國有企業混合所有制改革的碳減排效應及其機制分析

孫博文 張政

摘 ? 要：基于中國工業企業污染數據庫與中國工業企業數據庫匹配數據，采用基于傾向得分匹配的多期DID方法對國企混改的碳減排效應、結論異質性及微觀機制進行討論。研究發現：國有企業混合所有制改革具有顯著的碳減排效應，與對照組相比，國企混改樣本平均處理效應為-6.4%，在緩解內生性問題及進行一系列穩健性檢驗后結論仍然成立。采用三重差分法（DDD）檢驗了研究結論異質性特征，發現國企混改的碳減排效應在國企參股企業、清潔生產行業、低行業集中度水平和出口企業中更顯著。微觀機制方面，對技術進步、能源效率提升、能源結構清潔化三條機制渠道進行了檢驗，發現能源效率提升是國企混改碳減排效應的最重要機制渠道，企業能源效率改善所帶來的碳減排間接效應占碳減排總效應的62.96%;但國企混改未能通過促進企業能源結構清潔化這一渠道顯著促進碳減排;由于技術減排效應弱于能源回彈效應，國企混改也未能通過技術進步渠道促進碳減排。為此，應持續深入推動國有企業混合所有制改革，探索建立重點行業國企混改與節能減排政策協同機制，重視國企混改績效多重異質性特征，提高企業能源利用效率，促進能源結構清潔化。

關鍵詞：國有企業混合所有制改革;碳減排;國有企業改革

中圖分類號：F271 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1003-7543（2021）07-0075-16

持續深化國有企業混合所有制改革（以下簡稱“國企混改”），發展混合所有制經濟，是新時代構建高水平社會主義市場經濟體制的應有之義。通過混合所有制改革將非國有資本，尤其是民營資本引入國有企業，對于國企構建現代企業治理結構、完善激勵機制、緩解委托代理問題具有重要促進作用，不僅可以優化企業內部治理結構、改善會計信息質量，提高企業資本配置效率[1]，而且有助于降低企業的政策性負擔和社會負擔，提高企業創新效率和經營績效。在生態文明建設以及經濟社會全面綠色轉型背景下，國有企業應當在生態文明建設中作出表率，并將環境公共品的保障和供給作為其深化改革的目標約束。

從既有研究來看，國企混改的績效評估大都關注治理結構優化、經營績效改善、宏觀資源高效配置等目標的實現，尚未發現對國企混改環境績效的評估研究。事實上，對于國企的價值和績效判斷，不能僅關注其微觀財務效率、技術效率、創新效率和全要素生產率等經濟指標，還要考慮到國有企業所承擔的其他社會功能，如經濟輻射、區域協調、政策承擔、社會保障與生態治理等，否則就會容易造成“國企低效”的錯誤判斷。在我國提出2030年實現碳達峰以及2060年之前實現碳中和的戰略目標下，系統評估國企混改碳減排效應具有重要的理論和現實意義。本文首次利用中國工業企業污染數據庫，采用PSM-DID方法對國企混改碳減排效應進行系統評估，并對國企混改影響碳減排的異質性特征以及微觀機制進行實證檢驗。

一、相關文獻述評及機制假說

本文首次將國企混改與碳減排目標實現結合起來進行研究。在重點梳理國企混改績效評估與碳減排影響因素相關文獻的基礎上，對國企混改的碳減排效應以及微觀機制進行邏輯探討，并提出相應的命題假設。

（一）國企混改績效評估研究與碳減排效應

由于信息不對稱的存在，國有企業面臨著委托代理下的激勵機制不足、政治—經濟—社會多元目標沖突以及預算軟約束等一系列問題，扭曲了國有企業的微觀行為，導致企業資金配置與經營低效[2]。在此背景下，持續深化國企混改，通過積極引入非國有資本參與國企治理，不斷完善監督和激勵機制，實現國企生產中的剩余索取權與剩余控制權匹配，是解決國企面臨的一系列委托代理問題的重要制度創新[3-4]。混合所有制是指在同一經濟組織中，不同的產權主體因多元投資、互相融合而形成的新的產權配置結構和經濟形式，在微觀層面體現為企業產權主體的多元化，宏觀層面則表現為一個國家或地區所有制結構的非單一性，國企混改通常指的是后者[5]。已有諸多研究在理論與政策層面證實，積極推進國企混改，引入非國有資本投資者以參與股權投資方式重組國有企業，有助于構建高效的激勵機制和監管體系，提高公司治理水平[6]，平衡國有企業社會福利與經濟利潤目標，降低國企的社會性負擔和政策性負擔[7]，提高企業的生產效率[8]、全要素生產率[9]、企業利潤率[10]，改善社會福利[11]，對于實現國有企業經濟社會目標具有重要促進作用。

關于碳排放影響因素的相關研究主要分為兩支：一支關注促進碳排放的相關因素。研究表明，經濟發展與貿易增長使得中國付出了較大的能源環境代價[12]。此外，傳統粗放式的發展模式、化石能源主導下的能源消費結構、技術進步回彈效應、環境規制政策執行不完全等都是影響我國二氧化碳排放的重要因素[13]。另一支關注促進碳減排的影響因素。學術界已達成普遍共識，即能源結構優化、能源效率提升以及技術進步、全要素生產率改進等因素是促進二氧化碳減排的重要驅動因素[14-16]。但總結來看，已有的研究主要集中在宏觀層面和行業層面。根據Kaya恒等式、對數平均Divisia指數以及基于生產理論的分解方法，碳排放驅動因素可分解為技術進步、效率提升、能源結構變動、要素替代和經濟結構變動五個部分。楊麗莎等在相關綜合分析框架的基礎上，從數量上明確了技術進步在二氧化碳減排中的關鍵性作用，但中國以煤為主的消費結構在短時間內難以改變這一事實，導致能源效率偏低以及清潔能源利用不足，最終使得能源結構調整、效率提升以及產業結構調整等因素未能表現出顯著的碳減排效應[17]。類似地，徐斌等利用中國1979—2016年宏觀數據發現，清潔能源利用不存在減少中國二氧化碳排放的線性關系，這一結論與區域異質性密切相關，因為清潔能源的利用對東中西部地區的碳減排存在顯著的非線性關系，分別呈現典型的“M型”、平緩正“U型”以及“U”型非線性結構，地方能源稟賦、經濟結構、能源利用效率都是導致不同地區碳減排模式差異的重要影響因素[18]。

近年來，對碳排放影響因素的分析主要集中在宏觀層面與行業層面，由于微觀層面企業能源利用和污染排放數據的缺失，鮮有學者關注企業碳減排的影響機制。就微觀層面而言，國企混改很可能通過引入激勵機制以及優化企業內部治理結構，推動企業技術進步、能源結構清潔化以及能源效率提升等，促進碳減排。基于此，提出如下假設：

假設1：國企混改具有顯著的碳減排效應。

（二）國企混改影響碳減排的微觀機制

第一，國企混改通過促進技術進步與全要素生產率提升實現碳減排。企業技術進步是實現企業碳減排的重要機制。魏巍賢、楊芳發現，技術進步（包括自主研發與技術引進）對我國二氧化碳減排具有顯著的促進作用，但自主研發能力與技術引進形成互補優勢的能力尚待提高。在此基礎上，國企混改能夠顯著改善企業的管理效率、促進企業技術進步，進而提高企業的創新能力以及全要素生產率[19]。企業技術進步或全要素生產率提升可能是國企混改碳減排效應的重要機制渠道。但值得注意的是，由于回彈效應的存在，技術進步可能會引致更多的能源消費，從而增加二氧化碳的排放，這導致技術進步對二氧化碳的實際減排效果變得不確定，甚至表現出一定的碳排放促進效應。亦即，技術進步對碳排放的影響，取決于技術效率改善下碳減排效應和產出增長下回彈效應的綜合，回彈效應可能會部分甚至完全抵消技術進步所帶來的碳減排效應[17]。

第二，國企混改通過優化能源結構以及促進清潔能源利用實現碳減排。大力發展清潔能源有助于降低對高污染煤炭的依賴，促進二氧化碳減排，對產業結構升級、實現綠色高質量發展具有重要促進作用。除此之外，清潔能源的使用還有助于推動節能減排技術進步，尤其是加速資本和勞動供給，推動能源節約型技術進步，并進一步促進碳減排。國有企業是傳統化石能源消耗大戶，通過引入非國有資本與市場機制，能夠進一步推動清潔能源利用促進企業碳減排。對于處于產業鏈上游的煤炭生產、石油天然氣以及電力能源供應企業而言，在能源革命的大潮下，推動混合所有制改革以及引入多元化股權，有助于發揮市場機制的信息搜集和資源配置功能，推動相關能源行業發展與清潔能源相關的產業投資項目，幫助傳統化石能源企業尋求新的清潔能源和新型能源產業發展方向。對于處于產業鏈下游的制造業企業而言，推動混合所有制改革有助于不斷完善企業多元投資模式，緩解企業融資約束，提高企業對清潔能源利用的價格承受力，促進企業能源結構的清潔化轉型。

第三，國企混改通過提高能源效率促進碳減排。由于中國在煤炭上的資源和價格優勢，以煤為主的能源格局將在一段時間內長期存在，提高現有能源的利用效率可能是中國節能目標實現的關鍵途徑。陳釗、陳喬伊利用中國工業企業污染微觀數據發現，能源利用效率是減緩工業能耗增長的最重要因素[20]。國有企業具有顯著的制度優勢以及資源過度擠占特征，與私營企業相比，其表現出偏低的能源利用效率，并且在微觀層面，有研究證實國有企業更傾向于選擇減產這一“激進”方式而非提高企業能源利用效率促進企業碳減排。相較而言，非國有企業因為靈活的市場機制，更傾向于選擇內生的減排路徑[21]。這意味著，國企混改有可能通過引入非國有資本和完善市場化的激勵機制，提高企業優化能源利用效率以及內生減排動力。基于上述分析，提出如下假設：

假設2：國企混改可能通過促進企業技術進步、能源結構清潔化、提高企業能源效率等機制途徑降低企業二氧化碳排放。

二、研究設計

（一）模型構建

若將國企混改視為準自然實驗，則可以基于多期DID的模型設定方法、國企混改績效評估以及碳排放影響因素的相關研究模型，設定模型（1），通過比較處理組與對照組的系統差異便可估算國企混改凈效應。但考慮到國企混改的非隨機特征以及不可觀測因素的影響①，直接估計可能會產生樣本選擇偏差，因而本文首先基于傾向得分匹配模型（PSM）構造國企混改“反事實”樣本，并在此基礎上對其碳減排凈效應進行估計。

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（1）

reformit=treati×postt（2）

模型（1）中被解釋變量lnCO2代表城市k行業j企業i在t年的碳排放水平，采用CO2指標取對數表示;模型（2）中reformit=treati×postt，reformit表示國企混改政策變量。其中，若企業在樣本窗口期間參與混合所有制改革則定義treat為1，其他定義為0;企業在國企混改當年及之后則定義post為1，其他定義為0。本文關注的核心是國企混改變量reform的系數β1，若系數小于0，則意味著國企混改具有顯著的碳減排效應，反之則反是。X為影響企業碳排放的控制變量向量。此外，模型還控制了一系列固定效應：ai為企業固定效應，控制不隨時間變動的企業特征因素;vt為時間固定效應，控制宏觀變動因素;ck為城市固定效應;λjt為二位數行業與時間聯合固定效應，控制行業層面因素和宏觀經濟因素等。eijkt為殘差項。回歸結果標準誤在城市或行業層面聚類調整。

在模型（1）和模型（2）的基礎上，考慮到混改樣本具有的潛在樣本選擇問題，為進一步緩解處理組與對照組的樣本選擇偏差，本文選擇傾向得分匹配法（PSM），為混改樣本匹配與之擁有共同特征的非混改樣本構造一個反事實框架，以降低樣本選擇偏誤的影響。為更大程度保留有效樣本，本文選用非替代性的一對一最近鄰匹配方法，并采用逐年匹配的方法為各年處理組找尋與之匹配的對照組。考慮到參與匹配協變量越多，匹配樣本數量越少，故遴選出一些既影響混改決策又影響企業碳排放的協變量，分別是企業就業規模與企業全要素生產率兩個變量。為檢驗匹配結果的可靠性，保障混改企業樣本與非混改企業樣本特征變量不存在顯著差異，本文進行了匹配平衡性檢驗，發現匹配變量在進行匹配后方差都有較大程度的下降且偏差都在10%以下，處理組和控制組之間不存在明顯差異，較大程度上緩解了樣本選擇偏差問題。

（二）變量說明

被解釋變量：企業二氧化碳排放CO2。借鑒王興民等的研究[22]，本文運用碳排放系數法計算企業層面能源消費的二氧化碳排放，主要能源標準煤折算系數與CO2排放系數見表1（下頁）。計算公式如下：

其中，Q表示企業二氧化碳排放量，Ei為i種能源的消費量，Ki為i種能源的二氧化碳排放系數。中國工業企業污染數據庫中僅包含有限的能源種類統計數據，如煤炭、天然氣以及燃料油等主要能源，考慮到煤炭、天然氣以及燃料油用量占總能源消費的80%以上，本文以這三類能源為例對企業二氧化碳排放進行總體估算。

核心解釋變量：國企混改Reformit。參考相關研究[7-8]，本文將國有獨資企業引入集體資本、個人資本、法人資本、港澳臺資本和外商資本等非國有資本定義為國企混合所有制改革。具體的識別策略是：若上一年國有獨資企業國有資本金占實收資本金的比例為100%，但在當年這一比例低于100%，則經歷了混合所有制改革，定義treati=1，其他樣本定義treati=0;進一步將改革時間定義為postt，設定改革當年及之后postt=1，其他樣本定義為0。最終，國企混改變量可設定為reformit=treati×postt。需要說明的是：一方面，選用注冊資本金占比來判斷國企混改屬性，其原因在于，一些企業雖然注冊為外資企業、有限責任公司或者外貿公司，但事實上依然是國企或者國企控股;另一方面，根據本文定義，參與混改的國企包含國企控股、國企參股以及轉制民企（完全私有化）三類，第三類不屬于政策層面規定的嚴格意義上的混合所有制企業，可將其視為一種特殊的混改企業形態。

控制變量X包括了企業與城市維度的變量。企業層面的變量有：企業規模lny，采用企業總產值取對數表示;企業年齡age，反映企業成熟度以及所處生命周期;企業勞動投入與就業規模lnlabor，采用企業就業平均數表示;企業資本密集度lnkl，為企業實收資本與勞動力總數比值的對數;企業出口變量export，若企業出口交貨值大于0，則定義export為1，否則定義為0;企業全要素生產率lntfpop，基于OP法計算企業全要素生產率并取對數處理。由于中國工業企業數據庫未提供2008—2012年企業的工業增加值和工業中間投入數據，因而無法采用OP法估計企業全要素生產率。為此，借鑒Head & Ries的方法[23]，采用方程TFP=ln（y/l）-s×ln（k/l）估算替代，其中y為剔除物價的企業工業總產值，k為企業固定資產總額，l為企業年均從業人數，s表示生產函數中資本貢獻度，將其設定為1/3，最終對缺失的全要素生產值進行了替代并取對數處理。城市層面的變量包括：城市經濟密度lndensity，反映城市經濟空間結構與經濟集聚水平，采用城市GDP與地理面積比值表示，并取對數處理。

（三）數據來源

本文使用了中國工業企業污染數據庫（1998—2012年）和中國工業企業數據庫（1998—2012年）的微觀匹配數據，并將其與我國城市維度數據庫進行匹配。現就數據的具體處理說明如下：第一，中國工業企業污染數據庫是中國目前最全面、最可靠的環境微觀經濟數據庫，且最近有諸多研究證實了其可靠性[20]。由于缺乏1998—2000年煤炭總量數據，本文采用原料煤和燃料煤數據進行加總補齊，但天然氣數據的缺乏使得我們依然無法估算碳排放強度，因此將其剔除，2011年缺乏煤炭數據，2010年工業企業數據庫質量有較大問題，按慣例將其剔除。第二，對于工業企業數據庫的處理方法如下：以“法人代碼”“企業名稱”“地區（市、縣）”“電話號碼”“行業代碼（三位數、四位數）”“主要產品”“開工年份”“郵政編碼”“登記注冊類型”“國有控股情況”等基準變量，逐步分鄰近兩年、鄰近三年、最后統一匹配到全體年份的非平衡面板數據集。手工對四位數行業代碼進行統一，并確保兩位數行業代碼統一到2002年標準，僅保留制造業行業樣本。對所有的連續變量進行Winsor處理，去掉1%的極端值。根據企業代碼對兩個數據庫進行匹配，對于未匹配上的數據集使用企業名稱進行匹配。在匹配基礎上進一步剔除污染物排放小于0、工業增加值大于工業總產值等異常值。第三，城市層面數據來自歷年《中國城市統計年鑒》，部分缺失數據通過中經網、中國經濟社會發展數據庫予以補足。

主要變量均值統計及檢驗如表2所示。圖1呈現了處理組與對照組lnCO2的核密度分布情況，發現處理組樣本相對于對照組明顯左偏，參與混改的國企二氧化碳排放顯著低于未參與混改的樣本。更精確的結果留待后文進行實證檢驗。

三、實證結果討論

（一）基準結果分析

表3（下頁）報告了國企混改的碳減排效應評估結果。列（1）中未加入相關控制變量，發現國企混改變量的系數顯著為負，值為-0.093。列（2）除加入影響企業碳排放的控制變量外，還加入了包括企業、時間、城市等不同維度的固定效應，以控制不同層面的不可觀測因素對企業碳減排的影響。結果發現，國企混改變量系數依然顯著為負，且解釋力有所降低。列（3）進一步加入了行業和時間的聯合固定效應，以進一步控制行業相關因素和宏觀經濟因素的影響，并在城市維度作聚類標準誤處理，允許殘差項在城市維度序列相關以緩解估計偏誤問題。結果發現，系數為-0.064，表明國企混改顯著降低了企業6.4%的碳排放。與列（3）相比，列（4）在行業層面進行聚類標準誤處理，發現系數顯著為負且沒有變動，證實了研究結論的穩健性。以上結果表明，國企混改具有顯著的碳減排效應，證實了假設1。

（二）平行趨勢檢驗與動態效應分析

雙重差分估計結果的有效性要求國企混改之前處理組與對照組滿足平行趨勢假定，即處理組與對照組的二氧化碳排放量沒有顯著差異。基于相關研究，本文采用事件分析法框架對此進行驗證[10]，構建如下模型：

（三）內生問題處理與穩健性討論

雖然本文控制了企業、城市、行業以及時間層面一系列固定效應，但依然無法完全窮盡遺漏變量或者其他非隨機因素帶來的潛在內生問題，為緩解內生問題帶來的潛在估計偏誤，本文進行一系列穩健性檢驗，結果如表4（下頁）所示。

第一，控制預期效應影響。隨著我國國企改革不斷深入，不同行業國有企業都形成了一定的混改預期，為控制預期效應帶來了系統估計偏誤，本文在模型（1）的基礎上加入處理組treat與混改前一年Yeart-1的交互項。加入交互項之后，列（1）結果顯示，國企混改變量系數同樣顯著為負，且交互項系數不顯著，表明國企混改預期對企業碳減排未產生系統性影響。

第二，緩解國企混改變量的潛在內生問題。國企混改可能與自身的特征變量有關而不滿足完全隨機假設。為進一步緩解國企混改的內生問題，本文構造了可能對國企混改產生影響的兩個前定變量：分別是2000年企業出口密度eden2000=企業出口額/工業產值，以及2000年企業資產負債率drate2000=企業總負債/企業總資產。在此基礎上，列（2）與列（3）分別在模型中加入不同前定變量與混改時期變量postt的交互項，結果發現系數同樣顯著為負且有一定程度的下降，但均通過顯著水平檢驗。

第三，控制清潔生產環境規制政策因素。企業碳減排可能與國家的環境規制政策密切相關。為控制清潔生產標準實施以及清潔生產指標體系對于企業碳排放的影響，進一步推進龍小寧、萬威對相關行業的精準識別[24]，這里構造了其他環境規制政策變量other_policy，并將其放至模型中進行回歸，列（4）結果顯示，其他政策因素加入后，國企混改的碳減排效應依然顯著為負，且解釋力有所降低。

第四，不同傾向得分匹配法。列（5）中，有別于基準模型的近鄰匹配方法，本文選取核匹配方法對處理組與對照組樣本進行匹配，結果表明匹配方法的變更并沒有顯著改變本文研究結論的穩健性。

第五，排除其他隨機干擾因素的影響。國企混改碳減排效應可能源于其他隨機因素而非國企混改本身。鑒于此，本文借鑒Li等[25]的處理辦法來構造安慰劑檢驗，進一步判斷國企混改的碳減排效應是否由其他隨機性因素引起。具體方法是，按照國企混改樣本的分布情況，隨機生成處理組并重復進行500次回歸，將500次回歸中的系數值統計出來并繪制系數直方圖和核密度圖，并將其與基準回歸結果進行對比。圖3（下頁）中，橫坐標代表隨機政策沖擊系數βrandom，隨機分配之后核心解釋變量reform的系數估計值集中分布在零附近，而且根據核密度圖可計算隨機系數βrandom的均值為0.001，非常接近于0。表3列（3）基準估計結果與隨機抽樣得到的系數有顯著差異。安慰劑檢驗表明，國企混改的碳減排效應并非由其他不可觀測因素所引起，證實了結論的穩健性。

四、異質性與微觀機制分析

（一）異質性分析

基準模型證實了國企混改具有顯著的碳減排效應。現實中，國企混改績效環境目標實現可能依賴于一系列外部約束條件，不同混改策略以及企業屬性差異都會對國企混改的碳減排效應產生一定的影響。鑒于此，本文進一步基于三重差分模型設定，考察異質性國企混改策略、清潔生產行業屬性、行業集中度水平以及出口屬性等方面的結論，表5報告了異質性回歸的相關結論。

1.國企混改策略的異質性分析

在國企混改變量reform設定的基礎之上，本文進一步將國企混改策略及對應的樣本分為三類：第一類是國有控股（treat_state），即混改后國有股份占比高于50%且至少包含集體、私人或外資股份的企業;第二類是國企參股（treat_scangu），即混改后國有股份低于50%且存在控股股份是集體、私人或外資的企業;第三類是轉制民企（treat_private）或者完全私有化企業，其雖不符合官方對混改的“包含兩種及以上所有制成分的企業”定義，但可視為一種特殊混改形式。表5列（1）結果顯示，與國企控股相比，國企參股以及轉制民企兩類國企混改策略均表現出一定的碳減排效應，且僅有國企參股這一混改策略的系數通過顯著水平檢驗。在企業碳減排方面，本文發現國企參股的碳減排效應要優于國企控股與轉制民企，可能是因為，國企參股這一混改策略能夠更加充分發揮國有資本資源獲取與非國有資本市場機制靈活的綜合優勢，而企業完全私有化會進一步強化利潤目標，不利于企業環境目標的實現。這一結論的政策啟示是，為保障環境目標的實現，國企混改應當盡量避免完全私有化式的改革。

2.清潔生產行業異質性分析

對于清潔生產行業的界定，本文參考Akbostanci等[26]提出的標準：首先，基于中國工業企業污染數據庫，計算行業單位產值不同污染物排放水平UEij=Eij/Yi，其中，Eij為行業i的主要污染物j（工業廢水、廢氣以及煙塵粉塵）的污染排放水平，Yi為各行業的工業總產值;其次，對行業污染物排放強度進行標準化處理以及等權加權平均，進而計算出行業污染排放強度;最后，將行業污染排放強度超過中位數水平的行業設定為污染密集型行業，反之則設定為清潔生產行業①。表5 列（2）結果顯示，國企混改與清潔生產行業交互項系數顯著為負，表明清潔生產行業國企混改比污染密集型行業表現出更強的碳減排效應。除此之外，清潔生產行業在環境規制約束下更容易獲得市場優勢，有更強的動力和創新能力實現碳減排目標，相反，污染企業在嚴苛的環境規制下市場規模逐漸萎縮，缺乏碳減排動力。

3.行業集中度異質性分析

行業集中度反映了企業所處行業的市場壟斷勢力和市場競爭水平，本研究采用赫希曼-赫芬達爾指數（HHI）衡量行業壟斷程度，指數越高則行業壟斷程度越高、市場競爭水平越弱。表5列（3）結果顯示，國企混改與行業集中度交互項系數顯著為正，說明行業集中度的提升抑制了國企混改的碳減排效應發揮。由于行業壟斷勢力的存在，參與混改的國有企業更傾向于通過提高市場價格增加壟斷利潤，缺乏技術創新、降低邊際成本的激勵，不利于企業生產效率的提升、綠色創新能力的改善以及碳減排這一環境目標的實現。這意味著，國企混改的碳減排效應依賴于良好的市場競爭環境，在國企混改的同時，有必要通過不斷深化市場化改革、提高市場競爭程度，激發企業加大技術研發投入、優化生產流程、降低企業生產成本、提高能源利用效率，促進企業綠色創新能力提升，降低企業碳排放。

4.出口異質性特征分別

表5列（4）結果顯示，國企混改與企業出口屬性的交互項系數顯著為負，意味著與內銷企業相比，出口企業混改的碳減排效應更為顯著，企業出口進一步強化了國企混改的碳減排效應。這可能是因為：一方面，根據經典企業異質性出口理論，出口企業不僅表現出更高的全要素生產率，而且能夠通過出口“學習效應”進一步促進企業技術進步、提升管理水平;此外，出口企業還可能在國外進口商的技術支持下提高產品質量，通過國際合作提高綠色低碳技術研發能力。另一方面，產品進口國嚴苛的環境標準也會倒逼出口企業不斷優化生產管理、引進先進設備，這些都有助于促進企業能源效率改善，進而降低能源消耗和碳排放水平。

（二）微觀機制分析

就微觀層面而言，國企混改可能有助于促進企業進步、改善企業全要素生產率，進一步提高企業能源效率，促進清潔能源使用，從而通過以上中間機制降低碳排放水平。為檢驗微觀機制是否存在，本文基于中間模型思維構建如下模型：

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（5）

Mijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（6）

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+β2Mijkt+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（7）

其中，模型（5）為基準模型，將前文模型（1）移抄至此。模型（6）為中間機制模型，被解釋變量為中間機制變量Mijkt，包括企業全要素生產率lntfpop、能源結構清潔化指標estruc和能源效率efficiency。企業全要素生產率采用OP法估計并取對數處理。由于企業污染數據庫中缺乏風能、水能、太陽能等新能源數據，本文采用潔凈燃氣消費usegas作為清潔能源的代理變量，因而能源結構清潔化指標estruc可采用企業天然氣與煤炭使用量的比重并取對數表示，計算公式為estruc=ln（b1*usegas）/（b1*usegas+b2*usecoal），其中b1與b2分別代表天然氣與煤炭的標準煤折算系數。能源效率efficiency采用單位能耗的工業產值表示，考慮到2011年之前污染企業數據庫并未公布電力使用相關數據，企業能源投入采用煤炭使用量usecoal計算，表達式為efficiency=ln（y/usecoal）。模型（7）為同時包含國企混改變量和機制變量的綜合模型，用以檢驗國企混改影響碳減排的微觀機制的存在性，要求模型（6）中β1和模型（7）中β2同時顯著才能滿足要求。

表6（下頁）利用Bootstrap方法對相關中間機制進行了檢驗。結果發現：在列（2）—（4）的中間機制模型中，國企混改顯著提高了企業全要素生產率和企業能源效率，但對企業能源結構清潔化的促進作用不顯著。研究結論證實了我國國企混改對企業全要素生產率的促進作用，市場化機制以及多元股權模式的引入有助于改善企業的管理效率和促進企業技術進步。本文首次基于中國工業企業污染數據庫的能源利用數據，證實了混合所有制改革對企業能源利用效率的顯著改善作用，為從國企混改的視角推動實現碳達峰、碳中和目標提供了證據支撐。但本文并沒有發現國企混改對企業清潔能源使用的促進作用，這與清潔能源在企業中占比較低以及市場價格偏高不無關系。

進一步地，結合列（5）綜合模型的估計結果，可有效檢驗國企混改碳減排效應的微觀機制存在性。在加入相關中間機制變量之后，從直接效應來看，國企混改系數顯著為負，促進碳減排的直接效應為-4.0%。從間接效應來看，可從如下渠道來分析：一是企業全要素生產率渠道，列（2）中結果顯示，國企混改顯著提高了企業全要素生產率14.9個百分點，但列（5）中全要素生產率的增加對企業碳排放的影響系數不顯著，表明國企混改促進碳減排的技術進步渠道不顯著。二是能源結構清潔化渠道，列（5）顯示清潔能源利用lnestruc系數顯著為負，具有顯著的碳減排效應，但由于列（3）中國企混改對清潔能源的利用沒有顯著促進作用，這意味著國企混改通過提高能源結構清潔化而促進碳減排的微觀機制也不顯著，國企改革未能通過促進企業能源清潔化這一渠道促進企業碳減排。三是能源效率渠道，結合列（4）和列（5）的估計結果不難發現，國企混改不僅能夠直接降低能源使用而促進碳減排，而且還能通過提高能源利用效率這一機制渠道促進碳減排，間接效應為0.079×（-0.861）=-6.80%。綜合直接效應和間接效應可知，能源效率改善所帶來的碳減排間接效應占碳減排總效應的62.96%。

綜合機制檢驗結果可知：國企混改對碳減排具有直接促進作用，且通過提高企業能源利用效率這一間接渠道貢獻了碳減排效應的62.96%。但國企混改通過促進企業技術進步和能源結構清潔化中間渠道實現碳減排的機制不顯著。究其原因，就企業技術進步渠道而言，一方面，這一結果可能與企業能源回彈效應大于技術減排效應有關，使得國企混改并沒有通過促進企業全要素生產率增加而實現碳減排。另一方面，技術進步可以降低實際能源價格，在市場化水平較高的地區，生產者可以較為靈活地對生產決策進行調整，由于能源要素價格降低，生產者將使用更多的能源替代其他要素投入[25]，結果反而加劇了企業碳排放。就能源結構清潔化渠道而言，由于清潔能源利用成本較高，以及清潔能源產業屬于戰略性高新技術產業，企業能源清潔化轉型需要投入大量的研發資金和人員，建設相應的配套基礎設施[18]。由于企業自身稟賦、發展階段以及所處地區的不同，企業的融資能力以及地方政府的政策支持力度也存在較大差異，使得國企混改對企業清潔能源利用的影響存在非線性關系。

五、研究結論與政策建議

本文基于中國工業企業數據庫與中國工業企業污染數據庫匹配數據，利用雙重差分法對國企混改的碳減排效應進行了評估，并對國企混改影響二氧化碳排放異質性和微觀機制進行了實證檢驗，得到了如下結論：第一，國企混改具有顯著的碳減排效應，國有企業通過混合所有制改革顯著降低了企業6.4個百分點的碳排放。第二，國企混改的碳減排效應在不同的國企混改策略、清潔生產屬性、行業集中度以及出口屬性下呈現顯著的異質性特征，這一效應在國企參股企業（相較于國企控股與完全私有化）、清潔生產行業（相較于污染密集型行業）、低行業集中度水平（相較于高行業集中度水平）以及出口企業（相較于內銷企業）中更顯著。第三，國企混改碳減排效應的核心機制是企業能源效率的提升。在具體的微觀機制檢驗中，國企混改通過能源效率提升這一渠道顯著促進了企業碳減排，這一間接機制效應占碳減排總效應的62.96%，但需要指出的是，國企混改通過提高企業全要素生產率和促進企業能源結構清潔化而促進碳減排的渠道不顯著。基于上述結論，提出如下建議：

第一，持續深入推動國企混改，探索建立重點行業企業混合所有制改革與節能減排政策的協同機制。要持續深化國企混改，堅持國有企業市場化改革方向，不斷深化從“管企業”到“管資本”的國資監管體制改革，提高國企混改效率與經營績效。除此之外，在生態明建設與碳減排環境目標約束下，要積極發揮國企混改的碳減排效應，在此基礎上，積極探索國企市場化改革與環境規制政策的協同機制，在充分發揮命令控制型環境規制政策作用的同時，不斷通過引入非國有資本以及完善企業內部治理結構，提高企業節能減排的內生激勵。積極探索將碳減排目標任務納入國有企業的績效評估體系，建立完善國企混改碳減排考核制度，在此基礎上，按照當前國有企業分類改革的要求，完善高耗能企業、能源類國有企業混合所有制改革路徑，建立完善國企混改與清潔生產政策的協同機制。

第二，提高國企混改碳排放效應要重視多重影響因素的異質性特征。相較于國企控股與完全私有化兩種混改形式，國企參股的碳減排效應更突出，這意味著，碳減排目標約束下國有企業改革的方向應當是實現國有資本、集體資本、民營資本以及外資資本交叉持股的混合所有制經濟，而非完全私有化。國企混改碳減排效應在低行業集中度、清潔生產行業以及出口企業中更顯著，諸多研究證實，處于以上三類外部環境的企業總體上表現出更高的能源效率和生產效率，這一結論為未來環境規制政策制定與混改行業選擇提供了思路。一方面，應著力探索“效率異質型”碳減排政策，在節能減排政策目標制定的過程中，充分考慮企業的效率異質性特征，弱化環境政策的總量目標控制，充分利用市場機制給予低效率企業更多的環境壓力，倒逼低效企業退出市場或者尋求更進一步的兼并重組。另一方面，堅定不移推進市場化改革，降低壟斷行業的進入管制，破除行業壟斷壁壘，提高行業競爭度;減少對非國有企業的歧視性政策，為國有企業引入民營資本創造公平競爭的市場環境。在碳減排目標約束下，要加大清潔生產行業、清潔能源行業（如電力和天然氣行業）以及出口行業國企混改。

第三，提高企業能源利用效率，促進能源結構清潔化。企業能源效率提升以及能源結構清潔化均具有顯著的碳減排效應，且企業能源效率提升占碳減排總效應的62.96%，但由于回彈效應的存在，本文并未發現技術進步的碳減排效應。技術進步的回彈效應具有敏感性、不穩定的特征，因而在實現2030年碳達峰以及2060年碳中和目標要求下，除了要重視低碳技術創新研發外，還應大力提升企業的能源利用效率、優化企業能源利用結構。一方面，應當以提高企業能源利用效率為抓手，培育綠色低碳技術創新驅動力，嚴格控制高耗能產業項目，加大鋼鐵、建材、石化、有色、煤炭等傳統產業的節能減碳技術改造，推進綠色低碳循環現代制造體系建設。另一方面，優化能源結構，建立清潔低碳能源體系。促進企業清潔能源的使用和能源結構清潔化，需要發揮政府與市場的共同作用。政府應當加大對清潔能源供給的補貼以及企業稅收優惠，擴大風能、水能以及核能等清潔能源的供給，支持新能源技術的研發投入;不斷完善碳交易市場，通過市場化方式倒逼企業清潔生產以及能源結構清潔化利用。

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