葉芳羽，單汨源，李 勇，張 青

(1. 湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410082；2. 長沙學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 長沙 410022；3. 湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410079)

一 引言及文獻(xiàn)綜述

應(yīng)對(duì)氣候變化與大氣污染治理是中國當(dāng)前面臨的兩大艱巨任務(wù)。氣候變化與大氣污染密切相關(guān)，但在科學(xué)研究和政府決策中較少將這兩個(gè)問題有機(jī)結(jié)合同步考慮。在資源約束條件下，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和減污降碳雙重目標(biāo)，實(shí)施大氣污染物與二氧化碳協(xié)同治理的措施顯得尤為迫切。隨著生態(tài)文明體制改革不斷深入及市場(chǎng)在資源配置中決定性作用發(fā)揮，環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策將成為中國環(huán)境治理的中流砥柱?；诖?，本文以環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策的典型工具——碳排放權(quán)交易政策為研究對(duì)象，深入考察碳排放權(quán)交易政策的減污降碳效應(yīng)，并分析其作用機(jī)制與異質(zhì)性。

排放權(quán)交易的實(shí)踐最早出現(xiàn)在發(fā)達(dá)國家，美國人戴爾斯(Dales J. H.)于1968年在著作《污染、財(cái)富價(jià)格》中對(duì)排放權(quán)交易的實(shí)施進(jìn)行了較為全面的敘述。從20世紀(jì)70年代起，美國聯(lián)邦環(huán)保局(EPA)逐步將排放權(quán)交易從理論構(gòu)想推到實(shí)踐，先后將排放權(quán)交易應(yīng)用于大氣污染與水污染的治理。在國外排放權(quán)交易取得豐碩成果的同時(shí)，中國也開啟了排放權(quán)交易的積極探索。以二氧化碳排放權(quán)交易為例，中國二氧化碳排放權(quán)交易的核心思路是，首先設(shè)定二氧化碳總量控制目標(biāo)，然后將碳排放配額分配給不同的企業(yè)，最后企業(yè)可以自行決定配額的使用[1]。這一政策旨在鼓勵(lì)高減排成本的企業(yè)與低減排成本的企業(yè)進(jìn)行交易，從而以最小的成本降低二氧化碳排放量[2]。2011年10月，《國家發(fā)展改革委辦公廳關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)工作的通知》(發(fā)改辦氣候〔2011〕2601號(hào))印發(fā)，選取深圳、上海、湖北等省市作為首批試點(diǎn)地區(qū)實(shí)施碳排放權(quán)交易。在一系列籌備之后，深圳碳排放權(quán)交易市場(chǎng)于2013年6月開始運(yùn)轉(zhuǎn)。此后，其他省市也陸續(xù)開展碳排放權(quán)交易，中國碳排放權(quán)交易邁入新的歷史階段。

國內(nèi)外研究大多關(guān)注碳排放權(quán)交易的總量控制和初始配額設(shè)置[3-4]，少部分研究討論了碳排放權(quán)交易政策的影響效應(yīng)，但僅考察碳排放權(quán)交易政策對(duì)二氧化碳排放的影響，未考慮政策可能存在的協(xié)同減排效應(yīng)[5]。Zhao等模擬中國實(shí)施碳排放權(quán)交易的影響，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的雙重限制下，跨省碳排放權(quán)交易可以將碳排放量減少到70億噸，下降幅度達(dá)27.27%[6]。然而，其研究并未考慮試點(diǎn)省市與非試點(diǎn)省市間是否存在系統(tǒng)性偏差，以及由此導(dǎo)致的估計(jì)偏誤問題。劉傳明等運(yùn)用合成控制法評(píng)估碳排放權(quán)交易的政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易政策顯著降低試點(diǎn)地區(qū)的二氧化碳排放量[7]。以上研究為科學(xué)認(rèn)識(shí)碳排放權(quán)交易政策的減排效應(yīng)提供了理論依據(jù)與現(xiàn)實(shí)參考，但都未考慮碳排放權(quán)交易政策可能產(chǎn)生的減污降碳協(xié)同效應(yīng)。事實(shí)上，大氣污染物與二氧化碳的產(chǎn)生同根同源，都主要源于化石燃料的燃燒。同時(shí)，降低碳排放量與減少污染物排放的相關(guān)政策要求和基本路徑本質(zhì)上是一致的。Shmelev和Speck以瑞典為對(duì)象的研究發(fā)現(xiàn)，超過99%的二氧化硫及超過91%的顆粒物等多種化合物均產(chǎn)生于化石燃料的燃燒[8]。

目前，關(guān)于減污降碳協(xié)同效應(yīng)的研究中，學(xué)者們利用不同的方法對(duì)大氣污染物與二氧化碳的協(xié)同減排做出諸多有益的探索。然而，無論是仿真模擬還是協(xié)同指標(biāo)構(gòu)建，都是基于方法論的量化研究，而未涉及政策的協(xié)同效應(yīng)評(píng)估。本文利用中國碳排放權(quán)交易試點(diǎn)這一事件構(gòu)造“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分模型評(píng)估碳排放權(quán)交易政策對(duì)二氧化碳與大氣污染物的協(xié)同減排效應(yīng)。本研究豐富了環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)評(píng)估的相關(guān)文獻(xiàn)，為實(shí)現(xiàn)減污降碳協(xié)同提供經(jīng)驗(yàn)借鑒與政策啟示。

二 機(jī)理分析與研究假設(shè)

排放權(quán)交易給予企業(yè)更多的減排自主權(quán)，引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行自主減排，從而更有利于碳排放總量控制目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[5，9-10]。在排放權(quán)交易政策下，超額完成減排目標(biāo)的企業(yè)將其剩余排放權(quán)放在市場(chǎng)出售，獲得經(jīng)濟(jì)收益；減排目標(biāo)未達(dá)成的企業(yè)則在市場(chǎng)上購買排放權(quán)。因此，超額完成減排目標(biāo)的企業(yè)因其積極的環(huán)境行為得到經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，而未完成減排目標(biāo)的企業(yè)會(huì)因其不良的環(huán)境行為付出相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)。接下來，本文將對(duì)碳排放權(quán)交易政策產(chǎn)生的必然性進(jìn)行詳細(xì)闡述，并論述其實(shí)現(xiàn)碳排放總量控制的作用機(jī)制。

假設(shè)市場(chǎng)中存在技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異較大的兩類企業(yè)。其中規(guī)模較大的企業(yè)，技術(shù)水平相對(duì)較高；而規(guī)模較小的企業(yè)，技術(shù)水平相對(duì)較低。與之對(duì)應(yīng)，規(guī)模較大、技術(shù)水平高的企業(yè)，其治污成本相對(duì)較低，本文稱之為低治污成本企業(yè)。另一類企業(yè)的治污成本則相對(duì)較高，本文稱之為高治污成本企業(yè)。在既定的減排目標(biāo)下，低治污成本企業(yè)利用其技術(shù)與規(guī)模優(yōu)勢(shì)，超額完成減排目標(biāo)，碳排放權(quán)出現(xiàn)剩余；而高治污成本的企業(yè)則由于技術(shù)水平落后等，無法完成其減排目標(biāo)。在給定時(shí)間內(nèi)，未達(dá)成減排目標(biāo)的企業(yè)將面臨來自政府的高額行政罰款或被強(qiáng)制關(guān)停。當(dāng)行政罰款或強(qiáng)制關(guān)停造成的損失遠(yuǎn)高于企業(yè)購買碳排放權(quán)的成本時(shí)，對(duì)高治污成本企業(yè)來說，購買碳排放權(quán)無疑是最優(yōu)選擇，高治污成本企業(yè)的碳排放權(quán)需求由此產(chǎn)生。對(duì)低治污成本企業(yè)而言，將剩余碳排放權(quán)置于市場(chǎng)出售會(huì)提高資源配置效率，獲得更多的經(jīng)濟(jì)效益。只有當(dāng)高治污成本企業(yè)的碳排放成本或行政罰款低于其購買碳排放權(quán)的成本時(shí)，兩類企業(yè)之間的交易才會(huì)終止。在兩類企業(yè)的交易過程中，低治污成本企業(yè)受到經(jīng)濟(jì)激勵(lì)，會(huì)進(jìn)一步進(jìn)行技術(shù)革新，降低碳排放量。同時(shí)，高治污成本企業(yè)在給定的碳排放目標(biāo)下，不用減少產(chǎn)出以降低二氧化碳排放量。因此，在碳排放總量控制目標(biāo)下，企業(yè)單位產(chǎn)出的二氧化碳排放量會(huì)明顯降低。

根據(jù)以上論述，高治污成本企業(yè)與低治污成本企業(yè)之間的碳排放權(quán)交易能夠在促進(jìn)單位產(chǎn)出的碳排放量減少的同時(shí)實(shí)現(xiàn)碳排放總量控制的目標(biāo)。事實(shí)上，碳排放總量控制目標(biāo)不僅會(huì)激勵(lì)低治污成本企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，而且會(huì)刺激高治污成本企業(yè)采用清潔生產(chǎn)技術(shù)?？偠灾?，碳排放權(quán)交易政策可以通過促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級(jí)而降低二氧化碳排放總量。然而，碳排放權(quán)交易政策是一項(xiàng)基于市場(chǎng)的環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策，企業(yè)在應(yīng)對(duì)這一政策工具時(shí)，除進(jìn)行技術(shù)升級(jí)外，還有另一項(xiàng)選擇——轉(zhuǎn)移污染產(chǎn)業(yè)[11]。尤其是在統(tǒng)一市場(chǎng)尚未建立，地方政府各自為政的情況下，企業(yè)為了規(guī)避本地區(qū)碳排放總量控制的約束，可能會(huì)選擇將污染產(chǎn)業(yè)從試點(diǎn)省市轉(zhuǎn)移到非試點(diǎn)省市。由于二氧化碳與大氣污染物同根同源，都主要來自煤、石油等化石燃料的燃燒，因此，碳排放權(quán)交易政策在降低碳排放量的同時(shí)，也有可能產(chǎn)生減少大氣污染物的協(xié)同效應(yīng)。

基于以上的理論分析，本文提出以下兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：碳排放權(quán)交易政策不僅能夠降低二氧化碳排放量，同時(shí)會(huì)減少大氣污染物排放。

假設(shè)2：碳排放權(quán)交易政策通過促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)升級(jí)和污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移減少大氣污染物排放。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文利用中國255個(gè)地級(jí)市及以上城市2004—2018年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。其中，PM2.5的數(shù)據(jù)來自哥倫比亞大學(xué)社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和應(yīng)用中心，其余數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和Wind數(shù)據(jù)庫。樣本研究的截止年份為2018年是因?yàn)槟壳瓣P(guān)于中國市級(jí)層面PM2.5濃度數(shù)據(jù)只更新到2018年。

(二)變量定義

被解釋變量包括二氧化碳與主要大氣污染物。由于目前中國尚未有官方的碳排放數(shù)據(jù)，本文借鑒蔡博峰等[12]的方法，收集并整理各個(gè)時(shí)期各城市的化石能源消費(fèi)量，計(jì)算出各個(gè)時(shí)期各城市二氧化碳排放量。關(guān)于大氣污染物的種類，目前主要有硫化合物(SO2、H2S等)、含氮化合物(NO、NO2等)、含碳化合物(CO、VOCs等)、顆粒物(PM10、PM2.5)等。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以二氧化硫(SO2)與細(xì)微顆粒物(PM2.5)作為大氣污染物的代理變量。

為防止遺漏變量導(dǎo)致估計(jì)偏誤，參考現(xiàn)有相關(guān)研究[13-14]，選取如下變量作為控制變量：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(econo)，采用人均GDP表示。(2)環(huán)境投入(envin)，采用環(huán)境治理本年投資總額與工業(yè)總產(chǎn)值的比值表示。(3)綠色技術(shù)(gretech)，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法計(jì)算出全要素生產(chǎn)率變化的Malmquist指數(shù)，然后將其分解為綠色效率與綠色技術(shù)。(4)市場(chǎng)化程度(market)，采用私營和個(gè)體從業(yè)人數(shù)與總就業(yè)人數(shù)的比值表示。(5)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus)，采用第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重表示。(6)人口密度(pop)，采用年平均常住人口與區(qū)域面積的比值表示。(7)外商直接投資(fdi)，采用當(dāng)年實(shí)際使用外資金額表示。

(三)模型構(gòu)建

關(guān)于政策效應(yīng)評(píng)估的模型較多，主要包括：雙重差分、斷點(diǎn)回歸及可計(jì)算一般均衡。參考李毅等[15]的研究，本文采用雙重差分(DID) 方法進(jìn)行實(shí)證估計(jì)?；貧w模型如下：

Yit=Cons+βTreati×Tt+θXit+μi+ρt+εit

(1)

其中，Y為模型的被解釋變量，分別用二氧化硫排放量、PM2.5濃度、二氧化碳排放量來表示，Cons為常數(shù)項(xiàng)。Treati為地區(qū)虛擬變量，表示城市i是否被設(shè)定為試點(diǎn)地區(qū)，若某城市進(jìn)行了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)則取值為1，未進(jìn)行碳排放權(quán)交易試點(diǎn)則取值為0。Tt則為時(shí)間虛擬變量，若時(shí)間為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之后取值為1，若時(shí)間為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之前取值為0。X表示一系列控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化程度、外商直接投資、人口密度、環(huán)境投入、市場(chǎng)化程度等。μi是個(gè)體異質(zhì)性，ρt是時(shí)間異質(zhì)性，包括月度時(shí)間和年度，εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。β為核心解釋變量的回歸系數(shù)，即雙重差分的估計(jì)量，代表了排放權(quán)交易政策對(duì)城市大氣污染物與二氧化碳排放的影響效應(yīng)。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

1. 碳排放權(quán)交易政策對(duì)碳排放的影響效應(yīng)

任何政策或計(jì)劃的實(shí)施主要都是為了解決某一特定的問題，或是實(shí)現(xiàn)某一特定的目標(biāo)。在本文中，政策的協(xié)同效應(yīng)是指，政策實(shí)施不僅對(duì)既定的政策目標(biāo)產(chǎn)生影響，還能產(chǎn)生一些額外政策效果。因此，在考察碳排放權(quán)交易的減污降碳協(xié)同效應(yīng)之前，先對(duì)碳排放權(quán)交易政策的降碳效果進(jìn)行評(píng)估。以二氧化碳排放總量為解釋變量，采用雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表1所示。

表1 碳排放權(quán)交易政策對(duì)碳排放的影響回歸結(jié)果

表1的回歸結(jié)果顯示，在同時(shí)考慮城市固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和控制變量的情況下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對(duì)城市二氧化碳排放總量存在顯著的負(fù)向效應(yīng)，即碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施促進(jìn)了城市二氧化碳排放總量的降低，碳排放權(quán)交易政策在促進(jìn)降碳上是有效的。這與劉傳明等[7]、李治國等[16]的結(jié)論一致。對(duì)于相關(guān)控制變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的一次項(xiàng)與二次項(xiàng)系數(shù)證明了環(huán)境庫茲涅茨假說的成立性。環(huán)境投入對(duì)碳排放的影響顯著為負(fù)，即環(huán)境投入越多，二氧化碳的排放總量會(huì)越低。綠色技術(shù)對(duì)碳排放的影響顯著為負(fù)，即綠色技術(shù)的進(jìn)步會(huì)降低二氧化碳排放量。市場(chǎng)化程度對(duì)碳排放的影響為正，在市場(chǎng)利益驅(qū)動(dòng)與缺乏約束的情況下，私營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)顯著促進(jìn)碳排放量提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放的影響顯著為正，第二產(chǎn)業(yè)占比越大，能源消耗量也越多，二氧化碳排放總量也越大。人口密度對(duì)碳排放量的影響為正且顯著，可能的原因在于，人口密度越大，總體對(duì)能源的消耗也越多，二氧化碳排放量也越多[17-19]。外商直接投資對(duì)碳排放的影響顯著為正，表明現(xiàn)階段外商直接投資會(huì)顯著促進(jìn)碳排放量的增加。

2. 碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物的影響效應(yīng)

本文主要研究碳排放權(quán)交易政策能否在降低二氧化碳排放的同時(shí)，也減少大氣污染物排放?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，分別以二氧化硫(SO2)及可吸入顆粒物(PM2.5)為大氣污染物的代理變量。以大氣污染物作為被解釋變量進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表2的第(1)、(2)列所示。 在表2的第(2)列中，將交互項(xiàng)與二氧化硫(SO2)排放量進(jìn)行回歸，控制地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，估計(jì)系數(shù)為負(fù)且顯著。同樣，在表2的第(3)、(4)列中，以可吸入顆粒物(PM2.5)作為被解釋變量，在控制其他變量的前提下，政策交互項(xiàng)Treat×T的估計(jì)系數(shù)為-0.207，且估計(jì)結(jié)果通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)。這說明在其他條件不變的前提下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施顯著促進(jìn)了城市二氧化硫(SO2)與可吸入顆粒物(PM2.5)的減少，碳排放權(quán)交易政策抑制了城市空氣污染物的排放，表現(xiàn)出明顯的減污降碳協(xié)同效應(yīng)。

表2 碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物的影響回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 使用傾向得分匹配雙重差分方法

本文在基準(zhǔn)分析中使用雙重差分(DID)模型。與單差法、斷點(diǎn)回歸等方法相比，雙重差分方法的優(yōu)勢(shì)在于能較好地剔除實(shí)驗(yàn)組與控制組在實(shí)驗(yàn)前的差異，從而準(zhǔn)確識(shí)別出因果效應(yīng)[20-22]。但使用雙重差分方法要滿足的重要前提條件之一就是：實(shí)驗(yàn)組與控制組的分組是隨機(jī)的，即樣本選擇不受干預(yù)影響。為了證明本文的實(shí)證結(jié)果不受可能存在的樣本選擇偏差干擾，本文使用傾向得分匹配雙重差分(PSM-DID)方法進(jìn)行估計(jì)。首先根據(jù)鄰近匹配方法挑選出合適的控制組，然后進(jìn)行雙重差分模型的估計(jì)。表3結(jié)果顯示，與前文的實(shí)證結(jié)果一致，碳排放權(quán)交易政策對(duì)PM2.5的影響是負(fù)向的，且通過了顯著性檢驗(yàn)。這說明本文的基準(zhǔn)結(jié)果整體上是穩(wěn)健的。與前文結(jié)果不同的是，碳排放權(quán)交易政策對(duì)二氧化硫排放的影響并不顯著。因此，下文分析碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物的影響，僅考慮以PM2.5作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析。

表3 基于PSM-DID方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. 排除相近時(shí)期其他政策的干擾

在估計(jì)碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物的影響過程中，可能會(huì)有其他政策對(duì)大氣污染物產(chǎn)生影響，從而使碳排放權(quán)交易政策的估計(jì)產(chǎn)生偏差。為了解決這一問題，本文搜索了在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施期間發(fā)布的其他政策。最終發(fā)現(xiàn)，2013年國務(wù)院出臺(tái)的《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃》提出了“切實(shí)改善空氣污染”的政策，該政策要求到2017年全國地級(jí)市及以上城市可吸入顆粒物濃度應(yīng)比五年前降低10%以上。據(jù)此，本文認(rèn)為《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃》產(chǎn)生的減污效果可能會(huì)對(duì)本文的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生干擾。為了排除干擾，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入政策虛擬變量D。若加入政策虛擬變量之后，碳排放權(quán)交易政策的回歸系數(shù)仍然顯著，則說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。表4結(jié)果顯示，代表政策的系數(shù)依然顯著為負(fù)，盡管系數(shù)大小略有下降。這意味著碳排放權(quán)交易政策的減污效應(yīng)是顯著的，本文的實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 排除相近時(shí)期其他政策的干擾檢驗(yàn)

3.安慰劑檢驗(yàn)

碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施時(shí)間為2013年，為了排除時(shí)間層面因素造成的干擾，利用虛構(gòu)政策干預(yù)時(shí)間的方式進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體做法如下：刪除2013年以后的樣本，僅保留碳排放權(quán)交易政策實(shí)施之前的樣本，依次將2005—2007年作為“假”的碳排放權(quán)交易政策的時(shí)間點(diǎn)，對(duì)其進(jìn)行減污效應(yīng)檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。不難發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，雙重差分項(xiàng)的系數(shù)不再顯著，這表明大氣污染物的減少確實(shí)是由碳排放權(quán)交易政策而不是其他因素導(dǎo)致的，據(jù)此可以說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 安慰劑檢驗(yàn)

(三)作用機(jī)制分析

在機(jī)制分析中，中介效應(yīng)模型被廣泛應(yīng)用，其基本思路是：研究自變量X對(duì)因變量Y的影響，若X通過影響Z而對(duì)Y產(chǎn)生影響，則稱Z為中介變量。中介效應(yīng)模型一般包含以下三個(gè)方程：

Yit=δ0Treati×Tt+θ0Xit+μi+ρt+εit

(2)

Zit=δ1Treati×Tt+θ1Xit+μi+ρt+εit

(3)

Yit=λZit+δ2Treati×Tt+θ2Xit+μi+ρt+εit

(4)

結(jié)合本文的機(jī)制分析，為了驗(yàn)證碳排放權(quán)交易政策是否通過影響綠色技術(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)大氣污染物產(chǎn)生影響，以PM2.5為因變量，碳排放權(quán)交易政策Treati×Tt為自變量，分別以綠色技術(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為中介變量Z進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，X表示與上文一致的控制變量，μi為城市個(gè)體效應(yīng)，ρt為時(shí)間效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中，式(2)的系數(shù)δ0代表自變量對(duì)因變量的總效應(yīng)；式(3)的系數(shù)δ1代表自變量對(duì)中介變量Z的效應(yīng)；式(4)的系數(shù)λ代表控制自變量的影響后，中介變量對(duì)因變量的效應(yīng)，系數(shù)δ2為控制中介變量后自變量對(duì)因變量的直接效應(yīng)。因此，若系數(shù)λ與系數(shù)δ1均顯著，系數(shù)δ2也顯著，則表示直接效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)也顯著，此時(shí)中介效應(yīng)稱為部分中介效應(yīng)；若系數(shù)λ與系數(shù)δ1均顯著，但系數(shù)δ2不顯著，說明直接效應(yīng)不顯著，僅存在中介效應(yīng)，此時(shí)中介效應(yīng)也稱完全中介效應(yīng)[23]。中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示：

表6 碳排放權(quán)交易政策影響大氣污染物的作用機(jī)制檢驗(yàn)

表6的(1)～(3)列考察碳排放權(quán)交易政策的綠色技術(shù)進(jìn)步機(jī)制。第(1)列展示碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物PM2.5的影響，與前文的結(jié)果一致，碳排放權(quán)交易政策的系數(shù)顯著為負(fù)。第(2)列為碳排放權(quán)交易政策對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，結(jié)果顯示，碳排放權(quán)交易政策對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步有顯著的正向影響。第(3)列中，碳排放權(quán)交易政策與綠色技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，說明直接效應(yīng)與中介效應(yīng)均成立，此時(shí)的中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)。從中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)進(jìn)步確實(shí)是碳排放權(quán)交易政策影響大氣污染物PM2.5的作用路徑。

表6的第(4)～(6)列考察碳排放權(quán)交易政策的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機(jī)制。第(4)列是碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物PM2.5的影響，與前文的結(jié)果一致，碳排放權(quán)交易政策的系數(shù)為負(fù)，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。第(5)列為碳排放權(quán)交易政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果顯示，碳排放權(quán)交易政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著的負(fù)向影響。第(6)列中，碳排放權(quán)交易政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，說明直接效應(yīng)與中介效應(yīng)均成立，此時(shí)的中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)。從中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是碳排放權(quán)交易政策影響大氣污染物PM2.5的作用路徑，即碳排放權(quán)交易政策通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來減少大氣污染物。

(四)異質(zhì)性分析

1. 城市規(guī)模的異質(zhì)性

參考2014年國務(wù)院發(fā)布的最新城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)及試點(diǎn)城市的人口規(guī)模，將試點(diǎn)城市按常住人口規(guī)模劃分為特大城市、大城市、中等城市與小城市。采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)考慮到大氣污染具有路徑依賴特征，在模型中加入大氣污染物的一階滯后項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果如表7所示。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，不同規(guī)模城市的大氣污染一階滯后項(xiàng)系數(shù)均為正，且在1%的水平下顯著。這表明不論是何種規(guī)模的城市，大氣污染物的排放均具有顯著的連續(xù)性，即上一期大氣污染物較多的城市在下一期大氣污染物也較多。比較不同規(guī)模城市的碳排放權(quán)交易政策的估計(jì)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，城市規(guī)模越大，碳排放權(quán)交易政策的大氣污染物減排效應(yīng)也越強(qiáng)。

表7 按城市規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果

2.產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的異質(zhì)性

在產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在異質(zhì)性的情況下，碳排放權(quán)交易政策是否會(huì)存在顯著的大氣污染減排效果差異？為了回答這一問題，依據(jù)錢納里的工業(yè)化階段理論，將城市按第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重進(jìn)行劃分，分為工業(yè)化前期、工業(yè)化中期與工業(yè)化后期三個(gè)子樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8所示。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，碳排放權(quán)交易政策的大氣污染物減排效應(yīng)因城市工業(yè)化發(fā)展階段而異。相比于處于工業(yè)化早期與工業(yè)化中期的城市，碳排放權(quán)交易政策對(duì)處于工業(yè)化后期的城市具有更強(qiáng)的大氣污染物減排效應(yīng)。

表8 按產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段異質(zhì)性回歸結(jié)果

五 結(jié)論與政策建議

氣候變化與大氣污染密切相關(guān)，但在學(xué)術(shù)研究和政府決策中較少對(duì)這兩個(gè)問題進(jìn)行同時(shí)考慮。在有限的經(jīng)濟(jì)資源與應(yīng)對(duì)氣候變化和大氣污染控制的多重壓力下，實(shí)施二氧化碳與大氣污染物協(xié)同治理就顯得愈發(fā)重要。本文基于2004—2018年中國255個(gè)地級(jí)市及以上城市的面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分模型評(píng)估碳排放權(quán)交易政策的減污降碳協(xié)同效應(yīng)，并進(jìn)一步分析其作用機(jī)制與異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：碳排放權(quán)交易政策顯著降低城市的二氧化碳排放量和大氣污染物濃度，表現(xiàn)出明顯的減污降碳協(xié)同效應(yīng)。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依然成立。碳排放權(quán)交易政策對(duì)大氣污染物的減排效應(yīng)主要通過促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新和污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移而實(shí)現(xiàn)。碳排放權(quán)交易政策的大氣污染物減排效應(yīng)在規(guī)模大和工業(yè)化程度高的城市更為顯著。

據(jù)此，本文提出下述建議：(1)深入推進(jìn)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)工作，著力強(qiáng)化頂層設(shè)計(jì)，確保政策落地見效。在推進(jìn)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)擴(kuò)大的過程中，政府應(yīng)該做好推進(jìn)形成統(tǒng)一碳市場(chǎng)的頂層設(shè)計(jì)，以防止地方政府的不良競(jìng)爭(zhēng)，保證政策的執(zhí)行性及有效性。(2)強(qiáng)化環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策的組合調(diào)控，統(tǒng)籌推進(jìn)減污降碳協(xié)同治理。在碳排放市場(chǎng)配額設(shè)置的過程中加入大氣污染物，一方面有利于實(shí)現(xiàn)大氣污染物與二氧化碳的協(xié)同治理；另一方面，可以激勵(lì)生產(chǎn)者進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而減少大氣污染物的排放。(3)加大綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。以科技創(chuàng)新推動(dòng)綠色發(fā)展是解決生態(tài)環(huán)境問題的根本途徑，加大綠色技術(shù)投入，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，加快形成資源節(jié)約型和環(huán)境友好型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。