馬亞軍

（工業(yè)和信息化部電子第五研究所賽寶認(rèn)證中心（廣州賽寶認(rèn)證中心服務(wù)有限公司），廣東 廣州510610）

1 背景

應(yīng)對(duì)氣候變化、全球增溫已成為了人們普遍的共識(shí)。為應(yīng)對(duì)氣候變化，降低溫室效應(yīng)，全球多數(shù)國(guó)家于1992年簽署了《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約》，公約的目標(biāo)是將全球氣溫降低到工業(yè)革命前的水平。2005年生效的《京都議定書》規(guī)定了發(fā)達(dá)國(guó)家需在1990年的基礎(chǔ)上減排5.2%，中國(guó)屬于發(fā)展中國(guó)家，不承擔(dān)減排義務(wù)。

據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國(guó)目前已成為全球最大的溫室氣體排放國(guó)，面對(duì)國(guó)內(nèi)的環(huán)境壓力，國(guó)家發(fā)改委于2014-12出臺(tái)了《碳排放權(quán)交易管理暫行辦法》，并于2013—2015年分別頒布了行業(yè)企業(yè)溫室氣體排放核算方法與報(bào)告指南[1-2]（共24個(gè)行業(yè)，以下簡(jiǎn)稱“指南”）。其中相關(guān)行業(yè)指南中規(guī)定，企業(yè)的外購(gòu)熱力的排放因子缺省值為0.11 tCO2/GJ（即110 tCO2/TJ），用于計(jì)算溫室氣體控排企業(yè)外購(gòu)熱力的碳排放量。每年，各?。ㄖ陛犑校┘?jí)地方政府委托第三方機(jī)構(gòu)對(duì)八大行業(yè)的控排企業(yè)進(jìn)行碳排放核查，核查的結(jié)果將被用于國(guó)家碳排放控排的政策制定。

2 目的

外購(gòu)熱力的排放因子缺省值準(zhǔn)確可靠與否，將直接影響企業(yè)的碳排放總量的可靠性。理論上，用熱企業(yè)所需熱力除了有自備電廠外，均由熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)提供，則該排放因子缺省值可以認(rèn)為等于熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)供熱排放強(qiáng)度。本文試圖通過對(duì)熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)碳排放核查報(bào)告中供熱碳排放強(qiáng)度數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析（描述性統(tǒng)計(jì)及t檢驗(yàn)），從統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度對(duì)該排放因子110 tCO2/TJ的可靠性進(jìn)行推斷，為相關(guān)指南的使用者及主管機(jī)構(gòu)在進(jìn)行相關(guān)決策時(shí)提供支撐，以期達(dá)到提高碳排放數(shù)據(jù)可靠的目的。

3 方法

為驗(yàn)證該排放因子缺省值的可靠性，筆者參考了統(tǒng)計(jì)學(xué)區(qū)間估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)的相關(guān)理論。當(dāng)總體方差σ2未知時(shí)，均值μ的區(qū)間估計(jì)按如下方法確定。由于σ2未知，考慮到σ2的無偏估計(jì)量S2，則：

式（1）中：n為樣本數(shù)量；為樣本均值；μ為總體均值；S為樣本標(biāo)準(zhǔn)差。

且此分布不依賴于任何未知參數(shù)，對(duì)于給定的置信度1－α即可計(jì)算得t∝/2（n－1），使得：

解以上不等式得：

式（2）中：t∝/2（n－1）為t分布雙值臨界值。

檢驗(yàn)法則為：如|t|＞t∝/2（n－1），則否定H0，接受H1；若|t|≤t∝/2（n－1），則接受H0。

根據(jù)以上的理論方法，筆者選取了2016—2018年度山東、遼寧、江西、河北省的熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)實(shí)際核查的供熱碳排放強(qiáng)度，有效數(shù)據(jù)共103條，數(shù)據(jù)層級(jí)為機(jī)組級(jí)。核查報(bào)告中的數(shù)據(jù)經(jīng)過了企業(yè)、第三方核查機(jī)構(gòu)、省級(jí)政府主管機(jī)構(gòu)委托的復(fù)查機(jī)構(gòu)的三級(jí)審核，數(shù)據(jù)質(zhì)量較高。由于核查任務(wù)是由省級(jí)政府隨機(jī)分配的，因此可認(rèn)為其數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布。應(yīng)用SPSS統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，置信水平1－α選取99%，顯著性水平α=1%，供熱碳排放強(qiáng)度的描述性統(tǒng)計(jì)成果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 （續(xù)）

同時(shí)，對(duì)排放因子缺省值110 tCO2/TJ執(zhí)行t檢驗(yàn)[3]，原假設(shè)H0為：μ=μ0，即所有熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)的供熱排放強(qiáng)度均值等于110 tCO2/TJ，備擇假設(shè)H1為：μ≠μ0，即所有熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)的供熱排放強(qiáng)度均值不等于110。則樣本t值計(jì)算公式如下：

式（3）中：n為樣本數(shù)量；為樣本均值；μ0為待檢驗(yàn)的值；S為樣本標(biāo)準(zhǔn)差。

計(jì)算檢驗(yàn)p值，自由度為n－1的t分布單尾概率如下：

p=P[t（n－1）≥t]，t＞0

p=P[t（n－1）≤t]，t＜0

應(yīng)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件分析結(jié)果如表2所示。

表2 單樣本檢驗(yàn)

則檢驗(yàn)p值=0.000 055。

4 結(jié)論與建議

通過以上分析可以看出，原假設(shè)H0成立的概率僅有0.000 055，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于顯著性水平，說明拒絕原假設(shè)H0所要承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)足夠?。╬=0.000 055＜α=1%），因此接受備擇假設(shè)的結(jié)論，即所有熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)的供熱排放強(qiáng)度均值不等于110的可能性非常高。由描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果可知，所有熱電聯(lián)產(chǎn)企業(yè)的供熱排放強(qiáng)度均值有99%的可能性落在區(qū)間（116.182 2，136.667 7）即（126.424 9±8.1019%）之中。

綜上，筆者建議主管機(jī)構(gòu)在修訂碳排放報(bào)告與核查指南時(shí)，采用精確度更高的方法和模型對(duì)該缺省值進(jìn)行適當(dāng)合理的修訂，以提高碳排放報(bào)告數(shù)據(jù)的精度，提高可靠性。