市场型环境规制是否推动了企业技术创新？——来自我国碳排放权交易试点的实证研究

■ 赵宏宝

（中国人民银行青海省分行 青海西宁 810001）

引 言

全球气候变暖严重威胁到人类最基本的生存问题。为了遏制全球气候变暖，联合国在20 世纪末出台了《联合国气候变化框架公约》和《京都协定书》，成为世界各国共同遵守的公约。以二氧化碳排放权为交易对象的市场机制应运而生。碳排放权交易是应对气候变暖问题的重要手段，也是通过明晰产权来内化环境外部性的典型应用。其基本思路是，政府依据本国经济发展和环境保护制定合适的碳排放总量，向企业或个人出售（或免费分配）碳排放配额，企业或个人按照自己的排放情况在市场上买卖所得配额。企业二氧化碳排放低于政府配额时，可以将多余的配额出售给其他有需要的公司。企业二氧化碳排放超过政府配额时，可以从其他公司购买超过部分的配额以完成履约。碳排放权交易的目的在于以最小的成本实现最大程度的减排，减排成本低的企业会尽最大可能进行减排，将多余的碳排放权转换为企业利润，而减排成本高的企业会选择购买超出的配额。整个市场则以最小的成本完成减排目标，达到帕累托最优。

2002 年英国成为首个实施碳排放权交易的国家（UK ETS），随后，美国、加拿大、欧盟在本国或局部地区也相继展开碳排放权交易。2016 年欧盟碳排放比1990 年降低了24%，欧盟碳排放权交易体系取得的显著成效为全球碳排放权建设起到了重要的指导作用。与西方国家不同，我国作为全球最大的发展中国家，在当前经济高速增长阶段面临着较大的减排压力。然而，作为负责任大国，在2009 年哥本哈根气候峰会上，我国政府第一次承诺“2020年碳排放强度将在2005 年的基础上减少40%～45%”。为了更好地完成碳减排目标，充分挖掘碳交易的市场潜力，我国于2011 年10 月29 日发布《关于碳排放交易试点工作的通知》，决定在四个直辖市以及湖北省、广东省和深圳市等7 个省、市展开碳排放交易试点。此次的碳排放权交易试点标志着我国环境规制逐步从命令转向市场。目前，碳排放权交易试点取得了良好的成效，成为我国节能减排和推动实现碳达峰、碳中和的重要举措。

碳排放权是最为典型的环境权益交易，它是个人、企业、地区和国家所拥有的基本权益，也是发展权在资源利用上的具体体现。已有研究表明，碳排放权交易使环境权益的价格信号更加明确，有利于资金向更加绿色和环保的领域倾斜，是应对环境问题的重要手段，是科斯定理以明晰产权内化环境外部性的典型应用。2011 年，我国引入碳排放权交易；2013 年和2014 年，7 个省、市相继开展碳排放权交易试点，标志着我国进入环境规制的市场型阶段。

技术创新是建设现代产业体系和推动高质量发展的关键，也是内生增长理论中推动经济持续增长的核心因素。以碳排放权交易为代表的市场型环境规制能否推动企业技术创新？对该问题的回答具有重要意义。2020 年9 月，我国提出要实现双碳目标。2021 年7 月16 日，我国全国性碳排放权交易市场正式开放。如果碳排放权能够推动企业进行技术创新，意味着碳排放权交易可以为我国推动实现碳达峰、碳中和重大战略决策作出重要贡献。对此，本文实证检验了碳排放交易试点对企业技术创新的影响，为碳排放权交易等市场型环境规制推动双碳目标实现提供证据。

本文的创新主要是以下几个方面：首先，本文将2013年和2014 年7 个省、市相继开展碳排放权交易试点这一过程视为一次密集环境规制的准自然实验，解决了政策干预的时间点选择问题。其次，本文采用上市公司当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，该指标综合了专利申请和专利授予两个指标的优点，解决了专利申请的及时性和时滞性之间的平衡问题。最后，本文在以往研究碳排放交易试点的评估模型中，将纳入行业和未纳入行业作对比，即通过碳排放交易试点政策前后、是否为试点地区、纳入行业和未纳入行业构造三重差分模型。

一、文献综述和研究假设

（一）文献综述

新古典经济学认为，环境规制和经济增长不可兼得（Denison，1981）。环境规制虽然能取得良好的环保成效，但同时会增加企业的额外负担，使企业成本上升，产品竞争力下降，对经济增长产生负面影响。而Poter（1995）则认为，不能将环境规制和经济增长视为简单的对立关系，合理且严格的环境规制有助于推动企业进行技术创新，不仅能够弥补环境规制成本，而且能够提升企业的价值和竞争力，从而实现双赢。目前已有较多的文献支持了“波特假说”，认为环境规制政策能够激发企业技术创新，提升全要素生产率，实现环境经济双赢（任胜钢，2019；郭秋秋，2022）。但也有研究发现，环境规制并没有实现“波特假说”，反而降低了企业创新动机，挤出了创新资金（Ramanathan，2010；Kneller，2012），亦或是与技术创新之间存在不确定性或者呈现倒U 型关系（王杰，2014）。

碳排放权交易是典型的环境权益交易，是区别于传统命令型规制的市场型环境管控工具。对碳排放权交易的经济效应，部分学者认为，碳排放权交易作为市场型环境规制政策，减少了污染排放，刺激了企业研发意愿，推动了企业创新，提升了企业效率，提高了企业价值（李胜兰，2020；刘烨，2017），产生补偿效应，验证了“波特假说”。部分学者认为，碳排放权交易的缺乏不仅没有提高反而降低了企业价值,加重了污染排放,抑制了创新，对经济发展影响微弱，甚至起负面作用（胡玉凤，2020）。综上所述，国内外研究对碳排放权交易能否推动企业技术创新存在着较大争议。

（二）研究假设

根据我国碳排放权交易的特点并结合已有文献，本文认为，碳排放权交易可能通过两种途径推动企业技术创新。首先，碳排放权交易增加了企业环境污染的成本压力，迫使企业进行技术创新特别是进行绿色低碳技术创新。由于我国此次碳排放权交易采用总量控制交易模式，在这种模式下政府给企业的配额必然小于企业当年的排放，企业在不进行技术创新的情况下只存在两种选择：一是保持原来的生产模式和产量不变，在碳交易市场购买当年碳排放量和政府配额差值的排放权；二是企业降低产量，使企业碳排放量控制在政府的配额之内（胡珺，2020）。如果企业选择第一种情况，则必然会多出一部分开支用于购买碳排放权，使得企业利润下降，显然不符合企业利益最大化的目的。同样，如果企业选择第二种情况，企业产量下降，市场占有率减少，也不符合企业利益最大化的目的。因此，在碳排放权交易这一环境规制下，企业只有进行技术创新，才能缓解成本压力。

其次，碳排放权交易提升了企业技术创新的潜在收益，增加了企业创新动力。在一般情况下，企业技术创新具有周期漫长、投入成本高和收益不确定等特点，从而使得管理者缺乏足够的创新动机。但在碳排放权交易机制下，企业多了一层创新的动机（胡珺，2020）。企业进行创新不仅能够降低生产成本，提升产品竞争力，而且在既定产量的前提下，企业进行技术创新可降低碳排放。如果企业进行技术创新特别是绿色技术创新，使得碳排放低于政府的配额，则减少的碳排放可出售给其他有需求的企业，使减少的碳排放转换为企业的利润。因此，在碳排放交易机制下，由于企业进行技术创新的潜在收益增加，企业的创新动力也会显著增强，自然会推动企业进行技术创新。综上所述，本文提出以下假设：

假设1：相对于非试点地区及轻排放企业，碳排放交易试点开展后的试点地区重排放企业的当年专利申请授权个数显著增多，即市场型环境规制推动了企业技术创新。

然而，Kathuria（2006）指出，市场型环境规制效果欲发挥良好的作用依赖于国家的市场机制，发展中国家的市场基础设施和市场环境制度不够完善，因此在发展中国家实施市场激励为主的碳排放权交易机制效果有限。虽然伴随着经济的快速发展，我国的市场基础设施和市场环境近年来也逐渐成熟并不断完善，然而与发达国家相比，我国依然处于市场转型阶段，投资者保护程度有待提高，相关法律不够完善，市场基础较为薄弱。涂正革（2015）研究表明，二氧化硫排污权交易机制在我国未能实现“波特效应”，其中一个重要的原因在于不完善的市场运行机制无法支持排污权交易实现完美运行。因此，同二氧化硫排污权一样，此次碳排放权也可能由于市场机制原因而无法促进企业的技术创新。另外，我国此次碳排放权交易处于首次试行阶段，除了广东和深圳有偿购买之外，其他试点地区都采取免费发放配额方式。根据“波特假说”，适度且严格的环境规制可刺激企业进行技术创新，而此次碳排放权交易试点可能无法达到适度且严格的条件。因此，此次碳排放权交易可能无法推动企业技术创新。基于此，本文提出以下假设：

假设2：相对于非试点地区及轻排放企业，碳排放交易试点开展后的试点地区重排放企业的当年专利申请授权个数没有增多，即市场型环境规制没有推动企业进行技术创新。

二、研究设计

（一）样本选取和数据来源

本文以2010～2017 年我国A 股所有上市公司为初始研究样本，基于以下原则对初始样本进行了筛选：（1）本文将2013 年和2014 年7 个省、市相继开展的碳排放交易试点这一过程视为一次准自然实验，即视2013 年和2014 年两年为此次政策干预时点，也就是说，在三重差分模型时间变量的选择中，本文删除2013 年和2014 年的样本，以2010 年、2011 年和2012 年作为政策干预之前的时点，将2015年、2016 年和2017 年作为政策干预之后的时点；（2）由于本文采用当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，因此，剔除所有当年专利申请授权个数缺失的样本；（3）由于本文采用碳排放交易试点政策前后、是否为试点地区、纳入行业和未纳入行业构造三重差分模型，因此剔除省份变量和行业变量缺失的样本；（4）剔除其他变量缺失严重的样本。最终选取8739 个公司的年度样本作为实证分析的数据，所有数据均来自国泰安数据库（CSMAR）。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业技术创新（Apply）。目前国内外学者多采用企业专利申请作为技术创新的代理变量。对于以何种专利申请来衡量企业技术创新，相关文献存在着不同看法。一种观点认为，应当以专利申请而不是专利授权来衡量企业技术创新，原因在于：首先，专利申请反映了企业的当前创新产出，体现了企业投入和研发效率，代表了企业的创新能力；其次，专利授予过程不够透明，存在较多的不确定性和不稳定性，易受到多种因素的影响，如官僚因素等，而专利在申请过程中可能会对企业产生实际影响。因此，以专利申请衡量企业技术创新更稳定、更及时。另一种观点则认为，应当以专利授权衡量企业技术创新，而不是专利申请，因为专利申请只代表了企业当前对绿色技术的重视程度，无法反映出企业技术创新的实质性提升。以上两个指标虽各有优点，但各自存在明显的不足。专利申请虽然更稳定、更及时，受到相关因素干扰小，但无法反映出企业技术创新的实质提升。而专利授权虽能反映出企业的实质技术创新，但存在明显的时滞性，一项专利授权往往需要1～2 年的时间。

本文采用上市公司当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，当年专利申请授权个数指企业当年所有申请专利中被授权的个数取对数，该指标综合了专利申请和专利授予两个指标的优点，不仅拥有专利申请的及时性、稳定性，而且解决了专利授权的时滞性，能更好地反映出企业的技术创新程度。

2.解释变量：试点省份虚拟变量（Pro）。解释变量Pro 表示三重差分模型中的试点地区省份的虚拟变量，若公司所处地区为试点省份，则pro 取值为1；若公司所处地区为非试点省份，则Pro 取值为0。解释变量Post 表示三重差分模型中的时间变量，在碳排放权交易试点之前的时间，Post 取值为0；在碳排放权交易试点之后的时间，Post 取值为1。由于此次碳排放权交易于2013 年和2014年相继开展，因此本文视2013 年和2014 年两年为此次政策干预时点。也就是说，在三重差分模型时间变量Post 的选择中，本文删除2013 和2014 两年的时间，将2010 年、2011 年和2012 年作为政策干预之前的时点，Post 取值为0，而将2015 年、2016 年和2017 年作为政策干预之后的时点，Post 取值为1。解释变量Ind 表示行业变量，受本次碳排放权主要影响的纳入行业取值为1，其他类企业取值为0。具体来说，深圳市的纳入行业为重点企业、大型公共建筑企业和工业企业；上海市纳入行业为2009～2011年任意一年二氧化碳排放量达到2 万吨及以上行业；北京市纳入行业为2009～2012 年任意一年二氧化碳排放量达到1 万吨及以上行业；广东省纳入企业为发电类及自备电厂类行业；天津市为电力热力、钢铁、化工、石化、油气开采行业；湖北省纳入行业为电力、钢铁、水泥、化工等12个行业；重庆市纳入行业为电解铝、钛合金、电石、烧碱、水泥、钢铁等6 个高耗能行业。在各自省份内，以上行业为实验组，ind 取值为1，其他行业为对照组，ind 取值为0。Pro、Post 和Ind 的交乘项Pro×Post×Ind 为本文的核心变量，其系数是本文重点关注的。

3.控制变量。本文选取公司层面的特征作为控制变量：企业规模（LnSize）、资产负债率（AdebtR）、第一大股东持股比例（Top1）、企业产权性质（SOE）、现金比率（CashR）、前十大股东持股比例（Top10）、两权分离率（Seperation）、资产报酬率（ReturnA）、投资收益率（InvestR）、净资产收益率（ReturnE）和营业利润率（OperaR）。变量详细定义见下表1。

表1 变量定义

（三）模型设定

已有文献多采用双重差分模型评估碳排放权交易的经济效应，通过对比政策干预前后试点地区和非试点地区的差值，剔除不随时间变化的不可观测因素，剥离出政策处置效应，从而评估碳排放权交易的实际政策效应。然而，事实上我国碳排放权交易主要影响的是被纳入行业的企业，对于未纳入行业的企业，碳排放权交易并没有产生多大影响。因此，本文在已有双重差分模型的基础上，引入行业变量，构建三重差分模型，剔除碳排放权政策之外不随时间变化、不可观测的其他影响行业的因素，进一步剥离出政策处置效应，评估碳排放权交易政策的实际政策效应。

本文采用如下三重差分模型作回归分析：

其中，i 表示上市公司，j 表示上市公司行业，r 表示上市公司所在地区，t 表示时间变量。Apply 为上市公司当年专利申请授权个数，衡量企业技术创新。Pro 为地区变量，Post 为时间变量，Ind 为行业变量。Pro、Post 和Ind 的交乘项Pro×Post×Ind 为本文的核心解释变量。若Pro×Post×Ind 系数α7显著为正，则表明碳排放权交易推动企业技术创新，支持假设1。若Pro×Post×Ind 系数α7显著为负或者不显著，则表明碳排放权交易没有推动了企业技术创新，支持假设2。此外，控制变量Control 表示企业层面的经济变量。最后，本文还引入、、和，分别控制地区的时间趋势效应、行业的时间趋势效应、年份固定效应和个体固定效应。

（四）描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。上市公司当年专利申请授权个数Apply 最大值为9.8932，最小值为0，平均值为2.0952，标准差为1.8088，标准差相对于平均值而言较大，表明不同企业之间的当年专利申请授权个数差异较大。另外，Pro 的均值为0.3966，表明深圳、上海、北京、广东、天津、湖北和重庆7 个省、市的公司占全国所有省、市公司的比例为39.66%。Post 均值为0.6156，表明碳排放权交易时点之后的公司样本较多，而碳排放权交易时点之前的公司较少。Ind 均值为0.5203，表明被纳入行业和未纳入行业企业个数相近。最后，本文主要变量的样本个数为11992，其他控制变量的样本个数各不相同，但接近主要样本变量的个数。

表2 描述性统计

三、基准回归结果

（一）平行性趋势检验

三重差分模型需满足平行性趋势假设。本文参考鄢伟波（2021）进行三重差分模型平行性趋势检验。在碳排放权交易之前，不同省份、不同行业企业（ind×pro）之间的技术创新不存在显著差异，碳排放权交易开通扩大了不同省份、不同行业企业（ind×pro）之间的技术创新。图1 显示了本文三重差分模型的平行趋势检验结果，平行性检验趋势通过。

图1 平行性检验趋势图

（二）基准回归

表3列示了碳排放权交易试点政策对上市公司技术创新影响的基准回归结果。以模型（1）为基础，第（1）列控制了企业和年份固定效应，第（2）列在第（1）列的基础上添加了省份的时间趋势效应，第（3）列在第（1）列的基础上添加了行业的时间趋势效应，第（4）列在第（1）列的基础上同时添加了省份和行业的时间固定效应。

表3 碳排放权交易试点与企业技术创新表3 第（1）～（4）列三次交互项Pro×Post×Ind 系数分别为0.2601、0.2598、0.2289、0.2274，均在1%水平上显著，表明碳排放权交易试点提升了上市公司当年专利申请授权个数，推动了上市公司技术创新，即市场型环境规制推动了企业技术创新。

四、稳健性检验

（一）更换被解释变量

上文采用当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，该部分本文采用当年实用型专利申请授权个数衡量企业技术创新，研究碳排放权交易试点是否促进了企业的技术创新，即将模型（1）中的被解释变量替换为当年实用型专利申请授权个数（UApply）。实证结果见表4。第（1）列控制了个体和年份固定效应，第（2）和（3）列分别添加了省份的时间趋势效应、行业的时间趋势效应，第（4）列同时添加了省份的时间趋势效应和行业的时间趋势效应。第（1）～（4）列三次交互项Pro×Post×Ind 系数分别为0.2608、0.2513、0.2217 和0.1969，均在1%水平上显著，表明本文模型和假设设定合理，即碳排放权交易试点提升了上市公司当年实用型专利申请授权个数，推动了上市公司的技术创新。

表4 更换被解释变量稳健性检验

（二）安慰剂检验

本文采用三种方法进行反事实安慰剂检验。第一，随机抽取6 个省份作为碳排放权交易试点地区，重新构建一个碳排放权交易试点虚拟变量，进行与前文相同的回归，如果重新构建的碳排放权交易试点虚拟变量没有对企业技术创新产生影响，则表明本文研究可信度较高，否则，研究结论存在偏差。第二，随机抽取1 个行业作为行业变量，再次进行与前文相同的回归，如果所得结论为没有对企业技术创新产生影响，则表明本文研究结论可信度较高，否则，结论存在偏差。第三，同时随机抽取6 个省份和1 个行业，进行与前文相同的回归，如果没有对企业技术创新产生影响，则表明本文研究结论可信度较高，否则，结论存在偏差。

表5第（1）列显示，在随机抽取的省份为江苏、浙江、山东、云南、陕西和河南时，三次交互项Pro×Post×Ind系数为-0.0604 且不显著，这表明第一种方法下，随机抽取的6 个省份作为碳排放权交易试点地区，重新构建一个碳排放权交易试点虚拟变量，碳排放权交易并没有推动企业的技术创新。第（2）列显示，在随机抽取行业为综合类行业时，三次交互项Pro×Post×Ind 系数为-0.0312 且不显著，这表明在随机抽取1 个行业作为行业变量，重新构建行业变量的情况下，碳排放权交易没有对企业技术创新产生影响。第（3）列显示，在随机抽取的省份为江苏、浙江、山东、云南、陕西和河南，且随机抽取行业为综合类行业时，三次交互项Pro×Post×Ind 系数为-0.1522 且不显著，这表明同时随机抽取6 个省份和1 个行业，碳排放权交易依然没有对企业技术创新产生影响。上述结论表明，前文研究结论可信度高。

表5 安慰剂检验

（三）排除其他因素干扰

福建省于2016 年12 月22 日启动碳排放交易市场，成为国内第8 个碳排放交易试点，恰好在本文研究窗口期2010～2017 年。为排除福建省碳排放交易试点开通对研究结果的影响，本文采取两种方法排除以上因素的干扰：一是删除福建省所有的样本；二是只删除福建省2017 年的样本。实证结果见表6 第（1）和（2）列。第（1）、（2）列三次交互项Pro×Post×Ind 系数分别为0.5458、0.5462，均在1%水平上显著，原结论依旧成立。

表6 排除其他因素干扰

（四）Heckman 两步法检验

由于本文采用当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，因此剔除了所有当年专利申请授权个数缺失的样本。这样会存在样本选择偏误，为避免样本偏误的潜在影响，本文参考庞瑞芝（2022）的研究，采用Heckman 两步法进行稳健性检验：

其中，（2）式是企业创新决策的Probit 选择模型，（3）式是企业创新结果模型；Applydumijt为企业是否创新的虚拟变量，如果企业进行了创新，Applydumijt取值为1，否则为0；Applydumijt-1为企业创新决策的一期滞后项，这是因为上一年企业创新决策会影响下一年的创新决策；Heckman 两步法要求选择方程中至少包括一个满足排他性条件的解释变量，即该变量仅影响企业创新决策，却不直接影响企业创新产出。借鉴庞瑞芝（2022）的研究，本文选择托宾Q 值（Q）为排他性解释变量加入模型（2）；模型（3）中的imrijt是逆米尔斯比率，由模型（2）得出，Controls是控制变量，Firms 是固定效应，Others 是一次项和二次项。

表7第（1）列的选择模型回归结果显示，托宾Q 值越大，企业愿意创新的决策越高，同时，企业上一期的创新决策与本期创新决策显著正相关。第（2）列的结果模型回归显示，逆米尔斯比率（Imr）的系数显著为负，说明存在样本选择偏误所造成的回归结果偏差，在加入逆米尔斯比率后，回归结果的系数和显著性都有所变化，但依然在1%水平上显著，与基准结果一致，本文研究结论依旧成立。

五、异质性分析

前文的研究表明，碳排放权交易试点提升了上市公司当年专利申请授权个数，推动了企业技术创新。为进一步挖掘碳排放权交易试点对上市公司当年专利申请授权个数的影响机制，本文研究了碳排放权对不同公司当年专利申请授权个数影响的差异。

首先，根据碳排放权交易试点政策实施前一年公司的股权性质，将样本分为国企组（soe=1）和非国企组（soe=0），分别进行回归。实证结果如表8 所示。（1）～（3）列为国有企业样本组回归结果，（4）～（6）列为非国有企业样本组回归结果。具体来看，（1）～（3）列Pro×Post×Ind 全部为正，分别在1%、5%和5%水平上显著，表明碳排放权交易试点提升了国有企业上市公司当年专利申请授权个数，推动了国有企业技术创新。（4）～（6）列Pro×Post×Ind全部为正，分别在1%、5%和1%水平上显著，表明碳排放权交易试点提升了非国有企业上市公司当年专利申请授权个数。碳排放权交易试点提升上市公司当年专利申请授权个数在国有企业和非国有企业之间没有存在显著差异。

表8 国有企业与非国有企业股权性质的差异性

其次，根据碳排放权交易试点政策实施前一年公司之规模，将样本分为大规模企业（Size=1）和小规模企业（Size=0），分别进行回归。实证结果如表9 所示。（1）～（3）列为大规模企业样本组回归结果，（4）～（6）列为小规模企业样本组回归结果。具体来看，（1）～（3）列Pro×Post×Ind 全部为正，都在1% 水平上显著，表明碳排放权交易试点提升了大规模上市公司当年专利申请授权个数，推动了大规模企业技术创新。（4）～（6）列Pro×Post×Ind 系数全部为正，且都在1%水平上显著，表明碳排放权交易试点同样提升了小规模上市公司当年专利申请授权个数，推动了小规模企业技术创新。碳排放权交易试点提升上市公司当年专利申请授权个数在大规模企业和小规模企业之间并不存在显著差异。

表9 大规模企业与小规模企业股权性质的差异性

六、研究结论与政策建议

本文将我国碳排放权交易试点视为一次市场型环境规制准自然实验，以2010～2017 年A 股上市公司当年专利申请授权个数衡量企业技术创新，通过碳排放权交易试点政策前后、是否为试点地区、纳入行业和未纳入行业构建三重差分模型，实证检验了碳排放权交易试点对企业技术创新的影响，以此来验证市场型环境规制是否推动了企业技术创新。研究发现，相对于非试点地区及未纳入行业企业，碳排放权交易试点开展后的试点地区纳入企业的当年专利申请授权个数显著增多，表明市场型环境规制推动了上市公司的技术创新。从企业所有制类型来看，碳排放权交易试点开展后国有企业和非国有企技术创新并不存在显著差异。从企业规模大小来看，碳排放权交易试点开展后大规模企业和小规模企技术创新同样不存在显著差异。表明碳排放权交易同时增加了国有企业和非国有企业、大规模企业和小规模企业的环境污染的成本和压力，迫使各类企业都进行技术创新，特别是进行绿色低碳技术创新。另一方面，碳排放权交易的影响具有广泛性，不局限于特定类型的企业。基于以上结论，本文提出如下政策建议：

一是推进环境规制从控制向市场转变，充分发挥市场在环境资源配置中的决定性作用，以碳排放权交易推动实现双碳目标。本文的研究结论表明，碳排放权政策实施显著促进了企业当年专利申请授权个数，推动了企业技术创新，实现了环境规制从外部性成本到新发展优势的转变。因此，政府应在政策试点的基础上，应继续完善碳排放权交易机制，依据国内具体情况有针对性地进行合理定价，尽快出台相关配套政策和监管措施，积极引导企业参与。可以预见的是，2021 年全国统一的碳交易市场正式建成开放之后，严格而恰当的环境政策将会促进企业技术新一轮的创新，有利于推动双碳目标实现。

二是政府应持续完善碳排放权交易机制，积极推动建设和完善全国统一的碳排放交易市场，将更多类型的企业纳入碳排交易市场。本文研究表明，不论从企业所有制类型还是企业规模大小来看，碳排放权交易试点开展后企业技术创新并不存在显著差异，这说明碳排放交易不会只对特定类型公司有益，而损害其他类型企业的利益。因此，政府不用担心碳排放交易是否具有“正义性”，应积极推动建设全国统一的碳排放交易市场，将更多类型的企业纳入碳排放交易市场。