范秋芳，張園園

（中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266580）

0 引言

環(huán)境政策工具的效應(yīng)研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)。在生態(tài)效應(yīng)方面，有學(xué)者認(rèn)為在短期內(nèi)，政府的治理手段能夠促進(jìn)空氣質(zhì)量改善，但從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，政策效果會(huì)隨著時(shí)間推移而逐漸遞減。鄭石明（2019）[1]研究發(fā)現(xiàn)不同環(huán)境政策整體上促進(jìn)了環(huán)境質(zhì)量的提高，不同類型環(huán)境政策工具對(duì)環(huán)境污染的抑制作用不同。在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)方面，學(xué)者們認(rèn)為環(huán)境政策工具能促進(jìn)企業(yè)環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新、提高綠色全要素生產(chǎn)率[2,3]。關(guān)于碳生產(chǎn)率的研究認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步、對(duì)外貿(mào)易、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化等因素會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響。關(guān)于環(huán)境政策工具與碳生產(chǎn)率關(guān)系的研究，已有文獻(xiàn)側(cè)重于分析環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，如王麗等（2020）[4]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系，且技術(shù)創(chuàng)新在二者關(guān)系中存在中介作用。Hu和Wang（2020）[5]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的影響存在閾值，隨著環(huán)境監(jiān)管力度不斷增強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的影響由負(fù)變?yōu)檎?/p>

總體來(lái)看，系統(tǒng)歸納不同類型環(huán)境政策工具對(duì)碳生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)較少，缺乏探討不同類型環(huán)境政策工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響及作用機(jī)制?；诖?，本文分別以污染排放強(qiáng)度、碳排放交易機(jī)制為視角，分析命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響效果；并將技術(shù)創(chuàng)新、能源結(jié)構(gòu)納入中介效應(yīng)模型，分析不同環(huán)境政策工具影響碳生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制。

1 理論分析與研究假設(shè)

命令控制型環(huán)境政策工具（以下簡(jiǎn)稱命令控制型工具）通過(guò)控制污染排放強(qiáng)度發(fā)揮作用，污染排放強(qiáng)度能夠間接衡量命令控制型工具，較好地反映出命令控制型工具的實(shí)施效果。政府為平衡環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，制定有關(guān)環(huán)境保護(hù)的法律法規(guī)、規(guī)章制度，以強(qiáng)制性手段限制企業(yè)排放污染物，從而改善環(huán)境污染問(wèn)題。而企業(yè)出于對(duì)環(huán)境成本的考慮，將改進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備以減少污染物的排放，降低污染排放強(qiáng)度，長(zhǎng)期來(lái)看，對(duì)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益及綠色發(fā)展具有重大意義。因此，命令控制型工具能夠有效實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，提升碳生產(chǎn)率。

技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)間接影響命令控制型工具的執(zhí)行效果，技術(shù)進(jìn)步在命令控制型工具提升碳生產(chǎn)率中發(fā)揮了重要作用，各地政府不斷完善企業(yè)污染排放標(biāo)準(zhǔn)，嚴(yán)格控制污染排放強(qiáng)度。在此情況下，可倒逼企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新，不斷提升工藝水平，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)設(shè)備升級(jí)，從而達(dá)到提升碳生產(chǎn)率的效果。

基于以上分析，本文提出：

假設(shè)1：命令控制型工具能夠顯著提升碳生產(chǎn)率。

假設(shè)2：命令控制型工具通過(guò)促進(jìn)技術(shù)水平提升的方式提高碳生產(chǎn)率。

市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策工具（以下簡(jiǎn)稱市場(chǎng)激勵(lì)型工具）通過(guò)實(shí)施碳排放交易機(jī)制發(fā)揮作用。碳排放交易機(jī)制作為一項(xiàng)具體的市場(chǎng)激勵(lì)型工具，將碳排放權(quán)“商品化”，從而可以通過(guò)市場(chǎng)進(jìn)行交易，由政府設(shè)定總的碳排放量目標(biāo)，并將碳排放配額發(fā)放給相關(guān)主體[6]，相關(guān)企業(yè)會(huì)根據(jù)發(fā)放的配額來(lái)調(diào)整自身的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。碳交易機(jī)制合理控制碳排放總量，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)；除此之外，碳排放交易機(jī)制引導(dǎo)相關(guān)行業(yè)減少煤炭等化石能源的消耗，優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。因此，市場(chǎng)激勵(lì)型工具能夠有效實(shí)現(xiàn)“減排促經(jīng)”效果，提升碳生產(chǎn)率。

能源配置效應(yīng)間接影響市場(chǎng)激勵(lì)型工具的執(zhí)行效果，碳排放交易機(jī)制作為市場(chǎng)激勵(lì)型工具能夠鼓勵(lì)企業(yè)降低煤炭消費(fèi)量，增加清潔能源使用比例，優(yōu)化能源配置，引導(dǎo)企業(yè)逐漸改善目前的能源結(jié)構(gòu)，在減少污染的同時(shí)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，進(jìn)而提高碳生產(chǎn)率。

基于以上分析，本文提出：

假設(shè)3：市場(chǎng)激勵(lì)型工具能夠?qū)崿F(xiàn)“減排促經(jīng)”效果，顯著提升碳生產(chǎn)率。

假設(shè)4：市場(chǎng)激勵(lì)型工具通過(guò)優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的方式提高碳生產(chǎn)率。

2 模型構(gòu)建與變量選擇

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 基準(zhǔn)回歸模型

為驗(yàn)證假設(shè)1，本文構(gòu)建以下模型探討命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響：

其中，i表示省份，t表示年份，Crit為碳生產(chǎn)率，lnER為命令控制型環(huán)境政策工具衡量指標(biāo)，Controlit表示控制變量，ui和vt分別表示地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.1.2 雙重差分模型

本文參考已有文獻(xiàn)[7,8]，采用雙重差分法評(píng)估以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，本文將實(shí)施市場(chǎng)激勵(lì)型工具的省份作為實(shí)驗(yàn)組，包含北京、上海、天津、重慶、湖北和廣東6 個(gè)省份（含深圳），將未實(shí)施省份作為對(duì)照組。構(gòu)建的模型如下：

式中，treati表示該省份是否受到政策工具影響，若為實(shí)施省份，則treat=1，若為未實(shí)施省份，則treat=0；timet表示各省份在2012 年及以后是否實(shí)施政策工具，“是”取值為1，“否”則取值為0。其余符號(hào)含義同式（1）。

2.1.3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型

本文在式（2）中加入treati與每一年的時(shí)間虛擬變量timet的交互項(xiàng)來(lái)構(gòu)建動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型，分析市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的提升是否具有持續(xù)推動(dòng)作用。模型設(shè)定如下：

其中，timet是年份虛擬變量，在分析t年時(shí)time=1，其余年份time=0。以2006年為基期，系數(shù)βt的變化表示市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響。

2.1.4 中介效應(yīng)模型

本文對(duì)命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型工具與碳生產(chǎn)率之間的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行深入分析，分別選取技術(shù)創(chuàng)新lntec、能源結(jié)構(gòu)lnecs為中介變量IV，研究其在環(huán)境政策工具與碳生產(chǎn)率的關(guān)系中存在的傳導(dǎo)作用。構(gòu)建如下模型：

其中，Crit為碳生產(chǎn)率，Xit為環(huán)境政策工具指標(biāo)，IVit為中介變量。

2.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）被解釋變量

在進(jìn)行碳生產(chǎn)率的測(cè)度之前，要先估算二氧化碳排放量。目前我國(guó)沒(méi)有直接公布二氧化碳排放數(shù)據(jù)，綜合已有研究，本文采用IPCC（2006）提供的方法進(jìn)行測(cè)算，具體計(jì)算公式如下：

其中，CO2表示二氧化碳排放總量；i為能源消費(fèi)種類，包含煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣共8 種能源，Ei為第i種能源的消費(fèi)量，NCVi、CCi和COFi分別表示第i種能源的平均低位發(fā)熱值、含碳量和碳氧化因子，44為CO2分子量、12為C分子量。

碳生產(chǎn)率Crit為:

其中，GDPit為各省份地區(qū)生產(chǎn)總值，CO2為二氧化碳排放量。

（2）解釋變量

從污染排放強(qiáng)度和碳排放交易機(jī)制視角出發(fā)構(gòu)建不同環(huán)境政策工具指標(biāo)，具體分為命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型工具，具體測(cè)度方法如下。

①命令控制型工具。借鑒徐建中和王曼曼（2018）[9]的方法，采用地區(qū)工業(yè)廢水、二氧化硫、煙粉塵排放量共三類數(shù)據(jù)綜合測(cè)算污染排放強(qiáng)度，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建命令控制型環(huán)境政策工具衡量指標(biāo)。計(jì)算方法如下：

其中，l=1，2，3 分別表示地區(qū)工業(yè)廢水、二氧化硫、煙粉塵共三類污染物，pli指i省份第l類污染物排放量與工業(yè)增加值的比值，即第l種污染物單位工業(yè)增加值排放量。pxli為i省份第l類污染物的單位工業(yè)增加值排放量占比。pxi指i省份三類污染物的單位工業(yè)增加值排放量占比的算術(shù)平均數(shù)，即污染排放強(qiáng)度。對(duì)pxi取倒數(shù)則是本文所測(cè)算的i省份命令控制型工具的衡量指標(biāo)ERi，即工業(yè)“三廢”排放量的減少，表示命令控制型環(huán)境政策工具實(shí)施力度越強(qiáng)，ERi值越大。

②市場(chǎng)激勵(lì)型工具。碳排放交易機(jī)制作為市場(chǎng)激勵(lì)型工具的典型應(yīng)用，對(duì)碳生產(chǎn)率具有重要影響，因此，本文采用碳排放交易機(jī)制來(lái)表征市場(chǎng)激勵(lì)型工具，以交互項(xiàng)treat×time作為解釋變量，參考文獻(xiàn)[8]選用2012年作為劃分節(jié)點(diǎn)，若某省份在2012 年及以后受到市場(chǎng)激勵(lì)型工具影響，則treat×time=1，否則treat×time=0。

（3）中介變量

借鑒已有研究[10]，以技術(shù)創(chuàng)新、能源結(jié)構(gòu)作為中介變量。技術(shù)創(chuàng)新（tec）以各地區(qū)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；能源結(jié)構(gòu)（ecs）選用各地區(qū)煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重來(lái)反映能源結(jié)構(gòu)水平。

（4）控制變量

參考文獻(xiàn)[10,11]，本文選取城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外貿(mào)易、能源強(qiáng)度、就業(yè)情況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量。城鎮(zhèn)化水平（urb），以城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示；對(duì)外貿(mào)易（ie），以進(jìn)出口總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示；能源強(qiáng)度（ec），用能源消費(fèi)總量占GDP 的比重來(lái)衡量；就業(yè)情況（em），用各地區(qū)就業(yè)人員數(shù)量來(lái)表示。

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2006—2019 年我國(guó)30 個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響

3.1.1 基準(zhǔn)回歸分析

表1 展示了命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。列（1）不考慮固定效應(yīng)，列（2）加入了時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)，但沒(méi)有加入控制變量，列（3）同時(shí)考慮了固定效應(yīng)和控制變量?？梢钥闯觯涸谌N情況下，lnER的系數(shù)均顯著為正，表明命令控制型工具與碳生產(chǎn)率具有正相關(guān)關(guān)系，采用命令控制型工具顯著提升了碳生產(chǎn)率。究其原因，一方面，各地政府采取強(qiáng)制性的環(huán)境政策工具來(lái)干預(yù)企業(yè)的排污活動(dòng)，從而迫使企業(yè)減少污染物的排放，有效提升碳生產(chǎn)率；另一方面，企業(yè)會(huì)改進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備、增加環(huán)保低碳方面的技術(shù)研發(fā)投入，在減少污染物排放的同時(shí)，擴(kuò)大產(chǎn)值規(guī)模，進(jìn)而提升碳生產(chǎn)率。由此，假設(shè)1得證。

表1 命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響

就控制變量而言，城鎮(zhèn)化水平、就業(yè)情況、能源強(qiáng)度與碳生產(chǎn)率具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，對(duì)外貿(mào)易與碳生產(chǎn)率具有正相關(guān)關(guān)系。隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展、就業(yè)人數(shù)增加，人口和經(jīng)濟(jì)的高度聚集，對(duì)環(huán)境造成較大壓力，不利于碳生產(chǎn)率的提升；能源強(qiáng)度越高，表明單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的能源消費(fèi)量越多，這會(huì)抑制地區(qū)碳生產(chǎn)率；對(duì)外開放能促進(jìn)各種生產(chǎn)要素的流動(dòng)，學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而促進(jìn)各地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升，但作用不顯著。

3.1.2 異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步研究命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異性，本文將我國(guó)30 個(gè)省份分為東、中、西部和東北地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表2 所示?？梢钥闯?，命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響存在較大的區(qū)域差異，東部地區(qū)和東北地區(qū)lnER的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明命令控制型工具對(duì)該地區(qū)碳生產(chǎn)率具有顯著的提升作用，西部地區(qū)系數(shù)為正但促進(jìn)作用不顯著，而中部地區(qū)影響不顯著且具有抑制作用。表明我國(guó)各地區(qū)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)性差距較為明顯，中西部地區(qū)大多以資源型產(chǎn)業(yè)為主，導(dǎo)致命令型環(huán)境政策工具的作用并不顯著，甚至產(chǎn)生負(fù)向影響。

表2 區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果

3.1.3 中介效應(yīng)分析

由上文分析可知，命令控制型工具顯著影響碳生產(chǎn)率，那么前者是如何對(duì)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的呢？為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如下頁(yè)表3 所示。列（1）中l(wèi)nER的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明命令控制型工具對(duì)碳生產(chǎn)率有顯著的正向影響，列（2）中l(wèi)nER的回歸系數(shù)顯著為正，表明采用命令控制型工具推動(dòng)了技術(shù)創(chuàng)新，列（3）中l(wèi)nER和lntec的系數(shù)均顯著為正，且與列（1）相比，lnER的回歸系數(shù)變小。結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新存在中介效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)2。技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)碳生產(chǎn)率提升的中介變量，主要原因在于實(shí)施命令控制型工具使得企業(yè)的環(huán)境成本相對(duì)增加，從而倒逼企業(yè)增加技術(shù)創(chuàng)新方面的投入，進(jìn)一步減少能源消耗量，提高企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)和管理水平，同時(shí)實(shí)現(xiàn)減排和產(chǎn)出增加，最終促進(jìn)碳生產(chǎn)率的顯著提升。

表3 中介效應(yīng)分析：技術(shù)創(chuàng)新

3.2 市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響

3.2.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

本文通過(guò)繪制實(shí)施省份和未實(shí)施省份的碳生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)趨勢(shì)圖來(lái)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。由圖1可知，實(shí)施市場(chǎng)激勵(lì)型工具前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的碳生產(chǎn)率具有相似的變化趨勢(shì)；在實(shí)施市場(chǎng)激勵(lì)性工具之后，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的變化趨勢(shì)不同，實(shí)驗(yàn)組的碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)迅速，而對(duì)照組的碳生產(chǎn)率變化較小，平行趨勢(shì)假設(shè)得到驗(yàn)證，表明可以使用DID 方法來(lái)檢驗(yàn)以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

3.2.2 平均效應(yīng)檢驗(yàn)

從表4 列（1）可以看出，考慮了地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)后，treat×time的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說(shuō)明在沒(méi)有考慮控制變量時(shí)，市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。加入控制變量之后,交互項(xiàng)的系數(shù)仍顯著為正。因此，無(wú)論是否加入控制變量，實(shí)行以碳交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具均能夠顯著提升碳生產(chǎn)率，從而假設(shè)3得以驗(yàn)證。列（3）和列（4）將被解釋變量替換為人均碳生產(chǎn)率，treat×time的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，表明市場(chǎng)激勵(lì)型工具正向影響碳生產(chǎn)率的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 平均效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

本文對(duì)市場(chǎng)激勵(lì)型工具產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，在實(shí)行市場(chǎng)激勵(lì)型工具之前，每年的treat×time的系數(shù)都不顯著，而在實(shí)行之后，其回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，并且隨時(shí)間推移系數(shù)越來(lái)越大，表明影響效應(yīng)越來(lái)越強(qiáng)。

表5 動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步繪制動(dòng)態(tài)趨勢(shì)圖呈現(xiàn)式（3）的回歸結(jié)果。如圖2所示，虛線為交互項(xiàng)系數(shù)95%的置信區(qū)間，實(shí)線為碳生產(chǎn)率的邊際效應(yīng)。在2012 年之前，交互項(xiàng)系數(shù)的置信區(qū)間都與橫軸有交點(diǎn)，均不顯著；在2012 年之后，邊際效應(yīng)線向右上方傾斜，說(shuō)明以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率存在持續(xù)的促進(jìn)作用，并且作用隨時(shí)間逐漸增強(qiáng)。

圖2 動(dòng)態(tài)趨勢(shì)圖

3.2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

實(shí)證分析結(jié)果表明，以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具顯著提升了碳生產(chǎn)率，為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取增加控制變量和反事實(shí)檢驗(yàn)兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（1）增加控制變量，上文進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)時(shí)選取了城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外貿(mào)易、能源強(qiáng)度和就業(yè)情況四個(gè)控制變量，進(jìn)一步參考已有文獻(xiàn)在回歸中加入控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lniav，用工業(yè)增加值占GDP的比重衡量），結(jié)果見(jiàn)表6列（1）?？梢钥闯觯黾涌刂谱兞恐?，交乘項(xiàng)系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明結(jié)論較穩(wěn)健。（2）反事實(shí)檢驗(yàn)。隨機(jī)抽取6 個(gè)省份組成新的虛擬樣本進(jìn)行相同的回歸分析，若回歸結(jié)果仍是市場(chǎng)激勵(lì)型工具顯著促進(jìn)碳生產(chǎn)率，則表明上文結(jié)論不可信；若treat×time的系數(shù)不顯著，則說(shuō)明本文的實(shí)證結(jié)論是可信的。回歸結(jié)果見(jiàn)表6 中列（2）至列（4），可以看出，treat×time的系數(shù)均不顯著，反向說(shuō)明以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具提升碳生產(chǎn)率這一結(jié)論是成立的，再次驗(yàn)證了假設(shè)3。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.5 中介效應(yīng)分析

為了驗(yàn)證假設(shè)4，對(duì)能源結(jié)構(gòu)lnecs進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表7 所示。列（1）中，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率的正向影響顯著；列（2）中，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明采用市場(chǎng)激勵(lì)型工具能夠降低煤炭消費(fèi)的比重，從而優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；列（3）中，treat×time的系數(shù)為正、lnecs的系數(shù)為負(fù)，且均在1%的水平上顯著，對(duì)照列（1）發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)值變小。表明以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具能夠通過(guò)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)的方式來(lái)提高碳生產(chǎn)率，假設(shè)4得以驗(yàn)證。在實(shí)施市場(chǎng)激勵(lì)型工具的情況下，各企業(yè)出于環(huán)境成本的考慮，會(huì)減少煤炭消費(fèi)量，加大對(duì)清潔能源領(lǐng)域的研發(fā)與利用，從而改善整體的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，市場(chǎng)激勵(lì)型工具通過(guò)能源配置效應(yīng)提高碳生產(chǎn)率水平。

表7 中介效應(yīng)分析：能源結(jié)構(gòu)

4 結(jié)論

本文通過(guò)分析不同類型環(huán)境政策工具對(duì)碳生產(chǎn)率的影響及傳導(dǎo)機(jī)制，得出如下結(jié)論：（1）基于固定效應(yīng)模型分析來(lái)看，以污染排放強(qiáng)度衡量的命令控制型工具能夠顯著提升碳生產(chǎn)率，并且該影響具有區(qū)域差異性，東部和東北地區(qū)存在明顯的正向作用，西部地區(qū)促進(jìn)作用不顯著，而中部地區(qū)具有不顯著的抑制作用。（2）基于雙重差分模型分析來(lái)看，以碳排放交易機(jī)制為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率有顯著的正向影響，經(jīng)過(guò)動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)激勵(lì)型工具對(duì)碳生產(chǎn)率具有持續(xù)性的促進(jìn)作用，并且提升作用逐漸增強(qiáng)。（3）基于中介效應(yīng)模型分析來(lái)看，技術(shù)創(chuàng)新、能源結(jié)構(gòu)在環(huán)境政策工具與碳生產(chǎn)率的關(guān)系中起到傳導(dǎo)作用，命令控制型工具通過(guò)提高技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)碳生產(chǎn)率的提升，市場(chǎng)激勵(lì)型工具通過(guò)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)提升碳生產(chǎn)率。