李尚英　馬婧

[摘 要]國(guó)家發(fā)改委計(jì)劃于2016年建立全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)，目前批準(zhǔn)設(shè)立的七個(gè)試點(diǎn)對(duì)統(tǒng)一碳排放權(quán)交易市場(chǎng)的建立提供了有效參考。本文選取了位于華北地區(qū)，且情況相似的北京和天津兩個(gè)試點(diǎn)進(jìn)行了比較分析。首先，本文通過(guò)向量自回歸模型，利用協(xié)整檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量研究方法對(duì)北京和天津碳現(xiàn)貨的收盤(pán)價(jià)和成交量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出北京碳市場(chǎng)的有效性強(qiáng)于天津碳市場(chǎng)。然后本文從二者碳交易政策和標(biāo)準(zhǔn)的區(qū)別入手，分析出現(xiàn)這種差異的原因，并據(jù)此為中國(guó)建立統(tǒng)一有效的碳市場(chǎng)提出了對(duì)策與建議。

[關(guān)鍵詞]碳交易市場(chǎng)；中國(guó)試點(diǎn)區(qū)域；實(shí)證研究；政策對(duì)比

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.34.187

1 背 景

國(guó)家發(fā)展改革委于2011年批準(zhǔn)了北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東、深圳7個(gè)城市開(kāi)展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)工作，正式拉開(kāi)了以交易促減排的序幕。

根據(jù)國(guó)家發(fā)改委公布的路線(xiàn)圖，我國(guó)建立起全國(guó)碳市場(chǎng)分為三個(gè)階段，第一個(gè)階段為2014年和2015年的準(zhǔn)備階段，期間主要開(kāi)展相關(guān)法律法規(guī)立法、技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)開(kāi)發(fā)和配額分配方法制定等；第二個(gè)階段為2016—2020年的運(yùn)行完善階段，期間國(guó)家發(fā)改委將全面啟動(dòng)實(shí)施和完善全國(guó)統(tǒng)一的碳市場(chǎng)。第三個(gè)階段為2020年后的拓展階段。在這期間將擴(kuò)大參與企業(yè)范圍和碳市場(chǎng)中的交易品種，同時(shí)將探索與國(guó)際上其他試點(diǎn)對(duì)接的可能性。

目前，統(tǒng)一碳市場(chǎng)正處于準(zhǔn)備階段，國(guó)家發(fā)改委于2014年12月10日公布了《碳排放權(quán)交易管理暫行辦法》，并確立了14個(gè)行業(yè)的溫室氣體排放核算方法，更多細(xì)則有望于2015年年底公布。而全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)則將在2016年夏季或秋季建立。根據(jù)國(guó)家發(fā)改委的計(jì)劃，全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)將會(huì)覆蓋30億～40億噸二氧化碳排放量，這將使中國(guó)碳市場(chǎng)成為世界最大市場(chǎng)，是排名第二的歐盟碳市場(chǎng)的兩倍。國(guó)家發(fā)改委預(yù)計(jì)，全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)的現(xiàn)貨交易將達(dá)到每年12億～80億元人民幣，而期貨市場(chǎng)的規(guī)模更是會(huì)達(dá)到每年600億～4000億元人民幣。

我國(guó)目前規(guī)定的碳排放交易體系可用圖1描述。

圖1 碳排放交易體系的運(yùn)行機(jī)制

2 相關(guān)理論綜述

目前對(duì)于碳排放權(quán)交易市場(chǎng)的實(shí)證研究主要集中于規(guī)模較大的歐盟碳市場(chǎng)（EU—ETS）。Daskalakis和Markellos（2008）通過(guò)實(shí)證分析歐洲碳交易市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)其有效性，研究結(jié)果拒絕市場(chǎng)弱式有效的原假設(shè)，得出歐洲碳市場(chǎng)無(wú)效的結(jié)論。中國(guó)碳市場(chǎng)起步較晚，關(guān)于其有效性的實(shí)證研究很少，且理論政策方面的論文多，定量實(shí)證研究少。王倩和王碩（2014）運(yùn)用有效市場(chǎng)假說(shuō)理論，使用單位根和方差比率方法對(duì)北京、上海、天津和深圳試點(diǎn)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，得出部分碳市場(chǎng)有效的結(jié)論。然而其選取的樣本量較少，且并不是最新數(shù)據(jù)，因而結(jié)論說(shuō)服力不強(qiáng)。

本文在獲取大量最新交易數(shù)據(jù)的前提下，借鑒了國(guó)內(nèi)外學(xué)者實(shí)證研究的理論和方法，創(chuàng)新性地選取了位于華北地區(qū)，且發(fā)展情況相似的北京和天津兩個(gè)試點(diǎn)，利用經(jīng)典的向量自回歸模型，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)比二者政策和標(biāo)準(zhǔn)的區(qū)別，探究其有效性存在差異的原因，并對(duì)全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)的建立提出了建設(shè)性的意見(jiàn)。

3 中國(guó)碳排放試點(diǎn)有效性的實(shí)證研究

3.1 數(shù)據(jù)選取

本文的數(shù)據(jù)取自北京環(huán)境交易所和天津排放權(quán)交易所的網(wǎng)站上公布的碳排放交易數(shù)據(jù)，見(jiàn)表1。

3.2 北京的碳交易量?jī)r(jià)關(guān)系

3.2.1 單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)序列的波動(dòng)必須滿(mǎn)足平穩(wěn)且服從正態(tài)分布的條件，這是現(xiàn)代資本市場(chǎng)理論所要求的基本假設(shè)之一。因此，在進(jìn)行進(jìn)一步的分析和研究之前，我們需要先對(duì)相對(duì)時(shí)間變動(dòng)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以確保變量之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。在這里，我們采用目前的主流方法——單位根檢驗(yàn)（ADF）。一階差分后的檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示。

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，經(jīng)過(guò)對(duì)序列取一階差分，得到的新的序列經(jīng)證明不具有單位根，即序列平穩(wěn)，可以繼續(xù)進(jìn)行VAR模型的建立和其他檢驗(yàn)。

3.2.2 VAR模型建立

在證明了序列具有平穩(wěn)性之后，我們就可以對(duì)碳現(xiàn)貨的成交量?jī)r(jià)做出一個(gè)向量自回歸模型，其主要作用是用來(lái)對(duì)時(shí)間序列系統(tǒng)進(jìn)行預(yù)測(cè)，并利用內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。同時(shí)，利用該模型可以進(jìn)一步預(yù)測(cè)和脈沖分析，并且觀察在VAR模型基礎(chǔ)上的格蘭杰因果關(guān)系，見(jiàn)表4。

在建立了VAR模型之后，我們需要對(duì)模型的平穩(wěn)性做出檢驗(yàn)，以確定該模型是穩(wěn)定的。檢驗(yàn)方法是：如果模型方程的全部根的倒數(shù)都落在單位圓內(nèi)，那么模型是穩(wěn)定的。我們利用圖2的VAR模型的特征根分布圖來(lái)判定結(jié)果。

圖2 VAR模型的特征根分布

由圖2可知，VAR模型中方程的4個(gè)根都落在單位圓內(nèi)，說(shuō)明該VAR模型是平穩(wěn)的，即VAR模型中的方程成立。

3.2.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于回歸系數(shù)的檢驗(yàn)。在我們建立了VAR模型之后，可以對(duì)其回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)；由于非平穩(wěn)序列很可能出現(xiàn)偽回歸，而Johansen協(xié)整的意義就是檢驗(yàn)它們的回歸方程所描述的因果關(guān)系是否是偽回歸，即檢驗(yàn)變量之間是否存在穩(wěn)定的關(guān)系。總之，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)就是對(duì)非平穩(wěn)序列的因果關(guān)系檢驗(yàn)。

如果非平穩(wěn)時(shí)間序列不存在協(xié)整關(guān)系，即可以建立VAR模型，然后利用變量的差分進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，前提是滿(mǎn)足同階單整。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，將建立誤差修正模型（ECM）進(jìn)行短期因果關(guān)系分析。通過(guò)特征值檢驗(yàn)即可判斷是否變量之間存在協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的跡檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

從Eviews的結(jié)果可以看出，跡檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，也就是說(shuō)，因?yàn)樵僭O(shè)是“兩個(gè)變量之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系”，這個(gè)假設(shè)在5%的顯著性水平下被拒絕，說(shuō)明二者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。據(jù)此，可以進(jìn)一步確定二者之間的關(guān)系，即進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

3.2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了確定碳現(xiàn)貨價(jià)格與成交量的因果關(guān)系，我們?cè)诖_定了其價(jià)格和成交量序列之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系之后，需要對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出，原假設(shè)“BJP的變化不是BJV變化的格蘭杰原因”成立的概率為2E-06，即為極小值，那么說(shuō)明拒絕原假設(shè)，即BJP變化是BJV變化的格蘭杰原因。而原假設(shè)“BJV的變化不是BJP變化的格蘭杰原因”成立的概率為0.2467，不能拒絕原假設(shè)，因此BJV變化不是BJP變化的格蘭杰原因。

綜上所述，從北京碳排放交易所的數(shù)據(jù)來(lái)看，碳排放現(xiàn)貨的成交量和價(jià)額之間具有一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，并且二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系，即碳現(xiàn)貨的價(jià)格變化會(huì)導(dǎo)致其成交量的變化。然而對(duì)于它們之間如何互相影響我們還需要通過(guò)建立脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)描述它們之間的相互作用。

3.2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

經(jīng)濟(jì)學(xué)一般把一個(gè)變量受到其他變量沖擊和影響的程度刻畫(huà)為脈沖響應(yīng)，具體就是一個(gè)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的變化對(duì)其他變量的沖擊和影響，什么時(shí)間達(dá)到影響最大，即通過(guò)脈沖后曲線(xiàn)的高度來(lái)描述。脈沖響應(yīng)函數(shù)反映的是任意一個(gè)變量的擾動(dòng)如何通過(guò)模型影響到所有其他變量。在這里，我們企圖通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)探索碳現(xiàn)貨的價(jià)格與成交量之間的相互影響以及持續(xù)時(shí)間。脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖3所示。

從圖3中可以看出，碳市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)會(huì)趨于平緩。當(dāng)受到外部沖擊時(shí)，變動(dòng)是暫時(shí)性的，并且會(huì)在短期內(nèi)恢復(fù)平穩(wěn)，因此對(duì)碳市場(chǎng)預(yù)測(cè)起到的作用并不大。

3.3 天津的碳交易量?jī)r(jià)關(guān)系

3.3.1 單位根檢驗(yàn)

為驗(yàn)證數(shù)據(jù)的可用性，我們首先對(duì)碳現(xiàn)貨的價(jià)格序列和成交量序列做單位根檢驗(yàn)，見(jiàn)表7和表8。

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，碳現(xiàn)貨的成交量序列平穩(wěn)，而對(duì)于價(jià)格序列，經(jīng)過(guò)對(duì)序列取一階差分，得到的新的序列經(jīng)證明不具有單位根，即序列平穩(wěn)，可以繼續(xù)進(jìn)行VAR模型的建立和其他檢驗(yàn)。

3.3.2 VAR模型的建立

在證明數(shù)據(jù)序列具有穩(wěn)定性之后，我們企圖建立向量自回歸模型（VAR模型）來(lái)對(duì)時(shí)間序列系統(tǒng)進(jìn)行預(yù)測(cè)，并利用內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。VAR模型結(jié)果如表9所示。

在建立了VAR模型之后，我們需要對(duì)模型的平穩(wěn)性做出檢驗(yàn)，以確定該模型是穩(wěn)定的。VAR模型的特征根分布圖如圖4所示。

圖4 VAR模型的特征根分布

方程組的四個(gè)根全部落在單位圓內(nèi)，證明該VAR模型是穩(wěn)定的，可以繼續(xù)進(jìn)行下面的檢驗(yàn)。

3.3.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在我們建立了VAR模型之后，為避免偽回歸，可以對(duì)其回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，即Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果如表10所示。

從Eviews的結(jié)果可以看出，跡檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，也就是說(shuō)，因?yàn)樵僭O(shè)是“兩個(gè)變量之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系”，這個(gè)假設(shè)在5%的顯著性水平下被拒絕，說(shuō)明二者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。據(jù)此，可以進(jìn)一步確定二者之間的關(guān)系，即進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

3.3.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了確定碳現(xiàn)貨價(jià)格與成交量的因果關(guān)系，我們?cè)诖_定了其價(jià)格和成交量序列之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系之后，需要對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，見(jiàn)表11。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明，原假設(shè)“TJV變化不是TJP變化的格蘭杰原因”成立的概率為0.46，高于臨界值，因此原假設(shè)不能被拒絕，即天津碳現(xiàn)貨成交量變化不是其價(jià)格變化的格蘭杰原因；原假設(shè)“TJP變化不是TJV變化的格蘭杰原因”成立的概率為0.39，高于臨界值，因此原假設(shè)不能被拒絕，即天津碳現(xiàn)貨的價(jià)格變化不是成交量變化的格蘭杰原因。

綜上，我們可以認(rèn)識(shí)到天津的碳現(xiàn)貨交易的價(jià)格和成交量之間不存在明顯的因果關(guān)系。同時(shí)，也由于價(jià)格和成交量?jī)烧咧g并不存在明顯的因果關(guān)系，因此我們不能繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析。

綜合以上分析，我們可以看出，北京的碳排放交易市場(chǎng)已經(jīng)較為成熟，其價(jià)格和成交量之間具有相互影響的因果關(guān)系，并且可以在短期內(nèi)消化來(lái)自市場(chǎng)外部的信息的沖擊的影響并使價(jià)格趨于平緩。而天津的碳排放交易從數(shù)據(jù)上來(lái)看，第一是成交量較北京的還有很大差距；第二也是比較重要的一點(diǎn)，天津的碳排放交易市場(chǎng)并不成熟，其價(jià)格與成交量之間尚不能看出較為明顯的相互影響的因果關(guān)系，那么其對(duì)于來(lái)自外部信息的消化能力也并不如北京市場(chǎng)那樣迅速有效。

4 北京和天津的碳交易體系現(xiàn)狀分析

4.1 北京和天津碳交易政策對(duì)比

4.1.1 碳交易平臺(tái)及方式

天津在交易主體方面體現(xiàn)出了最大的開(kāi)放度，不僅允許企業(yè)、機(jī)構(gòu)投資者參與交易，還允許個(gè)人及國(guó)內(nèi)外社會(huì)團(tuán)體參與，這會(huì)大大增加碳市場(chǎng)活躍度，也是我國(guó)碳市場(chǎng)逐步與國(guó)際接軌的必要條件。從交易方式上看，二者都發(fā)揮了市場(chǎng)機(jī)制在碳交易中的作用，充分發(fā)揮了市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)作用，進(jìn)而有利于碳排放權(quán)的最優(yōu)化配置，然而天津的拍賣(mài)交易方式在現(xiàn)實(shí)中只占到了很小的比例，只有交易規(guī)模增長(zhǎng)后，交易方式才會(huì)趨于多樣化。北京和天津的碳市場(chǎng)中有不同MRV體系，由于不同區(qū)域的實(shí)際情況不同，碳排放核算方法應(yīng)當(dāng)因地制宜，但是這也為日后構(gòu)建全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)增加了難度，詳見(jiàn)表12。

4.1.2 碳交易總量與覆蓋范圍

在七個(gè)試點(diǎn)中，天津的納入企業(yè)數(shù)量最少，且鋼鐵類(lèi)企業(yè)占到了近一半，說(shuō)明天津市溫室氣體排放相對(duì)集中，但是天津的減排總量遠(yuǎn)大于北京，說(shuō)明目前天津企業(yè)的碳排放量很大，因而減排空間大。從參與企業(yè)排放量所占比例看，天津大于北京，說(shuō)明天津碳減排波及的范圍相對(duì)更大，減排力度更大，而影響參與企業(yè)數(shù)量的根本原因是政策標(biāo)準(zhǔn)，不同地區(qū)應(yīng)當(dāng)根據(jù)該地區(qū)當(dāng)前的碳排放狀況制定適合的減排指標(biāo)，才能保證政策順利地執(zhí)行，詳見(jiàn)表13。

4.1.3 碳排放權(quán)配額分配與管理

兩地的配額計(jì)算多是根據(jù)歷史數(shù)據(jù)，然而企業(yè)層面的溫室氣體排放統(tǒng)計(jì)體系尚不完善，所以多數(shù)試點(diǎn)都采取了歷史法和行業(yè)基準(zhǔn)線(xiàn)等其他方法相結(jié)合來(lái)決定各企業(yè)的碳排放權(quán)配額，當(dāng)前配額都是免費(fèi)發(fā)放給企業(yè)的。違約處罰方面，北京的政策更加嚴(yán)格，對(duì)超額排放部分處以市價(jià)3～5倍的罰款，天津市只是處以限期整改和取消享受相關(guān)政策，從結(jié)果來(lái)看，北京的主動(dòng)履約率達(dá)到97.1%，未履約企業(yè)已交罰款共計(jì)600多萬(wàn)元。碳排放作為新興的市場(chǎng)，相關(guān)政策法規(guī)要有足夠的約束力，碳交易的政策效果才能得到保障，詳見(jiàn)表14。

綜上所述，從交易主體和交易方式上看，天津的交易主體范圍更廣，交易方式呈現(xiàn)出多樣化，這有利于提升碳市場(chǎng)的靈活性和活躍度；從碳減排量上看，天津的參與企業(yè)數(shù)雖然少于北京，但減排總量和參與企業(yè)排放量的比例均大于北京，因而得出天津的二氧化碳減排力度很大；二者配額計(jì)算和分配方法類(lèi)似，但違約處罰制度不同，北京對(duì)于超量排放的處罰力度更大，這可以保證碳減排政策的實(shí)施，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)節(jié)能減排事業(yè)的發(fā)展。

4.2 對(duì)我國(guó)建立統(tǒng)一碳市場(chǎng)的啟發(fā)

第一，提高法律約束力，加大處罰力度。碳交易政策得以實(shí)施必須要有強(qiáng)制法律約束力的保障，若處罰力度小，政策的法律約束力弱，企業(yè)很可能因?yàn)槌杀締?wèn)題而不履行碳減排任務(wù)。北京在立法執(zhí)法方面有很多具體有效的標(biāo)準(zhǔn)和管理辦法，也取得了不錯(cuò)的成效，值得其他試點(diǎn)借鑒和學(xué)習(xí)。第二，促進(jìn)碳金融創(chuàng)新，提升碳市場(chǎng)活躍度。目前我國(guó)碳市場(chǎng)偏向政府控制，政府通過(guò)發(fā)放配額的方式達(dá)到使企業(yè)有償排放二氧化碳的目的，并不看重二級(jí)市場(chǎng)的交易，碳交易產(chǎn)品類(lèi)型單一，碳交易相關(guān)的金融衍生品尚未形成，今后應(yīng)趨于市場(chǎng)主導(dǎo)，通過(guò)二級(jí)市場(chǎng)形成價(jià)格去激勵(lì)企業(yè)減排創(chuàng)收，達(dá)到利潤(rùn)最大化。第三，提高政策標(biāo)準(zhǔn)的科學(xué)性，逐步健全碳體系。碳減排總量，排放配額的分配，納入企業(yè)的數(shù)量等標(biāo)準(zhǔn)的制定應(yīng)當(dāng)因地制宜，才能保證政策的順利執(zhí)行，因而政府應(yīng)根據(jù)各試點(diǎn)不同的標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)際情況及執(zhí)行落實(shí)情況，在全國(guó)范圍內(nèi)通過(guò)調(diào)研，科學(xué)地制定出因地制宜的碳交易體系標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而促進(jìn)碳市場(chǎng)的完善。

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