全国碳排放权交易市场有效性实证分析.pdf

选取全国碳排放权交易市场2021年7月16日2022年12月30日357个收盘价数据，分别采取游程检验法、方差比检验法、重标极差法对其有效性进行综合分析，并比较各检验之间的差异。研究结果表明，2022年全国碳排放权交易市场较2021年趋于平稳；不同检验方法得出的统计结果有所差异，但整体上全国碳排放权交易市场未达到弱式有效水平。由此建议应积极引入市场参与机构、创新交易工具，从而提高全国碳排放权交易市场的积极性，并完善相关法律法规，保证碳交易政策连续性，同时加强信息披露，促进与区域碳排放权交易市场联动发展。关键词：碳排放权交易市场；市场有效性；重标极差法；信息披露中图分类号：F832.5文献标识码：粤文章编号：2096-2517（圆园23）园4原0园71原10DOI：10.16620/ki.jrjy.2023.04.008全国碳排放权交易市场有效性实证分析刘江帆1，2，侯恒宇1，张建红3（1.河北经贸大学 金融学院，河北 石家庄 050061；2.河北经贸大学 绿色金融研究所，河北 石家庄 050061；3.中国国际工程咨询有限公司，北京 100048）一、引言20 世纪以来，全球气候变化已经对世界各国的环境、经济和社会产生严重影响，气候变化对经济和社会造成的严重危害迫使世界各国积极寻求解决方案。1997 年 京都议定书 的出台代表着各国愈发重视全球气候变化。我国在全球碳减排工作中扮演着至关重要的角色，在分析研究自身国情的基础上借鉴欧盟在碳减排方面的相关经验，对碳市场开展了有序探索。从其他国家经验来看，碳排放权交易作为一种重要的碳减排工具，已经发挥了重要作用。碳排放权交易市场一方面可以倒逼碳排放强度高的企业使用清洁能源、升级减排技术来降低环境成本，另一方面可以弥补碳排放强度低的企业的转型成本。我国 2011 年在“十二五”规划纲要中提出建立碳排放交易市场，在北京、天津等 7 个省市启动试点工作并于 2013 年上线交易，2016 年福建省作为第八个碳交易试点启动，2017 年 全国碳排放权交易市场建设方案 实施要求建立全国统一碳排放交易市场。自 2021 年全国碳排放权交易市场（以下简称全国碳交易市场）成立以来，经过近一年半时间的运行，全国碳交易市场取得了一定进展，市场交易机制正在逐步完善。根据上海环境能源交易所发布的 2022 年全国碳交易市场运行情况来看，已覆盖电力企业超 2000 家，2022 年度成交量5088.95 万吨，交易金额 28 亿元，主要集中在11绿色金融71圆园23 年第 4 期（总第 210 期）12 月，大宗协议成交金额占 87%，累计交易金额突破百亿元淤。其他试点地区覆盖排放单位近 3000 多家，2022 年成交金额达到 26.5 亿元，累计交易也突破百亿元。全国碳交易市场和试点市场的碳交易均价均有所上涨，深圳排放权交易市场 2022 年同比涨幅甚至达到 286%于。我国碳交易市场一跃成为全球成交量最大的交易市场。但目前全国碳交易市场仍处于起步阶段，碳价波动大、配套法律不健全、企业参与积极性不高、政策不连续等问题依然存在，有可能影响我国 2030 年碳达峰和 2060 年碳中和的目标实现。因此研究全国碳交易市场是否达到有效水平对于实现碳减排目标具有重要意义。由于全国碳交易市场成立时间较短，针对全国碳交易市场的有效性研究文献较少，特别是缺乏定量化的研究。本文分别采取游程检验法、方差比检验法和重标极差法对全国碳排放权交易市场的有效性进行综合分析。针对目前研究的局限性提出的主要创新点如下：一是将研究对象设定为全国碳交易市场，丰富了国内对于全国碳交易市场有效性的研究，并且采取多种方法对全国碳交易市场的有效性进行分析，弥补国内对全国碳交易市场定量化研究的空缺。二是探讨市场有效性检验方法的优缺点和适用性，并对各类检验方法实证结果进行比较。三是本文根据 Miller 等1的方法调整相关数据，运用一阶自回归过程对全国碳交易市场的数据进行调整，弥补全国碳交易市场数据量少的缺点，使实验结果更加准确、可信。二、文献综述Fama（1970）首次提出有效市场假说，其假设前提是所有的市场参与者都是理性的，主要内容是：有效市场是指市场价格能够充分反映投资者可获得信息的市场2。该理论将金融市场有效性分为弱式、半强式、强式。弱式有效市场中参与者不能通过掌握历史信息来获取超额利润。如果资产价格符合随机游走过程，即序列满足随机性就可以证明市场处于弱式有效，在该市场中历史交易信息将不会影响未来资产价格。由有效市场假说发展而来的分形市场假说，其主要内容是信息对于不同市场参与者的交易时间影响不同，并且市场参与者并非都是理性的。国外学者研究主要集中在欧洲碳排放交易体系（EU ETS）有效性。其中 Montagnoli 等（2010）选取20052009 年 BlueNext 环境交易所碳排放数据，采用方差比检验的方法来衡量欧洲碳排放交易体系的有效性，并将其分为两个阶段，他们认为欧洲碳排放交易体系在第一阶段市场没有达到有效水平，而在第二阶段市场的有效性较第一阶段有所上升3。Daskalakis 等（2013）选取 20082011 年在洲际交易所交易的四种二氧化碳排放配额的期货数据进行市场有效性分析，同样认为第二阶段市场有效性有所提高，市场趋于成熟4。但 Ibikunle 等（2016）证明欧洲碳排放交易体系在第二阶段达到随机游走5。Sattarhoff 等（2022）使用欧洲碳排放交易体系三个阶段的历史数据，采用多重分形随机行走模型和间歇系数进行市场有效性分析，同样得出欧洲碳排放交易体系达到成熟状态的结论6。Chevallier 等（2011）选取欧洲碳排放交易体系碳排放权成交价、期权价格波动率和波动率数据，得出欧洲碳排放交易体系碳价格不稳定的结论，并发现期货市场有利于稳定欧洲碳排放交易体系碳价格7。除此之外，Charles 等（2013）还通过成本现金模型，对欧洲碳排放交易体系数据进行协整检验8。国内学者主要研究对象是股票市场、期货市场、证券市场以及区域碳排放权交易市场。主要研究方法包括游程检验9、方差比检验法10、重标极差法11、EGARCH-M 模型12、ARMA-GARCH 模型13、双向效应固定模型14和遗传编程算法15等。牛东来等（2019）选取 JD1703 合约上市后鸡蛋期货市场数据，通过方差分解和格兰杰因果检验对序列进行分析，结果表明我国鸡蛋期货市场达到弱式有效水平，但未达到半强式有效水平16。Wang 等（2022）将序列面板选择法与 KSS 单位根检验结合中国区域碳排放权交易市场进行分析，结果显示有效市场假说在我国区域碳排放权交易市场并不成立17。Chen等（2021）通过对中国湖北试点碳排放权交易市场进行方差比检验，得出湖北碳排放权交易市场未达淤作者根据上海环境能源交易所数据整理。于作者根据北京绿色交易所、深圳排放权交易所数据整理。72圆园23 年第 4 期（总第 210 期）到弱式有效，并且市场效率波动幅度大的结论18。王磊等（2021）在分型市场假说的基础上综合运用游程检验、ADF-KPSS 联合检验以及重标极差法对长江经济带碳排放权交易市场进行有效性分析，认为长江经济带的湖北、重庆和上海三个区域碳排放权交易市场仍未达到弱式有效19。马跃等（2022）通过建立 GARCH 模型和运用重标价差法等方法研究认为当前中国试点碳排放权交易市场未达到弱式有效水平20。吕靖烨等（2019）选取湖北碳交易市场 963 个日收盘价格数据，运用游程检验、建立 GARCH 模型和 GARCH-M 模型得出湖北碳交易市场仍然未达到弱式有效水平的结论21。杨敏等（2020）在考虑到结构突变问题的基础上充分运用 Hurst 指数对欧盟以及中国碳排放权交易市场进行有效性分析，得出沪、鄂两地的区域碳排放权交易市场仍未达到弱式有效，同时欧盟碳排放权交易市场有效性也有所减弱22。吕靖烨等（2018）对湖北碳排放权交易市场收益率数据建立GARCH模型，并进一步建立 MCMC-SV 模型对统计结果准确性进行验证，结果表明湖北试点的碳排放权交易市场未达到弱式有效23。以上相关文献对研究全国碳交易市场有效性提供了理论基础和方法，但整体上存在三点局限性：从研究对象来看，国内研究集中于对全国碳交易市场有效性的定性化研究，市场定量化分析主要是区域碳排放权交易市场，对于全国碳交易市场的有效性分析的定量化研究较少；从检验方法来看，已有文献对于市场有效性检验的方法较为单一；从数据分析角度来看，目前全国碳交易市场处于初期运行阶段，属于淡薄市场，已有文献直接剔除交易量为零的数据，会对全国碳交易市场有效性研究产生影响24。本文根据已有学者对碳交易市场有效性研究的相关方法和理论，对全国碳交易市场有效性进行系统全面的实证分析，研究结论将对完善我国碳交易市场机制具有重要的借鉴意义。三、研究设计（一）样本选择与数据来源本文主要数据来源于上海环境能源交易所，借鉴白强等（2022）25的样本指标选取，以全国碳交易市场日收盘价数据为样本，选择时间段为 2021年 7 月 16 日2022 年 12 月 30 日，共 357 个数据。（二）指标本文借鉴赵立祥等（2018）10的方法采用对数收益率作为衡量市场价格波动变化幅度的指标，区别于部分研究采用价格波动变化幅度为研究对象。同时为了提高序列的稳定性，对日收盘价进行对数化处理，计算公式如下：Rt=ln Pt-ln Pt-1（1）式中，Pt为第 t 日全国碳交易市场收盘价，Pt-1为第 t-1 日全国碳交易市场收盘价。全国碳交易市场成立时间短造成对数收益率数据少，淡薄数据容易形成白噪声影响，白噪声影响在数据估计和检验中容易造成偏差。为了消除淡薄交易数据的影响，本文通过 AR（1）对全国碳交易市场的数据进行调整。Rt=琢+茁Rt-1+着t（2）再运用回归的残差进行点估计：e赞t=着赞t1-茁（3）（三）分析方法1.游程检验某种状态连续出现若干次则称为一个游程。在本文中将该状态定义为全国碳交易市场对数收益率上升或者全国碳交易市场对数收益率下跌，即全国碳交易市场碳价的涨跌。游程检验是根据序列排列呈现的游程数进行检验的方法，游程检验的原理是通过设置临界值即割点区分两组游程，通过计算相应的概率来检验序列是否随机生成。游程检验的原假设 H0：序列为随机游走序列，即全国碳交易市场达到弱式有效。游程期望值和标准差分别为：E（R）=1+2N1N2N（4）滓R=2N1N2（2N1N2-N）N2（N-1）蓘蓡（5）构造统计量 Z 为：Z=R-E（R）滓R（6）式中，R 为游程数，N 为样本数，N1为对数收益率为正的序列个数，N2为对数收益率为负的序列个数。当|Z|Z琢2（琢 为给定的显著性水平）时，则拒绝原假设 H0，反之则认为序列出现随机性。73圆园23 年第 4 期（总第 210 期）2.方差比检验方差比检验法的适用范围较为广泛，适用于非正态分布以及异方差的序列。其检验原理是当序列样本符合随机游走的条件时，其随机游走增量与时间成线性关系。方差比检验的原假设 H0：VR（k）=1，序列具有随机性，其中当|VR（k）|1 时，表明序列具有较强波动性，当|VR（k）|1 时，表明序列趋于平稳。方差比为：VR（k）=Var（rt+rt-1+rt-k-1）k Var（r）=1+2k-1i=1移（k-ik）籽i（7）同方差条件下的统计量为：Z（k）=VR（k）-1渍（k）姨（8）渍（k）=2（2k-1）（k-1）3kT（9）异方差条件下的统计量为：Z*（k）=VR（k）-1渍*（k）姨（10）渍*（k）=k-1j=1移2（k-j）2k蓸蔀2啄（j）（11）啄（j）=（Tt=j+1移（rt-Tt=1移（ln Pt-ln Pt-1）T）2（rt-j-Tt=1移（ln Pt-ln Pt-1）T）2）Tt=1移（rt-Tt=1移（ln Pt-ln Pt-1）T）2晌尚上上上上上上上上上上裳捎梢梢梢梢梢梢梢梢梢梢2（12）式中，VR（k）为第 K 期的方差比，籽i为全国碳交易市场碳价的对数收益率滞后 i 期的自相关关系。当统计量超过阈值时，则拒绝原假设 H0：VR（k）=1，序列具有随机性；反之当统计量在阈值以下，则不拒绝原假设 H0：VR（k）=1，序列具有随机性，即全国碳交易市场达到弱式有效。3.重标极差法重标极差法作为一种非参数检验，无需序列数据的分布特征，重标极差法是由 Hurst 提出，并被引入金融市场领域。重标极差法的检验方法为通过构建样本观测值的极差与标准差的比率，通过相应变化构建 Hurst 指数，对 Hurst 指数呈现的不同情况进行对应分析，从而评价全国碳交易市场是否达到弱式有效。对于序列Yt其均值为：Y=nt=1移Yin（13）极差为：R（n）=max1臆k臆nni=1移（Yi-Y）-min1臆k臆nnj=1移（Yj-Y）（14）离差和为：X（n）=ti=1移（Yi-Y）（15）标准差为：S（n）=ni=1移（Yi-Y軍）2n姨（16）统计量为：Qn=R（n）S（n）（17）由：P limm寅肄（n-HQn）=C（18）可得：ln E（Qn）抑ln C+H ln n（19）Hurst 指数近似值为：H=ln Qnln n（20）式中，H 为 Hurst 指数，C 为常数。当 H=0.5 时，序列具有随机性，序列中各期间数据不相关，即全国碳交易市场达到弱式有效。当 0H0.5 时，对数收益率序列具有反持续性，即本期间序列走势与下74圆园23 年第 4 期（总第 210 期）一期间序列走势相反。当 0.5H1 时，对数收益率序列具有持续性，即本期间序列走势与下一期间序列走势相同，并且 H 越趋近于 1，其正相关关系越强。（四）分析方法比较上述市场有效性检验方法有其优缺点，并且有不同的适用条件。从适用性来看，全国碳交易市场有效性研究可以通过下述方法来进行分析（见表 1）。四、实证结果与分析（一）描述性统计本文使用 Stata16 软件对调整后的全国碳交易市场对数收益率进行分析，得到对数收益率序列的特征统计图。如图 1 所示，2021 年全国碳交易市场收盘 价最低价格为 41.84 元/吨，最高价格 为56.97 元/吨，波动幅度相对较大。但随着全国碳交易市场相关机制与配套法律的完善，2022 年全国碳交易市场收盘价格波动逐渐趋于稳定，其均价维持在 5560 元/吨。整体看全国碳交易市场对数收益率序列不严格满足标准正态分布，本文使用 Stata16 软件对数据进行相关处理，得到全国碳交易市场对数收益率统计图（见图 2）以及全国碳交易市场价格收益率统计值（见表 2）。首先就标准差进行波动性分析，标准差数值越大说明价格波动越大。从表 2 可知，全国碳交易市场对数收益率的标准差为 0.0200，说明全国碳交易市场的价格波动较小。其次就偏度进行分析，从表2可知全国碳交易市场收益率序列的偏度为 0.8558，呈现出正偏态特征。然后从峰度进行分析，峰度近图2全国碳交易市场对数收益率统计全国碳交易市场开市天数01002003004000.100.050.00-0.05-0.10方法优点缺点适用性游程检验对样本分布条件宽松，仅通过价格涨跌判断市场有效性。没有考虑价格变化幅度的大小并且无法剔除序列自相关的影响。适 用 于 极端 值 较 少的序列。方差比检验对于存在异方差以及非正态分布的序列适用性强。对于样本数据量较小的序列容易产生误差，并且K 的取值将会影响统计结果。适用于存在异方差、非正态分布、数据量较大的序列。重标极差法将序列随机性问题转化为概率的衡量，并综合使用极差和标准差，更加全面衡量序列的随机性。不能准确区分长期 记 忆 与 短 期记忆。适 用 范 围广泛。表1分析方法比较图1全国碳交易市场收盘价走势图数据来源：作者根据上海环境能源交易所数据整理设计。下同。全国碳交易市场开市天数01002003004006055504540均值标准差偏度峰度Jarque-Bera 统计量LM 统计量P 值全国碳交易市场0.00040.02000.85588.7444532.9280399.85390.0000表2全国碳交易市场价格收益率描述性统计75圆园23 年第 4 期（总第 210 期）似于零则说明数据符合正态分布，峰度大于零是分布陡峭，峰度小于零是分布平缓。从表 2 可知，全国碳交易市场收益率序列的峰度为 8.7444，峰度大于3，分布特征呈现出过高峰度；Jarque-Bera 统计量的值为 532.9280，说明不服从正态分布。因此分析得出全国碳交易市场收益率序列的分布并不满足标准正态分布，具有“尖峰厚尾”的分布特征，同时根据 LM 统计量可得出序列存在异方差。本文对数据进行 ADF 检验。根据表 3 检验结果，全国碳交易市场 t 统计量绝对值为 21.583，大于 1%、5%、10%水平下的临界值，可以拒绝原假设H0：序列存在单位根。由此可知全国碳交易市场收益率序列为平稳序列。并且 P 值为 0 同样证明全国碳交易市场收益率序列为平稳序列。为了避免上述检验方法存在局限性，本文进一步采用自相关检验，通过判断序列的自相关性是否随滞后阶数提高而缩小。当序列自相关性随滞后阶数提高而缩小则证明序列为平稳序列，相反当序列自相关性随滞后阶数提高而扩大则证明序列为非平稳序列。根据表 4 可知，随着滞后期扩大，自相关系数以及偏自相关系数均趋近于 0，表明自相关性缩小，进而证明序列为平稳序列。因此，从两种检验结果来看，全国碳交易市场数据序列为平稳序列。（二）游程检验结果本文以 0 作为全国碳交易市场对数收益率的分割点，将全国碳交易市场对数收益率序列分为两部分，分别代表资产价格涨跌情况。结果如表5 所示，Z 统计量值为 0.53，P 值为 0.59，整体来看 Z 统计量值较小而 P 值较大，所以不能拒绝原假设，故得出结论，全国碳交易市场达到弱式有效。（三）方差比检验结果本文通过对全国碳交易市场收益率序列的方差、异方差调整的方差以及方差比进行分析，并取滞后 8 阶观察方差比，根据描述性统计可知全国碳交易市场序列存在异方差，检验结果如表 6 所示。根据表 6 观测可知，对比统计量在 5%显著性水平下的临界值 1.45，所有滞后阶数 Z（k）统计量的绝对值均大于该值，拒绝原假设，认为序列不具有随机性，即全国碳交易市场未达到弱式有效。对于样本的异方差性，本文进一步运用 Z*（k）统计量进行分析，同样可以得出该统计量的绝对值大于临界值，由此拒绝原假设。因此，方差比检验结果显示全国碳交易市场有效性未达到弱式有效。表3ADF检验结果t 统计量P值1%水平临界值5%水平临界值10%水平临界值全国碳交易市场-21.5830.0000-3.452-2.876-2.570阶数自相关系数偏自相关系数修正的 Q统计量P 值1-0.1158-0.11594.81650.02822-0.1182-0.13589.84390.007340.09010.068812.81300.012280.04450.107930.26100.0002160.03180.002835.41600.003532-0.02300.029153.71600.0095表4自相关检验结果表5游程检验结果检验值样本总数游程数Z 统计量P 值全国碳交易市场0.00003571710.530.59表6方差比检验结果滞后期12485%显著性临界值全国碳交易市场Z（k）-2.1131-3.4546-2.7584-2.23671.45Z*（k）-1.7523-2.8259-1.4533-1.57231.45VR0.62430.77560.75450.86871.4576圆园23 年第 4 期（总第 210 期）（四）重标极差法结果本文根据对全国碳交易市场 Hurst 指数的计算来分析全国碳交易市场的特征。运用 Matlab 软件计算全国碳交易市场的 Hurst 指数，进而检验全国碳交易市场的有效性，计算结果如表 7 所示。根据重标极差法检验结果可知，全国碳交易市场重标极差法结果通过显著性检验。对于全国碳交易市场对数收益率 Hurst 指数为 0.3765，小于 0.5，表明对数收益率序列具有反持续性，进一步可得全国碳交易市场收益率序列不具有随机性，全国碳交易市场未达到弱式有效。（五）不同结果比较具体来看，游程检验的局限性在于没有考虑价格变化数值的大小，全国碳交易市场开始初期资产价格变化幅度大，而后期基本趋于稳定，受游程检验局限性所影响，单方面使用游程检验得出结论缺乏说服力。全国碳交易市场交易数据量少，市场活跃度低，对此类市场进行方差比检验会影响结果的精度和准确性。重标极差法存在不能准确区分长期记忆与短期记忆的局限性。整体而言，全国碳交易市场未达到弱式有效。（六）结果与讨论自 2021 年成立至今，全国碳交易市场仍处于起步阶段，与欧盟国家相比，行业覆盖率、市场活跃度、市场参与主体以及金融工具等方面都还存在一定差距，导致市场流动性较低，碳交易定价机制还未形成，市场参与者主要依靠历史交易信息来确定碳资产价格。由于全国碳交易市场参与主体目前仅以排放主体为主，中介机构参与数量较少，同时现阶段主要为现货交易，缺少其他金融产品，尽管在一定程度上抑制了投机行为，但无法很好地激发市场活力，促使更多的市场主体参与碳交易，影响了碳价定价机制的形成。从成交量和成交方式上来说，全国碳交易市场仍然规模较小，流动性不足。从市场主体来看，目前主要纳入发电行业重点排放单位约 2000 多家，其余七个重点行业仍在等待纳入。“十二五”时期是我国碳交易试点的关键时期，自 2011 年国家发改委确定 7 个试点城市后，各试点城市根据区域经济发展状况、重点排放行业企业、纳入的交易品种等特征，各自开展了交易顶层设计，并于 2013 年陆续启动线上交易，同时均配套出台了管理办法等政策文件。2017 年福建省试点交易启动后，全国形成了 8 大交易试点，各个试点区域管控门槛、覆盖行业、纳入气体、交易工具、配额总量均有特色。“十三五”时期是我国全国碳交易市场建设的关键时期，在试点区域经验的基础上启动全国碳交易市场。根据目前国内相关碳交易市场有效性研究结果，试点交易市场有效性总体仍然没有达到弱势有效，总结其主要原因在于政府重视程度不足、市场参与者少、交易品种单一等。试点交易市场中真正有金融机构、投资机构或第三方碳资产管理机构参与的几乎没有。广东和北京先后于2016 年和 2018 年推出碳期货合约，但整体而言我国地方碳交易市场交易品种仍然以现货为主，缺少期货等风险交易工具。试点交易市场并未达到预期效果。2018 年，国家发改委发布了 碳排放权交易管理暂行办法，规定了市场管理和监管体系，但作为指导性文件难以满足对全国碳交易市场具体操作的规范。由于碳交易市场为人为构建的金融交易市场，市场交易机制的设计需要在交易过程中不断总结和完善，现阶段我国碳交易市场仍然需要进一步探索，这样才能更好地为实现双碳目标服务。五、结论与建议（一）结论1.2022 年全国碳交易市场较 2021 年趋于平稳根据上述分析可以得出，2022 年全国碳交易市场较 2021 年趋于平稳，由图 1 可知 2022 年全国碳交易市场价格波动幅度相较于 2021 年减小，全国碳交易市场更加稳定。具体表现在碳配额波动程度、全国碳市场交易量、企业参与市场积极性三方面。首先，2022 年碳配额价格整体呈现平稳态势，表7重标极差法结果表8不同结果比较Hurst 值P 值R-squared全国碳交易市场0.37650.00000.7585游程检验方差比检验重标极差法结果通过未通过未通过77圆园23 年第 4 期（总第 210 期）较 2021 年同期波动幅度较小。这表明市场参与者对碳配额价格的预期相对稳定，供求关系相对平衡，市场波动性较低。其次，2022 年全国碳交易市场的交易总量相比 2021 年同期有了较大的增长，但整体呈现平稳增长态势，没有出现大的波动。这表明，碳交易市场的交易参与者较为稳定，市场交易规模扩大，市场运行相对平稳。最后，2022 年，全国范围内的企业对于参与碳交易的积极性较高，认识到了碳排放对于企业发展的影响，并积极采取措施减少碳排放。这表明，碳交易市场的参与者已经逐渐形成一定的共识，市场运行相对平稳。但由于2022 年未开展履约，未来碳交易市场是否更加稳定无法判断。2.不同检验方法统计结果有所差异全国碳交易市场收益率序列经过游程检验达到弱式有效，而经过方差比检验、重标极差法等方法的检验结果显示出不同结论，综合来看，不同的碳交易市场有效性检验方法可能产生不同的统计结果。因此，对碳交易市场的有效性进行评估需要考虑多种检验方法的结果，并对这些结果进行综合分析，不仅要考虑各种方法的优缺点，还要考虑市场的具体情况，以便给出准确的结论。3.全国碳交易市场未达有效综合考虑以上检验结果得出全国碳交易市场未达到弱式有效。首先，方差比检验结果显示滞后8 阶方差比均大于临界值 1.45，全国碳交易市场未满足弱式有效。其次，重标极差法结果显示全国碳交易市场对数收益率Hurst 指数为 0.3765，小于0.5，同样证明全国碳交易市场未满足弱式有效。最后，虽然通过游程检验得出全国碳市场收益率序列具有随机性，但考虑到游程检验存在的局限性以及全国碳交易市场数据少的特点，游程检验结果仅作为参考。整体而言，本文认为全国碳交易市场未达到弱式有效。由于全国碳交易市场实施时间不到两年，交易数据量相对较少，本研究结论存在一定的缺陷与不足。（二）相关建议1.提高全国碳交易市场交易积极性市场是否达到有效性很大程度上依赖于资产能否被活跃地交易。提高全国碳交易市场的交易积极性有利于保证资产在市场上充分流动，使碳价的水平能够反映全国碳交易市场供需以及流通成本，增加全国碳交易市场的有效性。为此，应逐步纳入更多的行业，提高交易规模，还要适当引入中介机构，建立做市商制度，完善市场交易制度，方便市场参与者进行交易，降低市场参与者的信息搜集成本，提高全国碳交易市场交易的积极性和市场的流动性。应引入更多高质量有效的市场参与者进行碳交易，方便全国碳交易市场参与者买卖双方对接；同时引入国际资本，丰富市场参与者。目前全国碳交易市场以现货交易为主，未来可以借鉴欧洲碳排放交易体系，丰富发展以碳期货、碳期权、碳掉期为代表的全国碳排放权交易市场衍生品市场，提高市场交易的积极性26。2.完善全国碳交易市场的法律法规碳交易市场是由减排政策衍生出来的人为市场，其正常运行必然需要政策法律保护27。推动全国碳交易市场法律制度建设有利于规范交易行为，保护市场参与者的合法利益，提高其参与全国碳交易市场的积极性，提高全国碳交易市场的流动性从而使价格更好地反映信息，提高全国碳交易市场的有效性。目前全国碳交易市场的相关法律法规仅有碳排放权交易管理暂行办法，作为部门规章其政策效力难以满足全国碳交易市场正常运行的需要，需要在制定有关全国碳交易市场上位法的同时不断细化法律法规，尽快明确政府和参与者的职责，保证全国碳交易市场的正常运行。同时全国碳交易市场目前主要依靠行政手段干预，随着全国碳交易市场法律法规的完善，政府要在保证合理宏观调控的同时放权给市场，这样才能有效提高市场流动性。3.保持全国碳交易市场政策连续性全国碳交易市场建设是一个复杂的长期任务，需要有连续的政策进行指引。连续的政策有利于明确政府各部门职责，增强市场参与者对市场稳定的预期和信心，并为全国碳交易市场的交易提供稳定可靠的引导。全国碳交易市场政策的制定要着眼于宏观经济与生态目标，并结合我国实际国情和全国碳交易市场的发展经验进行循序渐进的改进。碳政策的制定要提前统筹考虑、协调各部门利益，避免78圆园23 年第 4 期（总第 210 期）政策频繁修改、各部门规定不同等问题，为全国碳交易市场参与者提供明确可供参考的政策标准。政府可以出台相关政策，鼓励企业参与全国碳交易市场，通过交易达成碳减排目标，获得相应的政策奖励。目前全国碳交易市场政策基本保持连续，就配额分配政策而言，坚持配额免费分配政策，并逐步优化分配标准。4.强化全国碳交易市场信息的披露实践证明，公开透明的信息披露是提高市场有效性的基础。合理规范全国碳交易市场的信息披露制度将减少市场上信息不对称问题，市场参与者可以迅速对市场信息做出反应，使碳价恢复到合理水平，进而保证全国碳交易市场的有效性。同时透明的信息披露也是碳市场公平的重要保障，充分的信息披露不仅有利于政府监管部门对市场中违法违规问题进行及时处理，而且有利于公众辅助政府加强对全国碳交易市场的监督，客观公平的市场环境将进一步提高市场的有效性。除此之外，可以建立碳交易信息平台试点，为市场参与者提供实时的碳市场信息、企业减排情况和市场预测等，提高市场的透明度和公正性。目前 企业环境信息依法披露管理办法 已经颁布实施，应及时跟踪和评价管理办法的实施效果，逐步建立完善信息披露机制。5.加强全国与区域碳交易市场的联动碳市场的稳健发展依赖全国与区域碳交易市场的共同努力，需要政府协调好全国与区域碳交易市场的关系。全国碳交易市场行业覆盖面广，碳市场创新面临更大风险，基于全国与区域碳交易市场的高度相关性，充分发挥区域碳交易市场的试点作用进行联动创新，有利于提高碳市场有效性，高质量完成碳减排工作。例如，在区域碳交易市场学习借鉴欧盟，进行市场稳定储备机制（MSR）、碳关税等机制的试点，并逐步应用于全国碳交易市场。因此政府需要明确两者在碳交易市场体系中的位置，创造两者沟通交流的体制，从而实现全国与区域碳交易市场的联动创新发展。参考文献：1MILLER M H，MUTHUSWAMY J，WHALEY R E.MeanReversion of Standard&Poors 500 Index Basis Changes：ArbitrageInduced or Statistical Illusion?J.Journal ofFinance，1994，49（2）：479-513.2FAMA E F.Efficient Capital Markets：A Review of 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