碳交易對綠色全要素生產(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，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，其根本目標(biāo)是改變一直以來的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，改變對資源的高度依賴，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)到早日實現(xiàn)美麗中國建設(shè)目標(biāo)。積極應(yīng)對氣候變化，落實碳減排政策，既是我國貫徹落實“五大發(fā)展理念”、實現(xiàn)“兩個一百年”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)入新時代以來，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和社會主要矛盾變化，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)、打贏污染防治攻堅戰(zhàn)，2012 年碳排放權(quán)交易市場自此進(jìn)入“建設(shè)”階段，在政策越來越具體化的同時，碳交易步入了全面“實施”階段。因此，在當(dāng)前新時代呼吁綠色發(fā)展理念和碳交易全面開展的背景下，研究中國碳交易對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制是必要的，且綠色全要素生產(chǎn)率作為衡量國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的一個重要指標(biāo)，研究其背后的推動作用具有理論價值，以便于在實現(xiàn)中國經(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完善的過程中更好地發(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，歷來備受爭議，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、市場激勵型、自愿型［7］。碳交易作為市場激勵型環(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)境績效的指標(biāo)，相對于傳統(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，更符合新時代經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展理念。我國碳市場實踐顯示，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］，但在其如何對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的問題上，國內(nèi)外學(xué)者尚未達(dá)成一致觀點。成本論支持者認(rèn)為，碳交易會增加額外支出，對創(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［9］；競爭論支持者認(rèn)為，碳交易產(chǎn)生的“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)會倒逼企業(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］；波特假說論支持者認(rèn)為，短期內(nèi)碳市場對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響，但長期來看會形成正“U”型關(guān)系。基于目前學(xué)者的研究成果，本文提出假設(shè)1。

H1a：碳交易政策的實施能提升綠色全要素生產(chǎn)率；

H1b：碳交易政策對綠色全要素的影響具有時效性。

目前國內(nèi)外學(xué)者對碳交易影響機(jī)制的討論大致分為三個方向：①研究碳交易對低碳技術(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)為研究對象，采用三階段DEA 方法進(jìn)行技術(shù)進(jìn)步測算，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A 股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分驗證了碳交易對專利申請總量、發(fā)明專利申請和新型實用專利申請均有正向影響［13］。②研究碳交易對要素結(jié)構(gòu)高級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30 個省份面板數(shù)據(jù)，采用CES 生產(chǎn)函數(shù)對要素替代率進(jìn)行測定，發(fā)現(xiàn)資本與能源的替代彈性對碳強(qiáng)度有抑制作用［14］；路正南和羅雨森（2020）對碳交易技術(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）通過引入溢出指數(shù)模型考查了中國碳市場和能源市場的波動溢出效應(yīng)，探究了兩市場間的聯(lián)動機(jī)制，發(fā)現(xiàn)碳市場價格的提升會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研究碳交易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進(jìn)作用。孫振清等（2020）基于2005—2017 年我國30 個省份面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型驗證了碳交易政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、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)用合成控制法對碳交易的低碳創(chuàng)新作用進(jìn)行了評估，并研究了各試點創(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，且與地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生了良好協(xié)同作用［18］。綜上，碳交易對綠色全要素的影響機(jī)制如圖1 所示。

圖1 碳交易對綠色全要素生產(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、能源和資本三項，其中，勞動投入指標(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 來代替，平減至以2000 年為基準(zhǔn)的不變價格水平；非期望產(chǎn)出指標(biāo)為CO2排放量。對于CO2排放量的計算，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)，計算我國30 個省份的CO2排放量。CO2的計算方法參考聯(lián)合國氣候變化政府間專家委員會（IPCC）報告［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：①時間虛擬變量（T），時間節(jié)點為碳排放權(quán)交易啟動前后，若在碳交易啟動之后，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)是否實施碳交易，若實施，則取Treat=1，否則取Treat=0。

3.控制變量。

為了控制其他因素對政策效應(yīng)的影響，本文參考國內(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)模通過各地區(qū)城鎮(zhèn)化率表征，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過人均GDP 的對數(shù)值衡量，科技水平通過政府間R&D投入測度。

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

1.雙重差分模型應(yīng)用

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

其中：GTFPit表示第i個省份在t時的綠色全要素生產(chǎn)率；Tt為時間虛擬變量，此處選用2013 年作為碳排放權(quán)交易政策啟動年份，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個省份為碳交易試點省份，即處理組，Treati=0 表示第i個省份為非碳交易試點省份，即對照組；交乘項TtTreati的估計系數(shù)度量了碳交易對綠色全要素生產(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)、對外開放水平、城鎮(zhèn)化率；αi表示個體固定效應(yīng)；γt表示時間固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)擾動項。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)的一種效率計算方式。學(xué)者們在進(jìn)行綠色全要素生產(chǎn)率測算時，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）來測度中國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時期的方向距離函數(shù)為測算軟件為DEAP 2.1。

本文研究樣本為國內(nèi)30 個省份（不包括西藏和港澳臺地區(qū)），數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(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)計見表3所列。

表3 描述性統(tǒng)計分析

四、實證結(jié)果分析

（一）綠色全要素生產(chǎn)率測度

從圖2 來看，中國綠色全要素生產(chǎn)率水平總體趨勢穩(wěn)定，存在一定波動，二氧化碳排放量存在較大區(qū)域差異。從四大區(qū)域（1）來看，東部地區(qū)整體的綠色績效大于中部、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，從而降低了綠色全要素生產(chǎn)率，這一點在西部地區(qū)體現(xiàn)得尤為明顯［25］。這說明中部、西部地區(qū)在繼續(xù)加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的同時，更需要注重經(jīng)濟(jì)增長與發(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，且面臨勞動力不斷流失的困境，這說明在經(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)率及碳排放變動情況

（二）DID回歸結(jié)果分析

碳交易試點的推進(jìn)相當(dāng)于一個準(zhǔn)自然實驗，因此，本文運(yùn)用DID 方法對碳交易政策綠色效益進(jìn)行初步評估，且為規(guī)避時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)的影響，采用雙向固定模型。回歸結(jié)果見表4所列。

表4 碳交易對綠色全要素影響檢驗

續(xù)表4

表4 第（1）列為沒有加入控制變量的估計結(jié)果，交乘項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結(jié)果，交乘項回歸系數(shù)分別在5%和1%水平上通過顯著性檢驗，對比來看，TtTreati 系數(shù)變化不大，且均顯著為正，表示碳交易政策的實施對試點地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果顯著，由此，本文H1a得以驗證。從控制變量的回歸結(jié)果來看，人均GDP 系數(shù)顯著為正，說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對綠色全要素生產(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)型升級已成為實現(xiàn)綠色發(fā)展的重要推動力，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。

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

表5為碳交易政策動態(tài)性檢驗結(jié)果，可以看出，無論是否加入了控制變量，2013—2018年碳交易政策的系數(shù)基本都通過了顯著性檢驗。第（1）列中，2013—2015年碳交易對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)絕對值逐年增加，表明碳交易政策的確存在動態(tài)效應(yīng)，且近幾年對綠色全要素生產(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)來完成履約，而隨著碳市場配套體系完善、政府補(bǔ)貼、低碳技術(shù)投入，長期而言企業(yè)會選擇充分發(fā)揮主觀能動性來實現(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 碳交易政策動態(tài)性檢驗

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，首先通過交互項DID對控制變量進(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，對碳交易的綠色全要素提升作用進(jìn)行利穩(wěn)健性檢驗，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)一步驗證了H1a。

表6 Logit回歸結(jié)果

表7 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗

從上文各類檢驗結(jié)果綜合來看，碳交易促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率且存在時效性。為進(jìn)一步考察碳交易對綠色全要素驅(qū)動因素的作用，本文進(jìn)行機(jī)制檢驗來識別背后的原因，檢驗結(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)代表了碳交易對綠色全要素生產(chǎn)率驅(qū)動因素的凈影響。回歸結(jié)果顯示，碳交易對PGDP、RD、ES、IS 的凈影響顯著為正，而對UI、FDI作用不顯著，即對城鎮(zhèn)化作用不顯著且對FDI 產(chǎn)生擠出效應(yīng)。該項機(jī)制檢驗結(jié)合前文的DID 檢驗共同驗證了H2，即碳交易能通過提升科技投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、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。隨著生產(chǎn)要素在區(qū)域間流動、合并、重組的趨勢加快，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，過度蔓延對其促進(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，碳市場實踐顯示，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)展的問題上，觀點尚不明朗。因此，本文首先采用Malmquist-Luenberger 指數(shù)測度了2007—2018 年中國30 個省份的綠色全要素生產(chǎn)率，然后通過雙重差分及PSM-DID 穩(wěn)健性檢驗驗證了碳交易對綠色全要素生產(chǎn)率的推動作用，最后通過機(jī)制檢驗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，在2016 年前后具有明顯的階段性特征，表明碳交易政策對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有時效性，近期碳交易確實能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長，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碳交易能通過提升科技投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、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。

（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)大碳市場覆蓋范圍。在實施“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，以最低的社會成本，實現(xiàn)減排目標(biāo)，推動我國綠色低碳循環(huán)發(fā)展。

（2）鼓勵引導(dǎo)低碳技術(shù)創(chuàng)新。中國推行碳排放權(quán)交易的主要目標(biāo)是減少碳排放，在機(jī)制上主要是通過激勵低碳技術(shù)進(jìn)步來實現(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)對氣候變化、降低長期減排成本的最重要且最有效的手段。加大對綠色技術(shù)創(chuàng)新的補(bǔ)貼力度，加強(qiáng)風(fēng)險識別和管控。創(chuàng)新具有高風(fēng)險性，企業(yè)對綠色技術(shù)過多的投入可能會對生產(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，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，降低綠色產(chǎn)品稅費(fèi)以鼓勵綠色技術(shù)擴(kuò)散。

（3）根據(jù)產(chǎn)業(yè)性質(zhì)制定減排目標(biāo)。實現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和是一場廣泛而深刻的經(jīng)濟(jì)社會系統(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，勢必導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)方面的巨大代價。因此，合理的減排目標(biāo)是促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵因素，也是維持碳交易與綠色全要素雙向互動關(guān)系的保障機(jī)制，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的雙贏。加快推進(jìn)重點行業(yè)領(lǐng)域的減污降碳行動，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。“十四五”是碳達(dá)峰的關(guān)鍵期、窗口期，當(dāng)前國家大力倡導(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)整對減排降耗的重要性。目前我國碳市場實踐證明，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，企業(yè)應(yīng)逐漸從依靠能源消耗過渡到依靠人力資本、RD 投入等提升產(chǎn)量，以實現(xiàn)要素結(jié)構(gòu)高級化，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提高行政管理效能。作為碳交易市場重要的主體，上市公司完整、及時、準(zhǔn)確披露環(huán)境信息，接受社會監(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)社會責(zé)任，又會拉動綠色消費(fèi)需求，提高公眾環(huán)保意識。

注 釋：

（1）四大區(qū)域為：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南10個省份；中部地區(qū)包括山西、安徽、河南、湖北、湖南、江西6 個省份；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個省份。