碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究

孫振清，谷文姍，成曉斐

（天津科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300457）

一、引 言

生態(tài)文明建設(shè)是關(guān)系中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)，綠色發(fā)展作為五大理念之一，是生態(tài)文明建設(shè)的著力點(diǎn)，其根本目標(biāo)是改變一直以來(lái)的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，改變對(duì)資源的高度依賴，即轉(zhuǎn)變“高污染、高耗能、高排放”的生產(chǎn)方式［1］，順應(yīng)綠色低碳發(fā)展的國(guó)際潮流，是兌現(xiàn)2030 年碳排放達(dá)峰和2060年碳中和目標(biāo)的主要抓手［2］，達(dá)到早日實(shí)現(xiàn)美麗中國(guó)建設(shè)目標(biāo)。積極應(yīng)對(duì)氣候變化，落實(shí)碳減排政策，既是我國(guó)貫徹落實(shí)“五大發(fā)展理念”、實(shí)現(xiàn)“兩個(gè)一百年”奮斗目標(biāo)的內(nèi)在需求，也是積極參與全球治理、打造人類命運(yùn)共同體的責(zé)任擔(dān)當(dāng)。進(jìn)入新時(shí)代以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和社會(huì)主要矛盾變化，綠色發(fā)展成為站在中華民族永續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略高度做出的重大部署［3］，我國(guó)先后在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、綠色金融、綠色建筑等層面下發(fā)政策文件支持各行業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。為進(jìn)一步推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、打贏污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)，2012 年碳排放權(quán)交易市場(chǎng)自此進(jìn)入“建設(shè)”階段，在政策越來(lái)越具體化的同時(shí)，碳交易步入了全面“實(shí)施”階段。因此，在當(dāng)前新時(shí)代呼吁綠色發(fā)展理念和碳交易全面開展的背景下，研究中國(guó)碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制是必要的，且綠色全要素生產(chǎn)率作為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)，研究其背后的推動(dòng)作用具有理論價(jià)值，以便于在實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色高質(zhì)量發(fā)展、生態(tài)經(jīng)濟(jì)兩手抓以及碳交易市場(chǎng)完善的過(guò)程中更好地發(fā)力。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)推導(dǎo)

環(huán)境規(guī)制作為外在的潛在約束，歷來(lái)備受爭(zhēng)議，直接影響經(jīng)濟(jì)主體的交易費(fèi)用、成本、收益和管理效率，推動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率的變化［4-6］。目前，學(xué)者們梳理并承認(rèn)的環(huán)境規(guī)制分為三大類，分別為命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型、自愿型［7］。碳交易作為市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段，是以成本有效的方式控制碳排放的一種政策工具，具有外部性特征。以往研究多將綠色全要素生產(chǎn)率作為衡量環(huán)境績(jī)效的指標(biāo)，相對(duì)于傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率（TFP），綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）考慮了資源損耗和環(huán)境污染因素，更符合新時(shí)代經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展理念。我國(guó)碳市場(chǎng)實(shí)踐顯示，碳交易優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，不僅可以降低碳排放強(qiáng)度，而且能夠獲得環(huán)境紅利［8］，但在其如何對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的問(wèn)題上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者尚未達(dá)成一致觀點(diǎn)。成本論支持者認(rèn)為，碳交易會(huì)增加額外支出，對(duì)創(chuàng)新資本產(chǎn)生擠出效應(yīng)，抑制綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)［9］；競(jìng)爭(zhēng)論支持者認(rèn)為，碳交易產(chǎn)生的“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)會(huì)倒逼企業(yè)采用先進(jìn)的技術(shù)和管理，從而提升綠色全要素生產(chǎn)率［10-11］；波特假說(shuō)論支持者認(rèn)為，短期內(nèi)碳市場(chǎng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響，但長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)形成正“U”型關(guān)系?；谀壳皩W(xué)者的研究成果，本文提出假設(shè)1。

H1a：碳交易政策的實(shí)施能提升綠色全要素生產(chǎn)率；

H1b：碳交易政策對(duì)綠色全要素的影響具有時(shí)效性。

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)碳交易影響機(jī)制的討論大致分為三個(gè)方向：①研究碳交易對(duì)低碳技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。韓超和胡浩然（2015）以高、低污染行業(yè)為研究對(duì)象，采用三階段DEA 方法進(jìn)行技術(shù)進(jìn)步測(cè)算，發(fā)現(xiàn)整體上碳交易和技術(shù)進(jìn)步的交互作用有利于能耗強(qiáng)度的降低，且不同的行業(yè)其作用機(jī)制不完全一致［12］；胡江峰等（2020）基于2008—2016 年中國(guó)A 股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分驗(yàn)證了碳交易對(duì)專利申請(qǐng)總量、發(fā)明專利申請(qǐng)和新型實(shí)用專利申請(qǐng)均有正向影響［13］。②研究碳交易對(duì)要素結(jié)構(gòu)高級(jí)化及能源清潔化的促進(jìn)作用。郭沛和馮利華（2019）基于1998—2017年中國(guó)30 個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，采用CES 生產(chǎn)函數(shù)對(duì)要素替代率進(jìn)行測(cè)定，發(fā)現(xiàn)資本與能源的替代彈性對(duì)碳強(qiáng)度有抑制作用［14］；路正南和羅雨森（2020）對(duì)碳交易技術(shù)進(jìn)步偏向性研究后，認(rèn)為現(xiàn)階段碳交易可能催生“回彈效應(yīng)”，加劇能源消耗和碳排放［15］；趙領(lǐng)娣等（2021）通過(guò)引入溢出指數(shù)模型考查了中國(guó)碳市場(chǎng)和能源市場(chǎng)的波動(dòng)溢出效應(yīng)，探究了兩市場(chǎng)間的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)碳市場(chǎng)價(jià)格的提升會(huì)促使能源資源使用成本提高，企業(yè)不得不尋求人力資本等要素對(duì)能源資源要素進(jìn)行替代，以達(dá)到較優(yōu)產(chǎn)出水平［16］。③研究碳交易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用。孫振清等（2020）基于2005—2017 年我國(guó)30 個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型驗(yàn)證了碳交易政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、合理化轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用，可以提升清潔生產(chǎn)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)及現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)占比，實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)紅利效應(yīng)［17］。王為冬等（2020）應(yīng)用合成控制法對(duì)碳交易的低碳創(chuàng)新作用進(jìn)行了評(píng)估，并研究了各試點(diǎn)創(chuàng)新作用效果的異質(zhì)性，認(rèn)為碳交易整體上誘發(fā)了低碳技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，且與地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生了良好協(xié)同作用［18］。綜上，碳交易對(duì)綠色全要素的影響機(jī)制如圖1 所示。

圖1 碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率作用機(jī)制

基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：碳交易主要通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、要素替代、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、清潔能源推廣四大效應(yīng)來(lái)影響綠色全要素生產(chǎn)率。

三、變量選取及模型建立

（一）變量選取

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率，其涉及的投入產(chǎn)出指標(biāo)借鑒了吳磊等（2020）的研究成果［19］。

（1）投入指標(biāo)包括勞動(dòng)、能源和資本三項(xiàng)，其中，勞動(dòng)投入指標(biāo)選用各省份歷年就業(yè)人員數(shù)，能源投入指標(biāo)選用折合成標(biāo)準(zhǔn)煤的地區(qū)能源消費(fèi)總量，資本存量指標(biāo)依據(jù)大部分學(xué)者通常采用的永續(xù)盤存法計(jì)算［20］，公式如下：

其中：ki,t表示i省第t期的資本存量；ki,t-1表示i省第t-1期的資本存量；ii,t表示i省第t期的不變價(jià)投資額；δt為i省資產(chǎn)折舊率。

（2）期望產(chǎn)出指標(biāo)選用各地區(qū)GDP 來(lái)代替，平減至以2000 年為基準(zhǔn)的不變價(jià)格水平；非期望產(chǎn)出指標(biāo)為CO2排放量。對(duì)于CO2排放量的計(jì)算，本文利用煤炭、原油、天然氣等一次能源消費(fèi)為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，計(jì)算我國(guó)30 個(gè)省份的CO2排放量。CO2的計(jì)算方法參考聯(lián)合國(guó)氣候變化政府間專家委員會(huì)（IPCC）報(bào)告［21］，具體公式如下：

其中：TCO2代表二氧化碳排放總量；CO2，i是第i種一次能源；Ei代表能源消耗量；NCVi是第i種一次能源的凈熱值；CEFi是碳排放因子；COFi是碳氧化因子（煤為0.99，原油和天然氣為1）。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量包括兩個(gè)：①時(shí)間虛擬變量（T），時(shí)間節(jié)點(diǎn)為碳排放權(quán)交易啟動(dòng)前后，若在碳交易啟動(dòng)之后，取T=1，否則取T=0；②地區(qū)虛擬變量（Treat），衡量標(biāo)準(zhǔn)為該地區(qū)是否實(shí)施碳交易，若實(shí)施，則取Treat=1，否則取Treat=0。

3.控制變量。

為了控制其他因素對(duì)政策效應(yīng)的影響，本文參考國(guó)內(nèi)部分學(xué)者［22-23］的研究，并基于 Ehrlich 的IPAT 理論，最終選取人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技水平等作為控制變量。其中，人口規(guī)模通過(guò)各地區(qū)城鎮(zhèn)化率表征，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過(guò)人均GDP 的對(duì)數(shù)值衡量，科技水平通過(guò)政府間R&D投入測(cè)度。

具體變量及定義見表1所列。

表1 變量選取及定義

（二）模型設(shè)計(jì)

1.雙重差分模型應(yīng)用

雙重差分法（DID）作為政策評(píng)估領(lǐng)域的經(jīng)典方法，其理論較為成熟、應(yīng)用范圍廣泛，核心思想為通過(guò)比較處理組和對(duì)照組的因變量在某項(xiàng)政策實(shí)施前后的變化情況，以得到該政策對(duì)研究個(gè)體的“凈”影響［24］。因此，本文采用DID模型檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及減排機(jī)制，應(yīng)用計(jì)量軟件為stata 15.0。在本文中具體表現(xiàn)為：將北京、上海、天津、湖北、廣東、重慶六個(gè)試點(diǎn)省市（為方便研究，深圳市數(shù)據(jù)歸入廣東省計(jì)算）作為碳交易政策影響的處理組，其余24個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)等地區(qū)）作為對(duì)照組。由于我國(guó)碳交易試點(diǎn)城市大多于2013 年正式啟動(dòng)碳市場(chǎng)，故選取2013年作為政策實(shí)施的分界點(diǎn)，2013年前為非試點(diǎn)期，2013年后（包括2013年）為試點(diǎn)期。綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，核心解釋變量為時(shí)間、地區(qū)虛擬變量，考慮控制變量后的計(jì)量模型構(gòu)建如下：

其中：GTFPit表示第i個(gè)省份在t時(shí)的綠色全要素生產(chǎn)率；Tt為時(shí)間虛擬變量，此處選用2013 年作為碳排放權(quán)交易政策啟動(dòng)年份，當(dāng)t≥2013，Tt=1，否則為 0；Treati為地區(qū)虛擬變量，Treati=1 表示第i個(gè)省份為碳交易試點(diǎn)省份，即處理組，Treati=0 表示第i個(gè)省份為非碳交易試點(diǎn)省份，即對(duì)照組；交乘項(xiàng)TtTreati的估計(jì)系數(shù)度量了碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，即碳排放權(quán)交易政策的凈影響；Controlit為控制變量，包括人均GDP、政府R&D 投入、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放水平、城鎮(zhèn)化率；αi表示個(gè)體固定效應(yīng)；γt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。具體參數(shù)含義見表2所列。

表2 雙重差分模型參數(shù)含義

2.綠色全要素生產(chǎn)率計(jì)算

綠色全要素生產(chǎn)率是基于全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，在考慮期望產(chǎn)出的同時(shí)也將碳排放等污染物作為非期望產(chǎn)出考慮在內(nèi)的一種效率計(jì)算方式。學(xué)者們?cè)谶M(jìn)行綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算時(shí)，大多采用基于方向性距離函數(shù)的ML 指數(shù)，但是考慮方向性距離函數(shù)存在不可行解的情形，本文采用全局Malmquist-Luenberger 指數(shù)（GML）來(lái)測(cè)度中國(guó)省際綠色全要素生產(chǎn)率，且GML 指數(shù)具有優(yōu)于ML 指數(shù)的可傳遞、循環(huán)累加特性。其計(jì)算公式如下：

其中：x為投入指標(biāo)；y為期望產(chǎn)出；b為非期望產(chǎn)出；g為方向向量。t時(shí)期的方向距離函數(shù)為測(cè)算軟件為DEAP 2.1。

本文研究樣本為國(guó)內(nèi)30 個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)地區(qū)），數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間為2007—2018年。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3所列。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度

從圖2 來(lái)看，中國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率水平總體趨勢(shì)穩(wěn)定，存在一定波動(dòng)，二氧化碳排放量存在較大區(qū)域差異。從四大區(qū)域（1）來(lái)看，東部地區(qū)整體的綠色績(jī)效大于中部、西部和東北地區(qū)，由強(qiáng)到弱依次為東部、中部、西部、東北地區(qū)；碳排放強(qiáng)度由大到小依次為東部、中部、東北、西部。綜合來(lái)看，中部、西部地區(qū)作為東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的直接目的地，一方面在一定程度上不可避免成為碳排放轉(zhuǎn)移的承接者，環(huán)境問(wèn)題的就近轉(zhuǎn)移造成了地區(qū)環(huán)境治理效率降低；另一方面產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移也導(dǎo)致中部地區(qū)企業(yè)規(guī)模、管理制度與水平的波動(dòng)，從而降低了綠色全要素生產(chǎn)率，這一點(diǎn)在西部地區(qū)體現(xiàn)得尤為明顯［25］。這說(shuō)明中部、西部地區(qū)在繼續(xù)加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的同時(shí)，更需要注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與發(fā)展規(guī)模、環(huán)境保護(hù)之間的平衡。東北地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率較低主要原因在于東北老工業(yè)基地振興乏力，且面臨勞動(dòng)力不斷流失的困境，這說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)缺一不可的綠色發(fā)展時(shí)代，東北地區(qū)仍然需要經(jīng)濟(jì)振興與節(jié)能減排同步前行。

圖2 地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率及碳排放變動(dòng)情況

（二）DID回歸結(jié)果分析

碳交易試點(diǎn)的推進(jìn)相當(dāng)于一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，因此，本文運(yùn)用DID 方法對(duì)碳交易政策綠色效益進(jìn)行初步評(píng)估，且為規(guī)避時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)的影響，采用雙向固定模型?；貧w結(jié)果見表4所列。

表4 碳交易對(duì)綠色全要素影響檢驗(yàn)

續(xù)表4

表4 第（1）列為沒有加入控制變量的估計(jì)結(jié)果，交乘項(xiàng)TtTreati的回歸系數(shù)在1%水平上正向顯著，表明碳交易有效提升了地區(qū)間綠色全要素生產(chǎn)率。第（2）列和第（3）列為加入人均GDP、技術(shù)投入等部分控制變量和全部控制變量的估計(jì)結(jié)果，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)分別在5%和1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，對(duì)比來(lái)看，TtTreati 系數(shù)變化不大，且均顯著為正，表示碳交易政策的實(shí)施對(duì)試點(diǎn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果顯著，由此，本文H1a得以驗(yàn)證。從控制變量的回歸結(jié)果來(lái)看，人均GDP 系數(shù)顯著為正，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率提高有關(guān)鍵作用。科技研發(fā)投入水平均在1%水平上顯著為正，證實(shí)了低碳技術(shù)推廣、創(chuàng)新溢出效應(yīng)是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)低碳發(fā)展的關(guān)鍵因素［26］。產(chǎn)業(yè)、能源結(jié)構(gòu)顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)已成為實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的重要推動(dòng)力，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)較產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而言，系數(shù)較為不顯著，說(shuō)明清潔能源的推廣存在阻力，轉(zhuǎn)型力度不足［27］。城鎮(zhèn)化水平顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化進(jìn)程中仍存在產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡，重經(jīng)濟(jì)效益輕環(huán)境效益的現(xiàn)象。

為驗(yàn)證H1b，本文設(shè)計(jì)了碳交易政策的動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)，在公式（3）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了以下動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

表5為碳交易政策動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，無(wú)論是否加入了控制變量，2013—2018年碳交易政策的系數(shù)基本都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。第（1）列中，2013—2015年碳交易對(duì)GTFP影響顯著為負(fù)，在（2）（3）列中也大致表現(xiàn)如此；而2016—2018顯著為正，且回歸系數(shù)絕對(duì)值逐年增加，表明碳交易政策的確存在動(dòng)態(tài)效應(yīng)，且近幾年對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)顯著增強(qiáng)，由此，本文H1b 得到驗(yàn)證。原因在于環(huán)境門檻的提高，使得企業(yè)成本增加，短期內(nèi)不得不選擇減產(chǎn)來(lái)完成履約，而隨著碳市場(chǎng)配套體系完善、政府補(bǔ)貼、低碳技術(shù)投入，長(zhǎng)期而言企業(yè)會(huì)選擇充分發(fā)揮主觀能動(dòng)性來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益和綠色效率的雙贏，兼顧綠色發(fā)展和全要素生產(chǎn)率的提升［23］。

表5 碳交易政策動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)

為保證回歸結(jié)果準(zhǔn)確性，本文用PSM-DID進(jìn)一步回歸分析，首先通過(guò)交互項(xiàng)DID對(duì)控制變量進(jìn)行l(wèi)ogit回歸，獲得傾向得分值見表6所列，回歸結(jié)果顯示各變量顯著性強(qiáng)。然后采用核匹配法（Kernel Matching）進(jìn)行估計(jì)，對(duì)碳交易的綠色全要素提升作用進(jìn)行利穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表7所列。表7結(jié)果表明，在進(jìn)行PSM-DID之后，碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率仍表現(xiàn)為顯著正向作用，支撐了前文分析，進(jìn)一步驗(yàn)證了H1a。

表6 Logit回歸結(jié)果

表7 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從上文各類檢驗(yàn)結(jié)果綜合來(lái)看，碳交易促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率且存在時(shí)效性。為進(jìn)一步考察碳交易對(duì)綠色全要素驅(qū)動(dòng)因素的作用，本文進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)來(lái)識(shí)別背后的原因，檢驗(yàn)結(jié)果見表8所列。

表8 碳交易影響機(jī)制分析

表8中，交互作用DID 的系數(shù)代表了碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)因素的凈影響?；貧w結(jié)果顯示，碳交易對(duì)PGDP、RD、ES、IS 的凈影響顯著為正，而對(duì)UI、FDI作用不顯著，即對(duì)城鎮(zhèn)化作用不顯著且對(duì)FDI 產(chǎn)生擠出效應(yīng)。該項(xiàng)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)合前文的DID 檢驗(yàn)共同驗(yàn)證了H2，即碳交易能通過(guò)提升科技投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、能源清潔化進(jìn)而發(fā)揮要素替代效應(yīng)，促進(jìn)了地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。隨著生產(chǎn)要素在區(qū)域間流動(dòng)、合并、重組的趨勢(shì)加快，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等出現(xiàn)明顯的空間聚集現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)協(xié)同聚集對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有明顯促進(jìn)作用，且空間溢出效應(yīng)顯著［28-30］。中國(guó)各省份R&D 投入與綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著空間相關(guān)性，不同區(qū)域作用效果差異顯著［31］。隨著當(dāng)前深入推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，蔓延擴(kuò)張也已成為影響城市綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素。部分學(xué)者認(rèn)為，城市適度蔓延顯著提升了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，過(guò)度蔓延對(duì)其促進(jìn)作用不明顯，甚至有抑制效應(yīng)［32］。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

目前，碳市場(chǎng)實(shí)踐顯示，碳交易不僅可以降低碳強(qiáng)度，而且能夠優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，但在其如何促進(jìn)綠色發(fā)展的問(wèn)題上，觀點(diǎn)尚不明朗。因此，本文首先采用Malmquist-Luenberger 指數(shù)測(cè)度了2007—2018 年中國(guó)30 個(gè)省份的綠色全要素生產(chǎn)率，然后通過(guò)雙重差分及PSM-DID 穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了碳交易對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的推動(dòng)作用，最后通過(guò)機(jī)制檢驗(yàn)探明了碳交易與綠色全要素生產(chǎn)率間的作用機(jī)制。結(jié)果表明：①2007—2018年，東部地區(qū)整體綠色績(jī)效大于中部、西部和東北地區(qū)，由強(qiáng)到弱依次為東部、中部、西部、東北地區(qū)；②2013 年碳交易試點(diǎn)推行后，綠色全要素生產(chǎn)率逐漸由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向增長(zhǎng)，在2016 年前后具有明顯的階段性特征，表明碳交易政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有時(shí)效性，近期碳交易確實(shí)能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，綠色全要素生產(chǎn)率也有助于減少污染排放和補(bǔ)償減排成本；③碳交易能通過(guò)提升科技投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、能源清潔化進(jìn)而發(fā)揮要素替代效應(yīng)，促進(jìn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

（二）政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出相關(guān)政策建議如下：

（1）擴(kuò)大碳市場(chǎng)覆蓋范圍。在實(shí)施“十四五”規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)期間，應(yīng)擴(kuò)大碳市場(chǎng)覆蓋范圍，包括行業(yè)和地域范圍，并將污染物排放與碳市場(chǎng)建設(shè)相融合，起到協(xié)同治理，達(dá)到1+1＞2的效果。進(jìn)一步完善配額分配機(jī)制、交易機(jī)制和約束機(jī)制，推廣成功經(jīng)驗(yàn)，以最低的社會(huì)成本，實(shí)現(xiàn)減排目標(biāo)，推動(dòng)我國(guó)綠色低碳循環(huán)發(fā)展。

（2）鼓勵(lì)引導(dǎo)低碳技術(shù)創(chuàng)新。中國(guó)推行碳排放權(quán)交易的主要目標(biāo)是減少碳排放，在機(jī)制上主要是通過(guò)激勵(lì)低碳技術(shù)進(jìn)步來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)綠色高質(zhì)量發(fā)展。低碳技術(shù)創(chuàng)新被認(rèn)為是應(yīng)對(duì)氣候變化、降低長(zhǎng)期減排成本的最重要且最有效的手段。加大對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的補(bǔ)貼力度，加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別和管控。創(chuàng)新具有高風(fēng)險(xiǎn)性，企業(yè)對(duì)綠色技術(shù)過(guò)多的投入可能會(huì)對(duì)生產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于企業(yè)形成技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)，且降低企業(yè)效益。因此，政府應(yīng)合理引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，加大扶持力度以降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，降低綠色產(chǎn)品稅費(fèi)以鼓勵(lì)綠色技術(shù)擴(kuò)散。

（3）根據(jù)產(chǎn)業(yè)性質(zhì)制定減排目標(biāo)。實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和是一場(chǎng)廣泛而深刻的經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)性變革，要拿出抓鐵有痕的勁頭。雖然，嚴(yán)格的減排目標(biāo)有利于環(huán)境質(zhì)量的提升，但如果不考慮產(chǎn)業(yè)的異質(zhì)性，勢(shì)必導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)方面的巨大代價(jià)。因此，合理的減排目標(biāo)是促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，也是維持碳交易與綠色全要素雙向互動(dòng)關(guān)系的保障機(jī)制，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的雙贏。加快推進(jìn)重點(diǎn)行業(yè)領(lǐng)域的減污降碳行動(dòng)，工業(yè)領(lǐng)域要推進(jìn)綠色制造，建筑領(lǐng)域要提升節(jié)能標(biāo)準(zhǔn)，交通領(lǐng)域要加快形成綠色低碳運(yùn)輸方式。

（4）加快服務(wù)業(yè)發(fā)展，擴(kuò)大清潔能源消費(fèi)占比?！笆奈濉笔翘歼_(dá)峰的關(guān)鍵期、窗口期，當(dāng)前國(guó)家大力倡導(dǎo)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，淘汰落后產(chǎn)能，突出了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)減排降耗的重要性。目前我國(guó)碳市場(chǎng)實(shí)踐證明，碳交易能派生綠色消費(fèi)需求，進(jìn)而倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型優(yōu)化，提升清潔產(chǎn)業(yè)占比，構(gòu)建清潔低碳安全高效的能源體系。同時(shí)，企業(yè)應(yīng)逐漸從依靠能源消耗過(guò)渡到依靠人力資本、RD 投入等提升產(chǎn)量，以實(shí)現(xiàn)要素結(jié)構(gòu)高級(jí)化，提升要素資源配置效率。

（5）完善政府信息透明度，加強(qiáng)企業(yè)環(huán)境信息披露。建立健全公眾參與的法律法規(guī)，完善信息透明度，使政府能充分利用信息來(lái)提高行政管理效能。作為碳交易市場(chǎng)重要的主體，上市公司完整、及時(shí)、準(zhǔn)確披露環(huán)境信息，接受社會(huì)監(jiān)督，保障公眾的知情權(quán)，是生態(tài)環(huán)境治理中的重要環(huán)節(jié)。企業(yè)披露產(chǎn)品碳足跡既可以有效提高自身品牌聲譽(yù)，有效貫徹企業(yè)社會(huì)責(zé)任，又會(huì)拉動(dòng)綠色消費(fèi)需求，提高公眾環(huán)保意識(shí)。

注 釋：

（1）四大區(qū)域?yàn)椋簴|部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南10個(gè)省份；中部地區(qū)包括山西、安徽、河南、湖北、湖南、江西6 個(gè)省份；西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶、廣西、內(nèi)蒙古11 個(gè)省份（本研究未包括西藏）；東北地區(qū)包括吉林、遼寧、黑龍江3個(gè)省份。