基于統計方法對碳排放報告與核查指南中供熱碳排放因子缺省值合理性的分析與研究

馬亞軍

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

1 背景

應對氣候變化、全球增溫已成為了人們普遍的共識。為應對氣候變化，降低溫室效應，全球多數國家于1992年簽署了《聯合國氣候變化框架公約》，公約的目標是將全球氣溫降低到工業革命前的水平。2005年生效的《京都議定書》規定了發達國家需在1990年的基礎上減排5.2%，中國屬于發展中國家，不承擔減排義務。

據統計，中國目前已成為全球最大的溫室氣體排放國，面對國內的環境壓力，國家發改委于2014-12出臺了《碳排放權交易管理暫行辦法》，并于2013—2015年分別頒布了行業企業溫室氣體排放核算方法與報告指南[1-2]（共24個行業，以下簡稱“指南”）。其中相關行業指南中規定，企業的外購熱力的排放因子缺省值為0.11 tCO2/GJ（即110 tCO2/TJ），用于計算溫室氣體控排企業外購熱力的碳排放量。每年，各省（直轄市）級地方政府委托第三方機構對八大行業的控排企業進行碳排放核查，核查的結果將被用于國家碳排放控排的政策制定。

2 目的

外購熱力的排放因子缺省值準確可靠與否，將直接影響企業的碳排放總量的可靠性。理論上，用熱企業所需熱力除了有自備電廠外，均由熱電聯產企業提供，則該排放因子缺省值可以認為等于熱電聯產企業供熱排放強度。本文試圖通過對熱電聯產企業碳排放核查報告中供熱碳排放強度數據的統計分析（描述性統計及t檢驗），從統計學的角度對該排放因子110 tCO2/TJ的可靠性進行推斷，為相關指南的使用者及主管機構在進行相關決策時提供支撐，以期達到提高碳排放數據可靠的目的。

3 方法

為驗證該排放因子缺省值的可靠性，筆者參考了統計學區間估計和假設檢驗的相關理論。當總體方差σ2未知時，均值μ的區間估計按如下方法確定。由于σ2未知，考慮到σ2的無偏估計量S2，則：

式（1）中：n為樣本數量；為樣本均值；μ為總體均值；S為樣本標準差。

且此分布不依賴于任何未知參數，對于給定的置信度1－α即可計算得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、河北省的熱電聯產企業實際核查的供熱碳排放強度，有效數據共103條，數據層級為機組級。核查報告中的數據經過了企業、第三方核查機構、省級政府主管機構委托的復查機構的三級審核，數據質量較高。由于核查任務是由省級政府隨機分配的，因此可認為其數據服從正態分布。應用SPSS統計學軟件進行統計分析，置信水平1－α選取99%，顯著性水平α=1%，供熱碳排放強度的描述性統計成果如表1所示。

表1 描述性統計

表1 （續）

同時，對排放因子缺省值110 tCO2/TJ執行t檢驗[3]，原假設H0為：μ=μ0，即所有熱電聯產企業的供熱排放強度均值等于110 tCO2/TJ，備擇假設H1為：μ≠μ0，即所有熱電聯產企業的供熱排放強度均值不等于110。則樣本t值計算公式如下：

式（3）中：n為樣本數量；為樣本均值；μ0為待檢驗的值；S為樣本標準差。

計算檢驗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

應用SPSS統計軟件分析結果如表2所示。

表2 單樣本檢驗

則檢驗p值=0.000 055。

4 結論與建議

通過以上分析可以看出，原假設H0成立的概率僅有0.000 055，遠遠小于顯著性水平，說明拒絕原假設H0所要承擔的風險足夠小（p=0.000 055＜α=1%），因此接受備擇假設的結論，即所有熱電聯產企業的供熱排放強度均值不等于110的可能性非常高。由描述性統計的結果可知，所有熱電聯產企業的供熱排放強度均值有99%的可能性落在區間（116.182 2，136.667 7）即（126.424 9±8.1019%）之中。

綜上，筆者建議主管機構在修訂碳排放報告與核查指南時，采用精確度更高的方法和模型對該缺省值進行適當合理的修訂，以提高碳排放報告數據的精度，提高可靠性。