任亞運(yùn) 傅京燕

摘要 面臨來(lái)自全球氣候變化加劇及國(guó)內(nèi)環(huán)境污染惡化的雙重壓力，中國(guó)逐步明確了采用市場(chǎng)化手段來(lái)提高氣候、環(huán)境治理水平，碳交易便為其典型代表，然而目前統(tǒng)籌考慮碳交易的碳減排及綠色協(xié)同發(fā)展效應(yīng)的研究卻相對(duì)欠缺。為此，本文以碳交易試點(diǎn)政策為例，區(qū)分碳交易的減排及區(qū)域綠色發(fā)展效應(yīng)，分別構(gòu)建碳排放強(qiáng)度和非期望產(chǎn)出包含全域排放物及區(qū)域污染物的曼奎斯特—盧恩伯格指數(shù)，基于2008—2015年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了協(xié)同路徑和作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國(guó)碳交易政策在促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度下降的同時(shí)，還促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)整體綠色發(fā)展；②中國(guó)碳交易政策的區(qū)域污染物協(xié)同減排效果主要通過(guò)協(xié)同減排SO2實(shí)現(xiàn)；③中國(guó)碳交易政策實(shí)現(xiàn)碳減排及區(qū)域綠色發(fā)展的主要作用機(jī)制為技術(shù)升級(jí)。這些結(jié)論說(shuō)明：應(yīng)繼續(xù)扎實(shí)推進(jìn)全國(guó)碳交易市場(chǎng)建設(shè)，在實(shí)現(xiàn)全球碳減排的目標(biāo)框架下同時(shí)促進(jìn)區(qū)域環(huán)境改善；充分考慮碳交易與排污權(quán)交易的協(xié)同作用，在進(jìn)行溫室氣體和區(qū)域污染物的“協(xié)同減排控制”中，綜合考慮協(xié)同效應(yīng)和減排成本，以達(dá)到用最低成本實(shí)現(xiàn)碳減排和區(qū)域污染物減排的雙重目標(biāo)；多手段并行推動(dòng)綠色發(fā)展，除積極吸取碳交易試點(diǎn)階段經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)外，還應(yīng)聯(lián)合其他多項(xiàng)環(huán)境保護(hù)政策共同協(xié)作、相互補(bǔ)充，充分發(fā)揮“看不見的手”的市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用和政府的總體把控能力，共同促進(jìn)區(qū)域全面綠色高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞 碳交易；協(xié)同效應(yīng)；綠色發(fā)展；雙重差分

中圖分類號(hào) F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2019）05-0011-10 DOI：10.12062/cpre.20190117

近年來(lái)除面對(duì)日益增加的全球碳減排壓力，中國(guó)區(qū)域性的大氣污染問(wèn)題也與日俱增，其中城市群區(qū)域多種污染物排放量持續(xù)增長(zhǎng)，大氣污染呈現(xiàn)出壓縮型、復(fù)合型特征，以SO2、NOX、PM2.5等為特征的復(fù)合型污染呈加重態(tài)勢(shì)。為了實(shí)現(xiàn)成本效率減排，以SO2排污權(quán)交易、碳交易為代表的更具靈活性的市場(chǎng)化環(huán)境政策逐步在國(guó)內(nèi)得到應(yīng)用。SO2排污權(quán)交易起步較早，楊健兒等[1]、涂正革和諶仁俊[2]等諸多學(xué)者先后對(duì)其環(huán)境、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了研究，而針對(duì)在中國(guó)起步較晚的碳交易的研究則較為薄弱，統(tǒng)籌考慮碳減排與其它污染物協(xié)同減排的研究更少。鑒于我國(guó)碳交易市場(chǎng)已由試點(diǎn)先行邁進(jìn)全面建設(shè)階段，本文以碳交易為切入點(diǎn)，綜合考慮其協(xié)同效應(yīng)，有助于提升碳交易價(jià)值，從而可以較全面評(píng)價(jià)碳交易這一政策工具的成本-收益。

目前針對(duì)碳交易效應(yīng)研究：①在方法選擇上主要以CGE等仿真、模擬為主。如：Bhringer 和Welsch[3]、孫睿等[4]等采用CGE模型對(duì)碳交易及其影響分別進(jìn)行了研究。湯鈴等[5]基于multiAgent模型，構(gòu)建了我國(guó)碳交易機(jī)制仿真模型，測(cè)算了不同碳交易機(jī)制設(shè)定對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的影響。譚秀杰等[6]采用中國(guó)多區(qū)域一般均衡模型TermCO2，并根據(jù)湖北碳交易試點(diǎn)的制度要素設(shè)置情景假設(shè)，模擬其對(duì)全省的經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，發(fā)現(xiàn)湖北碳交易試點(diǎn)的減排效果明顯，而負(fù)面經(jīng)濟(jì)影響相對(duì)有限。CGE等仿真、模擬檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥鳛檎叻治龅挠辛ぞ?，雖已在世界上得到了廣泛的應(yīng)用，但其仍然不能擺脫投入產(chǎn)出及CGE模型分析本身固有的一些缺陷，如內(nèi)部設(shè)計(jì)復(fù)雜難以跟蹤其作用機(jī)制等。②在效應(yīng)檢驗(yàn)維度上以碳排放影響為主，其他效應(yīng)為輔。李廣明和張維潔[7]利用中國(guó)30個(gè)省份規(guī)模工業(yè)碳排放數(shù)據(jù)，考察了碳交易對(duì)工業(yè)碳排放和碳強(qiáng)度的影響。少部分學(xué)者也就碳交易對(duì)其他污染物、社會(huì)福利的協(xié)同影響進(jìn)行了研究，如：Cheng 等[8]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)碳交易試點(diǎn)不僅能減少碳排放，還能推動(dòng)SO2和NOX的減排。Fujimori等[9]發(fā)現(xiàn)建立碳交易市場(chǎng)將使減排導(dǎo)致的全球福利凈損失從0.7%～0.9%下降到0.1%～0.5%。可以發(fā)現(xiàn)，在碳交易效應(yīng)檢驗(yàn)方面，視角上仍多著眼于其對(duì)單一排放物CO2的影響，少數(shù)學(xué)者開始關(guān)注其對(duì)其他區(qū)域污染物和社會(huì)福利等的影響，但利用綜合指標(biāo)全面考慮碳交易對(duì)區(qū)域整體環(huán)境改善即綠色發(fā)展的影響方面的文獻(xiàn)則比較鮮見。

本文的邊際貢獻(xiàn)如下：①將全域排放物和區(qū)域污染物納入統(tǒng)一的研究框架，運(yùn)用雙重差分實(shí)證方法考察碳交易對(duì)其影響。CO2代表的是全域排放物，而SO2、NOX代表的是區(qū)域污染物，在全球碳排放約束及本地污染排放的雙重約束下將二者納入統(tǒng)一的研究框架，有利于考察碳交易的真實(shí)成本，促進(jìn)溫室氣體和區(qū)域污染物的協(xié)同控制。②以綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量碳交易對(duì)區(qū)域綠色發(fā)展程度的影響。目前學(xué)界對(duì)綠色發(fā)展的定義尚無(wú)定論，本文采用同時(shí)考慮非期望產(chǎn)出包含全域排放物和區(qū)域污染物的綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)度量綠色發(fā)展，這對(duì)于評(píng)價(jià)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)質(zhì)量更為科學(xué)，也有利于合理評(píng)估碳交易機(jī)制的真實(shí)成本。

任亞運(yùn)等：碳交易的減排及綠色發(fā)展效應(yīng)研究

中國(guó)人口·資源與環(huán)境 2019年 第5期1 碳交易體系對(duì)碳減排的作用機(jī)制

所謂的碳交易就是把二氧化碳排放權(quán)作為一種商品，進(jìn)行二氧化碳排放權(quán)的交易，具有總量控制碳排放的優(yōu)勢(shì)。根據(jù)目前全球碳排放形勢(shì)，利用碳交易市場(chǎng)進(jìn)行碳減排的國(guó)家主要有中國(guó)、澳大利亞、新西蘭、美國(guó)、加拿大和歐盟地區(qū)。我國(guó)面臨國(guó)際減排承諾和國(guó)內(nèi)環(huán)境狀況下行的雙重壓力，碳交易市場(chǎng)從試點(diǎn)工作到全面推廣的轉(zhuǎn)變，證明我國(guó)碳減排已經(jīng)取得階段性成果，碳交易的減排運(yùn)作機(jī)制已成為低碳發(fā)展的有效工具。

碳交易在明晰產(chǎn)權(quán)、碳排放定價(jià)動(dòng)態(tài)調(diào)整、市場(chǎng)自動(dòng)調(diào)節(jié)配額等機(jī)制下的減排及綠色發(fā)展效應(yīng)表現(xiàn)為：第一，碳交易體系可以降低碳排放成本，促進(jìn)碳減排。碳排放因?qū)儆诠参锲贩懂牰哂型獠啃?，僅通過(guò)企業(yè)和個(gè)人的自愿行為難以達(dá)到減排目標(biāo)?？扑筟10]認(rèn)為，市場(chǎng)失靈的根源在于產(chǎn)權(quán)失靈，可以通過(guò)產(chǎn)權(quán)的明確界定，實(shí)現(xiàn)外部成本內(nèi)部化，碳交易體系就是使碳排放成為非公共物品。在總量控制下，如果碳排放的需求越多，碳排放配額價(jià)格也就越高，碳排放者所支付的成本也就越高。第二，碳交易可以通過(guò)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)碳減排。能源氣候變化領(lǐng)域的研究表明，兩種類型的有偏技術(shù)進(jìn)步可能對(duì)碳強(qiáng)度產(chǎn)生重要影響：一是自發(fā)的能效改進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步，指的是技術(shù)進(jìn)步隨時(shí)間自發(fā)地促使能源效率提高；二是誘發(fā)的有偏技術(shù)進(jìn)步，指的是能源價(jià)格、碳價(jià)格、減排政策等因素導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步的偏向發(fā)生改變。一般來(lái)說(shuō)，誘發(fā)的有偏技術(shù)進(jìn)步對(duì)節(jié)能減排具有更強(qiáng)烈的作用。碳交易體系是誘發(fā)技術(shù)進(jìn)步的重要因素，其作用機(jī)制是：碳交易體系給碳排放配額定價(jià)，改變了企業(yè)實(shí)際面臨的碳排放要素價(jià)格，這意味著碳排放要素相對(duì)于其他要素變得更加昂貴，碳排放企業(yè)不得不慎重衡量購(gòu)買碳配額所耗費(fèi)的成本與自身碳減排技術(shù)改進(jìn)的成本，開發(fā)采用和普及低碳技術(shù)。第三，碳交易體系為企業(yè)能源結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化提供刺激，從而使用較清潔能源以減少碳排放。在碳交易體系中，電力行業(yè)貢獻(xiàn)了超過(guò)50%的碳減排，主要原因在于電力部門具有以較低的減排成本來(lái)減少碳排放的能力，比如通過(guò)煤和天然氣的相互轉(zhuǎn)換。為獲得這種廉價(jià)的減排機(jī)會(huì)，發(fā)電商需要權(quán)衡碳價(jià)格和邊際減排成本，在參加碳交易體系的情況下，電力部門轉(zhuǎn)向碳強(qiáng)度更低的燃料（例如天然氣），比使用煤和購(gòu)買配額更為劃算。第四，碳交易通過(guò)碳減排對(duì)區(qū)域污染協(xié)同減排。控制碳排放的碳交易等氣候政策還會(huì)由于CO2、SO2、NOX的同根同源性，即皆主要來(lái)源于化石燃料的燃燒，從而產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)對(duì)區(qū)域污染物的減排產(chǎn)生積極影響[11-12]。因此，中國(guó)碳交易政策的實(shí)施也將可能同時(shí)改善其他區(qū)域污染物的排放，促進(jìn)區(qū)域整體綠色發(fā)展。

由圖1可知，降低碳排放強(qiáng)度主要有三條路徑：一是靠產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，降低高耗能部門的比例；二是靠能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，以低碳能源替代化石能源；三是靠能源技術(shù)升級(jí)，提高能源利用效率[13]。以往學(xué)者的研究也表明在該三條路徑下碳排放與空氣污染物排放控制具有協(xié)同效應(yīng)，即產(chǎn)生“1+1>2”的效應(yīng)。首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整直接帶來(lái)的是化石能源消耗的下降，也就是能源強(qiáng)度的下降，從而間接降低了污染物排放。He等[14]認(rèn)為能源政策是實(shí)現(xiàn)溫室氣體減排和污染物控制雙向協(xié)同效應(yīng)的重要結(jié)合點(diǎn)。通過(guò)構(gòu)建一個(gè)結(jié)合了能源預(yù)測(cè)模型、排放評(píng)估模型、空氣質(zhì)量模擬模型和健康效益評(píng)估模型的綜合模型，來(lái)評(píng)估中國(guó)的能源政策在兩方面的協(xié)同作用。結(jié)果顯示，積極的能源政策帶來(lái)了巨大的效益，包括1 469百萬(wàn)t的CO2減排、12%～32%的大氣污染物濃度下降及超過(guò)100百億的健康收益。其次，低碳技術(shù)升級(jí)一方面帶來(lái)了單位化石能源消耗的碳排放下降，即碳排放強(qiáng)度下降，另一方面還會(huì)引發(fā)協(xié)同效應(yīng)。毛顯強(qiáng)等[15]通過(guò)構(gòu)建協(xié)同減排當(dāng)量模擬協(xié)同減排，認(rèn)為電力行業(yè)技術(shù)措施，尤其是新發(fā)電技術(shù)的替代，使硫、氮、碳的協(xié)同減排潛力巨大。

由于CO2、SO2、NOX等的同根同源特性，碳交易政策可以通過(guò)影響碳排放進(jìn)而協(xié)同影響其他污染物的排放，而本文所界定的綠色發(fā)展正是同時(shí)考慮CO2、SO2、NOX等常見氣體排放物減排之后的結(jié)果，故上述三條路徑在影響碳排放的同時(shí)又會(huì)影響SO2、NOX等污染物的排放，最終得以影響區(qū)域綠色發(fā)展。

由此，本文從協(xié)同效應(yīng)視角出發(fā)，區(qū)分碳交易的減排及區(qū)域綠色協(xié)同發(fā)展效應(yīng)，采用雙重差分法分別對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)其協(xié)同路徑和作用機(jī)制。本文試圖回答以下問(wèn)題：碳交易是否抑制了碳排放并同時(shí)提升了區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率？碳交易通過(guò)協(xié)同何種污染物提升了區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率？碳交易的作用路徑如何？上述問(wèn)題的回答對(duì)于準(zhǔn)確把握碳交易真實(shí)成本，協(xié)同緩解復(fù)合型空氣環(huán)境問(wèn)題具有積極的現(xiàn)實(shí)意義。

2 計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 計(jì)量模型

雙重差分法（DID）是一種使用較為廣泛的政策效果評(píng)價(jià)方法，可以量化估計(jì)出某一個(gè)具體政策對(duì)政策實(shí)施對(duì)象的作用大小。其核心思路為：選擇一個(gè)實(shí)施該政策的實(shí)驗(yàn)組（Treatment Group）和一個(gè)沒(méi)有實(shí)施該政策的控制組（Control Group），然后將實(shí)驗(yàn)組某一個(gè)具體指標(biāo)在政策實(shí)施前后的平均改變量與控制組該指標(biāo)在政策實(shí)施前后的平均改變量的差距視為這項(xiàng)政策對(duì)實(shí)驗(yàn)組的真實(shí)影響，即該項(xiàng)政策實(shí)施的實(shí)際效果。

中國(guó)先后于2014年左右在七個(gè)試點(diǎn)省市：北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東和深圳設(shè)立碳排放交易試點(diǎn)，由此，本文將中國(guó)碳排放交易視為一次“自然實(shí)驗(yàn)”。由于除了深圳市以外其他試點(diǎn)都是省和直轄市，因此為了研究范圍的統(tǒng)一，將深圳市合并到廣東省。另外，由于除深圳市以外，其他試點(diǎn)碳交易完全啟動(dòng)基本是在2013年11月或者12月份以及2014年，因此本文參考李廣明和張維潔[7]，將2014年之前定為非試點(diǎn)期，2014年之后（包括2014年）為試點(diǎn)期。所以本文處理組為：北京、天津、上海、重慶、湖北和廣東，其余非試點(diǎn)省份（由于數(shù)據(jù)可得性等原因，本研究不含西藏、港澳臺(tái)地區(qū)）為對(duì)照組。基于此，本文構(gòu)造的基本模型如下：

Clit=α0+α1postt+α2treati+α3（treati×postt）+

λi+γt+μit

（1）

GTFPit=β0+β1postt+β2treati+β3（treati×postt）+

δi+ζt+ξit

（2）

其中CIit代表CO2排放強(qiáng)度，GTFPit代表綠色發(fā)展，i表示地區(qū)，t代表時(shí)間；treati代表地區(qū)虛擬變量，treati=1表示地區(qū)i實(shí)施了碳交易，treati=0表示i地區(qū)未實(shí)施碳交易；postt代表時(shí)間虛擬變量，postt=1表示t時(shí)期實(shí)施了碳交易，postt=0表示t時(shí)期沒(méi)有實(shí)施碳交易；λi、δi為個(gè)體固定效應(yīng)，γt、ζt為時(shí)間固定效應(yīng)，μit、ξit為擾動(dòng)項(xiàng)。

模型（1）、（2）雖然可以有效解決樣本選擇偏誤問(wèn)題，但是卻存在遺漏變量的可能。為此，本文在上述模型的基礎(chǔ)上增加一系列控制變量。被解釋變量為碳排放強(qiáng)度和綠色全要素生產(chǎn)率，在參考陳超凡[16]、李廣明等[7]、涂正革等[2]等研究的基礎(chǔ)上又將人均GDP、治污投入、技術(shù)引進(jìn)、要素稟賦結(jié)構(gòu)等直接和間接影響碳排放及綠色發(fā)展水平的關(guān)鍵變量作為控制變量，得到模型（3）和（4）。

CIit=α0+α1postt+α2treati+α3（treati×postt）+

∑αjcontroljit+λi+γt+μit

（3）

GTFPit=β0+β1postt+β2treati+β3（treati×postt）+

∑βjcontroljit+δi+ζt+ξit

（4）

其中，controljit代表人均GDP、治污投入占比、要素稟賦結(jié)構(gòu)、技術(shù)引進(jìn)等控制變量，其他變量的含義跟前文保持一致。

2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

以往文獻(xiàn)多采用單污染物排放效率或污染物排放強(qiáng)度來(lái)衡量綠色發(fā)展水平，相比之下以同時(shí)考慮非期望產(chǎn)出包含全域污染物和區(qū)域污染物的綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)度量綠色發(fā)展更為科學(xué)。本文首先立足于碳交易政策的本意，檢驗(yàn)碳交易對(duì)碳排放的影響；然后更進(jìn)一步驗(yàn)證碳交易是否通過(guò)碳協(xié)同減排作用同時(shí)降低了其他區(qū)域污染物排放，實(shí)現(xiàn)了區(qū)域整體綠色發(fā)展。其中綠色發(fā)展用綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量，借鑒陳超凡[16]的測(cè)算方法，以曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)來(lái)衡量，曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)越大代表綠色生產(chǎn)水平越高。測(cè)算過(guò)程中以GDP為期望產(chǎn)出，以三大主要?dú)怏w排放物：CO2、SO2、NOX為非期望產(chǎn)出，以資本存量、勞動(dòng)投入、能源投入為投入變量，結(jié)合非徑向方向距離函數(shù)進(jìn)行測(cè)算，記為GTFP。

關(guān)于其他控制變量，在參考前人研究，并保證模型簡(jiǎn)潔性的基礎(chǔ)上，本文主要選取人均GDP、治污投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、技術(shù)引進(jìn)等直接和間接影響綠色發(fā)展水平的關(guān)鍵變量作為控制變量，相應(yīng)的指標(biāo)選擇如下：①人均GDP，由于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)于綠色發(fā)展的需求不同，因此選取人均GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；②治污投入，本文主要分析的是CO2排放，以及考慮到CO2、SO2、NOX三種主要?dú)怏w排放物的綠色發(fā)展，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，選取廢氣治理投資額占GDP比重來(lái)衡量治污投入；③要素稟賦，由于資本密集型產(chǎn)品與勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的排放強(qiáng)度差異明顯，因此選取資本勞動(dòng)比率來(lái)衡量要素稟賦；④技術(shù)引進(jìn)，由于技術(shù)引進(jìn)主要是以外商直接投資的形式實(shí)現(xiàn)的，因此選取固定資產(chǎn)投資中外資直接投資所占比重來(lái)衡量。

考慮到2008年金融危機(jī)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)節(jié)點(diǎn)，本文起始年份設(shè)為2008年。由于部分年鑒最新年份為2016年（即2015年的數(shù)據(jù)），因此本文數(shù)據(jù)的最終年份定為2015年。此外，囿于西藏、港澳臺(tái)等地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，因此本文的樣本定格為不包括西藏、港澳臺(tái)地區(qū)在內(nèi)的其他30個(gè)省級(jí)行政區(qū)。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來(lái)源如下：GDP、外商直接投資額來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；勞動(dòng)投入量（用從業(yè)人數(shù)來(lái)表示）來(lái)自各省級(jí)行政區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒；SO2排放量、NOX排放量、環(huán)境治理投資額來(lái)自歷年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)環(huán)境年鑒》，能源投入（能源消費(fèi)量）來(lái)自歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》；物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人力資本與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究中心；CO2排放量來(lái)自于中國(guó)碳排放數(shù)據(jù)庫(kù)（CEADs）。本文對(duì)以金額為單位的相關(guān)原始數(shù)據(jù)都進(jìn)行了以2008年為基期的價(jià)格調(diào)整。

2.3 試點(diǎn)前后簡(jiǎn)單對(duì)比分析

本文將樣本分為兩個(gè)階段（2008—2013年為非試點(diǎn)時(shí)期、2014—2015年為試點(diǎn)時(shí)期）來(lái)分別考察主要變量在試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的均值變化情況，具體見表1。為更加直觀地體現(xiàn)試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)各變量在試點(diǎn)時(shí)間和非試點(diǎn)時(shí)間的均值變化情況，本文采用比值法來(lái)進(jìn)行衡量。以碳排放強(qiáng)度為例，首先計(jì)算出非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度與非試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度的比值，然后計(jì)算出試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度與非試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度的比值，最后將試點(diǎn)時(shí)期的比值與非試點(diǎn)時(shí)期的比值做差。當(dāng)這一差值為負(fù)數(shù)時(shí)，表明中國(guó)碳交易政策使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度之比變小了；當(dāng)這一差值為正數(shù)時(shí)，表明中國(guó)碳交易政策使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度之比變大了。由此，可以初步反映出中國(guó)碳交易這一政策對(duì)各變量的影響。

從被解釋變量的兩大衡量指標(biāo)來(lái)看，試點(diǎn)地區(qū)相對(duì)于非試點(diǎn)地區(qū)的碳排放強(qiáng)度有所下降，而綠色全要素生產(chǎn)率水平有所提高。其中，試點(diǎn)地區(qū)的碳排放強(qiáng)度在試點(diǎn)前后都低于非試點(diǎn)地區(qū)；試點(diǎn)地區(qū)的綠色發(fā)展程度在試點(diǎn)前低于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)后實(shí)現(xiàn)反超，反而高于非試點(diǎn)地區(qū)。從具體的數(shù)值差距來(lái)看，首先是碳排放強(qiáng)度，非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的碳排放強(qiáng)度比非試點(diǎn)地區(qū)低47.47%，試點(diǎn)之后這一比例則為54.48%，擴(kuò)大了7.01%；其次是綠色全要素生產(chǎn)率，非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率比非試點(diǎn)地區(qū)低0.67%，試點(diǎn)后比非試點(diǎn)地區(qū)高4.57%，總計(jì)反超了5.24%。這初步表明，中國(guó)碳交易政策抑制了試點(diǎn)地區(qū)的二氧化碳排放強(qiáng)度增勢(shì)，促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的綠色發(fā)展。需要說(shuō)明的是，這僅僅是在不控制其他重要影響因素情況下的簡(jiǎn)單對(duì)比分析，中國(guó)碳交易政策是否真正提升了綠色發(fā)展水平還有待更加嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。

從解釋變量來(lái)看，試點(diǎn)地區(qū)的人均GDP、要素稟賦指標(biāo)、技術(shù)引進(jìn)指標(biāo)在試點(diǎn)前后均高于非試點(diǎn)地區(qū)；治污投入在試點(diǎn)前后均低于非試點(diǎn)地區(qū)。從數(shù)值差距來(lái)看：就人均GDP、治污投入、要素稟賦三個(gè)指標(biāo)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所縮??；就技術(shù)引進(jìn)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所擴(kuò)大。

3 回歸結(jié)果及分析

本文采用雙重差分法就中國(guó)碳交易對(duì)碳排放強(qiáng)度以及區(qū)域綠色發(fā)展的影響進(jìn)行了回歸分析。為了準(zhǔn)確估計(jì)回歸模型，本文依次進(jìn)行了不加控制變量、引入控制變量、引入控制并控制時(shí)間效應(yīng)以及個(gè)體效應(yīng)的雙向固定效應(yīng) 模型進(jìn)行估計(jì)。另外，為了便于橫向比較各變量系數(shù)的大小，本文對(duì)非虛擬變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，這樣就可以直觀地分析各變量對(duì)因變量的彈性大小，進(jìn)而可以比較各變量之間的作用大小。

表2是采用雙重差分法分析碳交易對(duì)碳排放強(qiáng)度及綠色發(fā)展的影響結(jié)果。模型（1）和（4）是不包含任何控制變量的基準(zhǔn)模型，模型（2）和模型（5）為增加了人均GDP、治污投入、要素稟賦、技術(shù)引進(jìn)等控制變量后的模型，模型（3）和模型（6）為在控制個(gè)體效應(yīng)的基礎(chǔ)上再次控制時(shí)間效應(yīng)的模型。由表2可以看出：在增加控制變量及固定效應(yīng)的過(guò)程中核心解釋變量的顯著性和系數(shù)符號(hào)均沒(méi)有發(fā)生根本性的變化，此外，該過(guò)程中可決系數(shù)也在不斷變大，這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

由表2第（3）列可知，從本文最為關(guān)心的核心解釋變量交互項(xiàng)來(lái)看，其回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明中國(guó)碳交易機(jī)制實(shí)施后顯著抑制了試點(diǎn)地區(qū)的碳排放強(qiáng)度。由表2第（6）列可知，從本文最為關(guān)心的核心解釋變量交互項(xiàng)來(lái)看，其回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明中國(guó)碳交易機(jī)制實(shí)施后顯著提升了試點(diǎn)地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率即綠色發(fā)展水平。上述結(jié)果的可能原因?yàn)樘冀灰淄ㄟ^(guò)引導(dǎo)納入碳交易范圍的電力、水泥、鋼鐵、石化等三高行業(yè)優(yōu)化其能源結(jié)構(gòu)、進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級(jí)等行為以達(dá)到節(jié)能減排目的，以及通過(guò)創(chuàng)新補(bǔ)償?shù)燃夹g(shù)引進(jìn)、技術(shù)升級(jí)抑制了碳排放強(qiáng)度，同時(shí)協(xié)同實(shí)現(xiàn)SO2、NOX等區(qū)域污染物減排，最終促進(jìn)區(qū)域綠色發(fā)展，但具體協(xié)同路徑及作用機(jī)制仍有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)本文的回歸結(jié)果，分別采用PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)、改變窗口期、動(dòng)態(tài)DID等檢驗(yàn)方法，對(duì)本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證。

4.1 PSMDID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

正如前文所述，雙重差分法假設(shè)在沒(méi)有實(shí)行該政策時(shí)實(shí)驗(yàn)組與控制組的因變量變化趨勢(shì)一樣，即實(shí)驗(yàn)組和控制組具有同質(zhì)性，進(jìn)一步繼續(xù)采用雙重差分傾向性得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體思路為：采用Logit模型，以treat為因變量，以人均GDP、治污投入占比、要素稟賦結(jié)構(gòu)、技術(shù)引進(jìn)等變量作為相應(yīng)的匹配變量，然后分別采用卡尺最近鄰匹配法和近鄰1 ∶ 1匹配法進(jìn)行樣本匹配。值得注意的是，為保證樣本的“干凈”，本文首先去除政策實(shí)施后樣本數(shù)據(jù)，即僅以碳交易政策實(shí)施前年份試點(diǎn)與非試點(diǎn)地區(qū)進(jìn)行傾向得分匹配，刪除未匹配上數(shù)據(jù)，而后與政策實(shí)施后年份數(shù)據(jù)進(jìn)行縱向匹配，并刪除匹配數(shù)據(jù)中未出現(xiàn)的地區(qū)來(lái)保證樣本數(shù)據(jù)的干凈。最終，本文基于匹配數(shù)據(jù)再次 進(jìn)行回歸，詳見表3。

表3第（1）（2）列分別為運(yùn)用卡尺最近鄰匹配和近鄰1 ∶ 1匹配所得樣本對(duì)碳排放強(qiáng)度的回歸結(jié)果，表3第（3）（4）列分別為運(yùn)用卡尺最近鄰匹配和近鄰1 ∶ 1匹配所得樣本對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，核心解釋變量交互項(xiàng)系數(shù)全部在5%水平顯著，與前文主回歸保持一致，證明本文主回歸結(jié)果穩(wěn)健，即中國(guó)碳交易政策促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度下降的同時(shí)還提升了試點(diǎn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)整體綠色發(fā)展。

4.2 更改窗口期穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到政策前后的時(shí)效性問(wèn)題，該部分將樣本設(shè)為更為均衡的2011—2015年區(qū)間再次進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，回歸結(jié)果見表4。

表4第（1）（2）（3）列分別為不加控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)、加控制變量不加時(shí)間固定效應(yīng)、加控制變量以及時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)碳排放強(qiáng)度的回歸結(jié)果。表4第（4）（5）（6）列分別為不加控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)、加控制變量不加時(shí)間固定效應(yīng)、加控制變量以及時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。結(jié)果可知，核心解釋變量交互項(xiàng)系數(shù)全部在1%及5%水平顯著，與前文主回歸保持一致，證明本文主回歸結(jié)果穩(wěn)健，即中國(guó)碳交易政策促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度下降的同時(shí)，還提升了試點(diǎn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)整體綠色發(fā)展。

4.3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)預(yù)期效應(yīng)及政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)對(duì)共同趨勢(shì)進(jìn)行進(jìn)一步佐證。具體做法為，分別用政策虛擬變量與政策前后年份的各年份虛擬變量進(jìn)行交乘，并用被解釋變量碳排放強(qiáng)度及綠色全要素生產(chǎn)率對(duì)這些虛擬交乘項(xiàng)及控制變量進(jìn)行回歸。其中圖2左側(cè)為碳交易政策對(duì)碳排放強(qiáng)度的動(dòng)態(tài)政策效應(yīng)圖，圖2右側(cè)為碳交易政策對(duì)綠色發(fā)展的動(dòng)態(tài)政策效應(yīng)圖。

首先，由圖2左半邊來(lái)看，政策實(shí)施年份以前的2011及2012年交互項(xiàng)系數(shù)置信區(qū)間與0軸相交，說(shuō)明該兩年政策效應(yīng)為0，符合實(shí)際情況。2013年雖未全面開始實(shí)施政策，但部分試點(diǎn)已經(jīng)開始試行，試點(diǎn)地區(qū)基于預(yù)期效應(yīng)提前備戰(zhàn)碳交易及減排活動(dòng)，導(dǎo)致2013年開始系數(shù)逐步顯著，政策預(yù)期效應(yīng)開始顯現(xiàn)。2014年政策實(shí)施年，政策效應(yīng)達(dá)到最大化，但由于碳交易試點(diǎn)正式實(shí)施后普遍存在“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不確定、信息不對(duì)稱、核查不統(tǒng)一、交易不流動(dòng)和違規(guī)處罰不嚴(yán)格”[17]，造成了碳交易市場(chǎng)活躍度低、以履約為目的的撮合交易、二級(jí)市場(chǎng)缺失等困擾碳交易市場(chǎng)正常運(yùn)行的關(guān)鍵問(wèn)題，企業(yè)積極性有所下滑，政策實(shí)施第2年即2015年政策的碳減排效應(yīng)便有所下降。

其次，由圖2右半邊來(lái)看，政策實(shí)施年份以前的交互項(xiàng)系數(shù)置信區(qū)間全部與0軸相交，說(shuō)明政策效應(yīng)為0，并未產(chǎn)生綠色發(fā)展協(xié)同效應(yīng)。之所以綠色發(fā)展效應(yīng)未顯現(xiàn)出預(yù)期效應(yīng)，主要原因可能在于相對(duì)直接的碳減排效應(yīng)，由綠色技術(shù)升級(jí)主導(dǎo)的綠色全要素生產(chǎn)率的提高更具有滯后性。在2014年政策實(shí)施當(dāng)年，碳交易的綠色發(fā)展政策效應(yīng)達(dá)到最大化，但同樣由于碳交易試點(diǎn)正式實(shí)施后普遍存在的上述“五不”問(wèn)題導(dǎo)致企業(yè)積極性有所下滑，2015年碳交易政策綠色發(fā)展效應(yīng)也有所下降。

5 碳交易政策的協(xié)同減排效應(yīng)及作用機(jī)制檢驗(yàn)5.1 協(xié)同效應(yīng)檢驗(yàn)

本文的實(shí)證框架基于碳交易政策碳減排同時(shí)對(duì)其他污染物的協(xié)同減排效應(yīng)，進(jìn)而考慮多污染物后用綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量碳交易政策的區(qū)域綠色發(fā)展效應(yīng)。故該部分以SO2排放強(qiáng)度（SO2與GDP比值）和NOX排放強(qiáng)度（NOX與GDP比值）作為因變量替換碳排放強(qiáng)度進(jìn)行回歸，對(duì)碳交易政策的協(xié)同減排效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體結(jié)果見表5。

表5前兩列分別是不加時(shí)間固定效應(yīng)以及加時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)SO2強(qiáng)度的回歸結(jié)果。后三列分別是不加時(shí)間固定效應(yīng)以及加時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)NOX強(qiáng)度的回歸結(jié)果。

由表5可知，以SO2排放強(qiáng)度為因變量的回歸中核心變量在1%水平顯著為負(fù)，以NOX排放強(qiáng)度為因變量的回歸中核心變量并不顯著，說(shuō)明碳交易的協(xié)同減排效應(yīng)主要通過(guò)SO2來(lái)實(shí)現(xiàn)。究其原因可能為：中國(guó)煤炭產(chǎn)量居世界第一位，且多為高硫煤（硫含量超過(guò)2.5%），在全國(guó)煤炭的消費(fèi)中，占總量84%的煤炭被直接燃用，燃燒過(guò)程中排放出大量的二氧化硫，燃煤二氧化硫排放占總二氧化硫排放量的85%以上，而NOX在其中相對(duì)排放比例則較少，這就造成了由于碳交易政策所導(dǎo)致的能源優(yōu)化對(duì)SO2協(xié)同減排效應(yīng)較為顯著。

5.2 作用機(jī)制檢驗(yàn)

從全社會(huì)的角度來(lái)看，碳交易本身為一種異質(zhì)性的交易，由于不同地區(qū)，不同企業(yè)邊際減排成本不同，其通過(guò)市場(chǎng)化的手段，構(gòu)建了“經(jīng)濟(jì)-環(huán)境”的交易平臺(tái)，在達(dá)到減排目標(biāo)的同時(shí)能夠激發(fā)市場(chǎng)主體的主動(dòng)性，促進(jìn)低碳要素的優(yōu)化配置，改善能源結(jié)構(gòu)。同時(shí)以控制碳排放為約束手段，倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)型升級(jí)，化解高碳落后產(chǎn)能。因此，本文主要考慮技術(shù)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)這三條影響碳排放及區(qū)域綠色發(fā)展的重要途徑，并分別對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，具體做法借鑒劉瑞明和趙仁杰[18]的思路，分別以前文代表上述指標(biāo)的技術(shù)引進(jìn)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)為因變量，采用雙重差分法進(jìn)一步估計(jì)中國(guó)碳交易機(jī)制對(duì)這些指標(biāo)的影響，具體結(jié)果見表6。

圖2 碳交易對(duì)碳排放強(qiáng)度及綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng) 表6第（1）（2）列分別為不加控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)和包含控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)的因變量為技術(shù)引進(jìn)的回歸結(jié)果。第（3）（4）列分別為不加控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)和包含控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)的因變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果。第（5）（6）列分別為不加控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)和包含控制變量及時(shí)間固定效應(yīng)的因變量為能源結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果。由表6結(jié)果可知：

（1）技術(shù)引進(jìn)的系數(shù)在1%水平顯著為正，即碳交易機(jī)制顯著提升了外資占比。碳交易制度基于數(shù)量原則，政府通過(guò)設(shè)定控排總量目標(biāo)后將碳排放權(quán)以配額形式發(fā)放給控排企業(yè)，由于不同企業(yè)二氧化碳的減排成本各異，減排成本相對(duì)較低的企業(yè)可以出售富余配額賺取利潤(rùn)。外商直接投資通常具有更先進(jìn)的技術(shù)，可以利用先進(jìn)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，通過(guò)低邊際減排成本，在節(jié)能減排的同時(shí)，通過(guò)配額市場(chǎng)交易，進(jìn)一步獲得額外收益，實(shí)現(xiàn)試點(diǎn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境的共同發(fā)展改善。

（2）能源結(jié)構(gòu)的系數(shù)雖已接近顯著為負(fù)，但仍不顯著。通常來(lái)講，在試點(diǎn)階段，納入控排的企業(yè)主要為排放體量較大的水泥、鋼鐵、電力、石化等高耗能、高排放、高污染的三高企業(yè)，在碳市場(chǎng)機(jī)制下，其環(huán)境成本將被內(nèi)化，意味著成本增加，這將倒逼這些三高企業(yè)向低排放方向發(fā)展，使得電力結(jié)構(gòu)以及能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化，達(dá)到減排目標(biāo)。由于我國(guó)碳交易配額分配較為寬松，以廣東省為例，根據(jù)2018年及“十三五”控制溫室氣體排放總體目標(biāo)，結(jié)合自身情況，《廣東省2018年度碳排放配額分配實(shí)施方案》確定2018年度配額總量為4.22億t，其中，控排企業(yè)配額3.99億t，儲(chǔ)備配額0.23億t，儲(chǔ)備配額包括新建項(xiàng)目企業(yè)有償配額和市場(chǎng)調(diào)節(jié)配額。各行業(yè)選擇正確的配額算法，之后進(jìn)行配額的部分免費(fèi)發(fā)放和部分有償發(fā)放，其中電力企業(yè)的免費(fèi)配額比例為95%，鋼鐵、石化、水泥、造紙和航空企業(yè)的免費(fèi)配額比例為97%，如此高比例的免費(fèi)配額必然導(dǎo)致碳交易倒逼“三高”企業(yè)向低排放方向發(fā)展，促進(jìn)其電力結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用大大削弱，最終造成能源結(jié)構(gòu)系數(shù)不顯著。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)尚不顯著。歷史法和基準(zhǔn)法是碳交易配額分配的兩大方法，但中國(guó)除了深圳，以及其他試點(diǎn)個(gè)別幾個(gè)行業(yè)使用基準(zhǔn)法外皆以歷史法為主。仍以廣東省為例，除電力行業(yè)燃煤燃?xì)獍l(fā)電機(jī)組、水泥行業(yè)的熟料生產(chǎn)和粉磨等使用基準(zhǔn)線法外，電力行業(yè)使用特殊燃料發(fā)電機(jī)組、特殊造紙和紙制品生產(chǎn)企業(yè)等采用歷史強(qiáng)度下降法，水泥行業(yè)的礦山開采、鋼鐵行業(yè)短流程企業(yè)等選擇歷史排放法。即使針對(duì)部分電力行業(yè)的基準(zhǔn)法，由于基準(zhǔn)線法對(duì)數(shù)據(jù)的要求比較復(fù)雜，基準(zhǔn)也并不統(tǒng)一，存在不同區(qū)域基準(zhǔn)不同的情況。而歷史法的最大弊端是歷史排放越多所獲排放配額越高，無(wú)形中反而打擊了先前自主減排企業(yè)積極性。另外，歷史法還無(wú)法體現(xiàn)不同行業(yè)排放和減排潛力的差異化特征，無(wú)法激勵(lì)不同行業(yè)企業(yè)減排的差異化努力，刺激其進(jìn)行產(chǎn)業(yè)調(diào)整。最后，碳交易試點(diǎn)地區(qū)建設(shè)初期，覆蓋范圍小、納入門檻較高，且納入控排的大多為高排放、高能耗、高污染的行業(yè)，因此很難在短時(shí)間實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。這些綜合原因最終導(dǎo)致碳交易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著。

6 結(jié)論與政策建議

6.1 結(jié)論

本文以2008—2015年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)

為基礎(chǔ)，采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)碳交易政策對(duì)碳排放及區(qū)域綠色發(fā)展的影響，并以傾向得分匹配雙重差分法等方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國(guó)碳交易政策在促進(jìn)試點(diǎn)地區(qū)碳排放強(qiáng)度下降的同時(shí)還促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)綠色發(fā)展。這說(shuō)明碳交易這種市場(chǎng)化的配額交易制度有利于調(diào)動(dòng)區(qū)域和產(chǎn)業(yè)部門的內(nèi)在積極性，使其主動(dòng)改善能源結(jié)構(gòu)，提升技術(shù)水平進(jìn)而減少CO2排放，同時(shí)考慮到CO2與其他區(qū)域污染物的同根同源性，碳交易政策通過(guò)碳協(xié)同減排作用對(duì)試點(diǎn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用，即碳交易政策有利于促進(jìn)試點(diǎn)地區(qū)整體綠色發(fā)展。②中國(guó)碳交易政策主要通過(guò)協(xié)同SO2減排實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。通過(guò)協(xié)同效應(yīng)檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率的提高主要得益于碳交易政策在實(shí)現(xiàn)碳強(qiáng)度下降的同時(shí)也通過(guò)能源轉(zhuǎn)換等作用協(xié)同實(shí)現(xiàn)了SO2排放強(qiáng)度的下降。③中國(guó)碳交易政策實(shí)現(xiàn)碳減排及區(qū)域綠色發(fā)展的主要路徑為促進(jìn)技術(shù)引進(jìn)。本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，在技術(shù)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)這三條影響碳排放及區(qū)域綠色發(fā)展的重要途徑中，顯著發(fā)揮作用的為對(duì)外商直接投資的吸引。

6.2 政策建議

第一，扎實(shí)推進(jìn)全國(guó)碳市場(chǎng)建設(shè)。碳交易通過(guò)協(xié)同減排作用不僅抑制了CO2排放，同時(shí)也抑制了SO2的排放，即在致力于實(shí)現(xiàn)全球碳減排的目標(biāo)框架下還促進(jìn)了區(qū)域環(huán)境改善，同時(shí)緩解了國(guó)內(nèi)外雙重壓力。擴(kuò)大市場(chǎng)交易范圍后由于區(qū)域差異所造成的異質(zhì)性將會(huì)更強(qiáng)，從而導(dǎo)致不同的減排成本，使得交易變得更加有效、有利，這不僅能實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排的目的，同時(shí)能更進(jìn)一步為我國(guó)整體綠色發(fā)展提供動(dòng)力。

第二，發(fā)揮碳交易與排污權(quán)交易機(jī)制的協(xié)同作用。雖然碳交易是旨在促進(jìn)溫室氣體減排所采用的市場(chǎng)機(jī)制，但若將其協(xié)同減排作用納入考量，將會(huì)與SO2排污權(quán)交易等其他區(qū)域污染物規(guī)制手段產(chǎn)生重疊。因此全國(guó)碳交易市場(chǎng)推進(jìn)過(guò)程中應(yīng)統(tǒng)籌考慮該因素，合理制定各種排放物減排目標(biāo)以及交易價(jià)格，從而實(shí)現(xiàn)SO2等區(qū)域污染物和全域溫室氣體如CO2等的協(xié)同減排。另外政府在進(jìn)行溫室氣體和區(qū)域污染物的協(xié)同控制中，還應(yīng)綜合考慮減碳項(xiàng)目的協(xié)同效應(yīng)和減排成本，以達(dá)到用最低成本實(shí)現(xiàn)碳減排和區(qū)域污染物減排的雙重目標(biāo)。

第三，多手段并行推動(dòng)綠色發(fā)展。碳交易政策通過(guò)技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了區(qū)域綠色發(fā)展，但對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)的改善作用仍較為微弱，可能在于試點(diǎn)地區(qū)起步階段碳交易制度頂層設(shè)計(jì)尚不完備，最終導(dǎo)致碳交易不活躍，碳價(jià)偏低，甚至二級(jí)市場(chǎng)停滯不前等現(xiàn)象，政策效果在第二年便開始衰減。因此，應(yīng)積極吸收試點(diǎn)階段經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，繼續(xù)通過(guò)合理定價(jià)、分配配額，提高企業(yè)參與積極性，同時(shí)應(yīng)聯(lián)合其他多項(xiàng)環(huán)境保護(hù)政策共同協(xié)作、相互補(bǔ)充，充分發(fā)揮“看不見的手”的市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用和政府的總體把控能力，共同促進(jìn)區(qū)域全面綠色高質(zhì)量發(fā)展。

（編輯：劉照勝）

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