碳排放权交易政策的微观效应探究——基于企业绿色创新及异质性视角

周 鹏, 王嘉琪, 王 梅

(1.中国石油大学(华东) 经济管理学院,山东 青岛 266580; 2.中国石油大学(华东) 能源经济与政策研究院,山东 青岛 266580; 3.南京航空航天大学 经济与管理学院,江苏 南京 211106)

一、引言

党的十九大报告中提出“构建市场导向的绿色技术创新体系”,党的二十大报告中进一步提出要“加快节能降碳先进技术研发和推广应用”。2019年,国家发展改革委、科技部印发《关于构建市场导向的绿色技术创新体系的指导意见》,对推动构建绿色创新发展体系作了具象化部署。绿色创新正快速成为全球新一轮工业革命和科技竞争的重要新兴领域。企业是绿色技术创新的主体和中坚力量,其参与意愿、努力程度及技术水平将直接影响绿色低碳转型成效。因此,探究如何加快企业绿色技术创新将是中国现阶段亟需解决的关键问题。“波特假说”指出,恰当的环境规制能够激发企业实现技术革新。碳排放权交易作为一种有效控制碳排放的市场型环境规制[1-2],理论上能够通过形成一定水平的价格信号、增加企业排放成本,来引导企业研发并应用绿色低碳清洁技术以降低自身减排成本[3-4]。但在现实背景下,由于碳排放权交易市场在具体机制设计、监管方式与执行力度等方面的独特性,对于其能否真正推动企业实现具有生态正效应和环境可持续性的绿色技术创新,还需进一步的实证检验。基于此,本文将通过一系列实证研究,探究中国碳排放权交易试点政策对于企业绿色技术创新行为的实际诱发效应,揭示二者之间存在的定量关系,并在此基础上进一步探讨碳排放权交易试点政策在不同维度及视角下的异质性影响。

二、文献回顾与理论基础

(一)文献回顾

对于环境规制能否促进企业技术进步,学术界一直存有比较大的争论。Porter等[5]的研究认为,合理的环境规制能够促使企业实现技术创新,在一定情形下还能够部分或完全抵消企业用以遵守环境规制所付出的成本。尽管在短期内成本可能会增加,但在长期视角下,政策的持续激励将促使企业在寻找更优生产技术与方式的过程中,实现资源利用率和污染治理能力的不断提升,从而为企业带来可观的经济收益,这就是“波特假说”。随后,Jaffe等[6]进一步将“波特假说”划分成了3种具体形式:弱式波特假说(合理的环境规制能够刺激技术创新行为的产生,但其方向与速度未必对社会有利),狭义波特假说(灵活性环境规制对于企业创新的激励程度要强于强制性环境规制),强式波特假说(绿色创新能够部分或完全抵消企业因遵守环境规制所产生的额外成本,从而提升企业竞争力,增加企业经济收益)。已有许多学者通过研究验证了波特假说[7-14];但也有学者持相反观点,认为环境规制会增加企业额外的成本支出,从而在一定程度上抑制企业创新[15-17]。

此外,研究中常用于衡量技术创新的指标包括R&D支出和专利数据。多数R&D支出数据无法细分至不同的技术领域以区分绿色技术创新层面的研发投入,而专利数据不仅可以划分出不同的技术创新领域,还能够明确发明者的相关情况及技术所应用的领域及范围。[18]目前已有不少学者使用专利数据评估测算环境政策对于技术创新的影响。[19-21]

探究环境规制能否促进绿色技术创新的相关实证研究中,李婉红等[22]采用面板数据模型进行回归分析后得出结论,在考虑行业规模和创新投入两个控制变量的前提下,环境规制能够有效提高污染密集型行业的绿色技术创新水平,否则将产生负向效应;景维民等[23]使用偏向性技术进步模型、可行广义最小二乘法和系统广义矩方法进行研究后发现,技术进步偏向具有一定的路径依赖性,即当初始技术表现出较为明显的绿色或非绿色特征时,环境规制会进一步加强这种特征并使其表现出持续的绿色或非绿色偏向;Zhu等[24]通过构建Tobit-modified双重差分模型估算了中国碳排放权交易政策对于低碳技术的影响效应,研究结果表明,该政策对于控排企业和大型非控排企业的低碳技术创新均存在显著的诱发效应,即存在一定程度的政策外溢;康鹏辉等[25]采用双边随机前沿模型进行分析后认为,环境规制的“遵循成本”效应显著小于其所产生的“创新补偿”效应;王旭等[26]采用双重差分法对环保约谈政策进行了实证回归分析,结果表明,该政策产生的生态治理压力能够有效驱动企业绿色创新和价值创造行为的发生。

综上所述,现阶段国内外关于环境规制与绿色技术创新行为的关系研究主要存在以下两个特点:(1)中国实施的碳排放权交易试点政策具备准自然实验的相关性质,能够为论证“波特假说”提供难得的试验场所与充分的数据支撑,相比于以往单纯采用回归分析探究环境规制与技术创新相关关系的实证研究,基于“准自然实验”的计量模型方法得到了广泛应用,其中以采用双重差分法(DID)的文献居多,但较少有研究考虑到环境规制对于高排放、高污染行业的针对性而使用三重差分法(DDD);(2)目前多数研究缺乏对地区及企业层面异质性因素的探讨与论证,未能充分挖掘出环境规制对于企业技术进步的诱发作用在不同主体之间的差异化作用。

(二)理论基础与主要贡献

本文以“波特假说”及国内外现有相关研究作为理论基础,结合碳减排目标、绿色低碳转型目标及国家生态文明建设要求,探究以中国碳排放权交易试点政策为代表的市场型环境规制对于企业绿色创新行为的诱发效应及其异质性影响。

一方面,绿色技术创新存在“双重外部性”,即绿色技术本身存在较高的风险与不确定性,加之传统技术产生的环境污染治理费用并未纳入企业自身生产及运营成本当中,导致企业缺乏足够的绿色创新动力。另一方面,技术创新存在一定的路径依赖效应,以往技术和经验的积累以及规模报酬的持续递增,将会使创新主体将大量研发资源投入传统技术当中。此时,就需要政府部门采取适当的干预措施以改变技术创新的方向,相应有效政策应包括科技政策及环境政策两类,前者用以纠正技术市场失灵,后者用以改善环境外部性。Popp[27]的研究表明,科技政策对于绿色技术创新的促进作用明显低于环境政策。

企业作为理性经济体,其核心目标是通过降低生产运营成本、提高市场竞争力以谋求新的经济增长点,而在这个过程中,企业是否倾向于通过绿色技术创新以减少资源消耗和污染排放、促进产业结构调整和企业转型,则取决于“相关成本”的权衡比较。当政府通过环境规制来约束企业行为时,企业可以选择加大绿色技术创新投入、提高自身绿色技术创新水平以实现源头治理、清洁生产来满足规制要求,此时企业“执行成本”主要为企业绿色技术研发投入成本;企业也可以选择不进行绿色技术创新,而是通过事后污染治理来满足环境规制,甚至直接选择接受政府的经济制裁,此时企业的“执行成本”则包括污染物治理成本以及由于未履约所付出的处罚成本。企业领导者将根据企业实际情况,依据利润最大化等原则做出是否进行绿色创新的决策。但随着环境规制强度的加大,企业污染物治理成本及所要支付的处罚成本将逐渐高于企业绿色技术创新投入成本,此时企业将会选择通过研发绿色技术、更新生产设备来达到合规目的。值得一提的是,绿色技术创新往往存在相对滞后的“创新补偿”效应,即当企业通过持续性的绿色技术研发创新形成一定的规模效应及绿色技术集群效应后,由于企业整体创新效率的提高及创新成本的降低,届时企业将从中获得更多经济收益。

碳排放权交易作为一种碳约束工具,会在一定程度上影响企业的经营战略、经营决策及盈利能力。[28]根据Hicks提出的“诱致性技术创新理论”,要素价格的改变会促使追求利润最大化的企业通过技术创新完成丰富且廉价的要素对于稀缺并昂贵的要素的替代。[29]而碳排放权交易正是通过赋予碳排放权一定的市场价值使其成为稀缺要素,从而增加控排企业履约成本(购买碳配额成本)。依据经济学原理,企业作为“理性人”,当边际收益等于边际成本时,企业将通过减产、绿色创新以及搬迁等方式来降低成本。[30]而搬迁相比于其他两种决策方式来说,还存在额外的厂房建设成本、市场开拓成本及客户维系成本,同时企业依旧会面临再度成为被规制企业的风险。此外,选择进行绿色技术创新的企业不仅能够降低企业生产及运营成本,还能够通过在市场上出售多余的碳排放权从而获得额外的减排收益。因此,在碳排放权交易机制背景下,企业的绿色创新动力将会被有效激发。

在不同类型环境规制对于企业绿色技术创新行为的激励作用方面,Downing等[31]最早于研究中指出,市场型环境规制对于企业绿色创新的激励作用远远大于命令型环境规制。这是由于前者在实施过程中奖罚分明,更容易激发企业的绿色创新动力;而后者是通过制定某项具体标准来进行强制性约束,或多或少带有惩罚意味。不过,诸如碳排放权交易机制这类市场型环境工具的实际运行效果,往往还会受到政策覆盖范围、纳入行业类别、配额分配方式、碳价格等诸多相关因素的影响,因此依旧存在许多不确定性。

综上,本文可能的贡献体现在:(1)聚焦于探讨碳排放权交易机制这一市场化减排手段对于企业绿色技术创新行为的诱发作用,通过检验市场型环境规制的“波特效应”,拓展了环境规制与技术创新相关关系的文献研究,有助于深入理解碳减排工具在中国绿色低碳化转型过程中所发挥的关键作用;(2)深入探究了中国碳排放权交易试点政策与企业绿色创新行为在专利类型、政策实施时间、试点运行情况、地区及企业特征层面的差异化作用,为“波特假说”的异质性研究及全国统一碳排放权交易市场的建设提供了经验证据;(3)构建多时点DDD模型及PSM-DDD模型,检验了碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为的诱发效应,避免了内生性影响和使用双重差分(DID)模型所造成的结果偏差,在此类实证研究中相对较优。

三、数据构建与模型设定

(一)数据构建

本文选取中国上市企业绿色专利占比作为被解释变量。因为相比于绿色专利数量,绿色专利占比不仅能够直观体现企业的绿色创新能力及绿色创新意识,同时还能够剔除其他未观测到的因素的影响。进一步,本文选取绿色专利当年授权占比而非绿色专利当年申请占比作为被解释变量,原因是绿色专利当年申请占比仅能反映出企业对于绿色创新的重视程度,而无法有效度量企业实际绿色技术创新成果产出和进步情况。此外,依据技术特征和研发难度,一般可将所有专利依次划分为发明专利、实用新型专利、外观设计专利三种,由于外观设计专利在严格意义上并不属于技术类方案,因此,本文仅选取“绿色发明专利当年授权占比”及“绿色实用新型专利当年授权占比”作为最终被解释变量。

另外,本文选取了一系列企业层面特征指标作为控制变量。首先,依据经济学生产函数,可以将资本及劳动力视为投入要素,专利数量视为产出,且一般认为要素投入越多产出就越多,故本文选取企业净资产及员工数量来分别衡量企业资本规模及企业规模。其次,基于企业生命周期理论,已有若干研究证明,企业在不同发展阶段其创新能力及创新意识存在差异,其中处于成熟期的企业在专利数量及质量方面均有显著提升[32],因此本文选取企业年龄作为衡量企业成熟度的指标。再次,一般认为企业为社会创造的财富价值越高,企业自身创新能力越强,因此本文选取企业托宾Q值作为衡量企业社会财富创造力的指标。最后,有研究表明,合理使用债务杠杆可以缓解企业融资约束,从而为企业带来成本和规模优势,随着企业收入的增加将会促使企业投入更多资源用于创新活动[33],因此本文选取企业资产负债率作为衡量企业负债水平的指标。

上市企业专利数据来源于国家知识产权局专利数据库,其他数据均来源于国泰安数据服务中心。此外,本文依据国际知识产权组织(WIPO)于2010年9月推出的国际专利分类绿色清单(IPC Green Inventory)所提供的专利分类方法,对上市企业所有专利中具备绿色创新技术活动特征的环境友好型专利进行了区分,并据此得到了绿色发明专利当年授权占比以及绿色实用新型专利当年授权占比数据。

本文原始数据时间跨度为2010—2020年,由于2010年及2020年数据大量缺失,故本文选择剔除2010年及2020年数据。此外,本文剔除了截至2021年已退市企业以及2012年后上市企业,并进一步剔除了2011—2019年间存在大量数据缺失的企业条目,最终得到了2011—2019年共计20 399条上市企业观测数据。此外,生态环境部于2021年4月15日发布的《关于加强高耗能、高排放项目生态环境源头防控的指导意见(征求意见稿)》指出,石化、化工、建材、钢铁、有色、电力六大行业的二氧化碳排放量占全国排放总量的50%以上,推进上述行业的绿色低碳发展对于实现碳中和、碳达峰目标至关重要。故本文将以上六大高耗能、高排放行业划分为污染行业,其他行业划分为清洁行业,具体的行业对照如表1所示,相关信息均以上市企业证监会新行业分类为依据。上述企业整体分布情况如图1所示。由图1可知,中国上市企业多集中于广东省、北京市、江苏省等东部地区,其中广东省居多,而类似宁夏回族自治区、内蒙古自治区、青海省等中西部地区的企业总体数量较少且污染型企业占比较高。

图1 企业分布情况

表1 行业对照

此外,参考宋弘等[34]的数据处理方法,本文对部分变量做了对数化处理。原因如下:(1)不同地区的变量之间差距较大,取对数后并不会改变数据的原有性质和相对大小关系,而是通过缩小原数据的绝对数值、压缩变量尺度来达到方便计算、针对性研究等目的;(2)对数化处理能够使得原有数据序列趋于平稳,同时还能够降低数据出现共线性、异方差的概率。详细变量及数据描述如表2所示。

表2 变量及数据描述

(二)计量模型设定

传统政策效应评估多数采用双重差分(DID)模型,具体思路为:分别计算出政策实施前后试点地区(处理组)和非试点地区(对照组)的差异值,再对两个差异值进行相减,即可得到政策实施净效应。而在环境经济学相关研究当中,由于大多数环境规制的规制对象为高耗能、高污染、高排放行业,这类行业所面临的政策压力往往大于其他行业,因此也会产生更为显著的政策效果。基于此,本文采用环境政策评估国际前沿研究中较为常用的三重差分法(DDD),在双重差分模型的基础上加入行业污染属性变量,以进一步剔除不随时间变化且不可观测到的其他因素的影响。具体模型设定为

Yijt=α0+β1Treati×Postit×Pollutionj+β2Treati×

Postit+β3Treati×Pollutionj+β4Postit×Pollutionj+

ηXit+λi+μt+φ+γ+εijt

(1)

四、实证分析

在实证分析中,首先得出了三重差分模型的实证回归结果,即中国碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为诱发作用的量化结果,同时借助基于倾向得分匹配的三重差分(PSM-DDD)模型缓解样本偏差,并在此基础上进行一系列假设检验与稳健性分析。

(一)实证结果

三重差分模的实证回归结果如表3所示。其中,列(1)、列(4)控制了个体固定效应,列(2)、列(5)同时控制了个体固定效应与时间固定效应,列(3)、列(6)在上述基础上进一步控制了省份×年份固定效应与行业×年份固定效应,且列(1)—列(3)被解释变量为绿色发明专利当年授权占比即Inpatent,列(4)—列(6)被解释变量为绿色实用新型专利当年授权占比即Utpatent。由表3所列示的回归结果可知,在依次加入固定效应后,模型拟合度进一步提升,表明此时的模型效果更好。此外,仅列(4)、列(5)、列(6)回归结果为正且在1%的统计意义上显著,表明碳排放权交易试点政策对于绿色发明专利当年授权占比并无显著影响,而对于绿色实用新型专利当年授权占比则具有显著提升作用。本文认为,这可能是由于发明专利相比实用新型专利来说研发难度更大,需要的授权时间更长,且短期内难以发挥实用价值。从具体的估计效应大小来看,在加入全部固定效应后,碳排放权交易试点政策能够使得绿色实用新型专利当年授权占比提升6.74%。

(二)假设检验

1.平行趋势检验

为论证本文三重差分模型是否满足平行趋势假设,本文参照Jacobson等[35]采用的事件研究法,通过引入时间趋势变量验证其是否满足平行趋势假设,具体模型为

Yijt=α0+α1Treati+α2Postit+α3Pollutionj+

(2)

式中:Dij,t0+n为一系列时间趋势虚拟变量,其中,i表示企业,j表示行业,t0表示政策实施第一年,n表示政策开始实施后的第n年;若企业i所处地区为试点地区且所属行业为污染行业则Dij,t0+n在t0+n年取1,否则取0;该模型中时间跨度选定为2011—2019年,并将政策实施前1期即2012年作为模型基准组;Yijt为被解释变量,本文即为Inpatent、Utpatent;Before2期系数为β-2,After0期系数为β0,After1期系数为β1,以此类推;若系数βn在政策实施前即n<0期间不显著异于0(置信区间包含0值),表明此时处理组与对照组并未存在显著差异,二者在政策实施前是可比的,即平行趋势假设成立。

βn系数的大小及其95%的置信区间如图2、图3所示。其中,图2被解释变量为绿色发明专利当年授权占比,图3被解释变量为绿色实用新型专利当年授权占比。

图3 绿色实用新型专利当年授权占比时间趋势

由图2可知,碳交易政策实施前处理组与对照组间的变化趋势并未存在显著差异,其表现为Before2期系数β-2在统计意义上并不显著异于0(置信区间包含0值),说明处理组与对照组在政策实施前是可比的,满足平行趋势假设。而在政策实施后,系数β1至β6并未产生显著正向或负向变化趋势,且在统计意义上并不显著异于0(置信区间包含0值),说明碳交易政策并未对企业绿色发明专利产生显著影响作用。由图3可以看出,碳交易政策实施前处理组与对照组间的变化趋势并未存在显著差异,其表现为Before2期系数β-2在统计意义上并不显著异于0(置信区间包含0值),说明处理组与对照组在政策实施前是可比的,满足平行趋势假设。而在政策实施后,系数β1至β6均为正数,且系数β2、β3、β4在统计意义上显著大于0(置信区间不包含0值),表明碳交易政策对于企业绿色实用新型专利存在正向影响。

2.PSM-DDD

为了克服处理组与对照组由于初始条件差异而引起的选择性样本偏差,使得二者具备更为一致的时间趋势及更强的可比性,本文进一步引入PSM-DDD模型进行回归。首先通过选取适当的协变量以满足可忽略性假设,并在其基础上采用最邻近匹配方法进行匹配,最后通过核密度图对比验证了本文的匹配结果,具体匹配结果如图4、图5所示。从中可以看出,处理组与对照组的概率密度在匹配完成后几乎完全重合,满足共同支撑条件。

图4 匹配前倾向得分值

本文在倾向得分匹配基础上再次进行三重差分模型回归,具体回归结果如表4所示。从表4可以看出,完成倾向得分匹配后再次进行三重差分模型回归,各模型拟合度即R2均增大,表明此时的模型效果更佳。此外,与初始DDD模型回归结果(见表3)类似,碳排放权交易试点政策并未对企业绿色发明专利当年授权占比产生显著影响,对于绿色实用新型专利当年授权占比则存在显著提升促进作用。从估计效应大小来看,在加入全部固定效应后,碳排放权交易试点政策能够使得绿色实用新型专利当年授权占比提升6.66%,且在1%的统计水平上显著。上述结果进一步证明了本文初始DDD回归结果及相关研究结论的稳健性。

表4 PSM-DDD回归结果

3.安慰剂检验

为进一步验证实证结果的稳健性,本文借鉴刘瑞明等[36]的研究方法,通过模拟改变政策实施时间进行反事实检验。本文假设碳排放权交易试点政策开始实施的时间全部提前三年,若在整个研究时间段中存在其他政策措施或事件对企业绿色创新水平产生显著影响,那么将政策执行时间统一提前三年,所得回归结果应仍显著;若估计系数值不显著,则表明企业绿色创新水平的提高主要是由碳排放权交易试点政策诱发的,具体回归结果如表5所示。从表5可以看出,若将政策提前三年实施,碳排放权交易试点政策对绿色发明专利当年授权占比以及绿色实用新型专利当年授权占比均无显著影响,表明前文所述绿色实用新型专利当年授权占比的提高并非是由其他政策事件所影响的,而是源于碳排放权交易试点政策的影响作用。以上结果进一步证明了本文三重差分模型实证回归结果的有效性和稳健性。

表5 安慰剂检验结果

4.随机性检验

为证明中国在碳排放权交易试点选择与确定过程中具有充分的随机性,并非是以各地区绿色技术创新水平高低作为划分依据,即处理组是随机产生的,本文采用Logit模型对试点地区的选择随机性进行检验。选取政策实施前即2011—2012年间的数据作为观测样本,将各地区绿色发明专利当年授权占比和绿色实用新型专利当年授权占比分别作为自变量,以各地区是否为碳排放权交易试点地区作为因变量,来考量二者之间是否存在相关关系。若得到的结果不显著相关,则说明试点地区的选择具有充分的随机性。所得结果如表6所示,尽管Inpatent、Utpatent系数为负,但P值分别为0.401、0.968,远大于统计意义上1%的显著水平。因此可以认为,是否被确定成为碳排放权交易政策试点地区与该地区绿色技术创新水平无相关关系,即表明本文处理组的选择是随机的。

表6 随机性检验结果

5.其他同期环境政策的影响

与碳排放权交易政策在同一时期实施的其他环境政策也可能对企业绿色创新水平产生一定的影响。为排除其他同期环境政策对于本文实证回归结果的影响,本文搜集并整理了自2013年起基于城市或省份层面的重要环境政策,包括2013年起实施的大气污染物特别排放限值政策及2013年二次推行的低碳城市试点政策。其中,大气污染物特别排放限值政策试点地区为京津冀、长三角、珠三角等“三区十群”19个省(区、市)47个地级及以上城市,低碳城市试点政策第二批试点名单包括海南省及其他28个城市。本文通过构建上述环境政策虚拟变量与时间趋势的交互项以控制其他同期相关政策对于本文实证回归结果的影响。具体回归结果如表7所示,其中,Policy1×Time1表示大气污染物特别排放限值政策与其时间趋势的交互项,Policy2×Time2表示低碳城市试点政策与其时间趋势的交互项。

由表7可知,加入同期政策与其时间趋势的交互项后的回归结果与表3基准结果相类似,碳排放权交易政策仅对试点地区污染行业企业的绿色技术创新活动具有显著诱发效应,且仅表现为绿色实用新型专利当年授权占比的提升,对于绿色发明专利当年授权占比并未产生显著影响。此外,其他环境政策与其时间趋势交互项的系数较小且不显著。以上结果表明,其他同期环境政策并未造成本文估计结果的偏误,企业绿色创新水平的提高主要依赖于碳排放权交易试点政策的实施。

6.强式波特假说验证

由以上结果可知,碳排放权交易试点政策能够显著提升企业绿色创新水平,即有助于实现具有绿色偏向的“波特假说”。随着企业创新效率的提高和创新成本的降低,创新活动将通过“集聚效应”和“范围经济性”使企业获得更多收益,因此绿色创新也被企业视为获得可持续竞争优势的重要战略。[37-38]Jaffe等[6]也指出环境规制在一定程度上除了能够激发企业绿色创新活动外,还能实现企业竞争力和绩效的提升,即所谓的“强势波特假说”。然而也有部分学者认为,绿色技术创新存在先发劣势,研发初期因绿色技术对于非绿色技术的“替代效应”,在非绿色技术占优的市场环境当中,绿色技术研发企业缺乏足够的竞争力,在一定程度上将抑制企业经济增长。[39]因此,基于上述实证分析结果,对碳排放权交易试点政策能否在提高企业绿色创新水平的基础上实现“强式波特假说”进行相关验证将十分必要。

本文选取企业净资产收益率与营业收入的对数分别作为被解释变量进行回归,具体回归结果如表8所示。由表8可知,尽管碳排放权交易试点政策能够显著提升企业绿色创新水平,但此类技术目前来看,并未能够抵消企业为应对环境规制而付出的污染治理等一系列成本,也没有为企业创造一定的经济效益,即未能实现“强式波特效应”。本文认为,这可能是由于中国现有绿色技术的研发水平与推广程度还较低,多数绿色技术仍停留在末端污染处理技术的研发与应用层面,从源头减少污染的绿色清洁生产技术研发成果较少,且研发成本高昂,因此短期内无法形成产业规模效应以提升企业整体生产效率和经济效益。

表8 强式波特假说回归结果

五、异质性分析

考虑到碳排放权交易试点政策对于不同企业绿色创新行为的诱发效应可能存在异质性,且不同试点地区可能存在不同的政策效果,因此本文将进一步探究碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为诱发效应的异质性作用。

(一)时间异质性分析

为探究政策效应是否会随着政策实施时间的增加而产生不同程度的政策影响,或者是否在长期视角下其所表现出来的诱发效应更为明显,本文将Postit变量替换为Dotimet变量,由该变量表示政策实施时间长短。变量由当年年份减去政策实施年份再加1得出,其中,负数表示政策尚未开始实施,故全部替换为“0”,因此Dotimet=0、1、2、3、4、5、6、7中的某一值。本文将通过构建Treati×Dotimet×Pollutionj三重交互项以验证碳排放权交易试点政策是否存在时间异质性,具体回归结果如表9所示。

表9 时间异质性回归结果

从表9可以看出,碳排放权交易试点政策对于绿色发明专利当年授权占比始终未产生显著影响;而对于绿色实用新型专利当年授权占比来说,随着政策实施时间的延长,政策净效应出现了较为显著的增长趋势,但此结果仅在10%的统计意义上显著。本文认为碳排放权交易试点政策之所以存在一定的长期效应,一是随着市场阶段的成熟和交易规模的扩大,碳排放权交易市场日趋稳定和完善;二是由于作为一种创造性活动,绿色技术创新从设计、研发、应用再到形成完整的产业体系会经历一个较为漫长的周期,因此碳排放权交易政策对于企业绿色创新水平的提升效应会存在一定的滞后,即随着政策实施时间的延长,绿色技术发展趋于成熟,专利授权数量不断增加,绿色技术创新水平将会出现显著提升。

(二)碳排放权交易试点市场异质性分析

1.碳排放权交易试点市场异质性分析

中国现有的8个碳排放权交易试点市场,由于地区资源禀赋、社会发展状况不同,其减排成本和增长路径存在一定的差异,而且各个碳排放权交易试点市场也在独立运行过程中形成了其特有的交易形式和市场特征。但由于缺乏统一的制度政策来约束指导,各试点市场基本处于完全割裂的状态,部分试点运行良好,个别市场及地区现状则差强人意。通过探究各试点地区对于企业绿色创新水平产生的异质性政策效应,能够了解各试点在整个碳排放权交易机制运行过程中所扮演的角色和该市场存在的价值及意义,有助于实现碳排放权交易试点市场的针对性优化改进,为建立全国碳排放权交易市场提供建设依据和政策建议。

由于此前所有实证回归结果均表明碳排放权交易试点政策并未对企业绿色发明专利当年授权占比产生显著影响,故后文仅采用绿色实用新型专利当年授权占比作为被解释变量。具体实证回归结果如表10所示。由表10可知,湖北、上海碳排放权交易试点市场所实行的碳排放权交易政策对于企业绿色创新水平的促进作用最明显,且均在1%的统计水平上显著,具体来看,其表现出的提升效应分别为9.35%和7.69%;其次为天津、北京碳排放权交易试点市场,两试点碳市场对于企业绿色创新水平的提升作用分别为22.15%、8.72%,且在5%的统计水平上显著;而深圳、重庆、广东、福建碳排放权交易试点市场并未发现对企业绿色创新水平表现出显著影响作用。

表10 碳排放权交易试点市场异质性回归结果

碳交易网站及相关数据统计表明,深圳、广东碳排放权交易试点市场历年成交量与成交额位居前列,但上述回归结果却显示,相关试点地区仍然未能对企业绿色创新水平的提升产生显著的正向促进作用。这表明,企业绿色创新水平的提升并不依赖于碳排放权交易试点市场的运行现状,而应该是该市场对于企业绿色创新行为的激励与推动作用能否显现。举例来说,企业为实现自身利益最大化,会通过碳排放权交易市场所形成的价格信号对各项收益(包括出售碳排放权获得的额外收益、消费者对于绿色产品的认可及溢价购买程度以及由于进行绿色创新活动获得的政府补贴及税收减免等)与成本(购买碳配额的成本以及绿色技术研发的成本投入)进行对比,从而选择是否进行绿色技术创新活动。当企业购买碳配额的成本远低于绿色研发投入成本时,企业将更加倾向于直接购买碳配额进行履约而非进行绿色创新,因此,碳排放权交易市场较高水平的成交价格就显得尤为重要。此外,中国碳排放权交易试点市场目前大多采用免费分配方式且配额分配总量过于宽松,而这种方式容易造成碳排放权交易市场扭曲,不利于价格机制的形成,企业缺乏减排动力和成本压力,自然不愿意耗费成本研发绿色技术。

2.考虑碳价格的碳排放权交易试点市场异质性分析

碳排放权交易政策作为一种市场化减排手段,以“科斯定理”为理论依据,通过赋予碳排放权一定的市场价格以解决环境外部性问题。作为市场需求与供给共同作用的结果,科学合理的碳价格机制能够通过释放经济信号实现碳减排技术及资源的配置优化。一方面,碳价格能够通过成本约束促使企业完成减排目标;另一方面,碳价格反映出的要素稀缺性使得企业能够通过出售多余碳配额获得额外收益,因此企业具备一定的动力进行绿色技术投资与研发。但中国作为碳排放权交易新兴市场,仍存在交易主体类型少、成交量少、价格波动明显、市场流动性差等诸多问题,因此,目前各试点市场的碳价格能否发挥其价格发现功能,诱导企业实现绿色技术创新,还有待论证。

基于此,本文将进一步纳入碳价格变量,记为Price,并构造Treati×Postit×Pollutionj×Price四重交互项,以检验碳排放权交易试点政策实施后,试点地区污染行业中的企业绿色创新水平是否与各试点地区碳价格水平相关。其中,碳价格数据为各碳排放权交易试点市场自开市以来的日成交均价,数据来源于各碳排放权交易试点网站。考虑碳价格的碳排放权交易试点市场异质性回归结果如表11所示。

表11 考虑碳价格的碳排放权交易试点市场异质性回归结果

回归结果表明,各碳排放权交易试点市场中的碳价格对于企业绿色技术创新水平的影响系数较小且均不显著,并未发现试点市场中的碳价格水平与企业绿色创新水平存在显著相关性,即碳价格目前尚未发挥出应有的发现和激励功能,未能向企业传达出积极的绿色投资信号。结合各试点市场碳价格现状(见图6)来看,各个碳排放权交易试点市场均存在明显的价格波动且相对来说处于较低价格水平,基本维持在每吨60元人民币以下,平均价格约每吨30元人民币。企业减排成本和绿色创新投入一旦高于市场碳价格,企业往往不会选择通过绿色技术创新实现减排,而是倾向于通过购买碳配额完成履约,此时减排主体企业将出现减排压力被弱化且绿色创新动力不足等现象。此外,结合各试点市场碳价格描述性统计结果(见表12)来看,湖北碳排放权交易试点市场,尽管市场交易活跃度位居首位,价格波动性也较小,但平均价格水平较低;而北京碳排放权交易试点市场虽然碳价水平较高,但价格波动性较大,市场交易活跃度也较差;天津碳排放权交易市场,尽管价格波动性小,但市场交易不活跃,平均价格也处于较低水平。综合以上情况来看,碳排放权交易试点市场中的碳价格体系只有同时具备以下三个特点,即交易活跃度高、价格波动幅度小、平均价格水平高,才有可能发挥出碳排放权交易市场碳价格的价值规律作用,为企业传递积极的减排信号,激发企业绿色技术创新动力。

图6 各试点市场碳排放权日成交价格

(三)社会经济及企业层面异质性分析

碳排放权交易试点政策是否会由于其他社会经济及企业层面的差异化特征对企业创新行为产生异质性效应?基于此,本文在三重差分基础上进一步加入特征虚拟变量featurei,并依据相关理论及研究,选取企业所有制、区域经济发展、政府补贴、市场竞争强度、企业规模、企业创新能力、企业创新意识7个指标作为碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为诱发效应的异质性分析指标。本文参考刘志彪等[40]的研究后,选取能够反映市场集中度的综合指数——赫芬达尔-赫希曼指数(HHI),并使用其乘以-1后的所得值来衡量市场竞争强度,该值越大表明市场竞争强度越高。其他指标的选取将不在此处赘述。以上所有数据均来源于国泰安数据服务中心。值得注意的是,为使结果更具参考意义和价值,除企业所有制外,其余变量均为连续型变量,连续型变量具体描述如表13所示。考虑到碳排放权交易试点政策并未对企业绿色发明专利当年授权占比产生显著作用,故下文仅将绿色实用新型专利当年授权占比作为被解释变量,以上7个指标的具体回归结果如表14所示。

表13 社会经济及企业层面变量描述

表14 社会经济及企业层面异质性分析

从表14中可以看出,试点地区污染行业中国有企业的绿色技术创新水平与非国有企业并未存在显著差异。本文认为这是由于国有企业和非国有企业在绿色技术创新层面均存在相对优势。国有企业相较于其他企业来说,企业组织结构较稳定、经营规模较大、抗风险能力较强、能够获得更多的财政补贴,且在创新过程中个人所要承担的风险成本较低;可一旦国有企业对于政府的财政补贴及资金支持出现过度依赖,就会导致国有企业出现短期化行为,不再进行技术研发和绿色创新。对于非国有企业来说,要想在激烈的市场竞争当中存活并取胜,就需要具备更强的市场洞察力和利益驱动力,因此其人力资本产出效率和绿色技术研发效率相对更高。此外,企业绿色创新水平与政府补贴成正比,但与区域经济发展、市场竞争强度、企业规模、企业创新能力、企业创新意识之间并未表现出显著的线性相关关系。

六、结论、启示及展望

本文基于中国上市企业2011—2019年宏观和微观数据,将中国碳排放权交易试点政策视为“准自然实验”,采用DDD模型及PSM-DDD模型,探究了中国碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为的诱发效应,并在此基础上进行了系列异质性分析。实证研究结果表明,市场型环境规制的“波特假说”得到验证,具体来看:(1)碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为具有显著诱发效应,但仅体现为企业绿色实用新型专利当年授权占比的提高,经过系列检验后,结果依然稳健;(2)尽管碳排放权交易试点政策能够验证“波特假说”,但目前尚未能为企业创造显著的经济效益以实现“强式波特假说”;(3)碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为的激励和诱发作用在长期视角下更为显著;(4)上海、湖北碳排放权交易试点市场对于企业绿色创新水平的促进作用最为明显,其次为天津、北京,而深圳、重庆、广东、福建碳排放权交易试点市场并未对企业绿色创新水平的提升表现出显著促进作用;(5)目前中国试点市场碳价格体系从整体来看,仍存在交易活跃度低下、波动幅度大及价格水平低等问题,并未向企业传递出积极的价格信号以激励企业实现绿色技术创新;(6)企业绿色创新水平与政府补贴成正比,与企业所有制、区域经济发展、市场竞争强度、企业规模、企业创新能力、企业创新意识并未表现出显著的线性相关关系。

针对上述结论,本文得出以下几点政策启示。

(1)本文的研究结论表明,碳排放权交易试点政策的实施有助于提升企业绿色创新水平,因此有必要积极推动全国碳排放权交易市场的建设。在此过程中,既要进一步完善碳市场交易机制,努力构建碳价格水平高、价格波动性小、市场交易活跃的碳价格体系以实现碳资源的合理有效配置,也要充分发挥其信号和激励功能,引导各企业在以最小减排成本完成减排目标的基础上,实现绿色技术创新和企业转型升级。

(2)建立全国碳排放权交易市场,要综合考虑中国目前所处的发展阶段、经济发展水平、能源消费状况、产业结构布局、减排目标及减排成本等相关因素,在政策制定过程中避免“一刀切”;应充分考虑受监管区域及企业的异质性特征,建立灵活多变的环境规制体系,避免简单粗暴的执法方式。例如,政府及相关部门应加大对于绿色技术创新水平较为低下企业的财政补贴、专项资金扶持及金融支持力度;应针对重点区域、重点行业以及群众投诉反映强烈、违法违规频次高的企业,加大对其规制及处罚力度等。

(3)积极构建产学研深度融合、基础设施完善、资源配置高效、成果转化顺畅的绿色技术创新体系,建立健全绿色低碳成果转化机制和利于企业成果转化的绩效评价体系,建立绿色技术产业化服务平台,创建绿色技术创新示范型企业和绿色产业集群,发挥政府财政资金的激励作用,引导并推动企业实现创新链与产业链的精准对接以发挥绿色技术正外部性,实现由技术资源向经济效益的有效转变,使其成为推动企业经济增长的现实动力。

针对本文研究中的局限,期望今后从以下两方面进一步丰富及完善:(1)由于目前缺乏对于专利质量的有效识别与考察,许多企业在专利申请过程中存在投机性、策略性行为,整体表现出专利质量低下、数量激增等特点,故本文仅以专利数量作为衡量企业绿色创新水平的标准可能存在一定的局限性,未来将考虑使用技术、经济等多个维度的综合量化指标实现对于专利质量的有效衡量以进一步丰富本文的研究内容;(2)目前较为流行且使用较为频繁的碳配额分配方法包括祖父法、基准法以及拍卖法[41],不同配额分配方式下的碳排放权交易政策对于企业绿色创新行为可能存在不同程度的影响效应,因此,未来倾向于从配额分配方式等角度,进一步探讨碳排放权交易试点政策对于企业绿色创新行为的异质性作用,以期完善本文及相关领域的研究结论。