碳排放權交易對企業低碳轉型的影響
——基于碳交易試點市場的準自然實驗

田 超，肖黎明

（1.廣西大學 工商管理學院，廣西 南寧 530004；2.山西師范大學 經濟與管理學院，山西 太原 030031）

一、引言

近年來，全球范圍內的氣候變化問題已引起各界的廣泛關注，而《巴黎協定》的簽署則為全球氣候合作奠定了較為堅實的基礎，同時也為各國行動指明了基本方向。習近平主席在第七十五屆聯合國大會上正式宣布：“中國將提高國家自主貢獻力度，采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力爭于2030 年前達到峰值，努力爭取2060 年前實現碳中和。”這不僅彰顯了中國在解決全球氣候變化問題上的大國擔當，而且也表明了我國應對氣候變化的堅定決心，同時也是我國經濟實現綠色低碳轉型與高質量發展的必然選擇。

2019 年全國工業碳排放量占據了我國總體排放的80%以上（陳釗和陳喬伊，2019）［1］，因此，順利實現和完成“雙碳”目標離不開工業行業結構的優化調整以及經濟發展模式的轉型升級，這也使得合理有效地減少我國工業領域碳排放成為當前政府和企業管理者關注的重點。本質上講，企業作為經濟活動中的主要行動單元和責任主體，科學有效地量化評估碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響，厘清其內在作用機制，將有利于我國工業企業低碳轉型的路徑優化，從而為我國工業領域企業低碳轉型發展提供有益的啟示。此外，基于企業在這一政策下的不同反應，制定適當的規章制度與法律條例對企業進行監管、激勵和引導，進而針對性地設計和完善碳排放權交易制度，對于研究在“雙碳”目標下協調我國工業企業低碳轉型與經濟高質量發展也具有較為重要的理論和現實意義。

碳排放權交易市場是實現我國“雙碳”目標的主要市場導向型政策工具。自2013 年6 月起，廣東、北京、天津、上海、湖北、重慶和福建等7個省市已陸續啟動了碳排放權交易市場的交易和履約工作。且隨著企業對碳排放權交易市場接受程度的不斷提高，其所納入行業的范圍也在不斷地擴大［2］，為全面落實“雙碳”目標，加快我國產業結構的調整和經濟發展模式的轉變，2021年7月16日，全國碳排放權交易市場（發電行業）正式啟動運行。可以預計未來較長一段時期內，碳排放權交易市場試點政策構成的試點碳市場和全國碳排放權交易市場將處于并行階段。因此，關注和考察試點碳排放權交易市場的作用和影響，不僅能夠為我國碳市場的規范發展提供相應的經驗支持，同時還能為我國工業企業實現低碳轉型和結構調整尋求某種路徑優化思路。

二、文獻綜述

一方面，低碳發展已成為目前世界經濟發展的主導趨勢，而低碳轉型則是經濟發展由高碳排放向低碳排放轉型的關鍵（林伯強，2011）［3］。有關低碳轉型的研究，國內外學者首先基于產業視角展開，其中，國外研究主要是聚焦于碳排放目標的制定與實現。如Rietbergen等（2015）［4］在參與荷蘭的行業碳績效階梯目標設定過程中發現，在當前目標設定過程中，并未制定最優的碳減排目標。事實上，除了與碳排放目標相關的研究以外，有關碳鎖定的問題也開始受到學界關注，國外學者Seto 等（2016）［5］研究發現，直接排放溫室氣體的基礎設施是導致碳鎖定問題形成的原因；而國內學者的研究主要關注影響碳排放變化的相關因素方面（Yan 和Fang，2015）［6］。此外，還有學者基于不同維度考察了近年來產業結構變動對我國碳排放的影響（韓夢瑤等，2022）［7］，同時對各產業的碳減排潛力、可能存在的一些隱含碳排放途徑及其行業占比進行了剖析（賀丹等，2016）［8］。與此同時，學者也開始對企業層面的低碳轉型予以關注，但總體上看，這方面的研究仍相對較少。Chu等（2013）［9］使用上交所A股上市100 強公司2010 年年度報告和企業社會責任報告所進行的內容分析發現，在二氧化碳排放水平較高的行業中，其運營的大型公司往往也都具有較高水平的溫室氣體披露；Wang 等（2021）［10］從非正式制度視角研究發現，民族文化對企業脫碳積極性有正向促進作用。

另一方面，隨著我國碳交易試點市場的落地與實施，相關研究也開始逐漸豐富起來。目前對于碳排放權交易市場的研究，大致是從如下兩個方面推進的：一是碳排放權交易試點的減排效應及其政策的有效性。有學者認為，碳排放權交易政策并未實現碳減排效應（Streimikiene 和Roos，2009）［11］，且碳市場的運行對經濟產生了負面影響（Cheng 等，2016）［12］；但大部分學者還是對碳排放權交易的政策效果給予了肯定（張彩江等，2021；張芳，2021）［13-14］。除了對碳排放權交易政策的減排效應進行檢驗以外，學者們還對該政策的溢出效應進行了研究，結果發現,本地碳交易政策的實施有助于形成鄰地示范效應，從而推動相鄰地區的碳減排（董直慶和王輝，2021）［15］。二是從企業這一微觀視角來探討碳交易試點市場的實施效果。有研究發現,碳交易試點市場的實施有助于企業財務績效的提升（周暢等，2020；Oestreich和Tsiakas，2015）［16-17］，而財務績效的改善又進一步提高了企業的創新投入水平，公司年齡則在其中扮演了正向的調節作用（李大元等，2021）［18］；較高的創新投入水平也有利于試點地區的低碳技術創新（王為東等，2020）［19］、企業的技術創新（胡珺等，2020）［20］和綠色創新（宋德勇等，2021）［21］。除此之外，還有學者就碳交易試點市場對企業投資效率的影響進行考察發現，碳排放交易能夠有效提升企業的投資效率，其作用路徑是通過緩解企業融資約束、減輕其政策性負擔以及促進企業技術創新等來對投資效率產生積極影響（張濤等，2022）［22］。沈洪濤和黃楠（2019）［23］發現,碳交易市場提升了企業的短期價值，但因目前碳交易機制的配額免費額度仍然是供大于求，且配額價格過低，從而對企業的長期價值并未產生顯著影響。當然還有學者從企業全要素生產率視角出發來考察碳交易試點市場的影響效應，但對此尚未得出較為一致的結論（范丹等，2022）［24］。

綜上可知，目前對于碳排放權交易政策和低碳轉型的相關研究已取得較為豐富的成果，為本文的研究提供了較為重要的文獻支撐，但現有文獻也存在一些不足之處：首先，有關低碳轉型的文獻多聚焦于宏觀層面（行業或區域），而從企業層面進行的低碳轉型研究卻相對較少，其中關注碳交易試點市場對企業低碳轉型影響的文獻就更為缺乏；其次，對于企業層面低碳轉型的測度，多以企業全要素生產率或綠色全要素生產率進行表征，少有通過直接構建相關綜合指標體系對企業低碳轉型進行度量；最后，碳交易試點市場作用于企業低碳轉型的影響路徑也需進一步挖掘。

基于此，本文從微觀視角探討碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響，力求明晰兩者間的具體作用路徑，同時借助不同分類就碳交易試點市場對企業低碳轉型的異質性影響進行比較，其邊際貢獻在于：①構建企業低碳轉型的評價指標體系，基于微觀視角考察碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響，以此拓展碳交易試點市場的研究領域，為相關政策的制定和完善提供某些啟示；②探尋碳交易試點市場對企業低碳轉型的作用路徑，嘗試為企業低碳轉型發展提供可行的解決方案；③對比分析碳交易試點市場對企業低碳轉型的異質性影響，嘗試為不同類型企業的低碳轉型發展提供更具針對性的政策建議，進而為相關企業制定差異化的轉型目標以及錯峰實現“碳達峰”“碳中和”提供相應的經驗支持。

三、研究假設

理論上講，碳排放權交易試點市場賦予了碳排放權商品屬性，即通過碳排放權的自由流通實現企業之間資源的合理配置。就我國目前碳排放權交易試點市場的相關交易數據來看，碳排放權交易額及交易量在整體上均呈現穩步上升趨勢。而碳交易試點市場作為我國市場激勵型環境規制工具，主要是借助市場價格機制將環境污染的負外部性成本內部化，即市場內的經濟主體可通過交易實現經濟主體間的邊際減排成本相等，以嘗試降低試點地區納入企業的碳排放量（胡玉鳳和丁友強，2020）［25］。可見，與命令控制型環境規制工具不同的是，被碳排放權交易試點市場納入的企業不會被停產或支付高于邊際減排成本的罰款，而是可以選擇繼續進行生產，直到邊際減排成本與碳排放權的交易價格相等（戴翔，2019）［26］。因此，在碳排放權交易試點地區具有碳減排成本優勢的企業，可以通過出售多余碳排放權配額以獲取額外收益。這樣一來，由于交易市場內生的最優激勵，碳排放權交易試點市場不僅降低了具有碳減排成本優勢企業的碳排放量，還會促使企業持續增加低碳技術研發投入，進而使其生產技術和產品質量水平不斷提升（齊紹洲等，2018）［27］。同時，隨著各碳排放權交易試點市場對于碳配額分配的日益嚴格，雖然企業仍可以通過采取主動降低產量或在碳排放權交易市場上購買相應的碳排放權來進行應對，但從長期來看，這些做法基本上與企業利潤最大化的目標是背道而馳的（胡珺等，2020）［20］。因此，企業在受到各試點地區碳排放權交易機制施加的碳配額約束后，就可能會增加其合規成本以緩解來自節能減排規制的碳排放壓力，正如“波特假說”（Porter 和Van，1995）［28］所認知的，這將會提高企業對于低碳技術研發與創新資金的投入，即通過倒逼企業進行低碳相關技術的升級，以此降低單位產品的碳排放，從而促進企業的低碳轉型。此外，碳排放權交易市場作為我國實現“雙碳”目標的重要市場激勵手段和環境規制工具，其作用機制將會在我國長期存在。而這種情況下，企業將會從自身資源優化配置的角度出發，重新調整與優化相關要素在其生產經營活動中的配置，從而將更多的要素與資源從高耗能項目中退出轉而投入到清潔生產領域，以降低其碳排放總量，進而通過提高自身的資源配置效率促進其低碳轉型。由此，本文提出假設1。

H1：碳交易試點市場會顯著促進企業的低碳轉型。

進一步地，從碳交易試點市場的設計規則來看，企業無論是選擇從碳排放權交易市場購買碳排放權還是加大自身低碳技術的研發投入，碳排放權交易可能都會使企業產生新的成本，從而偏離原來的最優生產狀態（林伯強等，2021）［29］。因此，碳交易試點市場的實施一定程度上可以降低企業的碳排放量以緩解碳排放所帶來的負外部性，然而企業也必然會因該政策所改變的要素資源配置或因限制企業高耗能項目的運行而增加自身的運營成本，即所謂的“遵循成本”。而“遵循成本”的出現，將會直接導致企業財務績效水平下降，同時還會擠占企業研發投入所需的資金，由此導致資金的“擠占效應”。這樣一來，企業財務績效水平的下降會引致資本向更有效率的領域流動，以規避財務績效水平下降所帶來的負效應（韓超等，2017）［30］，而這將會使企業的要素與資源得以優化配置，進而促進企業的低碳轉型。由此，本文提出假設2。

H2：碳交易試點市場會通過企業財務績效的降低而倒逼企業低碳轉型。

此外，“遵循成本”的出現還將會導致企業在市場競爭中處于不利地位，這不僅會對企業的財務績效水平產生不利影響，而且還會造成相應的信貸融資約束（Li和Lu，2018）［31］，進而對企業低碳技術研發與創新所需的資金產生不利影響。這樣一來，當碳交易試點市場給予企業更高的信貸融資約束時，企業有可能會將其視為一種外部壓力，而外部壓力的存在或許有利于克服企業天然之惰性，由此與其內部治理機制形成某種互補關系，進而將其轉化為促進企業低碳轉型的激勵因素（Ambec 和Barla，2002）［32］。此外，外部壓力的存在還可能會使企業從節約成本的角度進行考慮，由此實現對資源的合理科學配置，同時提高管理效率（楊露鑫和劉玉成，2020）［33］。而較強的管理能力將有利于企業增強市場競爭力，獲取更多的市場份額，以緩解信貸融資約束所帶來的資金壓力，并且更加科學的管理決策也有助于企業減少創新成本、控制創新風險，由此促進企業低碳轉型。基于此，本文提出假設3。

H3：碳交易試點市場可能會通過信貸融資約束而倒逼企業低碳轉型。

四、變量選取與模型構建

（一）數據來源、變量選取與測度

1.數據來源

本文以2008—2019年中國37個工業行業內的A股上市公司作為原始研究樣本，根據上市公司所屬行業類別，將樣本歸類為碳交易試點市場作用企業（實驗組）和非作用企業（對照組）。另外，刪除所有ST、*ST和PT類公司以及相關數據嚴重缺失的公司。經此處理后，最終獲得樣本包含1 492 家上市公司，共16 432個觀測值。相應的碳排放數據來自CEADS 數據庫，而企業的其他相關數據則來自CSMAR數據庫。

2.變量選取與測度

（1）被解釋變量。被解釋變量為企業低碳轉型（LCTe）。本文采用低碳全要素生產率作為企業低碳轉型的衡量指標，原因在于：學界以往通常使用Malmquist-Luenberger（ML）指數來對其進行測算，但因該指數不具有傳遞性，從而在計算跨期方向性距離函數時，相應的線性規劃可能無解。基于此，本文借鑒Qin等（2017）［34］的做法，使用考慮非期望產出SBM 方向性距離函數的Global Malmquist-Luenberger指數來測算低碳全要素生產率。

企業低碳全要素生產率的投入和產出指標的測算如下：首先，投入要素中資本存量采用永續盤存法來計算，計算公式為：Kt=Kt-1（1-δt）+It/Pt。其中：Kt和Kt-1分別表示t期和t-1期的資本存量；δt為折舊率，本文取5%（劉志成和劉斌，2014；Yan 和Yudong，2003）［35-36］；It為t期固定資產投入；Pt為企業所在省份t期的投資價格指數。投入要素中的勞動力人數用企業平均從業人員表示。其次，期望產出變量用工業總產值表示。最后，非期望產出變量用工業企業的碳排放量表示。為此，本文借鑒李斌等（2013）［37］的方法，先計算各省份碳排放的調整系數W，即權重：W=（Pi/∑Pi）/（Oi/∑Oi）=（Pi/Oi）/［（∑Pi）/（∑Oi）］。其中：Pi為省份i的碳排放量；∑Pi為全國的碳排放總量；Oi為省份i的工業總產值；∑Oi為全國工業總產值。然后計算求得加權調整后的i省份的碳排放量：emi=W Yi。其中，Yi為i省份的原始碳排放量。再計算求得i省k企業的碳排放量：emk=emi（Qk/∑Q）。其中：Qk為k企業的工業產出；∑Q為k企業所在省份的工業總產出。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為碳交易試點市場。其中：各試點碳交易市場正式開始交易后取值為1，否則為0，將其作為實驗期Time；試點地區取值為1，非試點地區取值為0，將其作為實驗組Treat；將試點碳市場涉及行業的企業取值為1，非涉及行業的企業取值為0，將其作為另一實驗組Group。解釋變量DDD 為Treat×Time×Group，即三重差分變量，用以衡量碳交易試點市場對企業低碳轉型的政策效應。

（3）中介變量。中介變量分別為企業財務績效水平（Roa）和企業信貸融資水平（Cf）。其中，企業財務績效水平的衡量參考周暢等（2020）［16］的研究，以當期凈利潤/資產總額來表征；企業信貸融資水平的衡量則參考馬勇和陳點點（2020）［38］的研究，使用長期借款與短期借款之和/企業資產總額來表征。

（4）控制變量。借鑒李穎和許月朦（2021）［39］、胡珺等（2020）［20］的研究，選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、上市年限（Age）、企業現金流（Cash）、企業經營績效（Rta）、營業收入增長率（Reve）、凈資產回報率（Roe）、股權集中度（Top1）、成長能力（Growth）和地區經濟發展水平（Rgdp）作為控制變量。

各變量的具體定義見表1所列。

表1 主要變量定義與測度

（二）模型構建

1.三重差分法

為減少其他因素對研究結果的干擾，準確識別碳交易試點市場對企業低碳轉型的凈影響，除了判斷試點地區與非試點地區之間的差異外，還需要關注碳交易試點市場涉及企業低碳轉型和未涉及企業低碳轉型之間的差異。根據碳排放權交易市場的總體設計，試點地區納入碳排放權交易市場的高能耗行業有8個，分別為電力、石化、化工、建材、鋼鐵、有色金屬、造紙和民航。基于此，本文將上述8個高耗能行業的上市公司作為碳交易試點市場涉及的企業，其他工業行業的上市公司則歸為碳交易試點市場未涉及的企業，以此考察碳交易試點市場在涉及企業與未涉及企業間的差異。為此，本文將Group 作為虛擬變量，當樣本企業屬于涉及企業時賦值為1，屬于未涉及企業時則賦值為0，從而構建如下方程：

其中：i、j和t分別代表地區、企業和時間；LCTeijt為被解釋變量，即企業低碳轉型；關鍵解釋變量為三重差分項Time×Treat×Group，即DDDijt（三重差分變量）；β1為三重差分系數，用以衡量碳交易試點市場對所涉及企業低碳轉型影響的方向與大小；Treatsij為Treat×Group 的交互項；Timesjt為Group×Time 的交互項；DIDit為Treat×Time 的交互項。另外，本文選擇運用多維固定效應模型進行回歸檢驗，其中：δi代表地區固定效應；λt為時間固定效應；ξj為企業個體固定效應；εijt為殘差；Xijt為相關控制變量。

2.中介效應檢驗

本文借鑒溫忠麟等（2004）［40］有關中介效應的檢驗方法，以此探究碳交易試點市場作用于企業低碳轉型的影響機制。因此，在方程（1）的基礎上，進一步構建如下檢驗模型：

其中：Mijt為中介變量，以Roa和Cf表示，Roa和Cf 分別表示企業財務績效水平和企業信貸融資水平；其他各項與方程（1）的定義相同。此處使用Sobel進行檢驗，以γ1θ5代表中介效應，若γ1、θ5全部顯著，則表明存在中介效應，從而無需進行Sobel 檢驗；若γ1、θ5至少有一個顯著，則需進行Sobel 檢驗，當Sobel 檢驗顯著時，則中介效應顯著。基于中介效應的檢驗程序，依次對方程（2）（3）進行回歸，且在所有回歸中，均同時控制了地區固定效應、時間固定效應和企業個體固定效應。

此外，為進一步評估碳交易試點市場對企業低碳轉型的動態效應，可使用組別虛擬變量和地區虛擬變量的交互項與碳交易試點市場運行后各年度虛擬變量的交叉項代替DDDijt，以此構建衡量碳交易試點市場動態效應的三重差分模型：

其中：DDDyearijt為新的三重差分變量，即碳交易試點市場正式運行后各年度的虛擬變量；βt為三重差分系數，用以衡量碳交易試點市場對企業低碳轉型的動態效應。

（三）描述性統計

本文對企業低碳轉型中的連續變量進行縮尾處理（Winsorize），其中對小于1%分位數（或大于99%分位數）的連續變量，令其取值等于1%分位數（或99%分位數）。同時，為緩解潛在的異方差及序列自相關對估計結果的干擾，在接下來的分析中，均采用穩健標準誤估計，并在企業層面進行聚類分析。表2 是主要變量的描述性統計結果，從中可以發現，企業低碳轉型（LCTe）的均值為0.063，標準差為0.072，最小值為0.006，最大值為0.480，說明總體樣本中企業低碳轉型程度普遍較低。

表2 主要變量的描述性統計

五、實證結果及分析

（一）企業低碳轉型平均趨勢

圖1 為企業低碳轉型平均值變化趨勢圖，其中：橫軸為時間軸；縱軸代表企業低碳轉型平均值；虛線為實驗組，即納入企業；實線為對照組，即非納入企業；2013 年為第一批試點碳市場的介入時間點。可以看出，碳交易試點市場運行前，實驗組與對照組的低碳轉型大致保持同樣的發展趨勢，且實驗組的低碳轉型平均值要高于對照組；在碳交易試點市場運行后，實驗組的低碳轉型平均值較之于對照組表現出一定的波動性。因此，初步判定實驗組和對照組符合平行趨勢假定的前提條件。

圖1 企業低碳轉型平均值變化趨勢

（二）碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響

表3報告了本文使用三重差分模型檢驗碳交易試點市場對企業低碳轉型影響的估計結果。其中，表3 第（1）列表示未納入控制變量且未控制時間、地區以及企業個體固定效應的碳交易試點市場對企業低碳轉型影響的估計結果，結果顯示，試點政策對企業低碳轉型的回歸系數在5%的水平上顯著為正，說明該政策顯著促進了企業低碳轉型。第（2）列在第（1）列的基礎上同時控制了時間、地區和企業個體固定效應，可以發現，三重差分項的回歸系數在1%的水平上顯著為正。在第（3）列和第（4）列進一步納入控制變量，可以發現，加入控制變量后回歸系數變得更加穩定，三重差分項的回歸系數在5%水平上顯著為正，且系數值分別為0.011 8和0.014 8。兩個模型的結果基本一致，說明碳交易試點市場顯著促進了企業低碳轉型。這一回歸結果具有一定的穩健性，由此也說明試點政策顯著促進了企業低碳轉型，從而驗證了本文H1。

表3 碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響檢驗結果

（三）碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響機制

在上述政策作用效果分析的基礎上，為進一步明確試點政策對于企業低碳轉型的具體作用機制，基于前文的研究假設，對企業財務績效水平（Roa）和企業信貸融資水平（Cf）在碳交易試點市場與企業低碳轉型間所發揮的作用進行檢驗。表4 中模型（1）和模型（2）報告了碳交易試點市場是否會通過企業財務績效而影響企業低碳轉型的估計結果。其中，在模型（1）中，DDD 的系數值在1%的水平上顯著為負，而在模型（2）中，Roa的系數值為負但不顯著，因此還需進行Sobel 檢驗，結果通過了Sobel 檢驗，表明這一中介效應存在，從而說明在碳交易試點市場的作用下，政策涉及企業的財務績效水平顯著下降，而財務績效水平的下降又會“激勵”企業進行低碳轉型，從而H2 得以檢驗。原因可能在于：碳交易試點市場的運行使得企業出現了“遵循成本”，由此導致企業的財務績效水平下降，而企業財務績效水平的下降又會引致資本向更有效率的領域流動，以此實現要素與資源的優化配置，進而促進企業低碳轉型。

表4 碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響機制

模型（3）和模型（4）報告了碳交易試點市場是否會通過信貸融資而影響所涉企業低碳轉型的估計結果。其中，在模型（3）中，DDD 的系數值不顯著，而在模型（4）中，Cf 的系數值在1%的水平上顯著為負，因此還需進行Sobel 檢驗，結果通過了Sobel檢驗，表明存在這一中介效應，說明碳交易試點市場對所涉企業的信貸融資水平形成約束，且這種信貸融資約束又會進一步倒逼企業低碳轉型，從而H3 得以檢驗。原因可能在于：碳交易試點市場的運行，可能會使企業在市場競爭中處于不利地位，由此對企業形成一定的信貸融資約束，而這種信貸融資約束所產生的壓力，卻可能會成為促進企業低碳轉型的“激勵”因素。

（四）異質性分析

1.企業規模

為了明確碳交易試點市場對不同規模企業低碳轉型影響效應的差異，本文按照企業資產總值的平均值對樣本企業進行分組。其中，企業資產總值處于均值以上的樣本為大型企業，企業資產總值處于均值以下的樣本為小型企業，以此進行基于企業規模的異質性分析，具體見表5所列。

從表5 中的模型（1）可以看出，大型企業的DDD 系數值在10%的水平上顯著為正，表明碳交易試點市場可以顯著促進大型企業的低碳轉型；而在模型（2）中，小型企業的DDD 系數值卻不顯著，說明碳交易試點市場對小型企業低碳轉型的促進作用并不明顯。原因可能在于：較之于小型企業，大型企業無論是從技術水平還是從資金規模來看，都要比小型企業更有優勢。因此，大型企業在碳交易試點市場的作用下，更有優勢投入技術與資金來促進其低碳轉型發展。

表5 企業規模的異質性回歸結果

2.企業所有制

本文進一步基于所有制類別對樣本企業進行分組，其中，企業所有制類別為國有企業的樣本劃為國有企業，企業所有制類別為民營企業的樣本劃為民營企業，以此探究不同所有制類別下碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響效應，具體見表6所列。

從表6 的模型（1）可以看出，國有企業的DDD系數值在5%的水平上顯著為正，說明碳交易試點市場顯著促進了國有企業的低碳轉型；而在模型（2）中，民營企業的DDD 系數值卻不顯著，則表明碳交易試點市場對民營企業低碳轉型的促進作用并不是很明顯。原因可能在于：較之于民營企業，國有企業的創新資源更為豐富，且國有企業肩負著更多的社會責任以及政績考核要求，因此，碳交易試點市場對國有企業低碳轉型的促進作用也更為明顯。

表6 企業所有制的異質性回歸結果

六、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

為使平行趨勢檢驗更具說服力，本文借鑒Jacobson等（1993）［41］提出的事件研究法繪制平行趨勢圖。圖2即為95%置信區間下的估計結果，其中：橫軸根據第一批碳市場介入年份與真實年份的差值生成虛擬變量±n，規定小于等于-4的數都替換為-4，大于等于4的數都替換為4，因此橫軸的年份取值區間為2009—2017；縱軸代表碳交易試點市場對企業低碳轉型影響的估計值。可以發現，在碳排放權交易政策發布之前，實驗組與對照組之間不存在明顯差異，且估計值不顯著；而在碳排放權交易政策發布后，碳排放權交易政策對企業低碳轉型的影響系數顯著為正，說明滿足平行趨勢假設。

圖2 平行趨勢檢驗

（二）反事實檢驗

常規的反事實檢驗通常都是將政策時間提前，以觀察政策效果是否顯著。考慮本文所考察的碳交易試點市場的運行是漸進的，故在進行反事實檢驗時，將其在試點地區市場運行的時間均提前一年進行處理，即以2012年作為廣東、北京、天津和上海政策實施時間點，以2013年作為湖北和重慶政策實施時間點，以2015年作為福建政策實施時間點，具體見表7所列。結果發現，模型（1）的檢驗結果與基準回歸相去甚遠，但與模型（2）控制多重固定效應模型的估計結果卻不存在明顯差異，說明碳交易試點市場的運行對企業低碳轉型的促進作用是顯著的，由此可見，基準回歸結果是可靠的。

表7 反事實檢驗

（三）安慰劑檢驗

本文通過隨機分配實驗組和對照組來進行安慰劑測試（Cai 等［42］，2016）。具體而言，從1 492 家企業中隨機選取535家企業為實驗組，其他企業為對照組，而隨機抽樣可以確保本文構建的自變量Time×Treat×Group2 對企業低碳轉型沒有影響。為此進行了400次隨機抽樣，并按公式（1）進行回歸。圖3 報告了400 次隨機分配后回歸估計的均值，結果發現，所有Time×Treat×Group2 的估計系數均值幾乎為零。進一步從圖3繪制的400個估計系數的分布及其相關的P值來看，都集中分布在零點附近，且大多數估計值的P值大于0.1，從而說明碳交易試點市場效應在400 次隨機抽樣中基本沒有發生改變。

圖3 安慰劑檢驗

（四）動態效應檢驗

由于政策實施效果可能存在滯后性以及時效性等，因此本文認為，碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響應是非線性的，從而還需進行動態效應檢驗。由表8 可知，模型（1）中碳排放權交易政策發布后前三年交互項系數的估計值不顯著，從而說明碳交易試點市場對企業低碳轉型的促進作用具有一定的滯后性，其原因可能在于：政策的落地實施進而發揮作用需要一定的時間，且不同企業的低碳轉型可能因自身具體情況的不同而導致轉型路徑與時間節點也有差別。然而隨著時間的推移，在碳排放權交易政策發布三年后，交互項系數的估計值在往后的每一年均顯著為正，表明碳排放權交易政策對試點地區企業低碳轉型的促進作用顯現，且這種效果可能會長期存在，這說明在碳排放權交易政策作用下，企業可能會通過自身的動態調整來對其低碳轉型發展作出反應。此外，由模型（2）的高維固定效應模型估計結果可知，其與模型（1）并無明顯差異，從而說明碳交易試點市場對企業低碳轉型的動態作用是穩健的。

表8 碳交易試點市場對企業低碳轉型的動態效應檢驗

七、結論與啟示

（一）結論

考察碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響，對于精準把握我國試點碳市場的實施效果，進而實現工業行業低碳轉型和“雙碳”目標具有重要意義。基于此，本文將2008-2019年37個工業行業的上市企業作為研究樣本，通過構建企業低碳轉型效率評價指標體系對企業低碳轉型進行測度，進而運用三重差分模型考察了碳交易試點市場對企業低碳轉型的影響及其內在作用機制，同時關注試點政策對企業低碳轉型的異質性影響，得出研究結論如下：

第一，基準回歸結果發現，碳交易試點市場顯著促進了企業的低碳轉型發展，且該結論通過了平行趨勢檢驗；動態效應檢驗則發現，政策的促進作用具有一定的滯后性，即政策效應在三年后才開始顯現，且之后政策效應長期存在；通過反事實檢驗以及安慰劑檢驗，較好印證了基準回歸結果的準確性，進一步采用高維固定效應模型進行回歸，其結果仍然與基準結果保持一致。

第二，機制分析表明，碳交易試點市場通過對企業財務績效水平造成不利影響而倒逼企業低碳轉型發展，且該政策還可以通過對企業的信貸融資形成約束而倒逼企業低碳轉型發展。

第三，異質性分析表明，碳交易試點市場對企業低碳轉型的異質性影響主要表現在企業規模和企業所有制方面。其中，碳交易試點市場可以顯著促進大型企業的低碳轉型，但對小型企業的低碳轉型效果卻不顯著；碳交易試點市場可以顯著促進國有企業的低碳轉型，但對民營企業的低碳轉型效果卻不顯著。

（二）政策啟示

基于上述結論，為進一步加快完善我國碳排放權交易市場機制，以此促進我國企業低碳轉型發展，本文得到如下幾點啟示：

第一，就碳排放權交易市場的擴大而言，考慮碳交易試點市場對企業低碳轉型所具有的積極作用，可以預判該試點政策對于我國是有效的，基于此，未來應進一步擴大我國碳排放權交易的市場規模，可以從企業角度出發綜合考慮政策的涉及范圍。其中，關鍵在于要循序漸進地擴大碳排放權交易市場的作用范圍，以防止短期內政策作用過度給工業經濟帶來較大的不利沖擊；進一步地，考慮碳交易試點市場對國有企業和大型企業低碳轉型的促進作用更為顯著，因此，全國碳排放權交易市場規模的擴大可以優先考慮那些高耗能行業的國有企業和大型企業，再逐步推廣到民營企業和小型企業。此外，政府還應給予經營困難的民營企業和小型企業資金支持或低息貸款，以此鼓勵企業進行低碳轉型。

第二，就碳排放權交易市場的建設而言，由于碳交易試點市場是通過降低企業的經營績效水平和信貸融資水平對其低碳轉型產生顯著倒逼效果的，因此，未來在全國碳排放權交易市場建設過程中，應充分考慮目前碳排放權初始配額量仍比較寬松的現實情況，通過適當收緊碳配額量以更好地發揮這一市場激勵型環境規制工具的政策效果，由此更大程度地釋放政策對于企業低碳轉型的作用效果。為此，一方面應繼續完善碳市場的信息披露機制，提高市場主體間的信息透明度，通過建立獎懲機制，以降低其對企業財務績效的負面影響；另一方面則應進一步加強低碳發展理念的宣傳，激發碳排放權交易市場的積極性和活躍性，借助碳排放權交易市場平臺提升企業的社會聲譽、知名度和環境責任意識，以此緩解企業融資約束，從而更為高效地促進企業的低碳轉型。

第三，就碳排放權交易市場的完善而言，目前碳交易試點市場對小型企業和民營企業的低碳轉型還未產生顯著的促進效果。而較之于大型企業和國有企業，小型企業和民營企業在其低碳轉型過程中可能更為缺乏資金，因此，應對積極實施碳減排的企業給予一整套稅收優惠，以此減輕碳排放的環境成本對這些企業可能產生的經營績效和融資約束方面的壓力。為此，應堅持分類管理原則，充分考慮大型企業與小型企業、國有企業與民營企業的差異性，針對性地借助政策來提升企業的低碳轉型效率。