碳排放权交易试点政策对企业ESG表现的影响

2024-03-02孔晓旭张新旭唐晓萌

统计与决策 2024年3期

孔晓旭，张新旭，唐晓萌

（首都经济贸易大学a.经济学院；b.工商管理学院；c.中国ESG研究院，北京 100070）

0 引言

作为全球重要的减排工具之一，碳排放权交易旨在以最小经济成本完成碳排放总量下的具体目标，从而实现精准降低碳排放量。2011年，国家发展和改革委员会在《关于开展碳排放权交易试点工作的通知》中同意在全国选取七个省市率先实施碳排放权交易试点政策，其中包括我国四个直辖市及湖北省、广东省、深圳市。采取市场激励型环境规制政策来推动“双碳”目标的完成，对我国经济结构绿色转型具有重要意义。

少部分学者认为碳排放权交易试点政策没有达到积极效果，但大部分学者认为碳排放权交易试点政策达到了减排、保护环境的目的[1,2]。一方面，基于区域发展视角，碳排放权交易试点城市能够吸引科技人才，提高招商引资流程标准化水平，从而促进区域经济高质量发展，进一步对周边地区起到示范引领效果，促进邻地节能减排[3]。另一方面，基于微观企业视角，碳排放权交易试点政策对企业绩效提升、创新研发投入、信息披露水平等方面具有重要作用，有利于促进绿色技术创新[4]、低碳技术优化以及节能产品开发[5]。

ESG（Environmental，Social and Governance）是由联合国在投融资领域提出的可持续发展倡议。企业履行ESG责任受多方因素影响。从企业内在因素来看，企业是否积极履行ESG 主要基于股东权益最大化和企业自身利益最大化两大目标：一方面，履行ESG可能会损害股东利益，并为企业带来一定的财务负担；另一方面，履行ESG对企业提升品牌形象、缓解融资约束、改善利益相关方的关系具有促进作用[6]。除此之外，企业ESG 表现还受到政府对可持续发展理念的倡导、资本市场投资意愿的引导、金融部门对信息披露的监督等外部因素的影响[7]。

ESG 理念与我国的“双碳”目标高度契合。我国“双碳”目标的落实行动逐渐明确，驱动企业与投资者对ESG的重视程度不断加强。因此，在“双碳”目标的实现进程中，研究碳排放权交易试点政策对企业ESG表现的影响能够推动企业向可持续发展转型升级，帮助企业在政府、投资者和消费者的新要求中重新找到自身定位，通过长期可持续的商业经营目标赢得市场青睐。

基于此，本文探讨了碳排放权交易试点政策的实施对控排名单中上市企业ESG表现的作用效果，并进一步对比国有企业与非国有企业、高污染企业与非高污染企业间作用效果的差异。在机制分析部分，检验了碳排放权交易试点政策通过强化高管可持续发展意识来促进企业履行ESG的机制过程，并对ESG分项指标进行了深入分析。

1 理论基础与研究假设

碳排放权交易试点政策可能从正负两个方面对企业ESG表现产生影响。一方面，碳排放权交易试点政策降低了企业过度排碳的负外部性，激励企业通过绿色创新实现绿色转型升级，提高ESG表现；另一方面，由于受到现金流约束和管理层短视的局限，企业为追求短期经济利益，甘愿增加交易成本获得碳排放配额，可能会被迫放弃投入大且稳定性较差的ESG行为。

1.1 碳排放权交易试点政策促进企业ESG表现

随着政府碳排放权交易试点政策的落地，碳交易试点市场价格机制在缓解碳排放负外部性的同时，也通过外部压力激励企业低碳转型[8]，从而促进企业提高ESG 表现。首先，碳排放配额权是企业的专用性资源之一，对维持企业的竞争优势有重要意义，ESG信息披露使企业拥有更多专有性碳排放配额，且有利于缓解信息不对称和提高企业公信力，从而倒逼企业提高ESG表现[9]。其次，碳排放权交易试点作为一种市场化的环境规制政策，能够将环境外部性成本内部化，通过市场机制督促企业自主管理碳排放量，提高企业环境治理参与度[10]。最后，试点城市地区的政府还会积极提高绿色金融服务水平，鼓励环境污染责任保险、绿色基金、绿色债务等金融工具的创新，从而提高企业ESG的整体评分。据此，提出如下假设：

假设1a：碳排放权交易试点政策对企业ESG 表现有显著的正向影响。

1.2 碳排放权交易试点政策抑制企业ESG表现

碳排放权交易市场会导致环境外部性的内部化，碳排放量较大的企业需要在交易市场中购买超出初始碳排放配额的碳排放权，从而增加企业的合规成本，导致企业竞争力下降[11]，因此企业会尽量减少投资大、回报期长、风险高的ESG活动。首先，开展ESG活动需要企业投入大量资金，且ESG 活动无法为企业带来直接收益，当企业面临较大的经营压力时，更可能放弃履行ESG的行为而实现自身利益最大化。其次，在碳排放权交易试点政策实施之后，处于探索阶段的企业会尽量减少其他投资活动带来的非必要风险，因此更加不愿成为践行ESG 的先行者，反而持谨慎观望的态度。最后，企业积极履行ESG责任意味着主动披露更为全面的ESG信息，这导致企业在获得利益相关者更多关注的同时也暴露出更多的问题，甚至会给企业的效率和融资方面带来威胁[12]。据此，提出如下假设：

假设1b：碳排放权交易试点政策对企业ESG 表现有显著的负向影响。

2 研究设计

2.1 模型构建

为了检验碳排放权交易试点政策对企业ESG 表现的影响，构建如下计量模型：

式（1）中，ESGi，t为被解释变量企业ESG表现；Piloti，t为解释变量碳排放权交易政策的实施；Controls为控制变量；此外，模型中还控制了个体（Stkcd）固定效应和时间（Year）固定效应；εi，t为随机扰动项。

为验证高管可持续发展意识在碳排放权交易试点政策影响企业ESG 表现的过程中发挥的中介作用，在式（1）的基础上，构建如下中介效应模型：

其中，ManCognitioni，t为中介变量高管可持续发展意识，β1表示碳排放权交易试点政策对高管可持续发展意识的影响程度，δ1表示在加入中介变量后碳排放权交易试点政策对企业ESG表现的影响程度。

2.2 变量选取

（1）被解释变量：企业ESG表现（ESG）

考虑到数据时间范围和体系的权威性，本文选择彭博ESG评级分数①彭博ESG评分的取值范围为0～100分，评分体系中环境、社会和治理三个一级指标各占三分之一的比重，环境包括能源、空气质量、废弃物处理等7个二级指标，社会包括社群和客户、健康和安全、供应链等6个二级指标，治理包括多样性、董事会构成、补偿条款等8个二级指标。作为企业ESG表现的衡量指标。彭博数据库的ESG评分主要源于企业自主披露的报告、处罚信息、媒体采访等，通过自有的量化模型进行数据标准化处理。

（2）解释变量：碳排放权交易试点政策的实施（Pilot）

首先，若企业被纳入碳排放权交易试点重点控排企业，则treat取值为1，否则为0；其次，企业被纳入碳排放权交易试点当年及以后年份post取1，否则取0；最后，构造企业是否被纳入碳排放权交易试点重点控排企业与被纳入年份的交乘项（treat×post），其系数衡量了碳排放权交易试点政策实施的效果。

（3）中介变量：高管可持续发展意识（ManCognition）

指管理层基于自身价值观和知识体系对于企业可持续发展问题的重点关注和敏感程度。本文借鉴潘安娥和郭秋实（2018）[12]的方法，运用Python软件计算企业年报和社会责任报告中“可持续发展”“绿色低碳”“节能减排”“环保战略”4个反映管理者对可持续发展重视程度的词语词频在全文中的比重。

（4）控制变量

参考蔡海静和周臻颖（2022）[9]的做法，选取了一系列控制变量，另外还控制了个体（Stkcd）和时间（Year）双向固定效应。主要变量定义如下页表1所示。

表1 主要变量定义

2.3 数据来源

考虑到试点政策开始时间以及ESG数据完整性，本文选取2011—2021 年A 股上市企业作为研究样本。企业ESG表现评分来源于彭博ESG评价数据，企业财务数据来自万得数据库（Wind）和国泰安数据库（CSMAR）。对数据进行如下处理：（1）剔除ST 和SP 企业样本；（2）剔除金融行业上市企业样本；（3）剔除数据异常和数据缺失的企业样本。另外，对连续变量进行1%和99%水平上的Winsorize 处理，最终得到1423 家上市企业的10382 个样本观测值。由于原始数据中少部分样本缺少ESG 分项指标评分，因此E、S、G分项研究的样本量为10244。

3 实证分析

3.1 基准回归

基准回归结果如表2所示。列（1）回归结果展示了在未加入控制变量的模型中，解释变量Pilot 对企业ESG 表现（ESG）的影响系数在5%的水平上显著为正。列（2）结果表明在加入本文所有的控制变量后，结果仍然显著。列（3）至列（5）的模型分别为交互项Pilot 对环境（E）、社会（S）和治理（G）的基准回归结果，Pilot 对环境（E）和社会（S）的影响系数分别在5%和1%的水平上显著为正，而对于治理（G）的影响并不显著，即碳排放权交易试点政策主要通过影响环境（E）和社会（S）两个方面的得分来促进企业ESG表现。以上结论验证了假设1a。

表2 基准回归结果

3.2 稳健性检验

3.2.1 改变样本范围

碳交易试点政策是中国最具代表性的市场导向型低碳政策之一，我国政府设立的最早一批碳交易试点省市分别为深圳市（2013 年6 月18 日）、上海市（2013 年11 月26日）、北京市（2013 年11 月28 日）、广东省（2013 年12 月19日）、天津市（2013 年12 月26 日）、湖北省（2014 年4 月2日）和重庆市（2014 年6 月19 日）。福建省紧随其后，于2016 年12 月22 日正式启动碳交易市场。剔除以上八个省市外的样本，当企业所在省市成为试点地区且企业被列入控排名单时，Pilot 取1，否则为0。回归结果如表3 所示，解释变量系数的符号未发生改变且在1%的水平上显著。

表3 稳健性检验：改变样本范围

3.2.2 平行趋势检验

平行趋势检验是运用DID 模型进行实证分析的前提条件，即保证处理组与控制组的变化趋势在政策实施之前基本一致。本文选择企业被纳入碳排放权交易试点控排企业名单的前3年和后4年进行对比。pre_i表示企业被纳入试点名单前第i年的虚拟变量，若样本企业同时具备处于政策冲击前的第i年且处于实验组两个条件，则赋值为1，否则为0；Current表示若企业当年被纳入碳排放权交易试点控排企业名单且为实验组企业则赋值为1，否则为0；post_i表示企业被纳入试点名单后第i年的虚拟变量，若样本企业同时具备处于政策冲击后的第i年且处于实验组两个条件，则赋值为1，否则为0。为了避免多重共线性问题，在检验中剔除纳入试点名单前的第1期。

下页表4结果显示，在企业实施碳排放权交易试点政策前，pre_1 至pre_3 的回归结果并不显著，表明政策实施之前不存在显著性差异；而post_1 至post_4 的回归结果均显著，且显著性随着政策的实施而不断增强。至于Current时点并未表现出显著性，主要是因为企业被纳入碳排放权交易试点政策控排企业名单的具体月份不同，以及碳排放权交易试点政策对于ESG 的影响效果具有一定的滞后性。进一步结合平行趋势检验图（图略）可知，在其他条件一定的情况下，碳排放权交易试点政策提高了企业ESG表现，且实施效果随时间推移而增强，再次支持了假设1a。

表4 平行趋势检验的回归结果

3.2.3 安慰剂检验

为考察碳排放权交易试点政策是否受到其他不可观测因素的干扰，本文通过虚构实验组的方式进行安慰剂检验。样本中共有223家企业被纳入碳交易试点名单，因此从所有样本中随机选取223家企业作为“伪实验组”，其余企业作为控制组，再逐一为“伪实验组”随机抽取一个年份作为其政策实施时点，即“伪政策时间”，最终生成“伪政策虚拟变量”（交互项）。将上述步骤重复500次，得到500次回归结果的估计系数分布和相应P 值（见图1）。结果显示，伪实验组的交互项估计系数集中分布于0 附近，整体偏离多期DID模型真实估计值1.37，表明在统计结果上并不显著，这意味着基于虚构分组实施的碳排放权交易试点政策并未明显促进ESG表现的提高，反证基准回归结果可信。同时，大部分估计值的P值高于0.1，表明检验结果不具有偶然性，不太可能是由于受到其他政策或随机性因素影响而产生的，再次证明基准回归结果的可靠性。

图1 安慰剂检验结果

3.2.4 双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）

由于企业是否被纳入碳排放权交易试点控排企业名单并非完全随机，而是政府对其各项指标进行过考察，处于一定的碳排放水平之上的企业才会被纳入名单。因此，为了避免选择性偏差对回归结果的影响，以及基准回归中出现的样本不均衡问题，本文通过基于反事实分析方法的倾向得分匹配（PSM）方法对结果进行检验，即使用1：1近邻匹配方法进行样本匹配，采用Logit 模型估计匹配得分。为了确保上述匹配变量不受到试点政策实施的影响，本文选用各指标滞后三期的数据与未纳入名单的企业同期数据进行匹配。

匹配前后的核密度函数图显示，匹配前处理组和对照组的样本分布不一致，而在匹配后处理组和对照组的样本分布几乎重叠，表明满足PSM的共同支撑假设。表5为双重差分倾向得分匹配检验的回归结果。可以发现，采用1:1近邻匹配方法后再次进行回归检验，结果依然稳健。

表5 双重差分倾向得分匹配检验的回归结果

3.3 异质性检验

3.3.1 企业所有制异质性

不同所有制企业受到碳排放权交易政策的影响程度不同。一方面，非国有企业在面临碳排放权试点政策压力时，需要考虑自身排碳情况并进行重新规划，当企业想避免缴纳环保费用、节约环保成本、适应社会需求时，就更需要重视自身的ESG表现来满足政府减排政策的初衷，其绿色转型也更加迫切[5]。另一方面，国有企业本身对于节能减排的重视程度就高于非国有企业，因此在纳入试点企业名单后，ESG表现的提高空间较小。

将本文样本根据企业所有制进行分组，下页表6 列（1）、列（2）的回归结果显示：非国有企业Pilot的系数值在5%的水平上通过了显著性检验，说明碳排放权交易试点政策显著提高了非国有企业ESG 表现；而国有企业的Pilot系数值并不显著，表明碳排放权交易试点政策对国有企业ESG表现的作用并不明显。

表6 异质性检验结果

3.3.2 行业异质性

企业所属行业和生产的产品种类会影响每年的碳排放量，因此政府分配的碳排放额也会有较大差异。本文根据原环境保护部和中国证券监督管理委员会公布的行业分类标准——《上市公司环境保护核查行业分类管理名录》和《上市公司行业分类指引》，将火电、纺织、水泥等16个行业划分为高污染行业。将样本按是否为高污染行业进行分组回归，结果如表6列（3）、列（4）所示，高污染企业的Pilot系数不显著，非高污染企业的Pilot系数在5%的水平上显著为正。原因可能是：与非高污染企业相比，高污染企业会面临更大的减排压力，实现低碳转型也需要投入更大的成本，履行社会责任（S）和公司治理（G）的难度增大，使得碳排放权交易试点政策对高污染企业ESG表现提升的影响较小。

3.4 影响机制分析

高层管理者的认知往往决定了组织在动态环境中的战略选择和企业绩效。高管可持续发展意识按照行为动机可分为环保风险意识和环保收益意识[13]，环保风险意识是高管出于社会责任感纠正自身环境污染的行为，从而积极履行ESG责任，而环保收益意识则是从利润最大化的角度出发，通过低碳转型降低生产成本并提高自身竞争力，同时将多余的碳配额通过市场机制出售，影响企业ESG表现。本文参考邓新明等（2020）[14]对管理者认知的测量方法，通过内容分析法处理企业年报，借助Python 计算管理者层面节能减排词频数，以此量化管理者环境认知，从而反映高管可持续发展意识的强弱。

中介效应的回归结果如表7 列（1）、列（2）所示，碳排放权交易试点政策显著正向影响高管可持续发展意识，且高管可持续发展意识对企业ESG表现有显著正向作用，表明高管可持续发展意识在两者间起中介作用。表7列（3）至列（5）表明高管可持续发展意识显著促进ESG分项指标E和S得分提升。因此，高管可持续发展意识越强，对政府监管传递的环境压力越灵敏，越可能实施节能减排行为并主动披露环境信息以积极提高ESG表现。