徐雪梅，王蓓蓓

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025;2.東北財經(jīng)大學(xué) 研究生院，遼寧 大連 116025)

近年來，以低能耗、低污染、低排放為特征的低碳經(jīng)濟(jì)成為時代主題和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動向。我國是經(jīng)濟(jì)大國和能源消耗大國，能源使用效率卻相對較低，節(jié)能減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長的理性選擇。遼寧工業(yè)體系的基礎(chǔ)雄厚，是我國主要的工業(yè)和原材料供應(yīng)基地。近年來，經(jīng)濟(jì)社會得到全面發(fā)展，全省國內(nèi)生產(chǎn)總值超過萬億元，即將進(jìn)入工業(yè)化轉(zhuǎn)型、信息化更新、城鎮(zhèn)化推進(jìn)、市場化完善和國際化提升的重要時期。但是，遼寧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重于第二產(chǎn)業(yè)以及工業(yè)的“重化”特征導(dǎo)致整個區(qū)域的能源消耗量偏大、碳排放量偏多，在發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的大背景下，這無疑是一個嚴(yán)重的“瓶頸”。2010年7月，國家發(fā)改委下發(fā)《關(guān)于開展低碳省區(qū)和低碳城市試點工作的通知》，將遼寧列為國內(nèi)首批低碳試點省份。在未來幾年內(nèi)，遼寧應(yīng)自覺、超前地主動尋找低能耗、低污染、低排放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和接續(xù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展問題，建立以低碳為特征的產(chǎn)業(yè)體系，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)“又好又快”地發(fā)展，既可保證區(qū)域經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展，對東北地區(qū)乃至全國也有帶動和示范作用。但是在這一過程中遼寧也將遇到巨大的困難和挑戰(zhàn)。在遼寧發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)過程中，科學(xué)準(zhǔn)確地進(jìn)行各種定量分析是必要的前提條件，包括測算碳排放量、分析經(jīng)濟(jì)增長與碳排放量之間的關(guān)系等。

一、研究綜述

(一)關(guān)于碳排放量① 在相關(guān)研究中有“碳排放量”(以碳計，即C)和“二氧化碳排放量”(即CO2)兩個概念，兩者相差較大，其轉(zhuǎn)換關(guān)系為1 噸碳約相當(dāng)于3.67 噸二氧化碳。除文獻(xiàn)綜述部分外，本文提及的碳排放量指二氧化碳排放量，為行文準(zhǔn)確簡略，統(tǒng)一用“CO2 排放量”表述。的測算方法

對于CO2排放量的測算，目前國內(nèi)外的研究方法主要有三種:第一，實際測量法?？梢杂铆h(huán)保部門通過監(jiān)測手段實際測量數(shù)據(jù)來直接獲得。我國統(tǒng)計部門沒有公布CO2排放量數(shù)據(jù)，目前主要數(shù)據(jù)來源機(jī)構(gòu)有美國橡樹嶺國家實驗室二氧化碳分析中心(CDIAC)、世界資源研究所(WRI)、美國能源情報署(EIA)、聯(lián)合國氣候變化框架公約委員會(UNFCCC)和國際能源總署(IEA)。第二，系統(tǒng)仿真方法。張德英［1］運(yùn)用系統(tǒng)仿真方法對我國工業(yè)部門中主要碳源排碳量進(jìn)行了測算，通過分析工業(yè)部門中碳排放各個系統(tǒng)要素間的互動反饋機(jī)制，利用系統(tǒng)綜合動態(tài)集成的建模手段建立了工業(yè)部門的動態(tài)碳排放模型，達(dá)到對排碳量估算及預(yù)測的目的;王雪娜［2］也運(yùn)用系統(tǒng)動力學(xué)概念和系統(tǒng)仿真方法，建模分析了我國社會能源類碳源排碳量與交通運(yùn)輸部門能源類碳源排碳量。第三，排放系數(shù)法。國家發(fā)展和改革委員會能源研究所［3］利用取自LEAP 模型所配備的排放數(shù)據(jù)庫中的IPCC 排放系數(shù)缺省值測算了我國碳排放情況;馬忠海［4］利用生命周期分析方法，根據(jù)我國現(xiàn)有火力發(fā)電的情況和數(shù)據(jù)，給出了我國煤電能源鏈、核電能源鏈和水電能源鏈中各個環(huán)節(jié)及總的溫室氣體排放系數(shù);《2006年IPCC 國家溫室氣體清單指南》［5］公開給出了在正常生產(chǎn)下部分國家的不同能源的碳排放缺省系數(shù);徐國泉等［6］利用碳排放缺省系數(shù)從實物量角度出發(fā)，測算我國能源消費(fèi)的排碳量;梁朝暉［7］在徐國泉等人的基礎(chǔ)上，取能源結(jié)構(gòu)變化比率、GDP 增長率、人口增長率和第三產(chǎn)業(yè)占比等相對量，估計了上海歷史碳排放總量并預(yù)測了其演變趨勢。

綜上所述，由于實際測量法的監(jiān)測往往是對環(huán)境總體要素而言，沒有單獨對CO2進(jìn)行連續(xù)、精確地監(jiān)測，安裝監(jiān)測器的成本相對較高，測算的數(shù)據(jù)也不易為大眾所獲得，且多為國家層面數(shù)據(jù);系統(tǒng)仿真方法設(shè)定條件較多，不易被廣泛接受，可以作為對比參考;排放系數(shù)法給出的缺省值不是分部門和分設(shè)備的精確計算，只能是綜合值，加之未考慮各種損失和統(tǒng)計誤差，計算結(jié)果不可能十分精準(zhǔn)，但此法采用的能源宏觀數(shù)據(jù)可以通過統(tǒng)計年鑒得到，有較強(qiáng)適用性和高效性，在低碳經(jīng)濟(jì)分析過程中得到了廣泛的使用。因此，本文采用排放系數(shù)法測算CO2排放量。

(二)關(guān)于CO2主要排放源

CO2排放量包括直接排放量和間接排放量。直接排放量是指化石燃料消耗、生物質(zhì)等燃燒產(chǎn)生，也可以稱為人工排放，是由于人類生產(chǎn)消費(fèi)活動引起的CO2排放;間接排放量是各種燃料內(nèi)部的碳以非燃燒的形式排入空氣中，也可以稱為自然排放，所占比率相對很小而被忽略不計。國際氣候變化委員會編制的《2006年IPCC 國家溫室氣體排放清單指南》［5］給出測算排放量的參考方法屬于直接排放的測算，即排放系數(shù)法。排放量等于AD 活動水平乘以EF 排放系數(shù)，其中AD 活動水平為人類在生產(chǎn)消費(fèi)活動中燃燒化石燃料、生物質(zhì)燃料等數(shù)據(jù)，EF 排放系數(shù)為對應(yīng)活動的二氧化碳當(dāng)量，指南中建立了一個開放式的排放系數(shù)數(shù)據(jù)庫，各國根據(jù)自身的設(shè)備技術(shù)條件不斷更新和完善。 《2006年IPCC 國家溫室氣體排放清單指南》［5］指出，在人類的生產(chǎn)消費(fèi)活動中，能源、工業(yè)過程、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、土地利用變化和廢棄物等均不同程度地產(chǎn)生了大量的溫室氣體，其中能源部門通常是溫室氣體排放清單中的最重要部門，一般情況下，能源部門產(chǎn)生CO2數(shù)量占總溫室氣體排放量的95%。

能源總量有生產(chǎn)量和消費(fèi)量兩個范疇。劉紅光等［8］認(rèn)為，從生產(chǎn)量角度出發(fā)測算CO2排放，容易掩蓋碳排放的“責(zé)任轉(zhuǎn)移”問題和出現(xiàn)“碳泄露”現(xiàn)象。在統(tǒng)計年鑒中，能源消費(fèi)總量包括終端能源消費(fèi)量、能源加工轉(zhuǎn)換損失量和能源損失量三部分，其中，能源加工轉(zhuǎn)換損失量和能源損失量相對于終端能源消費(fèi)量較小，且從總量中分離出來比較困難。能源的終端消費(fèi)主要有如下方式:第一，作為燃料、動力使用，指能源投入到各種加熱、動力等設(shè)備。第二，作為原料使用，指能源經(jīng)過一系列化學(xué)反應(yīng)逐步轉(zhuǎn)化為另一種新的非能源產(chǎn)品，如煤炭、天然氣用于合成橡膠。第三，作為原料使用但不構(gòu)成產(chǎn)品的實體，只起輔助作用的消費(fèi)，如各種設(shè)備使用的潤滑油。第四，工藝用能，指生產(chǎn)過程中既不作為原料使用，也不作為燃料、動力使用的工藝用能，如電解電等。其中前兩種方式是產(chǎn)生碳排放的主要途徑，后兩種方式基本不產(chǎn)生碳排放，但是目前沒有獨立統(tǒng)計各種用途的能源消費(fèi)量的數(shù)據(jù)，無法分離出后兩種方式的能源消費(fèi)量對碳排放總量估算的影響。綜合以上內(nèi)容本文從能源消費(fèi)量的角度出發(fā)，收集各類能源消費(fèi)量的數(shù)據(jù)，進(jìn)而測算能源類的CO2排放量。

(三)關(guān)于CO2排放系數(shù)

排放系數(shù)指燃燒過程中單位燃料消耗產(chǎn)生最大數(shù)量的CO2量。有效燃料的使用中，確保最大數(shù)量的碳被完全氧化，即假設(shè)被氧化的碳的比率為1。在同類型或不同類型初級燃料之間，碳含量按體積或量的差異都很大。《2006年IPCC 國家溫室氣體排放清單指南》［5］基于各種燃料特性的可獲得數(shù)據(jù)進(jìn)行了統(tǒng)計分析，給出了凈發(fā)熱值和燃料的碳排放缺省系數(shù)。但由于各國發(fā)展階段、能源技術(shù)和工作條件等不同，特定國家的排放系數(shù)需要在指南中的排放缺省系數(shù)的基礎(chǔ)上做一些調(diào)整。

表1 主要能源碳排放系數(shù)表 單位:噸碳/噸

對于我國的碳排放系數(shù)，不同機(jī)構(gòu)給出的碳排放系數(shù)略有不同，本文通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)資料，收集有關(guān)能源類的碳排放系數(shù)并進(jìn)行比較計算，認(rèn)為取平均值為本文所用碳排放系數(shù)比較可靠，如表1所示。化石能源中，煤炭的碳排放系數(shù)最大，石油次之，天然氣最少，核能的碳排放系數(shù)為零;可再生能源中，生物質(zhì)能的碳排放系數(shù)較小，可以忽略不計，而水能、風(fēng)能、太陽能、潮汐能等都是潔凈能源，碳排放系數(shù)為零。

(四)關(guān)于碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系

在眾多碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實證研究中，多數(shù)結(jié)果支持環(huán)境庫茲涅茨倒“U”型曲線假設(shè)。如Tucker［9］研究了137 個國家21年的碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長量之間的關(guān)系，給出了各國人均碳排放量與人均GDP 的二次回歸函數(shù)，即為EKC 曲線型;宋濤等［10］基于EKC 假設(shè)，對我國1960—2000年人均二氧化碳排放量與人均生產(chǎn)總值之間的長期關(guān)系進(jìn)行了實證研究，結(jié)果表明兩者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，呈現(xiàn)倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系。杜婷婷等［11］擬合我國1950—2000年間人均生產(chǎn)總值和二氧化碳排放量的函數(shù)關(guān)系，認(rèn)為三次方程曲線比標(biāo)準(zhǔn)型的EKC 二次方程曲線更能顯示我國歷年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展與二氧化碳排放量之間的關(guān)系;胡初枝等［12］選取我國1980—2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間呈現(xiàn)出“N”型關(guān)系。宋清等［10］認(rèn)為二者呈現(xiàn)正向線性關(guān)系，即我國在短期內(nèi)，人均GDP 單正向格蘭杰因果影響人均二氧化碳排放量。我們觀察發(fā)現(xiàn)，研究者所選取的樣本時間點的跨度和樣本國家的發(fā)展水平在一定程度上影響其研究結(jié)論。倒“U”型支持者和“N”型支持者選取樣本時間跨度至少在20年以上，前者所選取的國家多為發(fā)達(dá)國家，后者分析的則多為后起且正在高速發(fā)展的國家，支持正向線性關(guān)系者選取的時間跨度一般較短。

二、遼寧CO2排放量的估算

(一)CO2排放量測算關(guān)系式

化石能源消費(fèi)是CO2排放的主要來源，是造成環(huán)境變化與污染的關(guān)鍵因素，其主要包括煤炭、石油和天然氣。遼寧歷年能源消費(fèi)總量中，化石能源均占主要部分。1971—2008年間，遼寧能源消費(fèi)總量中，煤炭平均約占75.1%，石油平均約占20.7%，天然氣平均約占2.8%，其余為水電等清潔能源。因此，我們估算遼寧能源部門的CO2排放量時只以煤炭、石油、天然氣三種化石能源為對象。由于我們選取的是遼寧1971—2008年的能源消費(fèi)總量和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，測算CO2排放量時需要確定測算關(guān)系式。首先，依據(jù)能源消費(fèi)實物量測算CO2排放量的公式為:

其中，Qt為CO2排放總量，?f為煤炭的碳排放系數(shù)，Ef為煤炭消費(fèi)實物量;φm為石油的碳排放系數(shù)，Em為石油消費(fèi)實物量;δw為天然氣的碳排放系數(shù)，Ew為天然氣消費(fèi)實物量。將表1所列三種化石能源平均CO2排放系數(shù)代入式(1)，有:

根據(jù)各類能源折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)確定標(biāo)準(zhǔn)能源量折能源實物量辦法進(jìn)行計算。其中，煤炭折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為0.71，石油折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為1.43，天然氣折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為1.70。設(shè)能源消費(fèi)總量為Et噸標(biāo)準(zhǔn)煤，其中，煤炭、石油、天然氣占能源消費(fèi)總量的比重分別為α、β、γ，則這三種能源對應(yīng)的實物量分別為:

將上述三式代入式(2)，得到在一定結(jié)構(gòu)條件下依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)能源消費(fèi)總量測算CO2排放量的測算關(guān)系式:

(二)CO2排放量測算結(jié)果

依據(jù)上述式(3)測算1971—2008年遼寧CO2排放量，結(jié)果如表2所示。①由于統(tǒng)計口徑、計算比重等的調(diào)整，個別年份的數(shù)據(jù)在不同年份的《遼寧統(tǒng)計年鑒》中存在不一致情況。根據(jù)實際情況與給定數(shù)據(jù)的比較分析，從《遼寧統(tǒng)計年鑒1993》中截取1971—1985年能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，1986—2008年數(shù)據(jù)則取自《遼寧統(tǒng)計年鑒2010》。

表2 遼寧能源消費(fèi)與碳排放量估算數(shù)據(jù)表

(三)CO2排放量與能源消費(fèi)量動態(tài)分析

就基本趨勢而言，1971—2008年間遼寧CO2排放量與能源消費(fèi)量總體上均為上升趨勢，值得注意的是，2000年以來增速有所加快。就相互關(guān)系而言，CO2排放量與能源消費(fèi)量基本保持了同步的增長趨勢，說明CO2排放量主要取決于能源消費(fèi)數(shù)量?；谇笆龅氖?2)可以判斷，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對CO2排放量有影響，使用1 噸石油替代1 噸煤炭可以減少CO2排放量23.32% ，而使用1 噸天然氣替代1 噸煤炭可以減少CO2排放量41.81%。遼寧三種化石能源消費(fèi)占能源消費(fèi)總量的比重變化不大，因此對CO2排放量的增減影響很小。一個比較特殊的年份是2005年，該年與2004年相比能源消費(fèi)量增加但CO2排放量減少，主要原因在于低排放量的石油消費(fèi)比重由19.32%增加到24.14%，高排放量的煤炭消費(fèi)比重則由79.22%減少到71.33%。但這樣的年份僅為個別例證，并且2006年之后又有回歸到原來比重的趨勢。

三、遼寧CO2排放量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的分析

(一)數(shù)據(jù)來源及方法概述

本部分基于1971—2008年度遼寧CO2排放量和經(jīng)濟(jì)總量兩個變量分析。前者依據(jù)本文第三部分的測算結(jié)果，變量名為“CO2”;后者使用同期各年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值 (可比價格)，變量名為“GDP”，數(shù)據(jù)取自《遼寧統(tǒng)計年鑒2010》。本部分定量分析包括通過平穩(wěn)性檢驗建立協(xié)整模型和誤差修正模型，并對變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

平穩(wěn)性檢驗:采用單位根檢驗方法，考察時間序列是否為單整序列。如果一個時間序列的均值、方差或兩者同時發(fā)生變化，則稱之為非平穩(wěn)時間序列。對于非平穩(wěn)時間序列，可以進(jìn)行取對數(shù)、差分或同時取對數(shù)和差分等方式檢驗其是否單整，本文采用含常數(shù)項但不含時間趨勢項的限制回歸方程形式進(jìn)行檢驗，即:

協(xié)整性檢驗:如果時間序列具有相同的單整性，滿足協(xié)整關(guān)系的條件，進(jìn)行回歸并保留殘差，利用DW 統(tǒng)計量和拉格朗日乘數(shù)對殘差進(jìn)行穩(wěn)定型檢驗。如果殘差穩(wěn)定則說明存在協(xié)整關(guān)系。

誤差修正模型是對變量協(xié)整關(guān)系誤差的糾正機(jī)制，呈現(xiàn)出變量短期內(nèi)波動的特征。本文使用常見的一階誤差修正模型，Δyt=β0+β1Δxt+a (ecmt)+μt，其中ecmt=yt－1－k0－k1xt－1。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗:本文建立如下兩個變量模型，當(dāng)兩個變量之間存在先導(dǎo)和滯后關(guān)系時，可以從統(tǒng)計上推導(dǎo)出其因果關(guān)系。

(二)遼寧經(jīng)濟(jì)增長與CO2排放量之間的協(xié)整關(guān)系

考慮到同方差性假定在許多情況下不符合實際，為了消除異方差，對變量做了取對數(shù)處理;同時，為防止經(jīng)濟(jì)時間序列因前后期相依存而造成偽回歸，對取對數(shù)后的兩個時間序列分別進(jìn)行單位根檢驗。取對數(shù)后的兩個序列均具有線性趨勢，故運(yùn)用式(4)進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果如表3所示，ln(GDP)和ln(CO2)在10%的顯著性水平下都是一階單整序列，記為I (1)，滿足協(xié)整性分析的必要條件。

表3 ADF 單位根檢驗結(jié)果表

建立回歸方程，并利用最小二乘法對其進(jìn)行估計，得到兩者之間的回歸方程為:

回歸方程(7)右邊不存在滯后因變量并含有截距項，符合Dubin －Waston 統(tǒng)計量檢驗序列相關(guān)的前提，因而由DW 統(tǒng)計量檢驗序列的相關(guān)性，得出上式存在一階序列相關(guān)。為了克服擾動項序列相關(guān)導(dǎo)致模型估計結(jié)果的失真，用AR (1)項來修正這個平穩(wěn)序列的自相關(guān)結(jié)構(gòu)，定義如下:

把式(9)代入式(8)中得到:

然而，由式(8)可得:

再把式(11)代入式(10)中，并整理得到:

這樣便可以把一個含有序列相關(guān)性的問題轉(zhuǎn)化為一個滿足古典假設(shè)的回歸問題，從而達(dá)到了消除擾動項序列相關(guān)的目的，修正式(7)后的回歸估計結(jié)果如下:

由于式(14)的解釋變量中存在AR (1)項，DW 值就不能再作為判斷回歸方程的殘差是否存在序列相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)，故采用拉格朗日乘數(shù)檢驗對新的殘差序列進(jìn)行檢驗，LM 檢驗的原假設(shè)p =2不存在序列相關(guān)，得到的檢驗結(jié)果如下:F 統(tǒng)計量為0.05，概率值為0.96;T ×R2統(tǒng)計量為0.10，概率值為0.95。檢驗結(jié)果是不能拒絕原假設(shè)，即修正后的回歸方程的殘差序列不存在序列相關(guān)性。根據(jù)修正后的殘差序列的Q 統(tǒng)計量和序列相關(guān)圖判斷消除序列相關(guān)后的殘差序列是一個隨機(jī)擾動序列，即是平穩(wěn)的，1971—2008年經(jīng)濟(jì)增長與碳排放量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

令ecmt=，即將式(14)的殘差序列作為誤差修正項，建立如下誤差修正模型:

估計得到:

采用單位根檢驗方法檢驗殘差的平穩(wěn)性，reside 在無常數(shù)項、無趨勢項和無滯后階數(shù)的條件下，單位根檢驗統(tǒng)計量－4.29 小于臨界值－2.65 (1%)，即為平穩(wěn)。誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向拉回修正機(jī)制。

綜上所述，從長期協(xié)整方程式(14)中得出，GDP 的增長率每變動一個百分點時，碳排放增長率增加28%。在誤差修正模型式(16)中，差分項反映了短期波動的影響，可以分為兩部分:一是短期內(nèi)生產(chǎn)總值對碳排放量的影響為0.32;二是對偏離長期均衡的影響，反映為ecmt的系數(shù)，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以－0.51 的回拉力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，即實行低碳經(jīng)濟(jì)將有助于CO2排放量的降低。

(三)遼寧經(jīng)濟(jì)增長與CO2排放量之間的因果關(guān)系

格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，零假設(shè)“CO2排放量不是GDP 的格蘭杰原因”在顯著性水平0.05 下，不能被拒絕(F 統(tǒng)計量值為3.18，P 值為0.06);“GDP 不是CO2排放量的格蘭杰原因”在顯著性水平0.05 下，被拒絕(F 統(tǒng)計量值為5.40，P 值為0.01)。所以，CO2排放量的增加不是GDP增加的格蘭杰原因，然而GDP 的增長卻是CO2排放量增加的格蘭杰原因，即經(jīng)濟(jì)的增長導(dǎo)致CO2排放量增加，然而增加CO2排放量不是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的必由之路。

四、對策建議

綜上所述，我們認(rèn)為遼寧經(jīng)濟(jì)增長與CO2排放量總體上處于非平衡、非協(xié)同發(fā)展的狀態(tài)。結(jié)合遼寧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源經(jīng)濟(jì)和環(huán)境保護(hù)等具體背景進(jìn)一步分析，1991年之前遼寧經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展主要依靠高耗能產(chǎn)業(yè)，CO2排放量增速與經(jīng)濟(jì)增速基本相同;1991年之后一段時間，由于較大規(guī)模地采用新技術(shù)使得能源效率提高，再加上經(jīng)濟(jì)增速曾一度放緩，CO2排放量的增長速度也有所降低;2000年之后CO2排放量又出現(xiàn)加速增長情況，主要原因在于遼寧將經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為頭等大事，相應(yīng)地出現(xiàn)環(huán)保退位、有關(guān)政策措施制定或執(zhí)行不力等現(xiàn)象。目前，遼寧應(yīng)對低碳經(jīng)濟(jì)浪潮沖擊、完成低碳試點任務(wù)還有很長的路要走。

(一)調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，提高能源效率，注重開發(fā)利用新能源

遼寧1971—2008年能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)基本保持不變，煤炭、石油和天然氣消費(fèi)比例大體為75∶ 21∶ 3，然而，使用1 噸石油替代1 噸煤炭可以減少CO2排放量23.3%，而使用1 噸天然氣替代1噸煤炭可以減少排放量41.8%?？梢?，逐步降低以煤炭為主的能源消費(fèi)構(gòu)成比例，因地制宜地大力發(fā)展遼寧優(yōu)勢新能源，如核能、風(fēng)能、太陽能和生物質(zhì)能等可再生能源，可以有效地降低CO2排放量。加強(qiáng)與國際和國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)的交流合作，引進(jìn)節(jié)能技術(shù)和可再生能源技術(shù)，重點包括潔凈煤技術(shù)、整體煤氣化循環(huán)發(fā)電技術(shù)等，廣泛開展清潔發(fā)展機(jī)制以及碳封存和捕捉技術(shù)，提高遼寧能源利用效率。

(二)以低碳為目標(biāo)，進(jìn)一步優(yōu)化全省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

遼寧可以通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展低碳產(chǎn)業(yè)來帶動能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化、降低能源消費(fèi)總量，促進(jìn)總體經(jīng)濟(jì)向低碳化方向發(fā)展。目前，遼寧三大產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值比例保持在10∶ 55∶ 35 的水平，意味著高耗能的第二產(chǎn)業(yè)占主體，而低能耗的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足。應(yīng)鼓勵省內(nèi)不同發(fā)展水平和發(fā)展階段的城市，根據(jù)其自身資源優(yōu)勢和技術(shù)水平選擇發(fā)展自有特色的第三產(chǎn)業(yè)。如沈陽和大連在信息傳輸與計算機(jī)服務(wù)及軟件業(yè)、金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)方面有優(yōu)勢，且為高校科研院校腹地，可以努力發(fā)展這三項產(chǎn)業(yè);鞍山、本溪、撫順、丹東和大連等城市自然基礎(chǔ)和傳統(tǒng)文化比較好，可以大力發(fā)展旅游業(yè);作為經(jīng)濟(jì)相對落后的遼西地區(qū)，可以適當(dāng)發(fā)展傳統(tǒng)第三產(chǎn)業(yè)和農(nóng)業(yè)服務(wù)產(chǎn)業(yè)。

提供碳基金和低碳貸款等優(yōu)惠性的金融服務(wù)，增加對研發(fā)、生態(tài)保護(hù)和新能源等項目的投資;依托大連碳排放交易所，加強(qiáng)產(chǎn)品碳標(biāo)識和碳交易機(jī)制等低碳服務(wù)業(yè)項目建設(shè)，以規(guī)范企業(yè)等主體的碳排放義務(wù);增強(qiáng)與環(huán)境利益相關(guān)者的聯(lián)系與互動，使得大連碳排放交易所成為東北地區(qū)氣候變化的網(wǎng)絡(luò)中心，為公眾提供一個開放、自由的信息交流平臺。

(三)積極倡導(dǎo)低碳生活理念

從生產(chǎn)角度考慮低碳經(jīng)濟(jì)的同時，遼寧也應(yīng)當(dāng)注重生活消費(fèi)方面的低碳問題，這也是低碳試點的必要內(nèi)容，因為發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)是從長遠(yuǎn)的角度提高人們的生活條件和福利水平，是一項惠民的人文建設(shè)。積極開展低碳生活的宣傳，倡導(dǎo)公眾低碳消費(fèi)和低碳經(jīng)營的理念，引導(dǎo)公眾選擇低碳的生活方式。提倡消費(fèi)小型、小排量汽車，推廣使用可再生、可降解的新型建筑材料，鼓勵使用潔凈日常生活用品。要多舉辦諸如徒步大會、無車日等活動，推動和鼓勵全省公眾參與低碳生活，有效配合和促進(jìn)低碳化省市建設(shè)工作。

［1］張德英.我國工業(yè)部門碳源排碳量估算方法研究［D］.北京:北京林業(yè)大學(xué)，2005.18 －30.

［2］王雪娜.我國能源類碳源排碳量估算辦法研究［D］.北京:北京林業(yè)大學(xué)，2006.4 －20.

［3］國家發(fā)展和改革委員會能源研究所.中國可持續(xù)發(fā)展能源暨碳排放情景分析［R］.2003.36 －38.

［4］馬忠海.中國幾種主要能源溫室氣體排放系數(shù)的比較評價研究［D］.北京:中國原子能科學(xué)研究院，2003.15 －36.

［5］政府間氣候變化專門委員會.2006年IPCC 國家溫室氣體清單指南(第二卷·能源)［R］.2006.15 －33.

［6］徐國泉，劉剛淵，姜照華.中國碳排放的因素分解模型及實證分析:1995—2004［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2006，(6).158 －161.

［7］梁朝暉.上海市碳排放的歷史特征與遠(yuǎn)期趨勢分析［J］.上海經(jīng)濟(jì)研究，2009，(7):79 －87.

［8］劉紅光，劉衛(wèi)東，范曉梅.全球CO2排放研究趨勢及其對我國的啟示［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2010，(2):84 －88.

［9］Tucker，M.Carbon Dioxide Emissions and Global GDP［J］.Ecological Economics，1995，(15):215 －223.

［10］宋濤，鄭挺國，佟連軍.環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)聯(lián)性的理論分析和計量檢驗［J］.地理科學(xué)，2007，27(2):56 －162.

［11］杜婷婷，毛鋒，羅銳.中國經(jīng)濟(jì)增長與CO2排放演化探析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2007，(2):96 －99.

［12］胡初枝，黃賢金，鐘太洋，等.中國碳排放特征及其動態(tài)演進(jìn)分析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2008，(3):38－42.