劉自敏 黃敏 申顥

關(guān)鍵詞：碳交易試點政策;綠色技術(shù)進(jìn)步;產(chǎn)出偏向;期望產(chǎn)出

一、引言

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長開始減速整修，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。在新常態(tài)背景下，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件和方式也在發(fā)生許多變化，在過去我們更多強(qiáng)調(diào)的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高速度，而忽略了環(huán)境問題。為了控制與經(jīng)濟(jì)增長相伴隨的能源消耗和溫室氣體排放，中國逐步建立起以實現(xiàn)2030 年碳排放達(dá)峰及2060 年碳中和為目標(biāo)的節(jié)能減排體系。“十四五”期間，中國要求單位內(nèi)生產(chǎn)總值能耗和二氧化碳排放要求分別降低13.5%和18%，綠色低碳發(fā)展加快推進(jìn)，節(jié)能降碳協(xié)同治理持續(xù)加強(qiáng)。

作為全球最大的碳交易市場，歐洲碳排放交易體系的建立對于低碳減排的促進(jìn)效果顯而易見（Clo et al.，2013）。為了減少二氧化碳排放，我國也積極響應(yīng)聯(lián)合國減排號召并于2017 年正式啟動全國碳排放權(quán)交易市場。《國家應(yīng)對氣候變化規(guī)劃（2014-2020 年）》中也明確提出，要借鑒國際碳排放交易市場建設(shè)經(jīng)驗，結(jié)合我國國情，逐步建立我國碳排放交易市場。碳交易試點開啟后，碳交易額逐年增加，這也體現(xiàn)了政策實施后二氧化碳的減排效果，人們對該政策的關(guān)注度也越來越高。但是隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，僅僅關(guān)注碳排放交易政策帶來的減排效應(yīng)是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，我們還需要進(jìn)一步思考該政策實施后對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)外在動力的影響，從而分析碳排放交易制度是否有助于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性。

經(jīng)濟(jì)增長的新常態(tài)模式必然逐步要求提高全要素生產(chǎn)率（李靜等，2018），而綠色技術(shù)進(jìn)步不僅能兼顧資源環(huán)境約束，降低負(fù)的外部性，而且有利于帶動我國經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展，從而推動全要素生產(chǎn)率提高。進(jìn)一步地，對于綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出要素偏向的考察，尤其是環(huán)境非期望產(chǎn)出偏向的研究，將更有效地解釋生態(tài)環(huán)境政策在我國經(jīng)濟(jì)增長過程中發(fā)揮的真實作用，進(jìn)而實現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步與生態(tài)環(huán)境政策二者聯(lián)動，推動經(jīng)濟(jì)社會全面綠色轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展。城市是我國能源消費量最大的群體，以它為基本地域單位探討碳交易試點政策是否能促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步偏向有著重要的研究意義。本文期望為優(yōu)化減碳、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色增長提供新的思考，同時也為碳交易試點開啟的正確性、合理性提供更具說服力的理論支撐。

國內(nèi)外學(xué)者對于碳交易市場、技術(shù)進(jìn)步及其偏向的研究已經(jīng)十分豐富，現(xiàn)有相關(guān)研究主要從以下三個方面展開綜述。

諸多學(xué)者對于碳交易市場運行效果進(jìn)行了分析。Zeng et al（. 2017）、趙領(lǐng)娣和王海霞（2019）、郭建峰和傅一瑋（2019）對碳交易試點的碳排放權(quán)交易價格趨勢進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)試點城市碳排放價格是全國統(tǒng)一價格調(diào)控體系的重要組成部分。經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級和碳交易機(jī)制之間存在著動態(tài)關(guān)系，劉和旺等（2020）研究發(fā)現(xiàn)碳排放交易政策顯著促進(jìn)了我國企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，且對非國有企業(yè)和大型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級更為顯著。Springer et al.（2019）、閆云鳳（2015）同樣發(fā)現(xiàn)碳市場對我國經(jīng)濟(jì)增長有影響。同時，碳交易市場的建立，也促進(jìn)了可再生能源的研發(fā)與投資，鼓勵人們選擇更清潔的能源（Palmer et al.，2011;Bird et al.，2011;Rabe et al.，2019）。此外，由于區(qū)域發(fā)展?fàn)顩r、自然環(huán)境等差異，中國碳排放效率水平還存在很大改進(jìn)空間，并且碳排放效率存在著一定的區(qū)域差異（王勇和趙晗，2019;蔣毅一等，2019）。

國內(nèi)外學(xué)者從測算方式與影響效應(yīng)等兩個方面對技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行了研究。F?re et al.（1997）、李靜等（2018）對技術(shù)變化指數(shù)作了進(jìn)一步的分解，此外，不少學(xué)者通過計算得出了技術(shù)進(jìn)步的來源及其分類（王班班和齊紹州，2014;Song & Wang，2018）。技術(shù)進(jìn)步分為有偏技術(shù)進(jìn)步和中性技術(shù)進(jìn)步，其中有偏技術(shù)進(jìn)步又可以分為投入偏向技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步。董直慶和趙景（2017）就曾提到有偏技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)大于中性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率之間還存在著直接聯(lián)系（Antonelli & Quatraro，2010;吳傳清和杜宇，2018），進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長（魏巍，2019）。涂正革和陳立（2019）采用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法，提出偏向資本的技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長率提升和全要素生產(chǎn)率的增進(jìn)具有積極作用，在一定程度上能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展?？梢?，偏向技術(shù)進(jìn)步是推動經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的重要方式（何小鋼和王自力，2015）。同時，楊翔等（2019）發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步類型主要是中性技術(shù)進(jìn)步，但偏向技術(shù)進(jìn)步對工業(yè)技術(shù)進(jìn)步卻日益重要。

進(jìn)一步地，人們逐步開始關(guān)注技術(shù)進(jìn)步偏向性的研究。新古典增長理論曾假設(shè)勞動和資本二者投入要素之間的替代彈性為1，即技術(shù)進(jìn)步是中性的，但該假設(shè)與現(xiàn)實存在較大差異。在實際生產(chǎn)的過程中，技術(shù)進(jìn)步對于要素的使用偏好性往往不同，說明技術(shù)進(jìn)步是存在偏向的。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步偏向得到了更為廣泛的關(guān)注，Acemoglu（2007）在實證研究中也進(jìn)一步證明了技術(shù)進(jìn)步是具有偏向性的。關(guān)于技術(shù)進(jìn)步偏向的測算方法主要有三種：一是Kmenta 近似估計方法;二是利用單方程模型估算;三是標(biāo)準(zhǔn)化供給系統(tǒng)方法。第三種方法相比前兩者較為成熟，得到了更廣泛的發(fā)展應(yīng)用（Klump et al.，2008;陳曉玲和連玉君，2013）。同時各國學(xué)者對于技術(shù)進(jìn)步偏向性也都做了許多的量化測算和分析（Young & Andrew，2013;朱琳等，2016;鐘世川和蔣青嬗，2019）。Sato & Morita（2009）發(fā)現(xiàn)日本和美國的技術(shù)進(jìn)步均偏向于資本，錢娟（2020）發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步整體偏向勞動節(jié)約。還有不少學(xué)者以技術(shù)進(jìn)步偏向為視角，探討了生態(tài)效應(yīng)、工資平等性等諸多社會經(jīng)濟(jì)問題（Kishi & Keiichi，2015;曹孜和吳朝陽，2020）。

通過梳理文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)：①對于有偏技術(shù)進(jìn)步的研究大多集中于使用非參數(shù)及參數(shù)方法測定技術(shù)進(jìn)步在投入要素間的偏向及其經(jīng)濟(jì)增長、節(jié)能減排效應(yīng)，對于產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步的研究較少，且在宏觀層面的技術(shù)進(jìn)步偏向研究多集中于國家、省份（州）層面，城市層面的研究相對較少。②對于碳排放權(quán)交易市場的研究多集中于判定其參數(shù)合理性及評估其各類政策效應(yīng)，其技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)則鮮被證實，且在進(jìn)行碳排放權(quán)交易政策評估時從城市層面進(jìn)行驗證的研究較為少見。

本文的創(chuàng)新點在于：①將研究領(lǐng)域鎖定在城市層面，對其產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)及其產(chǎn)出偏向進(jìn)行了測算與分析，有助于明晰特定城市在發(fā)展過程中是否選擇了合適的技術(shù)進(jìn)步路徑。②驗證了碳交易試點的開啟促進(jìn)了城市層面產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步和綠色技術(shù)進(jìn)步偏向，有助于更合理地評價碳市場的運行狀況，為政府優(yōu)化、鋪開碳交易提供相關(guān)依據(jù)。③從實證與理論兩個角度，探究了碳交易試點政策產(chǎn)生技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)的具體機(jī)制，有助于準(zhǔn)確尋找城市層面綠色技術(shù)進(jìn)步的實現(xiàn)路徑。本文的研究將致力于彌補現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，以豐富相關(guān)研究的成果。

本文的余下結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析框架與研究假設(shè)，從內(nèi)在因素和外在因素兩個方面對碳交易試點和綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行了闡述，然后通過理論分析提出了本文的相關(guān)假說;第三部分對數(shù)據(jù)來源及變量定義進(jìn)行了介紹;第四部分測算和說明了產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和綠色技術(shù)進(jìn)步偏向，并進(jìn)行了相關(guān)實證分析;第五部分是機(jī)制檢驗及對文章內(nèi)容的進(jìn)一步探討;最后是本文的主要結(jié)論及政策建議。

二、理論分析及研究假設(shè)

中國經(jīng)濟(jì)在高速增長的同時，區(qū)域性的大氣污染問題也與日俱增，城市群區(qū)域多種污染物排放量持續(xù)增長，其中尤以二氧化碳排放物為代表。中國的持續(xù)發(fā)展，會使得能源消費持續(xù)增長與碳排放量持續(xù)增加。但這同時也表明，中國在實施一系列政策措施前擁有巨大減排潛力。從我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看，作為碳排放主要源頭的工業(yè)部門，依舊是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心部門（周迪和劉奕淳，2020），盡管近幾年第三產(chǎn)業(yè)占比已經(jīng)超過了第二產(chǎn)業(yè)，但是工業(yè)部門能源消耗和污染排放仍有很大改善空間。同時，我國資源分布不均衡，存在天然氣及石油較少、煤炭資源多的情況，導(dǎo)致我國目前資源只能以煤炭為主，面臨較大的碳減排壓力（魯萬波等，2013）。截至2018 年，我國煤炭在一次能源消費中占比達(dá)到59%，雖然電能消費在我國能源消費中所占比重不斷增大，但現(xiàn)階段仍以火力發(fā)電為主。綜上所述，本文提出如下假說：

假說1：中國城市市轄區(qū)層面存在有偏技術(shù)進(jìn)步，且有偏技術(shù)進(jìn)步偏向非期望產(chǎn)出的比例高于期望產(chǎn)出，綠色技術(shù)進(jìn)步有待優(yōu)化。

同時，由于我國各地區(qū)城市資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制力度等差異較大，技術(shù)進(jìn)步的具體偏向不盡相同，因此，在假說1 的基礎(chǔ)上，本文將假說1 細(xì)化為：

假說1-1：中國城市市轄區(qū)層面的有偏技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向比例在東、中、西部存在異質(zhì)性，其中中西部地區(qū)偏向非期望產(chǎn)出的比例高于東部地區(qū)。

推動中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)綠色增長轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展需要依賴于技術(shù)進(jìn)步的力量。碳市場的開啟，一方面有助于響應(yīng)政府節(jié)能減排的號召，另一方面也有助于我國發(fā)展低碳技術(shù)，改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。為更好地分析碳交易試點開啟與綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系，本文將從內(nèi)在動力和外在動力兩個方面分析碳交易試點對城市層面綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的影響機(jī)制。從外在動力來說，碳市場的開啟對于綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的影響作用可以分為市場競爭和政府政策兩個方面;對于內(nèi)在動力而言，碳市場開啟對綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的影響機(jī)制又可以從利潤誘導(dǎo)和成本壓力兩個角度來闡述。

中國的政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)不能持續(xù)，低碳經(jīng)濟(jì)要發(fā)展就必須從政府主導(dǎo)向市場導(dǎo)向轉(zhuǎn)型（周蓉等，2014）。在市場競爭逐漸加劇的情況下，要充分發(fā)揮市場這只“看不見的手”在碳排放權(quán)配置中的決定性作用。對高碳排放企業(yè)而言，其本身有著高耗能、高排放、低效率等諸多問題，在市場競爭中當(dāng)面臨優(yōu)勝劣汰時，必然會逐步被有著先進(jìn)低碳技術(shù)、更優(yōu)良的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、效率更優(yōu)的低碳排放企業(yè)所替代。這無疑促使企業(yè)要革新工藝，在技術(shù)研發(fā)中搶先占據(jù)優(yōu)勢，以獲取更大的市場份額。從政府政策角度來說，合理規(guī)劃碳市場建設(shè)、征收碳稅與進(jìn)行財政補貼對于降低碳排放量、增加企業(yè)收益具有促進(jìn)作用，這說明在合理政府政策配置下，可以實現(xiàn)低碳環(huán)保與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的和諧統(tǒng)一（孫亞男，2014）。對于高碳排放的企業(yè)，政府對其超出碳排放限額部分進(jìn)行征稅，使其面臨更大的運營壓力而不得不加速改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)以減少二氧化碳的排放，從而緩解企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)。對于低碳排放的企業(yè)，一方面政府會對其進(jìn)行減稅和財政補貼減輕企業(yè)資金壓力，從而加大對技術(shù)的研發(fā)投入;另一方面，相對寬松的政策環(huán)境和獎勵機(jī)制會激勵企業(yè)更專注于技術(shù)研發(fā)。

企業(yè)可以通過市場兌換碳排放額盈余的收益，并將此收益投資于相關(guān)低碳技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用，從而促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新（Calel & Dechezleprêtre，2016）。技術(shù)密集型企業(yè)借助其先進(jìn)的綠色生產(chǎn)技術(shù)減少了二氧化碳排放，并將剩余碳排放額度在碳交易市場上出售以獲取額外收益。在市場利潤誘導(dǎo)下，企業(yè)更傾向于加大技術(shù)研發(fā)力度以降低二氧化碳排放。碳排放權(quán)交易對低碳技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制之一就是成本節(jié)約激勵機(jī)制（Porter & Claas，1995），生產(chǎn)成本的高低直接關(guān)乎著企業(yè)利潤的高低。高碳排放企業(yè)相較于低碳排放企業(yè)，面臨著更大的成本壓力，原因在于高碳排放企業(yè)對多于政府限制的碳排放額度需繳納更多稅費，同時還需要在碳交易市場上購買二氧化碳排放權(quán)以抵消超額排放。生產(chǎn)成本的增加，導(dǎo)致企業(yè)將面臨更加嚴(yán)峻的市場競爭壓力，在此壓力下，企業(yè)也更加傾向于改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，通過綠色技術(shù)進(jìn)步獲取減排和長久發(fā)展的雙重效應(yīng)。

碳交易試點的啟動，帶來了城市層面技術(shù)溢出效應(yīng)增強(qiáng)和綠色技術(shù)進(jìn)步，在降低二氧化碳排放的同時也提高了城市整體技術(shù)水平，從長遠(yuǎn)看也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。因此，本文碳交易試點開啟誘發(fā)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步機(jī)制如圖1 所示。

結(jié)合前文分析，本文提出如下假說：

假說2：碳交易試點開啟對于城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用。

假說3：碳交易試點開啟能促進(jìn)城市層面綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。

環(huán)境規(guī)制是政府應(yīng)對企業(yè)生產(chǎn)和排污行為的干預(yù)性政策，而綠色技術(shù)進(jìn)步是企業(yè)應(yīng)對政府環(huán)境規(guī)制的重要手段。由于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險、高投入和顯著外部性特征，這就需要通過環(huán)境規(guī)制干預(yù)綠色創(chuàng)新過程（彭文斌和路江林，2017）。在環(huán)境規(guī)制作用下，一方面由于“倒逼效應(yīng)”促使企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)工藝進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新;另一方面由于“成本效應(yīng)”，企業(yè)的生產(chǎn)成本增加進(jìn)而對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新支出產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，在一定程度上對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生抑制作用。同時，碳交易試點政策作為政府減少污染排放的約束手段，也會從人力、物力等方面對其他環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生一定影響。因此，本文進(jìn)一步提出如下假說：假說4：碳交易試點開啟會通過環(huán)境規(guī)制進(jìn)而影響產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步。

對碳排放交易促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步機(jī)制的深入研究，有助于加強(qiáng)對該政策運行規(guī)律更深層次的認(rèn)識和理解，從而將這一政策工具更好地服務(wù)于可持續(xù)發(fā)展。

三、數(shù)據(jù)來源及變量說明

綜合考慮數(shù)據(jù)資料的連續(xù)性、可獲取性，本文最終選定242 個城市作為研究對象，研究期間定為2007—2016 年。本文所用數(shù)據(jù)均來自《中國氣象年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒。

對于產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向，我們將其設(shè)定為一個虛擬變量，若某城市的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向促進(jìn)期望產(chǎn)出，即偏向綠色技術(shù)進(jìn)步，則BIASit=1;反之，若產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向促進(jìn)非期望產(chǎn)出，即偏向非綠色技術(shù)進(jìn)步或者為中性技術(shù)進(jìn)步（OBTCit=1），則BIASit=0;OBTCit 指數(shù)經(jīng)過計算，數(shù)值總體大于1，同時由于數(shù)據(jù)中OBTCit=1 的城市比例不足0.03%，可忽略不計，故下文將偏向促進(jìn)非期望產(chǎn)出或者指數(shù)為中性技術(shù)進(jìn)步的統(tǒng)稱為偏向非期望產(chǎn)出。

表1 為本文所用變量的相關(guān)描述性統(tǒng)計

結(jié)合以往研究碳交易試點政策以及有偏技術(shù)進(jìn)步的相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取了如下變量進(jìn)行控制：①人口密度。人口的聚集一方面會帶來能耗和污染的增加，另一方面，人口紅利效應(yīng)又會帶來技術(shù)創(chuàng)新?？紤]到行政區(qū)劃面積和人口規(guī)模方面存在很大差異，直接采用年末戶籍人口的絕對數(shù)不具有科學(xué)上的可比性（邵帥等，2016），因此，本文選擇單位面積的人口數(shù)表征人口集聚對技術(shù)進(jìn)步的影響。②城市道路面積。健全的城市交通基礎(chǔ)設(shè)施會拉近城市與城市間的距離，加快彼此間知識和技術(shù)的輸出輸入。本文用城市道路面積作為城市交通基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量（孫傳旺等，2019），并對其取對數(shù)處理。③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。中國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，對于能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整、改善投資環(huán)境有著不可忽視的影響，因此，本文以第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)進(jìn)步的影響。④溫度。使用城市的平均氣溫作為氣候變量。⑤研發(fā)投入強(qiáng)度。研發(fā)投入更多的城市將更有可能進(jìn)行設(shè)備更新和技術(shù)改進(jìn)，從而加快推進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和減少碳排放。因此，本文以科學(xué)技術(shù)支出和教育支出之和比上地區(qū)生產(chǎn)總值表示城市研發(fā)投入強(qiáng)度。⑥環(huán)境規(guī)制。碳交易試點政策作為環(huán)境規(guī)制政策的一種，不可避免地會受到其他環(huán)境規(guī)制政策的影響。市轄區(qū)建成區(qū)綠化覆蓋率與環(huán)境治理程度高度相關(guān)，且受綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響較小，可以有效緩解使用成本類變量所帶來的內(nèi)生性問題（鄺嫦娥和路江林，2019），因此，采用市轄區(qū)建成區(qū)綠化覆蓋率衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

四、實證分析

基于后文對碳交易試點開啟與產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步和綠色技術(shù)進(jìn)步偏向關(guān)系的檢驗，本節(jié)首先對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步及其偏向進(jìn)行測算和判定。同時，為了保證評估結(jié)果的準(zhǔn)確性，對所采用的政策評估方法進(jìn)行說明。

（一）模型設(shè)定

碳交易試點開啟對城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步及其綠色技術(shù)進(jìn)步偏向促進(jìn)作用的檢驗?zāi)Ｐ腿缦滤尽?/p>

其中模型（1）檢驗碳交易試點開啟對于城市層面產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用，模型（2）檢驗碳交易試點是否能促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。OBTCit 是通過Malmquist 指數(shù)分解法計算出的產(chǎn)出偏向技術(shù)變化指數(shù)，它反映了技術(shù)進(jìn)步對多種產(chǎn)出不同比例的促進(jìn)作用，并且當(dāng)企業(yè)只有單一產(chǎn)出時OBTCit 為 1。BIASit 為產(chǎn)出導(dǎo)向技術(shù)進(jìn)步偏向，Σ 為相應(yīng)控制變量。其中重點關(guān)注交叉項Treati*Periodt 的系數(shù)變化，Treati 代表的是否是碳交易試點城市，若是取值就為1，反之則為0;Periodt 代表的是政策實施年份，同時參考王勇和趙晗（2019）將2014 年作為時間分段點，若是2014 年之前取值為0，反之則取值為1?？紤]到結(jié)果的穩(wěn)健性與偏向變量的性質(zhì)（為0-1 變量），本文綜合使用DID、PSM-DID、CIC 方法對模型（1）、（2）進(jìn)行檢驗。

進(jìn)一步，利用中介效應(yīng)的方法檢驗碳交易試點政策對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步影響的路徑機(jī)制。本文將環(huán)境規(guī)制設(shè)定為中介變量，分別納入到上述模型（3）和模型（4）中。中介效應(yīng)的檢驗步驟如下：第一，在不考慮中介變量的情況下，驗證碳交易試點政策對于產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步具有顯著性影響，即檢驗?zāi)Ｐ停?）;第二，驗證碳交易試點政策對中介變量具有顯著性影響，即檢驗?zāi)Ｐ停?）;第三，在模型（1）的基礎(chǔ)上加上中介變量后，中介變量對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步具有顯著影響且碳交易試點政策對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步影響程度下降或者不顯著。

（二）CIC 方法簡介

中國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與要素稟賦差異巨大，不同城市可能無法滿足傳統(tǒng)DID 方法的共同趨勢假設(shè)。非線性雙重差分方法（Nonlinear Difference-in-Difference，NL-DID）為不滿足DID 方法嚴(yán)格假設(shè)條件的問題提供了新的可行思路。同時，在實證分析中常常會見到離散型被解釋變量，因此，非線性雙重差分方法在政策評估中被廣泛應(yīng)用。鑒于本文產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向指標(biāo)為離散型被解釋變量，故采取非線性雙重差分方法進(jìn)行實證檢驗。

為了解決傳統(tǒng)DID 無法解決異質(zhì)性處理效應(yīng)的問題，Athey & Imbens（2006）提出了非線性雙重差分方法，即雙重變換模型（Changes in Changes，CIC）。該方法不依賴于函數(shù)形式，也允許政策干預(yù)和時間變化下對不同個體影響有所不同（項后軍等，2016）。CIC 模型假設(shè)控制組個體的結(jié)果變量滿足非線性形式而不是簡單的線性形式，具體形式如下：

其中 f是嚴(yán)格遞增的未知函數(shù)。根據(jù) CIC 方法，可以將“反事實”分布函數(shù)[ i i =1 i =1] E Y N T ，G 表示為已知分布函數(shù)，具體做法是將控制組經(jīng)驗分布反函數(shù)作為處理組“反事實”分布函數(shù)，進(jìn)而求出處理組“反事實”的潛在結(jié)果，最后將處理組可觀測結(jié)果均值和“反事實”潛在結(jié)果均值的差作為平均處理效應(yīng)。該方法建立在三個假設(shè)之上：

假設(shè)1：在控制組和處理組之間的分布存在差異，且分布不隨時間變化而變化。

假設(shè)2： iY N 是關(guān)于 的單調(diào)遞增函數(shù)。

1. 計算及判別過程

本文參考F?re et al.（1997）、李靜等（2018）、Weber & Domazlicky（1999）等，借助Malmquist指數(shù)分解法，通過對全要素生產(chǎn)率增長率的分解可以得到產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，即上文所提的OBTCit。全要素生產(chǎn)率增長率可以分解為技術(shù)變化指數(shù)（TC）及技術(shù)效率變化指數(shù)（EC），而TC指數(shù)又是由技術(shù)規(guī)模變化指數(shù)（MATC）、投入偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（IBTC）和產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（OBTC）構(gòu)成。具體公式如下：

由于OBTC 指數(shù)只能反映出對不同要素產(chǎn)出的影響大小，無法反映出技術(shù)進(jìn)步對不同要素產(chǎn)出的具體偏向性，因此，本文借鑒李靜等（2018）、Weber & Domazlicky（1999）的方法，將計算出的OBTC 指數(shù)與要素產(chǎn)出比例的不同時期變化結(jié)果進(jìn)行組合對比分析，以此確定中國城市市轄區(qū)層面產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步的具體要素偏向性。其中期望產(chǎn)出是以1995 年為基期折算的實際GDP，非期望產(chǎn)出是根據(jù)城市用電量及區(qū)域電網(wǎng)平均排放因子計算的二氧化碳排放量。具體判定方法如表2 所示。

2. 中國城市層面產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步指數(shù)及偏向

本文依據(jù)產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的計算方法和偏向的判定原則，對2007—2016 年我國地級及以上242 個城市的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步指數(shù)進(jìn)行了測算，并進(jìn)一步測度了其綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步轉(zhuǎn)型，依靠全要素生產(chǎn)率提高來推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展十分必要。新古典經(jīng)濟(jì)增長理論將全要素生產(chǎn)率增長歸因于技術(shù)進(jìn)步，甚至將其作為技術(shù)進(jìn)步的替代變量（余東華等，2019），可見技術(shù)進(jìn)步對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。由于我國不同城市發(fā)展水平等存在差異，故不同地區(qū)產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步指數(shù)及偏向也存在不同。囿于文章篇幅限制，本文以圖示形式代替計算結(jié)果展示。

由圖2 可知，全國和東、中、西部地區(qū)的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均值均呈現(xiàn)出上下波動趨勢。其中東部地區(qū)數(shù)值走向與全國數(shù)值走向較為一致。東部地區(qū)靠近沿海一帶，具有豐富的教育資源，勞動力素質(zhì)普遍較高，科技較為發(fā)達(dá)，對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響更為明顯。中西部指數(shù)的波動幅度相較于東部地區(qū)更為明顯，主要原因為：第一，近年來國家為促進(jìn)中西部地區(qū)發(fā)展，出臺了一系列有利于該地區(qū)發(fā)展的相關(guān)政策，使得技術(shù)進(jìn)步指數(shù)有提高。第二，中西部地區(qū)由于自然環(huán)境、人文環(huán)境等限制因素，高科技人才大量往東部地區(qū)遷入，所以技術(shù)進(jìn)步指數(shù)會出現(xiàn)降低。圖中數(shù)據(jù)顯示，全國及三個分區(qū)的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均值大于1，說明技術(shù)進(jìn)步在非期望產(chǎn)出和期望產(chǎn)出之間的偏向在一定程度上促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步。

表3 展示了2007—2016 年期間樣本城市的產(chǎn)出偏向比例。由上表知，全國及東、中、西部城市的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向非期望產(chǎn)出的比例均超過50%，且中西部地區(qū)比例高于全國和東部地區(qū)，說明我國綠色技術(shù)進(jìn)步有待進(jìn)一步優(yōu)化。中部與西部地區(qū)城市的技術(shù)進(jìn)步偏向于產(chǎn)生更多污染物，而東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步則更偏向于促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值的提高。中國是能源消耗大國，煤炭使用量較大。當(dāng)前煤炭開采開發(fā)主要集中在中部的晉、陜、蒙、寧和西部的北疆地區(qū)，特別是陜西省和山西省在未來較長時期內(nèi)仍會保持產(chǎn)煤大省的地位，這也進(jìn)一步說明了為何中西部城市偏向非期望產(chǎn)出的比例較高。同時，東部地區(qū)部分工廠由于政策導(dǎo)向、勞動力價格、環(huán)境污染等問題正逐步向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，這也進(jìn)一步加劇了中西部地區(qū)的能源消耗和污染排放。綜上，假說1以及假說1-1 得到證實。

（四）碳市場開啟與產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步關(guān)系檢驗

1. 基本回歸結(jié)果

為檢驗碳市場開啟對于城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步是否具有促進(jìn)作用，本文分別采取DID 和PSM-DID 方法進(jìn)行檢驗。表4 對應(yīng)方程1 的回歸結(jié)果。

DID 方法結(jié)果顯示交乘項的系數(shù)為正，且通過了10%的顯著性檢驗。碳交易試點開啟和未開啟城市的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步之間的部分差異，可能由于不隨時間變化、其他不可觀測的因素所產(chǎn)生，因此，直接使用DID 方法進(jìn)行比較可能存在異質(zhì)性差異。為保證實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，同時使用PSM-DID 方法進(jìn)行進(jìn)一步的佐證。由表4 知，交乘項的系數(shù)在PSM-DID 模型中同樣為正，并且通過了5%的顯著性檢驗，說明碳交易試點的開啟對中國城市層面的產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步起到了顯著促進(jìn)作用。

2. 平行趨勢檢驗

運用雙重差分模型的基本前提是要滿足平行趨勢假設(shè)，若不滿足，則估計結(jié)果就可能會有偏。故應(yīng)進(jìn)行平行趨勢檢驗，即檢驗碳交易試點地區(qū)和非試點地區(qū)的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步變動趨勢在政策實施之前是否存在顯著性差異。參照Autor（2003）所提出的多期DID 平行趨勢檢驗方法，構(gòu)建碳交易試點政策實施前后的年份虛擬變量，并通過觀察回歸后的年份虛擬變量估計系數(shù)是否顯著來檢驗該政策平行趨勢假設(shè)是否成立。本文構(gòu)建計量模型如下：

在模型（11）中，Treati*Periodt 為虛擬變量，當(dāng)屬于碳交易試點地區(qū)并為第t 年時取值為1，否則取值為0。本文以2013 年作為基準(zhǔn)年，因此t 的取值不包括2013 年。Treati*Periodt 對應(yīng)的系數(shù)a2008-a2016 分別反映了碳交易機(jī)制在2008 年至2016 年的運行效果。假若系數(shù)a2008-a2012 不顯著，則可以視為在2014 年之前，碳交易試點地區(qū)和非試點地區(qū)的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步不存在顯著差異，即滿足平行趨勢假設(shè)。

圖3 結(jié)果顯示，在政策實施之前Treati*Periodt 對應(yīng)的系數(shù)除了2010 年之外均不顯著。一般來說，即使在政策實施之前交互項存在一兩個估計系數(shù)顯著的情況，也并不影響最終平行趨勢檢驗的結(jié)果（鄭春麗和羅傳建，2020）。因此，上述結(jié)果表明，碳排放交易政策運行之前，試點地區(qū)和非試點地區(qū)的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步基本沒有顯著性差異，符合DID 平行趨勢假設(shè)。

3. 安慰劑檢驗

雖然上文使用DID 方法驗證了碳交易試點的開啟對于城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用，但對于這一結(jié)果，可能會提出質(zhì)疑：已被批準(zhǔn)為碳交易試點的城市即使沒有獲批，依靠增加研發(fā)投入、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等措施也會使得技術(shù)進(jìn)步出現(xiàn)增進(jìn)，而并非是由于碳交易試點城市這項政策所發(fā)揮的效果。因此，本文繼續(xù)使用安慰劑檢驗法以說明本文實證結(jié)論的穩(wěn)健性。首先，隨機(jī)抽取若干個非試點地區(qū)，并假設(shè)它們與試點地區(qū)同樣在2014 年實施了碳交易政策;然后除去假想的試點地區(qū)和真試點地區(qū)城市之外的地級市作為控制組再次進(jìn)行DID 回歸。如果此時回歸的結(jié)果系數(shù)顯著為正，則說明城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的提高是由于其他因素的影響而非碳交易試點政策所發(fā)揮的作用;若系數(shù)并不顯著為正，則說明城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的提高源于碳交易試點政策的實施。

本文一共進(jìn)行了三次隨機(jī)抽樣，得到三組“假試點”地區(qū)的回歸結(jié)果。表5 中的列（1）至列（3）表示假想的碳交易試點城市對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的影響。由表5 知，這三組“假試點”地區(qū)的系數(shù)均不顯著，這也進(jìn)一步說明城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)提高的原因即碳交易試點的開啟。

4. PSM-DID 共同趨勢檢驗

為避免碳交易試點城市和其他城市的變動趨勢存在系統(tǒng)性差異，降低DID 方法的估計偏誤，本文進(jìn)一步利用PSM-DID 方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在進(jìn)行PSM-DID 估計時，需要檢驗共同支撐假設(shè)，即控制組和處理組協(xié)變量的均值在匹配后是否存在顯著性差異。

由表6 知，在進(jìn)行匹配后，人口密度、道路面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、溫度和研發(fā)投入強(qiáng)度這五個控制變量的均值在處理組和控制組之間均不存在顯著差異，而被解釋變量OBTC 存在顯著的差異，這也驗證了PSM-DID 方法適用于上述關(guān)系檢驗。結(jié)合上述表4 至表6 及圖3 所得結(jié)論，假說2得到驗證，且碳交易試點的開啟推進(jìn)了城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步這一結(jié)論較為穩(wěn)健。

（五）碳市場開啟與綠色技術(shù)進(jìn)步偏向關(guān)系檢驗

1. 基本回歸結(jié)果

表7 是針對假說3 的回歸結(jié)果，本文分別采用PSM-DID 和CIC 模型對此檢驗，以驗證碳交易試點的開啟是否促進(jìn)了城市綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。

從表中我們可以看到，在PSM-DID 模型下交乘項的系數(shù)為正，并通過了5%的顯著性檢驗。

為了進(jìn)一步增強(qiáng)結(jié)論的說服性，在此基礎(chǔ)上繼續(xù)使用CIC 方法對結(jié)果進(jìn)行驗證。在CIC 模型下，平均處理效應(yīng)在0.05 的水平上顯著為正。兩者的實證結(jié)果均說明碳交易試點的開啟促進(jìn)了城市綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。

2. PSM-DID 共同趨勢檢驗

與前文PSM-DID 共同支撐假設(shè)檢驗類似，表8 是對表7 中的PSM-DID 方法的可行性檢驗。

表中五個控制變量的均值在控制組和處理組之間不存在顯著差異，而被解釋變量BIAS 存在顯著性差異，說明PSM-DID 方法仍然適用。結(jié)合上述表7 和表8 所得結(jié)論，假說3 得到驗證。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制檢驗

為檢驗碳交易試點開啟是否會通過環(huán)境規(guī)制進(jìn)而影響產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步，本文采用中介效應(yīng)模型對此進(jìn)行驗證。由于前文的實證分析已包含了對模型（1）的估計，后文僅需對模型（3）和模型（4）進(jìn)行估計即可構(gòu)成完整的中介效應(yīng)模型。

表9 匯報了模型（3）和模型（4）的估計結(jié)果。在不控制環(huán)境規(guī)制變量的情況下，碳交易試點開啟顯著促進(jìn)了城市層面產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步，如前文表4 所示。同時可以發(fā)現(xiàn)，碳交易試點的開啟對于環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)。加入中介變量后，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而碳交易試點開啟對于產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的影響變?yōu)椴伙@著。至此，滿足了中介效應(yīng)的全部條件。綜合表4 與表9 的結(jié)果可知，碳交易試點開啟會通過抑制地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度進(jìn)而促進(jìn)城市層面產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步，假說4 得以驗證。

（二）理論推導(dǎo)

經(jīng)濟(jì)增長理論中提出，長期經(jīng)濟(jì)增長的根本動力在于技術(shù)進(jìn)步。由上文實證檢驗結(jié)果可知，碳交易試點的開啟對于產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步及綠色技術(shù)進(jìn)步偏向均具有促進(jìn)作用，進(jìn)而誘發(fā)經(jīng)濟(jì)的綠色可持續(xù)增長。但對于中國城市而言，是否可以通過環(huán)境規(guī)制以外的其他途徑進(jìn)一步加強(qiáng)此作用？囿于城市層面數(shù)據(jù)的部分缺失和不足，本文接續(xù)上文研究結(jié)論，從理論方面進(jìn)行更深層次的剖析和討論。

碳交易試點政策可以通過提高研發(fā)投入促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步。研發(fā)經(jīng)費投入的增加與研發(fā)團(tuán)隊的擴(kuò)大都能顯著促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步，從而推動地區(qū)技術(shù)進(jìn)步綠色轉(zhuǎn)型（徐紅和趙金偉，2020）。我國各級政府長期重視科技研發(fā)工作，通過加大對科研的投入，中國科研水平呈現(xiàn)快速發(fā)展態(tài)勢，為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮了巨大作用。不少學(xué)者也提出R&D 投入對全要素生產(chǎn)率增長和技術(shù)進(jìn)步水平有著明顯的促進(jìn)作用（ Gavin，2005;夏良科，2010;鄧力群，2011）?？萍冀逃?jīng)費投入提高了社會整體受教育水平，令居民獲取到更多外部信息并更好地理解和吸收新知識。此外，增加研發(fā)經(jīng)費也會改善科技人員和教育人員的工作待遇和生活條件，激發(fā)和提高他們的創(chuàng)新能力?？梢娙肆Y本在技術(shù)進(jìn)步中扮演著重要的角色，并促使知識外溢，為社會創(chuàng)新提供基礎(chǔ)，從而誘發(fā)綠色技術(shù)進(jìn)步。同時，技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)也有利于新能源的研發(fā)和使用，實現(xiàn)節(jié)能減排目的。

碳交易試點政策可以通過金融發(fā)展促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步。金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步存在長期均衡關(guān)系，金融發(fā)展有利于提高全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Rioji & Valev，2004;孫伍琴和王培，2013）。一方面，金融發(fā)展為綠色技術(shù)進(jìn)步破除外部約束提供了資金保障，另一方面，又分散了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動的風(fēng)險。對技術(shù)密集型的企業(yè)而言，它們往往具有研發(fā)時間長、回報期長、創(chuàng)新水平高、資金回收慢等特點，而這類研發(fā)型企業(yè)的發(fā)展往往十分需要金融機(jī)構(gòu)對其進(jìn)行融資支持。金融機(jī)構(gòu)的資金支持和分散風(fēng)險的功能可有效促進(jìn)研發(fā)企業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而誘發(fā)綠色創(chuàng)新，從而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

碳交易試點政策可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（Cortuk & Singh，2010），其能通過合理配置經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)資源以推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。在我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的過程中，各產(chǎn)業(yè)通過增強(qiáng)對技術(shù)創(chuàng)新投入的承載和吸收能力，實現(xiàn)技術(shù)水平的全面提升和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。當(dāng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷改進(jìn)時，技術(shù)創(chuàng)新拉動生產(chǎn)要素向新興產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，高技術(shù)水平的新興產(chǎn)業(yè)逐步成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，并吸收和兼并部分落后產(chǎn)業(yè)。此時，面對市場中新產(chǎn)業(yè)、新產(chǎn)品與新需求，競爭者為獲取競爭優(yōu)勢，會在不斷發(fā)展中利用所承載和吸收的新技術(shù)來提升產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平，以滿足市場發(fā)展的需要，進(jìn)而在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展趨勢下達(dá)到促進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的目標(biāo)。同時，合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠提高資源和技術(shù)的利用效率，在實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步之余，也能減少能源消耗和污染排放。

與此同時，加大科技研發(fā)投入力度，也有助于科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化、合理化。此外，金融發(fā)展同樣可以誘發(fā)和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。它通過融資支持、風(fēng)險對沖和降低交易費用的方式，將資源配置到高技術(shù)水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理的區(qū)域中。并且在金融機(jī)構(gòu)的管制和約束下，資金會自發(fā)流向收益率高的部門，受資金集聚和利潤導(dǎo)向的影響，新興行業(yè)逐漸興起，衰退行業(yè)逐漸退出，從而引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。通過這三者的影響，城市進(jìn)而可以推動綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步，實現(xiàn)節(jié)能降耗并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（見圖4）。

六、結(jié)論和政策建議

本文首先以242 個地級及以上中國城市為樣本，測算了2007—2016 年城市市轄區(qū)層面產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步指數(shù)并判定其偏向;其次，利用DID 與PSM-DID 方法，結(jié)合上一步所算出的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，驗證了碳市場的開啟能促進(jìn)城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步;再次，采用PSM-DID 和CIC 方法，驗證了碳交易試點開啟有助于促進(jìn)城市綠色技術(shù)進(jìn)步偏向;最后，將理論與實證相結(jié)合，探究了碳交易試點促進(jìn)城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的相關(guān)機(jī)制。本文的研究結(jié)論與政策建議如下：

第一，242 個樣本城市的產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)整體大于1，全國和東、中、西部地區(qū)的指數(shù)均值在樣本期間內(nèi)呈現(xiàn)出上下波動趨勢。各地區(qū)發(fā)展速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源狀況等的不同，也導(dǎo)致了城市間產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的差異。各地區(qū)在提高全要素生產(chǎn)率以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，也要根據(jù)本地要素稟賦與經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，合理選擇綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的路徑。

第二，全國和東、中、西部地區(qū)的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步偏向非期望產(chǎn)出的比例均超過50%，其中中部地區(qū)的比例接近60%，說明樣本城市中產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步偏向期望產(chǎn)出的比例不高。一方面，政府要對各地區(qū)從事綠色技術(shù)進(jìn)步相關(guān)活動的企業(yè)給予政策支持和鼓勵，通過發(fā)放綠色技術(shù)研發(fā)補助、減免稅收等優(yōu)惠政策為企業(yè)營造良好的外部環(huán)境，降低企業(yè)綠色研發(fā)的成本和風(fēng)險;另一方面，各地區(qū)企業(yè)，尤其是中西部地區(qū)企業(yè)，要加大對綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步的重視力度，增加綠色技術(shù)進(jìn)步投入，提高勞動人員綜合素質(zhì)，以綠色技術(shù)進(jìn)步為抓手，降低企業(yè)的能源消耗與污染排放，進(jìn)而實現(xiàn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

第三，碳交易試點的開啟對中國城市產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步具有較明顯的促進(jìn)作用，并且顯著促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步偏向。在全國碳排放交易市場運行建設(shè)中，要因地制宜，防止“一刀切”。根據(jù)各個地區(qū)的發(fā)展差異，系統(tǒng)地總結(jié)先前碳交易試點的經(jīng)驗，進(jìn)而推進(jìn)和完善碳排放交易市場的制度和體系，鼓勵和帶動更多城市加入碳交易，并借鑒先前實施碳交易地區(qū)的相關(guān)經(jīng)驗，積極發(fā)展城市經(jīng)濟(jì)。同時，政府也要加強(qiáng)市場的監(jiān)督管理和準(zhǔn)入問題，保證碳交易在全國的順利開展。

第四，碳交易試點開啟會通過抑制地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度進(jìn)而促進(jìn)城市層面產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步。要盡可能避免環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來過高的運行成本，從而提升環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用。對于環(huán)境規(guī)制政策較為嚴(yán)格的地區(qū)可在企業(yè)承受的前提下適當(dāng)降低規(guī)制強(qiáng)度，以獲得環(huán)境保護(hù)和技術(shù)進(jìn)步的雙重效應(yīng)。

第五，從理論分析看，碳交易試點可以提高研發(fā)投入、改進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)金融發(fā)展從而推進(jìn)綠色偏向型技術(shù)進(jìn)步。首先，從企業(yè)層面來說，企業(yè)要加大對技術(shù)研發(fā)資金的投入力度，不斷地更新產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)工藝水平，推動企業(yè)技術(shù)革新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提高產(chǎn)業(yè)的多元化程度，實現(xiàn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。其次，政府應(yīng)大力支持鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和加大對教育行業(yè)的資金投入力度，鼓勵創(chuàng)新發(fā)展，并出臺一系列支持金融發(fā)展的相關(guān)政策，優(yōu)化金融資源配置，增強(qiáng)金融信貸對新興綠色產(chǎn)業(yè)的支持力度。最后，從社會層面來說，需特別關(guān)注技術(shù)研發(fā)和科技創(chuàng)新為中國城市帶來的社會經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，在全社會形成重視科技教育發(fā)展的良好氛圍，同時呼吁和引導(dǎo)人們在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中加強(qiáng)環(huán)保意識。

附錄

附錄1：更換控制變量檢驗

本文參考邵帥等（2016）的方法，將研發(fā)投入強(qiáng)度變量用研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重進(jìn)行更換，以此衡量地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力。同時將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用城市市轄區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重以及工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重分別替換。更換控制變量后的檢驗結(jié)果如表1 和表2 所示。其中表1 對應(yīng)的是碳市場開啟與產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步關(guān)系穩(wěn)健性檢驗，表2 對應(yīng)的是碳市場開啟與綠色技術(shù)進(jìn)步偏向關(guān)系穩(wěn)健性檢驗。

表1 中列（1）-列（3）是DID 方法的回歸結(jié)果，其中列（1）是用城市市轄區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重變量替換掉原產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量值的回歸結(jié)果，列（2）是用研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重和第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重替換掉原研發(fā)投入強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果，列（3）是用研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重和工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重替換掉原衡量值的回歸結(jié)果。表1 中列（4）-列（6）是PSM-DID 方法的回歸結(jié)果，且每列更換的變量與DID 方法相同。從表1 中我們可以看到，列（1）-列（6）的回歸結(jié)果都顯著為正，并且該結(jié)果與正文回歸結(jié)果一致，這也進(jìn)一步說明碳市場開啟促進(jìn)產(chǎn)出有偏技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表2 中列（1）-列（4）是PSM-DID 方法的回歸結(jié)果，其中列（1）是用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重替換掉原產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量值的回歸結(jié)果，列（2）是用研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重替換掉原研發(fā)投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果，列（3）是用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重和研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重替換掉原產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入變量的回歸結(jié)果，列（4）是用工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重和研發(fā)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重替換掉原產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入衡量值的回歸結(jié)果。表2 中列（5）和列（6）是CIC 方法的回歸結(jié)果，更換的變量與列（1）和列（3）相同。從表2 中列（1）-列（6）的顯示結(jié)果來看，交乘項的系數(shù)都顯著為正，說明前文碳交易試點開啟促進(jìn)城市綠色技術(shù)進(jìn)步偏向這一結(jié)論具有高度穩(wěn)健性。

附錄2：計算有偏技術(shù)進(jìn)步所用變量說明

本文在計算有偏技術(shù)進(jìn)步指數(shù)以及判定產(chǎn)出偏向時用到如下變量：資本存量（單位：億元）、勞動力（單位：萬人）、能源（單位：萬噸）、地區(qū)生產(chǎn)總值（單位：億元）和二氧化碳排放量（單位：萬噸）。其中資本存量的核算參考柯善咨和向娟（2012）的計算方法;勞動力以全社會勞動力來表示;由于中國城市層面的能源數(shù)據(jù)統(tǒng)計并不完整，故本文僅使用城市電力消費量作為能源投入指標(biāo)，并根據(jù)《中國能源統(tǒng)計年鑒（2017）》中的各類能源折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)折算成標(biāo)準(zhǔn)煤;對于二氧化碳排放量，也是根據(jù)我國城市電力消費量并結(jié)合區(qū)域電網(wǎng)平均排放因子而得?？紤]到通貨膨脹的影響，本文所用資本存量和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)都以1995 年為基期進(jìn)行平減。表3 為上述變量的描述性統(tǒng)計。