| 林志宏 赵思艺

一、引言

近年来，气候变化造成的环境问题日益严峻，不仅影响了人们的生活，也对经济和社会的可持续发展产生了深刻影响（Liu等，2015）。为了有效应对气候问题，1997年，《京都议定书》首次提出二氧化碳排放权概念，这为控制和减少碳排放提供了新模式（Ma等，2022）。碳排放交易政策是一种低成本、高效的市场减排政策，可以依靠市场来弥补行政干预的不足，实现资源的有效配置。因此，我国引进碳交易制度，积极推进碳市场的建设和发展，加速减排进程。2011年，国家批准北京、天津、上海、重庆、深圳、广东、湖北七个省市2013年开始开展碳交易试点工作，此外，福建省于2016年正式开启碳交易；2017年，全国碳交易市场正式启动建设；2021年，全国碳交易市场（发电行业）正式开市。

随着碳市场的建设和发展，众多学者开始关注碳排放权交易的政策效果。企业是碳交易政策的作用主体，政策的实施会对试点企业生产经营造成直接影响，有必要探究碳交易政策的微观经济效果。但有关碳交易政策对企业经济效益的影响研究尚未有定论：一些学者认为，碳交易政策将环境成本内部化，增加了企业的生产经营压力（Wang等，2018），并对企业资本回报率产生负面影响（Commins等，2011）。另一部分学者则认为碳交易政策存在潜在收益，可以降低企业减排成本（Wang等，2015）；企业通过出售多余配额获利（沈洪涛和黄楠，2019），以及通过优化现有资源配置提高生产效率，进而实现高质量生产（张平淡和张惠琳，2021）。由此可见，碳交易政策能否对企业财务绩效产生积极影响，从而实现微观层面环境改善和企业发展的双赢有待进一步检验。此外，碳交易政策影响企业财务绩效的作用机制是什么？其影响效果是否会因为企业内部特征和外部环境的不同存在差异？探究和验证这些问题，对于完善碳交易政策，帮助企业正确认识碳交易政策的经济后果具有一定现实意义。

本文可能的贡献：第一，基于2009-2020年的A 股上市公司数据，采用多时点双重差分模型研究碳交易政策对企业财务绩效的影响，得到更加准确的净效应。并进行多种稳健性检验，如结合倾向性得分匹配、熵平衡匹配等方法确保实证结果的可靠性。第二，将技术创新和融资约束作为碳交易政策发挥作用的路径，探讨并验证碳交易政策对企业财务绩效的影响机制。第三，进一步从企业所有制和地区环境执法力度的角度，分析碳交易政策对企业财务绩效的异质性影响。

二、理论分析与研究假设

（一）碳交易政策与企业财务绩效

传统观点认为环境规制会增加企业环境治理成本，对企业生产造成约束，进而对企业绩效产生负面影响（Greenstone等，2011）。但该观点仅从静态角度分析，没有考虑环境监管对企业生产经营活动的动态影响。波特假说从动态角度出发，认为严格且合理的环境规制能够倒逼企业进行创新，通过技术和产品创新提高生产效率，从而补偿前期投入的环境成本，最终提升企业竞争力和财务绩效（Porter和Van der Linde，1995）。具体到碳交易政策，其本质上是市场型环境机制，利用价格机制控制并减少温室气体的排放。与命令型环境规制相比，在碳交易政策下，企业可以更灵活地选择提升生产效率，以减少生产成本，并最终减缓或抵消环境成本（任胜钢等，2019）。同时，碳配额可以看作是企业的一种环境资源产权，试点企业可以通过碳市场进行交易，以最大限度地降低减排成本，实现利润最大化。此外，碳交易政策的实施能够有效促进碳减排（沈洪涛等，2017），进而降低企业环境风险，减少环境处罚等经济利益的流出（周畅等，2020）。同时，碳绩效的改善能够有效增强利益相关者对企业的信心，吸引更多投资者为企业提供资金支持，从而有助于企业财务绩效的提高。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：碳交易政策能够提高试点企业财务绩效。

（二）技术创新的中介效应

一方面，碳交易政策的实施对企业造成了约束，企业为了达到合规标准必然增加履约成本。并且，随着碳规制强度的加强，未来碳配额将逐年缩减，仅靠购买配额或者缩减生产规模无法满足企业持续发展。因此，根据合规性理论和波特假说，碳交易规制带来的合规压力会倒逼企业通过技术创新和工艺升级改造来减少碳排放、提高生产效率。另一方面，根据碳交易政策设计原理，低排放企业可以出售富余碳配额获得额外收益，这为试点企业进行技术创新降低碳排放提供了持续经济激励（李大元，2021）。同时，政府为保障碳交易政策贯彻落实，出台专项资金、税收减免、财政补贴等措施，能够有效降低企业创新活动成本和风险，鼓励企业进行低碳技术创新、优化产品开发（任晓松，2020）。

企业积极进行技术创新，不仅可以降低边际减排成本，还能够减少企业长期购买碳排放配额的成本支出（刘晔，2017），甚至可以实现碳配额的富余，通过在碳市场上出售获利，进而对企业财务绩效产生积极影响。同时，根据资源基础理论，企业通过技术创新不但可以提高生产效率，还可以获得竞争者难以模仿的关键资源，包括独特技术和高质量差异化产品等，从而在总体上促进企业核心竞争力和财务绩效的提升。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2：碳交易政策通过促进试点企业技术创新提高财务绩效。

（三）融资约束的中介效应

充足的资金支持对企业发展至关重要。当企业面临的融资约束水平较低时，企业能够以相对较低的融资成本获得资金，投入生产以及投资回报率较高的项目，进而提升企业利润。对于参与碳交易的企业来说，改善融资约束状况，以较低成本获得更多资金，可以为企业的低碳转型提供更有力支持。

Myers和Majluf（1984）提出企业融资约束源于信息不对称，而碳市场的建立对于碳信息的核查和披露有了更高要求，碳信息的披露更加正规和透明（沈洪涛等，2019；谈多娇等，2022）。试点企业碳信息披露水平的提升，能够有效缓解信息不对称，帮助市场参与者更加全面地了解企业减排状况，减少对企业未来发展不确定性的担忧（刘芬宇和刘英，2019）。同时，根据信号传递理论，企业积极进行碳资产管理和技术设备更新改造，传递了企业加强节能减排和承担社会责任的决心，有利于形成宝贵的“声誉”优势。有研究表明环境绩效较好的企业受到的融资约束明显较低，企业的合规性对缓解融资约束具有重要意义（Liu等，2020）。因此，随着企业减排成效的不断提高，更有可能获得金融机构的融资支持。此外，政府通过财政补贴和专项资金支持等方式，同样能够帮助企业拓宽融资渠道。

企业获得更多资金支持，可以进一步加大节能减排、清洁生产等方面技术改进升级的投入，以及新产品的设计研发和生产性投资，从而优化组合生产要素，提高资本配置效率，最终有助于企业提高财务绩效（赵振智等，2021）。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：碳交易政策通过缓解试点企业融资约束提高财务绩效。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2009-2020年A股上市公司为初始样本。将参与碳交易的试点企业作为实验组，非试点地区同行业企业作为对照组。参与碳交易的企业名单从各试点地区的发改委和环保厅发布的文件获取。此外，对样本做了以下处理：剔除金融行业企业；剔除标有ST、＊ST等标志的企业；剔除数据严重缺失的企业和2009年以后上市的企业。最终获得391家企业数据，4692个有效观测值，其中实验组71家企业，对照组320家企业。上市企业财务数据来自国泰安数据库（CSMAR），专利数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS），其他宏观数据来自《中国统计年鉴》和《中国环境年鉴》。

（二）变量定义

1.被解释变量。本文被解释变量为企业财务绩效。参考现有文献，本文选择学者较多使用总资产报酬率（Roa）表示财务绩效，并采用净资产收益率（Roe）作为替换指标进行稳健性检验。

2.核心解释变量。本文以上市企业是否被纳入碳交易（Did）为解释变量，即对于试点企业，被纳入碳交易的当年及其以后年份赋值为1，其余年份则赋值为0；非试点企业样本期间均赋值为0。

3.中介变量。本文将技术创新和融资约束作为中介变量，检验碳交易政策对企业财务绩效的影响路径。借鉴应千伟和何思怡的做法（2021），将企业专利申请量作为技术创新的衡量标准，具体为专利申请量与每千万营业收入之比，以剔除企业经营规模效应。目前多数学者主要采用KZ指数、SA指数以及WW指数衡量融资约束。其中KZ指数和WW指数根据企业经营性净现金流、股利等指标构建，有较强内生性问题。因此，本文根据Hadlock和Pierce（2010）构建的SA指数衡量企业融资约束，具体计算方法如下：

其中，Size为企业总资产规模的自然对数，Age为企业经营年度。SA指数越小，融资约束越严重。

4.控制变量。借鉴赵振智等（2021）和张涛等（2021）选取控制变量。其中，企业层面控制变量包括：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、经营现金流量（Ocf）、股权集中度（Largest）、总资产周转率（Sales）和账面市值比（MB）；地区层面控制变量包括：经济发展水平（PerGDP）和金融发展水平（FIR）。主要变量定义见表1。

表1 主要变量定义

（三）模型设定

1.多时点DID模型。由于各试点地区开展碳交易的年份不同，因此采用多时点双重差分法来研究碳交易政策对企业财务绩效的影响：

2.中介效应模型。为检验碳交易政策能否通过促进技术创新和减轻融资约束情况两条途径影响企业财务绩效，采用逐步回归法进行中介效应检验，即在模型（1）的基础上构建以下模型：

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2为主要变量的描述性统计，从中可以看出，Roa和Roe的最小值和最大值分别是0.381、-0.965 和0.883、-1.916，说明企业之间存在显著个体差异。多数控制变量平均值大于标准差，表明样本具有较好的稳定性。

表2 主要变量描述性统计

（二）基准回归结果

本文采用多时点DID模型，检验碳交易政策对企业财务绩效的影响。表3展示了基准回归结果，其中，第（1）列和第（2）列表示控制个体和时间固定效应后，碳交易政策对财务绩效的平均影响。可以看出加入控制变量和不加入控制量，碳交易政策对企业财务绩效的影响均在1%的水平上显著为正。此外，本文还考虑控制时间、行业和地区固定效应进行回归，回归结果如第（3）列和第（4）列所示，与前两列基本一致，结果具有一定稳健性。这表明碳交易政策的实施显著提升了企业财务绩效，假设H1成立。

表3 基准回归结果

（三）平行趋势检验

满足平行趋势假设是使用DID模型的前提条件，即在政策实施之前实验组企业和对照组企业的财务绩效变化趋势应是一致的。本文使用事件分析法进行平行趋势检验，模型如（4）所示：

从图1可以看出，2009-2011年系数 95%的置信区间包含0，表明实验组和控制组的财务绩效变化趋势在碳交易政策实施之前不存在显著差异，满足平行趋势假设。

图1 平行趋势检验：图例法

根据表4回归结果同样可以看出政策实施之前的三年系数均不显著。此外，通过比较2013-2020年系数的变化，可以分析碳交易政策对企业财务绩效的动态效应。表4结果显示在碳交易政策实施之后的前三年对企业财务绩效的影响并不显著，从第四年开始影响效果才显著为正，表明碳交易政策效果具有一定滞后性。可能的原因在于，政策实施前期，各项制度不完善，对企业财务绩效的影响有限；此外，碳交易政策通过促进企业开展创新研发活动、缓解企业融资约束，最终影响到财务绩效需要一定的时间。

表4 平行趋势检验：回归法

（四）稳健性检验

1.替换被解释变量。本文将净资产收益率（Roe）作为企业财务绩效的衡量指标再次进行基准回归，结果如表5所示。解释变量Did系数在1%的水平上均显著为正，说明结论依然成立，具有一定稳健性。

表5 替换被解释变量回归结果

2.安慰剂检验。为排除其他不可观测因素的影响，本文进行安慰剂检验。具体做法为，先随机抽取71个企业作为新的处理组，然后为每一个处理组企业随机抽取一个政策时点，最后生成“伪政策虚拟变量”按照模型（1）进行回归，并重复1000次得到随机估计系数。图2展示了安慰剂检验的结果，X轴表示随机估计系数的大小，Y轴表示p值大小。可以看出随机估计系数绝大多数在真实估计系数0.0114的左侧，且集中在零附近，说明不可观测的因素对基准回归结果的影响很小，之前的结论是稳健的。

图2 安慰剂检验

3.基于倾向得分匹配和熵平衡匹配的双重差分估计。考虑到样本选择偏误问题，参考张平淡和张惠琳（2021）、贾丽桓和肖翔（2021）。的做法，将控制变量中反映企业财务特征的变量作为协变量，运用倾向得分匹配和熵平衡匹配的方法从未纳入碳交易的企业中寻找最佳对照组。其中，倾向得分匹配采用最近邻一对二匹配和核匹配方法。利用匹配后的样本再次根据基准模型进行回归。表6中（1）、（2）列，（3）、（4）列，（5）、（6）列分别展示了结合最近邻匹配、核匹配和熵平衡匹配的回归结果，在控制个体和时间固定效应以及时间、行业和地区固定效应后，回归系数与基准模型回归系数没有显著差异，仍显示出显著的正效应。

表6 倾向得分匹配与熵平衡匹配回归结果

表7 技术创新的中介效应

五、进一步分析

（一）影响机制检验

上述研究结果表明碳交易政策能够显著提升企业财务绩效，本部分将探讨碳交易政策影响财务绩效的作用机制。前文分析认为碳交易政策可能通过促进技术创新和降低融资约束程度提高财务绩效，接下来将对中介效应进行实证检验。

表8 融资约束的中介效应

（二）异质性分析

前文已验证了碳交易政策对企业财务绩效的正向影响以及作用机制，但考虑到企业产权性质和所在地区的差异，碳交易政策的影响效果是否具有异质性，还需进一步检验。此部分，本文将从企业所有制形式和所在地区环境执法力度对碳交易政策的影响效果异质性进行分析。

1.企业所有制形式。将总样本按照国有企业和非国有企业进行分组回归，考察碳交易政策对不同企业财务绩效的影响。表9中第（1）列和第（2）列分别表示在控制个体效应和时间效应下非国有企业和国有企业子样本的回归结果，第（1）列回归系数为正但并不显著，说明碳交易政策对于非国有企业财务绩效的提升作用并不明显，第（2）列国有企业样本的回归系数在1%水平上显著为正，且系数大于非国有企业样本系数，表明碳交易政策对不同企业财务绩效存在明显差异，更能显著提升国有企业的财务绩效。可能的原因在于，与非国有企业相比，国有企业面临的融资约束较小，其拥有更加丰富的资源，也更容易从外部获取外部资金和政府支持（Qi等，2021），能够积极响应碳交易政策，开展技术创新活动以承担节能减排的社会责任，最终表现出更好的财务绩效。

2.地区环境执法力度。为考察不同环境执法力度对碳交易政策效果的影响，本文参考任胜钢等（2019）的做法，采用环境行政处罚案件数表征地区环境执法力度，按照碳交易政策实施前一年（2012年）各地区环境行政处罚案件数量，将高于中位数的地区划分为执法力度较高地区，低于中位数的地区划分为执法力度较低地区。回归结果如表9第（3）、（4）列所示，控制个体和时间效应后，环境执法力较度低地区样本的回归系数为正但并不显著，而环境执法力度较高地区样本的回归系数在1%水平上显著为正，说明在环境执法力度较高地区，碳交易政策对企业财务绩效的促进作用更加明显。可能的原因为，当企业所在地区环境执法力度较强时，会面临更高的违规成本，企业严格遵循碳交易政策的可能性更大，也更有动力进行技术创新来实现高质量生产（任胜钢等，2019）；另一方面，较高的环境执法力度，利益相关者更有可能获得真实有效的环境信息，从而降低信息不对称程度（Ren等，2019）。这一结论也说明，严格的环境执法能够为碳交易政策的实施提供法治保障，使其更好地发挥作用。

表9 异质性分析

六、结论与建议

本文以碳排放权交易政策为准自然实验，采用多时点双重差分模型检验了碳交易政策对企业财务绩效的影响，并进一步探讨了碳交易政策对企业财务绩效的作用机制和影响效果的异质性。研究结论如下：（1）碳交易政策显著提升了试点企业的财务绩效，在此基础上，通过一系列稳健性检验后，结论仍然成立。（2）通过中介效应模型，验证了技术创新和融资约束是碳交易政策影响企业财务绩效的重要作用途径。（3）通过异质性分析发现，碳交易政策更能显著提高国有企业和环境执法力度较高地区企业的财务绩效。

基于以上研究结论，本文得出以下启示：（1）碳交易政策能够提高企业财务绩效，表明该政策在对企业碳排放进行约束的同时，对企业财务绩效产生了正面影响，能够实现环境改善和企业发展的双赢。因此，应积极推进并不断完善碳交易政策，充分利用市场机制解决环境问题。（2）针对碳交易政策的作用机制，政府应鼓励企业进行技术创新，为企业提供资金、人才支持和更多融资渠道。同时鼓励企业积极进行环境信息和碳信息披露，并尽快制定出碳披露标准，增强信息可比性，不断完善碳信息检测、报告和核查机制，提高碳信息披露质量，保证信息的真实有效。（3）考虑到碳交易政策效果的异质性，政府应该更加关注非国有企业，为非国有企业提供公平的融资平台，缩小非国有企业与国有企业在资源和信息渠道上的差距，鼓励非国有企业积极开展创新活动。此外，各地区应加强环境执法力度，提高法治效率，为碳交易政策的有效运行和更好发挥作用提供有力保障。