国有企业混合所有制改革的碳减排效应及其机制分析

孙博文 张政

摘   要：基于中国工业企业污染数据库与中国工业企业数据库匹配数据，采用基于倾向得分匹配的多期DID方法对国企混改的碳减排效应、结论异质性及微观机制进行讨论。研究发现：国有企业混合所有制改革具有显著的碳减排效应，与对照组相比，国企混改样本平均处理效应为-6.4%，在缓解内生性问题及进行一系列稳健性检验后结论仍然成立。采用三重差分法（DDD）检验了研究结论异质性特征，发现国企混改的碳减排效应在国企参股企业、清洁生产行业、低行业集中度水平和出口企业中更显著。微观机制方面，对技术进步、能源效率提升、能源结构清洁化三条机制渠道进行了检验，发现能源效率提升是国企混改碳减排效应的最重要機制渠道，企业能源效率改善所带来的碳减排间接效应占碳减排总效应的62.96%;但国企混改未能通过促进企业能源结构清洁化这一渠道显著促进碳减排;由于技术减排效应弱于能源回弹效应，国企混改也未能通过技术进步渠道促进碳减排。为此，应持续深入推动国有企业混合所有制改革，探索建立重点行业国企混改与节能减排政策协同机制，重视国企混改绩效多重异质性特征，提高企业能源利用效率，促进能源结构清洁化。

关键词：国有企业混合所有制改革;碳减排;国有企业改革

中图分类号：F271   文献标识码：A   文章编号：1003-7543（2021）07-0075-16

持续深化国有企业混合所有制改革（以下简称“国企混改”），发展混合所有制经济，是新时代构建高水平社会主义市场经济体制的应有之义。通过混合所有制改革将非国有资本，尤其是民营资本引入国有企业，对于国企构建现代企业治理结构、完善激励机制、缓解委托代理问题具有重要促进作用，不仅可以优化企业内部治理结构、改善会计信息质量，提高企业资本配置效率[1]，而且有助于降低企业的政策性负担和社会负担，提高企业创新效率和经营绩效。在生态文明建设以及经济社会全面绿色转型背景下，国有企业应当在生态文明建设中作出表率，并将环境公共品的保障和供给作为其深化改革的目标约束。

从既有研究来看，国企混改的绩效评估大都关注治理结构优化、经营绩效改善、宏观资源高效配置等目标的实现，尚未发现对国企混改环境绩效的评估研究。事实上，对于国企的价值和绩效判断，不能仅关注其微观财务效率、技术效率、创新效率和全要素生产率等经济指标，还要考虑到国有企业所承担的其他社会功能，如经济辐射、区域协调、政策承担、社会保障与生态治理等，否则就会容易造成“国企低效”的错误判断。在我国提出2030年实现碳达峰以及2060年之前实现碳中和的战略目标下，系统评估国企混改碳减排效应具有重要的理论和现实意义。本文首次利用中国工业企业污染数据库，采用PSM-DID方法对国企混改碳减排效应进行系统评估，并对国企混改影响碳减排的异质性特征以及微观机制进行实证检验。

一、相关文献述评及机制假说

本文首次将国企混改与碳减排目标实现结合起来进行研究。在重点梳理国企混改绩效评估与碳减排影响因素相关文献的基础上，对国企混改的碳减排效应以及微观机制进行逻辑探讨，并提出相应的命题假设。

（一）国企混改绩效评估研究与碳减排效应

由于信息不对称的存在，国有企业面临着委托代理下的激励机制不足、政治—经济—社会多元目标冲突以及预算软约束等一系列问题，扭曲了国有企业的微观行为，导致企业资金配置与经营低效[2]。在此背景下，持续深化国企混改，通过积极引入非国有资本参与国企治理，不断完善监督和激励机制，实现国企生产中的剩余索取权与剩余控制权匹配，是解决国企面临的一系列委托代理问题的重要制度创新[3-4]。混合所有制是指在同一经济组织中，不同的产权主体因多元投资、互相融合而形成的新的产权配置结构和经济形式，在微观层面体现为企业产权主体的多元化，宏观层面则表现为一个国家或地区所有制结构的非单一性，国企混改通常指的是后者[5]。已有诸多研究在理论与政策层面证实，积极推进国企混改，引入非国有资本投资者以参与股权投资方式重组国有企业，有助于构建高效的激励机制和监管体系，提高公司治理水平[6]，平衡国有企业社会福利与经济利润目标，降低国企的社会性负担和政策性负担[7]，提高企业的生产效率[8]、全要素生产率[9]、企业利润率[10]，改善社会福利[11]，对于实现国有企业经济社会目标具有重要促进作用。

关于碳排放影响因素的相关研究主要分为两支：一支关注促进碳排放的相关因素。研究表明，经济发展与贸易增长使得中国付出了较大的能源环境代价[12]。此外，传统粗放式的发展模式、化石能源主导下的能源消费结构、技术进步回弹效应、环境规制政策执行不完全等都是影响我国二氧化碳排放的重要因素[13]。另一支关注促进碳减排的影响因素。学术界已达成普遍共识，即能源结构优化、能源效率提升以及技术进步、全要素生产率改进等因素是促进二氧化碳减排的重要驱动因素[14-16]。但总结来看，已有的研究主要集中在宏观层面和行业层面。根据Kaya恒等式、对数平均Divisia指数以及基于生产理论的分解方法，碳排放驱动因素可分解为技术进步、效率提升、能源结构变动、要素替代和经济结构变动五个部分。杨丽莎等在相关综合分析框架的基础上，从数量上明确了技术进步在二氧化碳减排中的关键性作用，但中国以煤为主的消费结构在短时间内难以改变这一事实，导致能源效率偏低以及清洁能源利用不足，最终使得能源结构调整、效率提升以及产业结构调整等因素未能表现出显著的碳减排效应[17]。类似地，徐斌等利用中国1979—2016年宏观数据发现，清洁能源利用不存在减少中国二氧化碳排放的线性关系，这一结论与区域异质性密切相关，因为清洁能源的利用对东中西部地区的碳减排存在显著的非线性关系，分别呈现典型的“M型”、平缓正“U型”以及“U”型非线性结构，地方能源禀赋、经济结构、能源利用效率都是导致不同地区碳减排模式差异的重要影响因素[18]。

近年来，对碳排放影响因素的分析主要集中在宏观层面与行业层面，由于微观层面企业能源利用和污染排放数据的缺失，鲜有学者关注企业碳减排的影响机制。就微观层面而言，国企混改很可能通过引入激励机制以及优化企业内部治理结构，推动企业技术进步、能源结构清洁化以及能源效率提升等，促进碳减排。基于此，提出如下假设：

假设1：国企混改具有显著的碳减排效应。

（二）国企混改影响碳减排的微观机制

第一，国企混改通过促进技术进步与全要素生产率提升实现碳减排。企业技术进步是实现企业碳减排的重要机制。魏巍贤、杨芳发现，技术进步（包括自主研发与技术引进）对我国二氧化碳减排具有显著的促进作用，但自主研发能力与技术引进形成互补优势的能力尚待提高。在此基础上，国企混改能够显著改善企业的管理效率、促进企业技术进步，进而提高企业的创新能力以及全要素生产率[19]。企业技术进步或全要素生产率提升可能是国企混改碳减排效应的重要机制渠道。但值得注意的是，由于回弹效应的存在，技术进步可能会引致更多的能源消费，从而增加二氧化碳的排放，这导致技术进步对二氧化碳的实际减排效果变得不确定，甚至表现出一定的碳排放促进效应。亦即，技术进步对碳排放的影响，取决于技术效率改善下碳减排效应和产出增长下回弹效应的综合，回弹效应可能会部分甚至完全抵消技术进步所带来的碳减排效应[17]。

第二，国企混改通过优化能源结构以及促进清洁能源利用实现碳减排。大力发展清洁能源有助于降低对高污染煤炭的依赖，促进二氧化碳减排，对产业结构升级、实现绿色高质量发展具有重要促进作用。除此之外，清洁能源的使用还有助于推动节能减排技術进步，尤其是加速资本和劳动供给，推动能源节约型技术进步，并进一步促进碳减排。国有企业是传统化石能源消耗大户，通过引入非国有资本与市场机制，能够进一步推动清洁能源利用促进企业碳减排。对于处于产业链上游的煤炭生产、石油天然气以及电力能源供应企业而言，在能源革命的大潮下，推动混合所有制改革以及引入多元化股权，有助于发挥市场机制的信息搜集和资源配置功能，推动相关能源行业发展与清洁能源相关的产业投资项目，帮助传统化石能源企业寻求新的清洁能源和新型能源产业发展方向。对于处于产业链下游的制造业企业而言，推动混合所有制改革有助于不断完善企业多元投资模式，缓解企业融资约束，提高企业对清洁能源利用的价格承受力，促进企业能源结构的清洁化转型。

第三，国企混改通过提高能源效率促进碳减排。由于中国在煤炭上的资源和价格优势，以煤为主的能源格局将在一段时间内长期存在，提高现有能源的利用效率可能是中国节能目标实现的关键途径。陈钊、陈乔伊利用中国工业企业污染微观数据发现，能源利用效率是减缓工业能耗增长的最重要因素[20]。国有企业具有显著的制度优势以及资源过度挤占特征，与私营企业相比，其表现出偏低的能源利用效率，并且在微观层面，有研究证实国有企业更倾向于选择减产这一“激进”方式而非提高企业能源利用效率促进企业碳减排。相较而言，非国有企业因为灵活的市场机制，更倾向于选择内生的减排路径[21]。这意味着，国企混改有可能通过引入非国有资本和完善市场化的激励机制，提高企业优化能源利用效率以及内生减排动力。基于上述分析，提出如下假设：

假设2：国企混改可能通过促进企业技术进步、能源结构清洁化、提高企业能源效率等机制途径降低企业二氧化碳排放。

二、研究设计

（一）模型构建

若将国企混改视为准自然实验，则可以基于多期DID的模型设定方法、国企混改绩效评估以及碳排放影响因素的相关研究模型，设定模型（1），通过比较处理组与对照组的系统差异便可估算国企混改净效应。但考虑到国企混改的非随机特征以及不可观测因素的影响①，直接估计可能会产生样本选择偏差，因而本文首先基于倾向得分匹配模型（PSM）构造国企混改“反事实”样本，并在此基础上对其碳减排净效应进行估计。

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（1）

reformit=treati×postt（2）

模型（1）中被解释变量lnCO2代表城市k行业j企业i在t年的碳排放水平，采用CO2指标取对数表示;模型（2）中reformit=treati×postt，reformit表示国企混改政策变量。其中，若企业在样本窗口期间参与混合所有制改革则定义treat为1，其他定义为0;企业在国企混改当年及之后则定义post为1，其他定义为0。本文关注的核心是国企混改变量reform的系数β1，若系数小于0，则意味着国企混改具有显著的碳减排效应，反之则反是。X为影响企业碳排放的控制变量向量。此外，模型还控制了一系列固定效应：ai为企业固定效应，控制不随时间变动的企业特征因素;vt为时间固定效应，控制宏观变动因素;ck为城市固定效应;λjt为二位数行业与时间联合固定效应，控制行业层面因素和宏观经济因素等。eijkt为残差项。回归结果标准误在城市或行业层面聚类调整。

在模型（1）和模型（2）的基础上，考虑到混改样本具有的潜在样本选择问题，为进一步缓解处理组与对照组的样本选择偏差，本文选择倾向得分匹配法（PSM），为混改样本匹配与之拥有共同特征的非混改样本构造一个反事实框架，以降低样本选择偏误的影响。为更大程度保留有效样本，本文选用非替代性的一对一最近邻匹配方法，并采用逐年匹配的方法为各年处理组找寻与之匹配的对照组。考虑到参与匹配协变量越多，匹配样本数量越少，故遴选出一些既影响混改决策又影响企业碳排放的协变量，分别是企业就业规模与企业全要素生产率两个变量。为检验匹配结果的可靠性，保障混改企业样本与非混改企业样本特征变量不存在显著差异，本文进行了匹配平衡性检验，发现匹配变量在进行匹配后方差都有较大程度的下降且偏差都在10%以下，处理组和控制组之间不存在明显差异，较大程度上缓解了样本选择偏差问题。

（二）变量说明

被解释变量：企业二氧化碳排放CO2。借鉴王兴民等的研究[22]，本文运用碳排放系数法计算企业层面能源消费的二氧化碳排放，主要能源标准煤折算系数与CO2排放系数见表1（下页）。计算公式如下：

其中，Q表示企业二氧化碳排放量，Ei为i种能源的消费量，Ki为i种能源的二氧化碳排放系数。中国工业企业污染数据库中仅包含有限的能源种类统计数据，如煤炭、天然气以及燃料油等主要能源，考虑到煤炭、天然气以及燃料油用量占总能源消费的80%以上，本文以这三类能源为例对企业二氧化碳排放进行总体估算。

核心解释变量：国企混改Reformit。参考相关研究[7-8]，本文将国有独资企业引入集体资本、个人资本、法人资本、港澳台资本和外商资本等非国有资本定义为国企混合所有制改革。具体的识别策略是：若上一年国有独资企业国有资本金占实收资本金的比例为100%，但在当年这一比例低于100%，则经历了混合所有制改革，定义treati=1，其他样本定义treati=0;进一步将改革时间定义为postt，设定改革当年及之后postt=1，其他样本定义为0。最终，国企混改变量可设定为reformit=treati×postt。需要说明的是：一方面，选用注册资本金占比来判断国企混改属性，其原因在于，一些企业虽然注册为外资企业、有限责任公司或者外贸公司，但事实上依然是国企或者国企控股;另一方面，根据本文定义，参与混改的国企包含国企控股、国企参股以及转制民企（完全私有化）三类，第三类不属于政策层面规定的严格意义上的混合所有制企业，可将其视为一种特殊的混改企业形态。

控制变量X包括了企业与城市维度的变量。企业层面的变量有：企业规模lny，采用企业总产值取对数表示;企业年龄age，反映企业成熟度以及所处生命周期;企业劳动投入与就业规模lnlabor，采用企业就业平均数表示;企业资本密集度lnkl，为企业实收资本与劳动力总数比值的对数;企业出口变量export，若企业出口交货值大于0，则定义export为1，否则定义为0;企业全要素生产率lntfpop，基于OP法计算企业全要素生产率并取对数处理。由于中国工业企业数据库未提供2008—2012年企业的工业增加值和工业中间投入数据，因而无法采用OP法估计企业全要素生产率。为此，借鉴Head & Ries的方法[23]，采用方程TFP=ln（y/l）-s×ln（k/l）估算替代，其中y为剔除物价的企业工业总产值，k为企业固定资产总额，l为企业年均从业人数，s表示生产函数中资本贡献度，将其设定为1/3，最终对缺失的全要素生产值进行了替代并取对数处理。城市层面的变量包括：城市经济密度lndensity，反映城市经济空间结构与经济集聚水平，采用城市GDP与地理面积比值表示，并取对数处理。

（三）数据来源

本文使用了中国工业企业污染数据库（1998—2012年）和中国工业企业数据库（1998—2012年）的微观匹配数据，并将其与我国城市维度数据库进行匹配。现就数据的具体处理说明如下：第一，中国工业企业污染数据库是中国目前最全面、最可靠的环境微观经济数据库，且最近有诸多研究证实了其可靠性[20]。由于缺乏1998—2000年煤炭总量数据，本文采用原料煤和燃料煤数据进行加总补齐，但天然气数据的缺乏使得我们依然无法估算碳排放强度，因此将其剔除，2011年缺乏煤炭数据，2010年工业企业数据库质量有较大问题，按惯例将其剔除。第二，对于工业企业数据库的处理方法如下：以“法人代码”“企业名称”“地区（市、县）”“电话号码”“行业代码（三位数、四位数）”“主要产品”“开工年份”“邮政编码”“登记注册类型”“国有控股情况”等基准变量，逐步分邻近两年、邻近三年、最后统一匹配到全体年份的非平衡面板数据集。手工对四位数行业代码进行统一，并确保两位数行业代码统一到2002年标准，仅保留制造业行业样本。对所有的连续变量进行Winsor处理，去掉1%的极端值。根据企业代码对两个数据库进行匹配，对于未匹配上的数据集使用企业名称进行匹配。在匹配基础上进一步剔除污染物排放小于0、工业增加值大于工业总产值等异常值。第三，城市层面数据来自历年《中国城市统计年鉴》，部分缺失数据通过中经网、中国经济社会发展数据库予以补足。

主要变量均值统计及检验如表2所示。图1呈现了处理组与对照组lnCO2的核密度分布情况，发现处理组样本相对于对照组明显左偏，参与混改的国企二氧化碳排放显著低于未参与混改的样本。更精确的结果留待后文进行实证检验。

三、实证结果讨论

（一）基准结果分析

表3（下页）报告了国企混改的碳减排效应评估结果。列（1）中未加入相关控制变量，发现国企混改变量的系数显著为负，值为-0.093。列（2）除加入影响企业碳排放的控制变量外，还加入了包括企业、时间、城市等不同维度的固定效应，以控制不同层面的不可观测因素对企业碳减排的影响。结果发现，国企混改变量系数依然显著为负，且解释力有所降低。列（3）进一步加入了行业和时间的联合固定效应，以进一步控制行业相关因素和宏观经济因素的影响，并在城市维度作聚类标准误处理，允许残差项在城市维度序列相关以缓解估计偏误问题。结果发现，系数为-0.064，表明国企混改显著降低了企业6.4%的碳排放。与列（3）相比，列（4）在行业层面进行聚类标准误处理，发现系数显著为负且没有变动，证实了研究結论的稳健性。以上结果表明，国企混改具有显著的碳减排效应，证实了假设1。

（二）平行趋势检验与动态效应分析

双重差分估计结果的有效性要求国企混改之前处理组与对照组满足平行趋势假定，即处理组与对照组的二氧化碳排放量没有显著差异。基于相关研究，本文采用事件分析法框架对此进行验证[10]，构建如下模型：

（三）内生问题处理与稳健性讨论

虽然本文控制了企业、城市、行业以及时间层面一系列固定效应，但依然无法完全穷尽遗漏变量或者其他非随机因素带来的潜在内生问题，为缓解内生问题带来的潜在估计偏误，本文进行一系列稳健性检验，结果如表4（下页）所示。

第一，控制预期效应影响。随着我国国企改革不断深入，不同行业国有企业都形成了一定的混改预期，为控制预期效应带来了系统估计偏误，本文在模型（1）的基础上加入处理组treat与混改前一年Yeart-1的交互项。加入交互项之后，列（1）结果显示，国企混改变量系数同样显著为负，且交互项系数不显著，表明国企混改预期对企业碳减排未产生系统性影响。

第二，缓解国企混改变量的潜在内生问题。国企混改可能与自身的特征变量有关而不满足完全随机假设。为进一步缓解国企混改的内生问题，本文构造了可能对国企混改产生影响的两个前定变量：分别是2000年企业出口密度eden2000=企业出口额/工业产值，以及2000年企业资产负债率drate2000=企业总负债/企业总资产。在此基础上，列（2）与列（3）分别在模型中加入不同前定变量与混改时期变量postt的交互项，结果发现系数同样显著为负且有一定程度的下降，但均通过显著水平检验。

第三，控制清洁生产环境规制政策因素。企业碳减排可能与国家的环境规制政策密切相关。为控制清洁生产标准实施以及清洁生产指标体系对于企业碳排放的影响，进一步推进龙小宁、万威对相关行业的精准识别[24]，这里构造了其他环境规制政策变量other_policy，并将其放至模型中进行回归，列（4）结果显示，其他政策因素加入后，国企混改的碳减排效应依然显著为负，且解释力有所降低。

第四，不同倾向得分匹配法。列（5）中，有别于基准模型的近邻匹配方法，本文选取核匹配方法对处理组与对照组样本进行匹配，结果表明匹配方法的变更并没有显著改变本文研究结论的稳健性。

第五，排除其他随机干扰因素的影响。国企混改碳减排效应可能源于其他随机因素而非国企混改本身。鉴于此，本文借鉴Li等[25]的处理办法来构造安慰剂检验，进一步判断国企混改的碳减排效应是否由其他随机性因素引起。具体方法是，按照国企混改样本的分布情况，随机生成处理组并重复进行500次回归，将500次回归中的系数值统计出来并绘制系数直方图和核密度图，并将其与基准回归结果进行对比。图3（下页）中，横坐标代表随机政策冲击系数βrandom，随机分配之后核心解释变量reform的系数估计值集中分布在零附近，而且根据核密度图可计算随机系数βrandom的均值为0.001，非常接近于0。表3列（3）基准估计结果与随机抽样得到的系数有显著差异。安慰剂检验表明，国企混改的碳减排效应并非由其他不可观测因素所引起，证实了结论的稳健性。

四、异质性与微观机制分析

（一）异质性分析

基准模型证实了国企混改具有显著的碳减排效应。现实中，国企混改绩效环境目标实现可能依赖于一系列外部约束条件，不同混改策略以及企业属性差异都会对国企混改的碳减排效应产生一定的影响。鉴于此，本文进一步基于三重差分模型设定，考察异质性国企混改策略、清洁生产行业属性、行业集中度水平以及出口属性等方面的结论，表5报告了异质性回归的相关结论。

1.国企混改策略的异质性分析

在国企混改变量reform设定的基础之上，本文进一步将国企混改策略及对应的样本分为三类：第一类是国有控股（treat_state），即混改后国有股份占比高于50%且至少包含集体、私人或外资股份的企业;第二类是国企参股（treat_scangu），即混改后国有股份低于50%且存在控股股份是集体、私人或外资的企业;第三类是转制民企（treat_private）或者完全私有化企业，其虽不符合官方对混改的“包含两种及以上所有制成分的企业”定义，但可视为一种特殊混改形式。表5列（1）结果显示，与国企控股相比，国企参股以及转制民企两类国企混改策略均表现出一定的碳减排效应，且仅有国企参股这一混改策略的系数通过显著水平检验。在企业碳减排方面，本文发现国企参股的碳减排效应要优于国企控股与转制民企，可能是因为，国企参股这一混改策略能够更加充分发挥国有资本资源获取与非国有资本市场机制灵活的综合优势，而企业完全私有化会进一步强化利润目标，不利于企业环境目标的实现。这一结论的政策启示是，为保障环境目标的实现，国企混改应当尽量避免完全私有化式的改革。

2.清洁生产行业异质性分析

对于清洁生产行业的界定，本文参考Akbostanci等[26]提出的标准：首先，基于中国工业企业污染数据库，计算行业单位产值不同污染物排放水平UEij=Eij/Yi，其中，Eij为行业i的主要污染物j（工业废水、废气以及烟尘粉尘）的污染排放水平，Yi为各行业的工业总产值;其次，对行业污染物排放强度进行标准化处理以及等权加权平均，进而计算出行业污染排放强度;最后，将行业污染排放强度超过中位数水平的行业设定为污染密集型行业，反之则设定为清洁生产行业①。表5 列（2）结果显示，国企混改与清洁生产行业交互项系数显著为负，表明清洁生产行业国企混改比污染密集型行业表现出更强的碳减排效应。除此之外，清洁生产行业在环境规制约束下更容易获得市场优势，有更强的动力和创新能力实现碳减排目标，相反，污染企业在严苛的环境规制下市场规模逐渐萎缩，缺乏碳减排动力。

3.行业集中度异质性分析

行业集中度反映了企业所处行业的市场垄断势力和市场竞争水平，本研究采用赫希曼-赫芬达尔指数（HHI）衡量行业垄断程度，指数越高则行业垄断程度越高、市场竞争水平越弱。表5列（3）结果显示，国企混改与行业集中度交互项系数显著为正，说明行业集中度的提升抑制了国企混改的碳减排效应发挥。由于行业垄断势力的存在，參与混改的国有企业更倾向于通过提高市场价格增加垄断利润，缺乏技术创新、降低边际成本的激励，不利于企业生产效率的提升、绿色创新能力的改善以及碳减排这一环境目标的实现。这意味着，国企混改的碳减排效应依赖于良好的市场竞争环境，在国企混改的同时，有必要通过不断深化市场化改革、提高市场竞争程度，激发企业加大技术研发投入、优化生产流程、降低企业生产成本、提高能源利用效率，促进企业绿色创新能力提升，降低企业碳排放。

4.出口异质性特征分别

表5列（4）结果显示，国企混改与企业出口属性的交互项系数显著为负，意味着与内销企业相比，出口企业混改的碳减排效应更为显著，企业出口进一步强化了国企混改的碳减排效应。这可能是因为：一方面，根据经典企业异质性出口理论，出口企业不仅表现出更高的全要素生产率，而且能够通过出口“学习效应”进一步促进企业技术进步、提升管理水平;此外，出口企业还可能在国外进口商的技术支持下提高产品质量，通过国际合作提高绿色低碳技术研发能力。另一方面，产品进口国严苛的环境标准也会倒逼出口企业不断优化生产管理、引进先进设备，这些都有助于促进企业能源效率改善，进而降低能源消耗和碳排放水平。

（二）微观机制分析

就微观层面而言，国企混改可能有助于促进企业进步、改善企业全要素生产率，进一步提高企业能源效率，促进清洁能源使用，从而通过以上中间机制降低碳排放水平。为检验微观机制是否存在，本文基于中间模型思维构建如下模型：

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（5）

Mijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（6）

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+β2Mijkt+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（7）

其中，模型（5）为基准模型，将前文模型（1）移抄至此。模型（6）为中间机制模型，被解释变量为中间机制变量Mijkt，包括企业全要素生产率lntfpop、能源结构清洁化指标estruc和能源效率efficiency。企业全要素生产率采用OP法估计并取对数处理。由于企业污染数据库中缺乏风能、水能、太阳能等新能源数据，本文采用洁净燃气消费usegas作为清洁能源的代理变量，因而能源结构清洁化指标estruc可采用企业天然气与煤炭使用量的比重并取对数表示，计算公式为estruc=ln（b1*usegas）/（b1*usegas+b2*usecoal），其中b1与b2分别代表天然气与煤炭的标准煤折算系数。能源效率efficiency采用单位能耗的工业产值表示，考虑到2011年之前污染企业数据库并未公布电力使用相关数据，企业能源投入采用煤炭使用量usecoal计算，表达式为efficiency=ln（y/usecoal）。模型（7）为同时包含国企混改变量和机制变量的综合模型，用以检验国企混改影响碳减排的微观机制的存在性，要求模型（6）中β1和模型（7）中β2同时显著才能满足要求。

表6（下页）利用Bootstrap方法对相关中间机制进行了检验。结果发现：在列（2）—（4）的中间机制模型中，国企混改显著提高了企业全要素生产率和企业能源效率，但对企业能源结构清洁化的促进作用不显著。研究结论证实了我国国企混改对企业全要素生产率的促进作用，市场化机制以及多元股权模式的引入有助于改善企业的管理效率和促进企业技术进步。本文首次基于中国工业企业污染数据库的能源利用数据，证实了混合所有制改革对企业能源利用效率的显著改善作用，为从国企混改的视角推动实现碳达峰、碳中和目标提供了证据支撑。但本文并没有发现国企混改对企业清洁能源使用的促进作用，这与清洁能源在企业中占比较低以及市场价格偏高不无关系。

进一步地，结合列（5）综合模型的估计结果，可有效检验国企混改碳减排效应的微观机制存在性。在加入相关中间机制变量之后，从直接效应来看，国企混改系数显著为负，促进碳减排的直接效应为-4.0%。从间接效应来看，可从如下渠道来分析：一是企业全要素生产率渠道，列（2）中结果显示，国企混改显著提高了企业全要素生产率14.9个百分点，但列（5）中全要素生产率的增加对企业碳排放的影響系数不显著，表明国企混改促进碳减排的技术进步渠道不显著。二是能源结构清洁化渠道，列（5）显示清洁能源利用lnestruc系数显著为负，具有显著的碳减排效应，但由于列（3）中国企混改对清洁能源的利用没有显著促进作用，这意味着国企混改通过提高能源结构清洁化而促进碳减排的微观机制也不显著，国企改革未能通过促进企业能源清洁化这一渠道促进企业碳减排。三是能源效率渠道，结合列（4）和列（5）的估计结果不难发现，国企混改不仅能够直接降低能源使用而促进碳减排，而且还能通过提高能源利用效率这一机制渠道促进碳减排，间接效应为0.079×（-0.861）=-6.80%。综合直接效应和间接效应可知，能源效率改善所带来的碳减排间接效应占碳减排总效应的62.96%。

综合机制检验结果可知：国企混改对碳减排具有直接促进作用，且通过提高企业能源利用效率这一间接渠道贡献了碳减排效应的62.96%。但国企混改通过促进企业技术进步和能源结构清洁化中间渠道实现碳减排的机制不显著。究其原因，就企业技术进步渠道而言，一方面，这一结果可能与企业能源回弹效应大于技术减排效应有关，使得国企混改并没有通过促进企业全要素生产率增加而实现碳减排。另一方面，技术进步可以降低实际能源价格，在市场化水平较高的地区，生产者可以较为灵活地对生产决策进行调整，由于能源要素价格降低，生产者将使用更多的能源替代其他要素投入[25]，结果反而加剧了企业碳排放。就能源结构清洁化渠道而言，由于清洁能源利用成本较高，以及清洁能源产业属于战略性高新技术产业，企业能源清洁化转型需要投入大量的研发资金和人员，建设相应的配套基础设施[18]。由于企业自身禀赋、发展阶段以及所处地区的不同，企业的融资能力以及地方政府的政策支持力度也存在较大差异，使得国企混改对企业清洁能源利用的影响存在非线性关系。

五、研究结论与政策建议

本文基于中国工业企业数据库与中国工业企业污染数据库匹配数据，利用双重差分法对国企混改的碳减排效应进行了评估，并对国企混改影响二氧化碳排放异质性和微观机制进行了实证检验，得到了如下结论：第一，国企混改具有显著的碳减排效应，国有企业通过混合所有制改革显著降低了企业6.4个百分点的碳排放。第二，国企混改的碳减排效应在不同的国企混改策略、清洁生产属性、行业集中度以及出口属性下呈现显著的异质性特征，这一效应在国企参股企业（相较于国企控股与完全私有化）、清洁生产行业（相较于污染密集型行业）、低行业集中度水平（相较于高行业集中度水平）以及出口企业（相较于内销企业）中更显著。第三，国企混改碳减排效应的核心机制是企业能源效率的提升。在具体的微观机制检验中，国企混改通过能源效率提升这一渠道显著促进了企业碳减排，这一间接机制效应占碳减排总效应的62.96%，但需要指出的是，国企混改通过提高企业全要素生产率和促进企业能源结构清洁化而促进碳减排的渠道不显著。基于上述结论，提出如下建议：

第一，持续深入推动国企混改，探索建立重点行业企业混合所有制改革与节能减排政策的协同机制。要持续深化国企混改，坚持国有企业市场化改革方向，不断深化从“管企业”到“管资本”的国资监管体制改革，提高国企混改效率与经营绩效。除此之外，在生态明建设与碳减排环境目标约束下，要积极发挥国企混改的碳减排效应，在此基础上，积极探索国企市场化改革与环境规制政策的协同机制，在充分发挥命令控制型环境规制政策作用的同时，不断通过引入非国有资本以及完善企业内部治理结构，提高企业节能减排的内生激励。积极探索将碳减排目标任务纳入国有企业的绩效评估体系，建立完善国企混改碳减排考核制度，在此基础上，按照当前国有企业分类改革的要求，完善高耗能企业、能源类国有企业混合所有制改革路径，建立完善国企混改与清洁生产政策的协同机制。

第二，提高国企混改碳排放效应要重视多重影响因素的异质性特征。相较于国企控股与完全私有化两种混改形式，国企参股的碳减排效应更突出，这意味着，碳减排目标约束下国有企业改革的方向应当是实现国有资本、集体资本、民营资本以及外资资本交叉持股的混合所有制经济，而非完全私有化。国企混改碳减排效应在低行业集中度、清洁生产行业以及出口企业中更显著，诸多研究证实，处于以上三类外部环境的企业总体上表现出更高的能源效率和生产效率，这一结论为未来环境规制政策制定与混改行业选择提供了思路。一方面，应着力探索“效率异质型”碳减排政策，在节能减排政策目标制定的过程中，充分考虑企业的效率异质性特征，弱化环境政策的总量目标控制，充分利用市场机制给予低效率企业更多的环境压力，倒逼低效企业退出市场或者寻求更进一步的兼并重组。另一方面，坚定不移推进市场化改革，降低垄断行业的进入管制，破除行业垄断壁垒，提高行业竞争度;减少对非国有企业的歧视性政策，为国有企业引入民营资本创造公平竞争的市场环境。在碳减排目标约束下，要加大清洁生产行业、清洁能源行业（如电力和天然气行业）以及出口行业国企混改。

第三，提高企业能源利用效率，促进能源结构清洁化。企业能源效率提升以及能源结构清洁化均具有显著的碳减排效应，且企业能源效率提升占碳减排总效应的62.96%，但由于回弹效应的存在，本文并未发现技术进步的碳减排效应。技术进步的回弹效应具有敏感性、不稳定的特征，因而在实现2030年碳达峰以及2060年碳中和目标要求下，除了要重视低碳技术创新研发外，还应大力提升企业的能源利用效率、优化企业能源利用结构。一方面，应当以提高企业能源利用效率为抓手，培育绿色低碳技术创新驱动力，严格控制高耗能产业项目，加大钢铁、建材、石化、有色、煤炭等传统产业的节能减碳技术改造，推进绿色低碳循环现代制造体系建设。另一方面，优化能源结构，建立清洁低碳能源体系。促进企业清洁能源的使用和能源结构清洁化，需要发挥政府与市场的共同作用。政府应当加大对清洁能源供给的补贴以及企业税收优惠，扩大风能、水能以及核能等清洁能源的供给，支持新能源技术的研发投入;不断完善碳交易市场，通过市场化方式倒逼企业清洁生产以及能源结构清洁化利用。

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