中國碳市場一體化程度研究.pdf

中國碳市場一體化程度研究基于中國試點省市樣本數據的分析謝曉聞１２,方意３,李勝蘭１１ ??中山大學嶺南學院,廣東廣州５１０２７５ ;２ ??廣州越秀集團有限公司博士后科研工作站,廣東廣州５１０６２３ ;３ ??中央財經大學金融學院,北京１０００８１摘要構建全國統一的碳市場迫在眉睫,深入研究中國碳市場的一體化程度問題能夠為全國統一碳市場的構建提供理論支持.文章以中國試點省市碳市場數據為樣本,基于價格傳導機制視角,利用最新發展的有向無環圖DAG等方法首次探討了中國碳市場的一體化程度問題.研究結果表明中國碳市場在一體化方面已取得一定成果,但整體一體化程度依然有待提高;湖北碳市場和廣東碳市場影響其他試點省市碳市場的程度更高,中國碳市場局部中心化趨勢凸顯.文章從滾動時間窗口角度進一步論證了上述實證結果的穩健性.在此基礎上,首次構建中國碳市場價格傳導理論框架,通過經濟基礎說和市場傳染說等理論進一步分析了中國碳市場之間相互影響的傳導機理,并詳細解釋了中國碳市場整體一體化程度不高和局部中心化凸顯的內在原因,可為全國統一碳市場的啟動提供理論與實證支撐.基于上述實證結果,文章從五個方面給出了相關政策建議.關鍵詞碳市場一體化;價格傳導機制;有向無環圖中圖分類號F ４０３文獻標識碼A 文章編號１００１ ?? ９９５２２０１７０２ ?? ００８４ ?? １３D O I １０．１６５３８ / j ．c n k i ．j f e ．２０１７．０２．００６收稿日期２０１６ ?? ０６ ?? ０１基金項目中國博士后科學基金面上資助項目２０１５ M ５８０７１１作者簡介謝曉聞１９８５－ ,男,湖南永州人,中山大學嶺南學院和廣州越秀集團有限公司聯合培養博士后;方意１９８６－通訊作者 ,男,湖北黃岡人,中央財經大學金融學院講師;李勝蘭１９６０－ ,女,山東濟南人,中山大學嶺南學院教授,博士生導師.一、引言全球氣候變暖是人類迄今為止共同面臨的最大環境問題,解決該問題的根本措施在于減少二氧化碳等溫室氣體的排放.目前,控制二氧化碳排放的手段主要有兩種一種是以碳稅為代表的直接管制手段,另一種是以碳排放權交易為代表的市場化手段.由于后者更貼近市場需求,該手段已成為全球范圍內應對氣候變化的主流方式.作為全球最大的溫室氣體排放國,中國面臨的資源供給壓力、環境污染及生態惡化等問題日益嚴重,但碳市場發展卻較為滯后,直到２０１３年,中國才開始啟動碳交易試點工作.根據國家發展與改革委員會簡稱國家發改委的總體規劃,全國統一碳市場的建設主要分三步２０１４２０１７年為前期準備階段; ２０１７２０２０年為全國統一碳市場的正式啟動階段; ２０２０年以后,全國統一碳市場將進入快速運行階段.上述規劃表明,中國碳交易試點的主要目的在于先行先試,為全國統一碳市場的構建積累經驗和鋪平道路.建設全國統一碳??４８??第４３卷第２期財經研究V o l ?? ４３ N o ?? ２２０１７年２月J o u r n a l o f F i n a n c e a n d E c o n o m i c s F e b ?? ２０１７市場不僅是黨中央、國務院的戰略部署,同時也是我國節能減排的實際需要.當然,部分國家一開始就建立了全國性或地區性統一碳市場,如歐盟和新西蘭等.歐盟是目前全球最大和最成熟的碳市場,不管是交易規模,還是體制機制建設,我國與歐盟的差距都很大,而且歐盟一開始就一步到位地建成了碳期貨市場.但也有一些國家與中國類似,只在國內部分地區建立了碳市場,如美國和日本等,這些碳市場如今也在快速發展中.近幾年來,中國各試點省市碳市場的運行情況如何是否已經具備構建全國統一碳市場的基礎全國統一碳市場建立之后,哪些省市適合打造成為全國統一碳市場現貨市場的中心呢根據國家相關部委和業內權威人士的指示和相關講話,未來可能在七個試點省市碳市場中選定一個或若干個碳市場,將其建設成為整個國家的碳市場現貨市場中心.因此,在２０１７年即將啟動建設全國統一碳市場的背景下,深入研究中國碳市場一體化程度問題,一方面可以檢驗各試點省市碳市場的成效,為構建全國統一碳市場提供經驗基礎;另一方面還可以為我國建設碳市場現貨市場中心提供相關建議.中國碳市場起步較晚,現有碳市場的相關實證研究主要集中于歐盟碳市場,而歐盟碳市場并未進行碳交易試點,幾乎沒有文獻研究歐盟碳市場的一體化問題.大部分實證文獻主要關注以下幾個方面一是研究了歐盟碳市場內的價格聯動問題,如W a g n e r和U h r i g ??H o m b u r g ２００９研究發現,歐洲碳期貨價格對碳現貨價格具有價格引導功能.王玉和郇志堅２０１２的研究結果表明,EUA與CER之間具有長期的均衡關系,但后者居于主導地位,并基于中國是全球CER市場的最大供應者,建議中國構建全國統一的CER場外交易平臺.二是研究了歐盟碳市場與其他市場間的價格聯動問題劉紀顯等, ２０１３ ,如張躍軍和魏一鳴２０１０探討了化石能源市場對歐盟碳市場的動態影響問題,研究表明,油價沖擊對歐盟碳價影響最為顯著,天然氣和煤炭次之.三是研究了歐盟碳市場的有效性問題２０１０ ,如M o n t a g n o l i和V r i e s ２０１０利用有效市場假說EMH研究了歐盟碳排放權交易體系的有效性問題,發現第一階段市場效率低下,第二階段市場效率有所上升.后來,隨著中國碳市場的發展,有學者開始研究中國碳市場,但由于碳市場價格數據匱乏,幾乎沒有學者利用碳價數據進行實證研究,目前關于國內碳市場的研究主要集中于理論探討和體制機制設計等方面尹應凱和崔茂中, ２０１０ ;王瑤和劉倩, ２０１０ ;譚志雄和陳德敏,２０１２ ;涂永前, ２０１２ ;杜莉和李博, ２０１２ ;杜莉等, ２０１３ .代表性的有杜莉和張云２０１３基于歐盟經驗探討了中國碳市場總量控制交易的分配機制設計問題,結果表明,中國應將基準排放作為分配原則,通過１００％的拍賣方式建立健全分配機制的配套政策安排.同時,也有學者研究了中國碳市場的其他問題楊波等, ２０１０ ;林柏強和李愛軍, ２０１２ ;石敏俊等, ２０１３ ,如曹軍新和姚斌２０１４從銀行信貸視角分析了碳減排與金融穩定的關系,發現從減排彈性較大和減排成本較低的行業開始碳減排,能夠最小化其對銀行資產質量的沖擊.綜上所述,雖然迄今幾乎沒有相關文獻研究中國碳市場的一體化程度問題,但隨著中國即將構建全國統一碳市場,有關中國碳市場一體化程度問題的實證研究又顯得非常重要.目前,關于市場一體化的研究文獻較多存在于金融市場,從理論上看,常見的研究方法主要包括價格法、Feldstein??Horioka法、歐拉方程法、制度限制法和動態計量分析方法等郭燦,２００４ ,如早期學者主要采用VAR模型等方法對全球股市的一體化特征進行量化測度,發現全球股市間的價格聯動性逐漸增強、區域間聯系不斷加深 E u n和S h i m , １９８９ ; K i n g和W a d h w a n i , １９９０ .隨著計量技術的發展,學者們開始用越來越前沿的計量方法來測度全球股市的一體化特征 Y a n g等, ２００６ ; W a n g等, ２００７ .由于有向無環圖分析DAG方法不需??５８??謝曉聞、方意、李勝蘭中國碳市場一體化程度研究要任何先驗假設,僅基于數據的殘差方差協方差矩陣就能測度變量擾動項之間的同期因果關系,這能有效規避傳統的Choleski分解和Bernanke分解的缺陷,且基于DAG結果的SVAR方法相對于傳統的Granger因果檢驗和一般的VAR方法均具有較為明顯的優勢,故本文借鑒金融市場一體化的研究思路,利用上述方法首次量化測度了中國碳市場的一體化程度問題.本文的創新點主要為 ①基于價格傳導機制視角利用碳交易數據首次研究了中國碳市場的一體化程度問題,發現目前中國碳市場整體一體化程度不高,但局部中心化趨勢凸顯,文章從滾動時間窗口維度對實證結果進行了穩健性檢驗. ②首次構建了中國碳市場價格傳導理論框架,基于經濟基礎說和市場傳染說等理論深入分析了中國碳市場之間相互影響的傳導機理,并詳細解釋了中國碳市場整體一體化程度不高和局部中心化凸顯的內在原因,可為全國統一碳市場的構建提供理論與實證支撐.本文的研究安排如下首先,利用前沿的金融時間序列方法研究中國試點省市碳市場一體化程度,并通過現貨市場數據和滾動窗口檢驗方法對實證結果作進一步穩健性分析;其次,基于價格傳導機制,構建一個中國碳市場價格傳導理論框架闡述實證結果背后的理論機理,進而論述一體化程度的形成緣由.二、實證研究一DAG方法介紹.傳統的Granger因果檢驗方法主要注重檢驗統計上的顯著性,檢驗結果對滯后期非常敏感,滯后期不同,檢驗結果也會發生變化.更為重要的是,GrangＧer因果關系并不具有經濟意義上的顯著性,更多的是時間上的“先于”關系.為解決這一問題, P e a r l １９９５和S p r i t e s等２０００較早提出了有向無環圖方法DirectedAcyclicGraph,DAG ,該方法能夠檢驗變量間與時間先后順序無關的因果關系.同時,該方法的另一優勢在于能夠檢驗多個變量之間的相互影響關系,這能克服多數傳統計量方法只能研究雙變量之間關系的局限.有向無環圖方法的基本原理就是通過擾動項之間的無條件相關系數及偏相關系數來判定所需研究變量之間是否存在同期因果關系,通俗地講,該方法就是以有向邊的方向來表示代表變量之間同期因果關系的指向性.具體而言,對于X和Y兩個變量之間的關系存在以下幾種情況若其他條件不變,X的變化直接引起了Y的變化,則存在X單向影響Y的同期因果關系,即“X→Y” ;Y的變化直接引起了X的變化,則存在Y單向影響X的同期因果關系,即“Y→X” ;X和Y的變化能直接引起彼此的變化,則兩者之間存在雙向的同期因果關系,即“X?Y” ;X和Y可能會存在同期因果關系,但方向不確定,即“XY” ;X和Y變量之間也有可能是獨立的,不存在任何同期因果關系.在具體操作過程中,本文基于S p i r t e s等２０００提出的PC算法,可以得到能夠直觀描繪出研究變量之間同期因果關系的有向無環圖.該算法先假設所有研究變量之間都有一條相連的邊,但方向未知,即完全無向圖.然后,通過去邊elimination和定向orientation兩個步驟判定研究變量之間的同期因果關系.去邊時,該算法主要是檢驗每兩個研究變量之間的無條件相關系數或稱０階偏相關系數 ,該系數若顯著,則保留相連的邊,否則剔除相連的邊,并將其檢驗至N－２階偏相關系數.在檢驗顯著性的過程中,本文主要采用了Fisher’sz統計檢驗量,具體如下zρ[i,j|k]n ＝１２ n－ |k| －３１２ l n | １＋ρ[i,j|k] | | １－ρ[i,j|k] | －１{ } １ ??６８??２０１７年第２期在上式中,n代表研究變量的數量,ρ[i,j|k]是指以k個變量為條件,變量i和j的偏相關系數,k表示條件變量的數量.在定向時,該算法主要基于“相鄰adjacent ”和“隔離集supset ”等剔除兩個研究變量間無向連線時的條件變量的集合.具體表述為假設X和Y、Y和Z分別相鄰,但X和Z不相鄰,假設Y不在X和Z的分離集里面,則有向無環圖結果為X→Y←Z.二樣本說明.國家發改委于２０１１年１０月２９日正式批準北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北和深圳等７省市開展碳交易試點工作,各試點省市均于２０１４年６月底前順利啟動碳排放權試點交易.鑒于重慶碳市場自試點以來,交易日過少,故將其剔除.在其他６個試點省市中,湖北啟動時間最晚,時間為２０１４年４月２日,故本文樣本區間為２０１４年４月２日至２０１５年１０月２３日.由于碳市場交易活躍度有待提升,部分碳市場出現交易日數據缺失或不完全一致現象.在處理該類型數據時,學術界通常有兩種方法一是直接剔除缺失或不完全一致的數據 H a m a o等, １９９０ ;封思賢等, ２０１０ ,二是將上一個交易日的數據代替缺失或不完全一致的數據 C h e n等, ２００２ ;潘越, ２００８ ;周璞和李自然, ２０１２ .由于本文所使用數據樣本期不長,故借鑒第二種方法進行處理.依據樣本數據缺失程度,使用周度平均數據代替日度數據由于樣本期有限,采用月度數據會導致樣本量過少 .相對于日度數據而言,周度數據幾乎每周都有交易,且波動性更好,更能反映碳市場的真實運行情況,樣本量也符合要求,故使用周度數據更加合理.本文以北京BJEA 、廣東GDEA 、湖北HBEA 、上海SHEA 、深圳SZEA和天津TJEA碳市場配額成交均價分別作為各自碳市場價格的代表變量,湖北碳市場的價格數據來自于湖北碳排放權交易中心,其他省市的數據均來自于WIND數據庫.在具體研究時,變量間價格關聯程度越高,說明中國碳市場一體化程度越高;大部分變量間關聯程度越高,說明中國碳市場整體一體化程度越高;只有個別變量影響其他變量的程度更高,則說明中國碳市場局部中心化趨勢凸顯,反之亦然.本文主要運用TetradⅢ和WinRats７ ?? ０軟件編制程序進行實證分析.三平穩性及協整檢驗.本文采用ADF檢驗方法對各試點省市碳市場配額成交均價時間序列進行平穩性檢驗,以保證上述時間序列不會出現虛假回歸問題,檢驗結果表明,北京、廣東、湖北、上海、深圳和天津碳市場配額成交均價等時間序列的水平值都不能拒絕“存在單位根”的原假設.而一階差分檢驗的結果表明,上述變量均在１％的顯著性水平下拒絕了“存在單位根”的原假設.由此可知,上述六個變量均為非平穩的I １過程,本文將對其進行Johansen協整檢驗,以判定變量之間的均衡關系.在選擇VAR模型最優滯后期時,由于SC和HQ準則都為１ ,故本文選擇的最優滯后期為１期最大滯后期為８期 .Johansen協整檢驗結果表明,無論數據空間有線性趨勢,還是無線性趨勢,協整向量個數均為１ ,故存在協整關系,本文以數據空間有線性趨勢建立計量模型.同時,基于數據空間無線性趨勢建模得到的結果與數據空間有線性趨勢得到的結果非常一致. ①四同期因果關系及方差分解.由于BJEA、GDEA、HBEA、SHEA、SZEA和TJEA六個時間序列存在一個協整關系,因而本文基于它們的水平值構建VECM模型,最大滯后期設為８期.根據VAR模型的滯后期長度選擇判定準則FPE、AIC準則 ,最終選擇滯后期為２期VAR為２期,VECM差分項為１期 ,并基于此得到VECM模型的殘差方??７８??謝曉聞、方意、李勝蘭中國碳市場一體化程度研究①限于篇幅,平穩性及協整檢驗具體實證結果并未給出,若讀者有興趣,可向作者索取.差協方差矩陣∑ ＝５ ?? ３７－２ ?? ３５１７ ?? ５８－０ ?? １３０ ?? ７２１ ?? ５２－０ ?? ２１０ ?? ７３－０ ?? ０１４ ?? ３４－１ ?? １２２ ?? ６０－０ ?? １０－０ ?? ０１９ ?? ４７－１ ?? ０５２ ?? ６２０ ?? ３７－０ ?? １１１ ?? ３５４ ?? ５８é?êêêêêêêêêù?úúúúúúúúú ２在２０％置信度水平下,基于TETRADⅢ軟件,本文利用S c h e i n e s等１９９６編制的PC算法程序得到上述變量間的有向無環圖結果,具體如圖２所示.圖１無向完全圖圖２有向無環圖由圖２可知,廣東碳市場配額價格存在影響北京和天津碳市場配額價格的同期因果關系,深圳碳市場配額價格存在影響天津碳市場配額價格的同期因果關系,湖北和上海碳市場配額價格與其他碳市場之間均不存在任何同期因果關系.上述DAG結果表明,中國各試點省市碳市場之間存在一定的相互關聯關系,說明在一體化過程中已取得一定成果,這為全國統一碳市場的構建奠定了一定的基礎,但整體一體化程度有待提高.為檢驗上述結果的合理性,本文對其進行Sims似然比檢驗,結果表明,Sims卡方統計量值為１０ ?? ４１ ,顯著性水平為０ ?? ５８ ,這說明在２０％的顯著性水平下我們無法拒絕“過度約束為‘真’ ”的原假設,因而所施加的約束是合理的.當然,DAG結果僅能初步判斷上述六個碳市場配額價格之間的相互影響關系,它們之間最終相互影響關系的確立需要以DAG方差分解結果為依據.為進一步研究BJEA、GDEA、HBEA、SHEA、SZEA和TJEA等變量之間的相互影響程度及動態影響機制,本文將基于DAG結果對上述變量進行預測方差分解分析,結果如下表１中國各試點省市碳市場配額價格預測方差分解結果單位％預測期BJEAGDEAHBEASHEASZEATJEABJEAGDEAHBEASHEASZEATJEABJEA的方差分解SHEA的方差分解１９２ ?? ５２７ ?? ４８０ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ００１００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ００２９２ ?? ０３４ ?? ６５２ ?? ０９０ ?? ０００ ?? ７７０ ?? ４６０ ?? ０３０ ?? ０９０ ?? １１９９ ?? ７００ ?? ０４０ ?? ０２２０６６ ?? ４６２ ?? １３１９ ?? ７６０ ?? ００７ ?? ３１４ ?? ３３０ ?? ０８０ ?? ２２０ ?? ２５９９ ?? ３１０ ?? ０９０ ?? ０６３０６６ ?? １９２ ?? １４１９ ?? ９３０ ?? ００７ ?? ３７４ ?? ３７０ ?? １１０ ?? ３３０ ?? ３９９８ ?? ９５０ ?? １４０ ?? ０８GDEA的方差分解SZEA的方差分解１０ ?? ００１００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ００１００ ?? ０００ ?? ００２０ ?? ３４９７ ?? ８１１ ?? １６０ ?? ０００ ?? ４３０ ?? ２６０ ?? １３０ ?? ３９０ ?? ４６０ ?? ００９８ ?? ９３０ ?? １０２００ ?? ８４９４ ?? ６２２ ?? ８５０ ?? ００１ ?? ０６０ ?? ６３０ ?? ３２０ ?? ９１１ ?? ０７０ ?? ００９７ ?? ４６０ ?? ２４３０１ ?? ３４９１ ?? ４７４ ?? ５３０ ?? ００１ ?? ６７０ ?? ９９０ ?? ４９１ ?? ４１１ ?? ６６０ ?? ００９６ ?? ０８０ ?? ３６??８８??２０１７年第２期續表１中國各試點省市碳市場配額價格預測方差分解結果單位％預測期BJEAGDEAHBEASHEASZEATJEABJEAGDEAHBEASHEASZEATJEAHBEA的方差分解TJEA的方差分解１０ ?? ０００ ?? ００１００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ０００ ?? ００９ ?? ２００ ?? ０００ ?? ００２ ?? ０２８８ ?? ７８２０ ?? ５２１ ?? ４９９６ ?? ９６０ ?? ０００ ?? ６５０ ?? ３９０ ?? ００９ ?? ２４０ ?? ０００ ?? ００２ ?? ００８８ ?? ７６２０１ ?? ３０３ ?? ７２９２ ?? ４００ ?? ００１ ?? ６２０ ?? ９６０ ?? ００９ ?? ２６０ ?? ０００ ?? ００１ ?? ９９８８ ?? ７５３０２ ?? ０７５ ?? ９５８７ ?? ８４０ ?? ００２ ?? ６０１ ?? ５４０ ?? ００９ ?? ２８０ ?? ０００ ?? ００１ ?? ９８８８ ?? ７４由上表可知,在對BJEA的預測方差分解中,BJEA在第１個預測期,BJEA自身對其影響最大,GDEA對其影響次之,其他變量對其沒有影響.隨著預測期的增大,HBEA對BJEA的影響逐漸增大,在第３０個預測期,影響程度高達１９ ?? ９％ .在對GDEA的預測方差分解中,無論是第１個預測期,還是第３０個預測期,GDEA自身對其影響均為最大,HBEA在第３０個預測期對GDEA的影響次之.在HBEA的預測方差分解中,HBEA在第１個預測期僅受自身的影響,其他試點碳市場配額價格均對其無任何影響.隨著預測期的延長,SZEA、GDEA、SHEA和TJEA均對其產生了一定的影響,但廣東碳市場對其影響最大,上海碳市場則甚為微弱.在對SHEA的預測方差分解中,第１個預測期的預測方差分解結果與HBEA在第１個預測期的預測方差分解結果相同,在第３０個預測期,HBEA和GDEA在其他試點碳市場配額價格中對其影響相對較大,其他則相對較小.在對SZEA的預測方差分解中,在第１個預測期,SZEA僅受自身的影響,隨著預測期的延長,HBEA成為繼自身之后影響SZEA最大的變量,GDEA次之.在對TJEA的預測方差分解中,其他碳市場配額價格對TJEA的影響均相對較小,但廣東碳市場在第３０個預測期對其影響相對較大.因此,從上述預測方差分解結果來看,中國各試點省市碳市場之間存在一定的相互影響關系,表明中國碳市場在一體化方面已取得一定成效,這為即將構建的全國統一碳市場奠定了基礎,但整體一體化程度依然有待提高.同時,各試點省市碳市場之間的緊密程度不一,呈現出局部中心化的趨勢,即湖北和廣東碳市場具有全國碳市場中心的潛力.綜觀湖北碳市場和廣東碳市場,在一級市場方面,廣東碳市場位居全國第一、世界第三,２０１４年、２０１５年和２０１６年度配額總量分別高達４ ?? ０８億噸、４ ?? ０８億噸和３ ?? ８６億噸,湖北碳市場位居全國第二.在二級市場方面,無論是交易總量,還是交易總額,湖北碳市場均位居全國首位,廣東碳市場次之.同時,在累計日均成交量、投資者數量和省外引資金額等主要市場指標方面,湖北碳市場亦均位居全國第一,而廣東碳市場也有出色表現.在碳市場體制機制建設方面,廣東碳市場和湖北碳市場均走在了市場前列,如廣東碳市場和湖北碳市場率先啟動碳排放配額現貨遠期交易,為中國碳市場的發展和創新開了先河. ２０１６年３月２８日,國內首單非標準碳配額遠期交易在廣東碳市場成功交易;同年４月２７日,湖北碳市場推出全國首個碳排放權現貨遠期交易產品,上線交易當日成交量為６８０ ?? ２２萬噸,成交金額高達１ ?? ５億元.此外, ２０１５年４月,國務院在?中國廣東自由貿易試驗區總體方案?中明確提出,在廣東省自貿區研究設立以碳排放為首個品種的創新型期貨交易所,這意味著國家可能在政策層面助力將廣東省碳市場打造成為全國碳市場中心.五穩健性檢驗.為防止出現結構突變,基于時間窗口的穩健性檢驗主要是通過有向無環圖DAG技術識別VECM模型得出的結論在樣本內是否穩健.借鑒楊子暉２００８和趙勝民等２０１１學者的經驗,本文將基于DAG結果進一步進行遞歸方差分解分析.以２０１４年４月２日至２０１４年４月６日的第一周為基期,作第一次方差分解分析,并將其作為??９８??謝曉聞、方意、李勝蘭中國碳市場一體化程度研究第１周的實證結果;第二次滾動窗口向后延展一周,并將其作為第２周的實證結果,逐個樣本進行類推直至整個樣本期末,并把每次回歸的第３０期方差分解結果繪成下圖橫坐標為影響期數,縱坐標為影響程度 .圖３北京碳市場配額價格遞歸方差分解圖圖４廣東碳市場配額價格遞歸方差分解圖圖５湖北碳市場配額價格遞歸方差分解圖圖６上海碳市場配額價格遞歸方差分解圖圖７深圳碳市場配額價格遞歸方差分解圖圖８天津碳市場配額價格遞歸方差分解圖從圖３到圖８可以看出,中國各試點碳市場之間存在一定程度的聯系,但湖北碳市場和廣東碳市場影響其他碳市場更多一些,這與前文預測方差分解結果基本一致,即中國碳市場在一體化方面已取得一些效果,但整體一體化程度仍需加強,并呈現出局部中心化趨勢.具體來說,北京碳市場、廣東碳市場、上海碳市場和深圳碳市場的配額價格受湖北碳市場配額價格影響最大;廣東碳市場對湖北碳市場和天津碳市場的影響程度最高,對上海碳市場和深圳碳市場的影響程度略小于湖北碳市場,故湖北碳市場和廣東碳市場在整個試點省市碳市??０９??２０１７年第２期場中居于相對主導的地位.綜上所述,遞歸預測方差分解結果進一步證實了前文實證結論的穩健性.從動態發展趨勢來看,廣東碳市場影響上海碳市場、深圳碳市場和天津碳市場的程度逐漸加強,而湖北碳市場影響北京碳市場、廣東碳市場和天津碳市場的程度略有下降,但對深圳碳市場和上海碳市場的影響程度略有提升.三、中國碳市場價格傳導機制分析前文對中國碳市場的一體化程度進行了量化研究,下文將試圖構建一個中國碳市場價格傳導理論框架.在該框架下,通過經濟基礎說EconomicFundamentalsHypothesis和市場傳染說MarketContagionHypothesis等理論對實證結果背后的傳導機理進行深入探討.一構建中國碳市場價格傳導理論框架.在構建中國碳市場價格傳導理論框架之前,有必要對碳市場的市場體系進行闡述.與傳統金融市場不同,碳市場主要包括一級市場又稱分配市場、二級市場又稱現貨市場和三級市場又稱衍生品市場 ,其中一級市場主要負責碳配額的總量設定和初始分配,主要功能在于創設碳配額;二級市場從事碳配額的現貨交易,基礎價格發現和資源流轉通常發生在該市場;三級市場則交易碳期貨、碳期權及其他碳金融衍生品,作用在于價格發現、套期保值和規避風險等.目前,中國只開展了一、二級市場試點,暫未建立三級市場.圖９中國碳市場價格傳導理論框架注實線表示目前可以傳導的路徑,虛線表示目前暫不能傳導的路徑.經過研究,本文構建的中國碳市場價格傳導理論框架如圖９所示.在該框架下,中國各試點省市碳市場之間的價格傳導主要有圖９中①和②兩種路徑,中國各試點省市碳市場內部的價格傳導主要有圖９中傳導路徑③ .同時,各省市之間的實體經濟和金融市場分別各自雙向影響,且各省市內實體經濟與金融市場也是緊密聯系、互相影響的.二中國碳市場具體價格傳導路徑分析.本文依次重點研究① 、 ② 、 ③三條價格傳導路徑,以進一步解釋前文實證結果.路徑①和②發生在各試點碳市場二級市場之間,路徑③發生在各自碳市場內一、二級市場之間.１ ??基本面傳導路徑分析路徑①對應的是基本面傳導路徑,該路徑可由經濟基礎說進行解釋.經濟基礎說認為,各市場間經濟基本面的緊密程度決定了碳市場緊密程度的高低.為更好地分析該傳導路徑,本文首先建立經濟模型對其傳導可行性進行理論分析,然后再具體探討該傳導路徑.從定義看,碳配額是在限額與交易機制下,由主管機關確定和分配的允許控排企業向大氣中排放的溫室氣體的數量.由于其本身具有稀缺性,從更深層次的角度可將其認為是一種生產??１９??謝曉聞、方意、李勝蘭中國碳市場一體化程度研究要素.現代西方經濟學認為,生產要素主要包括勞動、資本、土地和企業家才能等,隨著社會的發展和科技的進步,技術和信息等也被視為相對獨立的生產要素,生產要素的內涵越來越豐富.控排企業在生產過程中排放一定量的溫室氣體需要支付一定額度的碳配額,就本質而言,碳配額可近似為控排企業投入的生產要素,這類似于勞動或資本等.為力求簡單清晰,假設第i個地區某一行業比如第二產業的鋼鐵行業的生產函數為Yi＝fKi,Li,Ci ,其中,Yi為該地區該行業的總產出,Ki為投入的總資本品數量,Li為投入的勞動數量,Ci為投入的碳配額數量.假設該地區該行業的生產函數為規模報酬不變,根據歐拉定理,可以得到PiYi＝KiRi＋LiWi＋CiPCi ３其中,Pi為該地區該行業產成品的名義價格如鋼鐵價格 ,Ri為資本品的收益名義利率 ,Wi為名義工資,PCi為該地區該行業的碳配額價格.由于國內不同地區同行業的價格大致相同不考慮市場摩擦 ,且不同地區該行業的資本和勞動高度流動,故Pi＝Pj＝P,Ri＝Rj＝R,Wi＝Wj＝W.因此,當第i個地區該行業碳配額價格發生變化時比如PCi↑ ,廠商在利潤最大化的條件下,必然會降低對碳配額的需求,增加對資本品和勞動的需求,從而第i個地區的資本品和勞動價格都會上漲.由于資本品和勞動等生產要素在第i個地區與第j個地區之間可以高度流動,第j個地區的資本品和勞動價格會隨之上漲.在給定產出品價格保持不變的條件下,其必然會增加對碳配額的需求假設該地區初始碳配額供需均衡 ,從而第j個地區的碳配額價格會上漲,即PCj↑ .當然,上述模型考慮的是市場完全無摩擦的情形.若市場間存在一定的摩擦,即使各碳市場配額價格不趨同,價格走勢也會具有較高的一致性,故該模型也適用于市場存在摩擦的情形.由此可以看出,中國試點省市碳市場配額的價格可以通過經濟基本面進行傳導.由于碳配額可以近似為一種生產要素,它會在一定程度上影響本市場相關行業的價格.從圖９可以看出,各省市傳統市場相關行業的價格傳導非常順暢,故本省市碳市場配額價格的波動經由本省市傳統市場相關行業價格,很容易傳導至另一省市傳統市場相關行業的價格,并進而引起另一省市碳市場配額價格的波動.從該傳導路徑看,碳市場間相關行業聯系越緊密,價格傳導會越順暢.從中國各試點省市碳市場所覆蓋行業來看,所有試點省市碳市場基本上均包括鋼鐵和電力等高耗能行業,且上述行業價格傳導非常順暢若不同市場間存在套利機會,市場會自發進行調節 .由此可見,經濟基本面傳導路徑在理論上非常順暢有效.基于這一邏輯,中國碳市場整體一體化程度理應較高,但現實并非如此,這是否意味著路徑①存在問題通過進一步研究發現,中國碳市場一體化程度不高的根源主要在于碳市場本身.中國碳市場由政府創設,碳市場本身的體制機制建設相對滯后于碳市場的內在發展需求,導致中國碳市場一體化程度不高,故中國碳市場一體化程度有進一步加強的內在經濟動因.而目前中國碳市場體制機制建設存在的問題有各試點省市碳市場之間缺乏鏈接機制,市場緊密程度有待加強;碳配額監測、報告、核查體系標準不統一,碳配額公信力不足;市場流動性匱乏,核心功能發揮不足;法律法規體系建設亟待完善,制度約束力有待加強.同時,基于經濟基本面的傳導路徑路徑① ,某碳市場對碳配額的需求越大市場話語權相對較高 ,該碳市場配額價格的波動越會對其他碳市場配額價格產生較大影響.從中國試點省市碳市場產業結構看,它們類似的產業結構使得各試點省市的經濟基本面聯系更加緊密.具體而言,第一產業占比都很低,大多在５％以下;第二產業占比相對次之,大多在３０％５０％之間;第三產業占比為所有產業中最高,大多在４０％７０％之間.眾所周知,碳??２９??２０１７年第２期配額的需求與經濟體的產業結構高度相關,不同產業對碳配額的需求存在巨大差異,第二產業對碳配額的需求遠遠大于其他產業,所以第二產業占比越高,對碳配額的需求則越大.湖北、廣東和天津的第二產業占比較高,由于湖北和廣東碳市場的GDP總量相對更大,上述兩個市場對碳配額的需求也相對更大,進而使得上述兩個市場配額價格波動對其他碳市場會產生較大的影響,故經濟基礎說在一定程度上能較好地解釋中國碳市場呈現出局部中心化趨勢這一結果.２ ??消息面傳導路徑分析路徑②對應的是消息面傳導路徑,該路徑有兩條一條是由某碳市場的二級市場直接傳導至另一碳市場的二級市場,另一條是由某碳市場的二級市場先傳導至本市場的三級市場,然后通過本市場的三級市場傳導至另一碳市場的三級市場,最后傳導至另一碳市場的二級市場.該路徑可由市場傳染說進行解釋,市場傳染說側重于從行為金融學角度探究各市場間的影響情況,當某一碳市場發生劇烈波動時,由于其他碳市場存在信息不對稱, “羊群效應”和“趨同效應”等容易使得這種波動傳染到其他碳市場上,最終各碳市場之間的相互影響關系會得到加強.由于中國碳市場仍處于建設初期,總體成熟程度依然不高,市場對有效信息的辨別能力較弱,這在較大程度上了制約了消息面傳導路徑的效率.從圖９可知,中國碳市場的三級市場并沒有建立,因而通過三級市場進行傳導的路徑暫時無效,這影響了市場傳染說的解釋力度,故完善中國多層次碳市場體系能夠有效提高中國碳市場一體化的程度.因此,該假說在一定程度上較好地解釋了中國碳市場一體化程度不高的原因.３ ??碳市場內價格傳導路徑分析路徑③對應的是各試點省市碳市場內一、二級市場碳配額價格內部傳導的路徑.為探討一級市場碳配額價格是否會對二級市場碳配額價格產生影響,鑒于廣東碳市場是全國首個探索部分配額實行有償分配的試點市場,本文以該碳市場為例,通過事件研究法進行分析.一級市場的價格主要是拍賣價格,二級市場的價格則為交易日價格,本文分析的基本原理為一級市場的拍賣日期由政府規定,并不依賴于二級市場的運行情況,因而具有嚴格的外生性和隨機性;滿足隨機游走要求的二級市場價格,在任意選定的交易日前后,價格走勢應該具有較強的隨機性,而不應該有系統性的偏離.如果有系統性的偏離,表明其受到一級市場價格的“錨定”影響.本文以政府拍賣前后三個交易日平均價格與一級市場拍賣價格之差的絕對值為指標,若政府拍賣后三個交易日均價與一級市場拍賣價格之差的絕對值經常小于拍賣前三個交易日均價與一級市場拍賣價格之差的絕對值,則說明二級市場價格受到一級市場價格的“錨定”影響.在分析過程中,采用如下模型ΔP＝Pt± １＋Pt± ２＋Pt± ３３－Pt ４在式４中, ΔP表示前后三個交易日均價與一級市場價格之差的絕對值,Pt± １、Pt± ２和Pt± ３分別表示拍賣日后和拍賣日前第１、２和３個交易日的價格,Pt表示拍賣日的配額價格.經過數據處理,結果如圖１０所示.從圖１０可以看出,相對于拍賣前的二級市場價格,大多數拍賣后的二級市場價格更加接近于一級市場的拍賣價格,這充分說明廣東碳市場二級市場受到了一級市場的“錨定”影響.因此,雖然目前廣東碳市場二級市場相對較弱,但強大的一級市場依然能夠使其在整個碳市場中具有重要的影響力,這也在一定程度上說明為什么廣東碳市場會對其他碳市場影響較大,故經濟基礎說能夠進一步解釋中國碳市場局部中心化凸顯的趨勢.當然,隨著碳市場的發展,未來二級市場價格也可能會較大程度地影響??３９??謝曉聞、方意、李勝蘭中國碳市場一體化程度