中國(guó)碳排放交易權(quán)價(jià)格波動(dòng)性影響因素研究

張 琪，張 琳

（1.吉林師范大學(xué)，吉林 四平 136000；2.澳門城市大學(xué)，澳門 999078）

一、碳排放交易權(quán)價(jià)格的意義

在全球變暖，環(huán)境污染日益嚴(yán)重的當(dāng)下，環(huán)境保護(hù)和資源合理分配問(wèn)題已不再僅僅是一類人關(guān)注的重點(diǎn)，而是全人類應(yīng)重視和參與的話題。我國(guó)亦對(duì)環(huán)境問(wèn)題極其重視，尤其是對(duì)引起全球變暖的碳排放問(wèn)題，關(guān)注與日俱增。為了減少碳排放，早在1992年聯(lián)合國(guó)就制定了《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約》，并于1994年在中國(guó)生效。

碳排放權(quán)交易市場(chǎng)是為了進(jìn)一步減少碳排放，從而減緩全球變暖的新產(chǎn)物。2005年《京都協(xié)定書(shū)》的簽署正式開(kāi)啟了國(guó)際碳排放權(quán)的交易，作為碳排放量最多的中國(guó)，碳排放交易權(quán)市場(chǎng)開(kāi)放之路也不斷發(fā)展。2011年中國(guó)碳排放交易試點(diǎn)正式開(kāi)啟，按照“十二五”規(guī)劃綱要中國(guó)在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東及深圳7個(gè)省市啟動(dòng)了試點(diǎn)工作。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛發(fā)展，環(huán)境問(wèn)題逐漸伴隨著生產(chǎn)力的發(fā)展成為中國(guó)可持續(xù)發(fā)展道路的重要條件。2021年全國(guó)兩會(huì)上提出了“碳達(dá)峰”“碳中和”的概念，意在通過(guò)減排、控制的方法維護(hù)環(huán)境，創(chuàng)建美好家園。

碳排放權(quán)交易作為節(jié)能減排的重要手段，其交易價(jià)格波動(dòng)較為敏感且重要。中國(guó)作為能源消耗和碳排放最大的國(guó)家，碳排放交易權(quán)價(jià)格對(duì)中國(guó)乃至世界碳減排、環(huán)境都有著重要影響，故對(duì)中國(guó)碳排放價(jià)格的研究應(yīng)不斷深入和完善。

在此背景下，具體就中國(guó)碳排放交易權(quán)市場(chǎng)進(jìn)行了簡(jiǎn)要了解，并對(duì)影響碳排放權(quán)交易價(jià)格的因素進(jìn)行了簡(jiǎn)要分析。

我國(guó)碳排放交易市場(chǎng)尚處于初級(jí)發(fā)展階段，相關(guān)經(jīng)驗(yàn)不足，不論是市場(chǎng)秩序還是政策法規(guī)都沒(méi)有完善的運(yùn)作理論，碳排放交易權(quán)價(jià)格不準(zhǔn)確。如果能夠通過(guò)進(jìn)一步分析影響碳排放交易價(jià)格的因素，找出綠色金融發(fā)展方向，不論是對(duì)微觀企業(yè)還是宏觀環(huán)境、經(jīng)濟(jì)都有著重要意義。從微觀角度來(lái)看發(fā)展綠色金融，合理運(yùn)用碳排放交易權(quán)能減少企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)增加企業(yè)利潤(rùn)，避免因碳排放問(wèn)題帶來(lái)的道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。從宏觀的角度來(lái)看，發(fā)展有機(jī)的碳排放交易市場(chǎng)，有利于資金聚集，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)平衡的同時(shí)保護(hù)環(huán)境、保證經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。本文通過(guò)深入探析碳排放交易權(quán)價(jià)格影響因素，為推動(dòng)和助力我國(guó)綠色金融發(fā)展提供理論貢獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

碳排放交易權(quán)的產(chǎn)生和發(fā)展最早可追溯到對(duì)于產(chǎn)權(quán)理論和外部性理論的研究上。科斯（1960）提出，解決外部性的有效途徑之一就是明確產(chǎn)權(quán)，除了污染之外的產(chǎn)權(quán)也可以被明確，并且允許這些產(chǎn)權(quán)在市場(chǎng)上交易，從而在意識(shí)形態(tài)上初步形成了碳排放交易權(quán)。

Emilie Alberola（2008）認(rèn)為，工業(yè)產(chǎn)值、能源價(jià)值、溫度與碳排放交易價(jià)格密切相關(guān)。尤其我國(guó)是工業(yè)大國(guó)，工業(yè)生產(chǎn)量直接影響著二氧化碳排放量，工業(yè)產(chǎn)量的變化會(huì)直接影響碳排放量，隨即影響碳排放交易權(quán)的價(jià)格。同樣能源作為碳排放相關(guān)物其價(jià)值亦對(duì)碳排放交易權(quán)有必然影響。

鄭春梅（2014）構(gòu)建了（MS-VAR）向量自回歸模型對(duì)歐洲碳排放權(quán)市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)及影響因素進(jìn)行了研究，他們指出不同時(shí)期碳期貨價(jià)格不同，且影響碳期貨價(jià)格的影響因素也不同，有道瓊斯歐洲公用事業(yè)指數(shù)、道瓊斯金融指數(shù)的影響、瓊斯歐洲公用事業(yè)指數(shù)和富時(shí)100指數(shù)的影響。

Yingkai Yin（2019）構(gòu)建了“中國(guó)碳交易價(jià)格指數(shù)”，通過(guò)實(shí)證分析證明歐盟碳交易價(jià)格和空氣質(zhì)量指數(shù)（AQI）和中國(guó)碳交易價(jià)格有直接相關(guān)關(guān)系，且隨著歐盟碳交易價(jià)格和工業(yè)指數(shù)變化波動(dòng)而波動(dòng)。

如此看來(lái)，雖然碳排放交易權(quán)市場(chǎng)的相關(guān)研究越來(lái)越多，但中國(guó)還處于發(fā)展的初級(jí)階段，研究仍有不足之處：因中國(guó)剛剛進(jìn)行碳交易市場(chǎng)的試點(diǎn)工作，對(duì)于碳排放交易權(quán)價(jià)格研究著重于借鑒國(guó)外相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，且局限于區(qū)域相關(guān)指標(biāo)和變量的選取。對(duì)于中國(guó)國(guó)內(nèi)碳排放交易權(quán)的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素分析不足且沒(méi)有具體實(shí)證分析。

本文通過(guò)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)統(tǒng)計(jì)局獲得中國(guó)碳交易價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)等相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸（VAR）模型分析中國(guó)碳排放交易權(quán)價(jià)格的影響因素及其波動(dòng)情況。

三、數(shù)據(jù)、變量及模型

為了從宏觀經(jīng)濟(jì)的角度充分考慮影響中國(guó)碳排放權(quán)價(jià)格的因素，本文選取了宏觀經(jīng)濟(jì)中的四個(gè)代表性指標(biāo)作為研究變量：中國(guó)碳交易價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)。本文主要選取了2014年1月至2021年12月的相關(guān)月度數(shù)據(jù)，除去了一些極值，共得到95組樣本數(shù)據(jù)，具體指標(biāo)與來(lái)源如表1所示。

表1 變量與數(shù)據(jù)源

中國(guó)碳交易價(jià)格指數(shù)是一個(gè)綜合指標(biāo)，是以8個(gè)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)城市以及中國(guó)CEA日成交價(jià)格的平均值為基礎(chǔ)構(gòu)建的指標(biāo)，其中剔除了部分因試點(diǎn)初期無(wú)交易量而帶來(lái)的極端值。在宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)方面著重選擇居民消費(fèi)指數(shù)作為衡量指標(biāo)，有利于觀察碳排放交易權(quán)與我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系，尤其是與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。另外，由于我國(guó)是工業(yè)大國(guó)，碳排放權(quán)的需求主要集中在工業(yè)產(chǎn)業(yè)，所以本文選取工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)作為工業(yè)數(shù)據(jù)代表，觀察其變動(dòng)水平對(duì)碳交易價(jià)格指數(shù)是否有影響。同時(shí)相較于以上指標(biāo)，焦炭、原油等燃料類的相關(guān)指標(biāo)亦可能對(duì)碳排放權(quán)價(jià)格有著明確影響，遂選擇了燃料類商品零售價(jià)格指標(biāo)。

在模型選擇方面，本文運(yùn)用VAR模型即向量自回歸模型探尋影響我國(guó)碳排放交易權(quán)價(jià)格的影響因素。模型公式如下：

其中，C表示常數(shù)向量，φt表示自回歸系數(shù)矩陣，εt向量白噪聲，滿足E（εt）=0；E（εtε′t）=Ω；E（εtε′t?）=0，s≠t。

四、實(shí)證分析

（一）ADF穩(wěn)定性檢驗(yàn)

建立VAR模型的前提條件是變量數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，所以本文先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，避免偽回歸現(xiàn)象的產(chǎn)生。本文利用單位根檢驗(yàn)即（ADF）檢驗(yàn)檢驗(yàn)平穩(wěn)性。

ADF檢驗(yàn)有三種檢驗(yàn)形式，考慮yt存在截距項(xiàng)的p階序列相關(guān)：

ADF檢驗(yàn)假設(shè)如下：

若不拒絕原假設(shè)，y_t為含單位根的非平穩(wěn)時(shí)間序列；若拒絕原假設(shè)，情形一和情形二中y_t為平穩(wěn)時(shí)間序列，情形三中y_t為趨勢(shì)平穩(wěn)序列。

本文首先從最復(fù)雜的第三種情形進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，顯示出以下結(jié)果。

CTI在進(jìn)行原始數(shù)據(jù)三種情形ADF檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)變量不平穩(wěn)，于是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了1階差分，差分后P值<0.05；拒絕原假設(shè)。且DW值=1.96接近2，說(shuō)明檢驗(yàn)式的殘差序列不存在序列相關(guān)性，表明自回歸階數(shù)選擇是合適的，滯后1期。

CPI變量在進(jìn)行情形二的ADF檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)P值=0.0000<0.05，拒絕原假設(shè)，截距項(xiàng)顯著，且DW值=1.90，接近2，說(shuō)明CPI變量的原始數(shù)據(jù)在有截距項(xiàng)的情況下數(shù)據(jù)平穩(wěn)，滯后0期。

IDI變量在進(jìn)行原始數(shù)據(jù)情形二的ADF檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)P值=0.0001<0.05，拒絕原假設(shè)，截距項(xiàng)顯著，且DW值=2.21，接近2，IDI變量原始數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

FRPI變量在進(jìn)行原始數(shù)據(jù)三種情形ADF檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)變量也不平穩(wěn)，進(jìn)行了1階差分后P值<0.05，DW值=1.88，接近2，滯后1期。

（二）VAR模型分析

至此，所有變量通過(guò)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，可以進(jìn)行VAR模型分析，找出滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)，糾正VAR模型。最終利用信息準(zhǔn)則和AIC與SC值最小原則選出了滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)：滯后2期。

最終得出VAR Model公式：

DLNCTI=C（1，1）*DLNCTI（-1）+C（1，2）*DLNCTI（-2）+C（1，3）*DLNFRPI（-1）+C（1，4）*DLNFRPI（-2）+C（1，5）*LNCPI（-1）+C（1，6）*LNCPI（-2）+C（1，7）*LNIDI（-1）+C（1，8）*LNIDI（-2）+C（1，9）

DLNFRPI=C（2，1）*DLNCTI（-1）+C（2，2）*DLNCTI（-2）+C（2，3）*DLNFRPI（-1）+C（2，4）*DLNFRPI（-2）+C（2，5）*LNCPI（-1）+C（2，6）*LNCPI（-2）+C（2，7）*LNIDI（-1）+C（2，8）*LNIDI（-2）+C（2，9）

LNCPI=C（3，1）*DLNCTI（-1）+C（3，2）*DLNCTI（-2）+C（3，3）*DLNFRPI（-1）+C（3，4）*DLNFRPI（-2）+C（3，5）*LNCPI（-1）+C（3，6）*LNCPI（-2）+C（3，7）*LNIDI（-1）+C（3，8）*LNIDI（-2）+C（3，9）

LNIDI=C（4，1）*DLNCTI（-1）+C（4，2）*DLNCTI（-2）+C（4，3）*DLNFRPI（-1）+C（4，4）*DLNFRPI（-2）+C（4，5）*LNCPI（-1）+C（4，6）*LNCPI（-2）+C（4，7）*LNIDI（-1）+C（4，8）*LNIDI（-2）+C（4，9）

（三）協(xié)整方差檢驗(yàn)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確認(rèn)模型的使用和穩(wěn)定，確認(rèn)模型協(xié)整性無(wú)異方差，對(duì)模型進(jìn)行了Johanson協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)P值小于0.05，不存在協(xié)整關(guān)系，適用VAR模型。

在進(jìn)行了協(xié)整方差后，本文通過(guò)特征根檢驗(yàn)方法對(duì)模型穩(wěn)定性進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)特征根的倒數(shù)均小于1，說(shuō)明VAR模型穩(wěn)定。

（四）格蘭杰檢驗(yàn)

最后在確定了滯后期并重新糾正VAR模型，判斷了模型穩(wěn)定后，本文通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)判斷各變量關(guān)系，得出只有DLNFRPI是LNIDI的格蘭杰原因，其余都接受原假設(shè)不是格蘭杰原因。也就是說(shuō)，燃油類商品零售價(jià)格對(duì)工業(yè)生產(chǎn)總值有影響，且其他指標(biāo)之間無(wú)影響。

結(jié)語(yǔ)

本文利用2014年1月至2021年12月中國(guó)8個(gè)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)城市以及中國(guó)CEA日成交價(jià)格的平均值構(gòu)建中國(guó)碳交易價(jià)格指數(shù)，采用VAR模型分析了影響中國(guó)碳交易價(jià)格的因素后得出以下結(jié)論：本文選取的另外三個(gè)變量消費(fèi)指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)總值和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)均不影響中國(guó)碳交易價(jià)格。至此引出了本文不足之處和未來(lái)研究方向。在變量選擇上應(yīng)考慮更多可能與碳交易價(jià)格指數(shù)相關(guān)的變量，比如在宏觀經(jīng)濟(jì)方面可以考慮GDP變量，在工業(yè)指標(biāo)變量上可以選擇更具體的指標(biāo)，比如更傾向碳排放的工業(yè)指標(biāo)，或者不單只考慮工業(yè)相關(guān)指標(biāo)，還應(yīng)考慮整體碳排放量高的相關(guān)企業(yè)的相關(guān)指標(biāo)。甚至于中國(guó)碳排放交易價(jià)格會(huì)受到國(guó)外碳排放交易權(quán)價(jià)格的波動(dòng)影響，不僅應(yīng)該考慮內(nèi)因，還應(yīng)考慮外因。另外，考慮到目前中國(guó)碳排放權(quán)的相關(guān)交易剛剛試行，價(jià)格指數(shù)和其他相關(guān)數(shù)據(jù)不甚穩(wěn)定，在未來(lái)建立一個(gè)更加完善的碳排放權(quán)交易價(jià)格模型勢(shì)在必行，這也是未來(lái)研究方向之一。