碳排放權交易政策對企業財務績效的影響研究
——基于多時點雙重差分模型的檢驗

| 林志宏 趙思藝

一、引言

近年來，氣候變化造成的環境問題日益嚴峻，不僅影響了人們的生活，也對經濟和社會的可持續發展產生了深刻影響（Liu等，2015）。為了有效應對氣候問題，1997年，《京都議定書》首次提出二氧化碳排放權概念，這為控制和減少碳排放提供了新模式（Ma等，2022）。碳排放交易政策是一種低成本、高效的市場減排政策，可以依靠市場來彌補行政干預的不足，實現資源的有效配置。因此，我國引進碳交易制度，積極推進碳市場的建設和發展，加速減排進程。2011年，國家批準北京、天津、上海、重慶、深圳、廣東、湖北七個省市2013年開始開展碳交易試點工作，此外，福建省于2016年正式開啟碳交易；2017年，全國碳交易市場正式啟動建設；2021年，全國碳交易市場（發電行業）正式開市。

隨著碳市場的建設和發展，眾多學者開始關注碳排放權交易的政策效果。企業是碳交易政策的作用主體，政策的實施會對試點企業生產經營造成直接影響，有必要探究碳交易政策的微觀經濟效果。但有關碳交易政策對企業經濟效益的影響研究尚未有定論：一些學者認為，碳交易政策將環境成本內部化，增加了企業的生產經營壓力（Wang等，2018），并對企業資本回報率產生負面影響（Commins等，2011）。另一部分學者則認為碳交易政策存在潛在收益，可以降低企業減排成本（Wang等，2015）；企業通過出售多余配額獲利（沈洪濤和黃楠，2019），以及通過優化現有資源配置提高生產效率，進而實現高質量生產（張平淡和張惠琳，2021）。由此可見，碳交易政策能否對企業財務績效產生積極影響，從而實現微觀層面環境改善和企業發展的雙贏有待進一步檢驗。此外，碳交易政策影響企業財務績效的作用機制是什么？其影響效果是否會因為企業內部特征和外部環境的不同存在差異？探究和驗證這些問題，對于完善碳交易政策，幫助企業正確認識碳交易政策的經濟后果具有一定現實意義。

本文可能的貢獻：第一，基于2009-2020年的A 股上市公司數據，采用多時點雙重差分模型研究碳交易政策對企業財務績效的影響，得到更加準確的凈效應。并進行多種穩健性檢驗，如結合傾向性得分匹配、熵平衡匹配等方法確保實證結果的可靠性。第二，將技術創新和融資約束作為碳交易政策發揮作用的路徑，探討并驗證碳交易政策對企業財務績效的影響機制。第三，進一步從企業所有制和地區環境執法力度的角度，分析碳交易政策對企業財務績效的異質性影響。

二、理論分析與研究假設

（一）碳交易政策與企業財務績效

傳統觀點認為環境規制會增加企業環境治理成本，對企業生產造成約束，進而對企業績效產生負面影響（Greenstone等，2011）。但該觀點僅從靜態角度分析，沒有考慮環境監管對企業生產經營活動的動態影響。波特假說從動態角度出發，認為嚴格且合理的環境規制能夠倒逼企業進行創新，通過技術和產品創新提高生產效率，從而補償前期投入的環境成本，最終提升企業競爭力和財務績效（Porter和Van der Linde，1995）。具體到碳交易政策，其本質上是市場型環境機制，利用價格機制控制并減少溫室氣體的排放。與命令型環境規制相比，在碳交易政策下，企業可以更靈活地選擇提升生產效率，以減少生產成本，并最終減緩或抵消環境成本（任勝鋼等，2019）。同時，碳配額可以看作是企業的一種環境資源產權，試點企業可以通過碳市場進行交易，以最大限度地降低減排成本，實現利潤最大化。此外，碳交易政策的實施能夠有效促進碳減排（沈洪濤等，2017），進而降低企業環境風險，減少環境處罰等經濟利益的流出（周暢等，2020）。同時，碳績效的改善能夠有效增強利益相關者對企業的信心，吸引更多投資者為企業提供資金支持，從而有助于企業財務績效的提高。基于以上分析，本文提出以下假設：

H1：碳交易政策能夠提高試點企業財務績效。

（二）技術創新的中介效應

一方面，碳交易政策的實施對企業造成了約束，企業為了達到合規標準必然增加履約成本。并且，隨著碳規制強度的加強，未來碳配額將逐年縮減，僅靠購買配額或者縮減生產規模無法滿足企業持續發展。因此，根據合規性理論和波特假說，碳交易規制帶來的合規壓力會倒逼企業通過技術創新和工藝升級改造來減少碳排放、提高生產效率。另一方面，根據碳交易政策設計原理，低排放企業可以出售富余碳配額獲得額外收益，這為試點企業進行技術創新降低碳排放提供了持續經濟激勵（李大元，2021）。同時，政府為保障碳交易政策貫徹落實，出臺專項資金、稅收減免、財政補貼等措施，能夠有效降低企業創新活動成本和風險，鼓勵企業進行低碳技術創新、優化產品開發（任曉松，2020）。

企業積極進行技術創新，不僅可以降低邊際減排成本，還能夠減少企業長期購買碳排放配額的成本支出（劉曄，2017），甚至可以實現碳配額的富余，通過在碳市場上出售獲利，進而對企業財務績效產生積極影響。同時，根據資源基礎理論，企業通過技術創新不但可以提高生產效率，還可以獲得競爭者難以模仿的關鍵資源，包括獨特技術和高質量差異化產品等，從而在總體上促進企業核心競爭力和財務績效的提升。基于以上分析，本文提出以下假設：

H2：碳交易政策通過促進試點企業技術創新提高財務績效。

（三）融資約束的中介效應

充足的資金支持對企業發展至關重要。當企業面臨的融資約束水平較低時，企業能夠以相對較低的融資成本獲得資金，投入生產以及投資回報率較高的項目，進而提升企業利潤。對于參與碳交易的企業來說，改善融資約束狀況，以較低成本獲得更多資金，可以為企業的低碳轉型提供更有力支持。

Myers和Majluf（1984）提出企業融資約束源于信息不對稱，而碳市場的建立對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規和透明（沈洪濤等，2019；談多嬌等，2022）。試點企業碳信息披露水平的提升，能夠有效緩解信息不對稱，幫助市場參與者更加全面地了解企業減排狀況，減少對企業未來發展不確定性的擔憂（劉芬宇和劉英，2019）。同時，根據信號傳遞理論，企業積極進行碳資產管理和技術設備更新改造，傳遞了企業加強節能減排和承擔社會責任的決心，有利于形成寶貴的“聲譽”優勢。有研究表明環境績效較好的企業受到的融資約束明顯較低，企業的合規性對緩解融資約束具有重要意義（Liu等，2020）。因此，隨著企業減排成效的不斷提高，更有可能獲得金融機構的融資支持。此外，政府通過財政補貼和專項資金支持等方式，同樣能夠幫助企業拓寬融資渠道。

企業獲得更多資金支持，可以進一步加大節能減排、清潔生產等方面技術改進升級的投入，以及新產品的設計研發和生產性投資，從而優化組合生產要素，提高資本配置效率，最終有助于企業提高財務績效（趙振智等，2021）。基于以上分析，本文提出以下假設：

H3：碳交易政策通過緩解試點企業融資約束提高財務績效。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2009-2020年A股上市公司為初始樣本。將參與碳交易的試點企業作為實驗組，非試點地區同行業企業作為對照組。參與碳交易的企業名單從各試點地區的發改委和環保廳發布的文件獲取。此外，對樣本做了以下處理：剔除金融行業企業；剔除標有ST、＊ST等標志的企業；剔除數據嚴重缺失的企業和2009年以后上市的企業。最終獲得391家企業數據，4692個有效觀測值，其中實驗組71家企業，對照組320家企業。上市企業財務數據來自國泰安數據庫（CSMAR），專利數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），其他宏觀數據來自《中國統計年鑒》和《中國環境年鑒》。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文被解釋變量為企業財務績效。參考現有文獻，本文選擇學者較多使用總資產報酬率（Roa）表示財務績效，并采用凈資產收益率（Roe）作為替換指標進行穩健性檢驗。

2.核心解釋變量。本文以上市企業是否被納入碳交易（Did）為解釋變量，即對于試點企業，被納入碳交易的當年及其以后年份賦值為1，其余年份則賦值為0；非試點企業樣本期間均賦值為0。

3.中介變量。本文將技術創新和融資約束作為中介變量，檢驗碳交易政策對企業財務績效的影響路徑。借鑒應千偉和何思怡的做法（2021），將企業專利申請量作為技術創新的衡量標準，具體為專利申請量與每千萬營業收入之比，以剔除企業經營規模效應。目前多數學者主要采用KZ指數、SA指數以及WW指數衡量融資約束。其中KZ指數和WW指數根據企業經營性凈現金流、股利等指標構建，有較強內生性問題。因此，本文根據Hadlock和Pierce（2010）構建的SA指數衡量企業融資約束，具體計算方法如下：

其中，Size為企業總資產規模的自然對數，Age為企業經營年度。SA指數越小，融資約束越嚴重。

4.控制變量。借鑒趙振智等（2021）和張濤等（2021）選取控制變量。其中，企業層面控制變量包括：企業規模（Size）、企業年齡（Age）、經營現金流量（Ocf）、股權集中度（Largest）、總資產周轉率（Sales）和賬面市值比（MB）；地區層面控制變量包括：經濟發展水平（PerGDP）和金融發展水平（FIR）。主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）模型設定

1.多時點DID模型。由于各試點地區開展碳交易的年份不同，因此采用多時點雙重差分法來研究碳交易政策對企業財務績效的影響：

2.中介效應模型。為檢驗碳交易政策能否通過促進技術創新和減輕融資約束情況兩條途徑影響企業財務績效，采用逐步回歸法進行中介效應檢驗，即在模型（1）的基礎上構建以下模型：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計，從中可以看出，Roa和Roe的最小值和最大值分別是0.381、-0.965 和0.883、-1.916，說明企業之間存在顯著個體差異。多數控制變量平均值大于標準差，表明樣本具有較好的穩定性。

表2 主要變量描述性統計

（二）基準回歸結果

本文采用多時點DID模型，檢驗碳交易政策對企業財務績效的影響。表3展示了基準回歸結果，其中，第（1）列和第（2）列表示控制個體和時間固定效應后，碳交易政策對財務績效的平均影響。可以看出加入控制變量和不加入控制量，碳交易政策對企業財務績效的影響均在1%的水平上顯著為正。此外，本文還考慮控制時間、行業和地區固定效應進行回歸，回歸結果如第（3）列和第（4）列所示，與前兩列基本一致，結果具有一定穩健性。這表明碳交易政策的實施顯著提升了企業財務績效，假設H1成立。

表3 基準回歸結果

（三）平行趨勢檢驗

滿足平行趨勢假設是使用DID模型的前提條件，即在政策實施之前實驗組企業和對照組企業的財務績效變化趨勢應是一致的。本文使用事件分析法進行平行趨勢檢驗，模型如（4）所示：

從圖1可以看出，2009-2011年系數 95%的置信區間包含0，表明實驗組和控制組的財務績效變化趨勢在碳交易政策實施之前不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設。

圖1 平行趨勢檢驗：圖例法

根據表4回歸結果同樣可以看出政策實施之前的三年系數均不顯著。此外，通過比較2013-2020年系數的變化，可以分析碳交易政策對企業財務績效的動態效應。表4結果顯示在碳交易政策實施之后的前三年對企業財務績效的影響并不顯著，從第四年開始影響效果才顯著為正，表明碳交易政策效果具有一定滯后性。可能的原因在于，政策實施前期，各項制度不完善，對企業財務績效的影響有限；此外，碳交易政策通過促進企業開展創新研發活動、緩解企業融資約束，最終影響到財務績效需要一定的時間。

表4 平行趨勢檢驗：回歸法

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。本文將凈資產收益率（Roe）作為企業財務績效的衡量指標再次進行基準回歸，結果如表5所示。解釋變量Did系數在1%的水平上均顯著為正，說明結論依然成立，具有一定穩健性。

表5 替換被解釋變量回歸結果

2.安慰劑檢驗。為排除其他不可觀測因素的影響，本文進行安慰劑檢驗。具體做法為，先隨機抽取71個企業作為新的處理組，然后為每一個處理組企業隨機抽取一個政策時點，最后生成“偽政策虛擬變量”按照模型（1）進行回歸，并重復1000次得到隨機估計系數。圖2展示了安慰劑檢驗的結果，X軸表示隨機估計系數的大小，Y軸表示p值大小。可以看出隨機估計系數絕大多數在真實估計系數0.0114的左側，且集中在零附近，說明不可觀測的因素對基準回歸結果的影響很小，之前的結論是穩健的。

圖2 安慰劑檢驗

3.基于傾向得分匹配和熵平衡匹配的雙重差分估計。考慮到樣本選擇偏誤問題，參考張平淡和張惠琳（2021）、賈麗桓和肖翔（2021）。的做法，將控制變量中反映企業財務特征的變量作為協變量，運用傾向得分匹配和熵平衡匹配的方法從未納入碳交易的企業中尋找最佳對照組。其中，傾向得分匹配采用最近鄰一對二匹配和核匹配方法。利用匹配后的樣本再次根據基準模型進行回歸。表6中（1）、（2）列，（3）、（4）列，（5）、（6）列分別展示了結合最近鄰匹配、核匹配和熵平衡匹配的回歸結果，在控制個體和時間固定效應以及時間、行業和地區固定效應后，回歸系數與基準模型回歸系數沒有顯著差異，仍顯示出顯著的正效應。

表6 傾向得分匹配與熵平衡匹配回歸結果

表7 技術創新的中介效應

五、進一步分析

（一）影響機制檢驗

上述研究結果表明碳交易政策能夠顯著提升企業財務績效，本部分將探討碳交易政策影響財務績效的作用機制。前文分析認為碳交易政策可能通過促進技術創新和降低融資約束程度提高財務績效，接下來將對中介效應進行實證檢驗。

表8 融資約束的中介效應

（二）異質性分析

前文已驗證了碳交易政策對企業財務績效的正向影響以及作用機制，但考慮到企業產權性質和所在地區的差異，碳交易政策的影響效果是否具有異質性，還需進一步檢驗。此部分，本文將從企業所有制形式和所在地區環境執法力度對碳交易政策的影響效果異質性進行分析。

1.企業所有制形式。將總樣本按照國有企業和非國有企業進行分組回歸，考察碳交易政策對不同企業財務績效的影響。表9中第（1）列和第（2）列分別表示在控制個體效應和時間效應下非國有企業和國有企業子樣本的回歸結果，第（1）列回歸系數為正但并不顯著，說明碳交易政策對于非國有企業財務績效的提升作用并不明顯，第（2）列國有企業樣本的回歸系數在1%水平上顯著為正，且系數大于非國有企業樣本系數，表明碳交易政策對不同企業財務績效存在明顯差異，更能顯著提升國有企業的財務績效。可能的原因在于，與非國有企業相比，國有企業面臨的融資約束較小，其擁有更加豐富的資源，也更容易從外部獲取外部資金和政府支持（Qi等，2021），能夠積極響應碳交易政策，開展技術創新活動以承擔節能減排的社會責任，最終表現出更好的財務績效。

2.地區環境執法力度。為考察不同環境執法力度對碳交易政策效果的影響，本文參考任勝鋼等（2019）的做法，采用環境行政處罰案件數表征地區環境執法力度，按照碳交易政策實施前一年（2012年）各地區環境行政處罰案件數量，將高于中位數的地區劃分為執法力度較高地區，低于中位數的地區劃分為執法力度較低地區。回歸結果如表9第（3）、（4）列所示，控制個體和時間效應后，環境執法力較度低地區樣本的回歸系數為正但并不顯著，而環境執法力度較高地區樣本的回歸系數在1%水平上顯著為正，說明在環境執法力度較高地區，碳交易政策對企業財務績效的促進作用更加明顯。可能的原因為，當企業所在地區環境執法力度較強時，會面臨更高的違規成本，企業嚴格遵循碳交易政策的可能性更大，也更有動力進行技術創新來實現高質量生產（任勝鋼等，2019）；另一方面，較高的環境執法力度，利益相關者更有可能獲得真實有效的環境信息，從而降低信息不對稱程度（Ren等，2019）。這一結論也說明，嚴格的環境執法能夠為碳交易政策的實施提供法治保障，使其更好地發揮作用。

表9 異質性分析

六、結論與建議

本文以碳排放權交易政策為準自然實驗，采用多時點雙重差分模型檢驗了碳交易政策對企業財務績效的影響，并進一步探討了碳交易政策對企業財務績效的作用機制和影響效果的異質性。研究結論如下：（1）碳交易政策顯著提升了試點企業的財務績效，在此基礎上，通過一系列穩健性檢驗后，結論仍然成立。（2）通過中介效應模型，驗證了技術創新和融資約束是碳交易政策影響企業財務績效的重要作用途徑。（3）通過異質性分析發現，碳交易政策更能顯著提高國有企業和環境執法力度較高地區企業的財務績效。

基于以上研究結論，本文得出以下啟示：（1）碳交易政策能夠提高企業財務績效，表明該政策在對企業碳排放進行約束的同時，對企業財務績效產生了正面影響，能夠實現環境改善和企業發展的雙贏。因此，應積極推進并不斷完善碳交易政策，充分利用市場機制解決環境問題。（2）針對碳交易政策的作用機制，政府應鼓勵企業進行技術創新，為企業提供資金、人才支持和更多融資渠道。同時鼓勵企業積極進行環境信息和碳信息披露，并盡快制定出碳披露標準，增強信息可比性，不斷完善碳信息檢測、報告和核查機制，提高碳信息披露質量，保證信息的真實有效。（3）考慮到碳交易政策效果的異質性，政府應該更加關注非國有企業，為非國有企業提供公平的融資平臺，縮小非國有企業與國有企業在資源和信息渠道上的差距，鼓勵非國有企業積極開展創新活動。此外，各地區應加強環境執法力度，提高法治效率，為碳交易政策的有效運行和更好發揮作用提供有力保障。