环境权益交易对企业高质量生产的影响 *
——基于碳排放权交易的经验证据
2020-09-23唐恩宁
胡 晖 唐恩宁
一、引言
改革开放四十多年来，中国经济高速增长，创造了举世瞩目的经济成就。然而，在过去的经济社会发展历程中，靠资源大量投入的粗放式经济发展模式占据着主导地位。这种粗放型的增长也使得自然环境面临巨大压力。如何平衡经济发展与环境保护之间的关系进而实现可持续发展，成为当前极为重要的研究议题。
十九大报告明确指出：“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”使微观企业个体摆脱传统的生产方式，进而满足创新与可持续发展要求的高质量生产成为现阶段经济社会发展的必然要求。环境权益交易是近年来为实现减排目标而创制的一种新的环境衍生品交易工具。美国、德国、澳大利亚和英国等发达国家先后应用了排放权交易，创设了芝加哥气候交易所(Chicago Climate Exchange, CCX)及欧盟排放交易体系(European Union Emissions Trading System, EU ETS)等排放权交易市场。近年来，国内也开始加强环境权益交易市场建设。2011年，国务院将深圳市、上海市、北京市、天津市、重庆市、湖北省以及广东省七个省市设定为碳排放权交易试点地区。2015年11 月，“十三五”规划中明确提出建立健全碳排放权初始分配制度，培育和发展交易市场。2017年，十九大报告再次强调了绿色技术创新体系的构建应基于市场导向。因此，研究我国碳排放权交易的作用与建设效果极为必要，而研究交易政策试点地区的实施效果将有助于碳排放权交易在全国范围内的推广。
本文从如何推动企业高质量生产这一问题出发，探索环境权益交易在此过程中产生的作用。环境权益交易本质上属于一种市场型的环境规制政策，其运行机制是以排放权市场价格为信号，当企业边际收益与边际成本趋于相等时，企业可以选择改进生产技术、优化工艺，从而在控制排放量的同时推动实现高质量生产。新古典经济学认为，环境规制政策的实施需要较大的成本，这部分成本在短时间内将无可避免地转移到企业身上，增加企业负担，因此企业的生产会受到负面的影响(王勇等，2019; Shimizu, 2020)。而另外一部分学者(Porter和Van der Linde, 1995; Ambec和 Barla, 2002)并没有把环境规制与高质量生产视为简单的对立关系，比如，Ambec与Barla(2002)认为，合理的环境规制与环境权益交易对诱发企业创新性生产活动有着正向作用，环境规制与交易的成本可以由创新生产所带来的生产质量水平提升的收益部分补偿甚至全部补偿。至于对合理的环境权益交易政策的看法，Coase(1960)认为，解决污染问题最有效率的方法是通过市场来配置排放权。Crocker(1966)和Dales(1968)进一步改进了排放权交易理论，认为环境权益交易是达成特定减排目标最低成本、最合算的方式，能长期推动企业进行产品生产工艺及技术的研发投入，从而促成企业高质量生产。
在实际生产过程中，究竟环境权益交易能否促进企业高质量生产并推动经济发展进而实现创新、协调、绿色的发展理念呢？本研究试图通过研究环境权益交易与企业生产间的关系来回答这一问题，具体地，本文以碳排放权交易政策为例进行研究。
二、文献综述与政策背景
(一)相关文献综述
对于微观企业个体而言，高质量发展与高质量生产紧密相关。本文结合高质量发展的评价标准(高培勇等，2019；李金昌等，2019)以及高质量发展内涵(金碚，2018)的相关研究，归纳企业高质量生产主要包括：以“创新”为根本动力，以“可持续”为根本路径，实现企业从低质量生产主导转向高质量生产主导。因此，本文重点聚焦于环境权益交易对于企业高质量生产的推动作用。
环境规制能否诱发高质量生产的国内外相关文献包括Porter于1995年提出的环境规制能倒逼企业进行技术工艺创新，进而实现企业高质量生产。而Jaffe和 Palmer(1997)， Hamamoto(2006)，Carmen等(2010)以及景维民和张璐(2014)以污染治理投资、排污费用等指标来反映环境管制强度，进而研究其对企业创新型生产的影响。也有部分学者以与环境规制相关的政策修订或者试点政策为对象，利用双重差分或多重差分的方法研究环境管制对工业企业生产的影响。例如，李树和陈刚(2013)以2000年《大气污染防治法》的修订为自然实验，使用双重差分估计了这一法律修订对空气污染密集型产业全要素生产率的影响。
随着限额交易(Cap-and-trade)在环境与气候治理中的运用，国内外学者开始研究市场型环境规制对绿色创新及生产的影响(程虹和刘芸，2017；涂正革和谌仁俊，2015；刘海英和谢建政，2016；姚鹏和张明志，2019；Calel和Dechezleprêtre, 2016；任松彦等，2015)。涂正革和谌仁俊(2015)分别利用双重差分法和DEA模型从现实和潜在两个角度观察，发现以二氧化硫排放权为交易对象的试点政策未能产生经济红利与创新红利。齐绍洲等(2018)使用三重差分法，基于1990—2010年间我国沪深股市上市公司绿色专利数据，发现排污权交易试点政策对试点地区污染行业内企业的绿色创新技术发展具有促进作用。
国内外有关碳排放权交易市场的研究主要集中在碳交易价格的影响因素、碳排放权初始配额方式以及碳交易能否实现波特效应等方面。研究碳交易定价时常用的模型是可计算一般均衡模型(Computable General Equilibrium, CGE)，Montgomery(1972)发现碳交易价格由边际减排成本所决定，碳排放权交易初期的有效性会受到配额初始分配的合理性的直接影响(Wråke等, 2010)。有研究表明，“欧洲排放交易体系”的各个主权国家在分配配额时采取了过于宽松的标准，从而使得碳交易价格长期处于较低的水平(Gilbertson等, 2009；熊灵和齐绍洲，2012)。同时，基于企业历史情况的免费过量配额使得市场资源扭曲情况严重，难以对高排放企业形成约束。简言之，除碳排放权定价是否有效以及配额分配是否合理等因素外，交易政策对微观企业的影响效果还受控排目标设定是否科学合理所影响(史丹等，2017)。
排放权交易对微观企业层面的影响上，大部分研究以欧盟排放交易体系内的企业为考察对象。如Abrell等(2011)以2000余家欧盟企业为研究对象，发现碳交易并不会对企业增加值、利润率以及就业带来显著的影响。但另一部分学者(Commins等, 2011；Klemetsen等, 2016；Lutz, 2016；Marin等, 2017；Löschel等, 2017)认为，碳交易市场对企业生产率等经济表现有着显著的正向影响。如Löschel等(2017)使用随机前沿分析法(SFA)计算企业生产率，基于双重差分法得出了欧盟排放交易体系对受监管企业的经济表现产生了积极影响的结论。国内现有文献中，沈洪涛等(2017)基于双重差分法，利用上市公司的数据进行研究，发现减少产量是企业主要采取的减排方式，碳排放权交易政策并未很好地促进企业对减排技术的投入。刘晔和张训常(2017)则采用三重差分模型验证了碳排放权交易试点政策能够诱发企业的生产创新活动。综合以上国内外文献可知，目前国内外有关环境权益交易制度的实证研究，特别是对碳排放权交易对企业高质量生产的影响研究仍然较少。
验证环境权益交易市场对高质量生产水平的作用的关键点之一在于如何正确地测度全要素生产率。目前实证层面应用较多的生产率计算方法有索罗残差法、数据包络分析法(Data Envelopment Analysis, DEA)等。为弥补传统生产率计算仅反映增长数量而未能反映质量提升这一缺陷，绿色全要素生产率的概念开始被越来越多的学者所关注。Tone(2003)提出了SBM模型来定义绿色全要素生产率，该模型可以将污染等非期望产出纳入考虑，同时使得效率评价中的松弛问题被较好地解决。毕克新等(2013)系统地构建了绿色工艺创新绩效的评价指标体系，在构建过程中将经济指标、社会指标以及生态指标纳入考虑，进而利用中国2004—2010年省级层面数据分析国内绿色生产效率的地区差异。钱丽等(2018)从经济效益和环境效益两方面来衡量产出。当前，由于企业微观层面数据可得性增强，微观企业生产率的计算被更多地应用。与宏观层面生产率计算不同的是，计算微观企业生产率时需要考虑和处理模型内生性的问题。鲁晓东和连玉君(2012)采用1999—2007年中国工业企业数据，将分别应用参数和半参数方法计算得到的工业企业生产率进行对比，发现半参数方法在处理样本选择问题和模型内生性问题时有着更好的表现。
从上述文献综述可知，过往国内研究高质量发展的问题大都从宏观政策设计出发，研究环境规制对于生产的影响的文章多从省级层面以及行业层面入手，鲜有验证环境权益交易对于微观企业高质量生产的影响。本研究基于以上已有文献的不足对环境权益交易对微观企业高质量生产的影响进行验证，这是本文最大的边际贡献。在考察试点政策效应时，本文将考察企业的高质量生产水平来反映其影响。此外，国内研究环境权益交易市场试点政策效应时大多以二氧化硫排放权交易市场为研究对象，关于碳排放权交易的实证研究尚不多。同时，识别环境权益交易市场相关试点政策时，主要参考国家发改委出台的文件，而非基于各地交易市场建设的具体情况。而不同的试点地区从得知政策文件到正式进行排放权交易的时间有差异，每个地区建设排放权交易市场的前期准备时间也有所差别。简单地将政策文件发布的年份当作实验时间的做法忽视了不同试点地区的特殊性。因此，本文将以碳排放权交易为研究对象，以各个试点地区开始正式进行碳排放权交易的年份以及碳排放权交易的数据来更好地识别碳排放权交易政策。
(二)碳排放权交易的政策背景
2011年10月，国家发改委同意将深圳市、上海市、北京市、天津市、重庆市、湖北省以及广东省纳入碳排放权交易试点。根据中国碳排放权交易网的历史数据，深圳碳排放权交易所在2013年6月正式开始进行交易。2013年11月和12月，上海市、北京市、广东省和天津市陆续开展碳排放权交易试点工作，2014年4月与6月，湖北省和重庆市分别正式开展交易试点工作。2016年10月，福建省的碳排放权交易试点工作开始。
表1 碳排放权交易政策试点时间与地区
碳排放权交易是一种限额交易体系，由管理者确定和分配(或拍卖)排放配额给参与者进行配额交易。因此，碳排放市场是一个人为的市场，政府通过对能耗企业的历史排放情况进行盘查，为企业设定排放配额。如果未来企业排放量高于配额，企业则需要在市场上购买配额。在上述试点地区中，大部分省市在分配排放权配额时采取免费发放的方式，不同地区的市场相互独立。企业的履约期为每年的六月份。我国的碳排放权交易市场主要由强制性的配额交易和自愿性的中国核证自愿减排量(CCER)交易两部分组成。建材、钢铁、石化、化工、有色金属、造纸、电力和航空等高排放强度行业被视为强制配额交易的涵盖对象。而CCER是指通过实施有助于削减温室气体的项目而获得的减排凭证。因此，企业在履约过程中，如果排放量超出了配额，既可以选择在市场上购买排放权，也可以选择事先通过发展新能源项目等方式获得CCER，从而在履约时抵销部分碳排放。其他企业也可以通过发展清洁能源项目获得CCER，并将其放入市场进行交易从而获利。由此可见，与命令控制型环境规制相比，市场型环境规制在设定排放总量目标后，允许企业在市场上进行排放权交易，使得不同企业间的边际排放成本相等，从而以最节约成本的方式实现排放总量目标。
(三)政策作用的机理分析
碳排放权交易市场主要通过以下机制对市场内企业生产产生影响：
首先，碳排放权交易市场降低了碳减排成本，交易市场内的企业可以通过排放权交易使得企业之间的边际成本相等(齐绍洲等，2018)。与命令控制型规制不同的是，高耗能企业可以继续进行生产直到边际排放成本与排放权价格相等，而无需支付高于边际排放成本的罚款或者被迫勒令停产(戴翔，2019)。此时，具有减排成本优势的企业也可以通过出售排放权从中获益，企业生产的规模效应得以发挥，使得生产技术及生产质量水平得以提升。
其次，碳排放权交易市场可以推动企业使用、开发和创新绿色生产技术(Porter和Van der Linde, 1995)。一方面，碳排放权交易倒逼高耗能企业进行生产技术的创新，当企业边际收益与边际成本趋于相等时，企业可以选择减少产量、退出当地市场或者改进生产技术，而生产技术特别是绿色生产技术的创新将显著提高企业生产质量水平。另一方面，碳排放权交易为具有减排成本优势和绿色技术优势的企业提供激励，该类企业可以通过进一步改进生产技术在提升生产质量与绿色绩效的同时出售碳排放权或者实施清洁能源项目获得CCER在市场上进行交易。与此同时，关于波特假设的理论文献(Ambec等, 2010)表明，环境监管有助于企业克服其生产流程改进及产品创新中的困难，如减少行为障碍，改善环境外部性等市场失灵及组织失效的状况。
最后，积极的碳排放管理可以降低企业的制造成本，从而提高企业的生产技术和生产质量水平(Karpoff等, 2005)。碳排放权交易试点地区在进行试点过程中均出台了详细的碳管理条例，对被强制纳入交易的企业有着更为严格的碳管理要求。在具体的生产过程中，碳管理实践强调减少资源的浪费、有效的要素投入以及对生产内部流程的控制，从而实现成本节约、质量提升和物流管理等方面的改善(程虹和陈太义，2019)。需注意的是，交易市场的规模以及交易主体的活跃程度将直接影响排放权交易市场能否发挥作用(Anouliès, 2017)。市场建设的初期往往具有较大的交易成本。碳排放权交易实施效果受到碳交易定价的有效性、碳交易成本的可控性、配额分配的合理性与减排目标科学性的直接影响(史丹等，2017)。同时，如果缺乏严格的环境法规约束，企业会缺失减排的外在压力，从而导致排污权交易机制不能良好地运行。一般而言，企业没有足够的动力主动参与排污权交易，因而排污权交易对于强制纳入交易企业的高质量生产会有更大的影响。
本文的贡献主要体现在：首先，以各地区碳排放市场交易开始的时间为依据，更好地识别碳排放权交易试点政策的开始时间，而非单纯地以政策文件出台时间为依据；第二，从微观角度考虑该试点政策的经济效应，运用渐进性双重差分法估计该试点政策对企业高质量生产的影响；第三，搜集各个试点地区强制纳入交易的重点控排企业名单以及非试点地区重点控排企业名单，以此为处理组和对照组，考察政策对于强制纳入交易企业的影响；最后，研究了试点政策对于企业生产研发投入的影响，从而考察碳排放权交易对企业高质量生产产生影响的具体作用机制。
文章余下部分安排如下：第三部分提出了理论模型，第四部分为数据来源、变量选取以及描述性统计；第五、六部分分别为模型与实证结果分析；最后一部分为总结与未来研究展望。
三、理论模型
在进行实证分析之前，本文首先结合理论模型，验证环境权益交易政策的确可以既实现市场有效配置资源，又能促使企业生产率提高和进行低碳排放的可持续生产，达到提升企业高质量生产水平的目的。
假设每个企业的生产函数为：yi=aifi(Xi,Ki,Li),yi对Xi,Ki,Li的一阶导数大于0，二阶导数小于0。其中yi表示单个企业的产出水平，Xi,Ki,Li分别表示企业生产需要投入的要素：环境资本(或者代表排放的二氧化碳)、机器设备等物质资本以及劳动力，ai表示单个企业的技术水平。而且每种要素的投入均具有边际产品大于0且递减的特征。
在没有政府干预或碳排放权交易市场的情况下，企业对环境资本的使用并没有支付全部的成本，其行为取决于企业自身决策，因此假定企业支付一个随机的价格ρi。此时企业当期的利润函数为：
πi=pyi-ρiXi,-wiLi-riKi
(1)
现在引入新的节能技术bi,对于给定的Xi,Ki,Li，有aifi(Xi,Ki,Li)
(2)
s.t.τ,Xi‘≤Xiaimax-ε
对任意给定的Ki,Li，有：aifi(Xiai,Ki,Li)=bifi(Xiai-ε,Ki,Li)，这说明尽管最初产量出现下降(ε>0)，但总体来看长期产出上升(ε<γ),提高了绿色全要素生产率，实现企业的绿色高质量生产，这与波特假说一致。
四、数据来源与变量
(一)数据来源
本文利用我国上市公司的财务数据及生产运营过程中的相关指标来进行研究，并从中选取企业层面控制变量，数据年份为2011-2017年。在计算过程中使用的平减指数取自国家统计局与《中国统计年鉴》。试点地区正式开始交易的时间参考中国碳排放权交易网的历史数据，强制纳入交易的重点控排企业名单来自各试点地区发展和改革委员会官网，非试点地区重点控排企业名单来自各地区发展和改革委员会官网以及环保部门官网。
(二)变量处理与描述性统计
本文的重要解释变量是政策实施的时间虚拟变量与试点地区虚拟变量的乘积。在处理政策开始时间时，考虑到企业每年履约时间均为下一年度的6月，同时，考虑到企业根据政策对生产活动进行调整从而影响到当年年末生产率需要一定的时间。因此，本文做出如下定义：若该地区在当年6月之前开始交易，则视当年开始了试点工作，若地区在当年6月以后开始交易，则视为下一年开始了试点工作。如，深圳市首次进行交易的时间为2013年6月，则认为深圳市在2013年开始了试点工作；上海市碳排放市场正式开始交易的时间为2013年11月，则认为上海市开始试点工作的年份为2014年。否则，若简单地将上海市试点开始时间设定为2013年，研究2013年末才出现的碳排放权价格对企业2013年全年生产活动造成的影响很难显现。截至2017年，政策的试点地区为深圳市、上海市、北京市、广东省、湖北省、天津市、重庆市和福建省。对实验组的省市进行初步的特征分析，发现其中深圳市、上海市、广东省以及福建省这四个省市位于东部沿海地区，北京市和天津市位于京津冀地区，而上海市、重庆市和湖北省这三个省市位于长江经济带。同时，根据2017 全国31个省区市的GDP数据，广东省、湖北省和福建省均进入全国前十，而北京市、上海市、天津市和重庆市作为直辖市同样有着较强的经济实力。因此，本文在选取对照组时，主要考虑省市的经济实力以及所处地区。综合考虑试点地区地理位置与经济发展水平，选取江苏省、山东省、浙江省、四川省、湖南省、河北省、安徽省以及河南省作为对照组。样本剔除了金融业和商业的上市公司数据。
本文的被解释变量是企业基于技术进步的高质量生产水平，文章将其视作产出中剔除要素投入贡献后由技术进步导致的高质量生产水平的高低，可由全要素生产率(TFP)作为其代理变量来衡量(Limam等, 2019)。TFP受生产技术进步、运营水平、管理制度环境等因素影响。宏观层面和微观层面的全要素生产率计算对应着不同的理论。与宏观层面不同，微观企业会根据对当下生产水平的观察调整对要素的投入，在计算时，需要处理同时性偏误以及样本选择性偏误。因此，本文参考鲁晓东和连玉君(2012)介绍的半参数Olley-Pakes法(简称OP方法)对企业的高质量生产水平进行估计。OP方法选取企业当期投资来反映企业观测到生产水平变化后对要素投入的调整，即将其作为生产冲击的代理变量。本文具体所需要用到的数据为：上市公司的主营业务收入、固定资产净额、员工人数以及购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金，数据来源于国泰安数据库。为了使不同年份的数据能更好地进行比较，本研究采用1999年的价格指数对名义变量进行平减。其中，企业主营业务收入使用企业所在地区GDP价格指数平减，地区GDP价格指数取自国家统计局，固定资产净值以及固定资产投资使用固定资产投资价格指数平减，该指数源于《中国统计年鉴》。OP方法计算企业生产率时需要刻画企业的进入和退出情况，实际操作时，若企业由于财务破产而被终止上市，则认为该企业退出市场。删除主要变量缺失的观测值后，样本中有14812条观测值，共2766家企业。由表2的统计结果可知，样本中企业高质量生产水平的均值为9.44，标准差为0.86，样本中企业间生产率水平的差距不大。
表2 变量描述性统计
除反映政策实施的变量外，模型还需添加企业微观层面的控制变量。一般认为，企业规模与企业生产技术创新的成功率呈正向关系(王刚刚等，2017)；而成立时间越久的企业，通常具有越强的创新意识以及更好的企业管理。本文选取样本中企业的净资产和员工数量来衡量企业规模的大小，采用企业的经营年限来反映企业生产流程的成熟度。企业的负债程度也与其运营管理能力息息相关，因此选用企业的总负债作为控制变量来衡量企业的负债水平。主要控制变量的描述性统计情况如表3所示。
由表3可知，样本中的试点省份企业在2011至2017年的高质量生产水平均值略低于非试点省份企业，但是试点省份中企业高质量生产水平的标准差更大，说明样本期间企业生产水平变化更大。而反映企业规模的资产净值与企业员工人数这两个指标的标准差较大，表明样本中不同企业之间的规模相差较大，样本中大部分企业的成立时间平均约为16年。
表3 主要变量的描述统计结果
五、实证模型与检验
(一)渐进双重差分模型设定
考虑到碳排放权交易试点政策具有渐进性推广的特征，在考察该试点政策对企业高质量生产的作用时本文拟采用渐进性的双重差分法。双重差分法的关键在于识别出政策处理的对象作为处理组，同时寻找在政策实施前与处理组发展趋势相同但没有受到政策影响的对象作为对照组，通过比较这两组在政策发生前后的差异，对政策效果进行因果识别。渐进性双重差分模型应用于政策对处理组内对象的处理时间具有先后之分的情形。例如，Beck等(2010)在研究美国银行放松管制政策的渐进性推进时，选用了渐进性双重差分法进行研究；Wang(2013)利用了渐进性双重差分法来研究经济特区(开发区)的分批设立对地区经济的影响；郭峰和熊瑞祥(2017)使用渐进性的双重差分法研究了城市商业银行的成立对城市经济增长的影响及其微观作用机制。应用渐进性双重差分法进行研究的一个好处是，与设定单一处理时间的方法相比，在因果识别上更具优势。如仅以某一年份作为处理时间，则很可能是因为该年份的其他冲击对因变量产生了影响，而在渐进性双重差分的策略下，其他冲击则同样需要在处理组中有着渐进性的情况，这样的情况出现的可能性较小。
在识别政策的处理组和对照组时，落实到研究设计上，本文采用企业全要素生产率作为代理企业高质量生产水平的被解释变量，用变量cbtradest来反映地区s在t年份是否开始了碳排放权交易试点工作：某地区开始碳排放权交易的当年以及此后各年取值为1，否则为0。主要解释变量cbtradest为年份虚拟变量和省市虚拟变量的交乘项。具体的回归方程可表述为：
yist=αi+β1cbtradest+β2trendst+β3provinces+β4yeart+β5industry+θXist+εist
(3)
其中，i代表企业，s代表地区，t代表年份，系数β1反映了碳排放权交易试点政策对于企业高质量生产水平yist的平均影响，trendst为各个地区的时间趋势变量，用于控制各个地区随时间变化的不可观测的特征；provinces为地区哑变量，用于控制各个地区不随时间变化的特征；yeart为年份哑变量，用于控制各个年份的全国性的冲击，αi为企业固定效应，industry是行业哑变量，Xist为企业层面的控制变量，εist是随机扰动项。被纳入碳交易试点的省区市可能存在某些地域共性，如市场机制更完善或经济更发达，这些共性可能导致当地企业具有更高的全要素生产率。为避免这个问题，笔者在模型中加入了地区虚拟变量用以控制各个地区随时间变化以及不随时间变化的因素。在此模型中，被解释变量来自微观数据而回归元中包含群体层面数据的分析，需要调整标准误以应对群体层面可能存在的随机效应(Angrist和Pischke, 2009)。因此，本文的分析将在地区层面进行标准误聚类。
(二)渐进双重差分模型适用性检验
平行趋势假设成立是应用双重差分估计量的重要前提，即在试点政策实施之前，对照组与处理组的时间趋势是一样的。在本例中，为了检验这一“平行趋势”假设，本文仍然将碳排放权交易政策试点分为三个时点，并分别将后一时期试点的城市视为前一时期试点城市的对照组。具体而言，本文比较深圳市与其他所有地区在2011和2012年的年末企业生产质量水平，比较深圳市、上海市、北京市、广东省、天津市、湖北省、重庆市这七个地区和其他地区在2013年的年末企业生产质量水平，比较深圳市、上海市、北京市、天津市、重庆市、湖北省、广东省以及福建省八个省市和其他地区在2014年至2017年的年末企业生产质量水平。按照上述方式设置的处理组与对照组在各年份的年末企业生产质量水平呈现于图1。
图1 处理组与对照组各年末企业高质量生产水平
从图中可以看出，处理组和对照组的数据在碳排放权交易政策试点前的走势并不完全一致，并不能有力地支持二者之间的平行趋势假设。当平行趋势假设得不到很好的满足时，另外一个对双重差分识别策略进行检验的方法是在控制变量中加入与每个省市相联系的时间趋势项，这样的设定允许在处理组的省市与在对照组的省市沿着不同的趋势发展(Ambec等, 2010)。在回归方程中加入各地区的时间趋势变量，使回归方程不要求处理组和对照组的发展趋势一致，这也就解决了一般应用双重差分估计所需要的平行趋势假设无法满足的问题。因此，本文的模型中将加入各地区的时间趋势变量以应对平行趋势假设缺乏强力证据的情况。
六、实证结果与分析
(一)对全地区样本的考察
本部分将首先以只含有反映政策实施的哑变量、时间哑变量、地区哑变量和地区时间趋势变量的模型为基础，结果报告在表4第(1)列，随后逐步加入行业哑变量和企业层面控制变量，并分别汇报在第(2)列，第(3)列和第(4)列添加企业固定效应，所有结果在地区层面进行标准误聚类。
表4的回归结果显示，碳排放权交易政策对试点地区的企业高质量生产有正向作用。表4的(1)至(4)列中，变量cbtrade的系数均显著为正，以第(4)列为例，在添加行业哑变量、企业层面控制变量以及企业固定效应后，变量cbtrade的系数仍在0.9%的显著性水平上为正，说明了本文的模型设定基本合理。实施碳排放权交易政策将使得试点地区内企业高质量生产水平提高0.0524，即碳排放权交易市场能够提升企业高质量生产水平，这支持了本文的波特效应假定。其次，考虑其他控制变量对企业的影响。无论模型中是否包含企业固定效应，企业成熟度以及其他控制变量对于企业高质量生产的影响并不显著。
(二)对重点控排企业样本的考察
为保证结果的稳健性，考察试点政策是否真正有助于企业高质量生产，本文利用各个地区发展和改革委员会官网上公布的强制纳入交易的企业名单，识别出了样本中被强制纳入交易的上市公司。值得注意的是，企业是否被强制纳入交易的标准为企业是否为重点控排企业。为了更好地控制对照组中的企业特征，对照组最终选取非试点地区的重点控排企业。因此，该部分反映的是对重点控排企业样本的考察结果。
在匹配过程中，研究发现样本中的上市公司并未包含天津市的控排企业，同时，由于重庆市并没有公布控排企业名单，此部分试点地区数为6个，匹配后的企业为132家。由于缺乏非试点地区有关碳排放重点控排企业的信息，考虑在大部分情况下，二氧化碳与废气排放均主要来源于化石燃料的消耗，因此在寻找与之形成对照的企业时，将选取非试点地区的重点控排企业，共选取113家。研究可知，在试点地区，重点控排企业面临的是“被强制纳入碳排放交易”的市场型规制，而非试点地区的重点控排企业面临的是传统的命令型规制。因此，这样设置处理组与对照组将能更精准地反映市场型规制相对于命令型规制的经济效应。
表4 碳排放权交易试点政策对企业高质量生产水平的影响
参照前文的模型设定，在第(1)列中报告只含有反映政策实施的哑变量、时间哑变量、地区哑变量和地区时间趋势变量的结果，在第(2)列中加入行业哑变量和企业层面控制变量，在第(3)列和第(4)列分别进一步添加了企业固定效应。实证的结果详见表5。
由表5的回归结果可知，碳排放权交易试点政策对于试点地区的重点控排企业(即强制纳入交易企业)的高质量生产水平均有着统计学意义上显著的影响，以(2)列结果为例，影响系数在5.8%的显著性水平上为正，且系数为0.1410，高于全样本估计中的系数值0.0524，这表明相对于试点地区内的全部企业，碳排放权交易政策对于重点控排企业(强制纳入交易企业)有着更大的正向影响。
可见，被强制纳入交易的重点控排企业对试点政策的反应强度更大，这是因为被强制纳入交易的企业在市场的活跃度和参与度更高，这同时也表明相对于传统的环境规制方式，采取基于市场交易的环境规制使得企业的生产质量水平有所提升，该结果支持了碳排放权交易市场对企业高质量生产有正向作用的观点。该结果可以从以下几个方面得到解释:首先，相对于命令型的强制控排，采用市场型规制的企业能够以碳排放权价格为信号，对比消耗完初始分配的排放配额后进一步生产的收益与碳排放权价格之间的关系，如果超额排放生产带来的收益高于碳排放权价格，企业将购入碳排放权以维持其生产活动，从而使得企业的规模效应得以发挥。最终，不同企业间的边际排放成本将相同。其次，碳排放权交易市场为企业更多地使用或者研发改进原有的生产技术提供了正向激励，具有减排成本优势的企业将研发或改进绿色生产技术，以在市场上出售碳排放权。通过发展清洁能源项目从而获得核证的自愿减排量(CCER)也同样能推动企业对绿色生产技术的研发，进而推动高质量生产。最后，在排放权市场建设初期，被强制纳入碳排放权交易市场倒逼企业对其生产流程进行更为严格的管理以应对交易市场的规章制度，某程度上能改善企业的生产管理状况。
表5 碳排放权交易试点政策对重点控排企业的影响
(三)考虑政策作用的可能机制
通常认为，碳排放权交易市场提高企业高质量生产的重要途径是以碳价格为信号，推动企业使用、开发和创新绿色生产技术。因此，本文接下来将考察碳排放权交易政策对于企业研发投入的影响，以进一步对试点政策作用于企业高质量生产的可能机制进行考察。
在样本中，企业研发投入数据存在一定缺失，如果企业当年确实没有研发投入，那么在分析影响企业研发投入的因素时，使用Tobit截断模型较为适合(聂辉华等，2008)。因此，本文采用Tobit截断模型对碳排放权交易试点政策对企业研发投入的影响进行研究，模型设定与前文相同：
lnrndist=αi+β1cbtradest+β2trendst+β3provinces+β4yeart+β5industry+θXist+εist
(4)
其中，lnrndist为地区s的企业i在t时期的研发投入费用的对数。
从表6的结果可知，碳排放权交易试点政策对企业的研发投入费用有着正向的影响，在全样本中该影响是显著的，而对于被强制纳入交易的企业而言，该影响系数更大，但系数并不显著。碳排放权交易试点政策对企业研发投入的正向影响为政策对企业高质量生产作用的具体机制提供了支撑。
(四)关于计算方法的稳健性检验
在计算微观层面的高质量生产水平时主要使用最小二乘法、固定效应法、Olley-Pakes法(简称OP方法)和Levinsohn-Petrin方法(简称LP方法)等参数和半参数方法，而半参数方法能较好地解决传统计量方法中的内生性和样本选择问题。前文主要使用基于OP方法计算而得的企业高质量生产水平进行分析，在稳健性检验部分，将考虑使用LP方法计算得的高质量生产水平对文章的主要结论进行检验。
表6 碳排放权交易试点政策对企业研发投入的影响
与OP方法不同，LP方法并不使用企业当期投资作为企业生产冲击的代理变量，而是选取中间品投入作为工具变量。中间品投入数据相较于企业投资来说更易获取，且LP方法的样本选择不再要求投资额大于零，但也有文献指出LP方法并不显著地优于OP方法。使用OP方法和LP方法分别计算企业高质量生产水平，描述性统计结果如表7所示。
表7 OP方法和LP方法所得企业高质量生产水平对比
我们分别使用OP方法和LP方法计算得到的企业高质量生产水平，对前文所得到的主要结论进行了验证。表8对比了在使用两种不同的计算方法后，通过回归分析碳排放权交易试点政策对企业高质量生产水平影响的结果。
根据表8的回归结果，我们发现使用OP方法和LP方法在不同模型中得到的回归结果差异不大，变量cbtrade项的系数均显著为正，且使用LP方法得到的变量cbtrade项系数的值更大，碳排放权交易政策的实施对于企业高质量生产的影响在经济显著性上更显著。这说明采用不同的企业高质量生产水平的计算方法不会改变本研究的主要结论，碳排放权交易政策对于企业高质量生产的提升作用是稳健和可靠的。
七、结论
本文以我国碳排放权交易试点政策为研究对象，利用上市公司数据，运用OP方法计算出企业的全要素生产率以衡量高质量生产水平，并通过渐进性双重差分的方法考察环境权益交易对于企业高质量生产的影响。实证结果表明：首先，基于市场交易机制的碳排放权交易政策确实提升了企业高质量生产水平；其次，通过识别样本中重点控排企业(即强制纳入交易企业)，发现相对于试点地区的全部企业而言，碳排放权交易对被强制纳入交易的重点控排企业有着更大的正向影响，从而进一步识别了碳排放权交易的作用，同时从侧面验证了政策效果会受到交易市场规模与活跃程度的影响；最后，通过验证碳排放权交易政策对企业研发投入的正向影响，进一步完善了该政策对于企业高质量生产的作用机制。
表8 OP方法和LP方法回归结果对比
本文采用渐进性双重差分，同时使用半参数方法对高质量生产水平进行计算，研究重点在于为环境权益交易对企业高质量生产水平的影响提供佐证。本研究发现可能的解释是：为应对更为严格的碳排放管理，企业不得不对原有的生产进行更为严格的管理及控制，在进行更为有效的要素投入的情况下提升了企业高质量生产水平。同时，由于试点地区大部分采用免费配额制，企业很大程度上能从免费的配额中获利，并利用所获资源进行更为高效地投资。值得注意的是，对比欧盟碳交易，中国碳排放权交易政策在分配合理性及政策的稳定性上处理得更好，一方面是中国能够以此前欧盟碳交易的低效率分配为鉴，另一方面是中国在推行碳交易试点政策过程中伴随着其他的政策信息，如明确承诺中国于2020及2030年达到的减排目标以及将在试点政策开始后于2017年逐步建设全国性的碳交易市场等政策稳定的信号。合理的配额制是形成合理碳价格的基础，企业需要根据碳价格进行相关的技术研发或生产决策，而稳定的政策有利于企业对绿色生产技术进行长期稳定的投入与研发。本文所得的结果可视为我国碳排放权交易试点政策能实现企业创新与绿色高质量生产的重要证明。
根据上述结论，本文提出如下政策建议：第一，碳排放权交易作为一种市场型环境规制，相对于命令控制型环境规制，能更好地为企业提供激励，从而提升高质量生产的水平。而市场型环境规制发挥作用离不开合理减排目标的制定与对企业排放量严格的核查。第二，碳排放权交易政策受交易市场的规模与活跃度的影响，对于已纳入试点的地区，可以考虑逐步扩大纳入交易的企业范围，提高普及率，使政策发挥更大的效用。第三，不同的地区及不同的行业开始碳排放权交易试点的时间与发展程度不同，在未来全面启动全国统一碳市场交易时，需要考虑地区与行业之间的发展差异性以更好地将其纳入统一的交易市场中。
本文的实证结果在一定程度上为环境权益交易与企业高质量生产的正向关系提供了支持，但是仍存在一定不足，如，在检验市场型规制与命令控制型规制的不同作用时，更适合的处理组与对照组是碳排放水平相近的企业，但囿于普通企业的信息可得性问题，本研究主要聚焦于重点控排企业。其次，由于试点政策实施年份较短，本文未能得出政策对于先试点地区与后试点地区的影响差异。未来的研究可进一步关注试点开始时间的先后对于碳排放权交易政策效果的影响，从而为全国统一碳交易市场的建设提供参考。
