中国碳市场试点与企业绿色转型：作用效果与机理分析

苏涛永，孟 丽，张金涛

（同济大学 经济与管理学院，上海 200092）

减少温室气体排放是全人类共同面对的艰巨任务。自《京都议定书》将市场机制引入温室气体控排以来，二氧化碳排放作为一种可交易的商品进入市场流通，由此诞生了碳排放权交易市场（简称“碳市场”）。欧盟、美国、日本、新西兰等很多区域和国家先后建立起不同层次的碳市场，依托市场机制对碳排放总量进行控制，以缓解全球气候变暖。我国作为世界上最大的温室气体排放国，为更好地应对全球气候变化、履行大国环保责任，积极通过建设碳市场减少二氧化碳排放。从2013至2016年，我国先后在深圳、上海、北京、广东、天津、湖北、重庆和福建开展碳排放权交易试点。在《巴黎协定》的框架下，我国进一步承诺二氧化碳排放力争在2030年前达峰，努力争取2060年实现碳中和。全国碳市场自2021年7月16日正式启动，率先被纳入碳市场的包括2 162 家发电行业的重点排放单位，覆盖二氧化碳排放量约45亿吨。

碳市场的核心是碳排放权交易，即以较低成本实现二氧化碳减排目标的一种有效市场工具。通过总量控制，由政府向企业发放碳排放权配额，从而对企业碳排放上限进行规定。企业既可以对自身排放进行管理以实现减排，也可以选择从市场上购买配额抵消超额排放量，如何选择取决于企业减排成本的最小化。碳市场不仅被寄希望于激励企业通过碳排放权交易进行节能减碳，使企业在进行投资决策和开展生产经营活动的过程中注重节能减排，实现企业低碳升级转型［1］，还被希望能够推动低碳技术的推广应用，促进低碳产业的发展和向低碳经济的转型［2］。但我国开展的“两省五市”碳市场试点处于碳市场建设的起步阶段，存在市场机制不成熟等现实问题，能否促进试点企业开展绿色转型仍有待验证。

根据有效市场理论，碳市场的有效性是指与碳排放相关的所有信息都可以用碳价格来反映［3］，这依赖于市场机制能否发挥作用［4］。我国碳市场在试点阶段的市场机制尚不完善［5］，存在参与者不理性、信息不对称和交易成本问题，阻碍了信息的传递，使得与价格相关的信息无法被参与者充分获取，导致该阶段的碳市场整体仅达到弱势有效形式［3］。但现有研究发现，我国碳市场依然对试点企业产生重要影响［6］。这说明除了市场机制外，还存在其他机制导致企业受到碳市场的影响。基于资源依赖理论与利益相关者理论，企业会积极寻求政策资源并权衡各利益相关者的利益。随着我国政府对碳减排的重视以及公众对碳减排认知的提升，企业具有减少碳排放以管理政企关系和社企关系的动机［7］，但现有文献没有就碳市场促进企业绿色转型的作用机理进行充分讨论。因此，本文借助碳市场试点的准自然实验，在评估碳市场试点对企业绿色转型作用效果的同时，从市场机制和关系管理动机两方面分析我国碳市场试点如何促进企业绿色转型。

1 文献回顾

现有研究主要关注碳市场建设中存在的问题和作用效果。以欧盟碳市场为例，前两个建设阶段中存在明显的配额过度分配和碳价较低等问题［8］，极大地限制了碳排放权交易机制发挥作用。尽管后来欧盟碳市场在第三阶段改革了配额分配方式，但是碳价依旧处于较低水平。直到MSR（Market Stability Reserve）机制的建立和第四阶段的改革，欧盟碳市场才逐渐解决碳价低的问题［9］。总结欧盟碳市场的经验可以发现，碳市场的成功运行依赖于健全的制度设计和有效的市场机制［10］。我国在2013年开始的试点政策是我国碳市场的起步阶段，市场机制及相应的制度设计均不成熟，暴露出基础技术条件尚不充分、系统设计不完善和交易参与者限制较多等问题，整体效率较低［5］。其中，最关键的问题是碳交易价格的扭曲明显制约了我国碳市场发挥作用［11］，主要表现为偏低的碳交易价格对碳减排的促进作用有限［12］，导致我国碳市场出现功能性碳交易市场缺失。除此之外，我国碳市场还面临配额分配不准确和立法滞后等挑战［13］，需要不断完善交易机制和相关制度。

在对碳市场作用效果的讨论中，现有研究首先评估了碳市场的减排效果。欧盟碳市场被认为有效降低了温室气体排放［14］，但也被质疑其最大减排份额来源于经济危机而非碳交易［15］。而我国碳市场的试点政策被证明能够降低碳排放［4］。其次，现有研究讨论了碳市场对企业产生的经济后果。针对欧盟碳市场的研究发现，企业不但能够通过获取免费配额增加现金流入［16］，而且市场运行导致的电价上涨使电力企业从中获利［17］。我国碳市场试点被证明仅能提高企业短期价值，对企业长期价值的提升没有显著影响［6］。最后，现有研究重点探讨了碳市场对技术创新的影响，但却存在分歧。既有研究提供了碳市场有效推动技术变革的证据，例如增加了企业的低碳专利数量［18］，也有研究发现碳市场对促进企业低碳技术投资没有显著作用［19］，一个典型事实是企业预期现金流和收益的减少导致其更倾向于选择降低产量的方式来减少碳排放［20］。另一方面，由于碳价普遍低于企业减排技术投入的边际成本，企业缺乏研发碳减排技术的动力［21］。

建立碳市场是我国通过市场手段减少碳排放、实现低碳循环发展新方式的重要举措。碳市场被寄希望于促进产业绿色升级，但由于参与碳市场的微观主体是企业，因此，碳市场的作用关键在于激励企业开展绿色转型。现有研究没有给出碳市场能否以及如何促进企业绿色转型的答案，本文通过研究碳市场试点对企业绿色转型的作用效果和机理，不仅是对已有研究的重要补充，还有助于深化对我国碳市场作用后果的认识。

2 理论分析

2.1 市场机制分析

2.1.1 市场激励型环境规制工具 碳市场的核心是碳排放权交易制度，其实质是一项市场激励型环境规制工具［22］。碳市场主张通过价格机制内化环境污染的外部性成本［22］，通过碳排放权在企业间自发的交易实现排放量在企业间的最优分配［21］，充分发挥企业的主体作用。在碳排放权交易过程中，政府不会对企业行为进行直接干预，而是通过市场信号引导企业做出决策从而实现减排目标。通过创建一个排放配额的交易市场，企业既可以在用完碳排放配额后以市场价格购买，也可以选择停止生产，最终由企业比较两种方案的收益作出选择；如果企业通过减排手段产生空余的排放额度，可以在市场上出售给需要的企业［23］。这一市场机制的核心作用在于碳价格的高低，如果价格较低，企业具有购买碳排放配额以保证继续生产的动机；如果价格较高，企业则减少碳排放，甚至出售碳排放配额以获利。尤其是当政府免费发放碳排放配额时，碳排放权交易能够帮助企业获利［16］。在我国开展的碳市场试点中，除了广东和深圳试点电力企业外，配额全部免费发放，试点企业很可能利用免费配额获得额外的现金流入［6］。当碳价远高于企业减排成本时，碳市场对企业产生倒逼作用［24］，推动企业绿色转型。

2.1.2 竞争优势与成本转嫁分析 资源基础理论认为，在战略制订和实施过程中，组织独特的资源和能力对塑造竞争优势具有重要作用［25］。HART［26］在此基础上提出了一种基于企业与自然环境关系的竞争优势理论，指出企业可以通过管理自身与自然环境的关系来发展其独特的竞争优势。实施与环境协调发展的绿色战略不但有助于企业获取更高利润，提高企业形象，还有利于企业抢占市场先机，帮助企业形成可持续竞争优势［27］。碳市场试点恰好能够为企业探索绿色转型路径塑造自身竞争优势提供合适的契机。由于企业开展绿色转型可能会付出一定的成本并承担相应风险，因此是否选择借助碳市场试点进行绿色转型还取决于企业自身的成本转嫁能力。基于欧盟碳市场的研究表明，参与碳排放权交易的企业通过提升产品价格的方式将碳成本转嫁给消费者［28］。在行业竞争压力下，企业的成本转嫁能力取决于所在行业的竞争强度。当企业处于竞争激烈的行业时，由于产品市场类似的替代产品较多，提升价格转嫁环境成本会降低产品市场竞争优势，所以其成本转嫁能力相对更低［2］。相反，当企业处于竞争强度不大的行业时，其成本转嫁能力更强。对成本转嫁能力较强的企业而言，由于能够将碳减排成本转嫁到消费者身上而获利，从而具有更强的绿色转型动机。而成本转嫁能力较弱的企业如果将碳减排成本转移给消费者，则面临丧失市场竞争优势的损失，因而缺乏绿色转型的动力。

2.2 关系管理动机分析

2.2.1 政企关系管理动机分析 根据资源依赖理论，企业需要从外部环境中获取自身发展所需要的资源。现有研究表明，企业会主动寻求政策资源以期根据政策导向调整自身经营战略［29］。作为世界上最大的转型经济国家，我国的产权、法律和金融制度仍需不断完善，规制环境存在高度不确定性，导致企业对政府存在高度资源依赖［30］，因而企业具有管理政企关系的动机。基于我国情境开展的政治关联的研究为此提供了丰富的解释。通过政治关联，企业能够在税收优惠［31］、银行贷款等方面获得更多支持［32］，有助于提升企业绩效［33］。政企关系是转型经济中最重要的关系之一，构建“亲”“清”新型政商关系和优化营商环境也是当下中央政府和地方各级政府的重点工作之一［34］。由于地方政府存在节能减排压力，亟须企业配合相关政策安排共同致力于减少碳排放。因此，参与碳市场试点为企业通过迎合政策需求开展政企关系管理提供了契机。在碳市场试点的影响下，企业积极通过绿色转型措施减少自身碳排放，这不仅能够为地方节能减排作出贡献，还有助于塑造政企合作的良好关系，一定程度上为企业获取更多政策扶持创造了机会。

2.2.2 社企关系管理动机分析 利益相关者理论强调，企业的战略决策应该综合权衡各利益相关者的利益。随着生态环境恶化以及绿色发展理念的兴起，利益相关者的环保诉求成为推动企业采取绿色环保措施的重要因素［35］。现有研究表明，在利益相关者的外部环保压力下，企业会制订并实施绿色发展战略［36］。其中，社会公众对企业环境合法性的评价深刻影响企业经营［37］。人们对环保问题的日益关注形成了浓厚的社会环保氛围，有利于促进企业积极承担保护环境和节约能源的责任。碳市场被广泛认为是促进企业节能减排的新举措，并且得到来自社会公众越来越多的关注，有助于激励企业积极履行减少碳排放的社会责任［23］。尤其是对于那些碳排放量较大的重点行业而言，比如石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力和航空等主要参与碳市场试点的八大行业［38］，其碳减排行为受到社会各界的广泛关注。来自公众舆论的压力督促企业采取更有效的方式减少碳排放［7］，而参与碳市场为企业通过节能减排塑造良好的企业形象以及改善声誉提供了途径。在碳市场的作用下，企业通过采取绿色转型措施为实现履约目标而努力，能够维护其环境合法性，增加社会公众对企业的认同和对其环保绩效的赞扬［39］，从而有助于企业维护良好的社企关系。

3 研究设计

3.1 数据来源

本文使用2008—2019年八个试点地区以及河北、河南、山东、江苏、浙江、湖南和安徽七省（用于稳健性检验）的上市公司数据作为研究样本。参加碳市场试点的上市企业名单来自各试点地区政府相关部门的官方网站，对于缺失名单，通过查阅相关文献资料进行填补。起初，获得了163家上市公司的试点企业名单，但由于部分企业是在试点开始以后才上市，缺少试点之前的样本数据，所以删除了这些样本企业，剩余128 家试点企业。企业绿色转型和控制变量的数据来自上市公司的年报与社会责任报告、国泰安CSMAR 数据库和CNRDS 数据库，绿色专利数据来自国家知识产权局网站。参考徐佳和崔静波的研究［40］，根据世界知识产权组织（WIPO）在2010年推出的“国际专利分类绿色清单”中包括的七个大类，本文使用专利分类号判断上市公司申请的专利是否属于绿色专利。完成数据收集后，剔除了存在缺失值的上市公司当年的全部数据，并对连续变量进行1%和99%水平的缩尾处理，以降低极端值的影响。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量 本文的被解释变量为企业绿色转型（GT）。中国社会科学院工业经济研究所［41］将工业绿色转型定义为：以资源集约利用和环境友好为导向，以绿色创新为核心，坚持走新型工业化道路，实现工业生产全过程的绿色化、可持续发展，获得经济效益和环境效益的双赢。本文参考这一定义和其他有关企业绿色转型文献中的做法，根据企业采取的绿色措施判断是否开展绿色转型。

通过逐一查阅样本企业年报与社会责任报告，本文梳理了企业的绿色措施，并将其准确归类为绿色文化、绿色管理、绿色创新、绿色生产和绿色产品5 个维度。①绿色文化主要体现在企业树立绿色发展的理念和目标，开展环保教育与培训等方面；②绿色管理指的是企业在管理方面采取一系列的节能环保政策，如实行绿色办公，建立低碳环保的管理制度等；③绿色创新指的是企业开展绿色低碳技术创新，如申请绿色专利等；④绿色生产指的是企业采取清洁生产措施；⑤绿色产品指的是企业生产低碳、环保的产品。这5 个方面彼此独立，基本涵盖了企业采取的全部绿色措施。企业采取的绿色措施所覆盖的范围越广，表明企业越有可能开展绿色转型。因此，本文根据企业所采取的绿色措施分别对5个维度进行赋值，如果企业采取了某一维度中至少一种绿色措施，则该维度赋值为1，否则赋值为0。各维度加总即为该企业绿色转型的测量结果（0 ≤GT ≤5），该数值越大表明企业在越多方面采取绿色措施，即越有可能开展绿色转型。绿色转型指标测度见表1。

3.2.2 核心解释变量 本文的核心解释变量为DID。DIDit=treati×postit，treati的取值规则为：当企业i为碳市场试点地区的试点企业时，treati为1；当企业i属于试点地区的非试点行业时，treati为0。这样选择对照组的原因在于，既要考虑碳市场试点对对照组企业没有显著影响，也要尽量保证实验组与对照组企业在其他方面具有更多相似性。为了降低这样选择样本导致的偏误，本文进行了逐年倾向得分匹配处理，并使用匹配后的样本进行检验。最终获得128家试点企业作为实验组，157家非试点企业作为对照组。参考吴茵茵等［4］对postit变量的定义，由于深圳、上海、北京、广东和天津试点碳市场启动时间是2013年，因此当企业i位于这五个地区且t ≥2013时，postit=1；湖北和重庆试点碳市场启动时间是2014年，因此当企业i位于这两个地区且t ≥2014时，postit=1；福建试点碳市场启动时间是2016年，因此当企业i位于该地区且t ≥2016时，postit=1；除此之外，postit=0。

3.2.3 控制变量 本文参考已有关于企业绿色转型的研究，确定如下控制变量的选择方案。①企业规模（Size），采用企业总资产取对数衡量［24］，规模越大可能会使企业绿色转型难度越大。②资产负债率（Debts），即负债总额与资产总额的比值，较高的负债水平可能会限制企业的绿色转型投入。③企业年龄（Age），采用企业成立年数取对数衡量［49］。④企业成长性（Growth），使用总资产增长率衡量。⑤资本密集度（Density），即总资产与营业收入的比值，反映了企业的风险和资本成本，能够影响企业的绿色转型效率。⑥总资产净利润率（ROA），即净利润与总资产的比值，数值越大代表企业盈利能力越强，为绿色转型提供更多资金支持。⑦股权性质（Equity），将国有企业赋值为1，非国有企业赋值为0，实际控制人的差别可能会影响企业绿色转型决策。⑧独董占比（Independent），即独立董事人数占董事人数的比例。⑨股权集中度（Concentration），使用公司第一大股东持股比例衡量［49］。⑩董事会活跃度（Meeting），使用董事会会议次数衡量。

3.3 实证模型

我国自2013年开启的“两省五市”以及后来的福建碳市场试点可视作一项准自然实验，本文参考吴茵茵等［4］、CHEN等［20］的研究，采取差分法检验碳市场试点对企业绿色转型的影响。由于8个试点地区启动时间不一致，本文采取多期双重差分法进行实证检验，构建回归模型（1）。

GTit= α0+ α1DIDit+ α2Xit+ θi+ γt+ εit（1）

其中：下标i 和t 分别表示企业和年份；GTit表示企业i 在t 年的绿色转型；DIDit为多期双重差分变量，即treati×postit，treati为处理变量，postit表示政策实施时间；Xit为控制变量；θi为公司固定效应；γt为年份固定效应；εit为误差项。α1是本文重点关心的参数，如果α1显著为正，说明碳市场试点显著促进企业绿色转型。

4 实证结果

4.1 描述性统计

表2是对所有变量进行描述性统计的结果。从均值和标准差结果可以看出，样本企业整体绿色转型水平适中，且企业之间存在差距。根据均值，样本企业的平均负债水平为48.7%，总资产净利润率为3.6%，总资产增长率为18.2%，第一大股东持股比为36.5%；国有企业样本数据占比达到58.4%；独立董事平均占比超过董事会规模的三分之一。根据标准差，企业规模、资本密集度和董事会活跃度在样本企业之间具有差距。

表2 变量描述性统计结果Tab.2 Descriptive statistical results of variables

4.2 基准回归结果

表3报告了模型（1）的回归结果。其中，第（1）列既没有添加控制变量，也没有对年份和公司固定效应进行控制，第（2）列只控制了年份固定效应和公司固定效应，第（3）列在控制年份和公司固定效应的基础上进一步增加控制变量。所有列均汇报企业层面的聚类标准误。由表3 结果可知，DID 的回归系数（α1）均显著为正。这一结果表明我国碳市场试点对企业绿色转型有显著正向影响。

表3 基准回归结果Tab.3 Results of benchmark regression

4.3 平行趋势检验

实验组与对照组满足平行趋势假设是应用双重差分法的前提条件，即在政策冲击之前实验组与对照组的变动趋势一致。本文采取以下两种方法进行平行趋势假设检验。

一方面，采用事件研究法检验平行趋势假设，参考JACOBSON等［50］的做法，以碳市场试点启动前4年为比较基准构造年度虚拟变量与处理变量的交互项。如果平行趋势假设成立，则意味着2013年之前的估计系数与0没有显著差异。

图1汇报了逐年交互项的估计系数和置信区间，碳市场试点启动前5年内交互项的估计系数均不显著，但在2013年通过10%水平的显著性检验。这表明实验组与对照组企业的绿色转型变动趋势符合平行趋势假设，本文使用双重差分法能够评估碳市场试点对企业绿色转型的影响。

图1 平行趋势检验与动态效应Fig.1 Parallel trend test and dynamic effect

由于碳市场是一项持久性的政策活动，有必要借助事件研究法进一步分析碳市场试点的长期作用。根据图1，碳市场试点对企业绿色转型的影响只在2013年和2015年显著，这恰好是该试点的第一阶段。从2016年7月开始又进行了第二阶段的试点，在这之后碳市场试点对企业绿色转型的影响不再显著。可能的原因在于，虽然企业在碳市场试点的初级阶段受到了显著影响，但随着企业逐渐适应这一市场机制，并且碳排放配额分配较为宽松，加之宏观去产能政策的影响，导致配额供大于求、碳价过低，企业缺少持续绿色转型的动力［6］。

另一方面，参考付明卫等［51］的研究，选取碳市场试点之前，即2008—2012年的样本，设立以下回归模型（2）来检验实验组与对照组企业绿色转型的变动趋势。

其中，i 表示企业，t 表示2008—2012 年的每一年份，treati×trendt是处理变量与时间趋势变量的交乘项，trendt在2008—2012年分别取值1～5，θi为公司固定效应，γt为年份固定效应。

利用普通最小二乘法（OLS）对模型（2）进行估计，回归结果见表4。在控制了其他变量和年份、公司固定效应之后treati×trendt的回归系数不显著，表明实验组与对照组在碳市场试点前后绿色转型的变动趋势没有显著差别。以上两种方法的检验结果均符合平行趋势假设，表明本文使用双重差分法评估碳市场试点对企业绿色转型的影响是合适的。

表4 平行趋势假设检验结果Tab.4 Results of parallel trend hypothesis

4.4 其他稳健性检验

4.4.1 替换对照组企业 本文在对照组企业的选择上使用的是试点地区非试点行业的上市企业，一个潜在的可能是这些非试点行业在碳市场试点氛围的感染下也会采取一些节能减排措施。为了消除这可能对碳市场试点影响企业绿色转型作用效果的干扰，本文从试点地区邻近省份中选择对照组。具体将对照组企业替换为临近的非试点地区（河北、河南、山东、江苏、浙江、湖南、安徽）的非试点行业的上市企业。非试点地区企业postit取值根据临近试点地区碳市场启动年份设定，河北、山东的企业按照北京和天津碳市场启动年份设定，江苏、浙江与安徽按照上海碳市场启动年份设定，河南、湖南按照湖北碳市场启动年份确定。因此，当企业i 在河北、山东、江苏、浙江与安徽且t ≥2013，或当企业i 在河南和湖南且t ≥2014时，postit=1；除此之外，postit=0。重新估计模型（1）的结果如表5 第（1）列所示，DID 的回归系数显著为正，并且显著性较表3中第（3）列中的估计结果有显著提升，这进一步证实了碳市场试点对企业绿色转型有显著的正向影响。

4.4.2 剔除实验组中非工业行业的企业 现有研究在考察碳市场试点的影响时，认为这一政策主要对八大高耗能行业（石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力和航空）产生影响［38］。根据官方披露的试点企业名单，北京和上海试点的控排主体中包含了部分生产性服务业和生活性服务业的企业，其他试点地区的试点企业基本属于工业行业。与工业企业相比，服务业的绿色转型措施相对较少，可能会影响估计结果。因此，本文剔除了实验组中的非工业企业，然后对模型（1）进行估计。根据表5第（2）列的回归结果，在剔除了实验组中非工业行业的企业后，DID的回归结果仍然显著为正，这表明碳市场试点促进企业绿色转型的研究结果具有稳健性。

4.4.3 消除政策实施时间不一致的影响 在八个碳市场试点地区中，五个地区于2013年启动碳市场，湖北与重庆于2014年启动碳市场，福建于2016年启动碳市场。在后续开启碳市场的地区，由于累积学习效应［52］，企业可能会提前向已经开始碳市场试点的企业学习，从而提前适应这一新的市场机制。因此，本文剔除湖北、重庆与福建的样本后进一步检验研究结果的稳健性。如表5第（3）列所示，对样本进行删减之后，DID的回归系数依然显著为正，表明研究结果是稳健的。

4.4.4 排除其他政策的冲击 由于双重差分法依赖于政策的时空变化，如果在碳市场试点启动前后还有其他相关政策可能影响到企业绿色转型，那么双重差分法识别的碳市场试点效应可能存在偏误。一方面，国家分别于2010年、2012年与2017年公布了三批低碳城市试点名单，这可能会对企业绿色转型产生影响［40］。因此，本文构建了该政策的年度虚拟变量LCCit，当企业i所属城市纳入低碳城市试点名单后，该企业在当年及之后的年份LCCit赋值为1，否则赋值为0。将LCCit与处理变量的交互项treati×LCCit纳入计量模型后进行再估计，以控制低碳城市试点对碳市场试点影响企业绿色转型作用的冲击。回归结果如表5第（4）列所示，DID的回归系数显著为正。另一方面，自2015年开始的供给侧结构性改革使我国大部分行业在这一时点的产能利用率一度达到历史性低点，尤其像钢铁、水泥、电解铝等高耗能行业［53］。随着过剩产能不断退出，供给侧结构性改革中“去产能”政策对我国高耗能行业节能减排可能会产生影响。因此，本文构建了该政策的年度虚拟变量SSRit，将2015年及之后赋值为1，之前赋值为0，然后与处理变量组成交互项treati×SSRit并纳入回归模型后再检验，以排除供给侧结构性改革中“去产能”政策的影响。结果如表5第（5）列所示，DID的回归系数显著为正。以上结果表明，在排除了低碳城市试点和供给侧结构性改革的影响后本文的研究结果依然稳健。

表5 稳健性检验结果Tab.5 Results of robustness test

5 作用机理检验

5.1 市场机制检验

碳排放权交易是通过自由交易的市场机制降低企业的减排成本，从而达到激励企业碳减排的目的。本文参考吴茵茵等［4］的研究，构建回归模型（3）检验市场机制的作用。

其中，Marketit代表企业i在t年所在试点地区的市场机制，现有研究主要从碳交易价格（price）和碳市场活跃度（activity）进行考察［22，4］。α2是判断市场机制有效性的关键，代表由碳交易引发的异质性绿色转型效应，其他符号含义同模型（1）。碳交易相关数据来自八个碳交易试点网站。

表6中第（1）列和第（2）列分别是用碳交易价格（年平均碳交易价格取对数）和碳市场活跃度衡量市场机制的回归结果。参照已有研究，市场活跃度指标使用年度碳交易成交量与地区年度二氧化碳排放量的比重来衡量［4］。回归结果显示，系数α2没有通过显著性检验，说明试点地区碳市场对企业绿色转型的作用效果并未受到碳交易价格和碳市场活跃度的影响。由于处于试点阶段，我国碳市场的市场机制可能存在功能性缺失、交易机制不完善等问题［13］，尤其是碳交易价格扭曲影响碳市场的作用效果［11］，难以显著激励企业绿色转型。

表6 市场机制检验结果Tab.6 Results of market mechanism test

除此之外，碳市场试点为企业塑造长期竞争优势提供了机会，但这可能受到企业成本转嫁能力的影响［28］。拥有较强成本转嫁能力的企业通过将绿色转型的成本转移到消费者身上，从而最小化转型风险，使碳市场试点对企业绿色转型的作用最大化。本文构建回归模型（4）检验这一作用机理。

其中，Costit是衡量企业i成本转嫁能力的变量。由于成本转嫁能力无法被直接测量，本文使用行业竞争程度作为其代理变量。因为企业成本转嫁能力与所处行业的垄断程度密切相关［22］，垄断使企业具有强大的议价能力，能够将绿色转型的成本转嫁给消费者。

本文使用行业勒纳指数（Lerner）和行业集中度（IC）两项指标测量行业竞争程度。①勒纳指数能够反映市场中垄断势力的强弱［54］，勒纳指数越大代表行业垄断势力越强。行业勒纳指数=单个公司营业收入/行业内营业收入合计×个股勒纳指数累计，个股勒纳指数=（营业收入-营业成本-销售费用-管理费用）/营业收入。②通过行业集中度能够观测到市场势力的程度［55］，行业集中度越高表明市场垄断势力越强。本文使用行业内最大的前4家公司的主营业务收入占全行业主营业务收入的比例衡量行业集中度（IC），结果越大表明行业垄断性越强。

行业勒纳指数与行业集中度数据均来自于国泰安CSMAR数据库，两指标的计算范围仅覆盖上市公司，与本文使用上市公司作为研究样本相一致。由于CSMAR数据库中对行业集中度的测量指标包括分别以行业内最大的前4、5、8、10、20家公司的计算结果，为了减少缺失值，本文选择以行业内最大的前4家公司的计算结果作为行业集中度的衡量指标。

根据表6中第（3）列的结果，回归系数α2显著为正，表明当行业渐趋垄断，碳市场试点对企业绿色转型的促进作用越明显。根据表6 中第（4）列的结果，回归系数α2显著为正，表明在垄断势力越强的行业中，碳市场试点对企业绿色转型的促进作用越强。综上所述，当企业所处行业竞争强度不大时，企业凭借较强的成本转嫁能力迎合碳市场试点对企业绿色转型的促进作用。

5.2 关系管理动机检验

由于试点阶段碳市场的市场机制存在一定的局限［5］，碳市场对企业绿色转型的影响还可能来自非市场机制。以往基于问卷调查数据的研究发现，企业参与碳市场交易的目的是改善政府关系和赢得良好社会声誉［7］。在此基础上，为了进一步检验企业是否会基于关系管理动机通过碳市场进行绿色转型，本文构建了模型（5）。

其中，Guanxiit是衡量企业i进行关系管理的指标，本文从政企关系管理和社企关系管理两个维度评估企业关系管理动机。系数α2用于捕捉关系管理能否影响碳市场试点对企业绿色转型的促进作用，其他符号的意义同模型（1）。

由于无法对企业政企关系管理的动机进行直接度量，因此本文参考了崔广慧和姜英兵［29］的做法使用两个代理变量。①地级市单位GDP 能耗降低压力（Energy），计算公式为：（碳市场启动前一年单位GDP能耗-2010年单位GDP能耗）/2010年单位GDP能耗。②地级市单位GDP碳减排压力（Carbon），计算公式为：（碳市场启动前一年单位GDP碳排放-2010年单位GDP碳排放）/2010年地方单位GDP碳排放。2010年是“十一五”末年，这种计算方法能够体现地方政府在碳市场启动前夕的节能减排压力。在节能减排压力较大的地区，企业可能为了迎合政府碳减排的需求而积极地参与碳排放权交易，因此表现出明显的政企关系管理动机。地方GDP数据来自各地级市统计年鉴，能源消费数据来自中国能源统计年鉴，碳排放数据来自CEADs数据库。

由于社企关系的好坏无法直接测量，本文在参考现有研究的前提下使用能够反映企业声誉的媒体报道判断企业的社企关系管理动机［56］。媒体作为重要的信息公开渠道，影响着公众如何去评价企业［57］。媒体对企业的负面报道越多，社会公众对企业的印象越差，企业进行社企关系管理的动机越强。网络媒体依托互联网进行信息的传播，具有传播速度快、影响范围广的优势，使其媒体效应能够在更短时间内得以发挥［58］，成为社会大众了解企业发展状况的重要渠道。所以本文借助于网络媒体报道对企业社企关系管理动机进行衡量，具体使用碳市场启动前三年内企业的网络媒体负面（正面）报道占网络媒体全部报道的比重两项指标。前者（Negative）数值越大，表明企业具有越强的社企关系管理动机，后者（Positive）则反之。媒体报道数据来自CNRDS数据库，负面报道和正面报道的计算方法详见该数据库说明。

如表7中第（1）列和第（2）列的结果所示，系数α2均不显著，表明企业并未出于政企关系的考虑通过碳市场进行绿色转型。如表7中第（3）列和第（4）列的结果所示，系数α2分别显著为正和显著为负，表明碳市场启动前被网络负面报道越多的企业在碳市场启动后会采取更多绿色转型措施，被网络正面报道越多的企业在碳市场启动后会进行更少的绿色转型。这说明在社企关系管理动机的影响下，企业利用碳市场促进绿色转型。

表7 关系管理动机检验结果Tab.7 Results of Guanxi management motivation test

续 表

6 进一步研究

6.1 溢出效应检验

由于本文的研究方案中实验组均为参与试点的上市企业，属于行业内的前部企业，其绿色转型行为可能会引起行业内其他非试点企业的模仿，从而产生碳市场的政策溢出效应。为解决这一问题，本文将实验组更换为试点地区试点行业内的非试点企业，对照组保持不变。检验结果如表8 中第（1）列所示，DID的回归系数不显著，表明碳市场试点对企业绿色转型的影响不存在行业溢出效应。

表8 溢出效应和异质性检验结果Tab.8 Results of spillover effect and heterogeneity test

非试点地区的企业也可能效仿试点企业采取一些绿色转型措施，因此，碳市场建设过程中可能会存在地区溢出效应。本文将实验组更换为非试点地区试点行业的企业，对照组更换为非试点地区非试点行业的企业。对非试点地区的选择主要根据地理临近原则，确定河北、河南、山东、江苏、浙江、湖南和安徽七省。非试点地区企业postit取值根据临近试点地区碳市场启动年份设定，当企业i位于河北、山东、江苏、浙江与安徽且t ≥2013，或当企业i位于河南或湖南且t ≥2014时，postit=1；除此之外，postit=0。检验结果如表8中第（2）列的结果所示，DID的回归系数不显著，表明碳市场试点对企业绿色转型的影响不存在地区溢出效应。

以上检验结果不仅表明了碳市场试点对企业绿色转型的影响不存在行业溢出效应和地区溢出效应，还证明了前文的实证设计中对实验组和对照组的选择是合理的。

6.2 异质性检验

本文进一步对碳市场试点影响企业绿色转型的作用异质性进行检验。首先，由于试点地区很多高耗能企业为国有企业，政府对国有企业的管控能力更强，可能会使国有企业在碳排放权交易的影响下取得更好的绿色转型效果。所以，本文将产权性质（Equity）与DID的交互项纳入计量模型以考察所有制异质性。检验结果如表8第（3）列所示，交互项的回归系数没有通过显著性检验，表明碳市场试点对企业绿色转型的作用在国有企业和非国有企业之间没有显著区别。

其次，本文考察了碳市场试点影响企业绿色转型的区域异质性。现有研究发现北京、上海和深圳的碳减排效应较好，可能得益于碳市场发育程度以及行政干预强度相对较高［4］。这可能预示着在发展水平更高的地区，碳市场对企业绿色转型的作用效果更好。因此，本文设置了区域虚拟变量（First-tier_City），当企业i位于北京、上海、广州和深圳四个一线城市时赋值为1，位于其他地区赋值为0。检验结果如表8第（4）列所示，DID与区域虚拟变量交互项的回归系数没有通过显著性检验。尽管区域虚拟变量的回归系数显著为正，表明在发展水平更高地区的企业绿色转型更明显，但碳市场试点对企业绿色转型的作用并没有区域差异。

最后，本文考察了碳市场试点对企业绿色转型的作用是否存在行业差异。虽然碳市场试点所涉及的行业较多，甚至北京、上海等试点地区将一些碳排放量较大的服务性行业纳入控排主体名单，但碳市场主要针对的高耗能行业包括石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力和航空等八个行业。为了考察碳市场中潜在的行业差异，本文设置行业虚拟变量（Eight），如果企业i属于八大高耗能行业，则赋值为1，否则赋值为0。检验结果如表8第（5）列所示，DID与行业虚拟变量交互项的回归系数没有通过显著性检验，证明碳市场试点对企业绿色转型的作用不存在行业异质性。

7 结论与建议

7.1 研究结论

本文以我国在2013年开始的碳市场试点为准自然实验，使用多期DID方法实证检验了我国碳市场试点对企业绿色转型的影响，发现碳市场试点显著促进了企业绿色转型。深入分析作用机理，发现对于碳市场试点推动企业绿色转型的效果而言，试点地区碳市场自身的市场机制没有发挥作用，拥有较强成本转嫁能力的企业在碳市场试点推动企业绿色转型中的表现更好。碳市场试点为企业关系管理提供了契机，与管理政企关系相比，企业更积极地通过绿色转型减少碳排放来迎合自身社企关系管理的需求。进一步研究发现，碳市场试点对企业绿色转型的促进作用没有行业和地区溢出效应，并且也不存在所有制、区域和行业的异质性。

7.2 研究贡献

首先，通过研究碳市场试点对企业绿色转型的影响，本文对我国碳市场作用效果的研究进行了进一步深化。虽然现有微观层面的研究评估了我国碳市场试点促进企业碳减排的效果［21］，并分析了碳市场对企业创新的影响［49］以及经济后果［6］，但没有深入讨论碳市场对企业绿色转型的影响及作用机理。本文不仅丰富了该研究领域的文献，而且拓展了碳市场微观作用后果的研究。

其次，通过分析碳市场影响企业绿色转型的作用机理，本文从理论上贡献了对我国碳市场微观作用机理的认识。基于资源基础理论、资源依赖理论与利益相关者理论，本文从市场机制和企业关系管理动机两方面分析了碳市场影响企业绿色转型的微观作用机理，并且发现行业竞争不强的企业依靠较强的成本转嫁能力降低碳减排成本，这与基于欧盟碳市场的研究一致［28］，但本文没有发现企业主动迎合政府干预的证据，却发现企业利用碳市场进行社企关系管理。

最后，本文使用的微观企业样本为检验我国碳市场的作用提供了更加可靠的证据。现有研究或使用试点地区的宏观样本［23，4］，或使用试点地区包含试点企业在内的全部上市公司样本［38］，这种选择偏差会影响结论的可靠性。本文将各试点地区纳入试点范围的上市企业作为研究对象，能够更精准地捕捉碳市场试点对企业绿色转型的作用。

7.3 政策建议

本文探究了碳市场试点对企业绿色转型的作用效果与机理，所得的研究结论对完善碳市场建设以促进企业减排和绿色转型具有如下政策启示意义。

首先，需要利用好、完善好碳排放权交易这项市场工具，提高通过市场手段促进企业碳减排的效率。碳市场是通过市场机制促进企业减少碳排放的政策工具，但本文的研究结论却表明试点地区碳市场的市场机制存在功能性缺失，这使碳市场“名不副实”。可能的原因在于试点阶段的碳排放权交易制度尚不成熟，不同试点地区碳价格、流动性差异较大［22］，临近履约日交易量显著增加的现象也较为普遍［10］。在试点机制的作用下，碳市场难以通过市场力量调动企业碳减排的积极性。这启示了在全国碳市场的制度设计中，应当完善碳市场的市场机制以激励企业碳减排，例如，提高碳价和控排主体的履约标准。

其次，要在建设碳市场的同时出台辅助性政策文件，以确保碳市场的市场机制真正发挥作用。本文发现具备较强成本转嫁能力的企业能够将碳减排成本转嫁给消费者。尽管实现了控排主体的减排目标，但这种通过压缩生产规模、提高产品价格实现碳减排的做法严重损害了消费者利益，也背离了控排主体通过碳交易降低减排成本的碳市场运行机制。而成本转嫁能力取决于企业与消费者之间的议价能力，通常在竞争力不强的垄断行业中更明显。这启示了全国碳市场建设应当完善针对不同行业的辅助性制度，避免拥有较强议价能力的企业通过成本转嫁的方式减少碳排放。

最后，应当发挥社会公众的外部监督作用助力碳市场建设。本文的结论揭示了参与碳市场试点的企业为了塑造更好的形象和获取良好的声誉而进行碳减排。现实中，人民群众通过将环保问题反映给相关行政部门，能够提升环保执法的效率。因此，公众环保意识的不断增强能够对企业环保行为发挥有效的外部监督作用，迫使企业考虑公众影响而控制污染物排放。国家应当在建设碳市场的同时加强对社会公众的碳减排宣传和教育，提升人民群众参与节能减排的意识。企业虽然是碳排放的主要源头，但人人都有减少碳排放的责任和义务。通过强化人民群众的碳减排观念，形成节能减排的社会氛围，约束企业碳排放，从而辅助碳市场发挥作用。

7.4 研究局限与展望

虽然本文拓展了对碳市场作用机理的认识，但考虑企业绿色转型是综合作用的结果，可能还存在其他能够解释碳市场引导企业开展绿色转型的机理。囿于文章篇幅，本文没有就此展开广泛的讨论。未来研究应当继续关注碳市场影响企业绿色转型的作用机理，从而为不断完善碳市场的制度设计提供更多理论参考。此外，本文依托我国碳市场试点探讨了碳市场影响企业绿色转型的效果和机理，全国碳市场已经正式运营，未来研究可以使用来自全国碳市场的样本进一步评估碳排放权交易对企业绿色转型的影响，同时深挖其作用机理，为全面了解碳市场的微观作用提供更多见解。