命令控制型環(huán)境規(guī)制對碳市場價格的影響
——來自中央環(huán)保督察的準自然實驗

高紅貴,許瑩瑩,朱于珂

一、引 言

目前,我國環(huán)境規(guī)制政策體系構(gòu)建尚不完善,與實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展目標和 “雙碳”目標的要求仍存在較大差距。碳市場是國家推進綠色金融體系建設(shè)、促進綠色創(chuàng)新發(fā)展的重大考量之一,同時,雙管齊下的復(fù)合環(huán)境規(guī)制政策組合也是經(jīng)濟逆全球化、新冠肺炎疫情后,助力實現(xiàn) “雙碳”目標的重要戰(zhàn)略選擇,更是加快經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵手段[1],因此,研究命令控制型與市場激勵型環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系,深入考察命令控制型環(huán)境規(guī)制對碳市場的影響,準確識別命令控制型環(huán)境規(guī)制對碳價產(chǎn)生的政策效應(yīng),全面揭示命令控制型環(huán)境規(guī)制影響碳市場的作用機制,既能在理論上闡釋“雙政策”并行的優(yōu)勢,同時對于優(yōu)化碳市場建設(shè)、穩(wěn)步推動碳價提升、助推經(jīng)濟可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。鑒于此,本文基于2014—2020年8個試點地區(qū)的月度面板數(shù)據(jù),運用雙重差分法研究中央環(huán)保督察這一命令型環(huán)境規(guī)制對碳市場價格的影響,以期為準確預(yù)測碳價波動、推進碳市場穩(wěn)定向好運行提供參考。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

(一)文獻回顧

中國的環(huán)境規(guī)制多以命令控制型政策為主、市場激勵型政策為輔。命令控制型政策依靠政府強制力實施,傳導(dǎo)迅速且實施效果可確定;市場激勵型政策則需要利用市場或建立新市場,更具有“內(nèi)部約束性”且更能激發(fā)創(chuàng)新、降低成本[2][3]。已有研究表明,復(fù)合減排政策的治理效果、成本控制、風險防范和創(chuàng)新激勵往往優(yōu)于單一政策[4]。要打好中國未來長達四十年的環(huán)境治理 “攻堅戰(zhàn)”,兩類環(huán)境規(guī)制政策手段不僅缺一不可,并且還需要相互促進。命令控制型政策效果快速,市場激勵型政策企業(yè)接受度更高且更有利于企業(yè)長期發(fā)展,只有兩者在各自的調(diào)控范圍內(nèi)發(fā)揮優(yōu)勢并深度協(xié)調(diào)配合,才能有力推動氣候任務(wù)在全國范圍內(nèi)按時達成。

當前,我國碳市場建設(shè)雖然已經(jīng)取得了初步成效,但仍然不夠成熟,存在市場不夠活躍、碳金融產(chǎn)品較少、區(qū)域發(fā)展不平衡等問題[5]。種種因素降低了碳市場信息傳導(dǎo)機制的暢通度,引發(fā)劇烈且頻繁的碳價波動,導(dǎo)致市場無法給予企業(yè)明確的價格信號,降低了企業(yè)參與碳交易的積極性。定價是市場最為核心的功能,也是交易能否順利進行的決定性因素。聚焦碳市場,碳價更是激勵減排技術(shù)革新的原動力,穩(wěn)定碳價的長期向好是建立成熟碳排放權(quán)交易市場的重中之重。然而,中國目前的碳排放系統(tǒng)碳價不僅波動劇烈,且顯著偏低,以當前的碳價格為基礎(chǔ)將很難實現(xiàn) “雙碳”減排目標[6][7]。要保持碳價的穩(wěn)步增長趨勢、提高碳市場的有效性,關(guān)鍵在于對影響碳價的因素的準確把握。

國內(nèi)外學(xué)者已對影響碳價的因素做出了一定論證:一是市場內(nèi)部因素,包括碳排放權(quán)配額分配[8]、碳交易制度、碳市場信息披露的完整性和透明性[9]等;二是市場外部因素,包括宏觀經(jīng)濟形勢[10]、能源價格[11]、國外碳市場、環(huán)境質(zhì)量[12]、政府政策等。關(guān)于政府政策對碳價影響這一話題,僅有少數(shù)學(xué)者指出:國際碳市場碳價每次暴漲暴跌的產(chǎn)生都與國際減排政策的頒布或重大突發(fā)事件的發(fā)生有關(guān),政策會對碳價走勢產(chǎn)生顯著影響,并導(dǎo)致碳價發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化[13]。當前,政策對碳價的影響這一領(lǐng)域的研究數(shù)量較少,且針對國際碳市場,缺乏針對中國碳市場的相關(guān)研究。

綜上,已有研究往往僅將碳市場視作環(huán)境規(guī)制手段,并著重探討碳交易體系的建立對改善空氣質(zhì)量的作用,鮮有學(xué)者討論其他環(huán)境政策對碳市場的影響。此外,當前國內(nèi)外多數(shù)研究只針對歐盟等成熟市場,少數(shù)國內(nèi)研究也僅針對中國的某一個試點市場,鮮有研究基于更為全面和詳細的中國碳市場交易數(shù)據(jù)分析中國情況,使得國內(nèi)碳市場相關(guān)研究結(jié)論的普適性大大降低。全國碳市場交易不足一年,還沒有公開且可獲得的數(shù)據(jù),試點地區(qū)碳市場交易也還不足十年,早期數(shù)據(jù)處于起始階段且數(shù)據(jù)量不足,直接增加了較為完整且可用于研究的數(shù)據(jù)的獲取難度,缺乏針對中國碳市場的政府環(huán)境政策對碳價影響的研究。

全國統(tǒng)一碳市場的構(gòu)建模式和具體制度體系源于多年來試點地區(qū)碳市場的運行經(jīng)驗,以試點地區(qū)碳交易數(shù)據(jù)作為研究樣本,探索并預(yù)期全國統(tǒng)一碳市場建立后的碳價干預(yù)內(nèi)在機制是有據(jù)可依且合適的?；诖?本文試圖轉(zhuǎn)換單一環(huán)境管制政策的研究視角,將典型的市場激勵型政策——碳排放權(quán)交易看作金融市場,采用2014—2020年8個試點地區(qū)的月度碳價數(shù)據(jù),運用雙重差分法研究命令控制型政策對碳市場價格的影響,以期為環(huán)境政策協(xié)調(diào)研究提供參考。本文的邊際貢獻可能在于:(1)研究內(nèi)容上,現(xiàn)有研究大多聚焦命令控制型環(huán)境規(guī)制或市場激勵型環(huán)境規(guī)制的 “單政策”績效研究,本文從理論上分析了命令控制型環(huán)境規(guī)制對市場激勵型環(huán)境規(guī)制的作用機制,并借助碳市場這一準自然試驗的研究場景,實證驗證了中央環(huán)保督察對碳市場及其市場價格的促進作用和機制,豐富了命令控制型與市場激勵型環(huán)境規(guī)制 “雙政策”協(xié)同發(fā)展的理論研究體系。(2)在數(shù)據(jù)與方法上,采用詳實的碳排放權(quán)交易數(shù)據(jù)作為研究樣本,通過雙重差分法進行實證檢驗,減少了宏觀樣本研究所產(chǎn)生的估計偏誤,提升了實證結(jié)果與研究結(jié)論的穩(wěn)健性與可靠性,可以為全國碳市場相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策的制定提供微觀證據(jù)。(3)理論指導(dǎo)實踐上,通過理論分析、政策效應(yīng)識別與機制分析,驗證了嚴格的命令控制型環(huán)境規(guī)制政策會推動碳市場發(fā)展、促進碳價增長,并分析了其理論機制,可以完善中國碳市場價格形成機理的理論體系,也有助于推動環(huán)境政策協(xié)同治理框架的構(gòu)建和環(huán)境政策系統(tǒng)的落地。

(二)基本假設(shè)

自氣候變化從外交事務(wù)領(lǐng)域問題上升至國家發(fā)展問題以來,中國氣候治理政策的演進歷程主要經(jīng)歷了從 “督企”向 “督政與督企并重”過渡的兩個階段。不同于以往僅監(jiān)管污染企業(yè),2015年7月 《環(huán)境保護督察方案 (試行)》提出的中央環(huán)保督察機制是中國環(huán)境治理的一大創(chuàng)新,其根據(jù)群眾舉報、走訪調(diào)查,直接督察各級地方黨委政府和部門,對地方政企的追責力度及晉升影響遠超河長制、湖長制等傳統(tǒng) “督政”手段,產(chǎn)生了極大的震懾力[14]。中央環(huán)保督察制作為極富中國特色的環(huán)境規(guī)制制度體系的重要組成部分,屬于典型的命令控制型環(huán)境規(guī)制。而碳排放權(quán)交易機制則屬于典型的市場激勵型環(huán)境規(guī)制。相較于其他市場,碳市場具有突出的金融市場屬性,其賦予 “碳”經(jīng)濟價值特性,使 “碳”既肩負經(jīng)濟責任又具備經(jīng)濟機會,并以市場手段將碳減排任務(wù)分配至控排企業(yè),可以靈活且有效率地降低碳減排成本[15]。自2011年國家發(fā)展和改革委員會批準開展碳市場試點工作以來,北京、上海、廣東、深圳、天津、重慶、湖北和福建八個試點地區(qū)積累了大量具有借鑒意義的經(jīng)驗和模式,也一定程度上顯著提高了當?shù)氐目諝赓|(zhì)量。在總結(jié)我國試點地區(qū)現(xiàn)有不足并借鑒國外碳市場已有經(jīng)驗的基礎(chǔ)上,我國于2021年7月依托上海環(huán)境能源交易所建立全國碳排放權(quán)交易市場體系并在發(fā)電行業(yè)率先啟動碳排放權(quán)交易。隨著交易品種與交易量的增加,我國已成為全球最大的碳排放權(quán)交易市場。

在中國,以中央環(huán)保督察制為代表的命令控制型環(huán)境規(guī)制手段,會對以碳排放交易機制為代表的市場激勵型環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生正向影響。一方面,命令控制型政策的良好實現(xiàn)將為碳市場提供正向信號,并通過增強碳的供給和需求加快市場流動性、調(diào)整碳價、推進碳市場的良好運行;另一方面,命令控制型環(huán)境規(guī)制作為一種政策機制,必然將對碳市場乃至碳價產(chǎn)生影響[16]。命令控制型政策規(guī)制力度的增強將向地方和企業(yè)傳達中央對環(huán)境治理的重視程度,督促地方政府更快完善碳市場內(nèi)部制度,建立社會、企業(yè)和個人參與碳交易的信心,促進碳市場的平穩(wěn)運行和碳價的上升。碳市場的構(gòu)建和運行也將有助于提升全國能效,是落實碳減排命令控制型政策的重要內(nèi)容。

基于以上分析,本文提出假設(shè)1:命令控制型環(huán)境規(guī)制對碳市場會產(chǎn)生正向影響,推動碳價上升。

(三)機制分析

碳市場中二氧化碳配額的供給與需求是影響碳價的重要因素。嚴格的命令控制型環(huán)境規(guī)制通過影響碳市場中二氧化碳配額量的供給量與需求量進而對碳價產(chǎn)生影響。具體來說,嚴格的環(huán)境規(guī)制分別通過影響碳配額和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,增強碳市場交易活躍度,推動碳價上升,對碳市場的發(fā)展產(chǎn)生促進作用。

1.以碳配額作為中介因素。碳配額的供給一方面受限于整個碳市場的配額總量,另一方面由企業(yè)的真實排放量決定。而碳配額的需求則受企業(yè)排污成本與生產(chǎn)規(guī)模等因素的直接影響。當前,碳排放權(quán)的分配方式分為兩種:由政府直接下發(fā)的免費分配方式和在二級市場上進行交易的有償分配方式。從免費分配方式的角度來看,命令控制型環(huán)境規(guī)制對節(jié)能減排提出了更高的要求目標,為了實現(xiàn)更高的環(huán)保目標,政策機制設(shè)計者會適當削減一定的免費碳配額供給量,從而達到有效控制碳排放總量的目的。因此,在碳交易市場中的碳配額供給總量會隨著命令控制型環(huán)境規(guī)制的增強而減少。同時,免費發(fā)放配額量的降低也會導(dǎo)致碳排放配額市場需求的上升。市場中碳供給的下降和碳需求的上升共同提升了碳交易的活躍度,從而聯(lián)合引致碳價上漲。從有償分配方式的角度來看,當環(huán)境規(guī)制強度增加時,企業(yè)的排污成本提升,碳排放權(quán)價格與企業(yè)排污成本價格的比值下降,促使企業(yè)更傾向于不出售碳配額,甚至是購買碳配額以節(jié)約排污處罰收費成本。碳排放權(quán)市場需求的擴大和市場供給的縮減會共同活躍市場交易,推動碳市場中碳價的上漲。

據(jù)此,本文提出假設(shè)2:嚴格的命令控制型環(huán)境規(guī)制通過影響碳配額,促進碳市場活躍度,推動碳價上升。

2.以企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作為中介因素。從企業(yè)節(jié)約成本的角度來看,更嚴格的環(huán)境規(guī)制提升了企業(yè)的碳排放成本,使得企業(yè)為了節(jié)約排放成本對碳排放配額的需求更加迫切,從需求端增加市場交易活躍度,推動碳價上升。同時,由于環(huán)境規(guī)制力度的增強,排放配額的縮減與排放處罰力度的上升在直接提升碳排放成本的同時,致使企業(yè)需要對減排投入更多的人力、物力與財力,間接使得技術(shù)創(chuàng)新成本相較以往顯得更為便宜,降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的相對成本。此時,為了節(jié)約碳排放成本,企業(yè)在環(huán)境規(guī)制的作用下往往會選擇進行技術(shù)創(chuàng)新[17],致力于使創(chuàng)新補償效應(yīng)超過遵循成本效應(yīng)。對于擁有一定資金、技術(shù)基礎(chǔ)的資金、技術(shù)密集型企業(yè),更嚴厲的命令控制型環(huán)境規(guī)制對其的創(chuàng)新激勵效應(yīng)更為顯著。討論企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對碳價的影響可以從兩個角度來看。一方面,從企業(yè)個體的角度看,企業(yè)通過提高研發(fā)投入,可以使得本企業(yè)更少地購買碳配額,或者省下更多的碳配額用于出售。那么,致力于提高技術(shù)的企業(yè)將更希望碳價上升,這對于企業(yè)來說是有利可圖的,其因為提高技術(shù)而花費的成本可以一定程度上通過節(jié)約、出售碳配額得到補償。換言之,創(chuàng)新能力強的企業(yè)有機會、有激勵節(jié)約和創(chuàng)造更多的碳排放配額,并將其交易給高能耗、高排放或者創(chuàng)新能力較弱的企業(yè),以創(chuàng)造利潤。這將在供給端提供更多的可供交易的碳排放權(quán),進而促進碳排放權(quán)的交易流通和活躍度,增強碳交易市場的流動性,推動碳價上漲。另一方面,從整個市場的視角看,可以將碳配額視為一種商品,企業(yè)研發(fā)成本的投入會提高碳配額中所蘊含的技術(shù)含量,并通過提高商品成本間接提高售價,即從供給端導(dǎo)致碳交易市場中企業(yè)出售的碳價上升。此外,短期內(nèi),市場中的技術(shù)仍然存在一定的壁壘,必然會拉動碳價上升并僅僅使得擁有更多技術(shù)的企業(yè)從中獲利。只有從長期來說,技術(shù)壁壘被打破,整個市場的技術(shù)水平得到整體提升,碳價才會因此逐漸下降,然而從目前的現(xiàn)實情況來看,整個市場的綠色技術(shù)水平仍未達到理想狀態(tài)。

據(jù)此,本文提出假設(shè)3:嚴格的環(huán)境規(guī)制通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,提高碳市場活躍度,推動碳價上漲。

三、基準模型、數(shù)據(jù)與變量說明

(一)建立基準模型

為了分析環(huán)境規(guī)制對我國碳交易市場價格發(fā)展的影響,參考羅知等的方法[18],采用雙重差分法,以中央環(huán)保督察為例,以環(huán)境規(guī)制力度和環(huán)保督察虛擬變量的交互項作為核心解釋變量,用8個試點碳排放權(quán)交易所的碳交易數(shù)據(jù)作為被解釋變量,建立具體基準模型如下:

其中,i代表地區(qū),t代表時間。CCETEi,t代表i地區(qū)t時間碳排放權(quán)交易所的碳交易價格 (碳價)。ERi,t代表i地區(qū)t時間的環(huán)境規(guī)制力度。Posti,t代表i地區(qū)t時間中央環(huán)保督察的實施情況,為時間虛擬變量。如果i地區(qū)t時間受到督察影響,則取值為1;如果i地區(qū)t時間未受到督察影響,則取值為0。X i,t為一系列控制變量,包括各地區(qū)的居民消費價格指數(shù)、工業(yè)增加值增加速度、工業(yè)企業(yè)原煤產(chǎn)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口總量和高等院校在校學(xué)生數(shù)。γt為時間固定效應(yīng),μi為各地區(qū)的個體固定效應(yīng),εi,t為誤差項。該模型在傳統(tǒng)雙重差分模型單獨控制政策變量的基礎(chǔ)上,引入環(huán)境規(guī)制力度變量與政策實施變量的交互項,充分利用了面板數(shù)據(jù)的特點,便于控制更多不可觀測的遺漏變量[18]。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.對環(huán)境規(guī)制力度的度量。環(huán)境政策的制定與實施是為了增加環(huán)境治理投入以降低污染、節(jié)約資源?；谶@種思路,參考Naughton[19]、安孟等[20]的做法,首先選取空氣質(zhì)量指數(shù) (AQI)衡量地區(qū)污染程度,數(shù)值越大,空氣質(zhì)量越差,污染程度越大。考慮到環(huán)境規(guī)制力度并不一定與污染程度總呈正相關(guān)關(guān)系,污染嚴重也有可能是源于弱力度的規(guī)制,因此,用單位產(chǎn)值污染治理設(shè)施運行費用 (TC)對AQI進行修正,最后得到環(huán)境規(guī)制力度ERit＝AQIit/TCit。環(huán)境規(guī)制力度增強不僅表現(xiàn)為污染嚴重程度的降低,還表現(xiàn)為環(huán)境治理投入的增加。

2.控制變量的選擇。碳排放、碳市場與經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān),為了使得地區(qū)間具有可比性,有必要對不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的異質(zhì)性特征進行控制。同時,地區(qū)化石能源的消耗也將通過增加碳排放影響碳市場交易活動,為了提高實證結(jié)果的準確性,也應(yīng)考慮將其作為控制變量之一。因此,借鑒已有文獻,本文共設(shè)定如下影響碳市場的控制變量:(1)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平,具體以人均GDP的對數(shù)值及其平方項計算;(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),具體以第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)GDP的比重表示;(3)經(jīng)濟集聚程度,具體以年末人口總量的對數(shù)值表示;(4)消費水平,具體以各地區(qū)的居民消費價格指數(shù)表征;(5)工業(yè)化水平,具體以工業(yè)生產(chǎn)總值的增加速度表征;(6)人力資本水平,具體以地區(qū)高等院校在校學(xué)生數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇碚?(7)地區(qū)化石能源產(chǎn)量,具體以各個地區(qū)工業(yè)企業(yè)原煤產(chǎn)量的對數(shù)計算。

3.數(shù)據(jù)來源。以8個碳交易試點市場作為樣本,構(gòu)造2014年1月—2020年12月的月度面板數(shù)據(jù)。其中,碳市場相關(guān)數(shù)據(jù)來源于碳交易網(wǎng)公布的每日碳行情數(shù)據(jù),碳價數(shù)據(jù)選擇碳行情中的成交價表示,碳交易量數(shù)據(jù)選擇碳行情中的交易量表示。由于碳交易網(wǎng)中公布的是每日數(shù)據(jù),本文進一步計算了成交價的月度平均值和交易量的月度加總值表征碳價和碳交易量。環(huán)境規(guī)制力度的度量數(shù)據(jù)來源于中國環(huán)境監(jiān)測總站、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和各地方統(tǒng)計局。由于中國環(huán)境監(jiān)測總站公布的空氣質(zhì)量指數(shù)為每日數(shù)據(jù),本文進一步計算了空氣質(zhì)量指數(shù)的月度平均值表征AQI。中央環(huán)保督察的督查時間和各地方整改方案的公開時間參考王嶺等[14]、劉張立等[21]的研究。其他控制變量包括居民消費價格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)企業(yè)原煤產(chǎn)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口總量和高等院校在校學(xué)生數(shù)等的月度數(shù)據(jù)均源于國家統(tǒng)計局、各地方統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》和 《中國城市統(tǒng)計年鑒》計算而得。

四、實證結(jié)果及分析

(一)基準回歸結(jié)果

基準實證結(jié)果如表1所示。表1的第 (1)列僅控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng),未加入任何其他的控制變量;第 (2)列在第 (1)列的基礎(chǔ)上,加入了居民消費價格指數(shù)、工業(yè)增加值增加速度、工業(yè)企業(yè)原煤產(chǎn)量三個控制變量;第 (3)列在第 (2)列的基礎(chǔ)上又加入了人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口總量、高等院校在校學(xué)生數(shù)四個控制變量。由表1可知,(1)— (3)列中ERi×Postt的系數(shù)均顯著為正,說明無論是否加入控制變量,環(huán)境規(guī)制力度的加強都會推動碳價的上升,因此,假設(shè)1得以證明?？刂谱兞恐?人均GDP、工業(yè)增加值增加速度、居民消費價格指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口總量和工業(yè)企業(yè)原煤產(chǎn)量的回歸系數(shù)均為正且顯著,高等院校在校學(xué)生數(shù)的系數(shù)為負但并不顯著,表明地區(qū)經(jīng)濟擴張、工業(yè)發(fā)展過快、居民消費增長、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、人口規(guī)模增長和化石能源產(chǎn)量增加均會促進碳價的上漲。這樣的結(jié)果也較為符合以往的研究結(jié)果[10][21]。經(jīng)濟擴張、工業(yè)加速發(fā)展、居民消費增長和人口規(guī)模的增長都會導(dǎo)致能耗增加,提升碳排放權(quán)的需求度,推動碳價上升。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級則會倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,使得優(yōu)先取得研發(fā)成果減排降耗的企業(yè)剩余更多的碳排放權(quán)以供交易盈利,提高交易流動性并推動碳價?；茉串a(chǎn)量的提升會導(dǎo)致化石能源價格的下降,從而促使工廠燃燒更多的化石能源,加重碳排放,進而增強企業(yè)對碳配額的需求,推動碳價上漲。

表1 基準實證結(jié)果

(二)識別假定檢驗

盡管前文已經(jīng)發(fā)現(xiàn)了嚴格命令控制型政策對碳價的推動作用,但如果模型受到自選擇偏誤、遺漏變量等問題的干擾,將影響結(jié)果的有效性,本文進一步運用事件分析法和安慰劑檢驗進行識別假定檢驗。

1.事件分析。借鑒McGavock等[22]、吳茵茵等[23]的方法,本文進一步基于事件分析的研究框架,評估政策的動態(tài)效應(yīng)。具體做法如模型2所示,將月度面板數(shù)據(jù)整合為年度面板數(shù)據(jù),構(gòu)建中央環(huán)保督察政策實施前和推行后若干年的環(huán)境規(guī)制政策力度啞變量,被解釋變量仍然采用碳價。

其中,D0是中央環(huán)保督察政策開始推行年份的交乘項,D－j代表中央環(huán)保督察政策推行前第j年的交乘項,D j代表中央環(huán)保督察政策推行后第j年的交乘項。由于中央環(huán)保督察在各個地區(qū)開始推行的時間不一致,因此,不同地區(qū)的D j取值并不相同。

圖1報告了D j的系數(shù)大小及其對應(yīng)的95%置信區(qū)間?？梢钥吹?中央環(huán)保督察政策推行前年份的交乘項系數(shù)均未通過5%的顯著性水平,說明碳價的變動趨勢滿足平行趨勢假設(shè)。因此,碳價的顯著上升是命令控制型環(huán)境規(guī)制政策推行的結(jié)果,而不是事前差異的結(jié)果。政策推行當年對應(yīng)的系數(shù)未通過5%的顯著性檢驗,但通過了10%的顯著性檢驗;政策推行一年及以后的對應(yīng)系數(shù)均通過了5%的顯著性檢驗,說明政策效果的實現(xiàn)具有一定的滯后性。同時,觀察圖1中的系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn),總體上為增大趨勢,即環(huán)境規(guī)制政策力度對碳價的正向影響逐漸增大且具有時間持續(xù)性,說明它對碳價上升所產(chǎn)生的推動作用是長期存在的,進一步佐證了假設(shè)1。

圖1 環(huán)境規(guī)制政策的動態(tài)效應(yīng)

2.安慰劑檢驗。為檢驗基準回歸結(jié)果的可靠性,排除命令控制型環(huán)境規(guī)制政策推動碳價上漲效應(yīng)受到潛在遺漏變量威脅的可能性,進一步參考Chetty等[24]、沈坤榮等[25]非參置換檢驗的做法進行安慰劑檢驗。具體來說,通過對各個地區(qū)和政策時間進行500次不重復(fù)的隨機抽樣并運用雙重差分法回歸,獲得如圖2所示的虛擬隨機樣本回歸系數(shù)的分布情況。從回歸分布圖中可知,虛擬樣本的估計結(jié)果在0值附近呈正態(tài)分布,而基準回歸的估計系數(shù)則完全落在非參置換檢驗系數(shù)分布的小概率區(qū)間,即本文的基準回歸結(jié)果通過了安慰劑檢驗,潛在遺漏變量對基準回歸的估計結(jié)果并未造成干擾。

圖2 安慰劑檢驗系數(shù)經(jīng)驗累積分布

(三)穩(wěn)健性分析

為了保證實證結(jié)果的可靠性,本文還進行了其他三類穩(wěn)健性檢驗。

1.剔除異常值。碳行情每日數(shù)據(jù)中成交價數(shù)據(jù)存在一定的缺失,其中,(1)福建碳市場于2016年底才建成并投入試點,碳交易網(wǎng)僅公布了福建碳市場2017年1月8日以后的成交價數(shù)據(jù),因此,福建碳市場2014年1月—2016年12月的成交價以0元進行補充。(2)碳交易網(wǎng)僅公布了湖北碳市場2014年4月1日以后的交易數(shù)據(jù)、重慶碳市場2014年6月18日以后的交易數(shù)據(jù),因此,2014年1月—2014年3月湖北碳市場的成交價數(shù)據(jù)和2014年1月—2014年5月重慶碳市場的成交價數(shù)據(jù)以0元進行補充。(3)碳交易市場節(jié)假日休市且不進行交易,因此,節(jié)假日的成交價數(shù)據(jù)以節(jié)假日前最后一個交易日碳交易網(wǎng)公布的收盤價進行補充。由于本文的碳價數(shù)據(jù)采用了成交價的月度平均值表征,因此,第 (3)點數(shù)據(jù)缺失并不會對實證結(jié)果造成較大影響。第 (1)和第 (2)點數(shù)據(jù)缺失對實證結(jié)果的影響較大,故本文在穩(wěn)健性檢驗部分對福建碳市場數(shù)據(jù)和2014年碳市場數(shù)據(jù)進行了刪減。如表2的第 (1)和第 (2)列所示,第 (1)列刪除了福建碳市場數(shù)據(jù),第 (2)列在第 (1)列的基礎(chǔ)上刪除了2014年1月—2014年6月的數(shù)據(jù),刪減數(shù)據(jù)后的實證結(jié)果仍然支持基準檢驗的結(jié)論,且第 (2)列的結(jié)果相比基準回歸R2有所上升,對模型的解釋力更好。

表2 穩(wěn)健性檢驗

2.考慮到政策會有滯后效應(yīng)。中央環(huán)保督察組在督察期間會要求地方對相關(guān)問題 “邊督邊改”,并在督察期后反饋督察意見,要求各地方政府制定并公開詳細的整改方案,因此,在表2的第 (3)列,本文不再用督查時間作為時間節(jié)點,而選用督查時間后的整改方案公開時間作為時間節(jié)點?？紤]政策滯后性的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果仍然支持基準檢驗的結(jié)論。

3.更換被解釋變量。根據(jù)供求關(guān)系,碳價的提升會導(dǎo)致碳交易量的下降,表2的第 (4)列更換被解釋變量為碳交易量,檢驗環(huán)境政策規(guī)制力度與碳交易量之間的相關(guān)關(guān)系是否為負。結(jié)果證實,環(huán)境政策規(guī)制力度與碳交易量之間呈顯著的負相關(guān)關(guān)系,從側(cè)面說明環(huán)境政策規(guī)制力度與碳價之間應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系。

五、內(nèi)生性問題及排除其他外部沖擊的干擾

(一)內(nèi)生性問題

上述回歸檢驗仍然可能存在內(nèi)生性問題,本文試圖尋找合適的工具變量解決該問題。合適的工具變量應(yīng)滿足兩個條件,一是嚴格外生,二是與內(nèi)生解釋變量相關(guān)。一個地區(qū)的工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量是外生的。在嚴格的環(huán)境規(guī)制下,地區(qū)中工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量越龐大,工業(yè)企業(yè)數(shù)量越多,會給當?shù)毓?jié)能減排行動帶來越大的阻力。但使用工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量作為工具變量可能存在一個問題:一個地區(qū)的工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)量越龐大,企業(yè)個數(shù)越多,越有利于該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展,即工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量可能會通過經(jīng)濟狀況渠道影響該地區(qū)的碳市場,導(dǎo)致工具變量失效。國內(nèi)外文獻往往會通過控制工具變量影響被解釋變量的相關(guān)潛在因素來解決這個問題[26]。在本文的回歸檢驗中,已控制了多個刻畫宏觀經(jīng)濟發(fā)展狀況的變量,因而能夠解決工具變量通過經(jīng)濟發(fā)展途徑影響碳市場的問題,保持了工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量作為工具變量的排斥性。2SLS的回歸結(jié)果見表3第 (1)列,顯示使用了工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量作為工具變量后,ERi×Post t系數(shù)仍然顯著為正,與基準回歸結(jié)果保持一致,且第一階段F檢驗值大于10,即工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總量不是個弱工具。

表3 內(nèi)生性檢驗

另外,本文也嘗試選取 “河長制”政策作為工具變量?！昂娱L制”嚴格外生,且是典型的考核問責制環(huán)境規(guī)制手段,其自2007年在江蘇省首創(chuàng),2014年以來在各省市迅猛推行,并在2018年得到全面推行,8個碳市場試點地區(qū)均在2014年后開始推行 “河長制”。本文進一步構(gòu)建了8個試點地區(qū)的 “河長制”政策演進虛擬變量,數(shù)據(jù)來源于官方文件、新聞報道及知網(wǎng)文獻。“河長制”作為工具變量的回歸結(jié)果見表3第 (2)列,可以看到ERi×Post t系數(shù)仍然顯著為正,且第一階段F檢驗值大于10,不存在弱工具問題。

(二)排除外部沖擊的干擾

如果雙重差分法混淆了其他政策或外部沖擊的效果,則會影響結(jié)果的有效性。碳市場試點以來,對中國經(jīng)濟影響較大的外部沖擊共有兩次,分別是2018年3月23日開始的中美貿(mào)易戰(zhàn)和2019年12月8日開始的新冠肺炎疫情。已有研究證明,中美貿(mào)易戰(zhàn)和新冠肺炎疫情均對碳市場造成沖擊[27][28],但這并不對本文的研究結(jié)果造成影響。一方面,本文的實證模型中,解釋變量采用的是一個具有強度波動的、環(huán)境規(guī)制力度與環(huán)境規(guī)制政策相結(jié)合的復(fù)合變量,并非傳統(tǒng)的0-1變量,很難有其他經(jīng)濟政策或外部沖擊在8個試點地區(qū)與環(huán)境政策呈現(xiàn)同步的強度波動。另一方面,表4的第 (1)列和第 (2)列分別加入了中美貿(mào)易戰(zhàn)和新冠疫情的虛擬變量作為控制變量,檢驗結(jié)果中ERi×Postt系數(shù)仍然顯著為正,排除了混淆外部沖擊效果的可能性。

表4 排除外部沖擊干擾后的回歸結(jié)果

六、機制分析

上述回歸結(jié)果表明,環(huán)境規(guī)制政策力度的加強會推動碳市場價格的上升。理論假說部分已經(jīng)分析了造成這種現(xiàn)象的原因:(1)一個區(qū)域的環(huán)境管制力度越大,污染排放控制就越嚴格,碳配額也會減少,即碳排放權(quán)的供給數(shù)量下降,從而有利于碳價上升;(2)環(huán)境管制政策會促進企業(yè)技術(shù)革新,在有償分配方式下,研發(fā)能力強的控排企業(yè)有動力進行節(jié)能減碳技術(shù)創(chuàng)新,從而將更多剩余的碳額度出售給技術(shù)落后、碳配額不夠的控排企業(yè),推動碳價的長期上漲。

為了驗證環(huán)境管制通過降低碳配額供給促進碳價上升,需要檢驗環(huán)境管制力度對碳配額供給的影響及碳配額供給對碳價的影響。碳配額的數(shù)據(jù)并未公開,但是碳配額發(fā)放總量是根據(jù)控排企業(yè)當年實際生產(chǎn)情況,核定其實際應(yīng)發(fā)配額,匯總得到地區(qū)配額總量[29],因此,可以用地方工業(yè)企業(yè)產(chǎn)成品總金額表征碳配額供給。本文建立如下模型進行檢驗:

其中,i代表地區(qū),t代表時間。CQSi,t代表i地區(qū)t時間碳配額供給。其他變量與基準回歸模型一致。

回歸結(jié)果如表5所示,第 (1)列的結(jié)果顯著為負,表明環(huán)境管制力度的加強會降低碳配額供給;第 (2)列的結(jié)果也顯著為負,表明較低的碳配額供給會導(dǎo)致碳市場碳價的上漲。模型3、模型4的檢驗結(jié)果共同證明了環(huán)境管制通過降低碳配額供給促進碳價上升。

表5 中介機制:碳配額供給

為了驗證環(huán)境管制會通過推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響碳價,本文選用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)投入的R&D經(jīng)費表征企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,并建立如下兩個模型分別檢驗環(huán)境管制力度對企業(yè)研發(fā)的影響和企業(yè)研發(fā)對碳價的影響。具體為:

其中,i代表地區(qū),t代表時間。Innovationi,t代表i地區(qū)t時間企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度。其他變量與基準回歸模型一致。

回歸結(jié)果如表6所示,第 (1)列的結(jié)果顯著為正,表明環(huán)境管制力度的加強會增加規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入,促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新;第 (2)列的結(jié)果也同樣顯著為正,表明更多的研發(fā)投入會推動碳市場碳價的上漲。模型5、模型6的檢驗結(jié)果共同證明了環(huán)境管制會通過推動企業(yè)技術(shù)革新支持碳價長期向好發(fā)展。

表6 中介機制:企業(yè)技術(shù)革新

上述研究已從碳配額供給和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新角度闡述了環(huán)境規(guī)制政策力度如何作用于碳價,然而碳市場的繁榮不僅應(yīng)當體現(xiàn)在碳價長期穩(wěn)定的增長上,也應(yīng)體現(xiàn)在市場流動性和活躍度的提高上[30]。環(huán)境規(guī)制政策力度的增強是否同時也能一定程度上提升碳市場的流動性呢?本文根據(jù)碳行情每日數(shù)據(jù),整合得到各試點地區(qū)每月碳交易成交天數(shù),建立模型7進行驗證。

其中,i代表地區(qū),t代表時間。CCETEDi,t代表i地區(qū)t時間碳交易成交天數(shù)。其他變量與基準回歸模型一致。

回歸結(jié)果如表7所示,第 (1)列是沒有加入控制變量的結(jié)果,第 (2)是加入控制變量的結(jié)果,第 (3)列是考慮政策滯后性,用中央環(huán)保督察整改方案公開時間替換督查時間作為時間節(jié)點后的結(jié)果。第 (1)— (3)列的結(jié)果均為正,表明環(huán)境管制政策力度的加強會促進碳市場流動性和活躍度。第 (1)列的結(jié)果雖然不顯著,但P值為0.113,接近在10%的顯著性水平上顯著。結(jié)合之前的實證結(jié)果,可見采取強有力的環(huán)境規(guī)制政策會在一定程度上推動碳市場的發(fā)展。

表7 碳市場活躍度的檢驗

七、結(jié)論與啟示

碳達峰、碳中和目標時間緊、任務(wù)重,需要成熟、合適的環(huán)境規(guī)制政策體系協(xié)助其達成。本文構(gòu)建了2014—2020年的月度面板數(shù)據(jù),以中央環(huán)保督察環(huán)境規(guī)制政策為例,運用雙重差分法驗證了命令控制型環(huán)境規(guī)制政策對碳市場中交易價格的影響,并討論了其中的作用機制。實證結(jié)果表明,嚴格有力的環(huán)境規(guī)制會推動碳價上漲,促進碳市場良好發(fā)展。本文認為這種現(xiàn)象的產(chǎn)生源于兩種可能的機制:一是嚴格的環(huán)境規(guī)制政策會通過降低碳排放權(quán)額度供給增強其稀缺性,同時,環(huán)境規(guī)制力度的增強也會使得市場需求方數(shù)量上升,兩者共同推動了碳交易的活躍度和碳價的上漲;二是嚴格的環(huán)境規(guī)制政策會倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,企業(yè)因技術(shù)創(chuàng)新節(jié)約的配額量和提高的成本增加碳排放權(quán)的供給,從而提高碳交易市場流動性,推動碳價的上升。未來,隨著全國統(tǒng)一碳市場的逐步成熟,具有合理約束力的碳價機制將會加快形成,包括擴大碳市場的分配方式、投資主體、交易產(chǎn)品、交易方式和一系列風險管理措施等。從長期來看,無論是宏觀政策干預(yù)的連續(xù)性和穩(wěn)定性,還是微觀交易機制的設(shè)計和交易市場的開放程度等都將影響企業(yè)的主體行為和碳市場的價格形成。未來也將有更多的能源類企業(yè)和金融機構(gòu)在考慮更為長期的經(jīng)營決策和投資行為時將碳價和其他氣候風險納入到經(jīng)營戰(zhàn)略和風險評估當中。這些不同層面、多維度的衡量將直接提高碳價在企業(yè)決策者心中的影響力,并從單一市場或行業(yè)向更多關(guān)聯(lián)市場和行業(yè)輻射。

據(jù)此,本文提出如下建議:(1)基于實證結(jié)果,命令控制型環(huán)境規(guī)制政策會推動碳價上升,促進碳市場發(fā)展。一方面,各地方政府應(yīng)盡快開展調(diào)查研究,不斷提煉試點地區(qū)的成功經(jīng)驗,加速推動全國統(tǒng)一碳市場的健全,同時地方政府間也應(yīng)加強區(qū)間協(xié)調(diào)與監(jiān)督檢查工作,不僅要實時監(jiān)測和分析當?shù)靥际袌龅奶純r、碳交易活躍度、碳交易量等多維數(shù)據(jù),也要通過借鑒、學(xué)習、參考政策實施具有正向反饋的地區(qū)的經(jīng)驗教訓(xùn),將可復(fù)制推廣的方法和制度創(chuàng)新及時形成案例,加速改進和健全本地區(qū)碳市場的制度體系。另一方面,在構(gòu)建碳市場的過程中,應(yīng)善用市場外部政策和手段,尤其注重命令控制型政策與市場激勵型政策的相互融合、相互促進和協(xié)同發(fā)展。在政策制定過程中,各地區(qū)應(yīng)從上層設(shè)計入手,詳細考慮各政策規(guī)制間的制衡、共生關(guān)系,構(gòu)建分類型、分階段、分部門的成熟合理的可落地環(huán)境規(guī)制政策體系。在監(jiān)督過程中,上級政府也應(yīng)不定期實地考察和跟蹤,根據(jù)各地方差異化的環(huán)境規(guī)制政策體系給予符合當?shù)禺愘|(zhì)性的支持指導(dǎo)。(2)基于中介機制的實證結(jié)果,在推廣全國統(tǒng)一碳市場構(gòu)建時,要注重相關(guān)配套設(shè)施的完善。一方面,積極樹立綠色政績觀,將環(huán)境治理成效作為約束性條件納入政府考核體系,將既消化城市污染存量問題,又控制發(fā)展中形成的污染增量問題作為地方環(huán)境治理目標,提高地方官員對政策設(shè)計和落實質(zhì)量的重視程度。另一方面,科技進步是解決節(jié)能降耗問題的關(guān)鍵,政府應(yīng)加大支持力度,促進控排企業(yè)技術(shù)革新速度提升,有效結(jié)合、利用命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)進行約束,并通過復(fù)合型的環(huán)境規(guī)制政策體系提高控排企業(yè)技術(shù)的研發(fā)意愿和投入。同時提高企業(yè)的市場準入門檻,倒逼企業(yè)以科技創(chuàng)新驅(qū)動內(nèi)生發(fā)展,加大科技資源投入,主動貫徹執(zhí)行綠色產(chǎn)品認證制度。最后,建立公眾參與驅(qū)動機制,準許個人進入碳市場交易,并通過拓展環(huán)保宣教、維權(quán)、信訪、舉報、獎勵渠道,將個人的參與意愿與熱情轉(zhuǎn)化為具體行動。在完善碳市場內(nèi)部制度和環(huán)境規(guī)制政策體系的構(gòu)建過程中,只有建立政府、企業(yè)與公眾的三方驅(qū)動機制,才能舉全社會之力量共同打贏 “污染防治”戰(zhàn)役。