中国碳交易试点政策与绿色技术进步偏向

刘自敏 黄敏 申颢

关键词：碳交易试点政策;绿色技术进步;产出偏向;期望产出

一、引言

当前我国经济发展步入新常态，经济增长开始减速整修，产业结构不断优化。在新常态背景下，我国经济发展条件和方式也在发生许多变化，在过去我们更多强调的是经济发展的高速度，而忽略了环境问题。为了控制与经济增长相伴随的能源消耗和温室气体排放，中国逐步建立起以实现2030 年碳排放达峰及2060 年碳中和为目标的节能减排体系。“十四五”期间，中国要求单位内生产总值能耗和二氧化碳排放要求分别降低13.5%和18%，绿色低碳发展加快推进，节能降碳协同治理持续加强。

作为全球最大的碳交易市场，欧洲碳排放交易体系的建立对于低碳减排的促进效果显而易见（Clo et al.，2013）。为了减少二氧化碳排放，我国也积极响应联合国减排号召并于2017 年正式启动全国碳排放权交易市场。《国家应对气候变化规划（2014-2020 年）》中也明确提出，要借鉴国际碳排放交易市场建设经验，结合我国国情，逐步建立我国碳排放交易市场。碳交易试点开启后，碳交易额逐年增加，这也体现了政策实施后二氧化碳的减排效果，人们对该政策的关注度也越来越高。但是随着中国经济的发展，仅仅关注碳排放交易政策带来的减排效应是远远不够的，我们还需要进一步思考该政策实施后对中国经济发展内外在动力的影响，从而分析碳排放交易制度是否有助于我国经济发展的可持续性。

经济增长的新常态模式必然逐步要求提高全要素生产率（李静等，2018），而绿色技术进步不仅能兼顾资源环境约束，降低负的外部性，而且有利于带动我国经济的健康可持续发展，从而推动全要素生产率提高。进一步地，对于绿色技术进步产出要素偏向的考察，尤其是环境非期望产出偏向的研究，将更有效地解释生态环境政策在我国经济增长过程中发挥的真实作用，进而实现绿色技术进步与生态环境政策二者联动，推动经济社会全面绿色转型和高质量发展。城市是我国能源消费量最大的群体，以它为基本地域单位探讨碳交易试点政策是否能促进绿色技术进步偏向有着重要的研究意义。本文期望为优化减碳、促进经济绿色增长提供新的思考，同时也为碳交易试点开启的正确性、合理性提供更具说服力的理论支撑。

国内外学者对于碳交易市场、技术进步及其偏向的研究已经十分丰富，现有相关研究主要从以下三个方面展开综述。

诸多学者对于碳交易市场运行效果进行了分析。Zeng et al（. 2017）、赵领娣和王海霞（2019）、郭建峰和傅一瑋（2019）对碳交易试点的碳排放权交易价格趋势进行了研究，发现试点城市碳排放价格是全国统一价格调控体系的重要组成部分。经济发展、产业升级和碳交易机制之间存在着动态关系，刘和旺等（2020）研究发现碳排放交易政策显著促进了我国企业转型升级，且对非国有企业和大型企业转型升级更为显著。Springer et al.（2019）、闫云凤（2015）同样发现碳市场对我国经济增长有影响。同时，碳交易市场的建立，也促进了可再生能源的研发与投资，鼓励人们选择更清洁的能源（Palmer et al.，2011;Bird et al.，2011;Rabe et al.，2019）。此外，由于区域发展状况、自然环境等差异，中国碳排放效率水平还存在很大改进空间，并且碳排放效率存在着一定的区域差异（王勇和赵晗，2019;蒋毅一等，2019）。

国内外学者从测算方式与影响效应等两个方面对技术进步进行了研究。Färe et al.（1997）、李静等（2018）对技术变化指数作了进一步的分解，此外，不少学者通过计算得出了技术进步的来源及其分类（王班班和齐绍州，2014;Song & Wang，2018）。技术进步分为有偏技术进步和中性技术进步，其中有偏技术进步又可以分为投入偏向技术进步和产出偏向技术进步。董直庆和赵景（2017）就曾提到有偏技术进步效应大于中性技术进步效应。技术进步和全要素生产率之间还存在着直接联系（Antonelli & Quatraro，2010;吴传清和杜宇，2018），进而影响经济增长（魏巍，2019）。涂正革和陈立（2019）采用标准化供给面系统方法，提出偏向资本的技术进步对经济增长率提升和全要素生产率的增进具有积极作用，在一定程度上能促进经济高质量发展。可见，偏向技术进步是推动经济实现绿色转型的重要方式（何小钢和王自力，2015）。同时，杨翔等（2019）发现中国工业的技术进步类型主要是中性技术进步，但偏向技术进步对工业技术进步却日益重要。

进一步地，人们逐步开始关注技术进步偏向性的研究。新古典增长理论曾假设劳动和资本二者投入要素之间的替代弹性为1，即技术进步是中性的，但该假设与现实存在较大差异。在实际生产的过程中，技术进步对于要素的使用偏好性往往不同，说明技术进步是存在偏向的。随着经济的发展，技术进步偏向得到了更为广泛的关注，Acemoglu（2007）在实证研究中也进一步证明了技术进步是具有偏向性的。关于技术进步偏向的测算方法主要有三种：一是Kmenta 近似估计方法;二是利用单方程模型估算;三是标准化供给系统方法。第三种方法相比前两者较为成熟，得到了更广泛的发展应用（Klump et al.，2008;陈晓玲和连玉君，2013）。同时各国学者对于技术进步偏向性也都做了许多的量化测算和分析（Young & Andrew，2013;朱琳等，2016;钟世川和蒋青嬗，2019）。Sato & Morita（2009）发现日本和美国的技术进步均偏向于资本，钱娟（2020）发现中国工业技术进步整体偏向劳动节约。还有不少学者以技术进步偏向为视角，探讨了生态效应、工资平等性等诸多社会经济问题（Kishi & Keiichi，2015;曹孜和吴朝阳，2020）。

通过梳理文献可以发现：①对于有偏技术进步的研究大多集中于使用非参数及参数方法测定技术进步在投入要素间的偏向及其经济增长、节能减排效应，对于产出偏向技术进步的研究较少，且在宏观层面的技术进步偏向研究多集中于国家、省份（州）层面，城市层面的研究相对较少。②对于碳排放权交易市场的研究多集中于判定其参数合理性及评估其各类政策效应，其技术进步偏向效应则鲜被证实，且在进行碳排放权交易政策评估时从城市层面进行验证的研究较为少见。

本文的创新点在于：①将研究领域锁定在城市层面，对其产出有偏技术进步指数及其产出偏向进行了测算与分析，有助于明晰特定城市在发展过程中是否选择了合适的技术进步路径。②验证了碳交易试点的开启促进了城市層面产出有偏技术进步和绿色技术进步偏向，有助于更合理地评价碳市场的运行状况，为政府优化、铺开碳交易提供相关依据。③从实证与理论两个角度，探究了碳交易试点政策产生技术进步偏向效应的具体机制，有助于准确寻找城市层面绿色技术进步的实现路径。本文的研究将致力于弥补现有文献的不足，以丰富相关研究的成果。

本文的余下结构安排如下：第二部分是理论分析框架与研究假设，从内在因素和外在因素两个方面对碳交易试点和绿色偏向型技术进步的关系进行了阐述，然后通过理论分析提出了本文的相关假说;第三部分对数据来源及变量定义进行了介绍;第四部分测算和说明了产出有偏技术进步指数和绿色技术进步偏向，并进行了相关实证分析;第五部分是机制检验及对文章内容的进一步探讨;最后是本文的主要结论及政策建议。

二、理论分析及研究假设

中国经济在高速增长的同时，区域性的大气污染问题也与日俱增，城市群区域多种污染物排放量持续增长，其中尤以二氧化碳排放物为代表。中国的持续发展，会使得能源消费持续增长与碳排放量持续增加。但这同时也表明，中国在实施一系列政策措施前拥有巨大减排潜力。从我国产业结构来看，作为碳排放主要源头的工业部门，依旧是经济发展的核心部门（周迪和刘奕淳，2020），尽管近几年第三产业占比已经超过了第二产业，但是工业部门能源消耗和污染排放仍有很大改善空间。同时，我国资源分布不均衡，存在天然气及石油较少、煤炭资源多的情况，导致我国目前资源只能以煤炭为主，面临较大的碳减排压力（鲁万波等，2013）。截至2018 年，我国煤炭在一次能源消费中占比达到59%，虽然电能消费在我国能源消费中所占比重不断增大，但现阶段仍以火力发电为主。综上所述，本文提出如下假说：

假说1：中国城市市辖区层面存在有偏技术进步，且有偏技术进步偏向非期望产出的比例高于期望产出，绿色技术进步有待优化。

同时，由于我国各地区城市资源禀赋、产业结构、环境规制力度等差异较大，技术进步的具体偏向不尽相同，因此，在假说1 的基础上，本文将假说1 细化为：

假说1-1：中国城市市辖区层面的有偏技术进步产出偏向比例在东、中、西部存在异质性，其中中西部地区偏向非期望产出的比例高于东部地区。

推动中国经济实现绿色增长转型和可持续发展需要依赖于技术进步的力量。碳市场的开启，一方面有助于响应政府节能减排的号召，另一方面也有助于我国发展低碳技术，改善产业结构以促进经济的长期发展。为更好地分析碳交易试点开启与绿色偏向型技术进步之间的关系，本文将从内在动力和外在动力两个方面分析碳交易试点对城市层面绿色偏向型技术进步的影响机制。从外在动力来说，碳市场的开启对于绿色偏向型技术进步的影响作用可以分为市场竞争和政府政策两个方面;对于内在动力而言，碳市场开启对绿色偏向型技术进步的影响机制又可以从利润诱导和成本压力两个角度来阐述。

中国的政府主导型经济不能持续，低碳经济要发展就必须从政府主导向市场导向转型（周蓉等，2014）。在市场竞争逐渐加剧的情况下，要充分发挥市场这只“看不见的手”在碳排放权配置中的决定性作用。对高碳排放企业而言，其本身有着高耗能、高排放、低效率等诸多问题，在市场竞争中当面临优胜劣汰时，必然会逐步被有着先进低碳技术、更优良的产业结构、效率更优的低碳排放企业所替代。这无疑促使企业要革新工艺，在技术研发中抢先占据优势，以获取更大的市场份额。从政府政策角度来说，合理规划碳市场建设、征收碳税与进行财政补贴对于降低碳排放量、增加企业收益具有促进作用，这说明在合理政府政策配置下，可以实现低碳环保与经济发展的和谐统一（孙亚男，2014）。对于高碳排放的企业，政府对其超出碳排放限额部分进行征税，使其面临更大的运营压力而不得不加速改进生产技术以减少二氧化碳的排放，从而缓解企业的税收负担。对于低碳排放的企业，一方面政府会对其进行减税和财政补贴减轻企业资金压力，从而加大对技术的研发投入;另一方面，相对宽松的政策环境和奖励机制会激励企业更专注于技术研发。

企业可以通过市场兑换碳排放额盈余的收益，并将此收益投资于相关低碳技术的开发与应用，从而促进低碳技术创新（Calel & Dechezleprêtre，2016）。技术密集型企业借助其先进的绿色生产技术减少了二氧化碳排放，并将剩余碳排放额度在碳交易市场上出售以获取额外收益。在市场利润诱导下，企业更倾向于加大技术研发力度以降低二氧化碳排放。碳排放权交易对低碳技术创新的影响机制之一就是成本节约激励机制（Porter & Claas，1995），生产成本的高低直接关乎着企业利润的高低。高碳排放企业相较于低碳排放企业，面临着更大的成本压力，原因在于高碳排放企业对多于政府限制的碳排放额度需缴纳更多税费，同时还需要在碳交易市场上购买二氧化碳排放权以抵消超额排放。生产成本的增加，导致企业将面临更加严峻的市场竞争压力，在此压力下，企业也更加倾向于改进生产技术，通过绿色技术进步获取减排和长久发展的双重效应。

碳交易试点的启动，带来了城市层面技术溢出效应增强和绿色技术进步，在降低二氧化碳排放的同时也提高了城市整体技术水平，从长远看也促进了经济持续发展。因此，本文碳交易试点开启诱发绿色偏向型技术进步机制如图1 所示。

结合前文分析，本文提出如下假说：

假说2：碳交易试点开启对于城市产出有偏技术进步具有促进作用。

假说3：碳交易试点开启能促进城市层面绿色技术进步偏向。

环境规制是政府应对企业生产和排污行为的干预性政策，而绿色技术进步是企业应对政府环境规制的重要手段。由于绿色技术创新具有高风险、高投入和显著外部性特征，这就需要通过环境规制干预绿色创新过程（彭文斌和路江林，2017）。在环境规制作用下，一方面由于“倒逼效应”促使企业改进生产工艺进行绿色技术创新;另一方面由于“成本效应”，企业的生产成本增加进而对企业技术创新支出产生“挤出效应”，在一定程度上对技术进步产生抑制作用。同时，碳交易试点政策作为政府减少污染排放的约束手段，也会从人力、物力等方面对其他环境规制政策产生一定影响。因此，本文进一步提出如下假说：假说4：碳交易试点开启会通过环境规制进而影响产出有偏技术进步。

对碳排放交易促进绿色偏向型技术进步机制的深入研究，有助于加强对该政策运行规律更深层次的认识和理解，从而将这一政策工具更好地服务于可持续发展。

三、数据来源及变量说明

综合考虑数据资料的连续性、可获取性，本文最终选定242 个城市作为研究对象，研究期间定为2007—2016 年。本文所用数据均来自《中国气象年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国能源统计年鉴》以及各省区市统计年鉴。

对于产出技术进步偏向，我们将其设定为一个虚拟变量，若某城市的产出技术进步偏向促进期望产出，即偏向绿色技术进步，则BIASit=1;反之，若产出技术进步偏向促进非期望产出，即偏向非绿色技术进步或者为中性技术进步（OBTCit=1），则BIASit=0;OBTCit 指数经过计算，数值总体大于1，同时由于数据中OBTCit=1 的城市比例不足0.03%，可忽略不计，故下文将偏向促进非期望产出或者指数为中性技术进步的统称为偏向非期望产出。

表1 为本文所用变量的相关描述性统计

结合以往研究碳交易试点政策以及有偏技术进步的相关文献，本文选取了如下变量进行控制：①人口密度。人口的聚集一方面会带来能耗和污染的增加，另一方面，人口红利效应又会带来技术创新。考虑到行政区划面积和人口规模方面存在很大差异，直接采用年末户籍人口的绝对数不具有科学上的可比性（邵帅等，2016），因此，本文选择单位面积的人口数表征人口集聚对技术进步的影响。②城市道路面积。健全的城市交通基础设施会拉近城市与城市间的距离，加快彼此间知识和技术的输出输入。本文用城市道路面积作为城市交通基础设施的代理变量（孙传旺等，2019），并对其取对数处理。③产业结构。中国第三产业发展迅速，对于能源产业结构优化调整、改善投资环境有着不可忽视的影响，因此，本文以第三产业增加值占地区生产总值的比重衡量产业结构对技术进步的影响。④温度。使用城市的平均气温作为气候变量。⑤研发投入强度。研发投入更多的城市将更有可能进行设备更新和技术改进，从而加快推进城市经济发展和减少碳排放。因此，本文以科学技术支出和教育支出之和比上地区生产总值表示城市研发投入强度。⑥环境规制。碳交易试点政策作为环境规制政策的一种，不可避免地会受到其他环境规制政策的影响。市辖区建成区绿化覆盖率与环境治理程度高度相关，且受绿色技术创新的影响较小，可以有效缓解使用成本类变量所带来的内生性问题（邝嫦娥和路江林，2019），因此，采用市辖区建成区绿化覆盖率衡量环境规制强度。

四、实证分析

基于后文对碳交易试点开启与产出有偏技术进步和绿色技术进步偏向关系的检验，本节首先对产出有偏技术进步及其偏向进行测算和判定。同时，为了保证评估结果的准确性，对所采用的政策评估方法进行说明。

（一）模型设定

碳交易试点开启对城市产出有偏技术进步及其绿色技术进步偏向促进作用的检验模型如下所示。

其中模型（1）检验碳交易试点开启对于城市层面产出偏向技术进步的促进作用，模型（2）检验碳交易试点是否能促进绿色技术进步偏向。OBTCit 是通过Malmquist 指数分解法计算出的产出偏向技术变化指数，它反映了技术进步对多种产出不同比例的促进作用，并且当企业只有单一产出时OBTCit 为 1。BIASit 为产出导向技术进步偏向，Σ 为相应控制变量。其中重点关注交叉项Treati*Periodt 的系数变化，Treati 代表的是否是碳交易试点城市，若是取值就为1，反之则为0;Periodt 代表的是政策实施年份，同时参考王勇和赵晗（2019）将2014 年作为时间分段点，若是2014 年之前取值为0，反之则取值为1。考虑到结果的稳健性与偏向变量的性质（为0-1 变量），本文综合使用DID、PSM-DID、CIC 方法对模型（1）、（2）进行检验。

进一步，利用中介效应的方法检验碳交易试点政策对产出有偏技术进步影响的路径机制。本文将环境规制设定为中介變量，分别纳入到上述模型（3）和模型（4）中。中介效应的检验步骤如下：第一，在不考虑中介变量的情况下，验证碳交易试点政策对于产出有偏技术进步具有显著性影响，即检验模型（1）;第二，验证碳交易试点政策对中介变量具有显著性影响，即检验模型（3）;第三，在模型（1）的基础上加上中介变量后，中介变量对产出有偏技术进步具有显著影响且碳交易试点政策对产出有偏技术进步影响程度下降或者不显著。

（二）CIC 方法简介

中国城市经济发展程度与要素禀赋差异巨大，不同城市可能无法满足传统DID 方法的共同趋势假设。非线性双重差分方法（Nonlinear Difference-in-Difference，NL-DID）为不满足DID 方法严格假设条件的问题提供了新的可行思路。同时，在实证分析中常常会见到离散型被解释变量，因此，非线性双重差分方法在政策评估中被广泛应用。鉴于本文产出技术进步偏向指标为离散型被解释变量，故采取非线性双重差分方法进行实证检验。

为了解决传统DID 无法解决异质性处理效应的问题，Athey & Imbens（2006）提出了非线性双重差分方法，即双重变换模型（Changes in Changes，CIC）。该方法不依赖于函数形式，也允许政策干预和时间变化下对不同个体影响有所不同（项后军等，2016）。CIC 模型假设控制组个体的结果变量满足非线性形式而不是简单的线性形式，具体形式如下：

其中 f是严格递增的未知函数。根据 CIC 方法，可以将“反事实”分布函数[ i i =1 i =1] E Y N T ，G 表示为已知分布函数，具体做法是将控制组经验分布反函数作为处理组“反事实”分布函数，进而求出处理组“反事实”的潜在结果，最后将处理组可观测结果均值和“反事实”潜在结果均值的差作为平均处理效应。该方法建立在三个假设之上：

假设1：在控制组和处理组之间的分布存在差异，且分布不随时间变化而变化。

假设2： iY N 是关于 的单调递增函数。

1. 计算及判别过程

本文参考Färe et al.（1997）、李静等（2018）、Weber & Domazlicky（1999）等，借助Malmquist指数分解法，通过对全要素生产率增长率的分解可以得到产出偏向技术进步指数，即上文所提的OBTCit。全要素生产率增长率可以分解为技术变化指数（TC）及技术效率变化指数（EC），而TC指数又是由技术规模变化指数（MATC）、投入偏向技术进步指数（IBTC）和产出偏向技术进步指数（OBTC）构成。具体公式如下：

由于OBTC 指数只能反映出对不同要素产出的影响大小，无法反映出技术进步对不同要素产出的具体偏向性，因此，本文借鉴李静等（2018）、Weber & Domazlicky（1999）的方法，将计算出的OBTC 指数与要素产出比例的不同时期变化结果进行组合对比分析，以此确定中国城市市辖区层面产出技术进步的具体要素偏向性。其中期望产出是以1995 年为基期折算的实际GDP，非期望产出是根据城市用电量及区域电网平均排放因子计算的二氧化碳排放量。具体判定方法如表2 所示。

2. 中国城市层面产出技术进步指数及偏向

本文依据产出偏向技术进步指数的计算方法和偏向的判定原则，对2007—2016 年我国地级及以上242 个城市的产出技术进步指数进行了测算，并进一步测度了其绿色技术进步偏向。随着中国经济进一步转型，依靠全要素生产率提高来推动经济高质量发展十分必要。新古典经济增长理论将全要素生产率增长归因于技术进步，甚至将其作为技术进步的替代变量（余东华等，2019），可见技术进步对于经济发展的重要性。由于我国不同城市发展水平等存在差异，故不同地区产出技术进步指数及偏向也存在不同。囿于文章篇幅限制，本文以图示形式代替计算结果展示。

由图2 可知，全国和东、中、西部地区的产出有偏技术进步指数均值均呈现出上下波动趋势。其中东部地区数值走向与全国数值走向较为一致。东部地区靠近沿海一带，具有丰富的教育资源，劳动力素质普遍较高，科技较为发达，对我国经济发展的影响更为明显。中西部指数的波动幅度相较于东部地区更为明显，主要原因为：第一，近年来国家为促进中西部地区发展，出台了一系列有利于该地区发展的相关政策，使得技术进步指数有提高。第二，中西部地区由于自然环境、人文环境等限制因素，高科技人才大量往东部地区迁入，所以技术进步指数会出现降低。图中数据显示，全国及三个分区的产出有偏技术进步指数均值大于1，说明技术进步在非期望产出和期望产出之间的偏向在一定程度上促进了绿色技术进步。

表3 展示了2007—2016 年期间样本城市的产出偏向比例。由上表知，全国及东、中、西部城市的产出技术进步偏向非期望产出的比例均超过50%，且中西部地区比例高于全国和东部地区，说明我国绿色技术进步有待进一步优化。中部与西部地区城市的技术进步偏向于产生更多污染物，而东部地区技术进步则更偏向于促进地区生产总值的提高。中国是能源消耗大国，煤炭使用量较大。当前煤炭开采开发主要集中在中部的晋、陕、蒙、宁和西部的北疆地区，特别是陕西省和山西省在未来较长时期内仍会保持产煤大省的地位，这也进一步说明了为何中西部城市偏向非期望产出的比例较高。同时，东部地区部分工厂由于政策导向、劳动力价格、环境污染等问题正逐步向中西部地区转移，这也进一步加剧了中西部地区的能源消耗和污染排放。综上，假说1以及假说1-1 得到证实。

（四）碳市场开启与产出有偏技术进步关系检验

1. 基本回归结果

为检验碳市场开启对于城市产出有偏技术进步是否具有促进作用，本文分别采取DID 和PSM-DID 方法进行检验。表4 对应方程1 的回归结果。

DID 方法结果显示交乘项的系数为正，且通过了10%的显著性检验。碳交易试点开启和未开启城市的产出有偏技術进步之间的部分差异，可能由于不随时间变化、其他不可观测的因素所产生，因此，直接使用DID 方法进行比较可能存在异质性差异。为保证实证结果的准确性，同时使用PSM-DID 方法进行进一步的佐证。由表4 知，交乘项的系数在PSM-DID 模型中同样为正，并且通过了5%的显著性检验，说明碳交易试点的开启对中国城市层面的产出偏向技术进步起到了显著促进作用。

2. 平行趋势检验

运用双重差分模型的基本前提是要满足平行趋势假设，若不满足，则估计结果就可能会有偏。故应进行平行趋势检验，即检验碳交易试点地区和非试点地区的产出有偏技术进步变动趋势在政策实施之前是否存在显著性差异。参照Autor（2003）所提出的多期DID 平行趋势检验方法，构建碳交易试点政策实施前后的年份虚拟变量，并通过观察回归后的年份虚拟变量估计系数是否显著来检验该政策平行趋势假设是否成立。本文构建计量模型如下：

在模型（11）中，Treati*Periodt 为虚拟变量，当属于碳交易试点地区并为第t 年时取值为1，否则取值为0。本文以2013 年作为基准年，因此t 的取值不包括2013 年。Treati*Periodt 对应的系数a2008-a2016 分别反映了碳交易机制在2008 年至2016 年的运行效果。假若系数a2008-a2012 不显著，则可以视为在2014 年之前，碳交易试点地区和非试点地区的产出有偏技术进步不存在显著差异，即满足平行趋势假设。

图3 结果显示，在政策实施之前Treati*Periodt 对应的系数除了2010 年之外均不显著。一般来说，即使在政策实施之前交互项存在一两个估计系数显著的情况，也并不影响最终平行趋势检验的结果（郑春丽和罗传建，2020）。因此，上述结果表明，碳排放交易政策运行之前，试点地区和非试点地区的产出有偏技术进步基本没有显著性差异，符合DID 平行趋势假设。

3. 安慰剂检验

虽然上文使用DID 方法验证了碳交易试点的开启对于城市产出有偏技术进步具有促进作用，但对于这一结果，可能会提出质疑：已被批准为碳交易试点的城市即使没有获批，依靠增加研发投入、优化产业结构等措施也会使得技术进步出现增进，而并非是由于碳交易试点城市这项政策所发挥的效果。因此，本文继续使用安慰剂检验法以说明本文实证结论的稳健性。首先，随机抽取若干个非试点地区，并假设它们与试点地区同样在2014 年实施了碳交易政策;然后除去假想的试点地区和真试点地区城市之外的地级市作为控制组再次进行DID 回归。如果此时回归的结果系数显著为正，则说明城市产出有偏技术进步的提高是由于其他因素的影响而非碳交易试点政策所发挥的作用;若系数并不显著为正，则说明城市产出有偏技术进步的提高源于碳交易试点政策的实施。

本文一共进行了三次随机抽样，得到三组“假试点”地区的回归结果。表5 中的列（1）至列（3）表示假想的碳交易试点城市对产出有偏技术进步的影响。由表5 知，这三组“假试点”地区的系数均不显著，这也进一步说明城市产出有偏技术进步指数提高的原因即碳交易试点的开启。

4. PSM-DID 共同趋势检验

为避免碳交易试点城市和其他城市的变动趋势存在系统性差异，降低DID 方法的估计偏误，本文进一步利用PSM-DID 方法进行稳健性检验。在进行PSM-DID 估计时，需要检验共同支撑假设，即控制组和处理组协变量的均值在匹配后是否存在显著性差异。

由表6 知，在进行匹配后，人口密度、道路面积、产业结构、温度和研发投入强度这五个控制变量的均值在处理组和控制组之间均不存在显著差异，而被解释变量OBTC 存在显著的差异，这也验证了PSM-DID 方法适用于上述关系检验。结合上述表4 至表6 及图3 所得结论，假说2得到验证，且碳交易试点的开启推进了城市产出有偏技术进步这一结论较为稳健。

（五）碳市场开启与绿色技术进步偏向关系检验

1. 基本回归结果

表7 是针对假说3 的回归结果，本文分别采用PSM-DID 和CIC 模型对此检验，以验证碳交易试点的开启是否促进了城市绿色技术进步偏向。

从表中我们可以看到，在PSM-DID 模型下交乘项的系数为正，并通过了5%的显著性检验。

为了进一步增强结论的说服性，在此基础上继续使用CIC 方法对结果进行验证。在CIC 模型下，平均处理效应在0.05 的水平上显著为正。两者的实证结果均说明碳交易试点的开启促进了城市绿色技术进步偏向。

2. PSM-DID 共同趋势检验

与前文PSM-DID 共同支撑假设检验类似，表8 是对表7 中的PSM-DID 方法的可行性检验。

表中五个控制变量的均值在控制组和处理组之间不存在显著差异，而被解释变量BIAS 存在显著性差异，说明PSM-DID 方法仍然适用。结合上述表7 和表8 所得结论，假说3 得到验证。

五、进一步分析

（一）机制检验

为检验碳交易试点开启是否会通过环境规制进而影响产出有偏技术进步，本文采用中介效应模型对此进行验证。由于前文的实证分析已包含了对模型（1）的估计，后文仅需对模型（3）和模型（4）进行估计即可构成完整的中介效应模型。

表9 汇报了模型（3）和模型（4）的估计结果。在不控制环境规制变量的情况下，碳交易试点开启显著促进了城市层面产出有偏技术进步，如前文表4 所示。同时可以发现，碳交易试点的开启对于环境规制产生了显著的抑制效应。加入中介变量后，环境规制对产出有偏技术进步产生了显著的抑制作用，而碳交易试点开启对于产出有偏技术进步的影响变为不显著。至此，满足了中介效应的全部条件。综合表4 与表9 的结果可知，碳交易试点开启会通过抑制地区环境规制强度进而促进城市层面产出有偏技术进步，假说4 得以验证。

（二）理论推导

经济增长理论中提出，长期经济增长的根本动力在于技术进步。由上文实证检验结果可知，碳交易试点的开启对于产出有偏技术进步及绿色技术进步偏向均具有促进作用，进而诱发经济的绿色可持续增长。但对于中国城市而言，是否可以通过环境规制以外的其他途径进一步加强此作用？囿于城市层面数据的部分缺失和不足，本文接续上文研究结论，从理论方面进行更深层次的剖析和讨论。

碳交易试点政策可以通过提高研发投入促进绿色偏向型技术进步。研发经费投入的增加与研发团队的扩大都能显著促进绿色偏向型技术进步，从而推动地区技术进步绿色转型（徐红和赵金伟，2020）。我国各级政府长期重视科技研发工作，通过加大对科研的投入，中国科研水平呈现快速发展态势，为促进我国经济发展发挥了巨大作用。不少学者也提出R&D 投入对全要素生产率增长和技术进步水平有着明显的促进作用（ Gavin，2005;夏良科，2010;邓力群，2011）。科技教育经费投入提高了社会整体受教育水平，令居民获取到更多外部信息并更好地理解和吸收新知识。此外，增加研发经費也会改善科技人员和教育人员的工作待遇和生活条件，激发和提高他们的创新能力。可见人力资本在技术进步中扮演着重要的角色，并促使知识外溢，为社会创新提供基础，从而诱发绿色技术进步。同时，技术创新能力的增强也有利于新能源的研发和使用，实现节能减排目的。

碳交易试点政策可以通过金融发展促进绿色偏向型技术进步。金融发展与技术进步存在长期均衡关系，金融发展有利于提高全要素生产率，促进经济发展（Rioji & Valev，2004;孙伍琴和王培，2013）。一方面，金融发展为绿色技术进步破除外部约束提供了资金保障，另一方面，又分散了企业进行创新活动的风险。对技术密集型的企业而言，它们往往具有研发时间长、回报期长、创新水平高、资金回收慢等特点，而这类研发型企业的发展往往十分需要金融机构对其进行融资支持。金融机构的资金支持和分散风险的功能可有效促进研发企业的发展，进而诱发绿色创新，从而实现经济可持续发展。

碳交易试点政策可以通过产业结构优化促进绿色偏向型技术进步。产业结构的升级能促进经济增长（Cortuk & Singh，2010），其能通过合理配置经济系统资源以推动经济高质量发展。在我国产业结构不断优化的过程中，各产业通过增强对技术创新投入的承载和吸收能力，实现技术水平的全面提升和经济的可持续发展。当我国产业结构不断改进时，技术创新拉动生产要素向新兴产业部门转移，高技术水平的新兴产业逐步成为主导产业，并吸收和兼并部分落后产业。此时，面对市场中新产业、新产品与新需求，竞争者为获取竞争优势，会在不断发展中利用所承载和吸收的新技术来提升产业技术水平，以满足市场发展的需要，进而在经济新常态发展趋势下达到促进绿色偏向型技术进步的目标。同时，合理的产业结构能够提高资源和技术的利用效率，在实现技术进步之余，也能减少能源消耗和污染排放。

与此同时，加大科技研发投入力度，也有助于科技创新和产业结构的高级化、合理化。此外，金融发展同样可以诱发和促进产业结构的升级。它通过融资支持、风险对冲和降低交易费用的方式，将资源配置到高技术水平以及产业结构更加合理的区域中。并且在金融机构的管制和约束下，资金会自发流向收益率高的部门，受资金集聚和利润导向的影响，新兴行业逐渐兴起，衰退行业逐渐退出，从而引导产业结构优化升级。通过这三者的影响，城市进而可以推动绿色偏向型技术进步，实现节能降耗并促进经济增长（见图4）。

六、结论和政策建议

本文首先以242 个地级及以上中国城市为样本，测算了2007—2016 年城市市辖区层面产出技术进步指数并判定其偏向;其次，利用DID 与PSM-DID 方法，结合上一步所算出的技术进步指数，验证了碳市场的开启能促进城市产出有偏技术进步;再次，采用PSM-DID 和CIC 方法，验证了碳交易试点开启有助于促进城市绿色技术进步偏向;最后，将理论与实证相结合，探究了碳交易试点促进城市产出有偏技术进步的相关机制。本文的研究结论与政策建议如下：

第一，242 个样本城市的产出有偏技术进步指数整体大于1，全国和东、中、西部地区的指数均值在样本期间内呈现出上下波动趋势。各地区发展速度、产业结构、能源状况等的不同，也导致了城市间产出有偏技术进步指数的差异。各地区在提高全要素生产率以促进经济发展的同时，也要根据本地要素禀赋与经济发展情况，合理选择绿色偏向型技术进步的路径。

第二，全国和东、中、西部地区的产出技术进步偏向非期望产出的比例均超过50%，其中中部地区的比例接近60%，说明样本城市中产出有偏技术进步偏向期望产出的比例不高。一方面，政府要对各地区从事绿色技术进步相关活动的企业给予政策支持和鼓励，通过发放绿色技术研发补助、减免税收等优惠政策为企业营造良好的外部环境，降低企业绿色研发的成本和风险;另一方面，各地区企业，尤其是中西部地区企业，要加大对绿色偏向型技术进步的重视力度，增加绿色技术进步投入，提高劳动人员综合素质，以绿色技术进步为抓手，降低企业的能源消耗与污染排放，进而实现企业的高质量发展。

第三，碳交易试点的开启对中国城市产出有偏技术进步具有较明显的促进作用，并且显著促进了绿色技术进步偏向。在全国碳排放交易市场运行建设中，要因地制宜，防止“一刀切”。根据各个地区的发展差异，系统地总结先前碳交易试点的经验，进而推进和完善碳排放交易市场的制度和体系，鼓励和带动更多城市加入碳交易，并借鉴先前实施碳交易地区的相关经验，积极发展城市经济。同时，政府也要加强市场的监督管理和准入问题，保证碳交易在全国的顺利开展。

第四，碳交易试点开启会通过抑制地区环境规制强度进而促进城市层面产出有偏技术进步。要尽可能避免环境规制给企业带来过高的运行成本，从而提升环境规制对绿色技术进步的促进作用。对于环境规制政策较为严格的地区可在企业承受的前提下适当降低规制强度，以获得环境保护和技术进步的双重效应。

第五，从理论分析看，碳交易试点可以提高研发投入、改进产业结构、促进金融发展从而推进绿色偏向型技术进步。首先，从企业层面来说，企业要加大对技术研发资金的投入力度，不断地更新产业生产工艺水平，推动企业技术革新和产业结构优化，提高产业的多元化程度，实现绿色创新发展。其次，政府应大力支持鼓励高新技术产业发展和加大对教育行业的资金投入力度，鼓励创新发展，并出台一系列支持金融发展的相关政策，优化金融资源配置，增强金融信贷对新兴绿色产业的支持力度。最后，从社会层面来说，需特别关注技术研发和科技创新为中国城市带来的社会经济效应，在全社会形成重视科技教育发展的良好氛围，同时呼吁和引导人们在经济发展过程中加强环保意识。

附录

附录1：更换控制变量检验

本文参考邵帅等（2016）的方法，将研发投入强度变量用研发从业人数占总从业人数比重进行更换，以此衡量地区技术创新能力。同时将产业结构用城市市辖区第二产业增加值占地区生产总值比重以及工业产值占地区生产总值比重分别替换。更换控制变量后的检验结果如表1 和表2 所示。其中表1 对应的是碳市场开启与产出有偏技术进步关系稳健性检验，表2 对应的是碳市场开启与绿色技术进步偏向关系稳健性检验。

表1 中列（1）-列（3）是DID 方法的回归结果，其中列（1）是用城市市辖区第二产业增加值占地区生产总值比重变量替换掉原产业结构衡量值的回归结果，列（2）是用研发从业人数占总从业人数比重和第二产业增加值占地区生产总值比重替换掉原研发投入强度和产业结构的回归结果，列（3）是用研发从业人数占总从业人数比重和工业产值占地区生产总值比重替换掉原衡量值的回归结果。表1 中列（4）-列（6）是PSM-DID 方法的回归结果，且每列更换的变量与DID 方法相同。从表1 中我们可以看到，列（1）-列（6）的回归结果都显著为正，并且该结果与正文回归结果一致，这也进一步说明碳市场开启促进产出有偏技术进步的结果具有稳健性。

表2 中列（1）-列（4）是PSM-DID 方法的回归结果，其中列（1）是用第二产业增加值占地区生产总值比重替换掉原产业结构衡量值的回归结果，列（2）是用研发从业人数占总从业人数比重替换掉原研发投入强度的回归结果，列（3）是用第二产业增加值占地区生产总值比重和研发从业人数占总从业人数比重替换掉原产业结构和研发投入变量的回归结果，列（4）是用工業产值占地区生产总值比重和研发从业人数占总从业人数比重替换掉原产业结构和研发投入衡量值的回归结果。表2 中列（5）和列（6）是CIC 方法的回归结果，更换的变量与列（1）和列（3）相同。从表2 中列（1）-列（6）的显示结果来看，交乘项的系数都显著为正，说明前文碳交易试点开启促进城市绿色技术进步偏向这一结论具有高度稳健性。

附录2：计算有偏技术进步所用变量说明

本文在计算有偏技术进步指数以及判定产出偏向时用到如下变量：资本存量（单位：亿元）、劳动力（单位：万人）、能源（单位：万吨）、地区生产总值（单位：亿元）和二氧化碳排放量（单位：万吨）。其中资本存量的核算参考柯善咨和向娟（2012）的计算方法;劳动力以全社会劳动力来表示;由于中国城市层面的能源数据统计并不完整，故本文仅使用城市电力消费量作为能源投入指标，并根据《中国能源统计年鉴（2017）》中的各类能源折标准煤系数折算成标准煤;对于二氧化碳排放量，也是根据我国城市电力消费量并结合区域电网平均排放因子而得。考虑到通货膨胀的影响，本文所用资本存量和地区生产总值数据都以1995 年为基期进行平减。表3 为上述变量的描述性统计。