碳排放權交易試點政策與地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

景國文

[摘 要]文章采用2005—2019年省級面板數(shù)據(jù)，將碳排放權交易試點政策視為一項準自然實驗，通過構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，建立雙重差分模型，研究碳排放權交易試點政策如何影響地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權交易試點政策能顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)碳排放權交易試點政策能促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是在中西部地區(qū)碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響并不顯著。中介效應研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權交易試點政策主要通過科技人才集聚、招商引資標準優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結構升級促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，科技投入增加的中介效應并不顯著。文章的研究結論對于推動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和實現(xiàn)碳減排具有積極的政策啟示。

[關鍵詞]雙重差分;中介效應;經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;碳排放權交易試點;熵權法

[中圖分類號]? F202[文獻標識碼] A[文章編號]? 1673-0461 （2022） 06-0050-10

黨的十九大報告指出當前中國經(jīng)濟已進入高質(zhì)量發(fā)展階段，因此如何實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為各級政府部門關注的焦點。而與此同時，中國經(jīng)濟經(jīng)過多年增長，經(jīng)濟規(guī)模已經(jīng)位列世界第二，但是由于經(jīng)濟發(fā)展方式和經(jīng)濟發(fā)展階段的制約，導致出現(xiàn)環(huán)境污染加劇、生態(tài)環(huán)境惡化等問題。因此為降低環(huán)境污染，促進地區(qū)碳排放降低，促進地區(qū)經(jīng)濟低碳發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，國家發(fā)展和改革委員會于2011年11月出臺了《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，明確了北京市等7個省市作為碳排放權交易試點地區(qū)，促進地區(qū)加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟由要素驅動向創(chuàng)新驅動轉變，進而實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。而隨著中國要力爭2030年前實現(xiàn)“碳達峰”，各地區(qū)需要加快低碳轉型升級步伐，促進區(qū)域內(nèi)企業(yè)降低碳排放。而“創(chuàng)新補償假說”認為適宜的環(huán)境規(guī)制能夠促進企業(yè)進行技術創(chuàng)新，彌補進行環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的成本，從而促進經(jīng)濟增長[1-2]。碳排放權交易作為一種市場型環(huán)境規(guī)制政策，目的在于將企業(yè)的排污成本內(nèi)部化，影響企業(yè)的生產(chǎn)決策，在促進地區(qū)碳減排中發(fā)揮著重要作用。為此本文在“碳達峰”“碳中和”的背景下，研究碳排放權交易試點政策能否促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，以及以何種方式促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，對于推動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和推動碳減排均具有積極的政策啟示。

一、文獻綜述

與本文相關的文獻主要包括經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和碳排放權交易試點政策的研究。

首先，關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究主要可以分為以下幾方面：

一是關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的測度。鈔小靜和任保平（2011）采用省級面板數(shù)據(jù)，構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，運用主成分分析方法計算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度，并對此進行分析[3]。張俠和許啟發(fā)（2021）對各省的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度進行測算，研究發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度較高，中西部地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度較低，并且地區(qū)之間的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展差距逐步擴大[4]。陳景華、陳姚、陳敏敏（2020）研究發(fā)現(xiàn)中國各地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)總體上呈上升趨勢，但是整體不高，而且東中西部地區(qū)之間發(fā)展不平衡[5]。

二是關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響因素的研究?，F(xiàn)有學者主要從環(huán)境規(guī)制、數(shù)字經(jīng)濟、財政分權等方面分析其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。石華平和易敏利（2021）采用熵值法測算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，采用系統(tǒng)GMM模型研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制促進了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，采用空間計量模型研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制存在空間正相關，對周圍地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展影響為正[6]，周清香和何愛平（2021）也得出了類似的結論[7]。楊志安和邱國慶（2019）研究財政分權對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，研究發(fā)現(xiàn)財政分權與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在正“U”型關系[8]。上官緒明和葛斌華（2021）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融不僅能促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而且還促進周圍地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[9]。屈小娥和劉柳（2021）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間是正“U”型關系，當前發(fā)展階段環(huán)境分權抑制了地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[10]。

三是評估相關政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。已有研究主要集中在高鐵開通、創(chuàng)新城市、智慧城市等方面。宗剛和張雪薇（2020）研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通能夠通過提升技術效率促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[11]。劉佳、黃曉鳳、陳?。?021）研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通能夠顯著促進各地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，并且對于大城市以及省會城市作用效果顯著，但是對于中小城市沒有促進作用[12]。湛泳和李珊（2021）研究發(fā)現(xiàn)智慧城市建設能夠促進地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活力，進而促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，并且在城市人口規(guī)模、東中西部地區(qū)存在明顯的異質(zhì)性[13]，張治棟和趙必武（2021）也得出了類似的研究結論[14]。陳晨和張廣勝（2020）將創(chuàng)新型城市建設視為一準自然實驗，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新型城市建設能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是影響效果存在時效性[15]。黃文和張羽瑤（2019）將區(qū)域一體化戰(zhàn)略視為一項準自然實驗，研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化戰(zhàn)略能夠促進長江經(jīng)濟帶地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是影響效果在長江上下游存在差異[16]。

其次，關于碳排放權交易試點政策的研究可以分為以下幾方面：

一是關于碳排放權交易試點政策的碳減排效應評估。WANG HAN、CHEN ZHOPENG、WU XINGYI等（2019）研究發(fā)現(xiàn)中國的碳排放權交易試點政策能夠促進地區(qū)經(jīng)濟低碳發(fā)展，實現(xiàn)了環(huán)境效益和經(jīng)濟效益的雙贏[17]。黃志平（2018）研究發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策能促進碳減排[18]。劉傳明、孫喆、張瑾（2019）采用合成控制法研究發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策能夠抑制碳排放[19]。還有一些學者采用空間計量的方法，研究對周圍地區(qū)的影響，董直慶和王輝（2021）研究發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策促進本地區(qū)碳減排，政策效應逐年增強，而且還存在明顯的跨界減排作用[20]。

二是關于碳排放權交易試點政策的技術創(chuàng)新效應研究。郭蕾和肖有智（2020）認為碳排放權交易試點政策能夠通過增加經(jīng)營成本和生產(chǎn)新產(chǎn)品促進企業(yè)創(chuàng)新[21]。王為東和王冬等（2020）研究發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策能夠誘發(fā)試點地區(qū)的低碳技術創(chuàng)新，其中北京市和上海市效果最明顯[22]。楊露鑫和劉玉成（2020）采用工具變量法研究發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策與策略性和實質(zhì)性創(chuàng)新效率之間存在非線性關系[23]。

從以上文獻可知，關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究文獻比較豐富，已有學者從多個角度進行研究，而鮮有從碳排放權交易試點政策的角度，研究其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。為此本文采用2005—2019年省級面板數(shù)據(jù)，研究碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。本文可能的邊際貢獻主要有三點：一是研究方法上，將碳排放權交易試點政策視為一項準自然實驗，建立雙重差分模型，與OLS回歸方法相比，能夠一定程度上緩解內(nèi)生性問題。二是研究視角上，從經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的視角出發(fā)，構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，并采用熵權法進行計算，研究碳排放權交易試點政策如何影響地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。三是研究內(nèi)容上，根據(jù)碳排放權交易試點政策對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響，提出研究假設，并對此進行檢驗，并且檢驗碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響是否在東中西部地區(qū)存在異質(zhì)性，豐富了碳排放權交易試點政策方面的文獻，所得出的研究結論對于擴大碳排放權交易試點政策范圍和促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的政策啟示。

二、研究假設

碳排放權交易試點政策實施后，試點地區(qū)內(nèi)的企業(yè)二氧化碳排放數(shù)量會受到額度的限制，當生產(chǎn)企業(yè)的二氧化碳排放量超過政府規(guī)定的數(shù)量后，企業(yè)需要購買相應的額度，為此企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，導致企業(yè)利潤降低。因此企業(yè)為獲得更多利潤，會進行生產(chǎn)設備改造，更新環(huán)保設備，增加科技投入和招聘科技人才進行科技創(chuàng)新。而已有文獻表明技術進步可以促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[24]。

此外企業(yè)科技人才集聚一方面能夠提升企業(yè)的人力資本，提高生產(chǎn)設備的使用效率，提高生產(chǎn)率，降低單位產(chǎn)出的污染排放，另一方面科技人才集聚能夠通過地區(qū)之間人才交流促進知識和技術的溢出，有利于企業(yè)進行技術創(chuàng)新。而隨著企業(yè)生產(chǎn)設備的改造和技術創(chuàng)新，企業(yè)的生產(chǎn)效率提高，使得能源使用效率提升。因此隨著試點地區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動的增加，試點地區(qū)的污染排放減少，二氧化碳、二氧化硫、工業(yè)廢水等排放數(shù)量下降，技術創(chuàng)新對經(jīng)濟的貢獻增大，促進了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由于企業(yè)技術創(chuàng)新不僅包括專利數(shù)量增加，也包括生產(chǎn)設備更新改造等，如果單純使用專利數(shù)量難以反映企業(yè)的創(chuàng)新活動，為此本文采用科技投入增加和科技人才集聚來反映企業(yè)創(chuàng)新活動，據(jù)此本文提出如下假設：

假設1：碳排放權交易試點政策可能會通過促進科技投入增加促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

假設2：碳排放權交易試點政策可能通過促進科技人才集聚促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

碳排放權交易試點政策實施后，試點地區(qū)的招商引資標準發(fā)生變化，一方面對于污染密集型產(chǎn)業(yè)的企業(yè)，如果選擇在試點地區(qū)進行投資，政府的相應財稅補貼優(yōu)惠減少，企業(yè)的投資成本和生產(chǎn)成本增加，因此企業(yè)會選擇其他地區(qū)進行投資;另一方面對于科技含量高、綠色低碳等新興產(chǎn)業(yè)的企業(yè)而言，政府的財稅補貼優(yōu)惠等增加，企業(yè)進行投資更有優(yōu)勢，因此這些企業(yè)會加大投資，進而促進試點地區(qū)的技術創(chuàng)新水平整體提升，生產(chǎn)效率提高，促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。此外潘雅茹和羅良文（2020）研究認為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結構升級能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[24]。隨著碳排放權交易試點政策的推行，試點地區(qū)內(nèi)的企業(yè)為降低污染排放，會選擇技術創(chuàng)新或者退出經(jīng)營，進而改善地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構，促進產(chǎn)業(yè)升級，同時試點地區(qū)積極主動引進清潔型產(chǎn)業(yè)、新興產(chǎn)業(yè)、生產(chǎn)性服務業(yè)等，對不合理的產(chǎn)業(yè)結構進行調(diào)整，進而推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化，有利于地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此本文提出如下假設：

假設3：碳排放權交易試點政策可能通過地區(qū)招商引資標準優(yōu)化促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

假設4：碳排放權交易試點政策可能通過促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設計

（一）模型設計

本文旨在考察碳排放權交易試點政策對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，將碳排放權交易試點政策視為一項準自然實驗，建立雙重差分模型，具體模型設置如式（1）：

highit=a+βdudt+δit∑Xit+ut+vi+eit（1）

其中，high是本文的被解釋變量，表示經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，dudt表示碳排放權交易試點政策，為本文的核心解釋變量，X表示本文一系列的控制變量，u表示地區(qū)效應，v表示時間效應，e表示隨機誤差項，i和t表示地區(qū)和時間。本文的所有回歸均采用省級聚類穩(wěn)健標準誤。

（二）變量說明

1.被解釋變量

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（high），關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，不同的學者采用不同的指標進行研究，孔令丞和柴澤陽（2021）采用人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[25]，還有一些學者采用全要素生產(chǎn)率表示經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[26]。為全面反映經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，本文借鑒鈔小靜和廉園梅（2019）的做法[27]，從經(jīng)濟增長的條件、過程、結果三方面構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，采用熵權法計算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系如表1所示：

為避免人為主觀計算可能存在的錯誤，本文采用熵權法進行計算，具體計算步驟如下。

其中，正向指標計算公式如式（2）：

xx=x-Min（x）Max（x）-Min（x）（2）

負向指標計算公式如式（3）：

xx′=Max（x）-xMax（x）-Min（x）（3）

為避免計算過程中標準化后的數(shù)值為0，對標準化后的數(shù)值進行相應的平移：

X′=X+10-3（4）

第j項指標的熵值為：

ej=-（1/lnm）∑mi=1pijlnpij，pij=Xij′/∑mi=1Xij（5）

指標的權重為：

wj=（1-eij）/∑mi=1（1-eij）（6）

從而計算出各分項指標：

g=∑ni=1（wj×X′）（7）

其中i為省市，j為各個基礎指標，g為分項指標，Max（x）表示最大值，Min（x）表示最小值，high為各個分項的加總。

2.核心解釋變量

碳排放權交易試點政策（dudt），dudt為du和dt的乘積，其中由于政策出臺時間在2011年10月份之后，考慮到政策的滯后性，因此若時間大于2011年，則dt取1，否則dt取0;若各省市是碳排放權交易試點省市，則du取1，否則du取0。由于碳排放權交易試點地區(qū)包括深圳市，故本文將深圳市合并到廣東省中，因此本文的處理組有6個省市。

3.控制變量

（1）第三產(chǎn)業(yè)比重（service），本文采用各個省市第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重表示。

（2）第二產(chǎn)業(yè)比重（manu），本文采用各個省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重表示。

（3）基礎設施（infrast），本文采用各個省市的郵政和電信業(yè)務收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。

（4）政府干預（govern），本文采用各個省市的一般預算支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。

（5）社會消費（consumer），本文采用各個省市的社會零售消費總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。

（6）城市人口密度（lnpeople），本文采用各個省市的城市人口與行政區(qū)域土地面積的比值表示，單位為人/平方公里，為避免極端值的影響，對其取對數(shù)。

4.中介變量：

（1）招商引資標準優(yōu)化（attract），由于地區(qū)在進行招商引資時會給與企業(yè)相應的貸款優(yōu)惠或者財稅補貼，通過緩解企業(yè)的融資約束以吸引企業(yè)投資，基于數(shù)據(jù)的可得性，為此本文采用金融業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示地區(qū)招商引資標準優(yōu)化。

（2）科技投入（input），本文采用各個省市的科技投入支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。

（3）產(chǎn)業(yè)結構升級（upgrade），本文采用各個省市的第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重與第一和第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重之和的比值表示。

（4）科技人才集聚（rcai），本文采用各個省市的科學研究和技術服務人數(shù)與年末常駐人口的比重表示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文采用2005—2019年31個省份的面板數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)限制，因此不包括中國港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)。各省份國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、年末常駐人口、城市人口密度、社會零售消費、科技投入、外商企業(yè)投資、科技人才和服務人數(shù)、政府公共預算支出、電信和郵政業(yè)務收入、各省專利授權數(shù)、本科生在校人數(shù)、教育業(yè)從業(yè)人數(shù)、工業(yè)污染治理投資額、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、全社會固定資產(chǎn)投資、金融業(yè)增加值、人均公園綠地面積、人均公共圖書館藏量來自《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)，對部分缺失值按照均值法進行了填充，還對各個變量進行1%的縮尾處理。各個變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

四、實證分析

（一）基準回歸

表3報告了本文的基準回歸結果。其中，第（1）列表示不加入控制變量時，僅控制地區(qū)效應的回歸結果，可知碳排放權交易的回歸系數(shù)為正，在1%的水平上顯著;第（2）列表示在第（1）列的基礎上，加入時間效應后的回歸結果，可知核心解釋變量的回歸系數(shù)顯著為正;第（3）列表示在第（1）列的基礎上加入控制變量的回歸結果，可知核心解釋變量的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正;第（4）列表示在第（3）列的基礎上加入時間效應的回歸結果，可知結果依然穩(wěn)健，說明碳排放權交易試點政策可以顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

從本文的控制變量來看，基礎設施的回歸系數(shù)為正，在1%的水平下顯著，表明現(xiàn)代化的基礎設施建設能夠促進企業(yè)之間的信息交流、促進地區(qū)的生產(chǎn)要素流動，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。政府干預的回歸系數(shù)為負，在1%的水平下顯著，表明政府干預抑制了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，可能的原因是地區(qū)之間存在經(jīng)濟增長競爭，地區(qū)之間為促進經(jīng)濟增長，可能會進行“逐底競爭”，保護本地企業(yè)發(fā)展，抑制了要素合理流動，不利于產(chǎn)業(yè)結構升級、技術進步等，進而抑制了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。社會消費的回歸系數(shù)為正，在5%的水平下顯著，表明社會消費促進了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，可能的原因是社會消費擴大了內(nèi)需，促進了企業(yè)的生產(chǎn)和銷售，有利于地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級，從而促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。人口密度的回歸系數(shù)為正，在1%的水平下顯著，表明城市人口密度的提高促進了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，可能的原因是城市人口密度提高，地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化率提升，促進了地區(qū)服務業(yè)的發(fā)展，降低能源等資源消耗，有利于地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（二）動態(tài)效應回歸

為考察碳排放權交易試點政策實施之后，碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動態(tài)效應，本文進一步進行動態(tài)效應檢驗，考察政策實施5年內(nèi)的政策效果，其中post_1、post_2、post_3、post_4、post_5表示政策實施后1年、2年、3年、4年、5年的政策虛擬變量，從表4的第（1）列～第（4）列可知，不論是否加入控制變量，以及是否控制地區(qū)和時間效應，碳排放權交易試點政策的回歸系數(shù)均顯著為正，而且回歸系數(shù)大小總體上逐步提高，顯著性水平也提高，表明隨著時間的推移碳排放權交易試點政策越能夠發(fā)揮對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分模型進行研究的前提是處理組和對照組滿足平行趨勢假設，即在政策實施之前處理組和控制組之間不存在差異，在政策實施之后處理組與對照組之間存在差異。為此本文采用事件研究法進行研究，具體做法借鑒已有學者的研究[28]，為避免同時期其他政策的干擾，本文采用碳排放權交易試點政策實施前4年和實施后5年時間范圍進行研究，分別用前4年的年份減去2012年，用后5年的年份減去2012年，生成時間虛擬變量，然后與處理組虛擬變量相乘，以政策開始之前1年作為基期，進行動態(tài)效應回歸，回歸中采用聚類穩(wěn)健標準誤。動態(tài)效應的回歸結果如圖1所示，可知政策開始之前的回歸系數(shù)并不顯著，因此說明處理組和控制組之間在政策實施之前不顯著差異，滿足平行趨勢假設。此外，還可以看到碳排放權交易試點政策實施之后，第三年的回歸系數(shù)顯著為正，說明政策效果存在時間滯后性。

2.改變時間窗口

為考察不同時間范圍是否會對本文的回歸結果產(chǎn)生影響，本文改變時間窗口，分別考察2012年前后3年、4年、5年、6年時間范圍內(nèi)，碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。表5的第（1）列～第（4）列分別表示政策實施前后3年、4年、5年、6年的回歸結果，可知在碳排放權交易試點政策的回歸系數(shù)依然顯著為正，表明基準回歸結果是穩(wěn)健的。

3.排除其他政策

本文的研究結論表明碳排放權交易試點政策能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是在實施碳排放權交易試點政策的同時，也存在其他的政策影響地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，結合本文的研究內(nèi)容，本文考察2007年實施的二氧化硫排污費征收標準提高政策、2010年實施了低碳城市試點政策、2013年開始的“一帶一路”倡議對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，以檢驗碳排放權交易試點政策促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的結論是否穩(wěn)健。其中二氧化硫排污費標準提高實施時間若在當年7月之后，則視為下1年實施;“一帶一路”倡議實施時間視為2013年，

由于2010年低碳城市試點地區(qū)包括遼寧省、廣東省、陜西省、湖北省、云南省共5省和天津市、重慶市、深圳市、廈門市、杭州市、南昌市、貴陽市、保定市共8市，考慮到本文樣本為省級面板，為此僅考慮第一批低碳城市試點地區(qū)的遼寧省、廣東省、陜西省、湖北省、云南省、天津市、重慶市作為試點單位。

表6的第（1）列表示加入二氧化硫排污費征收標準提高政策（treatso）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，可知碳排放權交易試點政策依然能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第（2）列表示加入“一帶一路”倡議（blet）后的回歸結果，可知碳排放權交易試點政策回歸系數(shù)為正，在5%的水平上顯著，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第（3）列表示加入低碳城市試點政策（ditan）后的回歸結果，可知在考慮低碳城市試點政策后，碳排放權交易試點政策的回歸系數(shù)顯著為正，說明基準回歸結論是穩(wěn)健的。第（4）列表示，一起加入二氧化硫排污費征收標準提高、低碳城市試點政策、“一帶一路”倡議政策后的回歸結果，可知即使考察這些政策后，碳排放權交易試點政策依然能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，表明本文的基準回歸結論是穩(wěn)健的。

4.控制時間趨勢項

為避免不同的省市及其時間變化趨勢在處理組和控制組之間存在差異，本文進一步控制時間趨勢項，回歸結果如表6的第（5）列所示，可知在控制省市時間線性趨勢項后，碳排放權交易試點政策的回歸系數(shù)依舊顯著，促進了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

5.安慰劑檢驗

盡管本文在基準回歸中，加入控制變量以及控制地區(qū)和時間效應，避免遺漏變量對基準回歸造成的干擾，但是也仍然可能存在不可觀測的因素。為此采用安慰劑效應進行檢驗，從各個省市中隨機選擇6個省市作為本文的處理組，剩余其他的省市作為本文的對照組，并且隨機選擇碳排放權交易試點政策的起始時間，進行雙重差分回歸。整個抽樣過程重復2 000次，畫出回歸系數(shù)的核密度圖（見圖2），其中圖中虛線為基準回歸中核心解釋變量的系數(shù)大小，可知大部分的回歸系數(shù)均集中在0的兩側，而且與基準回歸系數(shù)大小相比有明顯差異，表明本文基準回歸結論并非是由于其他不可觀測的因素造成的，驗證了本文基準回歸結論的穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性分析

從碳排放權交易試點省市來看，基本上涵蓋了東中西部地區(qū)，而東中西部地區(qū)在產(chǎn)業(yè)結構、技術創(chuàng)新等方面存在差異，因而在碳排放權交易試點政策實施之后，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響也可能存在差異。為此本文將樣本劃分為東中西部①地區(qū)進行研究，回歸結果如表7的第（1）列～第（3）列所示，其中第（1）列表示東部地區(qū)的回歸結果，可知碳排放權交易試點政策顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;而第（2）列表示中部地區(qū)的回歸結果，可知碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為正，但是不顯著;第（3）列表示西部地區(qū)的回歸結果，可知碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為正，但是并不顯著。

之所以東中西部地區(qū)的碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在差異，主要的原因在于東部地區(qū)和中西部地區(qū)在產(chǎn)業(yè)結構升級、人才集聚、技術進步等方面存在差異，在碳排放權交易試點政策實施之后，東部碳排放權交易試點地區(qū)由于市場潛力大，企業(yè)仍然會增加當?shù)氐耐顿Y，增加科技投入，吸引科技人才，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，而中西部碳排放權交易試點地區(qū)在政策實施后，企業(yè)的環(huán)保投入成本增加，地區(qū)的招商引資優(yōu)勢可能會降低，造成地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級緩慢，因此中西部地區(qū)碳排放權交易試點政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響并不顯著。

六、中介效應檢驗

（一）中介效應分析

為驗證本文的研究假設，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2004）的研究[29]，采用三步法進行中介效應檢驗，模型具體設置如式（8）～（10）：

highit=a+βdudt+δit∑Xit+ut+vi+eit（8）

Mit=a+bdudt+δit∑Xit+ut+vi+eit（9）

highit=a+dM+cdudt+δit∑Xit+ut+vi+eit（10）

其中，M表示本文的中介效應變量，如果系數(shù)b和d均顯著，則說明中介效應存在，否則需要進行sobel檢驗，如果sobel檢驗的p值小于0.1，說明中介效應存在，否則不存在中介效應。

表8的第（1）列～第（4）列報告了本文招商引資優(yōu)化和科技人才集聚中介效應回歸結果。其中，第（1）列～第（2）列表示招商引資標準優(yōu)化的中介效應，可知碳排放權交易對招商引資標準優(yōu)化的估計系數(shù)為正，在10%的水平上顯著，說明碳排放權交易試點政策實施后能夠促進地區(qū)的招商引資標準優(yōu)化，而地區(qū)的招商引資標準優(yōu)化對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，說明招商引資標準優(yōu)化的中介效應存在。第（3）列～第（4）列表示科技人才集聚的回歸中介效應，可知碳排放權交易試點政策能夠促進地區(qū)的科技人才集聚，但是科技人才集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)并不顯著，在控制地區(qū)和時間效應后進行sobel檢驗發(fā)現(xiàn)p值小于0.1，表示科技人才集聚的中介效應存在。

表9的第（1）列～第（4）列報告了科技投入增加和產(chǎn)業(yè)結構升級的中介效應回歸結果。其中第（1）列～第（2）列表示表示科技投入增加的中介機制回歸結果，可知碳排放權交易試點政策能夠促進地區(qū)的科技投入增加，但是科技投入增加對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)并不顯著，控制地區(qū)和時間效應進行sobel檢驗發(fā)現(xiàn)p值大于0.1，說明中介效應不存在?？萍纪度朐黾又薪樾圆伙@著，可能的原因是科技投入增加影響企業(yè)技術創(chuàng)新和生產(chǎn)設備更新改造等需要一定的時間才能發(fā)揮效果，因此不顯著。第（3）列～第（4）列表示產(chǎn)業(yè)結構升級的中介效應回歸結果，可知碳排放權交易試點政策顯著促進了地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級，而且產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著，說明產(chǎn)業(yè)結構升級的中介效應存在。

（二）作用機制動態(tài)檢驗

本文的中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策能夠通過促進招商引資標準優(yōu)化、科技人才集聚、產(chǎn)業(yè)結構升級促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，那么碳排放權交易試點政策對中介變量的影響是否會存在時滯呢？對此本文基于已有學者的做法[30]，具體采用做法是定義短期沖擊變量Short，若處理組碳排放權交易試點政策實施后的前兩年，則Short等于1，否則取0;定義長期沖擊變量Long，若處理組碳排放權交易試點政策實施3年后，則Long取值為1，否則取0。相當于把dudt分割成短期沖擊變量（Short）和長期沖擊變量（Long），回歸結果如表10的第（1）列～第（4）列所示，從第（1）列可知，短期內(nèi)碳排放權交易試點政策沒有促進地區(qū)招商引資標準的優(yōu)化，但是長期促進招商引資標準的優(yōu)化，可能的原因是招商引資標準的調(diào)整存在時間滯后性，因此短期內(nèi)并不顯著;從第（2）列可知，短期內(nèi)碳排? 放權交易試點政策并未促進科技人才的集聚，但是長期來看卻促進了科技人才集聚，可能原因是科技人才的集聚還涉及人口流動等，需要一定的時間碳排放權交易試點政策才能促進地區(qū)人才集聚。從第（3）列～第（4）列可知，無論是短期內(nèi)還是長期內(nèi)，碳排放權交易試點政策均促進了科技投入增加和產(chǎn)業(yè)結構升級。

七、研究結論與政策啟示

促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和降低地區(qū)碳排放是各級政府部門關注的焦點，那么進行碳排放權交易能否促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？對此，本文采用2005—2019年省級面板數(shù)據(jù)，將碳排放權交易試點政策視為一項準自然實驗，建立雙重差分模型，研究碳排放權交易試點政策能否促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，以及以何種作用機制促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。實證研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權交易試點政策能夠顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)碳排放權交易試點政策對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響并不顯著，東部地區(qū)碳排放權交易試點政策顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。中介效應研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權交易試點政策主要通過招商引資標準優(yōu)化、科技人才集聚、產(chǎn)業(yè)結構升級中介效應促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是科技投入增加中介效應并不顯著，此外還發(fā)現(xiàn)碳排放權交易試點政策短期內(nèi)并未促進招商引資標準優(yōu)化和科技人才集聚，但能夠促進科技投入增加和產(chǎn)業(yè)結構升級;碳排放權交易試點政策長期內(nèi)促進招商引資標準優(yōu)化、科技人才集聚、科技投入增加、產(chǎn)業(yè)結構升級。研究結論經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗等驗證了結論的穩(wěn)健性。

上述研究結論，對于推動碳排放權交易和促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有積極的政策啟示。為此，本文提出如下政策建議：

一是繼續(xù)擴大碳排放權交易試點范圍，同時兼顧東中西部地區(qū)差異。本文的研究結論表明碳排放權交易試點地區(qū)實施碳排放權交易政策后實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，為此今后工作中可以繼續(xù)擴大碳排放權交易試點范圍，推動各地區(qū)實現(xiàn)碳排放降低，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。此外本文的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，碳排放權交易試點政策在中西部地區(qū)并未促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，因此在擴大試點范圍的同時，要兼顧東中西部地區(qū)的差異，對中西部地區(qū)在碳排放權交易方面考慮當?shù)氐膶嶋H情況，在有序推動試點范圍擴大的同時，實施差異化的碳排放權交易政策，以更好地促進中西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二是試點地區(qū)要完善配套措施，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

本文的中介效應研究發(fā)現(xiàn)碳排放交易權試點政策主要通過促進招商引資標準優(yōu)化、科技人才集聚、產(chǎn)業(yè)結構升級促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

為此碳排放權交易試點地區(qū)要根據(jù)各自實際情況，營造良好的人文環(huán)境，簡化人才引進政策，給與企業(yè)人才引資優(yōu)惠，促進地區(qū)科技人才集聚;要增加科技投入，引導地區(qū)技術創(chuàng)新方向，激勵當?shù)仄髽I(yè)進行低碳技術創(chuàng)新;要重視生產(chǎn)性服務業(yè)的知識外溢作用，促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，重視制造業(yè)技術改造，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級;要根據(jù)碳排放權交易的政策，優(yōu)化地區(qū)招商引資的標準，通過招商引資標準的改善，提高企業(yè)投資的門檻，吸引有實力的企業(yè)來當?shù)赝顿Y，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三是加強政策協(xié)調(diào)，通過政策合力促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。本文的研究表明在考慮低碳城市試點政策以及二氧化硫排污費征收標準提高等政策后，碳排放權交易試點政策依舊能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。為此在實施碳排放權交易試點政策的同時，要加強與其他政策的協(xié)調(diào)和配合，通過發(fā)揮政策之間的合力共同促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

[注 釋][KH*2D]

① 東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省、遼寧省;中部地區(qū)包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省、黑龍江省;西部地區(qū)包括陜西省、甘肅省、四川省、重慶市、貴州省、云南省、青海省、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)。

[BFQ][ZK）]

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Pilot Policies for Carbon Emission Trading and High-quality Development

of Regional Economy

Jing? Guowen

（School of economics， Nankai University， Tianjin 300071，China）

Abstract： ??This article uses the provincial panel data from 2005 to 2019， and regards the pilot carbon emission trading policy as a quasi-natural experiment. Through the establishment of a high-quality economic development indicator system， a double differential model is established to study how the pilot carbon emission trading policy affects the high-quality development of the regional economy. The study found that the pilot carbon emission trading policy can significantly promote the high-quality development of regional economy. The analysis of heterogeneity found that the pilot policy of carbon emission trading in the eastern region can promote the high-quality development of the regional economy， but the impact of the pilot policy of carbon emission trading in the central and western regions on the high-quality economic development is not significant. Research on the intermediary effect found that the pilot carbon emissions trading policies mainly promote the high-quality development of regional economy through the accumulation of scientific and technological talents， the optimization of investment promotion standards， and the upgrading of the industrial structure. The intermediary effect of increased investment in science and technology is not significant. The research conclusions of this paper have positive policy implications for promoting the high-quality development of the regional economy and achieving carbon emission reduction.

Key words：double difference; intermediary effect; high-quality economic development; pilot carbon emission trading; entropy method

（責任編輯：張夢楠）