清洁发展机制(CDM)对中国企业经营绩效影响的实证检验

张 雯，徐晓东

(上海交通大学安泰经济与管理学院，上海 200030)

1 引言

全球气候变暖对人类的生存发展构成了极大威胁，不仅破坏自然生态平衡，也造成巨大的经济损失[1]。各国都在努力加强国际交流与合作以应对这一全球性难题。1997年《京都议定书》，提出了以二氧化碳排放权为主的碳减排机制，主要有三种：清洁发展机制(CDM)、联合履行机制(JI)和国际排放贸易机制(ET)。其中，CDM是指允许承担减排义务的发达国家通过在发展中国家投资减排项目，获得“核证减排量(CERs)”以完成减排任务[2]，同时发展中国家出售CERs 获得碳交易收入，CDM实现了合作双方的共赢。

清洁发展机制(CDM)作为最具代表性的合作减排机制，是企业发展清洁生产、参与碳交易市场的重要途径。自该机制诞生以来，经历了2008-2012年的高速增长，但却逐渐暴露出后劲乏力的问题。CDM项目前期在国内的迅速发展主要依赖于政府的政策引导，多数企业开发CDM项目或是迫于政策压力、或是为获取专项补贴，真正积极主动参与的并不多。这就导致随着《京都议定书》到期，政策引导力减弱，CDM参与度立刻大幅回落。可见仅仅依靠政府的强制力推广合作减排机制是难以为继的，要推动趋势性的绿色清洁生产必须要真正调动企业的积极性和主动性。而实现这一目标最有效的方法就是加深企业对于CDM的认识，揭示CDM项目在环境绩效以外的潜在商业价值。

事实上，清洁发展机制(CDM)实际价值并不仅局限于减少温室气体排放，它在帮助业主企业创造环境绩效、获得减排额(CERs)交易收入的同时，还带来了巨大的附加价值。这些附加价值可能体现在两方面：首先是对于企业出口业务的推动。作为联合国主导和大力推进的减排机制，兼有严苛的审核制度保障，参与CDM项目提升企业形象和国际市场认可度，推动企业出口业务发展。其次是对于企业生产效率的提高。要实现节能减排，企业要对原有设备和落后的生产工艺进行更新换代和改造升级，从而提高能效、减少耗用。新技术和新设备能够显著降低企业的生产成本率。

然而上述潜在的商业价值还缺少实证研究的支撑。目前针对CDM的研究主要集中在宏观层面。Xie Huiming等[3]利用2007-2011的中国CDM项目数据讨论了CDM项目核发的潜在因素，发现项目的减排潜力和减排成本有效性是决定CDM项目是否批准的关键，另外，一些其他因素，包括销售电价、核证减排量、发电能力和装机容量，都对每个项目的评审结果产生重大影响。Koo[4]把2016年以前的2717个注册成功的水电项目作为样本，研究了水电项目可以成功通过CDM项目审核的主要驱动因素，结果显示，水电项目的装机容量和预期的碳信用额是影响注册的主要因素，而不是财务要求或技术壁垒。在CDM项目的节能减排贡献方面，各国学者也进行了较多研究。崔连标等[5]基于省际排放权交易模型验证碳排放权交易机制的成本节约效应，发现碳交易市场能够节约减排成本4%-23%。Huang Yongfu和Barker[6]利用1993年至2009年期间80个符合条件的CDM项目的动态面板数据，对CDM的碳减排贡献进行了研究。结果发现，清洁发展机制对二氧化碳减排有显著的影响，从长远看来，东道国碳排放下降是可以预期的，且该机制可以促进国家的低碳发展。Zainuddin等[7]通过搜集马来西亚能源、农业和林业部门91家公司实施清洁发展机制项目的数据，利用部分最小二乘法对实施CDM项目的关键性影响因素进行了分析。结果表明，环境法规、竞争力和财政效益对清洁发展机制的实施具有积极影响。此外，发现CDM项目的实施对国家的经济效益也产生了显著的影响，从侧面说明实施CDM的必要性与重要性。

通过上述的分析可以看出，CDM的相关研究多侧重于国家、地区CDM项目核发的影响因素以及其对全球气候减缓的影响等问题，而从微观角度出发研究CDM项目对企业具体影响的文献数量相对较少。Zhao Zhenyu等[8]使用2010年的27个风电项目的数据，构建了净现值模型，分析清洁发展机制对风电成本的影响。发现清洁发展机制，静态投资和年度风力发电，是促进我国风电发展的最重要因素。贺胜兵等[9]选择火电、钢铁、水泥三个行业的上市公司CDM项目，分析清洁发展机制对于企业绩效的影响。结果显示，不同行业存在明显的差异性，实施CDM项目显著提高了火电企业和水泥企业的经营绩效，但会导致钢铁企业绩效显著恶化。Zhang Bin等[10]从股东价值效应的角度出发，采用时间分析方法研究了股东对是否实施清洁发展机制项目的计划是否敏感以及关键影响因素。实证结果显示，CDM项目有利于股东价值且预期的CER信贷是股东价值增长的主要动力。何华等[11]研究碳限额、碳交易和绿色技术投入对企业最优定价的影响，提出在碳限额与交易政策下，适当的绿色技术投入能够增加生产企业期望利润。还有部分研究围绕企业参与碳交易的行为策略展开。柏庆国和徐贤浩[12]试图识别碳限额与交易政策下零售商最优订购策略，以实现高利润和低排放的双赢结果。程发新和邵世玲[13]以主动减排创新的企业为研究对象，提出企业最优减排投入取决于减排效果系数、减排收益系数与碳排放交易下政府超额补贴系数。

上述从微观企业角度入手的研究也仅仅关注了CDM项目对于企业最终绩效指标的影响，并没有具体到企业的生产经营环节深入剖析CDM项目的影响。这就导致企业管理者对于CDM的认知局限于它的环境效益和减排额交易收入，或者是只能看到最终的输出指标，而对中间的作用过程知之甚少。换言之，CDM项目潜在的商业价值被掩盖了，这不仅不利于调动企业参与的积极性，也不利于引导企业管理者对其附加价值进行有效的开发利用。因此，本文的研究目的就是要填补这一认知空缺，利用项目数据和财务数据实证检验CDM项目对于企业生产经营过程的具体影响，重点关注对企业出口比例和生产成本率的影响，试图为CDM项目的附加商业价值提供证据支持，以推动合作减排机制在新时期的发展普及，同时也为企业合理有效的开发利用节能减排项目提供正确的指引。

2 研究假设与设计

2.1 研究对象

本文的研究对象为2006-2015年间参与开发CDM项目的国内企业选取国内企业为研究对象，首先是考虑到中国在整个CDM框架中举足轻重的地位：根据中国清洁发展机制官网的统计：截止2017年2月，国内CDM项目注册3807个，签发1539个，注册量和签发量分别占全球CDM项目的48%和58%，是CDM项目的第一大参与方。因此，基于国内企业进行CDM项目的研究能够保证研究对象和研究结论具有较好的代表性。

其次是考虑到数据的充足性和研究的可行性。国内的CDM项目起步于2006年，经过十余年的发展已经积累了足够的经验数据，可用于检验开发节能减排项目对企业的具体影响，加深我们对于合作减排机制的认知。

2.2 研究假设

逆全球化的趋势不断蔓延，加剧了贸易保护主义的升温。WTO统计数据显示，自2010年年中至2016年末，全球新出台的贸易限制措施从381项激增至1263项，技术性贸易壁垒(TBT)，尤其是绿色贸易壁垒已经取代反倾销措施成为限制出口企业的第一大非关税壁垒[14]。然而，绿色贸易壁垒对出口企业而言是挑战但更是机遇：它使得绿色环保企业相较于高能耗高污染的企业具有明显的相对优势，这一优势主要体现在企业的绿色竞争力上。对企业的“绿色竞争力”有很多文献进行了论述：有学者提出企业对环境管理的投资能够提升企业形象，扩大市场份额[15]。Chen Yushan和Chang Chinghsun[16]认为严格的国际环保条例和不断强化的消费者环保意识能够强化企业的绿色竞争力。CDM作为三大灵活减排机制之一，得到联合国气候框架条约200多个缔约方的认可。其严格的审查机制也为企业节能减排的有效性提供了强有力的保障。据此，我们推测加入CDM能够提升企业的国际声誉和认可度，减轻绿色贸易壁垒的限制，推动企业出口业务的发展。因此，本文提出假设一：开发CDM项目能显著提高企业的出口比例。

除了推动企业出口业务外，开发CDM项目对于企业生产成本率的潜在影响也是不可忽视的。根据波特环境假说的观点[17]，企业生产的高污染、高能耗实际上是资源浪费和无效运用的表现，合理设计的环境规制和环保标准能够通过激发创新、促进技术进步，提高企业对于资源的利用率。CDM项目对生产成本率的降低是体现在多个方面：第一，生产工艺改进和设备升级带来的原材料利用率提高，耗损率降低；第二，废料、余热再利用，附属品开发、深加工；第三，自动化生产减少人力投入，单位产出消耗的工时降低；第四，新能源、清洁能源的使用相较传统的化石燃料具有更高的能效，而且极大减少污染物排放，节约了污染物处理费用。

进一步看，CDM项目是由发达国家和发展中国家合作发起的，来自发达国家的资金和技术支持能够保证项目更顺利地开展实施，极大地提高项目成功的概率。因此，本文推测CDM项目的实施能够帮助企业提高生产效率，降低生产成本率。基于此，本文的第二个假设如下：CDM项目正式投产后能够有效降低企业的生产成本率。

2.3 指标选取

(1)企业出口指标

本文以出口比例作为衡量企业出口业务发展情况的指标，出口比例是指企业出口收入占总营业收入的比重。企业海外业务顺利拓展，出口收入增加，占比有望提升。同时选用出口比例这一相对指标也方便不同企业间的横向比较。

(2)企业生产成本指标

表1详细介绍了本文选取的两个成本指标。本文采用生产成本率(COST1)和扣除折旧摊销费用后的生产成本率(COST2)来衡量企业的生产效率。生产成本率(COST1)即企业营业成本和营业收入的比值，主要包含材料费用、人工成本和制造费用。一般而言，CDM项目实施意味着企业将进行设备更新、技术升级，生产效率将得到极大提升，具体表现为材料利用率提高、人力需求减少，能耗、残次品率降低，体现到成本项上则表现为材料费用、人工成本和制造费用减少，生产成本率(COST1)下降。COST2在COST1的基础上扣除了折旧摊销费用，在CDM项目实施初期，企业会投入大量资本购置新设备，引入新技术，同时还要处置和改造原有生产设备。因此短期内折旧摊销费用很可能会大幅上升，甚至抵消生产效率提高带来的成本节约。为了剔除这部分影响，更清晰的展现生产效率变化，本文还会以COST2作为被解释变量进行二次检验。

(3)解释变量

本文在检验CDM项目对企业出口比例影响时用到的解释变量为二元指示变量CDM1，2012年之前取值0，2012年(含)之后取值1。2012年是CDM项目井喷的一年，注册项目数量达到峰值，截至12年年底的累计注册数量更是超过了总数的90%。CDM项目对企业出口的推动程度取决于项目的国际影响力和知名度。鉴于CDM在2012年出现空前的热度，而此前的发展一直不温不火，因此，本文认为自2012年起CDM项目对企业出口的利好才得以体现。

表1 成本指标含义说明

本文在检验CDM项目对企业生产成本率影响时用到的解释变量为二元指示变量CDM2。以项目成功注册当年为T年，T+2年开始CDM2取值为1，此前取值0。企业生产成本率的实际降低发生于CDM项目正式开始运营后，由于每个项目投产时点不能准确获知，对此进行简单估算：一般项目成功注册后就投入建设，平均建设期大致在1-2年，项目建成后方可投产，因此，具体在研究设计中我们选用CDM项目注册的T+2年作为分界线，检验前后差异。

(4)控制变量

参照以往的研究成果，在考察绿色创新对企业经营效益情况的影响关系时，除了公司规模、资产负债率等反映公司经营的基本指标以外，本文还引入了年度和行业虚拟变量作为控制变量。各变量的具体含义及计算方法见表2。

表2 变量含义与计算方法

2.4 数据来源

本文研究采用的数据主要来源有两个：一是来自于国家发改委应对气候变化司提供的CDM项目数据库。本文利用2006至2015年间国内全部获批准的CDM项目数据，共计5074个，项目信息主要包括项目名称、减排类型、项目业主、国外合作方、注册时间和估计年减排量。基于项目业主信息进行整理：相同业主合并，业主为子公司、分公司、分厂、分站的均并入母公司(主要依据是母公司年报中披露的参股控股信息)。在整合结果的基础上，逐一筛选出财务信息公开的公司(主要是上市公司和曾经公开发行债券的公司)。最终共得到符合标准的公司91家。二是企业生产经营情况的相关数据，出口收入来自符合标准公司的企业年报，按照利润表附注中分地区营业收入金额整理：除中国大陆以外其他地区收入加总计入出口收入。其余财务数据来自于WIND数据库，部分公司较早年度少量数据缺失通过查阅公司年报及相关公告补齐(如公司属性、第一大股东持股比例等信息)。

3 模型构建与方法

3.1 初步统计分析

在2006-2015年期间，在CDM项目数据库中一共检测到91个获批CDM项目的公司。在上述91个样本的基础上，为了保证研究结论的可靠性，本研究依次排除了ST股类公司样本(3个)、H股上市公司(1个)和核心变量数据缺失样本(1个)后，最终共得到86家作为研究对象。其中，其中涉及出口业务的企业共46家；CDM项目成功注册的共有64家。另外，我们分别为这两组数据匹配等量的对照组，筛选标准为同一细分行业规模最接近的公司，最终得到检验假设一的92(46*2)家样本和检验假设二的128(64*2)家样本。每家公司选用2006-2015年10年的数据，部分样本在某些年份数据缺失，故实证检验中实际所用数据量具体见表中标注。

首先对本文的观测变量进行均值和中位数差异分析，其中均值比较采用T检验，中位数比较采用Z检验。结果如表3所示：

表3 观测变量均值(中位数)差异分析

注：***，**，*分别表示在0.01，0.05，0.1的范围内显著

在2012年(CDM项目大年)之后企业出口比例明显提升，均值和中位数差异均在10%的水平上显著。为了进一步验证CDM与企业出口比例的相关性，证明企业出口比例在2012年之后的提升确实部分归因于CDM项目，而不是完全源于宏观经济、政策等非CDM因素，本文之后还会结合简单线性回归和双重差分回归进行分析。

此外，均值、中位数差异检验的结果显示生产成本率在CDM项目投产后有所抬升，并且COST1的均值和中位数差异均在5%的水平上显著。生产成本率指标在CDM项目投产后反而出现了恶化，与之前的预期相悖，这种情况可能是因为不同行业实施CDM的效果不尽相同，本文接下来将对生产成本率指标进行分行业统计。

3.2 分行业统计分析

前文基于全样本进行均值(中位数)差异分析显示生产成本率在CDM项目投产后不降反升，考虑到不同行业实施CDM的效果可能存在差异，故对生产成本率指标进行分行业统计，如表4所示。

从表4中可以直观的感受到各行业企业在CDM项目投产前后生产成本率水平的变化。与预期不同，在CDM项目投产后，并非所有行业的生产成本率都降低了，有些行业甚至不降反升。在15个行业中，有7个行业在CDM项目投产后，平均成本率水平出现下降，分别是火电、水电、新能源发电、基础建设、水泥、啤酒和环保。而其余8个行业的平均成本率反而提高了，包括钢铁、煤炭、化工、造纸、通信设备等。不同行业在实施CDM项目后，生产成本率的变动方向出现分化，说明CDM项目的实施在有的企业起到了降低生产成本率的正面作用，而在有的企业则起到负面作用。本文选取上述生产成本率下降的7个行业构建子样本，在全样本的回归分析后，将对子样本进行分析。

3.3 相关性检验

在进行回归分析之前，先对模型中的变量进行Spearman相关分析，检验本文两个假设所用变量的相关系数表分别列示于表5中。Panel A为检验假设一所涉及变量的相关系数表，变量EXPORT与CDM的相关系数显著为正，符合预期；Panel B为检验假设二所涉及变量的相关系数表，变量COST1和COST2与CDM的相关系数均不显著，与预期的两者显著负相关不符。部分控制变量之间呈现显著相关性，但相关系数普遍很小，后续回归分析中会通过计算方差膨胀因子检验多重共线性的问题。

表4 CDM项目投产前后生产成本率水平分行业统计

注：为节约篇幅，表中只显示主要行业统计结果，省略了部分样本量排名靠后的行业，包括：电力设备、基础建设、畜禽养殖、啤酒、石油、通信设备和环保。

表5 CDM对中国企业经营绩效影响模型的Spearman相关性分析

注：***，**，*分别表示在0.01，0.05，0.1的范围内显著

3.4 模型构建

首先为了验证假设一，构建了如下两个模型：

EXPORT=α0+α1CDM1+α2∑CONTROL+ε

(1)

EXPORT=α0+α1CDM1+α2G+α3CDM1×G+α4∑CONTROL+ε

(2)

(1)式为简单的线性回归模型，被解释变量EXPORT为企业出口比例。解释变量为CDM1。如果CDM1系数显著为正则说明企业出口比例在2012年后显著上升，考虑到2012年是CDM项目大年，这很有可能是出口比例提升的关键原因。控制变量包括企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、企业性质(STATE)、第一大股东持股比例(FIRSH)和营收同比增长率(MGR)。前三个控制变量反映企业基本特征，FIRSH用于控制企业管理因素，MGR则体现企业的成长能力。之所以选取以上控制变量，是因为开拓海外市场属于企业战略层面的决策，与企业的属性、管理风格、经营状况息息相关。比如股权集中度更高的公司股东更有动力督促管理层拓展海外业务，规模更大的企业更加有实力进军海外市场等。本式中的控制变量还包括年度虚拟变量和行业虚拟变量。前者是因为不同年度的特殊经济背景可能会导致出口收入产生明显波动，后者是因为不同行业商业模式差异也会导致出口业务上存在较大差异，故引入这两个虚拟变量以对这些特殊因素进行控制。

为了排除其他可能会导致企业出口比例增长的因素，比如宏观经济因素、行业周期因素，或者其他政策因素，以证实CDM项目对企业出口比例增长的贡献，本文构建了模型(2)，模型(2)是一个双重差分模型(difference-in-differences model，简写为DID模型)，在(1)式的基础上加入了分组变量G，以及交乘项CDM1*G，G用于区分控制组与对照组，交乘项则是为了检验参与CDM项目后，业主企业出口比例提升的幅度是否超过未参加CDM的企业出口比例的增幅。如果是非CDM项目的因素导致企业在2012年前后出口比例出现显著上升，那么控制组与对照组的观测变量增幅应当大致相同，不会存在明显的差异，但是如果双重差分检验结果显示CDM1*G的系数显著为正，即控制组的EXPORT增幅相对于对照组而言明显更高，那么就能够证明是CDM因素在发挥作用。

为了验证假设二，本文构建了如下两个模型：

COST=β0+β1CDM2+β2∑CONTROL+ε

(3)

COST=β0+β1CDM2+β2G+β3CDM2×G+β4∑CONTROL+ε

(4)

同样首先是一个简单的线性回归模型，模型(3)中的被解释变量是企业的生产成本率，具体的是采用生产成本率(COST1)和扣除折旧摊销费用后的生产成本率(COST2)两个指标来衡量。模型(3)中的解释变量CDM2，即CDM项目是否投产，具体定义如前所述。如果CDM2的系数显著为负，则说明CDM项目投产后企业生产成本率显著降低。(3)式中采用的控制变量与(1)式基本一致，包含SIZE、LEV、STATE、LIST、FIRSH和MGR。引入LEV是考虑到债务人对公司治理的监督影响，以及负债规模变动直接影响利息支出，债务负担过重可能会促使企业设法压缩生产成本以保证盈利水平，同时部分资本化的财务费用还会直接影响生产成本；FIRSH衡量股权集中度，一般而言，股权集中度越高，大股东越有动力监督管理层行为，督促管理层提升公司业绩，包括提高生产效率、降低生产成本率；最后是MGR，营业总收入快速增长可能带来固定生产成本的摊薄，生产成本率降低。此外，与(1)式类似，(3)式中同样对年度虚拟变量和行业虚拟变量进行了控制。在不同年份，受宏观经济背景以及行业周期的影响，生产成本率可能会出现明显波动；而不同行业企业的生产成本率也表现出明显的行业特性。

检验假设二同样用到了双重差分法，构造模型(4)进行二次回归。模型(4)是一个双重差分回归模型，在(3)式的基础上加入了分组变量G，以及交乘项CDM2*G，同样的，分组变量G是一个二元指示变量，用于区分控制组和对照组。控制组为成功注册并已经开始运营CDM项目的公司，对照组则是没有参与CDM项目的可比公司，通过引入交乘项排除CDM项目以外的可能导致企业生产成本率降低的因素，如果回归结果显示CDM2*G的系数显著为负，即控制组生产成本率的降幅显著超过对照组的生产成本率降幅，那么我们有理由相信是CDM项目在发挥作用。

4 结果分析

4.1 全样本回归结果与分析

表6展示了基于全样本对假设一和假设二进行检验的结果，第一列为模型(1)的回归结果。模型(1)在0.01的显著性水平下通过了显著性检验，对模型方差膨胀因子(vif)进行检验，平均VIF为2.22，且各变量的方差膨胀因子均小于7，说明模型不存在多重共线性。结果显示解释变量CDM1与被解释变量EXPORT在5%的水平上显著正相关，并且CDM1的系数为0.0394，意味着企业参与CDM项目后，出口比例将提升3.94%。考虑到描述性统计中全样本的EXPORT平均水平在6.8%，中位数水平在2.2%，约四个百分点的升幅是相当可观的。这初步印证了假设一，即企业参加CDM项目后，出口比例会有显著的提升。

简单线性回归结果显示EXPORT与CDM1显著正相关，但还不能确定出口比例的提升是由CDM项目贡献的，为了证实参与CDM项目确实能够对出口比例产生正面影响，本文还使用双重差分模型进行二次检验。

表6的第二列是模型(2)的回归结果，在模型(1)的基础上引入了CDM1与G的交乘项，采用双重差分法检验CDM项目对企业出口比例的影响。模型(2)在0.01的显著性水平下通过了显著性检验，平均VIF为2.03，且各变量的方差膨胀因子均小于7，说明模型不存在多重共线性。可以看到，CDM1*G项的系数在5%的水平上显著为正，说明企业参与CDM项目能够带来出口比例的超额提升。相较于未参与CDM项目的企业而言，参与CDM项目的企业在2011年之后出口比例将多增2.3%。这进一步印证了假设一，即参与CDM项目有助于拓展出口业务，提高企业出口比例。

表6 全样本回归：CDM项目对出口比例、生产成本率的影响

注：括号内为t值;***，**，*分别表示在0.01，0.05，0.1的范围内显著

表6的第三、四列均为模型(3)的回归结果，即基于全样本对假设二进行检验，分别以COST1和COST2为被解释变量，解释变量均为CDM2。模型(3)在0.01的显著性水平下通过了显著性检验，平均VIF为2.47，且各变量的方差膨胀因子均小于6，说明模型不存在多重共线性。从变量的回归系数看，无论是以COST1还是COST2为被解释变量，CDM2的系数均为负，但均不显著。CDM项目投产后企业的生产成本率并没有出现显著下降，这与预期不符，假设二没有得到印证。

4.2 子样本回归结果与分析

基于全样本的回归分析未证实CDM变量与生产成本率的相关性，我们推测这是由行业间的差异导致的。根据分行业描述性统计的结果，CDM项目投产后生产成本率降低的行业有电力、环保和建材等，故将上述行业筛选出来，构建子样本检验假设二。

表7的前两列是使用模型(3)对子样本进行简单线性回归的结果，第一、二列分别以COST1和COST2为被解释变量，解释变量均为CDM2。模型(3)在0.01的显著性水平上通过了显著性检验，平均VIF为2.14，且各变量的方差膨胀因子均小于4，说明模型不存在多重共线性。具体看解释变量，CDM2与COST1在0.05的水平上显著负相关，CDM2与COST2在0.01的水平上显著负相关。证明了CDM项目正式投产后能够有效降低企业的生产成本率水平。并且即使是在未剔除折旧摊销项目的情况下，COST1指标依然显著降低，进一步表明CDM项目对于企业生产效率的提升是相当可观的，其带来的生产成本节约效应完全可以超额覆盖短期内大量资本投入造成的折旧摊销费用增加。在剔除了折旧摊销费用的影响后，COST2指标显著性进一步提升，系数绝对值也接近翻倍，这就更清晰的展示了CDM项目对生产效率的提升作用，完全符合前述的分析与推测，假设二得到初步印证。

表7 子样本回归：CDM对生产成本率的影响

注：括号内为t值;***，**，*分别表示在0.01，0.05，0.1的范围内显著

类似的，为了增强结果的有效性，我们还利用双重差分模型对假设二进行再次验证。表7的第三列和第四列为使用模型(4)对子样本进行回归的结果，分别以COST1和COST2为被解释变量，解释变量新增了分组变量G和交乘项CDM2*G。模型(4)在0.01的显著性水平上通过了显著性检验，平均VIF为2.45，且各变量的方差膨胀因子均小于4，说明模型不存在多重共线性。第三列中交乘项CDM2*G的系数在0.01的水平上显著为负，说明对比控制组和对照组在CDM项目投产后COST1指标的变动，前者比后者显著多减5.3个百分点。第四列中交乘项CDM2*G的系数在0.01的水平上显著为负，系数的绝对值从第一列的0.053增至0.082，再次印证CDM项目能够给企业带来超过行业平均水平的生产成本节约效应，如果不考虑短期内折旧摊销费用的增加，这一效应将更加显著，降幅也更大。

4.3 实证分析

(1)CDM对企业出口比例的影响

基于全样本的实证检验表明出口比例与CDM变量显著正相关，即在2012年(CDM项目大年)之后企业出口比例有了显著提高，我们推测CDM项目对于这一变化有重要贡献。为了更加准确的检验CDM项目对企业出口比例提升的作用，本文构建DID模型进行二次检验，双重差分回归结果显示开发CDM项目的企业在2012年后出口比例的提升显著高于未参与CDM的企业，进一步证实了CDM项目对企业出口的推动作用，即参与开发CDM项目可以使企业在发展出口业务时比竞争对手拥有更多优势。这主要得益于CDM项目的“绿色标签”效应，开发CDM项目象征着企业清洁生产的承诺和节能减排的能力，这让企业在国际市场上更受欢迎。

全样本的实证结果支持CDM项目对出口比例的提升作用，意味着不同于CDM对生产成本率的影响，CDM项目对于出口的影响在不同行业间并不存在着明显分化。总体来看，目前参与CDM项目的企业不论属于何种行业，均可受益于CDM对出口的推动。但如果具体到受益程度，行业虚拟变量的回归结果表明钢铁、化工、电气设备、造纸等行业的出口比例提升幅度相对更高，水泥和电力行业提升幅度则相对更低。

由于发展出口和是否参与CDM都是管理层自主决定的，因此可能引起关于自选择的质疑。为排除这种可能，我们深入分析了企业开发CDM项目的动机，以识别这两类决策(项目开发决策和出口业务决策)之间是否存在某种关联性。主要总结出了三点动因：a. 政策引导，地方政府会积极动员和组织高污染高能耗的企业开发CDM项目；b. 优惠条件吸引，开发CDM项目能够享受税收减免、优惠贷款或资金捐赠；c. 项目适应性，开发CDM的企业表现出了较明显的行业和地域集中性，行业分布上主要集中于电力、钢铁、煤炭、水泥、造纸等高污染高能耗行业。地域分布上主要集中于西北部和西南部等风力或水力资源丰富地区。现有CDM项目类型决定上述行业和地区的企业项目的适应性更高。但显然上述三点动因并不必然同时影响企业出口或生产成本，故一定程度上排除了自选择的假设。

(2)CDM对企业生产成本率的影响

与原假设不同，并非所有开发CDM项目的企业在项目正式投产后生产成本率都出现了显著的降低，CDM对企业生产成本率的影响在不同行业之间出现了显著分化。这就导致基于全样本的检验未能显示企业生产成本率与CDM2变量的相关性。为了更好地验证CDM项目的成本节约效应，并揭示不同行业之间的差异，我们依据分行业描述统计结果对全样本进行了筛选和分类，构建子样本再次检验。基于子样本的实证分析验证了CDM项目降低生产成本率的作用，也证实了CDM项目实施效果存在较大行业差异，仅部分行业企业在CDM项目投产后能够降低生产成本率。具体而言，CDM项目正式投产后生产成本率显著降低的行业包括：火电、水电、新能源发电、环保、水泥、建材、啤酒。其余行业如钢铁、煤炭、化工、造纸等则无法从中受益甚至受到负面影响。

根据分析，本文认为行业间差异的产生可能有以下几点原因：首先是项目类型。根据对现有CDM项目类型的统计，以“新能源和可再生能源”和“节能和提高能效”为代表的主流项目占比接近90%，占绝对主导地位。高参与度、活跃度意味着项目模式更加成熟，企业有更多的实施案例可供借鉴，开发该类项目的成功率也会更高。我们选取的子样本公司开发的CDM项目全部集中于这两大项目类型，因此有更大的概率能够从项目实施中获益。其次是行业特质。排除在子样本外的行业如钢铁、煤炭、造纸等，在本文的样本时间区间内企业经营状况和财务指标均表现不佳。本文对重点绩效指标行业平均水平进行了对比分析，考察盈利水平使用销售利润率、EBITDA率，流动性使用CFO与营业收入比值，负债水平使用流动负债权益比。我们发现非子样本行业相对于子样本公司而言，具备以下明显劣势：盈利水平更低、流动性更弱、负债水平更高。考虑到实施CDM项目短期会给企业带来巨大资本投入，且项目周期较长，成本回收较慢，因此财务状况不佳的企业很有可能在项目实施后出现成本率的不降反升的情况。

5 结语

本文以出口比例、生产成本率作为切入点，剖析CDM项目对企业的具体影响。先后采用全样本和子样本，结合简单线性回归和双重差分回归进行实证检验。基于全样本的检验结果证实CDM项目能够提升企业出口比例，但并没有发现CDM项目与企业生产成本率的相关性。对子样本检验证实CDM项目投产能够有效降低企业的生产成本率。对于此我们认为可能的原因包括：子样本公司参与项目均为主流项目，模式成熟、成功率高；非子样本公司经营绩效不佳(盈利水平较低、流动性较差、负债水平偏高)，项目开发的高额投入可能加重企业的负担。

总的来看，本文揭示了CDM项目对企业的诸多利好。首先体现在对企业出口业务发展的推动作用上，参与CDM项目能够提升企业在国际市场上的竞争力，为企业开拓海外市场、发展出口业务提供助力。其次，对于电力、水泥、建材等行业的企业，CDM项目正式投产后还能够显著降低生产成本率，上述企业的共性包括：均参与开发主流CDM项目、企业经营状况和财务指标良好。

上述结论对企业的启发意义在于：第一，对于有意图开拓海外市场、提高出口业务收入的企业而言，参与CDM或类似的合作减排机制将带来很大帮助；第二，对于有经济实力完成项目开发前期大量资本投入的企业而言，选择参与主流的CDM项目能在获得减排额交易收入的同时实现生产成本率的降低；第三，要争取最大化CDM项目对生产效率的提升作用，充分利用先进的技术、设备和工艺降低生产成本率。对于政府和主管机构的启示在于：第一，加大对于CDM项目潜在商业价值的宣传力度，鼓励更多的企业参与CDM或是开发类似的节能减排项目；第二，对于非主流的CDM项目要积极培养试点，积累成功经验，推动模式发展成熟；第三，对于亟待绿色转型但流动性欠佳的企业适当予以补贴，支持其开发CDM项目发展清洁生产。