張 節(jié)，簡義龍

（中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）公共管理學(xué)院，武漢 430074）

中國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展在很大程度上滿足了人們對品質(zhì)消費(fèi)的需求，然而消費(fèi)升級引發(fā)的化石能源的過度消耗直接導(dǎo)致大氣污染物和碳排放量的不斷增加。為改善大氣環(huán)境質(zhì)量，《京都議定書》建立了國際碳排放權(quán)交易制度。碳排放權(quán)交易是利用市場機(jī)制控制溫室氣體排放、落實(shí)碳達(dá)峰目標(biāo)和碳中和愿景的核心政策工具之一。中國早在“十二五”期間就進(jìn)行了碳排放權(quán)交易的有益探索，并于2013年陸續(xù)啟動(dòng)北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東和深圳7個(gè)試點(diǎn)地區(qū)的碳排放交易市場。

近些年關(guān)于碳排放權(quán)交易的研究主要集中在以下2個(gè)方面：一是對碳排放權(quán)交易市場機(jī)制構(gòu)建所面臨的問題進(jìn)行跨學(xué)科、跨領(lǐng)域的理論探討，主要包括碳排放初始分配制度［1］、法律保障制度［2］、市場流動(dòng)［3］、價(jià)格形成機(jī)制以及監(jiān)管［4］等問題；二是以客觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實(shí)證分析碳排放權(quán)交易的社會(huì)［5］、經(jīng)濟(jì)［6］和環(huán)境績效［7］。對于環(huán)境績效的研究，學(xué)者們多聚焦在碳減排績效上，少有研究關(guān)注碳排放權(quán)交易對協(xié)同減排績效和治污績效的影響?；诖?，本研究采用2008—2017年中國31個(gè)省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分法（Differences-in-differences，DID）評估碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響，以期對既有文獻(xiàn)進(jìn)行有力補(bǔ)充。

1 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

1.1 碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響

大氣污染物排放和碳排放具有同步、同源性，因此《“十四五”控制溫室氣體排放工作方案》中明確提出節(jié)能、減排和降碳工作需協(xié)同進(jìn)行，無論是從需求側(cè)減少化石能源消費(fèi)總量，還是從供給側(cè)選取可替代的清潔能源，又或是提高資源利用效率，最終通過各方協(xié)同實(shí)現(xiàn)大氣污染治理績效的提升［8］。在協(xié)同減排過程中，強(qiáng)制規(guī)制壓力、組織不確定壓力和同輩群體壓力會(huì)激發(fā)強(qiáng)制性同構(gòu)力、模仿性同構(gòu)力和規(guī)范性同構(gòu)力，協(xié)同各方的環(huán)保投入行為會(huì)被喚醒，大氣污染治理績效也會(huì)因此得到提升［9］。基于此，本研究提出假設(shè)H1，碳排放權(quán)交易能提升大氣污染治理績效。

為了研究碳排放權(quán)交易如何提升大氣污染治理績效，本研究借鑒了聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署與經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織提出的PSR模型，從大氣污染治理壓力績效（P）、狀態(tài)績效（S）和響應(yīng)績效（R）3個(gè)維度探尋大氣污染治理各項(xiàng)工作之間的邏輯聯(lián)系以及碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響。基于此，本研究提出3個(gè)子假設(shè)：H1a，碳排放權(quán)交易可以緩解大氣環(huán)境壓力；H1b，碳排放權(quán)交易可以加速大氣環(huán)境質(zhì)量改善；H1c，碳排放權(quán)交易可以增加大氣環(huán)境治理投入。

1.2 碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響機(jī)制

波特假說強(qiáng)調(diào)，市場失靈與政府失靈會(huì)導(dǎo)致環(huán)境成本外部化，當(dāng)環(huán)境規(guī)制不力時(shí)，市場主體布局綠色創(chuàng)新發(fā)展的意愿較弱，進(jìn)行綠色創(chuàng)新投入的動(dòng)力不足；而合適的環(huán)境規(guī)制能激發(fā)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，市場主體的創(chuàng)新活動(dòng)能得以驅(qū)動(dòng)，創(chuàng)新效應(yīng)也會(huì)隨著環(huán)境規(guī)制的落實(shí)而不斷顯現(xiàn)［10］。碳排放權(quán)交易作為創(chuàng)新性的環(huán)境規(guī)制手段，可以矯正市場失靈，使市場主體的創(chuàng)新意愿得到激勵(lì)，從而提升大氣污染治理績效水平?；诖?，本研究提出假設(shè)H2，碳排放權(quán)交易通過驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新提升大氣污染治理績效。

為了從不同維度檢驗(yàn)大氣污染治理績效，本研究提出3個(gè)子假設(shè)：H2a，碳排放權(quán)交易通過驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新提升壓力績效；H2b，碳排放權(quán)交易通過驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新提升狀態(tài)績效；H2c，碳排放權(quán)交易通過驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新提升響應(yīng)績效。

1.3 碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效影響的區(qū)域異質(zhì)性

環(huán)境規(guī)制效果在不同區(qū)域受發(fā)展條件制約是存在差異的。環(huán)境庫茲涅茨曲線證實(shí)當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時(shí)，環(huán)境的污染程度會(huì)隨著人均收入的增加而由低趨高；而當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平達(dá)到曲線的拐點(diǎn)后，環(huán)境的污染程度會(huì)隨著人均收入的增加而由高趨低［11］。而且，不同的區(qū)域在資源稟賦、市場規(guī)模、環(huán)境狀態(tài)和政府執(zhí)行力等方面存在較大差異，因此同一環(huán)境規(guī)制在不同區(qū)域?qū)嵤┊a(chǎn)生的效果也會(huì)不盡相同。為了科學(xué)反映碳排放交易對大氣污染治理績效影響的區(qū)域差異，本研究依據(jù)《中共中央、國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》中的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將中國劃分為東部、中部、西部和東北四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域。由于碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)不涉及東北，故在檢驗(yàn)區(qū)域異質(zhì)性時(shí)將其排除在外。基于此，本研究提出假設(shè)H3，碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。

為了從不同維度進(jìn)行檢驗(yàn)，本研究提出3個(gè)子假設(shè)：H3a，碳排放權(quán)交易對壓力績效的影響具有區(qū)域異質(zhì)性；H3b，碳排放權(quán)交易對狀態(tài)績效的影響具有區(qū)域異質(zhì)性；H3c，碳排放權(quán)交易對響應(yīng)績效的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。

2 變量選取和模型設(shè)定

2.1 變量選取

遵循全面、可獲得、可量化的原則，本研究構(gòu)建了大氣污染治理績效評價(jià)指標(biāo)體系，指標(biāo)體系包含3個(gè)二級指標(biāo)和14個(gè)三級指標(biāo)，如表1所示。

表1 基于PSR模型的區(qū)域大氣污染治理績效評價(jià)指標(biāo)體系

壓力績效（P）。壓力績效指標(biāo)的選取主要參考了《環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB 3095—1996）中的空氣污染物項(xiàng)目，具體包括二氧化硫、二氧化氮、氮氧化物、一氧化氮、顆粒物和總懸浮顆粒物等。受制于數(shù)據(jù)的可獲得性，參考李春瑜［12］、韓士專等［13］、佟林杰等［14］、胡耘通等［15］的做法，用工業(yè)廢氣排放量來代替二氧化氮、氮氧化物和一氧化碳的排放量。此外，《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃實(shí)施情況考核辦法（試行）的通知》中指出控制煤炭消費(fèi)總量是大氣污染防治的重點(diǎn)任務(wù)之一，故將煤炭消耗量納入壓力績效。“碳達(dá)峰”行動(dòng)方案中強(qiáng)調(diào)要以碳強(qiáng)度控制為主、碳排放總量控制為輔，故將碳排放量指標(biāo)納入壓力績效。顆粒物雖是狀態(tài)績效的衡量指標(biāo)，但是總懸浮顆粒主要源于工業(yè)煙粉塵排放，故將二氧化硫排放量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)煙粉塵排放量納入壓力績效?？紤]到人口對排放強(qiáng)度和排放總量的影響，故對所選指標(biāo)進(jìn)行人均化處理。

狀態(tài)改變績效（S）。狀態(tài)改變績效指標(biāo)的選取主要參考了《環(huán)境空氣質(zhì)量指數(shù)（AQI）技術(shù)規(guī)定》中的監(jiān)測項(xiàng)目，具體包括二氧化硫濃度、二氧化氮濃度、10 μm以下的可吸入顆粒物濃度、空氣質(zhì)量是否好于二級等。為了動(dòng)態(tài)反映大氣環(huán)境的改變，將二氧化硫濃度、二氧化氮濃度和10 μm以下的可吸入顆粒濃度同比上年減少量、同比上年空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)增加率納入狀態(tài)改變績效。由于狀態(tài)改變績效的衡量指標(biāo)只可獲取省會(huì)城市數(shù)據(jù)，故參考李春瑜［12］的做法，用省會(huì)城市數(shù)據(jù)來代替對應(yīng)的省份數(shù)據(jù)。

響應(yīng)績效（R）。響應(yīng)績效指標(biāo)的選取主要參考了《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃實(shí)施情況考核辦法（試行）的通知》中的考核內(nèi)容，將燃?xì)馔顿Y、電力、蒸氣、熱水生產(chǎn)和供應(yīng)投資、工業(yè)廢氣治理設(shè)施運(yùn)行支出、工業(yè)廢氣污染治理投資完成額、公共汽車數(shù)量等納入響應(yīng)績效。

大氣污染治理總績效（Perf）。大氣污染治理總績效由壓力績效（P）得分、狀態(tài)改變績效（S）得分和響應(yīng)績效（R）得分加權(quán)計(jì)算后得出。

2.2 模型設(shè)定

本研究將碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策看作是一次準(zhǔn)自然試驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法（DID）評估碳排放權(quán)交易能否提高大氣污染治理績效。參考石大千等［16］的研究，構(gòu)建2個(gè)虛擬變量：①試驗(yàn)組和控制組虛擬變量，將7個(gè)試點(diǎn)地區(qū)定義為試驗(yàn)組，賦值為1，非試點(diǎn)地區(qū)定義為控制組，賦值為0；②政策時(shí)間虛擬變量，根據(jù)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策的具體年份，將2013年及之后賦值為1，2013年之前賦值為0。據(jù)此構(gòu)建雙重差分模型如下：

為了消除樣本選擇偏差和降低非隨機(jī)性選擇造成的誤差問題，本研究采用PSM-DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)。具體模型如下：

模型中的Perfit、Pit、Sit、Rit分別代表i省在第t年大氣污染治理的總績效、壓力績效、狀態(tài)改變績效和響應(yīng)績效；Periodt代表時(shí)間虛擬變量；Treatedi代表地區(qū)虛擬變量；Controlit代表影響區(qū)域大氣污染治理績效的一系列非政策因素；區(qū)域開放程度（PerFDI）用人均外商直接投資額來衡量，市場規(guī)模大?。≒erGDP）用人均GDP來衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況（TIS）用第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率來衡量，城鎮(zhèn)化水平（UI）用城鎮(zhèn)人口數(shù)除以總?cè)丝跀?shù)［17-19］。

2.3 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

考慮到準(zhǔn)自然試驗(yàn)對時(shí)間跨度的要求，本研究選取2008—2017年中國31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的310個(gè)樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證分析2013年以來中國碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響。由于港澳臺(tái)地區(qū)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，為了保證結(jié)果的客觀性，參考石大千等［16］的研究將其從樣本中剔除。

文中各指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中主要變量及構(gòu)成和變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況如表2和表3所示。

表2 主要變量及構(gòu)成

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況

3 實(shí)證分析

3.1 大氣污染治理績效評價(jià)

采用主成分分析法對大氣污染治理績效進(jìn)行評估。運(yùn)用SPSS 12.0軟件提取了3個(gè)主成分，貢獻(xiàn)率分別為28.269%、21.240%、20.910%，累積貢獻(xiàn)率達(dá)70.419%。第一主成分在人均CO2排放量、人均SO2排放量、人均工業(yè)煙塵排放量、人均工業(yè)廢氣排放量和人均煤炭消耗量等指標(biāo)的載荷較高，定義為壓力成分；第二主成分在燃?xì)馔顿Y、電力、蒸氣、熱水生產(chǎn)和供應(yīng)投資、工業(yè)廢氣治理設(shè)施運(yùn)行支出、工業(yè)廢氣污染治理投資完成額、公共汽車數(shù)量等指標(biāo)的載荷較高，定義為響應(yīng)成分；第三主成分在PM10減少量、空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)增加率、二氧化硫濃度減少量、二氧化氮濃度減少量等指標(biāo)的載荷較高，定義為狀態(tài)改變成分。表達(dá)式分別如下。

根據(jù)上述表達(dá)式計(jì)算得出壓力績效、狀態(tài)改變績效、響應(yīng)績效和大氣污染治理總績效的各年均值，如圖1所示，2008—2017年試點(diǎn)地區(qū)的壓力績效和響應(yīng)績效得分雖有波動(dòng)但總體呈上升趨勢，而狀態(tài)改變績效和總績效得分呈非對稱的“U”型關(guān)系。以2013年為拐點(diǎn)，2013年以前的得分總體低于2013年后，至于2013年?duì)顟B(tài)改變績效和總績效得分陡然下降的原因，是由于當(dāng)年全國范圍內(nèi)出現(xiàn)了有史以來范圍最廣、頻率最高、污染強(qiáng)度最大的霧霾天氣。

圖1 基于主成分分析的績效得分年均值

3.2 碳排放交易對區(qū)域大氣污染治理績效的影響

利用雙重差分法衡量碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響，結(jié)果見表4，其中列（1）、列（2）、列（3）、列（4）分別表示碳排放權(quán)交易對壓力績效、狀態(tài)改變績效、響應(yīng)績效和大氣污染治理總績效的影響。根據(jù)變量的did系數(shù)及P可知，碳排放權(quán)交易的政策凈效益系數(shù)為0.463 0，說明碳排放權(quán)交易顯著提升了大氣污染治理績效。分別從大氣污染治理壓力績效、狀態(tài)改變績效和響應(yīng)績效3個(gè)維度來看，壓力績效系數(shù)為0.770 6，說明碳排放權(quán)交易緩解了大氣污染治理壓力；響應(yīng)績效系數(shù)為0.331 5，說明碳排放權(quán)交易促使企業(yè)增加了環(huán)保投入；狀態(tài)改變績效的系數(shù)為負(fù)且不顯著，說明大氣環(huán)境質(zhì)量改善的速度還需加快，即假設(shè)H1及其子假設(shè)H1a和H1c成立，而H1b不成立。控制變量的回歸結(jié)果顯示，區(qū)域開放程度增加、市場規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都會(huì)顯著改善大氣污染治理績效，而城鎮(zhèn)化水平的提高則會(huì)抑制大氣污染治理績效。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.3 基于PSM-DID方法的檢驗(yàn)

為了消除樣本選擇偏差，降低非隨機(jī)性選擇造成的誤差問題，本研究利用PSM-DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，將碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)虛擬變量對控制變量進(jìn)行Logistic回歸，得到傾向性得分，據(jù)此進(jìn)行樣本匹配。根據(jù)表5可知，匹配后相關(guān)變量在試驗(yàn)組與控制組之間分布相對均衡，無顯著差異，說明匹配結(jié)果良好，可進(jìn)行DID分析。

表5 PSM-DID檢驗(yàn)

3.4 機(jī)制檢驗(yàn)

前文碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響機(jī)制中闡述過，碳排放權(quán)交易通過激勵(lì)市場主體的創(chuàng)新意愿驅(qū)動(dòng)大氣污染治理績效水平的提升。為了驗(yàn)證這一機(jī)制，本研究參考Baron等［20］的方法，首先，選取每萬人的專利授權(quán)量代表創(chuàng)新能力（Tech），將倍差項(xiàng)和創(chuàng)新能力進(jìn)行回歸，若顯著則表明碳排放權(quán)交易能刺激綠色創(chuàng)新；其次，將倍差項(xiàng)和大氣污染治理績效進(jìn)行回歸，若顯著則表明碳排放權(quán)交易提升了大氣污染治理績效；最后，將倍差項(xiàng)、創(chuàng)新能力分別和大氣污染治理績效進(jìn)行回歸，若倍差項(xiàng)依然顯著但系數(shù)降低了或者直接變得不顯著了，則表明碳排放權(quán)交易是通過驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新提升了大氣污染治理績效。回歸結(jié)果如表6所示，碳排放權(quán)交易顯著提升了綠色創(chuàng)新能力，并通過創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)提升大氣污染的治理能力和效益，即假設(shè)H2及其子假設(shè)H2a和H2c成立。

表6 機(jī)制分析回歸結(jié)果

3.5 進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn)

使用雙重差分法進(jìn)行無偏估計(jì)的假設(shè)之一是若政策的影響不存在則試驗(yàn)組與控制組的發(fā)展趨勢會(huì)是一致的，并且不存在時(shí)間趨勢差異。共同趨勢檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，列（1）、列（2）分別表示在控制變量未控制和控制情況下的共同趨勢檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明碳排放權(quán)交易實(shí)施前其效應(yīng)都不顯著，說明在政策實(shí)施之前，試驗(yàn)組與控制組不存在時(shí)間趨勢差異。

表7 共同趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

3.6 異質(zhì)性檢驗(yàn)

碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響存在區(qū)域差異，驗(yàn)證了假設(shè)H3及其子假設(shè)H3a和H3c，這種差異主要體現(xiàn)在2個(gè)方面（表8）。一是從總績效來看，良好的區(qū)位條件、優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和綠色創(chuàng)新基礎(chǔ)，使東部地區(qū)的大氣污染治理總績效顯著提升。二是從響應(yīng)績效來看，政策上的重視和財(cái)政上的傾斜使東部地區(qū)和西部地區(qū)的響應(yīng)績效顯著提升。

表8 異質(zhì)性檢驗(yàn)

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

有別于既往研究僅關(guān)注碳減排績效，本研究基于2008—2017年中國31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，采用主成分分析法估算大氣污染治理績效，利用雙重差分傾向得分匹配法檢測碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響。結(jié)果顯示：①碳排放權(quán)交易顯著提升了試點(diǎn)地區(qū)的大氣污染治理績效。具體表現(xiàn)在2個(gè)方面，一是碳排放權(quán)交易不僅降低了煤炭消耗量和二氧化碳排放量，而且對二氧化硫、工業(yè)廢氣、工業(yè)煙粉塵在內(nèi)的其他污染物產(chǎn)生協(xié)同減排效應(yīng)。二是碳排放權(quán)交易刺激了試點(diǎn)地區(qū)大氣污染治理的投入，碳排放權(quán)交易與排放主體在大氣污染治理的投入上產(chǎn)生制度同構(gòu)壓力。②碳排放權(quán)交易通過創(chuàng)新機(jī)制驅(qū)動(dòng)了試點(diǎn)地區(qū)大氣污染治理績效的提升，弱波特假說中的“環(huán)境規(guī)制-環(huán)保成本增加——污染治理投入增加——綠色創(chuàng)新-補(bǔ)償環(huán)保成本——治污能力增強(qiáng)”的正向傳導(dǎo)機(jī)制得以驗(yàn)證。③碳排放權(quán)交易對大氣污染治理總績效和響應(yīng)績效的影響存在區(qū)域差異。具體而言有2點(diǎn)差異，一是資本密集度高和綠色創(chuàng)新基礎(chǔ)好的東部地區(qū)，碳排放權(quán)交易對大氣污染治理績效的影響更加顯著；二是碳排放權(quán)交易對區(qū)域大氣污染治理投入的刺激作用存在“中部塌陷”現(xiàn)象。

4.2 建議

基于以上結(jié)論，本研究提出如下建議。①降碳與減污協(xié)同增效。精準(zhǔn)制定降碳減污“源清單”，將碳交易商品種類由二氧化碳擴(kuò)大到二氧化氮、二氧化硫、甲烷等污染性氣體，加強(qiáng)降碳減污協(xié)同增效的綠色專利技術(shù)研發(fā)，設(shè)立降碳減污協(xié)同增效工作專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)協(xié)同減排目標(biāo)。②綠色創(chuàng)新和低碳發(fā)展緊密結(jié)合。降碳減污問題歸根到底是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式問題，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)該建立在資源高效利用和綠色低碳發(fā)展的基礎(chǔ)之上，為此應(yīng)用最嚴(yán)格制度和最嚴(yán)密法治來保障低碳轉(zhuǎn)型和綠色發(fā)展。③精準(zhǔn)施策和聯(lián)防聯(lián)控雙管齊下。大氣污染物的外能，為農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)、生態(tài)環(huán)境帶來更大的綜合效益，為實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提質(zhì)增效。