王怀明 陈龙 魏珈玮

[摘要]绿色创新是推动中国经济发展的关键动力，也是解决环境问题的核心要素。借助碳交易试点政策的冲击，采用多期双重差分法分析了碳市场对企业绿色创新的影响。研究发现，碳市场促进了企业的绿色创新活动。调节机制发现，碳市场运行状况越好、政府管控力度越大时，碳市场对企业绿色创新的促进作用越强。进一步分析发现，碳市场对企业绿色创新的促进作用主要体现在市场化程度较高地区的企业和内部控制质量较高的企业中。研究结论为如何充分发挥碳市场推动企业绿色创新、实现低碳发展提供了政策启示，对于全国碳市场的建设与完善具有参考意义。

[关键词]碳市场；绿色创新；碳交易试点；政府管控

一、引言

气候变暖是人类面临的共同挑战。作为负责任的大国，我国积极应对气候变化、落实减排承诺，并提出“碳达峰、碳中和”的目标。然而，我国煤炭为主的能源消费结构和能源消费持續增长的现实给实现“双碳”目标带来巨大挑战。《关于构建市场导向的绿色技术创新体系指导意见》1指出，绿色创新是低碳发展的内在要求，能够转变过去粗放的发展模式，保证经济增长的同时控制温室气体排放。企业作为生产活动的主体，引导其绿色创新对于实现“双碳”目标尤为重要。对此，我国尝试建立碳市场，探索利用市场机制激励企业绿色创新，实现低碳发展。

2011年，国家发展改革委发布《关于开展碳排放权交易试点的通知》2，提出要逐步开展碳交易试点工作。2013—2016年，深圳、北京、天津、上海、广东、湖北、重庆、福建先后启动了碳市场。截至2021年，8个试点碳市场累计成交量4.77亿吨，累计成交额151.21亿元。理论上，碳市场通过明晰产权，将环境成本与绿色创新收益有机结合，调动企业绿色创新的积极性。那么在现实中，我国碳市场能否提高企业绿色创新水平、促进企业绿色转型？该问题有待验证。

鉴于此，本文以碳交易试点政策为准自然实验，构建多期双重差分模型探究碳市场对企业绿色创新的影响，并考察碳市场运行状况、政府管控对上述关系的调节作用，又进一步区分企业所在地市场化程度和企业内部控制质量，探讨碳市场对企业绿色创新的异质性影响，为完善碳市场建设和推动我国经济绿色发展提供经验证据。

二、 文献综述

绿色创新是减少环境污染、提高生产要素使用效率、减缓气候变化的创新活动。与传统创新相同，企业绿色创新受市场竞争[1]、组织资源[2]的影响。然而，由于绿色创新具有技术和环境的双重外部性，企业自发实施的意愿不强，学者们认为环境政策对诱使企业绿色创新尤为重要[3-4]。

关于碳市场的相关研究早期更多关注欧盟碳市场，研究我国碳市场的文献近年来才逐渐增多。宏观方面的研究表明，碳市场的实施抑制了碳排放和碳强度[5]、优化了能源结构[6]、促进了区域绿色发展[7]。微观层面的研究目前较少，相关文献发现，碳市场有效提升了企业价值与财务绩效[8]。部分学者也开始关注碳市场对企业绿色创新的影响。Zhu等发现碳市场促进了企业低碳创新[9]。宋德勇等发现相对于历史法，基准法激励企业绿色创新的效果更强[10]。

梳理文献发现，近些年碳市场受到越来越多的关注，但有关该政策的研究集中在省级或区域层面，缺乏对企业这一微观主体的研究；另外，鲜有研究考虑到碳市场运行状况、政府管控对碳市场与企业绿色创新关系的影响，而碳市场运行状况、政府管控是影响碳市场激励机制的重要因素。鉴于此，本文基于2011—2020年我国A股8个试点行业上市公司的数据，从微观角度着手，并将碳市场运行状况、政府管控纳入分析框架，探究碳市场对企业绿色创新的影响，以弥补现有文献的不足。

三、 理论分析与研究假说

碳市场成立后，主管部门赋予纳入企业一定数量的免费碳配额即碳排放权。碳排放量高出赋予配额的企业需购买配额弥补空缺，否则会受到惩罚；反之，如果企业碳排放量低于赋予的配额，多余配额则可以在碳市场出售。

根据公共产品理论，环境具有典型的公共物品属性，没有环境政策干预时，由于外部性企业缺乏绿色创新的动力。碳市场启动后，企业碳排放成本内部化，如果不改变原有的生产技术，企业将会面临减产或者购买超额排放的碳配额两种选择，这无疑会增加企业生产成本，降低利润和竞争力。另外，碳市场启动后，企业绿色创新的潜在收益增加[11]，一方面可以提高生产效率，树立积极履行社会责任的良好形象；另一方面能够减少既定产量下的碳排放量，剩余配额可以在碳市场出售获益或者质押融资，由此获得创新补偿效应。碳市场的实施也为企业指明了绿色创新的方向，提供了更多改善技术的市场信息，减少了绿色创新的风险。因此，本文提出假设1：

H1：碳市场促进了企业绿色创新。

目前我国各个碳交易试点地区间不能跨区交易，从各个试点地区的运行状况（表1）来看，碳价格、交易天数、交易规模差异较大，如北京碳市场年平均碳价格达60.10元/吨，而重庆仅11.82元/吨；湖北碳市场年均交易天数有227天，而重庆仅79天；广东碳市场年均交易规模达1146.78万吨，而天津仅56.27万吨。这为本文探究碳市场不同运行状况下对企业绿色创新的差异化影响提供了机会。

碳价格是碳市场高效运作的核心，通过传递价格信号反映碳配额的供求关系，引导企业的减排行为和绿色创新决策[12]。根据引致创新理论，企业创新主要是为了节约使用成本较高的生产要素。碳市场运行效率低下时，碳价格低迷，成本压力的倒逼作用与绿色创新潜在收益的激励作用都会弱化；反之，碳价格相对较高时，为了节约稀缺要素（碳配额），获得绿色创新的预期收益，企业才有意向研发绿色技术。

碳市场的交易天数、交易规模也是反映碳市场运行状况的重要指标[13]。当碳市场运行效率低下时，会出现零星交易天数增多、交易规模较小甚至无交易的现象，这会造成剩余配额没有需求的风险，企业绿色创新获益的空间变小；反之，当市场运行状况相对较好时，交易天数、交易规模处于较高水平，企业通过碳市场获得现金流的能力大大增强，绿色创新的意愿相应增强。因此，本文提出假设2：

H2：碳市场运行状况越好，对企业绿色创新的促进作用越强。

碳市场由政府建立，有效的政府运作是碳市场发挥作用的保障[14]。具体来说，政府主要从以下方面引导和督促企业参与碳市场，激励其绿色创新。第一，宣传国家对碳减排工作的重视，加深企业对碳管制的未来预期；第二，曝光谎报瞒报碳排放数据的企业，完善碳交易平台建设，加强交易监管；第三，根据企业参与碳市场的表现对其进行奖惩，对于国企来说，履约情况还与高管的绩效考核挂钩。

信号预期理论认为，有效的信号会影响企业与投资者对未来的预期，进而影响其决策。政府的管控传递出国家对碳市场的重视与环境治理的决心，企业必须增加绿色创新投入以在碳市场占据有利位置，投资者为了获得更高的收益将资金更多地投向绿色项目，一定程度缓解了绿色创新的融资难题；另外，政府管控增加了企业的违法成本[13]，企业瞒报谎报碳数据、超额排放将付出巨大代价；同时，表现良好则会获得表彰、税收融资优惠。这提升了企业参与碳市场、进行绿色创新的意愿。当政府管控力度较小时，企业参与碳市场的意识相对淡薄。除此之外，部分企业对强制性的履约义务态度漠然，这表现在部分企业即使自身配额存在缺口仍保持观望态度，在违约惩罚与购买配额之间进行权衡。此时，企业丧失了参与碳市场的积极性，降低了碳市场的绿色创新效应。因此，本文提出假设3：

H3：政府管控力度越大，碳市场对企业绿色创新的促进作用越强。

四、 研究设计

1. 样本选择与数据来源

鉴于碳交易试点纳入的企业主要涉及石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力和航空8个行业，本文选取2011—2020年我国A股8个试点行业上市公司的数据为研究样本。企业状况、财务指标、碳市场信息等相关数据来自国泰安数据库，政府管控力度数据来源于《中国城市统计年鉴》。绿色创新数据为中国研究数据服务平台与2010年世界知識产权组织发布的“国际专利分类绿色清单”匹配的结果。剔除ST或*ST以及财务数据缺失的样本，对主要连续变量做首尾1%分位的Winsorize处理，最终获得3758个观测值。

2. 模型设定

碳交易试点是分批次逐步成立的，是一个多次冲击的准自然实验。为了更好地测度碳市场对企业绿色创新的影响，本文构建了多时点双重差分模型，具体如下：

[LnGpi，t=α0+α1Etsi，t+α2X'i，t+λi+δt+θj，t+εi，t] （1）

[LnGpi，t=β0+β1Etsi，t×Perfi，t+β2Etsi，t+β3Perfi，t+β4X'i，t+λi+δt+θj，t+εi，t] （2）

[LnGpi，t=γ0+γ1Etsi，t×Strpubi，t+γ2Etsi，t+γ3Strpubi，t+γ4X'i，t+λi+δt+θj，t+εi，t] （3）

以上模型中，i表示公司；t表示年份；j表示行业；[X'i，t]表示一系列控制变量；[εi，t]表示残差。本文控制了企业固定效应[λi]、时间固定[δt]、行业×时间固定效应[θj，t]。模型（1）、模型（2）、模型（3）分别用于检验假设1、假设2、假设3。

3. 变量定义

（1）被解释变量（LnGp）

参考黎文靖等[15]的做法，以绿色专利申请数量Gp作为绿色创新的替代指标。在专利申请过程中，专利技术已经对企业产生了影响，几乎没有滞后效应，更加可靠、及时、稳定。将企业年度绿色专利申请数量加1后取对数，得到LnGp以消除绿色专利申请数据的右偏分布问题。

（2）核心解释变量（Ets）

Ets为是否启动碳市场的虚拟变量。由于仅深圳、北京、天津、上海、广东、湖北、重庆、福建8个省区市成立了试点碳市场，成立时间先后为2013年、2014年、2016年，如果企业i所在地区在第t年启动了碳交易试点，那么企业i在第t年及以后的年份中，Ets取1，否则取0。

（3）调节变量

碳市场运行状况（Perf ）。参考吴茵茵等[14]的方法，引入碳价格、交易天数、交易规模衡量碳市场运行状况。其中，碳价格为年收盘均价的对数值（LnPrice），交易天数为年非零交易天数的对数值（LnDays），交易规模为年交易量的对数值（LnVolumn）。碳市场启动前，LnPrice、LnDays、LnVolumn赋值为0。

政府管控力度（Strpub）。借鉴吴茵茵等[14]的思路，以地方一般预算收入占当地GDP的比重衡量政府管控力度。政府一般预算收入占当地GDP比重越高，政府与企业的关系越密切，对市场主体的管控力度越强。

具体变量定义及说明见表2。

五、 实证结果与分析

1. 描述性统计

表3报告了基本描述性统计量。LnGp（申请量+1的自然对数）的均值为0.257，中位数为0，最小值为0，最大值为4.277，说明样本企业绿色创新整体偏低，样本区间不同企业的绿色创新水平有较大差异。Ets的平均值为0.191，表明有19.1%的样本受到了碳市场的影响。其他变量的描述性统计详见表3。

2. 平行趋势检验

双重差分模型使用的前提是满足平行趋势假设，由于企业受到碳市场冲击的时点并不完全一致，因此本文采用“事件分析法”检验平行趋势假设。以碳交易试点启动之前4年作为比较基准，构建碳交易试点启动之前3年、启动当年、启动之后5年的政策与年份虚拟变量交乘项，具体模型如下：

式（4）中，[Dpre_s]、[Dcurrent]、[Dpost_s]分别代表碳交易试点启动之前、启动当年、启动之后政策与年份虚拟变量的交乘项，[θpre_s]、[θcurrent]、[θpost_s]分别代表其回归系数。图1绘制了平行趋势检验的结果，虚线代表5%的置信区间。可以看出，[θpre_s]的回归结果均不显著异于0，说明碳市场启动前试点地区与非试点地区企业绿色创新水平没有显著差别，满足平行趋势假设。

3. 基准回归分析

表4报告了碳市场对企业绿色创新影响的回归结果，列（1）是没有加入控制变量的回归结果，列（2）中加入了控制变量，列（3）中进一步控制了行业×时间固定效应。可以看出，Ets的估计系数均大于零，且在1%的水平上显著。这说明碳市场显著促进了企业绿色创新，由此证实了假设1。这可以解释为碳市场启动后，纳入的企业由于碳排放成本内部化，原有的生产技术无法满足减排的需要，因此增加了绿色研发投入；另外，绿色创新的潜在收益增加，追逐利润最大化的企业更愿意从事绿色创新活动。

4. 稳健性检验

（1）安慰剂检验

为了检验回归结果是否由非观测因素驱动，本文对地区以及政策时点进行不重复随机抽样，然后使这个随机过程重复500次，从而得到500个虚拟政策变量Ets的回归系数。图2绘制了系数估计值的核密度分布以及对应的p值散点图。可以看出，估计系数集中分布在0附近，而且大多数估计值对应的p值大于0.1。此外，本文基准回归的真实值在安慰剂检验中是明显的异常值，这说明本文的回归结果不太可能由非观测因素驱动。

（2）剔除部分特殊样本的影响

重庆是8个试点地区唯一位于西部的城市，西部经济发展的特殊性可能会影响回归结果；福建省于2016年底启动碳市场，相比其他7个碳市场成立时间较晚。分别剔除重庆和福建的样本进行回归，回归结果见表5的列（1）和列（2）。可以看出，Ets的估计系数依然在1%的水平显著为正。

（3）改变时间窗

前文样本区间为2011—2020年，为了证明实证结果的稳健性，将样本区间缩短至2011—2019年，回归结果见表5的列（3），Ets的回归系数依旧显著为正。

（4）改变回归方法

考虑到样本期间企业绿色专利申请数量左截尾的特点，本文基于面板Tobit模型重新对模型（1）进行回归，结果见表5的列（4）。可以看出，Ets的系数依然显著为正。

5. 调节机制分析

表6汇报了碳市场运行状况对碳市场与企业绿色创新关系影响的回归结果。列（1）中，Ets ×LnPrice的系数显著为正，说明碳价格越高，对企业绿色创新的促进作用越强；列（2）中，Ets ×LnDays的系数为0.035且在5%的水平上显著，说明交易天数越多，对企业绿色创新的促进作用越强；Ets  ×LnVolumn的估计系数显著大于0，说明交易规模越大，对企业绿色创新的促进作用越强。整体回归结果说明，碳市场运行状况越好，成本压力的倒逼作用和绿色创新潜在收益的激励作用越大，对企业绿色创新激励作用越强，由此证实了假设2。

表7汇报了政府管控对碳市场与企业绿色创新关系影响的回归结果。两列回归中，Ets ×Strpub的估计系数均显著为正，这说明政府管控力度越大，碳市场对企业绿色创新激励作用更强。表7的回归结果与前文预期相一致，证实了假设3。这可以解释为，政府对管控力度较大时，其引导与督促工作更到位，企业为了塑造良好的品牌形象以及自身长远发展，避免巨额的违规成本，从事绿色创新活动的动力更强。

六、 进一步分析

碳市场的效果不仅受制度本身影响，还可能与宏观环境和微观企业特征有关。本文从市场化程度、内部控制质量两方面进行分组回归，进一步分析碳市场对企业绿色创新的异质性影响。

1. 市场化程度的异质性

市场化程度在一定程度上反映了资源配置能力、金融市场完善程度、行业竞争程度[16]。根据样本企业所在省区市樊纲市场化指数的中位数将样本分为高市场化程度地区和低市场化程度地区企业，表8的列（1）和列（2）展示了分组回归结果。结果显示，Ets的估计系数在市场化程度较高组中为0.249且在1%的水平上显著，而在市场化程度较低组中不显著，这表明碳市场对企业绿色创新的促进作用主要体现在市场化程度较高地区的企业中。这可能是由于在市场化程度较高的地区，碳市场具有良好的外部基础，缓解了市场主体的信息不对称问题，降低了碳市场的交易成本。另外，这些地区金融市场更完善，企业融资渠道更多，同时市场发育也更加完善，行业竞争激烈，碳排放成本的增加难以转嫁给消费者。

2. 内部控制质量的異质性

作为一种制度安排，内部控制质量与管理层的战略决策息息相关。根据样本企业迪博内部控制指数的中位数将样本分为内部控制质量较高和内部控制质量较低企业，表8的列（3）和列（4）展示了分组回归结果。结果显示，Ets的系数在内部控制质量较高组中显著为正，而在内部控制质量较低组中不显著，这表明碳市场对企业绿色创新的促进作用主要体现在内部控制质量较高的企业中。这可能是由于内部控制质量较高的企业决策更加科学，易于制定出有利于长期发展的战略。碳市场启动后，内部控制质量较高的企业可以消除内部信息不对称，加强管理团队之间的合作，根据自身的碳排放水平制定出适合企业长远发展的绿色低碳战略。另外，高质量的内部控制能够降低企业绿色创新的风险，在碳市场带来的成本约束下可以凭借较强的资源调配能力，有效地传达绿色创新指令、把控绿色创新风险、监督绿色创新实施。

七、 研究结论与政策启示

1. 研究结论

本文基于我国分批实施的碳交易试点政策这一准自然实验，采用多期双重差分法探讨碳市场对企业绿色创新的政策效应。研究表明，第一，碳市场促进了企业的绿色创新活动，经过稳健性检验后结论依然成立。第二，碳市场运行状况越好，对企业绿色创新的促进作用越强。第三，政府管控力度越大，碳市场对企业绿色创新的激励作用越强。第四，进一步分析表明碳市场对企业绿色创新的促进作用主要体现在市场化程度较高地区的企业和内部控制质量较高的企业中。

2. 政策启示

基于上述结论，本文得出以下政策启示：第一，优化碳市场的制度设计。探索将建筑、交通、餐饮等行业纳入碳市场，同时建立碳金融衍生产品交易机制，以活跃碳市场、扩大碳市场的交易规模；坚持适度从紧的碳配额分配原则，并建立市场稳定储备机来制削减过剩配额，防止碳价低迷；另外，还应制定差异化的碳市场体系，克服地区市场化程度带来的负面效应。第二，政府应做好引导与管理工作。做好碳减排工作的宣传，深化企业对碳管制的未来预期；另外，建立统一的碳市场监管体系，加强对企业碳排放报告的核查力度，对未按时履约的企业根据其碳市场参与度和企业规模进行分级处罚。第三，企业应完善内部管理。定期对内部控制体系进行评估，发现并弥补内部控制的不足，使企业战略始终适应宏观环境；在绿色发展的大背景下，将环境保护纳入决策系统，调整企业发展战略，积极开展绿色创新活动并做好未来的绿色发展规划，实现绿色高质量发展。

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基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目“非金融企业金融化：经济后果及影响因素研究”（项目编号：19YJA630077）。

作者简介：王怀明（1963-），男，南京农业大学金融学院教授，博士生导师，江苏省审计学会常务理事，研究方向为环境会计、公司治理；陈龙（1998-），男，南京农业大学金融学院硕士研究生，研究方向为公司治理与企业创新；魏珈玮（1996-），女，南京农业大学金融学院博士研究生，研究方向为公司治理与企业创新。

（收稿日期：2022-04-12  责任编辑：殷 俊）