內(nèi)容提要：基于中國30個省區(qū)市2000-2019年的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法來研究碳排放權(quán)交易政策對能源利用效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，碳排放權(quán)交易政策能夠通過市場機制作用優(yōu)化資源配置，成為能源利用效率長效提升的“助推器”，這種提升作用在政策實施的第2年會達到峰值，之后略有下降但始終為正；第二，從內(nèi)在機制來看，碳排放權(quán)交易政策可以依托技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新渠道“借勢發(fā)力”，進而為能源利用效率的突破提升提供“新動能”，具體來說，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新中介效應占各自總效應的比重已接近25%和38%；第三，異質(zhì)性分析表明，在第二產(chǎn)業(yè)占比較低、能源消費量較小、外商直接投資占比較低的地區(qū)，碳排放權(quán)交易政策對全要素能源利用效率的提升效果更加明顯。

一、 引 言

提高能源利用效率，是完成“雙碳”目標的關鍵舉措，是實現(xiàn)經(jīng)濟綠色高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。但當前能源消費結(jié)構(gòu)不合理、能耗水平高、能源利用效率低等問題依然嚴峻。從實際情況來看，一方面，與主要發(fā)達國家和全球平均水平相比，中國的能源利用效率較低。目前中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)能耗為 3.4 噸標準煤/萬美元，是全球平均水平的1.5倍，是主要發(fā)達國家的2～4倍；另一方面，能源消費結(jié)構(gòu)不合理，化石能源的消費占比偏高，清潔能源消費比例較低。2021年國務院發(fā)布的《新時代的中國能源發(fā)展》白皮書顯示，2019年中國天然氣、水電、核電、風電等清潔能源消費量占能源消費總量比重僅有23.4%，非化石能源占能源消費總量比重僅為15.3%，而煤炭消費占能源消費總量比重高達57.7%，仍是能源供應的基礎和核心。以化石能源為主的能源結(jié)構(gòu)進一步加劇了中國能源利用的低效率化，在生態(tài)環(huán)保壓力日益加大的背景下，提高能源利用效率成了必然的選擇。

面對復雜嚴峻的資源和環(huán)境形勢，中國政府采取了一系列環(huán)境規(guī)制政策。早期主要是以命令型環(huán)境規(guī)制工具為主，隨后在順應市場化改革的新趨勢下逐步探索出排污權(quán)交易制度、碳排放權(quán)、用能權(quán)等交易形式。其中，碳排放權(quán)交易政策(以下簡稱碳交易政策)是利用市場機制控制和減少溫室氣體排放、推動綠色低碳發(fā)展的一項重大制度創(chuàng)新。具體來看，碳交易政策是由政府機構(gòu)估算出滿足一定區(qū)域環(huán)境容量的最大碳排放量，并將其分成若干排放份額，每個份額為一份排污權(quán)。政府在一級市場將排放權(quán)出讓給碳排放企業(yè)，碳排放企業(yè)可以在二級市場自由交易這些碳排放權(quán)。與其他政策相比，碳交易政策具有以下作用：第一，從微觀層面來講，它是一個價格信號，會對各方形成激勵和約束，調(diào)動社會資源配置向低碳領域傾斜，使得企業(yè)自覺地采取行動，不斷邁向碳中和目標；第二，從宏觀層面來講，碳交易政策不僅有利于引導產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，而且可以帶動能源消費結(jié)構(gòu)的良性調(diào)整，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

當前學界對碳交易政策和能源利用效率的關系進行了有益的分析探討，但這些研究尚有一些局限。主要表現(xiàn)為以下三個方面：第一，僅分析了碳交易政策的減排效應(Zhang等，2020)，或創(chuàng)新驅(qū)動效應(王為東等，2020)，鮮有文獻直接研究碳交易政策與能源利用效率的關系。第二，目前的碳交易政策研究主要集中于微觀層面、局部地區(qū)或單要素生產(chǎn)率上，如上市公司層面(Zhang 等，2020)、局部地區(qū)層面(岳立和苗菊英，2022)、企業(yè)單要素能源利用效率層面(林壽富和董小卿，2021)，少有文獻從宏觀加總層面來分析碳交易政策對能源利用效率的整體影響。第三，采用的數(shù)據(jù)期限比較短，政策實施后的數(shù)據(jù)僅涉及2到3年，沒有從一個較為完整的試點周期內(nèi)考察碳交易政策的影響。因此，本研究的重要學術(shù)價值正體現(xiàn)在對以上研究存在的盲點與不足進行彌補和突破方面，通過對碳交易政策和能源利用效率關系的實證研究和科學回答，一方面驗證碳交易政策在能源利用效率提高方面的作用，另一方面為該政策的進一步健全和完善提供決策參考。

迄今為止，碳排放權(quán)交易試點工作已實行十年有余，全國統(tǒng)一碳交易市場業(yè)已形成。然而，這項發(fā)軔于試點的碳交易政策，是否能夠通過市場機制作用，對相關企業(yè)形成激勵和成本約束，從而促進能源利用效率的提高？碳交易政策能否通過技術(shù)進步、研發(fā)創(chuàng)新和能源消費結(jié)構(gòu)渠道來影響能源利用效率？這些渠道又分別發(fā)揮了多大作用？碳交易政策對不同地區(qū)能源利用效率的影響會不會因為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費、外商直接投資等情況的差別而產(chǎn)生異質(zhì)性？能否進一步對中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮積極作用并由此獲得制度紅利？基于對以上問題的思考，同時為了準確評價中國碳排放權(quán)交易政策對能源利用效率的影響，本文將碳排放權(quán)交易試點視為一項準自然實驗，并采用雙重差分的方法評估碳交易試點對中國能源利用效率的政策效果和作用機制。相較于現(xiàn)有文獻，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個層面：第一，在研究視角上，更加細分化、具體化，考慮到已有文獻缺乏針對碳交易政策和全要素能源利用效率關系研究的現(xiàn)狀，本文從宏觀加總層面，詳細討論了碳交易政策對全要素能源利用效率的影響及作用機制，彌補了現(xiàn)有碳交易研究文獻的不足，也為環(huán)境規(guī)制和能源利用效率關系的研究提供了更多理論和實證支撐。第二，在研究機制上，從技術(shù)進步效應、研發(fā)創(chuàng)新效應、能源消費結(jié)構(gòu)效應三個層面，厘清了碳交易政策對全要素能源利用效率的作用機制，對現(xiàn)有文獻做了有益補充。第三，在理論上有著更強的現(xiàn)實指導意義。全國碳交易市場2021年上線，而本文采用的樣本區(qū)間自2000年至2019年，相對于其他碳交易政策文獻來說試點周期更加完整，可以較為全面準確地評估試點政策的整體效果，對碳交易政策的分析評價及全國碳市場的健全完善，都有更強的指導意義。

二、 理論分析與研究假設

1. 碳交易政策對能源利用效率的影響

碳交易政策有利于實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，促進體制機制創(chuàng)新。它可以通過激勵約束、資源優(yōu)化配置、成本約束機制來影響能源利用效率。具體分為以下三個方面：第一，在利潤最大化目標的激勵約束下，一方面，企業(yè)會最大限度地利用自身的碳排放配額來盡可能降本減碳；另一方面，企業(yè)更有動力通過技術(shù)創(chuàng)新淘汰落后產(chǎn)能，并出售多余的碳排放配額以獲得額外收入(蔣和勝和孫明茜，2021)，提高能源利用效率(Shakil等，2019)。第二，碳交易這種市場型環(huán)境規(guī)制工具可以帶來資源和要素的優(yōu)化配置，具體表現(xiàn)為：對生產(chǎn)率低下、污染嚴重的高排放企業(yè)來說，其創(chuàng)新補償效應小于污染控制的成本效應，不僅缺乏創(chuàng)新動力，而且無力負擔高額的配額成本，最終可能因為嚴重超出排放標準而被迫陷入生產(chǎn)困境，退出市場，資源和要素因而流向減排技術(shù)高、污染小的企業(yè)。企業(yè)的優(yōu)勝劣汰，資源的優(yōu)化配置，最終將帶動行業(yè)及社會整體綠色技術(shù)進步和能源利用效率的提高。第三，與碳交易相關的碳配額和碳價，實質(zhì)上也對企業(yè)形成了一種成本約束，有利于企業(yè)生產(chǎn)方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，由此促進全要素能源效率的提高(Yu，2020)。進一步說，碳交易政策有助于在全社會倡導一種綠色低碳的生產(chǎn)生活理念，從而帶動技術(shù)革新和低碳節(jié)約的風尚，助力社會綠色高質(zhì)量發(fā)展。在此基礎上，本文提出研究假設：

H1：碳排放權(quán)交易政策能夠通過市場機制作用，優(yōu)化資源配置，對相關企業(yè)形成激勵和成本約束，促進能源利用效率的提高。

2. 碳交易政策對能源利用效率的作用機制

基于上文分析，碳交易政策能夠通過市場機制作用提高能源利用效率。然而，碳交易政策對能源利用效率的影響路徑有哪些？為了研究碳交易政策對能源利用效率的影響及其作用機制，本文在借鑒已有文獻的基礎上，梳理了碳交易政策對能源利用效率的影響路徑(如圖1)。根據(jù)圖1，本文主要從技術(shù)進步效應、研發(fā)創(chuàng)新效應、能源消費結(jié)構(gòu)效應這三條中介渠道來分析碳交易政策對能源利用效率的影響。

圖1 碳交易政策對能源利用效率的作用路徑

(1) 技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新效應。在碳交易政策提高能源利用效率的過程中，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新所發(fā)揮的作用具體可以分為兩個方面。一方面，碳交易政策可以通過價格機制激發(fā)企業(yè)改進技術(shù)和研發(fā)創(chuàng)新的動力。碳交易政策是一種以碳交易價格(以下簡稱碳價)為核心的市場型環(huán)境規(guī)制工具?！安ㄌ丶僬f”認為，合理的環(huán)境規(guī)制可以在一定程度上倒逼企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新。合理的碳價會激發(fā)企業(yè)提高生產(chǎn)技術(shù)和開展研發(fā)創(chuàng)新的動力，因為碳價不僅會成為企業(yè)的成本，也可能為企業(yè)帶來潛在收益。另一方面，技術(shù)進步以及創(chuàng)新會推動能源利用效率的提高。第一，技術(shù)效率的提升不僅可以降低能源開發(fā)利用成本，產(chǎn)生能源資源節(jié)余量，而且清潔能源技術(shù)、碳捕獲、節(jié)能減排等前沿技術(shù)的重大突破可以抑制碳排放，直接提高能源利用效率。第二，創(chuàng)新可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級來提高能源利用效率。創(chuàng)新作為經(jīng)濟社會發(fā)展的關鍵動力，可以顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級對能源利用效率的提高有正向促進作用(黃麗等，2020)。在實證方面，黃麗等(2020)從時間維度，岳立和苗菊英(2022)從城市層面都證明了技術(shù)進步和創(chuàng)新水平提升都有利于能源利用效率的提高。根據(jù)理論研究和實踐經(jīng)驗，本文認為在碳捕獲、節(jié)能減排、污染治理、清潔能源替代方面的技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新，能夠提高碳排放績效和能源利用率。基于上述分析，本文提出假設：

H2：伴隨碳交易政策而來的碳價約束，可以倒逼企業(yè)進行技術(shù)改進和研發(fā)創(chuàng)新，進而提高能源利用效率。

(2) 能源消費結(jié)構(gòu)效應。碳交易機制對排放企業(yè)來說，既是機遇也是挑戰(zhàn)。一方面，碳交易機制對生產(chǎn)中使用較多化石能源的企業(yè)來說，是一種成本約束。因為企業(yè)不得不為化石能源的使用額外支付環(huán)境成本，相當于提高了化石能源的相對價格，在替代效應下，會引導此類企業(yè)減少對化石能源的消費比例，轉(zhuǎn)而增加清潔能源的消費，最終改善社會整體能源結(jié)構(gòu)；另一方面，碳交易機制為相關企業(yè)帶來了巨大機遇，其創(chuàng)新補償效應會激勵企業(yè)改進生產(chǎn)方式，研發(fā)節(jié)能減排和清潔能源生產(chǎn)技術(shù)，藉此出售多余的碳配額來實現(xiàn)利潤最大化。這一過程不僅是企業(yè)實現(xiàn)自身發(fā)展目標的過程，也是整個社會能源消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過程。已有研究也表明，在碳交易機制作用下，煤炭的使用量將不斷下降，電力消費份額會持續(xù)增加，與此同時，清潔能源的使用比例將逐步提升，能源消費結(jié)構(gòu)最終會得以優(yōu)化。清潔能源，是清潔高效、不排放或排放少量污染物的能源。因此，從理論上來講，清潔能源消費比例增加帶來的能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化，可以帶動能源利用效率的提高，實現(xiàn)經(jīng)濟社會綠色高質(zhì)量發(fā)展。基于上述分析，本文提出假設：

H3：碳交易政策可能通過成本約束和補償機制，產(chǎn)生能源消費結(jié)構(gòu)效應，進而提高能源利用效率水平。

三、 研究設計及變量數(shù)據(jù)

1. 數(shù)據(jù)來源

本文選取2000-2019年中國30個省區(qū)市(不包括港澳臺地區(qū)，剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的西藏地區(qū))的年度面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。其中宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局、中國碳核算數(shù)據(jù)庫、《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、wind數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)作以下預處理：一是為了消除個別極端值的影響，對基本變量取對數(shù)處理，對相關變量進行標準化處理；二是剔除主要變量缺失的樣本，對極個別缺失值采用插值法進行處理。

2. 基準回歸模型

本文將碳排放權(quán)交易試點作為一項準自然實驗，運用雙重差分方法，研究碳排放權(quán)交易政策能否促進中國能源利用效率的提升。中國碳交易市場的發(fā)展起點源自2011年10月國家發(fā)展改革委辦公廳發(fā)布的《關于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》，2013年起在北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北、深圳7省市啟動碳排放權(quán)交易試點。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文以中國2000-2019年30個省市的面板數(shù)據(jù)為研究對象；上述試點省市北京、天津、上海、重慶、廣東(含深圳)、湖北為實驗組，其余省份為對照組。在試點期的劃分中，將政策正式實施的2013-2019年定為試點期，2000-2012年為非試點期。本文選取常用的政策評估模型——DID模型，來研究碳排放權(quán)交易政策對中國能源利用效率的影響。基準回歸模型設定如下：

Yi,t=β0+β1treati×postt+β2Control+μi+et+εi,t

(1)

其中i和t分別代表省份和年份，Y代表被解釋變量，即能源利用效率。treat代表省份分組變量，post代表時間分組變量；Control代表一組與被解釋變量相關的省級層面控制變量；μi為地區(qū)固定效應，et為時間固定效應，εi,t為隨機誤差項。

為了得到基準模型(1)中核心解釋變量(政策變量)的無偏估計β1，除了考慮地區(qū)和時間固定效應外，還需要加入地區(qū)特征變量Control，使得treati×postt與εi,t無關。首先，碳交易試點地區(qū)的選擇可能是非隨機的。如果非隨機，試點地區(qū)的選擇有可能受所在地區(qū)特征變量的影響，從而使得地區(qū)識別變量treati與隨機擾動項εi,t相關，而cov(treati,εi,t)≠0 會使得模型估計結(jié)果有偏。其次，能源利用效率不僅會受到碳交易政策的影響，同時也可能受到地區(qū)層面其他特征變量的影響(蔣靈多等，2021)。綜上，模型在加入可能的控制變量后，可降低估計偏誤，同時滿足碳交易試點地區(qū)選擇的隨機性和政策出臺時間的隨機性(孫天陽等，2020)。

3. 識別條件檢驗

要想得到模型(1)中核心解釋變量treati×postt系數(shù)β1的無偏估計，需要該變量與隨機誤差項εi,t無關，也就是要滿足cov(treati,εi,t)和cov(postt,εi,t)均為0這兩個條件，其分別對應了碳交易政策試點選擇的隨機性和碳交易政策實施時間的隨機性。

(1) 碳交易政策試點地區(qū)選擇的隨機性。實際上，國家在設立碳交易試點時，關于試點地區(qū)的篩選標準并沒有在相應的政策文件中予以明確。本文擬結(jié)合樣本區(qū)間內(nèi)碳交易政策試點地區(qū)的特征，嘗試提取影響碳交易試點的先決因素。具體地，從如下地區(qū)特征考察碳交易試點選擇的可能決定因素：主要包括人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdppc)、人口密度(density)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)、能源消費總量(ec)、外商直接投資(fdi)。參考Lu等(2013)的做法，構(gòu)建Logit模型估計各省市被選為碳交易試點地區(qū)的概率，以上述各地區(qū)特征變量為自變量，地區(qū)是否為碳交易試點地區(qū)(treati)為因變量。若某一地區(qū)為碳交易試點區(qū)，則賦值為1, 否則為0，估計結(jié)果如表1所示，(1)至(3)列為依次加入上述變量的回歸結(jié)果。根據(jù)表1，各變量在10%以內(nèi)的統(tǒng)計水平上均顯著，即碳交易試點地區(qū)的選擇主要受gdppc、density、structure、ec、fdi的影響。根據(jù)前文分析，將這些影響試點地區(qū)選擇的特征變量作為控制變量納入回歸模型后，可以使得政策變量treati×postt與隨機誤差項εi,t無關，滿足碳交易政策在試點地區(qū)選擇上的隨機性。

表1 碳交易試點地區(qū)選擇的先決變量分析

(2) 碳交易政策出臺時間的隨機性。第一，本文在包括基準回歸在內(nèi)的一系列模型中，都加入了年份固定效應，初步控制了不同年份的差異和變化趨勢。第二，碳交易試點以及碳交易市場的建設是生態(tài)文明建設的重要內(nèi)容，是中國實現(xiàn)“雙碳”目標、引領全球氣候治理、破解能源環(huán)境約束、實現(xiàn)經(jīng)濟社會提質(zhì)增效和綠色低碳發(fā)展雙贏的重要舉措，是經(jīng)濟社會充分發(fā)展的產(chǎn)物。綜上，作為中國實現(xiàn)“雙碳”目標的重要抓手和國家宏觀層面的制度設計，可以認為碳交易政策的出臺時間具有一定的隨機性和不可預期性。第三，為了在實證層面進一步驗證碳交易政策出臺時間的隨機性，本文將在穩(wěn)健性檢驗部分采用安慰劑檢驗方法，去排除碳交易政策出臺時間屬于人為設定的可能性。

4. 變量定義

(1) 被解釋變量。被解釋變量為能源利用效率(TE)。按照投入要素的數(shù)量劃分，可以將能源利用效率分為單要素能源利用率和全要素能源利用率。單要素能源利用率通常是指能耗強度，即增加單位GDP帶來的能源消耗；全要素能源利用率也被稱為綠色全要素能源利用效率，它綜合考慮了資本、能源、勞動、環(huán)境等因素對產(chǎn)出的影響和相互之間的作用，更加全面和科學，因而被更多學者普遍使用(岳立和苗菊英，2022)。因此，考慮到回歸結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，本文采用綠色全要素能源利用效率(TE)來衡量能源利用率，將能源、勞動、資本作為投入要素，國內(nèi)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出，二氧化碳排放量作為非期望產(chǎn)出。

其中，能源投入用各省能源消費量來表示，勞動投入用各省年末就業(yè)人數(shù)來衡量；資本投入用各省固定資本存量來衡量，采用單豪杰(2008)的方法，根據(jù)“永續(xù)盤存法”進行測算，測算公式為Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中i表示省份，t代表年份，Kit、Iit分別為第i個省份第t年的資本存量和固定資產(chǎn)投資總額，δ為資本折舊率，取值為 10.96%；GDP采用以2000年為基期進行平減后的實際GDP表示；二氧化碳排放量數(shù)據(jù)來自中國碳核算數(shù)據(jù)庫的省級清單。本文運用Tone(2001)提出的Super-SBM模型來測算包含非期望產(chǎn)出的省際全要素能源利用率?？紤]到投入和產(chǎn)出變量的單位各不相同，在測算之前對上述變量進行標準化處理，剔除量綱，以得到更加穩(wěn)健可靠的全要素能源利用效率。

(2) 核心解釋變量。核心解釋變量為碳交易政策變量(treat_post)，用虛擬變量treat_post表示，它是treat和post的交乘項，取值為0或1。treat為個體分組變量，若個體處于試點省份，treat取值為1，其他取值為0；post為時間變量，2013-2019年取值為1,其他取值為0。因此，對2013年以后的試點省份來說，碳交易政策虛擬變量treat_post取值為1，其他取值為0。

(3) 中介變量。技術(shù)進步(tfp)：技術(shù)進步用各省市近似全要素生產(chǎn)率來測算。該方法充分考慮了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中多種要素投入與產(chǎn)出的關系(符大海和魯成浩，2021)，本質(zhì)上是索洛余值法的近似，其計算公式如式(2)所示；其中Q為產(chǎn)出，用各省實際GDP表示，L為勞動要素投入，K為資本要素投入，s為資本產(chǎn)出彈性。勞動投入L和資本投入K的測算方法同上文，產(chǎn)出彈性s參考上述文獻的做法取1/3。

tfp=ln(Q/L)-sln(K/L)

(2)

研發(fā)創(chuàng)新(innova)：考慮到專利從申請到授權(quán)存在滯后性，一些創(chuàng)新發(fā)明并未申請專利，專利質(zhì)量存在參差不齊等原因，專利數(shù)量不一定能準確衡量創(chuàng)新活動的產(chǎn)出水平。本文用各省市技術(shù)市場成交額來衡量地區(qū)研發(fā)創(chuàng)新活動的產(chǎn)出或應用水平，并將技術(shù)市場成交額除以名義GDP來剔除價格因素的影響，最終得到研發(fā)創(chuàng)新水平innova。

能源消費結(jié)構(gòu)(cestru)：用各省市電力消費占總能源消費的比例來衡量能源消費結(jié)構(gòu)(Xu等，2021)。電力作為二次能源，是由煤炭、石油、天然氣、水能等一次能源經(jīng)過加工轉(zhuǎn)換而來。中國電力企業(yè)聯(lián)合會2021年發(fā)布的數(shù)據(jù)表明，中國目前的發(fā)電結(jié)構(gòu)中全口徑煤電的發(fā)電量占比高達60.8%，這意味著當前中國主要發(fā)電來源仍然是化石能源。因此，目前對中國來說，用電力消費占比來衡量的能源消費結(jié)構(gòu)，更多意義上表征的是化石能源的消費比例。而隨著中國能源消費結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，發(fā)電結(jié)構(gòu)中清潔能源的占比將持續(xù)提高，彼時本指標也將更大程度上代表清潔能源的消費比例。

(4) 控制變量?？刂谱兞糠矫妫饕ㄈ司鶉鴥?nèi)生產(chǎn)總值(gdppc)，用各省市國內(nèi)生產(chǎn)總值除以年末總?cè)丝诘玫剑饬康貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平；人口密度(density)，用各省市總?cè)丝诔孕姓^(qū)域面積得到，衡量地區(qū)人類活動水平和要素集聚程度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示，衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征；能源消費總量(ec)，衡量各地區(qū)的能源消費水平；外商直接投資(fdi)，用各地區(qū)外商直接投資額和國內(nèi)生產(chǎn)總值之比表示，衡量地區(qū)對外來技術(shù)的利用水平。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、 基準回歸結(jié)果及分析

1. 基準回歸結(jié)果

表3報告了基準模型的回歸結(jié)果?；鶞驶貧w結(jié)果初步證實了碳交易政策能夠通過市場機制作用，優(yōu)化資源配置，對相關企業(yè)形成激勵和成本約束，促進能源利用效率的提高，假設H1得到支持。具體來看，第(1)(3)(5)列都只加入核心解釋變量，分別為控制了時間固定效應、地區(qū)固定效應、時間和地區(qū)雙固定效應的估計結(jié)果。第(2)(4)(6)列均在上述三列的基礎上加入控制變量。由第(3)(4)列可知，僅控制地區(qū)固定效應的情況下，核心解釋變量碳交易政策在10%的統(tǒng)計水平上顯著，除此之外，政策變量均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明碳交易政策顯著提高了中國全要素能源利用效率。由于試點地區(qū)經(jīng)濟、人口、資源、外資利用等情況不盡相同，時間和地區(qū)雙固定效應可以同時控制不隨時間而變以及不隨地區(qū)而變的遺漏變量問題。因此加入控制變量并同時考慮了地區(qū)、時間雙固定效應的第(6)列估計結(jié)果更具有可靠性。雖然此時政策變量的估計系數(shù)變小，降為0.035，但也在一定程度上降低了政策效應高估的可能。

表3 基準回歸結(jié)果

2. 平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的重要前提是實驗組和對照組在政策實施前需滿足平行趨勢假定(史丹等，2020)。具體到本文，需要驗證試點省市和非試點省份在碳交易政策實施之前沒有顯著系統(tǒng)差異或具有相同發(fā)展趨勢。因此，為了增強基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒嚴兵等(2021)、朱金鶴等(2021)的研究方法，自碳交易政策實施前三年(2010年)開始構(gòu)造啞變量，進行平行趨勢檢驗并考察試點政策在不同時期的差異。模型設定如下：

Yi,t=β0+Σβktreati×postk+β2Control+μi+et+εi,t

(3)

其中，i和k分別表示省份和年份，由本文樣本區(qū)間可知，-3≤k≤6。treati×postk為政策效應檢驗變量，2013年以后且處于試點地區(qū)的省市取值為1，其他取值為0。當k<0時，若βk不具有統(tǒng)計上的顯著性，則意味著試點地區(qū)和非試點地區(qū)在碳交易政策實施前無明顯系統(tǒng)差異，基準回歸滿足平行趨勢假設；當k≥0時，若βk具有統(tǒng)計上的顯著性，則意味著碳交易政策對中國能源利用效率的提升產(chǎn)生了顯著促進作用。圖2報告了碳交易政策的動態(tài)效應圖，圖中空心原點為βk的系數(shù)估計值，虛線為對應系數(shù)95%的置信區(qū)間。

由圖2可知試點地區(qū)和非試點地區(qū)能源利用效率的變化趨勢并無顯著系統(tǒng)差異，基準回歸滿足平行趨勢假設；在樣本期內(nèi)，碳交易政策對能源利用效率的提升效應都顯著為正，但政策實施第3年，碳交易政策效果漸弱。具體來看，第一，當k<0時，即碳交易政策實施之前，βk接近于0，其95%的置信區(qū)間也包含0值，說明在5%顯著性水平下βk并不顯著異于0，此時試點地區(qū)和非試點地區(qū)能源利用效率的變化趨勢并無顯著差異，基準回歸滿足平行趨勢假設。第二，當k≥0時，政策的提升效應顯著且為正，證明了碳交易政策的動態(tài)影響。第三，k≥3(政策實施第3年后)時，碳交易政策效果漸弱，這可能是因為碳交易政策在2011年已經(jīng)提出，經(jīng)過一個提前醞釀蓄力，試點地區(qū)的勞動、資本、技術(shù)等要素紅利在政策實施前兩年(2011-2012年)以及正式實施后兩年(2013-2014年)實現(xiàn)了集中發(fā)力釋放，效應逐漸趨弱。而能源利用效率的繼續(xù)提高需要技術(shù)上的進一步創(chuàng)新突破來實現(xiàn)，技術(shù)研發(fā)又具有周期長、投資大、風險高等顯著特點(Anh，2015)。

圖2 碳交易政策動態(tài)效應檢驗

3. 穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，本文將從考慮其他不可觀測因素的影響、檢驗政策干預時間的隨機性、溢出效應檢驗、排除其他政策的干擾、替換被解釋變量、選擇子樣本六個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

(4)

圖3 安慰劑檢驗(碳交易政策)

(2) 政策干預時間的隨機性檢驗?；貧w結(jié)果表明，在碳交易政策出臺時間人為提前后，虛擬的政策效應對能源利用效率沒有顯著影響，即碳交易政策的出臺時間是隨機的，人為設定后沒有效果。這也從側(cè)面證明了碳交易政策對能源利用效率的提升作用不是由其他不可觀測因素所導致的，回歸結(jié)論有著良好的穩(wěn)健性。根據(jù)前文分析，為了進一步驗證碳交易政策出臺時間的隨機性，同時排除試點地區(qū)其他特征所導致的目前回歸結(jié)果的可能性，參考李廣眾和賈凡勝(2020)的研究，采用安慰劑檢驗的方法將試點政策發(fā)生時間人為提前1～3年。具體到本文，碳交易政策最早是2011年提出的，試點政策提前1到3年后分別為2010年、2009年、2008年，對應的政策虛擬變量分別為treat_post1、treat_post2、treat_post3。由表4第(1)(2)(3)列中政策變量的系數(shù)可知，treat_post1、treat_post2、treat_post3的估計系數(shù)均不顯著，這意味著碳交易政策出臺時間是隨機的，并非人為可控或可預期，而且試點地區(qū)的其他特征也不能導致全要素能源利用率的提高，基準回歸結(jié)論有良好的穩(wěn)健性。

(3) 溢出效應檢驗。雙重差分法的另一個核心識別假設是SUTVA(stable unit treatment values assumption)，即干預不存在一般均衡效應或溢出效應(黃煒等，2022)。如果不滿足SUTVA假設，意味著控制組個體也受到了干預政策的影響，因而不再是事實上未受干預影響的“真實”控制組，最終導致雙重差分方法無法準確識別出因果效應。為了排除干預政策對控制組個體的影響，本文選擇理論上沒有受政策影響的控制組并假設其受到政策干預的影響，構(gòu)造虛假的政策虛擬變量treat_post4，并觀察該變量的大小和顯著性。根據(jù)表4第(4)列可知，虛假政策效應treat_post4的系數(shù)不顯著，說明碳交易政策沒有明顯通過控制組個體來影響能源利用效率，干預政策不存在溢出效應，滿足了SUTVA假設，進一步證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

(4) 排除其他政策的干擾。在控制排污權(quán)交易政策的基礎上，碳交易政策依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明在排除其他政策干擾后，碳交易政策對能源利用效率依然有顯著的正向作用。本文的樣本區(qū)間自2000到2019年，2007年財政部、原環(huán)保部和國家發(fā)改委批復了天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、江蘇、浙江、河南、湖北、湖南、重慶和陜西11個省區(qū)市的排污權(quán)交易制度試點。為了排除排污權(quán)交易試點政策的干擾，本文以其政策執(zhí)行年份(2008年)為基期，構(gòu)建排污權(quán)交易政策虛擬變量treat_post5，并納入基準回歸模型。由表4第(5)列可知，排污權(quán)交易政策的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(-0.017)，而碳交易政策效應依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正(0.038)，即排污權(quán)交易政策無法帶來能源利用效率的提升，而碳交易政策則可以顯著提高能源利用效率。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(5) 替換被解釋變量。替換被解釋變量后的檢驗結(jié)果表明，試點地區(qū)實行的碳交易政策顯著降低了單位GDP能耗，即提高了能源利用效率，證明了碳交易政策對能源利用效率影響的穩(wěn)健性。借鑒史丹等(2020)、林壽富和董小卿(2021)的研究，用單位GDP能耗lnec_per來重新度量能源利用效率。表4第(6)列為替換被解釋變量后的回歸結(jié)果，結(jié)果表明在控制時間和地區(qū)雙固定效應的基礎上，碳交易政策對被解釋變量的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(-0.027)，說明在試點地區(qū)實行的碳交易政策顯著降低了單位GDP能耗，即提高了能源利用效率，基準回歸結(jié)論依然有效。

(6) 選擇子樣本。根據(jù)回歸結(jié)果，選擇子樣本后，碳交易政策在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明本文實證分析結(jié)論不受特定地區(qū)的影響，碳交易政策依然有助于能源利用效率的提高。碳交易試點于2013年在北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北、深圳7省市正式啟動。此7省市雖然在樣本范圍上涵蓋了東、中、西部三大地區(qū)，但比例相對失調(diào)，其中北京、天津、上海、廣東、深圳5個發(fā)達省市均屬東部地區(qū)。由于技術(shù)、資本、人才等優(yōu)勢，東部地區(qū)能源利用效率相對高于中西部(Yu，2020)，因此東部試點占比過高可能會因為特定地區(qū)的極端值掩蓋中西部的影響?？紤]到上述因素，本文通過選擇子樣本的方法對試點地區(qū)重新進行優(yōu)化，剔除東部地區(qū)的北京、上海、天津三大直轄市，最終保留東部的廣東省(含深圳)，中部的湖北省、西部的重慶市。表4第(7)列回歸結(jié)果表明，剔除特殊樣本后的政策效應回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上依然顯著為正(0.031)，基準回歸結(jié)論依然穩(wěn)健。

4. 中介機制檢驗

上述分析進一步說明了碳交易政策對中國能源利用效率的提高有促進效果。然而這種效果是如何實現(xiàn)的？根據(jù)理論分析部分，我們分別從技術(shù)進步、研發(fā)創(chuàng)新、能費消費結(jié)構(gòu)三個方面討論了碳交易政策對能源利用效率的影響機制。為了在實證上進一步驗證這些影響機制的有效性，本文借鑒胡玉鳳和丁友強(2020)、朱金鶴等(2021)的研究，在式(1)的基礎上建立如下中介效應模型：

Mediait=γ0+γ1treati×postt+γ2Control+μi+et+εi,t

(5)

Yit=δ0+δ1treati×postt+δ2Mediait+δ3Control+μi+et+εi,t

(6)

其中Mediait為中介變量，分別為技術(shù)進步tfp、研發(fā)創(chuàng)新innova、能源消費結(jié)構(gòu)cestru，其他變量含義同基準回歸模型式(1)。表5報告了中介效應檢驗結(jié)果，其中(1)(2)列是技術(shù)進步效應檢驗，(3)(4)列是研發(fā)創(chuàng)新效應檢驗，(5)(6)列是能源消費結(jié)構(gòu)效應檢驗。由于上文表(3)的基準回歸結(jié)果中已證明了式(1)中β1的顯著性，因此沒有在表5中重復列出。

表5 中介效應檢驗

回歸結(jié)果表明碳交易政策通過激勵企業(yè)進行技術(shù)改進和研發(fā)創(chuàng)新，進而提高了全要素能源利用效率；在樣本期內(nèi)，能源消費結(jié)構(gòu)效應的中介作用未能得到有效發(fā)揮。具體地，根據(jù)實證結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，從中介效應的有效性來看，一方面，碳交易政策對技術(shù)進步、研發(fā)創(chuàng)新分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上正向顯著，說明碳交易政策能夠刺激企業(yè)進行技術(shù)改進和研發(fā)創(chuàng)新；碳交易政策對能源消費結(jié)構(gòu)的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，這意味著試點地區(qū)的碳交易政策顯著降低了該地區(qū)化石能源的消費比例。另一方面，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新對能源利用效率的影響均在1%的水平上顯著為正，說明技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新效應顯著促進了能源利用效率的提升。能源消費結(jié)構(gòu)對能源利用效率的估計系數(shù)不顯著，可能因為目前包括試點地區(qū)在內(nèi)的中國大部分地區(qū)的能源消費結(jié)構(gòu)仍以化石能源為主，清潔能源比例較低，能源消費結(jié)構(gòu)效應未能有效發(fā)揮，這一結(jié)果也突出了當下實行碳交易政策的題中之義。

第二，從中介效應的大小來看，由(1)(2)列估計系數(shù)可知，技術(shù)進步的間接效應為0.009，中介效應在總效應中占比為24.8%，這意味著在碳交易政策對全要素能源利用效率的提高中，技術(shù)進步發(fā)揮了接近25%的部分中介作用。由(3)(4)列可知，研發(fā)創(chuàng)新的間接效應為0.013，中介效應占總效應的比重為37.8%。綜上，在碳交易政策對能源利用效率的促進作用中，技術(shù)進步效應、研發(fā)創(chuàng)新效應都起到了明顯的中介作用，于是H2假設得證。

5. 異質(zhì)性分析

地區(qū)特質(zhì)的差異，會不會影響到碳交易政策對能源利用效率的作用效果？這也是本文需要關注的重點。由于不同試點地區(qū)在經(jīng)濟基礎、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度等方面差距較大，可能導致碳交易政策發(fā)揮的作用不盡相同。為了進一步研究上述因素帶來的異質(zhì)性影響，本文借鑒嚴兵等(2021)的做法，在基準回歸模型中加入核心解釋變量和控制變量的交互項，通過分析交互項系數(shù)來觀察控制變量帶來的異質(zhì)性影響。本文考察了五種地區(qū)特質(zhì)下，碳交易政策對能源利用效率影響的異質(zhì)性。表6報告了異質(zhì)性檢驗結(jié)果。

(1) 人均GDP和人口密度異質(zhì)性。對于人均GDP和人口密度更高的地區(qū)，碳交易政策對能源利用效率的影響并未凸顯。為了說明人均GDP和人口密度不同所帶來的異質(zhì)性影響，本文分別構(gòu)造碳交易政策和人均GDP以及人口密度的交互項。表6中(1)(2)列報告了碳交易政策分別和人均GDP、人口密度的交互項，這兩個交互項系數(shù)都為正，雖有經(jīng)濟分析意義，但不顯著，可能由于平均意義上的經(jīng)濟變量沒有產(chǎn)生實際代表性，從而對能源利用效率未帶來明顯異質(zhì)性影響。

表6 碳交易政策對能源利用效率的異質(zhì)性影響

(2) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性。對第二產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)來說，能源投入和污染排放小，碳交易政策對能源利用率產(chǎn)生了更強的提升作用。與第二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)具有低耗能、低排放的特點。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，可能造成能源利用效率的不同。因此，本文構(gòu)造碳交易政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，來刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響。具體來看，第(3)列中，碳交易政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項系數(shù)treat_post×structure在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(-0.868)，說明對第二產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)來說，碳交易政策的能源利用率提升效果更加明顯。可能是因為隨著這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正逐漸向服務業(yè)轉(zhuǎn)型，相對減少了能源投入和污染排放(Yu，2020)，促進了能源利用效率的提高。

(3) 能源消費異質(zhì)性。實證結(jié)果表明，在能源消費量較小的地區(qū)，碳交易政策對能源利用效率產(chǎn)生了更強的正向效應。能源消費量不同，所產(chǎn)生的污染排放也會不同。因此，為了說明不同地區(qū)能源消費量帶來的異質(zhì)性影響，本文構(gòu)造了碳交易政策和能源消費量的交互項。第(4)列報告了碳交易政策和能源消費量的交互項，交互項系數(shù)treat_post×lnec在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(-0.109)，說明在能源消費量較小的地區(qū)，碳交易政策對能源利用效率的正向效應更強，這也再次契合了Yu(2020)的研究結(jié)論。

(4) 外商直接投資異質(zhì)性。實證結(jié)果表明，外商直接投資占比越高的地區(qū)，碳交易政策對能源利用效率的提升作用越弱。具體來看，將碳交易政策和外商直接投資占比的交互項納入回歸模型，第(5)列顯示交互項系數(shù)treat_post×fdi在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(-0.787)，說明對外商直接投資占比較高的地區(qū)來說，碳交易政策的能源效率提升作用受到了抑制。這可能是因為過去較弱的環(huán)境規(guī)制下，貿(mào)易和外商直接投資增加的同時(劉春艷和趙軍，2022)，也帶來較多的污染項目，即產(chǎn)生了“污染天堂”效應(Abid和Sekrafi，2021)。而建立碳交易市場能夠有效降低“污染天堂”效應(湯維祺等，2016)，隨著碳交易政策的全面深入實施，碳市場機制的不斷完善，這種異質(zhì)性影響也將得到有效緩解。

五、 結(jié)論及建議

中國2013年開始實行的碳交易政策，是否在宏觀層面上提高了能源利用效率？針對這一問題的回答，不僅是對碳交易政策有效性的審視和檢驗，而且可以為碳交易政策未來的進一步健全和完善以及“雙碳”目標的實現(xiàn)提供部分決策參考。

本文基于中國30個省區(qū)市2000-2019年的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法評估了碳排放權(quán)交易政策對能源利用效率的影響，運用中介效應模型分析了其作用機制，并進行了異質(zhì)性檢驗。得出了以下重要結(jié)論：第一，從直接影響來看，碳交易政策能夠通過市場機制作用，優(yōu)化資源配置，對相關企業(yè)形成激勵和成本約束，促進能源利用效率的提高。第二，從動態(tài)效應檢驗結(jié)果來看，碳交易政策對能源利用效率的促進作用具有長期有效性，但在政策實施第3年后效果有漸弱趨勢。第三，從結(jié)論穩(wěn)健性方面來看，經(jīng)過考慮其他不可觀測因素的影響、考慮政策干預時間的隨機性、排除其他政策的干擾、替換被解釋變量等檢驗后，碳交易政策對能源利用效率的提升效果依然顯著。第四，從內(nèi)在機制來看，在碳交易政策對能源利用效率的提升機制中，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新發(fā)揮了顯著中介作用，而能源消費結(jié)構(gòu)效應的中介作用目前尚不明顯。具體來看，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新的中介效應在各自總效應中占比分別為25%和38%。第五，從地區(qū)異質(zhì)性來看，在第二產(chǎn)業(yè)占比較低、能源消費量較小、外商直接投資占比較低的地區(qū)，碳交易政策對能源利用效率的正向提升效果更加明顯。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下建議：第一，不斷提高研發(fā)創(chuàng)新水平、突破技術(shù)瓶頸，穩(wěn)步長效提升能源利用效率。在碳交易政策對能源利用效率的作用機制中，技術(shù)進步和研發(fā)創(chuàng)新發(fā)揮了重要的中介作用。然而，碳交易政策實施三年后，政策效應的作用已逐漸趨緩。要想繼續(xù)提高能源利用效率，就必須進一步推動新能源領域的基礎研究，推動顛覆性技術(shù)創(chuàng)新，做好原始創(chuàng)新和集成創(chuàng)新，大力提高研發(fā)創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。第二，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，推進清潔能源和非化石能源替代化石能源。根據(jù)實證結(jié)果，雖然碳交易政策明顯降低了化石能源的消費比例，但是能源消費結(jié)構(gòu)效應目前未能發(fā)揮應有作用。主要由于目前化石能源消費量在總能源消費中依然是“一家獨大”。因此，需要進一步優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，在“減油增氣、減煤增氣”的同時，加強水能、太陽能、風能等清潔能源對化石能源的替代力度，切實發(fā)揮能源消費結(jié)構(gòu)對能源利用效率的提升作用。第三，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，提升能源利用效率。一方面，要繼續(xù)推動現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)的智能化、清潔化改造進程；另一方面，各地區(qū)要因地制宜，結(jié)合本地區(qū)要素稟賦和比較優(yōu)勢，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、旅游業(yè)或高端制造業(yè)、現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展力度，努力構(gòu)建以服務業(yè)為主體的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系，實現(xiàn)各產(chǎn)業(yè)的綠色低碳轉(zhuǎn)型。