1 背景
自18世纪中叶以来，由于快速城市化、人口增长和技术发展，导致一氧化二氮（N2O）、 甲烷（CH4）和二氧化碳（CO 2）等温室气体浓度急剧上升，引发了全球变暖、海平面上 升、极端天气以及环境污染等一系列问题，严重制约了社会、经济、生态的可持续发展， 威胁人类生存与健康[1]。
由于温室气体排放增加引起的全球变暖、极 端高温和热浪、龙卷风、飓风、干旱和洪水等自然灾害成为新常态，已经成为世界各国 政府和学术界关注的焦点[ 2]，因此，估算大气中CO2浓度是我们研究全球变暖等问题的 最可靠的方法，探讨CO2循环和碳源汇收支的变化规律是应对全球气候变化的关键所在。故本文针对巴西1960年-2014年固体燃料消耗产生的CO2排放量来进行分析和预测，针对特定的数据进行建模分析，最终得出相应的结论。
2 数据和方法说明
本文所运用到的数据是全球暖化数据集中的全球国家CO2排放情况表（分燃料状态）（年）其中的巴西的数据，得到数据后，对数据进行了相应的筛选，其数据展示如下：
表1 1960年-2014年巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量原始数据
|---------|--------|--------|-------------|------------|-------------|
| SgnYear | Cntrnm | Region | IncomeGroup | Solid_CO2m | Liquid_CO2m |
| 1960 | 巴西 | 拉丁美洲 | 中等偏上 | 4968.79 | 39049.88 |
| 1961 | 巴西 | 拉丁美洲 | 中等偏上 | 4682.76 | 41503.11 |
| ... | ... | ... | ... | ... | ... |
| 2014 | 巴西 | 拉丁美洲 | 中等偏上 | 73666.36 | 339028 |
3理论
略
4 实证分析
巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量描述性统计分析
首先展示原始数据（前6行），如下图，随后进行整体数据的描述性统计分析：
表3 整体数据描述性统计
|--------|---|---|-----------|---|---|-------------|
| || Solid_CO2m ||| Liquid_CO2m ||
| min || 4683 ||| 39050 ||
| 1st Qu || 9487 ||| 118811 ||
| median || 35750 ||| 150336 ||
| mean || 32212 ||| 161237 ||
| 3st Qu || 48522 ||| 229956 ||
| max || 73666 ||| 339029 ||
| | SgnYear || Cntrnm | Region || IncomeGroup |
| Length | 55 || 55 | 55 || 55 |
| calss | character || character | character || character |
| mode | character || character | character || character |
从表3可以看出，对巴西固体和液体燃料消耗产生的CO2排放量以及其他数据进行了描述性统计，得到了最大最小值，均值以及1/4分位数和3/4分位数，其中前四个变量为非数值型变量。且下图4画出了1960年-2014年巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量的时序图。
ARIMA模型的构建
进行ARIMA模型构建之前，要对时间序列数据纯随机性和平稳性检验。可以判断数据是否具有建模的价值以及是否适合ARIMA模型。下面对巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量数据进行纯随机性检验和平稳性检验结果如下表4和表5：
表4 纯随机检验
|---------|--------|-------|
| 滞后期数 | 卡方统计量 | P值 |
| 滞后6期P值 | 234.39 | 0.000 |
| 滞后12期P值 | 350.1 | 0.000 |
下面进行自动定阶的函数，计算得到模型应该采用ARIMA(2,1,2)，拟合得到模型系数：
表 7 模型定阶系数
|------|---------|---------|---------|--------|-----------|
| Coefficients: ||||||
| s.e. | ar1 | ar2 | ma1 | ma2 | drift |
| s.e. | -0.1213 | -0.8560 | -0.1862 | 0.9513 | 1236.9922 |
| s.e. | 0.1035 | 0.1002 | 0.0863 | 0.1673 | 330.2231 |
| Sigma^2=8135344: likelihood=-505.11 ||||||
| Aic=1022.23 AICc=1024.01 BIC=1034.16 ||||||
随后进行模型判断和误差的计算：
最后进行预测，预测3期，即未来3年巴西的巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量，
5 结论
巴西1960年-2014年固体燃料消耗产生的CO2排放量来进行分析和预测，针对特定的数据进行建模分析，最终得出相应的结论。ARIMA模型的预测方面的还可行性，针对预测的结果，可以对政策调整和其他方面的策略判断做出相应的参考，在理论上具有一定的参考价值。
本文代码
R
dataset1<- read.xlsx("巴西不同燃料的排放量.xlsx", sheet = 1)
dataset1
###首先展示数据前6行
head(dataset1,6)
###随后对整体数据进行描述性添加分析
summary(dataset1)
###画出1960年-2014年巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量的时间序列图形
dataset1$Solid_CO2Emission
HG_I<-ts(dataset1$Solid_CO2Emission,start=c(1960),frequency=1)
HG_I
plot(HG_I,type="o",pch=20,main="1960年-2014年巴西固体燃料消耗产生的CO2排放量时间序列图",xlab = "年份/Y",ylab="排放量",col = "green")
#白噪声检验
for(i in 1:2) print(Box.test(HG_I,type = "Ljung-Box",lag=6*i))
###P值很少，很明显为非白噪声，可继续建模
library(stats)
ndiffs(HG_I)
###结果显示为需要1阶差分
##但是个人看 2 阶才能平稳
diff.HG_I<-diff(HG_I,2)
plot(diff.HG_I,main='2阶差分图')
ADF2<-adf.test(diff.HG_I) #1阶差分单位根检验
ADF2
# 确定ARIMA模型中的p,q
# 这里有两种方法，一种是凭对知识点的理解通过ACF函数图和PACF函数图自行判断
# p,q的值另一种是通过软件的算法自动预测。
acf(diff.HG_I,main='差分后acf',lag.max = 12)
pacf(diff.HG_I,main='差分后pacf',lag.max = 12)
###模型拟合
HG_I.fit<-auto.arima(HG_I)
HG_I.fit
#模型预测
per_HG_I<-forecast(HG_I.fit,h=3)
per_HG_I
plot(per_HG_I)