定义1设系统行为序列为： X 1 ( 0 ) = ( x 1 ( 0 ) ( 1 ) , x 1 ( 0 ) ( 2 ) , ⋯ , x 1 ( 0 ) ( n ) ) ，相关因素序列为： X i ( 0 ) = ( x i ( 0 ) ( − l ) , ⋯ , x i ( 0 ) ( 0 ) , x i ( 0 ) ( 1 ) , x i ( 0 ) ( 2 ) , ⋯ , x i ( 0 ) ( m ) ) ( i = 2 , 3 , ⋯ , N ) ， l , m , n 为正整数，且 l + m > n 。设相关因素的 p i 期滞后序列为 X i p ( 0 ) = ( x i ( 0 ) ( 1 − p i ) , x i ( 0 ) ( 2 − p i ) , ⋯ , x i ( 0 ) ( n − p i ) ) ， X i ( 1 ) 为 X i ( 0 ) 的一阶累加生成(1-AGO)序列， Z 1 ( 1 ) 为 X 1 ( 1 ) 的紧邻均值生成序列，则称：

x 1 ( 0 ) ( k ) + a z 1 ( 1 ) ( k ) = ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( k − p i ) ) γ i + b 1 (1)

为具有时滞特征的GM(1,N)幂模型(Delay Grey Power Model of N Variables)，记为DGPM(1,N)模型。其中：a为系统发展系数， ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( k − p i ) ) γ i 为驱动项， b i 为驱动系数， γ i 为的幂指数， p i 为时滞参数，反映了第i个相关变量在经过时滞 p i 个时刻后对系统行为变量的非线性作用， b 1 为灰常数项。

定理1 根据参数 γ i 、 p i 和常数项 b 1 的取值，有如下结论：

1) 当 p i = b 1 = 0 时，DGPM(1,N)模型退化为GM(1,N)幂模型；

2) 当 γ i = 1 且 p i = b 1 = 0 时，DGPM(1,N)模型退化为时滞GM(1,N)模型；

3) 当 γ i = 1 且 p i = b 1 = 0 时，DGPM(1,N)模型退化为GM(1,N)模型。

证明 1) 将 p i = b 1 = 0 代入式(1)，则DGPM(1,N)模型可表示为：

x 1 ( 0 ) ( k ) + a z 1 ( 1 ) ( k ) = ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( k ) ) γ i (2)

即为GM(1,N)幂模型。

2) 将 γ i = 1 且 p i = b 1 = 0 代入式(1)，则DGPM (1,N)模型可表示为：

x 1 ( 0 ) ( k ) + a z 1 ( 1 ) ( k ) = ∑ i = 2 N b i x i ( 1 ) ( k − p i ) (3)

即为时滞GM(1,N)模型。

3) 将 b r s = b 1 = 0 且 γ i = 1 代入式(1)，则DGPM(1,N)模型可表示为：

x 1 ( 0 ) ( k ) + a z 1 ( 1 ) ( k ) = ∑ i = 2 N b i x i ( 1 ) ( k ) (4)

即为GM(1,N)模型。

定理2设 X 1 ( 0 ) ， X i ( 0 ) ， X i ( 1 ) 如定义1所述，

B = [ − z 1 ( 1 ) ( 2 ) ( x 2 ( 1 ) ( 2 − p 2 ) ) γ 2 ⋯ ( x N ( 1 ) ( 2 − p N ) ) γ N 1 − z 1 ( 1 ) ( 3 ) ( x 2 ( 1 ) ( 3 − p 2 ) ) γ 2 ⋯ ( x N ( 1 ) ( 3 − p N ) ) γ N 1 ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ ⋮ − z 1 ( 1 ) ( n ) ( x 2 ( 1 ) ( n − p 2 ) ) γ 2 ⋯ ( x N ( 1 ) ( n − p N ) ) γ N 1 ]

Y = [ x 1 ( 0 ) ( 2 ) , x 1 ( 0 ) ( 3 ) , ⋯ , x 1 ( 0 ) ( n ) ] T

则参数列 b ^ = [ a , b 2 , b 3 , ⋯ , b N , b 1 ] T 的最小二乘法满足：

1) 当 n = N + 2 且 | B | ≠ 0 时， b ^ = B − 1 Y ；

2) 当 n > N + 2 时， b ^ = ( B T B ) − 1 B T Y , | B T B | ≠ 0 ；

3) 当 n < N + 2 时， b ^ = B T ( B B T ) − 1 Y , | B T B | ≠ 0 。

证明 将 k = 2 , 3 , ⋯ , n 代入模型可得，

x 1 ( 0 ) ( 2 ) = − a z 1 ( 1 ) ( 2 ) + ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( 2 − p i ) ) γ i + b 1

x 1 ( 0 ) ( 3 ) = − a z 1 ( 1 ) ( 3 ) + ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( 3 − p i ) ) γ i + b 1

⋮

x 1 ( 0 ) ( n ) = − a z 1 ( 1 ) ( n ) + ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( n − p i ) ) γ i + b 1

即

Y = B b ^ . (5)

1) 当 n = N + 2 且 | B | ≠ 0 时，B存在逆矩阵，方程存在唯一解，即 b ^ = B − 1 Y ；

2) 当 n ≠ N + 2 时，B满秩分解为 B = E F ，得到B的广义逆矩阵为：

B − 1 = F T ( F F T ) − 1 ( E T E ) − 1 E T , (6)

则

b ^ = F T ( F F T ) − 1 ( E T E ) − 1 E T Y . (7)

3) 当 n > N + 2 时，B为列满秩矩阵，F可取为单位矩阵，则 B = E ，故而可得

b ^ = F T ( F F T ) − 1 ( E T E ) − 1 E T Y = ( B T B ) − 1 B T Y ; (8)

4) 当 n < N + 2 时，B为行满秩矩阵，E可取为单位矩阵，则 B = F ，故而可得

b ^ = F T ( F F T ) − 1 ( E T E ) − 1 E T Y = B T ( B B T ) − 1 Y ; (9)

定义2称

d x 1 ( 1 ) ( t ) d t + a x 1 ( 1 ) ( t ) = ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( t − p i ) ) γ i + b 1 (10)

为DGPM(1,N)模型的白化微分方程。

定理3设 X i ( 0 ) ， X i ( 1 ) ， γ i ， p i 如定义1所示，B、Y、 b ^ 如定理2所述，则

1) DGPM(1,N)模型白化方程的解为

x ^ 1 ( 1 ) ( t ) = e − a t [ x 1 ( 1 ) ( 0 ) − t ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( − p i ) ) γ i + b 1 ) + ∫ ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( t − p i ) ) γ i + b 1 ) e a t d t ] (11)

2) 当驱动因素序列变化幅度较小时，模型驱动项可以被视为灰常量，则近似时间响应函数序列为：

x ^ 1 ( 1 ) ( k ) = 1 a [ ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( k − p i ) ) γ i + b 1 ] ( 1 − e a ( 1 − k ) ) + e a ( 1 − k ) x 1 ( 0 ) ( 1 ) (12)

3) 一阶累减还原式为：

x ^ 1 ( 0 ) ( k ) = x ^ 1 ( 1 ) ( k ) − x ^ 1 ( 1 ) ( k − 1 ) , k = 2 , 3 , ⋯ , n . (13)

证明 1) 由白化微分方程式(10)可得通解公式

x 1 ( 1 ) ( t ) = e − a t [ ∫ ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( t − p i ) ) γ i + b 1 ) e a t d t + C ] (14)

其中C为待定常数。将初始条件 x 1 ( 1 ) ( 0 ) 代入式(14)，可得

C = x 1 ( 1 ) ( 0 ) − t ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( − p i ) ) γ i + b 1 ) (15)

将式(15)代入式(14)便可得式(11)，定理3中(1)得证。

2) 将驱动项看作灰常量，则白化微分方程的通解为

x 1 ( 1 ) ( t ) = e − a t [ 1 a ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( t − p i ) ) γ i + b 1 ) e a t + C ] (16)

其中C为待定常数。将初始条件 x 1 ( 1 ) ( 0 ) 代入式(16)，可得

C = x 1 ( 1 ) ( 0 ) − 1 a ( ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( t − p i ) ) γ i + b 1 ) (17)

将式(17)代入式(16)便可得式(12)，定理3中(2)得证。

3) 利用一阶累减还原算子即可证明定理3中(3)的结论成立。

在DGPM(1,N)模型构建过程中，时滞参数的识别和计算是核心之一，为了充分利用影响因素包含的信息，本文基于灰色扩维识别和灰色关联分析识别驱动因素及其滞后期 p i ，以提高建模预测精度。具体思路如下：

定义3设系统行为序列 X 1 ( 0 ) ，相关因素序列 X i ( 0 ) 如定义1所示，依据灰色扩维识别方法，可以得到 m + l − n + 2 个与 X 1 ( 0 ) 等长的扩维子序列：

X i , l + 1 ( 0 ) = ( x 1 ( 0 ) ( − l ) , x 1 ( 0 ) ( 1 − l ) , ⋯ , x 1 ( 0 ) ( n − 1 − l ) )

⋮

X i , 0 ( 0 ) = ( x 1 ( 0 ) ( 1 ) , x 1 ( 0 ) ( 1 ) , ⋯ , x 1 ( 0 ) ( n ) )

⋮

X i , n − m ( 0 ) = ( x 1 ( 0 ) ( 1 − n + m ) , x 1 ( 0 ) ( 2 − n + m ) , ⋯ , x 1 ( 0 ) ( m ) )

设影响因素 X i ( 0 ) 的 p i 期滞后序列 X i , p ( 0 ) 与系统行为序列 X 1 ( 0 ) 的灰色绝对关联为 ε i , p ，公式如下：

ε i , p = 1 + | s 1 | + | s i | 1 + | s 1 | + | s i | + | s i − s 1 |

其中，

| s 1 | = | ∑ k = 2 n − 1 x 1 0 ( k ) + 1 2 x 1 0 ( n ) | , | s i | = | ∑ k = 2 n − 1 x i 0 ( k ) + 1 2 x i 0 ( n ) |

| s i − s 1 | = | ∑ k = 2 n − 1 ( x i 0 ( k ) − x 1 0 ( k ) ) + 1 2 ( x i 0 ( n ) − x 1 0 ( n ) ) |

X 1 0 和 X i 0 为 X 1 和 X i 的始点零化象。设关联度阈值为r，若存在 ε i , p ≥ r ，则称 X i 为系统的强关联因素。

定义4 X 1 、 X i 、r、 ε i , p 如定义3所示，假设 X i 为系统的强关联因素，有：

1) 当仅存在 p i > 0 使得 ε i , p ≥ r 时， X i 滞后于 X 1 ，则该序列可作为驱动因素，将 p i 和 X i , p 均纳入DGPM(1,N)模型对 X 1 进行模拟和预测。若存在多个子序列均满足 ε i , j ≥ r ， j = p i , 1 , p i , 2 , ⋯ , p i , m ，记 ε i , τ = max ( ε i , j ) ， X i 的滞后参数为 p i = τ 。

2) 当仅存在 p i = 0 使得 ε i , p ≥ r 时， X i 与 X 1 同期，即为滞后期为0的特殊情况，直接将 X i 纳入DGPM(1,N)模型对 X 1 进行模拟和预测；

3) 当仅存在 p i < 0 使得 ε i , p ≥ r 时， X i 先行于 X 1 ，则该序列不被纳入DGPM(1,N)模型，因为无法获取将来数据，不满足建模条件。

在DGPM(1,N)模型中，反映相关因素变量对系统行为特征变量非线性作用关系的幂指数 γ 是未知的，它直接影响模型的精度，在建模过程中，必须事先确定参数的具体数值，然后通过最小二乘法构建B和Y矩阵来才能估计出参数列，进而获得模型的时间响应函数进行模拟和预测。为此，本文以建模数据的误差最小化为准则，采用以下目标函数：

min f ( γ 2 , γ 3 , ⋯ , γ N ) = 1 n − 1 ∑ k = 2 n | x ^ 1 ( 0 ) ( k ) − x 1 ( 0 ) ( k ) x 1 ( 0 ) ( k ) | s .t .   { x ^ 1 ( 0 ) ( k ) = x ^ 1 ( 1 ) ( k ) − x ^ 1 ( 1 ) ( k − 1 ) x ^ 1 ( 1 ) ( k ) = 1 a [ ∑ i = 2 N b i ( x i ( 1 ) ( k − p i ) ) γ i + b 1 ] ( 1 − e a ( 1 − k ) ) + e a ( 1 − k ) x 1 ( 0 ) ( 1 ) b ^ = [ a , b 2 , b 3 , ⋯ , b N , b 1 ] T 0 < γ i < 1 , i = 2 , ⋯ , N (18)

如式(18)所示，该函数具有非线性特性，一般方法难以计算，为了获得最优的幂指数和背景值权重，必须接近上述函数的最小值，为此，本文与大多数带参数的灰色预测模型类似，利用非线性智能优化算法找出最优参数。蜻蜓算法(Dragonfly Algorithm, DA)是受蜻蜓群体的捕食和迁徙行为启发所提出的一种群搜索智能算法 [ 25 ] ，该算法不仅具有粒子群算法的个人认知和社会认知能力，同时结合了布谷鸟算法中Levy飞行行为，在算法寻优过程中能够有效避免陷入局部最优，提高算法的搜索性能，为此选用DA算法来求解模型的最优参数。根据以往对DA算法的研究，其一般流程主要可以概括为：

首先，根据式(18)中的目标函数建立向量和适应度函数，可以表示为：

F i t n e s s = 1 n − 1 ∑ k = 2 n | x ^ 1 ( 0 ) ( k ) − x 1 ( 0 ) ( k ) x 1 ( 0 ) ( k ) | (19)

其次，设置参数：确定种群规模N、当前迭代次数t、最大迭代次数T以及优化变量上下限，随机初始化初始位置X和步长 Δ X ，并用模型中的参数构建初始位置坐标 [ γ 2 , γ 3 , ⋯ , γ N , λ ] ，计算个体的适应度并排序，记录和保存当前最优解。

为了在空间中模仿蜻蜓的飞行方式和位置更新，DA算法设置了步长向量和位置向量。步长向量定义如下：

Δ X t + 1 = ( s S i + a A i + c C i + f F i + e E i ) + w Δ X t (20)

其中s为分离权重，a为对齐权重，c为聚集权重，f为猎物权重因子，e为天敌权重因子，w为惯性权重。蜻蜓算法原理是模拟蜻蜓寻找食物，并躲避敌人时的群集动态过程，主要可以分为以下5种行为模式：

① 分离。个体与同类分开的行为，避免发生碰撞。

S i = − ∑ j = 1 N X − X j (21)

其中 S i 表示分离度，X表示当前个体的位置， X j 表示相邻第j个个体的位置，N表示个体的数量。

② 对齐。个体在飞行时与相邻个体之间的速度匹配。

A i = ∑ j = 1 N V j N (22)

其中 A i 表示对齐度， V j 表示相邻个体速度。

③ 聚集。个体与相邻同类之间彼此聚在一起的集群行为。

C i = ∑ j = 1 N X j N − X (23)

其中 C i 表示聚集度。

④ 捕食。个体为生存搜寻猎物的行为。

F i = X + − X (24)

其中 F i 表示食物吸引度，X⁺表示食物位置。

⑤ 避敌。个体出于生存的本能，需时刻警惕天敌的行为。

E i = X − + X (25)

其中 E i 表示天敌排斥度，X⁻表示天敌的位置。

位置向量的表达式为：

X t + 1 = X t + Δ X t + 1 (26)

如果附近没有蜻蜓，蜻蜓的位置将使用Levy飞行方程进行更新：

X t + 1 = X t + Levy ( d ) × X t

Levy函数计算如下：

Levy ( d ) = 0.01 × r 1 × σ | r 2 | 1 β (27)

σ = ( Γ ( 1 + β ) × sin ( π β 2 ) Γ ( 1 + β 2 ) × β × 2 ( β − 1 2 ) ) 1 β (28)

其中， Levy ( d ) 表示莱维飞行随机搜索路径， r 1 , r 2 ∈ [ 0 , 1 ] 表示随机生成数， β 是一个常数。

然后，更新食物源位置X⁺、天敌位置X⁻以及s、a、c、e、f和w，再按公式(21)~(25)更新S、A、C、E和F，按公式(20)和(26)~(28)更新步长和位置。

最后，当适应度函数满足终止条件时，确定幂指数和和背景值权重，即迭代至最大次数。

时滞GM(1,N)幂模型的构建过程具体包括以下几个步骤：

Step1：收集并处理原始数据；

Step2：运用灰色关联识别驱动因素和滞后期，并纳入模型构建；

Step3：将MAPE作为个体适应度函数构建优化模型，利用蜻蜓算法求解非线性参数 γ i ( i = 1 , 2 , ⋯ , N ) ；

Step4：将幂指数代入参数列 b ^ ，计算模型的拟合预测值，检验模型的精度，若不通过，转Step1重新分析相关因素及其参数；

Step5：采用GM(1,1)模型或时间序列模型对各驱动因素 X i ( 0 ) 进行预测；

Step6：根据各驱动因素 X i ( 0 ) 的预测值，利用DGPM(1,N)模型预测系统行为序列 X 1 ( 0 ) 。

从我国二氧化碳排放量历史数据来看，如表1所示，2000年前，中国二氧化碳排放量增速基本稳定于5%左右；2001年~2010年，中国二氧化碳排放量保持高速增长，一度高达18%；在2011年以后，中国开始实行较为严格的环保政策，再加上节能减排技术的应用以及居民环保意识的加强，碳排放增速开始下降，基本保持在5%以下，该背景下的建模数据量有限，时序长度仅为12年；另外，碳排放问题的来源和成因较为复杂，尤其是受到经济发展、能源消费、产业结构等众多因素的影响，并且影响作用强度未知、互动关系不确定，并且它们之间极可能存在非线性关系。而灰色预测理论以有限信息源的不确定问题为研究对象，通过对部分信息已知的小样本信息挖掘和开发，提取有价值信息，从而实现对系统未来发展趋势的准确描述。另外，从新信息优先原理角度，相较于往期数据，新数据含有更丰富的趋势信息，有利于把握未来发展方向，因此，从中国碳排放特征及新信息优先角度考虑，灰色预测模型适用于预测中国碳排放趋势。

本文选择我国碳排放量X₁(百万吨)为系统特征变量(数据来源：《世界能源统计年鉴2022》)。首先，经济的增长是中国CO₂排放量暴增的最主要驱动因素；其次，化石能源燃烧则是人类活动排放二氧化碳的主要活动方式，中国是全球最大的能源生产国、消费国和二氧化碳排放国，近88%的二氧化碳排放来自能源系统；另外，产业结构也是影响碳排放量非常重要的因素之一，作为能源消耗和二氧化碳排放的最主要领域，我国工业领域碳排放占全国碳排放总量的70%左右，工业领域碳达峰是我国“双碳”目标实现的最重要决定因素。基于本文碳排放主要影响因素，选取国内生产总值X₂(亿元)作为经济水平指标，能源消费总量X₃(万吨标准煤)和能源效率X₄(吨/万元)作为衡量我国能源消费情况的指标，第二产业占比X₅(%)作为衡量我国产业结构的指标，相关影响因素自2010至2021的数据整理如表所示(数据来源：《中国统计年鉴2022》)。可以发现，所有变量的量纲和数量级都不一致，在计算过程中比较容易出现矩阵漂移的情况，故本文采取初值化方法进行预处理。

表1. 我国碳排放及影响因素统计值

首先，利用2.2节构造的时滞灰色关联模型确定各影响因素在不同时滞时期与我国碳排放量关联度值，结果如表2所示。然后在分析过程中，确定我国碳排放总量的强关联因素选取的阈值是 r = 0.9 ，确定碳排放量的驱动因素。最后选取最大关联度值对应的时滞长度作为时滞期，进而确定输入模型的相关因素序列。

表2. 影响因素在不同时滞期下的关联度值

由表2可知，国内生产总值在不同时滞长度下与碳排放总量的关联度值均小于阈值，表明国内生产总值不是碳排放量的强关联因素，因此暂不将X₂纳入DGPM(1,N)模型中。能源消费总量在不同时滞长度下与碳排放总量的关联度值均大于阈值，表明能源消费总量是碳排放量的强关联因素，同时可以看出关联度在时滞期为3时达到峰值，从三期序列往两边呈现递减趋势，因此将X₃纳入DGPM(1,N)模型中，并将时滞参数p₃取3。能源效率随着滞后期的增大呈现增长趋势，说明能源效率的变化对碳排放的影响存在滞后效应，但可以看出时滞期取时都没有达到阈值，因此暂不将X₄纳入DGPM(1,N)模型中。产业结构与碳排放量的关联度在滞后期为3时达到阈值，说明其对碳排放的影响存在明显滞后性，因此将X₅纳入DGPM(1,N)模型中，并将时滞参数p₅取3。

根据3.2节的对驱动因素的识别和时滞分析，假设X₁表示我国碳排放总量，X₃表示能源消费，X₅表示产业结构，建立我国碳排放总量DGPM(1,N)模型：

首先，利用DGPM(1,N)模型对2014年~2019年我国碳排放量进行模拟，将平均绝对百分误差MAPE选作适应度函数，构建优化模型，再利用蜻蜓算法求得非线性参数，拟合误差为1.16%。

其次，利用最小二乘法求得参数列，代入参数可得DGPM(1,N)的时间响应函数；

最后，利用时间响应函数对2020年~2021年的碳排放数据进行测试，测试误差为0.54%。模拟和测试阶段结果如表3所示。

表3. 我国碳排放量模型的拟合和测试值比较

为了检验DGPM(1,N)模型的有效性，本文选择GM(1,N)模型、时滞GM(1,N)模型、和GM(1,N)幂模型作为对比模型，其模拟和测试阶段结果也如表3所示，可以看出，DGPM(1,N)模型的拟合和测试误差均低于其他模型。其中，GM(1,N)模型的拟合效果都不太理想，GM(1,N)模型的拟合误差达5.29%。时滞GM(1,N)模型在传统GM(1,N)模型的基础上考虑驱动项的滞后效应，虽然拟合效果没有明显变好，但2020年~2021年测试误差明显有所下降，因此预测我国碳排放量需要考虑相关因素的滞后效应；GM(1,N)幂模型的拟合误差为1.29%，明显小于前三种模型，这是由于GM(1,N)幂模型引入幂指数考虑驱动因素对碳排放量的非线性作用，但GM(1,N)幂模型测试阶段误差反而更高，达3.8%，因此也不适用于我国碳排放未来趋势预测。而本文提出的DGPM(1,N)模型不仅考虑驱动因素对碳排放量的非线性作用，同时进一步讨论驱动因素的滞后效应，因此模拟和测试精度都比较较高，平均拟合误差为1.16%，测试误差为0.54%。

由3.2节可知，DGPM(1,N)模型对2014~2021年我国碳排放量模拟和测试效果都明显优于其他模型，因此本节选用DGPM(1,N)模型进一步对2022~2025年我国碳排放的整体走向及结构变动进行预测，以期对未来我国节能减排目标的实现进行合理预估，提供有效的政策建议。在进行后续预测之前，根据新信息优先原理，本文利用新陈代谢GM(1,1)模型预测相关因素的数据，然后将新数据代替旧数据输入模型，从而获得我国2022~2025年碳排放总量数值，结果如表4所示。根据表1和表4绘制出我国2013~2025年的碳排放整体趋势曲线(图1)。由图可知，我国碳排放依然保持增长趋势，需要采取相关的政策措施来减缓碳排放增速。

表4. 我国碳排放量及碳排放强度预测结果

图1. 我国碳排放总量整体趋势(2014~2025)

为了判断我国能否达成“十四五”规划纲要中的减排目标，即到2025年，单位国内生产总值二氧化碳排放比2020年下降18%，本文在预测国内生产总值的基础上，同样对2022年~2025年的碳排放强度进行预测，结果如表4所示，可以看出，我国碳排放强度在未来将继续保持下降的发展态势，这一趋势与我国加快推进“碳达峰，碳中和”目标相一致。但2020年我国碳排放强度为1.1308吨/万元，从预测结果来看，2025年我国碳排放强度为0.9644吨/万元，比2020年下降14.76%，无法完成既定18%的目标，因此，中国继续按部就班地推进碳减排是远远不够的，需要采取更强有力的政策措施，加快经济社会发展全面绿色转型，进一步夯实碳达峰碳中和工作基础。