“雙碳”目標下異質性氣候政策的收人分配效應

中圖分類號 F061.3 文獻標志碼A 文章編號1002-2104（2025）06-0075-13

DOI：10. 12062/cpre.20241131

二氧化碳等溫室氣體排放具有負外部性特征。由于市場價格機制無法有效界定排放主體的責任，政府需要通過政策手段為碳排放定價，并為企業明確排放權屬，氣候政策由此應運而生。從1992年的《聯合國氣候變化框架公約》到2016年的《巴黎協定》，世界各國實施了一系列應對氣候變化的戰略、措施和行動。在此過程中，氣候政策的類型已相對成熟并趨于穩定，主要包括命令控制型、市場型、公眾參與型和自愿行動型等，其中又以命令控制型與市場型為主[1-2]。作為負責任的大國，中國高度重視氣候變化問題，在積極推動構建公平合理、合作共贏的全球治理體系的同時，采取更加有力的政策措施，扎實推進“雙碳”目標的實現。然而，中國正處于綠色低碳轉型的過渡期，氣候政策的實施不僅會直接影響溫室氣體排放，也會對企業和個人等政策主體產生一定的經濟影響[3-4]。據2023年《中國統計年鑒》統計，不同群體間、城鄉間人均可支配收入差距明顯，低收入家庭的可支配收入僅為高收入家庭的1/10，農村居民的可支配收入僅為城鎮居民的 1/2 。在目前中國發展不平衡不充分問題仍然突出的背景下，如何在碳減排的基礎上改善收入分配格局、優化收入分配結構成為亟待解決的重要議題。因此，本研究聚焦于收人分配這一共同富裕目標的核心所在，探究在“雙碳”目標的約束下，不同氣候政策對收入分配的影響與作用機制差異，為協同實現“雙碳”目標與共同富裕目標拓展思路。

1文獻綜述

本研究聚焦的氣候政策是以降碳為核心目標的環境規制，與既往以減污和降碳為一體的復合型環境規制相區別。對命令控制型氣候政策與市場型氣候政策在規制屬性與作用機制上的差異，現有研究主要圍繞3個維度展開。一是氣候政策的環境效應，主要聚焦于命令控制型與市場型氣候政策的減排效應比較。多數研究表明，命令控制型氣候政策通過嚴格標準形成強制性約束，市場型氣候政策依托價格信號引導企業自主調整，因此兩類氣候政策均具有顯著的減排效果，但與命令控制型氣候政策相比，市場型氣候政策的減排效果呈現顯著弱化特征[5-6]。二是氣候政策的創新效應。以往實證研究表明，命令控制型氣候政策遵循成本效應，且缺乏動態激勵機制，創新資金的“擠出效應”使得無論是以專利還是生產率度量的企業創新成效，其效果都不顯著或趨近于零；而市場型氣候政策則通過創新補償效應實現降碳成本內部化，加快推動了企業綠色技術創新[7-9]。三是氣候政策的就業效應。既有研究表明，命令控制型氣候政策會壓縮企業的成本轉嫁空間，導致受規制企業將降碳成本內部化為人力資源成本，最終表現為裁員及薪資水平下降[10-1]。相比之下，市場型氣候政策使得企業通過綠色技術創新實現生產效率的提升，形成新的利潤增長點，進而擴大就業規模[12]。

僅有少量文獻關注到收入分配效應的經驗討論。部分研究從單一環境規制角度切人進行了初步探索，認為：市場型氣候政策能夠促進勞動收入份額增長[13-14]，或是縮小區域和城鄉收入分配的差距[15-17]；而命令控制型氣候政策會降低勞動收入份額與工人收入，起到相反效果[18-19]。也有學者基于復合型環境規制研究框架指出，命令控制型環境規制會顯著加劇城鎮居民收入不平等，而市場型環境規制對收入分配的影響程度較小且不顯著[20]。

綜上，學術界關于命令控制型與市場型氣候政策的研究已然頗多，為本研究奠定一定的基礎，但主要聚焦于環境效應、創新效應與就業效應，對于收入分配效應的經驗討論仍有不足：第一，現有研究對命令控制型與市場型氣候政策的優缺點探討仍存爭議，需要從減排、創新與就業維度之外進行更多維度的分析。第二，關于異質性氣候政策的收入分配效應及內在機理的研究較為匱乏。即使有研究涉獵，也主要是從企業勞動者的薪資角度進行討論，亟待更加深入的探討。相對于已有研究，本研究主要從以下方面開展研究：第一，從異質性氣候政策視角，通過比較命令控制型氣候政策與市場型氣候政策對收入分配的影響差異，探討氣候政策的收入分配效應，以期豐富環境規制與氣候政策領域關于治理工具選擇的學術探討。第二，現有收人分配影響機理的相關研究多從宏觀經濟政策與勞動收人份額的視角進行，本研究從氣候政策這一全新視角拓展收入分配影響因素的研究維度，期望厘清其作用機制，為“雙碳”目標和共同富裕目標的協同實現提供理論依據和實踐路徑。

2政策背景與理論假設

2.1政策背景

2.1.1命令控制型氣候政策

命令控制型氣候政策是指政府通過立法強制性減少溫室氣體排放或通過行政命令規定區域溫室氣體排放上限等方式對排放源進行直接控制。本研究以2016年10月國務院印發的《“十三五\"控制溫室氣體排放工作方案》（以下簡稱《方案》）作為命令控制型氣候政策的代表性政策。《方案》雖于2020年到期失效，但其在“十三五\"時期應對氣候變化的突出成效不容忽視，且后續降碳政策與其之間呈現明顯的政策延續與創新發展關系，故可作為典型政策進行研究。其代表性在于以下兩方面：一方面，《方案》對全國各省份設定差異化的碳排放強度下降目標，并要求地方政府強制完成。這種自上而下的指標分配模式依賴行政力量推行，體現了命令控制型氣候政策的強制性特征。另一方面，《方案》恰好配合2014年國家發展改革委《關于印發lt;單位國內生產總值二氧化碳排放降低目標責任考核評估辦法gt;的通知》，能夠將減排績效與地方政府的政績直接掛鉤。這種層級傳導的壓力機制有效強化了地方政府對《方案》的執行剛性。

2.1.2市場型氣候政策

市場型氣候政策利用稅收、補貼和排放權交易等市場化手段引導企業減少溫室氣體排放。市場化手段為企業帶來一定的生產調整空間，能夠激勵企業通過技術創新、生產過程優化等方式實現長期的去碳化生產，實現低碳發展。本研究選擇2011年10月國家發展改革委辦公廳印發的《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》（以下簡稱碳排放權交易試點政策）作為市場型氣候政策的代表性政策。該政策首批試點包括北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東及深圳7省市，旨在探索市場機制在溫室氣體排放控制中的作用。截至2014年，各試點地區交易系統正式投入運行，碳排放權交易試點市場基本建成。鑒于2011年只是試點啟動階段，2014年才標志著市場機制開始實質性發揮減排作用，因此，本研究以2014年試點市場全面建成這一政策節點作為碳排放權交易試點政策的沖擊點。其代表性在于以下兩方面：一方面，生態環境部發布的《2024年全國碳市場發展報告》顯示，中國已成為全球覆蓋溫室氣體排放量最大的市場，覆蓋了電力、鋼鐵和水泥等多個行業；另一方面，碳排放交易試點在建立時包括了東部、中部和西部等各具不同發展特點的地區，能有效探索碳排放權交易市場機制的運行。

2.2 理論假設

2.2.1 氣候政策與收入分配

本研究關注的收入分配，主要指狹義上的國民收入在社會群體之間的分配。不同氣候政策在實施過程中存在特性差異，因此對收入分配的影響方式與作用渠道也會不同。對于命令控制型氣候政策：一方面，由于減排目標的直接性與規制手段的強制性，多數研究都發現高碳行業往往需要承擔更多的外部性成本，會造成高碳行業“棕色失業”和人員減薪，降低大量中低收入群體的收人[10-11]。另一方面，當企業通過工廠遷移來應對過度規制時，規制寬松地區可能承接來自嚴格規制地區的污染產業;或者若企業采取加裝末端治理設施等短期應對措施，則可能臨時增加就業崗位。這些應對方式在一定程度上又抵消了過度規制的負面效應。因此，命令控制型氣候政策對收人分配無明顯影響。對于市場型氣候政策：一方面，因契合“波特假說”，能夠激勵企業進行技術創新，提高整體經濟效益，減輕對資本和化石燃料的依賴，促進勞動收入份額增加[13-14]。另一方面，市場型氣候政策還能夠促進傳統行業低碳轉型，為勞動力創造新的就業崗位和提供更高的就業薪資[21]，從而縮小居民收入分配差距。據此，提出研究假設H1。

H1：命令控制型氣候政策對收入分配無影響，市場型氣候政策能縮小收入分配差距。

2.2.2氣候政策、就業升級與收入分配

市場型氣候政策能夠通過就業升級提高低收入者收入，擴大中等收入群體比例，從而縮小居民收入分配差距。在“雙碳”目標引領下，中國經濟社會發展正加速從高碳模式向低碳模式轉型，勞動力結構也隨之由第一、第二產業向第三產業梯度轉移[22]。勞動力轉移現象同時涉及高技能與低技能勞動力群體。具體表現為：一方面，低技能勞動力（以農村居民為主）主要通過非農就業獲取工資性收入。研究結果表明，碳排放交易試點政策產生了顯著的就業促進效應[12.23]。在農村地區，部分低技能勞動力如農民、失業/半失業人員、老年群體及低學歷女性逐步轉向新能源產品銷售、清潔設備維護及社區環境服務等新興領域就業[24]。另一方面，隨著低碳轉型進程的深化，高耗能企業的關停雖會造成傳統行業技術工人失業，但低碳技術和服務業的快速發展有效吸納了這部分勞動力[25]，如碳市場金融分析師、可再生能源項目工程師等新興職業崗位涌現。總體而言，市場型氣候政策在提升低收入群體收入水平、促進失業人員再就業以及擴大中等收入群體規模等方面，呈現出積極的社會經濟效應。

已有研究表明，命令控制型氣候政策雖能顯著提升減排效果，但對技術創新的促進作用有限，未能產生顯著的\"波特效應”[26]，這在一定程度上制約了產業低碳轉型進程。具體而言，該類政策通過強制性碳約束手段，雖在短期內持續改善生態環境，但長期實施將導致控排企業運營成本上升、資源配置效率下降，以及全要素生產率增長受阻[27]。在企業經濟效益受損情境下，勞動力面臨著裁員和降薪的雙重壓力，尤其是對于未達減排標準的控排企業，強制性規制更直接導致企業關停，引發“棕色失業”問題。命令控制型政策體系因缺乏新興行業崗位的創造機制，難以有效吸納失業勞動力，最終表現為中等收入群體占比的持續性下降。據此，提出研究假設H2。

H2：市場型氣候政策可以通過促進就業升級來縮小收入分配差距，而命令控制型氣候政策則沒有類似的收入再分配功能。

2.2.3氣候政策、行業間技能溢價與收入分配

市場型氣候政策通過技能溢價提升低收入者收入，擴大中等收入群體規模，從而縮小收入分配差距。正如Wang等28研究發現，低碳轉型既刺激了清潔生產企業對技術人員的需求，又因企業生產力和利潤的提高增加了對非技術部門勞動力的需求。伴隨高碳行業的梯度退出與新興低碳行業的持續發展，新興低碳領域創造的經濟效益可通過幫助高碳行業員工再培訓提升自身勞動技能來提升人力資本的價值[22]。例如，原本高碳行業流水線工人經過再培訓提升自身勞動技能之后，可從事太陽能光伏板安裝等低碳行業技術崗位。一般來講，低碳行業的薪資水平要高于高碳行業[29]，因此高碳與低碳行業間的技能溢價使得低收入群體的收入提升、中等收入群體規模擴大。

對于命令控制型氣候政策，如前文所述，命令控制型氣候政策帶來低碳技術進步的效果甚微，高碳行業綠色轉型困難。若從再就業和再培訓這一視角看，過于嚴格的減排策略已經使部分控排企業承擔了外部性成本，因而企業缺乏足夠動力對失業勞動力進行再培訓，人力資本價值也并沒有提升。據此，提出研究假設H3。

H3：市場型氣候政策通過行業間技能溢價來縮小收入分配差距，而命令控制型氣候政策則沒有類似的收入再分配功能。

2.2.4氣候政策、農村清潔能源發展與收入分配

市場型氣候政策通過推動農村清潔能源發展，有助于提升低收入群體收入水平，從而縮小居民收入分配差距。農村居民的經營性收入主要來自農產品銷售、林業資源開發以及鄉村旅游經營等渠道。在碳排放權交易體系框架下，控排企業將具備充足動力研發低碳技術，發展包括天然氣、沼氣和太陽能在內的清潔能源。當高性價比、多樣化的清潔能源逐步獲得農村居民認同時，農村地區將形成能源替代效應，這不僅有助于改善森林生態環境、減緩土地退化、提升土壤肥力并減少水源污染，還能有效增加農村居民經營性收入。然而，受資金、技術和人才等因素制約，并非所有控排企業都能實現“波特效應”，特別是中小型控排企業往往需要通過購買碳排放配額和碳匯來應對碳約束。隨著碳排放權交易市場的發展，農戶可通過參與植樹造林、能源作物種植等可再生能源項目來增加碳匯，進而與有需求的企業進行交易。這為提升農民經營性收入提供了另一條有效途徑。

對于命令控制型氣候政策，由于信息不對稱以及農村不同主體的用能狀況存在差異，政策難以充分兼顧各方的規制成本[30]。例如，相較于低收入農村家庭，收入較高的農村家庭購買新能源的能力更強，更能負擔能源結構升級的成本。而低收人農村家庭可能更傾向于依賴傳統化石能源以滿足家庭能源需求，這將在一定程度上制約清潔能源在農村的推進效率和覆蓋廣度。如果清潔能源發展項目在農村地區的推廣受阻，碳約束對農村經營性收入的提升作用也將相應減弱。據此，提出研究假設H4。

H4：市場型氣候政策通過促進農村清潔能源發展來縮小收人分配差距，而命令控制型氣候政策則沒有類似的收入再分配功能。

命令控制型和市場型氣候政策對收入分配影響的理論機制如圖1所示。

圖1命令控制型和市場型氣候政策對收入分配影響的理論機制

3模型設計與變量數據

3.1 模型設計

采取雙重差分法（difference-in-differences，DID）探究異質性氣候政策對收入分配的影響。一方面，選取具有代表性的《方案》表征命令控制型氣候政策，基于不同省份碳排放強度下降目標的截面差異，結合2016年政策實施前后的時間差異，設定隊列雙重差分模型；另一方面，選取具有代表性的碳排放權交易試點表征市場型氣候政策，通過北京、天津、上海、重慶、廣東（深圳并人）湖北6試點省份與非試點省份的截面差異，以及2014年政策實施前后的時間差異，設定標準雙重差分模型。式（1）式（2）分別為命令控制型和市場型氣候政策的計量模型設定：

Y_p，t=α₀+α₁C_p，t+α₂X_p，t+λ_p+μ_t+ε_p，t

Y_p，t=β₀+β₁M_p，t+β₂X_p，t+η_p+θ_t+ζ_p，t

式中：下標 p 代表省份 ，t 代表年份；被解釋變量 Y_p，t 為p 省份 Φ_t 年的收入分配差距，用以衡量不同省份的收入分配公平程度；核心解釋變量 C_p，t 代表命令控制型氣候政策， M_p，t 代表市場型氣候政策，二者的具體設定見3.2.2；系數 α₁ 為本研究主要關注的命令控制型氣候政策效應 ?，β₁ 為本研究主要關注的市場型氣候政策效應； X_p，t 為一系列省份層面的時變控制變量； λ_p 與 η_p 代表省份固定效應，能夠控制各省份影響收入分配差距的無法觀測的非時變因素，如地理條件等； μ_t 與 θ_t 代表年份固定效應，能夠控制各年份影響收入分配差距的無法觀測的非時變因素，如宏觀沖擊等； ε_p，t 與 ζ_p，t 代表誤差項； α₀β₀ 為常數項； α₂ 、β₂ 為控制變量的待估系數。為了控制誤差項潛在的空間與序列相關性，本研究選擇將標準誤聚類在省份層面。

此外，隨著中國交通基礎設施的快速發展和區域經濟聯系的日益緊密，氣候政策實施后可能引發跨省份的交互效應，具體表現為企業遷移3和勞動力流動4等現象。這些空間溢出效應可能導致基準模型的估計結果出現偏差。為此，本研究在雙重差分模型框架下構建空間杜賓模型，以深入考察異質性氣候政策對周邊省份收入分配的空間溢出效應。

式中： _|ρ| 表示收入分配差距的空間自相關系數 ;j 表示省份； W_p，j 表示空間權重矩陣； α^′ 與 β^′ 為各解釋變量的系數； λ_p^′ 與 η_p^′ 表示省份固定效應； μ_t^′ 與 θ_t^′ 表示年份固定效應； ε_p，t^′ 與 ζ_p，t^′ 代表隨機擾動項。其他變量含義同上。

式（3）式（4）中的空間權重矩陣采用地理距離與經濟距離嵌套的空間權重矩陣。這是因為，單一的地理距離或經濟距離構建的權重矩陣均會存在一定的局限性，難以同時兼顧不同省份間的地理鄰近性與經濟聯系性。該矩陣的計算方法如下：

式中： W_p，j¹ 為地理距離權重矩陣； 為經濟距離權重矩陣； ? 表示地理權重矩陣在空間權重矩陣中所占的比例；考慮到地理和經濟因素在權重中的相對重要性，將 ? 取值為 0.5;d_p，j¹ 表示省份 p 和省份 j 之間根據經緯度計算的地理距離； d_p，j² 表示省份 p 和省份j之間根據人均生產總值計算的經濟距離。其他變量含義同上。

3.2變量設定

3.2.1被解釋變量

被解釋變量為收入分配差距（Y），以基尼系數來衡量各省份的收入分配差距。基尼系數的計算方法如下：以城市層面的夜間燈光數據作為人均收人水平的替代指標進行反演，計算Dagum基尼系數，進而得到各省份的基尼系數[32]。基尼系數最大為1，最小為0，其值越大說明該地區的收人差距越大，反之則說明該地區的收人分配較為平均。

3.2.2核心解釋變量

核心解釋變量為命令控制型氣候政策 （C） 和市場型氣候政策 （M） 。

p 省份 χ_t 年命令控制型氣候政策 （C_p，t） 的計算方法如下： C_p，t=R_p×P_t^° 首先，計算各省份實際承受的規制力度 其中： I_p，2015 代表 p 省2015年的碳排放強度， I_p，2020 代表 p 省2020年的碳排放強度， S_p 代表 p 省政策設定的下降目標。若 R_p 大于1，說明該省完成了減排任務；若 R_p 小于1，則說明該省還未完成減排任務。另外， P_t 為《方案》實施年份的虛擬變量，在2016年之前賦值為0，2016年及之后賦值為1。據此， ?，R_p×P_t 即為隊列雙重差分模型的交互項。

p 省份 Φ_t 年市場型氣候政策 （M_p，t） 的計算方法如下：M_p，t=E_p×N_t⁰ 其中： E_p 為碳排放交易試點政策實施省份的虛擬變量，開展碳排放權交易試點的省份賦值為1，否則為 0;N_t 為碳排放交易試點政策實施年份的虛擬變量，以2014年作為政策沖擊年份，2014年及其之后的年份賦值為1，否則為0。據此， E_p×N_t 即為標準雙重差分模型的交互項。

3.2.3控制變量

選取影響收入分配差距的城鄉收入差距、城市人口規模、工業化水平、工業流動負債、城鄉消費差距等作為控制變量。 ① 城鄉收入差距。城鄉收入差距擴大是區域內部收入分配差距的重要影響因素，而城鄉內部收入不平等加劇以及城鄉收入差距擴大對總體收人不平等產生重要作用[33]。 ② 城市人口規模。城市規模擴張會加劇技能群體內部的收入分化，進而推升總體收入不平等程度[34]。 ③ 工業化水平。工業化對高收入地區收入分配差距具有改善效果，卻加劇了中高收入地區的收入分配差距[35]。 ④ 工業流動負債。作為營運資金管理的重要組成部分，企業流動負債通過影響企業利潤和稅收貢獻等方式間接作用于居民收入分配。研究表明，適度的債務杠桿有助于提升企業盈利能力[36]，而企業盈利能力的差異會通過利潤分配機制和工資支付水平等傳導至收入分配領域，可能引致工資分配不平等現象[37]。 ⑤ 城鄉消費差距。居民最終消費支出包含教育項目支出。相較于農村居民，城市居民通常具有更強的教育投人意愿。由于人力資本投資（含教育投資）與個體未來的勞動生產率及收入水平呈正相關關系，這種差異可能引致居民個人收入分配差距的形成[38]。

3.2.4機制變量

選取如下機制變量：就業升級、技能溢價、農村清潔能源發展。 ① 就業升級。就業升級是指第一產業就業人員和第二產業就業人員向第三產業轉移的現象。本研究采用第三產業就業人數/第一產業就業人數 ⁺ 第二產業就業人數）進行衡量。該比值越大，說明第三產業吸納勞動力的能力越強。 ② 技能溢價。技能溢價是指技能勞動力與非技能勞動力在勞動力價格上的差異。參考梁棟等[9的計算方法，采用高技能行業平均工資/低技能行業平均工資來衡量技能溢價。 ③ 農村清潔能源發展。農村清潔能源發展是指農村從使用不可再生的化石能源轉變為可再生的清潔能源。在清潔能源方面，太陽能熱水器屬于性價比高的耐用品，在農村居民中已建立了良好的口碑[40]，且考慮到沼氣等其他低碳能源數據的可獲得性以及數據缺失等原因，本研究最終選取農村太陽能熱水器儲水容量的自然對數來衡量農村清潔能源發展。

主要變量及其衡量方法見表1。

3.3數據來源

以2008—2022年中國30個省份為研究對象（限于數據可得性，研究未涉及西藏、香港、澳門和臺灣）。數據來自《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》中國碳核算數據庫和HarvardDataverse。少數缺失數據通過插值法補齊。此外，對所有價格相關的原始數據以2008年為基期進行了調整，以排除通貨膨脹的影響。主要變量的描述性統計結果見表2。

4實證結果

4.1基準結果

式（1）式（2）的計算結果見表3。列（1）為命令控制型氣候政策的基準回歸結果，列（2）為市場型氣候政策的基準回歸結果。考慮到兩種類型氣候政策的實施省份和時間有所重疊而可能相互干擾，因此在分別估計他們收入分配效應的基礎上，采取3種方法來排除二者的干擾。第一，將二者的雙重差分項納入同一模型進行回歸，估計結果見列（3）。第二，剔除碳交易試點政策的6個處理組省份數據來排除市場型氣候政策對命令控制型氣候政策的影響，估計結果見列（4）。第三，剔除《方案》實施年份后的數據（2017年以后）來排除命令控制型氣候政策對市場型氣候政策的影響，估計結果見列（5）。

表1主要變量及其衡量方法

表2主要變量的描述性統計

由表3列（1）可知，命令控制型氣候政策的交互項系數雖然為負，但在統計上不顯著，即命令控制型氣候政策對收入分配無明顯影響。列（2）市場型氣候政策的交互項系數在 1% 水平上顯著為負，說明碳交易試點政策使得處理組試點的收入分配差距在2014年政策實施后相對于控制組平均下降了0.073。列（3）—列（5）采用3種不同方法排除命令控制型氣候政策和市場型氣候政策的相互干擾，結果表明，二者的交互項系數在顯著性與數值上未發生較大改變，說明兩種氣候政策在實施過程中沒有對另一方產生明顯的政策效應干擾。

基于以上結果，本研究以表3列（2）為基準結果分析碳交易試點導致收人分配差距變化的經濟意義。表2中收入分配差距的平均值為0.387，從數值上來說，相當于使得處理組的收入分配差距下降了 。考慮到碳排放權交易試點實施省份的經濟發展條件和人口規模等均位居全國前列，該結果表明碳排放權交易試點政策對居民收入分配影響的速度更快、程度更深。考慮到政策在全國范圍內實施的難度，以及政策效果在長期過程中的邊際遞減效應，可以認為基準回歸結果證實了碳排放權交易試點政策能夠有效縮小居民收人分配差距。

表3命令控制型和市場型氣候收入分配效應的回歸結果

注：* Plt;0.10 *， ^*Plt;0.05 ，** ^*Plt;0.01 ；括號內數值為聚類到省級層面標準誤計算的t值。

4.2 平行趨勢檢驗

運用雙重差分法的關鍵假設之一為處理組和控制組的被解釋變量在政策實施前具有相對平行的發展趨勢。滿足該假設，控制組才能夠被認為是處理組的反事實，即能夠排除其他因素對雙重差分估計值的影響。據此，本研究采取事件研究（eventstudy）方法進行檢驗，即假設政策實施前的所有年份都實施了政策。如果政策沖擊前估計系數不顯著且接近于零，則說明處理組和控制組的收入分配差距在政策實施前的變化趨勢相對平行。具體而言，通過生成一系列氣候政策實施年份的虛擬變量（樣本期間的所有年份），并將其與截面維度的政策實施省份虛擬變量交乘來觀測政策的動態效應。此外，對于命令控制型氣候政策來說，將政策實施前一年（2015年）作為基準年份，即刪去該年的虛擬變量交互項以排除完全共線性的影響。對于市場型氣候政策來說，將政策實施前一年（2013年）作為基準年份，即刪去該年的虛擬變量交互項以排除完全共線性的影響。具體結果如圖2所示。

從圖2（a）可以看出，命令控制型氣候政策實施前，各年份估計值接近于0，也不存在明顯的事前時間趨勢，通過平行趨勢檢驗。在政策實施后，命令控制型氣候政策并未表現出一定的政策效應，證實命令控制型氣候政策并不具有收入分配效應。同理，從圖2（b）中可以發現，市場型氣候政策實施前，各年份估計值也接近于0，通過平行趨勢檢驗。在政策實施后，估計值出現明顯下降，并持續表現為負，說明市場型氣候政策能夠縮小收入分配差距，基準回歸結果穩健。

4.3穩健性檢驗

4.3.1替換被解釋變量

在前文的基準回歸中，本研究采用的被解釋變量收入分配差距主要是以城市層面夜間燈光反演所得。然而，與縣級樣本數量相比，每個省份的地級市樣本數量較少，且無法深人探究各縣之間收人分配差異對該省份收入分配差距的貢獻性。因此，從城市層面計算的收入分配差距可能存在偏差，導致回歸結果存在偏誤。為檢驗該數據的穩健性，采取縣級層面的夜間燈光作為人均收入水平的替代指標，再次計算新的收入分配差距進行回歸。具體而言，按照中國省級行政區劃分，再通過前文Dagum基尼系數的算法，將每個省份內的縣級燈光值納入公式進行計算，最終可以得到全國總收入分配差距、省內收入分配差距、省際的收入分配差距和超變密度。本研究采用省內收入分配差距替換被解釋變量，具體結果見表4列（1）列（2）。結果表明，替換被解釋變量對基準回歸結果沒有較大的影響，命令控制型氣候政策的收入分配效應仍然不顯著。對于市場型氣候政策，相較于基準回歸結果，雖然回歸系數的絕對值下降了 0.7% ，但仍在 5% 水平上顯著為負，即市場型氣候政策能夠縮小收入分配差距，證明基準回歸結果是穩健的。

圖2命令控制型氣候政策和市場型氣候政策的平行趨勢檢驗

主：為排除完全共線性的影響，刪除了命令控制型氣候政策實施前一年（2015年）的虛擬變量交互項、市場型氣候政策實施前一年（2013年）的虛擬變量交互項。

表4替換被解釋變量和排除異常值干擾的檢驗結果

注： ^**Plt;0.05 ^***Plt;0.01 ；括號內數值為聚類到省級層面標準誤計算的t值。

4.3.2排除異常值干擾

在前文描述性統計中，許多變量并不完全符合正態分布，可能存在極端值的影響。并且，極端值可能會扭曲回歸分析的結果，對模型的參數估計產生偏誤，而縮尾是非常普遍的處理極端值的做法。因此，采用縮尾方法排除可能的極端值干擾。具體來說，將大于 99% 分位數、小于 1% 分位數的觀測值分別替換為 99% 分位數取值和 1% 分位數的觀測值進行回歸，結果見表4列（3）列（4）。從交互項系數來看，命令控制性氣候政策不具有收入分配效應，而市場型氣候政策具有收人分配效應，證實基準回歸結果是穩健的。

4.3.3排除地區經濟水平干擾

一般來說，經濟水平越高的地區越具有更多的就業機會和更高的就業薪資，技能勞動力與非技能勞動力價格差距也更為明顯。同時，一個地區的經濟水平也影響著政策試點的選擇和碳排放強度控制力度。例如，《方案》就綜合考慮了各省份發展階段、資源稟賦和戰略定位等因素，實施分類指導的碳排放強度控制；碳排放交易試點省份基本為經濟發達和地理條件優越的地區。進而，這些原本經濟水平具有差異的省份，隨著時間推移，對各省份收入分配差距的影響可能存在差異，從而使估計量出現偏差。因此，擬采用地區經濟水平與時間趨勢交互項的形式來排除這些干擾。具體來說，分別生成時間趨勢一次項、時間趨勢二次項和時間趨勢三次項，并根據各個省份樣本期間（2008—2022年）人均生產總值的均值將30個省份進行排序，對人均生產總值排名前十的省份（北京、上海、江蘇、天津、浙江、福建、廣東、山東、內蒙古、重慶）賦值為1，其余省份賦值為0，然后再與時間趨勢項進行交乘，回歸結果見表5。由時間趨勢與地區經濟水平等級的交互項估計系數可知，在控制該因素的兩種類型氣候政策的影響后，命令控制型氣候政策的估計系數仍不顯著，市場型氣候政策的估計系數仍顯著為負，證明基準回歸結果是穩健的。

4.3.4安慰劑檢驗

盡管已通過平行趨勢檢驗與穩健性檢驗對基準回歸結果進行了佐證，但考慮到影響收入分配的因素較多，可能有未考慮的隨機因素導致了目前的估計結果。為了排除這些不可觀測因素對估計結果的干擾，本研究通過虛構命令控制型和市場型氣候政策的處理組省份來進行估計。具體而言，對命令控制型氣候政策，將各省份實際受到的碳排放規制力度隨機打亂；對市場型氣候政策，隨機抽取6個處理組試點。隨后，根據這一思路進行500次蒙特卡羅模擬，得到結果如圖3所示。由圖3可以看出，500次蒙特卡羅模擬情況下無論是命令控制型氣候政策還是市場型氣候政策的虛擬估計結果均分布在0附近。這說明命令控制型氣候政策與市場型氣候政策的隨機設置并沒有產生意外的過大或過小的虛擬估計結果，即并沒有本研究未考慮到的可能隨機因素對收入分配差距產生影響。此外，由市場型氣候政策的基準估計結果明顯偏離于虛擬估計結果分布這一事實也可得出，市場型氣候政策的基準估計結果是可靠的。

表5排除地區經濟水平干擾檢驗回歸結果

注： ^**Plt;0.05，^**Plt;0.01 ；括號內數值為聚類到省級層面標準誤計算的t值。

5 機制檢驗

在證明基準估計結果穩健，即研究假設 H1 得證之后，根據前述理論假設的分析，就業升級、行業間技能溢價和農村清潔能源發展是氣候政策促進收入分配公平的3個可能機制。本研究通過替換被解釋變量的方式得到機制檢驗結果。

表6列（1）和列（2）是就業升級機制檢驗結果。結果表明，命令控制型氣候政策的估計值在經濟意義上為正，但統計上并不顯著；而市場型氣候政策在 5% 顯著性水平上能促進就業升級，即提升第三產業吸納就業的能力。在不考慮統計上顯著性的情況下，命令控制型氣候政策可使第三產業就業吸納能力提升3個百分點，平均每年提高 0.6% 。此外，命令控制型氣候政策實施前，所有樣本的第三產業吸納就業能力平均為0.667，而“十三五\"時期注：黑色圓點對應每一次虛擬情況下的系數估計值，豎直虛線代表基準結果的系數估計值，豎直實線代表虛擬系數分布的平均值。

圖3命令控制型氣候政策和市場型氣候政策的安慰劑檢驗

表6機制檢驗結果

注： Plt;0.10 ， ^：Plt;0.05 ；括號內數值為聚類到省級層面標準誤計算的t值。

則提升了0.020。同理可得，樣本期間內所有碳排放權交易非試點省份的第三產業吸納就業能力平均為0.661，而政策實施后的9年內則提升 0.190（0.661×3.189%×9≈ 0.190），這與Yang等[12的研究是一致的，即碳排放交易政策實施后，新職位的出現抵消了環境規制帶來的失業，產生了就業紅利。

表6列（3）和列（4）是技能溢價機制檢驗結果。結果表明，命令控制型氣候政策并不能產生技能溢價效應，而市場型氣候政策能顯著提高技能勞動者的薪資水平。使用與前文相同的量化計算，命令控制型氣候政策實施的“十三五\"時期，技能勞動力薪資水平降低 0.002（0.645× 0. 06%×5≈0. 002 ，而碳排放權交易試點政策在實施后的9年內則提高 0.015（0.634×0.256%×9≈0.015） 。

表6列（5）列（6）是農村能源發展機制檢驗結果。結果表明，命令控制型氣候政策在經濟意義上能夠促進農村能源發展，但統計上并不顯著；而市場型氣候政策在 10% 水平上促進農村能源發展。從量化計算來看，若只考慮命令控制型氣候政策的經濟意義，則該政策使得農村太陽能熱水器儲水容量的自然對數值提升了 7.9% 。在政策實施的“十三五\"時期，平均每年提升 1.58% ，且政策實施前所有樣本的太陽能熱水器儲水容量自然對數的平均值為4.671，由此可計算“十三五\"時期農村太陽能熱水器儲水容量有效提高了1.446萬 m³ 。而碳排放交易試點政策使得農村太陽能熱水器儲水容量提升了 54.6% ，在政策實施后的9年內平均每年提升 6.067% 的儲水容量，且樣本期間內所有非試點省份的太陽能熱水器儲水容量自然對數的平均值為5.003，農村太陽能熱水器儲水容量在9年內有效提高了15.360萬 m³ ，這與何可等[30的研究結論一致，碳排放交易試點能有效緩解農村能源貧困。

總體而言，無論是否考慮統計上顯著性，市場型氣候政策的實施效果均優于命令控制型氣候政策。具體表現為該政策能夠同時實現緩解能源貧困、促進就業增長和提高居民收入水平三重政策效果。

6進一步研究

考慮到中國交通基礎設施快速發展帶來的區域經濟聯系增強，氣候政策實施后可能產生跨省份的空間交互效應。若處理組省份的政策溢出效應對控制組省份產生影響，將違背雙重差分法的基本假設。為此，本研究通過引入空間計量模型，對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

雙重差分模型是通過比較處理組和控制組在政策沖擊前后的變化差異來估計干預的因果效應。此模型的有效性依賴的關鍵假設之一是“無溢出效應”，即處理組受到政策沖擊不會影響控制組。若處理組的溢出效應對控制組產生了影響，那么基準回歸結果可能會出現偏差，無法準確反映政策的具體效果。因此，本研究運用空間計量模型來驗證基準回歸結果的穩健性。在證明收入分配差距的空間相關性前提下，使用地理距離與經濟距離嵌套的空間權重矩陣進行驗證。根據式（3）和式（4）進行空間雙重差分估計，探討可能的空間溢出效應，結果見表7。其中，由于空間杜賓模型的估計系數不具有直接意義，本研究運用偏微分方法將政策總效應分解為直接效應和間接效應（空間溢出效應），直接效應可理解為氣候政策對本省份收入分配差距的影響，間接效應可理解為氣候政策對其他省份收人分配差距的影響，總效應是指直接效應和間接效應之和。不考慮空間溢出效應的回歸結果見表7列（1）列（2），考慮空間溢出效應的回歸結果見列（3）列（4），總效應的回歸結果見列（5）列（6）。

由表7可知，無論是否考慮空間溢出效應，命令控制型氣候政策對收入分配差距的影響都不顯著。而市場型氣候政策未考慮空間溢出效應時，在 1% 的水平上顯著為負，表明市場型氣候政策能夠顯著縮小本省的收入分配差距；但考慮了空間溢出效應之后并不顯著，說明碳排放交易試點政策并不存在空間溢出效應，基準回歸結果是穩健的。

表7雙重差分空間杜賓模型效應分解結果

注：*** Plt;0.01 ；括號內數值為標準誤計算的z值。

市場型氣候政策未能產生顯著外溢效應的原因可從以下3個維度進行解析：其一，政策輻射范圍存在區域差異性。受制于試點省份與其鄰近省份在企業減排意識及碳市場參與積極性方面的差異，政策在周邊省份難以產生有效的示范引導作用，進而制約了其外溢效應的發揮。其二，全國統一市場體系尚未健全，省際市場壁壘制約了碳排放交易機制的市場傳導效應。其三，區域間人力資本水平與資源稟賦差異顯著，導致清潔低碳技術的跨區域轉移受阻，外溢效應難以形成。

7 結論與政策建議

基于2008—2022年中國30個省份面板數據，采用雙重差分模型和空間雙重差分模型，對以“十三五\"碳排放強度規制為代表的命令控制氣候政策和以碳排放權交易試點為代表的市場型氣候政策進行對比，探討“雙碳”目標約束下的收入分配效應。結果顯示：第一，市場型氣候政策實施后，試點省份的收入分配差距相較非試點省份下降了18.9% ，而命令控制型氣候政策對收入分配差距不具有明顯影響。這一結果在通過平行趨勢檢驗、替換被解釋變量檢驗和安慰劑檢驗等穩健性檢驗后仍然成立。第二，市場型氣候政策主要通過就業升級、行業間技能溢價和農村清潔能源發展等方式促進收人分配公平，而命令控制型氣候政策對這些機制均無顯著影響，體現出命令控制型氣候政策的強制性質與市場型氣候政策的激勵性質在影響收入分配方面的差異。第三，進一步考慮政策效果的空間溢出可能性后，發現命令控制型氣候政策對本省與鄰近省份均不具有收入分配效應，而市場型氣候政策雖然縮小了試點省份的收入分配差距，但對鄰近省份并無溢出效應。

基于以上研究結果，本研究提出如下3點建議。

第一，以市場型氣候政策為主、命令控制型氣候政策為輔，通過多樣化的氣候政策工具在減少碳排放的同時縮小收人分配差距。首先，通過命令控制型政策降低重污染地區碳排放配額，提高清潔生產部門的碳排放配額，同時完善全國統一碳排放權交易市場建設，鼓勵企業將多余的碳排放額進行市場交易。當碳排放權交易的范圍延伸至所有行業，碳市場收入將不斷增加，也將激發清潔生產企業加大人力資本投資的動力。而通過政府的再分配，為提供培訓和雇傭再就業人員的企業提供稅收優惠，以鼓勵清潔生產企業再雇傭和再培訓。其次，實施碳稅使碳排放成本內部化，同時提供技術補貼以鼓勵污染企業加快清潔技術的研發與應用。通過加快健全政府補償機制，將碳稅收入按一定比例納入政府補償基金，協助污染企業產業綠色轉型，同時為失業人員提供臨時的經濟支持，完善收入再分配制度。

第二，引導新興低碳行業發展與綠色技術創新，提升企業技術創新水平，引領勞動者學習新技術、補充新技能。市場型氣候政策能夠引導企業改進工藝，提高生產技術，使得高耗能企業應用低碳工藝、負排放改造等關鍵技術，從而創造更多的高技能勞動力需求。因此，應當通過市場型氣候政策或直接關注地方行業的發展情況來增加更多的就業崗位，提升中等收入群體比重，縮小居民收入分配差距。另外，還可以輔以一定程度的企業準入門檻，淘汰超過最低標準的高污染高能耗企業的落后產能，促進產業結構轉型升級，也能提高廣大勞動群體的收入，縮小收入分配差距。

第三，關注農村地區碳排放情況，樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，加強清潔能源的開發與應用。農村地區相較于能源體系已然完善的城市地區，仍處于使用較多化石能源的境地，因此可通過市場型氣候政策引導企業將產品市場擴大到當地農村地區，發展清潔可再生能源。這不僅能吸引更多的勞動力前往非農業部門就業，還能通過能源的替代效應提高農村地區居民的收入，進而提高廣大低收入群體的收入，縮小收入分配差距。

參考文獻

[1]張坤民，溫宗國，彭立穎.當代中國的環境政策：形成、特點與評 價[J].中國人口·資源與環境，2007，17（2）：1-7.

[2]鄭石明，要蓉蓉，魏萌.中國氣候變化政策工具類型及其作用： 基于中央層面政策文本的分析[J].中國行政管理，2019（12）： 87-95.

[3]胡珺，方祺，龍文濱.碳排放規制、企業減排激勵與全要素生產 率：基于中國碳排放權交易機制的自然實驗[J].經濟研究， 2023，58（4）：77-94.

[4]周亞虹，楊嵐，姜帥帥.約束性碳減排與就業：基于企業和地區 勞動力變化的考察[J].經濟研究，2023，58（7）：104-120.

[5]吳茵茵，齊杰，鮮琴，等.中國碳市場的碳減排效應研究：基于市 場機制與行政干預的協同作用視角[J].中國工業經濟，2021 （8）：114-132.

[6]任亞運，余堅，張廣來.異質性氣候政策的減碳效應：基于直接 與長期對比視角的考察[J].環境經濟研究，2022，7（2）：11-30.

[7]王班班，齊紹洲.市場型和命令型政策工具的節能減排技術創 新效應：基于中國工業行業專利數據的實證[J].中國工業經濟， 2016（6）：91-108.

[8]XIERH，YUANYJ，HUANGJJ.Different types of environmental regulations and heterogeneous influence on “green”productivity：evidence from China[J].Ecological economics，2017，132：104-112.

[9]WANG L P，LONG Y，LI C. Research on the impact mechanism of heterogeneous environmental regulation on enterprise green technology innovation[J]. Journal of environmental management，022， 322：116127.

[10]WALKERWR.The transitional costs of sectoral reallocation：evidence fromthecleanair act and the workforce[J].Quarterly journal of economics，2013，128（4）：1787-1835.

[11]LIU MD，TAN RP，ZHANG B. The costs of “blue sky\" ∵ environmental regulation，technology upgrading，and labor demand in China[J].Journal of development economics，2021，150：102610.

[12]YANG S B，JAHANGER A，HU J，et al. Impact of China's carbon emissions trading scheme on firm-level pollution abatement and employment：evidence from a national panel dataset[J].Energy economics，2024，136：107744.

[13] XIAO D，YU F，GUO C H.The impact of China's pilot carbon ETS on the labor income share：based on an empirical method of combining PSM with staggered DID[J].Energy economics，2023，124： 106770.

[14]YUF，ZHENGSL，ZHENG SH，etal.Does carbon ETS affect the distributionof labor's slice of thefactorincomepie：from the low carbon transition perspective[J].Energy economics，2O24，134： 107569

[15]HUANG H，ROLAND-HOLST D，SPRINGER C，et al. Emissions trading systems and social equity：a CGE assessment for China[J]. Applied energy，2019，235：1254-1265.

[16]YU F，XIAO D，CHANG M S. The impact of carbon emission trading schemes on urban-rural income inequality in China：a multi-perioddifference-in-differencesmethod[J].Energy policy，2021， 159：112652.

[17］方先明，孟可俊．低碳城市試點政策對收入不平等的影響：加 劇還是抑制[J].中國人口·資源與環境，2024，34（4）：13-22.

[18]CUIGH，ZHANG Y，MA JW，et al.Does environmental regulation affect the labor income share of manufacturing enterprises：evidence fromChina[J].Economicmodelling，2023，123：106251.

[19] ZHANG G L，ZHANG N. Environmental regulation and worker earnings：evidence from city-level air quality standards in China [J].Energy economics，2024，138：107834.

[20]何興邦．環境規制與城鎮居民收入不平等：基于異質型規制工 具的視角[J].財經論叢，2019（6）：104-112.

[21]王為東，王冬，盧娜.中國碳排放權交易促進低碳技術創新機 制的研究[J].中國人口·資源與環境，2020，30（2）：41-48.

[22] BRANNSTROM C，EWERS M，SCHWARZ P.Wil peak talent arrive beforepeak oil or peak demand：exploring whether career choices of highly skilled workers will accelerate the transition to renewable energy[J].Energyresearchamp;social science，2O22，93： 102834.

[23]YU D J，LI J. Evaluating the employment efect of China's carbon emission trading policy：based onthe perspective of spatial spillover[J]. Journal of cleaner production，2021，292：126052.

[24]DU Y M，TAKEUCHI K. Can climate mitigation help the poor： measuring impacts of the CDM in rural China[J]. Journal of environmental economics and management，2019，95：178-197.

[25]HAFSTEAD MAC，WILLIAMS R C. Unemployment and environmental regulation in general equilibrium[J]. Journal of publiceconomics，2018，160：50-65.

[26] CHENG Z H，LI L S，LIU J. The emissions reduction effect and technical progress effect of environmental regulation policy tools [J]. Journal of cleaner production，2017，149：191-205.

[27]TANG HL，LIUJM，WUJG.The impact of command-and-control environmental regulation on enterprise total factor productivity ： a quasi-natural experiment based on China's“Two Control Zone” policy[J].Journal of cleaner production，2020，254：120011.

[28]WANG C A，LIU XQ，LI H，etal. Analyzing the impact of low-carboncity pilot policy on enterprises‘labor demand：evidence from China[J].Energy economics，2023，124：106676.

[29]BLUEDORN J，HANSEN N J，NOURELDIN D，et al. Transitioning to a greener labor market：cross-country evidence from microdata[J].Energy economics，2023，126：106836.

[30]何可，朱信凱，李凡略.聚\"碳\"成“能”：碳交易政策如何緩解農 村能源貧困？[J].管理世界，2023，39（12）：122-144.

[31]金剛，沈坤榮.以鄰為壑還是以鄰為伴：環境規制執行互動與 城市生產率增長[J].管理世界，2018，34（12）：43-55.

[32]呂承超，崔悅.中國高質量發展地區差距及時空收斂性研究 [J].數量經濟技術經濟研究，2020，37（9）：62-79.

[33]WUXM，PERLOFFJM.China'sincomedistribution，1985-2001 [J].Review of economics and statistics，2005，87（4）：763-775.

[34]BAUM-SNOWN，PAVANR.Inequalityand citysize[J].Review of economics and statistics，2013，95（5）：1535-1548.

[35]ALIIMA，ATTIAOUII，KHALFAOUIR，etal.Theeffectofurbanization and industrialization on incomeinequality：an analysis based on themethod ofmoments quantile regression[J].Social indicatorsresearch，2022，161（1）：29-50.

[36]REY-ARESL，FERNANDEZ-LOPEZ S，RODEIRO-PAZOSD.Impactofworking capital management on profitability for Spanish fishcanning companies[J].Marine policy，2021，130：104583.

[37]KNIGHT J，LI S.Wages，firm profitabilityand labor market segmentation in urban China[J].China economic review，2o05，16 （3）：205-228.

[38]MINCERJ. Investment in human capital and personal income distribution[J]. Journal of political economy，1958，66（4） ：281-302.

[39]梁棟，劉宇，陳博洋，等.低碳轉型會加劇技能溢價嗎：來自低 碳城市試點政策的經驗證據[J].經濟評論，2024（3）：23-41.

[40]張磊，蔣景肖，高偉，等.低碳能源技術在我國農村地區擴散中 的口碑效應研究：以太陽能熱水器為例[J].軟科學，2012，26 （4）：39-43.

Effects of heterogeneous climate policies on income distribution in the context of achievingthe“dual carbon\"goals

ZHANG Guanglai’，XIONG Ying'，YU Jian2，ZHANGNing1，2 （1.School ofEconomics，Jiangxi UniversityofFinance andEconomics，Nanchang Jiangxi33ool3，China; 2.Weihai Institutefor InterdisciplinaryResearch，Shandong University，Weihai Shandong 2642Oo，China）

AbstractClimate policycannotonlyreduce greenhouse gasemissons butalsoimprovethe momentumofeconomicgrowthand promotefairincomedistribution，becominganewmeasuretowardachieving the“dualcarbon”goalsandthegoalofcommonprosperity. However，existingeseachainlyfocusesoeviromenalandinovationtsoflmatepies，ainglitleaentiototeir efects onincomedistribution.Basedonpaneldatafrom 3Oprovinces inChina from2008 to2022，thisstudyusedtheWork Planfor GrenhouseGasEmissionControlduring the13thFive-YearPlanPeriodandtheNoticeonLaunchingPilotProgramsforCarbonEmissionsTradingtoepresntcommand-dcontrolcliatepoliciesndaketbasedliatepolicies，espectivelyndmploddifference-in-diffrences （DID） method to explore their impactonhousehold income distribution.Theresults showed that： ① After the implementationofthemarket-basedclimatepolicytheGiniindexofthepilotprovincesdecreasedby18.9%comparedwithtatofthe non-pilotprovince，hilethecommand-and-controlcliatepolicydnosignificantimpactontheGinindex.Thissultstilhldafter conducting robustness tests such as the parallel trend test，substitute dependent variable test，and placebo test. ② The market-based climatepoliciypriarilypromotedincomedsrutioqityroughaelssuchasmploymntugading，teridustrysilp miums，andruralcleanenergydevelopment，hilethecommand-and-controllimatepoicyhdnosignificantimpactonthsechnisms，reflectingthedierenceetweenitsmandatoryatureandtheinceienatureofthemarket-asedclimatepolicyintficome distribution. ③ Afterfurther considering the possibilityofspatial spillovers ofpolicy effcts，this study found that thecommandand-controlclimatepolicyhadnoincomedistributionefectsonthetreatedprovincesandneighboringprovinces，whilethemarketbasedclimatepolicynarrowedtheincomedistributiongapsinpilotprovicesbutshowednospillvereffectsontheneighboringnon-pilotprovinces，hichtooeetentsuppedtebaelingressnresultsAccordinglythissdypropossolicycoatios suchasdevelopingamarket-basedlimatepolicygovernance systemsupplementedbycommand-and-controlmeasures，guidng traditionalidustriestoupgadeandtrasfortoemerginglow-arbontechnlogindustries，andpayingaentiototheaplcationofenewable energy in rural areas.

Key words“dual carbon” goals; climate policy; common prosperity; income distribution

（責任編輯：王愛萍）