环境权益交易与企业绿色创新
——基于中国碳排放权交易政策对上市电力企业的影响研究

秦 磊，凌志磊

（昆明理工大学管理与经济学院，云南 昆明 650500）

中国电力行业碳排放量居于各行业之首，因此能源电力领域碳减排任务仍然较重。 为实现“双碳”目标，中国借鉴欧美发达资本市场的经验，建立市场型碳排放交易制度。 电力行业作为重污染行业被首批纳入，旨在通过市场型权益交易机制激励电力企业进行绿色技术自我改进与创新，促进产业结构的调整和升级，降低电力行业整体碳排放水平。

一、文献综述

“波特假说”认为，恰当的环境规制会倒逼企业尝试进行创新活动，而这些创新活动将提高企业生产率以及产品市场竞争力，从而抵消来自外界环境保护规制约束带来的企业成本的增加（1）。围绕“波特假说”，部分学者从能源价格、价格机制、金融市场繁荣程度、工业生产、气候变化、政策因素等方面研究了碳排放权交易价格的影响因素(2，3)。

随着配额分配机制在环境规制治理中的应用，国内外学者相继开始关注环境权益交易政策对企业绿色创新的影响，Calel 等发现欧盟碳排放交易系统提高了受监管企业的低碳技术创新水平（4）。 宋德勇等的研究发现配额分配方式中基准法对企业绿色创新的激励作用更强（5）。 一部分学者基于面板数据，使用差分模型， 研究发现碳排放权交易政策能够显著促进企业绿色创新（6，7）。 但涂正革等研究发现二氧化硫排污权试点在中国并未激发起波特效应， 原因可能是交易市场运行效率低，环境规制也较弱（8）。

综上，学者们大多将纳入碳排放交易试点的所有行业都考虑进来，实证研究碳排放权试点交易对企业绿色创新的影响。 针对某一行业的微观研究则较少，而已有研究往往无法避免内生性问题对结果的影响。 因此，本文使用上市电力企业2010—2019年绿色专利数据，从更加微观的层面，实证研究碳排放权交易政策对上市电力企业绿色创新的影响。

二、理论假说

在碳排放交易政策实施之前， 中国政府对企业的碳减排约束较为宽松。 在实施碳排放交易政策之后，一方面，严格的碳排放额的约束导致企业在最优产量水平下面临着减排压力，为缓解这一约束，企业需要在碳市场上购买配额，导致生产成本增加(9)，在这种情况下，企业为追求利润最大化而改进生产技术来降低成本的意愿和动机将会增强。 另一方面，碳排放权交易政策的实施为企业提供了更多的市场信息（10），减少了技术创新的风险性，从而促进企业增加研发投资，加大绿色技术创新力度。 基于此，本文提出假设1：

H1：碳排放权交易政策能够促使上市电力企业进行绿色创新活动。

根据“波特假说”，碳排放交易对企业技术创新的影响机制之一是成本节约激励机制。 因此，碳排放交易政策的实施可能会增加企业的经营成本，进而激励企业进行绿色创新。 同时，企业现金流是企业是否增加研发活动的重要影响因素（11），中国碳排放交易试点碳配额分配参考欧洲2005—2007 年刚起步阶段过渡且免费发放的方式，试点地区电力企业可以将富余的碳排放配额贮存起来以备后用或者在市场上进行交易以获得额外收入，增加企业当期现金流，为企业绿色创新研发提供经济支持。 基于此，本文提出假设2：

H2： 碳排放交易政策通过提高企业的经营成本和增加企业当期现金流促进企业进行绿色创新活动。

三、研究设计

（一）模型构建

模型采用双重差分法进行构建：

进一步地， 本文使用PSM-DID 方法进行稳健性检验。 具体模型如下：

模型（1）中，i 表示企业，t 表示年份，ln_gpi,t表示绿色专利申请量，didi,t表示政策变量与时间虚拟变量的交乘项，X'i,t表示控制变量，εi,t为随机扰动项；模型（2）中ln_gpi,tPSM是倾向得分匹配后的绿色专利申请量，其余解释变量含义与模型（1）一致。

（二）变量选取

企业绿色专利申请量ln_gp 为被解释变量，衡量企业绿色技术创新。 为了减小数据的波动性并保留样本数量， 用绿色发明专利与绿色新型实用专利申请量之和加1 后取对数来衡量。 did 为解释变量，表示政策变量与时间虚拟变量的交乘项。同时，参考相关文献，本文选取了一系列控制变量，如资产负债率dao，用来衡量企业经营活动状况。 用企业员工人数的对数ln_en 来衡量企业规模大小。用Tobin Q 来衡量企业的社会财富创造能力。 用fl 表示企业财务杠杆，衡量企业的负债情况。ln_age 表示企业年龄的对数，用来衡量企业的成熟度。naps 表示企业的每股净资产， 用来衡量企业的利润创造能力。

（三）数据来源及描述性统计

本文以2010—2019 年作为样本年度区间， 受限于非上市企业研究数据的可得性，选择试点地区上市电力行业企业作为研究对象， 剔除非上市企业，最终共收集到72 家上市电力企业的720 个观测值， 其中被纳入碳排放权交易政策的企业占37.5%。 上市公司及其经济数据来自国泰安数据服务中心（CASMAR）。 本文对缺失值进行剔除处理，变量描述性统计如表1 所示。

表1 变量描述性统计表

四、实证回归结果与分析

（一）平行趋势检验

使用双重差分模型的前提是模型数据具有共同趋势，否则使用双重差分法将无法得到一致的估计量。 因此，需要进行检验。 检验结果是，碳排放权交易政策实施之后，只有第二年（2016 年）不显著，其余三年均显著不为0。 可能的原因是全国统一的碳排放权交易政策市场在2016 年试运行， 全国其他碳交易市场碳配额整体供大于求。 这对7 个试点地区碳市场交易情况产生了冲击， 导致碳价格下降， 企业对碳排放权交易政策的积极性有一定下降，进一步导致企业创新意愿和动力下降。 之后，随着政策实施力度的加强以及碳配额分配方法的改变，企业对绿色技术创新的重视程度再次提高。 因此，本文使用双重差分法是可行的。

图1 平行趋势图

（二）基准回归

基准回归结果见表2。整体来看，碳排放权交易政策显著提升了被纳入碳排放权交易政策的电力企业的绿色技术创新水平。

表2 碳排放权交易政策对企业绿色技术创新的影响

（三）稳健性检验

为避免样本存在的内生性问题，参考刘晔等的做法（6），采用一对一最近邻匹配法，匹配后结果有效。 根据匹配后得到的新面板数据，按照模型（2）进行实证分析，结果如表3 所示。 相较于表2 中直接使用双重差分法的回归结果， 倾向得分匹配后did系数仅大小有所变动，因此结果是稳健的。

表3 倾向匹配后回归结果

（四）影响机制分析

1.根据前文假设2 的分析，参考郭蕾等的做法，在模型中加入上市电力企业的主营业务成本（cost）来衡量企业的经营成本（12）。 为缩小数据的绝对数值并降低波动性以使回归结果更稳健，本文对企业的经营成本取对数处理，用ln_cost 表示。 中介效应检验参考温忠麟等的做法， 回归结果如表4 所示（13）。列（1）（3）报告了did 对ln_cost 的回归结果；列（1）中未加入控制变量，此时核心解释变量did 在1%的水平上显著。 列（3）中加入控制变量，did 仍在1%的水平上显著且系数绝对值变小。 列（3）（5）和表2 列（3）检验了上市电力企业经营成本在碳排放权交易政策影响绿色创新过程中的中介效应。 列（3）（6）中did 系数为正且在1%的水平上显著。列（5）中ln_cost系数为正，且在5%的水平上显著，表明电力企业经营成本存在部分中介效应。 可能的原因是碳排放权交易政策的实施增加了被纳入试点的电力企业的营业成本，成本的增加促使企业从长期考虑增加绿色创新投资研发力度，以达到降低企业生产经营边际成本的目的。

表4 碳排放权交易政策影响企业绿色创新的机制检验

2.参考刘晔等的做法，选择上市电力企业的现金流（cf）进行回归（11）。 回归结果如表4 所示。 列（2）中未加入控制变量，核心解释变量did 在1%的水平上显著，列（4）（6）中加入了控制变量，did 仍在1%的水平上显著且绝对值减小。 列（2）（4）和表2 列（3） 检验了上市电力企业现金流在碳排放权交易政策影响绿色创新过程中的中介效应， 结果表明上市电力企业的现金流起到了部分中介效应。 回归结果表明现阶段碳排放权交易政策中碳配额机制增加了被纳入试点的电力企业的收入来源， 增加了企业的现金流，从而直接促进企业的绿色创新行为（表4）。

五、结论与启示

通过研究，本文认为，要促进电力企业的环保发展，一是要增加被纳入试点的电力企业的经营成本，企业为降低边际生产成本可能加大绿色创新研发投入。 二是要在现阶段碳配额机制方面增加碳排放额富余企业的收入来源，为企业绿色创新活动提供了资金。

根据研究结论，本文得到政策启示：第一，充分发挥环境权益交易市场机制在解决环境问题中的重要作用。 通过市场交易，能够卖出企业多余的碳配额，获取额外收益。 第二，提高全国碳市场的地位， 推动碳排放权交易市场成为主流减排政策工具。 应充分发挥全国碳市场作为市场化定价机制推动减排与低碳转型的作用，确保碳市场交易试点工作向全国碳市场平稳过渡， 进一步优化制度设计，降低纳入碳排放权交易的门槛，充分考虑区域和行业差异性，建设可持续的长效减排机制。 第三，加强企业绿色技术创新能力建设， 密切关注企业负担。除了完善碳市场以外， 也应从市场参与主体入手，充分调动企业的积极性，提高企业参与绿色创新的意愿，实现长期高质量创新。 未来应推动电力等全国碳市场的参与主体将减排与低碳转型提升至战略高度，加强人才队伍建设，不断调整经营与科技创新策略以适应低碳与高质量发展的需要。