楊 晨

(北京郵電大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院, 北京100876)

近年來,中國作為全球最大的發(fā)展中國家和碳排放國家,扎實推進節(jié)能減排,提出“力爭2030年前實現(xiàn)碳達峰、2060年前實現(xiàn)碳中和”的目標(biāo),以更切實有效的環(huán)境規(guī)制政策,推進經(jīng)濟社會發(fā)展全面低碳轉(zhuǎn)型。自2013年起,北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北、深圳和福建8個省市陸續(xù)開展了碳排放權(quán)交易試點[1],2021年7月,全國統(tǒng)一的碳排放權(quán)交易市場正式啟動交易[2]。已有研究認(rèn)為,中國碳排放權(quán)交易試點是激勵重點排放單位采取節(jié)能減排措施的重大環(huán)境規(guī)制創(chuàng)新之一,顯著降低了二氧化碳排放量[3-4]。

新古典經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為,環(huán)境規(guī)制雖能推動污染問題的改善,但無形中也會給企業(yè)等微觀主體帶來額外的經(jīng)濟負擔(dān),降低其生產(chǎn)效率。然而哈佛大學(xué)商學(xué)院教授Porter[5]提出的“波特假說”主張適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制將倒逼企業(yè)進行綠色生產(chǎn)技術(shù)革新,而這些技術(shù)創(chuàng)新將會提高企業(yè)的生產(chǎn)效率,從而彌補因環(huán)境規(guī)制而增加的成本。李玲和陶鋒[6]、鄧玉萍等[7]通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)市場激勵型環(huán)境規(guī)制,如環(huán)境稅、排污權(quán)交易等,可以觸發(fā)創(chuàng)新補償效應(yīng),以市場化的手段持續(xù)激勵企業(yè)綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新。而且,環(huán)境規(guī)制在有效改善環(huán)境污染問題的同時,對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升起到顯著的促進作用[8-9]。

黨的二十大報告提出著力提高全要素生產(chǎn)率,并將其作為推動高質(zhì)量發(fā)展的任務(wù)之一。在“雙碳”背景下,對中國碳排放權(quán)交易試點是否能有效驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升進行深入研究很有必要?？v觀以往研究,碳交易的核心目標(biāo)之一就是基于市場化的碳價格信號, 引領(lǐng)投資流向綠色低碳領(lǐng)域,倒逼企業(yè)進行綠色創(chuàng)新[10]。Calel和Dechezleprêtre[11]研究發(fā)現(xiàn)歐盟碳交易體系有效誘發(fā)了企業(yè)的低碳綠色技術(shù)和工藝創(chuàng)新,顯著提高了企業(yè)的綠色低碳創(chuàng)新水平。宋德勇等[12]實證檢驗認(rèn)為中國碳交易試點能有效提高企業(yè)的綠色技術(shù)水平與綠色技術(shù)進步程度。碳排放權(quán)交易激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新具體表現(xiàn)為,綠色創(chuàng)新產(chǎn)出如綠色技術(shù)專利等較快增長,進而將綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為先進生產(chǎn)力,促進企業(yè)的高質(zhì)量增長[13]。綜上,學(xué)者們多聚焦于碳排放權(quán)交易和綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系,對其中的作用機制和影響表現(xiàn)進行研究,鮮有文獻直接對碳排放權(quán)交易與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行深入探討,而且關(guān)于綠色創(chuàng)新在其中發(fā)揮作用的討論較為缺乏。

對此問題,基于我國7個省市的碳排放權(quán)交易試點這一準(zhǔn)自然實驗,從碳交易對綠色創(chuàng)新影響的視角展開研究。提出“碳排放權(quán)交易-綠色創(chuàng)新-全要素生產(chǎn)率”的研究路徑,運用雙重差分模型剖析碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,構(gòu)建中介效應(yīng)模型檢驗綠色創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)作用,探究碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機理,并進一步分析在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下碳排放權(quán)交易對全要素生產(chǎn)率的影響的異質(zhì)性。

1 文獻回顧與研究假設(shè)

已有研究發(fā)現(xiàn),在缺乏環(huán)境規(guī)制干預(yù)時,環(huán)境的外部性會使企業(yè)沒有動力承擔(dān)綠色創(chuàng)新的成本。而適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有利于提高企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的預(yù)期收益,從而激勵企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動,糾正環(huán)境外部性[14-16]。進一步來看,技術(shù)進步是提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵[17]。屈小娥[18]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提升、技術(shù)進步和技術(shù)效率的改進。何玉梅和羅巧[19]、趙振智等[20]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能通過提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平與企業(yè)資本配置效率這兩條路徑來推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提高。

碳排放權(quán)交易作為市場激勵型環(huán)境規(guī)制之一,通過基于市場的成本效益手段激勵企業(yè)進行綠色生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新,如污染防治、無廢處理和清潔減碳等環(huán)保技術(shù),從而減少二氧化碳等污染物的排放,同時也有利于提升企業(yè)的生產(chǎn)效率。在基于歐盟碳交易體系的實證研究中發(fā)現(xiàn),碳交易有助于激發(fā)追求利潤最大化的企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入,進而提高企業(yè)生產(chǎn)率水平,最終增加企業(yè)的收益,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新則在這其中扮演著中介傳導(dǎo)作用[21-22]。在對中國碳交易體系的研究中,張平淡和張惠琳[23]認(rèn)為碳排放權(quán)交易可以通過刺激企業(yè)綠色創(chuàng)新來提高參與碳交易企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,邵帥和李興[24]基于2003—2016年中國276個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)樣本實證研究,提出碳排放權(quán)交易試點政策主要通過促進綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級以及一系列環(huán)境政策的協(xié)同效應(yīng)來提升全要素生產(chǎn)率水平,進而實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高?；谏鲜龇治?提出假設(shè)1和假設(shè)2。

H1:碳排放權(quán)交易能顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

H2:綠色創(chuàng)新在碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的影響中發(fā)揮了中介作用。

國有企業(yè)的決策和經(jīng)營行為由政府的意志和利益決定,“一股獨大”的現(xiàn)象較為普遍,同時也必須認(rèn)真履行企業(yè)社會責(zé)任,實現(xiàn)企業(yè)、社會和環(huán)境的全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展,兼具著商業(yè)的營利性和公益的非營利性兩大特點,而非國有企業(yè)則通常以經(jīng)濟利潤最大化為宗旨,受政府影響較小[25]。為考察不同所有制企業(yè)在碳排放權(quán)交易試點下的行為表現(xiàn)的差異,本文從企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性視角出發(fā)提出假設(shè)3。

H3:對于國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類企業(yè)來說,碳排放權(quán)交易對其綠色創(chuàng)新以及全要素生產(chǎn)率提升的影響效果存在差異。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

雙重差分模型要求數(shù)據(jù)期至少有兩期,考慮到政策傳導(dǎo)存在一定的滯后性,以2014年作為政策沖擊時間點,選取2011—2013年作為未受到政策影響的第1期,選取2014—2019年作為受到政策實施影響的第2期。

選取2011年已上市且2014年至今一直被納入試點的A股上市企業(yè)作為處理組企業(yè)?？紤]到數(shù)據(jù)的有效性,剔除ST、PT、*ST的公司,剔除數(shù)據(jù)存在重大缺失的公司和貨幣金融服務(wù)、保險業(yè)上市公司樣本。同樣地,選取非試點的A股上市企業(yè)作為對照組企業(yè)。最終獲得249家上市企業(yè)連續(xù)9年(2011—2019年)共計2 241個觀測值的面板數(shù)據(jù),其中64家處理組企業(yè),185家對照組企業(yè)。企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.2 模型設(shè)定與變量定義

2.2.1 模型設(shè)定

首先構(gòu)建雙重差分模型,基于2011—2019年的平衡面板數(shù)據(jù),實證檢驗碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的促進作用,并采用平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、替換被解釋變量等方法檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性。模型設(shè)定為

TFPit=α0+α1ETEit+α2ETEit×Timeit+

α3Timeit+α4Controlit+εit

(1)

式中:TFPit為被解釋變量,表示i企業(yè)在t年的全要素生產(chǎn)率,采用Olley-Pakes的半?yún)?shù)三步估計法來計算TFPit;ETEit為政策實施虛擬變量,表示i企業(yè)在t年是否被納入碳排放權(quán)交易市場試點,若企業(yè)被納入試點,則對ETEit賦值為1,否則賦值為0;Timeit為時間虛擬變量,2014年碳交易試點實施之前對Timeit賦值為0,2014年政策實施后對Timeit賦值為1;ETEit×Timeit為政策實施虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項;Controlit為控制變量,借鑒齊紹洲等[26]的做法,選取企業(yè)層面控制變量;α0為常數(shù)項;α1～α4為回歸系數(shù);εit為隨機誤差項。

進一步,為了驗證企業(yè)綠色創(chuàng)新在碳排放權(quán)交易與企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提升中起到中介效應(yīng),本文參考溫忠麟等[26]的中介檢驗三步法,構(gòu)建通過綠色創(chuàng)新影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)模型。

TFPit=αΧ+εit

(2)

Green patentit=βΧ+εit

(3)

TFPit=λX+ηGreen patentit+εit

(4)

式中:X=ETEit×Timeit,即政策實施虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項;中介變量Green patenti為i企業(yè)在t年的綠色創(chuàng)新。首先,檢驗自變量X對TFP的影響。其次,檢驗自變量X對Green patent的影響。最后,將自變量X和Green patent同時并入檢驗?zāi)Ｐ?如果發(fā)現(xiàn)該變量系數(shù)β和λ均顯著,則證明中介效應(yīng)檢驗通過,中介變量發(fā)揮了部分中介作用;若β顯著但是λ不顯著,則證明中介變量發(fā)揮了完全中介作用。

2.2.2 變量定義

被解釋變量:TFP,表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率(total factor productivity),采用Olley-Pakes的半?yún)?shù)三步估計法計算TFP。

解釋變量:ETE×Time,表示企業(yè)在該年份是否被納入碳排放權(quán)交易市場試點。其中,ETE(emission trade exchange)為政策實施虛擬變量,表示企業(yè)是否被納入碳排放權(quán)交易市場試點,若企業(yè)被納入試點,則對ETE賦值為1,否則賦值為0;Time為時間虛擬變量,2014年之前對Time賦值為0,2014年及以后對Time賦值為1。核心解釋變量ETE×Time的系數(shù)α2表示政策實施的凈效應(yīng)。

中介變量:Green patent,表示企業(yè)綠色創(chuàng)新。參照余明桂等[27]的做法,考慮到專利授權(quán)數(shù)據(jù)的滯后性,選取綠色發(fā)明專利與綠色實用新型專利申請數(shù)量之和加1的自然對數(shù)作為綠色創(chuàng)新的代理變量?；趪抑R產(chǎn)權(quán)專利數(shù)據(jù)庫和世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)的國際專利分類綠色專利清單對企業(yè)的綠色專利申請進行篩選。數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局2011—2019年已公開的發(fā)明與實用新型專利數(shù)據(jù)。

控制變量:Controlit,借鑒齊紹洲等[28]的做法,選取企業(yè)層面控制變量。變量定義見表1。

表1 變量定義

3 實證結(jié)果

3.1 相關(guān)性分析

使用Stata軟件對控制變量進行相關(guān)性分析,對控制變量之間是否存在多重共線性進行檢驗。表2顯示,解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5,說明控制變量之間的相關(guān)性較弱,模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題,由此可以排除解釋變量之間多重共線性對回歸結(jié)果的影響。

表2 變量相關(guān)性分析結(jié)果

3.2 回歸結(jié)果分析

運用雙重差分模型檢驗碳排放權(quán)交易對全要素生產(chǎn)率的影響,并檢驗綠色創(chuàng)新在二者關(guān)系中是否發(fā)揮中介效應(yīng),檢驗結(jié)果見表3。

表3 碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

表3中,列(1)報告了碳排放權(quán)交易對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)在1%的水平上呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系,說明碳排放權(quán)交易顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,支持了本文的假設(shè)H1;列(2)報告了碳排放權(quán)交易對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明碳排放權(quán)交易試點能夠倒逼企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新,對企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升有顯著影響;列(3)將中介變量Green patent同時加入回歸方程中檢驗系數(shù)的顯著性,Green patent的系數(shù)為0.271,在1%的水平上顯著,說明綠色創(chuàng)新在碳排放權(quán)交易與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分的中介效應(yīng),在企業(yè)參與碳排放權(quán)交易試點后,通過加大綠色技術(shù)創(chuàng)新這一作用路徑,能夠促進企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升,支持了假設(shè)H2。

3.3 異質(zhì)性分析

為探索碳排放權(quán)交易試點對不同所有制企業(yè)影響的潛在異質(zhì)性,根據(jù)企業(yè)的股權(quán)性質(zhì),將企業(yè)樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分組檢驗,非國有企業(yè)包括民營、外資和其他性質(zhì)企業(yè)等。異質(zhì)性分析結(jié)果見表4。

表4 異質(zhì)性分析:股權(quán)性質(zhì)

在研究碳排放權(quán)交易對綠色創(chuàng)新的影響時,非國有企業(yè)樣本變量ETE×Time的系數(shù)為0.416,且在1%的水平上顯著,說明碳排放權(quán)交易對非國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用更為顯著;而在研究碳排放權(quán)交易對全要素生產(chǎn)率的影響時,國有企業(yè)樣本中變量ETE×Time的系數(shù)為0.271,且在5%的水平上顯著,說明碳排放權(quán)交易顯著激勵了國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,回答了異質(zhì)性假設(shè)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 平行趨勢檢驗

分別對Green patent和TFP兩個變量的樣本趨勢進行平行趨勢檢驗,兩個目標(biāo)變量在政策發(fā)生前趨勢大體保持相同,滿足平行趨勢假設(shè)要求。

3.4.2 安慰劑檢驗

將碳排放權(quán)交易試點時間前置2年,即設(shè)定政策沖擊時間點為2012年,同時同步將試點企業(yè)納入碳排放權(quán)交易試點的時間前置。2012年之前對變量Time賦值為0,2012年及以后對變量Time賦值為1。2012年之前對試點企業(yè)變量ETE賦值為0,2012年及以后對變量ETE賦值為1。表5分別列示了變量Green patent和變量TFP的回歸結(jié)果,變量ETE×Time的系數(shù)均不顯著,與前述雙重差分回歸結(jié)果不一致,說明處理組全要素生產(chǎn)率和企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的顯著提升確實是2014年碳排放權(quán)交易試點作用的結(jié)果。

表5 修改政策沖擊時間點的安慰劑檢驗結(jié)果

3.4.3 替換被解釋變量

使用常規(guī)法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP_2,替換原模型中的被解釋變量TFP。回歸結(jié)果見表6。替換變量TFP_2后,ETE×Time的系數(shù)為0.173,且在10%的水平上顯著,說明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 替換被解釋變量TFP的回歸結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

檢驗了碳排放權(quán)交易試點政策對試點企業(yè)的綠色創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率的影響及其影響的異質(zhì)性,并對綠色創(chuàng)新在碳排放權(quán)交易試點對全要素生產(chǎn)率的影響中的中介效應(yīng)進行了探討,得到以下結(jié)論:

1)碳排放權(quán)交易試點政策顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

2)碳排放權(quán)交易能有效地誘發(fā)企業(yè)加大綠色低碳技術(shù)的研發(fā)投入,并通過加強綠色創(chuàng)新這一作用路徑提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平,綠色創(chuàng)新在碳排放權(quán)交易與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分的中介效應(yīng)。

3)碳排放權(quán)交易試點政策對非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有顯著的促進作用,但在提升全要素生產(chǎn)率方面對國有企業(yè)的影響作用更為顯著。

綜上所述,碳排放權(quán)交易試點政策為試點行業(yè)企業(yè)的碳減排釋放了有效的碳價信號,形成了有效的市場競爭和激勵機制,有助于逐步將研發(fā)資金投入引導(dǎo)到碳減排壓力和潛力較大的行業(yè)企業(yè)中,有針對性地推動了企業(yè)的綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新,并且有利于推動綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新突破和綠色低碳高質(zhì)量發(fā)展,促進提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平,推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.2 政策建議

1)加快推進建設(shè)全國統(tǒng)一的碳排放權(quán)交易市場,打通全國碳市場與地方試點碳市場的隔閡,逐步將全國碳市場覆蓋范圍擴大到更多的高排放行業(yè),通過統(tǒng)一碳價、提高碳配額交易的流動性、改善碳交易的效率等更好地發(fā)揮碳定價的作用,有效激勵企業(yè)積極參與碳市場交易,控制和減少二氧化碳排放量,推動經(jīng)濟發(fā)展方式綠色低碳轉(zhuǎn)型。

2)政府要利用好全國統(tǒng)一碳交易市場的建設(shè)契機,充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用,同時也要發(fā)揮好財政資金的引導(dǎo)帶動作用,輔以一系列的配套政策支持。特別是要充分調(diào)動國有企業(yè)在電力行業(yè)的優(yōu)勢,激勵國有企業(yè)積極進行綠色低碳技術(shù)的長期投資規(guī)劃,同時也要更大范圍地激發(fā)非國有企業(yè)參與碳交易的市場活力,推動各類資源、要素向綠色低碳技術(shù)的創(chuàng)新研發(fā)集聚,增強碳交易市場政策和企業(yè)創(chuàng)新政策的系統(tǒng)性、整體性、協(xié)同性,以形成政策與企業(yè)的良性互動,激發(fā)企業(yè)綠色低碳轉(zhuǎn)型的內(nèi)生動力和創(chuàng)新活力。

3)當(dāng)前中國經(jīng)濟已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段,必須充分發(fā)揮科技創(chuàng)新在推動高質(zhì)量發(fā)展的重要戰(zhàn)略支撐作用,充分發(fā)揮綠色創(chuàng)新在促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長中的中介效用,促使企業(yè)不斷提高資源要素配置的效率和競爭力,以更好地促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長,實現(xiàn)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的全面提升,推動經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展。