碳风险与企业绿色创新

【摘" 要】碳排放引发气候变化风险，给世界各国提出巨大挑战，企业的碳排放问题受到多方关注。论文利用2012-2022年A股上市公司的数据，实证检验了碳风险对企业绿色创新的影响及作用机制。研究发现，碳风险会倒逼企业进行绿色创新，高管薪酬在这一影响中起到中介作用。随后的异质性分析发现，与非国有企业相比，碳风险对绿色创新的影响在国有企业中更显著。

【关键词】碳风险；绿色创新；高管薪酬

【中图分类号】F273.1；F832.5；X322" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文献标志码】A" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文章编号】1673-1069（2024）10-0048-04

1 引言

随着全球气候变化风险的日益加剧，越来越多的国家开始响应国际社会的环保倡议，推行碳减排目标。我国也制定了一系列的方针政策，以促进我国碳排放的有效减少，实现向低碳经济转型发展的目标。2017年12月，全国碳排放交易体系正式启动，旨在利用科技、政策和市场手段，在保持经济稳定发展的同时，将碳排放控制在可接受的范围内。碳风险通常指气候变化或使用化石燃料所带来的不确定性影响，主要表现为企业需要遵守日益严格的碳排放法规，这可能导致额外的合规成本和经济惩罚[1]。当前，学术界的主流观点是将碳风险分为物理风险和转型风险，其中转型风险又具体分为商业风险和管制风险。其中，物理风险是指气候变化而导致的自然灾害和极端天气；商业风险是指企业面临的碳排放和气候变化会对企业的生产经营及企业绩效带来负面影响的风险；管制风险主要是指企业未来经营中的管理和规制因碳排放而面临的风险，如低碳发展而投入的成本、高碳排放对企业声誉造成的影响等。本文所谈的碳风险主要是管制风险——高碳排放量给企业的生产经营和投资活动带来的冲击。

碳风险已成为企业不可忽视的环境风险之一。绿色创新以协调环境保护与经济发展关系为目标，是企业可持续发展的重要手段与途径。同时，绿色技术的应用可以提高企业在社会上的声誉和品牌价值，促进企业的可持续发展。为此，本文实证检验了碳风险对绿色创新的影响及作用机制。本文可能的边际贡献在于：第一，扩展了碳风险影响微观企业行为的研究范围。现有文献多是在理论层面上分析碳风险对企业行为的影响，而直接考察碳风险和企业绿色创新关系的文献比较少，本文创新性地基于绿色创新的视角对碳风险的经济后果进行研究。第二，厘清了碳风险影响绿色创新的作用机理。相关研究结论既可为国家实施环境保护提供政策建议，也可为环境保护的政策制定提供借鉴。

2 文献回顾与研究假设

2.1 文献回顾

目前的文献中，关于碳风险的度量方法主要分为两类：一种是基于企业的碳排放量直接衡量；还有一类是根据企业的碳排放强度，即单位营业收入、单位资产等指标的碳排放量来衡量，其优势在于可以对规模不同的公司进行对比，而不只是基于碳排放量的具体数值。本文主要依据碳排放强度作为碳风险的定义内涵。

对于碳风险的经济后果，现有文献主要从投资、融资和股利政策3个方面展开。首先，从投资角度看，高碳排放公司面临更高昂的环境合规成本，导致企业需要调整其财务政策，由此减少企业投资额度。其次，从融资角度看，主要存在碳风险的财务杠杆降低观与财务杠杆增加观。前者认为，碳风险升高会使企业面临更高的债务融资成本，对企业绩效产生负面影响，进而增加企业财务困境风险，降低企业财务杠杆[2]。后者则认为，碳风险倒逼企业绿色低碳转型，增加融资的多样性和可得性，优化资本结构，改善财务表现，帮助缓解碳风险所带来的财务困境风险对企业产生的负面影响[3]。最后，从股利政策角度看，碳风险带来企业现金流量的不稳定性增强，降低股利支付意愿与水平，高碳排放公司的股息支付率和股息支付水平均有所下降[4]。

2.2 研究假设

自改革开放以来，政府持续加大对温室气体的治理力度，对高碳排放量企业施加减排压力。并强调，绿色发展是可持续发展的基本推动力，主张各类企业进行绿色转型。而绿色创新作为集“创新驱动”与“绿色发展”思想于一体的结合点，是企业减少环境污染的优先选择。在实践层面，碳排放成本的上升和碳减排的压力会迫使企业转型升级，研发新的技术和产品，采用更为低碳环保的技术工艺，以满足碳减排目标。同时，碳风险导致了市场环境的变化，市场对于绿色环保技术的需求不断上升，企业需要寻找新型低碳绿色的技术创新路径，以提高企业的绿色核心竞争力。在理论层面，碳排放等环境污染问题受到了社会各界的广泛关注，企业需要回应环保和社会责任的呼声，加强技术研发和创新，满足越来越严格的环保标准和社会公众的期望，提高自身的环境信用评价。因此，碳风险必然会对企业绿色创新产生影响，企业需要通过技术创新和转型升级来适应新的市场环境、满足环保标准、履行社会责任，实现可持续发展。基于上述分析，本文提出如下假设：

H1：碳风险会促使企业进行绿色创新。

风险厌恶假定为高管风险补偿提供了重要依据。在考虑到高管的人力资本特征之后，研究发现高管具有较强的风险厌恶偏好。与股东通过在资本市场上进行多样化的投资以分散企业特有风险相比，高级管理人员的人力资本更像是一种专门化的投资。他们的个人财富和职业声誉主要受到企业风险和市场表现的直接影响，因此通常会表现出强烈的风险厌恶情绪[5]。当企业碳排放量升高造成企业管制风险上升时，如果相应的风险报酬没有同步提升，那么对风险感到厌恶的高级管理人员可能做出两种适应性的行为反应：一种是通过主动离职来规避风险；另一种是为了确保公司的财务稳定和职位的稳固，从而采取短期策略，甚至考虑放弃那些风险较高但净现值为正的投资项目，这极易对公司原有经营活动产生影响。企业要保留人才并维持正常的经营活动就必须向高管给予薪酬溢价[6]。因此，碳风险会倒逼企业提高高管薪酬。

而高管薪酬也会影响绿色创新活动。由于绿色创新具有不确定性和资金占用的巨大风险，管理层出于机会主义或避免承担创新失败的风险，可能有意识地减少企业的创新活动。企业可通过提高薪酬水平，将薪酬转化为其进行绿色创新的内在动力，激励高管积极开展相关活动。在全球碳减排的背景下，系列政策的出台为企业带来更大的监管压力，进而促使管理者积极采取措施，进行绿色创新。唐国平和孙洪锋[7]发现，高管薪酬的风险补偿效应显著促进了企业的绿色创新。因此，采用薪酬作为激励手段，可以有效遏制高管的短期投机行为，促进企业积极开展绿色创新活动。

基于上述分析，本文提出如下假设：

H2：碳风险通过影响高管薪酬促使企业进行绿色创新。

3 研究设计

3.1 变量定义

3.1.1 被解释变量

被解释变量为绿色创新水平，对企业年度绿色专利申请量进行识别与核算，并进一步区分绿色发明专利申请量与绿色实用新型申请量[8]，采用绿色专利申请总量加1的自然对数（Apply）、绿色发明专利申请量加1的自然对数（Applyi）和绿色实用新型专利申请量加1的自然对数（Applyu）衡量企业绿色创新水平。

3.1.2 解释变量

解释变量为碳风险，本文谈到的碳风险主要考虑高碳排放量给企业的生产经营和投资活动带来的冲击，采用碳强度即碳排放量/营业收入来衡量。而我国企业碳排放量的数据主要来自企业自主披露，披露途径包括社会责任报告、可持续发展报告或环境报告。因此，本文参考王浩等[9]的方法，按照公式：碳排放=燃烧和逃逸排放+生产过程排放+废弃物排放+土地利用方式转变（森林转为工业用地）导致的排放，并根据上市公司年报、上市公司社会责任报告、上市公司网站信息、环境部门网站手工收集整理得到。

3.1.3 控制变量

本文控制了资产负债率（lev）、总资产收益率（roa）、成长能力（growth）、大股东持股（Top1）、两职合一（dual）、独立性（indep）等变量，设置了年份（Year）、行业（Indcd）虚拟变量来控制年份和行业。

3.2 实证模型

为探究碳风险对企业绿色创新的影响及其机制，构建以下模型：

Applyi，t=β0+β1Riski，t+Controlsi，t+Year+Indcd+εi，t" " " "（1）

Salaryi，t=β0+β1Riski，t+Controlsi，t+Year+Indcd+εi，t" " " （2）

Applyi，t=β0+β1Riski，t+Salaryi，t+Controlsi，t+Year+Indcd+εi，t （3）

其中，i、t分别为企业和年份，Apply为被解释变量，表示企业绿色创新能力，具体包括绿色发明专利申请量（Applyi）与绿色实用新型申请量（Applyu）；Risk为解释变量，其系数表示碳风险对企业绿色创新的影响；Salary为中介变量；Controls为控制变量组；同时还控制了年份Year、行业Indcd。具体变量定义见表1。

3.3 数据来源

鉴于碳排放权交易试点自2011年11月陆续展开，故本文以2012-2022年中国A股上市公司为研究对象。研究所需的绿色专利相关数据来自CNRDS数据库，财务数据均来源于CSMAR数据库。

文章按以下步骤进一步开展样本处理：①排除银行业、保险业及其他金融类行业上市公司；②剔除ST和*ST公司；③删除包含缺失值的样本；④将全部连续性变量按1%及99%分位进行Winsorize缩尾。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

各变量的描述性统计结果见表2。根据表2，企业绿色专利申请总量（Apply）的平均值为1.137，标准差为1.294，中位数为0.693。总体上看，上市企业在绿色创新方面的整体表现不尽如人意，且不同企业之间的绿色创新水平存在较大差异。碳风险（Risk）的平均值0.005，中位数为0，标准差为0.030，表明企业碳风险水平不存在极大的差异。其他相关变量的描述性统计分析结果都在正常范围之内，这意味着在对连续变量进行Winsorize处理之后，其受到极端值影响的程度已经显著降低。

4.2 基本回归

为分析碳风险对企业绿色创新的影响，对模型（1）进行回归，回归结果见表3。列（1）为碳风险与绿色专利申请总量的回归结果，碳风险的回归系数为1.335，在5%的水平上显著为正，说明当企业碳风险越大时，绿色专利申请总量会相应增加。列（2）和列（3）分别报告了碳风险与绿色发明专利申请量、绿色实用新型专利申请量的回归结果，均在5%的水平显著为正，说明碳风险会促使绿色发明专利和绿色实用新型专利申请数量的增加。因此，碳风险能够倒逼企业进行绿色创新，企业的绿色创新产出量显著提高。验证了假设H1。

4.3 稳健性检验

4.3.1 工具变量法

为缓解遗漏变量问题和双向因果问题，本文采用工具变量法，选取同省份各企业碳风险的均值（IV）作为工具变量。第一阶段结果显示，各省份碳排放强度（IV）对碳风险（Risk）的回归系数为0.089，在10%的水平上显著为正。此外，在第一阶段回归中，F统计量大于10，拒绝工具变量为弱工具变量的假设。在第二阶段，碳风险的回归系数在1%的水平上显著为正，这表明碳风险会倒逼企业进行绿色创新。

4.3.2 滞后一期

考虑到滞后期碳风险不受当期绿色创新的反向影响，本文将碳风险与控制变量均滞后一期重新进行回归。结果显示，滞后期碳风险（L.Risk）的回归系数为1.957，在1%的水平上显著为正，表明碳风险能够倒逼企业进行绿色创新。由此，在克服潜在的双向因果问题后，假设H1依然成立。

4.3.3 替换解释变量

为排除变量测量上的偏误，本研究替换解释变量进行回归分析。构建变量Carbon，参考Bolton and Kacperczyk[10]的研究，利用上市企业的碳排放量衡量企业碳风险。结果显示，Carbon的回归系数仍然显著为正，表明前文结论依然成立。

4.4 中介效应的检验

本文进一步采用中介效应三步法检验碳风险对企业绿色创新的影响机制。高管薪酬（Salary）用企业前三位高管薪酬之和的自然对数衡量。回归结果见表4，结果显示列（2）中Salary的系数为0.818，在1%的水平上显著，列（3）中Risk的系数在5%的水平上显著为正，说明碳风险通过倒逼企业提高高管薪酬从而提升企业的绿色创新水平。验证了假设H2。

4.5 异质性分析

由于产权属性的不同，企业在经营方式、组织结构、社会责任等方面存在着显著的差别，从而使其在响应国家节能减排号召、履行环境保护义务时，产生了不同的动机与行为。国有企业是国家节能减排的重要力量，更可能率先成为绿色创新的先行者。产权性质的差异可能会对碳风险的绿色创新产生影响，因此，在模型（1）的基础上，本文将样本企业划分为国有和非国有企业，并进行分组回归。回归结果表明，碳风险对国有企业绿色创新影响的回归系数为1.102，在5%的水平上显著为正；而对非国有企业影响不显著。因此，碳风险对国有企业绿色创新的倒逼作用大于非国有企业。

5 结论与政策建议

本文利用2012-2022年中国A股上市公司数据，实证检验碳风险对企业绿色创新的影响。结果表明，碳风险会倒逼企业进行绿色创新，在进行一系列稳健性检验、控制内生性问题后，结论依然成立。机制检验发现，高管薪酬可以显著增强碳风险对企业绿色创新的影响。异质性分析发现，碳风险对绿色创新的影响在国有企业中更显著。

针对以上研究结论，本研究提出如下政策建议以提升企业绿色创新水平：首先，完善高管激励制度，结合企业的发展战略，设计合理的薪酬激励，将绿色创新的绩效作为高管绩效考核的一部分，促使高管更多地为企业的长远发展作出决策；其次，应发挥国有企业履行环保责任的示范作用，引导非国有企业增强执行环保政策的主动性，积极开展绿色创新活动，主动进行绿色转型。

【参考文献】

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