吳文潔 劉雪夢(mèng) 劉佩

【摘要】為全面評(píng)價(jià)低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施效果，從試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市兩個(gè)角度出發(fā)，以2012年第二次低碳試點(diǎn)政策為例，基于2008～2017年中國(guó)205個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配—雙重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的綜合效果。研究發(fā)現(xiàn)：低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施降低了試點(diǎn)城市的碳排放強(qiáng)度，卻導(dǎo)致了非試點(diǎn)城市碳排放的增加，這不僅減弱了政策實(shí)施的減排效果且造成了總體碳排放的上升，即低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施存在碳遺漏問題；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，碳遺漏具有持續(xù)性，其發(fā)生的主要路徑是能源市場(chǎng)效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)。因此，試點(diǎn)城市應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新或?qū)Ω咛歼M(jìn)口產(chǎn)品征稅，非試點(diǎn)城市應(yīng)加強(qiáng)宣傳和教育，對(duì)從試點(diǎn)城市搬遷的高碳企業(yè)征收一定的稅費(fèi)，并引導(dǎo)該企業(yè)形成低碳生產(chǎn)模式。

【關(guān)鍵詞】低碳試點(diǎn)；碳遺漏效應(yīng)；傾向得分匹配；雙重差分

【中圖分類號(hào)】F124.5【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A【文章編號(hào)】1004-0994（2020）04-0124-7

【基金項(xiàng)目】陜西省教育廳科研計(jì)劃項(xiàng)目“西安市碳排放峰值預(yù)測(cè)與控制措施研究”（項(xiàng)目編號(hào)：18JT010）；陜西省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“陜西省工業(yè)碳排放驅(qū)動(dòng)因素、碳鎖定及解鎖路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：2019D043）；西安石油大學(xué)研究生創(chuàng)新與實(shí)踐能力培養(yǎng)項(xiàng)目“陜西省工業(yè)碳排放驅(qū)動(dòng)因素、碳鎖定及解鎖路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：YCS18212058）

一、引言

近百年來，全球氣候變暖影響了人類的生活環(huán)境和生活質(zhì)量，現(xiàn)已引起了國(guó)際社會(huì)的廣泛關(guān)注，而二氧化碳排放的增加則被認(rèn)為是氣候異常變化的主要原因[1]。最新全球溫度記錄指出，地球所累積的碳排放正在破壞氣候系統(tǒng)的穩(wěn)定，因此，控制溫室氣體排放、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)已成為當(dāng)前的重點(diǎn)課題。而作為一個(gè)負(fù)責(zé)任的發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)已向國(guó)際社會(huì)承諾，到2030年實(shí)現(xiàn)碳排放峰值目標(biāo)[2]。為此，中國(guó)已在2010年、2012年和2017年先后三次實(shí)行低碳試點(diǎn)政策，以降低碳排放并力爭(zhēng)提前達(dá)峰。伴隨著低碳試點(diǎn)政策的進(jìn)一步推廣和實(shí)施，中國(guó)整體碳排放績(jī)效是否得到了提高？低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施是否有效減少了試點(diǎn)城市的碳排放？而對(duì)于非試點(diǎn)城市的碳排放，該政策的實(shí)施是否也會(huì)產(chǎn)生一定的影響？

為評(píng)估低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施效果，已有文獻(xiàn)主要從試點(diǎn)城市的角度，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面進(jìn)行了研究，但由于研究對(duì)象和方法不同，尚未得出一致的結(jié)論。從理論角度出發(fā)，鄧榮榮[3]研究發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)城市的排放總量和增速較政策實(shí)施前顯著下降。宋祺佼等[4]卻發(fā)現(xiàn)低碳試點(diǎn)城市的碳排放水平高于全國(guó)水平。從實(shí)證角度出發(fā)，馮彤[5]對(duì)華東地區(qū)低碳試點(diǎn)城市進(jìn)行評(píng)估，結(jié)果表明低碳項(xiàng)目的實(shí)施促進(jìn)了碳排放；而李順毅[6]的研究結(jié)果卻支持政策有效的結(jié)論。梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，從非試點(diǎn)城市的視角，評(píng)估政策實(shí)施有效性的研究相對(duì)較少。然而，Wen、Wang[7]研究發(fā)現(xiàn)碳排放量可以通過省際貿(mào)易的轉(zhuǎn)移進(jìn)而產(chǎn)生碳遺漏問題，但僅是從理論上進(jìn)行了闡釋。與之相反，Barker等[8]運(yùn)用一般GEE模型考察《京都議定書》的實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)由于技術(shù)溢出效應(yīng)的存在，碳遺漏問題不明顯。由以上分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究針對(duì)中國(guó)的非試點(diǎn)城市低碳試點(diǎn)政策實(shí)施效果的研究相對(duì)較少。

二、理論分析與研究假說

由于研究對(duì)象和目的的不同，有關(guān)碳遺漏的相關(guān)概念尚未形成一致的理論體系。IPCC[9]最早研究碳遺漏問題，認(rèn)為減排國(guó)家強(qiáng)制實(shí)施了減排政策，卻導(dǎo)致非減排國(guó)家增加了溫室氣體排放，增加的排放弱化了減排效果，甚至帶來更多的排放，致使政策無效。Kallbekken等[10]認(rèn)為碳減排政策實(shí)施后，減排地區(qū)與非減排地區(qū)的價(jià)格差異導(dǎo)致非減排地區(qū)碳排放量增加進(jìn)而產(chǎn)生碳遺漏。國(guó)內(nèi)研究側(cè)重于對(duì)碳遺漏進(jìn)行定性分析，實(shí)證研究相對(duì)匱乏。王明喜等[11]在對(duì)低碳經(jīng)濟(jì)相關(guān)研究進(jìn)行綜述中提到了碳遺漏問題，并對(duì)其進(jìn)行了概念界定，認(rèn)為若一個(gè)地區(qū)強(qiáng)制實(shí)施碳減排措施，會(huì)導(dǎo)致另外一些沒有實(shí)施碳減排措施地區(qū)的碳排放量額外增加，增加的這部分碳排放稱之為碳遺漏，但并未深入分析中國(guó)是否存在碳遺漏問題及實(shí)證檢驗(yàn)碳遺漏效應(yīng)機(jī)理。因此，基于現(xiàn)有研究，結(jié)合中國(guó)實(shí)施的低碳試點(diǎn)政策，將碳遺漏界定如下：若一個(gè)地區(qū)實(shí)施低碳政策（試點(diǎn)地區(qū)），卻增加了沒有實(shí)行低碳政策地區(qū)（非試點(diǎn)地區(qū)）的碳排放，進(jìn)而減弱了試點(diǎn)地區(qū)的減排效應(yīng)，并導(dǎo)致中國(guó)總體碳排放增加的現(xiàn)象，即為碳遺漏。在此概念的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳遺漏效應(yīng)，并提出研究假說。

基于Bernard、Vielle[12]等的研究，本文認(rèn)為低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳遺漏效應(yīng)主要發(fā)生路徑是能源市場(chǎng)效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)（見圖1）。

在供給總量不變的前提下，減排地區(qū)由于實(shí)施了碳減排政策，使得該地區(qū)能源市場(chǎng)需求減少，進(jìn)而造成相關(guān)能源產(chǎn)品價(jià)格下降。與之相比，非減排地區(qū)的能源產(chǎn)品價(jià)格較高，故企業(yè)會(huì)選擇從減排地區(qū)進(jìn)口低價(jià)能源產(chǎn)品作為生產(chǎn)投入替代品，結(jié)果導(dǎo)致該地區(qū)碳排放增加，產(chǎn)生了碳遺漏問題。具體到我國(guó)的碳減排政策，在能源供給量不變的前提下，由于低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施，低碳試點(diǎn)城市為實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)，將通過征稅或限制能源行業(yè)生產(chǎn)的方式，縮小能源生產(chǎn)規(guī)模，并提供其他清潔綠色技術(shù)產(chǎn)品以替代能源產(chǎn)品，這使得能源生產(chǎn)廠商的生產(chǎn)積極性下降，消費(fèi)者在政策的引導(dǎo)下對(duì)能源產(chǎn)品的偏好降低，轉(zhuǎn)向其他綠色消費(fèi)品，進(jìn)而使得整個(gè)市場(chǎng)對(duì)能源產(chǎn)品的需求下降，導(dǎo)致綜合能源價(jià)格下降。與之相反，非試點(diǎn)城市市場(chǎng)對(duì)能源的需求相對(duì)較大，故其能源市場(chǎng)價(jià)格相對(duì)較高。因此，非試點(diǎn)城市企業(yè)為追求利潤(rùn)最大化，將從試點(diǎn)城市進(jìn)口大量能源產(chǎn)品作為生產(chǎn)投入替代品，進(jìn)而增加了碳排放，造成了碳遺漏。故提出假設(shè)1：

H1：低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施減少了試點(diǎn)城市的碳排放，而其能源市場(chǎng)效應(yīng)會(huì)產(chǎn)生碳遺漏。

由于地區(qū)間聯(lián)系緊密，各地區(qū)間存在模仿或競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，在地區(qū)間貿(mào)易體系的作用下，碳減排政策的實(shí)施，使得碳減排地區(qū)的高碳產(chǎn)品生產(chǎn)成本上升，進(jìn)而造成減排地區(qū)產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)格上揚(yáng)；而對(duì)于非減排地區(qū)企業(yè)，沒有減排成本，其產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格相對(duì)較低，生產(chǎn)同類型的產(chǎn)品更具競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，產(chǎn)生的價(jià)格差將激勵(lì)非減排地區(qū)擴(kuò)大高碳產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模以獲得較高的市場(chǎng)利潤(rùn)，最終導(dǎo)致非減排地區(qū)碳排放的增加，進(jìn)而產(chǎn)生碳遺漏。因此，貿(mào)易條件效應(yīng)引發(fā)碳遺漏效應(yīng)的主要路徑為對(duì)外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易，即高碳企業(yè)重新選址搬遷或地區(qū)間的貿(mào)易互動(dòng)行為。針對(duì)中國(guó)碳減排政策的實(shí)際情況，低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施使得試點(diǎn)城市為控制碳排放量，鼓勵(lì)企業(yè)更新生產(chǎn)設(shè)備或革新生產(chǎn)流程，導(dǎo)致生產(chǎn)投入增加，生產(chǎn)成本的增加使得試點(diǎn)城市商品市場(chǎng)價(jià)格上揚(yáng)。故而與非試點(diǎn)城市同類型的產(chǎn)品相比，失去了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，價(jià)格差激勵(lì)了非試點(diǎn)城市擴(kuò)大高碳產(chǎn)品的生產(chǎn)，并造成了碳排放的增加，產(chǎn)生碳遺漏。故提出假設(shè)2：

H2：低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施減少了試點(diǎn)城市的碳排放，而其貿(mào)易條件效應(yīng)會(huì)引發(fā)碳遺漏問題。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本說明

2010年首批低碳試點(diǎn)省市覆蓋中國(guó)五省八市，2012年第二批低碳省市包括北京、上海和海南等29個(gè)省市，2017年增至45個(gè)地區(qū)。由于第一批低碳試點(diǎn)地區(qū)主要以省區(qū)為主，而第三批低碳試點(diǎn)政策實(shí)施時(shí)間不長(zhǎng)，政策效應(yīng)并未顯現(xiàn)，且考慮到樣本量的充足性和數(shù)據(jù)的可得性，因此，以第二批低碳試點(diǎn)政策為例，將第二批試點(diǎn)城市作為政策評(píng)價(jià)的實(shí)驗(yàn)組。而對(duì)于政策干擾的處理，剔除了第一批低碳試點(diǎn)地區(qū)，即將廣東、遼寧、湖北、陜西、云南、海南六省中的所有地級(jí)市以及天津、重慶、廈門、杭州、南昌、貴陽(yáng)、保定七市予以剔除，進(jìn)一步從城市層面深入分析低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳遺漏效應(yīng)。此外，由于北京、上海與其他地級(jí)市差異性較大，不利于數(shù)據(jù)匹配，從而予以剔除。巢湖、拉薩、嘉峪關(guān)、吳忠、固原、中衛(wèi)和濟(jì)源市及大興安嶺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失較多，也進(jìn)行剔除。故選擇全國(guó)205個(gè)地級(jí)市作為傾向得分匹配—雙重差分分析的樣本，其中實(shí)驗(yàn)組和控制組的城市個(gè)數(shù)分別為20個(gè)和185個(gè)。

（二）模型構(gòu)建

低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施可看作是在試點(diǎn)城市進(jìn)行的一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，故采用常用的政策評(píng)估方法——雙重差分（DID）對(duì)該政策的實(shí)施效果進(jìn)行檢驗(yàn)，以解決政策內(nèi)生性問題。然而，DID在使用過程中需要實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足共同平行趨勢(shì)的要求，即實(shí)驗(yàn)組和控制組若本身存在差異則差分結(jié)果對(duì)政策效果的評(píng)估會(huì)產(chǎn)生偏差。故在進(jìn)行DID分析前，先利用傾向得分匹配（PSM）對(duì)實(shí)驗(yàn)組匹配相似的控制組，以避免樣本的選擇性偏差?；谄ヅ浜蟮臉颖?，利用DID方法對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。因此，基于DID方法建立的回歸模型如下：

其中：Yit代表i市t年的碳排放量；treatit和timeit為虛擬變量，treatit=1表示該地區(qū)為低碳政策試點(diǎn)城市，treatit=0代表非試點(diǎn)城市；timeit=1表示2012年低碳政策實(shí)施之后的年份，timeit=0為政策實(shí)施之前的年份；didit為低碳試點(diǎn)城市與政策時(shí)間的交乘項(xiàng)did（time×treat）；controlit為控制變量；vi和vt分別為城市個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；？0和εit分別為截距項(xiàng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。從式（1）可以看出，對(duì)于控制組（treatit=0）而言，低碳試點(diǎn)政策實(shí)施前后的碳排放波動(dòng)性分別為？0和？0+？2，因此，不受政策影響的非試點(diǎn)城市在低碳試點(diǎn)政策實(shí)施年份前后的碳排放波動(dòng)性差異為？2；對(duì)于處理組（treatit=1）而言，政策實(shí)施前后的碳排放波動(dòng)性分別為？0+？1和？0+？1+？2+？3，差異為？2+？3，這一差異不僅包含政策實(shí)施的影響？3，還包含了時(shí)間趨勢(shì)？2，故低碳試點(diǎn)政策實(shí)施對(duì)試點(diǎn)城市碳排放影響的凈效應(yīng)為？3。

（三）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量：城市碳排放強(qiáng)度（lnCO2）。用各城市碳排放量的自然對(duì)數(shù)衡量碳排放強(qiáng)度，其中碳排放量的計(jì)算借鑒周迪等[13]的方法，根據(jù)電力、天然氣和液化石油氣能源消耗數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)度，公式如下：

其中：Ce、Cg、Cp分別為電力、天然氣和液化石油氣消耗所產(chǎn)生的碳排放量；Ee、Eg、Ep分別為電力、天然氣和液化石油氣的消耗量；η是煤電燃料鏈溫室氣體排放系數(shù)，折合成等效CO2為1.3023千克/千瓦時(shí)，σ為煤電發(fā)電量與總發(fā)電量的比值；λ和φ分別是天然氣和液化石油氣的CO2排放系數(shù)。

2.機(jī)理分析中的被解釋變量。①能源市場(chǎng)價(jià)格（pener），由于國(guó)家并未公布各地級(jí)市綜合能源價(jià)格的絕對(duì)量數(shù)據(jù)，故借鑒Ma等[14]、葉琴等[15]的做法，對(duì)2008 ～ 2017年各地級(jí)市的綜合能源價(jià)格進(jìn)行了推算。首先，算出各地級(jí)市能源均價(jià)。根據(jù)《中國(guó)物價(jià)年鑒》公布的36個(gè)大中城市煤炭、汽油、電力和柴油的價(jià)格計(jì)算；其次，采用煤炭采選業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)、石油和天然氣開采業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)及電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)出廠品價(jià)格指數(shù)對(duì)價(jià)格序列進(jìn)行擴(kuò)展。再次，算出各省的能源成本。根據(jù)《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中能源平衡表公布的各省每年四種能源消費(fèi)量，按照對(duì)應(yīng)的綜合能源價(jià)格進(jìn)行加權(quán)計(jì)算。最后，算出各地級(jí)市的綜合能源價(jià)格。根據(jù)各省的能源成本與各省能源消費(fèi)總量的比值先算出各省的綜合能源價(jià)格，再利用各地級(jí)市GDP占各省GDP比重作為權(quán)重得出各地級(jí)市的綜合能源價(jià)格。②商品市場(chǎng)價(jià)格（pcom），考慮到數(shù)據(jù)的可得性，用各城市社會(huì)消費(fèi)品零售總額來衡量，由于該數(shù)值較大，為方便分析，對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.解釋變量。低碳試點(diǎn)城市虛擬變量（treat），若該城市為2012年低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的城市則記為“1”，否則記為“0”；政策時(shí)間虛擬變量（time），低碳試點(diǎn)政策實(shí)施之后的年份定義為1，政策實(shí)施之前的年份定義為0；低碳試點(diǎn)城市與政策時(shí)間的交乘項(xiàng)did（time×treat），若該城市既為低碳試點(diǎn)城市又在政策執(zhí)行年份之后，該值取1，否則取0，用以衡量低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的凈效應(yīng)。此外，借鑒張慶宇等[16]、周迪等[13]的做法，將碳排放量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、年末總?cè)丝诤湍茉磸?qiáng)度作為控制變量納入模型（1）中。

綜上所述，選擇碳排放強(qiáng)度（lnCO2）作為被解釋變量，能源市場(chǎng)價(jià)格（pener）與商品市場(chǎng)價(jià)格（pcom）作為機(jī)理分析中的被解釋變量，人均GDP（lnpgdp）、能源強(qiáng)度（energy）和年末總?cè)丝冢╨npop）為模型（1）中的控制變量。此外，由于PSM匹配是將多元變量壓縮成單維的傾向得分，本質(zhì)上是用匹配變量對(duì)虛擬變量進(jìn)行回歸，故在控制變量的基礎(chǔ)上，加入第二產(chǎn)業(yè)比重（lnsec）、第三產(chǎn)業(yè)比重（lnthird）和在崗職工平均工資水平（lnwage）等對(duì)政策選擇有影響的變量，即為PSM分析中的協(xié)變量，以得到最佳匹配效果。主要變量的具體含義、均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表1所示，除特別說明外，數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，個(gè)別缺失值用插值法和均值法補(bǔ)齊。

四、實(shí)證分析

（一）傾向得分匹配處理

根據(jù)上文的分析和研究設(shè)計(jì)，選擇兩類城市進(jìn)行PSM分析，將2012年開始實(shí)施低碳試點(diǎn)政策的20個(gè)試點(diǎn)城市作為實(shí)驗(yàn)組，并將在2012年未實(shí)施低碳試點(diǎn)政策且不受第一次政策影響的185個(gè)地級(jí)市作為控制組。進(jìn)一步利用人均GDP（lnpgdp）、能源強(qiáng)度（energy）、在崗職工平均工資水平（lnwage）、年末總?cè)丝冢╨npop）、第二產(chǎn)業(yè)比重（lnsec）和第三產(chǎn)業(yè)比重（lnthird）6個(gè)可觀測(cè)變量對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組城市進(jìn)行匹配。并利用Probit模型估計(jì)上述匹配指標(biāo)的傾向得分，然后使用核匹配法確定權(quán)重，以及施加“共同支持”條件。結(jié)果顯示，控制組中185個(gè)城市全部匹配成功。此外，在用PSM-DID方法進(jìn)行回歸前，需要檢查在匹配之后處理組和控制組在可觀測(cè)變量上是否具有顯著性差異，若無顯著性差異，則支持PSM-DID方法的應(yīng)用，否則核匹配估計(jì)失效。表2平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：與匹配前相比，匹配后的可觀測(cè)變量在處理組和控制組的分布較為平衡，各變量的差異大幅度下降，標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，t檢驗(yàn)相伴概率值也顯示，匹配后各變量的均值在實(shí)驗(yàn)組和控制組間均無顯著性差異，由此說明使用PSM-DID方法是有效的。

（二）雙重差分分析

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。進(jìn)行DID估計(jì)需滿足趨同假設(shè)前提條件，因此，在DID估計(jì)前對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組碳排放強(qiáng)度的變化趨勢(shì)進(jìn)行了檢驗(yàn)。如圖2所示，2012年低碳試點(diǎn)政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組和控制組的碳排放強(qiáng)度大致保持相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，而政策實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組和控制組的碳排放強(qiáng)度出現(xiàn)顯著的差異，即呈現(xiàn)截然相反的變化趨勢(shì)，前者整體呈下降趨勢(shì)，后者呈上升趨勢(shì)。該結(jié)果表明，進(jìn)行PSM匹配后的樣本滿足DID同趨勢(shì)的假設(shè)前提條件，且低碳試點(diǎn)政策實(shí)施后非試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度的上升幅度大于試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度的下降幅度。

2.平均處理效應(yīng)。在PSM處理的基礎(chǔ)上，對(duì)式（1）使用固定效應(yīng)法進(jìn)行DID檢驗(yàn)，即采用一階差分法對(duì)面板雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，以消除變量的時(shí)間變化因素。此外，由于低碳試點(diǎn)城市虛擬變量treat具有時(shí)間不變性，因此，在進(jìn)行DID固定效應(yīng)分析時(shí)，treat變量會(huì)被自動(dòng)刪除，但這不會(huì)影響估計(jì)結(jié)果及其有效性。表3列出了式（1）DID估計(jì)結(jié)果，列（1）為未加入控制變量的結(jié)果，列（2）為加入控制變量的結(jié)果。觀察發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，did的系數(shù)值都為負(fù)，time系數(shù)值都為正，且通過了顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步對(duì)比兩個(gè)變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)年份did系數(shù)的顯著性和數(shù)值的絕對(duì)值大小與time系數(shù)相比，顯著性較低且值較小。這一結(jié)果表明，低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施降低了試點(diǎn)城市的碳排放強(qiáng)度，卻促進(jìn)了非試點(diǎn)城市碳排放的增加，且非試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度的上升幅度大于試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度的下降幅度，這與上文平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果一致，表明實(shí)施低碳試點(diǎn)政策，非試點(diǎn)城市碳排放的增加減弱了政策實(shí)施的碳減排效果，并造成總體碳排放增加，即低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施存在碳遺漏現(xiàn)象?？刂谱兞恐?，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源強(qiáng)度和年末總?cè)丝谂c碳排放量正相關(guān)，說明現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源消耗和總?cè)丝跀?shù)量不利于碳減排。

3.動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)低碳試點(diǎn)政策實(shí)施對(duì)碳遺漏的動(dòng)態(tài)邊際影響，在式（1）的基礎(chǔ)上加入時(shí)間虛擬變量，如式（3）所示：

其中，t2013、t2014、t2015、t2016和t2017分別為對(duì)應(yīng)于2013年、2014年、2015年、2016年和2017年的時(shí)間虛擬變量，處理組（treat=1）和控制組（treat=0）在2013年碳排放強(qiáng)度的波動(dòng)性差異分別為？0+？1+？2+？7和？0+？2，同理可得其他年份處理組和控制組的碳排放強(qiáng)度波動(dòng)性差異。因此，觀察表3中第（3）列和第（4）列的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：在未加入控制變量之前，對(duì)于控制組而言，t2013、t2014、t2015、t2016和t2017的系數(shù)都在1%的顯著性水平上為正，且總體呈上升趨勢(shì)，僅在2013 ～ 2014年呈下降趨勢(shì)，表明低碳試點(diǎn)政策實(shí)施后，非試點(diǎn)城市的碳排放強(qiáng)度整體呈上升趨勢(shì)，僅在2013～2014年間稍有降低，這與上文的時(shí)間趨勢(shì)圖相吻合。列（4）為加入控制變量后的結(jié)果，和列（3）相比，系數(shù)值顯著性未發(fā)生特別大的變化，與列（3）結(jié)果基本一致。對(duì)于實(shí)驗(yàn)組而言，低碳試點(diǎn)政策實(shí)施對(duì)于試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度影響的凈效應(yīng)為treat×t2013、treat×t2014、treat×t2015、treat×t2016和treat×t2017的系數(shù)值，觀察列（3）和列（4）發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，試點(diǎn)城市的碳排放強(qiáng)度在政策實(shí)施后的2013 ～ 2017年呈顯著下降趨勢(shì)，且政策的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)持續(xù)顯著。具體觀察其系數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)雖具有一定的波動(dòng)性，但整體呈上升態(tài)勢(shì)。進(jìn)一步比較實(shí)驗(yàn)組和控制組碳排放強(qiáng)度在政策實(shí)施后波動(dòng)性差異變化大小可以發(fā)現(xiàn)，非試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度動(dòng)態(tài)邊際效果的增加幅度大于試點(diǎn)城市碳排放強(qiáng)度減少幅度，進(jìn)而驗(yàn)證了2012年低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施對(duì)碳遺漏具有動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)。

（三）碳遺漏效應(yīng)的機(jī)理分析

為進(jìn)一步揭示碳遺漏的發(fā)生機(jī)理，借鑒石大千等[17]提出的三步法，進(jìn)一步對(duì)其作用路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。具體步驟為：①先對(duì)DID方法的基礎(chǔ)回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，若time變量和did變量系數(shù)顯著且為正值，說明低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施存在碳遺漏效應(yīng)。②將倍差項(xiàng)分別與機(jī)制變量綜合能源價(jià)格和商品市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行回歸，若綜合能源價(jià)格和商品市場(chǎng)價(jià)格的系數(shù)顯著，則說明低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施影響了低碳城市的綜合能源價(jià)格和企業(yè)的生產(chǎn)成本。③將倍差項(xiàng)和綜合能源價(jià)格及商品市場(chǎng)價(jià)格同時(shí)納入DID基礎(chǔ)回歸模型中，若倍差項(xiàng)系數(shù)不顯著或者顯著但數(shù)值降低了，則證明低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳遺漏效應(yīng)主要通過能源市場(chǎng)效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)體現(xiàn)。按照上述步驟，設(shè)定的機(jī)理驗(yàn)證模型如下：

運(yùn)用PSM-DID方法對(duì)式（4）～式（6）進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果如表4所示，列（1）為式（4）的回歸結(jié)果，觀察發(fā)現(xiàn)，？2和？3的系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，前者的系數(shù)為正值而后者的系數(shù)為負(fù)值，且前者的絕對(duì)值大于后者，即驗(yàn)證了低碳試點(diǎn)政策實(shí)施存在碳遺漏問題。列（2）、列（3）為式（5）的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在綜合能源價(jià)格方程中，β1的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)值，說明低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施使得低碳試點(diǎn)城市減少了對(duì)能源產(chǎn)品的需求，在供給量不變的前提下，試點(diǎn)城市能源需求減少，能源價(jià)格下降，驗(yàn)證了H1；在商品市場(chǎng)價(jià)格方程中，β1的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正值，說明低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施使得試點(diǎn)城市企業(yè)為達(dá)到低碳生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)而更新生產(chǎn)設(shè)備或革新生產(chǎn)流程，進(jìn)而增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本，造成產(chǎn)品價(jià)格上揚(yáng)，驗(yàn)證了H2。列（4）為式（6）的回歸結(jié)果，觀察發(fā)現(xiàn)，ω2的系數(shù)在5%的顯著性水平上為正，與列（1）的回歸結(jié)果相比，不僅顯著性降低且系數(shù)值變小了。此外，ω3的系數(shù)值為負(fù)值但未通過顯著性檢驗(yàn)，與列（1）回歸結(jié)果相比，倍差項(xiàng)的系數(shù)由顯著變得不顯著了，證實(shí)了低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳遺漏效應(yīng)是由能源市場(chǎng)效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)引發(fā)的。進(jìn)一步觀察列（4）發(fā)現(xiàn)，能源市場(chǎng)價(jià)格和商品市場(chǎng)價(jià)格的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正。

分析其原因，可能是：①由于試點(diǎn)城市實(shí)施的碳減排政策減少了能源產(chǎn)品需求，導(dǎo)致能源市場(chǎng)價(jià)格下降，而非試點(diǎn)城市則會(huì)從試點(diǎn)城市購(gòu)買低價(jià)的能源產(chǎn)品來替代其他生產(chǎn)投入品，進(jìn)而增加了非試點(diǎn)城市的碳排放；此外，試點(diǎn)城市中從事能源生產(chǎn)的相關(guān)企業(yè)為追求利潤(rùn)最大化將會(huì)搬遷至非試點(diǎn)城市，以獲取收益，導(dǎo)致碳排放的增加。②為實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)，試點(diǎn)城市的企業(yè)生產(chǎn)投入的增加使得其商品市場(chǎng)價(jià)格上揚(yáng)，與非試點(diǎn)城市相比，其產(chǎn)品價(jià)格高于同類產(chǎn)品價(jià)格，試點(diǎn)城市的產(chǎn)品失去了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，而產(chǎn)生的價(jià)格差將激勵(lì)非試點(diǎn)城市擴(kuò)大高碳產(chǎn)品生產(chǎn)以增加產(chǎn)出并出口到試點(diǎn)城市，出口量的增加進(jìn)而導(dǎo)致了非試點(diǎn)城市碳排放的增加。③在能源供給總量不變的前提下，能源價(jià)格相對(duì)較高的地區(qū)一般為非試點(diǎn)城市，該城市的能源價(jià)格越高則越傾向于選擇進(jìn)口試點(diǎn)城市價(jià)格下降的能源產(chǎn)品替代其他生產(chǎn)投入品，進(jìn)而增加碳排放。然而，商品市場(chǎng)價(jià)格較高的地區(qū)一般為試點(diǎn)城市，與非試點(diǎn)城市相比，同類產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力較低，這會(huì)激勵(lì)非試點(diǎn)城市擴(kuò)大高碳產(chǎn)品生產(chǎn)量進(jìn)而增加了碳排放。

五、結(jié)論與啟示

從碳遺漏視角出發(fā)，以2008 ～ 2017年中國(guó)205個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)為樣本，采用PSM-DID方法，對(duì)2012年中國(guó)低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施效果進(jìn)行了深入分析。研究發(fā)現(xiàn)：低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施減少了試點(diǎn)城市的碳排放卻增加了非試點(diǎn)城市的碳排放，且非試點(diǎn)城市碳排放增加的幅度大于試點(diǎn)城市碳排放減少的幅度，即低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施存在碳遺漏問題，且碳遺漏效應(yīng)主要產(chǎn)生路徑為能源市場(chǎng)效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，得到的啟示如下：首先，試點(diǎn)城市在采取碳減排行動(dòng)時(shí)，不應(yīng)僅僅局限于制定碳排放總量控制制度，還應(yīng)支持和引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新，積極開發(fā)新能源或新技術(shù)以減少能源產(chǎn)品生產(chǎn)利用過程中的資源消耗和碳排放；其次，為避免能源市場(chǎng)效應(yīng)造成的碳遺漏問題，試點(diǎn)城市可以對(duì)本地區(qū)低價(jià)能源產(chǎn)品的出口征收一定稅額，倒逼非試點(diǎn)城市企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，限制因能源投入替代效應(yīng)造成碳排放的增加，進(jìn)而削弱低碳試點(diǎn)政策實(shí)施的碳減排效應(yīng)；最后，為避免貿(mào)易條件效應(yīng)造成的碳遺漏問題，非試點(diǎn)城市應(yīng)加強(qiáng)宣傳教育，并引導(dǎo)居民樹立低碳理念。而試點(diǎn)城市可以針對(duì)非試點(diǎn)城市具有競(jìng)爭(zhēng)力的高碳低價(jià)商品征收進(jìn)口稅額，削弱該類型商品的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，或者讓試點(diǎn)城市的低碳企業(yè)免費(fèi)獲得一些碳排放配額，并在試點(diǎn)地區(qū)內(nèi)進(jìn)行交易，以降低減排成本，提高試點(diǎn)地區(qū)低碳商品的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而減少非試點(diǎn)城市的碳排放。

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