冷成英， 柳劍平

(湖北大學 商學院， 湖北 武漢 430062)

“雙碳”目標對我國碳減排工作提出了更高要求。世界銀行WDI數據庫(1970—2019)數據顯示，20世紀70年代以來，我國二氧化碳排放量保持較快增長趨勢，尤其是新千年后增速加快，2000—2019年均增長6.32%，遠高于世界2.06%的平均水平，2019年排放量達到107.07億噸，占全球總量的31.17%，居世界首位。我國高度重視氣候變化問題，“十一五”以來積極探索低碳發(fā)展經驗，先后出臺了多項政策推動經濟社會低碳發(fā)展。2020年，我國統籌國內國際兩個大局，提出了2030年前碳達峰、2060年前碳中和的中長期碳減排目標，標志著我國碳減排工作從探索階段轉變?yōu)槿嫱七M階段。當前距離碳達峰時間節(jié)點已不到十年，與已實現碳達峰的國家相比，我國能源消費中煤炭占比過高，經濟發(fā)展水平較低，技術儲備不足，使得我國實現碳達峰目標的難度大、時間緊、代價高，如何在穩(wěn)定經濟增長的前提下有效推進碳減排是一個現實問題。

低碳試點政策的實施經驗是我國推進碳減排、助力碳達峰目標如期實現的重要借鑒。我國先后于2010年、2012年和2017年分三批次開展低碳試點工作，全國共10個省級行政區(qū)、66個地級行政區(qū)和11個縣級行政區(qū)納入試點范圍。經過多年試點工作，試點地區(qū)積累了豐富的低碳發(fā)展經驗。在碳達峰目標對我國碳減排提出更高要求的背景下，借鑒低碳試點經驗是實現碳達峰的重要途徑。那么，低碳試點政策是否有效促進了試點地區(qū)碳減排？如果是，低碳試點在多大程度上推動碳減排？試點政策如何有效促進試點地區(qū)碳減排？對我國碳達峰行動有何啟示？明晰這些問題，有助于總結歸納低碳試點經驗教訓，為政府部門推進落實碳達峰行動提供參考，助力碳達峰目標如期實現。

一、文獻綜述

與本文主題相關研究主要為碳減排路徑、低碳試點政策效果評估以及低碳試點政策作用路徑方面的研究。碳減排路徑方面，相關研究主要有三種思路。一是因素分解法，即用LMDI、AMDI、Laspeyres、SDA等分解方法識別可顯著降低碳排放的因素。從對我國碳排放的分解看，不同學者因分解方法、思路等不同，分解出的因素也略有不同，其中顯著有效路徑主要包括能源效率(技術進步)(1)涂正革：《中國的碳減排路徑與戰(zhàn)略選擇——基于八大行業(yè)部門碳排放量的指數分解分析》，《中國社會科學》2012年第3期；魯萬波、仇婷婷等：《中國不同經濟增長階段碳排放影響因素研究》，《經濟研究》2013年第4期；楊莉莎、朱俊鵬等：《中國碳減排實現的影響因素和當前挑戰(zhàn)——基于技術進步的視角》，《經濟研究》2019年第11期；彭水軍、張文城等：《中國生產側和消費側碳排放量測算及影響因素研究》，《經濟研究》2015年第1期。、能源結構(2)魯萬波、仇婷婷等：《中國不同經濟增長階段碳排放影響因素研究》。、產業(yè)結構(3)涂正革：《中國的碳減排路徑與戰(zhàn)略選擇——基于八大行業(yè)部門碳排放量的指數分解分析》；魯萬波、仇婷婷等：《中國不同經濟增長階段碳排放影響因素研究》。等。二是計量分析法，即基于IPAT、ImPACT、STIRPAT等經典模型以及環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)假說構建實證模型進行檢驗。Ehrlich and Holdren提出的IPAT模型認為環(huán)境壓力由人口、財富水平和技術決定(4)P.Ehrlich，J.Holdren，“Impact of Population Growth”，Science，Vol.3977，No.171，1971.。IPAT模型提煉的環(huán)境影響因素頗具影響，但其將各因素對環(huán)境影響彈性視為不變的假設備受批評。York等在IPAT模型基礎上進行改進，提出了可擴展的隨機性STIRPAT模型(5)R.York，E.A.Rosa，et al.， “STIRPAT，IPAT and ImPACT：Analytic Tools for Unpacking the Driving Forces of Environmental Impacts”，Ecological Economics，Vol.3，No.23，2003.，該模型對納入因素及彈性設定較為寬泛，因而廣受應用。碳減排的本質是基于能源轉型的產業(yè)轉型，因而應用STIRPAT模型進行碳排放驅動因素檢驗中除人口、經濟發(fā)展水平技術因素外，也多納入能源結構、產業(yè)結構的指標(6)渠慎寧、郭朝先：《基于STIRPAT模型的中國碳排放峰值預測研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2010年第12期。。三是情景分析法，即根據前期碳排放特征進行情景設定，模擬不同約束條件下碳排放變化趨勢，識別的因素主要包括能源效率(技術進步)、能源結構、產業(yè)結構等(7)劉俊伶、夏侯沁蕊等：《中國工業(yè)部門中長期低碳發(fā)展路徑研究》，《中國軟科學》2019年第11期；項目綜合報告編寫組：《〈中國長期低碳發(fā)展戰(zhàn)略與轉型路徑研究〉綜合報告》，《中國人口·資源與環(huán)境》2020年第11期；林伯強：《碳中和進程中的中國經濟高質量增長》，《經濟研究》2022年第1期。。

低碳試點政策效果評估方面，相關研究主要圍繞三種思路展開。一是比較靜態(tài)分析，從橫向看，試點城市碳減排績效均優(yōu)于同類地區(qū)，其中87.5%的前兩批試點城市碳排放強度降幅高于所在省份(8)宋祺佼、王宇飛等：《中國低碳試點城市的碳排放現狀》，《中國人口·資源與環(huán)境》2015年第1期。；從縱向看，試點城市碳排放量、人均碳排放量增速較試點前顯著降低(9)鄧榮榮：《我國首批低碳試點城市建設績效評價及啟示》，《經濟縱橫》2016年第8期。。二是以雙重差分(DID)為重點的計量分析，無論是城市層面(10)周迪、周豐年等：《低碳試點政策對城市碳排放績效的影響評估及機制分析》，《資源科學》2019年第3期；張華：《低碳城市試點政策能夠降低碳排放嗎？——來自準自然實驗的證據》，《經濟管理》2020年第6期。，還是省級層面(11)任亞運、程芳芳等：《中國低碳試點政策實施效果評估》，《環(huán)境經濟研究》2020年第1期。，不同學者用不同碳排放指標對低碳試點狀態(tài)進行DID擬合，發(fā)現試點政策顯著有效，但估計的碳減排效應差異較大，張華估計結果為6.33%，任亞運等則為12.4%。三是合成控制法(SCM)，相關研究結果顯示試點政策在部分地區(qū)有效，而在部分地區(qū)無效(12)陸賢偉：《低碳試點政策實施效果研究：基于合成控制法的證據》，《軟科學》2017年第11期；宋德勇、李瑤：《我國低碳試點政策的減排效果及與企業(yè)經營績效關系研究》，《生態(tài)經濟》2019年第10期；X. Yu，M.H Shen，et al.，“Does the low-carbon pilot initiative reduce carbon emissions?Evidence from the application of the synthetic control method in Guangdong Province”，Sustainability，Vol.11，No.14，2019.，但不同學者研究結果有較大差異，如陸賢偉研究顯示天津、遼寧、湖北三省試點無效，而宋德勇等研究則是陜西試點無效。

低碳試點政策促進碳減排路徑方面，相關研究主要采用計量分析法進行機制檢驗。周迪等納入分析的機制變量包括產業(yè)結構升級、節(jié)能增效提升和綠地碳匯，其中產業(yè)結構升級和節(jié)能增效提升顯著有效(13)周迪、周豐年等：《低碳試點政策對城市碳排放績效的影響評估及機制分析》。；張華的機制變量則包括優(yōu)化產業(yè)結構、優(yōu)化要素稟賦結構、降低電力消費量、提升技術創(chuàng)新水平等因素，其中降低電力消費量、提升技術創(chuàng)新水平是顯著有效路徑(14)張華：《低碳城市試點政策能夠降低碳排放嗎？——來自準自然實驗的證據》。。可以看出，不同學者納入分析的機制因素有明顯不同，而且即使對同一個路徑，實證檢驗結果也出現了矛盾。

綜上，有關低碳試點的政策效應和減排路徑尚無一致結論，原因如下：第一，研究設計上，現有研究多用邏輯闡述方式進行論證，理論分析模型的嚴謹性不足，導致實證模型中變量選取具有隨意性，如有學者將增加碳匯水平作為低碳試點促進碳減排的路徑，混淆了碳減排和碳固定的概念。第二，研究方法上，采用DID方法的研究較為適合政策評估，但現有研究直接用碳排放量對試點狀態(tài)變量回歸必然遺漏影響碳排放的關鍵變量，從而產生遺漏變量型內生性問題，導致估計結果有偏，這是不同學者研究結果出現矛盾的關鍵。第三，所用碳排放數據存在誤差。相關研究一般根據能源消費情況測算碳排放量，而測算中普遍存在遺漏碳源、部分假設理想化，這些因素使得測算結果大幅低估實際碳排放量(15)以周華為例，根據其描述性統計數據，96個試驗組城市和189個對照組城市碳排放量對數的均值分別為6.25萬噸和5.93萬噸，反推285個城市2003—2016年的年均碳排放總量為12.08億噸，即使缺省了部分地區(qū)數據，但研究范圍是全國碳排放的絕對主體，而該結果遠低于世界銀行、國際能源署等國際機構分別公布的同期全國78.89億噸、76.00億噸的排放水平。，進而導致試點政策評估結果不精確，其中用計量法評估的研究還存在測量誤差型內生性問題。因此，有關低碳試點促進碳減排效應及路徑的研究仍可以完善。

文章可能邊際貢獻在于：第一，在政策效應分析中，通過理論推導構建PSM-DID模型，改進現有研究中直接用碳排放對試點狀態(tài)變量回歸的做法，納入影響碳排放的核心因素，避免遺漏變量型內生性問題，使估計結果更精確。第二，在減排路徑分析中，基于嚴謹數理推導確定機制變量，避免機制變量選取的隨意性，其中納入了現有研究中未考慮的綠色低碳生活因素，對現有研究進行補充和完善。第三，研究數據方面，采用CEADs數據庫碳排放數據，該數據根據粒子群優(yōu)化-反向傳播(PSO-BP)算法統一DMSP/OLS和NPP/VIIRS衛(wèi)星圖像的規(guī)模估算得到，其估計結果與國際能源署、世界銀行等國際機構數據較為一致，現有城市層面研究中尚未使用該數據，采用該數據研究既可豐富低碳試點研究，也能弱化測量誤差型內生性問題。第四，在碳達峰時間較為緊迫背景下，結合本文實證分析結果和國家《2030年前碳達峰行動方案》工作部署，提出若干有益思考和建議，為提高碳達峰行動效果貢獻智慧。

二、理論分析與研究假設

(一)理論分析

先考慮沒有政策沖擊的情形。參照Ang、王峰等的思路(16)B.W.Ang，“LMDI Decomposition Approach：A Guide for Implementation”，Energy Policy，Vol.86，No.158，2015；王鋒、吳麗華等：《中國經濟發(fā)展中碳排放增長的驅動因素研究》，《經濟研究》2010年第2期。，采用LMDI法將地區(qū)碳排放進行分解。假設某地區(qū)有m個部門，每個部門消耗n種能源，用F表示某種能源消耗量，Y表示地區(qū)生產總值，P表示地區(qū)人口總量，則地區(qū)碳排放量C可寫成如下形式：

(1)

其中，i∈[1，m]，j∈[1，n]。令CIij表示部門i消耗單位能源j的碳排放量，FSij表示能源j在部門i的能源消耗量占比，EIi表示部門i單位產值的能源消耗量，ISi表示部門i產出在地區(qū)總產出的占比，PY表示地區(qū)人均產出，則式(1)可寫為：

(2)

對式(2)取時間導數，得到地區(qū)碳排放增長率：

(3)

其中，CI由能源中含碳量決定，與能源品類相關，對特定能源來說是一個常數，即dCIij/dt=0，將其代入式(3)，并且兩邊除以C，令ωij=Cij/C，式(3)可寫為：

(4)

對式(4)兩邊取[0，T]的積分：

(5)

(6)

式(6)等號右邊各個指數分別是地區(qū)能源結構FS、能源強度EI、產業(yè)結構IS、人均產出PY、人口規(guī)模P的函數，由此可得到T時期碳排放量的函數形式如式(7)所示：

CT=F(FS，EI，IS，PY，P)

(7)

式(7)顯示，FS、EI、IS、PY和P是影響地區(qū)碳排放量的重要因素。因此，實證模型中應納入能源結構、能源強度、產業(yè)結構、人均產出和人口規(guī)模，否則將產生遺漏變量型內生性問題。

再考慮政策沖擊的情形。影響碳排放的因素中，人均產出是地區(qū)發(fā)展追求的重要目標指標，人口則是關系到經濟社會穩(wěn)定的重大問題，因此地方政府一般不會通過刺激人均產出和人口的措施推進碳減排，而主要以能源結構FS、能源強度EI和產業(yè)結構IS作為減排路徑。政策實施對FS、EI、IS產生外生沖擊，設政策實施對部門i能源j的FS、EI、IS沖擊彈性系數分別為ξij，FS、ξij，EI、ξij，IS，則式(6)變成：

(8)

其中，C′T為政策沖擊后的碳排放量。用式(8)除以式(6)，得到：

(9)

從式(9)看出，政策沖擊導致T期碳排放量變化來自兩方面：一是因子沖擊效應，即政策實施導致碳排放量與FS、EI、IS之間系數變動；二是路徑沖擊效應，即政策實施導致FS、EI、IS對政策沖擊的響應變化。令政策沖擊對地區(qū)能源結構、能源強度、產業(yè)結構的政策沖擊彈性系數分別為ξFS、ξEI、ξIS，則它們分別是ξij，FS、ξij，EI、ξij，IS的函數。因此，在政策沖擊情況下T期碳排放量函數：

C′T=F(FS(ξFS)，EI(ξEI)，IS(ξIS)，PY，P)

(10)

因此，試點政策對FS、EI、IS形成沖擊，使地區(qū)能源結構、能源強度、產業(yè)結構發(fā)生變化，進而影響到地區(qū)碳排放水平。

(二)研究假設

我國開展低碳試點工作，目的在于探索低碳發(fā)展經驗，預期政策實施對試點地區(qū)碳排放量形成負向政策沖擊，因此提出假設H1：

H1：低碳試點政策能顯著促進試點地區(qū)的碳減排。

根據式(10)，低碳試點政策可通過路徑沖擊效應促進碳減排，即能源結構FS、能源強度EI和產業(yè)結構IS可作為路徑變量推動政策目標實現。

H2：低碳試點政策通過優(yōu)化能源結構促進試點地區(qū)碳減排。

H3：低碳試點政策通過降低能源強度促進試點地區(qū)碳減排。

H3a：低碳試點政策通過倡導低碳生活促進試點地區(qū)碳減排。

H3b：低碳試點政策通過提高技術水平促進試點地區(qū)碳減排。

H4：低碳試點政策通過調整產業(yè)結構促進試點地區(qū)碳減排。

三、模型和數據

(一)模型設定

基于式(7)，確定能源結構FS、能源強度EI、產業(yè)結構IS、人均產出PY、人口規(guī)模P是影響碳排放的內生變量，結合環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)假說，引入人均產出PY的二次項PY2，得到基準模型：

(11)

其中，i表示地區(qū)，t表示年份，α為系數，Z′為系列控制變量組成的行向量組，φ為控制變量系數組成的列向量，u和λ分別為城市固定效應和年份固定效應，ε為誤差項。

試點政策使地區(qū)碳排放受到沖擊，在基準模型中加入試點狀態(tài)變量LCC，得到PSM-DID模型：

Cit=α0+βLLCit+α1FSit+α2EIit+α3ISit+α4PYit+α′4PY2it+α5Pit+Z′itφ+μi+λi+εit

(12)

其中，β為試點狀態(tài)變量參數，根據雙重差分原理，β捕捉了低碳試點政策的碳減排效應，若其顯著小于0，則表明低碳試點政策促進了試點城市碳減排。為進一步檢驗政策效應在政策實施后逐年變化情況，用政策實施后歷年試點狀態(tài)的變量LCCTk(k為整數且k∈[1，8])替換LCC，得到：

(13)

在路徑檢驗中，根據理論分析，路徑變量包括能源結構FS、能源強度EI、產業(yè)結構IS，其中，降低能源強度可從倡導低碳生活Glife和提高技術水平Gtech兩方面推進，因此，本文引入路徑變量M(M分別為FS、EI、IS、Glife、Gtech)與政策沖擊變量LCC的交互項進行檢驗：

Cit=α0+γLLCit*Mit+α1FSit+α2EIit+α3ISit+α4PYit+α′4PY2it+α5Pit+Z′itφ+μi+λi+εit

(14)

其中，γ為中介參數。對某個路徑變量M，在非試點狀態(tài)下對地區(qū)碳排放的影響由α捕捉，而通過低碳試點政策對地區(qū)碳排放的影響則由γ捕捉，若γ顯著為負，表明變量M是低碳試點促進碳減排的有效路徑。

(二)樣本、變量和數據

本文采用2005—2019年地級及以上城市的面板數據進行實證分析。試驗組城市包含試點城市及試點省份所轄城市，為避免干擾排除納入試點縣級行政單位所在城市，得到118個試驗組城市；對照組城市為去除試驗組城市、試點縣級行政單位所在城市及數據缺省較多、涉及行政區(qū)劃變更的157個城市。

1.被解釋變量。城市碳排放量C，根據中國碳核算數據庫(CEADs)的縣級清單按屬地管轄關系加總得到，2018—2019年數據用移動加權法計算得到，單位為百萬噸。

2.核心解釋變量。試點狀態(tài)變量LLC，根據試點情況生成，當城市為試驗組城市且政策生效后取值為1，否則取值為0。根據假設H1，預期LLC系數β為負。

4.路徑變量。根據理論分析，路徑變量包括FS、EI、IS，其中能源強度EI又可通過綠色生活Glife和綠色技術創(chuàng)新Gtech傳導政策效力，FS、EI、IS同上。綠色生活Glife，用市轄區(qū)單位公交車客運量表征，地方倡導更為低碳環(huán)保的公共交通有利于降低碳排放，預期其與LLC交互項系數為負。綠色技術創(chuàng)新Gtech，用城市綠色發(fā)明專利授權量表征，數據根據國家知識產權局專利檢索平臺檢索得到，綠色專利數量越多，綠色技術水平越高，有利于降低碳排放強度，預期其與LLC交互項系數為負。

5.控制變量。金融深化程度fina，用當年價城市金融機構貸款余額與GDP比值表征，朱東波等(18)朱東波、任力等：《中國金融包容性發(fā)展、經濟增長與碳排放》，《中國人口·資源與環(huán)境》2018年第2期。認為金融發(fā)展可通過多種渠道對碳排放產生正負兩種效應，其綜合效應取決于兩種效應的相對大小，因此其系數有待檢驗。財政支出力度fiscal，用城市地方財政支出與GDP比值表征，可能涉及碳排放的財政支出可分為兩類，其中教育、科技、公共服務等支出可能通過推廣低碳理念、促進低碳技術創(chuàng)新等推動碳減排，而產業(yè)支出則可能扶持高排放項目增加碳排放，胡宗義等(19)胡宗義、朱麗等：《中國政府公共支出的碳減排效應研究——基于面板聯立方程模型的經驗分析》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第10期。研究則支持財政支出有助于碳減排的觀點，其實際影響有待檢驗。碳交易權試點狀態(tài)Ctra，試點城市及省份所轄城市2014年及之后取值為1，其余取0，碳交易政策設計目的是通過市場手段推進碳減排且得到經驗分析支持(20)劉傳明、孫喆等：《中國碳排放權交易試點的碳減排政策效應研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第11期。，因此預期其系數為負。

上述變量中，如無特殊說明，數據由相應年份《中國城市統計年鑒》直接獲取或計算得到，其中實際GDP以2005年為基期按實際增速計算得到，部分缺漏值用插值法補充。

四、實證結果分析

(一)傾向得分匹配

中央在遴選試點地區(qū)時，統籌各地工作基礎、試點布局代表性及申報情況等確定試點地區(qū)名單，可能存在樣本選擇偏差問題。對此，用傾向得分匹配(PSM)對試驗組樣本進行近鄰匹配。平衡性檢驗結果顯示匹配后各協變量偏差率均降低到10%以內，匹配效果良好。

(二)平行趨勢檢驗

雙重差分模型有效的前提是平行趨勢假設成立，借鑒宋弘等(21)宋弘、孫雅潔等：《政府空氣污染治理效應評估——來自中國“低碳城市”建設的經驗研究》，《管理世界》2019年第6期。的做法，采用事件分析法進行平行趨勢檢驗，估計式如下：

Cit=α0+∑kηk*Ditk+α1FSit+α2EIit+α3ISit+α4PYit+α′4PY2it+α5Pit+Z′itφ+μi+λi+εit

(15)

其中，Ditk表示試點距離狀態(tài)變量，η為其系數，其余變量同上。Ditk的取值規(guī)則如下：令tp為政策實施時間，k∈[-5，5]且k≠0，如果t-tp≤-5，則Dit(-5)=1，否則Ditk=0；如果t-tp=k，則Ditk=1，否則Ditk=0；如果t-tp≥5，則Dit5=1，否則Ditk=0。若D-5～D-1均不顯著異于0，則滿足平行趨勢假設。

擬合結果顯示，D-5～D-1系數對應t值分別為-0.994、1.630、1.563、1.512和1.208，均不顯著，表明試驗組城市和對照組城市在試點政策實施前無顯著差異，滿足平行趨勢假設。

(三)政策效應分析

對式(11)和(12)的Hausman檢驗顯示，均拒絕原假設，故采用固定效應模型，擬合結果見表1?？梢钥闯?，無論加入控制變量與否，影響碳排放的各變量系數符號與理論預期一致，其中基準模型和PSM-DID模型中FS、IS、PY、PY2、P均在1%及以上的水平上顯著，即能源結構、產業(yè)結構、人均產出和人口規(guī)模對碳排放有顯著作用；EI在基準模型中不顯著，在PSM-DID模型中不加入控制變量時在10%水平上顯著，加入控制變量后擬合系數t值略小于10%顯著性水平對應的1.65，處于邊際顯著水平，其原因可能與樣本分布、數據噪音等有關?；鶞誓Ｐ蛿M合結果與文獻綜述中關于環(huán)境問題根源討論相印證，證明發(fā)展水平、人口和技術等因素對碳排放的重要影響，該結果也表明若直接用碳排放量對試點狀態(tài)變量回歸將遺漏影響碳排放的關鍵變量，從而導致遺漏變量型內生性問題，本文則在理論推導基礎上構建基準模型，在此基礎上進行政策評估，這是本文與以往采用DID方法進行低碳試點政策評估的不同。控制變量方面，fina為正，與張華(22)張華：《低碳城市試點政策能夠降低碳排放嗎？——來自準自然實驗的證據》。估計一致，并在1%的水平上顯著，說明資本是部分高排放項目的重要約束，金融深化會放松這一約束；fiscal為正，與胡宗義等(23)胡宗義、朱麗等：《中國政府公共支出的碳減排效應研究——基于面板聯立方程模型的經驗分析》。相反，可能是地方政府更加重視經濟發(fā)展，財政支出更偏向會增加碳排放的產業(yè)項目；Ctra顯著為負，即碳交易試點顯著降低了城市碳減排，與劉傳明等(24)劉傳明、孫喆等：《中國碳排放權交易試點的碳減排政策效應研究》。結論一致。

(表1) 模型估計結果

PSM-DID模型中，政策沖擊變量LLC在1%的水平上顯著為負，表明試點政策對試點地區(qū)碳排放有顯著的負向沖擊，即低碳試點政策實施顯著降低了試點地區(qū)的碳排放，證實了假設H1，這與周迪等(25)周迪、周豐年等：《低碳試點政策對城市碳排放績效的影響評估及機制分析》。采用能源消耗測算碳排放量數據所得出的結論一致。加入控制變量后LLC系數絕對值明顯更小，其原因在于若不考慮碳交易試點等其它顯著影響碳排放的因素，將會把這些因素對碳排放的影響轉嫁給低碳試點政策，從而使政策評估結果有偏，這是部分低碳試點政策評估的不足之處。以加入控制變量模型的估計結果計算，政策實施平均降低了試點城市碳排放1.14百萬噸，約為樣本城市平均排放水平的4.01%。

式(13)估計結果見表2。結果顯示，政策實施后第T期狀態(tài)變量符號均為負，與預期一致，其中只有不加入控制變量的政策實施后第一期不顯著，其余均在1%及以上水平上顯著，低碳試點政策總體上在各期均有效。此外，擬合系數絕對值呈先變大后變小的趨勢，表明政策效力存在一個先加強后有減弱的趨勢，即低碳試點存在運動式減碳的問題，該現象原因是前期政策效力存在逐步釋放過程，而隨著試點政策逐步落實，政策效應得到發(fā)揮，但低碳試點政策具有弱激勵弱約束特征(26)莊貴陽：《中國低碳城市試點的政策設計邏輯》，《中國人口·資源與環(huán)境》2020年第3期。，試點地區(qū)在缺乏足夠激勵和約束條件下政策推進力度下降，導致政策效果減弱，這對政策實施予以警示。

(表2) 低碳試點政策的時間效應

為檢驗模型穩(wěn)健性，分別采用滯后一期變量、縮短樣本年限、去除超大城市、對樣本按照碳排放量進行縮尾處理、試驗組只考慮第二批試點城市進行擬合，結果見表3。結果顯示，解釋變量符號保持不變，并且政策沖擊變量LLC系數均在1%的水平上顯著為負，估計結果穩(wěn)健。

(表3) 調整樣本范圍和PSM-DID估計結果

上述擬合中政策沖擊變量LLC的統計顯著性可能來自隨機因素，本文進一步進行安慰劑檢驗，即隨機生成試驗組城市，模擬這些城市開展低碳試點工作，并重復擬合式(12)1000次，得到系列虛擬試點城市政策沖擊變量LLCvirtual估計值。結果表明，LLCvirtual的估計值集中分布在0附近，顯著異于PSM-DID模型所得的-1.14，可排除其它隨機因素的干擾。

(四)異質性分析

我國不同城市發(fā)展水平、區(qū)位條件各不相同，可能導致低碳試點政策的碳減排效應存在差異。對此，本文將樣本城市分別按經濟發(fā)展水平和區(qū)位分布進行分組，進行異質性分析。

1.發(fā)展水平異質性分析。本文按照世界銀行的發(fā)展階段分類標準對全部樣本進行分類，由于低收入組樣本和高收入組樣本較少，將其分別并入中低收入組和中高收入組，從而得到兩組樣本，然后分別進行擬合，估計結果見表4。結果顯示，中高收入組和中低收入組樣本的政策沖擊變量LLC系數均在5%及以上的水平上顯著為負，即低碳試點政策對兩組樣本均發(fā)揮了減排作用，其中中高收入組樣本系數為-1.384，中低收入組樣本系數為-0.816，前者絕對值明顯大于后者，表明低碳試點政策在高收入地區(qū)的碳減排效應更大。其可能原因在于，發(fā)展水平較高地區(qū)政府的政策領悟和執(zhí)行能力更強，并且政策執(zhí)行環(huán)境更好，促使試點政策更好地發(fā)揮碳減排作用。

(表4) 調整樣本范圍和PSM-DID估計結果

2.地區(qū)異質性分析。按照國家統計局關于東部、中部、西部三大經濟地帶的劃分標準，將樣本城市按管轄關系分為東部地區(qū)城市、中部地區(qū)城市和西部地區(qū)城市三類，并分別進行擬合，估計結果見表4。結果顯示，東部城市政策沖擊變量LLC系數在1%水平上顯著為負，而中部城市和西部城市政策沖擊變量LLC系數均不顯著，表明低碳試點政策顯著促進了東部地區(qū)城市碳減排，而對中西部地區(qū)城市則沒有發(fā)揮作用。該結果與發(fā)展水平異質性分析一致，我國區(qū)域發(fā)展具有不平衡特征，東部地區(qū)發(fā)展水平較高，中西部地區(qū)發(fā)展水平較低，如上述發(fā)展水平異質性分析中所述原因，導致低碳試點政策在我國不同地區(qū)城市的碳減排效果出現明顯差異。

(五)減排路徑分析

式(14)估計結果見表5，估計結果顯示，FS、EI、IS與LLC的交互項均為負，與預期一致，且均在1%的水平上顯著，即優(yōu)化能源結構、降低能源強度、調整產業(yè)結構是低碳試點政策的有效路徑，證實了假設H2、H3和H4；影響碳排放強度的兩種因素Glife和Gtech與LLC的交互項均為負，與預期一致，其中LLC*Glife不顯著，表明倡導綠色生活沒有顯著降低試點城市碳排放，假設H3a不成立；LLC*Gtech在1%水平上顯著，表明綠色技術創(chuàng)新是有效減排路徑，驗證了H3b。

(表5) 低碳試點促進試點地區(qū)碳減排的路徑檢驗

五、研究結論及啟示

本文在理論分析基礎上，利用全國275個地級及以上級別城市2005—2019年數據，進行傾向得分匹配后，采用多期雙重差分方法評估和檢驗低碳試點的政策效應和減排路徑，發(fā)現低碳試點政策顯著促進了試點地區(qū)碳排放，運用多種方法重新估計，結果保持穩(wěn)健，平均減排效應為4.01個百分點；低碳試點政策的碳減排效應具有顯著異質性，以東部城市為代表的經濟發(fā)展水平較高城市實施政策效應更好，經濟發(fā)展水平較低的中西部城市則不顯著；低碳試點政策推動碳減排路徑包括優(yōu)化能源結構、降低能源強度、調整產業(yè)結構，其中降低能源強度通過綠色技術創(chuàng)新有效促進試點城市碳減排，而倡導綠色生活則不顯著。

2021年10月，中共中央、國務院印發(fā)了《關于完整準確全面貫徹新發(fā)展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》，國務院配套出臺了《2030年前碳達峰行動方案》，重點通過實施“碳達峰十大行動”推進碳減排，為我國推進碳達峰工作明確了方向。根據以上研究結論，結合國家關于碳達峰工作作出的頂層部署，本文提出以下幾點政策啟示：

第一，構建以法律和經濟手段相結合的碳達峰行動長效機制。本文實證分析表明，低碳試點政策在實施中存在運動式減排現象，其根源在于低碳試點政策設計對地方政府的內在激勵不足，地方政府缺乏長久保持試點政策推進力度的內生動力。反思低碳試點政策的不足，我們認為應從法律和經濟政策兩方面出發(fā)，在明確地方政府權限的基礎上施以有效激勵，構建碳達峰行動長效機制。一是推進碳減排立法。完善的法律環(huán)境是保障碳達峰行動有效推進的基礎，建議以法律形式規(guī)范碳減排相關主體行為，用國家強制力保障政府部門執(zhí)法合法性，構建良好推動碳減排的法治環(huán)境。二是用碳交易、碳稅等經濟手段推動相關主體積極參與碳達峰行動。碳交易可以激勵排放企業(yè)推進碳減排以降低成本甚至獲取額外收益，碳稅則可以提高地方政府執(zhí)法的積極性，兩者具有內在的激勵性質，從而保障碳達峰行動長久有效推進。當前我國已初步建立了全國統一的碳交易市場，但首批納入交易范圍的只有2225家發(fā)電企業(yè)，覆蓋范圍有待擴大，碳稅則尚未實施。建議在碳減排法律保障下，適時啟動碳稅征收工作，并通過制度設計推動碳交易和碳稅協同促進碳減排，共同構成碳達峰行動的長效機制。

第二，基于地區(qū)發(fā)展水平、能源、產業(yè)等特征分類遴選碳達峰試點城市?！?030年前碳達峰行動方案》中“各地區(qū)梯次有序碳達峰行動”提出“選擇100個具有典型代表性的城市和園區(qū)開展碳達峰試點建設”，明確哪些城市參與碳達峰試點是一個現實問題。遴選碳達峰試點城市既要考慮代表性，也要考慮所選城市具備提前實現碳達峰目標的可能性，否則不具備試點意義。根據本文研究發(fā)現的低碳試點政策促進碳減排的有效路徑，結合我國城市實際情況，可將城市分成綜合型、資源型、重化工型、服務型等類別，分別選擇研發(fā)實力較強、能源結構偏重化石能源、高耗能產業(yè)占比較高、低碳生產氛圍濃厚的城市進行試點，各類別試點城市可借鑒低碳試點經驗，分別重點圍繞低碳技術開發(fā)、能源轉型、產業(yè)轉型、綠色低碳生活方式培育等方面進行探索，充分發(fā)揮各碳減排路徑的作用，提高試點工作效率。

第三，推動市場機制在形成綠色低碳生活方式中發(fā)揮更大作用。《2030年前碳達峰行動方案》中“綠色低碳全民行動”提出“推廣綠色低碳生活方式”，但從低碳試點實踐看，如何將其落到實處是一個難點。國家發(fā)展改革委在開展低碳試點工作的通知中提出“積極倡導低碳綠色生活方式和消費模式”，試點城市在其低碳試點方案中也將形成低碳生活方式作為重要碳減排方向，但本文研究發(fā)現該路徑并未有效發(fā)揮碳減排作用，其原因在于低碳試點政策主要通過宣傳引導方式鼓勵公眾采用低碳方式生活，但這種措施是一種弱激勵方法，不能有效激發(fā)公眾參與碳減排的內生動力，人們改變生活習慣的意愿不足?；诘吞荚圏c的教訓，我們建議在碳達峰行動中充分發(fā)揮市場機制的作用，重點在交通、餐飲、購物等人們生活關系密切同時又易于引入市場機制的領域推動高碳消費付費模式，通過價格手段激發(fā)人們低碳生活的內在動力，切實培育人們低碳生活意愿(27)以限塑令為例，我國自2008年6月1日開始在所有超市、商場、集貿市場等商品零售場所實行塑料袋有償使用制度。根據《人民日報》報道，截止到2016年，全國商超塑料袋使用量普遍減少2/3以上，累計減少塑料購物袋140萬噸左右，相當于減排二氧化碳近3000萬噸。，實現“要我低碳生活”向“我要低碳生活”轉變。