政府治理結(jié)構(gòu)對碳排放治理的影響及作用機(jī)制

中圖分類號 F810.4;X321 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A文章編號 1002-2104（2025）06-0027-14

DOI：10.12062/cpre.20241138

控制碳排放是應(yīng)對氣候變暖延續(xù)人類福祉之必需，也是優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵[1]。黨的二十大報告提出，推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綠色化、低碳化是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。改革開放40多年來的工業(yè)化進(jìn)程既催生了巨大的經(jīng)濟(jì)成就，也帶來了許多生態(tài)環(huán)境問題。國際能源署（IEA）發(fā)布的《全球能源回顧（2025）》報告顯示：2024年，中國碳排放量為126萬t，約占全球碳排放總量的1/3。為了降低碳排放，中國政府于2020年提出了“碳達(dá)峰”與“碳中和”的“雙碳”目標(biāo)。在此背景下，探究低碳發(fā)展的影響因素與路徑機(jī)制尤為關(guān)鍵。

碳減排的本質(zhì)是公共物品的供給調(diào)整問題[2]，厘清碳排放的根源、實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)亟須關(guān)注內(nèi)生于治理結(jié)構(gòu)的政府行為[3。為探究政府治理結(jié)構(gòu)對碳排放的影響，既往研究從宏觀和微觀兩個視角進(jìn)行了分析：一類文獻(xiàn)從宏觀著眼，旨在厘清政府治理結(jié)構(gòu)變動對政府環(huán)境處置行為的影響[4-5]；另有文獻(xiàn)從微觀入手，試圖解釋政府治理結(jié)構(gòu)變動對企業(yè)生產(chǎn)行為的影響[6-8]。盡管兩類文獻(xiàn)從政府規(guī)制和企業(yè)生產(chǎn)兩個視角歸納出治理結(jié)構(gòu)影響碳排放的路徑機(jī)理，但兩種機(jī)理并非獨立作用：一方面，政府治理結(jié)構(gòu)對碳排放的影響需遵循特定路徑傳導(dǎo)，無法跨越\"政府行為\"這一中間環(huán)節(jié)；另一方面，認(rèn)識政府治理結(jié)構(gòu)與碳排放的關(guān)系需追本溯源，無法忽視“企業(yè)行為”這一始作俑者。如此一來，研究的分立將割裂上述機(jī)理間存在的邏輯關(guān)聯(lián)，并忽視政企互動這一關(guān)鍵要素對政府治理結(jié)構(gòu)與碳排放關(guān)系的塑造。為優(yōu)化地方政府治理結(jié)構(gòu)，2002年起，各省陸續(xù)制定文件，并選設(shè)試點，探索建立“省直管縣”的治理模式。因此，本研究以“省直管縣\"改革為切入點，通過搭建“政府治理結(jié)構(gòu)-政企激勵約束-企業(yè)/區(qū)域碳排放強(qiáng)度\"的分析框架，并輔以實證分析，完善政府治理結(jié)構(gòu)對碳排放影響的理論框架，同時為有為政府如何組合助力“雙碳”目標(biāo)實現(xiàn)提供政策啟示。

1 文獻(xiàn)回顧與機(jī)制分析

1.1 文獻(xiàn)回顧

本研究以“省直管縣”改革為視窗，透視政府治理結(jié)構(gòu)變動對碳排放產(chǎn)生的影響。既往文獻(xiàn)已證明“省直管縣\"改革在推動經(jīng)濟(jì)增長[9]、緩解地方財政困境[10]、推動基本服務(wù)供給[1]以及促進(jìn)糧食生產(chǎn)[12]等方面的成效，但對于“省直管縣\"改革與環(huán)境的關(guān)系并未形成統(tǒng)一認(rèn)知。持積極觀點的學(xué)者強(qiáng)調(diào)，在良性競爭環(huán)境下，“省直管縣”改革提升了地方政府財政保障能力，其所形成的規(guī)模、技術(shù)、結(jié)構(gòu)等效應(yīng)能夠改善環(huán)境[2.13]；持消極觀點的學(xué)者指出受限于中國式分權(quán)與晉升激勵的約束，改革將導(dǎo)致政府間惡性競爭，扭曲財政支出結(jié)構(gòu)[14-15]，最終加劇環(huán)境污染[16]。上述矛盾的結(jié)論預(yù)示著進(jìn)一步探究\"省直管縣\"改革對環(huán)境影響的必要性。此外，既往文獻(xiàn)分別使用 PM_2.5 濃度[2]、水污染程度[16] .SO₂ 排放量[17等指標(biāo)來衡量環(huán)境狀況，然而依舊少有文獻(xiàn)從碳排放的角度切入，研究改革與環(huán)境狀況間關(guān)系。盡管余錦亮揭示了“省直管縣\"改革與 CO₂ 間存在的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，但并未對二者做因果機(jī)制的分析。因此，本研究從碳排放的角度完善“省直管縣\"改革影響環(huán)境治理的研究框架。

二氧化碳因其顯著的溫室效應(yīng)，及其與 PM_2，s 等部分污染物具有的同根同源性[16受到廣泛關(guān)注[23]。盡管既往研究從財政、環(huán)境等維度驗證了政府治理結(jié)構(gòu)變化對碳排放的影響[5.18]，但上述研究依然局限于宏觀維度，并未溯源至微觀企業(yè)。然而，任何形式的治理結(jié)構(gòu)變化與地方政府行為只有作用于微觀企業(yè)才可能影響環(huán)境。既往研究已經(jīng)從企業(yè)碳交易[19]、碳管控[20]等視角證實了企業(yè)碳減排對區(qū)域降碳的決定作用。因此作為碳排放源，工業(yè)企業(yè)的降碳行為既關(guān)系自身對公共政策和社會責(zé)任的落實，也關(guān)系區(qū)域碳排放總量和強(qiáng)度“雙控”目標(biāo)的完成。由上可知，分析政府治理結(jié)構(gòu)與碳排放間的關(guān)系既須從微觀著手，又要歸原于宏觀。為此，本研究錨定企業(yè)行為，試圖將“政企激勵約束\"這一邏輯間隙嵌入既往研究框架，以此打通從治理結(jié)構(gòu)變化到碳排放鏈條中的邏輯間隙，并構(gòu)建“政府治理結(jié)構(gòu)-政企激勵約束-企業(yè)/地區(qū)碳排放”的研究框架（圖1）。

1. 2 機(jī)制分析

作為典型的政府治理結(jié)構(gòu)變革，“省直管縣”改革所兼具的財政分權(quán)與組織扁平特性重塑了各地的財政與行政關(guān)系。財政與行政關(guān)系的改變影響了地方政府在環(huán)境治理方面的激勵（稅收激勵和補(bǔ)貼激勵）和約束（監(jiān)管幅度和規(guī)制力度）舉措，激勵約束機(jī)制的變動導(dǎo)致微觀市場主體的碳排放行為發(fā)生變化，微觀企業(yè)層面的碳排放行為最終匯聚并決定地區(qū)層面碳排放的強(qiáng)度。鑒于此，本研究以財政分權(quán)與組織層級理論為基礎(chǔ)，重點從企業(yè)生產(chǎn)創(chuàng)新行為的視角出發(fā)，分析“省直管縣\"改革帶來的政企激勵約束變動對碳排放的影響。

從激勵角度來看，“省直管縣\"改革通過財政分權(quán)改變企業(yè)面臨的稅收激勵和補(bǔ)貼激勵，從而影響企業(yè)生產(chǎn)創(chuàng)新行為及其碳排放規(guī)模。 ① 稅收激勵變動指的是稅收分成比例變化引起政府對企業(yè)征管行為的變化。省直管縣提升了縣級稅收分成的比例2，強(qiáng)化了企業(yè)面臨的稅收征管激勵[22]。此時，企業(yè)的實際稅率提升，現(xiàn)金流出增加。為了緩解稅收征管激勵導(dǎo)致的資金壓力，企業(yè)可能通過提高排污強(qiáng)度來平衡成本[23]；同時利潤的壓縮將會抑制企業(yè)的技術(shù)研發(fā)和能源轉(zhuǎn)型[24]，最終導(dǎo)致企業(yè)碳排放的增加。 ② 補(bǔ)貼激勵變動指的是政府轉(zhuǎn)移支付規(guī)模增加引起補(bǔ)貼激勵變動。“省直管縣\"改革通過建立省與縣的直接資金往來機(jī)制，避免了市級政府截留形成的“漏斗效應(yīng)”和“抽血籌資\"行為，增加了縣級政府獲取的轉(zhuǎn)移支付規(guī)模。良好的財政狀況提升了縣級政府對轄區(qū)企業(yè)的財政補(bǔ)貼[25-26]，從而有助于改善企業(yè)的粗放經(jīng)營行為，提高綠色創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，最終實現(xiàn)碳減排[27-28]。

從約束角度來看，“省直管縣\"改革推動了組織扁平化，改變了企業(yè)面臨的監(jiān)管幅度與規(guī)制力度，進(jìn)而影響企業(yè)的碳排放。 ① 監(jiān)管幅度變化指上級政府監(jiān)管單位數(shù)量的變化程度?！笆≈惫芸h\"改革帶來的行政組織扁平化，增加了上級政府垂直管理單位的數(shù)量，并導(dǎo)致監(jiān)管缺位[29]，約束強(qiáng)度的降低容易引發(fā)企業(yè)粗放的生產(chǎn)行為[30，也可能間接抑制企業(yè)的創(chuàng)新效率[31]，最終加劇碳排放。 ② 規(guī)制力度的變化指監(jiān)管上級單位的變化所帶來的規(guī)制力度的變化。在中國的環(huán)境治理實踐中，中央負(fù)責(zé)政策制定，地方負(fù)責(zé)具體執(zhí)行。由于地方環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格受限于地方政府[32]，而地方政府普遍存在優(yōu)先追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展而庇護(hù)企業(yè)污染的動機(jī)[33]，僅靠地方政府無法有效約束企業(yè)行為。當(dāng)監(jiān)管企業(yè)的政府層級變高時，往往意味著企業(yè)面臨的規(guī)制力度越強(qiáng)?！笆≈惫芸h\"改革所帶來的行政組織扁平化將引入更高層次的政府對企業(yè)進(jìn)行監(jiān)管，具體而言，相比于市級政府，省級政府對事關(guān)長遠(yuǎn)利益的環(huán)境問題更為關(guān)切[34]。組織扁平化緩解了多層委托代理中的\"道德選擇”與“逆向風(fēng)險”，掌握信息的上級政府更可能提高政策工具的約束力度，形成更為直接的\"垂直管控”。約束力度的提升可能會直接抑制企業(yè)的生產(chǎn)[35]，也可能會倒逼企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為[36，進(jìn)而抑制企業(yè)碳排放。

圖1“省直管縣\"改革影響碳排放的分析框架

從上述理論推演可知，“省直管縣\"改革帶來的財政分權(quán)與層級扁平化將改變政府激勵和監(jiān)管政策，對企業(yè)碳排放行為以及區(qū)域碳排放產(chǎn)生差異化的影響。基于此，本研究從宏觀和微觀兩個層面檢驗了“省直管縣”改革對碳排放的影響，通過辨析改革對微觀主體行為的影響，探究改革對區(qū)域整體碳排放的效應(yīng)，回答“省直管縣”改革能否助益“雙碳”目標(biāo)這一核心研究問題。

2數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

2.1數(shù)據(jù)說明

為了更好兼顧宏觀和微觀兩個層面的分析，構(gòu)建了涵蓋區(qū)縣、工業(yè)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)集。其觀測區(qū)間分別為2000—2019年、1998—2014年，具體變量定義及數(shù)據(jù)來源如下。

2.1.1被解釋變量

使用二氧化碳排放量度量區(qū)縣碳排放強(qiáng)度 （C₁） ，使用煤炭消耗量衡量工業(yè)企業(yè)碳排放強(qiáng)度 （C₂） 。其中，區(qū)縣層面碳排放數(shù)據(jù)來自O(shè)DIAC全球環(huán)境研究中心 （C₁₁） 同時進(jìn)行了對數(shù)化處理 （C₁₃） ;Chen等[37基于粒子群優(yōu)化-反向傳播算法計算的中國縣域碳排放數(shù)據(jù)，使用Arc-GIS軟件進(jìn)一步提取得到歷年區(qū)縣碳排放總量 （C₁₂） ，同時進(jìn)行了對數(shù)化處理 （C₁₄） 。兩套數(shù)據(jù)的最新觀測期分別為2019年和2017年。上述碳排放量特指能源燃燒產(chǎn)生的 CO₂ 排放量，并非大氣 CO₂ 的濃度。工業(yè)企業(yè)層面的碳排放數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫的觀測期間為1998—2014年。

2.1.2核心解釋變量

核心解釋變量為“省直管縣”改革的虛擬變量，參照各省制度文本編碼獲得。針對可能出現(xiàn)的縣級行政區(qū)劃變更問題，本研究從民政部網(wǎng)站搜集整理了1997—2019年間行政區(qū)劃變更情況，并將區(qū)劃變更較大的區(qū)縣剔除。此外，由于直轄市和海南省未設(shè)地級市（行政直管），同時浙江省一直實行財政直管，故本研究將直轄市、浙江省和海南省下轄的區(qū)縣始終視為“直管縣”。同時，由于上述區(qū)縣并不存在事前期觀測值，故而在SDID回歸中將其剔除。

2.1.3機(jī)制變量

機(jī)制變量為企業(yè)面臨的政府激勵與約束。其中，政府激勵包括稅收激勵和補(bǔ)貼激勵，前者使用所得稅實際稅率 （T₁） 、單位資產(chǎn)所得稅 Ξ（T₂） 和單位資產(chǎn)增值稅 （T₃） 度量[22]，后者使用政府對企業(yè)的財政補(bǔ)貼度量[38]，即單位收入補(bǔ)貼 （S₁） 和單位資產(chǎn)補(bǔ)貼 （S₂） 。政府約束指政府監(jiān)管幅度和規(guī)制力度，監(jiān)管幅度使用隸屬區(qū)縣直屬上級政府監(jiān)管的單位數(shù) （R₁） 衡量[35]。根據(jù)注意力理論，一級政府直屬單位數(shù)將決定其注意力分配，從而決定下級政府受到的監(jiān)管強(qiáng)弱；后者使用企業(yè)繳納的單位排污費 （R₂） 衡量[39]。其中，所得稅實際稅率、單位資產(chǎn)所得稅、單位資產(chǎn)增值稅、政府對企業(yè)補(bǔ)貼數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，排污費數(shù)據(jù)來自工業(yè)企業(yè)普查數(shù)據(jù)，監(jiān)管的單位數(shù)由作者自行計算。

2.1.4控制變量

宏觀層面的控制變量選取考慮了以下兩個方面：① 試點選取非隨機(jī)化可能導(dǎo)致結(jié)果內(nèi)生。因此，本研究控制了影響試點選取的要素，包括經(jīng)濟(jì)財政：使用人均生產(chǎn)總值、是否為百強(qiáng)縣來度量；地理區(qū)位：使用坡度、海拔、是否為省邊界縣、區(qū)縣到海岸線的距離、區(qū)縣到最近港口的距離來度量；生態(tài)狀況：使用植被覆蓋指數(shù)（ND-VI）衡量；資源優(yōu)勢：使用是否為貧困縣、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、糧食總產(chǎn)量來衡量。變量來源如下：海拔和植被覆蓋指數(shù)數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心提供的中國海拔高度（DEM）空間分布數(shù)據(jù)和中國年度植被指數(shù)（NDVI）空間分布數(shù)據(jù)集，坡度數(shù)據(jù)來自ASTER全國坡度分布數(shù)據(jù)，貧困縣數(shù)據(jù)來自國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室編寫的相關(guān)資料、各省扶貧開發(fā)年鑒、《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》，百強(qiáng)縣數(shù)據(jù)來自《中國中小城市綠皮書》中郡縣域經(jīng)濟(jì)研究所、國家統(tǒng)計局，其余數(shù)據(jù)來自《中國縣市社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。 ② 區(qū)縣自然氣象因素對排放溢出造成的影響。參照王小龍等2的研究，本研究將區(qū)縣的平均氣壓、平均氣溫、空氣流通指數(shù)、平均降水量、平均相對濕度和逆溫天數(shù)等氣象要素進(jìn)行控制?？諝饬魍ㄖ笖?shù)來自ERA-Interim提供的風(fēng)速和高度數(shù)據(jù)；逆溫天數(shù)數(shù)據(jù)來自NASA的MERRA-2數(shù)據(jù)，本研究參考既往文獻(xiàn)的計算方法獲得數(shù)據(jù)40；平均氣壓、平均氣溫、平均降水量和平均相對濕度數(shù)據(jù)來自國家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)共享平臺。

微觀層面，由于企業(yè)煤炭消耗量由其生產(chǎn)行為決定，不受氣象因素影響，為此微觀部分的分析剔除了氣象變量。此外，為了控制企業(yè)特質(zhì)的影響，參照既往研究[22]，本研究增加了企業(yè)規(guī)模、權(quán)益回報率、財務(wù)杠桿、資產(chǎn)流動性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)獲取貸款能力和企業(yè)年齡等微觀層面控制變量，上述數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。

2.1.5工具變量

本研究基于地理距離和歷史數(shù)據(jù)構(gòu)建了兩類工具變量。 ① 地理工具變量 （I_v1） ：區(qū)縣到所屬地級市中心距離與省份是否明確列示改革試點啞變量的交互項。在相關(guān)性方面，縣距離地級市的距離將會影響試點縣被選取為試點的概率，直管鄰近地級市的區(qū)縣將會招致地級市的反對，距離越近被選取為試點的可能性越低[41；同時，一個縣是否被選為試點，要建立在該省份實施“省直管縣”改革并明確試點范圍的基礎(chǔ)之上，為此，上述變量能夠有效保證與解釋變量的相關(guān)性。在排他性層面，一方面，縣與地級市的距離和碳排放強(qiáng)度很難產(chǎn)生直接關(guān)聯(lián)；另一方面，省份是否改革與任意區(qū)域碳排放強(qiáng)度并不相關(guān)。因此，兩類工具變量與被解釋變量之間均是嚴(yán)格外生的。② 歷史工具變量 ：基于各縣1968—1977年知識青年上山下鄉(xiāng)截面歷史數(shù)據(jù)的改革再分配虛擬變量[42]。一方面，上山下鄉(xiāng)的援助屬性決定各區(qū)縣接收人數(shù)與其自然特質(zhì)和社會經(jīng)濟(jì)高度關(guān)聯(lián)，如地形地貌越復(fù)雜（高海拔、高坡度）經(jīng)濟(jì)狀況越落后（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低）的區(qū)縣接收人數(shù)越多；而按照\"省直管縣\"改革試點選取的原則，具有上述特征的縣難以被選擇為試點，工具變量與解釋變量存在負(fù)相關(guān)，滿足相關(guān)性。另一方面，20世紀(jì)60至70年代的知青上山下鄉(xiāng)數(shù)據(jù)與21世紀(jì)區(qū)縣碳排放不存在直接關(guān)聯(lián)，滿足排他性。然而，截面數(shù)據(jù)無法用于面板估計。為此，本研究參照既往引入時間維度的做法[43]，根據(jù)上述數(shù)據(jù)對改革變量進(jìn)行再分配。具體而言，由于各省份嚴(yán)格制定了每批次改革的試點數(shù)量，各省份歷年的改革試點數(shù)量是外生給定的。第一步，通過數(shù)據(jù)匹配，得到1877個區(qū)縣的知青數(shù)據(jù)，并按照省份由低到高逐一排序。第二步，根據(jù)上述區(qū)縣的改革狀態(tài)，逐省加總歷年改革的試點數(shù)。第三步，根據(jù)每個省份歷年的試點總數(shù)，設(shè)定排名靠前的縣為改革試點。如在上述區(qū)縣中， T 年Y省有 X 個試點，將知青數(shù)排名前 X 名的區(qū)縣設(shè)定為對應(yīng)年份的直管縣，剩余為非改革縣，最終構(gòu)成了用于面板估計的歷史維度工具變量。

2.2模型設(shè)定

本研究使用面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型分析“省直管縣\"改革對區(qū)域碳排放和工業(yè)企業(yè)煤炭消耗量的影響，模型設(shè)定如下：

C_it=αP_it+β_i+γ_t+δO_it+（U_i×f（t））^'θ+ε_it

式中： C_it 在宏觀分析中表示區(qū)縣i在 Φ_t 年的碳排放強(qiáng)度，在微觀分析中表示工業(yè)企業(yè)i在 Φ_t 年的煤炭消耗量； 為“省直管縣\"改革的虛擬變量，表示區(qū)縣i第 Φ_t 年是否進(jìn)行改革； 表示控制變量；在區(qū)縣層面的分析中，為了進(jìn)一步避免恒定變量（如海拔）可能對結(jié)果產(chǎn)生的非線性影響，本研究參考Li等44的做法，加入了恒定變量 U_i 與自然年份時間 Φ_t 和 t² 的交互項 ?;β_i 和 γ_t 分別表示區(qū)縣/企業(yè)層面的固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，其中企業(yè)層面的固定效應(yīng)包括了行業(yè)和個體兩類； ε_it 為隨機(jī)擾動項，下文涉及的模型估計相應(yīng)采用了區(qū)縣和工業(yè)企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

3政策評估：宏觀-微觀的雙層分析

3.1基準(zhǔn)回歸

表1展示了基于固定效應(yīng)的回歸結(jié)果：列（1）一列（3）的碳排放數(shù)據(jù)來自O(shè)DIAC實驗室，列（4）一列（6）的碳排放數(shù)據(jù)來自Chen等[37]，其中列（1）和列（4）、列（2）和列（5）列（3）和列（6依次匯報了未加人和加入控制變量以及取對數(shù)后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示“省直管縣\"改革顯著降低了試點碳排放強(qiáng)度。

表2報告微觀企業(yè)層面的估計結(jié)果：列（1）一列（3）展示了混合回歸的結(jié)果，當(dāng)加入改革要素、工業(yè)企業(yè)特征因素后，“省直管縣\"改革顯著降低了其區(qū)域內(nèi)工業(yè)企業(yè)原料煤炭消耗量。列（4）展示了雙向固定效應(yīng)的估計結(jié)果，結(jié)果不變。

3.2 平行趨勢分析

由于基準(zhǔn)回歸的本質(zhì)為雙重差分，需滿足平行趨勢假定。本研究使用事件分析（Event-study）的方法對其平行趨勢進(jìn)行檢驗[43]，估計公式如下：

式中：虛擬變量 D_tio+K 將觀測年份劃分成3個區(qū)段：即政策基期、基期前與基期后。其中， t_io 表示縣區(qū) i 被列示為省直管縣試點的年份， K 表示年份 Φ_t 距離改革年份 t_io 的距離， Kgt;0 表示改革前， K=0 表示改革當(dāng)年， Klt;0 表示改革后。為避免 K 絕對值過大時觀測樣本過少帶來的估計偏誤[45]，本研究將距離改革年份的絕對值超過6年的年份按6年計算， ?_k 表示距離改革年份第 K 年省直管縣改革對碳排放的實際效應(yīng)。上述公式加人了控制變量，并將同時期推行的擴(kuò)權(quán)改革進(jìn)行控制。由圖2可以看出，改革前處理組與實驗組的發(fā)展趨勢大致近似，改革后相比于處理組，其碳排放強(qiáng)度明顯降低。

表1“省直管縣\"改革與區(qū)域碳排放

注：*** Plt;0.01 ;括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過地區(qū)層面cluster調(diào)整。

表2“省直管縣\"改革與工業(yè)企業(yè)煤炭消耗量

注： ^**Plt;0.05 ， ^***Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。此部分為燃料煤消耗量，該碳排放由企業(yè)生產(chǎn)決定，不受氣象因素影響，此處控制變量不包括氣象要素。

3.3 工具變量估計

由前述可知，本研究選取地理和歷史兩類工具變量進(jìn)行分析。表3的列（1）和列（2）列（3）和列（4）列分別匯報了兩類工具變量相關(guān)性和排他性的檢驗結(jié)果：“省直管縣\"改革與地理和歷史工具變量存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。同時，將解釋變量與工具變量同時放入回歸中，被解釋變量與工具變量不存在相關(guān)性。兩個變量滿足作為工具變量的條件。

表4匯報了基于工具變量的估計結(jié)果：改革對宏觀層面的碳排放和工業(yè)企業(yè)層面的煤炭消耗的削弱效應(yīng)依然穩(wěn)健。同時，對比基準(zhǔn)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，工具變量對改革影響的估計效應(yīng)更大，這表明內(nèi)生性問題和不可觀測因素可能導(dǎo)致估計結(jié)果被低估。受限于篇幅，本研究未匯報改革與來自Chen等[37]二氧化碳排放數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.4穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步驗證結(jié)果的可靠性，本研究進(jìn)行如下檢驗： ① 為了進(jìn)一步消除遺漏變量、隨機(jī)因素對估計結(jié)果造成的影響，本研究通過隨機(jī)抽取區(qū)縣和隨機(jī)虛擬改革時間兩種方式進(jìn)行安慰劑試驗[46-47]。 ② 在\"省直管縣\"改革實施的同期，可能存在與擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣改革和碳排放相關(guān)的其他政策的干擾，本研究進(jìn)行了排除性檢驗。 ③ 各省推行“省直管縣”改革的時間不同，多次沖擊使得固定效應(yīng)估計產(chǎn)生偏誤[48]，其偏誤的來源為將早期改革的試點縣視為后期改革區(qū)縣的對照組，尤其是在異質(zhì)性處理效應(yīng)下，上述偏誤將被放大。為此，本研究使用交疊DID進(jìn)行分析。上述檢驗結(jié)果均表明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性①。

圖2平行趨勢檢驗

表3工具變量有效性檢驗

注： ^**Plt;0.05，^**Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過地區(qū)層面cluster調(diào)整

3.5拓展分析

由于各“省直管縣\"改革的試點選取原則、試點政策內(nèi)容各具特色，使得試點與非試點地區(qū)存在系統(tǒng)性差異，并對平行趨勢假定構(gòu)成挑戰(zhàn)。為此，本研究使用無須滿足平行趨勢假定的政策評估方式合成雙重差分（syntheticdifferenceindifference，SDID）進(jìn)行估計。在SDID估計下，假定區(qū)縣 N 在 Φ_t 年實施了“省直管縣\"改革，則“省直管縣”改革對碳排放影響的估計系數(shù) 其中 是通過SDID方法得到的處理組未經(jīng)處理時的碳排放量（即控制組碳排放量），該值是對區(qū)縣和時間兩個維度的加權(quán)處理后的擬合值，如式（3）：

式中 表示加權(quán)后的控制組的改革前均值， 為加權(quán)后處理組與控制組的改革前差異， 為加權(quán)后控制組改革前后的差異。 和 分別表示用以合成政策試點反事實的個體與時間權(quán)重，最終得到每個試點縣控制組的碳排放規(guī)模 ，并通過與試點真實的碳排放值 Y_NT 做差，即可得到區(qū)縣 N 的政策效應(yīng)。本研究估計了改革對 1036 個試點縣碳排放規(guī)模的影響[49]。表5匯報了1036個區(qū)縣政策評估系數(shù)的整體性描述，其中有579個區(qū)縣的評估系數(shù)為負(fù)，即改革加劇了區(qū)域碳排放，剩余457個區(qū)縣的評估系數(shù)為正，即改革加劇了區(qū)域碳排放。

本研究從政策效應(yīng)的地區(qū)和時間分布兩個維度進(jìn)行分析： ① 從地區(qū)分布看，本研究按照地理分區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，繪制了東部、中部、西部和東北地區(qū)政策效應(yīng)的箱線圖，如圖3（a）所示。由圖可以看出，東北地區(qū)和西部的政策呈現(xiàn)出促進(jìn)效應(yīng)，原因可能在于該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對落后，改革后的地方政府可能無法實現(xiàn)綠色發(fā)展；東部和中部的政策呈現(xiàn)抑制效應(yīng)，原因可能在于該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體較高，分權(quán)后的地方政府更可能發(fā)揮“便宜之手”的信息優(yōu)勢，更好實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。 ② 從時間分布看，不同批次的改革也呈現(xiàn)差異（圖3（b））。早期批次試點的政策效應(yīng)并不穩(wěn)定，存在波動；中期批次試點的政策效應(yīng)表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)；后期批次試點的政策效應(yīng)表現(xiàn)為抑制效應(yīng)。上述成因可能與中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展轉(zhuǎn)型以及黨的十八大以來國家對生態(tài)保護(hù)的高度重視有關(guān)。

表4基于工具變量的估計結(jié)果

注： Plt;0.1 ^**Plt;0.05 ^**Plt;0.01 ;括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。表 IVF 檢驗行列示了工具變量的 Cragg.）onaldWald F statistic值，該檢驗表明本文選取的工具變量均不為弱工具變量。排除弱工具變量對全域估計的局限性。

表5基于SDID的估計結(jié)果

4企業(yè)行為的微觀證據(jù)

4.1機(jī)制檢驗

基于理論分析可知，“省直管縣”作為一項優(yōu)化地方政府治理結(jié)構(gòu)的改革，促進(jìn)了地方政府的財政分權(quán)和組織扁平化。第一，財政分權(quán)會激發(fā)地方政府的稅收努力，導(dǎo)致企業(yè)稅負(fù)的加重、經(jīng)營成本上升，最終難以進(jìn)行設(shè)備更新投入、能源創(chuàng)新以及節(jié)能減排等工作，進(jìn)而降低企業(yè)的環(huán)境投入。對此，本研究預(yù)期財政分權(quán)將強(qiáng)化政府的稅收努力，加劇企業(yè)碳排放。第二，財政分權(quán)加大了地方政府的財政自由，有利于提升對轄區(qū)企業(yè)的財政補(bǔ)貼，進(jìn)而提高企業(yè)的環(huán)境意識和綠色創(chuàng)新投入。對此，本研究預(yù)期財政分權(quán)會提高企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼，減少企業(yè)碳排放。第三，組織扁平化直接增加了上級政府垂直管理單位的數(shù)量，容易導(dǎo)致監(jiān)管的缺位，進(jìn)而抬升企業(yè)粗放式生產(chǎn)經(jīng)營活動出現(xiàn)的概率，并抑制企業(yè)的綠色創(chuàng)新。對此，本研究預(yù)期組織扁平化帶來的監(jiān)管缺位，加劇企業(yè)碳排放。第四，組織扁平化有利于對企業(yè)形成更為直接的“垂直管控”，掌握信息的上級政府更可能提高政策工具的約束力度，抑制企業(yè)的粗放生產(chǎn)行為，倒逼企業(yè)綠色創(chuàng)新。對此，本研究預(yù)期組織扁平化強(qiáng)化了“垂直管控”，抑制企業(yè)碳排放。下文將對\"省直管縣\"改革影響碳排放的路徑機(jī)制進(jìn)行檢驗。首先，檢驗“省直管縣\"改革可能導(dǎo)致企業(yè)面臨的激勵約束變動；隨后，驗證激勵約束變動對企業(yè)碳排放行為的影響；最后，進(jìn)一步分析上述影響在不同情境下的差異。

圖3各區(qū)域改革效應(yīng)的時空分布

4.1.1“省直管縣\"改革、激勵變動與碳排放

檢驗改革對稅收征管激勵的影響①：表6列（1）－列（3）匯報了以所得稅實際稅率 （T₁） 、單位資產(chǎn)所得稅 （T₂） 和單位資產(chǎn)增值稅（ σ_T3） 作為稅收征管激勵度量的分析結(jié)果，分析表明“省直管縣”改革顯著強(qiáng)化了企業(yè)面臨的稅收征管激勵。表6列（4）一列（6）的結(jié)果顯示： T₁，T₂，T₃ 系數(shù)顯著為正， P 對碳排放的影響系數(shù)顯著為負(fù)。上述結(jié)果表明，“省直管縣\"改革導(dǎo)致企業(yè)稅負(fù)的加重、實際利潤被壓縮，加大了設(shè)備更新投入、能源創(chuàng)新以及節(jié)能減排等工作的難度，導(dǎo)致碳排放加重[50]，即稅收征管激勵在\"省直管縣\"改革與企業(yè)碳排放關(guān)系中起到遮蔽作用。

檢驗改革對政府補(bǔ)貼的影響：表7列（2）和列（5）匯報了以單位收入補(bǔ)貼 （S₁） 和單位資產(chǎn)補(bǔ)貼 （S₂） 作為政府補(bǔ)貼激勵度量的分析結(jié)果，分析證明改革提升了企業(yè)獲取的補(bǔ)貼激勵;列（3）和列（6）呈現(xiàn)了將補(bǔ)貼激勵納入基準(zhǔn)回歸后的結(jié)果，結(jié)果證實政府補(bǔ)貼力度的加大促進(jìn)了企業(yè)的碳減排行為。對比表7列（1）和列（4）的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，補(bǔ)貼激勵將稀釋基準(zhǔn)回歸中改革的效應(yīng)系數(shù)，由此表明補(bǔ)貼激勵的提升可能是改革對碳排放影響的重要機(jī)制，即政府補(bǔ)貼激勵在“省直管縣”改革與企業(yè)碳排放關(guān)系中起到部分中介作用。

4.1.2省直管縣、激勵約束變動與碳排放

檢驗改革對激勵約束變動即政府監(jiān)管強(qiáng)度的影響：表8列（1）－列（2）呈現(xiàn)了改革與政府監(jiān)管幅度 （R₁） 之間的關(guān)系的檢驗結(jié)果，說明改革帶來的組織扁平化可能導(dǎo)致監(jiān)管缺失，降低對企業(yè)的約束進(jìn)而加劇企業(yè)的碳排放。組織扁平化在帶來監(jiān)管幅度變化的同時，改變了監(jiān)管的單位，即由原來的地級市政府升格為省級政府。與市級政府相比，省級政府對環(huán)境議題更加關(guān)注，其可能通過強(qiáng)化對企業(yè)污染行為的懲處來彌補(bǔ)因幅度過大造成的識別不足問題。為此，本研究使用企業(yè)排污費 （R₂） 來衡量企業(yè)面臨的規(guī)制力度[39]。受限于排污費的數(shù)據(jù)，首先參考余錦亮做法，使用2004年第一輪工業(yè)企業(yè)普查數(shù)據(jù)庫中企業(yè)繳納的排污費信息進(jìn)行回歸，列（3）的結(jié)果表明改革顯著提升了企業(yè)繳納的排污費水平。列（5）將監(jiān)管強(qiáng)度納入基準(zhǔn)回歸后發(fā)現(xiàn)，監(jiān)管強(qiáng)度的增加將顯著降低企業(yè)的原煤消耗量，證明了上述猜想。

表6“省直管縣\"改革、稅收征管激勵與碳排放

注： ^***Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。機(jī)制分析部分的控制變量包括改革試點的選取要素與企業(yè)的特征變量，下同。

表7直管縣改革、政府補(bǔ)貼激勵與碳排放

注：*** Plt;0.01 ;括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。

然而，截面數(shù)據(jù)僅能檢驗相關(guān)性，無法得出更為嚴(yán)格的因果推論。因此，進(jìn)一步使用2013年稅收調(diào)查數(shù)據(jù)庫中的排污費信息，根據(jù)國有企業(yè)規(guī)模、杠桿率、凈資產(chǎn)收益率、固定資產(chǎn)、流動比率、貸款能力、員工數(shù)量和實際稅率等指標(biāo)變量將2004年與2013年樣本進(jìn)行傾向值匹配①（1：1）。需要說明，由于2013年前的數(shù)據(jù)并不包含排污費，因此使用距離2004年最近的2013年稅收調(diào)查數(shù)據(jù)庫中的排污費數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配分析，并依據(jù)傾向匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分估計，表8列（4）的結(jié)果顯示，改革提升了工業(yè)企業(yè)面臨的規(guī)制力度，提升了其繳納的排污費數(shù)額。列（5）通過截面分析的方式證明，企業(yè)單位收入繳納的排污費越高，企業(yè)的原料煤消耗量越低，該結(jié)果證明了規(guī)制力度提升是導(dǎo)致改革抑制碳排放的關(guān)鍵路徑。

4.1.3“省直管縣\"改革、激勵約束變動與企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵約束的變動可能同時影響企業(yè)的生產(chǎn)與創(chuàng)新行為。與生產(chǎn)行為直接作用于碳排放的路徑不同，創(chuàng)新行為對碳排放的影響相對間接，其可能通過企業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級實現(xiàn)企業(yè)增值與環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)統(tǒng)一與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的綠色可持續(xù)發(fā)展[51]。表9匯報了改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響，在列（1）一列（6）的分析中，分別使用發(fā)明型專利總量（I₁） 實用型專利總量 （I₂） 、專利總量 （I₃） 、綠色發(fā)明型專利總量 （I₄） 、綠色實用型專利總量 （I₅） 、對數(shù)化綠色專利 （I₆） 度量企業(yè)的創(chuàng)新行為[52]。其中發(fā)明、實用型專利數(shù)據(jù)來自企業(yè)的專利數(shù)據(jù)庫，而綠色專利數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局專利檢索系統(tǒng)。綠色專利的定義參照世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）的標(biāo)準(zhǔn)。實證結(jié)果表明，除綠色實用型專利的回歸系數(shù)不顯著外，其余回歸結(jié)果均顯著為正，表明改革促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新行為，進(jìn)而可能提高生產(chǎn)效率、節(jié)約能源，降低碳排放。

表8“省直管縣\"改革、激勵約束變動與碳排放

注： ^*Plt;0.05 ^***Plt;0.01 ;括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整

為了進(jìn)一步驗證激勵約束變動作為機(jī)制的合理性，本研究將上述度量激勵約束變動的變量納入回歸，結(jié)果見表10。在激勵層面，單位資產(chǎn)的補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)的綠色創(chuàng)新，單位資產(chǎn)所得稅抑制了企業(yè)創(chuàng)新，所得稅的稅率和單位收入補(bǔ)貼對綠色創(chuàng)新行為的影響不顯著；在監(jiān)管層面，監(jiān)管幅度的擴(kuò)大弱化了監(jiān)管，通過形塑更為自由的市場競爭進(jìn)而推動企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為，而規(guī)制力度的提升則對企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為倒逼作用并不顯著。

表9“省直管縣\"改革與企業(yè)（綠色）創(chuàng)新行為

注： ^**Plt;0.05 ^***Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。

表10“省直管縣\"改革、激勵約束與綠色創(chuàng)新

注： ^**Plt;0.05 一 ^***Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。

4.2 異質(zhì)性分析

考慮到改革的政策效應(yīng)將會受到宏觀層面的地區(qū)稟賦和市場環(huán)境、中觀層面行業(yè)競爭程度以及微觀主體的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，本節(jié)將具體考察處在不同地區(qū)和市場環(huán)境、立足不同競爭程度行業(yè)和不同產(chǎn)權(quán)經(jīng)營性質(zhì)企業(yè)對改革的反應(yīng)模式。

4.2.1宏觀維度：地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況與市場環(huán)境

由上文可知，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地區(qū)的改革效應(yīng)存在差異，本研究將樣本分為東部地區(qū)企業(yè)組、中部地區(qū)企業(yè)組和西部地區(qū)企業(yè)組分別進(jìn)行回歸[53]。表11列（1）－列（3）分別列示了分組的回歸結(jié)果，其中東部地區(qū)改革顯著抑制了其轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的煤炭消耗量，而中部和西部地區(qū)的改革效應(yīng)并不顯著。同時，使用樊綱等學(xué)者測算的市場化指數(shù)均值將樣本分為高市場化程度樣本組和低市場化程度樣本組。列（4）－列（5）的結(jié)果顯示，改革在市場化程度較高組的系數(shù)及顯著性大于市場化程度較低組，意味著改革對企業(yè)碳排放的抑制作用在市場化程度較高地區(qū)更顯著，高市場化同樣能夠有效助推改革的資源配置效應(yīng)。

4.2.2中觀維度：行業(yè)競爭程度

使用年度行業(yè)內(nèi)工業(yè)企業(yè)數(shù)來衡量企業(yè)的行業(yè)競爭程度，并按照均值將樣本分為行業(yè)競爭較高組和行業(yè)競爭較低組。由表12列（1）和列（2）可知，改革在行業(yè)競爭度較低組顯著為負(fù)，在行業(yè)競爭較高組不顯著，意味著“省直管縣\"改革對于競爭較不激烈的企業(yè)碳排放行為的抑制作用更強(qiáng)，原因可能是，激烈的行業(yè)競爭使得企業(yè)更加關(guān)注生存，而不是環(huán)境保護(hù)。

4.2.3微觀維度：企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

本研究按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表12列（3）和列（4），改革對非國有企業(yè)的碳排放行為抑制作用更強(qiáng)。國有企業(yè)往往與政府的關(guān)聯(lián)更加緊密。一方面，政企關(guān)聯(lián)可能會強(qiáng)化政府控制，使得企業(yè)原本就承擔(dān)著減污降碳的社會發(fā)展責(zé)任，限制了其碳排放下降的空間；另一方面，政企關(guān)聯(lián)可能使得企業(yè)的討價還價的空間更大，其受到政府權(quán)力結(jié)構(gòu)變化的影響可能更小。而對于非國有企業(yè)而言，其與政府的原有聯(lián)結(jié)少，生產(chǎn)行為更可能受到政府權(quán)力結(jié)構(gòu)變化的影響。

表12行業(yè)競爭程度與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

注： ^\"Plt;0.01 ；括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面clus-ter調(diào)整。

5 結(jié)論與啟示

本研究試圖以“省直管縣\"改革為切入點，通過搭建“政府治理結(jié)構(gòu)-政企激勵約束-企業(yè)/區(qū)域碳排放強(qiáng)度\"的分析框架，并輔以實證分析，回應(yīng)有為政府如何組合助力“雙碳”目標(biāo)這一時代命題。分析結(jié)果顯示： ① “省直管縣”改革同時抑制了區(qū)域和企業(yè)層面的碳排放。 ② 基于政企激勵約束的機(jī)制檢驗表明，“省直管縣\"改革通過強(qiáng)化工業(yè)企業(yè)面臨的稅收激勵和補(bǔ)貼激勵、改變政府的監(jiān)管幅度和規(guī)制力度等方式抑制了企業(yè)的碳排放行為。③ 基于改革對區(qū)域碳排放影響的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，改革效果存在顯著的時空差異。與早期改革相比，后期實施的改革政策表現(xiàn)出更強(qiáng)的減排效應(yīng)；同時，東部和中部地區(qū)的減排成效顯著優(yōu)于西部地區(qū)。 ④ 基于改革對企業(yè)碳排放影響的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，改革對碳排放的抑制效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、市場化程度較高的區(qū)域尤為突出；行業(yè)層面，競爭程度較低行業(yè)的企業(yè)響應(yīng)更敏感；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上，非國有企業(yè)表現(xiàn)出更強(qiáng)的減排行為調(diào)整。

表11地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況與市場環(huán)境的異質(zhì)性分析

注： ^**Plt;0.01 ;括號內(nèi)數(shù)值為t值。標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面cluster調(diào)整。

基于上述結(jié)論有如下啟示： ① 正確認(rèn)識政府組織結(jié)構(gòu)與實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的關(guān)系，完善區(qū)域協(xié)同治理機(jī)制。加強(qiáng)省級統(tǒng)籌與區(qū)縣協(xié)作：建立跨區(qū)域碳排放監(jiān)測與考核制度，將“雙碳”目標(biāo)納入政府績效考核體系，激勵地方政府優(yōu)化低碳治理模式。設(shè)立區(qū)域碳排放協(xié)作基金：由省級財政統(tǒng)籌，對減排成效顯著的區(qū)縣給予財政獎勵，對高碳排放區(qū)縣提供技術(shù)援助，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)碳減排資源均衡配置。 ② 優(yōu)化財稅與監(jiān)管政策工具，構(gòu)建激勵約束“組合拳”。對實施低碳技術(shù)改造的企業(yè)給予稅收減免或?qū)ｍ椦a(bǔ)貼，鼓勵綠色創(chuàng)新；對高排放企業(yè)實施階梯式環(huán)保稅，倒逼減排轉(zhuǎn)型。動態(tài)調(diào)整企業(yè)碳排放監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)，對重點行業(yè)實施\"分類分級\"管控，如對競爭程度較低行業(yè)設(shè)定更嚴(yán)格的排放限額，提高違法成本。在有條件的地區(qū)推進(jìn)碳排放權(quán)交易市場建設(shè)，引導(dǎo)企業(yè)通過市場機(jī)制優(yōu)化減排行為。 ③ 推進(jìn)差異化分權(quán)，分類施策提升改革適配性。對于東部及中部市場化程度高的發(fā)達(dá)地區(qū)，賦予地方政府更大自主權(quán)，允許制定符合本地產(chǎn)業(yè)特點的低碳發(fā)展路徑。對于資源稟賦弱、市場基礎(chǔ)差的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，遵循階段式放權(quán)原則，優(yōu)先下放技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)制定、資金分配等權(quán)限，同時省級政府應(yīng)給予能力建設(shè)支持，協(xié)助地方制定減排規(guī)劃，培育本土綠色產(chǎn)業(yè)。 ④ 強(qiáng)化政企協(xié)同，激發(fā)非國有企業(yè)減排潛力。針對非國有企業(yè)在減排中的優(yōu)勢，提供低息綠色信貸，簡化環(huán)保項目審批流程。實施行業(yè)差異化引導(dǎo)，對競爭程度較低的行業(yè)，鼓勵企業(yè)聯(lián)合成立低碳技術(shù)聯(lián)盟，共享減排經(jīng)驗與技術(shù)資源。

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