排放量計算補償額，此項支出來自于碳保險基金。總收益為E4=R=R2+R1=R2=β1At+（At-A）*C或者E′4=R=R2+R1=R2=β2At+（At-A）*C

由上述情況的分析可知，購買碳排放保險對企業(yè)在企業(yè)的排放超過國家標準的情況下有利，因此碳排放保險可行。

四、關于我國碳排放管理方面的建議

（一）改善各省區(qū)能源消費結構，積極發(fā)展可再生能源。

針對各省區(qū)能源消費結構調(diào)整速度過慢，應當大力調(diào)整和優(yōu)化各地區(qū)的能源消費結構，尤其是要大力開發(fā)和利用綠色能源與清潔能源，提高其在整個能源消費結構中的比重。具體而言，對湖北、重慶等省可以大力開發(fā)水電;西北地區(qū)則可以大力發(fā)展風電、太陽能光熱利用等項目;農(nóng)村地區(qū)則注重生物質(zhì)能的開發(fā)和高效利用。對于某些省區(qū)特有的能源資源稟賦，決定了其以煤為主的能源消費結構在短時間內(nèi)難以改變，因此應當促進煤炭消費相關的技術創(chuàng)新，提高煤炭利用效率。

（二）合理控制煤炭產(chǎn)量，提高能源利用效率。

由于煤炭生產(chǎn)加工業(yè)對地區(qū)CO2 排放狀況有著重要的影響，因此應該針對煤炭行業(yè)采用相應的減排措施。首先，應當合理控制煤炭產(chǎn)量，從源頭上減少CO2 的排放。例如，限制生產(chǎn)企業(yè)的規(guī)模、關閉生產(chǎn)效率低的小煤窯、淘汰高耗能的落后工藝、技術和設備等。第二，重視技術創(chuàng)新的作用，依托于技術創(chuàng)新來實現(xiàn)CO2 減排和經(jīng)濟效益的雙贏。例如，對于煤炭生產(chǎn)中所產(chǎn)生的“廢棄物”進行加工和利用，從而減少廢物的排放，并通過重復利用為企業(yè)產(chǎn)生經(jīng)濟利益。第三，對傳統(tǒng)的煤炭生產(chǎn)企業(yè)，可以通過政策鼓勵的方式引導其逐步加大對其他可再生能源或綠色能源的開發(fā)，一方面實現(xiàn)控制煤炭產(chǎn)量的目的，另一方面也能夠為企業(yè)的長遠發(fā)展做好準備。

（三）加快各省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。

我國不同省份經(jīng)濟發(fā)展的異步性非常突出，因此需要針對各省的實際情況制定不同的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整政策。具體而言，對處在由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉移進程中的省份，應堅持走可持續(xù)發(fā)展道路，以技術進步為目標，以提高技術水平和利用清潔能源為主; 對一些較發(fā)達的省區(qū)，應注重發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè);對以傳統(tǒng)的煤炭生產(chǎn)或高耗能的重工業(yè)為主要經(jīng)濟命脈的省區(qū)，不僅要積極提高現(xiàn)有工藝的技術效率，而且要積極尋求其他清潔產(chǎn)業(yè)的發(fā)展途徑。

（四）制定并完善各省區(qū)CO2 減排工作的分析制度。

在制定各省區(qū)CO2 減排政策時，不能單從全國排放總量排名的分布來決定重視與否，而應當針對各省區(qū)特定的歷史狀況和發(fā)展趨勢決定政策的實施力度。具體而言，對于那些CO2 排放總量很低，但是惡化程度較快的省份，政府應該高度重視其CO2 減排工作。當然，前提條件是該政府必須要對本省區(qū)在全國的CO2 減排工作所處的位置和本省區(qū)的CO2 排放狀況有真實和及時的認識，而這就需要建立各個省區(qū)的CO2 排放核算和比較制度，同時需要一定的相關專業(yè)人才進行分析和指導。

（五）加快建立和完善我國的碳交易機制。

中國碳強度目標是一種自愿性目標，和國際承諾沒有相關關系，不需要國際的MRV(可測量、可報告和可核證)。在這種情況下，更需要考慮未來國內(nèi)碳市場與國際碳市場的關系，以及不同機構在其中所扮演的角色，也需要通過試點來解決。在歐洲，碳交易已經(jīng)有了一定的發(fā)展，其經(jīng)驗對中國節(jié)能減排有著借鑒意義。

參考文獻：

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