碳排放权交易制度对企业绿色创新的影响机制研究

梅林海 崔婉玲

一 引 言

20世纪70年代开始，全球变暖成为人类社会的一个重大问题，大量使用化石能源所排放的二氧化碳等温室气体被认为是主要原因。通过技术创新、产业升级等方式向低碳经济转型是应对全球变暖和实现可持续发展的重要路径(Rehman et al.，2021)［1］。在此背景下，许多国家为应对气候变化做出了巨大努力，取得了积极的成效(张雅欣等，2021［2］；Fareed和Pata，2022［3］)。中国作为世界上最大的碳排放国，2021年产生了119亿吨二氧化碳排放量，约占全球排放量的33%，在碳减排上面临着巨大的压力。近年来，我国从国情出发制定了减排目标和一系列政策措施促进二氧化碳减排(Ahmad et al.，2020)［4］。2020年9月，习近平总书记在第七十五届联合国大会一般性辩论上正式宣布：“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。”2021年政府工作报告也强调要扎实做好碳达峰、碳中和各项工作，加快建设碳排放权交易市场。因此，协调适配更有效的命令控制型政策与完善市场机制建设是推动我国碳排放目标如期实现的重要途径。

碳排放权交易是一种以市场为基础的碳定价工具和配额交易机制。我国碳排放权交易制度包括配额分配方式、总量控制的交易机制等方面内容。其中，配额分配方式主要采取免费分配方式下的历史法，同时考虑到企业减排成本和行业特性，所以大多数情况下配额限额为排放强度上限。而总量控制的交易机制是通过政府规定的碳排放限额，激励企业为达到超额减排而进行节能改造和创新，以出售富余的碳排放配额获得额外收益。交易机制也促使环境成本内部化，增大减排不达标企业的生产成本，从而增强企业减排的内在动力，最终实现控制碳排放总量的目的。2011年，国家发改委正式印发了《关于开展碳排放权交易试点工作的通知》，批准北京、天津、上海、重庆、湖北、广东、深圳共七个省市率先开展碳排放权交易试点工作，试点范围主要覆盖了电力、钢铁、石化、化工、建材、造纸、有色、航空共八个高碳排放行业的企业。由于各地区实际排放情况存在差异，国家发改委允许试点地区灵活设计地方碳交易市场制度，比如碳排放限额和减排目标。经过十余年的发展，碳排放权交易制度逐步完善，全国碳排放权交易市场于2021年以发电行业为首批行业正式启动，目前已有超过40亿吨的排放量被纳入全国碳市场进行交易。意味着中国已建立全球规模最大的碳市场，这也成为我国应对全球气候变化行动的重要步骤。

目前，全国碳排放权交易制度仍在试点阶段，需要不断优化交易制度的内在设计和扩大市场规模。企业作为创新活动的主体和环境规制的主要对象，对研究碳排放权交易制度的微观影响有重要意义，通过考察企业层面对环境政策实施所表现出的适应性行为，有助于厘清碳排放权交易制度与企业绿色创新之间的动态关系，激发绿色创新活力。梳理现有文献不难发现，越来越多研究开始关注我国碳交易市场，基于企业公开数据以及宏观经济数据分析碳交易机制的技术创新效应是较为主流的研究方向，但有关碳交易机制能否推动企业绿色创新的研究尚未形成统一结论，有待于提供更多实证证据的验证。另一方面，现有关于碳排放权交易制度影响绿色创新的机制研究主要从企业内部因素(如研发强度、成本效益)和市场机制(如碳市场流动性、碳价格)的角度展开，较少关注政府与媒体大众在其中起到的作用。但环境问题的解决需要依靠政府、社会和企业多方共同努力，因此，本研究的一个合理猜测是：政府对创新发展的支持减轻了企业研发投入压力和创新的不确定性，而媒体对企业生产污染问题的聚焦促使企业呈现出更强的绿色创新倾向，最终使企业基于政府支持激励与媒体关注压力这两个原因，积极进行绿色技术创新，推动绿色低碳生产，从根本上解决碳排放问题。

根据以上分析，本文利用2007—2017年我国沪深A股上市企业的相关数据，采用三重差分模型考察碳排放权交易制度对企业绿色创新行为的影响，为今后深化推进全国碳排放权交易制度提供启示。在此基础上，进一步从政府支持与媒体关注的视角，综合分析企业外部作用机制，探讨碳排放权交易制度影响企业绿色创新的传导途径，并使用拓展的异质性企业模型从理论上厘清动因，从而为企业节能降耗和绿色发展路径制定提供理论依据。与现有文献相比，本文可能的边际贡献主要体现在：第一，以在七个省市开展的碳排放权交易试点作为准自然实验，采用三重差分模型识别碳排放权交易制度对企业绿色创新的潜在效应，在一定程度上避免实证过程中可能出现的内生性问题。一方面通过平行趋势假设检验，排除随时间变化但没有固定规律的影响因素造成的干扰，另一方面通过控制地区、行业和年份固定效应，减少由地区、行业和年份中不随时间变化的差异和随时间变化且有固定规律的因素的影响。第二，拓展异质性企业模型，丰富碳排放权交易试点政策效应评估的有关研究，拓宽研究思路。以往研究较少基于理论模型探讨碳排放权交易制度如何影响企业绿色创新，本文基于政府支持与媒体关注的视角，以消费者效用函数为基础，适当拓展异质性企业模型，对碳排放权交易制度影响企业绿色创新可能存在的机制给予规范的数理阐释。第三，从企业所有制类型、外部融资能力角度对碳排放权交易制度影响企业绿色创新的异质性进行研究，并且进一步从机制异质性角度探讨异质性出现的原因，从而识别碳排放权交易制度影响企业绿色创新的差异化效应。

二 文献综述与研究假说

(一)碳排放权交易制度与企业绿色创新

环境规制对绿色创新的影响是环境经济学和创新领域关注的重点议题之一，但是受绿色创新标准难以准确定义与衡量、环境规制测度的内生性问题、环境规制存在非线性影响等方面的限制，现有研究对二者之间的关系一直存在争议。目前文献主要围绕“遵循成本效应”(Palmer et al.，1995)［5］和“波特假说”(Porter 和 van der Linde，1995)［6］展开研究。新古典经济学认为，环境规制会增加企业的制度合规成本、分散企业家精力，并且影响企业的投资决策，因而对技术创新的资源投入产生挤出效应，抑制企业技术创新(Gray和Shadbegian，2003［7］；Kneller和Manderson，2012［8］)。而“波特假说”认为，设计良好的环境规制能够倒逼企业技术革新并提升生产效率和企业绩效，从而产生创新补偿效应(Lee et al.，2011)［9］。另外，还有一些学者认为环境规制对企业绿色创新并不总是存在单一的促进或抑制作用，比如二者之间的关系可能呈现出“U”型动态特征，即随着时间从短期到长期和环境规制强度逐渐增强，环境规制对绿色技术创新的影响将由抵消效应转变为补偿效应(蒋伏心等，2013［10］；于鹏等，2020［11］)。

需要指出的是，尽管我国环境规制工具总体上可以分为命令型、市场型和自愿型三种，但长期以来以命令型为主(王班班和齐绍洲，2016)［12］。自从2007年首次大规模推出市场型环境规制后，我国环境规制体系逐步从命令型向市场型转变，因此，近年来国内相关研究主要围绕市场型环境规制工具开展，比如二氧化硫排放权交易市场(齐绍洲等，2018)［13］、二氧化碳排放权交易市场、绿色信贷政策(陆菁等，2021)［14］、环境保护税(温湖炜和钟启明，2020)［15］。

欧盟在2005年建立的碳排放权交易体系(EU-ETS)是全球第一个碳排放权交易市场，所以早期研究更多关注欧盟碳交易体系(Rogge和Hoffmann，2010［16］；陈晓红和王陟昀，2012［17］)。随着我国碳排放权交易制度的颁布和实施，研究对象开始从欧盟碳交易市场扩展到我国碳交易市场。但由于我国真正建立碳交易市场的时间不足十年，受到时间区间、变量选取等方面的限制，对我国碳交易机制的政策效应尚未达成一致结论，当前相关研究也更多关注碳交易机制整体设计或其他市场表现方面的影响，如减排效应(吴茵茵等，2021)［18］、经济效应(Ma和Li，2021)［19］、企业投资(张涛等，2022)［20］、生产效率(胡晖和唐恩宁，2020)［21］。现有碳排放权交易制度的影响研究中，常见的定量实证方法主要有先验的模拟分析和后验的计量研究两类。在模拟分析中，主要采用CGE等仿真模型(Meng et al.，2018)［22］设置情景，以此考察碳交易机制对碳排放、能源效率等的潜在影响。在计量研究中，我国试点实施的碳排放权交易试点政策为检验中国碳交易市场的有效性提供了良好的准自然实验基础，因此能够采用双重差分法(何彦妮，2022)［23］、三重差分法(刘晔和张训常，2017)［24］、合成控制法(王为东等，2020)［25］进行实证研究，这些方法也是近年评估碳交易机制对企业绿色创新影响的主流实证方法。

梳理近年文献可以发现，碳排放权交易制度对绿色创新的影响研究相对丰富。不少研究证实了我国碳排放权交易制度确实具有促进绿色创新的显著效果，但我国碳排放权交易制度起步较晚且企业绿色创新的相关数据难以获得，故大部分研究在地区层面展开分析。如Yang et al.(2021)［26］以我国东部10个省份为研究对象，发现碳排放权交易试点政策显著提高约10%的地区绿色全要素生产率；尹迎港和常向东(2022)［27］的研究亦支持这一观点，认为碳排放权交易制度整体上促进了试点地区绿色全要素生产率的提升，且对湖北、北京和上海的影响效果更加明显。当然，也有文献从研发强度、碳价格、成本与收益强弱关系等角度探究碳排放权交易制度与企业绿色技术创新的关系，但结论不一(Shi et al.，2018)［28］。胡珺等(2020)［29］认为尽管受到企业成本转嫁能力和碳市场流动性影响，碳排放权交易制度的实施仍显著推动了企业技术创新。而Chen et al.(2021)［30］实证发现碳排放权交易试点政策大幅降低绿色专利占比约9.26%，由此认为碳排放权交易制度不利于企业绿色创新。据此，本文提出假说1。

假说1：碳排放权交易制度的实施对企业绿色创新存在促进作用。

(二)碳排放权交易制度、政府支持与企业绿色创新

根据信号传递理论，如果企业获得政府的大力支持与相关政策的扶持，外部投资者会接收到政府与企业双方传递出的积极信号，这可以缓解企业与投资者之间的信息不对称问题(郭玥，2018)［31］，并且基于对政府的信任，企业能够获得更高的信用认可。因此，在市场激励型环境规制下，政府创新支持作为政府干预的一种手段会释放出企业技术和研发项目质量认证的信号(Kleer，2010)［32］、企业与政府保持良好关系的信号(伍健等，2018)［33］以及企业受到政府部门监管认证的信号(王刚刚等，2017)［34］，从而引导更多金融机构提供贷款或者吸引更多社会资本投资，减轻企业为保证生产活动及产品在污染标准控制范围内而面临的环境合规成本负担，推动企业积极开展绿色创新活动。

本质上，市场激励型环境规制工具的作用途径是实现污染企业外部成本的内部化，迫使企业选择有利于生态环境的生产策略(郭进，2019)［35］。但是外部环境成本内部化必然会增加企业成本压力，使企业疲于应对因在生产过程中污染环境而带来的高额罚金和行政处罚，挤占原本用于绿色创新的资源，所以政府给予的创新优惠补贴和政策支持能够在一定程度上减轻企业因技术升级、新产品研发所导致的生产成本压力。颉茂华等(2014)［36］的研究也表明，对于那些既遵循国家环境规制标准又致力于技术创新的企业，政府应该给予一定的扶持补助，这样可以引导技术资源和社会资本投向这些企业。据此，本文提出假说2。

假说2：碳排放权交易制度通过提高政府对企业的研发支持力度，推动企业绿色创新。

(三)碳排放权交易制度、媒体关注与企业绿色创新

绿色发展理念的宣传和环境规制政策的颁布激发了公众对节能减排的关注，使公众环境保护意识日益增强，也更加关注可能影响到日常生活的环保信息，由此公众参与成为推动企业绿色技术创新的重要力量。根据新闻传播学的议程设置理论，大众传媒只需要通过新闻报道和信息传达活动对某些问题予以重视，为公众安排议事日程，就能影响公众关注的焦点和对社会环境的认知。Carroll和Mccombs(2003)［37］指出，媒体对企业的报道数量、文本情绪与公众对企业的关注、了解、评价是正相关关系。张济建等(2016)［38］也指出，环境方面的媒体报道可以帮助企业重视环保问题，从而加大环保投入，并获得更好的绿色创新绩效。因此，媒体报道不仅有助于大众及时了解企业环保信息，而且能够促使企业积极采取节能减排的环保行为(汪建成等，2021)［39］。

另一方面，企业绿色创新行为会通过外部性影响内外部利益相关者(杨东和柴慧敏，2015)［40］，经济利益相关者也可以通过大众媒体及时关注上市企业环境信息，特别是严重损害企业形象和声誉的负面信息，由此，来自利益相关者的压力会促使环境外部性内化。同时，以市场为基础的经济激励型环境规制会加强媒体对企业的环境治理作用，促进企业增加环保投资(王云等，2017)［41］。另外，技术的路径依赖性和资本的逐利本性使得绿色技术存在先发优势，而单纯依靠市场是无法有效引导技术向绿色低碳方向转变的，那么媒体监督对企业选择绿色技术创新就有明显的激励作用(Klemetsen et al，2018)［42］。据此，本文提出假说3。

假说3：碳排放权交易制度通过提高媒体关注度，倒逼企业提高绿色创新水平。

三 理论分析

当碳排放权交易市场尚未完全有效建立时，在碳减排压力和企业外部利益相关者关注下，企业可能通过以下两种机制促进绿色创新：一是政府支持，具体通过财政支持等缓解企业创新资金压力；二是媒体关注，具体通过新闻媒体对企业的关注将环境治理责任内化为企业生产经营理念。因此，本文将在消费者效用函数基础上，适当拓展异质性企业模型(Melitz，2003)［43］：(1)引入企业节能创新行为；(2)引入碳排放约束；(3)引入政府对企业创新的支持行为和新闻媒体对企业生产经营的关注，阐明碳排放权交易制度如何通过政府支持和媒体关注这两个渠道影响企业绿色创新。

(一)偏好和市场结构

(二)异质性企业的创新选择与生产行为

基于上述假设，在碳排放权交易制度约束下，单个企业利润最大化可表示为以下形式：

(1)

(三)均衡解求解与比较静态分析

根据式(1)，通过求解利润最大化问题，可得均衡时的产量、创新投资分别为：

(2)

(3)

四 研究设计

(一)模型构建

双重差分方法被广泛运用在政策评估研究中，其通过对比受到政策冲击的处理组与不受政策冲击的对照组，剔除不随时间变化的因素而得到政策影响的净效应。但该方法可能存在的一个问题是除了碳排放权交易试点政策之外，有其他同期实施的政策也会对企业绿色创新产生影响(任胜钢等，2019)［44］，比如2010年开始逐步在天津、重庆、广东等多个省市实施的低碳城市试点政策，以及2014年开始在广东、江西、湖北、内蒙古、河南、甘肃、宁夏等七个省(自治区)启动的水权交易试点工作。另外，碳排放权交易制度主要针对的是碳排放量较高的行业，可能对高碳排放行业内企业绿色创新活动有更明显的促进作用。因此，如果忽略行业因素，设定对照组是试点地区的其他企业，则高碳行业企业本身可能相对于其他企业的绿色创新产出就具有差异性的时间趋势，而如果将非试点地区的企业作为对照组，可能在政策冲击前处理组与对照组已经存在随时间变化的差异，所以无论将哪一组企业作为对照组，采用双重差分模型可能都无法满足平行趋势假设这一重要前提(刘晔和张训常，2017)［24］。

根据上述分析和三重差分法(DDD)，通过同时引入行业与地区层面的属性，构造包含两对处理组和对照组的准自然实验，能够进一步剔除两对处理组和对照组之间地区、行业的特征变量和随时间变化的其他因素的影响，得到更加稳健的研究结果。具体地，将试点地区的企业作为第一对处理组和对照组，组内差异主要来源于试点政策、其他同期环境政策和行业因素的影响；同时由于非试点地区不受碳排放权交易试点政策的影响，将非试点地区的试点行业企业与非试点行业企业作为第二对处理组和对照组，组内差异主要包括了其他同期环境政策和行业因素的影响。此时，如果将第一对处理组和对照组的差异减去第二对处理组和对照组的差异，则得到碳排放权交易试点政策的净效应。因此，本文采用三重差分法对碳排放权交易试点政策的实施效果进行评估，有利于厘清碳排放权交易试点政策对绿色创新的影响。具体的三重差分模型设定如下：

lngpatentit=β0+β1DDDit+β2piloti×aftert+β3piloti×affecii+β4aftert×affecii+βxXit+φk+φj+φt+εit

(4)

其中，下标i、j、k、t分别表示上市企业、行业、地区和年份，β0为常数项，εit是随机扰动项。

被解释变量lnpatentit表示i企业当年绿色创新能力。此外，模型纳入一系列上市企业经济特征变量作为控制变量(Xit)，并引入地区固定效应(φk)、行业固定效应(φj)、年份固定效应(φt)。与政策实施相关的虚拟变量(piloti、aftert、affecii)定义如下：

DDDit是本文的核心解释变量，即三重差分变量DDDit=piloti×aftert×affecii，其系数反映出碳排放权交易试点政策对企业绿色创新能力的净影响。

(二)变量选取与处理

1.被解释变量

绿色创新能力(lngpatent)。相对于新产品产值、绿色全要素生产率等衡量绿色创新的指标，绿色专利数据不仅更加真实地反映出企业的创新信息，而且可以直接测度企业自主创新能力(付明卫等，2015)［45］。同时，相对于专利授权数量，专利申请数据更加可靠、稳定、及时，专利在申请过程中可能就已经对企业经营等各方面产生影响(黎文靖和郑曼妮，2016)［46］。因此，本文选用绿色专利申请数量作为绿色创新能力核心衡量指标，对绿色专利申请数量均采取加1后取自然对数处理。

为了进一步分析碳排放权交易试点政策对不同类型绿色专利的作用，本文将绿色发明专利申请量(lngipatent)和绿色实用新型专利申请量(lngupatent)作为被解释变量的替代变量。此外，稳健性检验中，本文还选取绿色专利在全部专利申请量中的占比(gpatentratio)作为替代变量进行回归估计。

2.核心解释变量

DDD以虚拟变量的形式设定。若上市企业注册地址在试点地区、归属行业属于试点行业以及年份在2011年之后，那么DDD取值为1，否则取值为0。

3.控制变量

(1)企业经营状况(profitratio)，用样本中上市企业营业利润与营业收入之比来衡量。现金流状况和预期利润是影响企业研发投入的关键因素(Brown和Petersen，2011)［47］，若经营状况较好，将支撑企业进行绿色创新活动。(2)企业信用评价(lndebt)，用上市企业的负债总计加1取自然对数后衡量。一般认为适当的负债经营可以弥补长期发展资金的不足，使企业能够利用更多资金改善研发创新环境。(3)企业规模(lnfixasset)，用上市企业固定资产水平加1取自然对数后衡量。企业规模越大，提供的研发创新保障也越强，从而创新成功率越高(张忠寿和朱旭强，2022)［48］。(4)企业成熟度(lnage)，用上市企业自然年龄加1取自然对数后衡量。相对年轻企业而言，成熟企业管理完善、内部制度健全，研发创新活动也更有计划性和稳定性，较少受到其他因素的明显影响(王一卉，2013)［49］。

4.其他变量

政府支持力度，即政府研发补贴强度(rgs)。上市企业获得政府研发补贴的信息披露于企业年度报告中，但由于缺乏统一的披露形式而需要统一筛选口径，为此本文结合已有文献(王刚刚等，2017［34］；郭玥，2018［31］)有关研发创新的关键词检索筛选方法和手工筛选来确定属于研发补贴范畴的项目，最后加总各样本的年度数据作为上市企业当年研发补贴总额。进一步地，对政府研发补贴总额加1取自然对数。

媒体关注程度，即媒体报道强度(media)。考虑到网络媒体和报刊媒体是信息披露和传递的重要传播渠道，已有文献(汪建成等，2021［39］；杨道广等，2017［50］)采用媒体报道的相关新闻总量数据进行量化统计。一般来讲，网络媒体报道参差不齐，相对缺乏专业度，因此，本文选取报刊媒体的年度报道数量加1取自然对数后衡量上市企业面临的媒体关注程度。

(三)样本与数据来源

本文以2007—2017年间我国沪深两市A股上市企业为研究样本。另外，为了保证样本数据的有效性和可靠性，参考已有研究对研究样本进行处理，剔除如下上市企业：连续遭受交易状态为特别处理或面临终止上市风险的企业(ST和*ST企业)；金融行业的企业；样本期间上市和终止上市的企业；主要变量数据缺失比较严重的企业。

相关数据来源：(1)上市企业专利数据来自中华人民共和国国家知识产权局。根据世界知识产权组织(WIPO)在2010年发布的“国际专利分类绿色清单”，绿色专利分为七大分类，本文按照其划分标准和IPC代码识别和核算企业每年的绿色专利申请数量，以此作为企业绿色创新能力的核心衡量指标，并进一步区分绿色发明专利和绿色实用新型专利。(2)企业财务信息、政府补助信息等经济特征数据来自国泰安数据服务中心(CSMAR)。(3)上市企业报刊新闻量化数据来自中国研究数据服务平台的新闻数据库(CFND)，该数据库的信息来源于中国证券报、上海证券报、第一财经日报等重要报纸媒体。本文对连续变量进行了1%的双边缩尾处理。相关变量的描述性统计见表1。

表1 描述性统计结果

五 实证结果分析

(一)基准回归结果

根据上文构建的基准回归模型，运用三重差分法考察碳排放权交易试点政策对上市企业绿色创新能力的影响，结果如表2所示，所有列均控制了年份固定效应、地区固定效应和行业固定效应。列(1)未加入控制变量，列(2)加入一系列企业层面的控制变量，并且所有列均报告稳健标准误。

表2 基准回归结果

由表2列(1)可知，三重差分项估计系数为0.2668，在1%的显著性水平上为正，说明碳排放权交易试点政策在一定程度上提高了试点范围内上市企业的绿色创新能力。加入控制变量后，三重差分项估计系数仍在1%的显著性水平上为正。因此，本文认为碳排放权交易试点政策促进了试点地区和行业上市企业的绿色创新能力，假说1得证。这一结论与刘晔和张训常(2017)［24］等学者的观点基本一致。另外，为了避免其他不可观测但可能促进企业绿色创新的因素影响研究结论，本文以绿色专利申请占比(gpatentratio)作为被解释变量的替代变量进行稳健性检验，从表2列(3)可知，核心解释变量估计系数为正且通过显著性检验，表明本文研究结论较为稳健。控制变量方面，企业规模(lnfixasset)、信用评价(lndebt)、经营状况(profitratio)均对上市企业绿色创新活动产生正向影响，而企业成熟度(lnage)对绿色创新活动有一定阻碍作用。控制变量的回归结果与预期一致。

为进一步探索碳排放权交易试点政策规制下企业绿色创新动机的差异，本文以绿色发明专利申请数量(lngipatent)和绿色实用新型专利申请数量(lngupatent)作为被解释变量的替代变量进行估计，结果见表2列(4)、 列(5)。核心解释变量估计系数均在1%的显著性水平上为正，但试点政策更明显促进绿色发明创新活动。可能的原因是，企业在碳排放权交易机制影响下更愿意采取突破式创新策略(何彦妮，2022)［23］，而且实质性的绿色创新使企业在碳交易市场中得到更多经济收益(张杨等，2022)［51］。因此，碳排放权交易试点政策对难度相对较大、创新性相对较强的绿色创新活动存在更加明显的驱动作用。

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验及政策动态效应分析

政策实施前处理组和对照组被解释变量的时间趋势尽可能一样是双重差分估计结果满足一致性的重要前提。本文三重差分模型中，平行趋势假设主要要求在碳排放权交易试点政策实施之前，试点范围内的企业与非试点范围内的企业在被解释变量衡量指标上具有相同的时间趋势(齐绍洲，2018)［13］，而在政策实施之后，被解释变量衡量指标存在趋势变化，将打破平行趋势。因此，参考王永钦和吴娴(2019)［52］的研究框架，本文采用事件分析法验证平行趋势假设并对政策动态效应进行检验。具体地，以政策实施前的2010年作为基准年，构建年份虚拟变量与对应政策虚拟变量的交互项，控制变量、固定效应等与基准回归模型一致，最后在95%置信区间下绘制三重差分项估计系数图。

如图1所示，估计系数在2007—2009年均小于0且不显著，表明处理组和对照组在政策实施之前不存在明显的差异，以及政策不存在预期效应。另外，在政策实施当年和之后年份的回归系数为正，并有逐渐增大的趋势，这说明处理组绿色创新水平相比对照组有明显的提升，以及政策对企业绿色创新能力的促进作用存在时滞效应。综上，运用三重差分法的前提条件平行趋势得到验证，政策冲击节点设置合理。

图1 平行趋势检验结果

2.安慰剂检验

碳排放权交易试点政策对企业绿色创新能力的作用可能会受到一些偶然性事件或其他因素的影响。为进一步检验回归结果的稳健性，本文通过虚构政策实施时间(陈刚，2012)［53］和随机抽取处理组(Chen et al，2021)［30］的方法来进行安慰剂检验。

安慰剂检验一：虚构政策实施时间。本文剔除原本存在政策冲击的2011—2017年样本区间，并假设碳排放权交易试点政策提前到2008年和2009年正式实施，然后构建三重差分模型进行回归。表3列(1)和列(2)估计结果显示，无论将政策冲击时间提前2年还是3年，三重差分项的回归系数均不显著，说明基准回归结果的非偶然性。

表3 稳健性检验结果1

安慰剂检验二：随机抽取处理组。本文从样本中随机抽取七个试点省市和八个试点行业，并将其设为伪处理组。接下来，仍然将政策冲击时间设置为2011年，再根据基准模型进行回归。图2报告了进行500次随机抽样后估计系数的核密度以及对应的p值分布。由图2可知，安慰剂检验的三重差分项估计系数没有显著偏离零点且大部分估计值的p值大于0.1。同时，真实估计系数(虚线表示)在安慰剂检验中是一个明显的异常值，表示政策冲击带来的效应是显著的，并非随机产生。这说明基准回归模型设定不存在显著遗漏变量偏差，本文基准回归结果较为稳健，不太可能受到其他不可观测因素干扰。

图2 安慰剂检验

3.其他稳健性检验

(1)改变计量方法

一方面，考虑到绿色专利申请数量是离散的非负整数，且样本期间大部分企业绿色专利申请数量为0，为此本研究分别基于零膨胀泊松回归方法和零膨胀负二项回归方法进行稳健性检验。结果如表3列(3)、 列(4)所示，三重差分项估计系数均在1%的显著性水平上为正。

另一方面，尽管取得所有观测数据，但部分企业可能没有进行绿色创新活动，绿色专利申请量存在大量0值，使得被解释变量的左归并点为0，因此，本文采用Tobit模型进行稳健性检验。结果如表3列(5)所示，三重差分项估计系数为正，且通过1%的显著性水平检验。改变估计方法后，多种回归检验一致表明了基准回归结果的可靠性。

(2)考虑绿色创新能力的延迟性

考虑到从环境政策的实施到真正促进绿色创新往往存在一定的滞后效应，借鉴郭进(2019)［35］的方法，本文选用滞后一期(t+1期)、滞后两期(t+2期)和滞后三期(t+3期)的绿色专利申请量作为被解释变量。结果如表4列(1)—列(3)所示，三重差分项估计系数均通过显著性检验，说明上市企业进行绿色创新活动确实存在滞后性。

表4 稳健性检验结果2

(3)考察行业虚拟变量的稳健性

为了进一步检验回归结果的稳健性，本文替换行业虚拟变量中高碳行业的标准为碳排放绝对量位列前八的工业行业。首先收集2007—2017年中国分部门核算碳排放清单(www.ceads.net)的碳排放数据，然后基于每年各细分行业的碳排放数据选取前八个高碳排放工业行业，并形成新的行业虚拟变量(highc)，由此验证碳排放权交易试点政策对企业绿色创新有促进作用这一结论的稳健性。表4列(4)结果显示，核心解释变量估计系数在5%的显著性水平上为正。因此，在替换行业虚拟变量的测度标准后，碳排放权交易试点政策仍然能够诱发试点地区高碳排放行业企业的绿色创新活动。

(4)排除同时期其他政策的干扰

经过梳理同时期其他相关政策发现，存在类似的政策与碳排放权交易试点政策是并行的，因此可能对本文基本结论造成干扰。其中，具有代表性的政策是低碳城市试点政策和水权交易试点政策。为了控制这两项政策的影响，本文在基准回归模型中分别加入政策试点地区虚拟变量和政策实施时间虚拟变量的交互项进行回归，结果见表4列(5)和列(6)。列(5)为控制了低碳城市试点政策的回归结果，新增交互项(city)估计系数为正且通过显著性检验，说明此项政策对上市企业绿色创新活动存在驱动作用。列(6)为控制了水权交易试点政策的回归结果，新增交互项(water)估计系数为正但未通过10%的显著性水平检验，表明此项政策对企业绿色创新没有明显影响。但是在上述任一政策下，核心解释变量(DDD)估计系数方向和显著性水平均未发生变化，这表明在控制低碳城市试点政策和水权交易试点政策影响后，碳排放权交易试点政策依然会明显提高企业绿色创新水平。

六 影响机制分析

上文回归结果表明，碳排放权交易制度能够推动企业进行绿色创新，且该研究结论具有稳健性，那么碳排放权交易制度影响企业绿色创新的传导机制应该是什么？正如前文理论分析和理论模型所测，如果碳排放权交易制度能够提升媒体关注程度和政府支持力度，那么该制度在很大程度上可以通过这两条途径缓解资金压力等，促进企业进行绿色创新投资。本文设定如下模型检验这两种可能的影响渠道是否成立：

Mit=θ0+θ1DDDit+θ2piloti×aftert+θ3piloti×affecii+θ4aftert×affecii+θxXit+φk+φj+φt+εijkt

(5)

lngpatentit=α0+α1DDDit+μmMit×DDDit+α2piloti×aftert+μm1Mit×piloti×aftert+

α3piloti×affecii+μm2Mit×piloti×affecii+α4aftert×affecii+

μm3Mit×aftert×affecii+αxXit+φk+φj+φt+εit

(6)

其中，Mit表示需要验证的机制变量，具体为媒体关注(mediait)和政府支持(rgsit)。首先通过式(5)验证碳排放权交易试点政策对政府支持与媒体关注的影响，θ1为对应关键系数，然后通过加入碳排放权交易试点政策与机制变量的交互项间接检验影响机制。其逻辑在于，在碳排放权交易试点政策与企业绿色创新的影响关系中，如果媒体关注或政府支持起着重要作用，那么增加媒体关注强度或政府研发补贴强度将刺激企业进行绿色创新活动，结果见表5和表6。

表5 影响机制分析：政府支持

表6 影响机制分析：媒体关注

表5展示了政府支持作为机制变量的回归结果。从列(1)可以看出，DDD估计系数在1%的显著性水平上为正，这说明碳排放权交易试点政策有效提高了政府对企业科技研发的投入力度。而政府研发补贴帮助企业获取外部创新资源，可以缓解资金约束对企业绿色创新的抑制效应(夏清华和何丹，2020)［54］。列(2)中，关键变量(DDD×rgs)系数显著为正，这意味着碳排放权交易试点政策的绿色创新效应部分来源于政府支持的间接作用，并且随着政府研发补贴强度的提升，碳排放权交易试点政策对企业绿色创新的促进作用不断增强，假说2得证。进一步根据绿色专利类型对关键变量系数作具体分析。列(3)、 列(4)表明，当以绿色发明专利作为被解释变量时，关键变量系数不显著为正，但以绿色实用新型专利作为被解释变量时，关键变量系数显著为正，这说明政府支持更有针对性地促进了企业绿色实用新型创新数量，表明增加政府研发补贴来提高企业绿色创新数量在一定程度上有效。

表6汇报了媒体关注作为机制变量的回归结果。从列(1)可知，三重差分项估计系数显著为正，说明碳排放权交易试点政策能够提高新闻媒体对企业的关注度。同时，新闻媒体作为外部社会利益相关者对企业开展绿色创新活动有促进作用(张钢和张小军，2013)［55］。列(2)结果表示，关键变量(DDD×media)系数显著为正，这意味着碳排放权交易试点政策能够通过媒体关注这一渠道有效推动企业进行绿色创新，并且随着媒体新闻报道强度增加，对企业绿色创新行为产生的间接影响也不断增加，假说3得证，即媒体关注是碳排放权交易试点政策影响企业绿色创新的重要途径。进一步分析媒体关注对不同类型绿色专利的影响。列(3)、 列(4)结果显示，当以绿色实用新型专利为被解释变量时，关键变量系数显著为正，但以绿色发明专利为被解释变量时，关键变量系数不显著为正，这说明碳排放权交易试点政策通过媒体关注这一渠道有效提高了企业绿色实用新型创新数量。因此，增加新闻报道数量更有针对性地推动了企业绿色创新数量的提高。

七 异质性检验

(一)企业所有制的异质性

考虑到我国碳交易市场机制启动时，试点地区与行业所涵盖的企业大部分为国有企业，并且现有研究普遍认为有限的政治资源和政府补贴会更倾向于国有企业，进而可能导致国有企业与非国有企业的创新行为出现差异(杨洋等，2015)［56］。因此，本文以实际控制人性质为依据，区分国有企业与非国有企业，考察不同所有制企业在碳排放权交易试点政策下的绿色创新行为。为了探究异质性产生的原因，本文还从机制异质性的角度进行研究。表7列(1)—列(3)为国有企业样本结果，列(4)—列(6)为非国有企业样本结果。

表7 异质性分析结果：企业所有制

从列(1)、 列(4)结果可知，在碳排放权交易试点政策的影响下，国有上市企业与非国有上市企业的绿色创新能力存在一定差异。简要地说，该项试点政策对国有企业与非国有企业的绿色技术创新效应均显著为正，但对国有企业的促进作用更大。列(2)、 列(3)和列(5)、 列(6)的结果进一步解释了上述异质性效应产生的原因，在非国有企业样本中，碳排放权交易试点政策对政府支持的提升作用明显，并通过这一路径推动企业绿色创新。而在国有企业样本中，碳排放权交易试点政策明显提升媒体关注程度，并通过这一路径促进企业绿色创新，且国有企业的国有性质让其比非国有企业更容易获得政府研发补贴等方面的支持。综上，在政府支持和媒体关注下，碳排放权交易试点政策更加有助于促进国有企业进行绿色创新活动。

(二)企业外部融资能力的异质性

在分析碳排放权交易试点政策对企业绿色创新的作用机理时，一些研究发现企业获取外部资金的能力对创新活动的开展具有关键性影响(张璇等，2017)［57］。由此本文采取SA指数来衡量企业融资能力，并按照中位数将上市企业划分为强融资能力企业和弱融资能力企业。另外，本文从机制异质性的角度展开研究以进一步探讨异质性出现的原因。分组估计结果见表8，列(1)—列(3)是对外部融资能力强企业样本进行回归的结果，列(4)—列(6)是对外部融资能力弱企业样本进行回归的结果。

表8 异质性分析结果：企业外部融资能力

列(1)和列(4)结果显示，碳排放权交易试点政策对不同外部融资能力企业的绿色创新行为均有显著驱动作用，但在外部融资能力较强的上市企业样本中，有更大的影响。从列(2)、 列(3)和列(5)、 列(6)的机制异质性检验结果可知，在不同样本中，碳排放权交易试点政策促进企业绿色创新的传导路径不一样。具体地，在外部融资能力较弱的样本组中，试点政策对加大政府研发补贴强度有更好的效果，说明碳排放权交易试点政策能够通过政府支持这一途径缓解该组企业所面临的绿色创新资金压力，促进绿色创新；在外部融资能力较强的样本组中，试点政策显著加大了媒体关注的作用，而且该组原本外部融资能力比较强，所以加大政府研发补贴强度能够促进企业绿色技术创新但并不明显。综上，在媒体关注和政府支持下，碳排放权交易试点政策更加有利于推动强融资能力企业进行绿色创新活动。

八 结论与政策启示

本文以我国实施的碳排放权交易试点政策作为准自然实验，基于2007—2017年中国沪深两市A股上市企业的绿色专利数据和对应的经济数据，考察碳排放权交易制度对企业绿色创新行为的差异化影响。通过建立理论模型与实证分析，主要研究结论为：第一，我国目前的碳排放权交易制度在一定程度上验证了弱波特假说，即试点政策能够刺激企业进行绿色创新。相对于非试点地区和试点地区非试点行业的企业，试点政策对试点地区试点行业企业的绿色创新活动具有显著推动作用，并且这种推动作用随时间递增。在一系列稳健性检验下，这一结论仍然成立。第二，碳排放权交易制度通过提高政府研发补贴强度和媒体新闻报道程度这两条途径，缓解企业融资约束和环境规制成本压力，转变生产经营理念，从而刺激企业加大对绿色创新技术的研发力度，提高绿色创新产出。第三，根据企业异质性特征，碳排放权交易制度的绿色创新驱动作用在国有企业和外部融资能力强企业中更大，二者均主要通过媒体关注这一途径推动绿色技术创新。

基于研究结论得到如下政策启示：第一，加快推进全国碳交易市场建设，充分发挥碳排放权交易制度对企业绿色创新的积极影响。一方面，在借鉴试点地区在配额分配等方面经验和科学设计的基础上，健全二氧化碳等温室气体的排放信息披露机制，并且尽快形成统一、高效、规范的碳排放权交易体系，发挥市场机制对实现碳达峰、碳中和目标的重要作用；另一方面，在不断优化碳市场配套政策的过程中，加强碳交易政策和科技创新政策的协调配合，为企业绿色竞争力的提升创造良好政策环境。第二，提高政策实施的公平性和高效性。政府和相关部门不能简单实施“一刀切”环境政策，需要考虑到不同企业的环境治理能力，提供清晰、精准、稳定的政策导向，以充分发挥碳排放权交易机制的绿色创新效应。例如，对企业绿色创新活动提供更多的财政支持和保障措施，对外部融资能力较弱的非国有企业，可以通过适当增加研发补贴、加大绿色专利保护力度等方式，降低企业在绿色研发投入方面的不确定性，推动企业绿色发展和转型升级。第三，新闻媒体可以通过加大低碳经济的宣传力度和对企业碳减排的关注度，担当企业低碳转型倡导者，有效发挥媒体的监督作用。一方面引导更多外部利益相关者关注企业节能减排行为和社会责任履行表现，推动构建全社会对绿色技术投资的长效机制，吸引社会资金流向节能减排企业，促进企业绿色创新。另一方面激励企业将环境治理主体责任内化为自身发展追求，提升企业对绿色技术创新的关注度，主动参与节能减排行动。对国有企业而言，其披露企业社会责任履行情况的动力较弱，而新闻媒体的关注可以放大企业的环境污染行为和社会责任履行表现，是企业积极进行绿色创新活动的重要影响因素，因此，要重视媒体监督对国有企业绿色创新行为的引导作用。相对于外部融资能力较弱的企业，外部融资能力较强企业的研发投入资金压力更小，更容易开展实质性绿色创新活动，媒体加强对企业绿色技术创新行为的宣传报道，能够推动形成良好的绿色低碳舆论氛围，进而提高企业绿色创新倾向。