碳排放權交易對城市綠色發展水平的影響研究

鄭 潔，袁勇智

（1.天津財經大學 財稅與公共管理學院，天津 300221；2.安徽財經大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233030）

一、問題的提出

綠色發展已成為世界經濟發展轉型的共同趨勢，2020 年第75 屆聯合國大會上“碳達峰”“碳中和”目標（后文簡稱“雙碳”目標）的提出進一步表明減少二氧化碳排放、實現綠色發展的重要性和必要性。自簽訂《聯合國氣候變化框架公約》以來，許多國家通過建立碳排放權交易市場達成減排目標，我國也于2013 年在北京、上海、天津、重慶、深圳、廣東、湖北開展碳排放權交易初步試點工作，黨的二十大報告進一步指出要“積極穩妥推進碳達峰碳中和”，“健全碳排放權市場交易制度”[1]。健全綠色低碳經濟體系，大力推進生態文明建設已成為新時代以來的發展共識，摒棄以往晉升錦標賽模式下可能存在的“以環境謀發展”的短視行為[2]，提升綠色發展水平成為資源與環境約束從緊的經濟新常態下的必然選擇。在新的歷史時期健全低碳發展經濟體系，提升綠色發展水平，既是高質量發展要求，也是推動經濟社會全面綠色轉型，實現可持續發展的必由之路?？紤]到經濟社會綠色發展轉型的長期性與迫切性，在當前研究碳排放權交易政策對城市綠色發展水平的影響具有現實意義，且通過實證方法檢驗碳排放權交易實際政策效果，探究碳排放權交易政策作用機制以及是否存在區域異質性有助于優化后續政策制定，健全碳排放權市場交易制度。

Dales 在Coase 產權理論的基礎上提出有關碳排放權的設想，即建立排污權市場交易機制能夠有效將企業產生的負外部效應內部化，實現減排目標。目前對于碳排放權問題的研究集中在政策選擇、減排效果以及“波特效應”誘發與否等方面。一些學者基于排污權理論并結合我國低碳治理實際情況展開研究，認為碳交易在當前階段相較于征收碳稅更適合我國減排需求[3-4]。碳排放權交易政策的實際減排效果也是熱點話題：沈洪濤等[5]的研究成果表明在企業層面碳排放權交易政策能通過減少產量的方式促進企業減排，劉傳明等[6]與李治國等[7]利用合成控制法均證明試點政策能夠顯著降低二氧化碳排放量，且減排效果存在明顯地區異質性[8]，故而在制定減排政策時要因地制宜，重視地區差異性?！安ㄌ丶僬f”認為適度的環境管制行為有利于企業創新能力提高[9]，諸多學者基于此視角研究排污權政策，部分學者認為排污權政策能夠誘發創新行為[10-12]，并基于“波特假說”理論進行擴展研究，驗證了碳排放權交易與技術創新中的政策“信號-預期”機制[13]，并基于生產網絡理論發掘出碳排放權交易政策存在創新網絡溢出效應[14]。另一些學者的研究則持相反的結論，牛美晨和劉曄[15]從研發投入、研發產出與設備升級三方面驗證了排污費提高顯著抑制了企業創新，特別是在短期內難以產生誘發波特效應[16-18]。

本文可能的邊際貢獻如下：第一，已有文獻研究視角多聚焦于碳排放權交易政策宏觀減排效果及對微觀企業創新行為的影響等方面，本文從宏觀層面對碳排放權交易政策與城市綠色發展水平的關系進行實證分析，并檢驗了碳排放權交易政策對城市綠色發展水平的作用機制，有助于進一步探索城市綠色發展水平的提升路徑。第二，豐富了綠色發展理念的相關文獻。已有關于綠色發展理念的文獻普遍集中于概念剖析、路徑選取與政策建議等層面，采用實證方法進行分析的文獻則相對較少，本文將“碳排放權交易政策”看作一項準自然實驗，采用雙重差分的方法分析碳排放權交易政策對城市綠色發展水平的影響，從方法層面盡可能避免內生性問題，同時對政策效應進行異質性評估，是對現有文獻的有益補充。第三，在進行機制分析時對綠色創新指標進行細化考量，一定程度上減輕可能存在的低質量創新對實證結果的影響，使得論證更具說服力。

二、政策背景與研究假設

（一）政策背景

2011 年8 月國務院《“十二五”控制溫室氣體排放工作方案》提出探索建立碳排放權交易市場的初步構想，同年10月發改委發布《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，正式確立北京市、上海市、天津市、重慶市、湖北省、廣東省、深圳市為碳排放權交易試點地區，試點政策涵蓋東中西部區域，由于地區實際情況不同，各試點省市在配額總量、配額交易主體、配額交易方式等方面存在差異。2013 年我國正式啟動碳排放權交易試點，不同于以往命令-控制型的政策手段，碳排放權政策給予企業更大自主空間，有助于激發企業積極性。

（二）研究假設

城市綠色發展水平是對地區經濟發展水平與環境保護的綜合考量，“雙碳”背景下城市發展旨在實現經濟增長與節能減排的雙贏。從經濟增長角度看，不同于命令控制型環境規制過于剛性的政策管制，碳排放權交易這一市場型環境規制手段通過市場機制發揮作用，自由度相對較高。碳排放權交易政策試點地區享受中央與地方政府的雙重支持，在政策傾斜、人才支持、財稅激勵等方面存在優勢，有利于地區經濟發展；然而碳排放權交易政策對于碳排放配額的限制抑制了企業發展，致使企業面臨兩難抉擇：即購買碳排放配額以匹配產能增長還是減少生產以匹配碳排放配額？前者會導致企業生產成本提高，后者則會降低產能，兩者均不利于試點地區經濟增長。從節能減排角度看，碳排放權交易政策一方面可以通過限額分配的方式抑制高排污企業排放，實現減排效應；另一方面碳排放權交易政策構筑了碳市場，高排放企業可以選擇通過購買排污權的方式維持或增加排放，購買排污權的成本能否抑制高排放企業的排污行為受到諸多因素影響，未必能切實降低排放。而綠色發展水平是對經濟增長和減排的綜合考量，綜上，碳排放權交易政策可能促進城市綠色發展水平提升，也可能抑制城市綠色發展水平的提升，基于此，提出如下研究假設：

H1a：碳排放權交易政策促進了城市綠色發展水平提升。

H1b：碳排放權交易政策抑制了城市綠色發展水平提升。

創新是發展第一動力，綠色發展水平是對傳統全要素生產率的創新與完善，基于綠色發展理念，將資源消耗與環境保護等因素納入綜合考量范疇，在強調構建經濟增長、節約資源與保護環境三位一體的新發展格局下已成為驅動經濟增長的可持續動力。碳排放權交易政策因其具有市場化屬性，政府可通過“碳交易”市場限制經濟主體碳排放量，倒逼其提升綠色技術創新水平[19]、淘汰落后產能以實現既定減排目標。一方面有利于經濟主體在提升產能的同時降低能耗與污染，另一方面，由于創新活動表現出顯著的正外部性，綠色技術創新往往會輻射到相關行業乃至全社會，進一步提升綠色發展水平。

此外，城市綠色發展水平的提升與產業結構優化有著直接關系，產業結構優化可視作根據實際供需情況進行產業動態調整以匹配不同時期發展目標的過程，碳排放權交易政策的實施有力鉗制了高能耗產業為求短期發展盲目擴大產能的短視行為，優化產業結構能夠進一步滿足“去落后產能”的實際發展需求，助推技術密集型產業發展，在節能減排與環境保護等約束條件下實現生產效率的可持續增長，切實提高城市綠色發展水平?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

H2a：碳排放權交易政策通過綠色技術創新促進城市綠色發展水平提升。

H2b：碳排放權交易政策通過優化產業結構促進城市綠色發展水平提升。

三、研究設計

（一）模型設定

為了評估碳排放權交易政策這一“準自然實驗”對于城市綠色發展水平的影響，本文構建如下雙重差分（DID）模型進行實證檢驗:

其中，levelit為城市i 在年份t 時的綠色發展水平，采用城市綠色全要素生產率自然對數值衡量。核心自變量carbonit為碳排放權交易試點代理變量，由實驗組城市虛擬變量與政策時間虛擬變量交互得出，即carbonit=treated*time。根據是否為碳排放權交易政策試點地區劃分實驗組城市與控制組城市，實驗組城市treated 賦值為1；其余城市為控制組，treated 賦值為0。2013 年及以后年份time取1，否則為0。controlit表示控制變量，包括政府干預程度、對外開放程度、人口密度、基礎設施完善程度與人才集聚水平。μi表示地區固定效應，γt表示時間固定效應，εit為隨機誤差項。本文重點關注式（1）中核心待估參數α1的取值情況，以此表征碳排放權交易政策對城市綠色發展水平的凈效應，若α1顯著為正則說明設立碳排放權交易政策有利于城市綠色發展水平提升；反之若α1不顯著或顯著為負則表明政策對城市綠色發展水平無顯著影響或顯著抑制了城市綠色發展水平。

（二）變量及數據說明

1.被解釋變量

參考鄒璇等[20]和吳磊等[21]的做法，本文選取綠色全要素生產率（GTFP）衡量城市綠色發展水平?？紤]到參數法前提假設嚴格，實際計算過程中難以滿足且估計結果易產生偏誤，故本文借鑒Li 等與Oh 的研究設計[22-23]，采用包含非期望產出的超效率SBM（slacks-based measure）模型結合全局參比的Global-Malmquist-Luenberger（GML）指數法測算城市綠色全要素生產率。超效率SBMGML指數法在構建最優生產前沿面基礎上使得不同時期城市均在全局最優生產前沿面下進行測度，能夠有效解決測度過程中可能存在的線性規劃無解、效率值區分及跨期不可比等問題。在超效率的SBM 模型中，相關指標選取情況如表1 所示，其中資本投入指標參照張軍等的做法進行計算，并以2006 年平減后得到[24]。由于城市層面詳細能源數據可獲得性的限制，本文借鑒吳健生等[25]的研究，采用DMSP/OLS穩定夜間燈光數據擬合城市能源投入數據。非期望產出指標的確定參照涂正革的相關研究確定，缺失數據使用插值法補齊[26]。

表1 計算指標選取

由于計算所得GML指數實質上是綠色全要素生產率的增長率，故以2006 年作為基期進行累乘得到各市歷年綠色全要素生產率。

2.核心自變量

本文的核心自變量是碳排放權交易政策虛擬變量carbon，根據“兩省五市”共7 個政策地區進行實驗組和控制組城市分組，結合政策時間虛擬變量構建交互項，得到核心自變量carbon。

3.控制變量

基于已有文獻，為避免遺漏變量可能帶來的內生性問題，本文選取如下控制變量：政府干預水平（intervention）、對外開放程度(open)、人口密度(density)、基礎設施完善程度(infra)、人才集聚水平(aggregation)。變量具體定義見表2.

表2 變量定義

本文所用數據來自歷年《中國城市統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、Wind 數據庫、中國城市數據庫、國泰安數據庫（CSMAR）以及各城市政府工作報告。出于政策前后期對照考慮，樣本區間選擇為2007—2019年。相關變量描述性統計如表3所示。

表3 變量描述性統計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文基于式（1）雙向固定效應模型檢驗碳排放權交易政策對城市綠色發展水平的凈效應，表4第（1）列報告了基于全樣本的估計結果，碳排放權交易政策對綠色發展水平的影響系數為0.064，在1%的水平下顯著，表格第（2）列在第（1）列基礎上加入城市層面控制變量，排除可能干擾綠色發展水平的城市層面因素，第（2）列回歸結果顯示核心自變量系數為0.063，在1%的水平下顯著?；貧w結果表明獲批碳排放權交易試點城市的綠色發展水平相較于非試點城市平均提升約6.3%，假設H1a由此得證。

表4 碳排放權交易政策影響城市綠色發展的回歸結果

控制變量的回歸結果顯示，政府干預程度的提高與基礎設施完善程度的提升有助于城市綠色發展水平的提升，人才集聚也對城市綠色發展水平表現出顯著的正向促進作用。對外開放水平對城市綠色發展水平的影響顯著為負，城市綠色發展水平受人口密度的影響并不顯著。

（二）平行趨勢檢驗

雙重差分法的使用前提為實驗組與控制組必須滿足平行趨勢假設，即實驗組與控制組城市綠色發展水平的演變趨勢在政策前不存在顯著系統性差異?？紤]到在確立碳排放權交易試點地區時可能會優先選擇城市資源稟賦優越、基礎設施完善的地區，造成實驗組與對照組城市在受到政策沖擊之前綠色發展水平演變趨勢不同。本文參考涂正革等[27]與任勝剛等[28]的做法，采用事件研究法構建如下模型對碳排放權交易政策的動態效應進行實證檢驗：

其中，以2013年作為基準年，其他變量設定同基準回歸模型，此處不再贅述。本文重點關注βt取值情況。同時為了避免多重共線性影響，選取政策沖擊時點前一期（2012 年）作為基準組并剔除，因此圖中沒有繪制pre_1期的數據。

圖1 繪制了95% 置信區間下針對參數βt的估計結果，結果顯示在碳排放權交易政策前，參數βt估計值均不顯著異于0，說明實驗組和控制組城市在政策沖擊前不存在明顯差異，通過平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗

（三）安慰劑檢驗

本文參照Cai 等與劉滿鳳等的思路設計安慰劑檢驗[29-30]，進一步排除城市—年份層面不可觀測因素對于前文政策效應估計結果的可能擾動。首先隨機分配試點城市，形成安慰劑檢驗的實驗組城市和控制組城市，再通過獨立重復實驗的方式進行抽樣估計。本文基于隨機分配試點城市的樣進行了500次隨機抽樣估計，并基于抽樣回歸結果繪制圖2?？梢园l現，基于隨機抽樣的估計系數近似服從正態分布，且系數估計值集中分布在0 附近，偏離真實基準回歸系數（0.063）。其次，關注估計系數的p值分布結果：基于隨機抽樣估計系數的p值大部分分布在p=0.10橫線上方區域（即在10%的顯著性水平下仍不顯著），進一步說明本文政策效應估計結果不太可能是偶然得到的，以上檢驗結果均表明碳排放權交易政策對城市綠色發展的正向促進作用不是由于其他遺漏因素導致的。

圖2 安慰劑檢驗結果

（四）其他穩健性檢驗

基于前文雙重差分模型框架，進一步選取以下角度進行穩健性檢驗。第一，替換被解釋變量，使用方向性距離函數模型結合GML生產率指數的方法同樣在全要素生產率研究方面有著廣泛應用[31]，使用DDF-GML 指數計算綠色全要素生產率，將其作為被解釋變量替換初始解釋變量，按照式（1）進行回歸，估計結果見表5 第（1）列。第二，使用PSM-DID方法作為對照進行回歸。DID方法要求實驗組和控制組城市除政策沖擊外，在其他特征上盡可能相似，但中國城市間發展水平、城市特征、資源稟賦等方面普遍存在差異性；運用傾向得分匹配法（PSM）為實驗組城市匹配城市特征最為相似的對照組城市再進行雙重差分估計有助于進一步消除樣本選擇偏差問題，提升估計準確性。參考曾婧婧和周丹萍[32]、陸菁等[33]的做法，匹配變量選擇本文控制變量，采用1：1最近鄰匹配方法進行最佳控制組城市匹配，caliper 值設置為0.05。圖3、圖4 分別展示了匹配前后控制組和實驗組城市的核密度圖，經過傾向得分匹配得出的控制組城市核密度曲線與實驗組曲線重合度較匹配前有明顯提升，表明匹配結果較好。

圖3 匹配前傾向得分核密度圖

圖4 匹配后傾向得分核密度圖

表5 穩健性檢驗

選用匹配后樣本進行DID 估計，表5 第（2）列展示了基于PSM-DID 方法的估計結果，核心變量回歸結果仍顯著為正，進一步證明了基本回歸的穩健性。

上述穩健性檢驗結果進一步說明碳排放權交易政策能夠促進城市綠色發展水平提升這一結論是相對穩健的。

（五）異質性分析

上述分析基于整體層面探討了碳排放權交易政策對于城市綠色發展水平的影響效應。但不同地區間發展存在客觀差異，往往會造成政策實際效果的區域異質性。本文進一步就區域異質性方面對政策效應展開研究，根據區位差異進行東、中、西部城市分地區回歸①東部城市包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南所轄城市；中部城市包括山西、吉林、黑龍江、河南、湖北、湖南、安徽、江西所轄城市；西部城市包括內蒙古、重慶、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆所轄城市。。

分地區回歸結果如表6（1）～（3）列所示。碳排放權交易政策對東部城市綠色發展水平的促進效果最強，其估計系數（0.097）通過了1%水平下的顯著性檢驗；中部城市核心自變量估計系數（0.031）僅通過了10%水平下的顯著性檢驗，西部城市核心自變量估計系數為負（-0.002）且不顯著。

表6 異質性分析

進一步的組間系數差異檢驗表明，相較于中部城市和西部城市，碳排放權交易政策對東部城市綠色發展水平的促進作用確實更強，東部城市與中部城市、東部城市與西部城市的組間系數差異均在5%的顯著性水平上存在顯著差異（p 值分別為0.029 與0.018），表現出明顯的區域異質性。造成這種政策效果差異性的可能原因是東部地區在發展水平、基礎設施、產業結構等方面顯著優于中西部地區，根據“用腳投票”理論，優質要素、人才與先進技術等會更傾向選擇向東部地區聚集；較高的經濟發展水平和相對充裕的財政收入有利于地方政府落實碳排放權交易相關政策。另一方面，“產業梯度轉移”理論的相關研究也在一定程度上解釋了政策效應存在區域異質性的原因：該理論認為東、中、西部地區客觀上存在經濟技術梯度和產業梯度，伴隨著產業結構不斷優化升級，某些不匹配地區發展狀況的產業會被高梯度地區舍棄（如東部某些要素密集與勞動密集型產業轉移至中、西部），中、西部地區可能會承接“高能耗”“高污染”企業，不利于所轄城市綠色發展水平提升。

五、機制分析

碳排放權交易政策對城市綠色發展的正向促進作用已在前文得到證實。那么，碳排放權交易政策通過怎樣的機制作用于城市綠色發展水平？借鑒江艇[34]、唐飛鵬等[35]在機制檢驗方面的研究成果，本文將從綠色技術創新效應、產業結構優化效應方面探討可能存在的機制路徑。

1.綠色技術創新

本文擬從綠色技術創新的數量和質量兩方面綜合檢驗綠色技術創新效應。借鑒宋德勇等[36]的做法，首先將綠色外觀設計專利數、綠色實用新型專利數與綠色發明專利數三者總和作為綠色專利申請總數，再進行平均化處理，使用每萬人綠色專利申請數作為表征綠色技術創新總體數量（quantity）的代理指標。在實際創新過程中，創新主體可能存在為獲取其他利益而進行的“策略性創新”行為[37]，該種創新行為往往表現出對于非發明專利數量的追逐競爭，忽視對于創新質量的提升，低質量創新無益于綠色全要素生產率進步；考慮到該種情況，選取每萬人綠色發明專利申請數作為綠色技術創新質量（quality）的衡量指標。分別將其帶入式（1）模型，表7第（1）、（2）列的回歸結果顯示綠色技術創新總體數量在10%的顯著性水平下顯著為正，綠色技術創新質量的回歸系數在5%的顯著性水平顯著，表明碳排放權交易能夠促進綠色技術創新的“量質齊升”，證實了假設H2a。

表7 機制檢驗

2.產業結構優化

本文采用二、三產業比值來衡量產業結構優化效應（structure）。產業結構優化效應的回歸結果如表7第（3）列所示，回歸系數在1%的顯著性水平下顯著為正，表明碳排放權交易政策的實行顯著促進了產業結構優化，假設H2b由此得證。

六、結論與建議

本文基于碳排放權交易政策，選取2007—2019 年城市數據構建雙重差分模型進行實證檢驗，實證結果表明：（1）碳排放權交易政策能夠促進城市綠色發展水平提升。（2）碳排放權交易政策效果表現出明顯的地區異質性，碳排放權交易政策促進了東部、中部地區綠色發展水平的提升，且對東部地區的促進作用最強，但對西部地區的效果在統計學意義上尚不顯著。（3）碳排放權交易政策通過促進綠色技術創新數量與質量提升、實現產業結構升級等方面發揮作用。

本文政策建議如下：

（1）“雙碳”政策目標下，經濟社會面臨綠色發展轉型與節能減排雙重壓力，碳排放權交易政策能夠促進城市綠色發展水平提升，政府應繼續加大資金、人才和技術支持，進一步健全碳排放權交易市場制度，穩步推進碳排放權交易普及。

（2）在布局全國碳市場時，對于政策制定與推進要實現“差異化”。將地區發展水平、自然資源稟賦、產業發展狀況等因素納入政策制定考量范圍，政策制定不能“大而化之”，要做到因地施策，根據地區實際情況推進政策普及，切實推動地區綠色發展。

（3）“雙碳”工作推進過程中注重以綠色技術創新為重要抓手。隨著產業發展進程推進和創新形態演變，綠色技術創新不再是單一個體進行的孤立進程，而是政府、企業、高校與科研機構的相互配合、協同工作。政府在“雙碳”目標達成中扮演“總舵手”角色，把握綠色發展總體布局，引導產業結構轉型升級，通過強化財稅政策支持等手段激勵企業創新，加速綠色創新成果轉化，推動地區綠色發展。