中國碳市場現(xiàn)狀的實證研究及對統(tǒng)一碳市場建立的啟示

1、<p>　　中國碳市場現(xiàn)狀的實證研究及對統(tǒng)一碳市場建立的啟示</p><p>　　[摘 要]國家發(fā)改委計劃于2016年建立全國統(tǒng)一碳市場，目前批準設立的七個試點對統(tǒng)一碳排放權交易市場的建立提供了有效參考。本文選取了位于華北地區(qū)，且情況相似的北京和天津兩個試點進行了比較分析。首先，本文通過向量自回歸模型，利用協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗等計量研究方法對北京和天津碳現(xiàn)貨的收盤價和成交量的關系進行實證研究，得出北

2、京碳市場的有效性強于天津碳市場。然后本文從二者碳交易政策和標準的區(qū)別入手，分析出現(xiàn)這種差異的原因，并據(jù)此為中國建立統(tǒng)一有效的碳市場提出了對策與建議。 </p><p>　　[關鍵詞]碳交易市場；中國試點區(qū)域；實證研究；政策對比 </p><p>　　[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.34.187 </p><p><b>　　1

3、 背 景 </b></p><p>　　國家發(fā)展改革委于2011年批準了北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東、深圳7個城市開展碳排放權交易試點工作，正式拉開了以交易促減排的序幕。 </p><p>　　根據(jù)國家發(fā)改委公布的路線圖，我國建立起全國碳市場分為三個階段，第一個階段為2014年和2015年的準備階段，期間主要開展相關法律法規(guī)立法、技術標準開發(fā)和配額分配方法制定等；第二個階

4、段為2016―2020年的運行完善階段，期間國家發(fā)改委將全面啟動實施和完善全國統(tǒng)一的碳市場。第三個階段為2020年后的拓展階段。在這期間將擴大參與企業(yè)范圍和碳市場中的交易品種，同時將探索與國際上其他試點對接的可能性。 </p><p>　　目前，統(tǒng)一碳市場正處于準備階段，國家發(fā)改委于2014年12月10日公布了《碳排放權交易管理暫行辦法》，并確立了14個行業(yè)的溫室氣體排放核算方法，更多細則有望于2015年年底公布

5、。而全國統(tǒng)一碳市場則將在2016年夏季或秋季建立。根據(jù)國家發(fā)改委的計劃，全國統(tǒng)一碳市場將會覆蓋30億～40億噸二氧化碳排放量，這將使中國碳市場成為世界最大市場，是排名第二的歐盟碳市場的兩倍。國家發(fā)改委預計，全國統(tǒng)一碳市場的現(xiàn)貨交易將達到每年12億～80億元人民幣，而期貨市場的規(guī)模更是會達到每年600億～4000億元人民幣。 </p><p>　　我國目前規(guī)定的碳排放交易體系可用圖1描述。 </p>

6、<p>　　圖1 碳排放交易體系的運行機制 </p><p><b>　　2 相關理論綜述 </b></p><p>　　目前對于碳排放權交易市場的實證研究主要集中于規(guī)模較大的歐盟碳市場（EU―ETS）。Daskalakis和Markellos（2008）通過實證分析歐洲碳交易市場的數(shù)據(jù)，檢驗其有效性，研究結果拒絕市場弱式有效的原假設，得出歐洲碳市場無效的結

7、論。中國碳市場起步較晚，關于其有效性的實證研究很少，且理論政策方面的論文多，定量實證研究少。王倩和王碩（2014）運用有效市場假說理論，使用單位根和方差比率方法對北京、上海、天津和深圳試點的有效性進行檢驗，得出部分碳市場有效的結論。然而其選取的樣本量較少，且并不是最新數(shù)據(jù)，因而結論說服力不強。 </p><p>　　本文在獲取大量最新交易數(shù)據(jù)的前提下，借鑒了國內外學者實證研究的理論和方法，創(chuàng)新性地選取了位于華北地

8、區(qū)，且發(fā)展情況相似的北京和天津兩個試點，利用經(jīng)典的向量自回歸模型，通過協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)來進行實證檢驗。通過對比二者政策和標準的區(qū)別，探究其有效性存在差異的原因，并對全國統(tǒng)一碳市場的建立提出了建設性的意見。 </p><p>　　3 中國碳排放試點有效性的實證研究 </p><p><b>　　3.1 數(shù)據(jù)選取 </b></p>&l

9、t;p>　　本文的數(shù)據(jù)取自北京環(huán)境交易所和天津排放權交易所的網(wǎng)站上公布的碳排放交易數(shù)據(jù)，見表1。 </p><p>　　3.2 北京的碳交易量價關系 </p><p>　　3.2.1 單位根檢驗 </p><p>　　數(shù)據(jù)序列的波動必須滿足平穩(wěn)且服從正態(tài)分布的條件，這是現(xiàn)代資本市場理論所要求的基本假設之一。因此，在進行進一步的分析和研究之前，我們需要先對相對時

10、間變動序列的平穩(wěn)性進行檢驗，以確保變量之間具有長期的均衡關系。在這里，我們采用目前的主流方法――單位根檢驗（ADF）。一階差分后的檢驗結果如表2和表3所示。 </p><p>　　單位根檢驗的結果表明，經(jīng)過對序列取一階差分，得到的新的序列經(jīng)證明不具有單位根，即序列平穩(wěn)，可以繼續(xù)進行VAR模型的建立和其他檢驗。 </p><p>　　3.2.2 VAR模型建立 </p><

11、;p>　　在證明了序列具有平穩(wěn)性之后，我們就可以對碳現(xiàn)貨的成交量價做出一個向量自回歸模型，其主要作用是用來對時間序列系統(tǒng)進行預測，并利用內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計出內生變量的動態(tài)關系以及隨機擾動對變量系統(tǒng)產(chǎn)生的動態(tài)影響。同時，利用該模型可以進一步預測和脈沖分析，并且觀察在VAR模型基礎上的格蘭杰因果關系，見表4。 </p><p>　　在建立了VAR模型之后，我們需要對模型的平穩(wěn)

12、性做出檢驗，以確定該模型是穩(wěn)定的。檢驗方法是：如果模型方程的全部根的倒數(shù)都落在單位圓內，那么模型是穩(wěn)定的。我們利用圖2的VAR模型的特征根分布圖來判定結果。 </p><p>　　圖2 VAR模型的特征根分布 </p><p>　　由圖2可知，VAR模型中方程的4個根都落在單位圓內，說明該VAR模型是平穩(wěn)的，即VAR模型中的方程成立。 </p><p>　　3.2.

13、3 Johansen協(xié)整檢驗 </p><p>　　Johansen協(xié)整檢驗是基于回歸系數(shù)的檢驗。在我們建立了VAR模型之后，可以對其回歸系數(shù)進行檢驗；由于非平穩(wěn)序列很可能出現(xiàn)偽回歸，而Johansen協(xié)整的意義就是檢驗它們的回歸方程所描述的因果關系是否是偽回歸，即檢驗變量之間是否存在穩(wěn)定的關系。總之，Johansen協(xié)整檢驗就是對非平穩(wěn)序列的因果關系檢驗。 </p><p>　　如果非平

14、穩(wěn)時間序列不存在協(xié)整關系，即可以建立VAR模型，然后利用變量的差分進行格蘭杰因果關系檢驗，前提是滿足同階單整。如果變量之間存在協(xié)整關系，將建立誤差修正模型（ECM）進行短期因果關系分析。通過特征值檢驗即可判斷是否變量之間存在協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗的跡檢驗結果如表5所示。 　　從Eviews的結果可以看出，跡檢驗在5%的顯著性水平上拒絕原假設，也就是說，因為原假設是“兩個變量之間不存在長期均衡關系”，這個假設在5%的顯著性水

15、平下被拒絕，說明二者之間存在長期均衡關系。據(jù)此，可以進一步確定二者之間的關系，即進行格蘭杰因果檢驗。 </p><p>　　3.2.4 格蘭杰因果檢驗 </p><p>　　為了確定碳現(xiàn)貨價格與成交量的因果關系，我們在確定了其價格和成交量序列之間存在長期協(xié)整關系之后，需要對其進行格蘭杰因果關系檢驗。 </p><p>　　根據(jù)檢驗結果，我們可以看出，原假設“BJP的

16、變化不是BJV變化的格蘭杰原因”成立的概率為2E-06，即為極小值，那么說明拒絕原假設，即BJP變化是BJV變化的格蘭杰原因。而原假設“BJV的變化不是BJP變化的格蘭杰原因”成立的概率為0.2467，不能拒絕原假設，因此BJV變化不是BJP變化的格蘭杰原因。 </p><p>　　綜上所述，從北京碳排放交易所的數(shù)據(jù)來看，碳排放現(xiàn)貨的成交量和價額之間具有一個長期穩(wěn)定的關系，并且二者之間存在格蘭杰因果關系，即碳現(xiàn)貨

17、的價格變化會導致其成交量的變化。然而對于它們之間如何互相影響我們還需要通過建立脈沖響應函數(shù)來描述它們之間的相互作用。 </p><p>　　3.2.5 脈沖響應函數(shù) </p><p>　　經(jīng)濟學一般把一個變量受到其他變量沖擊和影響的程度刻畫為脈沖響應，具體就是一個變量一個標準差的變化對其他變量的沖擊和影響，什么時間達到影響最大，即通過脈沖后曲線的高度來描述。脈沖響應函數(shù)反映的是任意一個變量

18、的擾動如何通過模型影響到所有其他變量。在這里，我們企圖通過脈沖響應函數(shù)來探索碳現(xiàn)貨的價格與成交量之間的相互影響以及持續(xù)時間。脈沖響應函數(shù)結果如圖3所示。 </p><p>　　從圖3中可以看出，碳市場的價格波動會趨于平緩。當受到外部沖擊時，變動是暫時性的，并且會在短期內恢復平穩(wěn)，因此對碳市場預測起到的作用并不大。 </p><p>　　3.3 天津的碳交易量價關系 </p>

19、<p>　　3.3.1 單位根檢驗 </p><p>　　為驗證數(shù)據(jù)的可用性，我們首先對碳現(xiàn)貨的價格序列和成交量序列做單位根檢驗，見表7和表8。 </p><p>　　單位根檢驗的結果表明，碳現(xiàn)貨的成交量序列平穩(wěn)，而對于價格序列，經(jīng)過對序列取一階差分，得到的新的序列經(jīng)證明不具有單位根，即序列平穩(wěn)，可以繼續(xù)進行VAR模型的建立和其他檢驗。 </p><p>

20、　　3.3.2 VAR模型的建立 </p><p>　　在證明數(shù)據(jù)序列具有穩(wěn)定性之后，我們企圖建立向量自回歸模型（VAR模型）來對時間序列系統(tǒng)進行預測，并利用內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計出內生變量的動態(tài)關系以及隨機擾動對變量系統(tǒng)產(chǎn)生的動態(tài)影響。VAR模型結果如表9所示。 </p><p>　　在建立了VAR模型之后，我們需要對模型的平穩(wěn)性做出檢驗，以確定該模型是穩(wěn)

21、定的。VAR模型的特征根分布圖如圖4所示。 </p><p>　　圖4 VAR模型的特征根分布 </p><p>　　方程組的四個根全部落在單位圓內，證明該VAR模型是穩(wěn)定的，可以繼續(xù)進行下面的檢驗。 </p><p>　　3.3.3 Johansen協(xié)整檢驗 </p><p>　　在我們建立了VAR模型之后，為避免偽回歸，可以對其回歸系數(shù)進

22、行檢驗，即Johansen協(xié)整檢驗。結果如表10所示。 </p><p>　　從Eviews的結果可以看出，跡檢驗在5%的顯著性水平上拒絕原假設，也就是說，因為原假設是“兩個變量之間不存在長期均衡關系”，這個假設在5%的顯著性水平下被拒絕，說明二者之間存在長期均衡關系。據(jù)此，可以進一步確定二者之間的關系，即進行格蘭杰因果檢驗。 </p><p>　　3.3.4 格蘭杰因果關系檢驗 <

23、/p><p>　　為了確定碳現(xiàn)貨價格與成交量的因果關系，我們在確定了其價格和成交量序列之間存在長期協(xié)整關系之后，需要對其進行格蘭杰因果關系檢驗，見表11。 </p><p>　　格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，原假設“TJV變化不是TJP變化的格蘭杰原因”成立的概率為0.46，高于臨界值，因此原假設不能被拒絕，即天津碳現(xiàn)貨成交量變化不是其價格變化的格蘭杰原因；原假設“TJP變化不是TJV變化的格

24、蘭杰原因”成立的概率為0.39，高于臨界值，因此原假設不能被拒絕，即天津碳現(xiàn)貨的價格變化不是成交量變化的格蘭杰原因。 </p><p>　　綜上，我們可以認識到天津的碳現(xiàn)貨交易的價格和成交量之間不存在明顯的因果關系。同時，也由于價格和成交量兩者之間并不存在明顯的因果關系，因此我們不能繼續(xù)進行脈沖響應函數(shù)的分析。 </p><p>　　綜合以上分析，我們可以看出，北京的碳排放交易市場已經(jīng)較為

25、成熟，其價格和成交量之間具有相互影響的因果關系，并且可以在短期內消化來自市場外部的信息的沖擊的影響并使價格趨于平緩。而天津的碳排放交易從數(shù)據(jù)上來看，第一是成交量較北京的還有很大差距；第二也是比較重要的一點，天津的碳排放交易市場并不成熟，其價格與成交量之間尚不能看出較為明顯的相互影響的因果關系，那么其對于來自外部信息的消化能力也并不如北京市場那樣迅速有效。 </p><p>　　4 北京和天津的碳交易體系現(xiàn)狀分析

26、</p><p>　　4.1 北京和天津碳交易政策對比 </p><p>　　4.1.1 碳交易平臺及方式 </p><p>　　天津在交易主體方面體現(xiàn)出了最大的開放度，不僅允許企業(yè)、機構投資者參與交易，還允許個人及國內外社會團體參與，這會大大增加碳市場活躍度，也是我國碳市場逐步與國際接軌的必要條件。從交易方式上看，二者都發(fā)揮了市場機制在碳交易中的作用，充分發(fā)揮了市

27、場的價格發(fā)現(xiàn)作用，進而有利于碳排放權的最優(yōu)化配置，然而天津的拍賣交易方式在現(xiàn)實中只占到了很小的比例，只有交易規(guī)模增長后，交易方式才會趨于多樣化。北京和天津的碳市場中有不同MRV體系，由于不同區(qū)域的實際情況不同，碳排放核算方法應當因地制宜，但是這也為日后構建全國統(tǒng)一碳市場增加了難度，詳見表12。 </p><p>　　4.1.2 碳交易總量與覆蓋范圍 </p><p>　　在七個試點中，天津

28、的納入企業(yè)數(shù)量最少，且鋼鐵類企業(yè)占到了近一半，說明天津市溫室氣體排放相對集中，但是天津的減排總量遠大于北京，說明目前天津企業(yè)的碳排放量很大，因而減排空間大。從參與企業(yè)排放量所占比例看，天津大于北京，說明天津碳減排波及的范圍相對更大，減排力度更大，而影響參與企業(yè)數(shù)量的根本原因是政策標準，不同地區(qū)應當根據(jù)該地區(qū)當前的碳排放狀況制定適合的減排指標，才能保證政策順利地執(zhí)行，詳見表13。 　　4.1.3 碳排放權配額分配與管理 </p&g

29、t;<p>　　兩地的配額計算多是根據(jù)歷史數(shù)據(jù)，然而企業(yè)層面的溫室氣體排放統(tǒng)計體系尚不完善，所以多數(shù)試點都采取了歷史法和行業(yè)基準線等其他方法相結合來決定各企業(yè)的碳排放權配額，當前配額都是免費發(fā)放給企業(yè)的。違約處罰方面，北京的政策更加嚴格，對超額排放部分處以市價3～5倍的罰款，天津市只是處以限期整改和取消享受相關政策，從結果來看，北京的主動履約率達到97.1%，未履約企業(yè)已交罰款共計600多萬元。碳排放作為新興的市場，相關政

30、策法規(guī)要有足夠的約束力，碳交易的政策效果才能得到保障，詳見表14。 </p><p>　　綜上所述，從交易主體和交易方式上看，天津的交易主體范圍更廣，交易方式呈現(xiàn)出多樣化，這有利于提升碳市場的靈活性和活躍度；從碳減排量上看，天津的參與企業(yè)數(shù)雖然少于北京，但減排總量和參與企業(yè)排放量的比例均大于北京，因而得出天津的二氧化碳減排力度很大；二者配額計算和分配方法類似，但違約處罰制度不同，北京對于超量排放的處罰力度更大，這

31、可以保證碳減排政策的實施，進而促進我國節(jié)能減排事業(yè)的發(fā)展。 </p><p>　　4.2 對我國建立統(tǒng)一碳市場的啟發(fā) </p><p>　　第一，提高法律約束力，加大處罰力度。碳交易政策得以實施必須要有強制法律約束力的保障，若處罰力度小，政策的法律約束力弱，企業(yè)很可能因為成本問題而不履行碳減排任務。北京在立法執(zhí)法方面有很多具體有效的標準和管理辦法，也取得了不錯的成效，值得其他試點借鑒和學習

32、。第二，促進碳金融創(chuàng)新，提升碳市場活躍度。目前我國碳市場偏向政府控制，政府通過發(fā)放配額的方式達到使企業(yè)有償排放二氧化碳的目的，并不看重二級市場的交易，碳交易產(chǎn)品類型單一，碳交易相關的金融衍生品尚未形成，今后應趨于市場主導，通過二級市場形成價格去激勵企業(yè)減排創(chuàng)收，達到利潤最大化。第三，提高政策標準的科學性，逐步健全碳體系。碳減排總量，排放配額的分配，納入企業(yè)的數(shù)量等標準的制定應當因地制宜，才能保證政策的順利執(zhí)行，因而政府應根據(jù)各試點不同的

33、標準，實際情況及執(zhí)行落實情況，在全國范圍內通過調研，科學地制定出因地制宜的碳交易體系標準，進而促進碳市場的完善。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　[1]Daskalakis G.，Markellos R N..Are the European carbon markets efficient？[J].Review of Futu

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