论地区碳排放和经济增长的关联

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长江三角洲碳排放量的测算

碳的来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、燃料油和天然气等。本文所计算的能源消费主要是化石燃料能源，能源消费数据来源于历年的《中国能源统计年鉴》。经济、人口数据来源于历年的《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》和《浙江统计年鉴》。为消除价格波动对GDP的影响，以1995年为基期，采用GDP平减指数进行换算。目前，关于碳排放的计算方法主要有两种:(1)国家发展和改革委员会能源研究所的方法，即将能源分成煤炭、石油和天然气，分别取不同的碳排放系数;(2)根据政府间气候变化专门委员会(IPCC)的碳排放系数计算［8］，但由于各国能源的发热量不一样，需要根据实际情况进行修正。本文采用IPCC(2006)的缺省碳排放系数，并结合国家统计局编的《能源统计知识手册》上的能源平均低位发热量，计算出各类能源的碳排放系数。例如，IPCC原油的碳排放系数为20kgC/GJ，《能源统计知识手册》中原油平均低位发热量为41816J/kg，那么原油的碳排放系数等于两者的乘积，即0.8363吨碳/吨原油(表1)。长江三角洲既是一个自然地理概念，也是一个经济地理概念。根据2010年国务院批准制定的《长江三角洲地区区域规划》，长江三角洲包括上海市、江苏省和浙江省所辖全部行政区域。因此，本文所研究的长江三角洲范围也是指上海、江苏、浙江两省一市。按照上述计算方法，将各类能源的消费量乘以相应的碳排放系数，再加总求和，即可计算出长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结果分析由上表可以看出，1995～2009年长江三角洲地区碳排放量从6369.29万吨增长到13765.45万吨，增长了1.16倍，年均增长5.65%。在这15年中，又可以划分出2个明显的阶段(图1):第一阶段为1995～2003年，碳排放量处于小幅波动状态，1995～1998年出现下降，1998年达到最低值，此后呈现缓慢增长趋势;第二个阶段为2003～2009年，碳排放量呈现快速增长趋势，从2003年的6646万吨增长到2009年的13765万吨，短短6年间碳排放量翻了1倍，年均增长速度达到12.9%。从长江三角洲内部差异来看，江苏省的碳排放量最大，2009年碳排放量达到6444.72万吨;浙江次之，2009年的碳排放量为3805.93万吨;上海最少，2009年的碳排放量为3514.79万吨。从增长速度来看，1995～2009年上海碳排放量增长最快，增长了1.35倍;浙江次之，碳排放量增长了1.21倍;江苏碳排放量增长最慢，增长了1.05倍。再从人均碳排放量来看，1995年长江三角洲人均碳排放量为0.49吨/人，2009年增加到0.96吨/人，增长了96%，年均增长4.92%。在此期间，以2003年为界，也可以分为两个阶段，前一阶段人均碳排放量变化幅度很小，后一阶段出现急剧增长趋势。从内部差异来看，上海的人均碳排放量最高，远远超过江苏和浙江的人均碳排放量。2009年，上海的人均碳排放量达到1.83吨/人，江苏人均碳排放量为0.83吨/人，浙江人均碳排放量为0.81吨/人。1995～2009年上海人均碳排放量增长了72.6%，江苏增长了88.6%，浙江增长了107.7%。

长江三角洲碳排放与经济增长、能源消耗的关联分析

本文以1995～2009年长江三角洲地区的人均碳排放量(以C代表，单位吨/人)作为因变量，以人均能源消耗(以EC代表，单位为吨/人)和人均GDP(以GDP代表，单位为万元/人)为自变量，建立计量经济模型，探讨它们之间的内在联系。为了证明模型估计的有效性和获取更全面的样本信息，需要进行平稳性检验、协整检验和因果关系检验。在检验中为了消除时间序列中的不稳定性和异方差现象，还需要将原有数据化成对数形式。首先对1995～2009年长江三角洲碳排放与GDP、能源消耗数据进行相关分析，以验证它们之间是否存在相关性。利用Eviews5.0软件运算，发现人均指标之间的相关性比总量指标之间的相关性更明显，因此采用人均指标进行计量分析更为精确。其中，人均碳排放与GDP的相关系数R2为0.8873，F统计量为102.3785，人均碳排放与人均能源消耗的相关系数R2为0.945，F统计量为223.7863，系数都通过了t检验，说明长江三角洲人均碳排放与人均GDP、人均能源消耗之间具有显著的正相关性。从散点图来看，它们之间也具有非常相似的变化趋势(图3)。利用时间序列进行回归分析时，计量经济模型要求序列具有平稳性，即时间序列的统计规律不随时间的推移发生变化，否则会出现“伪回归”现象，影响模型的解释效果。因此，必须对数据进行平稳性检验。下面分别对人均碳排放、人均能源消费、人均GDP取对数LnC、LnEC、LnGDP，采用ADF单位根法进行平稳性检验。结果显示，LnC、LnEC、LnGDP值都大于1%临界值，说明时间序列是非平稳的。接着对LnC、LnEC、LnGDP进行一阶差分，发现ADF仍然大于1%临界值，序列仍是非平稳的。继续对数据进行二阶差分，ADF值小于1%临界值，说明二阶差分数据是平稳的(表4)。如果不平稳的时间序列存在着平稳的线性组合，则说明变量之间存在着长期稳定的关系，即协整关系。本文利用Engle－Granger两步法进行协整检验。首先利用最小二乘法(OLS)建立回归方程，得到残差序列ei，然后对ei做ADF检验，若残差序列是平稳的，则说明变量之间存在协整关系，否则，不存在协整关系。利用OLS法分别对LnC与LnEC、LnGDP建立回归方程:LnC=0.7658LnEC－1.0642R2=0.9094F=130.5687LnC=0.4868LnGDP－0.8616R2=0.7623F=41.709以上回归方程系数都通过了t检验。接着，对其残差序列分别做滞后期为1的ADF检验，结果表明残差序列elnC、elnEC和elnGDP都是平稳的，说明长江三角洲人均碳排放与人均能源消耗、人均GDP存在长期的稳定的协整关系。从回归方程可以看出，能源消耗对碳排放的长期弹性为0.7658，即能源消耗每上升1个百分点，碳排放上升0.7658个百分点。GDP对碳排放的长期弹性为0.4868，即GDP每上升1个百分点，碳排放上升0.4868个百分点。能源消耗对碳排放的弹性大于GDP对碳排放的弹性，说明能源消耗对碳排放的影响更大、更直接。协整分析表明，长江三角洲碳排放与能源消耗和经济增长存在着长期的协整关系，但协整关系并不意味着变量之间存在着必然的因果关系。接着，采用Granger因果分析法，检验各变量之间的因果关系。Granger检验是运用F－统计量来检验Xt的滞后值Xt－1是否显著影响Yt，如果影响不显著，那么称X不是Y的“Granger原因”;如果影响显著，那么称X是Y的“Granger原因”。设LnC为A，LnEC为X，LnGDP为Y，进行Granger因果检验。从表5可以看出，长江三角洲碳排放与经济增长存在着单向因果关系，经济增长是碳排放的原因，但碳排放不是经济增长的原因;碳排放与能源消耗存在着双向因果关系，能源消耗是碳排放的原因，碳排放是能源消耗的原因;能源消耗与经济增长存在着单向因果关系，经济增长是能源消耗的原因，但能源消耗不是经济增长的原因。

促进长江三角洲节能减排的对策建议

完善相关政策法规和标准，建立和健全节能减排调控机制和决策机制。实行节能目标责任制，加大考核和监督力度，把能源消费总量控制目标分解落实到各级政府部门。建立长江三角洲两省一市能源管理联动机制和能源消费总量预测预警机制，对能源消费增长较快的地区实行预警调控。完善财政、税收、投融资等激励政策，推行合同能源管理，加大能效标识和节能产品认证实施力度。目前长江三角洲能源消费仍然以煤炭为主，要积极推进能源结构调整，提高能源利用效率，大力发展分布式能源，实现热电冷联产，推行优质能源梯级利用，尽力减少污染物的排放。要加大新能源扶持力度，优先发展太阳能，积极发展风能和潮汐能，稳步发展核能，积极推进生物质能的有效利用，逐步提高新能源和可再生能源在能源生产和消费中的比重，降低煤炭等化石能源在一次能源消费中的比重，构建多元化的能源结构。产业结构不合理是造成长江三角洲地区碳排放量增加的主要原因之一。尽管目前上海第三产业增加值所占的比重已经超过50%，江苏省和浙江省的第三产业增加值所占比重也已超过40%，但与世界先进地区相比，仍存在较大差距。因此，要积极促进产业结构优化，推动能源生产和消费模式的转型升级。优先发展现代服务业，做强做优先进制造业，巩固提升传统产业，积极发展战略性新兴产业，努力避免产业趋同，促进产业互补与错位发展。加快建设各类低碳产业集聚区和产业集群，促进三次产业融合共生发展。大力推进节能技术进步和节能方式创新，加快低碳技术开发和推广，对高投入、高风险的研发项目给予经费支持，引导和鼓励企业进行低碳技术的开发、设备制造和低碳能源的生产。利用长江三角洲对外开放优势，加强国际合作，加快引进、消化、吸收先进适用的低碳技术，建立双边或多边能源利用效率合作计划，在节能建筑、电机系统、热电联产、冶金和高效照明等重点领域开展合作。在全社会强化节能宣传教育，联合各类媒体，全方位、多视角、多层次地宣传节能减排的重要性和紧迫性。组织政府机关、企事业单位、学校以及社区经常性地开展节能宣传活动，普及合理用能、提高能效、减少碳排放的低碳消费理念，营造全面节能的社会氛围，将节能减排的要求落实到社会公众日常的生活、工作和消费行为中去。推广节能减排先进做法和经验，揭露和曝光浪费能源的不良现象，树立崇尚节能低碳、反对污染浪费的社会风气。

本文作者：谢守红牛水霞工作单位：江南大学