中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制研究

王文舉 ，李　峰

(首都經(jīng)濟貿易大學 a.經(jīng)濟學院；b.工商管理學院，北京 100070)

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中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制研究

王文舉a，李峰b

(首都經(jīng)濟貿易大學 a.經(jīng)濟學院；b.工商管理學院，北京 100070)

摘要：中國7個試點碳市場已全部啟動交易，編制統(tǒng)一價格指數(shù)是測度中國碳市場整體發(fā)展趨勢的重要手段，也是試點碳市場機制完善和統(tǒng)一碳市場建設的重要參考。研究發(fā)現(xiàn)，由于各試點碳市場交易量波動較大，簡單價格指數(shù)編制方法中的Carli指數(shù)編制方法更適合于當前中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)的編制；隨著碳市場的不斷發(fā)展，可采用綜合價格指數(shù)編制方法中的Paasche指數(shù)編制方法對中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)進行編制。研究還發(fā)現(xiàn)，以特定時期各試點碳市場配額交易量或交易金額占總體比例作為權數(shù)，有利于提升統(tǒng)一價格指數(shù)的穩(wěn)定性。

關鍵詞：碳市場；統(tǒng)一價格指數(shù)；編制方法；簡單價格指數(shù)；綜合價格指數(shù)

引　言

越來越多的國家和地區(qū)正在運用市場機制以較低成本實現(xiàn)溫室氣體排放控制的目標。自2011年10月底，國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，正式批準在深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北和重慶5市2省開展碳排放權交易試點。經(jīng)過2年多的推進，2013年6月18日深圳市碳排放交易市場正式開市，成為國內首個啟動的試點碳市場。至2014年6月19日重慶市碳排放交易市場啟動交易，中國5市2省7個試點碳市場全部啟動交易。根據(jù)段茂盛和龐韜(2013)研究，碳排放權交易體系建設在本質上是對碳排放權的一種定價機制設計。如何對已試點碳市場價格動態(tài)變化進行測度，不僅受到研究人員的關注，也受到政府、企業(yè)、投資者和平常大眾的廣泛關注。

價格指數(shù)是對市場商品交易價格水平變化進行綜合測度的重要指標，也是研究市場商品交易價格變化程度和變化規(guī)律的關鍵變量。目前，中國還沒有政府機構公開發(fā)布碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)。寧金彪和鐘青(2014)以各試點碳市場發(fā)放配額量占總配額量的比例作為權數(shù)，以2013年11月26日為基期，采用價格加權平均的方法編制了中國碳指數(shù)，從而對中國碳市場價格總體變化特征的綜合測度進行了有益的探索。不足之處在于：一是以2013年11月26日為基期，沒有考慮其他6個試點碳市場尚未啟動交易的現(xiàn)實；二是以各試點碳市場發(fā)放配額量占總配額量的比例作為權數(shù)，沒有考慮7個試點碳市場實際的碳排放權配額交易情況?；诖?，本文以最后一個試點碳市場的啟動日期2014 年6 月19日為基期，對12種具有代表性的價格指數(shù)編制方法進行了理論和實證分析，從而為中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制提供了理論基礎和現(xiàn)實依據(jù)。

一、價格指數(shù)編制方法歷史沿革

價格指數(shù)編制方法是在解決測度商品交易價格變動的現(xiàn)實中不斷發(fā)展和完善起來的，其理論流派和分類方法繁雜，目前還不存在統(tǒng)一的理論和一致的分類方法。根據(jù)杜金富等(2014)研究，雖然價格指數(shù)理論經(jīng)歷長久的歷史變遷而產(chǎn)生了各種各樣的編制方法，但主要遵循著指數(shù)權數(shù)的選擇及指數(shù)形式的確定這兩大問題而展開，并按照歷史沿革和權數(shù)選擇將指數(shù)分為第一代指數(shù)和第二代指數(shù)[1]；楊緒忠和張玉玲(2007)同樣按照是否使用權數(shù)將指數(shù)分為綜合指數(shù)和平均數(shù)指數(shù)[2]；徐國祥等(2011)也按照是否使用權數(shù)將指數(shù)編制方法分為簡單指數(shù)法和加權指數(shù)法[3]。借鑒上述研究，參照孫清巖(2010)所采用的歷史沿革思路[4]，本文將價格指數(shù)分為簡單價格指數(shù)和綜合價格指數(shù)兩類進行研究。

(一)簡單價格指數(shù)

簡單價格指數(shù)通常被定義為不使用權數(shù)編制的價格指數(shù)，其實質是強調只針對商品交易價格變化而較少考慮甚或不考慮商品交易數(shù)量變化的一種指數(shù)編制方法。從價格指數(shù)編制的歷史沿革來看，早期的價格指數(shù)大部分屬于此種類型。其中，較有代表性的簡單價格指數(shù)包括：1738年法國經(jīng)濟學家Dutot提出的一個簡單匯總物價指數(shù)，簡稱Dutot指數(shù)；1764年意大利經(jīng)濟學家Carli提出的一個簡單算術平均指數(shù)，簡稱Carli指數(shù)；1863年英國著名經(jīng)濟學家Jevons提出的一個簡單幾何平均指數(shù)，簡稱Jevons指數(shù)。假設有i=1,2,…,n個商品，0為基期，t為報告期，Dutot指數(shù)可以表示為：

(1)

Carli指數(shù)可以表示為：

(2)

Jevons指數(shù)可以表示為：

(3)

可以看出，Dutot指數(shù)編制方法是通過報告期的商品交易平均價格與基期的商品交易平均價格之比來計算價格指數(shù)，而Carli指數(shù)編制方法是通過計算單個商品價格指數(shù)的平均數(shù)來計算價格指數(shù)。杜金富等(2014)將前者稱之為價格法，而將后者稱之為指數(shù)法，其中，指數(shù)法因為是先計算各商品價格指數(shù)，再對各商品價格指數(shù)進行平均，能夠保證價格指數(shù)變化與商品實際價格變化方向始終一致，因此相對于價格法更為可取[1]。Jevons指數(shù)雖然采取的是幾何平均的方法，但形式上依然屬于指數(shù)法。

上述三種簡單價格指數(shù)的共同特征是僅考慮商品交易價格數(shù)據(jù)而未考慮商品交易數(shù)量資料，從而忽略了不同商品在經(jīng)濟生活中的不同地位和重要性，缺乏充分的經(jīng)濟內涵?；诖?，一些經(jīng)濟學家和相關學者通過加入商品交易數(shù)量資料，對上述簡單價格指數(shù)進行了完善和發(fā)展，其中，較有代表性的經(jīng)過完善的簡單價格指數(shù)包括：1812年英國經(jīng)濟學家Young提出的一個簡單加權平均指數(shù)，簡稱Young指數(shù)；1871年德國數(shù)學家Drobish提出的另一個簡單加權平均指數(shù)，簡稱Drobish簡單指數(shù)；1936年芬蘭經(jīng)濟學家Tornqvist提出的對報告期和基期價格比進行加權幾何平均計算的價格指數(shù)，1967年荷蘭經(jīng)濟學家Theil也提出同樣計算方法的指數(shù)，簡稱T-T指數(shù)。其中，Young指數(shù)可以表示為：

(4)

(5)

可見，Drobish簡單指數(shù)是在計算各商品交易價格指數(shù)基礎上，對各商品按照基期和報告期的交易數(shù)量賦予一定的權數(shù)進行加總，同樣考慮了各商品的市場地位和重要性。T-T指數(shù)可以表示為：

(6)

(二)綜合價格指數(shù)

綜合價格指數(shù)是指綜合考慮商品交易價格和商品交易數(shù)量共同變化特性而編制的一種價格指數(shù)，其與簡單價格指數(shù)最大的區(qū)別是，綜合價格指數(shù)加入了基于商品交易數(shù)量計算所得權數(shù)；與經(jīng)過完善的簡單價格指數(shù)最大的區(qū)別是，綜合價格指數(shù)將商品交易數(shù)量看作同度量因素，從而不僅解決了不同計量單位的個體不能直接相加總的問題，客觀上也起到了權重的作用。從價格指數(shù)編制的歷史沿革來看，后期的價格指數(shù)大部分屬于此種類型。其中，較有代表性的綜合價格指數(shù)包括：1871年德國統(tǒng)計學家Laspeyres提出的以基期的商品交易數(shù)量作為權數(shù)計算的價格指數(shù)，簡稱Laspeyres指數(shù)；1874年，德國的另一個統(tǒng)計學家Paasche提出的將同度量因素固定在報告期，并用報告期商品交易數(shù)量作為權數(shù)計算的價格指數(shù)，簡稱Paasche指數(shù)。同樣，假設有i=1,2,…,n個商品，0為基期，t為報告期，則Laspeyres指數(shù)可以表示為：

(7)

Paasche指數(shù)可以表示為：

(8)

可見，Laspeyres指數(shù)將同度量因素確定為基期商品交易數(shù)量，其經(jīng)濟內涵是指以基期商品交易數(shù)量作為權數(shù)，計算商品交易價格變化所帶來的報告期所需支付商品交易金額的相對變化；Paasche指數(shù)是將同度量因素確定為報告期商品交易數(shù)量，其經(jīng)濟內涵是指以報告期商品交易數(shù)量作為權數(shù)，計算商品交易價格變化所帶來的報告期所需支付商品交易金額的相對變化。綜合來看，Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)的共同特征是先通過引入同度量因素進行綜合，然后再進行對比。除了以基期和報告期商品交易數(shù)量作為同度量因素外，還可以選擇其他同度量因素作為權數(shù)來計算統(tǒng)一價格指數(shù)。其中，較有代表性的綜合價格指數(shù)包括：1887年英國經(jīng)濟學家Edgeworth和Mashall提出的以基期和報告期商品交易數(shù)量的簡單算術平均作為權數(shù)計算的加權綜合價格指數(shù)，簡稱E-M指數(shù)；1901年美國經(jīng)濟學家Walsh提出，以基期和報告期商品交易數(shù)量的簡單幾何平均數(shù)作為權數(shù)計算的加權綜合價格指數(shù)，簡稱Walsh指數(shù)。其中，E-M指數(shù)可以表示為：

(9)

Walsh指數(shù)可以表示為：

(10)

可見，E-M指數(shù)將同度量因素確定為基期商品交易數(shù)量和報告期商品交易數(shù)量的算術平均數(shù)量，其經(jīng)濟內涵是指以基期商品交易數(shù)量和報告期商品交易數(shù)量的算術平均數(shù)量作為權數(shù)，計算商品交易價格變化所帶來的報告期所需支付商品交易金額的相對變化；Walsh指數(shù)是將同度量因素確定為基期商品交易數(shù)量和報告期商品交易數(shù)量的幾何平均數(shù)量，其經(jīng)濟內涵是指以基期商品交易數(shù)量和報告期商品交易數(shù)量的幾何平均數(shù)量作為權數(shù)，計算商品交易價格變化所帶來的報告期所需支付商品交易金額的相對變化。綜合來看，E-M指數(shù)和Walsh指數(shù)在同度量因素選擇是同時考慮了基期和報告期商品交易數(shù)量對報告期所需支付商品交易金額的相對變化的影響。除了E-M指數(shù)和Walsh指數(shù)外，還有通過直接對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)進行再平均的辦法來綜合考慮基期和報告期商品交易數(shù)量對報告期所需支付商品交易金額的相對變化的影響。其中，較有代表性的綜合價格指數(shù)包括：1871年德國數(shù)學家Drobish提出的另一個先計算以基期數(shù)量加權的價格指數(shù)，再計算以報告期數(shù)量加權的價格指數(shù)，最后取兩者的簡單算術平均數(shù)為最終的價格指數(shù)，即取Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)簡單算術平均數(shù)的綜合價格指數(shù)，簡稱Drobish綜合指數(shù)；1899年英國經(jīng)濟學家Bowley和1912年英國經(jīng)濟學家Pigou先后提出應以拉式指數(shù)和派式指數(shù)的簡單幾何平均方法計算的價格指數(shù)，這一指數(shù)于1927年被美國經(jīng)濟學家Fisher在其著作《指數(shù)的編制》中檢驗為是最好的指數(shù)，即理想指數(shù)，簡稱Fisher指數(shù)。其中，Drobish綜合指數(shù)可以表示為：

(11)

Fisher指數(shù)可以表示為：

(12)

可見，Drobish綜合指數(shù)和Fisher指數(shù)都是以Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)為基礎對綜合價格指數(shù)的發(fā)展。綜合來看，根據(jù)孫清巖(2010)關于型交叉價格指數(shù)和權交叉價格指數(shù)的定義[4]，上述6種綜合價格指數(shù)大致可以分為三類，其中，Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)為基礎綜合價格指數(shù)；E-M指數(shù)和Walsh指數(shù)為對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)進行權數(shù)改造的綜合價格指數(shù)，可以稱之為權交叉綜合價格指數(shù)；Drobish綜合指數(shù)和Fisher指數(shù)為對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)進行再平均形式的綜合價格指數(shù)，可以稱之為型交叉綜合價格指數(shù)。

二、價格指數(shù)編制方法實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

為了分析前述各種不同的價格指數(shù)編制方法在編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)中的差異，并最終選擇合適的方法，本文進行了廣泛的實證研究，共編制了12種中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)。*實證的原始數(shù)據(jù)來源于中國碳排放交易網(wǎng)：http://www.tanpaifang.com/?？紤]中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)需要綜合反映深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北和重慶7個試點碳市場價格波動情況，因此實證的起始時間為2014年6月19日，即最后一個試點碳市場——重慶市碳排放交易市場的開市時間，截至時間為2015 年12月31 日。由于各試點碳市場均存在沒有交易量的交易日，實證中以月度作為時間單位，基期為2014年6月，研究期間為2014年6月至2015年12月。需要說明的是，除了重慶試點碳市場絕大多數(shù)月份無成交量外，上海試點碳市場也存在2個沒有成交量的月份，對于沒有成交量月份的成交均價按照上一個有成交量交易日成交均價計算，這一處理方法在一般價格指數(shù)編制中被普遍采用。

(二)簡單價格指數(shù)方法實證分析

根據(jù)前述(1)～(6)式的6種簡單價格指數(shù)編制方法計算公式，基于中國7個試點碳市場數(shù)據(jù)，可計算6種簡單的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)變動情況，如表1所示?？梢钥闯?，無論是基于價格法編制的Dutot指數(shù)和Drobish簡單指數(shù)，還是基于指數(shù)法編制的Carli指數(shù)、Jevons指數(shù)、Yong指數(shù)和T-T指數(shù)，中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)均存在明顯的下降趨勢。其中，Jevons指數(shù)下降幅度最大，達到50%以上，其次是Dutot指數(shù)、Carli指數(shù)、Yong指數(shù)和Drobish簡單指數(shù)，下降幅度也接近50%；T-T指數(shù)下降幅度最小，僅為40%左右。杜金富等(2014)研究指出，早期的簡單價格指數(shù)，Dutot指數(shù)一般情況下會大于或小于Jevons指數(shù)，但通常小于Carli指數(shù)，Carli指數(shù)大于等于Jevons指數(shù)[1]。與杜金富等(2014)的研究結論一致，中國碳市場Carli指數(shù)不僅明顯大于Jevons指數(shù)，同樣明顯大于Dutot指數(shù)。2015年6月后中國碳市場Dutot指數(shù)明顯大于Jevons指數(shù)，在此之前的大部分時間，Jevons指數(shù)大于Dutot指數(shù)。優(yōu)化的簡單價格指數(shù)，T-T指數(shù)明顯大于Yong指數(shù)，而Yong指數(shù)則明顯大于Drobish簡單指數(shù)。綜合來看，早期簡單價格指數(shù)與優(yōu)化的簡單價格指數(shù)之間并不存在明顯的數(shù)值上的大小關系，各簡單價格指數(shù)在數(shù)值大小上存在顯著差異。

表1

截至2015年12月末中國碳市場6種簡單價格指數(shù)變動情況

從表1還可以看出，早期的3個簡單價格指數(shù)中， Carli指數(shù)均值最大，標準差最小，通過標準差與均值之比計算所得的變異系數(shù)最小，僅為0.21； Jevons指數(shù)均值最小，標準差最大，通過標準差與均值之比計算所得的變異系數(shù)最大，為0.24。優(yōu)化的3個簡單價格指數(shù)中， T-T指數(shù)均值最高，變異系數(shù)最低，僅為0.20；而Yong指數(shù)和Drobish簡單指數(shù)均值相對較低，而變異系數(shù)相對較高，均為0.23。綜合來看，Carli指數(shù)、Jevons指數(shù)、T-T指數(shù)和Yong指數(shù)均屬于基于指數(shù)法編制的價格指數(shù)，但各價格指數(shù)的變異系數(shù)存在顯著差異。將變異系數(shù)看作價格指數(shù)穩(wěn)定性測度指標，基于價格法還是基于指數(shù)法并非價格指數(shù)穩(wěn)定性的決定因素。同樣，Jevons指數(shù)和T-T指數(shù)同屬于基于幾何平均法計算所得的指數(shù)，兩者的變異系數(shù)也存在顯著差異，基于算術平均還是基于幾何平均編制也并非指數(shù)穩(wěn)定性的決定因素。從價格指數(shù)穩(wěn)定性角度看，早期簡單價格指數(shù)中的Carli指數(shù)編制方法和優(yōu)化簡單價格指數(shù)中的T-T指數(shù)編制方法更適合作為中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制方法。

(三)綜合價格指數(shù)方法實證分析

根據(jù)前述(7)～(12)式的6種綜合價格指數(shù)編制方法的計算公式，基于中國7個試點碳市場數(shù)據(jù)，可計算6種綜合的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)變動情況，如下頁表2所示。可以看出，兩個基礎綜合價格指數(shù)、兩個權交叉綜合價格指數(shù)和兩個型交叉綜合價格指數(shù)均顯示中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)呈明顯的下降趨勢。其中，Laspeyres指數(shù)和E-M指數(shù)下降幅度較大，接近50%；其次是Walsh指數(shù)、Drobish綜合指數(shù)和Fisher指數(shù)，下降幅度接近40%；Paasche指數(shù)下降幅度最小，僅為25%左右。這也表明在大多數(shù)月份中，Laspeyres指數(shù)和E-M指數(shù)大致相近，但要小于Walsh指數(shù)、Drobish綜合指數(shù)和Fisher指數(shù)；Walsh指數(shù)、Drobish綜合指數(shù)和Fisher指數(shù)大致相近，但要小于Paasche指數(shù)。價格指數(shù)大小一直是價格指數(shù)編制方法爭論的一個重要領域，根據(jù)李豐(1995)研究，通常經(jīng)驗表明Laspeyres指數(shù)大于Paasche指數(shù)[5]。但表2中基于Paasche指數(shù)編制方法編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)明顯大于基于其他指數(shù)編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)?？梢?，Laspeyres指數(shù)也不是必然大于Paasche指數(shù)，從數(shù)學上來講，Paasche指數(shù)可以小于、等于或大于Laspeyres指數(shù)。

除對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)孰大孰小之爭外，理論界還一直存在著對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)孰優(yōu)孰劣之爭，孰大孰小之爭也是孰優(yōu)孰劣之爭的依據(jù)。孫慧釣和孫桂娟(1996)基于方差和變異系數(shù)對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)進行了研究，發(fā)現(xiàn)當Laspeyres指數(shù)大于Paasche指數(shù)，Laspeyres指數(shù)所對應的方差和變異系數(shù)也同時大于Paasche指數(shù)所對應的方差和變異系數(shù)，此時用Laspeyres指數(shù)反映商品價格變化一般程度上要強于Paasche指數(shù)；反之同樣成立[6]。

如表2所示，基于Paasche指數(shù)計算所得的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)在更多的月份上大于基于Laspeyres指數(shù)計算所得，因此，使用Paasche指數(shù)編制法編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)能夠更好地反映中國碳市場配額交易價格變化。同理，權交叉綜合價格指數(shù)中基于Walsh指數(shù)編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)在更多月份大于基于E-M指數(shù)編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)，使用Walsh指數(shù)編制法編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)能夠更好地反映中國碳市場配額交易價格變化；型交叉綜合價格指數(shù)中基于Drobish綜合指數(shù)編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)在更多月份大于基于Fisher指數(shù)編制的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)，使用Drobish綜合指數(shù)編制法編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)能夠更好地反映中國碳市場配額交易價格變化。

此外，從表2還可以看出，在兩個基礎綜合價格指數(shù)中， Paasche指數(shù)均值更大，變異系數(shù)更??；兩個權交叉綜合價格指數(shù)和兩個型交叉綜合價格指數(shù)均值基本相同，變異系數(shù)趨于一致，且變異系數(shù)要小于兩個基礎綜合價格指數(shù)的變異系數(shù)?？梢?，將變異系數(shù)看作指數(shù)穩(wěn)定性測度指標，基礎綜合價格指數(shù)中的Paasche指數(shù)穩(wěn)定性要強于Laspeyres指數(shù)，更適合于編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)；使用其他兩個權交叉綜合價格指數(shù)和兩個型交叉綜合價格指數(shù)編制中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)，在價格指數(shù)穩(wěn)定性方面沒有明顯差異。

結　論

以變異系數(shù)作為價格指數(shù)穩(wěn)定性測度指標，簡單價格指數(shù)中的Carli指數(shù)和T-T指數(shù)編制方法更加適合作為中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制方法；綜合價格指數(shù)中的Paasche指數(shù)、Walsh指數(shù)和Drobish綜合指數(shù)也都適合作為中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)編制方法。考慮到中國7個試點碳市場成交量具有明顯的不連續(xù)性和波動性特征，將Carli指數(shù)的權重設置為各試點碳市場報告期成交金額，將Young指數(shù)和T-T指數(shù)固定參考期各試點碳市場成交金額權重轉換為報告期，重新計算所得的修正的Carli指數(shù)和Young指數(shù)的變異系數(shù)僅為0.11，要遠低于基于原來簡單價格指數(shù)的變異系數(shù)；同樣，重新計算的T-T指數(shù)的變異系數(shù)為0.15，也遠低于基于原來簡單價格指數(shù)的變異系數(shù)；前者的變異系數(shù)要明顯小于后者，表明前者更適合作為中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)的編制方法。以2014年6月至2015年12月各試點碳市場成交金額占總體成交金額的比重作為權數(shù)，計算所得的中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)具有更高的穩(wěn)定性。

表2　截至2015年12月底中國碳市場6種綜合價格指數(shù)變動情況

綜合來看， 由于啟動時間較短且成交量波動較大， 當前中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)適合采用指數(shù)法編制的以較長時間各試點碳市場成交金額占總體成交金額比重作為權數(shù)的簡單價格指數(shù)法來進行編制， 以修正的Carli指數(shù)和Young指數(shù)為代表， 可以保證價格指數(shù)的穩(wěn)定性； 隨著各試點碳市場的發(fā)展和成交量的穩(wěn)定， 中國碳市場統(tǒng)一價格指數(shù)適合采用以報告期成交量為權數(shù)的綜合價格指數(shù)法來進行編制， 以Paasche指數(shù)為代表， 可以更好地反映市場真實的交易情況； 在適當?shù)臅r候采用對Laspeyres指數(shù)和Paasche指數(shù)進行調整的型交叉綜合價格指數(shù)來進行編制， 以Fisher指數(shù)為代表， 可以保留理想指數(shù)的良好特性。

參考文獻：

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[責任編輯：房宏琳，曾博]

收稿日期：2016-03-16

基金項目：國家社會科學基金重大項目“中國碳市場成熟度、市場機制完善及環(huán)境監(jiān)管政策研究”(14ZDA072)；北京市屬高等學校高層次人才引進與培養(yǎng)“長城學者”計劃資助項目“碳排放與博弈計量研究”(CIT&TCD20140321)；中國博士后科學基金第59 批面上項目“中國碳市場發(fā)展對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響研究”(2016M591204)

作者簡介：王文舉(1965—)，男，副校長，教授，博士生導師，從事博弈論與計量經(jīng)濟學研究；李峰(1979—)，男，通訊作者，博士后流動站研究人員，從事博弈論與計量經(jīng)濟學研究。

中圖分類號：F222.1

文獻標志碼：A

文章編號：1002-462X(2016)07-0132-06