劉長松

(中國社會科學院研究生院，北京 100732)

隨著收入水平提高，能源消費需求增加，不同收入家庭能源消費量差距逐漸拉大。一般來說，高收入家庭追求奢華的生活方式，對能源需求量大，碳排放較多;低收入家庭僅維持基本生存，能源需求量小，碳排放量也較少，二者的碳排放責任存在巨大差異。針對生產(chǎn)側(cè)采取的減排措施，如碳稅或者碳排放權(quán)交易，通過能源價格上漲，其成本最終由消費者承擔，由此可見“污染者付費”并未實現(xiàn)。盡管對低收入家庭可以采取稅收返還或補貼措施，但政策的實際執(zhí)行面臨多重困難，低收入家庭碳排放權(quán)益不能得到保障，不同收入家庭的碳排放差距也未得到改變。針對生產(chǎn)側(cè)采取的減排措施對于低收入家庭是不利的，從消費側(cè)考慮不同收入家庭的碳排放差異，并采取適當?shù)恼叽胧﹣砉芾砩钅茉?，有利于維護低收入家庭的發(fā)展權(quán)利，提高社會整體福利水平。由于缺乏家庭生活用能數(shù)據(jù)，本文嘗試根據(jù)生活水平與生活能源消費之間的關系，通過模型計算與經(jīng)驗數(shù)據(jù)，選取表征生活能源消費的關鍵變量，據(jù)此計算不同收入家庭的碳排放量，并初步探討其政策含義。

一、家庭生活用能界定

國外學者普遍將家庭能源需求界定為直接能源需求和間接能源需求(Kees Vringer and Kornelis Blok，1995;Shonali Pachauri，2002，2004;A H M E Reindersa，K Vringerb，K Blok，2004;Wokje Abrahamse，Linda Steg，2009)。直接能源需求包括電力、天然氣、熱力、汽油等，間接能源需求為生產(chǎn)非能源產(chǎn)品和服務所需要的能源，間接能源的計算需要微觀家庭消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)。國內(nèi)學者通常將生活用能界定為居民在炊事、熱水、照明、室溫調(diào)節(jié)等生活起居方面的直接能源消費(彭希哲等，2010)，不包括交通能耗。部門分析法(工業(yè)、交通、商業(yè)、住宅部門)僅反映住宅為載體的家庭排放，沒有包括住宅以外的家庭相關活動的碳排放，因此“部門”碳排放研究方法不能充分解釋家庭活動在能源使用時產(chǎn)生的環(huán)境影響(楊選梅等，2010)①，尤其是在私人小汽車保有量大的大城市。從數(shù)據(jù)可獲得性及中國生活能源消費特征出發(fā)，本文將生活用能界定為住宅用能和交通用能，主要包括住宅炊事、熱水、照明、室溫調(diào)節(jié)、家用電器等生活能耗，交通出行所需要的能源，能源消費載體主要有電力、熱力、天然氣和汽油。家庭碳排放就是家庭用電、采暖、使用天然氣和交通出行中產(chǎn)生的CO2排放。

二、家庭生活用能消費影響因素模型研究

從區(qū)域能源消費來看，主要有三類因素影響生活能源消費。第一類因素，家庭人均收入和消費水平。人均收入越高，對能源的需求就越大，人均消費支出越高，對能源的消費也越多。第二類因素，居住條件及用能設備。人均住房面積是反映居住水平的重要因素，家用電器擁有量是反映居住質(zhì)量的重要因素，大功率家用電器的擁有量與能源消費有直接關系。就交通方式的選擇而言，小汽車擁有量及其使用強度是影響交通能耗的關鍵。第三類因素，消費結(jié)構(gòu)。即使是同一收入水平，由于消費結(jié)構(gòu)不同，能源消費量也不同。恩格爾系數(shù)、家庭水電氣燃料支出、交通費用支出等是反映消費結(jié)構(gòu)對生活能源消費影響的重要因素。本文選取2009年全國31個省、市、區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均消費支出、食品支出、水電燃料支出、交通和通信支出、車均油耗、家用汽車百戶平均擁有量、空調(diào)百戶平均擁有量、彩色電視機百戶平均擁有量、人均生活用電等變量，分別建立人均生活用電消費量模型、人均汽油消耗需求模型。

1.區(qū)域人均生活用電計量經(jīng)濟模型

表1中人均生活用電量是因變量，為消除截面數(shù)據(jù)的異方差，對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，lnelec表示人均生活用電量對數(shù)值，lnPDI表示人均可支配收入對數(shù)值，engel表示恩格爾系數(shù)(食品支出占消費支出的比重)，lnconsum表示人均消費支出的對數(shù)值，lncon表示百戶家庭空調(diào)器擁有量的對數(shù)值，lntv表示百戶家庭彩色電視機擁有量的對數(shù)值，lnutility bill表示平均每戶每年水電燃料支出的對數(shù)值。

表1 2009年中國區(qū)域人均生活用電影響因素

模型估計結(jié)果表明，人均可支配收入和水電費支出是影響人均生活用電的重要因素。人均生活用電量的收入彈性系數(shù)是1.419，即在保持其他條件不變的情況下，人均可支配收入每提高1%，人均生活用電增加1.419%;人均生活用電與水電費支出的彈性系數(shù)是0.372，即在保持其他條件不變的情況下，水電費支出每增加1%，人均生活用電量增加0.372%。人均可支配收入和水電費支出對人均生活用電解釋較好，模型的R2為0.882。回歸方程如下:

Lnelec=1.419 lnPDI+0.372lnutility bill－10.385

2.區(qū)域居民小汽車平均油耗計量經(jīng)濟模型

當前對小汽車汽油消耗的研究主要集中在工程技術領域(賀新，王岐東，葉身斌，2010);家庭交通出行方式的選擇(何保紅，王煒，陳峻，2009;楊敏等，2009;胡華等，2009;劉建明，黃中祥，2009;秦煥美等，2008);對居民通勤特征的研究(張艷，2009;鮮于建川等，2008;孟慶艷等，2006)。從經(jīng)濟角度研究小汽車汽油消耗幾乎是空白。尤其是在人民生活水平迅速提高，機動性出行激增，小汽車平均油耗不斷上升的背景下，亟須加強小汽車油耗影響因素的研究。

(1)居民小汽車平均油耗估算方法

目前我國統(tǒng)計制度中，只是在分行業(yè)的能耗統(tǒng)計數(shù)據(jù)中把交通運輸、倉儲和郵政業(yè)作為一個行業(yè)進行統(tǒng)計，缺乏居民交通運輸能耗統(tǒng)計。能源平衡表中居民生活汽油消耗即為居民交通運輸能耗②，小汽車數(shù)量源自中國2009年私人車輛擁有量統(tǒng)計中(按地區(qū)分)小型與微型車之和，小汽車平均油耗=生活能源汽油消費量/小汽車保有量。

(2)建立小汽車平均油耗影響模型

為確定影響小汽車油耗的因素，首先對自變量和因變量求相關系數(shù)，從相關系數(shù)來看，影響小汽車油耗的因素是人均消費支出＞人均可支配收入＞交通支出＞交通費用支出比例，其他的影響因素都未通過顯著性檢驗。交通支出與人均消費的相關系數(shù)達到0.924，與人均可支配收入的系數(shù)達到0.918，這可能會導致模型設定中出現(xiàn)多重共線性問題。根據(jù)以上分析，建立小汽車平均油耗計量經(jīng)濟模型，采用后向逐步回歸法進行模型估計，結(jié)果如下。

表2中，lntrans表示交通支出的對數(shù)值，lnoil表示平均汽油消費量的對數(shù)值，lncom表示人均消費支出的對數(shù)值，lntranshare表示交通費用比例的對數(shù)值，lnengel表示恩格爾系數(shù)的對數(shù)值，lnincome表示人均可支配收入的對數(shù)值，lncar表示百戶家庭汽車擁有量的對數(shù)值。

從回歸結(jié)果來看，交通支出、交通支出比例、人均消費、恩格爾系數(shù)是影響小汽車平均汽油消耗的重要因素。交通支出比例和人均消費的系數(shù)為正，符合經(jīng)濟規(guī)律。但是交通費用的回歸系數(shù)顯著為負，恩格爾系數(shù)的回歸顯著為正，顯然與一般經(jīng)濟規(guī)律不符合。經(jīng)檢驗，交通費用(lntrans)和消費(lncom)高度相關，故從模型中刪除交通支出(lntrans)重新估計模型3，得模型4。

表2 2009年區(qū)域小汽車平均油耗模型

從模型估計結(jié)果來看，交通費用支出比例與人均消費對小汽車平均油耗的影響為正，但恩格爾系數(shù)對汽油消耗的影響仍顯著為正。對模型進行共線性檢驗，條件指數(shù)(condition Index)為171.327，共線性程度比較嚴重。為消除模型多重共線性，選用兩種方法處理:篩選變量法和主成分回歸法。

首先，用篩選變量法剔除恩格爾系數(shù)，進行OLS回歸可得:

回歸結(jié)果表明，小汽車平均油耗與消費的彈性系數(shù)是1.403，居民消費每提高1個百分點，小汽車平均油耗上升1.4個百分點;交通支出每提高1個百分點，小汽車平均油耗上升0.15個百分點。人均消費支出與交通費用支出比例對小汽車平均油耗的解釋僅為0.24，R2偏低。

為減少剔除變量引起的信息損失風險，選用主成分回歸法來消除多重共線性。先對自變量、因變量進行標準化，然后運用因子分析法(factor analysis)對自變量提取主成分。將主成分回歸進行還原得:

從方程回歸系數(shù)來看，經(jīng)過主成分回歸，恩格爾系數(shù)的符號已經(jīng)發(fā)生改變，符合經(jīng)濟學含義。小汽車平均油耗對消費的彈性為1，在其他條件不變的情況下，消費每增加1%，小汽車油耗增加1%;恩格爾系數(shù)每下降1個百分點，小汽車油耗增加1.42個百分點;交通費用支出比例每增加1%，小汽車油耗增加0.63個百分點。但模型R2僅為0.113，自變量對因變量的解釋能力不理想。公式(2)與公式(1)相比，利用更多信息來解釋油耗差異，在數(shù)據(jù)缺乏的情況下，運用盡可能多的信息可以得到較理想的估計。

總的來看，小汽車平均油耗模型的擬合效果不理想，但這是在當前缺乏基礎數(shù)據(jù)情況下的次優(yōu)選擇。本文初步構(gòu)建了城市居民收入與消費水平、消費結(jié)構(gòu)與小汽車平均油耗的關系，據(jù)此測算不同生活水平下生活能源需求量，為估算家庭能源消耗進行了探索。

3.消費結(jié)構(gòu)對居民生活用能的影響

家庭消費結(jié)構(gòu)是影響家庭能源消費的重要因素。消費結(jié)構(gòu)中恩格爾系數(shù)、水電燃料費用支出、交通支出是影響生活能源消費量的重要因素。本文的模型研究中，恩格爾系數(shù)、水電燃料費用支出比例均出現(xiàn)了與經(jīng)驗規(guī)律不符的現(xiàn)象。

作為國際公認的生活水平評價指標，依據(jù)恩格爾系數(shù)的大小對中國居民生活水平進行評價時，如果按聯(lián)合國糧農(nóng)組織制定的標準，會產(chǎn)生與中國實際情況相背離的現(xiàn)象，因而恩格爾系數(shù)在中國面臨適用性問題③。隨著生活水平的提高，人們有能力消費更多種類的東西，食品支出的比例自然會下降。但是考慮到價格變化因素，如果食品與其他產(chǎn)品的相對價格發(fā)生變化，恩格爾系數(shù)也會發(fā)生相應變化，但生活水平并未發(fā)生變化。因此中國恩格爾系數(shù)與居民生活水平不能簡單畫等號。(王少飛，2002)從消費方式看，在外就餐的支出一般要高于食品支出，因此，在外就餐比例較大的上海、廣東等發(fā)達地區(qū)居民的食品支出所占份額較大，從而恩格爾系數(shù)也較大。外出就餐支出的增加是生活水平提高的標志，高收入家庭外出就餐時還會乘坐小汽車，因此，外出就餐比例的增加可能導致小汽車油耗增加。因此恩格爾系數(shù)作為生活水平評價的唯一指標具有很大的局限性。為更準確地反映生活水平的變化，需要對恩格爾系數(shù)進行細分:基本食物支出變化較好地體現(xiàn)了恩格爾定律，高檔食品與外出就餐則體現(xiàn)了生活水平的提高。恩格爾系數(shù)的變化與能源消費量的變化不是簡單的確定性關系，對生活水平的判定，還需要結(jié)合人均可支配收入、人均消費支出等因素。

水電燃料支出比例是消費結(jié)構(gòu)影響生活能源消費的另一重要因素。隨著水電燃料支出比例增加，人均生活用電量下降。但水電燃料支出比例高，并不一定是獲取能源服務存在困難，也可能與燃料消費水平較高有關。如河北省、吉林省、山西省水電燃料支出比例均高于甘肅省，并不是這些省份比甘肅生活水平低。水電燃料支出比例作為結(jié)構(gòu)指標，還必須與數(shù)量指標結(jié)合起來進行綜合評價。綜上，無論是恩格爾系數(shù)還是水電燃料支出比例等結(jié)構(gòu)指標，作為反映家庭消費結(jié)構(gòu)的關鍵指標，雖然與人均生活能源消費可能存在一定的經(jīng)驗關系，但評估結(jié)構(gòu)指標對生活能源消費的影響時還必須結(jié)合數(shù)量指標加以確定。

三、北京市城鎮(zhèn)居民家庭碳排放基本格局

1.北京市不同收入家庭碳排放估計

(1)運用區(qū)域模型估計家庭碳排放

運用模型計算家庭碳排放，對家庭天然氣消費做出假設:北京市94.4%的城鎮(zhèn)家庭使用集中供暖，天然氣僅作為炊事和熱水用能，假定所有家庭消費等量的天然氣，取2009年全市人均消費量57.1m3。取暖碳排放計算采用經(jīng)驗數(shù)據(jù)估算。交通碳排放，低收入家庭和中低收入家庭使用公共交通，參考平均出行距離④，公共交通能耗與按汽油消費計算的結(jié)果基本一致。小汽車油耗模型估計結(jié)果年平均油耗1 558.19升，按照小汽車平均年行駛距離1.5萬公里(北京交通發(fā)展研究中心，2010)⑤計算，小汽車平均油耗約1 500升，與模型估計結(jié)果基本相符。模型估計結(jié)果與北京市人均生活用電量一致(北京市2009年人均生活用電746.7度)(見表3)。

表3 2009年北京城鎮(zhèn)居民不同收入人群家庭碳排放估計

(2)運用經(jīng)驗數(shù)據(jù)估算家庭碳排放(見表4)

表4 經(jīng)驗數(shù)據(jù)估算的家庭碳排放 (噸CO2)

(3)家庭碳排放估算結(jié)果與排放結(jié)構(gòu)比較

表5 不同方法估算的家庭碳排放量比較 (噸CO2)

表6 經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計的家庭能源消費碳排放結(jié)構(gòu)(不含交通) (%)

表7 模型估計的家庭能源消費碳排放結(jié)構(gòu) (%)

經(jīng)驗數(shù)據(jù)估算的家庭碳排放結(jié)構(gòu)，按照比例從高向低排列依次為:采暖碳排放＞用電碳排放＞炊事與熱水排放。模型估計的碳排放排序為(不含交通):采暖碳排放＞用電排放＞天然氣排放。兩者結(jié)果一致。加入交通碳排放后，模型估計的結(jié)果是:交通碳排放＞采暖碳排放＞用電排放＞天然氣排放。由此可見不同收入家庭碳排放差異主要由于交通排放和生活用電差異造成的。交通方式選擇不同，小汽車使用強度不同，決定了不同收入家庭的交通排放差異。消費結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)方式的差異，是家庭碳排放結(jié)構(gòu)差異的重要原因，低收入家庭排放結(jié)構(gòu)以滿足基本的交通、取暖為主(見表5、表6、表7)。

2.北京市不同收入家庭碳排放差距估算

目前對于收入差距的度量指標主要有收入比、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、GE指數(shù)、洛倫茲曲線等方法，其中基尼系數(shù)目前公認的衡量分配不平等的重要指標⑥。滕飛等(2010)⑦運用基尼系數(shù)計算了國家間碳空間的分配情況。本文在估算家庭碳排放的基礎上，計算不同收入家庭碳排放差異，以期對北京市家庭碳排放分配現(xiàn)狀進行大致刻畫。本文通過計算家庭碳基尼系數(shù)與洛倫茨曲線(Lorenz curve)來度量不同收入家庭碳排放差距?；嵯禂?shù)，國際上主要用來計算收入差距。1922年，意大利經(jīng)濟學家C·基尼提出利用洛倫茲曲線“向右下方凸起”的特征定量測度收入分配的差異程度，后人將其定量測度的系數(shù)稱為“基尼系數(shù)”。該系數(shù)將直線OA與弧線OA圍成的區(qū)域面積設為A，將ΔOAB除區(qū)域A以外的區(qū)域面積設為B，則基尼系數(shù)=A/(A+B)。

圖1 基尼系數(shù)與洛倫茨曲線

由圖1可見，收入分配越是不平等，洛倫茲曲線越是向右下方凸起，區(qū)域A的面積就越大，因而基尼系數(shù)也越大。一般認為，基尼系數(shù)在0.1～0.2之間，分配過于平均;0.25 ～0.3 之間，輕度不平等;0.4為收入分配不平等的“國際警戒線”;0.4以上為高度不平等;如果超過0.6，則面臨社會大動蕩的高風險。碳排放運用計算公式G=1－1/n(2∑Wi+1)⑧，計算基尼系數(shù)如下(見表8)。

表8 2009年北京市城鎮(zhèn)居民家庭碳排放基尼系數(shù)

北京市城鎮(zhèn)家庭碳排放基尼系數(shù)，估計結(jié)果約為0.3，調(diào)查結(jié)果為0.44，經(jīng)驗數(shù)據(jù)估算結(jié)果為0.21，由于經(jīng)驗數(shù)據(jù)碳排放不包括交通排放，所以認為模型估計和調(diào)查結(jié)果得到的基尼系數(shù)較為合理。從調(diào)查操作來看，我們估計的碳排放基尼系數(shù)可能偏低。由于高檔小區(qū)、豪華別墅難以調(diào)查，所以我們不能掌握最高能耗群體的能源消費數(shù)據(jù)。與碳排放差距相比，北京居民收入差距較小。按照2009年北京市5000戶城鎮(zhèn)家庭調(diào)查資料(見表9)，每個收入層次均占20%，按照基尼系數(shù)的簡便計算方法，計算得到北京城市居民家庭收入分配的基尼系數(shù)為0.267，顯然碳排放分配差距大于收入差距。當前國內(nèi)生活用能消費正處于分化的關鍵時期。至于多大的碳基尼系數(shù)被認為不平等，國際上沒有公認的判斷閾值。有研究借用收入分配的判斷閾值對國際碳排放資源的分配做出判斷⑨，但需要指出的是，碳排放作為基本的生存與發(fā)展權(quán)，可以容忍的不平等度更低，應該具有更低的判斷閾值。所以當前居民間的碳分配不平等已經(jīng)比較嚴重，需要政策對此作出響應。

表9 2009年北京市城鎮(zhèn)居民家庭收入狀況

圖2 2009年北京市不同收入家庭碳排放洛倫茨曲線

洛倫茨曲線直觀地反映了北京市城鎮(zhèn)家庭碳排放的不平等狀況，20%收入最低的人口碳排放量不到10%，20%收入最高的人口碳排放量占40%(模型估計)，按照經(jīng)驗數(shù)據(jù)，20%收入最高的人口碳排放量占30%，對碳排放差異估計偏低(見圖2)。

四、政策建議

針對家庭碳排放快速增長以及碳排放分配不均衡的客觀事實，采取適當?shù)墓芾泶胧┦欠浅１匾?，但考慮政策措施對不同收入家庭產(chǎn)生的分配效應非常重要。目前的溫室氣體減排并未考慮個體的權(quán)利和義務。從個體層面來看，導致當前高排放的原因主要是高收入人群過度排放，低收入人群僅實現(xiàn)基本的生存需要，未來發(fā)展所需要的碳排放空間已被高收入人群“無償”占用，而溫室氣體減排卻需要所有人承擔成本，這顯然是既不公平、也無效率的減排措施。低收入人群人均排放量低，由于收入限制難以提高家庭能效，故減排的空間很小;從碳排放權(quán)力和責任來看，窮人是溫室氣體排放的受害者，現(xiàn)有的高排放是高收入階層過度消費的結(jié)果，高收入群體應該承擔減排責任;從減排的能力來看，減排需要資金、技術與知識，富人的行動能力顯然高于窮人。因此，合理的管制政策應該包含消費側(cè)的碳排放權(quán)分配。

生活能源作為人類基本的生存條件，具有重要的社會福利含義，從提高社會福利的角度，需要保障低收入的能源需求。目前廣泛存在的能源貧困(fuel poverty，Department of Energy and Climate Change，UK)和巨大的能源消費差距極大地削弱了低收入家庭的發(fā)展權(quán)利，針對溫室氣體排放采取的減排措施，進一步惡化了低收入家庭的生存條件。與此同時，高收入家庭奢侈浪費、高排放的行為并未付出相應的代價，碳排放資源被浪費，利用效率低下。從社會福利視角來看，限制奢侈浪費型碳排放，保障發(fā)展需求型碳排放，維護基本生存碳排放，有利于提高社會整體福利水平。這需要我們對當前不合理的政策做出改變，綜合運用價格、稅收、配額、標準等手段，促進碳排放權(quán)的公平分配。當前，中國人均碳排放略高于世界平均排放水平，正處于政策選擇的關鍵時期。根據(jù)國際經(jīng)驗，如果不加以控制，隨著人均收入的提高，生活品質(zhì)的上升，盲目追求高消費、高增長的發(fā)展方式，我國未來碳排放路徑將向美國、澳大利亞、加拿大靠近，不僅難以實現(xiàn)中國政府承諾的減排目標，更是有悖于可持續(xù)發(fā)展與保障能源安全的國策。日本、德國、荷蘭等國在發(fā)展中十分重視能源節(jié)約和環(huán)境保護，建立了完善的節(jié)能體系，較好地控制了人均碳排放的增長，與高排放國家相比，以較低的能源需求實現(xiàn)了同樣的生活品質(zhì)，這條道路可資我們借鑒。中國未來面臨的第三條道路是低碳發(fā)展之路，即借助后發(fā)優(yōu)勢，充分利用低碳技術手段，調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，綜合運用價格、稅收、財政、標準等手段促進低碳技術的推廣與應用，降低能源消費水平。第三條道路面臨的不確定最大，所需成本也較高，能否成功實施面臨很多風險。未來中國碳排放的發(fā)展路徑，取決于中國采取什么樣的政策。中國人均收入水平較低的客觀事實意味著未來生活能源消費增長空間很大。家庭部門減排具有正外部性，可以有助于形成合理的能源消費模式，帶動其他產(chǎn)業(yè)部門減排。家庭減排的關鍵在于對碳排放權(quán)的合理界定，以提高社會福利水平為最終目的。

注 釋:

①楊選梅，葛幼松，曾紅鷹.基于個體消費行為的家庭碳排放研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2010，(5):39－44.

②九三學社北京市委.北京市交通運輸能耗現(xiàn)狀、未來需求及節(jié)能途徑分析［EB/OL］.http://www.bjzx.gov.cn/pub/lanmus/30/detail_jsp_qid_e26053_qsc_lanmuId_e30.htm，2011－06－13.

③張鴻武，王亞雄.恩格爾系數(shù)的適用性與居民生活水平評價［J］.統(tǒng)計與信息論壇，2005，(1):21－24.

④按照平均每人每年公交出行距離約10000km(平均每天交通出行27.4km)。參考公共交通每公里排放0.062千克 CO2，平均每人每年排放約 678.9 千克 CO2，3口之家，平均每年使用公共交通排放約2.04噸CO2，如果平均每人每天出行20km，3口之家年交通排放為1.36噸CO2。平均出行距離參見《2010中國新型城市化報告》，張艷等(2009)、王德起等(2009)、交通部科學研究院的數(shù)據(jù).

⑤見北京市政協(xié)城建環(huán)保委“關于機動車總量調(diào)控與需求管理問題的調(diào)研報告”。北京市公車(機關企事業(yè)單位小汽車)年平均行駛里程為2萬公里，私人小汽車年平均行駛里程1.5萬公里;私人小汽車年均使用費用為10681元。與世界大城市機動化發(fā)展歷程進行對比，北京機動車，特別是私人小汽車發(fā)展存在高速度增長、高強度使用、高密度聚集特征。http://cppcc.people.com.cn/GB/11832680.htm l.

⑥張 奇.城鄉(xiāng)居民收入差距研究:以江蘇省為例［D］.南京財經(jīng)大學碩士學位論文，2010年.

⑦滕 飛，何建坤，潘勛章，張 弛.碳公平的測度:基于人均歷史累計排放的碳基尼系數(shù)［J］.氣候變化研究進展，2010，(6):63 －69.

⑧張建華.一種簡便易用的基尼系數(shù)計算方法［J］.山西農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版)，2007，(3):55 －58，63.

⑨Groot L.Carbon Lorenz Curves［J］.Resource and Energy economics，2010，32:45 －64.

［1］王松桂，陳 敏，陳立萍.線性統(tǒng)計模型:線性回歸與方差分析［M］.北京:高等教育出版社，2004.

［2］約翰·伊特韋爾，等.新帕爾格雷夫經(jīng)濟學大辭典(第二卷:E－J)［M］.北京:經(jīng)濟科學出版社，1996.

［3］吳新娣，王春枝.對恩格爾系數(shù)的質(zhì)疑［J］.當代經(jīng)濟研究，2006，(12):24 －26.

［4］高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模:EViews應用及實例(第2版)［M］.北京:清華大學出版社，2009.

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