空间依赖_碳排放与人均收入的空间计量研究_许海平

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中国省际碳排放效率的空间计量

中国省际碳排放效率的空间计量马大来;陈仲常;王玲【摘要】本文基于至强有效前沿的最小距离法测算了我国1998-2011年的省际CO2排放效率,这种方法的优点是效率达到生产前沿后在投入或产出方面所做出的改动最小.然后在此基础上分析了我国省际碳排放效率的区域差异性以及空间相关性,最后运用1998-2011年我国30个省份的面板数据,建立空间面板数据模型,对我国碳排放效率的影响因素进行了实证研究.研究结果表明:样本期内,我国省际碳排放效率表现出较大的省际差异性,东部沿海省份的平均碳排放效率显著高于内陆省份.分地区看,东部地区的碳排放效率走势相对平稳,全国及中西部地区的碳排放效率则呈现出“U”型曲线的走势,并且东部地区的碳排放效率明显要高于中西部地区;空间自相关Moran'sI检验显示,省际碳排放效率在空间上存在着显著的空间自相关性,具有明显的集群趋势,而空间LISA图则表明省际碳排放效率不仅具有空间依赖性的特征,同时也有空间异质性的表现;经济规模、工业结构和能源消费结构对碳排放效率造成了较大的负面影响,对外开放、企业所有制结构以及政府干预对碳排放效率有正向影响,而产业结构对碳排放效率的影响则不显著.因此,对于将来中国提高碳排放效率工作的重点应该是实现经济增长模式由粗放型向集约型的转变,着重调整工业结构和能源消费结构,同时进一步提升对外开放的质量,加强政府的碳减排工作力度.【期刊名称】《中国人口·资源与环境》【年(卷),期】2015(025)001【总页数】11页(P67-77)【关键词】碳排放效率;空间计量;至强有效前沿的最小距离法【作者】马大来;陈仲常;王玲【作者单位】重庆大学经济与工商管理学院,重庆400044;重庆大学公共管理学院,重庆400044;重庆大学经济与工商管理学院,重庆400044【正文语种】中文【中图分类】F224.3自英国2003年提出发展“低碳经济”的倡导以来，减少CO2排放量，提高碳排放效率，发展低碳经济已经成为世界各国的共识。

基于多源数据的能源消费碳排放时空格局及影响因素

煤炭消费比重较高的地区碳排放量较高。
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石油消费比重与能源消费碳排放
石油消费比重较高的地区碳排放量也较高。
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天然气消费比重与能源消费碳排放
天然气消费比重提高可以减少煤炭和石油的消费，从而减少碳排放量。
能源利用效率对能源消费碳排放的影响
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提高能源利用效源消费碳排放进行了大量研究，包括碳排放的核算、影响因素分析、减排政策等。
国内学者主要采用计量经济学模型、空间分析等方法对能源消费碳排放进行研究。
多源数据应用
国内学者开始尝试将多源数据应用于能源消费碳排放研究，如卫星遥感数据、统计数据等。
国外研究现状
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碳排放核算体系
THANKS
谢谢您的观看
中国碳排放现状
中国是全球碳排放量最大的国家之一，研究其碳排放时空格局及影响因素具有重要意义。
多源数据融合
随着数据来源的多样化，多源数据融合成为研究碳排放时空格局的重要手段。
研究意义
推动可持续发展
通过研究碳排放时空格局及影响因素，可以为政策制定者提供科学依据，从而推动可持续
发展。
促进能源结构调整
能源利用效率提高可以减少能源消耗和碳排放量。
产业结构对能源消费碳排放的影响
产业结构调整与能源消费碳排放
产业结构调整可以促进能源消费结构的优化，从而减少碳排放量。
不同产业对能源消费碳排放的影响
不同产业对能源的需求和利用方式不同，对碳排放的影响也不同。
能源消费结构对能源消费碳排放的影响
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煤炭消费比重与能源消费碳排放
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能源利用效率提高的途径包括技术进步、设备更新和管理优化等。

履职尽责谋发展_踔厉奋发新征程

履职尽责谋发展踔厉奋发新征程储建平委员：建设低碳城市是落实“双碳”目标的有效途径中央提出：我国到2025年，非化石能源消费比重达到20%左右；到2060年，非化石能源消费比重达到80%以上。

而现实是，2019年我国非化石能源占能源消费比重仅为15.3%，80%以上的新增能源需求仍由化石能源满足。

2020年，我区煤炭消费约占能源消费总量81%，能耗强度和碳排放强度均为全国第一。

落实双碳目标，路在何方？近期，乌海市的低碳转型探索，就是一条新路。

来自乌海市的试验乌海市将自然能源智慧（GEIS）系统运用到建筑、温室农业领域和打造“APEC零碳示范村”等方面。

该系统将太阳能、太空能等自然能源收集、储存、转换之后为建筑提供冷、暖、热水、电力等综合能源，科技、体育组分组讨论会摄影/ 钟培源┃　聚　焦　┃实现了零排放、零能耗、零运行费用。

据测算，运行GEIS系统后，每百万平方米建筑可节约标准煤8万吨，减排二氧化碳24万吨。

双碳达标的必由之路目前，全国工业、交通、农业、城市能耗占能耗总量比重分别为60%、15%、3%、22%。

其中：工业非化石能源规模化、产业化的普遍应用不但存在着如调峰、远距离输送、储能、电网体制机制等问题，且从自身技术特性看，风电、光伏、光热、地热、潮汐能受限于昼夜和气象条件、自然条件等，不确定性大。

生物质能源供应源头分散，原料收集困难。

核电则存在核燃料资源限制和核安全问题，工业脱碳之旅道阻且长。

“零碳”交通的实现依靠氢能，氢能技术短期内难有突破且其应用造价昂贵，不易推广。

农业能耗仅占3%，减碳空间很小。

因此，借鉴乌海成功经验，通过推广应用GEIS系统来减少城市能耗，途径简单、前景广阔、空间巨大。

据测算，全部应用该系统建设低碳城市可降低全社会能耗的20%左右。

换言之，建设低碳城市是我区实现双碳达标的必由快捷之路。

在工商联、经济界别分组讨论会中，尹树高委员发言在民革、工会、少数民族界别分组讨论会中，道月泓委员发言在民进、文艺组分组讨论会中，陈国鸿委员发言┃　聚　焦　┃建设低碳城市所需的政策配套体系做好发展规划。

空间计量经济模型的理论与应用

空间计量经济模型的理论与应用第一部分空间计量经济模型介绍 (2)第二部分模型理论基础与原理 (5)第三部分空间相关性分析方法 (8)第四部分常用空间计量模型构建 (10)第五部分模型估计与检验方法 (14)第六部分应用案例与实证分析 (19)第七部分空间计量模型的局限性 (22)第八部分展望与未来研究方向 (25)第一部分空间计量经济模型介绍空间计量经济模型是一种将地理空间因素纳入传统经济学模型的分析方法，它通过在传统的线性模型中引入空间相关系数来考虑地区间的相互作用和影响。

这种模型起源于 20 世纪 70 年代，并逐渐成为经济学、地理学、城市规划等领域的重要工具。

本文将从理论与应用两个方面对空间计量经济模型进行详细介绍。

一、理论基础1.空间数据特性空间数据通常具有以下特点：(1)空间邻接性：相邻地区的变量之间往往存在相互影响。

(2)空间异质性：不同地区的自然环境、人文条件等差异会导致数据表现出不同的特性。

(3)空间相关性：同一地区内的多个变量之间可能存在着内在的联系，从而使得数据具有一定的空间自相关性。

2.空间计量模型的分类根据空间效应的不同，空间计量经济模型可分为两大类：(1)局部空间模型：这类模型关注的是单个区域的数据，如空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM），它们分别考虑了邻居地区的影响和空间内相关性的效果。

(2)全局空间模型：这类模型考虑的是整个研究区域的空间效应，如空间杜宾模型（SDM）和空间卡尔曼滤波模型（SKF），它们能够捕捉到区域间广泛存在的相互作用关系。

二、空间计量模型的构建1.空间权重矩阵在构建空间计量模型时，首先要确定空间权重矩阵。

空间权重矩阵用于衡量地区之间的空间关联程度，常见的有邻接矩阵、距离衰减矩阵等。

例如，在邻接矩阵中，如果两个地区相邻，则它们之间的权值为1；否则，权值为 0。

2.模型选择根据所要解决的问题和数据特点，可以选择相应的空间计量模型。

例如，当研究区域内部存在明显的空间自相关性时，可以采用空间误差模型或空间滞后模型；当研究区域之间的互动效应较强时，则应选用空间杜宾模型。

碳排放文献综述

1. 我国二氧化碳排放绩效的动态变化区域、差异及影响因素中国工业经济2010方法：用DEA构建Malmquist指数测算效率，用固定效应模型进行影响分析门伉也尸y计严：汁匕肝皿:朋才指标符号：-+++-2. 能源消耗、二氧化碳排放与中国工业的可持续发展陈诗一经济研究2009方法：普通面板回归模型In/k = 0i + + 阳 + 片目才+ 丙\nX>f+ 占〉j （J 3/ b〕_¥j InA^f +屁—J3. 生产中碳排放效率长期决定及其收敛性分析数量经济技术经济研究2010指标：R&D投入、能源价格、公共投资、对外开放度、产业结构、技术溢出4. 我国二氧化碳排放的影响因素：基于省级面板数据的研究南方经济2010启示：查一篇已下载含滞后项的英文SFA文献w n W 处面板数据模型指标：人均收入、能源消费结构、产业结构、工业结构（重工业总产值占工业总产值的比重）、城市化水平、时间趋势人均收入：在不同的收入阶段，人们对环境的要求有所不同，低收入阶段时，人们更关注物质生活，对环境的要求不高，而随着收入的提高，人们很可能转而更关注环境质量。

因此，两者之间很可能存在倒u型关。

这一理论也被称为环境库兹涅兹曲线假说。

能源消费结构：不同种类能源消费所产生的CO2排放量并不相同。

煤炭燃烧的CO2排放量是天然气的1.6倍，石油的1.2倍，而核电、水电、风电、太阳能等则是清洁能源，并不排放CO2。

各省煤炭消费量占该省一次能源消费总量的比重作为能源消费结构的代理变量。

城市化水平：1、城市化的推进需要进行大规模基础设施建设，需要消耗大量的钢铁和水泥，从而产生大量的C02排放。

2、城市化也改变人们的生活习惯，城市人口的能源消费要大大高于农村人口的能源消费，而能源消费的大幅度增加则是C02排放增加的主要原因。

本文以非农人口比重作为各省城市化水平的代理变量。

产业结构和工业结构：工业的能源消耗往往要比农业和第三产业高很多，特别是重工业,一般都是高耗能产业。

应用经济学硕士研究生培养方案

应用经济学硕士研究生培养方案(学科代码:0202)一、培养目标本学科致力于培养具有严谨求实的学术作风，德、智、体全面发展，具有坚定正确的政治方向，具有扎实的经济学理论基础、合理的知识结构和宽广的知识面，具有独立从事经济研究的能力，能胜任经济类课程的教学，能胜任实际经济工作。

较为熟练地掌握一门外语并能阅读本学科的外文资料;毕业后可承担本学科的教学、科研工作和中高层次的经济管理工作;具有健康的心理和体魄。

二、学科专业1、区域经济学2、数量经济学3、财政学(含税收学)4、产业经济学5、统计学三、学习年限及应修学分全日制硕士研究生的学习年限一般为3年。

在完成培养要求的前提下，对少数学业优秀、科研成果突出的硕士生，可申请提前毕业，提前期一般不超过1年。

如确需延长学习年限的，延长期一般不超过1年。

至少须修满35学分，其中，课程学习32学分，实践环节3学分。

四、课程设置及考核方式(具体见课程设置与教学计划表)实践环节由科研实践和教学实践组成，科研实践必须参加校内外相关学科学术会议1次，撰写心得体会一份(计1学分);选听学科前沿系列讲座1次，至少6学时;撰写相关文献综述一份(计1学分)。

教学实践必须听课30学时，讲课30学时，提交教学大纲一份(计1学分)。

科研实践和教学实践均由导师负责考核。

五、培养方式研究生由导师及导师小组全面负责培养，以导师指导和本学科教师集体培养相结合为原则，建立和完善有利于学术群体作用的培养机制。

课程学习和研究并重;专业课的学习采取系统讲授、重点辅导、讨论讲座以及任课教师制定参考文献、书目，学习阅读后写综述和评论等多种形式。

加强研究生的自学能力、表达能力、写作能力、实际工作能力等的训练和培养。

六、学位(毕业)论文研究生在修完全部学位课程和修满所要求的总学分后，要在导师的指导下，进行学位(毕业)论文的研撰，由硕士研究生独立完成，论文写作时间不少于一年。

论文选题必须经过充分调查研究，查阅相关的文献，了解国内外本领域的研究历史和现状，选择本学科内有重要学术价值和实用价值、研究基础较为薄弱的问题，或能为解决当前、当地经济和社会发展的热点、难点问题以及为政府决策提供借鉴的问题作为论文选题;研究生确定了论文选题后，在论文写作之前，必须撰写开题报告，开题报告应包括论文选题的理由或意义、国内外有关该论题研究的现状及趋势、本人的详细研究计划、写作提纲、主要参考文献等内容。

空间依赖、碳排放与人均收入的空间计量研究

ＥＣ的稳健性。发现，氧化碳的ＥＫ不依赖于数据的Ｋ二Ｃ
变换；经合组织国家的经济增长和二氧化碳呈现 “ ｕ” 倒型关系。ＴｏＳｎ，ＴｎｇｏＺｅｇｉｎＴｎ也发现ａｏｇｉｇｕｈｎ，Ｌａｕｏｇ１８９５—２００５年中国的废气，水和固体废物与人均ＧＤ废Ｐ
果忽略了这种客观存在的空间依赖，易导致模型设定出容
现偏误，使得研究结论缺乏应有的解释力。本文从空间依赖视角重新考察人均收入与碳排放之间的动态关系，以期能更全面客观地反映经济现实，并对现有的研究文献作进
中国人口・源与环境资
２１０２年
第９期
ＳｇｉＳａｌ于ＥＣ曲线认为这种模式可能的解释是ｉｄｔｇ。基ｒ。Ｋ在经济发展的进程中，清洁的农业经济到污染的工业经从济，到清洁的服务经济。这种趋势的转变是得以高收入再
Ｃｐｌｎｏｅａｄ和Ｍ．Ｓｏａｌｒ阐述了国际商品市场的开ｃｔＴｙｏｔ
量有更高的偏好。ＭａｚＧｌｏｉＡｅｓｎｒＬｎａｒｏａｅｔ，ｌａｄｏａｚ，ｉｔｓＦａｃｓｏＰｕｉ在不同参数设置和数据条件下重新估计ｒｎｅｃａｌ
的分析方法或者常规面板数据普通最小二乘法（Ｌ）ＯＳ估
的提高是减少的。国内，下海、玲铮，献金、魏余吴邓

中国服务业碳排放强度时空格局及影响因素

中国服务业碳排放强度时空格局及影响因素作者：王凯唐小惠甘畅刘浩龙来源：《中国人口·资源与环境》2021年第08期摘要服务业碳排放强度是衡量服务业生态文明建设质量的重要标尺。

首先，基于IPCC碳排放核算方法对1995—2018年中国服务业碳排放强度进行测算；其次，运用空间自相关分析探讨中国服务业碳排放强度的空间关联特征；最后，借助EKC曲线和IPAT模型，以人口密度、经济发展水平、技术水平、产业结构和能源结构为解释变量，运用地理加权回归模型对中国服务业碳排放强度进行影响因素分析。

研究结果表明：①1995—2018年中国服务业碳排放强度均值由1. 43 t/万元下降至0. 22 t/万元，年均降幅为3. 53%，1995—2000年为高速下降阶段，2000—2018年为缓慢下降阶段；空间上呈现出“北高南低、西高东低”的分布格局，多数省份的服务业碳排放强度低于全国平均水平。

②中国服务业碳排放强度存在显著空间正向相关性，表现为先增强后减弱再增强的演变特征；空间关联类型以H-H型集聚和L-L型集聚为主，空间关联格局优化趋向显著，L-H型集聚和H-L型集聚的省份不断减少，L-L型集聚的省份不断增多。

③各影响因素对服务业碳排放强度均存在显著影响，产业结构和能源结构产生正向影响，人口集聚、经济发展水平和技术水平产生负向影响；影响程度由强到弱依次为技术水平、产业结构、能源结构、经济发展水平和人口密度。

因此，各级政府应通过自下而上落实各项节能减排举措、建立健全区域协作机制、提高资源配置效率等途径谋求服务业低碳化发展。

关键词服务业；碳排放强度；时空格局；影响因素；地理加权回归中图分类号F719文献标识码A文章编号1002-2104（2021）08-0023-09DOI：10.12062/cpre. 20200435基金项目：湖南省自然科学基金项目“世界遗产地景区企业低碳行为的影响机理及优化路径：张家界案例”（批准号：2018JJ2259）；湖南省国内一流培育学科建设项目“地理学”（批准号：5010002）。

海岛碳排放核算与时空特征——以东山岛为例

第４４卷第６期２０２４年３月生态学报ＡＣＴＡＥＣＯＬＯＧＩＣＡＳＩＮＩＣＡＶｏｌ．４４，Ｎｏ．６Ｍａｒ．，２０２４基金项目：福建农林大学林学高峰学科建设项目（７２２０２２００２０５）；福建省海岛资源生态监测与保护利用重点实验室开放基金（２０２２ＺＤ０４）收稿日期：２０２３⁃０４⁃１０；㊀㊀网络出版日期：２０２３⁃１２⁃２２∗通讯作者Ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇａｕｔｈｏｒ．Ｅ⁃ｍａｉｌ：ｌｙｗｕ２００１＠１６３．ｃｏｍＤＯＩ：１０．２０１０３／ｊ．ｓｔｘｂ．２０２３０４１００７２３赵佳文，晁云舒，肖兰，闫思嘉，游巍斌，徐道炜，巫丽芸．海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例．生态学报，２０２４，４４（６）：２２１６⁃２２２７．ＺｈａｏＪＷ，ＣｈａｏＹＳ，ＸｉａｏＬ，ＹａｎＳＪ，ＹｏｕＷＢ，ＸｕＤＷ，ＷｕＬＹ．Ｃａｌｃｕｌａｔｉｏｎｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎａｎｄｉｔｓｓｐａｔｉｏ⁃ｔｅｍｐｏｒａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓｉｎＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄ，ＦｕｊｉａｎＰｒｏｖｉｎｃｅ．ＡｃｔａＥｃｏｌｏｇｉｃａＳｉｎｉｃａ，２０２４，４４（６）：２２１６⁃２２２７．海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例赵佳文１，３，晁云舒１，３，肖㊀兰４，５，闫思嘉１，３，游巍斌２，３，徐道炜２，巫丽芸２，３，∗１福建农林大学林学院，福州㊀３５０００２２福建农林大学菌草与生态学院，福州㊀３５０００２３福建省南方森林资源与环境工程技术研究中心，福州㊀３５０００２４自然资源部海岛研究中心，平潭㊀３５０４００５福建省海岛资源生态监测与保护利用重点实验室，平潭㊀３５０４００摘要：把握地区碳信息发展动态是开展区域碳平衡规划的科学基础㊂以统计年鉴数据为基础，对东山岛２０１２２０２１年整体及各产业的直接碳排放量进行核算，同时，将产业与土地利用结合，分析其空间表现形态，运用核密度分析和克里金法分析碳排放源的空间影响，采用高斯烟羽模型对工业点源的碳排放扩散进行空间模拟，通过渔网和人口修正的方法分析海岛碳排放的空间分异，以此探讨海岛碳排放的空间分布和空间影响特征㊂结果显示，工业是东山岛的首要碳排放源，２０２１年工业碳排放量的大幅下降表明能源种类的转换对于工业碳减排具有重要作用；渔业碳排放量总体占比２５％左右，是海岛地区不容忽视的碳排放源之一㊂在空间分布方面，东山岛综合碳排放的空间分布呈点状聚集，面状扩散的基本特征，工业碳排放对周围地区的影响最大，往往形成以工业碳排放源点为中心的碳排放热点核心区，其次碳排放量较高的地区为人口聚集区，丘陵区的碳排放量最低，不同土地利用类型之间形成碳排放的交叉过渡区㊂最后，本文从碳排放空间影响的视角出发，根据不同形态的碳排放源提出包围㊁伴随和介入的碳汇空间规划策略，这对区域的低碳规划具有一定参考意义㊂关键词：海岛；东山岛；克里金法；高斯烟羽模型；时空特征Ｃａｌｃｕｌａｔｉｏｎｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎａｎｄｉｔｓｓｐａｔｉｏ⁃ｔｅｍｐｏｒａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓｉｎＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄ，ＦｕｊｉａｎＰｒｏｖｉｎｃｅＺＨＡＯＪｉａｗｅｎ１，３，ＣＨＡＯＹｕｎｓｈｕ１，３，ＸＩＡＯＬａｎ４，５，ＹＡＮＳｉｊｉａ１，３，ＹＯＵＷｅｉｂｉｎ２，３，ＸＵＤａｏｗｅｉ２，ＷＵＬｉｙｕｎ２，３，∗１ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＦｏｒｅｓｔｒｙ，ＦｕｊｉａｎＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅａｎｄＦｏｒｅｓｔｒｙＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｆｕｚｈｏｕ３５０００２，Ｃｈｉｎａ２ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＪｕｎｃａｏＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＥｃｏｌｏｇｙ，ＦｕｊｉａｎＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌａｎｄＦｏｒｅｓｔｒｙＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｆｕｚｈｏｕ３５０００２，Ｃｈｉｎａ３ＦｕｊｉａｎＳｏｕｔｈｅｒｎＦｏｒｅｓｔＲｅｓｏｕｒｃｅｓａｎｄＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＥｎｇｉｎｅｅｒｉｎｇＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒ，Ｆｕｚｈｏｕ３５０００２，Ｃｈｉｎａ４ＩｓｌａｎｄＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒ，ＭｉｎｉｓｔｒｙｏｆＮａｔｕｒａｌＲｅｓｏｕｒｃｅｓ，Ｐｉｎｇｔａｎ３５０４００，Ｃｈｉｎａ５ＦｕｊｉａｎＫｅｙＬａｂｏｒａｔｏｒｙｏｆＩｓｌａｎｄＭｏｎｉｔｏｒｉｎｇａｎｄＥｃｏｌｏｇｉｃａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，Ｐｉｎｇｔａｎ３５０４００，ＣｈｉｎａＡｂｓｔｒａｃｔ：Ｇｒａｓｐｉｎｇｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｄｙｎａｍｉｃｓｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｃａｒｂｏｎｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎｉｓｔｈｅｓｃｉｅｎｔｉｆｉｃｂａｓｉｓｆｏｒｃａｒｒｙｉｎｇｏｕｔｒｅｇｉｏｎａｌｃａｒｂｏｎｂａｌａｎｃｅｐｌａｎｎｉｎｇ．Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌｙｅａｒｂｏｏｋｄａｔａ，ｔｈｅｄｉｒｅｃｔｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｆＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄ，ＦｕｊｉａｎＰｒｏｖｉｎｃｅａｓａｗｈｏｌｅａｎｄｅａｃｈｉｎｄｕｓｔｒｙｆｒｏｍ２０１２２０２１ｗｅｒｅｃａｃｕｌａｔｅｄ．Ａｔｔｈｅｓａｍｅｔｉｍｅ，ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓａｎｄｌａｎｄｕｓｅｗｅｒｅｃｏｍｂｉｎｅｄｔｏａｎａｌｙｚｅｔｈｅｉｒｓｐａｔｉａｌｐａｔｔｅｒｎｓ．ＫｅｒｎｅｌＤｅｎｓｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓａｎｄｔｈｅＫｒｉｇｉｎｇｍｅｔｈｏｄｗｅｒｅａｐｐｌｉｅｄｔｏａｎａｌｙｚｅｔｈｅｓｐａｔｉａｌｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｕｒｃｅｓ．ＴｈｅＧａｕｓｓｉａｎｐｌｕｍｅｍｏｄｅｌｗａｓｕｓｅｄｔｏｓｐａｔｉａｌｌｙｓｉｍｕｌａｔｅｔｈｅｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｐｏｉｎｔｓｏｕｒｃｅｓ．ＴｈｅｓｐａｔｉａｌｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｔｉｏｎｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｏｆｔｈｅＤｏｎｇｓｈａｎｉｓｌａｎｄｗａｓａｎａｌｙｚｅｄｂｙｔｈｅｍｅｔｈｏｄｏｆｆｉｓｈｉｎｇｎｅｔｓａｎｄｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ，ｉｎｏｒｄｅｒｔｏｅｘｐｌｏｒｅｔｈｅｓｐａｔｉａｌｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎａｎｄｓｐａｔｉａｌｉｎｆｌｕｅｎｃｅｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｏｎｔｈｅＩｓｌａｎｄ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｅｄｔｈａｔｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｓｔｈｅｐｒｉｍａｒｙｓｏｕｒｃｅｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓ．Ｔｈｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｄｅｃｒｅａｓｅｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｉｎ２０２１ｉｎｄｉｃａｔｅｄｔｈａｔｔｈｅｃｏｎｖｅｒｓｉｏｎｏｆｅｎｅｒｇｙｔｙｐｅｓｐｌａｙｅｄａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｒｏｌｅｉｎｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｒｅｄｕｃｔｉｏｎ．Ｔｈｅｏｖｅｒａｌｌｓｈａｒｅｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｆｒｏｍｆｉｓｈｅｒｉｅｓｗａｓａｂｏｕｔ２５％，ｗｈｉｃｈｗａｓｏｎｅｏｆｔｈｅｓｏｕｒｃｅｓｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｔｈａｔｃｏｕｌｄｎｏｔｂｅｉｇｎｏｒｅｄｉｎｔｈｅＩｓｌａｎｄａｒｅａ．ＴｈｅｓｐａｔｉａｌｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｉｎｔｅｇｒａｔｅｄｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｎＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄｈａｄｔｈｅｂａｓｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓｏｆｐｏｉｎｔ⁃ｌｉｋｅａｇｇｒｅｇａｔｉｏｎａｎｄｓｕｒｆａｃｅ⁃ｌｉｋｅｄｉｆｆｕｓｉｏｎ．Ｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｈａｄｔｈｅｇｒｅａｔｅｓｔｉｍｐａｃｔｏｎｔｈｅｓｕｒｒｏｕｎｄｉｎｇａｒｅａｓ，ｏｆｔｅｎｆｏｒｍｉｎｇａｃｏｒｅａｒｅａｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｈｏｔｓｐｏｔｓｃｅｎｔｅｒｅｄｏｎｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｕｒｃｅｐｏｉｎｔｓ．Ｔｈｉｓｗａｓｆｏｌｌｏｗｅｄｂｙａｒｅａｓｗｉｔｈｈｉｇｈｅｒｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓａｓｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｇａｔｈｅｒｉｎｇａｒｅａｓ，ｈｉｌｌｙａｒｅａｓｗｉｔｈｔｈｅｌｏｗｅｓｔｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓ．Ａｃｒｏｓｓ⁃ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｚｏｎｅｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｗａｓｆｏｒｍｅｄｂｅｔｗｅｅｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｌａｎｄｕｓｅｔｙｐｅｓ．Ｆｉｎａｌｌｙ，ｆｒｏｍｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆｓｐａｔｉａｌｉｍｐａｃｔｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｐｒｏｐｏｓｅｄｔｈｅｓｐａｔｉａｌｐｌａｎｎｉｎｇｓｔｒａｔｅｇｉｅｓｏｆｅｎｃｉｒｃｌｉｎｇ，ａｃｃｏｍｐａｎｙｉｎｇ，ａｎｄｉｎｔｅｒｖｅｎｉｎｇｃａｒｂｏｎｓｉｎｋｓａｃｃｏｒｄｉｎｇｔｏｄｉｆｆｅｒｅｎｔｆｏｒｍｓｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｕｒｃｅｓ，ｗｈｉｃｈｃｏｕｌｄｓｅｒｖｅａｓａｒｅｆｅｒｅｎｃｅｆｏｒｒｅｇｉｏｎａｌｌｏｗｃａｒｂｏｎｐｌａｎｎｉｎｇ．ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｓｅａｉｓｌａｎｄ；ＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄ；Ｋｒｉｇｉｎｇ；Ｇａｕｓｓｉａｎｐｌｕｍｅｍｏｄｅｌ；ｓｐａｔｉａｌａｎｄｔｅｍｐｏｒａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ全球气候变化已成为当前不容忽视的重要议题㊂煤炭㊁石油和天然气等化石燃料的燃烧是迄今为止造成全球气候变化的最主要原因，占全球温室气体排放的７５％以上，占所有二氧化碳排放的近９０％㊂海岛是一类特殊的地域单元，拥有特有的经济模式和生态特征㊂它依托于海洋生物和矿物资源发展的海洋渔业和海洋工业，都形成了海岛独特的产业结构，带来特有的碳排放特征㊂特定的人类活动轨迹作用于相对独立的海岛空间，形成独特的碳排放空间特征，并自成系统㊂海岛生态系统的脆弱性必然导致其自然碳汇能力较弱，为减少碳外溢，向低碳经济转型是海洋经济为主导的海岛系统的必然选择㊂那么准确了解海岛碳排放时空动态特征成为所有碳问题研究的科学基础㊂关于区域碳排放在全球［１］㊁国家［２］㊁省际［３］㊁主体功能区［４］㊁县市［５］㊁格网［６］等尺度均有较多的研究，多从土地利用［７］㊁产业［８１１］㊁能源［１２］等单一视角出发，碳排放空间方面的研究如城市间碳排放差异［１３］㊁碳收支［１４］及碳溢出［１５］等问题多集中在较大的研究范围，缺乏对县级小尺度区域内部碳排放的综合核算及其空间分异研究㊂目前国内外关于海岛碳排放的相关研究仅有少量案例可供参考，Ｃａｍｉｌｌｅｒｉ⁃Ｆｅｎｅｃｈ等［１６］关注小岛屿的废物管理过程中的碳问题，国内偏向关注海岛产业碳排放核算［１７１８］以及运用模型对海岛地区碳排放影响因素进行研究［１９２１］㊂因此，对于海岛碳排放的核算及其空间分布研究十分不充分㊂本文以县级海岛东山岛为研究区，对其２０１２２０２１共１０年间各产业的直接碳排放量进行总体核算，同时，将产业碳排放与土地利用结合，构建海岛碳排放源的空间结构㊂考虑到夜间灯光数据反演方法［２２２３］在小尺度区域应用中分辨率不足的问题，本文通过核密度分析㊁克里金法㊁高斯烟羽模型㊁渔网等方法对海岛碳排放空间分布和影响特征进行分析，希望探讨东山岛不同产业的碳排放时间变化特征，并探索不同空间形态的碳排放源呈现的空间特征，模拟其对周围所产生的空间影响，并最终掌握东山岛综合碳排放时空分布特征，为今后海岛区域碳收支平衡研究的空间规划提供科学基础㊂１㊀研究区概况与数据来源１．１㊀研究区概况东山岛隶属于福建省漳州市东山县，面积２２０ｋｍ２，是福建省第二大岛，中国第七大岛，是东南沿海县级岛屿的典型代表㊂其位置介于福建厦门和广东汕头之间，东濒台湾海峡，为福建㊁广东㊁台湾三省交接地带，地理位置重要㊂东山岛地处亚热带季风气候区，水热条件优良，但多大风天气，生态环境脆弱，地貌结构相对简单，７１２２㊀６期㊀㊀㊀赵佳文㊀等：海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例㊀土壤类型中风沙土比例较大，植被以人工次生林为主，林分结构单一，森林覆盖率为２７．９％㊂东山岛区位及土地利用如图１所示㊂图１㊀东山岛区位和土地利用图Ｆｉｇ．１㊀ＬｏｃａｔｉｏｎａｎｄｌａｎｄｕｓｅｍａｐｏｆＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄ东山县辖一个国家级经济技术开发区和７个镇级人民政府，第七次全国人口普查数据为２１９５１１人，人口及各类产业集中分布于主岛东山岛㊂东山岛三次产业结构以第二产业为主，其中的规模工业为玻璃建材和水产品加工业，拥有全国最大的优质硅砂生产基地；其东南海域是著名的闽南渔场和粤东渔场交汇处，因此，东山岛海水养殖产业发展良好，水产品养殖面积７５９８ｈａ，已成为全国最大的鲍鱼养殖基地；滨海旅游资源丰富，旅游业是第三产业的主要发展方向，根据‘东山城乡总体规划（２０１１２０３０年）“，东山县总体发展目标为国际旅游海岛㊂１．２㊀数据来源东山岛底图来自国家基础地理信息中心官方网站公众版１ʒ２５万矢量地图数据，新图号为ｆ５０ｃ００１００３㊂工厂相关数据来自爱企查ＡＰＰ，利用百度地图拾取坐标系统获取其坐标；道路数据来自ＯｐｅｎＳｔｒｅｅｔＭａｐ网站（ｈｔｔｐｓ：／／ｗｗｗ．ｏｐｅｎｓｔｒｅｅｔｍａｐ．ｏｒｇ／）；土地利用数据来自ＧｌｏｂｅＬａｎｄ３０网站（ｈｔｔｐ：／／ｇｌｏｂａｌｌａｎｄｃｏｖｅｒ．ｃｏｍ／），提取其中耕地㊁水体㊁近海水域和人造地表４种土地利用类型作为碳排放源地；人口数据来自Ｗｏｒｌｄｐｏｐ（ｈｔｔｐｓ：／／ｗｗｗ．ｗｏｒｌｄｐｏｐ．ｏｒｇ／）网站㊂能源消费数据与各产业的经济数据来自２０１２２０２１年东山统计年鉴及漳州市统计年鉴㊂２㊀研究方法２．１㊀碳排放源梳理与碳排放核算对东山岛碳排放源进行调查，选定合适的碳排放核算方法，通过碳排放量的整体核算为碳排放空间特征分析提供数据基础㊂为便于追踪排放源，本文所计算的均为直接碳排放，文中所提到的碳排放亦均指直接碳排放㊂作为人居海岛，东山岛的碳排放主要来自人类活动过程中能源消耗所产生的碳排放，而产业是人类活动的集中体现，因此选定产业的能源消耗数据作为区域碳排放计算的基础㊂根据‘国民经济行业分类“（ＧＢ／Ｔ４７５４２０１７），结合东山统计年鉴数据对东山岛碳排放源进行梳理，东山岛碳排放主要来自农业㊁畜牧业㊁渔业㊁工业㊁建筑业㊁交通运输仓储和邮政业以及住宿和餐饮业，对各产业生产和运行过程中的直接碳排放量进行核算㊂８１２２㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀４４卷㊀２．１．１㊀第二㊁三产业碳排放核算参考国家发展和改革委员会发布的‘工业其他行业企业温室气体排放核算方法与报告指南（试行）“，燃料燃烧二氧化碳排放量主要基于分品种的化石燃料燃烧量㊁单位燃料的含碳量和碳氧化率计算得到，因此第二㊁三产业碳排放的计算公式为：Ｃ＝ðｉＡＤｉˑＣＣｉˑＯＦｉˑ４４１２æèçöø÷＋ＡＤ电ˑθ（１）式中，Ｃ为各类化石能源燃烧碳排放总量；ｉ为化石能源的种类；ＡＤｉ为化石燃料ｉ的消费量，固体燃料以ｔ为单位，气体燃料以万ｍ３为单位；ＣＣｉ为化石燃料ｉ的含碳量；ＯＦｉ为化石燃料ｉ的碳氧化率㊂以电力消耗数据对建筑业与住宿和餐饮业的直接碳排放量进行核算㊂各类化石燃料的排放因子数据参照‘工业其他行业企业温室气体排放核算方法与报告指南（试行）“，电力碳排放因子参照生态环境部文件２０１８年福建省电网平均ＣＯ２排放因子，取值０．３９１０ｋｇＣＯ２／ｋＷｈ㊂２．１．２㊀交通碳排放核算东山岛交通运输方式以公路为主，由于交通能源消耗的数据难以获得，因此使用标准煤算法［２４］测度其交通碳排放，计算公式为：Ｃｉｊ＝ＧＤＰｉｊˑγｉｊˑＥＦˑ４４１２（２）式中，Ｃｉｊ㊁ＧＤＰｉｊ㊁γｉｊ分别是第ｉ个研究单元第ｊ年的碳排放总量㊁ＧＤＰ总量和ＧＤＰ能耗系数；ＥＦ值采用国家发改委能源研究所的推荐值０．６７ｔ／ｔｃｅ，４４／１２为ＣＯ２与Ｃ的分子量之比㊂２．１．３㊀农牧业碳排放核算种植业碳排放是指农业生产过程中农业物资使用与农田土壤产生的碳排放，畜牧业碳排放主要包括反刍动物肠道发酵与粪便处理过程中产生的Ｎ２Ｏ与ＣＨ４的排放［２５］，具体计算公式为：Ｃ＝Ｃｒｅｓ＋Ｃｓｏｉｌ＋Ｃａｎｉｍａｌ（３）式中，Ｃ为东山岛农牧业总碳排放（ｔ）；Ｃｒｅｓ为农业物资投入产生的碳排放；Ｃｓｏｉｌ为农田土壤产生的碳排放；Ｃａｎｉｍａｌ为畜禽养殖产生的碳排放㊂Ｃｒｅｓ＝ðｉ＝１Ｌｉˑθｉ㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀（４）Ｃｓｏｉｌ＝ðｉ＝１Ｑｉˑμｉ（５）Ｃａｎｉｍａｌ＝ＣＣＨ４＋ＣＮ２Ｏ＝ðｉ＝１Ｎｉˑαｉ＋ðｉ＝１Ｎｉˑβｉ（６）式中，Ｌｉ为第ｉ类农资使用量（ｋｇ），θｉ为ｉ类农资的碳排放系数；Ｑｉ为ｉ类农田土壤面积（ｈｍ２），μｉ为ｉ类农田土壤ＣＨ４㊁Ｎ２Ｏ碳源因子排放系数经转化成标准碳后的碳排放系数；αｉ和βｉ表示第ｉ类牲畜所对应的ＣＨ４㊁Ｎ２Ｏ碳排放系数㊂本文所计算的均为ＣＯ２的排放量，故将计算结果乘以４４／１２以将Ｃ转换为ＣＯ２，同时根据２００７年ＩＰＣＣ发布的第四次评估报告进行置换，１ｔＣＨ４产生的温室气体等同于２５ｔＣＯ２，１ｔＮ２Ｏ产生的温室气体等同于２９８ｔＣＯ２㊂２．１．４㊀渔业碳排放核算渔业碳排放主要包括海洋捕捞和养殖两个生产过程中ＣＯ２的排放，结合相关参考文献［２６２７］，构建东山岛渔业碳排放计算架构，如下：Ｃ＝Ｃｆｉｓｈ＋Ｃｃｕｌ（７）式中，Ｃ为东山岛渔业总体碳排放；Ｃｆｉｓｈ表示海洋捕捞产生的碳排放量；Ｃｃｕｌ表示水产养殖设施能源消耗所产生的碳排放量㊂Ｃｆｉｓｈ＝ＰˑεˑＣＣ柴ˑＯＦ柴ˑ４４１２（８）９１２２㊀６期㊀㊀㊀赵佳文㊀等：海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例㊀Ｃｃｕｌ＝ＣＯＮ１＋ＣＯＮ２()ˑｅ电（９）式中，Ｐ为渔船功率（ｋｗ）；ε为渔船油耗转换系数（ｔ／ｋｗ）；ＣＣ柴为柴油的含碳量（ＧＪ／ｔ）；ＯＦ柴为柴油的碳氧化率（ｋｇ／ＧＪ）㊂ＣＯＮ１为增氧机的年耗电量（ｋｗｈ）；ＣＯＮ２为水泵的年耗电量（ｋｗｈ）；ｅ电为电力的碳排放系数㊂渔船油耗转换系数参照农业部印发的‘国内机动渔船油价补助用油量测算参考标准“进行计算㊂ＣＯＮ１＝Ｓˑ０．８ˑσˑｈ１㊀㊀㊀（１０）ＣＯＮ２＝Ｓˑａˑｗˑｈ２＋Ｃ()６０（１１）式中，Ｓ为养殖面积（ａ）；设使用增氧机的养殖面积为８０％；σ为每亩养殖面积的耗电量（ｋｗ／ａ）；ｈ１为每年增氧机的使用时间（ｈ）；ａ为平均水深，取值为１．５ｍ；ｗ为补水率，取值为２％；ｈ２为水泵使用时间（ｈ）；Ｃ为水体（ｍ３）㊂２．２㊀碳排放的空间分布特征及空间影响研究为便于分析区域碳排放的空间分布特征以及呈现出更好的空间可视化效果，基于数据的可获得性，同时考虑疫情影响，为更能体现常年状况，本文以疫情前的２０１９年数据为例，对碳排放源的空间分异㊁空间影响及扩散进行分析㊂２．２．１㊀碳排放源的空间结构分析将产业碳排放源与土地利用类型相结合，采用点线面三种空间表达形态反映碳排放源的空间结构㊂工业表现为点状，交通表现为线状，农畜业㊁渔业㊁建筑业㊁住宿和餐饮业表现为面状，具体对应关系如表１㊂点状排放源：结合东山统计年鉴与爱企查ＡＰＰ，筛选出１００个规模以上企业名单，并利用百度地图拾取坐标系统获取其坐标，将其落位到东山岛底图上㊂线状排放源：以东山岛现有的道路系统作为交通碳排放源，按照ＯｐｅｎＳｔｒｅｅｔＭａｐ数据中的道路分类情况，东山岛共包含１１种道路类型㊂面状排放源：东山岛渔业集中分布于近海水域，参照实际养殖面积，以岛屿海岸线为基础外推，其面积对应实际养殖面积，最终确定由岸线向外划定５００ｍ缓冲区，以缓冲区内的水体和近海水域作为渔业碳排放源地㊂农畜业㊁建筑业㊁住宿和餐饮业则通过土地利用类型图中相对应用地类型获取㊂表１㊀区域碳排放源的空间架构Ｔａｂｌｅ１㊀Ｓｐａｔｉａｌａｒｃｈｉｔｅｃｔｕｒｅｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｕｒｃｅｓ空间表达形式Ｓｐａｔｉａｌｅｘｐｒｅｓｓｉｏｎ产业Ｉｎｄｕｓｔｒｙ土地利用类型Ｌａｎｄｕｓｅｔｙｐｅ点Ｐｏｉｎｔ工业工业区线Ｌｉｎｅ交通交通线面Ｐｏｌｙｇｏｎ农畜业耕地渔业水体＋近海水域建筑业人造地表住宿和餐饮业２．２．２㊀碳排放的空间影响分析碳排放对周围区域的影响符合距离衰减原理，碳排放源地周围影响最大，距离越远影响则越小㊂同时，碳排放源的不同形态对周围产生的影响不同㊂不考虑其他影响气体扩散的因素时，工业碳排放源以工厂烟囱为圆点向四周扩散，碳排放量越大，影响的半径范围就越大；汽车在道路上行驶，形成交通线状的碳排放源，延伸扩展的范围更广；同一土地利用类型的面排放源具有相似性，同时其内部碳排放具有不均衡性㊂为探究碳排放空间影响，本文采用核密度分析或地统计插值分析方法分别对点㊁线和面碳排放源的空间分布进行分析㊂核密度分析方法是指使用核函数根据点或折线要素计算每单位面积的量值以将各个点或折线拟合为光滑锥状表面的方法，用于计算要素在其周围邻域中的密度㊂运用核密度法对碳排放的点源和线源０２２２㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀４４卷㊀进行空间影响分析㊂地统计插值方法是指运用统计方法和数学方法，基于现有样本数据生成表面和评估预测的不确定性的方法㊂克里金法在研究空气质量区域分布特征中具有良好的整体插值精度［２８］，因此采用克里金法对碳排放的面源空间分布进行插值分析，以分析其在空间上的影响㊂２．２．３㊀综合碳排放的空间分布及差异分析由于碳排放核算为总体核算，东山岛属于县级行政区，以行政边界或土地利用为空间分布的单元尺度难以体现其内部差异性，为缩小尺度㊁提高碳排放空间分布的精确性，采用渔网进行降尺度空间划分，使得碳排放空间分布的最小单元落定到每一个格网㊂结合东山岛面积大小与精度问题确定１００ｍˑ１００ｍ的渔网大小㊂将点线面的碳排放数据分别转成格网尺度的面数据，三种格网面数据叠加汇总后得到东山岛格网尺度下的总体碳排放空间分布数据㊂通过划分格网降尺度会导致同一土地利用类型内部的格网碳排放数值出现等同，难以体现其内部的空间差异状况，因此采用人口因素影响下的碳排放空间分布对其进行修正，以弥补同一土地利用类型内部格网数值平均化的问题㊂人口规模与碳排放总规模具有显著的正相关关系［２９］，人口越密集的地区碳排放量越大，因此以每一格网内的人口数量为依据计算格网的碳排放量㊂运用协同克里金法，协同东山岛格网尺度与人口因素影响下的两个碳排放空间分布数据集进行插值分析，得到东山岛综合碳排放空间分布图并分析其空间差异㊂２．２．４㊀工业碳排放源的空间扩散模拟作为季风区海岛，风力在碳排放的扩散中起着非常重要的作用㊂为探究工业点源碳排放在风力影响下的扩散状况，采用高斯烟羽模型对其向下风向扩散的距离及浓度状况进行模拟㊂参考相关文献［３０］，关于ＣＯ２扩散做出如下假设：ＣＯ２源强均匀连续；风速均匀稳定，风向平直；烟羽中ＣＯ２浓度在水平方向和垂直方向都遵循高斯分布；ＣＯ２在扩散过程中质量守恒㊂具体高斯烟羽模型方程为：ｃｘ，ｙ，ｚ，Ｈ()＝Ｑ２π μσｙσｚｅｘｐ－ｙ２２σ２ｙæèçöø÷ｅｘｐ－ｚ－Ｈ()２２σ２ｚéëêêùûúú＋ｅｘｐ－ｚ＋Ｈ()２２σ２ｚéëêêùûúú{}（１２）式中，ｃ为污染物浓度（ｋｇ／ｍ３），Ｑ为源强（ｋｇ／ｓ）， μ为泄露高度的平均风速（ｍ／ｓ），ｙ㊁ｚ分别为用浓度标准偏差表示的ｙ轴及ｚ轴上的扩散参数，Ｈ为泄露有效高度（ｍ）㊂相关的风速㊁云量等气候数据来自ｗｅａｔｈｅｒｓｐａｒｋ网站（ｈｔｔｐｓ：／／ｗｅａｔｈｅｒｓｐａｒｋ．ｃｏｍ／），采用经过修正的Ｐａｓｑｕｉｌｌ稳定度分级法，通过查表的方式获得大气稳定度等级和扩散系数，运用ＭＡＴＬＡＢ进行计算仿真㊂３㊀结果与分析３．１㊀碳排放量核算结果分析以能源㊁电力等数据为基础，对东山岛２０１２２０２１共１０年间工业㊁交通㊁农畜业㊁渔业㊁建筑业㊁住宿和餐饮业等产业的碳排放量进行核算，结果如表２所示㊂表２㊀２０１２—２０２１年东山岛碳排放核算结果Ｔａｂｌｅ２㊀ＣａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎａｃｃｏｕｎｔｉｎｇｒｅｓｕｌｔｓｏｆＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄｆｒｏｍ２０１２ｔｏ２０２１碳排放量／（１０４ｔ）Ｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎ２０１２２０１３２０１４２０１５２０１６２０１７２０１８２０１９２０２０２０２１点Ｐｏｉｎｔ工业７１．５９９１．１８９８．８１１０２．３４１０４．３７８８．７８９４．１６１０８．３２１００．６２６１．３０线Ｌｉｎｅ交通７．２９８．１７９．０２８．８０８．２４８．３３４．７３４．８２６．６１７．１１面Ｐｏｌｙｇｏｎ农畜业５．２２５．２６５．３１４．９６４．９８５．０２４．６６４．４１４．３５４．９４渔业３９．８８４３．１７４５．８５４８．７１４６．７０４４．９３４２．４８４１．５４４１．１５４１．５８建筑业㊁住宿和餐饮业１４．４９１７．２６１９．７８２１．１６２３．８０２２．２７２５．２３３２．４７３４．９４３７．６７总Ｓｕｍ１３８．４６１６５．０４１７８．７６１８５．９８１８８．０９１６９．３４１７１．２５１９１．５７１８７．６６１５２．６１１２２２㊀６期㊀㊀㊀赵佳文㊀等：海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例㊀东山岛２０１２２０２１十年间ＣＯ２排放总量为１７２８．７７万ｔ，从图２碳排放总量折线图可以看出，年际变化趋势呈鞍型㊂２０１２年总体碳排放量最低，为１３８．４６万ｔ，２０１２至２０１６年间碳排放总量逐年递增，２０１７年略有下降，２０１９年总体碳排放量增至最高，达１９１．５７万ｔ，２０１９至２０２１年碳排放量逐年下降，其中２０２１年碳排放量相较上一年减少了１８．６８％，变化的直接原因来自工业碳排放的减少㊂工业能源消耗与产业发展㊁政府政策息息相关，依托丰富的海上风能资源，近年来福建省大力发展海上风电，‘东山县国民经济和社会发展第十四个五年规划和二ʻ三五年远景目标纲要“提出要加快电动东山建设，加快海上风电建设和光伏产业布局，努力探索新型电力系统发展愿景，这为区域能源低碳转型及双碳目标的实现提供了莫大的助力㊂图２㊀２０１２—２０２１年东山岛碳排放总量及各产业碳排放占比Ｆｉｇ．２㊀ＴｈｅｔｏｔａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｆＤｏｎｇｓｈａｎＩｓｌａｎｄａｎｄｔｈｅｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｏｆｖａｒｉｏｕｓｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｆｒｏｍ２０１２ｔｏ２０２１从各产业碳排放量来看，工业是东山岛的首要碳排放源，这与小岛屿国家的能源主导增长假说相一致［３１］㊂工业在碳减排方面具有极大的潜力㊂２０１２２０１６年，工业碳排放量呈稳步增长状态，总体占比保持在５５％左右，２０１９年工业碳排放量１０８．３２万ｔ，总体占比５６．５４％，达历年最高，２０２１年规模以上企业不再使用石油焦，东山岛工业碳排放总体占比降至４０．１７％，由此可见能源消费种类的转换对于工业碳减排具有重要作用㊂渔业碳排放量的总体占比为２５％左右，作为东山岛最为重要的第一产业，渔业碳排放也是海岛地区不容忽视的碳源之一，其中约８８％的碳排放来自海洋捕捞的油耗㊂建筑业㊁住宿和餐饮业碳排放呈递增趋势，总体占比几乎逐年提高，这与东山岛建筑㊁房地产以及旅游等产业的发展息息相关㊂东山岛交通碳排放量在总体碳排放中占比很低，主要原因在于岛屿面积小且交通运输以公路为主，总体交通体量小，而高铁东山岛站的修建势必会增加交通碳排放，因此应当提前做好高铁站能耗系统的低碳规划，优化建设投入和高铁园区的最优运行策略㊂受地形等因素影响，东山岛耕地面积少，农畜业难以大规模发展，因此农畜业碳排放一直处于较低水平且总体占比稳定㊂３．２㊀空间特征分析３．２．１㊀碳排放源点的空间特征分析东山岛以小微型企业为主，大型企业数量少㊂运用自然断点法将１００个规模以上的企业按照碳排放水平由低到高分为６个等级，其中有５５个企业属于第１等级，数量最多，第５等级包括３个企业，第６等级包括１个企业，因此企业间的碳排放量分布具有高度集中的特点㊂加之工厂区位的集聚，工业碳排放在空间分布上表现为集中分布于企业集聚地㊂由图３可以看到，东山岛工业的碳排放主要聚集在岛屿中部腹地与东北部地区，其他地区有零散分布，这与工厂的布局和规模密切相关㊂岛屿中部为西埔镇地区，西埔镇是东山县政府所２２２２㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀４４卷㊀在地，同时东山经济技术开发区也布局于此，２０２０年人口普查数据显示，西埔镇人口约占总人口的３０．１％，由此可见人口密集劳动力充足，且地势相对平坦开阔利于工厂的建造㊂东北部工厂多分布在沿海地区，以水产㊁食品产业居多，东山岛最大的玻璃工厂也布局于此㊂水产品加工是渔业关联产业，因此靠近渔港码头的地理位置有利于保证产品质量㊁提高运输时效性和减少运输成本㊂玻璃厂的沿海区位为原料与产品的运送提供了极为便利的海运条件，同时便于工业取水与污水处理㊂图３㊀工业碳排放分布及其核密度分析Ｆｉｇ．３㊀Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓａｎｄｉｔᶄｓｋｅｒｎｅｌｄｅｎｓｉｔｙｅｓｔｉｍａｔｅ由核密度分析图可以看到，东山岛形成了中部和东北部两个工业碳排放核心区㊂中部地区因处岛屿腹地，碳排放辐射影响范围更广，而东北部沿海地区碳排放的辐射范围部分位于海上，因此受不同季节风力因素的影响，碳排放影响也具有较大的季节差异性㊂运用高斯烟羽模型对东北部地区工厂ＣＯ２在风力作用下的扩散状况进行模拟，结果如图４所示㊂东山岛风向主要受季风和台湾海峡走向制约，１０月至翌年３月，东山岛东北部地区盛行东北季风，平均风力６．０４ｍ／ｓ；６８月东北部地区盛行西南季风，平均风力４．０８ｍ／ｓ，模拟结果如图４所示㊂由于东北季风的风速大于西南季风，因此东北季风影响下的扩散范围大于西南季风，左图下风向８０００ｍ距离处的ｙ轴扩散距离６００ｍ左右，而右图同样距离处的ｙ轴扩散距离约为４００ｍ；在扩散点源附近，左图中的ＣＯ２浓度低于右图，在下风向８０００ｍ距离处，左图的浓度高于右图，因此盛行东北季风的时节更有利于ＣＯ２的扩散㊂而东北季风的下风向为陆地，西南季风的下风向为海域，因此东北季风会增加陆地地区的ＣＯ２含量㊂图４㊀ＣＯ２扩散模拟结果Ｆｉｇ．４㊀ＣＯ２ｄｉｆｆｕｓｉｏｎｓｉｍｕｌａｔｉｏｎｒｅｓｕｌｔｓ３２２２㊀６期㊀㊀㊀赵佳文㊀等：海岛碳排放核算与时空特征以东山岛为例㊀３．２．２㊀碳排放线的空间特征分析根据ＯｐｅｎＳｔｒｅｅｔＭａｐＷｉｋｉ对各种道路类型的说明，结合我国‘公路工程技术标准“（ＪＴＧＢ０１２０１４）中道路等级划分标准，依据道路车流量确定不同类型的道路在交通碳排放分配中的比重㊂由图５可以看到，主要交通干线以及路网密集地区碳排放量更高；由核密度分析图可以看出，东山岛交通碳排放主要集中在中部地区，其次为东北部地区㊂中部碳排放最高的地区位于岛屿的中心位置，是东山岛重要的交通集散地，其碳排放量更高㊁影响范围也更大；东北部碳排放高区位于铜陵镇与康美镇的人口建筑物聚集区，也是热门旅行目的地，道路交通体系密集，人流量众多㊂两个高点之间有较为明显但偏向海岸的连接带，此处为旅游业重点开发区马銮湾和金銮湾所在地，基础设施建设力度大，大量酒店民宿集中此地；位于西北部的杏陈镇，由于靠近大陆一侧，是进出岛交通的必经之地，交通碳排放也相对较高㊂图５㊀交通碳排放分布及其核密度分析Ｆｉｇ．５㊀Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｔｒａｆｆｉｃｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓａｎｄｉｔᶄｓｋｅｒｎｅｌｄｅｎｓｉｔｙ图６㊀土地利用碳排放分布及其克里金分析Ｆｉｇ．６㊀Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｌａｎｄｕｓｅｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓａｎｄｉｔᶄｓｋｒｉｇｉｎｇａｎａｌｙｓｉｓ３．２．３㊀碳排放面的空间特征分析图６为土地利用碳排放的空间分布图，其中人造地表的碳排放量最高，其次为水体和近海水域，林地草地和灌木地的直接碳排放量为零㊂采用普通克里金法对土地利用碳排放可能向周围的扩散进行插值分析，可以看到土地利用碳排放有东北㊁中部和西北三个明显的高值地区，其中东北部和中部地区均为房屋建筑集聚区，４２２２㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀４４卷㊀。

《碳减排系统工程：理论方法与实践》随笔

《碳减排系统工程：理论方法与实践》阅读记录目录一、内容概括 (1)1. 背景介绍 (2)2. 阅读目的和意义 (3)二、碳减排系统工程概述 (3)1. 碳减排系统工程的定义 (5)2. 碳减排系统工程的重要性 (6)三、碳减排系统工程的理论基础 (7)1. 温室气体排放与气候变化关系理论 (8)2. 低碳经济与可持续发展理论 (9)3. 系统工程理论与方法 (10)四、碳减排系统工程技术方法 (12)1. 碳排放量核算与评估方法 (13)（1）碳排放量核算方法 (14)（2）碳排放量评估与预测方法 (16)2. 碳减排技术与方法分类 (17)（1）节能技术 (18)（2）清洁能源技术 (20)（3）碳捕获与存储技术 (21)一、内容概括在阅读《碳减排系统工程：理论方法与实践》这本书的过程中，我对书中的内容进行了全面的概括。

本书的主题聚焦于碳减排系统工程，旨在探讨碳减排的理论方法以及实际应用实践。

书中详细介绍了碳减排的背景和重要性，阐述了全球气候变化和碳排放的关联，以及碳减排对于环境保护和可持续发展的意义。

作者详细解读了碳减排系统工程的理论基础，包括碳排放的计量、监测以及管理的相关理论和方法。

书中重点介绍了碳减排系统工程在实践中的应用，作者通过多个实际案例，详细解析了碳减排系统工程在不同领域（如工业、建筑、交通等）的应用情况，以及实施过程中的关键步骤、挑战和解决方案。

书中还探讨了碳市场、碳交易以及相关政策法规对碳减排工作的影响。

本书总结了碳减排系统工程的成果与不足，并提出了未来的发展方向和研究重点。

实现碳减排目标需要政府、企业和社会各界的共同努力，需要不断推进技术创新和模式创新，以实现低碳社会的可持续发展。

通过阅读本书，我对碳减排系统工程有了更深入的了解，对于如何在实际操作中实施碳减排工程有了更清晰的认知。

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环保约谈制度促进了企业高质量发展吗

２０２２年第１期双月刊总第２５０期中南财经政法大学学报J O U R N A L O FZ HO N G N A N U N I V E R S I T Y O FE C O N OM I C SA N DL AWN o ．１,２０２２B i m o n t h l y S e r i a lN o ．２５０环保约谈制度促进了企业高质量发展吗吕康娟１,２㊀潘敏杰２㊀朱四伟２(１．上海大学悉尼工商学院,上海２０１８９９;２．上海大学经济学院,上海２００４４４)摘要:本文将２０１４年出台的环保约谈政策作为准自然实验,基于２００９~２０１８年地级市数据和重污染行业上市公司的数据,采用多期D I D 模型从城市和企业两个维度验证环保约谈制度对污染排放和企业高质量发展的影响.研究表明:环保约谈制度不仅显著降低了约谈地区的工业S O ２排放㊁工业废水排放以及雾霾污染,而且促进了约谈地区重污染企业的高质量发展,即环保约谈制度产生了强波特效应.机制检验表明,环保约谈制度主要通过技术创新效应和优化治理结构两条途径促进企业高质量发展.并且公众对企业的关注度越高,环保约谈制度对企业高质量发展的作用越显著.进一步研究发现,民营企业对环保约谈制度比较敏感;环保约谈制度对高融资约束企业全要素生产率的影响更为显著;环保约谈制度对企业全要素生产率的提升作用呈边际递减趋势.本文结论为更好地落实环保约谈政策,促进企业高质量发展提供了科学依据.关键词:环保约谈;企业高质量发展;准自然实验中图分类号:F ４２７㊀㊀文献标识码:A㊀㊀文章编号:１００３Ｇ５２３０(２０２２)０１Ｇ０１３５Ｇ１２收稿日期:２０２１Ｇ０９Ｇ２１基金项目:国家自然科学基金面上项目碳排放的产业和空间转移网络结构与效率评价研究 (７１７７４１０８)作者简介:吕康娟(１９７４ ),女,江苏沛县人,上海大学悉尼工商学院/经济学院教授,博士生导师;潘敏杰(１９９１ ),男,江苏宜兴人,上海大学经济学院博士生,本文通讯作者;朱四伟(１９９３ ),男,河南周口人,上海大学经济学院博士生.一㊁引言改革开放以来,我国经济高速发展,然而经济高增长是以环境高污染为代价.２０２０年中国生态环境状态公报显示,全国仍然有１３５个城市环境空气质量未达标.从１９７９年«中华人民共和国环境保护法(试行)»颁布以来,环保部门先后出台了一系列政策法规,但治理效果不尽如人意.环境政策在被执行过程中容易受到不同参与主体治理目标差异性的影响,同时环境执法效力在行政层级执行中逐级递减,这导致了环境执法难[１][２].一方面,由于我国特殊的财政分权制度,地方政府存在重经济增长,轻环境保护的做法[３].另一方面,在地方环保部门属地管理体制下,地方保护主义现象屡见不鲜.为此,中央不断强调环保部的权威,通过环保部对地方政府实行纵向环保监督[４].２０１４年５月,环保部出台了«环境保护部约谈暂行办法»,该办法就具体环境问题约谈地区主要负责人,要求被约谈地区在１５个工作日之内提交整改方案,并于半年之内完成整改.该办法增强了地方环境保护执行力度,是环境治理政策的一项创新之举,环保部门通过给地方政府施加治理压力促使环境政策有效５３１落地执行,实现了从传统的督企到督政的转变.近年来中央政府逐步认识到环境垂直管理的重要性,至２０２１年１２月已开展五批中央生态环境保护督察.十九大报告提出了推动经济发展质量变革和提高全要素生产率的要求.而经济的高质量发展离不开企业的高质量发展.传统重污染行业的绿色转型也是促进经济高质量发展的重要途径之一[５].那么,环保约谈制度能否促进重污染企业的转型和企业高质量发展?环保约谈制度影响企业高质量发展的机制是什么?对上述问题的回答,可以验证环保约谈政策能否在我国产生强波特效应 ,也能更好地评估环保约谈制度能否实现环境与经济双赢.本文可能的边际贡献在于:首先,现有环境规制的文献主要研究行政命令型环境规制和市场型环境规制的政策效果,而本文从环保约谈制度的视角,评估该政策的宏观治理效果和对微观重污染企业的影响.本文主要讨论了环保约谈制度对企业高质量发展的影响及其机制,扩充了强波特假说的研究成果.环保约谈制度通过改变重污染企业的治理结构㊁提升技术创新水平来促进其高质量发展.其次,高质量发展需要实现环境目标和经济发展的协同,本文将环保约谈政策㊁环境治理和企业高质量发展纳入同一分析框架,丰富了企业高质量发展的相关文献.并且提供了环保垂直管理的经验证据,为后续推进环保约谈制度以及完善我国的环境管理体系提供政策启示.最后,本文分析了公众监督对环保约谈政策影响的调节效应,进一步说明了环保约谈政策的有效实施需要公众监督.二、文献综述(一)环境规制与全要素生产率目前,学术界关于环境规制对全要素生产率影响的研究成果较为丰富,但研究结论莫衷一是.强波特假说认为环境规制能促进企业技术创新,产生创新补偿效应从而提升全要素生产率.部分学者通过实证分析验证了强波特效应的存在.刘和旺等通过省级层面的环境规制数据和中国工业企业数据实证分析发现,实施严格且适宜的环境规制可以实现环境保护和生产率提高的双赢结果[６].李树和陈刚认为«大气污染防治法»的修订显著提高了污染密集型工业行业的全要素生产率[７].任胜钢等发现市场型的环境规制政策中的 S O２排污权机制产生了强波特效应[８].然而,另一部分学者认为环境规制导致企业成本增加从而抑制企业全要素生产率,理由是:其一环境规制使得企业生产和销售等环节难度加大;其二企业的治污需求挤占了生产资源.G r a y研究了美国在２０世纪７０年代实行的环境管制政策,发现该政策使得制造业生产率的年均增速下降了０．１７到０．２８个百分点[９].L a n o i e 等的研究也发现环境规制强度提高造成的额外成本对全要素生产率存在负向影响[１０]. (二)环保约谈的相关研究环保约谈制度是落实环保目标责任主体的一种表现,解决了地方环保政策执行不到位和地方保护主义长期存在的问题.目前关于环保约谈的文献研究主要集中在对宏观治理效果的影响,而对企业全要素生产率关注较少.一些学者验证了环保约谈制度有助于降低环境污染.如李强等运用长江经济带的数据验证了治理污染的有效性[１].石庆玲等运用断点回归方法实证发现环保约谈改善了空气质量[４].部分学者开始关注环保约谈制度对政府管理水平的影响.吴建祖和王蓉娟发现环保约谈能够显著提高地方政府环境治理效率[２].而从环保约谈政策角度研究企业行为的文献相对较少.沈洪涛和周艳坤发现了环保约谈的短期效应,得出环保约谈制度仅引起了企业的减产行为而并未增加企业环保投资的结论[１１].综上所述,现有学者对环保约谈的研究主要局限在政府环境治理和企业环保投资等方面,较少学者探究环保约谈制度对微观企业的影响机制,企业是环境政策的直接影响主体,研究环保约谈制度的有效性以及对企业生产率的影响将能更好地识别环保约谈政策的直接和间接影响效应.此外,对环保约谈制度的研究也缺乏公众参与的视角.６３１三、制度背景和理论假说(一)制度背景我国的环境政策层出不穷,但治理效果不尽如人意,这与我国长期以来的重立法㊁轻执法㊁忽监视的现象有关.环保约谈制度自问世以来,被约谈地区官员更加注重解决环境问题,提高了政府环境治理效率.一方面,地方官员被约谈后,其环保压力增大,从而增强环境政策的执行力度.另一方面,地区因环境问题被约谈后会引发多方关注,社会舆论和公民关注推动地方官员履行环保责任.环保约谈制度可以强化地方政府对企业的干预.首先,由于地方政府掌握当地环境部门的人事资源,地方环境部门易受到地方政府的影响,很难保证政策执行的独立性,从而产生环境政策执行偏差现象.其次,地方环保部门受上级环保部门和地方政府的双重领导,其执行效率易受影响.而环保约谈政策的出台弥补了执法监督不到位的问题.约谈一般采用告诫谈话㊁指出相关问题等方式对地方政府及其相关部门负责人提出整改要求并在规定时间内督促整改到位.该政策实际上是一种起到预警作用的行政监督与行政问责机制.该举措增强了地方政府的环保责任意识,对地方官员形成震慑作用,产生逐渐向下的环保治理压力.例如有地级市书记在被约谈后,做出保证不会被第二次约谈和亲自分管环保工作的承诺.环保约谈的内容主要包括各类环境问题,例如空气质量㊁水污染以及群众反映的突出的环境问题等.(二)理论分析环境政策的参与主体包括政府㊁公众和企业.环保部门约谈地方主要负责人,地方官员为避免失职而提升环境治理努力程度,推动地区环境政策的执行力度,使得公众对环境污染的关注度不断提升.地方官员受到环境治理压力后转向污染型企业进行施压.当污染型企业面临更高的环保治理压力时,将影响企业的决策.一方面,更严格的环境规制会产生成本效应,企业不得不将用于生产和创新的资金用于治理污染,对企业创新要素产生挤占效应 [１２].当企业生产投入降低时,生产要素投入和生产规模均偏离最优水平而抑制企业全要素生产率[１３].另一方面,面对更严格的环境规制,企业加大末端治理投入,不仅增加企业生产成本,而且增加研发投入的融资约束,使得企业产出水平下降,创新能力减弱,从而降低企业生产率[１４].因此,从短期来看,环保约谈制度将抑制约谈所在地企业的创新行为,进而抑制企业高质量发展.假设１a:环保约谈制度对约谈所在地企业产生创新挤占效应,抑制企业高质量发展.强波特假说认为,严格而设计恰当的环境规制能产生创新补偿效应,从而抵消环境规制成本,提升企业竞争力[１５].环保约谈制度不断给政府官员施加环境治理压力,地方政府则加强地区环境规制水平和环境执法力度.持续的环保压力倒逼企业进行产品和技术创新,进而降低成本.企业不仅通过技术升级和改造达到减排的目的,而且通过创新补偿实现了企业效率的提升,最终实现环境和经济的双赢 [１６].假设１b:环保约谈制度对约谈所在地企业产生创新补偿效应,促进企业高质量发展.环保约谈制度使得地区的环境规制执行力度提高,面对不断提高的环境治理压力,企业的治污压力不断增大,迫使企业要么减产或者增加企业技术创新,要么实行末端治理或者生产过程清洁化[７].显然,减产不符合企业利润最大化和保持竞争力的需要,而末端治理成本的不断提高使得企业在生产端进行技术创新的动力增强.因此,企业面临的政府环境规制治理压力越大,越倾向于进行技术创新转型升级[１７].由此,重污染企业不断加强研发投入,淘汰落后工艺和技术,进行产品创新或者工艺创新,提高企业竞争力并获得长期发展空间.环保约谈制度增加了地方官员的执政压力,从而促使地方官员不断提升地区环境规制水平,进而影响了企业的污染排放,而企业污染治理更多需要企业采取有效治理措施才能实现[１８],故会对公司内部治理也产生影响.环境规制政策可以改善公司内部委托代理关系,推动管理者和股东的利益趋于一致[１９],有利于公司长期可持续发展,而良好的公司治理结构更注重公司的长期利益[２０].若企业７３１管理者缺乏正向激励,企业经营者决策存在短视行为,影响企业的长期价值.因此,在持续高环保治理压力下,企业更倾向于优化资源配置,不断改善公司治理结构,提升企业竞争力.公司治理结构会影响公司的投资决策,进而影响公司的绿色创新行为[２２][２３].而对管理层实行激励机制是促使其承担风险㊁增加创新绩效的有效途径[２１].管理层激励能缓解企业代理权和所有权分离带来的问题而使管理者关注企业长期目标.典型的管理层激励机制主要是薪酬激励与股权激励,在激励机制下,企业管理层的风险承受能力和意愿增强,管理者更注重企业长期核心竞争力[２４].因此,对管理层采取激励机制将有利于推动企业高质量发展.本文提出如下假设.假设２:环保约谈制度通过提高技术创新水平和优化治理结构两条路径推动企业高质量发展.环境治理不仅需要政府监管,而且离不开公众监督.公众监督提升了公司违法行为曝光的概率,对企业产生排污治理压力.公共舆论容易影响企业和管理层的声誉,舆论压力将推动管理层更加注重公司经营模式,对企业管理者产生无形的激励与约束[２５].因此,舆论关注影响公司治理,促使企业更加关注环保责任[２６],以减少处罚.公众关注度较高的污染企业,为了维护自身的声誉和形象会格外重视企业环保工作,降低被监管处罚的风险,也推动企业加快技术转型和升级,实现绿色发展.对于公共关注度较低的企业,其面对的外部约束相对较少,绿色转型的动力不足,因此,环保约谈制度对于关注度较低企业的影响不明显.假设３:公众关注度越高,环保约谈制度对企业高质量发展的促进作用越明显.四、模型构建与变量选取(一)模型设定本文将环保约谈制度作为一项准自然实验.为检验环保约谈对企业高质量发展的影响,主要采用多期D I D模型进行分析,t r e a t和t i m e属于虚拟变量.被约谈城市所在地的上市公司被视为处理组,其余为对照组,t r e a t i分别取１和０.t i m e i t用于识别环保约谈的时间,若上市公司所在地的城市处于被环保约谈发生当年及以后年度则赋值为１,否则为０.模型(２)中的t r e a t i和t i m e i t的交互项用于识别政策效果,即环保约谈对企业高质量发展的影响,所以β１是本文主要关心的回归系数.若β１的估计结果为正,则说明环保约谈制度促进了企业高质量发展,反之说明环保约谈对企业高质量发展有负向影响.T F P i t(l a b o r)＝β０＋β１t r e a t i∗t i m e i t＋β２X i t＋r t＋u i＋εi t(１) (二)数据说明本文选取的样本时间为２００９~２０１８年.本文的主要研究对象是重污染行业的上市公司,将重污染行业划定为煤炭㊁冶金㊁化工㊁石化等１６个行业[５].相对于清洁行业,重污染行业在面对环境规制强度变化时,其政策敏感度较强,且重污染行业的技术转型对于解决我国的环境问题至关重要.考虑到制造业和服务业全要素生产率差别较大,本文选择制造业企业为研究样本.此外,本文删除了S T 和∗S T公司样本以及存在严重数据缺失的样本数据,最终得到４９７８个观测值的非平衡面板数据,为了控制极端值的影响,对所有连续变量进行了上下各１％分位数的W i n s o r i z e处理.城市和企业数据分别来源于«中国城市统计年鉴»和国泰安数据库,环保约谈城市数据来源于各地方政府网站.本文的被解释变量为企业高质量发展,借鉴相关文献[２７],从企业全要素生产率T F P和企业劳动生产率l a b o r两个维度来刻画企业高质量发展.其中,计算全要素生产率的方法主要有GMM法㊁O P法和L P法.GMM法由于通过加入工具变量来解决模型的内生性问题而得到广泛运用,本文运用GMM法测算企业全要素生产率.同时,为了验证本文结论的稳健性,分别采用L P法和O P法进行做稳健性检验.本文采用企业主营业务收入与员工人数的比值来衡量劳动生产率.此外,参考经典文献,本文选取以下变量作为控制变量,包括企业规模(L n A s s e t s)㊁企业上市年龄(S s a g e)㊁人均固定资产(P f a s s e t s)和资产负债率(L e v),其中,企业规模用企业总资产的对数衡量;８３１企业年龄用企业上市年限衡量.五、实证结果(一)环保约谈制度有效性检验本文首先通过构建双重差分模型检验环保约谈制度能否显著降低环境污染.环境污染主要包括空气污染和水污染.本文选用工业S O２排放量以及雾霾衡量空气污染,选用工业废水排放量衡量水污染.其中,工业S O２排放量和工业废水排放量数据来自«中国城市统计年鉴»,删除了部分数据严重缺失的城市,采取插值法补充缺失值,最终得到了２７０个城市的面板数据,其中处理组城市有６６个,对照组城市有２０４个①.雾霾污染主要采用三种方法衡量:第一种,我国统计年鉴中公布了P M２．５的数值,但因公布数据较晚且仅公布了重点城市的雾霾污染指标而较少应用于学术研究;第二种采用哥伦比亚大学社会经济数据和应用中心公布的全球P M２．５浓度年均值的栅格数据,用A r c G I S软件解析到省级层面或者城市层面,该数据因为数据真实而得到较为广泛的运用[２８][２９],但该数据暂未更新到２０１８年;第三种采用达尔豪斯大学大气成分分析组网站提供的栅格数据,解析提取到地级市层面的P M２．５年度均值作为雾霾污染衡量指标,该数据也得到众多学者的青睐[３０][３１],且该数据更新到２０１８年②.因此,本文主要采用该数据衡量雾霾污染.t r e a t和t i m e属于虚拟变量,当某城市被约谈时t r e a t i取１,没被约谈时t r e a t i取０.t i m e i t用于识别环保约谈的时间,若某城市某个年份已经被约谈,则将t i m e i t记为１;若某城市某个年份未被约谈,则将t i m e i t记为０.若α１＜０,则说明环保约谈政策降低了污染水平,环保约谈政策有效.此外,参考经典文献,控制变量选择外商直接投资占G D P比重(F D I)㊁人均G D P(P g d p)㊁人均G D P的平方(P g d p２)㊁第二产业占比(S e c o n d)和财政收入占比(F D)等变量,同时参考范子英等的方法[３２],通过构造以下双向固定效应模型来检验环保约谈的政策效应,r t和u i分别表示年份固定效应和地区固定效应.P o l l u t i o n i t＝α０＋α１t r e a t i∗t i m e i t＋α２X i t＋r t＋u i＋εi t(２)表１报告了环保约谈政策对环境污染的回归结果.回归系数显示,环保约谈对工业S O２排放㊁雾霾污染以及工业废水排放的估计系数均显著为负,说明环保约谈政策有助于降低以工业S O２排放和雾霾为代表的空气污染和以工业废水排放为代表的水污染.具体而言,环保约谈后,被约谈地区工业㊀㊀㊀㊀㊀表１环保约谈对主要污染物排放的影响被解释变量工业S O２排放P M２．５工业废水排放t i m e∗t r e a t１．７０９４∗∗∗１．７０５４∗０．０７２３∗(０．４５６４)(１．０１０１)(０．０４３３) L n p g d p１８．６０５２∗∗∗０．５３４６２．２９２８∗∗(５．６９３３)(１１．１２９２)(１．０８８５) L n p g d p２０．７９０３∗∗∗０．４０１４０．１０６７∗∗(０．２５４９)(０．５０４６)(０．０５１６) S e c o n d０．０１０８０．００４６０．００２０(０．０２７２)(０．０５８６)(０．００３５)F D I０．０６６４０．０４０６０．００２５(０．０６７２)(０．１４６３)(０．００８３)F D０．０２４９０．９６６０∗∗∗０．００７６(０．０５３５)(０．１４３２)(０．０１０４)C o n s t a n t１０１．６００５∗∗∗９８．２２１６１１．３７６１∗∗(３０．９４９４)(６０．３４６７)(５．６７５９)时间固定Y E S Y E S Y E S城市固定Y E S Y E S Y E SO b s e r v a t i o n s２５３３２６２２２５３７RＧs q u a r e d０．４５５０．６３００．１５１㊀㊀㊀㊀㊀㊀注:括号内为稳健标准差,∗㊁∗∗和∗∗∗分别表示在１０％㊁５％和１％的水平上显著,下表同.９３１S O ２排放量比非约谈地区低１．７９０４万吨.被约谈地区的空气质量比非约谈地区更优,年平均值降低１．７０５４u g /m ３,被约谈地区的工业废水的排放量较非约谈地区下降７２３亿吨.这说明环保部门通过对地方领导采用约谈的形式施加压力,使地区环境规制显著增强,从而使被约谈地区的污染物排放量显著降低.整体而言,环保约谈政策显著提升了被约谈地区的环境质量.因此,环保约谈政策有效.从回归结果来看,地区层面的环境避难所效应并不存在,当以工业S O ２排放量作为被解释变量时,经济发展与环境污染符合倒U 型假说.(二)环保约谈对企业高质量发展的影响１．动态效应分析D I D 模型成立的前提条件是处理组和对照组需满足平行趋势假设,即在环保约谈开始前,处理组和对照组的发展趋势具有一致性.本文主要参考B e c k 等(２０１０)的文献[３３],采用事件分析法验证环保约谈政策是否满足平行趋势假设.将环保约谈时间改为各年份时间虚拟变量进行估计,y e a r 为年度虚拟变量,当年取值为１,其他年份取值为０.本文定义７个年份虚拟变量b e f o r e ３~b e f o r e １㊁c u r Ｇr e n t ㊁a f t e r １~a f t e r ３,分别代表环保约谈前３年㊁前２年㊁前１年㊁当年㊁１年后㊁２年后㊁３年后,同时通过β１的正负号及显著性判断平行趋势假设是否成立.T F P i t (l a b o r )＝β０＋β１Σ２０１７j ＝２０１１t r e a t i ∗y e a r j ＋β２X i t ＋r t ＋u i ＋εi t (３)图１绘制了９０％置信区间下的估计结果,可以看出环保约谈前(２０１１~２０１３年),估计系数均不显著,表明使用双重差分法的前提条件平行趋势假设成立.同时,动态效应显示,环保约谈后,企业全要素生产率和劳动生产率的估计系数逐步增大,表明环保约谈对企业高质量发展的促进作用在增强,政策具有长期有效性.此外,环保约谈政策对企业高质量发展的影响存在一定的滞后性,环保约谈对企业全要素生产率和劳动生产率的影响在第一年后才会出现,滞后的原因可能是企业进行产品和工艺创新需要一定的时间.0.220.180.140.10.060.02-.020-.060-.1l n t f pl a b o r图１㊀平行趋势和动态效应图㊀㊀２．实证结果与分析表２报告了环保约谈对企业高质量发展的模型估计结果.实证结果表明,加入控制变量后,环保约谈对企业全要素生产率和企业劳动生产率的估计系数均在５％的水平上显著为正,即环保约谈制度显著促进了企业高质量发展,假设１b 得到验证.可能的原因是:环保约谈制度使得地方官员环境治理压力提升,地方政府迫于执政压力增强了环境规制执行力度.环境规制增加了企业治污成本和生产成本,倒逼重污染企业加强研发和创新,产生的创新效应弥补了治污成本,故环保约谈制度提高了被约谈地区企业的全要素生产率和劳动生产率,即环保约谈制度促进了企业高质量发展.具体而言,环保约谈制度使得被约谈城市企业的全要素生产率提升约０．０７５６％.加入控制变量后的估计结果显示,资产负债率和人均固定资产降低了企业全要素生产率,而企业规模对企业全要素生产率的影响为正.０４１㊀表２环保约谈对企业高质量发展的影响被解释变量T F P T F P l a b o r l a b o rt i m e∗t r e a t０．０５３８０．０７５６∗∗３２．１３３５∗∗２９．１５３１∗∗(０．０３６２)(０．０３５９)(１５．２３１５)(１３．９６７１)L e v０．５５１７∗∗∗４６．１１２０∗∗∗(０．０９７２)(１４．５６４９)P f a s s e t s０．００１５∗∗∗１．０３８３∗∗∗(０．０００６)(０．１２２１)L n A s s e t s０．１３７２∗∗∗４．３２２５(０．０３５７)(６．０６５２)S s a g e０．１４３０５６．３２４４(０．１１７３)(４１．３０９０)C o n s t a n t３．４００２∗∗∗１．５５５３８４．１４８９∗∗∗２８２．０３９２(０．０２１５)(０．９９７０)(５．０９９８)(２６７．９４１０)时间固定Y E S Y E S Y E S Y E S企业固定Y E S Y E S Y E S Y E SO b s e r v a t i o n s４９７８４９７８４９７８４９７８RＧs q u a r e d０．１３５０．１９９０．０８９０．２５２㊀㊀(三)稳健性检验１．P S MＧD I D检验为了克服样本选择性偏差带来的估计误差,同时也为了克服被约谈城市企业和非环保约谈城市企业的系统性差异,本文采用P S MＧD I D法进行稳健性检验.具体而言,从非约谈城市企业选择一个与被约谈城市企业最为接近的实验样本.本文主要采用近邻匹配和半径匹配两种方法进行估计,选择T F P或者l a b o r为结果变量,而企业规模㊁资产负债率㊁人均净资产和企业上市年龄为匹配变量.两种方法在匹配后的变量中,所有匹配变量的标准化偏差绝对值均不超过１０％,且大多数变量的t值不显著,说明实验组和对照组非常接近,符合可比性要求.回归结果显示,t i m e∗t r e a t的交互项系数均显著为正,即无论是采用近邻匹配还是采用半径匹配,环保约谈制度均促进了企业高质量发展.㊀表３P S MＧD I D估计结果T F P T F P l a b o r l a b o r近邻匹配半径匹配近邻匹配半径匹配t i m e∗t r e a t０．０７７２∗∗０．０７６８∗∗２９．１４０２∗∗２９．０５７０∗∗(０．０３６１)(０．０３６１)(１３．９４３５)(１３．９４２１)C o n s t a n t１．４８０３１．４６３１２８６．８２６１２８７．５５２６(０．９９６９)(０．９９７２)(２６６．６６１９)(２６６．６７２７)控制变量Y E S Y E S Y E S Y E S时间固定Y E S Y E S Y E S Y E S企业固定Y E S Y E S Y E S Y E SO b s e r v a t i o n s４９７０４９７３４９７０４９７３RＧs q u a r e d０．２０４０．２０５０．２４４０．２４４㊀㊀２．替换被解释变量计算全要素生产率的方法除了GMM法,还有L P法和O P法,本文采用O P法和L P法两种方法做稳健性分析.其中,采用L P法计算全要素生产率时,选择上市公司主营业务收入作为产出变量,选择员工人数作为劳动投入量,中间品投入量选择购买商品㊁接受劳务的现金.借鉴赵健宇等的１４１。

211260117_中国农田生态系统碳收支动态

２１ＹＤＴＰＪＣ００９２０) ꎻ 天津市农业科学院青年科技创新项目 ( 项目编号: ２０２２００７)
作者简介: 李梦琦 (１９９３－) ꎬ 女ꎬ 硕士ꎬ 研究实习员ꎮ 研究方向: 植物生态ꎮ
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２２０２３ꎬＶｏｌ４３ꎬＮｏ１０
(１天津市农业科学院ꎬ 天津３００３８４ꎻ ２天津大学环境科学与工程学院ꎬ 天津３００３５０ꎻ
３天津亚派绿肥生物科技发展有限公司ꎬ 天津３０１６００)
摘要: 根据２０１０—２０２０年我国农田生态系统主要农作物产量、播种面积、灌溉面积、化肥施用量、农药、农
膜、柴油使用量等统计数据ꎬ 估算我国农田生态系统碳收支情况ꎬ 以期为实现我国农田固碳减排和农业可持续发
为第ｉ类农作物合成单位质量干物质需要吸收的碳
１６５０９ｋｇｔ、１２０２８ｋｇｔ和３８０９７ｋｇｔ ꎬ 农
ｉ类农作物的经济产量ꎻ Ｈ为第ｉ类农作物的经济系
５１８ｋｇｋｇ、０５９２７ｋｇｋｇ ꎮ 农田碳排放强度为单
农作物ꎻ Ｃｄ为第ｉ类农作物全生育期的碳吸收量ꎻ Ｃｆ
(碳吸收率) ꎻ Ｄｗ为第ｉ类农作物的总生物量ꎻ Ｙｗ为第
数ꎮ 农田碳吸收强度为单位面积碳吸收量ꎮ
经济系数碳吸收率
( Ｃｆ )
( Ｈ)
水稻
０４５
０４１４４
０４０
０４７０９
棉花
０４２２６
甜菜
０４０
小麦
差异明显ꎻ ２０１０—２０２０年中国农田生态系统的碳吸收明显大于碳排放ꎬ 表现出较强的碳汇功能ꎬ 且净碳汇逐年

空间依赖_碳排放与人均收入的空间计量研究_许海平

［2 ］
通过分
析国家在不同收入水平上环境变换模式来考察了经济增长与环境质量的关系。 Gene M． Grossman， Alan B． Krueger［3］利用全球环境监测系统汇集的数据考察不同的环境指标和一个国家的人均收入水平之间的简约型关系，在经济增长的初步阶段，环境趋于恶化，随后环境得以改善，转折点为一个国家的人均收入达到 8 000 美元。 Vivek Suri，Duane Chapman［4］在考虑不同国家产品所包含污染采用跨国面板数据建立计量经的实际活动对环境的影响，济模型。结果发现贸易变量的引入，大大提升了 EKC 曲
， Luzzati T， M Orsini
，，
Masaaki Kijima， Katsumasa Nishide 和 Atsuyuki Ohyama
［23 ］
等认为：指标和数据的选择不同；是否考虑到环
境质量到生产可能性反馈、贸易对环境退化的中立影响；跨越国界和代际；将世界看成一个整体而不局限某一个国家或发达国家或发展中国家；污染指标以及估计方法选取的不同；不同的因素对收入水平和不同类型的排放量之间
在不同参数设置和数据条件下重新估计
EKC 的稳健性。发现，二氧化碳的 ECK 不依赖于数据的 “倒 U” 型变换；经合组织国家的经济增长和二氧化碳呈现关系。 Tao Song，Tingguo Zheng，Lianjun Tong
［8 ］
也发现
1985 － 2005 年中国的废气，废水和固体废物与人均 GDP “倒 U” 表现出形关系，而水污染比固体污染和废气污染的拐点要提前。 Paresh Kumar Narayan，Seema Narayan

基于空间计量的碳排放量影响因素分析

基于空间计量的碳排放量影响因素分析
付云鹏;马树才
【期刊名称】《中南大学学报（社会科学版）》
【年(卷),期】2017(023)002
【摘要】在对2000?2014年中国30个地区的碳排放量进行估算的基础上,利用Moran's I检验法对区域碳排放量进行了空间相关性检验.在此基础上以扩展的STIRPAT模型为理论基础,借助空间回归模型研究了人口结构、产业结构、能源结构、技术水平等因素对碳排放量的影响效应.结果显示:产业结构、人口规模和技术水平是碳排放量的主要影响因素,产业结构和人口规模对碳排放量的影响是正向的,技术水平对碳排放量的影响是负向的.
【总页数】8页(P103-110)
【作者】付云鹏;马树才
【作者单位】辽宁大学经济学院,辽宁沈阳,110036;辽宁大学经济学院,辽宁沈阳,110036
【正文语种】中文
【中图分类】F061.5
【相关文献】
1.区域经济增长的空间溢出效应及影响因素分析——基于中国31个省市面板数据的空间计量分析 [J], 谭黎阳;夏帅
2.中国省域碳锁定空间溢出效应及影响因素分析——基于空间面板模型的实证检验
[J], 孙丽文; 赵鹏; 李少帅; 杜娟
3.基于GWR模型的伊河流域土壤有机碳空间分布特征及影响因素分析 [J], 丁亚鹏;张俊华;刘玉寒;卢翠玲;王烁骞;秦静婷;丁圣彦
4.新疆数字普惠金融发展的空间效应研究
——基于空间计量模型的影响因素分析 [J], 安博文;侯震梅;白喆
5.长三角地区房价的空间相关性及其影响因素分析——基于空间计量方法 [J], 金长宏;张芬芬
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中国碳排放的空间异质性、依赖性与门槛效应

中国碳排放的空间异质性、依赖性与门槛效应
张伟;李明堋
【期刊名称】《中南财经政法大学研究生学报》
【年(卷),期】2017(000)005
【摘要】基于我国30个省份的2000-2013年的面板数据,建立空间计量模型和门槛模型,分析了我国省际碳排放的空间效应与门槛效应,并对其影响因素进行了实证研究。

研究结果表明：省际碳排放量存在显著正的空间自相关性和空间依赖性,东部和中部地区整体碳排放水平高于西部和东北地区,河北、山东、江苏、山西等省份存在显著的高-高集聚趋势。

空间杜宾模型表明产业结构、城镇化水平、环境规制对碳排放量具有显著的正向影响,对外开放程度对碳排放量具有显著的负向影响,经济增长对碳排放的影响呈＂N＂型曲线关系。

以经济增长为门槛变量的门槛回归模型表明各因素对碳排放的影响在不同的经济发展水平有所差异。

【总页数】13页(P19-31)
【作者】张伟;李明堋
【作者单位】中南财经政法大学统计与数学学院湖北武汉430073;中南财经政法大学统计与数学学院湖北武汉430073
【正文语种】中文
【中图分类】F301.24
【相关文献】
1.异质性技术进步对中国碳排放的门槛效应研究 [J], 刘广亮;董会忠;吴宗杰
2.空间异质性、收入门槛与财政支农减贫效应 [J], 邹文杰;冯琳洁
3.中国碳排放的空间异质性、依赖性与门槛效应 [J], 张伟;李明堋;
4.互联网对我国流通业发展的异质影响—基于空间异质性和门槛效应的分析 [J], 谢海燕
5.农村金融发展的减贫效应研究——基于空间异质性与门槛效应分析 [J], 崔金平[1];刘燕[1];代斌[1];张利华[1]
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结构转型、技术进步选择对农业碳影子价格的影响——基于BP技术与FGLS模型的实证分析

结构转型、技术进步选择对农业碳影子价格的影响——基于BP技术与FGLS模型的实证分析许标文;王海平;沈智扬【期刊名称】《中国生态农业学报(中英文)》【年(卷),期】2023(31)2【摘要】通过经济结构转型和技术进步有效实施减排策略,已经成为实现中国经济社会低碳转型发展的必然选择。

基于数据包络分析(DEA)框架建模、满足经济理论和物料守恒原则,利用改进的By-production(BP)技术对1997—2020年我国31个省份农业碳影子价格进行了更加准确的测度,并利用核密度分析了农业碳影子价格动态演变特征;并采用可行广义最小二乘法(FGLS)模型考察结构转型、技术进步选择对农业碳排放影子价格的影响。

结果表明:1)我国农业碳影子价格呈上升态势,东部、中部和西部地区农业碳排放影子价格分别为7759.69元·t^(-1)、4192.35元·t^(-1)和3997.51元·t^(-1),且东、中、西部地区农业碳影子价格上升趋势依次降低。

2)我国农业碳影子价格核密度值有增加趋势;东部地区农业碳影子价格核密度曲线出现较为明显的右移趋势;中部地区农业碳影子价格核密度曲线呈现左移-右移趋势,且区域间差异在变大;西部地区农业碳影子价格核密度曲线呈现明显的向下、变宽趋势。

3)整体回归显示,结构转型、劳动节约型技术进步显著提升了农业碳影子价格,而资本深化抑制了农业碳影子价格提升,经济发展水平、农业经营规模、城市化水平及对外开放水平等对农业碳影子价格也会产生重要影响。

4)东、中、西部地区部分样本回归显示农业碳影子价格影响因素有所差异,结构转型在东部地区显著提升农业碳影子价格,在西部地区却显著抑制了农业碳影子价格;劳动节约型技术进步在东部抑制了农业碳影子价格,而在西部显著提升农业碳影子价格;资本深化在东、西部显著抑制农业碳影子价格,在中部显著提升农业碳影子价格。

为此,提出持续推进产业结构转型、制定差异化绿色协调发展政策、适时建立农业碳排放交易市场等政策建议,以促进农业低碳绿色高质量发展。

2001-2009年中国碳排放与碳足迹时空格局

2001-2009年中国碳排放与碳足迹时空格局吴文佳;蒋金亮;高全洲;蒋海兵【期刊名称】《生态学报》【年(卷),期】2014(34)22【摘要】碳排放引发的全球变暖给自然环境及人类社会都带来了显著影响,而碳足迹可以衡量自然生态系统对人类活动碳排放的响应.为研究自然-社会二元系统碳动态,基于MODIS (Moderate Resolution Imaging Spectroradiometer)数据和统计资料计算2001-2009年中国陆地植被净初级生产力、能源消费碳排放、碳足迹和碳赤字;在GIS(Geographic Information System)技术支持下,运用空间自相关分析方法讨论其时空格局;据此划分生态经济区.结果表明:(1) 2001-2009年全国植被净初级生产力(Net Primary Production,NPP)平均值为3.32 Pg C/a(1Pg=1015g),呈西南地区＞东南沿海＞华中、华东地区＞东北、华北地区＞西北地区的空间格局;(2) 2001-2009年全国能源消费碳排放逐年增加,年均增长率16.7％,多年平均值2.53 Pg C/a,呈东部＞中部＞西部的空间格局;(3) 2001-2009年全国碳足迹逐年增加,年均增长率14.7％,多年平均值6.98× 106 km2;具有正碳赤字(即碳源)的省份为山西、环渤海地区各省、长三角地区各省、广东;相邻省份碳赤字的相对大小由于互相影响而改变;(4)全国分为中东部、南部、北部、西部四个生态经济大区.研究结果直观揭示了中国碳排放和碳足迹的时空动态,为实现自然-社会二元系统的可持续发展提供科学依据.【总页数】12页(P6722-6733)【作者】吴文佳;蒋金亮;高全洲;蒋海兵【作者单位】北京大学城市与环境学院,北京大学地表过程分析与模拟教育部重点实验室,北京100871;南京大学地理与海洋科学学院,南京210093;中山大学地理科学与规划学院,广东省城市化与地理环境空间模拟重点实验室,广州510275;盐城师范学院城市与资源环境学院,盐城224051【正文语种】中文【相关文献】1.中国首批低碳试点省份碳足迹的时空格局分析 [J], 王赣华;秦艳辉2.基于土地利用变化的四川省碳排放与碳足迹效应及时空格局 [J], 彭文甫;周介铭;徐新良;罗怀良;赵景峰;杨存建3.加拿大研究机构研发碳排放计算器帮助中国发现减少建筑碳足迹之道 [J],4.中国省际碳足迹广度、深度评价及时空格局 [J], 郑德凤; 刘晓星; 王燕燕; 吕乐婷5.拜耳中国启动“碳足迹”全面评估促进国内化工、制药行业碳排放控制 [J],因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

温室气体在石油开采中资源化利用的科学问题

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中国基础科学・综述评述
大、英国等国均进行了大量的 &’! 驱室内和矿场试是验。其中美国由于拥有巨大的天然 &’! 资源， &’! 混相、非混相驱项目开展得最多的国家。据统计，目前美国注入油藏的 &’! 量约为 ! """ —$ """ 万吨 ( 年，其中约有 $"" 万吨来源于煤气化厂和化肥厂的废气。!"") 年，美国共实施了 *+ 个 &’! 驱油项目，其日产油量达到 $! *$+, -. 。 % % 加拿大萨斯喀彻温省 /012345 油田 &’! 注入工程是目前世界上在运行的最成功例子之一。该油田发现于 +67) 年，目前大部分容易开采的石油已经开采完，因此泛加拿大资源公司决定向油储层中注入 &’! ，用以提高石油的采收率。 &’! 的来源是位于美国达科他州 8039:; 煤炭气化公司生产天然气过程中产生的 &’! 气体，通过 $$"<. 的专用管道将提纯的 &’! 气体输送到 /012345 油田，用以降低石油的粘滞度从而提高石油的回采率。预计在未来的 !" 多年里将向油田注入至少 ! """ 万吨的 &’! ，可增产石油 +, $ 亿桶，使油田的寿命延长 !7 年左右。 % % 在我国，据预测，到 !"+" 年石油需求为 $, " — $, ! 亿吨，而供给为 +, - —+, 6 亿吨，其缺口为 +, ! — +, ) 亿吨， )"= 以上需求依赖进口，因此将需要大量国家外汇，进而会造成重大经济、国防安全问题。 % % 目前，我国已开发油田的标定采收率仅为 $!, != ，仍然有 #"= 以上的地质储量需要采用 “ 三次采油” 进行开采，提高采收率有较大的余地，提高采收率工作是油田开发工作者永恒的主题。 % % +666 年我国提高石油采收率潜力评价结果表明，通过注 &’! 气驱提高采收率能力在地质储量中约占 +$, != ，此外从 +66- 年到 !""$ 年 # 年期间增加的 )7, * 亿吨储量中，初步估计有 7"= 适合注 &’! 气驱提高采收率。在新发现的 #$, ! 亿吨低渗油藏储量中，以目前的成熟技术将有 7"= 不能得到有效开发，通过注 &’! 气驱将可以使得这些新发现低渗油藏得到有效开发。 % % 将回收的 &’! 注入油气藏提高原油采收率，不仅可以长期储存 &’! 履行减排义务，而且还可以更好地提高原油和天然气的采收率取得经济效益。此外将 &’! 注入煤层气藏，也将提高煤层气采收率；将 &’! 注入盐水层也可以长期埋存。 % % 目前，国内外利用 &’! 驱提高油气采收率的主要技术为 &’! 混相驱和 &’! 非混相驱。其应用基础研究主要集中于相态特性研究和 &’! 驱油机理研究。有关相态的研究主要是以为技术的应用提供设计依据为目标，研究 &’! 在油藏条件下的相态特性、基本规律、工艺条件等；有关 &’! 驱油机理的研究则主要围绕对 &’! 混相驱机理的基本认识。与应用基

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2019年第11期《调研世界》封面、目录和文章选登调研世界THE WORLD OF SURVEY AND RESEARCH目录热点聚焦毛泽东在中央苏区时期的调查研究 ················································“中国统计史研究”课题组 3 北京市机构养老床位资源的时空格局及影响因素——以城六区为例 ··························································································史薇 14调研报告员工心理资本对工作绩效的影响机理——基于国有建筑企业的调查分析······································高艳云陈毅文王詠陈婕 22 认知层次对失地农民保障行为响应的影响——基于结构方程模型的实证分析·················································吴萌任立甘臣林 28统计分析增加值贸易视角下中欧隐含碳排放测算与分解···················································韩中孙岩 35 收入差距对城镇家庭消费结构升级的影响······················································李书宇赵昕东 41专题研究“一带一路”对广西开放型经济发展的影响研究··············································汪瑾吴晨漪 48 专利国际化对高新技术企业出口行为的影响——以中关村为例 ··············································································黎煜坤蔡国材 54他山之石国外政府统计数据质量管理及最新发展···································································余芳东 60毛泽东在中央苏区时期的调查研究“中国统计史研究”课题组①内容摘要：毛泽东在中央苏区开展的调查研究是中央苏区统计工作的重要组成部分，有效地指导了土地革命和武装斗争。