碳排放权交易对制造业企业绿色创新能力的影响研究.pdf

一、引言作为一项典型的市场激励型的环境规制工具，碳排放权交易推动我国实现绿色低碳发展的重要制度安排。长期以来，中国的碳排放总量居高不下，要想控制温室气体的过量排放从而推动绿色发展，就必须坚定不移的进行绿色创新，而企业是绿色创新的微观主体，这就迫使企业不仅与国际接轨，响应国际关于绿色发展的号召，还要迎合国家政策，着力发明绿色技术，提高本企业的绿色创新能力，最终实现节能减排的目的。目前，很多学者对碳排放权交易能否促进企业绿色创新进行了系统的研究，主要概括为微观层面和宏观层面。微观层面的研究主要针对碳配额的分配方式以及碳价格机制。首先，对于配额分配方式而言，Cramton和 Kerr（2002）1认为拍卖法在一定程度上比免费分配法更能促进绿色创新；Fischer 和 Fox（2007）2则进一步将免费分配法分为基准法和历史法，发现前者比后者更能促进企业的节能减排；宋德勇等（2021）3认为企业采用的配额分配方法会影响企业的绿色创新行为。其次，在碳价格信号对企业绿色创新的作用方面，Hoffmann（2007）4认为在碳排放权交易过程中形成的碳价格会对污染型生产技术起阻碍作用，而对清洁低碳技术起促进作用；Taylor（2012）5认为合理的碳定价机制能够发挥对企业绿色投资和绿色创新的激励作用。易明和程晓曼（2018）6基于碳价格视角研究了绿色供应链企业的最优产品定价机制以及企业的绿色创新策略，发现碳价格能够在本质上决定供应链的绿色创新程度。宏观层面的研究主要针对碳排放权交易整体政策视角。Porter（1995）7提出环境规制越合理，其对创新的激励作用越强，环境与经济的双赢越容易实现。郭捷和杨立成（2020）8探究了我国各个省域的环境规制对其绿色创新的影响，发现环境规制能显著提高省域的绿色创新水平。郭蕾和肖有智（2020）9碳排放权交易对制造业企业绿色创新能力的影响研究赵峰，邹悦（山东科技大学 经济管理学院，山东 青岛 266590）【摘要】碳排放权交易是利用市场机制助推企业提高绿色创新能力，响应我国绿色发展号召的重要政策工具。文章通过收集 20112020 年中国典型制造业企业的面板数据，采用双重差分法实证分析了碳排放权交易对企业绿色创新能力的影响路径。结果表明：（1）碳排放权交易能够对我国制造业企业的绿色创新能力发挥显著的促进效能，同时企业全要素生产率在这个过程中能够起到部分中介作用；（2）在碳排放权交易对企业绿色创新能力产生影响的过程中，命令控制型环境规制能够起到正向调节作用。【关 键 词】碳排放权交易；企业绿色创新能力；企业全要素生产率；命令控制型环境规制【中图分类号】F273.1【文献标识码】A【文章编号】1004-2768（2023）08-0107-05【收稿日期】2023-01-06【基金项目】国家社会科学基金项目“绿色技术能力、产业结构调整对区域碳排放的空间统计效应研究”（22BTJ071）【作者简介】赵峰（1978-），女，山东莘县人，博士后，山东科技大学经济管理学院副教授，研究方向：绿色创新与区域碳排放；邹悦（1996-），女，山东泰安人，山东科技大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：绿色创新与区域碳排放。邹悦为通讯作者。生产力研究 No.8.2023企业管理生产力研究 No.8.2023骳髄髛深度剖析了碳排放权交易能否诱发企业开展创新活动，相关结果表明碳排放权交易对企业的创新行为具有诱导作用，企业会增强研究并产出新产品的动力。总而言之，现有文献研究比较充实且取得了一定的成果，但尚未通过某中介变量和调节变量的作用来考虑前者对后者产生影响的路径，并且也尚未从某一具体的行业出发来考虑二者之间的关系。基于此，本文以中国的制造业企业为研究对象，收集了 20112020 年典型制造业企业的面板数据，实证分析了碳排放权交易是如何对企业绿色创新能力产生影响的，能够为企业有效减少碳排放和进一步发展其绿色创新能力提供参考与指导。二、理论基础与研究假设（一）碳排放权交易与企业绿色创新能力的内在关联根据波特假说的相关理论分析，环境规制政策设置越合理和恰当，企业提升绿色创新能力的动力越足10。Jaffe 和 Palmer（1997）11认为灵活型的环境规制能在更大程度上加强企业的绿色创新能力，碳排放权交易在灵活类的环境规制工具中算是比较典型的，其不仅能促使减排成本高的企业在碳交易市场上购买碳配额从而激励企业开展绿色创新活动提高绿色创新能力，而且能为那些减排成本低的企业提供在碳市场上出售盈余配额的机会，促使这些企业获取额外收益从而更加激励企业采取绿色创新行为。由此，本文提出了假设 1：H1：碳排放权交易会促进企业绿色创新能力的发展。碳排放权交易是如何影响企业绿色创新能力的呢？Wu 和 Zhu（2014）12从企业生产率的角度出发探究了当企业在面临环境规制时其在技术抉择方面存在的区别，其认为环境规制能够在一定程度上诱导企业全要素生产率发展，在碳交易平台里，如果企业的全要素生产率低下，无法更新治污技术，那么该企业会处于劣势地位，相反，那些积极开展环境治理投资的企业会尽最大可能提高本企业的全要素生产率以有充足的资金可以进行绿色创新。由此，本文提出了假设 2：H2：碳排放权交易会通过促进企业全要素生产率提高进而推动企业绿色创新能力发展。（二）命令控制型环境规制在碳排放权交易影响企业绿色技术创新过程中的作用分析一般而言，各种环境规制手段之间是相辅相成的，命令控制型环境规制作为强制性的约束措施能够对市场激励型环境规制政策的实施产生极大影响，进而影响企业的决策行动及其绿色创新能力。徐开军和原毅军（2014）13综合分析了这两种环境规制手段，发现两者的相互配合能够明显推动绿色创新的发展。张平淡和张慧琳（2021）14则将命令控制型环境规制划分为环境立法以及执法两个变量，发现这两个变量均可以正向调节碳排放权交易对企业全要素生产率的作用过程。由此，本文提出了假设 3：H3：命令控制型环境规制能够在碳排放权交易推动企业绿色创新能力的过程中发挥调节作用。三、变量选择与模型构建（一）双重差分模型要想分析某一政策所产生的效应，双重差分法无非是应用最普遍的，这种方法能够让我们清楚地看到处理组在政策前与政策后的差异。具体而言，以 2013 年为碳排放权交易政策节点，将处于政策地区的制造业企业列为处理组，则对照组便是那些处于其余非试点省市的制造业企业，然后通过双重差分模型来分析我国制造业企业绿色创新能力在政策实施前与后的变化与差异，从而对碳排放权交易对企业绿色创新能力的实施效果进行有效的评价。反映碳排放权交易和企业绿色创新能力关系的双重差分模型的基本形式如下：Green_abilityi，t=茁0+茁1Posti，t+茁iX*i，t+着i，t（1）1.被解释变量。将企业的绿色创新能力（Green_ability）设定为被解释变量，由于我国目前还没有可利用的数据库来表征绿色创新，因此本文将借鉴相关学者对绿色创新的概念分析及其分类方式（李江涛和陶思源，2022）15，采用绿色发明专利和绿色实用新型专利（独立申请和联合申请）数量之和作为基础指标测度企业的绿色创新水平。2.解释变量。碳排放权交易政策是本研究的主要解释变量，具体而言，深圳、天津、上海、广东和北京在 2013 年首先被纳入该计划，然后湖北和重庆在 2014 年被纳入，紧接着福建在 2016 年加入，所以对于隶属天津、上海、广东和北京这四个省份的制造业企业而言，20132020 年其 Post 值均应取为1，隶属湖北和重庆这两个省份的制造业企业在20142020 年将 值取为 1，而隶属于福建的制造业企业的 值则在 20162020 年取为 1，除上述情况骳髄髜外，其余均取值为 0。3.控制变量。碳排放权交易试点地区的确立并非是随机的，相反，国家在选择试点地区时会综合考虑各个地区的各种因素，可能会违背处理组和对照组选择的随机性，所以必须控制那些可能影响最终结果的额外因素以尽最大可能降低误差。综合前人的研究（游达明和李琳娜，2022）16，本文纳入模型体系的控制变量有：公司成立年限（FirmAge）、企业规模（Size）、总资产净利润率（ROA）、净资产收益率（ROE）、资产负债率（Lev）、企业性质（SOE）以及现金流比率（Cashflow）。（二）中介效应模型制造业企业参与碳排放权交易时，其会因为买进或者卖出碳配额而对企业的经济绩效产生一定的影响，而企业的全要素生产率是反映企业生产效率及其经济利润的关键指标，生产率高的企业会有更多的资金和精力进行技术研发和绿色创新，而生产效率低的企业更关注企业的基本盈利水平，面对环境污染和高度的碳排放量只能投入资金尽量减少排放强度，而不会从根本上进行绿色创新。因此，本文假设碳排放权交易会通过企业全要素生产率来影响企业绿色创新能力。以企业全要素生产率为中介可构建相关模型为：TFPi，t=琢0+琢1Posti，t+琢iX*i，t+滋i，t（2）Green_abilityi，t=酌0+酌1Posti，t+酌2TEPi，t+酌iX*i，t+棕i，t（3）其中，TFP 代表企业的全要素生产率，在此将借鉴文献17的测算方法来测度该变量。琢1表示碳排放权交易对企业全要素生产率发挥的总效应，酌1表示当把企业全要素生产率纳入模型体系时碳排放权交易对企业绿色创新能力发挥的直接效应，酌2则表示当考虑企业全要素生产率这一中介变量后碳排放权交易对该中介变量产生的直接影响。（三）企业绿色创新能力测度模型以企业申请的绿色专利数量与企业申请的全部专利数量的比值来衡量企业的绿色创新能力。与专利授权量相比，专利申请量的滞后效应几乎不存在，且更能清楚地反映企业当期的绿色创新能力，因此在测度企业绿色创新能力时选择的是专利申请数量。本文所采用的绿色专利是根据世界知识产权组织对绿色专利的分类标准，从中挑选与碳排放权交易和企业能源节约与污染治理相关的绿色发明专利以及绿色实用新型专利，加总而得。企业绿色创新能力的测算模型可以表示为：Green_abilityi，t=移Green-Pi，t移Pi，t（2011臆t臆2020）（4）在公式（4）中，Green_abilityi，t代表企业的绿色创新能力，Green-Pi，t表示绿色专利的总申请数量，Pi，t则是指全部专利之和。四、实证分析（一）样本选择与数据来源为了体现数据的完整性和合理性，本文收集了20112020 年的上市制造业企业研究样本，企业名单根据企业的证券代码在中国证券监督管理委员会以及各个碳交易所的 CSRC 行业分类中查询后整理而得，相关数据则来自国泰安数据库和 Wind 经济数据库。相关变量的描述性统计详如表 1 所示。表 1主要变量的描述性统计（二）双重差分模型回归分析表 2碳排放权交易对企业绿色创新能力的影响分析注：*、*、*分别代表回归系数通过了 10%、5%、1%的显著性检验。根据双重差分模型基准回归结果，碳排放权交易对企业绿色创新能力的回归系数为 0.100 且显著，因此碳排放权交易能够显著提升我国企业的绿mean0.1520.49323.6530.5200.0430.0760.0542.9130.70611.541变量Green_abilityPostSizeLevROAROECashflowFirmageSOETFP含义绿色专利申请数占比碳试点指示变量企业规模资产负债率总资产净利润率净资产收益率现金流比率公司成立年限企业性质企业全要素生产率sd0.1820.5001.9120.1900.0630.1980.0720.3110.4552.140n539539539539539539539539539539min0019.8520.056-0.332-2.402-0.3881.38607.192max1128.6361.0020.3571.0250.4063.465114.9640.079*0.018*-0.024*-0.0570.0480.005-0.070-0.004-0.040*PostTFPSizeLevROAROECashflowFirmageSOE0.100*-0.010*-0.0320.0430.021-0.070-0.015-0.037*1.181*0.768*1.410*-0.2900.874*-0.038-0.617*0.175*变量Green_ability（1）TFP（2）Green_ability（3）骳髄髝色创新能力，假设 1 成立；接着采用逐步回归法来实证分析碳排放权交易对制造业企业绿色创新能力的作用机制，也就是检验企业全要素生产率在该过程中是否起到中介作用，如果三个模型中的 茁1、琢1、及 酌2均通过了显著性检验，则说明企业全要素生产率在碳排放权交易和企业绿色创新能力之间确实具有中介效应，若 酌1也显著，则说明企业全要素生产率在两者之间起的是部分中介作用，但若 酌1不显著，则说明企业全要素生产率起的是完全中介作用。由表 2 列（2）与列（3）可知，茁1、酌1、琢1与 酌2均通过了显著性检验，说明碳排放权交易能够显著促进制造业企业绿色创新能力的提高且企业的全要素生产率在该过程中会发挥部分中介作用，因此，假设 2 成立。（三）稳健性检验1.平行趋势假设检验。双重差分模型具有应用合理性的前提便是要通过平行趋势假设检验。以2013 年为政策冲击点，考虑纳入碳排放权交易政策试点前后的 1、2 年并观察其是否具有显著性，由图1 平行趋势图可知，在实施碳排放权交易政策的前两年，碳排放交易试点并未对两组企业的绿色创新能力产生显著差异，而实施政策后两组企业的绿色创新能力发生了显著差异，这表明满足平行趋势假设，回归结果有效。图 1平行趋势图2.PSM-DID 检验。本文将利用核匹配进行估计以验证结果的稳健性。首先对控制变量做 Logit 回归以获取倾向得分值，然后选取倾向得分值与实验组更接近的样本作为对照组，图 2（a）和（b）分别指示倾向得分匹配前与后 2 个研究样本所对应的核密度图像，可以看出匹配之后两组的核密度值差距大幅缩小，且具有相似的变化趋势。根据采用核匹配得到的 PSM-DID 估计结果，实验样本的双重差分值为正值且显著，因此该检验通过。（四）命令控制型环境规制的调节影响（a）匹配前两组样本对应的核密度图（b）匹配后两组样本对应的核密度图图 2匹配前后实验组和对照组的核密度图表 3命令控制型环境规制的调节影响注：*、*、*分别代表回归系数具有 10%、5%、1%的显著性水平。命令控制型环境规制能否调节碳排放权交易政策的运作过程呢？为了探究该问题，以各地区在各 0.027*0.003-0.020*-0.242*-0.2520.049-0.158-0.082*0.040*Post*ERTFPSizeLevROAROECashflowFirmageSOE0.028*-0.022*-0.245*-0.2530.047-0.164-0.081*0.040*0.0170.713*0.921*0.3320.622*1.896*-0.186*-0.165*变量Green_ability（1）TFP（2）Green_ability（3）骳髆髒年度的环境标准和环境法规文件累计颁布数的对数值来表征当年的命令控制型环境规制变量，并将该变量用 ER 来表示，然后将解释变量替换为碳试点指示变量与命令控制型环境规制的交乘项，即Post*ER，并实施回归分析。由表 3 可知，命令控制型环境规制能够调节碳排放权交易对企业绿色创新能力的积极作用，所以假设 3 成立。由此可见，只有联合运用不同层面的环境政策工具才能更有效地推动企业绿色创新能力实现更高程度的进步。五、研究结论碳排放权交易能够利用市场机制助推企业提高其绿色创新能力，是迎合国际低碳倡议和响应我国绿色发展的重要制度安排。本文以 20112020年为研究区间，采用双重差分模型实证分析了碳排放权交易对我国典型制造业企业绿色创新能力的影响路径，并探究了命令控制型环境规制在该影响过程中所起的调节作用。由此本文得出两点重要结论：一是碳排放权交易对制造业企业绿色创新能力具有正向且显著的直接效应和总效应，同时企业全要素生产率的回归系数也是显著的，这表明碳排放权交易能够对制造业企业的绿色创新能力发挥显著的促进效能，且企业的全要素生产率能够在该过程中充当部分中介。二是将命令控制型环境规制纳入模型体系以实证检验其是否会对碳排放权交易对企业绿色创新能力的作用过程产生影响。实证结果表明命令控制型环境规制能够调节碳排放权交易对企业绿色创新能力的影响，而且该调节效应是积极的。因此，在多种环境规制政策的协同合作下，企业绿色创新能力能够实现更大的进步。【参考文献】1 Cramton P，Kerr S.Tradeable carbon permit auctions：How and why toauction not grandfatherJ.Energy policy，2002，30（4）：333-345.2 Fischer C，Fox A K.Output-based allocation of emissions permits formitigating tax and trade interactionsJ.Land economics，2007，83（4）：575-599.3 宋德勇，朱文博，王班班.中国碳交易试点覆盖企业的微观实证：碳排放权交易、配额分配方法与企业绿色创新J.中国人口资源与环境，2021，31（1）：37-47.4 Hoffmann V H.EU ETS and investment decisions：the case of theGermanelectricity industryJ.European management journal，2007，25（6）：464-474.5 Taylor M R.Innovation under cap-and-trade programsJ.Proceedingsof the National Academy of Sciences，2012，109（13）：4804-4809.6 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