趙天宇，趙大坤

(1.河南工學院 經(jīng)濟學院，河南 新鄉(xiāng) 453003 ；2.廈門大學 嘉庚學院，福建 漳州363105)

0 問題的提出

碳排放權交易市場(以下簡稱碳市場)是為企業(yè)提供碳排放配額交易的平臺，設立它的目的是以最低社會成本實現(xiàn)減排目標、促進社會低碳發(fā)展。碳排放權交易價格(以下簡稱碳價格)上升提高了高能耗企業(yè)買入配額的成本，迫使其在技術創(chuàng)新與維持原有生產(chǎn)模式間做出選擇，如果高能耗企業(yè)大力推進節(jié)能減排技術研發(fā)，提高能源使用效率，則可實現(xiàn)減排目標。那么我國碳市場是否促進了高能耗企業(yè)的節(jié)能研發(fā)呢？本文將對我國碳市場能否促進高能耗企業(yè)的研發(fā)展開研究。

1 相關文獻綜述

碳價格波動通常與能源價格波動顯著關聯(lián)[1-2〗。歐盟碳價格與煤炭等能源市場價格正向相關[3],能源市場對碳市場具有顯著的風險傳導機制[4]。Tan等研究歐盟碳市場與能源市場、股票市場的關聯(lián)性時發(fā)現(xiàn)，碳市場與股票市場關聯(lián)性更強[5]。趙領娣等研究發(fā)現(xiàn)，中國碳市場價格與能源市場價格存在雙向因果影響，能源市場震蕩期對碳市場影響更為明顯，其中，廣東碳市場為能源市場波動的凈接收方[6]。

碳市場對企業(yè)研發(fā)影響的研究主要集中在新能源市場[7]，碳市場盡管在提高新能源企業(yè)競爭力方面作用有限，但卻顯著促進了其研發(fā)[8]，碳價格處于高位時有利于綠色發(fā)電等新能源生產(chǎn)企業(yè)的創(chuàng)新[9]，也有利于綠色發(fā)電技術的推廣[10]。王為東等發(fā)現(xiàn)碳市場試點交易通過信號預期效應促進了綠色低碳技術發(fā)展[11]，通過對比試點區(qū)域與非試點區(qū)域，發(fā)現(xiàn)試點區(qū)域通過碳交易促進了企業(yè)的研發(fā)[12]，碳交易市場對高質(zhì)量新能源企業(yè)創(chuàng)新影響更為顯著[13]。

綜上發(fā)現(xiàn)，有關碳市場與其他市場關聯(lián)性的研究早期集中于歐盟地區(qū)。我國碳市場試點運行以來，也產(chǎn)生了關于碳市場與其他市場關聯(lián)性以及波動特征的研究成果，但選取的樣本皆為2018年之前，缺少采用新近數(shù)據(jù)(2018年以后)的相關研究?，F(xiàn)有成果中也未發(fā)現(xiàn)有關碳市場對高能耗企業(yè)研發(fā)的影響研究。

2 碳市場與國內(nèi)外能源市場聯(lián)動關系的實證分析

自1980年VAR模型被西姆斯(C.A.Sims)引入對經(jīng)濟系統(tǒng)進行動態(tài)分析后，逐漸在預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析擾動因素對經(jīng)濟系統(tǒng)中變量的沖擊時體現(xiàn)出明顯優(yōu)勢。本文擬選用VAR模型測度國內(nèi)外能源市場與中國碳市場之間的動態(tài)關聯(lián)性。

2.1 基本模型介紹

VAR(P)模型的一般形式為yt=Ψ1yt-1+…+Ψpyt-p+Hxt+ζt，t=1,…T。其中，yt為內(nèi)生變量列向量；xt為外生變量列向量；p為滯后階數(shù)；T為樣本容量；ζt為擾動列向量，允許ζt同期相關，但與滯后期不相關，并與等式右邊回歸變量不相關。結合本文研究的需要，考慮使用不含外生變量的無約束向量自回歸模型，即模型形式為，yt=Φqyt-1+…+Φpyt-p+ξt,其中Φ1,…Φp為待估系數(shù)矩陣。由于僅是內(nèi)生變量的滯后期值出現(xiàn)在等式右側，因而不存在同期自相關問題；由于使用普通最小二乘法(OLS)與廣義最小二乘法(GLS)可以得到同等有效的回歸結果，因此本文使用最小二乘法進行VAR(P)模型的回歸。時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗是VAR建模的前期工作，傳統(tǒng)向量自回歸模型中要求各變量符合平穩(wěn)性條件，非平穩(wěn)時間序列需要進行差分處理，直至差分平穩(wěn)后方可進入模型，但隨著協(xié)整理論的發(fā)展，對于非平穩(wěn)序列，只要滿足同階單整條件也可以直接建立VAR模型，其估計結果同樣真實有效。

2.2 變量定義、樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

2.2.1 變量定義與樣本選擇

本文著重分析國內(nèi)外能源市場與中國碳市場的關聯(lián)效應，因此分別選擇國際能源市場現(xiàn)貨價格、國際能源市場期貨價格，以及國內(nèi)能源市場的新能源與傳統(tǒng)能源價格作為變量。中國碳市場于2013年開始進行試點，從成交量看，廣東與湖北交易所2014—2020年的累計成交量都較大，但從時序動態(tài)看，廣東交易所早于湖北，其前期準備工作較為充分，合約上市后市場相對活躍，且當前正在籌備推出國內(nèi)碳市場交易期貨合約，因此本文選擇廣東交易所碳價格作為代理變量；國際市場能源期貨價格以標準普爾能源全收益指數(shù)作為代理變量，該指數(shù)基點為1000；國際市場能源現(xiàn)貨價格以國際貨幣基金組織(IMF)報告的能源價格指數(shù)為代理變量，該指數(shù)基點為100；國內(nèi)能源中的新能源價格以國證新能源指數(shù)為代理變量(國證新能399412.SZ),該指數(shù)涵蓋了滬深兩市上市的新能源以及新能源汽車行業(yè)上市公司的整體表現(xiàn)；國內(nèi)傳統(tǒng)能源價格以滬深300能源指數(shù)為代理變量,該指數(shù)涵蓋了滬深300成份股中能源行業(yè)的所有股票。以上數(shù)據(jù)，國際能源價格來自國際貨幣基金組織(IMF)官方網(wǎng)站，碳市場交易數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，其余各類價格指數(shù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。上述變量具體定義如下表1。

表1 VAR模型變量定義

2.2.2 基礎數(shù)據(jù)處理以及變量平穩(wěn)性檢驗

首先對選擇的樣本數(shù)據(jù)國際能源現(xiàn)貨價格指數(shù)、國內(nèi)能源現(xiàn)貨價格指數(shù)、國際能源期貨價格指數(shù)進行對數(shù)化處理，對國際能源現(xiàn)貨價格、國內(nèi)碳價格選用其初始數(shù)據(jù)。由于月度中包含季節(jié)性因素、周期性因素以及其他隨機因素，且季節(jié)性波動可能掩蓋經(jīng)濟活動的客觀規(guī)律，因此本文在運用時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析前先對上述變量的時間序列數(shù)據(jù)采用CensuxX-12方法進行季節(jié)性調(diào)整，將季節(jié)性因素去除，保留趨勢循環(huán)序列，并在此基礎上運用H-P濾波方法將序列中的趨勢因素與循環(huán)因素進一步分離，保留濾波處理后的趨勢序列作為VAR建模中實際使用的數(shù)據(jù)信息。趨勢分解圖像表明，樣本期間，廣東碳價格在2014年開市交易后逐期走低，2017年后逐漸上升；國際國內(nèi)的傳統(tǒng)能源市場能源價格均處于下降趨勢(1)有關趨勢分解圖像未在文中報告，如有需要請聯(lián)系作者。。

由于VAR建模要求所用數(shù)據(jù)符合水平平穩(wěn)或同階單整條件，因此需要對上述純趨勢變量進行平穩(wěn)性檢驗以識別其平穩(wěn)性。本文選擇PP檢驗方法對上述變量進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表2。

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗結果

檢驗結果表明，滬深300能源價格、國際市場能源期貨價格、國際市場能源現(xiàn)貨價格均為水平平穩(wěn)變量，國內(nèi)新能源價格、碳價格均為過程,同為一階單整變量之間可能存在協(xié)整關系，后續(xù)我們將進行長期協(xié)整關系檢驗(2)限于篇幅，最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗、協(xié)整檢驗結果未在文中報告，如有需要請聯(lián)系作者。。

2.2.3 模型平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)構建VAR模型的建模原理，本文在完成表2所列各變量平穩(wěn)性檢驗基礎上，進行模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇以及所構建模型的平穩(wěn)性檢驗，理論上只有符合平穩(wěn)性條件的模型，其計算結果方具有分析價值。模型的平穩(wěn)性檢驗結果如圖1所示。

圖1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗結果

圖1顯示，本文設定的VAR模型所有特征根均位于單位圓內(nèi)，符合平穩(wěn)性條件。

2.3 VAR模型建立與估計結果分析

2.3.1 VAR模型設定

(1)

式中，ΔY1=(d(gzxn)，d(tp),(hs300),(ny),(bpny)),πi為參數(shù)矩陣，εt為隨機擾動向量。根據(jù)滯后檢驗結果，模型中p=3，即本文選用模型為無約束VAR(3)(3)限于篇幅，文中略去了滯后階數(shù)檢驗報告，如有需要請聯(lián)系作者。。

2.3.2 脈沖響應及結果分析

(1)國內(nèi)能源市場對碳價格的影響分析。國內(nèi)新能源市場與傳統(tǒng)能源市場對碳價格的沖擊效應見圖2和圖3。

圖2 國內(nèi)新能源對碳價格沖擊

圖3 國內(nèi)傳統(tǒng)能源對碳價格沖擊

圖2和圖3表明，國內(nèi)新能源市場與傳統(tǒng)能源市場均對碳價格產(chǎn)生正向沖擊，但新能源市場在沖擊發(fā)生后由初始負向至4個月后轉為正向；傳統(tǒng)能源市場則始終為正向沖擊。從波動幅度看，傳統(tǒng)能源市場也遠高于新能源市場，二者的一個標準差沖擊效應均在約18個月后消失。

(2)國際能源市場對碳價格的影響分析。國際能源現(xiàn)貨與期貨市場價格一個標準差的沖擊見圖4和圖5。

圖4 國際能源現(xiàn)貨對碳價格沖擊

圖5 國際能源期貨對碳價格沖擊

圖4表明，國際能源現(xiàn)貨價格一個標準差沖擊使碳價格產(chǎn)生了兩峰一谷的雙向波動，在大約9個月后響應接近尾聲。國際能源價格上漲，首先引發(fā)碳價格上升，但價格上升以尖峰形式出現(xiàn)，維持時間不足一個季度便出現(xiàn)碳價格急速下跌，碳價格回升相對緩慢。

圖5表明，國際能源期貨價格對碳價格的沖擊始終為負，且具有緩慢收斂趨勢，圖像表明大約30個月后沖擊會近乎消失。相比國內(nèi)能源市場的影響，國際能源期貨價格對碳價格影響更為持久，這可能源于國際能源期貨市場發(fā)展較早，目前已較為成熟，市場波動信息傳遞與影響效能更高。

2.4 因果關系檢驗及結果分析

本文側重分析國內(nèi)外能源市場與碳市場之間的關聯(lián)。建立碳市場的目的在于通過市場化交易平臺助推節(jié)能減排，高能耗企業(yè)是國內(nèi)碳市場的參與主體，其顯著特征是大量依靠傳統(tǒng)能源作為生產(chǎn)端基本投入，因此能源市場與高能耗企業(yè)息息相關。理論上能源市場與碳市場具有高度相關性，因此根據(jù)因果檢驗結果總結了碳市場與國內(nèi)外能源市場的關聯(lián)機制，見圖6。

圖6 碳市場與國內(nèi)外能源市場的關聯(lián)

2.4.1 因果檢驗結果分析

(1)從國內(nèi)能源市場與碳市場聯(lián)動關系看，國內(nèi)新能源市場與碳市場不存在相互影響，國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場是碳市場波動的原因。

(2)從國外能源市場與碳市場的聯(lián)動關系看，國外能源現(xiàn)貨與期貨價格均影響國內(nèi)碳市場價格，國內(nèi)碳市場單向接受來自國際能源市場波動的影響。

可見，國內(nèi)碳市場主要受國內(nèi)外傳統(tǒng)能源市場影響。

2.4.2 因果檢驗獲取的能源市場間關聯(lián)機理

此外，本文還基于因果檢驗總結了國內(nèi)外能源市場間的關聯(lián)機制，見圖7。

圖7 國內(nèi)外能源市場關聯(lián)機制圖

由圖7可知，國內(nèi)新能源現(xiàn)貨市場與傳統(tǒng)能源現(xiàn)貨市場均與國外能源期貨市場存在雙向因果關系，國外能源現(xiàn)貨市場與國外能源期貨市場也存在雙向因果關系，表明如下信息：(1)國外能源期貨市場發(fā)展成熟，國外能源期貨與現(xiàn)貨市場間互動良好，市場信息能夠相互反饋。(2)國內(nèi)傳統(tǒng)能源現(xiàn)貨價格單方向受國外能源現(xiàn)貨價格影響，反向影響則不存在，說明國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場影響力弱，未能發(fā)揮應有的信息反饋作用，僅能被動接受國際能源價格波動。(3)國內(nèi)傳統(tǒng)能源現(xiàn)貨價格影響國內(nèi)新能源現(xiàn)貨價格，同樣不存在反向影響，說明國內(nèi)新能源市場占比小、作用微弱，目前國內(nèi)尚未形成新能源主導的能源市場狀態(tài)。

3 碳市場、能源市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入影響的實證分析

為實現(xiàn)減排，高能耗企業(yè)作為控排主體可通過技術創(chuàng)新不斷提高能源利用效率，降低能源消耗總量，進而減少排放；也可以積極使用新能源替代傳統(tǒng)能源，實現(xiàn)低排放。為回答碳市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入究竟產(chǎn)生了何種影響，本文接下來首先針對碳市場、能源市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入的影響進行實證分析，再以新能源作為對照組，進行能源市場、碳市場對新能源生產(chǎn)企業(yè)研發(fā)投入影響的實證分析。

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

在前述已選指標基礎上，本部分繼續(xù)選擇廣東省煤炭、電力、鋼鐵等高能耗上市公司為研究樣本，剔除數(shù)據(jù)不全、ST特別處理等，最終選擇55家公司為研究樣本。為保證與碳市場運營時間有效銜接，研究窗口選定為2014—2020年。選擇樣本公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)作為高能耗企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新(zrd)代理變量，首先將原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，再進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(4)限于篇幅，文中略去了關于研發(fā)投入數(shù)據(jù)的檢驗報告，如需要請聯(lián)系作者。，檢驗結果表明，對數(shù)化研發(fā)投入數(shù)據(jù)符合水平非平穩(wěn)但一階平穩(wěn)條件，而后構建平衡面板模型進行回歸分析。

3.2 面板模型構建與回歸結果分析

面板模型相對于時間序列模型的優(yōu)勢在于可以同時反映截面信息與時序信息，該模型適用于對不同截面在同一時間窗口內(nèi)各變量間影響關系的回歸分析。鑒于此，本文接下來選擇面板模型對碳市場、能源市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入的影響進行計量建模、回歸分析。

3.2.1 模型構建

Δzrdit=α0+α1Δtp1+α2Δsh300+α3Δbpny+

α4Δny+α5Δgznx+ξit

(2)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+α3Δgzxn+

α4Δbpny+ξit

(3)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+α3Δny+

α4Δbpny+ξit

(4)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+

α3(Δtp×Δhs300)+ξit

(5)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+

α3(Δtp×Δgzxn)+ξit

(6)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+α3Δny+

α4(Δtp×Δhs300)+ξit

(7)

Δzrdit=α0+α1Δtp+α2Δhs300+α3Δny+

α4Δ(Δtp×Δgzxn)+ξit

(8)

表3 模型2—8回歸結果

3.2.2 模型回歸結果分析

(1)基本模型2至3回歸結果表明，當同時考慮國際能源價格與國內(nèi)碳市場、國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入影響時，國際能源期貨價格上漲對高能耗企業(yè)研發(fā)投入激勵作用最強，國內(nèi)新能源與傳統(tǒng)能源市場均抑制高能耗企業(yè)研發(fā)，新能源市場走強時，并未發(fā)揮引導企業(yè)研發(fā)的作用，傳統(tǒng)能源價格上漲是促進企業(yè)研發(fā)的主導因素。碳價格同樣抑制企業(yè)研發(fā)投入，從系數(shù)大小看，國際能源市場的影響最大。

(2)模型4顯示，在不考慮國內(nèi)新能源市場發(fā)展時，國際市場能源期貨與現(xiàn)貨價格上漲均推動高能耗企業(yè)研發(fā)投入，國內(nèi)傳統(tǒng)能源價格上升抑制高能耗企業(yè)研發(fā)投入，碳價格與國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場價格上升時，嚴重抑制高能耗企業(yè)研發(fā)投入。

(3)模型5至6分別報告了不考慮國際能源市場影響時，國內(nèi)碳市場與傳統(tǒng)能源市場、新能源市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入的影響。結果表明， 碳價格與國內(nèi)傳統(tǒng)能源價格上漲對企業(yè)研發(fā)投入直接作用消失，二者協(xié)同促進高能耗企業(yè)研發(fā)投入，作用強度系數(shù)為0.48(1%顯著性水平下)；碳價格與國內(nèi)新能源價格上漲協(xié)同促進高能耗企業(yè)研發(fā)投入，但作用強度系數(shù)為0.2，低于傳統(tǒng)能源價格影響效應。

(4)模型7至8是考慮國際能源價格情況，分別檢驗碳市場與國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場協(xié)同對高能耗企業(yè)研發(fā)投入的影響。結果表明，考慮國際能源價格后，國內(nèi)碳市場、傳統(tǒng)能源價格、新能源價格均顯著抑制高能耗企業(yè)研發(fā)投入，僅有國際能源價格上升會促進企業(yè)研發(fā)投入，說明當前我國碳市場作用的發(fā)揮受國際市場能源價格波動影響深遠，國際能源價格強勢上升不利于國內(nèi)高能耗企業(yè)開展研發(fā)。

3.3 碳市場、國內(nèi)外能源市場對新能源企業(yè)研發(fā)投入的影響

在解析國內(nèi)外能源市場價格與碳市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入影響后，作為對照組，本文又檢驗了上述因素對國內(nèi)新能源生產(chǎn)企業(yè)研發(fā)投入(qrd)的影響。去除數(shù)據(jù)不全樣本后，

最終選擇40家新能源生產(chǎn)上市公司為研究樣本，其研發(fā)投入數(shù)據(jù)同樣來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，基本數(shù)據(jù)處理同前，平穩(wěn)性檢驗未在正文報告(5)其平穩(wěn)性檢驗結果與前述其他變量一樣，符合一階差分平穩(wěn)條件。，其模型如下：

Δqrdit=α0+α1Δtp+α3Δgzxn+Δhs300+ξit

(9)

Δqrdit=α0+α1Δtp+α2Δgzxn+

α3Δhs300+α4Δny+ξit

(10)

表4 模型9和10回歸結果

由上表的回歸結果可以看出，無論是否考慮國際能源市場價格，碳價格上漲都促進了新能源生產(chǎn)企業(yè)研發(fā)投入的提升。可以看出，碳市場發(fā)展有利于進一步激勵新能源企業(yè)持續(xù)推進研發(fā)創(chuàng)新，不斷提高其生產(chǎn)規(guī)模與市場份額，為碳達峰、碳中和做出貢獻。同時我們發(fā)現(xiàn)國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場價格上升顯著抑制新能源企業(yè)研發(fā)投入，傳統(tǒng)能源價格只有與碳市場協(xié)同作用時才可能促進企業(yè)研發(fā)投入。

4 結論與啟示

本文以碳市場與國內(nèi)外能源市場相互聯(lián)動影響碳市場調(diào)節(jié)高能耗企業(yè)研發(fā)投入為理論預期，首先運用VAR模型分析了國內(nèi)外能源市場與碳市場的相互沖擊關系，以及各市場間的因果關聯(lián)，在此基礎上分析上述因素對高能耗企業(yè)研發(fā)投入的影響，并以新能源公司作為對照組樣本，分別檢驗了國內(nèi)外能源市場與國內(nèi)碳市場對兩類企業(yè)研發(fā)投入的影響，得到如下結論與啟示。

第一，市場間關聯(lián)緊密。中國碳市場價格波動和國外能源期貨與現(xiàn)貨市場、國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場與新能源市場均具有顯著關聯(lián)。國內(nèi)傳統(tǒng)能源與新能源市場對碳市場產(chǎn)生正向沖擊，但影響幅度上新能源市場處于弱勢；國際能源期貨市場對碳市場產(chǎn)生持續(xù)性負向沖擊，國際能源現(xiàn)貨市場對碳市場產(chǎn)生正負交錯式?jīng)_擊，總體看，國際能源期貨市場作用最為顯著。

第二，因果關系復雜且國際市場為主導。國內(nèi)傳統(tǒng)能源是碳市場波動的原因，國內(nèi)新能源市場則不存在與碳市場的顯著因果關聯(lián)；國際能源期貨與現(xiàn)貨市場均為碳市場波動的主導因素，但反向因果不存在。國外能源期貨與現(xiàn)貨市場互為因果，聯(lián)動靈敏，有助于實現(xiàn)能源市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場與新能源市場均與國際能源期貨市場存在雙向因果關系，說明國內(nèi)傳統(tǒng)能源與新能源市場波動高度依賴于國際能源期貨，同時國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場單向接受來自國際能源現(xiàn)貨市場信息，說明目前國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場處于被動狀態(tài)，我國能源市場建設還有很大提升空間。

第三，分厘國際市場后國內(nèi)市場影響發(fā)生突變。在綜合考慮國內(nèi)外能源市場與碳市場對高能耗企業(yè)研發(fā)投入影響時發(fā)現(xiàn)，碳市場、國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場與新能源市場均顯著抑制企業(yè)研發(fā)投入，僅有國際能源市場價格上漲促進了高能耗企業(yè)研發(fā)投入；但在不考慮國際能源市場影響時發(fā)現(xiàn)，碳市場可以分別與國內(nèi)傳統(tǒng)能源市場、新能源市場協(xié)同發(fā)揮促進高能耗污染企業(yè)研發(fā)投入的作用，且碳市場自身抑制研發(fā)的作用消失。作為對照組，碳市場對新能源企業(yè)研發(fā)投入表現(xiàn)出直接的正向激勵作用，且這種作用不受國際市場影響。

基于以上研究結論，我們認為在分地區(qū)試點基礎上，推進全國統(tǒng)一碳市場交易可以汲取區(qū)域試點經(jīng)驗，結合碳達峰與碳中和目標，制定更加合理的碳市場交易機制，同時要推進我國能源市場建設，充分運用能源價格的聯(lián)動機制，使能源市場與碳市場均更好地發(fā)揮其價格發(fā)現(xiàn)與資源優(yōu)化配置功能。在全國碳市場中引入多元化市場參與主體，加快推進碳期貨合約上市交易，增加碳市場流動性，更好地發(fā)揮碳市場的金融市場屬性，通過碳市場建設以最低成本助力雙碳目標實現(xiàn)與社會低碳發(fā)展。