中国省际碳排放驱动因子及趋势分析:以辽宁省为例

采用1997-2012年辽宁省碳排放时间序列数据,参照STIRPAT模型,通过因子分析和最小二乘法回归拟合得到碳排放量和5类主要影响因子的拟合方程.研究结果表明:人口、人均GDP、第二产业产值、单位GDP能耗和全社会固定资产投资每增加或降低1%将带来碳排放量增加或降低比率分别为:0.3294%、0.1544%、0.1424%、0.2675%和0.1375%.通过灰色预测模型GM(1,1)进行预测分析,预测结果为:2020年和2030年辽宁省的碳排放总量将分别达到38705.368万t和69603.215万t,碳排放强度将分别降至0.576t/万元和0.2878t/万元.     

基于STIRPAT模型的我国人均二氧化碳排放影响因素分析

本文基于扩展的STIRPAT模型,利用1978年-2010年统计数据,对影响我国人均二氧化碳排放的因素进行了实证研究。结果表明,我国的经济活动人口比重、人均国民生产总值、能源消费结构、城市化水平、人均消费额和对外贸易度等因素,均对我国人均碳排放量具有正向的影响。而产业结构和工业能源效率对于碳排放量增长具有负向影响,它们对碳排放量的增加具有一定的抑制作用。此外,本文还基于向量误差修正模型VECM对变量之间的Granger长期因果关系进行了检验。研究结果表明:我国的能源消费结构、城市化水平、经济活动人口比重与人均碳排放量之间存在单向Granger因果关系。最后,本文基于研究的结果,从我国减少二氧化碳排放的角度,对我国发展低碳经济和节能减排提出了一些建议。     

福建省碳排放影响因素分析及情景预测

基于福建省经济增长、能源消耗及环境污染现状的基础上,采用联合国政府间气候变化专门委员会规定的碳排放计算方法,测算福建省2003-2015年的能源消费碳排放量.运用灰色关联分析法研究经济增长水平、产业结构、能源结构、能源强度、城市化率和贸易密度与碳排放量的关联度,分析各因素对福建省碳排放量的影响.同时探讨在四种经济增长情况下,福建省2015-2020年人均碳排放量变化趋势.结果显示GDP增速越快,人均碳排放量增长也越快,而当GDP增速维持在9%时,福建省的人均碳排放量可以实现逐年下降的趋势.     

河南经济与教育、科技相关性分析的数学模型

依据1998～2006年间河南高等教育、科技与经济所考查指标的统计数据,运用相关与回归分析方法分别建立以人均GDP为因变量的数学模型,并对模型进行了分析.这11个指标的因子分析结果,得出与人均GDP联系密切的指标主要有5个,以这5个指标为自变量对人均GDP进行逐步回归分析,所得回归方程达极显著水平,同时得出,对人均GDP影响的重要程度从高到低依次为:人均RD经费支出,以每万人口在校大学生数,每万名科技人员发表论文数,每万人口中科技活动人员数.并就各指标对人均GDP的影响给出了合理的解释.     

中国人均碳排放影响因素的长期均衡与因果动态关系研究——基于结构突变ARDL-VECM模型的实证分析

为了探讨中国低碳经济的发展路径,运用BP内生结构突变点检验、考虑结构突变的ARDL模型和基于VECM模型的Granger因果关系检验方法,利用我国1985至2014年的相关数据,探讨经济增长、城镇化、技术创新、贸易开放与我国人均碳排放的长期均衡和短期动态关系,以及变量之间的因果关系。研究结果表明,中国人均碳排放与解释变量之间存在长期协整关系。长期来看,经济增长与人均碳排放之间呈倒U型关系,城市化水平的提高可以有效减少人均碳排放,技术创新与人均碳排放显著负相关,而贸易开放会引起环境恶化。短期来看,贸易开放与人均碳排放显著正相关,而其他变量对人均碳排放的影响均不显著。此外,基于VECM模型的Granger因果关系检验证实所有解释变量均为人均碳排放的Granger原因,且经济增长、贸易开放与人均碳排放之间存在双向因果关系。     

人口结构变动对中国能源消费碳排放的影响——基于城镇化和居民消费视角

本文通过引入城镇化及居民消费等因素拓展LMDI模型,解构中国能源消费碳排放变动为碳排放因子、能源强度、消费抑制因子、城镇化、居民消费和人口规模六大效应,并探讨上述六种效应变动对中国能源消费碳排放量变动的贡献率及其作用机理。然后,选择中国30个省份,2003-2012年的面板数据实证分析人口结构变动对区域能源消费碳排放量变动及其分解效应的影响。结果表明:2003 2012年中国碳排放总量增加42.1167亿吨,消费抑制因子效应、城镇化效应、居民消费效应和人口规模效应对碳排放量的影响呈现为正效应,而碳排放因子效应和能源强度效应对碳排放量的影响整体上呈现为负效应,并且居民消费效应对碳排放量变动的影响最大。人口城镇化已成为影响中国碳排放量变动的主要人口因素。较之中、西部地区,东部地区的人口规模效应明显较高,但其能源强度效应则相反,中部地区碳排放因子效应明显高于东、西部地区。现阶段,人口年龄结构、人口教育结构和人口职业结构变动减缓了中国碳排放量的增长,而人口城乡结构、区域经济水平和人口规模变动的影响方向则相反,最后,人口性别结构变动对碳排放量变动无显著地影响。     

贸易开放、FDI与中国碳排放EKC:基于动态面板回归的实证研究

开放经济下,贸易开放和FDI是影响碳排放的两个重要驱动因素.本文采用28个省市的面板数据,实证检验了我国人均二氧化碳EKC.为消除模型内生性问题,引入影响碳排放的两个重要控制变量贸易开放和FDI,及采用含滞后变量的动态面板模型,并采用差分GMM进行估计.研究结果发现:我国人均二氧化碳EKC呈倒N型,影响EKC形状的决定性因素是经济增长.我国贸易开放对碳排放的影响满足"污染天堂假说";FDI的碳排放效应则为负.我国人均碳排放下降的拐点处于人均GDP43716元(2005年不变价),这一拐点均低于前人的研究结论.在本文所选样本区间内,我国已有近68%的地区越过EKC的下降拐点位置.本文的研究对我国碳排放全面、加速回到下降的轨道上来具有重要政策含义.     

中国货运量与GDP及运输结构动态关系研究

中国货运量与GDP及运输结构的关系对于中国物流的可持续发展极为重要.选取1955-2011年中国货运量、GDP及公路货运量所占货运量比重的时间序列数据,运用VAR,模型研究中国货运量与GDP及运输结构的动态关系.结果表明:从长期来看,货运量、GDP及运输结构三者存在长期均衡关系;Granger因果关系表明:货运量和运输结构是影响GDP的原因;脉冲函数表明:运输结构对货运量的影响是负向的,而GDP对货运量的影响是正向的.     

基于统计分析的老龄人口心理健康问题研究

探讨统计分析在老龄人口心理健康问题研究中的应用,用相关分析研究老龄人口心理健康与社会支持的相关性,用方差分析研究各相关因素对心理健康的影响,并得到结论,孤独感和幸福感有较强的负相关性,老龄人口的性别和年龄对孤独感有显著影响;经济收入及身体健康情况影响幸福感和社会支持.     

中国城市化与碳排放的脱钩关系研究

为反映城市化对碳排放的影响,研究了城市化和碳排放的短期和长期脱钩关系.脱钩研究表明除1996-2001年为弱脱钩或强脱钩外,其他年份基本为扩张性负脱钩;回归分析表明城市化对碳排放具有显著的正向冲击,产业结构和能源强度均对碳排放产生正向影响,城市化与经济发展对碳排放具有交互作用,经济增长有利于降低城市化对碳排放的影响;最后针对研究结论提出了相应的对策建议.     

More on cancellative semigroups on manifolds

Communicated by D.R.Brown     

基于学习—遗忘效应的生产率降低损失索赔研究

建设工程项目很多具有重复性施工的特点,本文利用这种特点将学习-遗忘效应应用到平衡作业线(LOB)方法中,分析因为工程中断造成生产率的降低的现象,认为因生产率降低而导致工程工期的延长实际上超过工程实际中断的时间,最后以一个工程案例来说明分析过程.     

Remarks on continuum cardinals on Boolean algebras

We give some results concerning various generalized continuum cardinals. The results answer some natural questions which have arisen in preparing a new edition of 5 . To make the paper self‐contained we define all of the cardinal functions that enter into the theorems here. There are many problems concerning these new functions, and we formulate some of the more important ones.     

Remark on the weierstrass points on curves

We give a treatment of the Weiertrass points of curves which is a little different from the treatment by Laksov. We introduce the notion of theith weight which makes the treatment easier and gives an algorithm for computing the gap sequence of an effective divisor and the weight at a point. Supported in part by NNSF of China.     

Remarks on normal operators on Banach spaces

Rendiconti del Circolo Matematico di Palermo Series 2 - A closed densely defined operatorT on a Banach spaceX is called normal, iff $$T \in [C^0 (\hat \not C)]$$ , i.e. there is a homomorphism...     

A note on pseudo-metrics on the plane

Every c-finite measure Μ on the set G of the lines on the plane such that $$(0){\text{ }}\mu {\text{(\{ g}} \in G:{\text{ }}P \in {\text{g\} ) = 0}}$$ for every point P?R ² generates a pseudo-metric F on the plane when one puts F P ₁, P ₂= \(\tfrac{1}{2}\) μ({g∈G:g separates the points P ₁ and P ₂}) The pseudo-metrics which are generated in this way possess the property of linear additivity, that is F(P ₁,P ₃)=F(P ₁,P ₂)+F(P ₂,P ₃) for P ₁,P ₂,P ₃ on a line, P ₂ between P ₁ and P ₃, and are continuous with respect to the Euclidean topology in R ² × R ². In this paper we prove the converse: every linear additive and continuous pseudo-metric F is generated as above by some c-finite measure Μ on G for which (0) holds. The method of proof shows that values of linearly additive and continuous pseudo-metric F inside every bounded convex polygon C are determined completely by the values of F on (δC)². The representation of pseudo-metrics by measures is useful in derivation of inequalities for the former.