碳排放权交易对企业环保投资的影响

2024-01-01张娆张佳琪

中国西部 2024年4期

〔摘要〕碳排放权交易作为我国节能减排的重要市场机制，是推动我国经济高质量发展与企业可持续发展的有力抓手。文章选取了我国碳排放权交易试点2009—2017年的样本数据，建立双重差分模型，实证检验了碳排放权交易对企业环保投资的影响。研究发现：碳排放权交易能够扩大企业环保投资规模。进一步研究发现，碳排放权交易对企业环保投资的促进作用，在非国有企业与高国际化程度的企业中更为明显。因此，需完善碳排放权交易微观层面的政策，引导企业进行环保投资，推动企业的可持续发展。

〔关键词〕碳排放权交易；企业环保投资；双重差分模型

〔中图分类号〕X196；F273 〔文献标志码〕A 〔文章编号〕1008-0694（2024）04-0088-14

〔作者〕张娆教授博士生导师南京农业大学金融学院南京 210095

张佳琪硕士研究生南京农业大学金融学院南京 210095

〔基金项目〕江苏高校“青蓝工程”（2022-2025）；江苏省高校社科联发展专项“服务乡村振兴战略的智库优化策略与模式选择”（22GSB-008）；南京农业大学金融学院学科建设专项和深入贯彻学习党的二十大项目“国家绿色政策推动企业绿色治理：政策解构、理论推演与实证研究”（ZDXM202204）。

一、引言

全国碳排放权交易市场于2021年7月正式开启。与行政指令等命令型减排手段不同，碳排放权交易能够通过市场机制激励企业以低成本自觉参与碳减排完成履约，在一定程度上引导企业进行转型升级。

从碳排放权交易试点到正式开启全国交易，碳排放权交易政策的效果研究持续升温。宏观层面，多数学者围绕碳交易与碳减排的关系进行展开，发现碳排放权交易能够显著降低地区二氧化碳的排放^〔1-2^〕，激励试点地区进行改革创新^〔³^〕。在交易中，碳排放权配额发放量与价格都会对碳市场运行造成影响^〔4-5^〕。此外，碳排放权交易能够促进地区产业结构转型，优化经济结构^〔6^〕，提升第三产业的GNP增速^〔7^〕。微观层面，碳排放权交易能够提高企业价值^〔8^〕，影响供应链三方企业的决策方式^〔9^〕，垄断企业还可能将购买配额的成本转嫁给消费者^〔¹⁰^〕。

企业作为“双碳”目标的主要推动者、碳市场交易的主要参与者，担负着改善生态环境的责任。环保投资作为企业环境管理活动的重要组成部分，是企业履行社会责任重要的一环。从外部环境出发，已有学者发现媒体关注^〔11^〕、政府补贴^〔¹²^〕、中央环保督察^〔13^〕、环境保护税费改革^〔¹⁴^〕能够显著扩大企业环保投资规模。从组织内部看，CEO海外经历^〔15^〕、内部控制执行力度^〔16^〕能够对企业环保投资规模发挥积极的促进作用。那么，碳排放权交易政策能促进企业进行环保投资吗？

在“双碳”目标的驱动下，研究碳排放权交易与企业环保投资之间的关系，不但能够完善碳排放权交易政策所带来的微观企业影响，还能够在一定程度上指导企业的环境管理活动，推动企业的可持续发展。基于以上思考，本文选取2009-2017年我国A股上市公司作为研究样本，利用双重差分模型探究碳排放权交易政策与企业环保投资之间的关系。研究发现：碳排放权交易能够扩大企业环保投资规模；碳排放权交易政策对企业环保投资的正向效应，在非国有企业与高国际化程度企业中更加明显。

二、理论分析与研究假设

1.碳排放权交易与企业环保投资

碳排放权交易可能通过成本压力与效益动力影响企业环保投资。从成本压力这一途径来说，企业为了实现配额履约一般会进行如下两种行为：一是继续保持原有的生产量，对超额排放部分选择在二级市场上购买配额以实现履约的行为；二是降低原有的生产量，使自身的碳排放量在购买限额以内以实现履约的行为^〔17^〕。可以看出，企业在做出这两种行为选择时，都使得自身利润下降，不符合企业利润最大化的目标。Brannlun等（1996）曾在设计瑞典纸浆和造纸工业企业的经验模型中发现，公司为了避免过高的罚款成本而增加环保投入减少污染排放^〔18^〕。因此，在碳排放权交易政策的压力下，企业更可能增加环保投资。

从效益动力这一途径来说，当企业所持有的配额还有剩余时可以选择通过拍卖多余配额的方式获得额外的收益，从而补偿环境规制所带来的成本^〔19^〕。此外，碳排放权交易政策的实施能够使试点企业意识到环保投资的重要性，从而扩大环保投资的规模。这种积极的环保投资行为，不但能够提高企业的声誉、树立良好的社会形象，还能在可预期的未来实现减排所带来的收益^〔20^〕，使企业能够在一定条件下实现绿色效益与企业效益双赢的局面。

综上，本文提出假设H1：与未参与碳排放权交易政策试点的企业相比，参与试点的企业环保投资规模更大。

2.碳排放权交易、产权性质与企业环保投资

国有企业不仅是盈利组织，也是贯彻国家生态环境保护的坚定执行者，需要主动承担起政府的政策性负担。与国有企业相比，非国有企业可能存在短视行为，过度追求经济利益，因此环保意识较弱。在碳排放权交易政策实施后，国有企业和非国有企业都会受到成本等多方面的压力，但对非国有企业的影响可能更大。究其原因，首先出于高额违约成本的考虑，非国有企业可能改变过去的短视行为，权衡经济利益和环保付出，通过改进生产工艺、购置环保设备等措施来控制总体的碳排放量完成履约。其次出于自身发展的考虑，非国有企业能够借此契机主动承担起社会责任，从而吸引消费者、投资者、供应商的目光，传递利好信息，提升社会形象。因此，当碳排放权交易政策实施后，非国有企业在环保投资方面会有更显著的表现。

综上，本文提出假设H2：与国有企业相比，非国有企业在碳排放权交易政策实施后环保投资规模更大。

3.碳排放权交易政策、国际化程度与企业环保投资

为了获得更大的市场，巩固竞争优势，许多企业开始了国际化经营^〔21^〕。在海外市场，企业拥有更多模仿学习的对象，能够通过学习国外企业的环保举措扩大自身环保投资规模，以此吸引海外消费者、投资者以及供应商的目光，优化产品结构，巩固竞争地位。在碳排放权交易政策实施后，高国际化程度的企业会比低国际化程度的企业更先意识到进行环保投资的重要性和必要性。同时，由于国外对于环保要求的标准更高，企业在国外开展业务时必然会受到海外市场更加严格的监管，在这一环境下，更能够促使高国际化程度的企业增加环保投资的支出。

综上，本文提出假设H3：与低国际化程度的企业相比，高国际化程度的企业在碳排放权交易政策实施后环保投资规模更大。

三、研究设计

1.样本选择与数据来源

我国从2013年开始先后在深圳、北京、上海、广东、天津、湖北、重庆等地开展碳排放权的试点交易。由于无法获取重庆市碳排放权交易的试点企业名单，且重庆市在7个碳市场交易中规模最小，因此本文只考虑除重庆市以外的其余6个试点省市作为处理组进行分析。本文设定的样本区间为2009-2017年。按照惯例，对搜集的样本进行了如下处理：剔除金融类上市公司，剔除在样本观测期间内ST、PT的上市公司，剔除数据缺失的上市公司年度样本，最终得到558条观测值。本文搜集的碳排放权交易的试点上市公司根据各省市发展改革委网站首次披露的试点名单整理而成，其余公司层面的数据均来自国泰安数据库（CSMAR）。此外，为避免数据极端值的影响，本文对所有连续型变量在1%和99%分位数上进行了缩尾处理。

2.模型设计与变量定义

碳排放权交易试点的实施为研究碳排放权交易政策给企业环保投资带来的影响提供了一个克服内生性的准自然实验场景。为检验碳排放权交易政策的实施能否加大企业环保投资的规模，本文将深圳、北京、上海、广东、天津、湖北6个省市中参与试点的上市公司作为处理组，将我国非试点省市的上市公司作为对照组，构建双重差分模型如下：

EPI=α₀+α₁Treat+α₂Post+α₃Treat*Post+∑α_iControls+ε（1）

其中，EPI为被解释变量，表示企业环保投资。本文基于企业年报中与环境保护相关的“在建工程”附注信息，主要包括清洁生产、污染防治、脱硫脱硝、废气污水处理等，取其本期投资增加额合计值的自然对数来衡量企业环保投资（EPI）。解释变量Treat表示该企业是否为碳排放权交易试点企业，Treat=1表示该企业为试点企业，即处理组；Treat=0表示该企业为非试点企业，即对照组。Post表示双重差分法中衡量碳排放权交易政策外生冲击的时间虚拟变量，由于2011年10月国家发展改革委正式发布开展碳排放权交易试点工作，因此选择将2012年作为政策实施的冲击点，若在2012年及之后，则Post=1，否则Post=0。在此模型中，本文主要通过观察交乘项Treat*Post的回归系数来评估碳排放权交易对企业环保投资所带来的政策效应。

Controls表示一组控制变量。由于我国在选定碳排放权交易试点省市时并非随机的，同时在选定的试点省市中企业能否被纳入管控的标准也不同，这种情况下使得本文所选择的样本可能不符合准自然实验的随机选择标准这一特征，从而产生偏误。因此，为了减少模型的误差，参考姜英兵等（2019）^〔22^〕、李强等（2020）^〔23^〕的研究，控制了企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、经营净现金流（Flow）、企业成长性（Grow）、盈利能力（Roa）、企业年龄（Age）、股权集中度（Top1）、兼任情况（Dual）、独立董事占比（Idp）、年份效应（Year）与行业效应（Industry）变量，变量的详细定义详见表1，变量的描述性统计详见表2。

四、实证分析

1.碳排放权交易对企业环保投资的影响

表3报告了基准回归结果。其中第（1）列仅控制了行业与年份固定效应，未加入其他控制变量，交乘项Treat*Post的回归系数为0.908，在1%水平上显著。第（2）列为进一步加入控制变量的回归结果，交乘项Treat*Post的回归系数为0.864，在10%水平上显著。这表明，与未参与碳排放权交易政策试点的企业相比，参与试点的企业的环保投资规模更大，支持了本文的研究假设H1。

2.异质性分析

（1）企业产权性质。考虑到碳排放权交易政策下不同产权性质的企业可能在环保投资方面有差异，因此本文按照企业实际控制人性质的不同进行分组，当企业实际控制人为国有性质时取值为1，代表该样本属于国有企业组，否则为0，代表该样本属于非国有企业组。表4回归结果显示，国有企业样本中的交乘项Treat*Post的回归系数为0.334，但不显著。而非国有企业样本中的交乘项Treat*Post的回归系数为2.216，在1%水平上显著。这表明，与国有企业相比，非国有企业在碳排放权交易政策实施后环保投资规模更大，支持了本文的研究假设H2。

（2）企业国际化程度。考虑到碳排放权交易政策下不同国际化程度的企业可能在环保投资方面有差异，按照企业海外业务收入占营业收入比例是否在10%以上进行分组，当占比大于10%时取值为1，代表该样本属于高国际化程度组，否则为0，代表该样本属于低国际化程度组。结果如表4所示，在高国际化程度企业样本中的交乘项Treat*Post的回归系数为1.829，在5%水平上显著。而在低国际化程度企业样本中的交乘项Treat*Post的回归系数为0.862，但不显著。这表明，碳排放权交易政策实施后，相对于低国际化程度的企业而言，高国际化程度的企业的环保投资得到了显著提升，支持了本文的研究假设H3。

3.稳健性检验

（1）共同趋势检验。为了证实本文构建双重差分模型来研究碳排放权交易与企业环保投资是合理的，本文进行了共同趋势检验，结果如图1所示。图中描绘了处理组与对照组企业环保投资的平均增长趋势，实线代表处理组企业，虚线代表对照组企业。可见，在2012年作为政策的冲击点之前，处理组和对照组的企业环保投资水平大致保持相同的变化趋势。在2012年政策冲击点之后，处理组和对照组的企业环保投资水平产生了不同的变化趋势，这表明本文的样本数据满足了双重差分模型使用的前提条件。进一步可以看出，在政策冲击之后，处理组企业的环保投资水平在短期内急剧下降，这说明在政策前期，试点企业需要时间进行理解并适应碳排放权交易政策，投资决策不确定性增加。随着时间的推移，碳排放权交易对试点企业环保投资的激励效果愈发显著，处理组环保投资水平增长幅度明显提高，且高于对照组企业，这一明显的变化趋势也直观地验证了本文基准回归结果的稳健性。

（2）安慰剂检验。首先，通过虚构政策试点时间进行安慰剂检验。本文选择将政策试点实施年份2012年向前平推两年，即以2010年作为新的试点时间，同时设置一个新的时间变量Post－new，在2010年及以后Post－new取值为1，否则为0，同时剔除2015年及以后的样本，构建模型如下：

EPI=β₀+β₁Treat+β₂Post－new+β₃Treat*Post－new+∑β_iControls+ε（2）

模型（2）检验结果如表5所示，交乘项Treat*Post－new的回归系数在模型加入控制变量前后都是不显著的，说明本文选择2012年作为政策试点年份具有一定的合理性。

其次，虚构处理组进行安慰剂检验。本文通过随机选取样本中未参与碳排放权交易试点的企业作为处理组来消除其他因素对企业环保投资的影响，即设置新的政策变量Treat－new，将随机选取的非试点企业的Treat－new取值为1，否则为0，构建模型如下：

EPI=λ₀+λ₁Treat－new+λ₂Post+λ₃Treat－new*Post+∑λ_iControls+ε（3）

模型（3）检验结果如表6所示，交乘项Treat－new*Post的回归系数在模型加入控制变量前后都是不显著的，表明企业环保投资规模的扩大不是由于碳排放权交易政策以外的因素造成的，证明了本文研究假设H1结论的稳健性。

（3）PSM-DID。为了有效缓解样本选择偏差，得到可供比较的处理组与对照组企业，本文以基准回归中的所有控制变量作为协变量，分别采用1∶2最近邻匹配、核匹配的方法进行倾向得分匹配，再利用双重差分模型进行实证检验，检验结果如表7所示。其中，第（1）列报告了使用1∶2最近邻匹配的结果，第（2）列报告了核匹配结果，可以发现，两列中交乘项Treat*Post的回归系数均显著为正，再次验证了本文基准结论的稳健性。

（4）更换被解释变量的度量方式。根据刘媛媛等（2021）的研究^〔24^〕，考虑到不同规模大小的企业进行环保投资时，反映出的环保投资力度不同，对于总资产较少的企业而言，较小的环保投资规模也可能代表其环保投资力度较大。因此，本文采用企业环保投资的自然对数与企业总资产的自然对数的比值重新度量企业环保投资，进行回归分析，同时检验了企业产权性质与国际化程度的异质性分析结果。分组方法与前文一致，检验结果如表8所示，本文的假设依然得到验证，主要结论保持不变。

五、研究结论与政策建议

1.研究结论

本文选取了2009-2017年的558个样本数据，以碳排放权交易试点工作通知发布的第二年即2012年作为政策冲击的节点，将纳入试点的企业作为处理组，将非试点地区的企业作为对照组，采用双重差分法估计政策实施前后企业环保投资水平变化，考虑了不同产权性质与国际化程度下碳排放权交易政策对企业环保投资的影响。此外，本文通过一系列稳健性检验证明了本文研究结论的可靠性。本文的研究结论如下：碳排放权交易政策实施后，与未参与试点的企业相比，参与试点企业的环保投资规模更大。与国有企业相比，非国有企业在碳排放权交易政策实施后的环保投资规模更大。与低国际化程度的企业相比，高国际化程度的企业在碳排放权交易政策实施后的环保投资规模更大。

2.政策建议

一是积极推进企业加入碳排放权交易体系。政府应继续完善碳市场交易体系及相关法律法规，充分发挥市场的主导作用，将我国相关行业的重点排放单位有序纳入碳市场交易，提升企业对碳排放权交易的认识与定位，引导更多企业积极主动地加入碳交易市场，提高碳市场活跃度。

二是鼓励环保投资，提高社会责任意识。政府应对企业环保设施的购置或生产设施的改造给予财政补助，可采取对环保投资规模较大的企业优先分配碳排放权配额的方式，引导企业绿色转型，提高企业环保投资的意愿。同时，政府应强化引导水平，考虑借助碳市场交易平台对积极履约的企业进行宣传，增强企业的社会责任意识。

三是推行差异化环境治理政策，提升监管效能。不同产权性质与不同国际化程度的企业对碳排放权交易政策的敏感程度不同，政府应结合各企业实际情况采取差异化的环境治理政策，灵活地分步开展指导工作。此外，政府可以考虑借助媒体监督与高科技手段等方式对企业环境管理活动进行实时监管，加强对企业环保投资数据的核查与分析，提高环境质量管理的预警能力，实现环境监管常态化，提升治理效率。

参考文献：

〔1〕董直庆，王辉.市场型环境规制政策有效性检验——来自碳排放权交易政策视角的经验证据［J］.统计研究，2021，（10）.

〔2〕张彩江，李章雯，周雨.碳排放权交易试点政策能否实现区域减排？［J］.软科学，2021，（10）.

〔3〕齐绍洲，张振源.欧盟碳排放权交易、配额分配与可再生能源技术创新［J］.世界经济研究，2019，（09）.

〔4〕傅京燕，章扬帆，谢子雄.制度设计影响了碳市场流动性吗——基于中国试点地区的研究［J］.财贸经济，2017，（08）.

〔5〕王倩，王硕.中国碳排放权交易市场的有效性研究［J］.社会科学辑刊，2014，（06）.

〔6〕宋晓玲，孔垂铭.中国碳交易市场对地区经济结构影响的实证分析［J］.宏观经济研究，2018，（09）.

〔7〕贾云斌贝.碳排放权交易影响经济增长吗［J］.宏观经济研究，2017，（12）.

〔8〕周畅，蔡海静，刘梅娟.碳排放权交易的微观企业财务效果——基于“波特假说”的PSM—DID检验［J］.财经论丛，2020，（03）.

〔9〕孔凡强，徐朗，李烁朋，等.碳排放权交易下供应链三方企业订货和定价决策［J］.复旦学报（自然科学版），2018，（06）.

〔10〕赵勇.碳排放权交易、市场结构与产业竞争力［J］.中南财经政法大学学报，2012，（02）.

〔11〕王云，李延喜，马壮，等.媒体关注、环境规制与企业环保投资［J］.南开管理评论，2017，（06）.