地方政府“减污降碳”协同治理的减排效应研究——基于环境规制策略的调节效应

周 行 ,马延柏

(1.北京联合大学 商务学院,北京 100025;2.兰州理工大学 经济管理学院,甘肃 兰州 730050)

一、引言

加强环境污染物与碳排放的协同治理,是“双碳”目标下实现企业绿色转型的重要方案和手段。2022 年全国生态环境保护工作会议,明确提出“实现减污降碳协同增效是深入打好污染防治攻坚战的总抓手”,生态环境保护工作进入了“减污降碳协同治理”的新阶段。环境污染物与温室气体的生态效应同源、社会效益相似、规制原理相通,建立二者的协同治理机制具备理论可行性与实践必然性。部分研究从政策顶层设计层面,梳理了协同治理的基本内涵与重点领域的协同路径[1],但对协同的效应评估与效益核算的研究较少,大多文献主要检验碳排放权交易单一规制链条对中观层面碳绩效的影响,一定程度上忽略了基于二者的同源性,以及环境规制能对企业碳绩效产生的微观影响。

在协同实践中,中央政府把控宏观政策基调,地方政府则是减污降碳的责任主体和执行主体。地方政府“减污降碳”协同治理,即地方政府以减少污染为主要目标的环境规制政策,与降低碳排放为直接目标的碳排放权交易制度之间的协同。地方政府在环境规制政策执行中的主观因素能够对协同效应以及微观企业的低碳环保活动产生影响。遗憾的是,现有研究对于地方政府策略执行层面的考虑较少。受发展需求的影响,地方政府往往需要在经济与环保目标之间寻求平衡,并通过规制策略进行压力变通。但污染排放实时监控技术的存在,较好地规避了规制策略对于污染排放的影响。与污染排放实时监测的刚性约束不同,目前尚无高效便捷的方式进行企业碳排放量的监控。这导致规制策略中暗含的政策弹性会在微观企业的碳绩效中得到更显著的体现,即消解掉企业部分碳约束,给企业减排降碳带来不利影响。由此可见,环境规制对企业碳排放的影响,除了规制政策本身的治理效应,亦与地方政府政策执行中的主观策略选择有关。

二、研究动态

(一)减污降碳协同治理研究

协同效应源自 Ayres et al.[2]提出的伴生效益,即二氧化碳等温室气体的减排措施可以减少其他污染物的产生。此后,IPCC 在评估报告中正式提出了协同效应的概念,指某项污染物减排措施的实施在实现此项污染物排放量减少的同时还产生了其他环境效益的现象[3]。国外对减污降碳协同效应的研究起步较早,研究领域多集中于温室气体与大气污染物治理的协同效益以及能源政策协同等方面[4]。

我国高碳型能源结构和高耗能型产业结构,导致我国环境污染物与二氧化碳等温室气体的产生具有同源、同过程的特点,减污与降碳之间存在良好的协同效应[5]。随着双碳目标的提出,国内学者开始关注减污降碳协同政策的顶层设计[6]。然而,大部分研究聚焦于分别检验环境规制的治理效应或碳规制的治理效应,较少关注二者之间的关联性和协同治理问题。自我国推行碳排放权交易试点政策后,部分学者证明了以碳排放权交易为代表的碳规制政策在降低二氧化碳排放量和大气污染物浓度上的协同效应[7]。

整体而言,国内研究关于污染物与碳排放协同治理上的经验证据依然匮乏。作为排放主体,企业事实上受到了环境规制与碳交易制度的双重影响,某一规制链条的策略执行必然会干扰另一链条的治理效果,孤立地检验某一链条的治理效果,往往会造成结果的偏差。

(二)地方政府环境规制策略研究

地方政府在环境规制中采取变通化、运动化的策略执行方式,会消解正式环境规制的治理效果。现有研究从制度安排、政治晋升等多种角度,对地方政府的规制策略进行了理论解释,并从区域层面检验了政府规制策略的经济后果。

地方政府竞争理论较早地对地方政府策略性规制行为进行了完整解释。根据“蒂布特(C.M.Tiebout)假说”[8],地方管理者会采取差异化的竞争策略,吸引不同偏好的人口来辖区定居。随着空间计量经济学的运用,地方政府间的策略互动问题得到了经验证据的支持。比如,联邦财政竞争导致地方政府在环境治理策略上具有强烈的地方性偏好和短视性[9],我国财政分权体制决定了地方政府具有非完全执行中央环境政策的激励[10-11]。随着自然资源资产离任审计、绿色GDP 等制度约束的强化,地方政府参与环境治理的动机显著增强[12]。但是,地方政府合法性追求与谋利性倾向之间的内在冲突,依然会在经济目标与环保目标的注意力分配上有所体现[13],地方政府在隐性层面仍会以文本化、变通化、运动化和样板化的策略性运作方式来谋求利益。

综上所述,环境规制策略对于正式规制的消解,依然缺乏微观层面的证据。作为环境规制的主要对象,企业必然受到所在地政府规制策略的直接影响。在实践中,环境规制与碳规制的责任主体均为地方政府,污染物与温室气体的同源性,也必然会导致地方政府的策略选择对企业的降碳活动产生影响。但遗憾的是,现有研究针对地方政府执行层面的因素对减污降碳协同治理的影响缺乏深入系统的经验证据。

三、理论分析与研究假说

从环境污染的物理性角度来看,区域性的空气污染与温室气体排放大体上是同根同源的。而且,环境规制与碳规制都是公共物品产权化的结果,在理论基础方面具有共通性,主要包括科斯产权理论、交易费用理论、外部性理论、资源稀缺性理论等。这具体表现为二氧化碳及污染物排放对气候变化及生态环境的负外部性、经济发展对能源消耗的需求巨大、高强度的污染物和碳排放使生态环境容量紧缺,进而导致生态环境资源价值不断提升。因此,有必要将污染物与温室气体的排放视为一项归属明确的权利,通过政府的规制引导,增加个体排放成本,降低社会环境承担的负外部性。

环境规制一方面通过限制部分高污染项目的开展,从源头上减少污染物的排放;另一方面则是影响企业的环境决策,倒逼企业加强污染减排技术创新、通过末端治理以降低污染物排放,从而促进高耗能高污染产业的淘汰升级,加速产业结构调整。现阶段,我国环境污染治理已取得实质性成就,生态环境质量得到了显著改善。然而,这些成绩更多的是在实时监测技术约束下对污染物排放的事后治理,能源结构转型并未全面实现。目前的企业实践中,污染物可以通过技术检测进行末端治理,但企业碳活动尚无法普及高效便捷的实时检测,只能依据能源消耗进行技术推算。这是导致长期以来企业减碳活动未取得实质进展的一个重要原因。

推动能源转型与产业升级仍是实现低碳目标的根本。目前,最直接的碳规制手段依然是碳排放权交易制度。在碳市场上,高碳企业承担更多的减排成本,低碳企业则获得了减排收益,这一市场激励型工具有助于促进企业技术进步和能源结构优化,从而减少自身承担的生态环境成本。由此可见,这两种规制设计能倒逼能源及产业结构调整,进而达到企业减污降碳的效果。据此,提出假说H1。

H1:环境规制与碳排放权交易制度,均可显著降低高碳企业的碳排放量。

环境治理收益的长期性决定了企业主动参与环境治理的动机不足。现阶段,环境规制仍对企业经济活动与短期增长产生限制。实践中“减排降碳”协同治理机制,是由地方政府的环境规制、地方碳排放权交易试点两条链条共同构成①。而地方政府在环境规制与碳排放权交易上的责任划分,执行机制并不完全一样,导致环境规制链条上的执行策略选择会干扰碳规制链条的治理效果。

中国环境规制问题的根源与制度安排密切相关。在财政分权、晋升机制等因素影响下,地方政府会选择性地放弃在环境治理方面应承担的职责。地方政府策略性地以环境治理文本化、变通化、运动化和样板化等运作方式谋求利益和规避冲突,实现对“选择性策略执行”的“包装”。这类环境规制策略与一般意义上地方政府为了促进环境治理、绿色技术创新开展的正式环境规制,在动机、策略、效果上都有显著差异[14]。受地方政府规制策略的影响,加之企业主动进行减排降碳的动机不足,企业就会识别地方政府的规制强度与策略是真实的、严格的规制,还是形式化的、回应性的策略。如果地方政府形式化的规制策略被企业识破,企业就会趁机放松自身对规制的迎合,降低自身参与减污降碳活动的主动性。例如,放缓低碳技术研发、减少清洁能源的投入。与环境规制强调的污染物排放实时监测的刚性约束不同,高效便捷碳排放检测手段尚未在企业普及。因此,地方政策执行策略的主观性将会影响企业的降碳活动,并在企业碳排放上得到体现。由此,提出假说H2。

H2:地方政府的环境规制策略会导致高碳企业碳排放量上升。

在利润驱动下,企业行为决策归根结底是成本与收益的权衡。政府通过排放限额提高企业排放成本,减少企业利润,但市场激励则给予低碳企业更多的减排收益,从而引导企业自发开展降碳活动。研究证明,与单一的行政命令型规制相比,市场激励型规制给予企业的减排激励更大[15]。这种企业自发开展降碳活动的激励效应,可以在一定程度上减少地方政府环境规制策略执行的干扰。

企业通过对规制策略的识别,放松自身部分参与环境规制活动的主动性,以减少部分降碳活动的投入,将资金配置到更易于获得收益的项目上,从而减轻环境压力。而碳市场的资源配置作用,直接导致具有减排能力的企业可以通过出售碳配额获得更多的收益,使得具有减排优势的企业有更强的动机进一步减少碳排放。而减排能力不足的企业只能在配额内进行排放,碳排放权配额限制了企业的生产规模,进而会影响企业的市场占有率。高碳企业若想获得超过配额的碳排放权只能从市场上进行购买,高碳企业因而承担了更多的排放成本。因此,高碳企业为了维持自己原有的市场占有率,改变自己在碳排放权交易市场上的不利竞争地位,需要通过采用清洁能源或改变原有的高耗能生产方式等途径,实现碳排放量的下降。此外,当碳排放权交易存在活跃的二级市场时,也能较为敏感地反映市场上供求的变化。即便是地方政府的执行策略放松了企业在部分高碳能源与高耗能技术上的限制,市场的激励作用依然会强化企业节能减排的意愿和行动。据此,提出假说H3。

H3:碳排放权交易制度在地方政府环境规制策略与企业碳排放量之间起到负向调节作用。

四、研究设计

(一)样本选取

受限于数据可获得性,本文样本为2013—2020年的A 股上市公司,按照《上市公司环保核查行业分类管理名录》与Wind 行业中心界定的上市公司主营业务,确定了包括煤炭、采矿、纺织、制革、造纸、石化、制药、化工、冶金、火电等16 个行业的高碳企业。在剔除了资不抵债、总资产增长率大于1.5、连续三年亏损、数据存在异常与缺失值的样本后,最终得到2 798 家公司共13 512 条观测值。其中,公司层面变量数据取自国泰安CSMAR 数据库;企业碳排放量数据依据中国碳排放核算数据库(CEADs)测算;地方政府规制策略数据来源于该地生态环境厅(局)官方网站公布的环境政策文件,由于部分省份在某些年份未公布相关文件,剔除当地当年的上市公司样本。

(二)模型设定

本文选用碳排放权交易机制建立这一制度节点作为准自然实验,评估碳规制对高碳企业碳排量的影响。由于各试点政策建立的时间不一致,本文采用多期DID 模型进行检验[16]。同时,在模型中加入地方政府环境规制强度变量,以验证假说H1的分析。具体模型如公式(1)所示。

其中:下标i、t、j、k分别代表第i家公司在第t年j行业k地区的观测值。Emis表示企业碳排放量指标。Market为碳排放权交易机制建立的虚拟变量,在高碳企业(Carbon=1)所在地建立碳排放交易市场的当期及之后各期,Market取1,否则取0。Market即相当于传统DID 模型中的政策效应变量。Reareg为地方政府环境规制强度变量。Controls是一组影响企业碳排放量的控制变量。Year为时间效应,ε为随机误差项。模型(1)的样本回归期间为2013—2020 年②,采用面板数据固定效应模型回归。

基于研究假说H2、H3的分析,地方政府规制策略与企业碳排放量呈正相关关系,碳交易制度在地方政府环境规制策略与企业碳排放量之间起到负向调节作用。为此,分别构造模型(2)检验假说H2,构造调节效应模型(3)检验假说H3:

其中,Stareg是地方政府规制策略,调节变量为Market,代表碳交易制度建立的影响;变量下标与其他变量含义同上文。模型(2)、(3)的回归样本为2015—2020 年高碳行业上市公司③,采用面板数据固定效应模型回归。

(三)关键变量构造

1.企业碳排放量。以经济活动主体的碳排放量来衡量其绩效最早可追溯至莱斯特·R·布朗[17],此后“碳绩效”概念逐渐发展。目前公认定义可概括为:在一段时间内,企业为实现低碳减排目标而开展各项活动的投入与产出,包含了社会效益与经济效益两方面的属性。在测算上,通过追踪化石能源流动轨迹所形成的物质流,以及贯穿其中的价值流,可以较好地衡量行业排放量及排放成本。由于企业层面的碳排放量数据检测存在技术难度,采用行业中某公司主营业务投入(或产出)的比重作为权数(即碳排放因子),对行业整体碳排放量进行分解的方法来获取企业层面的碳排放量数据是一种通用的做法。因此,本文借鉴Yu et al.[18]的方法,采用能源消费量乘以各自碳排放因子来核算企业碳排量。用排放量除以营业收入,得到每单位营业收入对应的排放量指标。

2.环境规制强度。采用第二产值调整后的工业三废排放强度加权后取倒数衡量地方政府的环境规制强度[19]。原因在于,借助实时监控技术倒逼企业对污染进行末端治理,我国环境污染治理已取得实质性成就。在环境技术监测这个约束既定的情况下,环境规制对限制污染物排放具有直接效果;并且规制策略对企业排放约束的放松不会在三废排放量上有显著体现,因此采用工业三废的排放量可以较好地衡量以末端治理为主的环境规制影响,并从策略规制中剥离正式环境规制对碳排放的影响,更好地观察地方政府“减污降碳”的协同治理效应。

3.碳排放权交易试点虚拟变量。按照各试点政策推行时间的差异,对于北京、上海、天津、广东、深圳5 个地区的高碳企业样本(Carbon=1)来说,2013 年及之后年份Market取值为 1,否则取0。对于重庆、湖北地区的高碳企业样本来说,2014 年及之后年份Market取值为 1,否则取0。对于福建地区的高碳企业样本来说,2016 年及之后年份Market取值为 1,否则取0。

4.地方政府规制策略。出于合法性需求,地方政府的规制策略只能是隐形的,无法通过执法或税费等显性的组织活动予以度量。而作为政府治理意向的外显,政府文件是国家治理的重要方式,地方政府的环境治理文件反映了地方政府对于环境治理集体决策的操作化安排和落实方式。借鉴周行等[20]的研究,选择地方政府的环境治理文件测度地方政府的规制策略。

根据信号理论,清晰明确的、具有延续性的、权威的、强烈的信息更容易获得接收方的关注度,能够被率先解读,进而形成相应的动机与行为,而模糊的、临时的、非权威的、不强烈的信息则不能达到这样的效果[21-22]。基于此,本文采用文本分析的方法,对收集的各地生态环境厅(局)颁布的环境治理政策文件,从清晰性、稳定性、权威性和强烈性四个方面来构建环境规制策略指标。将上述指标进行归一化处理,按照所属变量求和后再次标准化,可得描述规制政策“清晰性”“稳定性”“权威性”“强烈性”的变量。将四个属性变量采用熵权数进行加权,取倒数再乘以105可得地方政府环境规制策略变量(Stareg),该指标代表了信号属性缺失的程度,指标值越大,代表对应省份环境规制策略弹性强度越大。

5.控制变量。控制变量有总资产取对数(Size)、财务杠杆(Lev)、总资产收益率(Roa)、现金占总资产比重(Cash)、营业收入增长率(Growth)、管理费用占销售收入比重(Agency)、固定资产占总资产比重(Fixa)、总资产周转率(Tat)、账面市值比(Bm)。

五、实证结果

(一)描述性统计

样本描述性统计见表1。整体而言,高碳企业虚拟变量Carbon的均值为0.296 9,表示高碳企业占整个样本的比重在30%左右。在全部样本中Emis均值为0.004 4,这与我国上市公司碳排放量较大的现实情况也是一致的。其余上市公司特征变量的描述性统计情况与现有研究保持一致。

表1 描述性统计

(二)主回归结果

表2 列示了模型(1)～(3)的回归结果。(1)列是多期差分模型回归结果。结果显示,Market系数显著为负,说明碳交易机制建立后,高碳行业的碳排放量显著下降,环境规制变量Reareg系数负显著,说明环境规制亦可对企业减少碳排放量产生积极影响,假说H1得以验证。(2)列为模型(2)的回归结果,结果显示,地方政府环境规制策略变量Stareg与碳排放量的正相关关系成立,假说H2得以验证。(3)列为模型(3)的回归结果,Market×Stareg的系数负显著,表明碳交易制度在环境规制策略与企业碳排放量之间起到负向调节作用。综上所述,碳交易市场机制的建立能够显著降低高碳企业的碳排放量,并能有效缓解地方政府环境规制执行中的策略选择缺陷,产生“减污降碳”协同治理效应。

表2 主回归结果

(三)稳健性检验

为验证主回归结果,我们进行如下稳健性检验:第一,更换被解释变量衡量方式。更换企业碳排放量的衡量方式为每单位营业成本对应的碳排放量,重复进行上述回归。第二,在模型(1)～(3)的基础上进一步加入区域特征变量子集Zone,包括产业结构(ind2)、人均年收入(Wage)、人均土地占有面积(People)及地区生产总值增长率(Grogdp),重复进行上述回归。

针对模型(1),本文还进行了如下稳健性检验:(1)采用倾向得分最近邻匹配法对样本进行筛选,以降低个体特征对于政策效应的干扰。匹配指标包括Controls所含变量集。(2)安慰剂检验。将政策冲击年份前置两年,令新的政策冲击年份Placebo替代原模型中的事件变量Market。

针对模型(2)和(3)采用工具变量法进行检验。工具变量选取地方财政环境拨款占整个经费来源的比重(Froarearat) 及其滞后一期的变量(L.Froarearat)作为地方政府环境规制策略的工具变量,进行面板数据固定效应的两阶段回归。上述稳健性检验结论与主回归整体保持一致。

六、进一步研究——空间效应检验

根据“辖区竞争理论”,地方政府决策往往会受到其他地区的影响。地方政府为了获得竞争优势,会根据其他地区的行为策略确定自身策略。地方政府环境规制“逐底竞争”的空间负相关性已在大量文献中予以证实。环境规制策略作为地方政府决策的一部分,也应具有空间相关性,进而会对邻近地区企业的降碳活动产生影响。当一地政府以文本化、变通化的策略性运作方式谋求经济短期增长带来的竞争优势,竞争压力很容易引起邻近地区政府的效仿,从而造成邻近地区碳排放量提高的情况。

相应地,以行政命令安排为基础建立的地方碳交易试点,只能覆盖当地的碳排放主体。地方交易试点的建立虽然不能直接触发邻近地区的碳交易,但邻近地区的碳排放主体,在限额排放与全国碳市场等一系列政策影响下,也会积极调整自身环境行为。已有文献证明,碳交易制度对邻近省份的排放量有积极影响[23]。这种企业基于市场预期而自发进行的调整活动,可能会修正邻近地区政府规制策略对该地碳排放的不利影响。基于此,我们对涵盖了环境规制、碳交易制度、地方政府规制策略影响碳排放的模型(3)进行空间效应检验。

(一)空间杜宾模型

空间杜宾模型(SDM)能同时捕获自变量的空间溢出效应和因变量的空间相关性,可减轻与不可观察和遗漏变量相关的偏差[24]。因此,本文使用SDM 模型来检验不同规制链条对企业碳排放量的影响及其溢出效应,建立如下模型:

其中:Emis为企业碳排放量指标,分别取企业碳排放量绝对数与营业收益之比(EmisR)、企业碳排放量绝对数与营业成本之比(EmisC)表示。Wp,q为描述任意p、q两省关系空间权重矩阵。主回归中采用地理邻近权重矩阵(Wnei),将与省p有共同边界或对角的省q定义为邻近,此时=1,否则为0。以省会火车里程表示地理距离权重矩阵(Wtrain)作为稳健性检验,地理距离指省会城市、直辖市的火车里程数取倒数后乘以100。为消除孤岛效应,将海南省设置为与广东省相邻。系数γ1至γ4分别代表当地政府的规制策略、交易试点调节效应、交易试点和环境规制对当地企业碳排放量的影响。系数θ1至θ4则代表了邻近政府的规制策略、交易试点调节效应、交易试点和环境规制对当地企业碳排放量的影响。θ5为空间自相关系数。Controls为公司特征变量子集,与前文一致。进一步加入区域特征变量子集Zone并控制其空间滞后效应,包括地区金融机构贷款总额与GDP之比表述的地区金融环境 (Finenv)、人均年收入(Wage)、人均土地占有面积(People)及地区生产总值增长率(Grogdp)。u代表个体固定效应,v是时间固定效应,ε是干扰项。与模型(3)保持一致,模型(4)采用2015—2020 年高碳企业为样本的平行面板数据进行回归。

(二)空间相关性与空间模型设定检验

本文采用Moran 检验,验证主要变量的空间相关性。表3 列出了采用空间邻接矩阵的Moran 检验的Z统计量,主要变量的空间自相关关系成立。利用LR 检验进一步判断空间模型的形式。首先根据模型(4)构建的空间杜宾面板模型进行估计;然后放松地方政府规制变量(Stareg、Market、Reareg)及区域特征变量子集Zone的空间相关性设定,形成空间滞后面板模型。检验原假设1:空间杜宾面板模型可以简化为空间滞后面板模型。进一步放松碳排放量(Emis)的空间相关性设定,形成空间误差面板模型。检验原假设2:空间杜宾面板模型可以简化为空间误差面板模型。似然比检验显示,在显著性水平为1%的情况下都拒绝了原假设,因此应当选用空间杜宾面板模型。

表3 Moran 检验

(三)空间杜宾模型检验结果

表4 的(1)～(2)列为采用地理邻近权重进行空间效应检验的结果。检验结果显示,地方碳排放权交易试点、环境规制的系数均显著为负,说明环境规制与碳排放权交易制度,均可显著降低高碳企业的碳排放量,与前文假说H1保持一致。地方政府规制策略的系数显著为正,规制策略与碳交易试点的交乘项系数显著为负,说明地方政府的规制策略会导致高碳企业碳排放量上升,而碳交易制度的市场激励作用可以调节规制策略对碳排放的不利影响,与前文假说H2、假说H3保持一致。

表4 空间效应检验结果

在溢出效应的部分,不论是Emis取企业碳排放量绝对数与营业收益之比,还是碳排放量绝对数与营业成本之比,W×Stareg的系数均显著为正,证明地方政府规制策略对邻近地区企业碳排放具有消极影响。W×Market及W×Stareg×Market的系数均显著为负,则说明碳交易市场激励对邻近地区碳排放具有积极影响,且对邻近地区地方政府环境规制策略对当地企业碳排放的不利影响具有修正作用。

表4 的(3)～(4)列为采用地理距离权重进行稳健性检验的结果,与主回归结果一致。

七、研究结论与政策含义

(一)结论

本文检验了地方政府环境规制与地方碳交易试点对企业碳排放量的双重影响,以及碳排放交易制度在地方政府环境规制策略与企业碳排放强度之间的调节作用。本文以2013—2020 年高碳企业为样本,多期差分模型研究显示,在碳排放权交易与环境规制的双重影响下,高碳企业的碳排放量显著下降。调节效应分析显示,碳交易制度在地方政府环境规制策略与企业碳排放量之间起到负向调节作用,碳交易市场机制的建立能够有效缓解地方政府环境规制中的执行缺陷。空间杜宾模型的研究显示,环境规制与碳交易制度的减排作用具有负向的空间溢出效应,地方政府策略性规制具有正向的空间相关性。碳交易制度的负向溢出效应可以纠正地方政府策略性规制给企业减污降碳带来的不利影响。

(二)政策含义

第一,确立以市场化规制手段为核心的环境政策体系。碳交易制度对地方政府策略性执行行为的纠正作用和在协同减排中的积极效果,再一次佐证了市场激励型规制工具的政策效益优于命令控制型规制的事实。深入推进地方碳交易试点逐步纳入全国碳排放权管理体系,优化碳交易市场机制。一方面要丰富其市场化的要素,不断扩大市场交易的规模与品种。激活二级市场活力,充分挖掘市场的激励作用。另一方面扩大碳排放数据的披露范围,提升披露的碳排放数据质量,激励更多的市场主体参与到碳排放数据的监督中。

第二,优化地方政府增强减污降碳协同治理政策设计。环境规制与碳规制既存在一定的独立性,也有一定的协同性。立足于双碳目标的迫切性,应适时统一二者顶层设计,科学把握污染防治和气候治理的整体性,明确协同发力点,建立联合管理体系,促进低碳转型目标的实现。在工业、交通运输等重点领域,可尝试将碳交易与排污权交易统一为“环境权交易”,推动减污降碳协同增效,推进大气、水、土壤、固体废物污染防治与温室气体协同控制。

第三,关注地方政府的策略规制因素,避免因某一规制链条的策略执行影响其他规制链条的治理效果。从长期来看,缺乏环境政策与经济政策之间统筹,会导致地方政府因规制压力产生策略性反应。政府生态环境治理的最终目的在于,降低污染物与温室气体排放的同时,提高企业的绿色竞争优势,实现经济可持续发展。因此,生态环境治理不能单方向地限制企业生产活动。通过增进政策间的协同,克服环境规制执行缺陷对于协同治理的不利影响。一方面,通过发挥碳交易制度的减排优势来弥补地方政府规制策略选择给高碳企业带来的机会主义问题;另一方面,在污染治理模式上,要将治标不治本的末端治理思路调整为根治污染的前端防治,倒逼清洁能源消费和对传统化石能源的替代。

第四,关注地方政府规制政策的空间溢出效应,进一步统筹完善区域政府间的联合防控责任机制。邻近地区的规制实施或政策预期,对本地企业的低碳活动亦有影响,特定条件下可为本地企业减碳行为提供成本低激励性强的引导。因此,要正确处理区域竞争与发展之间的关系,抵御邻近地区策略互动的负向影响,纠正地方政府间的保护主义与市场分割现象,形成地区间的良性竞争协同发展。建立区域从检验到评估再到治理一体化的区域行动规划。

注释:

①自2021 年起,电力行业纳入全国碳排放权交易市场,其他企业依然在地方试点交易。全国碳市场目前仅开市一年,现有数据积累无法对全国市场建立的政策效应进行检验,因此本文仍基于地方碳交易试点进行分析。

②2013 年前,各地区工业三废数据不全,所以将模型(1)样本期间控制在2013—2020 年。

③截至本文数据收集完毕,大多数地区的生态环境厅网站未披露2015 年前的政策文件,故模型(2)、(3)样本期间限制在2015—2020 年。2021 年全国碳市场第一个履约周期启动。为避免这一政策冲击的影响,本文未将2021 年数据纳入样本。