碳价波动因素对企业技术创新...基于林业上市公司的实证分析_马倩茹.pdf

2023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济碳价波动因素对企业技术创新影响研究基于林业上市公司的实证分析马倩茹许向阳（南京林业大学经济管理学院 南京 210037）摘要：随着“双碳”目标的提出，我国生态文明建设进入以降碳为重点战略方向阶段，而企业技术创新对促进我国产业结构的优化和转型尤为重要。碳市场是碳配额和碳汇交易的结合，我国碳市场的建立与发展对企业绿色转型的重要性逐渐显现。文章在波特假说和创新补偿效应理论基础上，对2014-2021年62个林业上市公司的493个样本数据，采用主成分分析法测度林业企业技术创新水平，并通过面板固定效应模型进行回归，在微观层面探讨碳价波动影响因素对林业企业技术创新的影响。研究结果表明：（1）国际碳价和汇率均在1%的显著性水平上显著促进林业企业技术创新，即国际碳价和汇率对林业企业技术创新的影响系数分别为0.01和0.28。（2）煤炭和国内经济发展水平对林业企业技术创新影响并不显著。（3）由于区域发展差异，汇率对深圳市影响程度更高，在1%的显著性水平上显著，对湖北省则在5%的显著性水平上显著，汇率对深圳市企业技术创新水平影响系数比湖北省多0.17；第二产业产值占比对湖北省影响更大，在5%的显著性水平上显著，对深圳市影响不显著。文章提出3点政策启示：（1）完善碳市场机制，减小外部影响；（2）激励企业创新，加快清洁能源开发利用；（3）优化产业结构，实现绿色低碳转型。关键词：波特假说；碳价波动；林业企业；技术创新；主成分分析中图分类号：X196；F832.5；F326.25；F273.1文献标识码：文章编号：1673-338X（2023）01-005-15Research on the Influence of Carbon Price Fluctuation Factors onEnterpriseTechnological InnovationEmpirical Analysis Based on Listed Forestry CompaniesMA Qianru XU Xiangyang（School of Economics and Management，Nanjing Forestry University，Nanjing 210037）Abstract：With the proposal of carbon peaking and carbon neutrality goal,Chinas ecological civilization construction has entered a stagewhere carbon reduction is the key strategic direction,and enterprise technological innovation is particularly important to promote theoptimization and transformation of Chinas industrial structure.The carbon market is the combination of carbon quota and carbon sinktrading.The establishment and development of Chinas carbon market is becoming increasingly important for the green transformationof enterprises.Based on the Porters hypothesis and the theory of innovation compensation effect,the principal component analysis methodwas used to measure the level of technological innovation of forestry enterprises on 493 sample data of 62 forestry listed companies from2014 to 2021,and the impact of carbon price fluctuations on technological innovation of forestry enterprises at the micro level was discussedin detail through the panel fixed effect model.The research results showed that:（1）The international carbon price and exchange ratesignificantly promoted the technological innovation of forestry enterprises at a significant level of 1%,that is,the influence coefficientsof the international carbon price and exchange rate on the technological innovation of forestry enterprises were 0.01 and 0.28,respectively.（2）The impact of coal and domestic economic development level on technological innovation of forestry enterprises was not significant.（3）Due to the regional development differences,the exchange rate had a higher impact on Shenzhen,which was significant at the 1%收稿日期：2022-10-10作者简介：马倩茹，研究方向：农林金融与碳金融。通讯作者：许向阳，研究方向：林业经济管理。5DOI:10.13843/ki.lyjj.20230308.0012023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济significance level and at the 5%significance level for Hubei.The impact coefficient of exchange rate on the technological innovation levelof Shenzhen enterprises was 0.17 more than that of Hubei.The proportion of the secondary industry output had a greater impact than thatof Hubei,which was significant at the level of 5%,and had no significant impact on Shenzhen.In view of this,the paper put forward threepolicy implications:（1）Improve the carbon market mechanism and reduce external impact.（2）Encourage enterprises to innovateand accelerate the development and utilization of clean energy.（3）Optimize industrial structure and realize green and low-carbontransformation.Key Words：Porters hypothesis；carbon price fluctuation；forestry enterprise；technological innovation；principal componentanalysis1 引言随着全球气候变暖引发的一系列自然和社会问题，世界各国也开始重视碳排放的控制。1997年12月11日，149个国家和地区的代表通过了京都议定书，目标是将大气中的温室气体含量稳定在一个适当的水平，进而防止剧烈的气候变化对人类造成危害。在这一框架内，欧盟提出排放交易机制（EuropeanUnion Emission Trading Scheme，EU-ETS），目的是将环境成本化，借助市场的力量将环境转化为一种有偿使用的生产要素，通过建立排放配额（European Union Allowance，EUA）交易市场，鼓励节能减排技术发展，有效地配置环境资源。2013年起，我国在北京、天津、上海、重庆、湖北、广东和福建等省份试点的碳市场陆续开始上线交易。目前，我国碳交易市场主要包括政府分配给企业的排放配额和国家核证自愿减排量（Chinese Certified Emission Reduction，CCER）。国家核证自愿减排量是指对我国境内可再生能源、林业碳汇、甲烷利用等项目的温室气体减排效果进行量化核证，并在国家温室气体自愿减排注册登记系统中登记的温室气体减排量。碳市场有效促进了试点省份企业温室气体减排，也为全国碳市场建设的制度探索、人才培养和经验积累奠定了基础。碳交易是推动实现碳达峰和碳中和目标的有力手段，对经济社会绿色发展具有建设性作用。企业是碳减排和碳交易的市场主体，其参与意愿和减排效果对我国实现碳达峰和碳中和目标至关重要，也在很大程度上决定着我国碳排放交易体系的完善和发展，而林业产业所包含的高污染行业，如造纸、家具等，其技术创新和绿色转型对我国低碳经济有着重要的战略意义。因此，碳排放权交易作为一项促进温室气体减排的市场型环境政策，在“双碳”目标背景下能否激励林业企业进行技术创新值得深入研究，为政府引导企业进行碳减排和技术创新提供更有意义的参考和借鉴，也有助于企业优化行为决策，促进我国碳市场机制的不断发展与成熟。本文研究思路为：首先，对碳交易制度和碳价格波动对企业创新的相关文献进行梳理，以此为指导构建本文的理论分析框架。其次，分析作用机理，基于波特假说，企业会在创新补偿效应的驱使下提升自主创新能力，弥补成本提高的损失。再次，选取2014-2021年62个林业上市公司共493个样本数据，用主成分分析法测算企业创新指数，并采用固定效应模型分析碳价波动的因素对林业企业技术创新的影响；由于我国碳试点波动差异较大，本文选取湖北省和深圳市两个试点进行比较分析。最后，根据研究结果分析各主体应如何通过完善碳交易机制及促进企业技术创新来助力实现“双碳”目标和我国经济结构绿色转型。本文边际贡献为：第一，在研究内容方面，由于我国碳排放权交易市场起步较晚，机制不成熟，对应领域的研究集中在我国碳市场的发展及碳交易机制这一环境市场规制整体对企业技术创新的影响，因此，本文从波特假说和创新补偿效应出发，在碳价对企业技术创新影响基础之上，基于诱发性创新假设、成本效应、替代效应等理论，进一步探究碳价波动的影响因素对林业企业技术创新的影响机理，有利于丰富碳市场与企业之间的相关研究。第二，在研究方法方面，以往研究技术创新的文献通常选取研发投入或者专利申请量来衡量企业技术创新，本文考虑到使用单一变量衡量的局限性，因而对多个因素进行综合考虑，通过主成分分析法对众多变量进行降维，提取综合变量，以各个综合变量特征值所占百分比为权重，构建62023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济企业技术创新综合评价指标的线性函数。2 文献回顾与评述以往对于环境规制和企业创新的研究很多，Porter（1991）认为严格的环境规制可以促进企业创新，抵消成本，产生净收益，使得企业更具竞争优势。此后，Porter et al.（1995）通过大量理论和案例分析对此观点进行完善，论述了经济效益和环境效益双赢的可能性。后续学者的研究都基于波特假说展开。碳排放权交易机制作为一种市场型环境规制政策，也受到国内外很多学者关注。Pontoglio（2008）通过研究意大利造纸工业发现，欧盟碳交易市场在低碳技术和环境创新领域的影响力，由于制度设计的一些缺陷，在第一阶段对企业创新的影响十分微弱，在碳价疲软或为零的情况下，企业并不能实现低碳解决方案投资的相关收益，但第二阶段则对企业清洁创新有显著的激励效果；Hoffmann et al.（2008）认为，欧盟碳排放交易体系为监管环境带来了更大的不确定性，不仅会降低监管的有效性，还可能延迟企业的创新行为，并提出了不同类型的不确定性对企业创新的不同影响；Rogge et al.（2010）通过对相关领域专家的42次访谈，总结了欧盟碳排放交易系统对电力部门创新系统的影响，发现碳交易主要影响电力企业发电技术的变革和创新，且认为碳交易对企业二氧化碳认知水平的影响可以为企业向低碳发电技术创新的过渡奠定基础；Rogge et al.（2011）通过探讨德国造纸行业创新活动监管框架的相关性表明，企业创新活动主要受市场因素制约，而不是碳排放交易体系和其他气候政策的影响，并认为可能是由于碳价低、自由分配比例高以及监管不确定性所导致的；Martin et al.（2012）基于对欧洲6个国家770家制造企业经理的访谈，通过构建与气候变化相关的企业创新水平指标发现，免费分配碳排放许可证会减少清洁创新。企业碳预算的短缺会激励高管更加注重温室气体的排放问题，因此减少免费碳配额许可证可以刺激企业的创新行为。自我国碳市场试点制度运行以来，很多学者对碳排放权交易机制与企业创新进行研究。刘晔等（2017）研究发现，碳市场能够显著提高企业研发投入，促进创新，但因企业规模而异，对大企业影响更为显著；黄楠（2018）利用双重差分模型（Difference-in-Differences，DID）发现，碳排放交易机制能显著提升企业自主创新；汤学良等（2019）认为，适度的减碳政策强度可以使企业创新的促进效应超过成本增加效应，实现环境提质和生产率增长的双赢；刘悦等（2019）基于机制转换模型为碳排放权期权定价，丰富了碳金融领域研究；胡江峰等（2020）通过倾向得分匹配模型和双重差分模型（Propensity Score Matching,Difference-in-Differences，PSM-DID）构建碳排放交易准自然实验框架发现，碳交易对企业创新数量和质量均有促进作用；宋德勇等（2021）基于我国分批实施8个碳试点这一准自然实验结果表明，碳排放权交易可以显著增加企业绿色发明专利占比，提高绿色创新水平；肖振红等（2022）基于双重差分模型表明，碳排放权试点交易政策能够通过改变能源消费结构和产业结构来提升绿色创新效率。在此研究基础上，部分学者从微观层面研究碳交易价格波动对企业技术创新的影响。Cui et al.（2018）通过双重差分模型分析2003-2015年中国上市公司专利申请数据发现，试点碳价越高，对企业低碳技术创新的激励作用越明显。经济合作与发展组织（Organisation for Economic Co-operation and Development，OECD）研究显示，碳价与低碳技术创新呈正相关关系，为企业创新提供动力；陈南旭等（2021）基于六个省的面板数据发现，当碳价处于一定区间时，企业有足够的动力进行创新活动；曾林等（2021）基于我国2014-2019年碳排放权交易和上市公司财务数据发现，企业创新力度随碳价的上升而增加，通过碳价的上升增加企业交易成本，进而倒逼企业进行技术创新以减少碳排放；余兵等（2022）基于2014-2020年七个碳交易试点的价格数据实证研究结果表明，碳价通过预期收益和现金流实现对企业创新的正向影响；葛慧等（2022）认为，在考虑碳价的背景下，清洁能源技术比传统能源技术更具经济优势，为低碳技术创新提供了激励机制，有助于能源技术革命，促进企业创新驱动发展战略的实施；沈洪涛等（2022）同样验证了碳市场的积极作用，认为当碳价处于合理区间时，价格上升能显著促进企业技术创新，且对控排企业影响更大。72023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济已有研究从环境规制入手，研究碳排放权交易制度这一市场型环境规制政策对企业技术创新的影响，通过波特假说再次验证表明，碳交易制度能够促进企业提高技术创新水平。也有学者进一步研究碳价和企业创新，认为碳价的提高能激发企业的创新意识，提高技术水平。已有学者的研究成果为后续研究奠定了良好的基础，提供了很有价值的参考和借鉴，但对于碳价波动的影响因素如何影响企业创新水平，鲜有研究涉及。因此，本文基于波特假说相关理论基础，分析碳价波动影响因素对企业创新的作用机理，考虑到我国各碳试点差异较大，选取湖北省和深圳市两个试点进行对比，探究碳价波动因素对创新的影响差异，期望为我国尚不成熟的碳交易市场提出建设性建议。3 理论分析框架与研究方法为了探究碳价波动因素对企业技术创新的影响，首先，分析碳交易机制对企业技术创新的作用机理；其次，分析碳价波动的影响因素对企业技术创新的影响路径，并提出相关假设；最后，采用主成分分析法对多个创新指标进行降维，构造衡量企业技术创新的综合性指标，通过面板数据回归模型进行实证分析。3.1 碳交易机制对企业创新影响的理论分析框架本文基于波特假说分析碳交易机制对企业技术创新的影响。波特认为，设计严格且合理的环境规制有利于激发企业创新意识，引导企业提高资源利用效率，而碳交易机制作为一种市场激励型环境规制，可以促进企业的技术创新。遵循成本说认为，环境规制会增加企业生产经营成本，从而降低利润和竞争力，抑制企业创新，碳排放权交易制度是一种市场型环境规制，政府为企业设定碳配额，配额有剩余的企业可将多余的配额出售给配额不足的企业，碳排放较高的企业会面临环境遵循成本，若企业保持原有的生产工艺和产量，则需要从碳市场购买碳配额，以避免因过高碳排放而受到相关部门的惩罚，但也会因为碳配额的购买行为而增加企业经营成本，降低企业竞争力。鉴于此，企业通过创新补偿效应发挥先动优势，从而提高市场竞争力，实现经济效益和环境效益的双赢。面对环境规制所带来的负面影响，如经济成本提高、竞争力下降以及因此造成的企业形象受损，当碳交易价格提高时，在利润驱动及企业形象的综合考量下，碳配额不足的企业更倾向于通过技术创新改善生产工艺，提高生产效率，减少碳排放，甚至获得富余的碳配额以售卖，从而弥补环境遵循成本。综上所述，本文提出碳交易机制对企业创新影响的理论分析框架，碳价波动对企业创新的作用机理如图1所示。图1 碳价波动对企业创新的作用机理3.2 我国碳价波动因素对企业创新影响理论分析Hicks（1932）最早提出诱发性创新假设，认为要素价格的改变能够激励企业进行技术创新，以减少生产对这种昂贵要素的需求，降低成本。诱致性制度是个人或群体为响应获利机会自发安排的过程，经济收益82023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济是最主要的动因，遵循一致同意原则或经济首要原则。强制性制度的实施主体一般为国家或政府，由法律法规的引入来实现，往往是多种因素综合权衡的结果，具有强制性与公共性。我国能源消费以煤、石油和天然气为主，企业会根据能源价格变化，权衡成本收益，自发选择不同能源，形成替代效应。传统能源价格的变化会影响企业的生产及对高成本清洁能源的使用，当传统能源价格提高，使用成本高于清洁能源成本时，企业会优先考虑清洁能源，从而诱发技术创新，降低碳配额需求，同样也会促进碳价下降。据此，提出假设H1。H1：能源价格对企业技术创新有正向影响。欧盟排放交易机制是全球最成熟的碳排放权交易市场，也是我国碳交易试点大多借鉴的理论与实践经验，碳价也因此会受到欧盟碳价的影响（李春燕等，2019；李海楠等，2020）。当欧盟碳价上升时，国外企业及个人投资者会涌入国内市场，增加国内碳市场碳交易的需求，价格也随之提升（吴慧娟等，2021）。据此，提出假设H2。H2：国际碳价对企业技术创新有正向影响。宏观经济通过产品市场和金融市场对企业创新产生影响。生产者、经营者和消费者在产品市场中通过各自对供需实现商品的生产经营和销售，当经济发展较好时，社会需求增加，形成供不应求的卖方市场，企业为满足市场需求而增加产品产量，获取更多利润，为企业创新提供有力的资金支持，在外部需求扩大和内部资金增加的双重支持下，经济发展能够促进企业创新。在金融市场中，当经济发展较好时，企业盈利能力增强，违约风险降低，金融机构对其信用评级增强，融资成本降低，企业融资环境相应宽松，为企业进行技术创新提供了有力支持。据此，提出假设H3。H3：汇率对企业技术创新有正向影响。汇率会通过进出口的成本效应和替代效应对企业技术创新产生影响。当本币贬值时，进口商品相对价格提高，加大了企业生产成本，会倒逼企业进行技术创新。对于出口企业来说，产品相对价格的下降增加了同行业企业的竞争压力，为了提高产品的替代性，国内企业必须通过创新来增加竞争力，抢占市场份额。汇率对企业技术创新的区域差异也有较大影响，如深圳市相对于其他试点市场化程度更高，企业生产受汇率的影响更大（郭文军，2015），对碳价波动的影响也更强。据此，提出假设H4。H4：经济发展对企业技术创新有正向影响。第二产业产值直接影响碳排放量，工业发展越繁荣，碳排放越多，碳价格也就随之被推高。我国碳试点覆盖的地区差异较大，导致很多因素对各地碳价的形成与波动有很强的地方特色。8个试点经济发展水平及产业结构各不相同，第二产业相较于其他产业碳排放量较高，第二产业产值的占比直接影响对碳配额的需求，所引起的碳价波动促使企业考虑对技术创新层面的投入。据此，提出假设H5。H5：产业结构中第二产业产值占比较高的城市对企业技术创新影响更大。3.3 研究方法鉴于单一指标测度的局限性，本文采用主成分分析法提取出一个衡量企业技术创新的综合性指标，再通过面板数据回归模型进行分析。3.3.1 主成分分析主成分分析（Principal Component Analysis,PCA）通过正交变换将一组可能存在相关性的变量数据转换为一组线性不相关的变量，得到的综合变量称为主成分，每个主成分都是原始变量的线性组合，彼此相互独立，并保留了原始变量绝大部分信息。首先根据样本X构建协方差矩阵XXT；其次进行特征分解，计算特征值和方差贡献率，确定主成分个数；最后通过回归模型得出各主成分得分，并以其贡献率为权重，加权得到综合得分。具体公式如式（1）和式（2）所示。Fi=XTUi（1）92023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济F=i=1miFii=1ni（2）式（1）和式（2）中，Fi为各主成分，XT为原始样本的转置，Ui为各特征值对应的单位特征向量，F是最终构建的创新指数，i为特征值。3.3.2 面板数据回归模型本文样本为2014-2021年62个林业上市公司非平衡面板数据，研究目的是以样本自身效应为条件进行分析，研究样本之间的区别，而非推断更广范围的总体效应。为了呈现数据的时间和空间特性，并控制无法观测因素，选择面板数据回归模型来探究碳价波动影响因素对林业企业技术创新的影响。基于上述分析，本文构建3个模型来对5个假设进行验证，如式（3）至式（5）所示。Yi,t=0+1coali,t+2euai,t+3dollari,t+4hs300i,t+controli,t+i,t（3）Yi,t=0+1coali,t+2euai,t+3dollari,t+4vhbgdpi,t+5hb2zbi,t+controli,t+i,t（4）Yi,t=0+1coali,t+2euai,t+3dollari,t+4vszgdpi,t+5sz2zbi,t+controli,t+i,t（5）式（3）至式（5）中，i表示企业，t表示年份，Yi,t为被解释变量，代表企业i在t年的技术创新，coali,t表示煤炭价格，euai,t表示国际碳价，dollari,t表示美元兑人民币汇率，hs300i,t表示我国经济发展水平，vhbgdpi,t、vszgdpi,t和hb2zbi,t、sz2zbi,t分别表示湖北省和深圳市的地区生产总值增速和第二产业产值占比，controli,t代表一组控制变量，0为常数项，1、2、3、4、5为解释变量的系数，i,t表示随机干扰项。4 数据来源与描述性统计考虑到我国各碳试点上线交易时间不一致，以及碳市场机制的不成熟，本文选取湖北省和深圳市两个试点，采用2014-2021年62个林业上市公司非平衡面板数据，共493个样本观测值，并进行描述性统计。4.1 数据来源2011年，国家发改委正式批准碳排放权交易市场试点工作，2013年起7个地方试点碳市场陆续开始上线交易，福建省于2016年12月22日启动碳交易市场，成为国内第8个碳交易试点，2017年底我国启动碳排放权交易，2021年7月16日全国碳排放权交易市场开市。由于我国碳排放权交易市场成立时间较短，发展不成熟，很多方面需要进一步完善，本文对于碳排放权价格的选取采用2014年往后的数据。由于我国各试点碳排放权价格差异较大，湖北省交易活跃，价格较为稳定；深圳市成立最早数据量最大，且波动较为剧烈，因此本文选取湖北省和深圳市两个试点数据进行比较分析。选取2014-2021年62个林业上市公司非平衡面板数据，利用Logit模型判定样本缺失数据为随机缺失（Missing at Random，MAR），可以忽略，最终得到493个样本观测值，数据来自于Wind、深圳排放权交易所和湖北碳排放权交易中心、深圳市生态环境局和湖北省生态环境厅，采用Stata15.1软件进行数据分析。4.2 变量设计本文被解释变量为企业技术创新水平，解释变量为煤炭价格、国际碳价、汇率、经济发展水平及第二产业产值占比，控制变量为温差、资产规模、总资产净利率和资产负债率。变量说明如表1所示。4.2.1 被解释变量企业的技术创新难以直接衡量，以往学者通常用研发（R&D）投入、专利和全要素生产率作为企业技102023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济表1 变量说明变量Ycoaleuadollarhs300vhbgdpvszgdphb2zbsz2zbhbwcszwcln sizeroalev变量创新指数煤炭价格国际碳价汇率经济发展水平湖北省地区生产总值增速深圳市地区生产总值增速湖北省第二产业产值占比深圳市第二产业产值占比湖北省温差深圳市温差资产规模总资产净利率资产负债率计算方法主成分分析秦皇岛动力煤市场价欧盟排放配额期货结算价美元兑人民币即期汇率沪深300指数湖北省当年地区生产总值增值/上一年地区生产总值深圳市当年地区生产总值增值/上一年地区生产总值湖北省第二产业产值/地区生产总值深圳市第二产业产值/地区生产总值湖北省每日温差均值深圳市每日温差均值总资产的自然对数净利润/总资产总负债/总资产术创新的衡量指标。研发投入衡量创新的投入值，Jaffe et al.（1997）用研发投入代替企业创新指标来研究环境规制对美国制造业企业创新程度的影响；唐未兵等（2014）采用技术创新投入水平来作为技术创新的衡量指标，一是用研发支出占地区生产总值的比重，二是科研经费投入占地区生产总值的比重。杨加猛等（2020）采用研发投入来定义企业创新能力；刘诗源等（2020）采用研发支出强度衡量企业创新水平，探讨了税收激励对企业创新水平的影响。专利可以反映企业创新的产出，Hall et al.（1986）通过分析20世纪70年代美国制造业企业专利与研发活动之间的关系发现，样本企业的专利与研发投入之间存在着持续且显著的同期关系，滞后效应非常微弱，这意味着专利也可以用来衡量企业的技术创新；严成樑（2012）采用专利申请数代表每年新知识的产出，并通过永续盘存法构建知识存量，通过面板数据模型探究社会资本对我国技术创新和经济增长的影响，并进一步研究了社会资本对不同技术含量专利影响的差异性；赖德胜等（2015）使用专利授权量来衡量技术创新水平，研究显示市场部门人力资本对创新有促进作用；魏丽莉等（2021）采用绿色专利申请数量代表绿色创新水平，探究碳排放交易对企业绿色创新的影响。以往研究技术创新的文献通常选取研发投入或者专利申请量来衡量企业技术创新，少量学者采用多指标，黄德春等（2006）在Robert模型中引入技术系数来代表企业创新，胡琰欣等（2018）采用随机前沿模型测算地区创新效率，程虹等（2019）选取研发投入投入强度、新产品销售额占总销售额的比重和获批专利量对企业创新效率进行测算。本文考虑到使用单一变量衡量的局限性，采用多个变量进行衡量，考虑到这些变量之间可能存在相关性，因此通过主成分分析法将这些相关变量重新组合成互不相关的综合变量来代替原来变量，从而测度出衡量企业技术创新的综合指标。通过主成分分析法，对企业研发支出总额、研发强度、资本化研发支出、研发人员数量、研发人员数量占比、研发费用同比增长率、专利权账面价值、无形资产净额、总资产、无形资产占总资产比值及政府补助等11个变量进行降维，最终测得衡量企业创新的综合指标Y。112023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济4.2.2 解释变量本文选取秦皇岛动力煤市场价来表示煤炭价格（coal），由于欧盟碳排放权交易体系是全球最大、启动最早、发展最成熟的碳市场，金融属性较强，资产价格时变特征明显，且我国试点市场机制设计大多参考欧盟市场（贝淑华等，2021），因此选用欧盟排放配额期货结算价来表示国际碳价（eua），美元兑人民币的即期汇率来表示汇率（dollar）；由于沪深300指数包含上交所和深交所龙头公司，且行业分布相对均衡，与我国实体经济行业分布较为一致，因此选取沪深300指数（hs300）来代表我国经济发展水平，用湖北省和深圳市两个试点地区生产总值增速分别表示湖北省（vhbgdp）和深圳市（vszgdp）的经济发展水平，第二产业产值占地区生产总值的比重表示试点所在地的第二产业产值占比（hb2zb和sz2zb）。4.2.3 控制变量本文选取温差、资产规模、总资产净利率和资产负债率作为控制变量。每日温差的均值作为年平均温差（hbwc和szwc），资产规模采用总资产的自然对数（ln size），总资产净利率（roa）为净利润与总资产的比值，资产负债率（lev）为总负债与总资产的比值。4.3 描述性统计各变量描述性统计如表2所示。由表2可知，样本区间内，样本企业创新能力有所提高，创新指数均值为1.06；煤炭价格和国际碳价波动较大，分别在427.191030.39元/吨和5.3553.59欧元/吨之间波动，2021年同比分别增长78.68%和116.44%；汇率2014-2020年总体呈上升趋势，2021年有所回落，均值为1美元兑6.59元人民币；沪深300指数也有较大波动，最高超过5000点，最低为2373点；深圳市地区生产总值增速略高于湖北省，湖北省第二产业产值占比较深圳市更高；企业总资产净利率均值为7.26%；资产负债率均值为41.42%。表2 各变量描述性统计（n=493）变量Ycoaleuadollarhs300vhbgdpvszgdphb2zbsz2zbhbwcszwcln sizeroalev20141.06523.535.966.162372.9510.4410.3646.9442.608.975.9821.747.0941.6620151.06427.197.686.293929.917.939.3845.7041.188.585.8121.747.0941.5820161.07459.385.356.653227.7510.5411.3744.8639.908.275.5121.747.0741.5120171.07611.275.846.763673.558.6115.3843.5241.308.625.7921.747.0641.4220181.07593.0515.916.623605.8118.447.7041.8241.138.655.7621.747.0741.3420191.07588.0624.876.913753.479.0611.1741.7038.988.545.6821.737.1041.3220201.07576.6724.766.904383.11-5.202.7639.2037.808.305.5021.737.1341.2620211.071030.3953.596.455085.6615.1210.8237.9036.988.525.4721.737.1641.21均值1.06601.8618.066.593759.279.379.8742.6839.978.555.6921.717.2641.42标准误0.63174.2315.540.26740.436.483.382.941.810.200.171.267.4216.48最大值4.551030.3953.596.915085.6618.4415.3846.9442.608.975.9825.3846.05111.23最小值0.00427.195.356.162372.95-5.202.7637.9036.988.275.4717.97-38.547.94122023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济5 经验性结果与分析基于以上理论分析和变量选取，采用Stata15.1软件对相关数据进行检验。基于湖北省和深圳市两个碳试点，对碳价波动的影响因素和企业技术创新水平进行回归分析，并进行稳健型检验。5.1 主成分分析法构建技术创新指数鉴于单一指标测度的局限性，本文对创新水平进行综合考量，采用主成分分析法对企业研发支出总额、研发强度、资本化研发支出、研发人员数量、研发人员数量占比、研发费用同比增长率、专利权账面价值、无形资产净额、总资产、无形资产占总资产比值及政府补助等11个变量进行降维，测度衡量企业技术创新的综合性指标。KMO和Bartletts球形检验结果如表3所示。表3中变量KMO值为0.62，且Bartlett值在1%的显著性水平上显著，说明这些变量之间存在多重共线性，因此判定本文数据需要做主成分分析。各主成分特征值及累计贡献率如表4所示。表3 KMO和Bartletts球形检验结果检验方法KMO检验Bartletts球形检验指标KMO值2自由度P值检验结果0.622394.92280.00表4 各主成分特征值及累计贡献率成分12345678特征值3.37521.67101.21520.71170.45200.36800.14390.0630方差1.70420.45590.50350.25970.08400.22410.0809-占比（%）42.1920.8915.198.905.654.601.800.79累计贡献率（%）42.1963.0878.2787.1692.8197.4199.21100表4显示，前3个主成分技术创新指标体系特征值大于1，累计方差贡献率达到78%。因此，选择前3个因子代表原始变量，可以较好地反映企业技术综合创新水平。因子载荷矩阵如表5所示。由表5可知，主成分F1在研发支出总额、总资产、无形资产净额、研发人员数量和政府补助上的因子载荷远大于其他指标，主要反映的是综合盈利能力；主成分F2在研发强度和研发人员数量占比上的成分系数较大，主要反映创新能力；主成分F3在无形资产占比和无形资产净额上有较大因子载荷，主要反映创新潜力。根据因子载荷矩阵计算主成分得分：F=1/（1+2+3）F1+2/（1+2+3）F2+3/（1+2+3）F3=0.4219 F1+0.2089 F2+0.1519 F3。132023.01FORESTRY ECONOMICS生态经济表5 因子载荷矩阵变量研发支出总额研发强