李 穎（博士生導(dǎo)師），肖麗芳，朱治雙（副教授）

一、引言

氣候變化問題是全世界關(guān)注的焦點(diǎn)問題和重要議題。荷蘭環(huán)境評(píng)估署（PBL）2020 年公布的數(shù)據(jù)顯示，全球溫室氣體排放總量自2010 年以來(lái)平均每年增長(zhǎng)1.4%，并在2019 年創(chuàng)下歷史新高。作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家和最大的煤炭消費(fèi)國(guó)，2002 年我國(guó)便開始利用行政命令手段實(shí)施排污權(quán)交易制度，雖然一定程度上緩解了環(huán)境惡化問題，但其經(jīng)濟(jì)效果并沒有得到較好體現(xiàn)。2011 年，我國(guó)引入市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段，明確提出逐步建立碳排放權(quán)交易市場(chǎng)，并于2013年開始在深圳、北京、天津、上海、廣東、湖北和福建等七省市正式啟動(dòng)了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)。那么，該項(xiàng)市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與之前行政命令型環(huán)境規(guī)制有何區(qū)別？對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)又會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響，尤其是對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率存在怎樣的作用機(jī)制？目前，鮮有文獻(xiàn)針對(duì)碳排放權(quán)交易與企業(yè)生產(chǎn)率的潛在聯(lián)系進(jìn)行梳理和探討。相比一般財(cái)務(wù)指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率能夠有效衡量要素資源配置效率改善所帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)，是對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展“質(zhì)”的反映。因此，市場(chǎng)激勵(lì)型碳排放權(quán)交易政策能否提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)而助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，對(duì)于這一問題的探討不僅有助于理清市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，而且對(duì)全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)建設(shè)和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展也具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

基于此，本文運(yùn)用雙重差分模型，以2008 ～2020年七個(gè)試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，考察碳排放權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。作用機(jī)制分析表明，碳排放權(quán)交易政策能夠增加企業(yè)實(shí)質(zhì)性減排行為、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和優(yōu)化企業(yè)資源配置，從而對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。異質(zhì)性分析表明，國(guó)有企業(yè)、抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)和市場(chǎng)化水平高的企業(yè)全要素生產(chǎn)率受碳排放權(quán)交易政策的影響更明顯。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，現(xiàn)有研究主要集中在命令型環(huán)境規(guī)制及其經(jīng)濟(jì)體量績(jī)效發(fā)展上，且主要以歐美發(fā)達(dá)國(guó)家為研究對(duì)象。本文從企業(yè)層面探討我國(guó)碳排放權(quán)交易機(jī)制與體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，豐富了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的相關(guān)研究。第二，從企業(yè)實(shí)質(zhì)性減排、技術(shù)創(chuàng)新和資源配置三方面分析碳排放權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，對(duì)于識(shí)別碳排放權(quán)作用機(jī)理、破解低碳城市試點(diǎn)政策短期困境至關(guān)重要。第三，進(jìn)一步肯定了碳排放權(quán)交易政策的正向經(jīng)濟(jì)后果，為完善全國(guó)統(tǒng)一碳市場(chǎng)建設(shè)、真正高效落實(shí)碳減排政策提供了及時(shí)有效的實(shí)證證據(jù)。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）碳排放權(quán)交易與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

碳排放權(quán)交易政策作為市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制（劉傳明等，2021），通過給予企業(yè)有限碳排放配額，對(duì)碳排放權(quán)進(jìn)行交易，用市場(chǎng)手段控制碳排放量，進(jìn)而達(dá)到減排目的。在有限碳排放配額下，企業(yè)若維持原有生產(chǎn)規(guī)模，對(duì)于超出碳排放配額的部分，需支付額外交易費(fèi)用；若縮小生產(chǎn)規(guī)模，控制產(chǎn)量以保證碳排放量處于配額范圍內(nèi)，同樣會(huì)影響企業(yè)利潤(rùn)。因此，為維持原有利潤(rùn)水平，在有限配額約束下，碳排放權(quán)交易制度能夠促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部資源流動(dòng)（錢雪松等，2018），促使企業(yè)將有限資源投入到產(chǎn)出高且碳排放少的產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化內(nèi)部資源配置，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，根據(jù)信號(hào)傳遞理論，企業(yè)向外界傳遞碳減排等環(huán)保信息（姬新龍，2021），能夠提升企業(yè)形象，贏得投資者和消費(fèi)者關(guān)注，在一定程度上緩解融資約束，提高全要素生產(chǎn)率?；诖?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施能夠促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

（二）實(shí)質(zhì)性減排效應(yīng)

根據(jù)企業(yè)對(duì)于環(huán)境責(zé)任的響應(yīng)差異，企業(yè)環(huán)境行為可分為象征性低碳行為和實(shí)質(zhì)性低碳行為兩類（李大元等，2015）。前者多為環(huán)保計(jì)劃或承諾，后者是企業(yè)為提高環(huán)境績(jī)效而采取的切實(shí)措施和具體行動(dòng)。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，漂綠成為企業(yè)追逐利潤(rùn)最大化的理性選擇（肖紅軍等，2013）。相比于命令控制型環(huán)境規(guī)制，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制會(huì)將企業(yè)減排行為和減排結(jié)果市場(chǎng)化（沈洪濤和黃楠，2019）。如若企業(yè)象征性減排行為暴露，企業(yè)聲譽(yù)和信用將會(huì)受到重創(chuàng)。而實(shí)質(zhì)性減排行為意味著更低的額外碳配額購(gòu)買費(fèi)用或者更大的碳配額可供出售空間，不僅彌補(bǔ)了環(huán)境規(guī)制合規(guī)成本，為企業(yè)帶來(lái)額外減排利潤(rùn)，而且緩解了減排成本壓力。在此背景下，企業(yè)不會(huì)采取象征性減排方式，而是傾向于實(shí)施實(shí)質(zhì)性減排行為和抑制企業(yè)漂綠行為，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。基于此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：碳排放權(quán)交易政策能夠增加企業(yè)實(shí)質(zhì)性減排行為，從而提高全要素生產(chǎn)率。

（三）創(chuàng)新效應(yīng)與資源配置效應(yīng)

Siller 等（2021）和步曉寧等（2019）指出，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的決定性因素包括企業(yè)創(chuàng)新和資源配置效率兩方面。根據(jù)波特假說，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以刺激企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新來(lái)提高生產(chǎn)力，降低環(huán)境規(guī)制合規(guī)成本，從而實(shí)現(xiàn)環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)績(jī)效雙贏。在市場(chǎng)型碳排放政策激勵(lì)下，企業(yè)通過實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)提升綠色技術(shù)水平，從而減少碳排放量，然后在碳交易市場(chǎng)交易自身減排后多余配額，獲得額外減排收益的同時(shí)，提高了生產(chǎn)技術(shù)，一定程度上降低了企業(yè)成本，增加了企業(yè)利潤(rùn)，推動(dòng)了全要素生產(chǎn)率的提高。

劉傳明等（2021）研究指出，資源管理能力強(qiáng)化和升級(jí)帶來(lái)的生產(chǎn)力改善以及技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的溢價(jià)效果可以有效地抵消甚至超過由于遵守環(huán)境規(guī)制而增加的成本。企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性減排所形成的成本效應(yīng)，使得企業(yè)在選擇和使用資源時(shí)，除了考慮企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需要，還會(huì)將環(huán)境規(guī)制要求納入考慮范圍。在更加注重環(huán)保和減少資源消耗的同時(shí)，不斷改進(jìn)生產(chǎn)流程和工藝，實(shí)現(xiàn)資源利用價(jià)值最大化。而資源配置效率的提高，能夠優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部要素結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（錢雪松等，2018）?；诖?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新、優(yōu)化資源配置，從而提高全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2008 ～2020 年我國(guó)A 股上市公司為樣本，將2013 年國(guó)家發(fā)展改革委發(fā)布《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)工作的通知》作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，對(duì)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。本文對(duì)初始樣本進(jìn)行如下處理：剔除金融、房地產(chǎn)類企業(yè)；剔除ST、*ST企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的企業(yè)；進(jìn)行上下1%分位的縮尾處理。另外，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)企業(yè)名單來(lái)自于試點(diǎn)省份生態(tài)環(huán)境局政策文件，其余財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）模型設(shè)定

借鑒沈洪濤和黃楠（2019）的研究，本文構(gòu)建如下雙重差分（DID）模型（1），用以評(píng)價(jià)碳排放權(quán)交易政策的微觀層面效果。雖然實(shí)施碳排放權(quán)交易政策相對(duì)于企業(yè)而言是外生政策環(huán)境，不存在逆向因果問題，但雙重差分模型不能控制碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施是否會(huì)受到其他政策的沖擊和影響，以及不同地區(qū)政策實(shí)施效應(yīng)的差異。因此，本文構(gòu)建三重差分（DDD）模型（2），進(jìn)一步引入非碳排放權(quán)交易試點(diǎn)行業(yè)企業(yè)樣本進(jìn)行分析。

其中：TFP_LPit表示企業(yè)i在t年的全要素生產(chǎn)率；Treat為碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)企業(yè)；Time為碳排放權(quán)交易政策實(shí)施時(shí)間；Regulate 代表碳排放權(quán)交易試點(diǎn)行業(yè)；Control 為控制變量；γi、μt和φj分別表示行業(yè)固定效應(yīng)（Ind）、年份固定效應(yīng)（Year）和地區(qū)固定效應(yīng)（Prov），εijt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）變量定義

1.被解釋變量。在全要素生產(chǎn)率測(cè)算上，兩步一致估計(jì)法（簡(jiǎn)稱“OP 法”）和半?yún)?shù)法（簡(jiǎn)稱“LP 法”）被眾多學(xué)者廣泛運(yùn)用（Olley 和Pakes，1996；章祥蓀等，2008）?？紤]到使用OP 法樣本損失量較多（魯曉東和連玉君，2012），本文選取LP 方法對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。

2.核心解釋變量。Treat 為政策虛擬變量，若企業(yè)納入碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)，Treat取值為1，否則為0。Time 為時(shí)間虛擬變量，2013 年以后Treat 賦值為1，否則為0?？紤]到湖北省和福建省企業(yè)分別在2014、2016 年被納入試點(diǎn)，湖北省和福建省的時(shí)間虛擬變量以2014、2016年為界。Regulate為行業(yè)虛擬變量，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)行業(yè)取值為1，否則為0。

3.中介變量。企業(yè)實(shí)質(zhì)性減排以企業(yè)減排漂綠指數(shù)的負(fù)值衡量。其中，減排漂綠指數(shù)參考Walker 和Wan（2012）的研究，以企業(yè)環(huán)境治理象征性環(huán)境行為和實(shí)質(zhì)性環(huán)境行為比值衡量。若企業(yè)在環(huán)境信息披露中，對(duì)環(huán)境保護(hù)行動(dòng)進(jìn)行細(xì)節(jié)性、數(shù)字性定量描述，則認(rèn)為企業(yè)開展了實(shí)質(zhì)性減排活動(dòng)，否則認(rèn)為企業(yè)只實(shí)施了象征性減排活動(dòng)。為了消除量綱的影響，將得到的減排漂綠指數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到最終的企業(yè)減排漂綠指數(shù)GW。具體計(jì)算公式如下：

其中：Xi表示企業(yè)的象征性環(huán)境行為；Yi表示企業(yè)的實(shí)質(zhì)性環(huán)境行為；Zi表示原始數(shù)據(jù)；Zmin表示原始數(shù)據(jù)中的最小值；Zmax表示原始數(shù)據(jù)中的最大值。若企業(yè)在項(xiàng)目指標(biāo)i 上有象征性環(huán)境行為，則Xi為1，否則為0；同理，若企業(yè)在指標(biāo)i上有實(shí)質(zhì)性環(huán)境行為，則Yi為1，否則為0。參考緱倩雯和蔡寧（2014）的研究，以企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告中10項(xiàng)指標(biāo)對(duì)企業(yè)象征性環(huán)境行為和實(shí)質(zhì)性環(huán)境行為進(jìn)行評(píng)定。具體衡量指標(biāo)見表1。

表1 象征性環(huán)境行為和實(shí)質(zhì)性環(huán)境行為特征鑒定

在企業(yè)創(chuàng)新方面，考慮到申請(qǐng)專利情況具有信息披露的要求，一些企業(yè)基于保密考慮可能不會(huì)將企業(yè)最新研發(fā)、可能會(huì)涉及企業(yè)商業(yè)秘密的創(chuàng)新技術(shù)或產(chǎn)品申請(qǐng)專利。因此，本文以“企業(yè)研發(fā)投入費(fèi)用的自然對(duì)數(shù)”作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量。

企業(yè)資源配置效率常用Richardson 模型和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）衡量。但Richardson模型關(guān)注企業(yè)投資效率，適合初創(chuàng)企業(yè)配置效率的測(cè)算（Richardson，2006）。因此，借鑒花貴如等（2010）的研究，本文采用DEA 方法從投入和產(chǎn)出維度①衡量企業(yè)資源配置效率。

4.控制變量。本文參考賈云赟（2017）的研究，選擇企業(yè)發(fā)展能力（Growth）、企業(yè)性質(zhì)（SOE）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資本回報(bào)率（ROC）、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流（OCF）和總資產(chǎn)凈利率（ROA）等作為控制變量。具體變量定義如表2所示。

表2 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。TFP_LP的平均值為15.12，標(biāo)準(zhǔn)差為1.15，可見樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在較大的差距。從Treat 的情況來(lái)看，僅有3.6%的企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)，企業(yè)數(shù)量較少?？刂谱兞康慕Y(jié)果與現(xiàn)有研究基本一致，本文不再贅述。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分法的重要假設(shè)前提是，實(shí)驗(yàn)組和控制組保持一致的時(shí)間趨勢(shì)。本文參考Jacobson 等（1993）的研究進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1 所示，政策實(shí)施后第四年之前，雙重交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)基本在0 值附近上下波動(dòng)，且不顯著；而在第四年之后，邊際效應(yīng)線向右上方傾斜，且影響效應(yīng)呈增強(qiáng)趨勢(shì)。說明2013年試點(diǎn)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響存在滯后性，可以使用雙重差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)效應(yīng)

（三）基準(zhǔn)回歸分析

表4 為碳排放權(quán)交易政策實(shí)施對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響的基本回歸結(jié)果。其中列（1）、列（2）以全國(guó)企業(yè)為樣本進(jìn)行總體回歸，列（3）、列（4）以七個(gè)試點(diǎn)省份上市公司為樣本進(jìn)行回歸，在控制年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)后，Treat×Time 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。列（5）～列（8）為傾向得分匹配后分別運(yùn)用雙重差分模型（1）和三重差分模型（2）進(jìn)行回歸的結(jié)果，Treat×Time 及Treat×Time×Regulate 的系數(shù)均顯著為正，說明碳排放權(quán)交易政策實(shí)施顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。假設(shè)1得到驗(yàn)證②。

表4 碳排放權(quán)交易政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文參考錢雪松等（2018）的研究，進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：隨機(jī)選取政策實(shí)施年份進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)、采用OP 法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率、考慮滯后效應(yīng)，結(jié)果如圖2、表5 所示，雙重交互項(xiàng)回歸系數(shù)都集中在零點(diǎn)附近，Treat×Time 及滯后一期系數(shù)在1%的水平上顯著為正，結(jié)論穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)③

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步分析

（一）中介機(jī)制檢驗(yàn)

為驗(yàn)證假設(shè)2 和假設(shè)3，本文利用逐步回歸法進(jìn)行中介機(jī)制檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。實(shí)質(zhì)性減排效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表6 列（1）、列（2）所示；創(chuàng)新效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如列（3）、列（4）所示；資源配置效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如列（5）、列（6）所示。其中，列（1）、（3）、（5）中Treat×Time 的系數(shù)均顯著為正，列（2）、（4）、（6）中GW、RD、Eff 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明碳排放權(quán)交易政策通過實(shí)質(zhì)性減排效應(yīng)、創(chuàng)新效應(yīng)和資源配置效應(yīng)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)2和假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表6 碳排放權(quán)交易政策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的中介機(jī)制檢驗(yàn)

（二）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)性質(zhì)。根據(jù)企業(yè)所有權(quán)不同，本文將所有樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。表7 列（1）和列（2）回歸結(jié)果表明，與非國(guó)有企業(yè)相比，碳排放權(quán)交易政策更可能提高國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。原因在于，國(guó)有企業(yè)更易獲得國(guó)家政策支持，具有天然政治屏障，信息不對(duì)稱程度更低，生產(chǎn)要素的分配與調(diào)整更加靈活，資源配置效率更高。

表7 異質(zhì)性分析

2.抗風(fēng)險(xiǎn)能力。在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施過程中，企業(yè)內(nèi)在因素和外在環(huán)境都會(huì)對(duì)政策實(shí)施效果產(chǎn)生影響。本文參考周志方等（2019）的研究，以現(xiàn)金柔性和負(fù)債融資柔性之和衡量企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力，當(dāng)企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力大于樣本企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力中位數(shù)時(shí)，稱為抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)企業(yè)，否則為抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱企業(yè)。結(jié)果如表7 列（3）和列（4）所示，碳排放權(quán)交易政策實(shí)施對(duì)抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加明顯。這是因?yàn)榭癸L(fēng)險(xiǎn)能力弱企業(yè)沒有足夠的資金去應(yīng)對(duì)碳排放權(quán)交易風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的轉(zhuǎn)型成本壓力，企業(yè)不僅無(wú)法進(jìn)行技術(shù)升級(jí)，還可能面臨經(jīng)營(yíng)困境。

3.市場(chǎng)化水平。外部環(huán)境方面，本文參考常凱等（2012）的研究，以樊綱市場(chǎng)化指數(shù)衡量企業(yè)所處外在環(huán)境的市場(chǎng)化水平。當(dāng)企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化水平大于樣本企業(yè)所有地區(qū)市場(chǎng)化水平中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為企業(yè)處于市場(chǎng)化水平高地區(qū)，反之處于市場(chǎng)化水平低地區(qū)。表7 列（5）、列（6）的結(jié)果表明，碳排放權(quán)交易政策實(shí)施對(duì)市場(chǎng)化水平高地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用更為明顯。原因在于市場(chǎng)化水平較高地區(qū)，碳市場(chǎng)更為平穩(wěn)、碳價(jià)格更為透明，企業(yè)能夠?qū)μ寂欧艡?quán)交易政策做出迅速反應(yīng)，降低交易成本和交易風(fēng)險(xiǎn)，通過創(chuàng)新和提高資源配置效率來(lái)獲取現(xiàn)金流量、轉(zhuǎn)嫁減排成本。

六、結(jié)論與建議

本文基于我國(guó)碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2008 ～2020年我國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，評(píng)估碳排放權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：其一，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。其二，碳排放權(quán)交易政策通過增加企業(yè)實(shí)質(zhì)性減排行為、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和優(yōu)化企業(yè)資源配置來(lái)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。其三，國(guó)有企業(yè)、抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)和市場(chǎng)化水平高的企業(yè)全要素生產(chǎn)率受碳排放權(quán)交易政策影響更明顯。

基于上述研究結(jié)論，本文得到如下啟示：

（1）企業(yè)應(yīng)加快轉(zhuǎn)型升級(jí)步伐，提高資源配置效率。本文研究證明，“既要綠水青山，又要金山銀山”的美好愿景是可以實(shí)現(xiàn)的。政府應(yīng)著力完善碳排放權(quán)交易制度，總結(jié)試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)，加快建設(shè)和完善全國(guó)碳市場(chǎng)。企業(yè)也應(yīng)轉(zhuǎn)變環(huán)境規(guī)制會(huì)阻礙自身發(fā)展的錯(cuò)誤觀念，在積極響應(yīng)環(huán)境治理政策的同時(shí)加快轉(zhuǎn)型升級(jí)的步伐，提高自身生產(chǎn)效率和資源配置效率。

（2）政府應(yīng)激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，積極推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新。政府應(yīng)根據(jù)市場(chǎng)變化調(diào)整環(huán)境規(guī)制手段，出臺(tái)扶持性政策。例如，在實(shí)施碳排放權(quán)交易制度時(shí)，可考慮加大對(duì)低碳技術(shù)研發(fā)的補(bǔ)貼力度，緩解企業(yè)創(chuàng)新資金短缺問題。企業(yè)應(yīng)充分利用技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的補(bǔ)償效應(yīng)，加大創(chuàng)新力度和提高創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

（3）國(guó)家應(yīng)實(shí)施差異化環(huán)境規(guī)制策略，避免采用“一刀切”行政命令。國(guó)家相關(guān)部門在制定政策時(shí)，應(yīng)根據(jù)不同企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)內(nèi)部情況、地區(qū)市場(chǎng)化程度差異，實(shí)施差異化環(huán)境規(guī)制策略。各地政府應(yīng)因地制宜、因時(shí)制宜地促進(jìn)區(qū)域環(huán)境治理交流協(xié)作，提高碳排放權(quán)交易市場(chǎng)有效性，為實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)保駕護(hù)航。

【注 釋】

①投入維度，以應(yīng)付職工薪酬，固定資產(chǎn)凈額，購(gòu)買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金進(jìn)行衡量，反映企業(yè)規(guī)模大小、生產(chǎn)能力和中間品投入；產(chǎn)出維度以企業(yè)年凈利潤(rùn)衡量，反映企業(yè)實(shí)際盈利情況。

②已進(jìn)行相關(guān)性分析，變量間系數(shù)均小于0.5，在1%或5%的水平上顯著相關(guān)，不存在嚴(yán)重多重共線性問題。

③圖2 為500 次隨機(jī)分配后回歸估計(jì)系數(shù)均值，X 軸表示FalseTime×CO2的估計(jì)系數(shù)，曲線是估計(jì)系數(shù)的核密度分布。

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