用能權交易制度對綠色技術創新的影響效應與傳導機制

張艾莉，陳 茜

(北京工業大學 經濟與管理學院，北京100124)

0 引言

中國當前的高能耗、高污染和高排放工業化發展方式，是實現綠色轉型發展背景下碳達峰、碳中和愿景面臨的最大挑戰，亟需探索一條實現經濟效益與環境效益雙贏的有效路徑。在此背景下，綠色技術創新作為企業踐行綠色發展理念的核心要素，通過優化能源結構、促進能源要素高效配置減少碳排放，不僅能夠減輕企業綠色轉型負擔，更有助于打破中國高質量發展中的能源約束和環境約束，推動中國產業結構升級和綠色經濟發展。2021年政府工作報告提出加快建設全國用能權、碳排放權交易市場，完善能源消費強度和總量雙控制度。用能權交易制度的實施不僅能從正面緩解能源危機和環境壓力，還能從側面激發企業綠色技術創新動力。

依據現有文獻，大部分學者深入探討了影響綠色技術創新的相關因素，如制度要素[1]、對外直接投資[2]、外部網絡關系[3]、產業集聚[4]、戰略市場目標[5]、人力資本[6]和客戶利益[7]等。在制度要素層面，環境規制一直以來都是學者廣泛討論的焦點，針對不同環境規制類型影響綠色技術創新的研究最為豐富。熊廣琴等[8]從命令控制型環境規制角度出發，驗證了中國低碳城市試點政策對企業綠色技術創新的推動作用；也有學者提出市場激勵型環境規制對綠色技術創新具有促進作用；Borghesi等[9]使用意大利數據進行研究發現，歐洲碳排放權交易制度顯著促進了企業清潔技術創新；Calel & Dechezleprêtre[10]隨后的研究也證實了這一觀點。在此基礎上，學者對命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制對綠色技術創新的促進效果進行了對比研究。Popp[11]、Requate[12]、Johnstone等[13]、彭星和李斌[14]認為相比于命令控制型環境規制，市場激勵型環境規制對綠色技術創新的促進作用更顯著。王娟茹和張渝[15]發現，命令控制型環境規制對綠色技術創新意愿的誘導作用更顯著，市場激勵型環境規制對綠色技術創新行為的誘導作用更顯著；李廣培等[16]認為，命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制對企業研發投入均有顯著提升作用，且能夠通過研發投入的中介效應影響企業綠色產品和綠色工藝創新；郭進[17]認為，財、稅、費等市場激勵型環境規制政策對于推動綠色技術創新更有效，并證實研發投資在環境規制促進綠色技術創新中發揮了中介作用。

作為一項市場激勵型環境規制政策，中國用能權交易制度時間跨度較短，學術界針對用能權交易制度的研究較少，大部分文獻集中于探討用能權制度指標分配[18]、節能效果與經濟效應[19-20]等方面，針對用能權交易制度影響綠色技術創新的研究尚處于探索階段。沈璐和陳素梅[21]對用能權交易制度的綠色技術創新溢出效應進行了初步考察，但并未闡明和檢驗其作用機制。探究用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響路徑，既有助于揭示用能權交易試點制度對于綠色發展轉型的促進效果，又能豐富中國探索市場激勵型制度建設研究，可為加快全面建設用能權交易市場提供現實依據。

綜上所述，本文邊際貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，探究用能權交易制度對工業企業綠色技術創新的影響效應，為用能權交易制度誘發綠色技術創新提供微觀證據，有助于識別激勵綠色技術創新的政策著力點。第二，挖掘用能權交易制度對企業綠色技術創新的異質性作用與影響路徑，既能豐富用能權交易制度評價結論，又能為用能權交易市場建設提供實踐支持。第三，將用能權交易制度作為一項準自然實驗，采用PSM-DID法劃分實驗組與控制組并控制個體效應和時間效應，有助于科學測度政策效果，減少樣本選擇偏誤對結論造成的不良影響，提高研究結論的可靠性。

1 政策背景、概念界定與機制分析

1.1 用能權交易制度背景

當前，中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，過度依賴能源和環境發展帶來的約束愈發明顯，為探索資源節約和高效利用的綠色發展方式，2016年國務院在“十三五”規劃中提出“建立健全用能權、用水權、排污權、碳排放權初始分配制度”。同年，國家發改委發布《用能權有償使用和交易制度試點方案》，提出在浙江、福建、河南和四川4個省份開展用能權有償使用和交易試點，并于2017年正式批復四省開始實施試點方案。2021年，“十四五”規劃再次強調推進用能權市場化交易。在嚴峻的節能降耗形勢下，國家發改委于9月印發的《完善能源消費強度和總量雙控制度方案》進一步明確了推動用能權有償使用和交易的具體實施方案。用能權交易制度是指在政府控制區域用能總量的前提下，根據節能潛力和資源稟賦等條件，賦予企業一定比率的免費初始用能指標，并允許企業從市場上買入或賣出能源消費指標以實現能源消耗總量和強度下降。此方案不僅有助于降低能源消耗、優化能源結構，而且還有助于減少碳排放、實現經濟可持續發展。

1.2 用能權交易制度相關界定

目前，對于用能權的權威界定主要來自試點地區政府部門頒布的規范性文件，如浙江省發改委于2019年發布的《浙江省用能權有償使用和交易管理暫行辦法》規定：“用能權是指用能單位經各級人民政府節能主管部門確認，在一定時期內依法取得可使用、可交易的能源消費量的權屬。用能權交易是指相關主體之間依法進行的用能權指標市場化交易行為。”由此看來，用能權交易主體是指經過政府法定分配或在二級市場上通過交易獲得用能指標的單位。用能權交易客體是指企業的用能量指標，即在一定時期內，用能權管理機構基于行政區域內節能目標的綜合考量，審核配發給企業的可用能源消費額度[22]。

用能權指標稀缺性是用能權交易市場得以建立和運行的基礎。在企業生產過程中，如果用能配額不足以支撐實際能源消費量，則可以在用能權交易市場上向其它擁有剩余用能指標的企業購買配額；當企業實際能源消費量少于政府規定配額時，則可以在用能權交易市場上出售配額以獲取收益。因此，與碳排放權和排污權交易原理相似，用能權交易制度實際上是一種市場型環境規制，這種環境規制將用能指標作為產權、將用能指標的市場價格作為信號，通過市場交易機制實現能源消費總量平衡，進而達到節能減排和推動企業綠色轉型的目的。

1.3 機制分析

1.3.1 用能權交易制度對綠色技術創新的影響機制

結合波特假說和企業利潤最大化理論，用能權交易制度對企業綠色技術創新具有促進作用，具體表現在增加成本壓力和提供創新補償兩個方面。首先，從增加成本壓力看，作為一種市場激勵型環境規制，用能權交易制度對企業能耗存在一定約束，如果企業保持原有生產技術、模式和產量，一旦能耗量超過政府配發的免費額度，轉而購買市場上有限的用能權指標將會提高企業生產成本；而如果企業選擇降低產量以減少超額用能所付出的成本，則會降低企業營業收入，從而削弱產品市場占有量和競爭力。因此，無論企業選擇哪種用能策略，用能權政策都使企業面臨較為嚴峻的節能壓力，間接增加企業生產成本，倒逼企業進行綠色技術創新。因為通過綠色技術創新可以減少企業正常生產所需的能源消耗量，降低購買用能權所付出的成本，增加企業利潤。其次，從提供創新補償看，企業綠色技術創新不僅能夠降低能耗量，而且當能耗量減少至固定配額指標以下時，企業還可以出售富余用能指標獲取經濟利潤。此外，綠色技術創新通過幫助企業改進生產方式、提高生產率、增加經營利潤，進而抵消購買用能指標的費用，形成創新補償效應。所以，用能權誘導企業通過綠色技術創新增加收益，進而提升企業通過持續創新獲利形成良性循環的積極性。

用能權交易制度誘發的綠色技術創新強度依不同行業和不同所有制企業有所差異，非高耗能企業和非國有企業往往存在較為明顯的綠色技術創新溢出。由于用能權交易制度并未強制企業必須采取某種行動降低能耗，而是通過市場價格機制間接誘導企業進行綠色技術創新，所以用能權交易制度作用于企業綠色技術創新的機制鏈條較長，其中存在較多不確定性因素，導致其對于不同行業和不同所有制企業綠色技術創新的影響效果不同。從企業所屬行業性質看，用能權交易方案對高耗能行業用能指標審查較為嚴格，所以高耗能企業往往比非高耗能企業面臨更大的用能壓力，意味著高耗能企業的生產成本更高，而立即進行綠色技術創新并將創新成果進行實用性轉化在短期內無法實現，由此大大降低了高耗能企業綠色技術創新的積極性。非高耗能企業在用能權交易市場上擁有富裕的用能配額，通過出售配額賺取收益能夠間接提高非高耗能企業綠色創新投入，進而提高綠色技術創新產出。因此，從短期看，非高耗能企業綠色技術創新意愿高于高耗能企業。從企業所有制性質看，相比于國有企業，非國有企業面臨用能指標稀缺、用能成本上升壓力，更容易進行綠色技術創新。因此，非國有企業只有通過綠色技術創新活動降低生產成本、提高核心競爭力，才能實現可持續發展。

1.3.2 研發投入和政府支持的中介效應機制

研發投入、政府支持是企業進行綠色技術創新的基礎動力和重要保障，用能權交易制度主要從研發投入和政府支持兩個方面對綠色技術創新產生推動作用。

(1)基于研發投入視角，用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響主要表現在兩個方面：一是促使企業加大研發資金投入。較大的節能壓力迫使企業增加研發資金進行技術改造以減少能源消耗。硬件設施和技術設備是企業進行綠色技術創新的基石，增加研發資金投入有利于改善硬性條件，如建立創新實驗室、完善基礎設施、更新技術設備等能夠極大程度提高企業綠色技術研發效率。二是推動企業吸納專業技術人員。高質量技術人員是企業綠色技術創新的決定性因素，技術人員可將吸收利用的創新知識通過硬件資源轉化為實用性創新產出。企業積極招納技術人員不僅能夠提升技術吸收和改造能力，還有利于加速綠色技術創新成果產出。資金投入與人才引進相互協同，共同促進綠色技術進步，進而提高企業綠色技術創新水平[23-24]。

(2)基于政府支持視角，用能權交易制度通過稅收優惠和政府補貼促進企業綠色技術創新。當政府支持強度較低時，企業往往缺乏綠色技術創新主動性，這是因為綠色技術創新往往存在“雙重外部性”特征：一方面，企業過度消耗能源造成環境污染帶來的負外部性使企業低估節能減排成本，從而沒有進行綠色技術創新的原始動力；另一方面，企業進行綠色技術創新后，部分創新成果會變成公共知識產出，進而產生創新溢出的正外部性。綠色技術創新的高投入和高風險只由研發企業承擔，創新產出容易被其它企業模仿和復制，由此降低了企業進行綠色技術創新的主動性[25]。用能權交易制度試點方案明確提出，政府要加大財政、稅收激勵政策力度以支持企業節能改造。稅收優惠和政府補貼雖然作用于企業創新活動的先后順序不同，但實質上都是政府對企業的補助，能夠緩解企業綠色技術創新面臨的資金約束，為技術創新活動提供風險補償，提高企業進行綠色技術創新的主動性和積極性。此外，稅收優惠和政府補貼還具有信號傳遞效應，向外界傳遞出政府對企業綠色發展的認可和支持，能夠打破企業與外部潛在投資者之間的信息不對稱，吸引投資者對企業綠色技術創新活動提供投資和貸款支持。因此，政府支持在用能權交易制度促進企業綠色技術創新實踐中發揮著積極作用。

綜上所述，本文構建用能權交易制度促進綠色技術創新的傳導機制，如圖1所示。

2 數據說明、模型設定與變量選取

2.1 數據說明

工業企業是中國經濟在轉型發展過程中控制高能耗、高排放和高污染的主要對象，因此本文以工業企業為研究樣本，探討用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響機制，以2014-2019年中國滬深A股工業上市公司為初始樣本。為保持數據穩健性和完整性，本文進行如下處理：①剔除樣本期內被ST或*ST的企業；②剔除樣本期內數據嚴重缺失的企業；③對少量缺失數據進行線性插值處理。經上述處理，最終獲取1 032家企業，共計6 193個樣本觀測值。為避免異常值對統計結果造成的不良影響，對所有連續變量進行前后1%的縮尾處理。本文使用的上市企業綠色專利數據來自CNRDS數據庫，財務數據和其它相關數據來自國泰安(CSMAR)和萬德(Wind)數據庫。

圖1 用能權交易制度對綠色技術創新的影響機制Fig..1 Influence mechanism of the trading system of energy-consuming right on green technological innovation

2.2 模型設定

為探究用能權交易制度對工業企業綠色技術創新的影響，本文將該項政策的實施作為一項準自然實驗，根據政策沖擊時間與作用對象劃分出實驗組和控制組，運用雙重差分(DID)模型考察政策效應。考慮到政府對于用能權交易制度試點的選擇可能存在非隨機性，即選擇在經濟水平、地理區位、產業結構和綠色發展等方面具有代表性的省份作為用能權交易制度試點，這種非隨機選擇可能會對模型估計造成一定誤差。此外，企業在創新發展過程中極易受到若干不可觀測因素的影響，導致實驗組與控制組樣本基本特征無法滿足DID模型平行趨勢假設。針對以上問題，本文使用Heckman等[26]提出的傾向匹配得分法(PSM)篩選出與實驗組樣本主要特征相似的控制組企業，盡可能減少實驗組與控制組樣本之間的差距，以緩解樣本選擇性偏差和不隨時間變化的遺漏變量所帶來的不良影響。本文以企業年齡(age)、企業規模(size)、資產回報率(roa)、資產負債率(lev)、研發資金(rd)、流動資產負債比(liquid)、投資支出占比(inexr)、員工平均薪酬(ppay)和員工勞動生產率(labor)9個企業個體特征為匹配變量，使用最近鄰匹配法對實驗組與控制組進行1∶1匹配，最終得到4 765個企業樣本觀測值，其中實驗組1 254個，控制組3 511個。

進一步，基于PSM匹配后樣本估計政策沖擊產生的綠色技術創新溢出效應，構建如下實證模型：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Timet+α2Controlsit+λt+τi+εit

(1)

其中，i、t分別表示企業和年份。lngreinno代表企業綠色技術創新，本文分別帶入綠色專利申請量(grepat)、綠色發明專利申請量(greinv)和綠色實用新型專利申請量(greum)加1并取自然對數。Policy表示用能權交易制度虛擬變量，以政策試點省份作為實驗組，取值為1；其它省份作為控制組，取值為0。Time代表時間虛擬變量，將2017年作為政策沖擊發生的時間點，在2017年及以后取值為1，其它時間取值為0。交互項Policy·Time的影響系數α1反映2017年用能權交易政策沖擊對企業綠色技術創新的影響。Controls為控制變量，λt、τi分別表示年份和企業固定效應，εit為隨機擾動項。

2.3 變量選取

(1)被解釋變量。相較于其它指標，專利申請量更能準確反映企業技術創新產出[27]。發明專利和實用新型專利研發投入多、技術含量高，是企業實質性綠色技術創新產出的體現，因此本文選取綠色發明專利申請量(greinv)、綠色實用新型專利申請量(greum)及二者之和(grepat)衡量企業綠色技術創新。

(2)解釋變量。本文以上文設立的政策與時間兩個虛擬變量的交互項Policy·Time作為解釋變量，用以反映用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響。

(3)控制變量。借鑒前人研究，本文設置以下控制變量：①企業規模(size)：反映企業對技術創新資源的配置能力；②成長性(growth)：反映企業未來發展能力；③投資支出占比(inexr)：反映企業改善和提高生產技術條件的能力；④資本密集度(cap)：表示企業對技術創新活動的資本投入強度；⑤融資約束(fc)：反映企業對外融資約束水平。此外，加入企業和年份虛擬變量控制個體和時間固定效應。具體變量設定如表1所示。

表1 變量設定Tab.1 Variable setting

3 實證檢驗

3.1 匹配平衡性檢驗

本文使用傾向匹配得分法，從未實施用能權交易制度省份企業中尋找與試點省份企業特征最為接近的樣本作為控制組。為保證匹配結果的可靠性和有效性，需要檢驗匹配前后實驗組和控制組企業特征變量是否存在顯著差異，匹配效果如圖2所示。從中可見，各匹配變量標準偏差絕對值均小于10%，實驗組與控制組不存在顯著差異，說明本文選取的匹配變量合適，匹配效果較好。

3.2 全樣本回歸分析

表2列示了用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響結果。從中可見，用能權交易制度對企業綠色技術創新存在顯著驅動作用，支持了波特假說。具體而言，相較于非試點地區，用能權交易制度顯著提升了試點地區工業企業綠色發明和綠色實用新型專利產出，影響系數分別為0.084和0.096，均在5%水平上顯著，說明用能權交易制度成功誘發了企業綠色技術創新，是企業綠色轉型發展的實質性體現。

圖2 匹配變量標準化偏差Fig.2 Standardized bias across matched variables

3.3 穩健性檢驗

(1)平行趨勢檢驗。使用雙重差分模型的前提條件是實驗組與控制組在政策沖擊前具有相同的變化趨勢，因此本文使用兩種方法進行平行趨勢檢驗。首先，繪制實驗組和控制組平行趨勢圖，如圖3所示。結果顯示，在用能權交易制度實施前，實驗組與控制組綠色專利、綠色發明專利和綠色實用新型專利均呈現出較為一致的變化趨勢，而在用能權交易制度實施后，其變化趨勢才呈現出現明顯差異。其次，參考蔣靈多等[28]的做法，構造如下模型進行回歸分析：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Yeart+α2Controlsit+λt+τi+εit

(2)

其中，Year代表政策發生當年及以前年份虛擬變量，其它變量界定同模型(1)，回歸結果如表3所示。從中可見，在用能權交易制度實施前，交互項Policy·Time的系數均不顯著，說明實驗組與控制組滿足雙重差分模型平行趨勢前提假設。

表2 全樣本回歸結果Tab.2 Full sample regression results

圖3 平行趨勢檢驗Fig.3 Parallel trend test

(2)安慰劑檢驗。基于“反事實”法證實企業綠色技術創新水平變化是由用能權交易制度所致。本文將用能權交易制度提前至2015年，檢驗交互項系數是否顯著，結果如表4所示。從中可見，無論采取哪種被解釋變量，假設政策與時間虛擬變量的交互項系數均不顯著，由此增強了本文回歸結果的有效性。

(3)更換匹配方法。本文將匹配方法更換為半徑匹配，對企業年齡(age)、企業規模(size)、資產回報率(roa)等9個匹配變量按照實驗組與控制組進行半徑為0.000 1的匹配，并根據匹配數據再次進行回歸，結果如表5所示。從中可見，交互項系數大小、符號和顯著性與前文一致，說明本文結論具有一定的可靠性和穩健性。

表3 平行趨勢檢驗結果Tab.3 Parallel trend test results

表4 安慰劑檢驗結果Tab.4 Placebo test results

表5 更換匹配方法后的回歸結果Tab.5 Regression results after changing the matching method

(4)更改樣本區間。剔除2014年樣本，將樣本區間縮短至2015-2019年重新進行回歸，結果如表6所示。從中可見，回歸結果與前文保持一致，結論未發生明顯改變。

表6 更改樣本區間后的回歸結果Tab.6 Regression results after changing the sample intervals

3.4 分樣本回歸分析

(1)不同耗能企業分樣本。根據2020年國家發改委在《關于明確階段性降低用電成本政策落實相關事項的函》中明確的高耗能行業范圍，將樣本劃分為高耗能企業和非高耗能企業，表7列示了不同耗能企業的面板回歸結果。結果顯示，只有非高耗能企業交互項系數顯著為正，高耗能企業系數均不顯著。從理論上講，在買賣雙方交易市場上，以能源為標的物的用能權具有商品屬性，企業會根據自身能耗需求量和透明的市場價格信號選擇買入或賣出用能權；而在有限理性人假設下，企業為追求自身利潤最大化，會通過比較企業進行綠色技術創新的前期成本和預期收益以及購買用能權的成本和生產收益權衡是否進行綠色技術創新。高耗能企業面臨更高的能源需求量，在短期內進行綠色技術創新產生的邊際利潤小于購買用能權，因此高耗能企業往往選擇購買用能權而非進行綠色技術創新。而非高耗能企業用能較少，不需要購買用能權或購買用能權付出的成本較少，企業有充足的資金進行綠色技術創新。此外，為避免未來政策制度變化帶來的用能成本上升壓力，非高耗能企業具有進行綠色技術創新的強烈意愿。結合回歸結果可知，用能權交易制度對非高耗能企業綠色技術創新的促進作用大于高耗能企業，進一步支持了理論分析的部分觀點。

(2)企業所有制分樣本。根據企業所有權性質，將企業劃分為國有企業和非國有企業，使用模型(1)對兩組樣本進行回歸，結果如表8所示。由結果可知，對3種被解釋變量而言，非國有企業交互項影響系數均為正，且在5%水平下顯著，國有企業交互項系數為正但不顯著，說明用能權交易制度對非國有企業產生了顯著的綠色技術創新溢出效應，而對國有企業的作用效果不顯著。通過計算實驗期內非國有企業和國有企業的研發強度均值發現，非國有企業為0.046，國有企業為0.035，反映出非國有企業比國有企業更注重研發，說明非國有企業對資源分配和市場價格更敏感，且面臨激烈的用能權份額競爭和高昂的市場定價，更傾向于通過提高綠色技術創新能力降低企業用能成本，進而推動綠色技術創新。而國有企業研發和生產方式較為固定，靈活性和變通性有限，因此用能權對綠色技術創新的促進效果較弱。由以上實證結果和分析可知，相比于國有企業，用能權交易制度誘發非國有企業綠色技術創新的作用效果更顯著。

表7 不同耗能企業回歸結果Tab.7 Regression results of different energy-consuming enterprises

表8 不同企業所有制回歸結果Tab.8 Regression results of different enterprise ownerships

3.5 機制檢驗

基于前文理論機制分析，本文進一步探究用能權交易制度影響企業綠色技術創新的具體路徑，選取企業研發資金(rd)、研發人員(rdp)、稅收優惠(tr)、政府補貼(gs)作為中介變量，進一步進行中介效應檢驗。

借鑒潘彬和金雯雯[29]的模型設計，根據溫忠麟等[30]構造的Sobel檢驗程序及Bootstrap檢驗識別中介效應，構建如下模型：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Timet+α2Controlsit+λt+τi+μ1

(3)

medit=β0+β1Policyi·Timet+β2Controlsit+λt+τi+μ2

(4)

lngreinnoit=δ0+δ1Policyi·Timet+δ2medit+δ3Controlsit+λt+τi+μ3

(5)

其中，medit為中介變量，μ是隨機擾動項，其它變量界定同(1)。本文采用Sobel檢驗中介效應，并通過Bootstrap檢驗結論的穩健性。基于Sobel檢驗步驟，首先判斷α1系數是否顯著，結果發現模型(3)與模型(1)相同，說明α1系數顯著。其次，以β1·δ2衡量中介效應，如果β1、δ2至少有一個不顯著，則進行Sobel檢驗；如果二者系數均顯著，則說明中介效應成立，不需要再進行Sobel檢驗。如果δ1顯著，說明存在部分中介效應；否則，說明存在完全中介效應。此外，MacKinnon等[31]提出，不同于標準正態分布，Sobel檢驗統計量臨界值在5%水平上約為0.97，中介效應檢驗結果如表9所示。

(1)研發資金：以研發費用占營業收入的比重作為研發資金的代理變量，結果如表9第1、2列所示。從中可見，β1在1%水平下顯著，δ2不顯著，進一步通過Sobel檢驗和Bootstrap檢驗得出中介效應顯著，表明用能權交易制度顯著提高了企業研發資金投入，進而加大了企業綠色技術創新水平。δ1顯著，說明研發資金在其中具有部分中介效應。

(2)研發人員：以研發人員占員工的比重測量。表9第3列結果顯示β1系數不顯著，而第4列結果顯示δ1、δ2系數顯著。進一步進行中介效應檢驗發現結果顯著，說明研發人員具有部分中介效應，反映出研發人員作為影響企業綠色技術創新的中介變量部分傳導了用能權交易制度對企業綠色技術創新的促進作用。

(3)稅收優惠：采用稅費返還占營業收入的比重衡量。與式(2)相同，β1系數不顯著，δ1、δ2系數顯著，說明稅收優惠在用能權交易制度促進企業綠色技術創新過程中同樣發揮部分中介作用。

(4)政府補貼：采用政府補貼占營業收入的比重測量，由表9第7、8列結果可知，β1、δ1和δ2系數均顯著，說明中介效應成立，無需進行Sobel和Bootstrap檢驗。這表明，用能權交易制度顯著提高了企業政府補貼，進而促進企業綠色技術創新，其中政府補貼起部分中介作用。

綜合上述結果可知，用能權交易制度通過正向影響研發資金、研發人員、稅收優惠和政府補貼促進企業綠色技術創新。

表9 中介效應檢驗結果Tab.9 Mediating effect test results

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文將用能權交易制度視為一項準自然實驗，以2014-2019年中國工業A股上市公司數據為研究樣本，使用傾向匹配得分和雙重差分模型，探究用能權交易制度對企業綠色技術創新的影響。結果發現：第一，用能權交易制度對中國工業企業綠色技術創新具有顯著推動作用。具體而言，該制度對企業綠色發明專利和綠色實用新型專利產出均有促進作用，說明用能權交易制度有效驅動了中國工業企業綠色轉型發展。第二，異質性分析結果表明，用能權交易制度促進企業綠色技術創新的作用效果與行業歸屬和企業所有制密切相關。就行業歸屬而言，相對于高耗能企業，用能權交易制度對于非高耗能企業綠色技術創新的積極影響更加顯著；從企業所有制性質看，其促進作用主要集中于非國有企業，對國有企業的影響不顯著。第三，進一步探究影響機制發現，在用能權交易制度對企業綠色技術創新的傳導路徑中，研發資金、研發人員、稅收優惠和政府補貼4個中介變量的中介效應檢驗結果顯著，表明用能權交易制度通過作用于以上變量推動企業綠色技術創新。

4.2 政策建議

以綠色技術創新為內生動力解決環境約束和資源約束難題，是中國經濟高質量發展的必經之路。基于研究結論和用能權交易試點方案的政策目標，本文提出以下政策建議：

(1)基于用能權交易制度在試點地區的建設經驗，完善用能權交易機制設計。倡導在充分評估各地區現有產業結構、項目布局和用能空間的前提下，探索用能總量指標跨地區有償交易，實現能源要素流動和集聚，加快推進全國用能權交易市場建設。營造鼓勵企業主動進行綠色轉型的制度環境，通過完善用能權交易種類、交易渠道和交易方式，提高用能權交易市場活躍度。尊重市場經濟基本規律，發揮市場對資源要素的高效配置作用，將政府在用能權交易中的“主導”角色逐步轉變為“保障”角色，借助市場引導企業開展綠色技術創新活動，更新生產技術工藝，提高能源配置效率，優化能源使用結構，緩解中國工業企業高質量發展面臨的環境資源壓力問題。

(2)圍繞不同企業的用能特點和用能權交易現狀進行針對性制度創新。一方面，在統籌考慮企業經濟發展潛力和節能潛力的基礎上，確定企業合理的初始用能配額，減輕企業用能成本增加導致的創新研發壓力；同時，引導金融機構對節能企業提供多元化信貸支持，鼓勵優質人才助力企業綠色技術創新。另一方面，提高稅收優惠和政府補貼，為企業進行節能減排技術改造和創新提供支持與保障，推動企業綠色技術創新數量和質量全面提升。

(3)保障用能權交易市場公平公正運行，建立事前、事中和事后全流程監管思路，立足用能權交易過程各階段的運行特點，進行針對性監督與約束。在全國層面建立用能權交易規范法律框架，在地方層面完善相關規章細則，為用能權交易監管提供法律依據，控制其中潛在的信用風險和操作風險。加大行政執法力度，完善失信懲戒和守信激勵機制，對企業拒不履約的行為進行懲罰，對企業開展綠色技術創新活動進行激勵，從源頭上減少能源消耗，助力中國綠色轉型發展。

4.3 不足與展望

本文存在以下不足：①綠色技術創新具有動態溢出效應，本文并未關注用能權交易實施省份周邊地區企業的綠色技術創新水平，未來可針對用能權對企業綠色技術創新的空間溢出效應進行分析；②本文考慮研發投入和政府支持作為中介因素的內在作用路徑，未對其它作用渠道進行分析，可以金融發展為中介變量，探討其在用能權交易制度誘發企業綠色技術創新過程中的傳導作用；③用能權交易制度實施效果受市場化程度的影響較大，未來可進一步研究市場化程度在用能權交易促進綠色技術創新過程中發揮了哪些調節效應，以完善現有結論。