李麗 董必俊 李玉坤

內(nèi)容摘要：本文通過(guò)分析歐盟先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)得出，碳排放交易市場(chǎng)的統(tǒng)一對(duì)一個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響深遠(yuǎn)，且能夠有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。歐盟經(jīng)驗(yàn)對(duì)我國(guó)解決環(huán)境問(wèn)題具有重要借鑒意義，盡快建立統(tǒng)一的碳交易市場(chǎng)，能夠促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)，最終實(shí)現(xiàn)我國(guó)2015年在巴黎氣候大會(huì)上做出的減排承諾。

關(guān)鍵詞：碳金融 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 產(chǎn)業(yè)升級(jí) 歐盟

本文通過(guò)深入分析歐盟碳交易市場(chǎng)以及歐盟各個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的數(shù)據(jù)，進(jìn)而尋找其中的內(nèi)在機(jī)理，對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和碳金融市場(chǎng)發(fā)展，甚至對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展都有重要意義。為此選取歐盟20個(gè)成員國(guó)2011-2016年實(shí)際碳排放量、碳排放配額和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重等數(shù)據(jù)，用產(chǎn)業(yè)占比變化值度量產(chǎn)業(yè)變化程度，產(chǎn)業(yè)占比變化值越大，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處在不穩(wěn)定階段，說(shuō)明該國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展還不夠成熟；反之，說(shuō)明該國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，產(chǎn)業(yè)發(fā)展處在成熟階段。用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰勒指數(shù)來(lái)表示產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度，再結(jié)合碳金融市場(chǎng)數(shù)據(jù)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)隨著碳金融市場(chǎng)發(fā)展的變化情況。本文實(shí)證部分采用面板數(shù)據(jù)模型，首先分析歐盟碳金融市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響，接著分析歐盟碳金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度的影響，進(jìn)而分析碳金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定發(fā)展和對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的影響。樣本國(guó)家包括：英國(guó)、奧地利、希臘、比利時(shí)、塞浦路斯、芬蘭、法國(guó)、丹麥、匈牙利、德國(guó)、愛爾蘭、斯洛伐克、盧森堡、意大利、波蘭、葡萄牙、西班牙、荷蘭、斯洛文尼亞、瑞典20個(gè)國(guó)家。

相關(guān)變量選取

在本文實(shí)證分析中，變量定義如下：

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值（ISV）

其中，i取值1、2、3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)，t表示研究區(qū)間，本文選取2011-2016年數(shù)據(jù)。Qit表示歐盟某個(gè)國(guó)家在2011-2016年間三大產(chǎn)業(yè)的比重，Qi0表示某個(gè)國(guó)家基期（本文選擇2010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)作為基期）對(duì)應(yīng)的三大產(chǎn)業(yè)比重。ISV表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值，該值越大，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不穩(wěn)定。

（二）低碳化水平指數(shù)（LCL）

其中，CAASit（CO2 allocated allowances）表示歐盟碳交易機(jī)制為第i個(gè)國(guó)家分配的二氧化碳額度，CVEit（CO2 verified emissions）表示二氧化碳實(shí)際排放量。根據(jù)歐盟碳排放交易機(jī)制，如果LCL>1，即碳排放配額大于實(shí)際排放量，說(shuō)明該國(guó)有剩余的碳排放權(quán)在碳交易市場(chǎng)上銷售，而且LCL取值越大，表示該國(guó)在碳交易市場(chǎng)上可以出售的碳排放量越多，表明該國(guó)低碳化水平越高。

（三）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰勒指數(shù)（INSTR）

其中i取值為1、2、3，分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)，Yi分別表示三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Y表示該國(guó)GDP總量，Li分別表示三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，L表示就業(yè)人數(shù)總數(shù)。產(chǎn)業(yè)升級(jí)不簡(jiǎn)單表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)占比的提升或者第一、二產(chǎn)業(yè)占比的下降，關(guān)鍵是與三次產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出效率的提升相關(guān)，因此，本文選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰勒指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)，instr取值越小，表示產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度越高。

面板模型構(gòu)建

面板數(shù)據(jù)也稱時(shí)間序列截面數(shù)據(jù)或混合數(shù)據(jù)，是同時(shí)在時(shí)間和截面空間上取得的二維數(shù)據(jù)。反映變量同時(shí)在截面和時(shí)間二維空間上的變化規(guī)律和特征，具有純時(shí)間序列數(shù)據(jù)和純截面數(shù)據(jù)無(wú)法比擬的很多優(yōu)點(diǎn)。

上式是考慮k個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在N個(gè)個(gè)體及T個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的變動(dòng)關(guān)系。其中個(gè)體截面成員的個(gè)數(shù)用N表示，截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)用T表示，模型常數(shù)項(xiàng)用參數(shù)αit表示，對(duì)應(yīng)于解釋變量向量xit的k×1維系數(shù)向量用βit表示，解釋變量個(gè)數(shù)用k表示。隨機(jī)誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立，且滿足零均值，等方差為σ2u的假設(shè)。

根據(jù)不同形式，可以對(duì)干擾項(xiàng)uit的構(gòu)成進(jìn)行單因素和雙因素分解。uit在截面?zhèn)€體上的單因素分解形式為：uit=μi+vit。其中，μi在不同觀測(cè)期間內(nèi)取值相同，表示無(wú)法觀測(cè)的個(gè)體特征對(duì)因變量產(chǎn)生的影響，用來(lái)解釋回歸中未包含的個(gè)體特征影響；vit被看作是一般回歸模型中的誤差項(xiàng)，隨著觀測(cè)個(gè)體和時(shí)間同時(shí)發(fā)生變化。若μi=0，模型系數(shù)估計(jì)方法就是普通最小二乘法（OLS），稱為混合估計(jì)模型（Pooled OLS）。若假定vit服從獨(dú)立同分布，μi為固定的非零參數(shù)，那么構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)模型將有效解釋N個(gè)樣本自身無(wú)法觀測(cè)到的特征對(duì)因變量的影響，稱為固定效應(yīng)模型。若假定vit隨機(jī)變化，把μi視為固定參數(shù)且服從獨(dú)立同分布，則稱為隨機(jī)效應(yīng)模型。

在面板數(shù)據(jù)模型分析中，關(guān)鍵問(wèn)題是如何判定選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，這就需要用Hausman檢驗(yàn)。其原假設(shè)為：面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型中橫截面?zhèn)€體效應(yīng)與回歸變量不相關(guān)。備選假設(shè)為：面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型中橫截面?zhèn)€體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)。因此在原假設(shè)下，βw與βGLS之間的差距理論上很小，且隨著樣本量的不斷增加趨向于0。而在備擇假設(shè)下，這一點(diǎn)不成立。Hausman利用這個(gè)特點(diǎn)構(gòu)造如下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

固定效應(yīng)模型中回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果用βw表示，隨機(jī)效應(yīng)模型中回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果用βGLS表示。∑為兩類模型中回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果之差的方差，即：

Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)服從于自由度為K的卡方分布，用這種方法對(duì)面板數(shù)據(jù)模型的選擇進(jìn)行驗(yàn)證。

模型估計(jì)及檢驗(yàn)

本文首先分析碳金融市場(chǎng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。運(yùn)用的模型是面板數(shù)據(jù)模型，由于一個(gè)國(guó)家的碳排放水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)以及升級(jí)的影響具有滯后性，故本文將上一期的低碳化水平指數(shù)作為自變量。首先運(yùn)用E-views6.0采用面板數(shù)據(jù)模型分析碳交易市場(chǎng)的低碳化水平指數(shù)數(shù)據(jù)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的程度。分別采用固定效應(yīng)模型、混合估計(jì)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型計(jì)算參數(shù)估計(jì)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，Hausman統(tǒng)計(jì)量的P值為0.1710，超過(guò)10%的顯著水平，不能拒絕原假設(shè)，采用隨即效應(yīng)模型。而且Hausmanχ2置信度較高（P值=0.1710），回歸模型擬合度R2=0.7508也較高，故用隨機(jī)效應(yīng)模型。

從隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所對(duì)應(yīng)的上一年的低碳化水平指數(shù)的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值（ISV）和上一期低碳化水平指數(shù)（LCL）之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，即如果低碳化水平指數(shù)變大，則下一年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值變小。因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定程度，所以可以這樣理解：當(dāng)某個(gè)國(guó)家的低碳化水平指數(shù)（LCL）較小（LCL<1）時(shí)，即碳排放配額小于實(shí)際排放量，就需要在碳交易市場(chǎng)上購(gòu)買超出配額的碳排放權(quán)，這就一定程度上增加了生產(chǎn)成本，間接增加了了人民生活成本，就需要社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的參與者被迫或自發(fā)調(diào)整生產(chǎn)重心，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較大變動(dòng)，變動(dòng)方向主要是高污染、高耗能、高耗水等三高企業(yè)向高附加值、低污染的服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型，也包括傳統(tǒng)制造業(yè)的技術(shù)改進(jìn)所實(shí)現(xiàn)的低碳化水平指數(shù)的下降；當(dāng)某個(gè)國(guó)家的低碳化水平指數(shù)（LCL）較大（LCL>1）時(shí)，即實(shí)際排放量小于碳排放配額，說(shuō)明碳排放配額能夠完全滿足碳排放需求，對(duì)于傳統(tǒng)工業(yè)來(lái)說(shuō)，技術(shù)改進(jìn)創(chuàng)新的動(dòng)力就會(huì)減弱，在這種情況下，對(duì)當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊就會(huì)變?nèi)?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)來(lái)說(shuō)呈現(xiàn)出相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)。

其中，μi表示本文選擇的歐盟20個(gè)樣本國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化平均值的偏離，固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中的截距項(xiàng)即樣本國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化平均值，樣本國(guó) 家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)平均值的偏離結(jié)果如表2所示。vi表示由于年份變化帶來(lái)的樣本歐盟國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，這些數(shù)據(jù)揭示樣本國(guó)家的個(gè)體效應(yīng)特征和時(shí)間效應(yīng)特征，結(jié)果如表3所示。

本文主要是為了討論一個(gè)國(guó)家低碳化水平指數(shù)的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響，這個(gè)影響包括對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性的影響以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。前面已經(jīng)分析了對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值即對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定程度的影響，本文認(rèn)為，一個(gè)國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向穩(wěn)定的過(guò)程其中一個(gè)體現(xiàn)是在一定范圍內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)占比的逐漸下降和第三產(chǎn)業(yè)比重的持續(xù)上升，即一個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由不穩(wěn)定到穩(wěn)定的變化路徑。然后本文將研究低碳化水平指數(shù)的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響，本文認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)升級(jí)與三次產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出效率的提升相關(guān)，因此采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)程度系數(shù)指標(biāo)來(lái)度量。下文主要分析低碳化水平指數(shù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)產(chǎn)生的影響。

以產(chǎn)業(yè)升級(jí)系數(shù)instr作為因變量，低碳化水平指數(shù)作為自變量，對(duì)歐盟18個(gè)樣本國(guó)家（其中塞浦路斯和盧森堡兩個(gè)國(guó)家三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)缺失）的數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析，結(jié)果如表4所示。從Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，P值為0.8659，遠(yuǎn)超過(guò)10%的顯著水平，不能拒絕原假設(shè)，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

從面板數(shù)據(jù)模型中的隨機(jī)效應(yīng)模型分析結(jié)果可以看出，低碳化水平指數(shù)滯后項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)?shù)吞蓟街笖?shù)逐漸變大時(shí)，下一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰勒指數(shù)會(huì)逐漸變小。這意味著當(dāng)?shù)吞蓟街笖?shù)較大時(shí)（LCL>1），即隨著樣本國(guó)家實(shí)際碳排放量的下降，會(huì)帶來(lái)產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度的提高。當(dāng)樣本國(guó)家實(shí)際碳排放量下降時(shí)，一方面，其在碳交易市場(chǎng)上出售多余的碳排放權(quán)會(huì)帶來(lái)額外資金，可以促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)因?yàn)樽⑷肓诵录夹g(shù)，勞動(dòng)產(chǎn)出效率會(huì)提高；另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整路徑是從高污染、高能耗的企業(yè)向低能耗和高效率的服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型，隨著低碳化水平指數(shù)的上升即實(shí)際排放量的下降，所帶來(lái)的企業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型會(huì)導(dǎo)致服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的上升，因?yàn)榉?wù)業(yè)相對(duì)來(lái)說(shuō)是高附加值行業(yè)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的上升對(duì)整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在一定程度上也會(huì)帶來(lái)勞動(dòng)產(chǎn)出效率的提升。綜上，當(dāng)樣本國(guó)家低碳化水平指數(shù)上升時(shí)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度提高。

結(jié)論

第一，隨著某國(guó)實(shí)際碳排放量的逐漸下降，該國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向穩(wěn)定。低碳化水平指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化值呈現(xiàn)出滯后一期的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著某個(gè)國(guó)家低碳化水平指數(shù)的下降，下一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值變小。

第二，隨著某國(guó)實(shí)際碳排放量的逐漸下降，該國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度越高。低碳化水平指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰勒指數(shù)呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，充分發(fā)揮碳排放的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生重要影響。建立統(tǒng)一的碳交易市場(chǎng)，完善碳交易機(jī)制是充分發(fā)揮碳排放價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的有效方法。

第三，我國(guó)應(yīng)該盡快建立統(tǒng)一的碳交易體系。2009年12月，中國(guó)在哥本哈根氣候大會(huì)上對(duì)碳排放做出承諾：到2020年單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%。2015年12月，中國(guó)在巴黎氣候大會(huì)上對(duì)碳排放再次做出承諾：加強(qiáng)節(jié)能、提高能效工作，二氧化碳排放將在2030年左右達(dá)到峰值，屆時(shí)單位GDP二氧化碳排放量將比2005年下降60%-65%。盡快建立統(tǒng)一的碳交易市場(chǎng)，對(duì)于中國(guó)實(shí)現(xiàn)在哥本哈根氣候大會(huì)和巴黎氣候大會(huì)上承諾的目標(biāo)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。在分析了歐盟統(tǒng)一的碳排放交易市場(chǎng)和結(jié)合中國(guó)國(guó)情的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為我國(guó)應(yīng)該盡快建立全國(guó)統(tǒng)一的碳交易體系，建立和完善統(tǒng)一的碳交易市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制，有效發(fā)揮碳排放的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，形成有效的市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制。戰(zhàn)略性放寬金融監(jiān)管，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)和碳交易市場(chǎng)的融合，開發(fā)出一系列碳期權(quán)、碳期貨、碳基金等金融衍生產(chǎn)品，為我國(guó)碳金融市場(chǎng)增添活力，促進(jìn)我國(guó)碳交易市場(chǎng)的發(fā)展壯大。政府層面應(yīng)盡快制定長(zhǎng)期可持續(xù)的相關(guān)政策，配額分配方法、交易制度和核算方法等一經(jīng)制定不能經(jīng)常調(diào)整，并盡可能提高碳市場(chǎng)流動(dòng)性。企業(yè)層面應(yīng)樹立碳資產(chǎn)管理理念，積極參與碳市場(chǎng)交易，既要考慮成本因素又要符合規(guī)定。一方面履行低碳減排義務(wù)，另一方面承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，還能夠?qū)崿F(xiàn)企業(yè)利潤(rùn)最大化。

參考文獻(xiàn)：

1.蔡，都陽(yáng)，王美艷.經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與節(jié)能減排內(nèi)在動(dòng)力[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（6）

2.杜莉，丁志國(guó)，李博.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)：碳金融交易機(jī)制的助推—基于歐盟數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].清華大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2012（5）

3.原毅軍，謝榮輝.環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)研究—基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（8）

4.梅曉紅.中國(guó)碳金融市場(chǎng)對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研究—基于panel data計(jì)量模型的實(shí)證分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015（1）

5.于俊年.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件—Eviews 的使用[M].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2012