时间：2024-01-12 14:36:45
气候变暖已经成为人类所面临的最大挑战之一。为了遏制全球气候变暖，各国签署了《联合国气候变化框架公约》，采取了一系列措施控制等温室气体排放。虽然取得了一些成效，但是在温室气体减排方面，诸多问题都有待解决，发展中国家的减排义务便是广受争论的议题之一。随着经济的高速增长，中国已经超过美国成为全球最大的排放国。根据《京都议定书》确定的“共同但有区别的责任”，只有附件一国家（大多数为发达国家）需要承担强制减排义务，而中国并不在其中。但一些发达国家认为，要实现“把大气中温室气体浓度稳定在防止气候系统免受危险的人为干扰的水平上”这一公约最终目标，必须以以中国为首的新兴经济体实施大量减排措施为先决条件，这类观点在近几次气候大会的决议草案中都得到了体现。作为负责任的大国，中国在哥本哈根气候大会上承诺到2020年单位GDP碳排放比2005年下降40%～45%。即便如此，可以预见，在不久的将来中国将在国际社会监督下承担强制减排责任。
国际贸易分工是优化资源配置、增进全球福利的基本手段。但贸易分工必然引发碳转移排放。随着发达经济体日渐向服务和高新技术产业转型，其高能耗、高污染的低端制造品越来越依靠从发展中国家进口。这种分工格局必然引发“发展中生产国通过出口贸易承担发达消费国的能耗和环境污染”的碳转移排放问题。目前国际社会采用的以“生产排放”为基准的碳减排核算方法没有反映碳转移排放的事实，不但有失公允，而且使得发达国家缺乏减排及转让减排技术的激励，不利于全球减排的终极目标。准确计量贸易中的隐含碳及贸易引发的碳转移排放，是融入“消费排放”准则，在国际范围内合理分配碳减排责任的前提条件。本文以中英货物贸易为例，准确测度贸易中的隐含碳及贸易引发的碳转移排放，在分析其变动趋势和影响因素的同时，试图提供一个更加科学的碳排放与碳减排核算框架。
二、文献综述
源自贸易全球化对世界环境影响问题的关注，国外一些学者较早就意识到国际贸易中隐含碳的重要性。Wyckoff，A.W. and Roop，J.M.（1994）通过评估1984～1986年OECD最大的6个国家进口工业制成品的隐含碳，得出了“如果进口货物占国内产品消费的比重很大，那么仅仅针对国内温室气体减排的政策将会大打折扣”的结论。Schaeffer，R.and Leal de Sa'，A.（1996）分析了1970～1992年巴西进出口货物情况，认为发达国家正通过离岸生产向发展中国家转移碳排放。Munksgard，J. and PederSen，K. A.（2001）提出了究竟是产品的生产者还是消费者应该为碳排放负责。Ferng，J. J.（2003）则建议用受益原则来分配因为产品消费所产生的污染物排放的责任。Ahmad，N. and Wyckoff，A.（2003）计算了24个国家国际贸易中的隐含碳，并且探究了贸易引发的全球碳排放的地理转移趋势。张晓平（2009）采用投入产出法分析了中国货物进出口贸易产生的排放转移效应，并指出中国出口商品内涵排放量在2000～2009年处于上升态势。
近几年，随着气候和碳排放问题的升温和研究的深入，从双边贸易角度研究隐含碳和碳排放的文献开始出现。Shui，B. and Harriss，R.C.（2006）估算得出中国对美国出口而产生的占每年中国碳排放总量的7%～14%。同时，由于中国大量使用煤炭作为能源并且制造技术缺乏效率，中美贸易在1997～2003年间使全球多排放了720百万吨。You Li. and Hewitt C. N.（2008）估算了2004年中英双边贸易的隐含碳排放。结果显示，通过中英贸易，英国避免了11%的碳排放。尹显萍、程茗（2010）运用投入产出法对中美商品贸易中的内涵碳进行了测算，发现2000～2008年中国对美国内涵碳的年净出口量高达1.42～6.73亿公吨，占中国化石燃料碳排放总量的4.7%～10.9%。尹显萍等（2010）从国家、部门和重点行业三个层次定量研究了中日商品贸易中的内涵能源问题，结果表明，对比日本同类部门，中国的生产部门倾向于更多的能源要素投入和对高能耗部门的依赖，间接反映出由生产技术特征决定的投入结构还处在较低水平，这些部门在出口产品时也为日本承担了大量的碳排放责任。陈红蕾、翟婷婷（2013）分别采用双区域和单区域投入产出模型，估算中澳贸易的隐含碳排放，发现2007年以来中国在中澳贸易中为隐含碳净进口国，即中澳双边贸易有利于中国经济“节能减排”。
当前，绝大多数文献仅仅采用“出口隐含碳”一个概念来分析或计算贸易转移排放，进口隐含碳则以贸易伙伴的出口隐含碳来代替，并以此研究贸易对各国和世界环境的影响。然而，从“消费排放”的角度，进口隐含碳应该指如果进口品完全由本国生产（消费）所排放的，即“通过进口所避免的碳排放”，这样，一国生产的碳排放量减去出口隐含碳加上进口隐含碳才会等于该国消费的碳排放量，一国出口隐含碳减去其贸易伙伴进口所避免的碳排放也才能反映该国出口对世界环境的净影响。因此，与已有的文献不同，本文引入“通过进口所避免的碳排放”这一概念，准确测度中英货物贸易中的隐含碳及贸易引发的碳转移排放，并进一步分析其影响因素及中英双边贸易对全球环境的净影响。
三、出口隐含碳和进口所避免的碳排放的计算方法
（一）中国向英国出口的隐含碳计算
计算出口隐含碳的最基本方法是叠加本国不同货物的出口额与该货物每产值消耗的的乘积。但是，由于经济各部门之间存在复杂的投入一产出关系，一种货物所隐含的排放量并不等于生产该货物的部门排放的（因为生产中使用的原材料、零部件等投入品也隐含，原材料、零部件又有其投入，投入又隐含……），必须通过投入产出模型才能计算每种货物所隐含的碳排放。
环境投入产出表通过直接和间接的排放强度矩阵来阐释产品生产给环境带来的影响，是测度货物隐含的碳排放的最佳选择。但中国官方目前尚未公布环境投入产出表，因此本文借鉴张晓平（2009）计算中国对外贸易隐含碳的方法，根据里昂惕夫投入产出法的基本原理，来推算每种产品所消耗的，并进一步计算中国向英国出口货物的隐含碳。
A、B矩阵是根据《2007年中国投入产出表》整理得出的17个部门间的投入产出矩阵①，假定研究期间部门间投入产出矩阵不变，即部门间的 直接消耗系数和完全消耗系数保持不变。
其中的数据由相应年份的《中国统计年鉴》整理得到。
中国第k年向英国出口货物隐含碳总量为：
（二）英国向中国出口的隐含碳计算
目前，世界上许多国家已经采用环境投入产出表来估算产品生产对环境所带来的影响，英国便是其中之一。英国官方最近一次公布环境投入产出表是在1993年。1993年环境投入产出表直接测算了英国91个产品部门直接和间接的排放量。因此本文依据该表计算英国向中国出口的隐含碳。
由于部门间直接和完全消耗系数变化、一次性能源消耗比例变化等原因，英国各个产品部门排放量并非一成不变。借鉴You Li和Hewitt（2008），本文根据一次性能源消耗比例的变化对英国1993年的环境投入产出表进行调整，以获得其它年份各个产品部门的排放量。
（三）中国从英国进口所避免碳排放的计算
由于受到汇率和购买力平价的影响，用同等价值的金钱在中英两国分别购买相同或相近的产品将会得到不同的数量。中国从英国进口某类产品的进口额并不等于由中国自己生产该类产品的国内价值。因此必须先通过相对购买力平价计算来自英国的产品的国内价值，然后计算中国从英国进口所避免碳排放。
相对购买力平价（RPPP）等于两国货币的汇率（E）与两国货币购买力平价（PPP）的比值，这里是人民币/英镑的汇率与中国/英国购买力平价的比值。由于人民币和英镑之间没有直接的购买力平价转换因子，因此我们以美元为中介来计算人民币和英镑间的相对购买力平价⑤。即：
计算结果见表1。
经过相对购买力平价调整后的第k年中国从英国进口所避免的碳排放为：
（四）英国从中国进口所避免碳排放的计算
同理，计算英国从中国进口所避免碳排放时，必须运用相对购买力平价对来自中国的货物的英国价值进行调整。这里，英镑对人民币的相对购买力平价刚好是表1中人民币对英镑的相对购买力平价的倒数。因此，经过相对购买力平价调整后的第k年英国从中国进口所避免的碳排放为：
式（9）中，的含义及数据同式（6）。
在中英双边贸易中，如果排除统计口径、方法、误差等因素，中国对英国的出口额和进口额就分别等于英国对中国的进口额和出口额。因此，本文采用由中国商务部公布的贸易数据⑥。在计算中国对英国出口隐含碳以及中国从英国进口所避免的碳排放时，本文利用《2007年中国投入产出表》，历年《中国统计年鉴》中关于行业产值及能源消费额，以及历年中英贸易数据作为计算依据。由于投入产出表的分类、产品HS海关分类以及《中国统计年鉴》中行业和能源消耗分类都不尽相同，本文对数据进行了归并整理，最后得到17个产品部门的数据。在计算英国对中国出口隐含碳以及英国从中国进口所避免的碳排放时，本文利用英国1993年环境投入产出表和中英贸易数据作为计算依据。在数据归并整理时，中英贸易数据按照环境投入产出表的91个产品部门进行了归并划分。
四、计算结果及分析讨论
（一）中英双边贸易中隐含碳的计算分析
1.中英双边贸易中隐含碳的总体情况
根据前述方法，本文计算了历年中国对英国出口货物中的隐含碳和英国对中国出口货物中的隐含碳。如图1、图2所示，2004～2009年中国对英国出口货物中的隐含碳介于76.17百万～112.32百万吨之间，英国对中国出口货物中的隐含碳介于1.55百万～4.08百万吨之间。中国对英国出口货物中的隐含碳以2006年为顶点，有一个先上升后下降的趋势；而英国对中国出口货物中的隐含碳要小得多，且呈持续上升趋势。
以上两图得到的结论说明，在中英双边贸易中，中国是隐含碳的净进口国，并且差额巨大。巨大的隐含碳差额一般都有巨大的贸易差额作支撑，因此我们把中国对英国贸易净出口和中国对英国隐含碳净出口进行对比，见图3。图3显示，中国对英国隐含碳净出口除了在2005年有小幅上升外，之后的年份呈持平下降趋势，而中国对英国贸易净出口则一直稳步上升到2008年，2009年才有所下降。两者变化趋势的不吻合说明，除了贸易差额外，还有其它因素影响出口隐含碳的变化。
图4显示，中国对英国出口货物中的隐含碳占当年中国总排放量的比重从2004年的1.35%上升至2007年的1.71%后又下降至2009年1.44%，同样呈现了先升后降的趋势；而英国对中国出口货物中的隐含碳占当年英国总排放量的比重从2004年的0.33%一路上升到2009年的0.75%。
图3和图4表明，2004～2009年中英双边贸易中，中国一直是隐含碳的净出口国，六年间累计达到581.75百万吨。并且，中国因中英贸易而产生的占本国总排放量的比重较高。这说明中国生产排放的有一部分是为了满足国外消费需求而产生的。因此，不考虑碳排放转移，按照现行的“生产排放”基准把这部分排放的责任推给中国是有失公允的。
2.影响中英双边贸易隐含碳变化趋势的因素
一般来说，出口隐含碳主要受三方面因素影响：出口额、出口货物结构以及出口国每生产1单位出口货物所消耗的能源。由于出口货物种类过多，不便于计算，因此本文用出口国每生产1单位国内生产总值所消耗的能源量，即能耗强度，来代替出口国每生产1单位出口货物所消耗的能源。
（1）影响中国对英国出口货物隐含碳的因素
观察图5可知，与中国对英国出口隐含碳相似，中国对英国出口额也呈现先上升后下降的趋势，但是两者达到峰值的年份不同，分别是2006年和2008年，因此可以推断，中国对英国货物出口额并非是其出口隐含碳变化趋势的唯一影响因素。
图6反映了2004～2009年中国对英国出口货物结构的变化，各行业出口额的走势与中国对英国总出口额走势基本吻合。因此我们可以推断，出口货物结构的变化并非是中国对英国出口隐含碳变化（趋势）的主要原因。
表2反映出2004～2009年中国的能耗强度一直处于下降趋势，这一点直接解释了中国对英国出口货物隐含碳的向下变化趋势。
综合以上分析，中国对英国出口额的逐年攀升为中国对英国出口隐含碳提供了向上的动力，而中国逐年提高的能源利用效率则给出口隐含碳向下的压力。在两者的共同作用下，中国对英国出口隐含碳呈现了以2006年为顶点，先上升后下降的趋势。
（2）影响英国对中国出口货物隐含碳的因素
图7显示，2004～2009年英国对中国的货物出口额和出口隐含碳的变化趋势基本吻合。两者在 2008年以前都呈快速上升趋势，2009年由于受到全球金融危机的影响，出口额和出口隐含碳相对平稳或略有下降。由此可以推断，英国对中国出口隐含碳在很大程度上受到其出口额的影响。
图8显示的是英国对中国出口货物的分行业（按中国投入产出表的行业分类）数据。经过计算，2004～2009年英国机械设备制造业对中国的出口额占英国对中国出口总额的50%～60%，因此在一定程度上，英国对中国出口是由英国机械设备制造业出口所主导的。同时，其他行业出口额的变化趋势与机械设备制造业出口额变化趋势相似，因此英国出口货物结构变化并未对其出口隐含碳变化产生重大影响。
表3描述英国的能耗强度。由于英国的能源利用率已经很高，所以其能耗强度下降缓慢，2009年的能耗强度甚至和2008年持平。因此，能耗强度的变化对英国对中国出口隐含碳的影响不大。
（二）中英双边贸易中进口所避免的碳排放及其影响
1.中英双边贸易中进口所避免的碳排放
（1）中国从英国进口所避免的碳排放
将相关数据代入公式（8），经过计算，我们得到图9和表4。
由图9得知，2004～2009年，中国从英国进口所避免的碳排放量介于6.38百万～8.65百万吨之间，并且总体处于上升态势。
由表4得知，2004～2009年，中国从英国进口所避免的碳排放占当年本国总排放的比重很低，但总体处于上升趋势。这意味着通过从英国进口货物而不是由本国自己生产进口货物，中国减少相当于本国总排放量0.09%～0.16%的碳排放。
（2）英国从中国进口所避免的碳排放
根据公式（9）以及相关数据，我们得到下页图10和表5。
由图10得知，2004～2009年的中英双边贸易中，英国所避免的碳排放量大大高于中国所避免的碳排放量，从2004年的18.77百万吨上升至2007年的35.98百万吨后开始一路下降至2009年的27.22百万吨。
由表5得知，在研究期间，英国从中国进口所避免的碳排放占当年英国总排放的比重从2004年的4.03%上升到2007的6.62%，此后开始下降，到2009年为4.99%。相比于中国从英国进口所避免的碳排放占中国总排放的比重，英国所对应的比重明显较高。
2.中英贸易对全球环境造成的影响
（1）中国对英国出口对全球环境的影响
如果进口国通过进口货物所避免的碳排放量小于出口国出口该货物的隐含碳，就说明该贸易行为会造成额外的碳排放。英国从中国进口货物的贸易很显然就属于这种情况。用研究区间内各年中国对英国出口隐含碳减去当年英国从中国进口所避免的碳排放，我们可以得到中国对英国的出口贸易将会多造成多少碳排放（即多余的环境负荷），如图11所示。
通过从中国进口货物，英国为本国节约了18.77至35.98百万吨的排放。但是由于中国较低的能源利用效率，中国对英国出口这一贸易行为使得世界上多产生了相当于英国节约碳排放4.3倍到1.8倍的。而英国消费者则应为这些多产生的负责。如果这部分碳排放被划归于英国，英国不同年份的碳排放将会增加8.97%到17.37%不等。值得注意的是，由于中国逐渐提高的能源利用效率，中国对英国出口多产生的碳排放在2006年之后开始逐步下降。
（2）英国对中国出口对全球环境的影响
由于英国对中国出口的隐含碳小于中国从英国进口所避免的碳排放，因此英国对中国的出口贸易实际上会减少全球排放，对环境有正面影响，如图12所示。英国对中国的出口贸易使全球少承担的碳排放在2004～2009年之间比较稳定，浮动于4.11百万～5.21百万吨之间。
（3）中英贸易对全球环境的净影响
将中国对英国出口对环境的影响与英国对中国出口对环境的影响进行加和，我们可以得到中英贸易对全球环境的净影响。图13显示，中英贸易在2004～2009年对全球环境造成了负面影响，多产生的排放量介于44.38百万～84.89百万吨之间。但是从2006年开始，这种负面影响在逐年减小。
五、结论与启示
（一）研究结论
1.中英双边贸易中隐含碳不平衡，英国存在通过贸易向中国转移碳排放的现象
2004～2009年，中国对英国出口货物隐含碳介于76.17百万～112.32百万吨之间，占中国当年碳排放总量的1.35%～1.71%。与此同时，占英国当年碳排放总量的0.33%～0.75%的英国对中国出口的隐含碳仅为1.55百万～4.08百万吨，远远小于中国对英国出口商品的隐含碳。由此可见，英国通过国际贸易向中国转移了大量的碳排放。而这部分实际上在英国消费的碳排放，应该由英国承担责任。《京都议定书》确定的以生产者为碳排放核算基础的原则并不反映碳排放转移，当然也不可能在全球范围内合理分配碳排放责任。
2.中国对英国出口的隐含碳和英国对中国出口的隐含碳呈现不同变化趋势
中国对英国出口的隐含碳以2006年为顶点，呈现先上升后下降的趋势。在2006年以前，中国对英国出口额的增加主导了中国对英国出口隐含碳向上变动的趋势；2006年以后，以能耗强度降低为代表的技术效应抵消了贸易规模扩大的规模效应，中国对英国出口的隐含碳开始下降。由于中国对英国出口货物的结构在研究区间内并有明显变化，因此结构效应不明显。
英国对中国出口的隐含碳在2004～2009年呈持续上升态势。在英国能耗强度和对中国出口货物结构无明显变化的情况下，英国对中国出口额的增加主导了出口隐含碳的上升趋势。
3.中英贸易对全球环境有着负面的影响，但是这种影响在逐步变小。
存在贸易的中英两国将比不存在贸易的中英两国给地球带来更多的排放。多产生的排放量介于4438百万～84.89百万吨之间。但是由于技术进步使得中国的能耗强度不断减小，2006年之后的中英贸易给地球带来的环境负荷正在不断减小。
（二）启示
1.重视碳排放转移，争取将其纳入国际碳排放核算框架
在全球经济萎靡不振的今天，以中国为首的一批发展中国家却经历着飞速的发展。与此同时，关于发展中国家承担碳排放责任的呼声也越来越高。通过本文关于中英双边贸易隐含碳的分析，我们可以看出中国通过出口产品为包括英国在内的发达国家承担了大量的碳排放。发达国家在碳减排问题上所应承担的不仅仅是历史责任，而且还有作为碳最终消费者的责任。目前关于碳减排的国际准则仅仅关注的实际产生地，并不重视碳排放转移。这实质上把碳减排责任推向发展中国家，导致发达国家缺乏减排及转让减排技术的激励，不利于整个世界的温室气体减排。因此，融入“消费排放”基准，将贸易分工引发的碳排放转移纳入国际碳排放和碳减排核算框架，应该是广大发展中国家坚持、发达国家认可的基本准则，也是新气候公约改进的重要方向。
由于各种评价方法都存在着优劣，我们在综合考虑了各方法的特点和对比了学者们大多采用的评价方法后，运用层次分析法对河北省2005—2010年低碳经济发展状况进行评价分析。
（一）数据收集
从现有的文献资料来看，碳排放总量都是采用能源消费的方法来近似测算得到的。本文中CO2排放量也采用通用的碳排放计算公式CO2=KE计算得出，其中，E为不同类型能源使用量，K为碳排放强度系数。在实际研究中，由于不同学者或机构给出的碳排放系数不同而导致计算出的碳排放总量会存在差异。本文在计算时参考了相关学者的研究成果，将煤炭、石油、天然气的碳排放系数分别取值为0.7266、0.5588和0.4241。以此来计算河北省各年的碳排放总量，同时计算出单位GDP碳排放量和人均碳排放量。计算结果见表2。
（二）数据处理
根据层次分析法的计算步骤，我们首先将各指标的原始数据进行“极差法”标准化处理，该处理方法可以使变换后的指标数据能相互进行比较，同时又能反映出数据原有的规律和特性。标准化后数据见表3。然后是构造判断矩阵。在构建过程中，我们邀请了五位环境经济方面的专家，让他们对因素层和指标层进行两两比较判断。评分采用了常见的1—9判断标度，由此确定了各因素层和指标层的排序（由于篇幅所限，排序暂未列出）。在通过了一致性检验后，最终求得各因素层和指标层权重，各权重值见表4。
（三）计算结果
在确定了评价模型中各指标的具体权重之后，我们利用综合评价指数公式R=ni=1移aiwi来计算各因素层评价指数及目标层评价总指数。式中，ai表示某一级指标数值（此处为标准化后数值），wi代表该指标的权重，n是指该指标层的项数。根据上述公式和各指标标准化后的数值，我们计算得到了2005—2010年河北省低碳经济评价指数。结果见表5。
（四）结论
通过表5中的数据我们可以发现，从2005—2010年，河北省低碳经济发展水平呈现如下规律和特点。首先，从总评价指数来看，河北省低碳经济发展水平呈现出明显上升趋势，指数值从2005年的0.3649上升到了2010年的0.671，增长了近1倍，上升趋势比较明显。但是，在2007年出现依次下滑，随后，才出现了稳步上升的趋势。这表明河北省低碳经济发展水平还不是处于稳步提高的态势，中间存在着发展水平的波动。其次，从各因素层发展指数来看，驱动因子、影响因子对河北省低碳经济发展水平的影响较大。其中，驱动因子指数变化幅度不大，数值从2005年的0.1246下降到2010年的0.1158，中间2008年曾上升到0.1327。从趋势来看，略微呈现下降趋势。这表明河北省的社会、经济活动、人口增长及需求发展这些基本的驱动因素的驱动力略有降低。影响因子指数变化幅度较大，从2005年的0.1211上升到2010年的0.2805，增长了1.3倍，上升幅度较明显。但是，在2007和2008年都曾处于下降过程中，总体表现出波浪形变化趋势。这表明河北省的生产生活对环境造成压力，导致环境状态变化给人民健康、资源可利用等方面产生的影响处于高低动态变化中，总的影响程度在加大。响应因子指数是变化幅度最大的，从2005年0.0263变化到了2010年的0.1672，6年间增长了5倍之多。这也说明河北省这些年在发展低碳经济措施方面做出了很多努力，也取得了较好的成绩，从而使该指数增加很多。压力因子指数和状态因子指数数值和变化幅度都相对较小，几年来数值基本都在0.05上下变化。压力因子指数呈现小幅增长趋势，表明河北省经济活动对资源环境的压力仍然在缓慢增加，自然生态环境的负荷在加大。
作者：李献士 李相佑 王殿茹 单位：北京理工大学管理与经济学院 石家庄经济学院商学院
关键词：国际石油价格；碳市场；溢出效应
中图分类号：F831.5 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）05-0070-03
前言
在《京都议定书》协议的约束下，二氧化碳排放权被赋予商品的属性，成为一种稀缺资源。Dales（1968）[1]在其著作《污染、产权和价格》中指出，污染实际是政府赋予排放企业的一种产权，这种产权应该是可以转让的，可以通过市场方式提高环境资源使用的效率。这是最早提出的关于“排放权交易”的概念。排放权交易是碳市场形成的经济理论基础。欧盟排放交易体系作为全球最大的碳交易市场，交易量约占全球总量的3/4，EUA自2005年运行以来交易量与交易额均呈快速上升趋势，其中期货交易占主要部分，现货交易在金融危机爆发后也明显增长。
碳价是碳市场波动与运行规律的一种最直观表现形式。目前，普遍认为气温和能源价格是影响碳价最大的两大因素。如：Alberola（2008）[2]采用结构变化理论，将碳价分成不同区间，发现能源价格对碳价的影响是显著的；也指出极端天气影响碳价变化。魏一鸣（2008）[3]采用协整理论研究欧盟交易排放体系与能源价格之间的长期与短期互动关系，发现：能源价格与第一交易阶段碳期货价格之间的关系较弱，而与第二交易阶段碳期货价格之间存在长期的均衡关系，能源价格变化是推动第二阶段碳价变化的主要原因。张跃军（2010）[4]发现，碳价变化的主要贡献来源于油价波动，其影响程度占37%。以上的研究成果为本文的研究提供了重要的理论依据与思路，但大都属于静态层面的测量，动态层面研究的着眼点在于整个能源市场对碳市场的影响，并没有给出石油市场具体阶段对碳市场影响的溢出效力。
因此，研究国际石油价格波动对碳市场动态溢出效应，对于探讨碳价影响因素、碳市场特有风险的成因有理论支撑意义，对碳市场投资者如何规避风险、相关决策部门制定政策提供理论支持。本文的主要目的是运用计量方法度量国际石油价格对碳市场波动及收益率的溢出效应大小，以此辨识碳市场风险的影响因素及其影响程度。
一、 样本选择与数据说明
论文旨在研究国际石油价格波动对碳市场的冲击，主要考察油价变动对碳价格走势和收益率两方面的影响。涉及到的指标主要有：
1.采用布伦特原油FOB现货价格（Brent Spot Price FOB）作为国际石油价格的变量。虽然很多文章对于国际原油价格走势的描述采用WTI（West Texas Intermediate）价格为代表，但从走势上来看，WTI原油价格易受到当地供需的影响，而与全球原油市场供需基本面无关，因此其更像一个地区油价。布伦特原油一般供应稳定，受当地因素的影响很小。因此，从国际代表性出发，论文选择布伦特原油价格作为国际油价的变量，记为B。
2.采用Bluenext碳现货价格作为碳市场价格走势的变量，记为C1。本文选择欧盟排放交易体系第二阶段数据即从2008年8月13日到2011年3月4日作为样本区间（五天制），国际石油价格的数据区间与此区间一致。
3.采用Bluenext碳现货价格对数收益率测度碳价变化趋势，对数收益率为正，表明碳价格上升，反之表示碳价下跌。则：对数收益率C2=Ln（Pt /Pt-1），其中，t表示每月时点，P表示每日收盘价。
为消除可能的异方差，对B、C1分别取自然对数，分别用LnB、LnC1、表示；C2表示对数收益率，已经是自然对数，所以不对其进行数据的处理。
二、实证检验
（一） 研究思路
1.分别考察布伦特原油FOB现货价格的波动与碳市场现货价格变动幅度及收益率之间的长期均衡关系。
2.运用时变参数的状态空间模型，以时变弹性的均值反映溢出效力的大小。据此分析国际原油价格波动对碳市场溢出效应的变动趋势，并分析原因。
（三） 检验结果
1.协整检验
（1）在检验一组时间序列是否存在协整关系之前，应先检验这些时间序列的单整性。在本文中，是检验两个变量间的协整关系，要求两变量的单整阶数相同。运用ADF（Augmented Dickey-Fuller test）检验方法，检验结果见表1。
表1 C2、LnC1与LnB的ADF检验结果
注：①“*”为在1%显著性水平下拒绝原假设（原假设H0为原时间序列存在单位根，即序列非平稳）；②I~（n）代表原序列n阶差分平稳；③检验模型不含常数项与趋势项。
由表1可以看出，C2是平稳序列，记为C2~I（0）；LnC1和LnB是一阶单整的，分别记为LnC1~I（1），LnB~I（1）。
（2）由上述检验可知，序列、是一阶平稳序列LnC1，LnBC2是平稳的，所以，只需讨论（LnB，LnC1）的协整关系。以下讨论这两个变量是否存在协整关系，这里应用Johansen协整检验，检验结果如表2所示。
表2 LnB与LnC1的Johansen协整检验结果
注：①原假设H0为协整关系数为0，即不存在协整关系；
②Prob.**为接受原假设的概率；③滞后阶数为2。
由表2可以看出在5%的显著水平下，迹检验统计量与最大特征值统计量都能拒绝协整关系数为0或至多为1的原假设，由此认为LnB与LnC1至少存在一个协整关系，即国际石油价格与碳现货价格之间存在长期均衡关系。
2.时变效力检验
以上的检验结果表明，国际石油价格波动与碳市场的价格变动幅度与收益率之间存在长期均衡关系。为了更确切的验证国际石油价格波动对碳市场价格变动及收益率的溢出效应大小，本文运用时变参数的状态空间模型，以时变弹性的均值来反映溢出效力的大小。
建立LnB与LnC1之间的状态空间模型、LnB与C2之间的状态空间模型，计量结果分别如表3、表4所示。
表3 国际石油价格向碳市场价格溢出的状态空间模型结果
表4 国际石油价格向碳市场的收益率溢出的状态空间模型结果
由表3、表4可以看出，模型实现了较好的拟合，各项参数均显著的通过了检验，所得到的状态空间模型的形式见式（1）、（2）。
量测方程：
状态方程： （1）
量测方程：
状态方程： （2）
根据状态空间模型的结果，生成状态序列，得到国际石油价格作用于碳市场价格走势的时变参数运动轨迹和国际石油价格作用于碳市场收益率的时变参数运动轨迹分别如图1、图2所示。
图1 国际石油价格作用于碳市场价格变动幅度的时变参数运动轨迹
图2国际石油价格作用于碳市场收益率的时变参数运动轨迹
图1、图2表明国际石油价格波动对于碳市场的是存在溢出性的，具体来看：
（1）在整个样本区间内，状态序列SV1F均为正值，在[0.214 565，0.296 080]之间波动，平均效力为0.240 73。由图1可知，，状态序列存在一个明显的波动，起初溢出效力处于增大阶段，在2008年10月22日达到最大值0.296 080；随后效力逐渐减小，于2011年3月4日达到最小值0.214 565。由时变弹性均值可以看出，国际石油价格的波动可作为解释碳市场价格变动的一个原因；但从平均效力值看，石油价格波动作为碳市场价格变动原因的贡献值开始变小，这与欧盟能源消费结构是相一致的。1999—2009年的10年中，石油在欧盟能源消费总量中的比重虽由原来的39.2%下降到36.6%，但随着可再生能源在能源消费中所占比重由1999年的5%上升到2009年9%，石油作为最主要消费能源的地位也会逐渐改变。
（2）在整个样本区间内，状态序列SV12F均为正值，在[0.002 5，0.004 6]之间波动，平均效力为0.003 7。由图2可知，效力值在2008年9月1日达到最大值0.004 6；随后在震荡下滑的趋势下，2009年2月13日达到最小值0.00 5；2009年8月及其以后效力值波动趋势放缓。从总体数值来看，国际石油价格作用于碳市场收益率的效力值并不是很明显；从其走势看，2009年8月之前的走势与石油价格波动趋势相一致，之后处于平稳状态，这与欧盟碳市场交易机制的不断完善有密切关系。
三、结论
本文通过实证研究得出，国际石油价格波动对碳市场价格波动及收益率存在长期协整关系，这与以前学者得出的结论相一致。在此基础上对其进行状态空间建模，得出国际石油价格波动对碳市场价格波动及其收益率存在溢出，对碳价的溢出效力明显，且有逐渐减小趋势，这与欧盟的能源消费结构、政府政策有很大的关系；对碳市场收益率的溢出效力不是很明显，由于欧盟碳排放交易机制的不断完善，溢出效力开始表现平稳。
综上所述，作为碳配额交易市场，欧盟建立的一套与自身发展相匹配的碳交易体制已发挥作用，这一体制以成本最优化、减排效果最大化为目标，且经过第一阶段的试运行，第二阶段的运营已趋于平稳。但碳市场本身是一个复杂的系统，其影响因素都呈动态非线性变化，而且其他潜在影响碳价格的因素尚未出现在碳市场中，如来自清洁发展机制市场和联合履约机制市场的供给等等，因此，对于探讨碳市场风险成因是需深入进行研究的问题。
同时，我国作为全球最大的清洁发展机制市场，如何建立与完善符合我国国情的碳交易机制是进行国际碳交易的基础，必须加强立法支持、政府监管，发挥金融创新工具功能，为我国在碳交易过程中争取主动权。
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[3] 魏一鸣，刘兰翠，范英，吴刚.中国能源报告2008：碳排放研究[M].北京：科学出版社，2008.
中部地区是我国重要的能源原材料基地，本文采用2001—2014年的面板数据，运用随机前沿模型对我国中部地区的碳排放效率进行了测算，并根据计算结果对中部地区的碳排放效率进行了收敛性检验和预测。主要结论是:(1)中部地区2001—2014年的碳排放效率呈逐年上升的趋势，且内部省份的碳排放效率差距不断缩小;(2)中部地区的碳排放效率存在σ收敛和β收敛。在对碳排放效率作出评价基础上，论文最后提出了相应的因地制宜对策建议。
关键词:
碳排放效率;随机前沿模型;中部地区;收敛性检验
据统计，2013年中国碳排放总量超过欧美总和，人均碳排放首次超过欧盟，我国的碳排放总量已占到世界碳排放量的29%。我国政府在2009年提出了在2020年单位GDP的碳排放量要在2005年的基础上下降40%～45%的自主减排目标，但我国的能源结构中煤炭占一次能源的70%以上，而且从技术因素和结构性因素来看，我国的能源转换和利用效率均低于发达国家，从而导致了我国的碳排放强度与发达国家有很大的差距。在全球生态气候环境快速恶化的情况下，发展低碳经济且保护环境气候，解决可持续发展的有效手段之一就是提高碳排放效率。早期部分学者采用单要素指标研究碳排放效率，但是杨红亮等［1］却认为单要素指标虽然简单易懂但会存在许多的不足之处，例如只用碳排放强度这个单一的要素指标来衡量碳排放效率，最终无法反映各要素之间的替代关系，因为能源只有在与其他的要素结合后才能进行生产，并且碳强度还与产业结构、经济发展水平和地区环境资源等相关，产业结构等的变化都会导致碳强度发生一定的变化，然而碳排放效率可能不发生变化;近年来大量的文献从全要素的角度出发，采用数据包络分析法(DEA)对碳排放效率进行了评价，比如屈小娥［2］从全要素的角度运用DEA测算了1995—2010年我国30个省份的二氧化碳排放效率。数据包络分析法是一种运用方程组求极值的方法，对碳排放效率前沿进行估算时很容易受到一些数据质量的影响，且研究我国碳排放效率的数据一般为宏观统计数据，有一定的较大误差，所以运用数据包络分析法得到的测算需要进行严格的检验，但是数据包络分析模型不但没有将随机因素的影响考虑在内，而且不具有统计的特性导致不能对模型进行一定的检验。随着随机干扰项的引入，随机前沿模型更准确地描述生产者的行为，它首先假设偏离前沿的因素来源于两个方面，其中一个是非负随机误差项，表示技术无效，另外一个是随机误差项，表示噪声的系统［3］。RistoHerrala等［4］基于前沿边界模型(SFA)方法对世界170个国家1997—2007年二氧化碳排放效率进行了测算，结果表明中国的碳排放效率低于世界其他国家。杜克锐等［5］利用随机前沿模型和面板数据测算了我国的碳排放效率，最终得出我国碳排放效率存在地区差异，且这种差异在不断的扩大。赵国浩等［6］基于随机前沿模型测算了山西省1995—2010年的碳排放效率，并且对山西省碳排放效率的影响因素进行了深入的分析研究。我国中部地区处于中原地带，是东西南北地区互通的必经之路。虽然资源比较丰富，工业基础相对较好，但是由于产业结构层次不高，二元经济有大的反差，增加经济产值需要消耗大量的资源。再加上生产管理水平、污染治理投入不足等原因，经济增长所带来的环境负面影响不能被生态环境完全消化和吸收，从而碳排放量较大。但目前有关我国中部地区碳排放效率评价的相关文献不多，本文以中国中部地区为研究对象，基于随机前沿模型测算出碳排放效率，对中部地区碳排放效率进行研究分析，最后提出因地制宜的对策建议，为中部地区提高能源利用效率和节能减排提供决策参考。
1研究方法
1．1计量模型随机前沿方法(SFA)是考虑问题比较全面的效率估计方法。它主要是基于宏观层面的相关统计数据(对最基础的数据进行计算获得)，从投入产出的角度来测算效率。从该方法的基本原理来看，对碳排放效率的定义会更加直观，更能贴切的评价生产活动中CO2的排放绩效，这也是本文选择该模型作为研究方法的重要原因。在有关效率估算的定量研究中，一般运用生产函数模型，来反映生产投入与产出函数量之间的关系。Aigner，Lovell和Schmidt(1977)［7］以及Meeusen和VanDenBroeck(1977)［8］分别独立提出了随机前沿生产函数。起初该模型并没有处理综列数据的能力，但是Battese和Coelli(1995)［9］在1992年提出了一个针对那些综列数据的随机生产模型，通过极大似然估计的方法来确定前沿边界，使该模型在处理跨时间段的数据成为了可能，极大的提升了应用范围。本文基于随机前沿模型，采用了较为灵活的超越对数函数，通过极大似然估计的方法来确定前沿边界。
1．2数据来源本文的样本选择了山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南等中部地区的6个省际的面板数据集，考虑到数据的可得性与可比性，样本观测区间设定为2001—2014年。生产投入指标选取能源碳排放量、从业年均人数和资本存量，产出指标选取地区生产总值。相关数据来源于《中国能源统计年鉴》、《中国统计年鉴》和中部6省历年统计年鉴。相关指标及其数据处理说明如下:(1)各省的GDP(Y)。各省的国内生产总值数据直接来源于《中国统计年鉴》，然后在此基础上以2001年作为基准，将各省历年的GDP按照2001年的可比价格进行折算。(2)各省的固定资本存量(K)。资本投入以资本存量数据表示地区的资本投入量，采用永续盘存法来进行估算。在方法上本文将借鉴单豪杰等［10］的估算方法，以2001年的不变价格换算2001—2014年的数据，单位为亿元。(3)各省的从业人员(L)。从业人员直接选取了中国统计年鉴中中部地区各省的2001—2014的年末从业人数。(4)各省的碳排放量(TC)。统计年鉴中没有直接的碳排放量的数据，要用一定的测算的方法对能源消费进行处理，能源消费数据来源于《中国能源统计年鉴》，在对碳排放量的测算上，本文采用了IPCC《国家温室气体清单指南》的测算方法，以下是能源消费的碳排放量计算公式。
2实证结果与分析
2．1模型计算结果和分析基于随机前沿模型，采用2001—2014年的面板数据，测算了中国中部地区2001—2014年的碳排放效率，由Frontier4．1程序运用其中的最大似然法来估算得出各项参数，参数估算结果如表1所示，碳排放效率的计算结果如表2所示。从表1可以看出，碳排放效率和劳动力的系数为正，资本的系数为负，即前两者与产出呈正相关，资本与产出GDP呈负相关;劳动力、碳排放量和资本三者之间的相互影响皆约等于0，说明对产出的影响都不明显。从表2中可以看出，2001—2014年我国中部地区的碳排放效率稳步上升。从中部地区六省近3年碳排放效率的平均值来看，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;中部地区的碳排放效率平均水平达到0.738。从样本期间各地碳排放效率的演变趋势来看，中部地区的碳排放效率变动趋势大体一致，整体上呈现上升的趋势。中部地区6省的碳排放效率的差距在逐渐缩小，而河南的碳排放效率一直处于最高水平，碳减排任务最为艰巨。我国中部地区的碳排放效率平均值在2001—2014年间呈现缓慢上升的趋势，中部各省区的碳排放效率差距正在缩小。
2．2收敛性检验收敛性分析在于检验不同地区碳排放效率的趋同与发散情况，收敛一般分为3种类型，即σ收敛、绝对β收敛和条件β收敛。(1)σ收敛性检验对于σ收敛，测度的方法通常有标准差、变异系数、基尼系数和泰尔指数等。为了更进一步考察地区内部的差异，本文使用变异系数来对中部地区碳排放效率进行σ收敛性检验，结果如图1所示。中部碳排放效率的变异系数随着年份的增加不断的下降，且这种下降比较稳定，说明中部地区各省碳排放效率的差异在不断缩小，显示出明显的σ收敛特征，没有发散的趋势。(2)绝对β收敛检验采用Sala－i－Martin(1996)［11］的方法进行绝对β收敛检验，构造回归模型如下。其中ɑ是常数项，β是待估的收敛参数，ε为随机误差项，Eit、Ei0分别表示第i地区在第t年和初始年的地区碳排放效率，git表示t年间第i地区碳排放效率的平均增长速度。采用最小二乘法进行回归，若β显著为负，表明存在绝对β收敛。
为消除经济周期或经济波动的异常影响，我们将2001—2014年划分为3个时期，以2001—2004年工业碳排放效率平均值作为初始值，以2011—2014年工业碳排放效率平均值作为期末值，两个时间段的时间差距为10年，即式(4)中的t=10，绝对β收敛检验结果见表3。从表3可看出，中部地区的β=－0．68为负数且在1%的水平下显著，所以碳排放效率具有绝对β收敛趋势，即中部各地的碳排放效率趋于同一稳定状态，初始值低的地区碳排放效率平均增长速度高于初始值高的地区，存在落后地区追赶先进地区的发展趋势。(3)条件β收敛检验进行条件β收敛检验需要加入控制变量，为了更好地对中部地区碳排放效率进行分析，在此选碳排放效率的直接影响因素作为控制变量，主要包括能源消费结构、技术进步、产业结构和城市化水平等4方面。本文使用如下回归方程式进行检验。利用面板数据固定效应模型进行条件β收敛检验(见表4)，中部地区的β值为负，且达到了1%显著水平。结果表明，中部地区碳排放效率存在条件β收敛，收敛于自己的稳态水平，由于又呈绝对收敛特征，表明中部内部各省份碳排放效率趋向于一个共同的稳态水平。产业结构对碳排放效率的提高起到了促进作用，第二产业占比越大，越有利于碳排放效率的提升;而在城市化进程中，碳排放量也会随着城市的发展有一定程度的增长，同时，城市化进程中的技术创新和资源优化配置，对碳排放效率存在一定的促进作用;中部地区的城市化进程水平还不是很好，工业化进程相对缓慢，对能源的大量使用还是有很强的依赖性，特别是河南和山西，是煤炭的能源大省，因此在能源结构中煤炭的消耗量也是最大的，从而导致煤炭在整个能源消费总量中占的比重比较大，碳排放相对于其他能源也比较高，因此它对整个碳排放效率的提高起到了阻碍作用;技术进步的系数为负值，对整个效率的提高具有一定的阻碍，但不明显，由此可见技术进步还需要进一步的加强，引进能够减少碳排放量的先进技术。
3结论和政策建议
本文采用SFA模型测算了碳排放效率值，在2001—2014年期间，中部地区的能源碳排放效率均呈不断增长趋势，且内部省份的碳排放效率差距较小。在样本期间，中部地区的碳排放效率平均值为0．738，说明我国中部地区能源仍有一定的减排潜力有待挖掘。碳排放效率越高的省份，能源碳减排的成本越高，碳减排政策的制定与实施，需要考虑不同省份碳排放效率的差异，测算与比较地区碳排放效率，可以为各地碳减排目标的设定提供参考。从碳排放效率的收敛性来看，中部碳排放效率存在σ收敛和β收敛，说明中部碳排放效率存在追赶效应与趋同态势，碳排放效率的差距呈现不断缩小的趋势。我国节能减排的任务要根据不同地区碳排放效率的差异来实施因地制宜的政策措施，从而能够更好地利用各地区节能减排的潜力，来实现我国在2009年提出的节能减排目标。因此根据本文对中部地区碳排放效率进行的测算和分析，得出中部地区可以从以下方面来减少碳排放量:(1)提高中部地区的能源利用效率。从传统能源的清洁利用和新能源的发展两方面着手，从而提高能源的碳排放效率，降低中部各省的碳排放量。中部地区主要以煤炭为主的能源结构，应该积极引进一些新的先进技术，实现煤炭等传统能源的清洁利用。同时加快煤制天然气产业发展，降低二氧化碳的排放，可通过利用煤炭大量生产无碳气体氢气，从而减少煤炭在燃烧过程中排放的各种环境污染物。(2)优化中部地区的产业结构。中部地区经济增长主要依靠第二产业带动，第三产业发展相对落后。调整产业结构，积极引导高耗能行业健康发展，关闭一些耗能大、污染重的企业，控制高耗能行业的过快增长，运用低碳环保技术对煤炭、钢铁、冶金等传统产业进行技术改造，推动煤炭等资源型企业向规模化、集约化、可持续化的方向发展，促进第三产业的快速发展。(3)调整中部地区的能源消费结构，改变部分省能源结构单一的局面，向清洁能源转化。中部地区各省的现状是以煤炭为主的能源结构，且煤炭又是中部地区碳排放的主要来源，因而调整能源结构对提高碳排放效率非常重要。随着科学技术的快速发展，各省应结合自身的发展情况和各自的资源优势，通过开发水电、发展风电、推进核电就地转化，与其他清洁能源相比，核电的供应相对比较稳定，且不受气候变化的影响，可以用来满足基础用电的供应。转化核电的原材料用料相对比较少，不但减少了成本费用，而且也减少了运输产生的资源费，为交通工作减少了压力。在这些有限的不可再生资源开发中，还应该积极开发可以循环利用，特别是可再生能源。太阳能是一个新生能源，可称得上是绿色能源，太阳能具有成本低、无污染和可再生的特点，符合保护环境的理念，我们目前可使用的各种清洁能源中，太阳能的转换效率比较高，并且经济实惠具有很大的发展空间，是未来新能源发展的必然选择。
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关键词：碳排放强度；能源结构：能源效率
中图分类号：F29；X502
文献标志码：A
文章编号：1007－519412010)03－0106－05
全球气候变暖已成为危害未来人类社会生存和发展的重要因素，国际社会普遍认同减少温室气体排放尤其是二氧化碳排放是解决该问题的最佳途径。然而以解决后京都时代国际社会法定减排问题为目的而召开的哥本哈根气候变化大会(丹麦，2009)却以失败而告终，这使得2012年后全球碳减排问题可能遭遇法律真空，将为资金、技术和管理能力占据优势的发达国家开征碳关税提供充足的理由。美国劳伦斯伯克利国家实验室研究发现，中国2006年与能源有关的碳排放量已超过美国，中国政府自愿积极承担国际减排义务，已于2009年11月26日正式对外宣布控制温室气体排放的清晰量化目标，决定到2020年单位国内生产总值二氧化碳排放比2005年下降40％～45％。由此看来无论从外部压力还是从内部经济结构转型的需要来说，发展低碳经济已成为我国经济发展的必然选择。而重庆是我国重要的重工业基地和最大的中央直辖市，也是全国统筹城乡综合配套改革试验区之一，担负着在一些重点领域大胆创新，探索实践，为区域乃至全国积累好的发展经验的历史重任。所以测度重庆碳排放量并研究其影响因素显得尤为重要，能够有效挖掘重庆降低碳排放的空间和方向，为重庆发展低碳经济提供基础性研究，有利于重庆改变经济增长方式，也将为中国经济转型提供示范样板。
一、文献综述
纵观国内外学者在碳排放方面的研究，主要集中在以下三个方面：王中英(2006)、杜婷婷(2007)等采用库茨涅茨曲线(EKC)模拟经济发展与碳排放之间的关系，并认为碳排放与收入水平之间遵循倒“U”曲线关系、“N”型关系；朱永彬(2009)等在内生经济增长模型Moon-Sonn基础上进行改进，从理论上得到了最优经济增长率与能源强度之间存在倒“U”曲线关系的必要条件，即能源的产出弹性小于0.5，以上研究侧重探讨碳排放与经济增长之间的关系。在碳排放机理方面：徐国泉(2006)等采用对数平均权重DVISIA分解法，定量分析了能源结构、能源效率和经济发展对我国人均碳排放的影响，得出能源效率对我抑制我国碳排放的作用在减弱，以煤为主的能源结构未发生根本性变化，能源效率和能源结构的抑制作用难以抵消由经济发展拉动的碳排放量增长；林伯强(2007)等该文采用协整技术研究中国煤炭需求的长期均衡关系，估计出中国煤炭需求的长期收入弹性、价格弹性、结构弹性以及运输成本弹性，尤其是工业结构的调整，哪怕是微调，也会对煤炭需求有很大的抑制作用；田志勇(2009)等运用信息熵理论，测算出在以各类能源探明储量为关键指标的前提下，我国以煤炭为主的能源消费结构是占优能源消费结构的结论，并提出节能减排的关键是提高煤炭利用效率和清洁利用问题研究；Lenung D Y C(2000)等对香港二氧化碳和甲烷的排放进行定量化分析，显示煤是二氧化碳的最主要来源；王铮(2008)等对全国各省区的碳排放进行了核算，并在省级尺度上对中国碳排放进行对比，发现碳排放较高的省份集中在消费结构以煤为主的地区，也就是能源消费结构对碳排放有重要影响。除此之外，张健(2009)等研究了碳税和碳排放权交易机制对我国各行业的影响，并得出合理的碳交易机制可以在一定程度桑缓解间接碳税对我国能源行业的影响的结论；顾朝林(2009)等研究了低碳城市规划进展并强调了其对发展低碳经济的关键作用，这些研究填补了我国控制碳排放制度设计的空白。然而专门针对政府发展规划的具体执行部门和监督部门的省级行政区碳排放研究并不多见，仅有帅通(2009)和赵敏(2009)等对上海市能源消费碳排放情况做过研究。本文将在上述研究基础上，测度重庆市1998―2008年碳排放量并对其影响因素进行研究。
二、碳排放量测度及趋势
(一)数据来源及测度方法
采用《重庆统计年鉴》1998～2008年中的能源数据。计算碳排放量时主要考虑以下几方面：1.只计算终端能源消费产生的碳排放；2.不计加工转换过程、运输和输配损失能源的碳排放；3.计算碳排放时统计年鉴只分煤炭、天然气、油料和电力四大类，本文测算碳排放时采用了各类能源的平均碳排放系数，这是基于统计数据的次优选择，由于本文侧重于研究年度变化趋势，故可以忽略此选择对研究结论的影响。
能源消费碳排放量根据IPCC碳排放计算指南，并结合重庆市统计数据的特点，采用以下方法计算碳排放量：A=∑Ck×Ik
式中A为碳排放量，单位104t；Ck为能源消费量，按标准煤计，单位104t标煤；Ik为能源碳排放系数，单位(104t)／(104t标煤)；k为能源种类，取11类。重庆市主要能源消费的碳排放系数来源于IPCC碳排放计算指南缺省值，原始数据以J为单位，为与统计数据单位一致，将能量单位转化成标准煤，具体转化系数为1×104t标准煤=2.93×105GJ，各种能源的碳排放系数(见表1)。
碳排放强度表示碳排放量与GDP的比值，由于经济发展过程中价格不断变化，以现价GDP计算的单位碳排放量不能直接比较，所以需要采用GDP可比价。计算方法：1998―2008年的GDP以1990年作为价格基准年，即将各年度GDP通过价格指数转化为价格基准年可比价。我国并没有公布正式的GDP价格平减指数，研究者需要根据研究目的，选择适当的方法来测算。根据重庆市公布的数据，文中价格指数为居民消费价格总指数和商品销售价格总指数的平均值。
(二)碳排放量变动趋势
近十年来重庆市碳排放量随GDP的增长逐年增长，由1998年的1.337×107t增长到2008年的3.202×107t，年均增长率为8.26％。图一显示碳排放量与GDP增长趋势相同，2003年后能源消费碳排放量增长速率明显加快，2006年后增长速率开始有下降趋势，这与国家“十一五”规划要求的节能 减排政策相符合。作为衡量单位GDP碳排放量指标的碳排放强度，十年来总体下降，从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％。如果要完成中国政府承诺的2020年藏排40％的最低目标，重庆必须在现有下降速率的基础上提高20.14％。何建坤等(2004)的研究认为，碳排放强度的下降率大于GDP的增长率时才能实现二氧化碳的绝对减排。比较发现，1998年到2008年的碳排放强度下降率远小于GDP的增长率11.36％，远不能实现碳绝对减排，图一也显示了碳排放量的增加趋势。
三、碳排放量影响因素分析
碳排放系统是一个复杂的系统，主要分为自然碳排放系统和人为碳排放系统，本文主要研究人为碳排放系统。影响碳排放的因素非常多，如科技进步、国际贸易、固定资产投资、资源丰富程度等都会影响到碳排放量，但归纳起来所有因素都会通过经济增长、产业结构、能源结构、能源效率中的一个或者多个因素体现出来，因此本文主要探讨这几个方面对重庆碳排放量的影响。
(一)经济增长
经济增长推动碳排放增长的作用机理是经济增长首先导致能源消费量的增长，进而促进碳排放量的增长。这个传导过程成立的条件是经济增长处于粗放型增长阶段，能源结构基本稳定且没有出现重大技术创新，重庆经济正处于这样的发展阶段(许秀川等，2008)。一般用能源消费弹性系数即能源总量增长速度与国内生产总值增长速度之间的比值来定量反映经济增长对能源消费量的影响，本文借鉴能源消费弹性系数的计算方法，测算了对应的能源碳排放弹性系数即能源碳排放增长速度与国内生产总值增长速度之间的比值来定量反映经济增长对碳排放的影响。
通常情况下，发展中国家经济发展初期能源消费弹性系数大于或者接近1，发达国家能源弹性系数小于或者接近0.5，表示经济增长在经济发展初期对能源消费增长影响显著(王中英，2006)。按照同样的思路，能源碳排放弹性系数也有相同的测量意义，图二显示重庆市能源碳排放弹性系数与能源消费碳排放系数基本同步变动，且基本都在0.5以上，十年来平均分别为0.76和0.79，表明经济增长对重庆碳排放量起促进作用，不利于降低碳排放强度。
(二)产业结构
产业结构对碳排放的影响主要是由于各产业能源消费密度不同，如能源密度高的产业在国民经济中占有较大比重且上升较快(史丹，1999)，在能源结构和技术因素既定的前提下，碳排放量就会上升较快。
图三演示了重庆市1998―2008年各产业生产总值占比的变化情况。第一产业占总GDP的比重由1998年的20.9％下降到2008的11.3％，下降了9.6个百分点；第三产业占总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％；第二产业的比重却从1998年的38.8％上升到2008年的47.7％，上升了8.9个百分点。分析表明，近十年来重庆产业结构变动基本上属于一二产业之间的互相替换，也就是在GDP构成当中第一产业减少份额基本被第二产业增加份额所替代，而第三产业比重基本没有改变。以2008年为例，第二产业单位GDP能耗分别是第一产业的3倍，第三产业的4倍，并且第二产业是能源构成中以高碳排放的煤、石油和天然气为主，表明三次产业结构变动对重庆碳排放量有促进作用。并且从变动趋势来说，产业结构向更不利于减少碳排放强度的方向发展。
(三)能源结构
近十年来重庆碳排放量成指数增长，且总碳排放量和煤类能源碳排放量高度相关(见图四)，1998年到2008年间煤类能源碳排量占总碳排放量的比例始终维持在80％以上，而天然气和油料能源的碳排放量也处于稳定的状态，也就是说在最近10年间重庆能源碳排放量的构成基本没有改变。
平均碳排放系数等于碳排放量与能源消费量的比值，由于一种能源本身的碳排放系数基本不会改变，当低碳能源所占比例增加时，平均碳排放系数将下降，反之亦然，能够体现能源结构调整对碳排放量的影响。1998年到2008年平均碳排放系数最高年份为0.639104t／104t标煤，最低年份为0.617104t／104t标煤，且围绕0.628104t／104t标煤的均线成上下波动趋势(见图四)。
同时，尽管重庆能源消费总量从1998年的2119.46104t标煤，增长到了2008年的5091.52104t标煤，年均增长速度达到8.29％，略低于GDP增长速度，但是图五显示的能源消费结构却基本没有改变，尤其是高碳排放煤类能源的比例基本维持在65％的比例，清洁能源如电力维持在10％左右，这与上面碳排放量构成分析完全一直。由此可知，在过去10年的时间里，没有任何证据表明重庆市能源消费结构对控制碳排放量有积极影响。
(四)能源效率
能源效率也称能源消耗强度一般采用万元GDP标准煤能耗量来表示，即e=E／r，其中e表示能源效率，E表示能源消费量(万吨标准煤)，r表示国民生产总值(亿元人民币)。在能源消费结构不变的前提下，能源效率的提高能有效降低碳排放量，徐国泉等(2006)研究表明1995―2004年中国人均碳排放的抑制作用主要来自能源效率的提高。借鉴孙海等(2009)对制造业能源消耗强度的分解方法，本文也将能源消耗强度分解成产效率份额。运用附件中公式(2)和(3)可计算得出十年来产业结构变动对重庆市总体能源效率贡献度为-32.57％，三产业效率份额对总体能源效率份额贡献度为132.57％。图六是重庆市1998―2008年社会生产总值和各产业万元GDP标准煤能耗量的变化图，显示第二产业能源效率变化是导致总体能源效率变化的关键原因，公式测算出二产业效率改进对产业效率改进贡献率达到102.2％，表明重庆市第二产业能源效率提高是重庆市能源效率改进的主要原因。
由于经济增长、产业结构、能源结构对抑制碳排放的贡献率要么为负，要么基本为零，可以得出1998―2008年重庆市能源效率改进是导致碳排放强度从1998年的2.05t／104元GDP，下降到2008年的1.50t／104元GDP的关键原因。
四、结论与启示
(一)结论
第一，碳排放强度有所下降，碳排放总量增长趋势不变。碳排放强度整体成下降趋势，十年间下降了26.83％，年均年下降率为2.88％。在过去10年中重庆市碳排放量以年均8.26％速度递增，略小于以基准年可比价衡量的年均GDP增长率11.36％。图一显示，尽管增长率有减缓的迹象，但短期内碳排放绝对增长趋势不会改变；第二，经济增长、产业结构变动是导致碳排量增加的主要因素。能源碳排放弹性系数与能源消费碳排放系数平均分别为O.76和0.79，远大于倒“U”型曲线关系的必要条件(朱永彬，2009)，表明经济增长促进重庆碳排放量增长趋势短期不会改变。产业结构中一产业下降了9.6个百分点，但是第二产业增加了8.9个百分点，占92.7％，而二产业的能耗强度是一产业的3.05倍，低能耗产业结构向高能耗产业结构转变，导致碳排放量增加；第三，能源结构变动对碳排放量影响很小，能源效率改进是重庆碳排放强度降低的主要原因。从能源结构比例图(见图五)上可以清楚地看出煤类能源、油料能源、天然气能源和电力能源的比例基本没有变化，并且高碳排放的煤炭能源始终处于绝对主导地位；从反应能源消费结构的平均碳排放系数(见图四)上来看，十年来重庆市能源平均碳排放系数基本处在0.628104t／104t标煤的水平，表明能源消费结构对控制碳排放量的影响很小。在经济增长、产业结构和能源结构都对抑制碳排放产生不利影响的情况下，重庆市碳排放强度从1998年的2.05t／104元GDP，下降到2008年的1.50t／104元GDP，这是重庆市产业能源效率提高的结果，尤其是第二产业能源效率提高的结果。
关键词：江苏省 终端能源消费 企业碳补偿 措施
中图分类号：F062.1 文献标识码：A
一、引言
节能减排是江苏省率先实现全面建成小康社会和国家绿色发展目标的重要途径，低碳发展对促进产业结构优化升级和工业清洁生产具有重要作用。“十三五规划”中提出总体上改善生态环境质量的目标，实现绿色生产和生活方式，有效控制碳排放总量，大幅减少主要污染物排放总量。在COP21召开时期，中国《国家应对气候变化规划（2014-2020年）》指出，到2020年，相比于2005年我国单位国内生产总值二氧化碳排放将下降40%-45%，全面做到控制温室气体排放。根据已有研究结论，“碳补偿”是在全球变暖和低碳经济背景下产生的生态补偿研究新领域。因此，江苏省低碳发展目标的实现对中国控制温室气体排放具有重要意义，建立江苏省工业碳补偿措施，促进江苏省工业节能减排目标实现任重而道远。
近年来，国内外许多专家学者对节能减排和低碳经济的发展进行了广泛研究，并取得了大量优秀成果。Ramakrishnan Ramanathan 采用DEA 模型分析了碳排放量、国内生产总值和能源消耗之间的关系。[1]吴彼爱等发现GDP 与碳排放量存在高度相关性，其中工业部门是碳排放的最主要部门。[2]赵荣钦等人首次将区域碳补偿的机制、措施及政策建议进行了综述，为当前低碳的运行与不同区域和主体之间公平发展找到平衡点。本文采用最新数据和视角，以江苏省工业为切入点，对其终端能源消费量与企业碳补偿措施进行研究。通过分析江苏省工业终端能源消费的各项指标，提出基于企业的碳补偿措施，为江苏省工业企业在政府政策的引导下实现自主减排提供建议与参考。
二、研究方法与数据来源
（一）研究方法
在碳排放的计算方法中，由于实际测量法与系统仿真法的操作非常复杂且会产生很大的误差，因此排放系数法被广泛采用。[3]本文将采用传统的排放系数法来计算江苏省工业的碳排放。
（二）数据来源
根据数据的时效性和可得性，本文选取江苏省工业2005-2015年间8年的主要能源消费量，如表1所示。CO2 的来源主要是化石燃料能源，选取原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油等七类能源，没有加入电力的消费，以免重复计算。根据IPCC和国家发改委能源研究所提供的碳排放系数，[4]在此基础上乘以44/12转化为CO2排放系数。江苏省规模以上工业企业主要能源消耗量及工业GDP数据来源于《江苏统计年鉴2016》，由于能源平衡表里的终端能源消耗显示数据为实物量，本文将实物量的数据全部折算成为标准量，能源折标准煤参考系数取自于《中国能源统计年鉴》，如表2所示。
三、结果与分析
根据江苏省工业终端能源消费CO2排放计算公式既可计算出江苏省工业碳排放量，再结合工业总产值，计算出工业历年增加值，进而计算出碳排放强度和碳排放弹性系数，得出当前江苏省工业终端能源消费现状，如表3和图1所示。
根据表3和图1，江苏省工业总产值和工业CO2排放量2005-2015年期间均呈上升趋势，工业增加值则波动平稳，2009年的金融危机影响了工业总产值和增加值的上升。CO2排放量从2005年的40339.39万t上升至2015年的68792.66万t，平均年增长率为6.11%；与此同时，工业增加值从7870.62亿元上升至8936.03亿元，平均年增长率为1.42%。从上述数据可以看出，江苏省2005-2015年间，工业CO2排放量的增长速度大于工业增加值的增长速度，即江苏省的工业发展趋势不符合节能减排的推行要求，需大力推行碳补偿以减轻环境压力。
工业CO2排放强度指由于单位工业的增加值而相应产生的CO2排放量，工业CO2排放强度的变化则表明碳排放和工业增长的变化程度和趋势。[5]据相关资料显示，工ICO2排放强度越高，说明工业增长对环境的污染越大，经济增长质量越低，否则相反。2005-2015年间，工业CO2排放强度呈波动上升趋势，2009年达到9.73，说明金融危机期间，经济增长对环境污染程度高，经济发展水平的下降引起经济增长质量的降低，而2010年跌至最低值3.12，说明江苏省在经济恢复期间实行节能减排取得了良好成效。工业CO2排放强度数据的波动表明江苏省致力于节能减排标准的完善，然而，2015年，工业CO2排放强度达到了峰值9.93，说明距离新型工业化道路的目标仍有较大差距。
工业CO2排放弹性系数的计算方法是用工业CO2排放量的年增长率除以工业增加值的年增长率。当其结果小于1时，说明工业增长速度大于CO2排放量的增长速度，节能减排的效果显著，工业污染控制总体较好；若结果为负数，则说明工业污染总量出现下降，工业污染治理效果非常好；但是注意到当其结果大于1时，说明工业增长速度是小于CO2排放量的增长速度的，节能减排的效应不明显，工业污染加剧。由表3可以看出2005-2015年间江苏省工业CO2排放弹性系数均没有超出1且以负值居多，那么则说明江苏省工业增长速度大于CO2排放量的增长速度，由此说明江苏省污染治理工作效果较为显著，但总体上CO2排放弹性系数呈上升趋势。
综合上述数据分析，江苏省工业的迅速发展带来CO2排放量的快速增加，江苏省近年来CO2排放量的增长速度小于工业增长速度，节能减排的效应显著，并且通过相关专家与学者的预测，2015-2020年CO2排放强度逐年下降，CO2排放量呈上升趋势，[6]同近年来CO2排放量的增长速度小于江苏省工业增长速度的趋势相契合；同时，应注意到工业增长会对环境产生非常大的污染，经济增长质量还有待提高。因此，在全球变化和低碳经济背景下，为建设环境友好型省市，江苏省各方面在碳补偿措施上需进一步探索。
四、碳补偿措施
查阅相关资料，碳补偿可下定义为“碳排放主体以经济或非经济方式对碳汇主体或生态保护者给予一定补偿的行为”，即通过经济手段消除碳排放的外部性的行为，以促进节能减排的有效实施，实现区域公平发展及可持续，其实质上是一种以碳为纽带的区域低碳发展的措施和手段。[7]
本文从企业主体出发，在已有理论的基础上，将企业碳补偿措施总结为以下3种。
（一）企业内部碳补偿
企业内部碳补偿是通过企业员工及企业自身宗旨和运作机制以抵消碳足迹的措施。有以下三种方式：①企业内部开展植树造林与员工捐赠活动。组织员工进行定期的植树造林和为政府设立的碳基金进行捐赠，从而在整体上减少和抵消企业的碳足迹。②严格按照政府颁布的碳排放配额进行生产运作，并按时缴纳碳税。当前政府颁布的碳排放奖惩措施、碳金融工具等政府碳补偿方式是最重要的碳补偿途径，企业应相应政府号召，建立企业碳基金，以实现自主减排。③建立创新企业文化，[8]创立专属碳排放包装标记。在工业企业的销售环节中，公司可将在产品的生产、加工和运输等生命周期环节中产生的碳排放量标注在产品的外包装上，并将碳排放的成本计入产品价格中，以便于消费者在同类商品中进行选择，从而间接实现消费者对企业碳排放的成本补偿，不断提升企业创新能力。
（二）企业间碳交易补偿
碳交易的本质是一种市场机制，其目的为促进全球温室气体如二氧化碳的减量排放。国家发展改革委于2011年10月批准全国范围内北京、重庆、湖北、广东、天津、上海、和深圳等七省市开展碳交易试点工作。据统计，从2013年6月份开始，深圳、北京、上海、天津、广州、武汉、重庆已经陆续建立了碳减排交易所或交易中心。据了解，中国将加快推进全国碳交易市场建设，建立健全碳排放权初始分配制度，力争2017年全面启动全国碳排放权交易市场。毫无疑问，中国将成为全球最大的碳市场。在此政策基础上，政府会将一定的碳排放配额分配给企业间每一项土地利用活动，并规定如果该项土地利用活动实施周期内的实际碳排放量没有超出政府所给予的配额，则可将多余的配额出售给其他土地开发活动主体，因此企业间碳交易的补偿措施可以从企业经济利益出发促进企业清洁生产，是十分重要的碳补偿途径。
（三）企业间非交易性碳补偿
“十三五”规划中强调培育若干带动区域协同发展的增长极，实现区域协调发展。从企业间投资与技术援助的角度出发，核心是经济发达地区通过向经济落后地区输送资本、技术与人力资源，最大程度帮助落后地区实现节能减排，从而以抵消自身碳排放足迹。此措施在进行推广时需要政府政策的引导，政府制定相关企业间援助的机制与标准，规范援助的形式与流程，从而更好实现企业碳补偿。
五、结论
本文基于2005-2015年间江苏省工业企业主要能源消费量及工业总产值，结合标准煤折算系数、CO2排放系数，计算出江苏省工业CO2排放量、工业增加值、工业CO2排放强度和CO2排放弹性系数，得出相关结论。江苏省工业总产值和工业CO2排放量2005-2015年期间均呈上升趋势，工业增加值则波动平稳；工业CO2排放强度呈波动上升趋势，2009年达到9.73，2010年跌至最低值3.12；CO2排放弹性系数均小于1，且以负值居多，总体上呈上升趋势。江苏省工业的迅速发展带来CO2排放量的快速增加，经济增长质量有待提高。从企业主体出发，在已有理论的基础上，本文将企业碳补偿措施归纳为企业内部碳补偿、企业间碳补偿交易、企业间非交易性碳a偿等三种措施。鼓励企业内部开展植树造林与员工捐赠活动，严格按照政府颁布的碳排放配额进行生产运作，并按时缴纳碳税，创立专属碳排放包装标记；政府会将一定的碳排放配额分配给企业间每一项土地利用活动，并规定如果该项土地利用活动实施周期内的实际碳排放量没有超出政府所给予的配额，则可将多余的配额出售给其他土地开发活动主体；推动工业企业向经济落后地区输送资本、技术与人力资源，最大程度帮助落后地区实现节能减排，从而以抵消自身碳排放足迹。因此，虽然江苏省经济发展位居全国前列，近年来节能减排效果显著，但仍需从企业出发，创新工业经济增长方式，促进产业结构优化升级，在碳补偿措施方面勇于探索，致力于实现低碳模式与经济增长协调发展，为江苏省经济发展和国家节能减排目标的实现做出贡献。
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【关键词】 超广谱β-内酰胺酶； 亚胺培南； 碳青霉烯酶； KPC酶
中图分类号 R446.1 文献标识码 B 文章编号 1674-6805（2016）8-0051-03
doi：10.14033/ki.cfmr.2016.8.028
近两年来，福建省人民医院因肛肠科大量送检脓液和分泌物标本，使医院临床检出的细菌分布始终以大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌为主，并常检出产超广谱β-内酰胺酶（ESBLs）的多药耐药菌株及耐亚胺培南的广泛耐药菌株。随着亚胺培南在临床中的广泛使用，对亚胺培南耐药的菌株快速增加，目前，国内外均有报道肺炎克雷伯菌对碳青酶烯类抗菌药物的耐药现象[1]。近年来研究指出，产ESBLs大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌已成为临床最常见的多重耐药菌[2]。为探究大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌对亚胺培南的耐药性变化情况，为临床医生提供合理选择抗生素依据，控制耐药菌扩散，现报道如下。
1 资料与方法
1.1 标本选择
选取福建省人民医院2012年7月-2014年6月住院患者标本分离的大肠埃希菌及肺炎克雷伯菌。
1.2 仪器与试剂
仪器为梅里埃vitek 2 compact全自动微生物鉴定分析仪，GN13检测卡，由法国生物梅里埃公司生产。标准菌株为大肠埃希菌ATCC25922，培养基由郑州安图生物工程有限公司提供。
1.3 菌株分离与鉴定
选取临床标本，按照常规方法分离菌株，严格按照卫生部检验操作规程进行。获纯培养后采用梅里埃vitek 2 compact全自动微生物鉴定分析仪对病菌菌种进行鉴定，并做药物敏感试验。菌株鉴定由检验科经验丰富的医师严格按照操作说明进行。
2 结果
2.1 产ESBLs菌株检出情况
近两年来，产ESBLs大肠埃希菌的检出率由37.9%上升到45.0%，肺炎克雷伯菌的检出率由20.0%下降到12.9%，详见表1。
2.2 大肠埃希菌及肺炎克雷伯菌对亚胺培南的耐药情况
近两年来，大肠埃希菌平均耐药率为0.12%，肺炎克雷伯菌平均耐药率为2.06%，两者均呈上升趋势，详见表2。
2.3 产ESBLs与非产ESBLs的大肠埃希菌、肺炎克雷伯菌对亚胺培南的耐药情况
近两年来，产ESBLs多耐肠杆菌科菌株仍对亚胺培南保持高度敏感性，但是非产ESBLs菌株对亚胺培南的耐药率却呈上升趋势，尤其是肺炎克雷伯菌，上升趋势较为显著，详见表3。
3 讨论
研究指出，医院内临床检出率最高病菌为大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌，主要原因为检查分泌物和脓液标本增加，两种病菌检出率约占整个病菌50%[3]。本次研究得出，近两年来，产ESBLs大肠埃希菌检出率呈逐年上升趋势，2014年上半年检出率达到45.0%，而产ESBLs肺炎克雷伯菌检出率呈逐年下降趋势，由20.0%下降为12.9%。两者检出率总和虽占主要临床主要检出率，但表明产ESBLs大肠埃希菌检出率呈上升趋势，而产ESBLs肺炎克雷伯菌检查率呈下降趋势。
大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌为产超广谱β-内酰胺酶的代表病株，近年来随着大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌临床检出率增加，产ESBLs的多耐药菌株也随之增加。临床研究指出，亚胺培南对ESBLs革兰氏阴性杆菌有强效杀灭作用，被作为控制多重耐药菌的最后防线[4]。因此，亚胺培南是临床中作为治疗ESBLs和头孢菌素酶（AmpC）等多重耐药菌株的首选药物[5]。但亚胺培南在临床中应用不合理，导致部分细菌产生可水解β-内酰胺类抗生素的碳青霉烯酶，消灭药物作用，从而产生耐药性，同时也导致耐碳青霉烯酶类肠杆菌科呈上升趋势。本次研究得出，大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌耐药性均呈上升趋势，分别为0.12%、2.06%；产ESBLs多耐肠杆菌科菌株对亚胺培南保持高度敏感性，但非产ESBLs菌株对亚胺培南的耐药率却呈上升趋势，尤其是肺炎克雷伯菌，上升趋势较为显著。
肠杆菌科细菌对碳青霉烯类抗生素的耐药机制较为复杂，结合国内外研究总结主要为以下原因：（1）产生碳青霉烯酶，如VIM型、IMP型金属酶及KPC型碳青霉烯酶等；（2）AmpC酶和/或ESBL在过度表达的同时导致外膜孔蛋白严重丢失；（3）外排泵呈高表达形成膜屏障作用[6]；（4）药物靶位改变。但大量研究指出，产碳青霉烯酶为肠杆菌科细菌对碳青霉烯酶类耐药最主要的机制[7-9]。但研究表明，我国对亚胺培南耐药大肠埃希菌和肺炎克雷伯菌主要为肺炎克雷伯菌所产生的碳青霉烯酶（KPC）[10]。KPC可抵抗碳青霉烯类抗生素的杀菌作用，且可将该酶基因编码于线粒体上，KPC编码质粒可单独或在细菌细胞间转移引起碳青霉烯类耐药。
综上所述，肠杆菌科细菌检出率呈逐年上升趋势，并对亚胺培南耐药性逐年升高，给临床抗生素治疗感染性疾病带来严重挑战。对于感染患者，临床医师应及时送检标本进行细菌培养鉴定，并根据药敏试验进行抗生素选择，降低耐药性。同时临床中应加大对各种细菌进行抗菌药物分析，根据研究结果指导临床医师对抗生素的选择。最后，加强多重耐药菌监测和防控，减少耐药菌株产生与扩散。
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[关键词]土壤 碳 森林
中图分类号：P467 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2015）14-0300-01
一、 森林的碳汇功能
自20世纪80年代以来，全球气候变暖已成为不争的事实，由此引起的一系列生态问题日益引起国际社会的广泛关注，气候变化是当前国际社会普遍关注的重大环境问题之一。最新数据显示，大气中温室气体水平已经超过了可能引起危险气候变化的极限，人类面临的缓减和适应全球气候变化任务变得更加严峻和紧迫。森林在维持全球碳平衡及潜在的碳储存方面发挥着不可替代的作用，已成为与全球气候变化密切相关的重要有机体。森林生态系统是地球上除海洋之外最大的碳库，森林碳库包括森林土壤碳库和植被碳库两部分，约占整个陆地生态系统碳库总量的50%，而这其中2/3的碳被固定在森林土壤中。土壤是陆地表层系统的重要组成部分，处于大气圈、岩石圈、水圈和生物圈的交汇处，被认为是处于活跃状态的最大碳汇。应对气候变化，关键是减少温室气体在大气中的积累，其做法是减少温室气体的排放（减排）和增加温室气体的吸收（增汇）。减少温室气体的排放主要是通过降低能耗、提高能效、使用清洁能源来实现。而增加对温室气体的吸收，主要是通过森林等植物的生物学特性，即光合作用吸收二氧化碳，放出氧气，把大气中的二氧化碳固定到植物体和土壤中，这个过程和机制实际上就是清除已排放到大气中的二氧化碳，因此，森林具有碳汇功能。由于森林吸收二氧化碳投入少、成本低、简单易行，有利于保护生物多样性。我国政府把林业纳入减缓和适应气候变化的重点领域，要求全力打好“森林碳汇”这张牌，充分发挥林业在应对气候变化中的特殊作用。
二、 研究方法
（一） 数据来源
本文涉及的土壤类型、面积、土层厚度等基础数据来源于2010 ―2012年黑龙江省市县森林资源调查数据。设置按林种，林分类型，林龄（幼龄林、中龄林、近熟林和成、过熟林），坡向（阴坡、阳坡），密度级（疏、密）有代表性地段设置标准地36个。
（二） 统计处理
采用Visual Foxpro 6.0软件计算土壤碳储量，采用excel和SPSS17.0软件统计处理数据。
三、 结果
（一） 空间分布
研究结果表明，不同土壤类型有机碳密度：沼泽土>暗棕壤>黑土>草甸土>白浆土。各土壤类型有机碳密度与年均降水量之间除暗棕壤外，均无显著相关性。小兴安岭北坡各土壤类型有机碳密度与年均降水量之间的相关性分析。森林土壤碳储量达1.65亿吨（不含森工集团所属区域）。各类型土壤碳储量分布规律为：暗棕壤>白浆土>沼泽土>草甸土>黑土。其中暗棕壤碳储量最高（1.62亿吨），黑土碳储量最低（27万吨）。有机碳密度：沼泽土>暗棕壤>黑土>草甸土>白浆土。各土壤类型有机碳密度与年均降水量之间除暗棕壤外，均无显著相关性，说明降水量对土壤有机碳密度影响不大。土壤碳储量分布规律为：暗棕壤>白浆土>沼泽土>草甸土>黑土。森林土壤有机碳储量整体呈先减后增趋势，这主要与森林经营导致的森林面积改变有关。
（二） 时间分布
森林土壤有机碳储量整体呈先减后增趋势。2011年土壤有机碳储量达1.63亿吨，较2010年减少278742吨，减少0.17%。2012年土壤有机碳储量达1.65亿吨，较2011年增加520794吨，增加0.32%。2010-2012年，土壤有机碳储量共增加242052吨，增加0.15%。2010～2012年，各类型土壤中草甸土碳储量增幅最大，增加11.65%；暗棕壤碳储量增幅最少，增加0.09%。土壤有机碳密度接近我国全土平均水平，但低于世界全土平均值。
四、森林经营对土壤有机碳储量的影响
随着国家“西部大开发”战略和统筹城乡经济发展等政策的有效落实，西部地区的交通运输环境得到不断改善。目前，国家和地区为了助推“丝绸之路经济带”的构建，相继出台了大量优化交通运输网络发展的优惠政策，促进了经济带交通运输网络不断密集化与枢纽化，推动了城际间生产要素的空间互动和地区经济的快速增长，但同时也带来了地区碳排放量不断增加的隐患。作为碳排放大国，在大举推进“丝绸之路经济带”交通运输网络建设的进程中，实证测算经济带交通运输碳排放的城际空间转移问题，对于共建绿色生态“丝绸之路经济带”、“防霾治霾”、打造美丽西部均具有重要的现实意义。
托比(Tobey，1990)首次分析了区域经济一体化对产业碳排放空间转移的影响[1]。尔后，以翰威特(Hewitt，2008)为代表的学者从国际视角分析了我国碳排放发生空间转移问题[2]。克拉克·萨瑟等(ClarkeSather et al.，2011)论证了我国境内产业碳排放存在显著区域差距的结论[3]。国内的相关研究主要有四方面：一是以吴先华等(2011)为代表的国际间商贸物流碳排放转移研究[4];二是以李小平等(2010)为代表，采取产业增值与单位产值碳排放系数相乘法对国际间产业区域转移碳排放的研究[5];三是以杨骞(2012)[6]、张为付(2014)等为代表，采用动态分析法测算省际间碳排放空间布局的研究[7];四是以李磊(2012)为代表，采取投入产出分析法测算经济区内商贸物流碳排放转移的研究[8]。
综观国内外可查阅的相关文献，以交通经济带为研究视角，研究地区间碳排放问题很是鲜见，以“丝绸之路经济带”为研究视角的交通运输地区间碳排放研究更是阙如。因此，本文选取“丝绸之路经济带”西北五省(区)为研究样本，以交通运输碳排放为切入点，系统地分析这条经济带上各地间交通运输碳排放的空间转移特征、差异及程度大小，以期测算“西部大开发”战略实施以来西北地区环境发展特征，为推动绿色“丝绸之路经济带”构建、推动新一轮的西部大开发及美丽西部地区可持续发展的政策设计提供实证支持与理论参考。
二、实证分析
(一)研究方法
目前，在测算碳排放的方法中，较科学易操作的是参照《IPCC国家温室气体清单指南》的基准法。即对样本年度所消耗的各种化石资源折算为标准煤系数，以0.7143∶1的标准将其换算成原煤，进而计算碳排放系数及碳转换系数(见表1、表2)。考虑到交通运输碳排放存在空间动态的非均衡性，为了较准确地测算其碳排放变化的空间动态特征，文章参考张为付等(2014)对CO2排放测算方法，[7]从动态分析角度，选取2000～2014年“丝绸之路经济带”西北五省(区)各地的6种交通运输能源消耗项目，建立交通运输碳排放规模、交通运输碳排放强度、交通运输碳排放规模转移指数、交通运输碳排放强度转移指数等模型，计算交通运输碳排放变化率空间差异，交通运输碳排放规模的计算公式为①：
(二)数据分析
1. “丝绸之路经济带”交通运输碳排放分析。
(1)“丝绸之路经济带”交通运输碳排放规模。
2000～2014年，“丝绸之路经济带”西北五省地区交通运输碳排放规模以年均11.01%的增长率增加了2.76倍。其中，陕西(34.74%)、新疆(30.08%)的交通运输碳排放规模占西北五省地区交通运输碳排放总量的比重较高，两地区的占比高达六成以上， 均呈现出逐渐增长之态势。甘肃(20.69%)的交通运输碳排放的占比适中，呈现出在2000～2008年占比趋势逐渐下降，2009～2014年渐转上升的趋势。宁夏(10.59%)的交通运输碳排放占比较低，尽管其占比在趋增，但增长幅度并不显著。青海(3.89%)的交通运输碳排放占比最低，2008年该地区的交通运输碳排放占比最高达31.45%，尔后几年的占比渐而下降(见表2)。(2)“丝绸之路经济带”交通运输碳排放强度。2000～2014年，“丝绸之路经济带”西北五省(区)的交通运输碳排放强度均呈现出了下降上升下降的态势，随着经济增长与交通基础设施建设发展，交通运输碳排放强度先下降，后略有增长，尔后逐渐减少，表明西北地区的交通运输节能减排、低碳排放的发展趋势渐而呈现。从交通运输碳排放强度的地区结构来看，青海地区最小(年均0.1316万吨/亿元)，宁夏地区最大(年均0.3264万吨/亿元)，次之分别是甘肃(0.1862万吨/亿元)、新疆(0.1645
表3显示：15年来，“丝绸之路经济带”交通运输碳排放强度从2000年的0.9260万吨/亿元下降至2014年的0.8571万吨/亿元，下降了7.44%，年均下降率为0.045%。陕西交通运输碳排放强度变化最大，上涨了67.61%，呈现出年均0.4034%的增速之势。新疆交通运输碳排放强度上升了4.95%，年均增长率为0.1542%。甘肃、宁夏地区碳排放强度变化率均有所下降，年均下降率分别为0.1637%、0.2993%。表明“丝绸之路经济带”西北地区交通运输低碳发展逐渐凸显，而新疆、陕西地区交通运输低碳发展质量在下降，其中，陕西的交通运输低碳发展质量下降最为显著。
2.“丝绸之路经济带”交通运输碳排放空间转移分析。
(1)“丝绸之路经济带”交通运输碳排放规模空间转移。
表4的相关数据显示：2000～2014年，“丝绸之路经济带”西北五省(区)交通运输碳排放规模转移系数除了青海地区小于1以外，其它四个地区该项系数值均大于1，按系数大小依次为陕西、新疆、甘肃、宁夏。表示15年来，青海地区的交通运输碳排放规模渐而向外地转移，陕西、新疆、甘肃及宁夏地区的交通运输碳排放规模向本地内部相对转移。
分时间段来看，西部大开发实施的10年期间，即，2000～2009年“丝绸之路经济带”西北五省(区)交通运输碳排放规模空间转移系数值仅有青海小于1，表明西部经济大开发大发展的同时，陕西、新疆、甘肃、宁夏地区的交通运输碳排放向本地内部转移的规模在增加。2010～2014年，西北五省(区)的交通运输碳排放规模转移系数均有小幅下降，其中，宁夏地区的交通运输碳排放转移系数值变化最为显著，从系数值大于1转向小于1。陕西、新疆、甘肃的交通运输碳排放规模转移系数值仍大于1。表明最近这5年来，陕西、新疆、甘肃的交通运输碳排放规模向本地内部转移逐渐减速，宁夏的交通运输碳排放规模呈现出向外地转移的态势，其交通运输低碳发展日渐凸显。(2)“丝绸之路经济带”交通运输碳排放强度空间转移 。表5的计算结果显示：2000～2014年，“丝绸之路经济带”西部地区交通运输碳排放强度转移系数大于1的仅有宁夏、青海，陕西、甘肃、新疆地区的交通运输碳排放强度转移系数均小于1。即15年来，西北五省(区)的宁夏、青海交通运输碳排放相对向外地转移，其余地区均向本地转移，按照向本地转移的速度大小排序依次为陕西、新疆、甘肃。说明“丝绸之路经济带”上陕西、新疆、甘肃地区在经济增长过程中交通运输低碳发展相对滞后。
分时间段来看，2000～2009年西部大开发实施的10年期间，“丝绸之路经济带”西北五省(区)交通运输碳排放规模空间转移系数值相对较低。其中，该项系数值大于1的有陕西、青海;系数值小于1的有甘肃、宁夏、新疆。表明随着西部大开发的推进，陕西、青海的交通运输碳排放强度向外地转移，而甘肃、宁夏及新疆的交通运输碳排放强度则向本地内部转移，即甘肃、宁夏、新疆在经济增长过程中交通运输低碳发展相对滞后。2010～2014年，陕西、新疆的交通运输碳排放规模空间转移系数值小于1，甘肃、宁夏、青海的该项系数值大于1。即最近5年来，陕西、新疆的交通运输碳排放强度相对向本地内部转移，陕西向本地内部转移的速度显著快于新疆;甘肃、宁夏、青海的交通运输碳排放强度相对向外地转移，转移速度的大小排序依次为宁夏、甘肃、青海。这表示陕西、新疆在经济发展过程中交通运输低碳排放质量相对较低，而甘肃、宁夏、青海则交通运输低碳排放质量相对较高。
分地区来看，陕西在为期10年的西部大开发阶段交通运输碳排放强度空间转移系数最大(大于1)，尔后转为最小(小于1)，说明陕西交通运输碳排放强度从向外地转移转为向本地转移，陕西交通运输低碳排放质量在快速下降。甘肃则与陕西相反，从西部大开发期间的最小值(小于1)渐而上升为大于1，说明该地的交通运输碳排放强度从向本地转移变为向外地转移，甘肃的交通运输碳排放质量渐而上升。宁夏与甘肃地区的交通运输碳排放强度空间转移系数变化趋势相似，近5年呈现出交通运输碳排放强度向外地转移的态势，并且其值最大，转速最快，说明宁夏的交通运输碳排放质量上升速度最快。青海、新疆的交通运输碳排放强度空间转移系数变化趋势均有所递减，其中，青海该项系数值在不同的两段时间均大于1，尽管有所减小但变化并不显著，表明青海的交通运输碳排放强度向外地转移的速度在减慢，交通运输碳排放质量有所下降。新疆的交通运输碳排放强度向本地转移的速度不断加快，交通运输低碳排放质量不断下降的速度仅次于陕西。
(三)实证结论
通过对2000～2014年“丝绸之路经济带”西北五省(区)交通运输碳排放规模与强度空间转移系数值对比分析可以发现(见表6)：青海的两项指标值显示均外向，是“丝绸之路经济带”西北五省地区交通运输碳排放调出地区，也是交通运输碳排放规模与强度增长最慢、变化幅度最小的地区，表明该地区在经济发展中交通运输低碳排放质量最高。宁夏的交通运输碳排放强度空间转移指标单项外向，表明宁夏交通运输碳排放质量渐而提升。陕西、新疆、甘肃三个地区交通运输碳排放规模与强度空间转移系数值均内向，是“丝绸之路经济带”西北地区交通运输碳排放调入地区，也是交通运输碳排放规模和强度增长高于经济带均值的地区，表明这三个地区在经济发展过程中交通运输高碳排放。
三、主要结论与政策建议
(一)主要结论
通过对2000～2014年“丝绸之路经济带”西北五省(区)相关数据的实证测算，得出的主要结论为：
1.“丝绸之路经济带”西北五省(区)的交通运输碳排放规模以年均11.01%的增长率趋增，交通运输碳排放强度以下降上升下降的态势变化，其年均下降率为0.045%;青海的交通运输碳排放空间转移双内向，交通运输低碳排放质量最高，陕西、新疆、甘肃的交通运输碳排放空间转移双外向，属于交通运输碳排放调入地区，交通运输低碳发展相对滞后。宁夏的交通运输碳排放质量渐而提升。
2.陕西的交通运输碳排放规模均值与强度变化率均为最大，交通运输碳排放增速明显;交通运输碳排放规模向本地内部转移的规模与强度均显著趋增，交通运输低碳排放质量快速下降;2010～2014年，其交通运输碳排放规模向本地内部转移速度不断递减，交通运输低碳发展质量有所提升，但仍属于西部五省(区)交通运输低碳排放质量最低的地区。
3.新疆的交通运输碳排放规模趋增，其均值位居第二;交通运输碳排放强度变化率、增长率均显著高于西北五省地区的平均值;交通运输低碳发展质量下降较为显著;交通运输碳排放向本地内部加速转移，交通运输低碳排放质量不断下降;2010～2014年，其交通运输碳排放规模向本地内部转移速度次于陕西而渐减;属于西部五省交通运输低碳排放质量第二低地区。
4.甘肃的交通运输碳排放规模自2009年以后渐转上升，交通运输碳排放强度均值较高，属于西北地区仅次于陕西、新疆交通运输碳排放规模与强度增长较高的地区，交通运输碳排放规模与强度空间转移系数值双内向，呈现出本地承载了外地向本地较高程度的交通运输碳排放转移，交通运输碳排放质量逐渐下降，属于西部五省交通运输低碳排放质量第三低地区。
5.宁夏的交通运输碳排放规模小幅趋增，其强度变化率有所下降，2000～2009年交通运输碳排放规模、强度均向本地内部加快转移，该地区承载了外地向其较高程度的交通运输碳排放转移。2010年以来，其交通运输碳排放规模及强度均转向外地转移，交通运输转向低碳发展态势逐渐凸显，交通运输碳排放质量渐而提升。
6.青海的交通运输碳排放规模与强度系数值均最小并呈下降的态势，单位经济增长的交通运输碳排放最少。2000～2009年交通运输碳排放规模、强度均相对向外地转移，2000年以来，其规模向外地转移速度趋增，其强度向外地转移速度稍减，呈现出交通运输低碳发展质量最高而有所降低的特征。
(二)政策建议
关键词：低碳经济；可持续发展；趋势
当前，气候变化问题已经成为全球共同面临的严峻挑战，中国作为最大的发展中国家，同时也是碳排放大国，发展低碳经济的形势已刻不容缓。2010年3月15日温总理政府工作报告中屡次提到，要重视低碳发展，主张从以消耗换发展的增长方式向低碳经济转型，建立宜人居住的生存环境，这是低碳经济时代必须具备的应对能力，这既关系到我国产业繁荣和国家竞争力提升，也关系到每个人的生存、健康和未来。
一、制约中国经济可持续发展的因素
1.土地和水资源锐减。作为一个农业大国，土地是国民生存的根基。但随着现代城市化进程的加快，大批农村人放弃农业进入城市，大面积的耕地被闲置而浪费。加上工业场地建设的占用以及由于环境恶化导致水土流失土地资源减少。其后果就是我们的粮食供应受到了威胁。我国水资源比较丰富，但人均淡水资源占有率很低，加之水资源的分布不均匀，已成为制约地区经济发展的因素。由于近几年重工业的发展，导致的水污染问题严重，使得水资源紧缺问题加剧。2.自然资源的过度开采和浪费。我国幅员辽阔，地大物博，自然资源很丰富。但由于我们长期发展的粗放型经济，大面积的森林被乱砍乱伐，作为生态功能的屏障遭到了破坏。我们的矿产资源储量相对加大，但在人均占有量上明显存在劣势，加上不合理的开采造成的浪费和过度开采，使得我们的矿产资源在储备上严重不足。3.环境污染形势日益严峻。环境是我们来与生存和发展经济的基础。但随着经济年我国经济的迅速发展，我们只追求了经济增长的效益，忽视经济发展造成的环境破坏问题。以至于环境污染成为制约经济可持续发展、危害人类社会健康的严重问题。当前主要的环境问题有噪音污染、空气污染、土地沙漠化、温室效应和臭氧层破坏等。这些环境问题造成的对生物以及人体的健康损失后果十分严重。4.人口素质相对较低。我国是一个人口大国，人口基数大、素质较低。特别是由于我国人口达多分布在农村地区，劳动生产效率较低，生活水平相对落后，成为了制约经济发展的人口因素之一。由于人口压力过大，导致的就业形势严峻，教育问题频发，城市住房紧缺，能源消耗过高和能源短缺，交通拥挤和设施的不完善，医疗难等一系列社会问题，为经济可持续发展产生不利因素。加上社会经济结构的不完善，不利于人力资源的调动和合理分配利用，同时，人口过度增长成为资源过度开发、破坏环境的主要因素。5.还未形成健全的法律保障体系。我国在经济的发展法律保障体系和各项制度都还不完善，难以应对经济发展中遇到的问题。虽然法律本身不能直接带来科技的进步和经济的繁荣，但它可以促进和保障科技进步和经济发展。为确保经济快速健康的发展，我们应当建立良好的法律保障体系，在经济发展中解决问题可以有法可依。
二、低碳经济理论内涵
2003年，英国政府发表《能源白皮书》，题为《我们未来的能源：创建低碳经济》。《能源白皮书》中首次提出低碳经济概念，指出低碳经济是依靠技术创新和政策措施通过更少的自然资源消耗和更少的环境污染，建立一种较少排放温室气体的经济发展模式。其实质是指在可持续发展理念的指导下，通过技术创新、制度创新、产业转型、新能源开发等多种手段，尽可能地减少煤炭石油等高碳能源消耗，减少温室气体排放，达到经济社会发展与生态环境保护双赢的一种经济发展形态。随着实践的发展，低碳经济的内涵不断得到拓展。人们从不同的角度提出对低碳经济的理解。目前大多数学者认同低碳经济是一种以低能耗、低污染、低排放和高效能、高效率、高效益为主要特征，以较少的温室气体排放获得较大产出的新的经济发展模式。
三、低碳经济发展的趋势
1.制定低碳经济发展战略。全球经济向着可持续的低碳经济发展，为了更好地发展我国低碳经济，有必要制定低碳经济发展战略。低碳技术将成为国家、企业核心竞争力的标志。制定低碳技术战略规划，以及制定我国低碳经济发展战略的近、中、长期的规划，其内容包括产业结构调整、区域布局、低碳技术进步和基础设施建设。
2.资金支持低碳技术创新。我国尽快发展低碳经济，就必须增加资金投入来使低碳技术创新。碳捕集与封存技术是一项具有大规模减排效应的技术。国家应鼓励科研机构和企业进行技术创新，以适应低碳经济的发展要求。同时，促进发达国家对中国的技术转让，增强低碳技术的国际引进吸收、消化利用和二次创新。
3.低碳经济发展的制度创新。低碳经济发展需要进行制度创新，消除制度障碍，推动低碳经济的快速发展。制定适应低碳经济发展的法律法规，以提供法律保障。制定完善的碳排放贸易制度，促进碳贸易发展；强化低碳能源开发和利用的鼓励政策。加快我国能源体制改革，推动能源结构、价格体系调整，推动再生能源发展机制的运行，健全可再生能源发展的市场环境和制度创新。
4.积极的低碳经济政策。将低碳经济的发展资金列入财政预算的支出范畴，把低碳经济发展资金作为财政的经常性支出，为发展低碳经济提供制度保证，通过立法形式确定低碳经济发展投资占财政支出的比例，调动企业投资低碳经济的积极性的政策，遏制环境恶化，不但通过国家财政支撑，而且可以通过市场防范、减排，调动企业投资低碳经济的积极性，可以通过投资低碳项目在贷款额度、贷款利率、还贷条件等方面给予优惠，对低碳产业技术项目进行贴息等方式。
5.积极做好低碳经济的宣传普及工作。政府机关、科研院所以及企业都可以对本单位的员工进行低碳经济的宣传，从日常生活的各方面向公众开展低碳经济、低碳生活的创意活动和普及工作，从而引导公众的消费模式和生活方式，增加公众的环保意识，减少能源的浪费，使得节约能源和减少碳排放成为全民参与的实际行动内容。
总之，改变传统的经济增长模式，在发展经济的同时将节约资源和环境保护放到首要位置，以先进的科学技术为动力，以能源资源的高效利用的方式进行生产从而促进经济可持续发展是当前经济发展的大趋势。只有处理好生态文明与经济建设协调发展，在改善人居环境和促进生态修复上下功夫，才能更好的促进经济发展。
参考文献：
[1]罗勇琼.论发展低碳经济和深圳特区可持续发展[J].特区经济，2010，06，25.
[2]牛桂敏.发展低碳经济的制度创新思路[J].理论学刊，2011（3）.
关键词 低碳经济；规模以上工业企业；能源消费；碳排放；碳排放强度
中图分类号 F206 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2011）01-0064-06 [WTHZ]doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.01.012
纵观国内学者对碳排放方面的研究，多数从国家和省域层面研究碳排放与经济增长演进、碳排放与能源结构演进、碳排放估算与影响因素的实证分析、碳排放的影响因素分析与碳税减排政策设计、碳排放与工业可持续发展等方面。从市域角度来对碳排放进行测算和研究相关关系的不多，主要集中在对上海能源消费碳排放的研究等［1-14］。相关研究均未涉及到规模以上工业企业层面，市域碳排放量大部分来源于工业企业化石能源消耗和水泥生产过程的二氧化碳排放，而规模以上工业企业占所有工业企业碳排放量的绝大部分。本文对湘潭市规模以上工业企业能源消耗的碳排放进行实证分析，为湘潭市市政府和两型办制定湘潭市低碳经济示范市发展战略提供数据支持的同时，也可为其他省市如何降低规模以上工业企业碳排放强度提供借鉴。
1 湘潭市规模以上工业企业能源消耗碳排放特征与趋势分析1.1 1999-2008年湘潭市规模以上工业企业化石能源消耗的碳排放总体趋势分析按照国家统计局编制的《能源统计报表制度》的要求,能源消费量分为能源终端消费量、能源加工转换损失量(投入量－产生量) 和能源损失(包括运输和输配损失)量3个部分。能源终端消费产生的碳排放占重要地位，包括原煤、洗精煤、原油、天然气、焦炭、焦炉煤气、汽油、煤油、柴油、液化石油气、其他石油制品、其他焦化产品、热力、电力等。电力既有本区域内火力发电也有区域外来电，直接根据能源消费量或一次能源消费量计算碳排放有一定的误差［3］。湘潭市的电力消费既有本地火力发电也有市外来电，热力主要是本市供热，其碳排放是按火力发电和供热投入的能源计算，不再计算能源终端消费部门热力和电力的碳排放。湘潭市1999-2008年规模以上工业企业化石能源消耗量数据根据2000-2007年《湘潭统计年鉴》、《湘潭改革开放30年》和《湘潭经济社会发展60年》中的规模以上工业企业能源购进、消费与库存情况和能源加工转换工业企业能源购进、消费与库存附表情况表整理而来，规模以上工业企业的工业增加值数据来源于《湘潭经济社会发展60年》［7-8］。
能源消费碳排放量计算，根据联合国政府间气候变化专门委员（IPCC）碳排放计算指南，结合湘潭市能源统计数据的特点，采用以下公式计算：A =∑12i=1Bi×Ci 。式中，A 为碳排放量，单位t；Bi 为能源i消费量，按标准煤计算，单位吨；Ci为能源i碳排放系数，单位t/t；i为能源种类，取19类(见表1)。湘潭市主要消费能源的碳排放系数来源于IPCC碳排放计算指南缺省值，原始数据以J为单位，为与统计数据单位一致，将能量单位转化成标准煤，具体转化系数为1t标准煤等于21 930GJ。各种能源的碳排放系数见表1。碳排放强度的计算公式为：D=E/F，式中D为碳排放强度，E为碳排放量，F为规模以上工业增加值。湘潭市1999-2008年规模以上工业企业化石能源消费碳排放量和碳排放强度计算结果如表2所示。
邓明君：湘潭市规模以上工业企业能源消耗碳排放分析中国人口•资源与环境 2011年 第1期表1 各种能源的碳排放系数
从湘潭市规模以上工业企业能源数据上可以看出，未统计外来电力的情形下，总体上原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤和焦炭的消耗占了所有化石燃料消耗（折合标准煤）的99%左右。湘潭市通过调整能源结构来削减二氧化碳排放量还存在很大空间。如图1所示，十年来湘潭市规模以上工业化石燃料消耗的碳排放量呈不断上升趋势。2003-2007年，湘潭市新型工业化加速推进，工业连续五年保持20%以上的增速，完成了湘钢600万t钢技改、电厂二期等重大项目建成投产，工业化进程使得2003-2007年湘潭市规模以上工业企业的碳排放量上升很快，到2008年趋于平稳。从图1可看出，湘潭市规模以上工业企业的碳排放强度不断下降，从2003年以来下降很快，2006-2008年碳排放强度从2.92降到了1.79，在碳排放量不断扩大的情况下，如此大的降幅非常难。这主要得益于：①2006年前，湘潭市围绕重点行业节能降耗，开展创新性技术攻关，突破了一批瓶颈技术，开发并应用了一批重大节能新技术、新工艺和新装备；②2007年初湘潭市制定了《节能减排科技支撑行动方案》，全面实施了“1126工程”，即：通过攻克10项关键技术和共性技术，推广10项持，重点打造了装备制造业、精品钢材、新能源设备、小轿车等四大产业基地，这使得电气机械及器材制造业、农副食品加工业、金属制品业、食品制造业、交通运输设备制造业和塑料制品业的能源消耗加快，碳排放量上涨较快。2008年，湘潭市煤炭开采和洗选业、石油加工、炼焦及核燃料加工业由于有新企业进入或原企业产能扩大导致该行业能源消耗量猛增，碳排放量变化大。根据国家相关政策，湘潭市进一步加快了淘汰落后产能的工作力度，在“上大压小”的原则指引下，2007年关闭了10户小火电，这使得电力、热力的生产和供应业的碳排放量在2008年下降较快。
1.3 2005-2008年湘潭市规模以上工业企业中重点企业碳排放特征及趋势分析根据湘潭市1999-2008年规模以上工业企业每吨标准煤的排放系数均值（0.7 648），本文测算得到湘潭市重点工业企业的碳排放量和碳排放强度数据，结果如表4所示。原数据有30家重点企业，由于有个别企业改制、停产、破产，本文只选择了其中的27家企业，分析其碳排放的特征及趋势。
从表4可以看出，2005至2008年，湘潭市重点企业中多数企业的碳排放强度均处于平稳下降的趋势，重点企业中的几大能源消耗大户，碳排放强度下降明显。这主要源于：①大力发展循环经济。湘潭电化集团有限公司建立热电联产项目，采用循环锅炉后，遵循能源梯级利用原则，年节省原煤1.1万t，节水60万t。湘潭钢铁有限公司先后投入10多亿元进行循环节能技术改造，基本实现了烧结、高炉、转炉、棒材等工序设备冷却水与废水的循环利用。为消化烟气脱硫装置所产生的废渣，湘潭电厂与其他企业合资兴建了一条利用废渣生产纸面石膏板的生产线，年产石膏板3 000万m2，使每年近20万t工业废渣得到综合利用，这使得湘潭电厂2008年的碳排放量明显下降；②大力推进科技创新。2006年在钢铁企业重点推广“三干三利用”（即焦炉、转炉和转炉煤气干式除尘技术及对水、煤气和固体废渣的综合利用技术），全市钢铁企业综合能耗下降了8.89%。2008年湖南韶峰建材有限责任公司完成了2 500 t/d干法窑熟料冷却机节能技术改造，建成了8 000 KW的余热发电系统，实现年发电5 343万KWh，节约标准煤18 829吨/年，减少二氧化碳排放47 072吨/年；③节能工程建设。2007年，湘潭市完成了30家重点能耗企业中6 700台老式电机与老式变压器80%的更新改造。2008年湘潭市狠抓工程减排，进行“以气代油”、“以气代煤”改造；④充分发挥企业重组改制的作用。引进中国五矿集团重组湖南铁合金厂，成立五矿（湖南）铁合金有限责任公司，公司能源消耗的碳排放强度在重组后发生戏剧性变化。湖南金宏泰肥业有限公司的碳排放强度在公司改制后变化显著。
2 结论与启示
理论上，工业碳排放强度包括行业结构、能源消费结构、能源强度和碳排放系数4个影响因素［9］，还有学者指出建立节能激励机制、加强能源技术领域研发力度与国际合作、优化外贸结构等措施也能够较好地降低区域碳排放强度。但现实中，深入贯彻实施这些政策、制度和措施却非易事，需要政府充分发挥主导作用，制定好规划，建立节能的长效机制。地处长株潭“两型社会”改革试验区的湘潭市通过实际行动高效可持续地降低了规模以上工业企业碳排放强度，碳排放强度变化驱动力主要来源于以下几方面：调整优化产业结构、加快节能工程建设、大力推进科技创新、发展循环经济和企业重组。同时，湘潭市规模以上工业企业降低碳排放强度还有很大空间，还需要进一步淘汰高能耗的设备和改进生产工艺，提高天然气、风能等清洁能源的使用比例。
湘潭市降低规模以上工业企业碳排放强度的成功经验在于：湘潭市通过“以政府为主导、以企业为主体、产学研结合”的节能减排模式，很好地运用了“结构节能、技术技能和制度（或管理）节能”三种节能途径，解决了当前节能工作普遍存在的“政府动员多、企业和消费者行动少，号召多、具体措施少，行政性手段多、经济与法律手段少”三多三少问题［10］。对于其它省市来说，未来为了实现区域规模以上工业企业碳排放强度降低目标，必须制定完善的区域节能减排规划，还需要政府加强产学研知识转移的渠道建设和维护――即政府在宏观上调控和指导大学与科研机构以及产业的发展和研究方向，成立产业基金和科研基金来促进企业和大学科研机构的合作，建立产业和大学科研机构的信息交互平台［11］，使区域节能减排科技发展获得高校与科研院所等相关专家的支持。同时，在招商引资和承接产业转移时，目标必须着力促进经济结构调整，在合作支点上，突出传统产业改造升级，打造低碳经济园区，减少化石能源消费。最后，建议建立并实施碳排放强度考核制度，探索市域温室气体排放控制机制，在特定区域或行业内探索性开展碳排放交易，兑现我国在碳排放强度控制上对全世界的承诺。
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Analysis on the Carbon Emission of Municipalscale Industrial Enterprises in Xiangtan City
DENG MingJun
(Business School，Hunan University of Science and Technology, Xiangtan Hunan 411201,China)
我国经济企稳回升，不应是简单地重复增长，而应是产品与产业结构调整优化升级的过程。产业结构的优化升级，一般包括三大产业结构、产业内部结构和产业融合发展的优化升级。在国际产业发展呈现多种新趋势下，我国应顺应国际产业结构优化升级的新趋势，以尽快推动粗放型经济增长方式的根本转变。结合国际产业发展的主要趋势，在推动经济复苏中，我国产业结构优化升级应重点考虑以下几种趋势。
1．服务业占主导地位发展趋势
目前发达国家和地区服务业占GDP的比重一般在60～80%，已成为国民经济的主导产业，是推动经济发展和社会进步的主要动力。美国自1947年以来，制造业的比重一直在下降，目前制造业约占国民经济16%，而服务业的比重在80%左右。上世纪70年代以来，世界各国国内生产总值构成变化的总趋势是农业比重下降，服务业的比重上升。这一趋势在发达国家和发展中国家表现相同，所不同的是发达国家的制造业也在下降，唯有服务业迅速上升，并超过制造业成为主导产业。我国服务业与发达国家相比差距很大，2008年服务业占GDP的比重为40.1%，而绝大部分市县还低于这个水平。加快发展服务业，关键是更新观念，确立服务业为主导的发展战略。
2．产业集群式发展趋势
产业集群化是产业空间布局的表现形式，是指特定产业中相互关联的企业和机构，在区域内规划的空间相对集中布局集聚发展。通常以产业园区、一条街等形式出现。这种产业空间组织形式，是适应经济全球化和竞争日益激烈的新趋势，群体竞争优势构成集群内企业的持续创新动力，带来一系列产品创新，促进产业加快升级。集群内众多企业具有产业关联性，能合作共享人才、市场、技术和信息等产业要素资源，提高资源的配置效率，降低企业的交易成本，获得规模经济效益。
近几年，我国产业集群化趋势不断发展，上海漕泾化学工业园区将成为亚洲最大的石油化工基地；温州的皮鞋、打火机和低压电器的小型群落，形成集制造、营销和配套服务于一体的集群，这些企业单个规模都较小，但集聚成群大大提高了竞争力。胶东这地方并不产羊毛，然而，海阳市委市政府从宏观层面调控引导扶持毛衫加工业大规模发展，形成颇具特色的以针织毛衫加工为主的产业集群，成为全市经济发展的支柱产业。目前，全市共有针织毛衫企业650多家，个体加工户4000多家，吸纳10多万人就业，占总人口的七分之一，解决了60％以上农村妇女和80％以上的下岗女工就业问题。2007年全市针织毛衫产业销售收入达79亿元，占全市GDP43%，纳税额占全市的37%，上缴地方税收曾一度占全市税收的60%左右。现已形成江北最大的针织毛衫加工出口基地，铸就了“中国毛衫名城”的辉煌！
3．产业融合发展成新兴产业趋势
产业融合发展是产业结构优化升级形成新产业的形式，是指不同产业或同一产业内不同行业相互渗透与交叉，融合发展为一体，逐步形成新产业的动态发展过程。高新技术是产业融合的推进器，主要表现为应用高新技术促成产业间渗透发展，产业界限趋于模糊，产生新兴产业。
一是高新技术渗透融合。高新技术及其相关产业，向其他产业渗透、融合并形成新的产业。如电子信息技术对传统行业的渗透融合，产生机械电子、航空电子、电子商务等新产业。
二是产业间的延伸融合。通过产业间的功能互补和延伸，赋予原有产业新的附加功能和更强的竞争力，形成融合型的产业新体系。这种融合更多地表现为服务业向第一产业和第二产业的延伸和渗透，在产前、产中、产后融合形成新产业或行业。 三是产业内部的重组融合。主要是各产业内部重组和整合，如农业通过生物链把产业内部的种植业、养殖业与畜牧业融合起来，形成生态农业的新形式。
产业融合是社会生产力发展和产业结构高度化的必然趋势，产业间的关联性和对效益最大化的追求是产业融合发展的内在动力，而技术创新和融合则是产业融合发展的催化剂。
4．产业生态循环发展趋势
产业生态化，是依据产业资源自然生态有机循环原理，按照充分循环利用资源、减少废弃物排放、保护生态环境的要求，构建不同产业或企业自然生态产业链的新兴产业发展模式。这是国际产业发展的高级形态和新趋势，主旨在谋求经济社会与自然和谐发展，实现生态良性循环。因此，又被称为循环经济，循环利用与增值是区别于传统生态环境保护的显著特征。生态化在三大产业中都有体现，最典型的实例是杜邦化学公司采用的减量化、再使用、再循环3R制造法；将包装废弃物回收、复用或再生等。
烟台安德利果汁公司，创建于1996年，通过自主创新实现超常规发展，形成年加工残次果品160万吨，年产20万吨果汁的世界最大规模果汁加工企业，于2003年4月在香港创业板成功上市。通过上市融资，利用果渣，投资9000万美元建设果胶加工基地，待二期工程竣工投产后，年产果胶可达1.5万吨，年销售收入10多亿元，建成生产多种胶体的亚洲最大果胶企业。利用废弃余渣生产生物燃料，用于供热发电。目前，公司正准备从果籽中提取苹果多酚，继续拉伸苹果深加工增值产业链。
实际上，产业融合与产业循环发展趋势紧密联系，有时难以区别，恒邦公司与安德利公司的发展，都包含了这两种趋势的意义。
5．发展低碳经济新兴产业趋势
低碳经济是低碳发展、低碳产业、低碳技术、低碳生活等一类经济形态的总称。这是一种低能耗、低污染、低排放的经济模式，实质是提高能源使用效率，开发清洁能源，减少污染排放，追求绿色发展；核心是能源技术和减排技术创新、产业结构和制度创新以及人类生存发展观念的根本性转变。全球正加速步入低碳经济时代，2001年英国政府成立节碳基金公司，宗旨是促进碳减排和开发低碳新技术。2007年7月,美国参议院提出《低碳经济法案》，2009年末轰动全球的气候变化大会，更是备受关注。世界银行有报告指出，全球以每年GDP1％的投入，可以避免将来每年GDP5％～20％的损失，呼吁全球向低碳经济转型。转变高能耗、高污染的经济增长方式，大力发展低碳经济，开发新能源，实现可持续发展，已成为世界经济发展的大趋势。
6．虚拟组织与虚拟管理发展趋势
在新世纪交替之际，随着信息技术、数字技术以及互联网的飞速发展，虚拟企业、虚拟银行等各种虚拟组织纷纷显现。这些虚拟组织是由一些独立的厂商、顾客甚至同行的竞争对手，通过信息技术联成的临时网络组织，以达到共享技术、分摊费用以及满足市场需要的目的。虚拟组织里既没有中央办公室，也没有正式的组织图，更不像传统企业那样具有多层次的组织结构。尽管组织是虚拟的，但资源却是真实的。以虚拟组织为载体，在国际上就出现了虚拟管理。
烟台天彩兔服饰公司的创业发展，似能说明现代虚拟企业管理理论。该公司孔经理最初形成发展彩兔绒服饰创意，可是既缺乏资金，更缺少技术力量，孔经理就先利用自己养殖的彩毛兔，通过向专家咨询提纯培育彩绒兔。然后再委托大型毛纺企业的技术部门、有关研发机构联合攻关，经过上百次试验，研制出天然彩色精纺兔绒纱。再利用毛纺织企业先进的设备，委托精纺彩兔绒布料。拿着布料再与恒源祥、红领等著名服饰厂家合作，生产出多种服饰。最后让品牌专卖商展出、经销彩兔绒服饰。在这一产业链中，只有纺织、服装加工属于制造业，其余的研发、通讯、物流、展览、营销、交通等全是服务业。从这里可以看到和理解，发达国家为什么服务业能够占主导地位。
7．农业内部产业结构变化趋势
农业种植业的比重呈下降趋势，但生产水平却日益提高；畜牧业的比重逐渐增加；林业日益从单纯提供林产品资源转向注重生态环境保护；渔业比重稳步上升，正从单纯依靠捕捞转向适度捕捞与注重养殖。
8．通过高新技术开发形成战略性新兴产业趋势
