碳權資產市場法估值模型的構建與修正

梁美健 段亞琛 孫立穎

【摘 要】 隨著國內外碳交易體系的建立，碳權資產估值量化已成為必要。文章以碳權資產交易為估值前提，對我國二級市場中的碳權資產市場法估值問題進行了系統探討。在分析市場法在碳權資產估值中的合理性和可行性的基礎上，闡釋了交易時間因素、行業因素和區域因素的修正思路、實證檢驗和修正方法。運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等實證方法，以及主成分和聚類分析等方法，獲取交易時間差異、行業差異和區域差異的修正系數。在此基礎上，構建了碳權資產市場法估值的修正模型，并對可比因素修正的合理性進行了相關實證分析和檢驗，以獲得更為準確可靠的碳權資產的評估價值。

【關鍵詞】 碳權資產； 市場法； 交易時間修正； 行業因素修正； 區域因素修正

【中圖分類號】 F272.5 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2018）16-0134-07

一、引言

在全球減排的背景下，各國碳排放權交易市場的建立，為緩解氣候變暖、保護生態環境提供了切實可行的減排措施。中國作為負責任的大國，積極參與全球減排，并向全世界承諾了可量化的二氧化碳減排目標以降低碳強度。

我國的碳排放權交易剛剛開始，市場成熟度較低，對碳權資產估值研究還需進一步完善。本文從資產評估市場法的思路出發，選擇交易時間因素、區域因素、行業因素作為碳權資產市場法的可比修正因素，通過相關實證檢驗，分析確定需要修正的因素，構建碳權資產的市場法修正模型，以獲得更為準確可靠的評估價值，也有利于促進碳權資產市場體系不斷完善，實現均衡發展。

二、碳權資產市場法估值的可行性分析

目前對于碳權資產的認識大致分為兩種，一種是狹義的碳權資產，可以概括為配額碳排放權和減排量。一種是廣義的碳權資產，不僅是配額碳排放權和減排量這類碳資產交易制度的產物，許多學者認為，一些能產生減排效應、為企業所控制和擁有、并能帶來一定經濟利益的資產和技術等，都可以劃分到碳權資產的范圍[1]。基于目前中國碳市場的發展狀態及評估實踐的有限性，本文研究對象為狹義碳權資產中的配額碳排放權，主要是為二級市場活動中涉及的碳權資產交易提供參考依據。

資產評估方法主要包括成本法、收益法和市場法。就成本法來講，重置成本的核算和貶值測定是關鍵所在。重置成本是對資產形成過程中各項投入的現時再核算，對碳權資產來說，這種再核算過程的實現無法對伴隨生產過程產生的溫室氣體做合理測定，而且碳權資產不同于常規商品，其價值不由“無差別的人類勞動”所體現，更多來源于政策和制度因素，價值量化相對較為困難。收益法在碳權資產的評估應用上，關鍵在于衡量其價值貢獻程度。其一，如何確定和區分碳權資產和其他生產要素的收益貢獻是收益法的難點之一；其二，影響碳權資產預期收益的因素多且互相交叉，采用何種方式量化也是碳權資產收益法評估難點。碳權資產市場法中，公開活躍的市場是應用的前提條件，而且與之相關的交易案例數量并不少，但是案例間差異較大，如何確定調整因素、如何選擇合適的方法進行差異調整是市場法評估的難點。在我國目前條件下，選用市場法對碳權資產進行價值評估有合理性且更容易讓人接受，但需要修正市場法模型[2]。

目前國內七個碳排放權交易試點運行良好，已經有2 400多家企業參與到碳權資產交易體系中。各個交易試點地區，碳權資產配額發放量總計約120 000萬噸，2013—2016年累計交易量為16 000萬噸，累計成交額接近25億元。2016年和2015年的總成交額分別為7.93億元和7.01億元。預計中國碳市場將成為世界第二大碳交易市場。在市場公開公平性及穩定性方面，我國碳排放權交易試點平臺均采取網上掛牌交易，每日成交價、成交額等相關交易信息公開透明，2016年各試點碳權資產交易價格波動與前兩年相比趨于平穩，各試點交易分布較為均勻；預計全國碳市場成立之后，對信息公開透明的要求更加嚴格。市場法在碳權資產估值中應用前景廣闊。

碳權資產市場法中，交易時間因素為首要調整因素，這是因為不同交易時間交易案例的交易價格不同，受時代背景、市場發展和相關政策的限制，需要修正交易時間因素。在區域因素上，發現碳權資產在不同地區的價值千差萬別，這是因為碳權資產區域屬性明顯，不同經濟發展水平的地區工業化水平不同，環境受污染程度不同，可為企業提供的環境容量也存在差異，進而導致每單位碳權資產對企業貢獻度不同，其價值體現存在差異，需要對區域因素進行調整。行業差異不僅表現為不同行業的碳排放水平不同，還體現在碳成本對行業利潤的影響程度存在差異；行業之間減排成本、減排難度受行業特征和行業發展的影響，相同的碳權資產對不同行業的價值體現并不相同，因此也需要對行業因素進行調整[3]。

因此，基于市場法一般模型，碳權資產的市場法模型如下：

被評估碳權資產評估值=可比案例成交價格×交易時間差異修正系數×行業差異修正系數×區域差異修正系數

三、碳權資產市場法估值修正模型的構建

（一）交易時間因素差異修正

1.思路設計

大量文獻研究表明，碳權資產價格受煤炭、天然氣等能源價格影響較大，兩者之間存在相關性，其價格走勢與能源價格類似。而生產生活中，能源價格的波動將對能源消費結構產生影響，進一步影響市場對碳權資產的需求，碳權資產價格與能源價格的關系十分密切。因此，通過協整檢驗分析碳權資產價格與能源價格之間的長期均衡關系和因果關系，運用反映碳權資產價格變化的價格指數來衡量碳權資產交易時間因素的差異。

2.實證分析

（1）變量選取依據

數據選取上，因天然氣在我國能源消費總量中占比較小，遠低于世界平均水平；且前期研究成果已經實證檢驗石油價格與碳權資產價格之間不存在協整關系，石油價格對碳權資產的價格影響較小，故本文選取煤炭價格，作為驗證與碳權資產價格存在長期均衡關系的依據。

（2）數據來源

碳權資產價格（SZA）：深圳碳排放權交易所是我國最早建立的碳交易試點，交易機制和經驗日益完善，且交易活躍度最高，故選取了自2015年10月28日到2016年10月28日的碳排放權成交價代表碳權資產的價格。數據來源于深圳碳排放權交易所。

煤炭價格（COAL）：本文選取了2015年10月28日到2016年10月28日的秦皇島港5 500大卡動力煤平倉價代表我國煤炭價格。因為動力煤產量占到了煤炭總產量的80%以上。秦皇島港作為世界最大的煤炭出口和散貨港口之一，其煤炭價格在一定程度上可以代表我國整體煤炭價格和市場供求水平，國內大部分文獻及研究中多使用秦皇島5 500大卡動力煤的平倉價作為代表煤炭價格的常用指標。數據來源于中華商務網。

選取一年的數據作為研究對象，一方面市場法交易案例的選取和時間因素的調整要求考慮最近交易時間內的可比案例，時間區間過長沒有意義；另一方面考慮到碳排放權交易剛剛運行三年，市場交易初期的價格波動不能反映正常的市場狀況，故選取最近一年的數據作為樣本數據是比較合理的。

（3）實證分析及結果

在建立協整方程之前，對兩個變量取對數，以避免模型的異方差性，且這種處理方式不改變序列原來的協整關系。采用ADF檢驗的方法對數據平穩性進行檢驗，結果見表1。

檢驗結果表明，兩個原始時間序列Ln SZA、Ln COAL不平穩，它們的一階差分序列ΔLn SZA、ΔLn COAL都在1%的顯著性水平上平穩，均為一階單整，及Ln SZA～I（1），Ln COAL～I（1）。兩個序列對象滿足同階單整的前提，能夠建立協整模型進行協整檢驗。

對變量Ln SZA、Ln COAL建立向量自回歸模型——VAR模型，根據LR、FPE、AIC、SC、HQ信息標準判斷最優滯后階數，檢驗結果顯示LR、FPE、AIC均選擇第三階作為最優滯后階數，因此，VAR模型確定最優滯后階數為3，協整檢驗的滯后階數為最優滯后階數減1，Johansen協整檢驗結果見表2。

根據表2結果，在0.05的顯著性水平，拒絕不存在協整和存在至少一個協整的原假設，即兩個變量Ln SZA、Ln COAL之間存在1個協整關系，即序列Ln SZA、Ln COAL之間存在長期穩定關系。根據EViews回歸結果可得回歸方程如下：

協整檢驗結果說明碳權資產價格和煤炭價格之間存在長期均衡的穩定關系，回歸方程顯示，煤炭價格對碳權資產價格的彈性系數為-1.022，即煤炭價格每增加1%，會引起碳權資產價格降低1.022%。煤炭價格對碳權資產價格的影響為負向，即能源價格上漲會導致碳權資產價格下跌。

對Ln SZA、Ln COAL之間的格蘭杰因果關系進行檢驗，結果見表3。

格蘭杰因果檢驗結果說明，在5%的顯著性水平，煤炭價格是碳權資產價格的格蘭杰原因，即從時間上來說，煤炭價格對碳權資產價格有影響。

3.交易時間因素差異修正方法

基于上述實證分析，能源價格中煤炭價格的變動在一定程度上可以反映碳權資產價格的變動。煤炭價格市場化程度在我國改革進程中已取得長足進步，部分交易數據可以反映市場供需變動。因此利用碳權資產價格與煤炭價格之間長期均衡的關系，在市場法評估中，據此調整交易時間因素。

因此，碳權資產市場法應用中，時間因素的調整可以采用煤炭價格指數進行調整，具體調整方法如下：

交易時間調整系數=1-[（待估資產評估基準日時點煤炭價格指數-可比案例交易時點煤炭價格指數）/可比案例交易時點煤炭價格指數] （2）

（二）行業因素差異修正

1.思路設計

我國目前已經建立了七個碳排放權交易試點，納入碳排放配額管理的企業涉及鋼鐵、水泥、化工等多個行業。碳權資產是納入碳排放配額試點企業的新增資產，其購置價格是公司得以繼續生產的新增成本；各行業因為工藝過程、市場環境、減排技術等因素存在差別，使得減排難度和減排成本也各不相同。碳權資產價格是市場的統一價格，但相同的碳權資產價格作為企業發展過程中的成本，對每個行業利潤的影響程度是不同的，也反映了行業在減排過程中市場競爭力的大小。通過衡量碳成本對各行業利潤的影響程度，可以從側面反映行業減排難度和減排成本。行業碳成本對行業利潤有較大影響的企業，意味著企業減排難度較大，此時在對企業所擁有的非自用、可用于在二級市場上交易的盈余碳權資產價值進行評估時，可以根據可比交易案例所處行業的減排難度進行適當的行業差異調整[4]。

2.碳成本對行業利潤的影響度

各行業碳排放量和碳均價的乘積，除以行業年利潤可大致測算出碳成本對行業利潤的影響程度。據世界銀行報告，工業生產過程中化石能源的消耗和燃燒產生的二氧化碳量占到了二氧化碳全部排放量的70%以上，因此可以通過計算工業行業各化石能源的消費量，得到二氧化碳排放量情況。

Fi：碳權資產價格引起的企業額外成本占該行業利潤的比重；EDi：行業i生產過程中二氧化碳直接排放量，單位為噸（t）[5-6]；EIi：行業i生產過程中的二氧化碳間接排放量；P：碳均價；Ri：行業利潤。

在我國，工業行業是碳排放交易市場的減排主體，相較于其他行業會產生較多的二氧化碳排放量，故本文將工業行業的細分行業作為碳排放量的測算對象。根據《中國統計年鑒》中“按行業分能源消費量”的統計指標，將工業行業劃分為41個細分行業[7]，表4為計算得到的2014年各個行業的二氧化碳排放量及碳成本對行業利潤的影響程度。

通過表4可以看出，化學原料和化學制品制造業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉和壓延加工業，石油加工、煉焦和核燃料加工業等一些重工業二氧化碳排放量大。而許多輕工業的電力消耗較大，導致其二氧化碳間接排放量較大。另外，如有色金屬冶煉和壓延加工業等細分行業因高耗能行業產值大，能源消耗量大，相應污染物排放量也多，因此受碳成本影響大。而這些行業是我國減排的重點目標。

3.行業因素差異修正方法

在減排大環境下，碳成本對利潤的影響程度在各行業間差異化顯著，同時反映出不同行業對碳成本帶來的行業利潤損失的抵御能力不同。評估實務中，可對41個工業細分行業進行分類，進行市場法行業因素調整時，處在相同行業分類的碳權資產不需要進行調整，影響力相差程度較大且不同分類之間的行業間可以參照碳價對行業利潤的影響能力進行打分，然后進行相應的調整。若參照案例所處行業受碳成本的影響低于被評估企業所處行業，在進行行業因素調整時，可以乘以大于1的調整系數，對參照案例的價格進行相應的調整。

因此，行業差異調整系數公式如下：

行業差異調整系數=待估企業所屬行業類別打分值/參照企業所屬行業類別打分值 （4）

（三）區域因素差異修正

1.思路設計

從目前市場上已有的部分碳權資產交易案例來看，碳權資產在全國范圍內各個地域之間的成交價格存在差異。經濟較發達地區的碳權資產交易價格一般高于欠發達地區；減排能力高的區域碳權資產交易價格也會高于減排能力低的地區。因此，采取市場法對碳權資產估值時，應修正區域因素差異。

本文選取各省年度地區生產總值、年度人均GDP等六項指標作為衡量區域經濟發展程度的細分指標，選取碳生產力、人均二氧化碳排放量等六項指標作為衡量產業結構的細分指標（詳見表5）。并據此分別對我國各地域經濟發展程度指標和產業結構指標進行主成分分析和聚類分析，根據結果，對相似區域和差別較大區域進行打分，分值越大代表區域經濟發展程度越好、區域產業結構相對合理，進而得到區域調整的經濟發展程度調整系數和產業結構調整系數。

2.實證分析

（1）數據來源

本文選取了2014年的統計數據進行實證分析，計算CO2排放量時的相關數據和運算方法同本文行業調整因素部分相一致。因西藏、香港、澳門及臺灣等區域的部分數據無法獲得，故將其剔除。

（2）實證分析及結果

本部分實證分析采用主成分分析法對各類指標進行篩選、提取并計算出主成分，對各類指標主成分進行聚類分析，得到各區域分類結果，并據此進行打分，得到區域差異修正系數。

首先，對經濟發展發展程度指標進行實證檢驗。

主成分分析之前對數據進行相關性檢驗，結果見表6。Bartlett球度檢驗統計量為286.165，檢驗的P值為0。說明代表經濟發展程度的幾個變量之間有較強相關性。而KMO統計量為0.713，高于0.7，說明樣本數據適合進行主成分分析。

抽取特征值大于1的主成分，總方差解釋表如表7。

表7顯示了主成分可以解釋的總方差，第一個主成分特征根為4.107，占總特征根的68.449%，表示第一個主成分代表了原始變量68.449%的信息，可見第一個主成分對全部原始變量解釋已經很充分了；第二個主成分特征根為1.619，方差貢獻率26.986%。提取的兩個主成分的累計方差貢獻率已達到90%以上，能較全面地反映原樣本數據信息。在基本保留原樣本信息的情況下，用兩個主成分代替之前的六個指標，抽取的兩個主成分的因子載荷矩陣見表8。

根據因子負荷矩陣計算得到的特征向量矩陣如表9。

利用公式得到的主成分指標Y1、Y2，使用系統聚類中的Wards method，采用平方歐式距離度量方法，對主成分進行聚類分析，結果見表10。

其次，對產業結構類指標進行實證檢驗。

由表11可知，Bartlett球度檢驗統計量為238.607，檢驗的P值為0；KMO統計量為0.707，表明原始變量之間具有較強相關性，說明產業結構類樣本數據可以進行主成分分析。

表12中可以看出根據特征值大于1的原則抽取了2個主成分，這兩個主成分解釋的方差占總方差的86.425%，可以代表樣本指標中大部分信息。抽取的兩個主成分的因子載荷矩陣如表13。

由因子載荷矩陣計算得到特征向量如表14。

3.區域因素差異修正方法

碳權資產是經濟發展到一定階段制度安排的產物，不同經濟發展階段碳權資產的價格表現并不相同，其地域特征明顯。一般而言，經濟欠發達地區碳權資產對企業價值貢獻的絕對值及相對值都較小，交易價格一般低于經濟發達地區；經濟發達地區的產業結構較為合理，交易價格也較高。

基于以上分析，在對碳權資產的市場法評估中，地域因素的差異修正可通過以上方法進行區域分類，在一定程度上避免評估主觀性。區域差異調整系數公式如下：

區域差異調整系數=待估企業所在區域類別打分值/參照企業所在區域類別打分值 （9）

四、研究結論

在全國碳權資產相關交易愈加活躍和即將構建全國碳排放權交易市場的背景下，本文從資產評估市場法的可行性分析出發，論證了市場法在碳權資產估值中的可行性。在市場法修正上，根據市場法評估原理和碳權資產交易特性，選取了三個關鍵調整因素即交易時間因素、區域因素、行業因素。并結合實證分析，確定了市場法三個可比因素差異修正思路和方法，構建了碳權資產市場法差異修正模型，使得差異修正過程更加科學合理。這將有利于為資產管理者和交易方提供價值參考，使相關交易活動更加科學合理；有利于促進碳排放權交易市場的健康發展，滿足我國可持續發展和生態文明建設的客觀需要。

【參考文獻】

[1] 萬林葳，朱學義.低碳背景下我國企業碳資產管理初探[J].商業會計，2010（17）：68-69.

[2] 梁美健，羅亞麗.碳排放權的資產觀及其評估的若干思考[J].山東工商學院學報，2016，30（2）：23-26

[3] 劉萍，陳歡.碳資產評估理論及實踐初探[M].北京：中國財政經濟出版社，2013.

[4] 李繼峰，張沁，張亞雄，等.碳市場對中國行業競爭力的影響及政策建議[J].中國人口·資源與環境，2016，23（3）：118-124.

[5] IPCC. 2006 Guidelines for national greenhouse gas inventories：volume Ⅱ[EB/OL].http：//www.ipcc.ch/ipccreports/Methodology-reports.htm.

[6] 國家發展改革委應對氣候變化司.省級溫室氣體清單編制指南[EB/OL].http：//www.docin.com/p-297792786.html，2011.

[7] 國家統計局能源統計司，國家能源局綜合司.中國能源統計年鑒2015[M/CD].北京：中國統計出版社.