中國碳交易政策的減排效應及其機制研究

陳道平，廖海鳳，譚 洪

（1.重慶師范大學 經濟與管理學院，重慶 401331；2.重慶大學 電氣工程學院，重慶 400044）

一、引言

隨著氣候科學的發展，越來越多的證據表明人類活動對氣候變化有實質性的影響，全球氣候變暖已成為世界性問題。根據世界氣象組織發布的《2020 年全球氣候狀況》報告，2020 年全球平均氣溫較工業化前水平高出1.2℃。聯合國政府間氣候變化專門委員會（IPCC）已將1.5℃的氣溫上升標準確定為關鍵臨界點，超過這個臨界點，極端天氣、糧食安全、社會經濟發展的風險將急劇增加。20 世紀60 年代，Coase（1960）提出環境問題本質上起源于經濟發展帶來的環境外部性，只有通過外部成本的內部化才能從根本上解決環境問題，這一觀點為采用市場導向的環境規制機制奠定了理論基礎。2005 年，伴隨《京都議定書》生效，碳排放權成為國際商品，致力于全球溫室氣體減排的碳交易市場迅速發展。根據世界銀行發布的《碳定價機制發展現狀與未來趨勢2020》報告，全球已建立了31 個碳排放交易體系，覆蓋全球溫室氣體總量16%以上的排放量、近1/3的人口和54%的全球國內生產總值。在相關研究領域，現有文獻關注了碳排放權交易的機制設計和對經濟、環境等的影響，但對相關碳交易政策的減排效應及其作用機制的研究則有所不足，盡管后者已經成為政府、國際社會及學術界極為關注的問題之一。

中國對碳排放權交易市場的建立極為重視，出臺了一系列激勵減排及規范市場行為的碳交易政策，此時對碳交易政策的減排效應及其作用機制的研究顯然具有重要價值。為了履行減碳承諾和控制碳排放，中國國家發展和改革委員會于2011 年10 月宣布批準北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東、深圳七個省市開展二氧化碳排放權交易試點工作，試點本著抓大放小的原則，率先在鋼鐵、電力、化工、水泥、造紙、有色金屬等高污染、高排放行業展開，以期通過配額總量控制、交易排放配額的方式激勵企業減排。深圳市2014 年發布《深圳業務拓展獎勵辦法》，激勵更多企業進入碳市場，碳價格出現先下降后上升最后趨于平穩的態勢。天津市2015 年發布《天津市大氣污染防治條例》，碳排放市場對碳配額的需求增大。湖北省于2014 年發布《湖北省工業企業溫室氣體排放監測、量化和報告指南》后，2018 年出臺《湖北碳排放權抵消機制有關事項通知》，穩定了市場預期。廣東省2014 年發布《廣東省2014 年度碳排放配額分配方案》，由于電力、鋼鐵、石化、水泥等企業免費配額比例較高，出現了碳交易價格急劇下降的狀況。上海市先后于2014 年發布《上海市碳排放管理試行辦法》和2018 年發布《上海市碳排放核查工作規則》，企業對碳配額的認知得以加強，碳價格呈現相對穩定的態勢。重慶和北京出臺的碳交易政策相對較少，市場主要受國家政策的影響及行業企業對碳市場規則的適應程度和碳配額的合理程度的影響。2020 年，中國政府在聯合國大會上承諾爭取在2060 年前實現碳中和的目標，而碳排放權交易市場正是實現該目標的重要平臺。根據國際碳行動伙伴組織（ICAP）發布的《2021 年度全球碳市場進展報告》，中國碳市場建設進展迅速，一系列政策的出臺為建成全球最大碳市場做出了努力。當前正處在全球溫室氣體減排、控制升溫的關鍵時期，也是中國國家碳市場建設的關鍵期，在這一時期對中國碳交易政策的減排效應及其作用機制的研究顯得尤為重要。現有文獻雖然有少量針對中國碳交易政策的作用機制的研究，但大多還是針對碳交易政策對環境和經濟的影響的研究。此外，現有研究多著眼于政策的總體環境影響，沒有考慮中國區域發展不平衡的因素，忽視了碳交易政策減排效果的區域差異。基于此，將基于雙重差分模型和中介效應模型對碳交易政策的減排效應及其機制進行實證研究，同時進一步考察其區域異質性。

二、文獻綜述

碳交易是指碳排放權交易，碳交易政策是指碳排放權交易政策。碳交易政策是一種市場化的環境規制工具，其目的是減少碳排放。自中國碳交易政策實施以來，學者們從不同角度展開了研究，相關文獻可以從以下幾方面進行綜述。

碳交易政策的順利、有效實施需要穩健的碳交易市場為支撐，一系列文獻對碳交易市場進行了研究，涉及市場建設、機制設計、市場監管等。在碳交易市場建設中，制度建設具有基礎性作用。張希良等（2021）認為，應借鑒國際碳排放權交易市場發展的先進經驗，結合我國碳交易市場發展的基本現狀，建立和完善我國碳交易的法律法規和監管體系，為我國碳交易提供制度基礎，規范市場交易行為。碳交易機制的設計是市場有效運行的保障。楊光和謝家平（2019）從中央政府、地方政府、行業協會、企業及個人五個層面分析了碳交易機制的設計問題，基于綠色全產業鏈視角提出了要在全產業鏈中成立企業碳減排聯盟、準確認定企業碳排放水平并體現不同區域碳排放水平的差異來促進碳交易機制設計工作的開展。配額分配是碳市場建設的前提，為提升各省碳排放權交易效率，需要根據各省實際科學、合理分配配額（宋杰鯤等，2017）。總體看，中國碳市場現階段的機制設計仍然存在改進空間（湯維祺等，2016；錢浩祺等，2019）。在碳市場的監管方面，張陽（2022）研究認為碳排放交易不能過度強調市場投機和金融衍生，碳排放交易市場不排斥金融化的效率促進和市場活躍，但應防止高度金融化可能引致的風險衍生和目的異化，提出將碳排放交易納入更高位階的應對氣候變化法的規制范圍，增強制度的穩定性和約束力，明晰碳市場橫向主管部門和縱向央地機構間的監管邊界，尤其要厘清發改委、生態環境部門和金融監管當局的主管范圍。

在碳交易政策對環境和經濟的影響研究方面。王勇和趙晗（2019）從碳交易政策對環境的影響展開研究，發現碳市場建立對碳排放效率具有提升作用。劉傳明等（2019）利用合成控制法從國家層面對政策減排效果進行了研究，發現碳交易政策帶來的碳減排效果明顯，但不同省由于經濟發展水平、節能技術等差異減排效果不盡相同。陸敏等（2018）運用趨勢分析及灰色預測模型研究發現碳交易機制能有效降低上海市工業行業間接碳排放強度，但對直接碳排放的影響較小。薛飛和周民良（2021）證實碳交易市場規模存在碳減排效應及協同減排效應，碳交易市場規模的擴大有利于降低試點地區碳排放量，碳交易市場規模在實現碳減排的同時還能發揮協同減排效應減少二氧化硫排放量。余萍和劉紀顯（2020）研究了碳交易市場規模的綠色效應和經濟增長效應，結果顯示擴大碳交易市場規模有利于改善環境質量和促進經濟增長，其實現環境質量改善的主要作用機制為技術改進，實現經濟增長的主要作用機制為經濟規模和技術改進。劉和旺等（2020）研究了碳交易政策對企業轉型升級的影響，認為碳交易政策顯著促進了我國企業轉型升級，且對非國有企業和大型企業轉型升級更為顯著。任曉松等（2021）研究了碳交易政策對工業碳生產率的影響效果及異質性，發現碳交易政策顯著提升了工業碳生產率，實現了“降碳促經”效果，但各試點地區對政策的響應程度存在一定差異。范慶泉等（2015）、張俊榮等（2016）同時考慮碳交易政策對環境和經濟的影響，他們的研究結果證實碳交易政策實施的效果存在區域差異。閆云鳳（2015）把中國碳市場納入全球視野進行考察，發現加入全球碳市場將會對中國經濟增長產生較大的負面影響，但越早加入這種負面影響越小。

在碳交易政策發揮減排效應的作用機制方面，技術進步可能是主要路徑，但這種認識并不統一。相關研究認為交易成本是影響碳市場有效性最主要的因素（Stavins，1995；Naegele，2018；王梅和周鵬，2020），交易費用的存在使減排成本顯著增加，進而抑制減排量并削弱碳市場的有效性（Zhang et al，2011；崔連標等，2017）。在碳交易政策發揮減排效應的過程中，技術進步一開始就受到極大的關注。劉曄和張訓常（2017）采用中國A 股上市公司數據，從微觀層面證實碳排放交易制度從長遠來看可以通過促進企業技術創新來降低二氧化碳排放，但該政策只對大規模企業研發創新有正向促進作用，對于小規模企業的研發創新沒有顯著影響。陳向陽和何海靖（2021）認為我國碳交易還不能通過倒逼企業進行技術創新來實現節能減排，因此對企業發展存在負向影響。范丹等（2017）利用雙重差分模型發現對于正處在低碳轉型的中國而言，碳交易機制在一定程度上可以推動實現試點地區技術進步從而降低碳排放，短期內實現了“弱波特效應”。也有學者從其他視角探究了減排效應的作用機制。周迪和劉奕淳（2020）實證研究發現碳交易政策能通過調整產業結構、能源強度實現碳減排。沈洪濤等（2017）認為盡管中國碳市場激勵型規制取得了積極的節能減排效果，但作用機制主要在于參與減排企業短期內的產量調整，并未顯著提升企業長期節能減排投入。

通過對文獻的細致梳理可以知道，學者們對碳交易市場的機制設計、碳交易政策對環境和經濟的影響等進行了較為廣泛和深入的研究，取得了較為豐富和有價值的研究成果，這些研究成果可以總結為碳交易市場還可以進一步完善、碳交易政策總體上存在一定的減排效應、碳交易政策對環境的影響是積極的、碳交易政策對經濟的影響還需觀察等，這些研究為本研究提供了參考。同時，學者們也對碳交易政策實現減排的機制進行了初步分析，這為本研究提供了借鑒，但這些研究是不全面和系統的，其具體體現在僅單一的考慮了技術創新、產業結構升級等作為傳導路徑實現減排，而且在研究中較少考慮區域的異質性。對此，將對碳交易政策的減排效應及其作用機制進行全面系統的實證研究，邊際貢獻在于：第一，在數據與方法方面，使用了較新數據并采用雙重差分和中介效應模型進行研究；第二，在分析碳交易政策的減排效應時考慮了區域的異質性；第三，從能源規模、技術創新、產業結構、引進外資四個角度考察碳交易政策減排效應的作用機制，同時考察作用機制的區域異質性。

三、理論分析與研究假設

（一）碳交易政策的減排效應

效應是指由某種動因或原因所產生的一種特定的科學現象，它是由一些因素和一些結果構成的一種因果現象。效應一詞多用于對一種自然現象或社會現象的描述，研究碳交易政策的減排效應就是要研究碳交易政策的實施是否帶來了二氧化碳排放的減少，若帶來二氧化碳排放的減少就稱其具有減排效應，否則就沒有減排效應。碳交易政策是基于新制度經濟學的產權理論并以市場為紐帶的應對全球氣候變暖的一種有力環境規制工具，從理論上講，以市場決定和政府調節相結合的碳交易政策能夠激勵企業減排，總體減排目標及控排企業的具體排放額的規定使碳交易政策成為一種強約束性環境規制工具（張海軍等，2019）。碳交易前，政府會根據社會需要制定嚴格的碳排放總量，并據此給控排企業分配碳排放配額，這個配額是允許企業有一定數量的免費碳排放（碳排放許可），若超額排放則需向擁有富裕配額的企業購買排放權。一方面，為了避免產生超額排放成本，以利潤最大化為核心目標的控排企業在碳交易政策的刺激下必然會做出相應的適應性反應，有效利用免費碳排放配額；另一方面，以市場為基礎的碳交易政策可以通過市場交易激勵企業減排，當碳交易市場價格高于企業減排的邊際成本時，企業可以選擇增加減排強度獲得盈余排放配額，在碳交易市場上賣出以獲得更高的利潤，為企業碳減排提供動態激勵（繆文清和沈炳良，2020）。因此，碳交易政策應當能夠促使二氧化碳排放的減少，其應該具有減排效應。此外，中國是一個幅員遼闊、區域發展極不均衡的國家，政策實施的效果往往因區域不同而存在差異。按照國家統計局的標準，中國按經濟和地理因素大致可以劃分為兩個區域，即東部和中西部區域。東部地區地理位置優越，擁有高素質的勞動力，雄厚的技術力量和堅實的工業基礎，在中國經濟發展中起著主導作用；中西部地區的經濟基礎和技術管理水平與東部地區差距較大，但這些地區有著豐富的能源和金屬資源，發展潛力巨大。因此，區域異質性將如何影響政策的減排效果有待探究。

基于此，提出假設：

碳交易政策具有顯著的減排效應，能夠有效降低試點地區的碳排放（H1a）；

碳交易政策的減排效應具有顯著的區域異質性（H1b）。

（二）碳交易政策減排的機制

隨著碳交易政策實施，控排企業需要建立排放臺賬和賬簿，對排放數據進行監測、報告，并接受來自第三方核查機構的監督（沈洪濤等，2019）。依據配額量適度緊張的原則設立的企業免費排放額給企業帶來了壓力，面對碳排放配額約束，企業首先會采取減少碳消耗的方式將排放量控制在給定配額內。此外，長期以來，由于經濟發展的需要，能源價格被相對低估，導致能源的過度使用，而溫室氣體主要來源于化石能源消費，以控制溫室氣體排放為主要目標的碳交易通過市場化調整提高了化石能源使用成本（齊紹洲和張振源，2019）。出于對長遠經濟利益的考慮，控排企業需要重新考慮能源投入的分配，調整其能源消耗結構、提高能源利用效率以實現減排任務（黃向嵐等，2018）。

基于此，提出假設：

碳交易政策可以通過降低能源消耗規模進而實現減排（H2a）；

碳交易政策通過降低能源消耗規模實現減排具有顯著的區域異質性（H2b）。

Porter 和Van Der Linde（1995）認為合理而嚴格的環境規制可以促進企業的創新活動，這些創新活動產生的收益可以在彌補企業環境保護成本的同時增強其盈利能力，產生“創新補償效應”。以市場為基礎的政策使碳交易參與者必須仔細權衡購買排放配額與開發技術的成本，而碳價的不確定性帶來的碳風險加強了“補償效應”。碳價通常隨著碳市場供求關系的變化而變化，而宏觀經濟波動、未來價格和政策的不確定性（如碳限額分配從免費向拍賣的過渡）、極端天氣情況等諸多外部因素使得碳資產的供求并不穩定，碳價波動劇烈（胡珺等，2020）。為降低碳風險，企業會更理性地在環境管理與主營業務之間配置資源，加大力度研發和使用低碳技術（童健等，2016）。另外，低碳技術創新帶來的額外利潤也給企業碳減排帶來動力。

基于此，提出假設：

碳交易政策可以通過技術創新進而實現減排（H3a）；

碳交易政策通過技術創新實現減排具有顯著的區域異質性（H3b）。

碳交易政策通常從供求兩方面影響產業結構（李虹和鄒慶，2018）。從需求層面來說，隨著碳交易政策實施，低碳環保觀念深入人心，消費者更加偏好消費綠色產品，在市場的驅動下企業開始改進技術、優化產業結構進行綠色生產（譚靜和張建華，2018）。從供給層面來說，碳交易政策的實施給污染密集型產業帶來高額的“環境遵循成本”，為謀求企業的生存與發展，這類企業必須引進環保工藝、進行技術革新，在實現綠色效益的同時提高企業績效（葛翔宇等，2020）。對于新進入企業而言，碳交易政策實施使得準入門檻提高，投資者只能選擇環境政策寬松的地方或低污染行業進行投資，且投資于低污染行業更符合企業社會責任的原則和國家未來政策取向。

基于此，提出假設：

碳交易政策可以通過產業結構升級進而實現減排（H4a）；

碳交易政策通過產業結構升級實現減排具有顯著的區域異質性（H4b）。

“污染光環假說”和“污染天堂假說”是關于外商直接投資與環境關系的兩大主要觀點。“污染光環假說”認為外資帶來了先進的環保技術和設備，有利于東道國綠色生產技術的發展、綠色產品的生產，先進的減排系統也有助于減少東道國的資源消耗，為東道國帶來環境福利（謝波和徐琪，2019）。“污染天堂假說”則認為由于發達國家環境規制制度更嚴苛、環境治理成本更高昂，而發展中國家相對寬松的環境政策吸引發達國家將高污染產業向發展中國家轉移，這種轉移往往會加劇東道國的環境污染，淪為發達國家的“污染天堂”（路正南和羅雨森，2021）。在環境規制政策下，外商直接投資的引入之所以呈現出兩種不同的結果，是由FDI 的技術溢出效應、各地吸收外資能力等差異決定的，要發揮技術溢出效應還需內資企業具備良好的學習與吸收能力。

基于此，提出假設：

碳交易政策可以通過引進外資進而實現減排（H5a）；

碳交易政策通過引進外資實現減排具有顯著的區域異質性（H5b）。

四、模型與數據

（一）差分模型：減排效應

為了研究碳交易政策的減排效應，將構建雙重差分模型。該模型最早由學者周黎安等引入并用于探討農村稅費改革問題（周黎安和陳燁，2005），目前其已成為評估政策效應的常用工具。雙重差分模型的優勢在于不但能有效克服政策帶來的內生性問題，而且對于面板數據能有效利用被解釋變量的外生性來控制樣本間不可觀測的異質性及不隨時間變化的不可觀測因素的影響。其基本思想是將政策實施視為一項“準自然試驗”，將實施政策的地區設為實驗組，未實施政策的設為控制組，通過比較實驗組和控制組某項指標在政策實施前后的差異來量化政策實施的效果。國家發改委于2011 年印發《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，宣布在廣東、湖北、北京、上海、重慶、天津等地實施碳交易試點政策①試點地區中除深圳市為地級市外，其余6 個地區均為省和直轄市，為了統一研究范圍，將深圳市數據并入廣東省研究。。在本研究中，此6 個省市將作為實驗組，其余省市將作為控制組，以2011 年為政策起始點，雙重差分模型設定為

其中：被解釋變量lnCO2it為二氧化碳（CO2）排放量的對數；下標i為地區；t為時間；treat和period分別為省份虛擬變量和時間虛擬變量；treat×period為雙重差分變量，其系數α將是重點關注的對象，它衡量了碳交易政策對碳排放的影響，若該系數顯著為負，表明碳交易政策具有顯著的減排效應；X為可能影響二氧化碳排放的其他控制變量；λi為個體固定效應；γt為時間固定效應；μit為隨機擾動項。

（二）中介模型：機制分析

機制研究將采用中介效應模型進行，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，構建中介效應模型（2）～中介效應模型（4）。模型（2）反映碳交易政策對碳排放的影響，模型（3）反映碳交易政策對中介變量的影響，模型（4）反映碳交易政策、中介變量對碳排放的影響。通過三個模型的估計系數可以檢驗碳交易政策對碳排放的影響是否存在中介效應，進而可對碳交易政策的減排效應的作用機制進行分析。

其中：c、α和β為待估參數；模型中的變量MED為中介變量，在本研究中具體為能源規模的對數lnE、技術創新RD、產業結構Upgrade或外商投資FDI。

中介效應檢驗步驟為：第一步，檢驗模型（2）的系數η1，η1代表碳交易政策的總效應，若顯著，則進行下一步檢驗，否則停止檢驗；第二步，依次檢驗模型（3）的系數η2和模型（4）的系數η4，若兩個系數都顯著，則表明間接效應顯著，轉到第四步，若至少有一個系數不顯著，則進行第三步檢驗；第三步，用Bootstrap 法檢驗，若顯著，則間接效應顯著，可接著進行第四步檢驗，否則間接效應不顯著，停止分析；第四步，檢驗模型（4）的系數η3，若不顯著，即直接效應不顯著，說明只有中介效應，若顯著，即直接效應顯著，繼續進行第五步；第五步，比較η2×η4與η3的符號，若同號，則存在部分中介效應，即碳交易政策能通過中介變量實現減排，若異號，則屬遮掩效應，中介變量遮掩了碳交易政策的減排效果。

（三）變量

1.被解釋變量

二氧化碳排放水平（lnCO2）為被解釋變量，以二氧化碳排放量取對數表示，二氧化碳排放量計算公式為

其中：CO2為二氧化碳排放量；k為各類化石燃料；Ek為各類燃料消耗量；NCVk為各類化石燃料平均低位發熱量；CEFk為各類化石燃料碳排放系數。

由于國家統計局沒有直接公布二氧化碳排放數據，通常的做法是根據各省主要化石燃料消耗量來估算二氧化碳排放量。本研究選取了煤炭、焦炭、燃料油、汽油、煤油、柴油、天然氣、原油等八類化石燃料，根據IPCC 準則提供的碳排放系數進行估算，結果見表1。

表1 IPCC 準則中各類化石能源排放系數

2.核心解釋變量

碳交易政策虛擬變量treat×period，根據國家發改委公布碳交易政策試點地區名單及時間先后予以賦值。treat=1 表示該省份為碳交易試點省份，不屬于試點省份則取treat=0；2011 年及以后取period=1，其他時期period=0。

3.控制變量

Ehrlich 和Holdren（1971）認為影響環境的三大主要因素是人口、技術水平和經濟發展程度。Grossman和Krueger（1991）提出的環境庫茨涅茨曲線表示經濟結構、技術水平和經濟規模是影響環境的三大主要因素。本研究選取工業化程度（反映經濟結構）、人口規模、能源效率（反映技術水平）和人均收入（反映經濟發展水平）作為控制變量。

4.中介變量

基于前文理論分析選擇能源規模、技術創新、產業結構、外商投資作為中介變量。

（四）數據

選取中國30 個省份2004—2019 年的省際面板數據②考慮到西藏自治區、港澳臺地區數據缺失較多，未納入分析。，數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國科技統計年鑒》及《中國人口和就業統計年鑒》，對所有價值變量以2004 年為基期進行了消脹處理，變量定義及描述性統計見表2。

表2 變量及其描述性統計

五、實證結果分析

首先分析2004—2019 年碳交易政策在試點地區對二氧化碳排放產生的總體影響；其次，將中國劃分為兩個具有代表性的區域，分析碳交易政策減排效應的區域異質性。

（一）減排效應：總體分析

為了考察碳交易政策對碳排放的總體影響，對模型（1）進行回歸。表3 報告了回歸結果，（1）列未加入控制變量，但加入了個體固定效應和時間固定效應，（2）～（4）列加入了控制變量，且逐步加入了個體固定效應或時間固定效應。從表3 可以看出，在幾種回歸結果中，雙重差分項（treat×period）估計系數均為負，并且通過了1%的顯著性檢驗，表明碳交易政策實施能夠有效降低試點地區的碳排放，碳交易政策具有顯著的減排效應，這驗證了假設H1a。

表3 碳交易政策對二氧化碳排放影響的估計結果

控制變量的回歸結果顯示，能源效率、工業化水平、經濟規模與二氧化碳排放量呈顯著正相關。能源效率提高意味著單位GDP 能耗下降對應的能源效率值就越小，二氧化碳排放就越少，該變量估計結果與預期相符；工業化比重越大、經濟規模越大意味著更大規模的污染排放量，兩個變量估計結果與預期相符。人口規模與二氧化碳排放量呈正相關，符號與預期相符，但未完全顯著，可能的原因是相對于其他控制變量，人口規模是慢變量，短期內未能被完全識別。

（二）減排效應：區域異質性

前文分析表明，碳交易政策具有顯著的減排效應。考慮到中國地理區域較為廣闊，政策實施的效果可能會因為區域的不同而存在差異，為了加深對碳交易政策的減排效應的認識，有必要進一步考察碳交易政策對碳排放影響的區域異質性。本文與其他相關研究類似，把中國劃分為東部地區和中西部地區，按照此分類標準，試點地區北京、天津、上海、廣東屬于東部地區，湖北、重慶屬于中西部地區。為此，把模型（1）擴展為

其中：變量Didit為模型（1）中的交互項，即treat×period；變量locationk表示兩類地區，取值為1 或0，k的取值為1 或2，k=1 表示東部地區，k=2 表示中西部地區；當分析碳交易政策對東部地區碳排放的影響時，location1取1，location2取0；當分析碳交易政策對中西部地區的影響時，location1取0，location2取1；θ為待估參數。

表4 報告了模型（6）的回歸結果。從表4 可以看出，不論是東部地區還是中西部地區，在加入控制變量或個體固定效應或時間固定效應的各種情況下，交互項系數都為負，與預期相符。對東部地區而言，交互項系數全部在1%的顯著性水平上顯著為負，這表明碳交易政策顯著地降低了東部地區的碳排放，減排效應明顯。對中西部地區來說，未加控制變量的（4）列的交互項系數不顯著，但當加入控制變量進而排除控制變量的影響后，交互項系數就在1%的顯著性水平上顯著，這表明碳交易政策對中西部地區仍然存在減排效應。

表4 碳交易政策減排效應的區域差異

進一步分析發現，盡管碳交易政策對東部地區和中西部地區均具有減排效應，但效應的大小存在差異，碳交易政策對東部地區減排效應的絕對值大于中西部地區，顯示出非常明顯的區域異質性。由此可見，碳交易政策的實施盡管對東部地區和中西部地區均達到了減排效果，但對東部地區的影響大于對中西部地區的影響，這驗證了假設H1b。

（三）機制分析：總體分析

碳交易政策能夠顯著減少二氧化碳的排放，存在顯著的減排效應，這背后的傳導機制是怎樣的呢？本文從市場、資源配置、供求關系和外商投資角度對碳交易政策影響二氧化碳排放的機制進行探索。市場經濟理論認為，市場在資源配置中具有基礎作用。由于經濟發展的需要，中國的能源價格被相對低估，市場并沒有發揮資源配置的基礎性作用，進而導致能源的過度使用，碳交易政策的引入事實上是引入市場機制，以能源的市場價格為信號引導企業降低能源消耗規模，進而實現減排。此外，在企業面臨碳交易政策強制約束的背景下，由于碳價格的波動，企業為了降低風險會在環境管理與主營業務之間配置資源，適時地加大技術創新力度研發低碳技術。碳交易政策也會從供求兩方面影響產業結構進而實現減排，從需求層面看，隨著碳交易政策的實施，消費者更加偏好消費綠色產品，這必將在市場的驅動下激勵企業對產業結構升級以推進綠色生產，從供給層面看，碳交易政策的實施必然增加污染密集型企業的成本，生存和發展的需要將引導企業對產業結構的轉型升級。各國引進外資的經驗表明，外資既可能帶來先進且環保的技術，也可能把高污染產業向發展中國家轉移，中國碳交易政策的實施有助于引進更加環保的技術。由此，在前面的理論分析中提出假設，碳交易政策可通過降低能源消耗規模、促進技術創新、促進產業結構升級和增加外商直接投資這一重要傳導機制來減少二氧化碳排放，并且構建了中介效應模型（2）～中介效應模型（4）來識別該機制，若存在中介效應，則該機制成立。是否存在中介效應的檢驗基于前述中介效應檢驗的五個步驟進行，表5 報告了模型的估計結果。

首先檢驗能源規模在碳交易政策發揮減排效應上是否存在中介效應。表5 中（1）列估計結果表明碳交易政策在促進減排上發揮了顯著作用。（2）列交互項系數為-0.160，且在1%水平上顯著為負，說明與未實施碳交易政策的地區相比，實施該政策的地區能源消耗規模顯著下降。（3）列進一步顯示能源規模的中介效應，交互項系數降低但沒有通過顯著性檢驗；能源規模系數顯著為正。根據中介效應檢驗規則，可知加入能源規模這一中介變量后碳交易政策的直接效應不顯著但間接效應顯著，說明只存在中介效應，即碳交易政策主要通過改變能源規模降低了碳排放，這驗證了假設H2a。

其次檢驗技術創新在碳交易政策發揮減排效應上是否存在中介效應。同樣，表5（1）列交互項系數顯示碳交易政策具有顯著的減排效果。從（4）列的回歸來看，交互項系數為0.008，在1%的水平上顯著為正，說明碳交易政策實施有助于提高試點地區技術創新水平。（5）列可以看出交互項系數減小，技術創新系數顯著為負，且η2、η4的乘積與η3的符號相同，由此可知技術創新存在部分中介效應，這驗證了假設H3a。

接著檢驗產業結構升級在碳交易政策發揮減排效應上是否存在中介效應。同樣，表5（1）列交互項系數顯示碳交易政策具有顯著的減排效果。（6）列交互項系數為0.074，在1%的水平上顯著為正，說明碳交易政策實施有助于提高試點地區產業結構由第二產業向第三產業轉型升級。（7）列交互項系數在1%的水平上顯著為負，產業結構升級系數在1%的水平上顯著為負，根據中介效應檢驗規則，產業結構變量具有中介效應，這說明碳交易政策可通過產業結構轉型升級來實現減排，假設H4a 得以驗證。

最后檢驗外商投資在碳交易政策發揮減排效應上是否存在中介效應。表5（1）列的估計結果說明了碳交易政策具有減排效應。（8）列估計結果顯示，交互項系數為0.599，符號與預期相符但沒有通過顯著性檢驗，表明碳交易政策實施對外商直接投資有正向作用但不顯著。（9）列交互項系數與（1）列相比有所下降，外商投資系數顯著為負。此時，為識別外商投資是否在碳交易政策實施與碳排放的關系中發揮中介作用需要進一步檢驗。MacKinnon et al（2004）研究認為中介效應檢驗中統計效率最高的是Bootstrap 法，現采用Bootstrap法檢驗該變量中介效應的存在性。通過Bootstrap 法抽樣500 次，得95%置信區間為（-0.504，-0.311），顯然該置信區間不包含0，且雙尾檢驗P值為0.000，表明外商投資的間接效應顯著。進一步比較比較η2×η4與η3的符號可知，外商投資變量具有中介效應，碳交易政策可以通過引進外資進而實現減排，假設H5a 得到驗證。

表5 碳交易政策減排效應的機制檢驗

（四）機制分析：區域異質性

對中介效應模型（2）～中介效應模型（4）分東部地區和中西部地區分別進行估計，表6 和表7 報告了估計結果。在以下的分析中，將表6 和表7 的估計結果進行比較分析，在比較中探究碳交易政策在兩個區域實現減排效應的機制差異。

首先，比較表6 和表7 對應的（1）至（3）列。表6 和表7 的（1）～（3）列為能源規模作為中介變量的分區域檢驗結果。兩個表的（1）列交互項系數顯示碳交易政策在兩大區域均產生減排效應。兩個表的（2）列交互項系數分別為-0.183 和-0.129，且都通過了1%顯著性檢驗，表明碳交易政策對兩大地區化石能源消費規模的減少有顯著作用，且對東部地區能源規模的減少作用更大。兩個表的（3）列估計結果有顯著差別，從中可以看出東部地區交互項系數變小但符號為負與預期相符且顯著，能源規模系數為正且能通過1%顯著性檢驗，這些表明在東部地區碳交易政策能通過能源規模的減少實現減排，能源規模在東部地區發揮了中介作用。而中西部地區交互項系數為正，能源規模系數顯著為正。進一步比較相應系數符號與大小發現，中西部地區間接效應系數乘積與直接效應對應系數異號，且政策實施總效應小于直接效應。因此能源規模在中西部地區碳交易政策與碳排放之間不是中介作用而是遮掩作用，遮掩了碳交易政策在中西部地區對碳排放的削弱作用。可能的原因在于中西部地區能源資源豐富，碳交易政策的實施增加了礦物能源的使用成本，從而抑制礦物能源的需求量，迫使礦物能源價格下降，這在一定程度上刺激了礦物能源消費，降低了碳交易政策的減排效果（湯鈴等，2014）。如此，假設H2b 被支持。

其次，比較表6 和表7 對應的（1）、（4）、（5）列。這三列反映的是技術創新作為中介變量的分區域檢驗結果。同樣，（1）列反映出碳交易政策的減排效應明顯。從兩個表的（4）列的估計結果來看，東部地區交互項系數在1%的水平上顯著為正，表明碳交易政策促進了東部地區技術創新的增加，而中西部地區的系數并不顯著，表明政策實施對中西部地區技術創新沒有顯著促進作用。比較（5）列各項系數發現技術創新對東部地區減排起到了中介作用，而中西部地區需進一步通過Bootstrap 檢驗驗證技術創新中介效應的存在性。經計算可得95%的置信區間為（-0.509，-0.288），該置信區間不包含0，且雙尾檢驗P值為0.000，顯示技術創新的間接效應顯著，這表明在中西部地區碳交易政策也能通過技術創新促進減排。但就影響程度來看，碳交易政策對東部地區技術創新的正向影響高于中西部地區，東部地區技術創新在促進減排的實現上也優于中西部地區。可能的原因在于中西部地區資源豐富，匯集了大量資源密集型產業，碳交易政策實施后產生的“擠出效應”迫使高污染企業將大量資金投入到治污減排中，擠占了企業的研發資金。如此，假設H3b 被支持。

表6 東部地區機制檢驗

表7 中西部地區機制檢驗

第三，比較表6 和表7 對應的（1）、（6）、（7）列。這三列反映的是產業結構作為中介變量的分區域檢驗結果。對（1）列的解釋同前，從兩個表的（6）列的估計結果來看，東部地區交互項系數在5%的水平上顯著為正，表明政策實施顯著促進東部地區產業結構升級，但對中西部地區產業結構升級的影響并不顯著。比較（7）列各項系數發現產業結構升級對東部地區減排起到了中介作用。通過Bootstrap 法對中西部地區產業結構升級的中介效應進一步檢驗得95%置信區間為（-0.525，-0.350），該置信區間不包含0，且雙尾檢驗P值為0.000，顯示產業結構變量間接效應顯著，進一步對比相應系數大小與符號發現碳交易政策在中西部地區能通過產業結構升級實現減排。就影響程度而言，碳交易政策對東部地區產業結構升級的影響大于中西部地區，且東部地區中介效應絕對值也更大。根據產業轉移理論，東部地區處在屬于經濟發展好的高梯度地區，中西部地區處在經濟發展相對落后、生產要素成本更低的低梯度地區，隨著資源、要素成本的上升，中西部地區不得不承接東部地區部分高污染、高耗能產業的轉移，最終減緩中西部地區產業結構升級（劉明和宋彥玲，2021）。如此，假設H4b 被支持。

最后，比較表6 和表7 對應的（1）、（8）、（9）列。這三列反映的是外商投資作為中介變量的分區域檢驗結果。對（1）列的解釋同前，從兩個表的（8）列的估計結果來看，中西部地區交互項系數在1%的水平上顯著為正，碳交易政策對中西部地區外資引入有顯著促進作用，而東部地區交互項系數為負但不顯著，表明碳交易政策對東部地區外資引入存在一定抑制作用。根據中介效應檢驗規則，比較（9）列各項系數發現外商投資對中西部地區減排起到了中介作用。對東地區通過Bootstrap 法檢驗得95%置信區間為（-0.469，-0.204），再次比較各系數大小和符號方向，發現外商投資對東部地區減排的作用機制不是中介作用而是遮掩作用，東部地區外商投資抑制了碳交易政策對該地區減排的作用。外商投資在兩個地區的作用機制存在差異的原因可能是當前中國外資的引入仍然主要集中于污染型行業（朱東波和任力，2017），隨著碳交易政策等環境規制手段的實施，此類低水平外資向東部地區的流入受到了限制。而中西部地區經濟社會發展相對滯后，增長仍然是首要任務，外資獲取途徑少且資金缺口大的現狀使得中西部地區外資需求強于東部地區，更多的污染型外資因此流入環境管制相對寬松的中西部地區（史貝貝等，2019）。如此，假設H5b 被支持。

六、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

雙重差分法的使用前提是實驗組和控制組在政策實施前滿足平行趨勢假定，前述基于雙重差分的估計需要滿足這一假定，因此需要對此進行檢驗。在本文中，平行趨勢假定指的是，碳交易政策實施前試點省份和非試點省份二氧化碳排放的水平基本保持平行趨勢，而在政策實施后實驗組和控制組的平行趨勢被打破，試點省份二氧化碳排放水平相對于非試點省份出現了趨勢上的改變。圖1 是樣本期內實驗組和控制組兩組樣本二氧化碳排放均值變化趨勢，可以看出實驗組和控制組省份在2011 年前碳排放均值均呈現持續上升趨勢，且兩組走向大致平行。在2011 年后，實驗組碳排放均值的變化趨勢發生改變，呈現下降趨勢，而控制組仍然呈現上升趨勢。由此可知平行趨勢假定得以滿足，雙重差分方法應用的前提得以滿足。

圖1 二氧化碳排放均值年度變化趨勢圖

（二）動態效應檢驗

雖然圖1 能比較直觀地看出平行趨勢假定得以滿足，但為了更嚴謹地確保本文研究的前提平行趨勢假定得以滿足，有必要采用實證方法進一步檢驗。此外，以上直觀結果僅說明了碳交易政策對減輕二氧化碳排放的平均效應，政策實施帶來的減排效果是否具有持續性也未可知。因此還需要檢驗政策實施隨時間推移產生的動態效應。參考徐佳和崔靜波（2020）的研究，以政策發生前一年為對照（2010 年），構建模型（7）。

其中：t2004 是針對2004 年的時間虛擬變量，在2004 年取值為1，其他年份取值為0；t2005 等余下14 個時間虛擬變量都按類似方法賦值。

通過對模型（7）的估計，可得其交互項系數95%的置信區間，圖2 呈現的交互項系數95%的置信區間隨時間變化的情況，圖中垂直線為基準年2010 年。從中可以看出，二氧化碳排放量在碳交易政策試點前回歸系數均在0 值附近，95%的置信區間均包含0 值，這表明2011 年以前試點省份和非試點省份不存在顯著差異，由此可以判定滿足平行趨勢假定。此外，從平行趨勢檢驗的動態效應圖來看二氧化碳排放量在基準年之后迅速下降且系數由試點前的正轉為負，表明碳交易政策實施對二氧化碳排放有顯著負向影響。

圖2 動態效應圖

（三）安慰劑檢驗

為排除其他未知原因對試點地區選擇的影響，需要進行安慰劑檢驗。具體做法是將30 個省份隨機抽樣1000 次，每次隨機抽取6 個省份作為虛擬試點地區，剩下24 個省份作為虛擬控制組省份對模型（1）進行估計，由核密度分布圖（圖3）可知，大部分抽樣估計結果t值都介-2～+2，且P值都在0.1 以上，這說明碳交易政策在這1000 次隨機抽樣中均沒有顯著效果，也就意味著碳交易政策產生的減排效應與其他未知因素因果關系不大。

圖3 核密度分布圖（帶寬=0.2257）

（四）傾向得分匹配-雙重差分檢驗（PSM-DID）

為克服試點省份和其他省份變動趨勢可能存在的系統差異性，減小雙重差分估計帶來的估計偏誤，采用傾向得分匹配的方法對模型進行回歸。利用Logit 模型對每個樣本進行傾向打分，被解釋變量為該省份是否屬于試點省份的虛擬變量，解釋變量為回歸模型中的控制變量；再從非試點省份中選取一組與試點省份在傾向得分上接近的省份作為控制組，進行1∶1 近鄰有放回匹配。然后利用新樣本再次對碳交易政策碳排放量之間的關系進行檢驗，回歸結果見表8 的（1）、（2）列，在利用傾向得分匹配后，上述結論仍然成立，即碳交易政策的減排效應是顯著的。

（五）刪除試點當年樣本值

前面的研究將2004—2010 年設為碳交易政策實施前的年份，將2011—2019 年定義為碳交易政策實施之后的年份。碳交易試點政策最初在2011 年提出，為使結果更具穩健性，將所有省份2011 年的觀測值刪除，重新估計模型（1）。相關回歸結果見表8 的（3）、（4）列，政策效應仍在1%水平上顯著為負，與前述結論無實質性差異。

（六）更換被解釋變量

前面的研究以二氧化碳排放量為被解釋變量，實證分析得出結論是政策實施使得二氧化碳排放量顯著降低，達到了碳交易政策實施的目的之一。碳交易政策實施的另一目的是減輕排放強度，本研究將二氧化碳排放強度作為被解釋變量進一步檢驗碳交易政策對碳排放強度的抑制效應，構建模型（8）。

其中：二氧化碳排放強度（CI）用二氧化碳排放量與地區GDP 的比值得到，lnCI為二氧化碳排放強度對數值。回歸結果見表8 的（5）、（6）列，從中可以看出，交互項系數在1%水平上顯著為負，表明政策實施顯著降低了試點地區二氧化碳排放強度，這說明前述實證結果是穩健性的。

表8 穩健性檢驗

七、結論與政策建議

全球氣候變暖不僅僅是環境問題，而是事關經濟社會發展的全球的全局性問題，是必須通過全球通力合作才能解決的問題。由于其本質是人類活動所產生的環境外部性，因此國際社會提出基于市場導向的環境規制解決辦法，碳排放權交易即是其中的規制之一，其核心是外部成本的內部化。中國基于負責任的態度和生態文明建設的需要，2011 年即開展了二氧化碳排放權交易試點工作，本文即是對該環境規制政策的減排效應的評估及其機制的分析。基于2004—2019 年中國30 個省的面板數據，運用雙重差分、中介效應等模型實證研究了碳排放權交易政策的減排效應及其作用機制，同時進一步進行了區域異質性分析。

研究結果表明，碳交易政策能夠顯著的減少碳排放，減排效應明顯，且在進行一系列穩健性檢驗后結論依然成立。機制分析發現，碳交易政策可通過減少能源消耗規模、促進技術創新、促進產業結構升級、增加外商直接投資等渠道達成減排目的，能源規模、技術創新、產業結構、外商投資等在碳交易政策傳導中具有顯著的中介效應。進一步的區域異質性分析發現，碳交易政策在東部地區的減排效應相比中西部地區更大。各中介變量在兩大區域的表現也不盡相同，碳交易政策在兩大區域均可通過促進技術創新和產業結構升級發揮中介作用進而促進減排的實現，而能源規模僅在東部地區表現為中介效應，外商投資的中介作用則只存在于中西部地區。

本文除了為碳交易政策的實施效果提供一系列經驗證據外，還具有明顯的政策含義。首先，由于碳交易政策具有顯著的減排效應。因此應進一步完善全國碳交易市場，以市場為導向助力經濟發展中急需減少碳排放的中國實現“雙碳”目標。其次，考慮到能源規模、技術創新、產業結構、外商投資等在碳交易政策傳導路徑中具有中介作用，那么在減排的過程中可在能源、技術創新、產業結構、外商投資等幾方面發力。具體來說，可通過深化能源消費體系改革，激勵全社會形成低碳化能源消費結構；加大研發投入力度，促進科技創新成果在節能降耗項目中的轉化；構建綠色產業成長機制，促進產業結構轉型升級；優化FDI 的引資用資水平，逐步實現從技術引進到技術仿效再到自主創新的良性發展。最后，在當前全國碳交易市場建立的背景下，由于交易范圍變得更加廣泛，區域差異帶來的異質性會更加明顯，不同地區就需要采取更加細分的動態化、差異化的環境規制策略以適應新的場景，有力促進當地減排目標的實現。