碳排放权交易对企业低碳转型的影响——基于碳交易试点市场的准自然实验

田 超，肖黎明

（1.广西大学 工商管理学院，广西 南宁 530004；2.山西师范大学 经济与管理学院，山西 太原 030031）

一、引言

近年来，全球范围内的气候变化问题已引起各界的广泛关注，而《巴黎协定》的签署则为全球气候合作奠定了较为坚实的基础，同时也为各国行动指明了基本方向。习近平主席在第七十五届联合国大会上正式宣布：“中国将提高国家自主贡献力度，采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力争于2030 年前达到峰值，努力争取2060 年前实现碳中和。”这不仅彰显了中国在解决全球气候变化问题上的大国担当，而且也表明了我国应对气候变化的坚定决心，同时也是我国经济实现绿色低碳转型与高质量发展的必然选择。

2019 年全国工业碳排放量占据了我国总体排放的80%以上（陈钊和陈乔伊，2019）［1］，因此，顺利实现和完成“双碳”目标离不开工业行业结构的优化调整以及经济发展模式的转型升级，这也使得合理有效地减少我国工业领域碳排放成为当前政府和企业管理者关注的重点。本质上讲，企业作为经济活动中的主要行动单元和责任主体，科学有效地量化评估碳交易试点市场对企业低碳转型的影响，厘清其内在作用机制，将有利于我国工业企业低碳转型的路径优化，从而为我国工业领域企业低碳转型发展提供有益的启示。此外，基于企业在这一政策下的不同反应，制定适当的规章制度与法律条例对企业进行监管、激励和引导，进而针对性地设计和完善碳排放权交易制度，对于研究在“双碳”目标下协调我国工业企业低碳转型与经济高质量发展也具有较为重要的理论和现实意义。

碳排放权交易市场是实现我国“双碳”目标的主要市场导向型政策工具。自2013 年6 月起，广东、北京、天津、上海、湖北、重庆和福建等7个省市已陆续启动了碳排放权交易市场的交易和履约工作。且随着企业对碳排放权交易市场接受程度的不断提高，其所纳入行业的范围也在不断地扩大［2］，为全面落实“双碳”目标，加快我国产业结构的调整和经济发展模式的转变，2021年7月16日，全国碳排放权交易市场（发电行业）正式启动运行。可以预计未来较长一段时期内，碳排放权交易市场试点政策构成的试点碳市场和全国碳排放权交易市场将处于并行阶段。因此，关注和考察试点碳排放权交易市场的作用和影响，不仅能够为我国碳市场的规范发展提供相应的经验支持，同时还能为我国工业企业实现低碳转型和结构调整寻求某种路径优化思路。

二、文献综述

一方面，低碳发展已成为目前世界经济发展的主导趋势，而低碳转型则是经济发展由高碳排放向低碳排放转型的关键（林伯强，2011）［3］。有关低碳转型的研究，国内外学者首先基于产业视角展开，其中，国外研究主要是聚焦于碳排放目标的制定与实现。如Rietbergen等（2015）［4］在参与荷兰的行业碳绩效阶梯目标设定过程中发现，在当前目标设定过程中，并未制定最优的碳减排目标。事实上，除了与碳排放目标相关的研究以外，有关碳锁定的问题也开始受到学界关注，国外学者Seto 等（2016）［5］研究发现，直接排放温室气体的基础设施是导致碳锁定问题形成的原因；而国内学者的研究主要关注影响碳排放变化的相关因素方面（Yan 和Fang，2015）［6］。此外，还有学者基于不同维度考察了近年来产业结构变动对我国碳排放的影响（韩梦瑶等，2022）［7］，同时对各产业的碳减排潜力、可能存在的一些隐含碳排放途径及其行业占比进行了剖析（贺丹等，2016）［8］。与此同时，学者也开始对企业层面的低碳转型予以关注，但总体上看，这方面的研究仍相对较少。Chu等（2013）［9］使用上交所A股上市100 强公司2010 年年度报告和企业社会责任报告所进行的内容分析发现，在二氧化碳排放水平较高的行业中，其运营的大型公司往往也都具有较高水平的温室气体披露；Wang 等（2021）［10］从非正式制度视角研究发现，民族文化对企业脱碳积极性有正向促进作用。

另一方面，随着我国碳交易试点市场的落地与实施，相关研究也开始逐渐丰富起来。目前对于碳排放权交易市场的研究，大致是从如下两个方面推进的：一是碳排放权交易试点的减排效应及其政策的有效性。有学者认为，碳排放权交易政策并未实现碳减排效应（Streimikiene 和Roos，2009）［11］，且碳市场的运行对经济产生了负面影响（Cheng 等，2016）［12］；但大部分学者还是对碳排放权交易的政策效果给予了肯定（张彩江等，2021；张芳，2021）［13-14］。除了对碳排放权交易政策的减排效应进行检验以外，学者们还对该政策的溢出效应进行了研究，结果发现,本地碳交易政策的实施有助于形成邻地示范效应，从而推动相邻地区的碳减排（董直庆和王辉，2021）［15］。二是从企业这一微观视角来探讨碳交易试点市场的实施效果。有研究发现,碳交易试点市场的实施有助于企业财务绩效的提升（周畅等，2020；Oestreich和Tsiakas，2015）［16-17］，而财务绩效的改善又进一步提高了企业的创新投入水平，公司年龄则在其中扮演了正向的调节作用（李大元等，2021）［18］；较高的创新投入水平也有利于试点地区的低碳技术创新（王为东等，2020）［19］、企业的技术创新（胡珺等，2020）［20］和绿色创新（宋德勇等，2021）［21］。除此之外，还有学者就碳交易试点市场对企业投资效率的影响进行考察发现，碳排放交易能够有效提升企业的投资效率，其作用路径是通过缓解企业融资约束、减轻其政策性负担以及促进企业技术创新等来对投资效率产生积极影响（张涛等，2022）［22］。沈洪涛和黄楠（2019）［23］发现,碳交易市场提升了企业的短期价值，但因目前碳交易机制的配额免费额度仍然是供大于求，且配额价格过低，从而对企业的长期价值并未产生显著影响。当然还有学者从企业全要素生产率视角出发来考察碳交易试点市场的影响效应，但对此尚未得出较为一致的结论（范丹等，2022）［24］。

综上可知，目前对于碳排放权交易政策和低碳转型的相关研究已取得较为丰富的成果，为本文的研究提供了较为重要的文献支撑，但现有文献也存在一些不足之处：首先，有关低碳转型的文献多聚焦于宏观层面（行业或区域），而从企业层面进行的低碳转型研究却相对较少，其中关注碳交易试点市场对企业低碳转型影响的文献就更为缺乏；其次，对于企业层面低碳转型的测度，多以企业全要素生产率或绿色全要素生产率进行表征，少有通过直接构建相关综合指标体系对企业低碳转型进行度量；最后，碳交易试点市场作用于企业低碳转型的影响路径也需进一步挖掘。

基于此，本文从微观视角探讨碳交易试点市场对企业低碳转型的影响，力求明晰两者间的具体作用路径，同时借助不同分类就碳交易试点市场对企业低碳转型的异质性影响进行比较，其边际贡献在于：①构建企业低碳转型的评价指标体系，基于微观视角考察碳交易试点市场对企业低碳转型的影响，以此拓展碳交易试点市场的研究领域，为相关政策的制定和完善提供某些启示；②探寻碳交易试点市场对企业低碳转型的作用路径，尝试为企业低碳转型发展提供可行的解决方案；③对比分析碳交易试点市场对企业低碳转型的异质性影响，尝试为不同类型企业的低碳转型发展提供更具针对性的政策建议，进而为相关企业制定差异化的转型目标以及错峰实现“碳达峰”“碳中和”提供相应的经验支持。

三、研究假设

理论上讲，碳排放权交易试点市场赋予了碳排放权商品属性，即通过碳排放权的自由流通实现企业之间资源的合理配置。就我国目前碳排放权交易试点市场的相关交易数据来看，碳排放权交易额及交易量在整体上均呈现稳步上升趋势。而碳交易试点市场作为我国市场激励型环境规制工具，主要是借助市场价格机制将环境污染的负外部性成本内部化，即市场内的经济主体可通过交易实现经济主体间的边际减排成本相等，以尝试降低试点地区纳入企业的碳排放量（胡玉凤和丁友强，2020）［25］。可见，与命令控制型环境规制工具不同的是，被碳排放权交易试点市场纳入的企业不会被停产或支付高于边际减排成本的罚款，而是可以选择继续进行生产，直到边际减排成本与碳排放权的交易价格相等（戴翔，2019）［26］。因此，在碳排放权交易试点地区具有碳减排成本优势的企业，可以通过出售多余碳排放权配额以获取额外收益。这样一来，由于交易市场内生的最优激励，碳排放权交易试点市场不仅降低了具有碳减排成本优势企业的碳排放量，还会促使企业持续增加低碳技术研发投入，进而使其生产技术和产品质量水平不断提升（齐绍洲等，2018）［27］。同时，随着各碳排放权交易试点市场对于碳配额分配的日益严格，虽然企业仍可以通过采取主动降低产量或在碳排放权交易市场上购买相应的碳排放权来进行应对，但从长期来看，这些做法基本上与企业利润最大化的目标是背道而驰的（胡珺等，2020）［20］。因此，企业在受到各试点地区碳排放权交易机制施加的碳配额约束后，就可能会增加其合规成本以缓解来自节能减排规制的碳排放压力，正如“波特假说”（Porter 和Van，1995）［28］所认知的，这将会提高企业对于低碳技术研发与创新资金的投入，即通过倒逼企业进行低碳相关技术的升级，以此降低单位产品的碳排放，从而促进企业的低碳转型。此外，碳排放权交易市场作为我国实现“双碳”目标的重要市场激励手段和环境规制工具，其作用机制将会在我国长期存在。而这种情况下，企业将会从自身资源优化配置的角度出发，重新调整与优化相关要素在其生产经营活动中的配置，从而将更多的要素与资源从高耗能项目中退出转而投入到清洁生产领域，以降低其碳排放总量，进而通过提高自身的资源配置效率促进其低碳转型。由此，本文提出假设1。

H1：碳交易试点市场会显著促进企业的低碳转型。

进一步地，从碳交易试点市场的设计规则来看，企业无论是选择从碳排放权交易市场购买碳排放权还是加大自身低碳技术的研发投入，碳排放权交易可能都会使企业产生新的成本，从而偏离原来的最优生产状态（林伯强等，2021）［29］。因此，碳交易试点市场的实施一定程度上可以降低企业的碳排放量以缓解碳排放所带来的负外部性，然而企业也必然会因该政策所改变的要素资源配置或因限制企业高耗能项目的运行而增加自身的运营成本，即所谓的“遵循成本”。而“遵循成本”的出现，将会直接导致企业财务绩效水平下降，同时还会挤占企业研发投入所需的资金，由此导致资金的“挤占效应”。这样一来，企业财务绩效水平的下降会引致资本向更有效率的领域流动，以规避财务绩效水平下降所带来的负效应（韩超等，2017）［30］，而这将会使企业的要素与资源得以优化配置，进而促进企业的低碳转型。由此，本文提出假设2。

H2：碳交易试点市场会通过企业财务绩效的降低而倒逼企业低碳转型。

此外，“遵循成本”的出现还将会导致企业在市场竞争中处于不利地位，这不仅会对企业的财务绩效水平产生不利影响，而且还会造成相应的信贷融资约束（Li和Lu，2018）［31］，进而对企业低碳技术研发与创新所需的资金产生不利影响。这样一来，当碳交易试点市场给予企业更高的信贷融资约束时，企业有可能会将其视为一种外部压力，而外部压力的存在或许有利于克服企业天然之惰性，由此与其内部治理机制形成某种互补关系，进而将其转化为促进企业低碳转型的激励因素（Ambec 和Barla，2002）［32］。此外，外部压力的存在还可能会使企业从节约成本的角度进行考虑，由此实现对资源的合理科学配置，同时提高管理效率（杨露鑫和刘玉成，2020）［33］。而较强的管理能力将有利于企业增强市场竞争力，获取更多的市场份额，以缓解信贷融资约束所带来的资金压力，并且更加科学的管理决策也有助于企业减少创新成本、控制创新风险，由此促进企业低碳转型。基于此，本文提出假设3。

H3：碳交易试点市场可能会通过信贷融资约束而倒逼企业低碳转型。

四、变量选取与模型构建

（一）数据来源、变量选取与测度

1.数据来源

本文以2008—2019年中国37个工业行业内的A股上市公司作为原始研究样本，根据上市公司所属行业类别，将样本归类为碳交易试点市场作用企业（实验组）和非作用企业（对照组）。另外，删除所有ST、*ST和PT类公司以及相关数据严重缺失的公司。经此处理后，最终获得样本包含1 492 家上市公司，共16 432个观测值。相应的碳排放数据来自CEADS 数据库，而企业的其他相关数据则来自CSMAR数据库。

2.变量选取与测度

（1）被解释变量。被解释变量为企业低碳转型（LCTe）。本文采用低碳全要素生产率作为企业低碳转型的衡量指标，原因在于：学界以往通常使用Malmquist-Luenberger（ML）指数来对其进行测算，但因该指数不具有传递性，从而在计算跨期方向性距离函数时，相应的线性规划可能无解。基于此，本文借鉴Qin等（2017）［34］的做法，使用考虑非期望产出SBM 方向性距离函数的Global Malmquist-Luenberger指数来测算低碳全要素生产率。

企业低碳全要素生产率的投入和产出指标的测算如下：首先，投入要素中资本存量采用永续盘存法来计算，计算公式为：Kt=Kt-1（1-δt）+It/Pt。其中：Kt和Kt-1分别表示t期和t-1期的资本存量；δt为折旧率，本文取5%（刘志成和刘斌，2014；Yan 和Yudong，2003）［35-36］；It为t期固定资产投入；Pt为企业所在省份t期的投资价格指数。投入要素中的劳动力人数用企业平均从业人员表示。其次，期望产出变量用工业总产值表示。最后，非期望产出变量用工业企业的碳排放量表示。为此，本文借鉴李斌等（2013）［37］的方法，先计算各省份碳排放的调整系数W，即权重：W=（Pi/∑Pi）/（Oi/∑Oi）=（Pi/Oi）/［（∑Pi）/（∑Oi）］。其中：Pi为省份i的碳排放量；∑Pi为全国的碳排放总量；Oi为省份i的工业总产值；∑Oi为全国工业总产值。然后计算求得加权调整后的i省份的碳排放量：emi=W Yi。其中，Yi为i省份的原始碳排放量。再计算求得i省k企业的碳排放量：emk=emi（Qk/∑Q）。其中：Qk为k企业的工业产出；∑Q为k企业所在省份的工业总产出。

（2）核心解释变量。核心解释变量为碳交易试点市场。其中：各试点碳交易市场正式开始交易后取值为1，否则为0，将其作为实验期Time；试点地区取值为1，非试点地区取值为0，将其作为实验组Treat；将试点碳市场涉及行业的企业取值为1，非涉及行业的企业取值为0，将其作为另一实验组Group。解释变量DDD 为Treat×Time×Group，即三重差分变量，用以衡量碳交易试点市场对企业低碳转型的政策效应。

（3）中介变量。中介变量分别为企业财务绩效水平（Roa）和企业信贷融资水平（Cf）。其中，企业财务绩效水平的衡量参考周畅等（2020）［16］的研究，以当期净利润/资产总额来表征；企业信贷融资水平的衡量则参考马勇和陈点点（2020）［38］的研究，使用长期借款与短期借款之和/企业资产总额来表征。

（4）控制变量。借鉴李颖和许月朦（2021）［39］、胡珺等（2020）［20］的研究，选取企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、上市年限（Age）、企业现金流（Cash）、企业经营绩效（Rta）、营业收入增长率（Reve）、净资产回报率（Roe）、股权集中度（Top1）、成长能力（Growth）和地区经济发展水平（Rgdp）作为控制变量。

各变量的具体定义见表1所列。

表1 主要变量定义与测度

（二）模型构建

1.三重差分法

为减少其他因素对研究结果的干扰，准确识别碳交易试点市场对企业低碳转型的净影响，除了判断试点地区与非试点地区之间的差异外，还需要关注碳交易试点市场涉及企业低碳转型和未涉及企业低碳转型之间的差异。根据碳排放权交易市场的总体设计，试点地区纳入碳排放权交易市场的高能耗行业有8个，分别为电力、石化、化工、建材、钢铁、有色金属、造纸和民航。基于此，本文将上述8个高耗能行业的上市公司作为碳交易试点市场涉及的企业，其他工业行业的上市公司则归为碳交易试点市场未涉及的企业，以此考察碳交易试点市场在涉及企业与未涉及企业间的差异。为此，本文将Group 作为虚拟变量，当样本企业属于涉及企业时赋值为1，属于未涉及企业时则赋值为0，从而构建如下方程：

其中：i、j和t分别代表地区、企业和时间；LCTeijt为被解释变量，即企业低碳转型；关键解释变量为三重差分项Time×Treat×Group，即DDDijt（三重差分变量）；β1为三重差分系数，用以衡量碳交易试点市场对所涉及企业低碳转型影响的方向与大小；Treatsij为Treat×Group 的交互项；Timesjt为Group×Time 的交互项；DIDit为Treat×Time 的交互项。另外，本文选择运用多维固定效应模型进行回归检验，其中：δi代表地区固定效应；λt为时间固定效应；ξj为企业个体固定效应；εijt为残差；Xijt为相关控制变量。

2.中介效应检验

本文借鉴温忠麟等（2004）［40］有关中介效应的检验方法，以此探究碳交易试点市场作用于企业低碳转型的影响机制。因此，在方程（1）的基础上，进一步构建如下检验模型：

其中：Mijt为中介变量，以Roa和Cf表示，Roa和Cf 分别表示企业财务绩效水平和企业信贷融资水平；其他各项与方程（1）的定义相同。此处使用Sobel进行检验，以γ1θ5代表中介效应，若γ1、θ5全部显著，则表明存在中介效应，从而无需进行Sobel 检验；若γ1、θ5至少有一个显著，则需进行Sobel 检验，当Sobel 检验显著时，则中介效应显著。基于中介效应的检验程序，依次对方程（2）（3）进行回归，且在所有回归中，均同时控制了地区固定效应、时间固定效应和企业个体固定效应。

此外，为进一步评估碳交易试点市场对企业低碳转型的动态效应，可使用组别虚拟变量和地区虚拟变量的交互项与碳交易试点市场运行后各年度虚拟变量的交叉项代替DDDijt，以此构建衡量碳交易试点市场动态效应的三重差分模型：

其中：DDDyearijt为新的三重差分变量，即碳交易试点市场正式运行后各年度的虚拟变量；βt为三重差分系数，用以衡量碳交易试点市场对企业低碳转型的动态效应。

（三）描述性统计

本文对企业低碳转型中的连续变量进行缩尾处理（Winsorize），其中对小于1%分位数（或大于99%分位数）的连续变量，令其取值等于1%分位数（或99%分位数）。同时，为缓解潜在的异方差及序列自相关对估计结果的干扰，在接下来的分析中，均采用稳健标准误估计，并在企业层面进行聚类分析。表2 是主要变量的描述性统计结果，从中可以发现，企业低碳转型（LCTe）的均值为0.063，标准差为0.072，最小值为0.006，最大值为0.480，说明总体样本中企业低碳转型程度普遍较低。

表2 主要变量的描述性统计

五、实证结果及分析

（一）企业低碳转型平均趋势

图1 为企业低碳转型平均值变化趋势图，其中：横轴为时间轴；纵轴代表企业低碳转型平均值；虚线为实验组，即纳入企业；实线为对照组，即非纳入企业；2013 年为第一批试点碳市场的介入时间点。可以看出，碳交易试点市场运行前，实验组与对照组的低碳转型大致保持同样的发展趋势，且实验组的低碳转型平均值要高于对照组；在碳交易试点市场运行后，实验组的低碳转型平均值较之于对照组表现出一定的波动性。因此，初步判定实验组和对照组符合平行趋势假定的前提条件。

图1 企业低碳转型平均值变化趋势

（二）碳交易试点市场对企业低碳转型的影响

表3报告了本文使用三重差分模型检验碳交易试点市场对企业低碳转型影响的估计结果。其中，表3 第（1）列表示未纳入控制变量且未控制时间、地区以及企业个体固定效应的碳交易试点市场对企业低碳转型影响的估计结果，结果显示，试点政策对企业低碳转型的回归系数在5%的水平上显著为正，说明该政策显著促进了企业低碳转型。第（2）列在第（1）列的基础上同时控制了时间、地区和企业个体固定效应，可以发现，三重差分项的回归系数在1%的水平上显著为正。在第（3）列和第（4）列进一步纳入控制变量，可以发现，加入控制变量后回归系数变得更加稳定，三重差分项的回归系数在5%水平上显著为正，且系数值分别为0.011 8和0.014 8。两个模型的结果基本一致，说明碳交易试点市场显著促进了企业低碳转型。这一回归结果具有一定的稳健性，由此也说明试点政策显著促进了企业低碳转型，从而验证了本文H1。

表3 碳交易试点市场对企业低碳转型的影响检验结果

（三）碳交易试点市场对企业低碳转型的影响机制

在上述政策作用效果分析的基础上，为进一步明确试点政策对于企业低碳转型的具体作用机制，基于前文的研究假设，对企业财务绩效水平（Roa）和企业信贷融资水平（Cf）在碳交易试点市场与企业低碳转型间所发挥的作用进行检验。表4 中模型（1）和模型（2）报告了碳交易试点市场是否会通过企业财务绩效而影响企业低碳转型的估计结果。其中，在模型（1）中，DDD 的系数值在1%的水平上显著为负，而在模型（2）中，Roa的系数值为负但不显著，因此还需进行Sobel 检验，结果通过了Sobel 检验，表明这一中介效应存在，从而说明在碳交易试点市场的作用下，政策涉及企业的财务绩效水平显著下降，而财务绩效水平的下降又会“激励”企业进行低碳转型，从而H2 得以检验。原因可能在于：碳交易试点市场的运行使得企业出现了“遵循成本”，由此导致企业的财务绩效水平下降，而企业财务绩效水平的下降又会引致资本向更有效率的领域流动，以此实现要素与资源的优化配置，进而促进企业低碳转型。

表4 碳交易试点市场对企业低碳转型的影响机制

模型（3）和模型（4）报告了碳交易试点市场是否会通过信贷融资而影响所涉企业低碳转型的估计结果。其中，在模型（3）中，DDD 的系数值不显著，而在模型（4）中，Cf 的系数值在1%的水平上显著为负，因此还需进行Sobel 检验，结果通过了Sobel检验，表明存在这一中介效应，说明碳交易试点市场对所涉企业的信贷融资水平形成约束，且这种信贷融资约束又会进一步倒逼企业低碳转型，从而H3 得以检验。原因可能在于：碳交易试点市场的运行，可能会使企业在市场竞争中处于不利地位，由此对企业形成一定的信贷融资约束，而这种信贷融资约束所产生的压力，却可能会成为促进企业低碳转型的“激励”因素。

（四）异质性分析

1.企业规模

为了明确碳交易试点市场对不同规模企业低碳转型影响效应的差异，本文按照企业资产总值的平均值对样本企业进行分组。其中，企业资产总值处于均值以上的样本为大型企业，企业资产总值处于均值以下的样本为小型企业，以此进行基于企业规模的异质性分析，具体见表5所列。

从表5 中的模型（1）可以看出，大型企业的DDD 系数值在10%的水平上显著为正，表明碳交易试点市场可以显著促进大型企业的低碳转型；而在模型（2）中，小型企业的DDD 系数值却不显著，说明碳交易试点市场对小型企业低碳转型的促进作用并不明显。原因可能在于：较之于小型企业，大型企业无论是从技术水平还是从资金规模来看，都要比小型企业更有优势。因此，大型企业在碳交易试点市场的作用下，更有优势投入技术与资金来促进其低碳转型发展。

表5 企业规模的异质性回归结果

2.企业所有制

本文进一步基于所有制类别对样本企业进行分组，其中，企业所有制类别为国有企业的样本划为国有企业，企业所有制类别为民营企业的样本划为民营企业，以此探究不同所有制类别下碳交易试点市场对企业低碳转型的影响效应，具体见表6所列。

从表6 的模型（1）可以看出，国有企业的DDD系数值在5%的水平上显著为正，说明碳交易试点市场显著促进了国有企业的低碳转型；而在模型（2）中，民营企业的DDD 系数值却不显著，则表明碳交易试点市场对民营企业低碳转型的促进作用并不是很明显。原因可能在于：较之于民营企业，国有企业的创新资源更为丰富，且国有企业肩负着更多的社会责任以及政绩考核要求，因此，碳交易试点市场对国有企业低碳转型的促进作用也更为明显。

表6 企业所有制的异质性回归结果

六、稳健性检验

（一）平行趋势检验

为使平行趋势检验更具说服力，本文借鉴Jacobson等（1993）［41］提出的事件研究法绘制平行趋势图。图2即为95%置信区间下的估计结果，其中：横轴根据第一批碳市场介入年份与真实年份的差值生成虚拟变量±n，规定小于等于-4的数都替换为-4，大于等于4的数都替换为4，因此横轴的年份取值区间为2009—2017；纵轴代表碳交易试点市场对企业低碳转型影响的估计值。可以发现，在碳排放权交易政策发布之前，实验组与对照组之间不存在明显差异，且估计值不显著；而在碳排放权交易政策发布后，碳排放权交易政策对企业低碳转型的影响系数显著为正，说明满足平行趋势假设。

图2 平行趋势检验

（二）反事实检验

常规的反事实检验通常都是将政策时间提前，以观察政策效果是否显著。考虑本文所考察的碳交易试点市场的运行是渐进的，故在进行反事实检验时，将其在试点地区市场运行的时间均提前一年进行处理，即以2012年作为广东、北京、天津和上海政策实施时间点，以2013年作为湖北和重庆政策实施时间点，以2015年作为福建政策实施时间点，具体见表7所列。结果发现，模型（1）的检验结果与基准回归相去甚远，但与模型（2）控制多重固定效应模型的估计结果却不存在明显差异，说明碳交易试点市场的运行对企业低碳转型的促进作用是显著的，由此可见，基准回归结果是可靠的。

表7 反事实检验

（三）安慰剂检验

本文通过随机分配实验组和对照组来进行安慰剂测试（Cai 等［42］，2016）。具体而言，从1 492 家企业中随机选取535家企业为实验组，其他企业为对照组，而随机抽样可以确保本文构建的自变量Time×Treat×Group2 对企业低碳转型没有影响。为此进行了400次随机抽样，并按公式（1）进行回归。图3 报告了400 次随机分配后回归估计的均值，结果发现，所有Time×Treat×Group2 的估计系数均值几乎为零。进一步从图3绘制的400个估计系数的分布及其相关的P值来看，都集中分布在零点附近，且大多数估计值的P值大于0.1，从而说明碳交易试点市场效应在400 次随机抽样中基本没有发生改变。

图3 安慰剂检验

（四）动态效应检验

由于政策实施效果可能存在滞后性以及时效性等，因此本文认为，碳交易试点市场对企业低碳转型的影响应是非线性的，从而还需进行动态效应检验。由表8 可知，模型（1）中碳排放权交易政策发布后前三年交互项系数的估计值不显著，从而说明碳交易试点市场对企业低碳转型的促进作用具有一定的滞后性，其原因可能在于：政策的落地实施进而发挥作用需要一定的时间，且不同企业的低碳转型可能因自身具体情况的不同而导致转型路径与时间节点也有差别。然而随着时间的推移，在碳排放权交易政策发布三年后，交互项系数的估计值在往后的每一年均显著为正，表明碳排放权交易政策对试点地区企业低碳转型的促进作用显现，且这种效果可能会长期存在，这说明在碳排放权交易政策作用下，企业可能会通过自身的动态调整来对其低碳转型发展作出反应。此外，由模型（2）的高维固定效应模型估计结果可知，其与模型（1）并无明显差异，从而说明碳交易试点市场对企业低碳转型的动态作用是稳健的。

表8 碳交易试点市场对企业低碳转型的动态效应检验

七、结论与启示

（一）结论

考察碳交易试点市场对企业低碳转型的影响，对于精准把握我国试点碳市场的实施效果，进而实现工业行业低碳转型和“双碳”目标具有重要意义。基于此，本文将2008-2019年37个工业行业的上市企业作为研究样本，通过构建企业低碳转型效率评价指标体系对企业低碳转型进行测度，进而运用三重差分模型考察了碳交易试点市场对企业低碳转型的影响及其内在作用机制，同时关注试点政策对企业低碳转型的异质性影响，得出研究结论如下：

第一，基准回归结果发现，碳交易试点市场显著促进了企业的低碳转型发展，且该结论通过了平行趋势检验；动态效应检验则发现，政策的促进作用具有一定的滞后性，即政策效应在三年后才开始显现，且之后政策效应长期存在；通过反事实检验以及安慰剂检验，较好印证了基准回归结果的准确性，进一步采用高维固定效应模型进行回归，其结果仍然与基准结果保持一致。

第二，机制分析表明，碳交易试点市场通过对企业财务绩效水平造成不利影响而倒逼企业低碳转型发展，且该政策还可以通过对企业的信贷融资形成约束而倒逼企业低碳转型发展。

第三，异质性分析表明，碳交易试点市场对企业低碳转型的异质性影响主要表现在企业规模和企业所有制方面。其中，碳交易试点市场可以显著促进大型企业的低碳转型，但对小型企业的低碳转型效果却不显著；碳交易试点市场可以显著促进国有企业的低碳转型，但对民营企业的低碳转型效果却不显著。

（二）政策启示

基于上述结论，为进一步加快完善我国碳排放权交易市场机制，以此促进我国企业低碳转型发展，本文得到如下几点启示：

第一，就碳排放权交易市场的扩大而言，考虑碳交易试点市场对企业低碳转型所具有的积极作用，可以预判该试点政策对于我国是有效的，基于此，未来应进一步扩大我国碳排放权交易的市场规模，可以从企业角度出发综合考虑政策的涉及范围。其中，关键在于要循序渐进地扩大碳排放权交易市场的作用范围，以防止短期内政策作用过度给工业经济带来较大的不利冲击；进一步地，考虑碳交易试点市场对国有企业和大型企业低碳转型的促进作用更为显著，因此，全国碳排放权交易市场规模的扩大可以优先考虑那些高耗能行业的国有企业和大型企业，再逐步推广到民营企业和小型企业。此外，政府还应给予经营困难的民营企业和小型企业资金支持或低息贷款，以此鼓励企业进行低碳转型。

第二，就碳排放权交易市场的建设而言，由于碳交易试点市场是通过降低企业的经营绩效水平和信贷融资水平对其低碳转型产生显著倒逼效果的，因此，未来在全国碳排放权交易市场建设过程中，应充分考虑目前碳排放权初始配额量仍比较宽松的现实情况，通过适当收紧碳配额量以更好地发挥这一市场激励型环境规制工具的政策效果，由此更大程度地释放政策对于企业低碳转型的作用效果。为此，一方面应继续完善碳市场的信息披露机制，提高市场主体间的信息透明度，通过建立奖惩机制，以降低其对企业财务绩效的负面影响；另一方面则应进一步加强低碳发展理念的宣传，激发碳排放权交易市场的积极性和活跃性，借助碳排放权交易市场平台提升企业的社会声誉、知名度和环境责任意识，以此缓解企业融资约束，从而更为高效地促进企业的低碳转型。

第三，就碳排放权交易市场的完善而言，目前碳交易试点市场对小型企业和民营企业的低碳转型还未产生显著的促进效果。而较之于大型企业和国有企业，小型企业和民营企业在其低碳转型过程中可能更为缺乏资金，因此，应对积极实施碳减排的企业给予一整套税收优惠，以此减轻碳排放的环境成本对这些企业可能产生的经营绩效和融资约束方面的压力。为此，应坚持分类管理原则，充分考虑大型企业与小型企业、国有企业与民营企业的差异性，针对性地借助政策来提升企业的低碳转型效率。