范 丹,王維國(guó),梁佩鳳(.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 6025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析與預(yù)測(cè)研究中心,遼寧 大連 6025)

中國(guó)碳排放交易權(quán)機(jī)制的政策效果分析
——基于雙重差分模型的估計(jì)

范 丹1,2*,王維國(guó)1,2,梁佩鳳1(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析與預(yù)測(cè)研究中心,遼寧 大連 116025)

在控制地區(qū)環(huán)境規(guī)制等重要解釋變量下,檢驗(yàn)碳排污交易權(quán)試點(diǎn)機(jī)制在中國(guó)是否能促進(jìn)我國(guó)的低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型.研究結(jié)果顯示：在全局DEA框架下,考察期內(nèi),碳排放交易權(quán)試點(diǎn)省份與非試點(diǎn)省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率提升乏力.從潛在雙重紅利來(lái)看,相對(duì)于試點(diǎn)省份,非試點(diǎn)省份的減排手段缺乏靈活性,其經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利仍有較大的釋放空間.基于核匹配雙重差分模型的政策效應(yīng)分析可知,碳排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度上降低現(xiàn)階段碳排放總量,但對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響微弱;碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策并沒(méi)有提高試點(diǎn)省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率,而對(duì)技術(shù)進(jìn)步率有顯著的提升作用.因此,碳排放交易權(quán)機(jī)制在一定程度上支持了技術(shù)創(chuàng)新的"弱波特假說(shuō)",而對(duì)全要素生產(chǎn)率的"強(qiáng)波特假說(shuō)"并未顯現(xiàn),碳排放交易權(quán)機(jī)制應(yīng)該是我國(guó)實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的必要措施.

碳排放交易權(quán)；雙重差分模型；全局DEA；波特效應(yīng)

中國(guó)經(jīng)濟(jì)目前正面臨“三期疊加”的復(fù)雜形勢(shì).與此同時(shí),發(fā)達(dá)國(guó)家上百年工業(yè)化進(jìn)程中出現(xiàn)的環(huán)境污染問(wèn)題在中國(guó)已經(jīng)集中顯現(xiàn),“綠色革命”已然拉開(kāi)帷幕.當(dāng)前國(guó)際社會(huì)正在積極探索利用市場(chǎng)機(jī)制應(yīng)對(duì)氣候變化、實(shí)現(xiàn)綠色低碳發(fā)展的手段和途徑.作為全球最大的CO2排放國(guó),2012年《中美元首氣候變化聯(lián)合聲明》中指出,中國(guó)計(jì)劃 2030年左右二氧化碳排放達(dá)到峰值.2013年國(guó)家發(fā)展改革委批準(zhǔn)在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東及深圳市開(kāi)展碳排放權(quán)交易試點(diǎn),并將2013～2015年定為試點(diǎn)階段,計(jì)劃于2017年啟動(dòng)全國(guó)碳排放權(quán)交易體系,至此我國(guó)開(kāi)始進(jìn)入碳排放權(quán)交易時(shí)代.目前這種漸進(jìn)式的碳排污權(quán)交易機(jī)制,已逐漸成為中國(guó)當(dāng)前應(yīng)對(duì)節(jié)能減排問(wèn)題的重要手段.采取排污權(quán)交易機(jī)制理論上能解決排污權(quán)配置無(wú)效率問(wèn)題,為節(jié)能減排釋放巨大潛能,是解決中國(guó)環(huán)境問(wèn)題的最佳選擇[1].由于我國(guó)各地區(qū)資源稟賦與生產(chǎn)效率存在異質(zhì)性,這使得碳排放權(quán)在不同規(guī)制地區(qū)會(huì)產(chǎn)生顯著差異.在具體實(shí)踐中,碳排放交易機(jī)制能否引致全要素生產(chǎn)率提高實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的雙贏發(fā)展?是否會(huì)引領(lǐng)試點(diǎn)省份工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新從而帶來(lái)波特效應(yīng)?因此,需把握當(dāng)前國(guó)情精準(zhǔn)檢驗(yàn)碳排放交易權(quán)機(jī)制是否能帶來(lái)預(yù)期的政策效應(yīng),為全面推行碳排放交易權(quán)機(jī)制,早日實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型提供科學(xué)支持.

如何依照具體國(guó)情制定相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制政策,這是學(xué)術(shù)界一直致力于研究的主要問(wèn)題.關(guān)于環(huán)境規(guī)制的“遵循成本學(xué)說(shuō)”與“創(chuàng)新補(bǔ)償學(xué)說(shuō)”一直是學(xué)術(shù)界爭(zhēng)論焦點(diǎn).第一種觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制成本對(duì)生產(chǎn)單位提高生產(chǎn)率和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力將產(chǎn)生消極影響,導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)績(jī)效下降[2-3].第二種觀點(diǎn)被稱(chēng)為“波特假說(shuō)”,認(rèn)為環(huán)境的典型公共物品屬性決定了市場(chǎng)機(jī)制對(duì)其配置的低效率,企業(yè)不會(huì)主動(dòng)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,環(huán)境規(guī)制可以使企業(yè)將外在的成本內(nèi)部化,促進(jìn)受規(guī)制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[4-5].與此同時(shí),國(guó)內(nèi)一些學(xué)者也對(duì)環(huán)境政策與技術(shù)創(chuàng)新的有效性和交叉效應(yīng)進(jìn)行了再檢驗(yàn)[6],沈能[7]指出環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用存在地區(qū)差異,同時(shí)兩者之間呈現(xiàn)“U”型關(guān)系,只有環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨越到特定閾值時(shí),“波特假說(shuō)”才成立.

在環(huán)境規(guī)制工具選擇方面,環(huán)境規(guī)制政策從命令-控制型手段為主導(dǎo),逐步引入市場(chǎng)激勵(lì)機(jī)制,繼而發(fā)展到多元化手段的結(jié)合.Kemp等[8]強(qiáng)調(diào)使用規(guī)制工具的必要性,不同的環(huán)境規(guī)制工具對(duì)環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新的影響具有較大的差異.國(guó)外部分學(xué)者認(rèn)為完全競(jìng)爭(zhēng)條件下基于能以更低的成本實(shí)現(xiàn)減排,并且可以提供更大的環(huán)境技術(shù)研發(fā)激勵(lì)[9].在基于市場(chǎng)的激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的相關(guān)研究中,Bramilund等[10]采用并發(fā)現(xiàn)瑞典造紙及紙制品工業(yè)在排污權(quán)交易下可實(shí)現(xiàn)潛在的利潤(rùn)增長(zhǎng).Fare等[11]將污染物排放權(quán)引入模型DEA模型之中,對(duì)污染物排放權(quán)的交易形式進(jìn)行了擴(kuò)展,考慮了引入排污權(quán)交易后企業(yè)的配置效率,實(shí)行排放權(quán)交易潛在經(jīng)濟(jì)紅利與環(huán)境紅利.

在排污權(quán)機(jī)制量化評(píng)估的相關(guān)研究中, Jeferson等[12]采用倍差法發(fā)現(xiàn)其引致了雙贏發(fā)展,促進(jìn)了污染密集型企業(yè)在利潤(rùn)、成本、就業(yè)等方面的表現(xiàn).李樹(shù)等[13]采用倍差法發(fā)現(xiàn) 2000年APPCI修訂政策顯著提高了空氣污染密集型工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率,且其邊際效應(yīng)隨著時(shí)間的推移呈遞增趨勢(shì).涂正革等[1]考察了二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)在中國(guó)是否激發(fā)波特效應(yīng).研究發(fā)現(xiàn)：盡管排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度上緩解了現(xiàn)階段二氧化硫排污權(quán)配置的嚴(yán)重?zé)o效率問(wèn)題,但從現(xiàn)實(shí)和潛在兩個(gè)角度觀察,二氧化硫排放權(quán)交易試點(diǎn)政策在我國(guó)均未能產(chǎn)生波特效應(yīng).Zhao等[14]則認(rèn)為命令-控制型手段對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與競(jìng)爭(zhēng)力的提高具有顯著正影響,基于市場(chǎng)的激勵(lì)型排污權(quán)交易機(jī)制在促進(jìn)向綠色發(fā)展戰(zhàn)略行為的轉(zhuǎn)變中起著重要的作用.

上述文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)排污權(quán)規(guī)制手段研究已經(jīng)取得了一些有價(jià)值的結(jié)論,然而鮮有文獻(xiàn)具體到研究我國(guó)碳排放交易機(jī)制能否帶來(lái)生產(chǎn)力和技術(shù)創(chuàng)新的提升從而實(shí)現(xiàn)波特效應(yīng),多數(shù)還集中在分析其減排效果與合理性,探討兩者的互動(dòng)機(jī)制.本文試圖在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行如下拓展：(1)在研究視角方面,本文以實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為目標(biāo),檢驗(yàn)中國(guó)現(xiàn)行的碳排放交易機(jī)制是否引領(lǐng)中國(guó)低碳經(jīng)濟(jì)成功轉(zhuǎn)型,能否帶來(lái)波特效應(yīng),為我國(guó)全面展開(kāi)碳排放交易機(jī)制提供決策參考.(2)在研究方法方面,針對(duì)碳排放交易權(quán)作為政策變量在政策評(píng)估時(shí)存在解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題,本文采用核匹配的雙重差分法控制被解釋變量和解釋變量之間的相互影響效應(yīng),控制不可觀測(cè)的個(gè)體異質(zhì)性對(duì)被解釋變量的影響.針對(duì)非同時(shí)期的參照技術(shù)時(shí)線性規(guī)劃可能存在無(wú)可行解問(wèn)題,本文采用全局生產(chǎn)率指數(shù),并考慮生產(chǎn)外部性構(gòu)建全要素生產(chǎn)率模型,系統(tǒng)全面地探討碳排放交易權(quán)前后的全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì).希望為我國(guó)碳排放交易權(quán)機(jī)制在全國(guó)推廣提供理論支持.

1 研究方法

1.1 全局生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

Oh等[15]指出針對(duì)非同時(shí)期的參照技術(shù)時(shí),線性規(guī)劃可能存在無(wú)可行解.Oh等[15]克服上述缺陷,在生產(chǎn)可能性集的定義上做了改進(jìn),不僅定義了同期的生產(chǎn)技術(shù),也定義了一個(gè)全局的生產(chǎn)技術(shù)集.同期的生產(chǎn)技術(shù)定義為：Pt(xt)={(yt,bt)：x 能生產(chǎn)( yt,bt),xt∈R+N}, t = 1,…,T,Pt(xt)表示每個(gè)決策單元在t時(shí)期的參照技術(shù)集.全局生產(chǎn)技術(shù)集定義：PU(xt)= P1(x1)∪P2(x2)∪,…,∪ PT(xT).因此,全局生產(chǎn)技術(shù)集建立了一個(gè)所有觀測(cè)單元和所有時(shí)期的參照技術(shù)集.基于全局生產(chǎn)技術(shù)集的方向性距離函數(shù)求解的線性規(guī)劃問(wèn)題可寫(xiě)成 ：

結(jié)合Chung等[16]提出的ML生產(chǎn)率指數(shù)的結(jié)構(gòu)方式,在考慮非期望產(chǎn)出的條件下,基于全要素生產(chǎn)率指數(shù)GML分別定義為如下：

當(dāng)GML值大于1時(shí),表示全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng), GML小于 1時(shí),則表示全要素生產(chǎn)率下降.通過(guò)計(jì)算四個(gè)方向上的方向距離函數(shù),可將 GML生產(chǎn)率指數(shù)為技術(shù)進(jìn)步率(TECH)和技術(shù)效率變化(EFFCH)

1.2 雙重差分政策評(píng)估模型

雙重差分方法是目前國(guó)內(nèi)外檢驗(yàn)一項(xiàng)政策實(shí)施效果的重要研究方法.國(guó)內(nèi)學(xué)者周黎安等[17]最早引入了雙重差分法對(duì)農(nóng)村稅費(fèi)改革進(jìn)行研究.雙重差分法的優(yōu)點(diǎn)是能夠避免政策作為解釋變量所存在的內(nèi)生性問(wèn)題,即有效控制了被解釋變量和解釋變量之間的相互影響效應(yīng).在面板數(shù)據(jù)的雙重差分模型中,可以利用解釋變量的外生性,既能控制樣本之間不可觀測(cè)的個(gè)體異質(zhì)性,又能控制隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)總體因素的影響,因而能得到對(duì)政策效果的無(wú)偏估計(jì)[18].

本文根據(jù)碳排放交易權(quán)省市和政策實(shí)施時(shí)間構(gòu)建雙重差分模型,從地區(qū)和時(shí)間雙重層面區(qū)分干預(yù)組和控制組檢驗(yàn)現(xiàn)行的碳排放交易權(quán)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境政策效果及差異.在建模過(guò)程中,引入時(shí)期虛擬變量PERIOD和碳排放交易權(quán)政策省市變量組TREATED,其中,模型(7)基于C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙重差分模型,并引入環(huán)境規(guī)制作為控制變量.模型(8)結(jié)合Ehrlich等[19]的IPAT模型及Kaya[20]的Kaya恒等式,本文將人口規(guī)模(POP)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模(PGDP)、能源強(qiáng)度(EI)、環(huán)境規(guī)制(ER)作為控制變量構(gòu)建二氧化碳排放的雙重差分模型.式中：itY表示當(dāng)年各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)生產(chǎn)總值,其中2CO表示當(dāng)年各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)二氧化碳排放量; PERIODit表示實(shí)施碳排放交易權(quán)的時(shí)期取 1,其他時(shí)期取 0;TREATEDit表示實(shí)施碳排放交易權(quán)的省市取 1,其他沒(méi)有實(shí)施該規(guī)制政策的省市取0.

為了檢驗(yàn)碳排放交易權(quán)政策對(duì)是否能在我國(guó)產(chǎn)生波特效應(yīng),實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型,本文進(jìn)一步以各省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)創(chuàng)新率為被解釋變量構(gòu)建雙重差分模型.式中：GMLit表示當(dāng)年各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)全要素生產(chǎn)率,TECHit表示當(dāng)年各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)技術(shù)進(jìn)步率.

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

考慮到數(shù)據(jù)的連貫性與可獲性,本研究樣本選取2010～2014年中國(guó)30個(gè)省、市、區(qū)(西藏、港、澳、臺(tái)除外)的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù).數(shù)據(jù)資料來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[21]、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》[22]、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》[23]、及《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》[24]整理獲得.指標(biāo)選取與界定如下：

(1)在測(cè)算省市工業(yè)全要素生產(chǎn)率的過(guò)程中,各投入產(chǎn)出指標(biāo)說(shuō)明如下：

投入指標(biāo)：

勞動(dòng)力(L)：選取工業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù);資本(K)：工業(yè)固定資產(chǎn)凈值,采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減為2010年不變價(jià)、工業(yè)終端能源消耗量(E),采用能源轉(zhuǎn)換系數(shù)單位折算成萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤;

表1 控制變量的選取與說(shuō)明Table 1 Selection and explanation of control variable

產(chǎn)出指標(biāo)：

經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(Y)選取工業(yè)總產(chǎn)值,采用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格平減為 2010年不變價(jià);污染產(chǎn)出(CO2)選取工業(yè)二氧化碳排放量,計(jì)算方法根據(jù)IPCC(2006)提供的二氧化碳排放量計(jì)算公式進(jìn)行測(cè)算.

(2)在應(yīng)用雙重差分法檢驗(yàn)碳排放交易權(quán)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、環(huán)境效應(yīng)及波特效應(yīng)時(shí),其中控制變量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(ER)的計(jì)算尚未有統(tǒng)一的度量標(biāo)準(zhǔn).已有文獻(xiàn)采取了多種不同的替代指標(biāo)來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度.本文考慮到數(shù)據(jù)的可獲性,借鑒Domazlicky等[25]的方法,采用污染物的排放強(qiáng)度作為衡量一國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的指標(biāo).其他控制變量的選取與說(shuō)明如表1所示.

3 實(shí)證分析

3.1 省際工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)差異及其分解變量

將樣本期間所有的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)作為當(dāng)期的參考技術(shù)集,采用全局DEA方法構(gòu)建生產(chǎn)前沿測(cè)算 2010～2014年我國(guó)碳排放交易權(quán)試點(diǎn)省份與非試點(diǎn)省份的全要素生產(chǎn)率及其分解變量,測(cè)算結(jié)果如表2所示.

表2 2010～2014年各地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解Table 2 Environmental total factor productivity and its decomposition in the regions from 2010 to 2014

表2為全局DEA條件下的各省市工業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解變量.由表 2可知,在考慮碳排放交易權(quán)條件下,“十二五”期間各省市工業(yè)全要素生產(chǎn)率并未有所改善.就試點(diǎn)省份而言,樣本期6個(gè)試點(diǎn)省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值增長(zhǎng)率在碳排放交易前后分別下降了 0.7%、1.7%.全要素生產(chǎn)率的下降主要源于技術(shù)效率的下降(0.5%、1.8%).值得注意的是,技術(shù)進(jìn)步率在實(shí)行碳排放交易后實(shí)現(xiàn)了小幅提升(0.2%).這意味著“十二五”期間,全要素生產(chǎn)率提升乏力,我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的最優(yōu)前沿面并未外移,而全要素生產(chǎn)率提升正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與供給側(cè)改革的關(guān)鍵所在.從 6個(gè)試點(diǎn)省份來(lái)看,北京表現(xiàn)最佳,全要素生產(chǎn)率在碳排放交易權(quán)前后均有所提升(2.1%, 0.8%),北京成為追趕生產(chǎn)前沿面最優(yōu)城市,主要是由于北京在“十二五”期間資源投入要素的優(yōu)化配置,技術(shù)進(jìn)步率一直處于領(lǐng)先地位.本文考慮生產(chǎn)外部性引入全要素生產(chǎn)率評(píng)價(jià)模型中,對(duì)以往全要素生產(chǎn)率被高估予以修正.

就非試點(diǎn)省份而言,樣本期非試點(diǎn)省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值增長(zhǎng)率在碳排放交易前后分別下降了0.2%、3%.全要素生產(chǎn)率的下降主要源于技術(shù)效率的下降(0.4%、2.1%).與試點(diǎn)省份不同的是,非試點(diǎn)省份技術(shù)進(jìn)步率在施行碳排放交易權(quán)前有小幅提升(0.2%),而在施行碳排放交易權(quán)后卻又所下降(0.8%).這在一定程度上說(shuō)明碳排放交易權(quán)的實(shí)施對(duì)技術(shù)進(jìn)步率有著一定的提升作用,在一定程度上實(shí)現(xiàn)了短暫的波特效應(yīng).從各個(gè)非試點(diǎn)省份來(lái)看,在“十二五”前期,山西、遼寧、吉林、黑龍江、甘肅這幾個(gè)省份去全要素生產(chǎn)率得到提升,但實(shí)行碳排放交易權(quán)后這幾個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率都在下降.在非試點(diǎn)省份中只有海南的全要素生產(chǎn)率在政策實(shí)施后得到提升,主要源于其技術(shù)進(jìn)步率提升了0.8%.

3.2 碳排放交易機(jī)制的短期碳減排潛力分析

由試點(diǎn)省份和非試點(diǎn)省份的全要素生產(chǎn)率的測(cè)算結(jié)果可知,在碳排放交易權(quán)實(shí)施前后全要素生產(chǎn)率提升動(dòng)力不足,存在一定經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出提升潛力和減排潛力.本文以資本、勞動(dòng)力、能源為投入指標(biāo);以GDP、二氧化碳排放量為產(chǎn)出指標(biāo),根據(jù)式(1),利用MAXDEA6.2測(cè)算出最優(yōu)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和最優(yōu)碳排放量,進(jìn)而對(duì)試點(diǎn)省份和非試點(diǎn)省份的潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力與潛在雙重紅利(潛在環(huán)境紅利與潛在經(jīng)濟(jì)紅利)進(jìn)行了測(cè)算,測(cè)算結(jié)果如表3所示.

表3 2010～2014年試點(diǎn)省份和非試點(diǎn)省份工業(yè)潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力與潛在雙重紅利Table 3 Regional industrial economic output, the potential carbon emission reduction and potential double dividends from 2010 to 2014

表3為全局DEA條件下,2010～2014年在試點(diǎn)省份和非試點(diǎn)省份的平均潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力、潛在雙重紅利(環(huán)境與經(jīng)濟(jì)紅利).其中,試點(diǎn)省份的平均潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出為 2105億元,碳減排潛力為 1548萬(wàn) t,其潛在雙重紅利為0.12.相比之下,非試點(diǎn)省份的平均潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力、潛在雙重紅利均大于6個(gè)試點(diǎn)省份,其平均潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出為2689億元,碳減排潛力為2641萬(wàn) t,其潛在雙重紅利為0.27.這意味著實(shí)行碳排放交易權(quán)的試點(diǎn)省份相對(duì)于非試點(diǎn)省份的在生產(chǎn)技術(shù),資源配置等方面更有優(yōu)勢(shì),減排手段更有多樣性和靈活性.而非試點(diǎn)省份距離生產(chǎn)技術(shù)前沿面仍有較大差距,因此,非試點(diǎn)省份的經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利仍有較大的釋放空間.

從時(shí)空演變上來(lái)看,無(wú)論是試點(diǎn)省份還是非試點(diǎn)省份,其潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出都呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì).這說(shuō)明是否實(shí)行碳排放交易權(quán)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響微弱,各省份經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出提升潛力巨大.值得注意的是,試點(diǎn)省份與非試點(diǎn)省份碳減排潛力演變方式存在一定差異,在實(shí)行碳排放交易權(quán)機(jī)制前,試點(diǎn)省份的碳減排潛力為上升趨勢(shì),而實(shí)行碳排放交易權(quán)機(jī)制后,碳減排潛力出現(xiàn)了下降.相比之下,非試點(diǎn)省份的碳減排潛力在碳排放交易權(quán)機(jī)制實(shí)施前后均為逐年上升趨勢(shì).這說(shuō)明碳排放交易權(quán)政策的實(shí)施對(duì)我國(guó)試點(diǎn)省份碳排放效率提高有一定的促進(jìn)作用,這為進(jìn)一步擴(kuò)大碳排放交易權(quán)試點(diǎn)省份提供量化支持.

進(jìn)一步本文對(duì)各省份的潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力與潛在雙重紅利進(jìn)行了測(cè)算,由于篇幅限制文中未一一列舉.從各個(gè)省份的測(cè)算結(jié)果來(lái)看,試點(diǎn)省份中北京、上海、廣州的潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、碳減排潛力一直為 0.因此,在假定市場(chǎng)有效運(yùn)轉(zhuǎn)的條件下,這些試點(diǎn)省份一直處于環(huán)境生產(chǎn)前沿面上,達(dá)到了環(huán)境政策下的最優(yōu)生產(chǎn)技術(shù),碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策幾乎不存在潛在的經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利.這在某程度上說(shuō)明碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策有利于實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的波特效應(yīng),緩解資源無(wú)效率問(wèn)題從而促進(jìn)節(jié)能減排.而非試點(diǎn)省份中,山西、黑龍江、貴州的潛在經(jīng)濟(jì)紅利和潛在環(huán)境紅利都在0.5以上,其中山西最高(0.77),這說(shuō)明這些非試點(diǎn)省份碳減排潛力巨大,這些省份可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高生產(chǎn)技術(shù)以達(dá)到資源的最優(yōu)配置,實(shí)現(xiàn)這些省份的碳減排對(duì)全國(guó)的碳排放總量控制有著重要意義.研究結(jié)果與涂正革等[1]的研究結(jié)論類(lèi)似,盡管選擇的環(huán)境污染物不同,但環(huán)境政策的研究結(jié)果相似.綜合以上分析結(jié)果,進(jìn)一步釋放非試點(diǎn)省份中潛在經(jīng)濟(jì)紅利和潛在環(huán)境紅利,推動(dòng)了生產(chǎn)技術(shù)前沿面外移,是我國(guó)推行碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策的重點(diǎn),由此也驗(yàn)證了在全國(guó)推行碳排放交易權(quán)政策的必要性.

3.3 碳排放交易權(quán)機(jī)制的政策效應(yīng)分析

3.3.1 碳排放交易權(quán)機(jī)制的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)分析 基于我國(guó)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略目標(biāo),為了進(jìn)一步揭示碳排放交易權(quán)機(jī)制在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、環(huán)境污染等方面的政策效應(yīng),本文基于雙重差分模型(DID)對(duì)其進(jìn)行政策檢驗(yàn).

在面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)中,如果解釋變既是引起被解釋變量變化的原因,又是被解釋變量產(chǎn)生的結(jié)果,那么這些解釋變量存在一定程度的內(nèi)生性,若采用采取最小二乘法(OLS)不能保證得出無(wú)偏的參數(shù)估計(jì).為了解決內(nèi)生性問(wèn)題,本文采用核匹配的雙重差分模型避免政策變量作為解釋變量所存在的內(nèi)生性問(wèn)題,從而使得模型的估計(jì)結(jié)果更具有解釋力.在核匹配的雙重差分模型估計(jì)過(guò)程中,采用 Stata 10.0對(duì)模型進(jìn)行估計(jì),在模型的估計(jì)過(guò)程中設(shè)置地區(qū)虛擬變量,采用年度虛擬變量控制時(shí)間效應(yīng)項(xiàng).估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4.

表 4為以各省市經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和二氧化碳排放量為被解釋變量的雙重差分模型的政策檢驗(yàn)結(jié)果.由模型(1)、(2)、(3)估計(jì)得結(jié)果可知,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策對(duì)各省份工業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響比較微弱.只考慮環(huán)境規(guī)制一個(gè)控制變量條件下交互項(xiàng)系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),這說(shuō)明碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策對(duì)各省份工業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出一定的正影響,但系數(shù)較小影響并不顯著.引入環(huán)境規(guī)制的控制變量后,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出有顯著的負(fù)效應(yīng),這個(gè)估計(jì)結(jié)果與預(yù)期是一致的.由模型(4)、(5)、(6)估計(jì)得結(jié)果可知,無(wú)論是否考慮控制變量,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策都顯著降低了各省份工業(yè)二氧化碳排放量.綜上分析,在控制其他變量的情況下,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策并沒(méi)有顯著提高省份工業(yè)總產(chǎn)值為各省份創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)紅利.而碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策顯著降低工業(yè)二氧化碳排放量以達(dá)到減排效果,從而為各省份帶來(lái)更多的環(huán)境紅利.這與涂正革等[1]得到的二氧化硫排污權(quán)交易在經(jīng)驗(yàn)上還沒(méi)有顯示出減排效果的結(jié)論不盡相同,主要是研究的樣本區(qū)間和選擇的環(huán)境污染物有所差異.因此,從試點(diǎn)期整體檢驗(yàn)結(jié)果看,對(duì)于正處于低碳轉(zhuǎn)型期的中國(guó),碳排放交易權(quán)交易試點(diǎn)政策能促進(jìn)碳排放的總量控制從而創(chuàng)造更多的環(huán)境紅利.

表4 經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和碳排放的雙重差分模型政策檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 The policy inspection results of the economic output and carbon emissions based on difference-in-difference Model

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果穩(wěn)健性,捕捉不同年份對(duì)雙重差分模型的影響,將模型(3)、(4)中交叉項(xiàng)period替換為年度虛擬變量,記為 year＝(2013, 2014)進(jìn)行分年份檢驗(yàn).采用核匹配的雙重差分模型對(duì)模型進(jìn)行估計(jì),在引人控制變量條件下,估計(jì)結(jié)果仍顯示碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策沒(méi)有顯著提高工業(yè)總產(chǎn)值和但降低工業(yè)二氧化碳排放量,因此,本文得到模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的.試點(diǎn)期的分年份檢驗(yàn)結(jié)果再次驗(yàn)證,中國(guó)碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策在一定程度上能夠降低碳排放量,促進(jìn)我國(guó)早日實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略目標(biāo).

3.3.2 碳排放交易權(quán)機(jī)制的波特效應(yīng)分析 目前,我國(guó)正處于供給側(cè)改革的轉(zhuǎn)型時(shí)期,其全要素生產(chǎn)率的提高是供給側(cè)改革的核心所在.Adam等[26]認(rèn)為“弱波特假說(shuō)”是指正確設(shè)計(jì)的環(huán)保法規(guī)可能會(huì)刺激技術(shù)創(chuàng)新.“強(qiáng)波特假說(shuō)”是指正確環(huán)保政策設(shè)計(jì)會(huì)提高顯著提升生產(chǎn)率進(jìn)而提升競(jìng)爭(zhēng)力.為了進(jìn)一步揭示碳排放交易權(quán)機(jī)制在生產(chǎn)率及技術(shù)創(chuàng)新等方面的政策效應(yīng),本文采用核匹配的雙重差分模型(DID)對(duì)其產(chǎn)生的波特效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn).

表 5為以各省市全要素產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步率為被解釋變量的雙重差分模型的政策檢驗(yàn)結(jié)果.由模型(1)、(2)、(3)估計(jì)得結(jié)果可知,無(wú)論是否考慮控制變量,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策都沒(méi)有顯著提高了各省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率,盡管考慮環(huán)境規(guī)制控制變量后,交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)通過(guò)的顯著性檢驗(yàn),這說(shuō)明碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策并未促進(jìn)各省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,這與前文測(cè)算在政策實(shí)施前后各地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)一致.因此,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策的"強(qiáng)波特效應(yīng)"并未顯現(xiàn).由模型(4)、(5)、(6)估計(jì)得結(jié)果可知,與全要素生產(chǎn)率的估計(jì)結(jié)果相反,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策對(duì)各省份技術(shù)進(jìn)步率有顯著正效應(yīng),推動(dòng)了工業(yè)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,從而降低碳排放量.引入環(huán)境規(guī)制的控制變量后,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)各省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率及技術(shù)進(jìn)步率有顯著的負(fù)效應(yīng),這與其他文獻(xiàn)如王兵等[27]、范丹等[28]的估計(jì)結(jié)果一致.這也意味著基于市場(chǎng)的碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策與其他環(huán)境規(guī)制政策并未完美匹配.綜上分析,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策提高各省份全要素生產(chǎn)率并未顯現(xiàn),但促進(jìn)了各省份技術(shù)進(jìn)步率的提升,短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)了“弱波特效應(yīng)”.

本文采用年度虛擬變量對(duì)模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),仍得到同上結(jié)論.試點(diǎn)期的分年份檢驗(yàn)結(jié)果再次驗(yàn)證,中國(guó)碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策在一定程度上促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),提升了技術(shù)創(chuàng)新能力.因此,碳排放交易機(jī)制在一定程度上支持了技術(shù)創(chuàng)新的“弱波特假說(shuō)”,而對(duì)全要素生 產(chǎn)率的“強(qiáng)波特假說(shuō)”并未顯現(xiàn).

表5 全要生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步率的雙重差分模型政策檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 The policy inspection results of total productivity and technical progress rate based on difference-in-difference model

4 結(jié)論

4.1 在全局 DEA框架下,考察期內(nèi)碳排放交易權(quán)政策的試點(diǎn)省份與非試點(diǎn)省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率提升乏力,6個(gè)試點(diǎn)省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值增長(zhǎng)率在碳排放交易前后分別下降了0.7%、1.7%.但技術(shù)進(jìn)步率在實(shí)行碳排放交易后實(shí)現(xiàn)了小幅提升(0.2%).其中北京成為追趕生產(chǎn)前沿面最優(yōu)城市,其技術(shù)進(jìn)步率一直處于領(lǐng)先地位.非試點(diǎn)省份技術(shù)進(jìn)步率在施行碳排放交易權(quán)前后先升后降的趨勢(shì).這說(shuō)明碳排放交易權(quán)的實(shí)施對(duì)技術(shù)進(jìn)步率有著一定的提升作用,在一定程度上實(shí)現(xiàn)了短期的波特效應(yīng).本文考慮生產(chǎn)外部性引入全要素生產(chǎn)率評(píng)價(jià)模型中,對(duì)以往全要素生產(chǎn)率被高估予以修正.

4.2 非試點(diǎn)省份比試點(diǎn)省份的平均潛在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出高出584億元,碳減排潛力高出1093萬(wàn)t,其潛在的雙重紅利高出 0.15,非試點(diǎn)省份的經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利仍有較大的釋放空間.從時(shí)空演變上來(lái)看,試點(diǎn)省份的碳減排潛力為先上升后下降的“U”型趨勢(shì),而非試點(diǎn)省份的碳減排潛力均為逐年上升趨勢(shì).其中,試點(diǎn)省份中北京、上海、廣州幾乎不存在潛在的經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利.而非試點(diǎn)省份中,山西、黑龍江、貴州的潛在經(jīng)濟(jì)紅利和環(huán)境紅利都在 0.5以上,因此,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策有利于實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的波特效應(yīng),緩解資源無(wú)效率問(wèn)題從而促進(jìn)節(jié)能減排.

4.3 由基于核匹配的雙重差分模型碳排放交易權(quán)機(jī)制的政策效應(yīng)分析可知：在控制其他變量的情況下,碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策并沒(méi)有顯著提高省份工業(yè)總產(chǎn)值為各省份創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)紅利.而碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策顯著降低工業(yè)二氧化碳排放量以達(dá)到減排效果,從而為各省份帶來(lái)更多的環(huán)境紅利.碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策顯著提高了各省份及技術(shù)進(jìn)步率,而對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率并沒(méi)有顯示積極作用.引入環(huán)境規(guī)制的控制變量后,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)各省份工業(yè)全要素生產(chǎn)率及技術(shù)進(jìn)步率有顯著的負(fù)效應(yīng).中國(guó)碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)了"弱波特效應(yīng)",這也進(jìn)一步驗(yàn)證了碳排放交易權(quán)試點(diǎn)政策值得在全國(guó)范圍內(nèi)進(jìn)行推廣.

[1]涂正革,諶仁俊.排污權(quán)交易機(jī)制在中國(guó)能否實(shí)現(xiàn)波特效應(yīng)? [J].經(jīng)濟(jì)研究, 2015,(2)：160-173.

[2]Lanoie Paul, Patry Michel, Lajeunesse Richard. Environmental regulation and productivity： testing the porter hypothesis [J]. Journal of Productivity Analysis, 2008,302：121-128.

[3]Rassier Dylan G, Earnhart Dietrich. Does the Porter hypothesis explain expected future financial performance? The effect of clean water regulation on chemical manufacturing firms [J]. Environmental and Resource Economics, 2010,453：353-377.

[4]Porter M E. America’s green strategy [J]. Scientific American, 1991,264(4)：168.

[5]Domazlicky Bruce R, Weber William L. Does environmental protection lead to slower productivity growth in the chemical industry? [J]. Environmental and Resource Economics, 2004,283：301-324.

[6]胡鞍鋼,鄭京海,高宇寧,等.考慮環(huán)境因素的省級(jí)技術(shù)效率排名(1999～2005) [J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2008,(3)：933-960.

[7]沈 能.環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響的門(mén)檻效應(yīng) [J]. 中國(guó)人口資源與環(huán)境, 2012,22(6)：12-16.

[8]Kemp R, Pontoglio S. The innovation effects of environmental policy instruments—A typical case of the blind men and the elephant [A]. Paper for DIME WP 2.5 Workshop on empirical analyses of environmental innovation [R]. Fraunhofer Institute for Systems and Innovation Research (ISI), Karlsruhe, 2008,(1)：17-18.

[9]Requate T, Unold W. Environmental policy incentives to adopt advanced abatement technology： Will the true ranking please stand up? [J]. European Economic Review, 2003,47：125-146.

[10]Brannlund R, Chung Y, Fare R, et al. Emissions trading and profitability： The swedish pulp and paper industry [J]. Environmental and Resource Economics, 1998,12：345-356.

[11]Fare R, Grosskopf S, Pasurka Jr C A. Tradable permits and unrealized gains from trade [J]. Energy Economics, , 2013,40：416-424.

[12]Jefferson G H, Tanaka S, Yin W. Environmental regulation and industrial performance： Evidence from unexpected externalities in China [A]. Working Paper, 2013.

[13]李 樹(shù),陳 剛.環(huán)境管制與生產(chǎn)率增長(zhǎng)——以 APPCL2000的修訂為例 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2013,(1)：17-31.

[14]Zhao Xiaoli, Zhao Yue, Zeng Saixing, et al. Corporate behavior and competitiveness： impact of environmental regulation on Chinese firms [J]. Journal of Cleaner Production, 2015,86(1)：311—322.

[15]Dong-hyun Oh. A global malmquist-luenberger productivity index [J]. Journal of Productivity Analysis, 2010,34(3)：183-198.

[16]Chung Y H, Fare R, Grosskopf S. Productivity and undesirable outputs： a directional distance function approach [J]. Journal of Environmental Management, 1997,51(3)：229-240.

[17]周黎安,陳 雄.中國(guó)農(nóng)村稅費(fèi)改革的政策效果：基于雙重差分模型的估計(jì) [J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2005,(8)：44-53.

[18]陳 林,伍海軍.國(guó)內(nèi)雙重差分法的研究現(xiàn)狀與潛在問(wèn)題 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2015,(7)：133-148.

[19]Ehrlich P R ,Holdren J P. Impact of population growth [J]. Science, New Series, 1971,171：1212-1217.

[20]Kaya Yoichi. Impact of carbon dioxide emission on GNP growth：interpretation of proposed scenarios [R]. Paris： Presentation to the Energy and Industry Subgroup,Response Strategies Working Group, IPCC, 1989.

[21]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 [J]. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2011-2015.

[22]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)統(tǒng)計(jì)司.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒 [J]. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2011-2015.

[23]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局能源統(tǒng)計(jì)司.中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒 [J]. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2011-2015.

[24]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)司.中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒 [J]. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2011-2015.

[25]Domazlicky B, Weber W. Does environmental protection lead to slower productivity growth in the chemical industry? [J]. Environmental and Resource Economics, 2004,28：301-324.

[26]Adam B Jaffe, Karen Palmer. Environmental regulation and innovation： A panel data study, The Review of Economics and Statistics [J]. Review of Economics & Statistics, 1997,79(4)：610-619.

[27]王 兵,吳延瑞,顏鵬飛.環(huán)境管制與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)： APEC的實(shí)證研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2008,(5)：20-32.

[28]范 丹,王維國(guó).中國(guó)區(qū)域環(huán)境績(jī)效及波特假說(shuō)的再檢驗(yàn) [J].中國(guó)環(huán)境科學(xué), 2013,33(5)：952-959.

Analysis of the performance of carbon emissions trading right in China--The evaluation based on the difference-in-difference model.

FAN Dan1,2*, WANG Wei-guo1,2, LIANG Pei-feng1(1.Department of Economics, DongbeiUniversity of Finance and Economics, Dalian 116025, China；2.Center for Econometric Analysis and Forecasting, Dongbei University of Finance & Economics, Dalian 116025, China). China Environmental Science, 2017,37(6)：2383～2392

The paper examined whether the mechanism of pilot project for carbon emissions trading right could promote the low-carbon economy transformation in China after controlling some important explanatory variables such as the environmental regulation. The results showed that in the global DEA framework, the industrial total factor productivity lacked of ability to enhance both in the provinces which launched the pilot project for carbon emissions trading right and in those which didn’t during the inspection period. From the point of potential double dividend, the measures to reduce emissions were not so flexible in the non-pilot provinces as those in the pilot provinces, so that there was still a large release space for the economic dividend and environmental dividend in the non-pilot provinces. The policy effect analysis based on the difference-in-difference model of kernel matching presented that the mechanism of carbon emissions trading right could reduce the total amount of carbon emissions at the present stage to some extent, but its impact on economic output was weak; the pilot project didn’t improve the industrial total factor productivity in the pilot provinces while it enhanced significantly the technological progress rate. Therefore, the mechanism of carbon emissions trading right supported the ‘weak Porter hypothesis’ for technological innovation to a certain extent, but didn’t give evidences to support the ‘strong Porter hypothesis’for total factor productivity. It should be a necessary measure to realize the low-carbon economy transformation in China.

carbon emissions trading right；difference-in-difference model；global DEA；Porter hypothesis

X196

A

1000-6923(2017)06-2383-10

范 丹(1978-),女,遼寧海城人,副教授,博士,主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究.發(fā)表論文20余篇.

2016-10-19

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71603042,71571035);遼寧省高等學(xué)校優(yōu)秀人才支持計(jì)劃(WJQ2014031);遼寧省教育科學(xué)"十三五"規(guī)劃項(xiàng)目(JG16DB114);國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(15DZA011);國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14BJL089)

* 責(zé)任作者, 副教授, fandanrx@163.com