冷湘韻 LENG Xiang-yun

（鄭州大學(xué)，鄭州 450001）

0 引言

改革開放四十多年來，中國粗放式經(jīng)濟增長取得令人矚目的成就，但其也導(dǎo)致了不可忽視的環(huán)境問題。十九大報告中提出，污染防治是政府工作的三大攻堅戰(zhàn)之一，在第75屆聯(lián)合國大會上我國更是提出了碳達峰和碳中和的“雙碳”目標。為了實現(xiàn)這一目標，近年來政府出臺了各種環(huán)境規(guī)制政策，試圖通過這種方式來促進企業(yè)創(chuàng)新，實現(xiàn)經(jīng)濟增長和環(huán)境保護的雙目標。根據(jù)趙玉民等（2009）的分類，環(huán)境規(guī)制可分為顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制，其中，顯性環(huán)境規(guī)制又分為命令控制型環(huán)境規(guī)制、以市場為基礎(chǔ)的激勵性環(huán)境規(guī)制和自愿性環(huán)境規(guī)制。由于隱性環(huán)境規(guī)制的度量方式及數(shù)據(jù)難以獲得，現(xiàn)有研究較多從顯性環(huán)境規(guī)制出發(fā)研究其經(jīng)濟后果。不同的環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)具有不同的影響路徑。

本文以碳排放權(quán)交易機制的實施這一事實構(gòu)造準自然實驗，利用該試點作為識別市場激勵型環(huán)境規(guī)制對資源消耗型企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量影響的外生沖擊，構(gòu)造雙重差分法來驗證碳排放權(quán)交易機制與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果推斷。本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，本文從微觀企業(yè)視角提供了市場激勵型環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)影響的增量文獻。現(xiàn)有文獻大多從省份層面分析市場激勵型環(huán)境規(guī)制的宏觀影響，而忽略了其對微觀個體的經(jīng)濟后果；第二，本文從企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的角度，分析了市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，對波特假說進行了再驗證；第三，選取高耗能行業(yè)這一資源消耗型子樣本進行研究，為政府市場激勵型環(huán)境規(guī)制政策實施提供微觀實證參考。

1 文獻綜述

政府市場激勵型環(huán)境規(guī)制的實施會對企業(yè)生產(chǎn)運營決策產(chǎn)生影響。企業(yè)會通過降低產(chǎn)量減少排污量、直接購買更新綠色工藝設(shè)備減少生產(chǎn)過程中的污染排放或自主研發(fā)創(chuàng)新等活動來應(yīng)對環(huán)境污染問題、響應(yīng)政府號召。有學(xué)者認為，一方面由于企業(yè)研發(fā)過程通常具有高風(fēng)險、高投入、耗時長等特點，無論是降低產(chǎn)量、購買設(shè)備還是自主研發(fā)，都會占據(jù)企業(yè)正常生產(chǎn)運營資金，影響企業(yè)現(xiàn)金流，降低企業(yè)創(chuàng)新的積極性；另一方面，有學(xué)者認為企業(yè)創(chuàng)新行為的目的不僅包括推動技術(shù)進步、保持競爭優(yōu)勢還有一種是策略行為。企業(yè)會通過增加創(chuàng)新申請數(shù)量來向社會展示經(jīng)營良好、環(huán)保負責(zé)的企業(yè)形象，而且由于信息不對稱性，政府難以辨別企業(yè)申請專利的質(zhì)量，只能通過企業(yè)創(chuàng)新專利申請來給予企業(yè)創(chuàng)新補助、稅收優(yōu)惠等政策，這也為企業(yè)的投機活動提供了可能。

以波特為代表的學(xué)者對此提出了相反觀點，根據(jù)波特假說，嚴格且適宜的環(huán)境管制能夠激勵企業(yè)發(fā)展新的技術(shù)和組織方式，這反而可能提高企業(yè)的生產(chǎn)率和市場競爭力。從企業(yè)內(nèi)部來看，雖然企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新短期內(nèi)會占用企業(yè)生產(chǎn)資源，但是從長期來看，企業(yè)創(chuàng)新專利帶來的經(jīng)濟利益流入會抵消研發(fā)支出，并形成企業(yè)的無形資產(chǎn)，通過技術(shù)領(lǐng)先戰(zhàn)略提高企業(yè)競爭力。從外部環(huán)境來看，隨著2014年碳排放權(quán)交易試點實施，到2018年排污費改稅，再到第75屆聯(lián)合國大會上提出“雙碳目標”。我國環(huán)境規(guī)制強度不斷增強、市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具不斷完善。根據(jù)企業(yè)競爭力理論，企業(yè)面臨的外部壓力，有可能克服企業(yè)惰性，促進企業(yè)做出改變、積極開展綠色技術(shù)創(chuàng)新。

為探究市場激勵型環(huán)境規(guī)制是否能促進企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新，提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，本文提出如下競爭性假設(shè)：

H1a：市場激勵型環(huán)境規(guī)制能提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；

H1b：市場激勵型環(huán)境規(guī)制不能提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

2 研究設(shè)計

為了獲取可信的因果推斷，本文以2014年碳排放權(quán)交易試點實施為準自然實驗，以此來分析市場激勵型環(huán)境規(guī)制是否能提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。因此，本文將雙重差分模型設(shè)定如下：

其中Apply是指企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，本文使用企業(yè)實用新型專利申請，并參考張杰等（2018）的做法，以實用新型專利的IPC分類號為基礎(chǔ)，根據(jù)赫芬達爾指數(shù)計算方法統(tǒng)計出每一個實用新型專利的質(zhì)量，然后用平均數(shù)的方法加總到每一個企業(yè)。Time表示時間，2014年及以后取值為1，2014年以前取值為0；Treat表示是否為全國碳排放權(quán)交易重點排放企業(yè)，是則取值為1，反之為0；μi表示個體固定效應(yīng)，δt表示時間固定效應(yīng)，γi，t表示省份虛擬變量，ρi，t表示行業(yè)虛擬變量，εi，t表示隨機擾動項；Xi，t為控制變量。參考胡珺等（2020），本文分別控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Lev）、資產(chǎn)凈利潤率（Roa）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、成長能力（Grow）、經(jīng)營凈現(xiàn)金流（Ocf）等變量。

為獲得一個相對平衡的面板數(shù)據(jù)，本文選擇2009-2020年非金屬礦物制品業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)等六大高能耗行業(yè)企業(yè)作為研究樣本。并對樣本進行了如下處理：①剔除金融保險類上市公司，這些公司的財務(wù)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和監(jiān)管制度與其他行業(yè)存在很大差異；②剔除當年被ST的樣本，此類上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)都經(jīng)過了一定處理；③剔除財務(wù)數(shù)據(jù)存在缺失的公司年度樣本。經(jīng)過上述處理后，共得到1791個樣本。本文公司層面的財務(wù)數(shù)據(jù)和全國碳排放權(quán)交易重點排放企業(yè)信息主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），實用新型專利IPC分類號數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫。為避免數(shù)據(jù)極端值對研究結(jié)論產(chǎn)生干擾，本文對連續(xù)變量在1%和99%分位處分別做了縮尾處理。

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。創(chuàng)新質(zhì)量最小值為0，最大值為0.8148，表明高耗能企業(yè)間創(chuàng)新質(zhì)量水平差距較大；Treat均值為0.1167，表明樣本企業(yè)中有210個企業(yè)為對照組，1580個企業(yè)為實驗組；Soe均值為0.5366，表明樣本中國有企業(yè)與非國有企業(yè)分部較均勻。其余控制變量與現(xiàn)有文獻基本一致。

表1 描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果與安慰劑檢驗

圖1表示動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果，平行趨勢假定是實證論文中使用DID的前提，即在沒有政策干預(yù)的情況下，結(jié)果變量在處理組和對照組的發(fā)展趨勢一致才能使用DID。本文發(fā)現(xiàn)在2009-2014年間β均不顯著，說明處理組和對照組在試點政策實施前不存在明顯的差異，滿足平行趨勢假設(shè)。此外，試點后估計系數(shù)β從第四年（2018年）開始顯著，說明2014年碳排放權(quán)交易試點政策對創(chuàng)新質(zhì)量的影響滯后四到五年。

圖1 平行趨勢檢驗

根據(jù)前文設(shè)計的待檢驗?zāi)Ｐ?，碳排放權(quán)交易對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量影響回歸結(jié)果如表2所示（括號內(nèi)為P值）。其中第（1）列，本文僅加入了解釋變量和被解釋變量，并控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，這一列中Time×Treat的估計系數(shù)為0.0552，在5%水平上顯著為正；在第（2）列中，本文加入了控制變量，Time×Treat的估計系數(shù)為0.0502，在10%水平上顯著；在第（3）列中，進一步控制了省份和行業(yè)的固定效應(yīng)影響，發(fā)現(xiàn)Time×Treat的估計系數(shù)仍然為正，并且在10%水平上顯著。表2的回歸結(jié)果說明，碳排放權(quán)交易機制能夠顯著提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，支持了本文的研究假設(shè)H1a。

表2 基準回歸及安慰劑檢驗

本文進一步采用安慰劑檢驗來檢驗實證結(jié)果的可靠性。根據(jù)安慰劑檢驗，政府2014年碳排放權(quán)交易試點的實施能促進企業(yè)創(chuàng)新行為，提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，而在2014年之前并沒有實施該交易試點政策，所以在2014年之前碳排放權(quán)交易政策試點的實施與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果應(yīng)該不顯著。根據(jù)這個思路，本文重新定義了Treat變量，假設(shè)2012年為碳排放權(quán)交易試點年份，2012年及以后期間Treat變量取值為1，2012年以前Treat變量取值為0，然后將重新定義的Treat變量放入模型1中重新回歸，結(jié)果如列（4）所示。Time×Treat的估計系數(shù)為0.0592，但并不顯著，通過了安慰劑檢驗，本文實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與啟示

本文在梳理現(xiàn)有文獻、進行理論分析的基礎(chǔ)上，以2014年碳排放權(quán)交易試點這一外部政策沖擊，使用微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)，構(gòu)造雙重差分模型分析了市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具對高耗能行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。根據(jù)本文的研究成果，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的促進作用。通過碳排放權(quán)交易政策，低污染排放企業(yè)有排放配額盈余，其能將這一盈余配額在排放權(quán)交易市場上出售獲取收入。而對于高污染型企業(yè)，政府分配的免費排放額不足以覆蓋其在生產(chǎn)過程中排放量，這就導(dǎo)致了這類企業(yè)需要支付額外的費用從排放權(quán)市場上購買其他企業(yè)的排放額度，進而激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新意愿，提高了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。如何在不同行業(yè)類型企業(yè)間分配排放權(quán)額度及對排放權(quán)配額交易價格進行定價就顯得非常重要。當高污染型企業(yè)在排放權(quán)交易市場上購買排放配額的費用低于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)支出時，可能并不能很好地激勵企業(yè)進行創(chuàng)新；相反，當購買排放權(quán)費用較高時，更能激勵企業(yè)進行創(chuàng)新，因為從長遠來看，通過研發(fā)出環(huán)境友好型生產(chǎn)工藝不僅能避免繳納環(huán)保稅，還能在社會公眾樹立環(huán)境友好的負責(zé)任企業(yè)形象有利于營銷，在競爭對手間形成技術(shù)領(lǐng)先優(yōu)勢搶占市場。