碳交易政策與制造業高質量發展：空間溢出效應

毛春苗 黃穎樑

（貴州財經大學大數據應用與經濟學院 貴州貴陽 550025）

0 引言

隨著全球氣候變化不斷加劇，減少溫室氣體排放已經成為各國政府亟需解決的問題之一。作為一項重要的節能減排措施，碳交易政策通過對二氧化碳排放權進行交易與定價，來引導污染主體采取更加環保和低碳的生產方式，從而激勵其減少碳排放和提高能源使用效率。尤其在制造業領域，碳交易政策具有重要的意義。在當前經濟全球化和國際產業分工的背景下，我國制造業規模已經連續13 a 位居全球首位，這對于推動經濟發展和實現產業轉型升級具有重要意義。然而，制造業也面臨著產能過剩、環境污染、能源消耗等諸多問題需要得到有效的解決，以確保可持續發展和實現更加綠色、環保的生產方式。實施碳交易政策，在宏觀層面可以促進制造業向低碳、綠色、可持續的方向轉型；微觀層面可以推動技術創新和產品升級，從而提升企業的競爭力和核心價值。在此背景下，各國政府相繼實施碳交易政策，以期實現在環境保護和經濟發展之間的平衡。

碳交易政策的核心是通過將二氧化碳排放權進行交易，使企業能夠根據其自身的減排需求和實際情況來購買或銷售排放權。這樣的交易機制激勵了企業減少碳排放并提高能源效率。目前學者們對碳交易政策機制的研究集中在減排效應［1-2］、經濟效應［3］、技術創新效應［4-5］。此外，碳交易政策作為市場型環境規制，還可以通過發揮其成本效應與創新補償效應影響制造業的發展［6］。對成本效應而言，高污染主體為了達到規定的碳排量，會增加環保基礎設施的投入以及運行，這會增加企業的生產成本，擠占用于技術升級的資金，從而不利于技術創新，阻礙制造業高質量發展。對創新補償效應而言，由于碳交易政策的實施，企業需要購買碳配額以覆蓋其排放量，這意味著企業需要加強對生產流程的監測和控制，以及開發和采用更加節能和環保的技術和設備，從而減少其碳排放量［7］。同時，為了滿足碳交易市場的需求，企業也需要不斷地探索和開發新的低碳技術和產品，提高其市場競爭力。因此，碳交易政策的實施可以激發企業的技術創新，推動制造業向高質量發展的方向轉變。除此之外，碳交易政策可能還會帶來一系列的空間溢出效應。這些效應可能通過多種渠道在不同的區域和行業之間產生影響，從而對整體經濟產生積極作用。但現有文獻較少涉及碳交易政策對制造業高質量發展的影響所產生的空間溢出效應，因此，深入研究碳交易政策對制造業的空間溢出效應對于促進制造業高質量發展具有重要的現實意義。

在中國，碳交易政策已經在國家層面推出了試點和示范項目，并逐步擴大到地方和企業層面。尤其是在制造業等高能耗、高排放行業，碳交易政策不僅是推動環保和節能減排的重要措施［8］，也是引導污染行業實現高質量發展和可持續發展的重要手段。作為貢獻二氧化碳排放量的行業之一，制造業對碳交易政策的反應至關重要。基于此，本文采用2009—2020 年中國30 個省的面板數據（不包含西藏以及港澳臺地區），運用雙重差分法以及構建空間杜賓模型的方式，探討碳交易政策對制造業高質量發展的影響及其空間溢出效應，期望為碳交易政策未來在其余行業的落實、碳市場的平穩運行提供意見。同時，希望在碳交易政策的視角下，為促進制造業高質量發展提供有益的政策性啟示。

1 研究設計

1.1 模型構建

雙重差分法模型是評估政策效果的經典方法，本文采用2009—2020 年我國30 省面板數據（不包含西藏以及港澳臺地區），將碳排放權交易試點作為一項準自然實驗，選取雙重差分法進行評估碳排放權交易對制造業高質量發展（High-quality development of manufacturing industry，HDMI）的影響。由于國家發展改革委在2011 年頒布了《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，上海、北京、廣東、深圳、天津、湖北、重慶等地的試點工作正式開啟，并于2013 年起正式運行。因此，本文將2013 年作為政策沖擊的時間節點，處理組為除深圳外的其余6 個地區（借鑒已有研究，將隸屬于廣東省的深圳不做單獨分析）。模型如式（1）：

式中：HDMIit表示地區i 在t 年的制造業高質量發展水平；α1為常數項系數；β1為重點關注的核心解釋變量系數；DID 表示本文的核心解釋變量試點政策，其為個體虛擬變量（Treat）與時間虛擬變量（Post）的交乘項，試點地區treat=1，否則為0，當時間大于等于2013 時，post=1，否則為0；β3為控制變量系數；Xit表示控制變量；μi表示個體固定效應；δt表示時間固定效應；εit為隨機擾動項。

為了研究碳交易政策與制造業高質量發展之間的空間溢出效應，在式（1）的基礎上，構建空間誤差模型（Spatial error model，SEM）、空間杜賓模型（Spatial durbin model，SDM）以及空間自回歸模型（Spatial auto regression modal，SAR）。同時，設定了經濟距離空間權重矩陣與地理距離矩陣衡量省市間的區位變化。模型如式（2）～（6）。

式中：W1為經濟距離空間權重矩陣；GDPi及GDPj分別表示省份i 和省份j 的GDP；W1為地理距離矩陣；dij代表不同省份間的空間距離；i 和j 分別表示不同省份；ρ 表示臨近省市制造業高質量發展對本省市制造業高質量發展的影響；θ 為空間相關性強度；β4為控制變量的空間滯后項；r1為臨近省市碳交易政策的實施對本省市制造業高質量發展的空間溢出效應；其余變量同式（1）的解釋保持一致。

1.2 變量說明

1.2.1 被解釋變量：制造業高質量發展（HDMI）

借鑒了吳南等［9］的研究，從經濟效益、創新效率、高端程度、綠色發展和信息化水平5 個方面，并運用熵值法對制造業高質量發展水平進行分析，如表1 所示。

表1 制造業高質量發展指標

1.2.2 核心解釋變量

該變量為雙重差分模型的交互項（Treat×Post），用DID 表示。Treat 為個體虛擬變量，Post 為時間虛擬變量。將試點省份Treat 賦值為1，非試點省份Treat 賦值為0；對時間虛擬變量而言，由于碳交易政策于2013 年正式實施，2013—2020 年期間Post 賦值為1，其余年份Post 賦值為0。

1.2.3 控制變量

本文選取了5 個控制變量：①城鎮化水平（Urbanization level，UL）：城鎮人口占年末總人口的比。②公共交通發展水平（Public transport development level，PTDL）：每萬人擁有公共交通車輛。③道路建設水平（Road construction level，RCL）：人均城市道路面積。④人民生活水平（People's living level，PLL）：全體居民人均可支配收入的對數。⑤對外開放水平（Level of opening up，LOU）：外商投資總額占GDP 的比。

1.3 數據來源

本文數據來源于國家統計局數據庫、2009—2020 年的《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》和各省的統計年鑒等。由于部分省份存在數據缺失問題，本文最終選擇了我國30 個省（不包含西藏以及港澳臺地區）。變量描述性統計結果如表2。

表2 描述性統計

2 實證結果與分析

2.1 基準回歸結果

對于式（1）首先運用雙重差分法模型進行基準回歸分析，在進行雙重差分法估計前，需要進行平行趨勢檢驗，即試點地區與非試點地區在政策沖擊前應有相同的變化趨勢。檢驗結果如表3，可以看出在政策實施前，回歸系數均不顯著，但在政策實施后第2 年至第7 年間，回歸系數顯著為正，且數值逐漸增加。表明了在政策實施前試點地區與非試點地區并沒有顯著差別，但在政策實施后，其對制造業高質量發展的正向作用隨著時間的增加而增大。故通過了平行趨勢檢驗。

表3 平行趨勢檢驗

初步分析碳交易政策對制造業高質量發展的影響效應，回歸結果見表4。（2）列僅考慮在添加時間固定效應下碳交易政策對制造業高質量發展的影響，結果顯著為正；（1）列在（2）列的基礎上加入了個體固定效應，結果仍然顯著為正；（4）列在（1）列的基礎上增添了控制變量，（3）列在（2）列的基礎上納入了控制變量，且結果均在1%的水平下通過了顯著性檢驗。表明碳交易政策能夠提高制造業高質量發展水平。

表4 基準回歸分析

2.2 空間溢出效應回歸分析

進行空間計量分析的前提是檢驗變量間是否存在空間自相關性。空間自相關通常被描述為一種反映空間數據中各個位置之間的相似性和相關性的統計指標。它用于衡量空間數據中同一屬性的不同地點之間的相關性程度，并能夠提供更深入的空間分析和模型預測。本文選取全局莫蘭空間自相關方法進行空間相關性檢驗［10-11］。結果如表5。

表5 制造業高質量發展綜合指數的Moran’s I 指數

從表5可以看出，2009—2020年間，Moran’s I的值在［-1，1］范圍內顯著為正，z 值均超過了臨界值1.96（1%顯著性水平的臨界值為1.96）。表明省份間的制造業高質量發展水平存在空間相關性，可以進行空間計量分析。為了選擇合適的空間計量模型，進行了LM 檢驗，LR 檢驗以及Wald 檢驗，結果如表6 所示。其中，LM_Error_test、R_LM_Error_test 分別在5%以及1%的水平下顯著拒絕原假設，LM_Lag_test、R_LM_Lag_test同樣分別在5%、1%的水平下顯著拒絕原假設，說明了同時存在空間滯后項與空間誤差效應，即應選擇SEM 與SAR 模型的結合SDM 模型。LR 檢驗和Wald 檢驗的指標均顯著，故SDM不會退化為SAR 或SEM 模型。故選擇SDM 模型。

表6 空間模型檢驗結果

空間杜賓模型回歸結果見表7。從表7 可以看出，不同的權重矩陣求出的回歸結果存在差別，但影響方向均為正。總體表明省市制造業高質量發展水平不僅受到本省市碳交易政策的影響，還受到其他省市碳交易政策實施以及其制造業高質量發展水平的影響。其中，rho 在1%的水平下通過了顯著性檢驗，說明了省份間制造業高質量發展水平存在顯著的空間溢出效應。無論是選取W1 權重矩陣還是為W2 權重矩陣，W*DID 的估計系數均顯著為正，再次證明了本省市實施的碳交易政策能夠提升臨近省市制造業的發展。

表7 空間杜賓模型回歸結果

碳交易政策的實施會對臨省的制造業高質量發展產生空間溢出效應，將影響效應進一步細分為直接效應、間接效應（溢出效應）和總效應。表8 展示了空間溢出效應的分解結果。其中，DID 的直接效應和溢出效應均顯著為正，表明碳交易政策不僅對本省市的制造業發展產生了積極效果，還對臨近省份產生了正向的溢出效應。同時，控制變量在W1 中對經濟距離矩陣的結果比W2 地理距離矩陣的顯著性水平更低，可以說明選取的控制變量對地理距離相近的省份的空間溢出效應更大。可能是因為省份間地理距離比經濟距離更能帶動各個因素之間的流動，產生更強的溢出效應。

表8 空間溢出效應分解結果

3 結論與啟示

本文選取我國2009—2020 年30 個省份的數據（不包含新疆、西藏以及港澳臺地區）作為研究對象，運用熵值法測度了制造業高質量發展水平，將2013 年正式實施的碳交易政策作為一項準自然實驗，運用雙重差分析了碳交易政策對制造業高質量發展的影響，并進一步選取了合適的空間杜賓模型對其空間溢出效應進行了探究。研究表明：碳交易政策提高了制造業高質量發展水平，同時，城鎮化以及公共交通的發展對制造業高質量發展產生積極影響。此外，制造業高質量發展水平具有空間相關性，碳交易試點政策不僅會促進本省份制造業高質量發展，還能夠對鄰近省份產生正向空間溢出效應。

以下是基于本文研究結論的政策啟示：

（1）大力推進碳市場的建設，推動更多行業以及更多地區的覆蓋。從本文的研究結論可以看出，碳交易政策對制造業高質量發展有顯著的正向作用。因此，我國需要采取一系列有力措施來推進碳市場建設。一方面，政府可以通過構建穩定、透明的碳定價機制，促進企業減少碳排放并購買碳配額，以減輕碳排放的成本壓力；另一方面還能夠建立有效的碳配額交易市場，確保碳配額交易的公平、透明和有序。同時，政府應該鼓勵碳市場相關技術和產業的創新發展，促進碳市場的健康運行。最后，政府應該加強公眾和企業的宣傳和教育，提高他們對碳排放和碳市場建設的認識和理解，促進公眾和企業的積極參與。

（2）激發碳交易市場的空間溢出效應，推動制造業高質量發展。空間溢出效應結果顯示，碳交易政策在實施中不僅能提升本省份制造業高質量發展水平，還可以對臨近省份的制造業發展產生正向溢出效應。首先，可以采用適當的政府干預對碳交易市場進行機制以及規則的優化，增加減排主體參與碳市場的信心。通過擴大市場的涵蓋主體增加碳交易政策的溢出效應。其次，發揮試點省份的模范帶動作用，完善公共基礎設施，增強區域間節能減排經驗的交流與合作。最后，在條件允許的情況下，建立國際碳交易機制，促進全球碳市場的互聯互通和合作發展，擴大市場的規模和影響力，進一步擴大溢出效應的影響范圍。