“雙碳”目標(biāo)下我國(guó)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)碳減排實(shí)證分析

孫玉鳳

（天津商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 天津 300134）

0 引言

一直以來(lái)，我國(guó)高度重視全球氣候問題，并于2020 年提出“雙碳”目標(biāo)，致力于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)綠色高質(zhì)量發(fā)展。化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)是我國(guó)制造業(yè)的重要組成部分，同時(shí)，也是六大高耗能行業(yè)之一，碳排強(qiáng)度突出，減排難度大，是國(guó)家重點(diǎn)關(guān)注的行業(yè)?；瘜W(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)低碳減排研究工作的進(jìn)行，對(duì)于自身的綠色低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展以及國(guó)家“雙碳”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 碳排放估算研究

要想實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)，量化碳排放是關(guān)鍵。目前，對(duì)于碳排放的計(jì)量方法，國(guó)內(nèi)外學(xué)者普遍采用以下三類方法：第一類是生命周期評(píng)價(jià)法（LCA），這是一種評(píng)估產(chǎn)品或系統(tǒng)的環(huán)境負(fù)荷的方法，適用于微觀層面的分析。Varun 等采用LCA 法通過(guò)對(duì)現(xiàn)有化石能源和基于發(fā)電系統(tǒng)的可再生能源的CO2生命周期分析，發(fā)現(xiàn)一些可再生能源系統(tǒng)，如太陽(yáng)能光伏可以產(chǎn)生顯著的生命周期碳排放[1]。第二類是投入產(chǎn)出法（IOA），主要是在宏觀層面上基于投入產(chǎn)出表來(lái)核算經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)各部門產(chǎn)品與服務(wù)的直接與間接的CO2排放量。Tan等發(fā)現(xiàn)，將IOA 法與CEPA 法相結(jié)合，克服了CEPA只能考慮直接的CO2排放的缺點(diǎn)，可以在經(jīng)濟(jì)體系中追蹤和適當(dāng)核算經(jīng)濟(jì)產(chǎn)品所體現(xiàn)的碳排放，有助于決策者提高洞察力[2]。第三類是排放因子法，依據(jù)《2006年IPCC 國(guó)家溫室氣體清單指南》中的能源排放因子進(jìn)行計(jì)算，這種方法在測(cè)算碳排放方面被各國(guó)廣泛應(yīng)用。何洋洋和魏振香根據(jù)IPCC 提供的公式，對(duì)2001—2019 年中國(guó)工業(yè)碳排放進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)在工業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行嚴(yán)格的環(huán)境管控，可以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同發(fā)展[3]。

1.2 碳排放影響因素研究

目前，針對(duì)碳排放影響因素的研究通常借助于各類模型。其中，對(duì)研究的影響因素進(jìn)行建模分析時(shí)常采用STIRPAT 模型，該模型具有動(dòng)態(tài)分析的優(yōu)點(diǎn)，并且可以進(jìn)行彈性分析，因而被廣泛應(yīng)用。孫敬水等在采用擴(kuò)展后的STIRPAT 模型對(duì)影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)低碳發(fā)展的因素進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，人均生產(chǎn)總值是促進(jìn)碳排增加的最大影響因素，而能夠最大程度對(duì)碳排放增長(zhǎng)起到抑制作用的因素是能源強(qiáng)度變動(dòng)[4]。

1.3 行業(yè)低碳減排策略研究

對(duì)于低碳減排的策略，有學(xué)者認(rèn)為，應(yīng)大力發(fā)展除碳技術(shù)，包括脫碳技術(shù)、零碳技術(shù)和碳匯技術(shù)等通過(guò)科研創(chuàng)新，達(dá)到減排效果[5-6]。范秋芳和張園園研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施碳排放交易政策可以顯著提高碳生產(chǎn)率，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)碳市場(chǎng)的管理，不斷完善碳排放交易政策，引導(dǎo)高排放行業(yè)加入碳市場(chǎng)[7]。

可以發(fā)現(xiàn)，以往學(xué)者們進(jìn)行的研究層面大多基于國(guó)家層面或者省級(jí)層面的各行業(yè)的綜合碳排放，而對(duì)于某一個(gè)特定的行業(yè)的研究相對(duì)較少。目前，對(duì)于化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)碳排放的實(shí)證研究更是較為少見。鑒于此，本文通過(guò)改進(jìn)的排放因子法估算我國(guó)2007—2019 年化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的CO2排放量，并應(yīng)用STIRPAT 模型對(duì)影響碳排放的各種因素進(jìn)行建模分析，研究?jī)?nèi)容對(duì)于我國(guó)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的碳減排及綠色低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展，具有重要的理論意義及現(xiàn)實(shí)意義。

2 研究方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

2.1.1 CO2 排放量估算方法

根據(jù)IPCC 提供的測(cè)算碳排放的方法，結(jié)合所研究行業(yè)的特點(diǎn)，采用排放因子法對(duì)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的CO2排放量進(jìn)行估算，如式（1）所示：

式中：C為碳排放總量，萬(wàn)t；i為能源種類，包括煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣，共8種；Ci為第i種能源的碳排放量，萬(wàn)t；Ei為第i種能源的消費(fèi)量，萬(wàn)t；Qi為第i種能源的熱值，kJ/kg；Fi為第i種能源的碳排放系數(shù)，t 碳/TJ；Ri為第i種能源的碳氧化率。

2.1.2 CO2 排放影響因素彈性分析建模

為了更好地研究各影響因素對(duì)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)CO2排放的具體作用機(jī)理以及各因素之間的制約關(guān)系，建立STIRPAT 模型進(jìn)行回歸分析。STIRPAT 模型是基于IPAT 模型進(jìn)行拓展的模型[8]，克服了原模型研究因素固定化、采用恒定彈性系數(shù)的缺點(diǎn)，可以根據(jù)研究的需要增減分解影響因素，并對(duì)各影響因素的彈性進(jìn)行分析。其具體表達(dá)形式為：

式中：I為環(huán)境負(fù)荷；P為人口規(guī)模；A為富裕程度，T為技術(shù)水平；a為該模型的系數(shù)；b、c、d分別為各影響因素的指數(shù)；e為模型誤差。為消除異方差，對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換：

根據(jù)本文研究的需要，對(duì)模型（3）中的變量進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整與拓展，改進(jìn)后的模型如下：

式中：C為碳排放量；P為制造業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)，表示制造業(yè)的勞動(dòng)力規(guī)模；A為化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)年產(chǎn)值，表示化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)發(fā)展?fàn)顩r；T為化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)年產(chǎn)值與主要能源（煤炭、焦炭、原油）消耗量的比值，表示化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的能源效率；IS為化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)年產(chǎn)值與制造業(yè)年產(chǎn)值的比值，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；ES為煤炭占主要能源消費(fèi)比，表示化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的能源結(jié)構(gòu)；β0為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3、β4、β5為彈性系數(shù)；μ 為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文所需能源數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)產(chǎn)值、制造業(yè)產(chǎn)值以及制造業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)等相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于制造業(yè)行業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)，參考《中華人民共和國(guó)國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)》GB/T 4754—2017。

3 CO2 排放估算與影響因素彈性分析

3.1 CO2 排放估算結(jié)果

2007—2019 年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)實(shí)現(xiàn)了飛速發(fā)展。隨著需求的不斷上漲，第二產(chǎn)業(yè)得到迅猛發(fā)展。但在此期間，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)在不斷發(fā)展的同時(shí)，其碳排放量也在逐年攀升，如圖1 所示。總體來(lái)看，碳排放量在2012—2015 年間增速最快。2015 年后，行業(yè)碳排放量在較高的水平上逐漸穩(wěn)定。

圖1 2007—2019 年化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)CO2 排放

3.2 影響因素彈性分析—STIRPAT 模型

3.2.1 單位根檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)“偽回歸”，需驗(yàn)證所選用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，借助ADF 檢驗(yàn)，對(duì)變量是否存在單位根進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)SIC 值確定滯后項(xiàng)，并根據(jù)AIC、SC和HQ 信息準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)的檢驗(yàn)類型，得到檢驗(yàn)結(jié)果，如表1 所示。

表1 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1 可以看出，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理后，在5%的顯著性水平下，所有變量的ADF 值均通過(guò)檢驗(yàn)。因此，原始時(shí)間序列數(shù)據(jù)為一階差分平穩(wěn)序列。

3.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

采用E-G 兩步法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，通過(guò)OLS 回歸后，得到協(xié)整方程如下：

對(duì)模型進(jìn)行OLS 回歸后，得到殘差序列。采用AEG 檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2 所示。

表2 殘差序列AEG 檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下，殘差序列通過(guò)檢驗(yàn)，表明原時(shí)間序列具有顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。

3.3 共線性檢驗(yàn)

為了防止各解釋變量間存在多重共線性，使得模型的系數(shù)失去意義，需要進(jìn)行共線性檢驗(yàn)。對(duì)變量之間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)各變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表3 所示。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 中各相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均＜0.8，表明解釋變量間存在較弱的相關(guān)性。進(jìn)一步計(jì)算各變量的VIF值，通過(guò)方差膨脹因子法，對(duì)各解釋變量間是否存在嚴(yán)重的多重共線性進(jìn)行判斷，結(jié)果如表4 所示。

表4 方差膨脹因子檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)方差膨脹因子＞10 時(shí)，解釋變量間存在嚴(yán)重的多重共線性。根據(jù)表4 的計(jì)算結(jié)果，各解釋變量的VIF 值均＜10，說(shuō)明各解釋變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，可以對(duì)該模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。

3.4 回歸結(jié)果分析

通過(guò)以上分析，可以判定回歸方程的擬合效果較好，能夠反映化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)CO2排放量與各影響因素之間的關(guān)系。從擬合結(jié)果上看，勞動(dòng)力規(guī)模、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源結(jié)構(gòu)均與CO2的排放呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，能源效率則呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果可以看出，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)CO2排放的影響最大，彈性系數(shù)為0.970 2，表明在其他條件不變的情況下，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的行業(yè)產(chǎn)值每增加1%，CO2排放相應(yīng)增加0.970 2%。伴隨著化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的飛速發(fā)展，對(duì)于各種能源材料的需求越來(lái)越大，導(dǎo)致碳排放也不斷增加。能源結(jié)構(gòu)的彈性系數(shù)為0.489 5，表明目前的能源結(jié)構(gòu)無(wú)法達(dá)到減排目的，進(jìn)一步改善能源結(jié)構(gòu)對(duì)于控制行業(yè)碳排放意義重大。目前，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)能源主要以煤炭、焦炭和原油等高污染能源為主，不利于行業(yè)碳排放的控制，加快清潔能源開發(fā)利用，將會(huì)有效改善目前的能源結(jié)構(gòu)。勞動(dòng)力規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的彈性系數(shù)分別為0.108 9、0.058 3，這兩個(gè)因素也對(duì)碳排放的控制造成壓力。能夠有效抑制該行業(yè)碳排放增長(zhǎng)的因素是能源效率，能源效率的彈性系數(shù)為-0.957 9，即在其他條件不變的情況下，能源效率每提升1%，將會(huì)使CO2排放量降低0.957 9。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

重化工行業(yè)的節(jié)能減排及綠色發(fā)展，一直以來(lái)是國(guó)家關(guān)注的重點(diǎn)，也是行業(yè)發(fā)展的難點(diǎn)，隨著“雙碳”目標(biāo)的提出，更是對(duì)各個(gè)行業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展提出了更高的要求。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)CO2排放量在2007—2019 年間，前期高速增長(zhǎng)，到2015 年之后，CO2排放量逐漸趨于穩(wěn)定。但是，排放量仍然處在較高水平上，行業(yè)的碳減排狀況依舊不容樂觀?；赟TIRPAT 模型建模分析發(fā)現(xiàn)，在其他因素不變的情況下，勞動(dòng)力規(guī)模、行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r、能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)每變動(dòng)1%，引起CO2排放量相應(yīng)變動(dòng)為0.108 9%、0.970 2%、-0.957 9%、0.058 3%和0.489 5%?？梢钥闯觯岣吣茉葱食蔀樾袠I(yè)碳排放的驅(qū)動(dòng)因素。

4.2 建議

1）加大科技研發(fā)及創(chuàng)新力度，提高能源整體利用效率。一方面，企業(yè)要加大研發(fā)投入，針對(duì)自身的需求狀況，積極建設(shè)創(chuàng)新服務(wù)平臺(tái)，堅(jiān)持產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合，并加強(qiáng)與國(guó)內(nèi)外行業(yè)領(lǐng)先企業(yè)的交流與合作，注重學(xué)習(xí)其先進(jìn)的技術(shù)手段。另一方面，企業(yè)應(yīng)注重對(duì)復(fù)合型人才的引進(jìn)與培養(yǎng)，同時(shí)，加強(qiáng)節(jié)能降耗技術(shù)的推廣與使用，發(fā)展清潔能源技術(shù)，購(gòu)進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備，針對(duì)生產(chǎn)過(guò)程中存在的嚴(yán)重耗能問題制定有效的解決方案，降低生產(chǎn)過(guò)程中能源的損耗，進(jìn)一步提高能源的利用效率。

2）優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，進(jìn)行清潔低碳轉(zhuǎn)型。本文研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前能源結(jié)構(gòu)不合理是導(dǎo)致行業(yè)碳排放增加的重要影響因素。主要原因在于目前化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)在日常生產(chǎn)過(guò)程中所需要的能源依舊以煤炭、焦炭和原油等基礎(chǔ)能源為主，屬于高碳型的能源結(jié)構(gòu)。要實(shí)現(xiàn)行業(yè)綠色發(fā)展，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)的清潔低碳化轉(zhuǎn)型尤為重要。要注重對(duì)煤炭等能源的清潔高效利用，并逐步加大對(duì)天然氣、電能等清潔能源的開發(fā)利用，以低碳能源代替高碳能源，逐步調(diào)整化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的能源結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)低碳化轉(zhuǎn)型。