碳排放權交易制度對企業綠色創新的影響機制研究

梅林海 崔婉玲

一 引 言

20世紀70年代開始，全球變暖成為人類社會的一個重大問題，大量使用化石能源所排放的二氧化碳等溫室氣體被認為是主要原因。通過技術創新、產業升級等方式向低碳經濟轉型是應對全球變暖和實現可持續發展的重要路徑(Rehman et al.，2021)［1］。在此背景下，許多國家為應對氣候變化做出了巨大努力，取得了積極的成效(張雅欣等，2021［2］；Fareed和Pata，2022［3］)。中國作為世界上最大的碳排放國，2021年產生了119億噸二氧化碳排放量，約占全球排放量的33%，在碳減排上面臨著巨大的壓力。近年來，我國從國情出發制定了減排目標和一系列政策措施促進二氧化碳減排(Ahmad et al.，2020)［4］。2020年9月，習近平總書記在第七十五屆聯合國大會一般性辯論上正式宣布：“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。”2021年政府工作報告也強調要扎實做好碳達峰、碳中和各項工作，加快建設碳排放權交易市場。因此，協調適配更有效的命令控制型政策與完善市場機制建設是推動我國碳排放目標如期實現的重要途徑。

碳排放權交易是一種以市場為基礎的碳定價工具和配額交易機制。我國碳排放權交易制度包括配額分配方式、總量控制的交易機制等方面內容。其中，配額分配方式主要采取免費分配方式下的歷史法，同時考慮到企業減排成本和行業特性，所以大多數情況下配額限額為排放強度上限。而總量控制的交易機制是通過政府規定的碳排放限額，激勵企業為達到超額減排而進行節能改造和創新，以出售富余的碳排放配額獲得額外收益。交易機制也促使環境成本內部化，增大減排不達標企業的生產成本，從而增強企業減排的內在動力，最終實現控制碳排放總量的目的。2011年，國家發改委正式印發了《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，批準北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東、深圳共七個省市率先開展碳排放權交易試點工作，試點范圍主要覆蓋了電力、鋼鐵、石化、化工、建材、造紙、有色、航空共八個高碳排放行業的企業。由于各地區實際排放情況存在差異，國家發改委允許試點地區靈活設計地方碳交易市場制度，比如碳排放限額和減排目標。經過十余年的發展，碳排放權交易制度逐步完善，全國碳排放權交易市場于2021年以發電行業為首批行業正式啟動，目前已有超過40億噸的排放量被納入全國碳市場進行交易。意味著中國已建立全球規模最大的碳市場，這也成為我國應對全球氣候變化行動的重要步驟。

目前，全國碳排放權交易制度仍在試點階段，需要不斷優化交易制度的內在設計和擴大市場規模。企業作為創新活動的主體和環境規制的主要對象，對研究碳排放權交易制度的微觀影響有重要意義，通過考察企業層面對環境政策實施所表現出的適應性行為，有助于厘清碳排放權交易制度與企業綠色創新之間的動態關系，激發綠色創新活力。梳理現有文獻不難發現，越來越多研究開始關注我國碳交易市場，基于企業公開數據以及宏觀經濟數據分析碳交易機制的技術創新效應是較為主流的研究方向，但有關碳交易機制能否推動企業綠色創新的研究尚未形成統一結論，有待于提供更多實證證據的驗證。另一方面，現有關于碳排放權交易制度影響綠色創新的機制研究主要從企業內部因素(如研發強度、成本效益)和市場機制(如碳市場流動性、碳價格)的角度展開，較少關注政府與媒體大眾在其中起到的作用。但環境問題的解決需要依靠政府、社會和企業多方共同努力，因此，本研究的一個合理猜測是：政府對創新發展的支持減輕了企業研發投入壓力和創新的不確定性，而媒體對企業生產污染問題的聚焦促使企業呈現出更強的綠色創新傾向，最終使企業基于政府支持激勵與媒體關注壓力這兩個原因，積極進行綠色技術創新，推動綠色低碳生產，從根本上解決碳排放問題。

根據以上分析，本文利用2007—2017年我國滬深A股上市企業的相關數據，采用三重差分模型考察碳排放權交易制度對企業綠色創新行為的影響，為今后深化推進全國碳排放權交易制度提供啟示。在此基礎上，進一步從政府支持與媒體關注的視角，綜合分析企業外部作用機制，探討碳排放權交易制度影響企業綠色創新的傳導途徑，并使用拓展的異質性企業模型從理論上厘清動因，從而為企業節能降耗和綠色發展路徑制定提供理論依據。與現有文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在：第一，以在七個省市開展的碳排放權交易試點作為準自然實驗，采用三重差分模型識別碳排放權交易制度對企業綠色創新的潛在效應，在一定程度上避免實證過程中可能出現的內生性問題。一方面通過平行趨勢假設檢驗，排除隨時間變化但沒有固定規律的影響因素造成的干擾，另一方面通過控制地區、行業和年份固定效應，減少由地區、行業和年份中不隨時間變化的差異和隨時間變化且有固定規律的因素的影響。第二，拓展異質性企業模型，豐富碳排放權交易試點政策效應評估的有關研究，拓寬研究思路。以往研究較少基于理論模型探討碳排放權交易制度如何影響企業綠色創新，本文基于政府支持與媒體關注的視角，以消費者效用函數為基礎，適當拓展異質性企業模型，對碳排放權交易制度影響企業綠色創新可能存在的機制給予規范的數理闡釋。第三，從企業所有制類型、外部融資能力角度對碳排放權交易制度影響企業綠色創新的異質性進行研究，并且進一步從機制異質性角度探討異質性出現的原因，從而識別碳排放權交易制度影響企業綠色創新的差異化效應。

二 文獻綜述與研究假說

(一)碳排放權交易制度與企業綠色創新

環境規制對綠色創新的影響是環境經濟學和創新領域關注的重點議題之一，但是受綠色創新標準難以準確定義與衡量、環境規制測度的內生性問題、環境規制存在非線性影響等方面的限制，現有研究對二者之間的關系一直存在爭議。目前文獻主要圍繞“遵循成本效應”(Palmer et al.，1995)［5］和“波特假說”(Porter 和 van der Linde，1995)［6］展開研究。新古典經濟學認為，環境規制會增加企業的制度合規成本、分散企業家精力，并且影響企業的投資決策，因而對技術創新的資源投入產生擠出效應，抑制企業技術創新(Gray和Shadbegian，2003［7］；Kneller和Manderson，2012［8］)。而“波特假說”認為，設計良好的環境規制能夠倒逼企業技術革新并提升生產效率和企業績效，從而產生創新補償效應(Lee et al.，2011)［9］。另外，還有一些學者認為環境規制對企業綠色創新并不總是存在單一的促進或抑制作用，比如二者之間的關系可能呈現出“U”型動態特征，即隨著時間從短期到長期和環境規制強度逐漸增強，環境規制對綠色技術創新的影響將由抵消效應轉變為補償效應(蔣伏心等，2013［10］；于鵬等，2020［11］)。

需要指出的是，盡管我國環境規制工具總體上可以分為命令型、市場型和自愿型三種，但長期以來以命令型為主(王班班和齊紹洲，2016)［12］。自從2007年首次大規模推出市場型環境規制后，我國環境規制體系逐步從命令型向市場型轉變，因此，近年來國內相關研究主要圍繞市場型環境規制工具開展，比如二氧化硫排放權交易市場(齊紹洲等，2018)［13］、二氧化碳排放權交易市場、綠色信貸政策(陸菁等，2021)［14］、環境保護稅(溫湖煒和鐘啟明，2020)［15］。

歐盟在2005年建立的碳排放權交易體系(EU-ETS)是全球第一個碳排放權交易市場，所以早期研究更多關注歐盟碳交易體系(Rogge和Hoffmann，2010［16］；陳曉紅和王陟昀，2012［17］)。隨著我國碳排放權交易制度的頒布和實施，研究對象開始從歐盟碳交易市場擴展到我國碳交易市場。但由于我國真正建立碳交易市場的時間不足十年，受到時間區間、變量選取等方面的限制，對我國碳交易機制的政策效應尚未達成一致結論，當前相關研究也更多關注碳交易機制整體設計或其他市場表現方面的影響，如減排效應(吳茵茵等，2021)［18］、經濟效應(Ma和Li，2021)［19］、企業投資(張濤等，2022)［20］、生產效率(胡暉和唐恩寧，2020)［21］。現有碳排放權交易制度的影響研究中，常見的定量實證方法主要有先驗的模擬分析和后驗的計量研究兩類。在模擬分析中，主要采用CGE等仿真模型(Meng et al.，2018)［22］設置情景，以此考察碳交易機制對碳排放、能源效率等的潛在影響。在計量研究中，我國試點實施的碳排放權交易試點政策為檢驗中國碳交易市場的有效性提供了良好的準自然實驗基礎，因此能夠采用雙重差分法(何彥妮，2022)［23］、三重差分法(劉曄和張訓常，2017)［24］、合成控制法(王為東等，2020)［25］進行實證研究，這些方法也是近年評估碳交易機制對企業綠色創新影響的主流實證方法。

梳理近年文獻可以發現，碳排放權交易制度對綠色創新的影響研究相對豐富。不少研究證實了我國碳排放權交易制度確實具有促進綠色創新的顯著效果，但我國碳排放權交易制度起步較晚且企業綠色創新的相關數據難以獲得，故大部分研究在地區層面展開分析。如Yang et al.(2021)［26］以我國東部10個省份為研究對象，發現碳排放權交易試點政策顯著提高約10%的地區綠色全要素生產率；尹迎港和常向東(2022)［27］的研究亦支持這一觀點，認為碳排放權交易制度整體上促進了試點地區綠色全要素生產率的提升，且對湖北、北京和上海的影響效果更加明顯。當然，也有文獻從研發強度、碳價格、成本與收益強弱關系等角度探究碳排放權交易制度與企業綠色技術創新的關系，但結論不一(Shi et al.，2018)［28］。胡珺等(2020)［29］認為盡管受到企業成本轉嫁能力和碳市場流動性影響，碳排放權交易制度的實施仍顯著推動了企業技術創新。而Chen et al.(2021)［30］實證發現碳排放權交易試點政策大幅降低綠色專利占比約9.26%，由此認為碳排放權交易制度不利于企業綠色創新。據此，本文提出假說1。

假說1：碳排放權交易制度的實施對企業綠色創新存在促進作用。

(二)碳排放權交易制度、政府支持與企業綠色創新

根據信號傳遞理論，如果企業獲得政府的大力支持與相關政策的扶持，外部投資者會接收到政府與企業雙方傳遞出的積極信號，這可以緩解企業與投資者之間的信息不對稱問題(郭玥，2018)［31］，并且基于對政府的信任，企業能夠獲得更高的信用認可。因此，在市場激勵型環境規制下，政府創新支持作為政府干預的一種手段會釋放出企業技術和研發項目質量認證的信號(Kleer，2010)［32］、企業與政府保持良好關系的信號(伍健等，2018)［33］以及企業受到政府部門監管認證的信號(王剛剛等，2017)［34］，從而引導更多金融機構提供貸款或者吸引更多社會資本投資，減輕企業為保證生產活動及產品在污染標準控制范圍內而面臨的環境合規成本負擔，推動企業積極開展綠色創新活動。

本質上，市場激勵型環境規制工具的作用途徑是實現污染企業外部成本的內部化，迫使企業選擇有利于生態環境的生產策略(郭進，2019)［35］。但是外部環境成本內部化必然會增加企業成本壓力，使企業疲于應對因在生產過程中污染環境而帶來的高額罰金和行政處罰，擠占原本用于綠色創新的資源，所以政府給予的創新優惠補貼和政策支持能夠在一定程度上減輕企業因技術升級、新產品研發所導致的生產成本壓力。頡茂華等(2014)［36］的研究也表明，對于那些既遵循國家環境規制標準又致力于技術創新的企業，政府應該給予一定的扶持補助，這樣可以引導技術資源和社會資本投向這些企業。據此，本文提出假說2。

假說2：碳排放權交易制度通過提高政府對企業的研發支持力度，推動企業綠色創新。

(三)碳排放權交易制度、媒體關注與企業綠色創新

綠色發展理念的宣傳和環境規制政策的頒布激發了公眾對節能減排的關注，使公眾環境保護意識日益增強，也更加關注可能影響到日常生活的環保信息，由此公眾參與成為推動企業綠色技術創新的重要力量。根據新聞傳播學的議程設置理論，大眾傳媒只需要通過新聞報道和信息傳達活動對某些問題予以重視，為公眾安排議事日程，就能影響公眾關注的焦點和對社會環境的認知。Carroll和Mccombs(2003)［37］指出，媒體對企業的報道數量、文本情緒與公眾對企業的關注、了解、評價是正相關關系。張濟建等(2016)［38］也指出，環境方面的媒體報道可以幫助企業重視環保問題，從而加大環保投入，并獲得更好的綠色創新績效。因此，媒體報道不僅有助于大眾及時了解企業環保信息，而且能夠促使企業積極采取節能減排的環保行為(汪建成等，2021)［39］。

另一方面，企業綠色創新行為會通過外部性影響內外部利益相關者(楊東和柴慧敏，2015)［40］，經濟利益相關者也可以通過大眾媒體及時關注上市企業環境信息，特別是嚴重損害企業形象和聲譽的負面信息，由此，來自利益相關者的壓力會促使環境外部性內化。同時，以市場為基礎的經濟激勵型環境規制會加強媒體對企業的環境治理作用，促進企業增加環保投資(王云等，2017)［41］。另外，技術的路徑依賴性和資本的逐利本性使得綠色技術存在先發優勢，而單純依靠市場是無法有效引導技術向綠色低碳方向轉變的，那么媒體監督對企業選擇綠色技術創新就有明顯的激勵作用(Klemetsen et al，2018)［42］。據此，本文提出假說3。

假說3：碳排放權交易制度通過提高媒體關注度，倒逼企業提高綠色創新水平。

三 理論分析

當碳排放權交易市場尚未完全有效建立時，在碳減排壓力和企業外部利益相關者關注下，企業可能通過以下兩種機制促進綠色創新：一是政府支持，具體通過財政支持等緩解企業創新資金壓力；二是媒體關注，具體通過新聞媒體對企業的關注將環境治理責任內化為企業生產經營理念。因此，本文將在消費者效用函數基礎上，適當拓展異質性企業模型(Melitz，2003)［43］：(1)引入企業節能創新行為；(2)引入碳排放約束；(3)引入政府對企業創新的支持行為和新聞媒體對企業生產經營的關注，闡明碳排放權交易制度如何通過政府支持和媒體關注這兩個渠道影響企業綠色創新。

(一)偏好和市場結構

(二)異質性企業的創新選擇與生產行為

基于上述假設，在碳排放權交易制度約束下，單個企業利潤最大化可表示為以下形式：

(1)

(三)均衡解求解與比較靜態分析

根據式(1)，通過求解利潤最大化問題，可得均衡時的產量、創新投資分別為：

(2)

(3)

四 研究設計

(一)模型構建

雙重差分方法被廣泛運用在政策評估研究中，其通過對比受到政策沖擊的處理組與不受政策沖擊的對照組，剔除不隨時間變化的因素而得到政策影響的凈效應。但該方法可能存在的一個問題是除了碳排放權交易試點政策之外，有其他同期實施的政策也會對企業綠色創新產生影響(任勝鋼等，2019)［44］，比如2010年開始逐步在天津、重慶、廣東等多個省市實施的低碳城市試點政策，以及2014年開始在廣東、江西、湖北、內蒙古、河南、甘肅、寧夏等七個省(自治區)啟動的水權交易試點工作。另外，碳排放權交易制度主要針對的是碳排放量較高的行業，可能對高碳排放行業內企業綠色創新活動有更明顯的促進作用。因此，如果忽略行業因素，設定對照組是試點地區的其他企業，則高碳行業企業本身可能相對于其他企業的綠色創新產出就具有差異性的時間趨勢，而如果將非試點地區的企業作為對照組，可能在政策沖擊前處理組與對照組已經存在隨時間變化的差異，所以無論將哪一組企業作為對照組，采用雙重差分模型可能都無法滿足平行趨勢假設這一重要前提(劉曄和張訓常，2017)［24］。

根據上述分析和三重差分法(DDD)，通過同時引入行業與地區層面的屬性，構造包含兩對處理組和對照組的準自然實驗，能夠進一步剔除兩對處理組和對照組之間地區、行業的特征變量和隨時間變化的其他因素的影響，得到更加穩健的研究結果。具體地，將試點地區的企業作為第一對處理組和對照組，組內差異主要來源于試點政策、其他同期環境政策和行業因素的影響；同時由于非試點地區不受碳排放權交易試點政策的影響，將非試點地區的試點行業企業與非試點行業企業作為第二對處理組和對照組，組內差異主要包括了其他同期環境政策和行業因素的影響。此時，如果將第一對處理組和對照組的差異減去第二對處理組和對照組的差異，則得到碳排放權交易試點政策的凈效應。因此，本文采用三重差分法對碳排放權交易試點政策的實施效果進行評估，有利于厘清碳排放權交易試點政策對綠色創新的影響。具體的三重差分模型設定如下：

lngpatentit=β0+β1DDDit+β2piloti×aftert+β3piloti×affecii+β4aftert×affecii+βxXit+φk+φj+φt+εit

(4)

其中，下標i、j、k、t分別表示上市企業、行業、地區和年份，β0為常數項，εit是隨機擾動項。

被解釋變量lnpatentit表示i企業當年綠色創新能力。此外，模型納入一系列上市企業經濟特征變量作為控制變量(Xit)，并引入地區固定效應(φk)、行業固定效應(φj)、年份固定效應(φt)。與政策實施相關的虛擬變量(piloti、aftert、affecii)定義如下：

DDDit是本文的核心解釋變量，即三重差分變量DDDit=piloti×aftert×affecii，其系數反映出碳排放權交易試點政策對企業綠色創新能力的凈影響。

(二)變量選取與處理

1.被解釋變量

綠色創新能力(lngpatent)。相對于新產品產值、綠色全要素生產率等衡量綠色創新的指標，綠色專利數據不僅更加真實地反映出企業的創新信息，而且可以直接測度企業自主創新能力(付明衛等，2015)［45］。同時，相對于專利授權數量，專利申請數據更加可靠、穩定、及時，專利在申請過程中可能就已經對企業經營等各方面產生影響(黎文靖和鄭曼妮，2016)［46］。因此，本文選用綠色專利申請數量作為綠色創新能力核心衡量指標，對綠色專利申請數量均采取加1后取自然對數處理。

為了進一步分析碳排放權交易試點政策對不同類型綠色專利的作用，本文將綠色發明專利申請量(lngipatent)和綠色實用新型專利申請量(lngupatent)作為被解釋變量的替代變量。此外，穩健性檢驗中，本文還選取綠色專利在全部專利申請量中的占比(gpatentratio)作為替代變量進行回歸估計。

2.核心解釋變量

DDD以虛擬變量的形式設定。若上市企業注冊地址在試點地區、歸屬行業屬于試點行業以及年份在2011年之后，那么DDD取值為1，否則取值為0。

3.控制變量

(1)企業經營狀況(profitratio)，用樣本中上市企業營業利潤與營業收入之比來衡量。現金流狀況和預期利潤是影響企業研發投入的關鍵因素(Brown和Petersen，2011)［47］，若經營狀況較好，將支撐企業進行綠色創新活動。(2)企業信用評價(lndebt)，用上市企業的負債總計加1取自然對數后衡量。一般認為適當的負債經營可以彌補長期發展資金的不足，使企業能夠利用更多資金改善研發創新環境。(3)企業規模(lnfixasset)，用上市企業固定資產水平加1取自然對數后衡量。企業規模越大，提供的研發創新保障也越強，從而創新成功率越高(張忠壽和朱旭強，2022)［48］。(4)企業成熟度(lnage)，用上市企業自然年齡加1取自然對數后衡量。相對年輕企業而言，成熟企業管理完善、內部制度健全，研發創新活動也更有計劃性和穩定性，較少受到其他因素的明顯影響(王一卉，2013)［49］。

4.其他變量

政府支持力度，即政府研發補貼強度(rgs)。上市企業獲得政府研發補貼的信息披露于企業年度報告中，但由于缺乏統一的披露形式而需要統一篩選口徑，為此本文結合已有文獻(王剛剛等，2017［34］；郭玥，2018［31］)有關研發創新的關鍵詞檢索篩選方法和手工篩選來確定屬于研發補貼范疇的項目，最后加總各樣本的年度數據作為上市企業當年研發補貼總額。進一步地，對政府研發補貼總額加1取自然對數。

媒體關注程度，即媒體報道強度(media)。考慮到網絡媒體和報刊媒體是信息披露和傳遞的重要傳播渠道，已有文獻(汪建成等，2021［39］；楊道廣等，2017［50］)采用媒體報道的相關新聞總量數據進行量化統計。一般來講，網絡媒體報道參差不齊，相對缺乏專業度，因此，本文選取報刊媒體的年度報道數量加1取自然對數后衡量上市企業面臨的媒體關注程度。

(三)樣本與數據來源

本文以2007—2017年間我國滬深兩市A股上市企業為研究樣本。另外，為了保證樣本數據的有效性和可靠性，參考已有研究對研究樣本進行處理，剔除如下上市企業：連續遭受交易狀態為特別處理或面臨終止上市風險的企業(ST和*ST企業)；金融行業的企業；樣本期間上市和終止上市的企業；主要變量數據缺失比較嚴重的企業。

相關數據來源：(1)上市企業專利數據來自中華人民共和國國家知識產權局。根據世界知識產權組織(WIPO)在2010年發布的“國際專利分類綠色清單”，綠色專利分為七大分類，本文按照其劃分標準和IPC代碼識別和核算企業每年的綠色專利申請數量，以此作為企業綠色創新能力的核心衡量指標，并進一步區分綠色發明專利和綠色實用新型專利。(2)企業財務信息、政府補助信息等經濟特征數據來自國泰安數據服務中心(CSMAR)。(3)上市企業報刊新聞量化數據來自中國研究數據服務平臺的新聞數據庫(CFND)，該數據庫的信息來源于中國證券報、上海證券報、第一財經日報等重要報紙媒體。本文對連續變量進行了1%的雙邊縮尾處理。相關變量的描述性統計見表1。

表1 描述性統計結果

五 實證結果分析

(一)基準回歸結果

根據上文構建的基準回歸模型，運用三重差分法考察碳排放權交易試點政策對上市企業綠色創新能力的影響，結果如表2所示，所有列均控制了年份固定效應、地區固定效應和行業固定效應。列(1)未加入控制變量，列(2)加入一系列企業層面的控制變量，并且所有列均報告穩健標準誤。

表2 基準回歸結果

由表2列(1)可知，三重差分項估計系數為0.2668，在1%的顯著性水平上為正，說明碳排放權交易試點政策在一定程度上提高了試點范圍內上市企業的綠色創新能力。加入控制變量后，三重差分項估計系數仍在1%的顯著性水平上為正。因此，本文認為碳排放權交易試點政策促進了試點地區和行業上市企業的綠色創新能力，假說1得證。這一結論與劉曄和張訓常(2017)［24］等學者的觀點基本一致。另外，為了避免其他不可觀測但可能促進企業綠色創新的因素影響研究結論，本文以綠色專利申請占比(gpatentratio)作為被解釋變量的替代變量進行穩健性檢驗，從表2列(3)可知，核心解釋變量估計系數為正且通過顯著性檢驗，表明本文研究結論較為穩健。控制變量方面，企業規模(lnfixasset)、信用評價(lndebt)、經營狀況(profitratio)均對上市企業綠色創新活動產生正向影響，而企業成熟度(lnage)對綠色創新活動有一定阻礙作用。控制變量的回歸結果與預期一致。

為進一步探索碳排放權交易試點政策規制下企業綠色創新動機的差異，本文以綠色發明專利申請數量(lngipatent)和綠色實用新型專利申請數量(lngupatent)作為被解釋變量的替代變量進行估計，結果見表2列(4)、 列(5)。核心解釋變量估計系數均在1%的顯著性水平上為正，但試點政策更明顯促進綠色發明創新活動。可能的原因是，企業在碳排放權交易機制影響下更愿意采取突破式創新策略(何彥妮，2022)［23］，而且實質性的綠色創新使企業在碳交易市場中得到更多經濟收益(張楊等，2022)［51］。因此，碳排放權交易試點政策對難度相對較大、創新性相對較強的綠色創新活動存在更加明顯的驅動作用。

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗及政策動態效應分析

政策實施前處理組和對照組被解釋變量的時間趨勢盡可能一樣是雙重差分估計結果滿足一致性的重要前提。本文三重差分模型中，平行趨勢假設主要要求在碳排放權交易試點政策實施之前，試點范圍內的企業與非試點范圍內的企業在被解釋變量衡量指標上具有相同的時間趨勢(齊紹洲，2018)［13］，而在政策實施之后，被解釋變量衡量指標存在趨勢變化，將打破平行趨勢。因此，參考王永欽和吳嫻(2019)［52］的研究框架，本文采用事件分析法驗證平行趨勢假設并對政策動態效應進行檢驗。具體地，以政策實施前的2010年作為基準年，構建年份虛擬變量與對應政策虛擬變量的交互項，控制變量、固定效應等與基準回歸模型一致，最后在95%置信區間下繪制三重差分項估計系數圖。

如圖1所示，估計系數在2007—2009年均小于0且不顯著，表明處理組和對照組在政策實施之前不存在明顯的差異，以及政策不存在預期效應。另外，在政策實施當年和之后年份的回歸系數為正，并有逐漸增大的趨勢，這說明處理組綠色創新水平相比對照組有明顯的提升，以及政策對企業綠色創新能力的促進作用存在時滯效應。綜上，運用三重差分法的前提條件平行趨勢得到驗證，政策沖擊節點設置合理。

圖1 平行趨勢檢驗結果

2.安慰劑檢驗

碳排放權交易試點政策對企業綠色創新能力的作用可能會受到一些偶然性事件或其他因素的影響。為進一步檢驗回歸結果的穩健性，本文通過虛構政策實施時間(陳剛，2012)［53］和隨機抽取處理組(Chen et al，2021)［30］的方法來進行安慰劑檢驗。

安慰劑檢驗一：虛構政策實施時間。本文剔除原本存在政策沖擊的2011—2017年樣本區間，并假設碳排放權交易試點政策提前到2008年和2009年正式實施，然后構建三重差分模型進行回歸。表3列(1)和列(2)估計結果顯示，無論將政策沖擊時間提前2年還是3年，三重差分項的回歸系數均不顯著，說明基準回歸結果的非偶然性。

表3 穩健性檢驗結果1

安慰劑檢驗二：隨機抽取處理組。本文從樣本中隨機抽取七個試點省市和八個試點行業，并將其設為偽處理組。接下來，仍然將政策沖擊時間設置為2011年，再根據基準模型進行回歸。圖2報告了進行500次隨機抽樣后估計系數的核密度以及對應的p值分布。由圖2可知，安慰劑檢驗的三重差分項估計系數沒有顯著偏離零點且大部分估計值的p值大于0.1。同時，真實估計系數(虛線表示)在安慰劑檢驗中是一個明顯的異常值，表示政策沖擊帶來的效應是顯著的，并非隨機產生。這說明基準回歸模型設定不存在顯著遺漏變量偏差，本文基準回歸結果較為穩健，不太可能受到其他不可觀測因素干擾。

圖2 安慰劑檢驗

3.其他穩健性檢驗

(1)改變計量方法

一方面，考慮到綠色專利申請數量是離散的非負整數，且樣本期間大部分企業綠色專利申請數量為0，為此本研究分別基于零膨脹泊松回歸方法和零膨脹負二項回歸方法進行穩健性檢驗。結果如表3列(3)、 列(4)所示，三重差分項估計系數均在1%的顯著性水平上為正。

另一方面，盡管取得所有觀測數據，但部分企業可能沒有進行綠色創新活動，綠色專利申請量存在大量0值，使得被解釋變量的左歸并點為0，因此，本文采用Tobit模型進行穩健性檢驗。結果如表3列(5)所示，三重差分項估計系數為正，且通過1%的顯著性水平檢驗。改變估計方法后，多種回歸檢驗一致表明了基準回歸結果的可靠性。

(2)考慮綠色創新能力的延遲性

考慮到從環境政策的實施到真正促進綠色創新往往存在一定的滯后效應，借鑒郭進(2019)［35］的方法，本文選用滯后一期(t+1期)、滯后兩期(t+2期)和滯后三期(t+3期)的綠色專利申請量作為被解釋變量。結果如表4列(1)—列(3)所示，三重差分項估計系數均通過顯著性檢驗，說明上市企業進行綠色創新活動確實存在滯后性。

表4 穩健性檢驗結果2

(3)考察行業虛擬變量的穩健性

為了進一步檢驗回歸結果的穩健性，本文替換行業虛擬變量中高碳行業的標準為碳排放絕對量位列前八的工業行業。首先收集2007—2017年中國分部門核算碳排放清單(www.ceads.net)的碳排放數據，然后基于每年各細分行業的碳排放數據選取前八個高碳排放工業行業，并形成新的行業虛擬變量(highc)，由此驗證碳排放權交易試點政策對企業綠色創新有促進作用這一結論的穩健性。表4列(4)結果顯示，核心解釋變量估計系數在5%的顯著性水平上為正。因此，在替換行業虛擬變量的測度標準后，碳排放權交易試點政策仍然能夠誘發試點地區高碳排放行業企業的綠色創新活動。

(4)排除同時期其他政策的干擾

經過梳理同時期其他相關政策發現，存在類似的政策與碳排放權交易試點政策是并行的，因此可能對本文基本結論造成干擾。其中，具有代表性的政策是低碳城市試點政策和水權交易試點政策。為了控制這兩項政策的影響，本文在基準回歸模型中分別加入政策試點地區虛擬變量和政策實施時間虛擬變量的交互項進行回歸，結果見表4列(5)和列(6)。列(5)為控制了低碳城市試點政策的回歸結果，新增交互項(city)估計系數為正且通過顯著性檢驗，說明此項政策對上市企業綠色創新活動存在驅動作用。列(6)為控制了水權交易試點政策的回歸結果，新增交互項(water)估計系數為正但未通過10%的顯著性水平檢驗，表明此項政策對企業綠色創新沒有明顯影響。但是在上述任一政策下，核心解釋變量(DDD)估計系數方向和顯著性水平均未發生變化，這表明在控制低碳城市試點政策和水權交易試點政策影響后，碳排放權交易試點政策依然會明顯提高企業綠色創新水平。

六 影響機制分析

上文回歸結果表明，碳排放權交易制度能夠推動企業進行綠色創新，且該研究結論具有穩健性，那么碳排放權交易制度影響企業綠色創新的傳導機制應該是什么？正如前文理論分析和理論模型所測，如果碳排放權交易制度能夠提升媒體關注程度和政府支持力度，那么該制度在很大程度上可以通過這兩條途徑緩解資金壓力等，促進企業進行綠色創新投資。本文設定如下模型檢驗這兩種可能的影響渠道是否成立：

Mit=θ0+θ1DDDit+θ2piloti×aftert+θ3piloti×affecii+θ4aftert×affecii+θxXit+φk+φj+φt+εijkt

(5)

lngpatentit=α0+α1DDDit+μmMit×DDDit+α2piloti×aftert+μm1Mit×piloti×aftert+

α3piloti×affecii+μm2Mit×piloti×affecii+α4aftert×affecii+

μm3Mit×aftert×affecii+αxXit+φk+φj+φt+εit

(6)

其中，Mit表示需要驗證的機制變量，具體為媒體關注(mediait)和政府支持(rgsit)。首先通過式(5)驗證碳排放權交易試點政策對政府支持與媒體關注的影響，θ1為對應關鍵系數，然后通過加入碳排放權交易試點政策與機制變量的交互項間接檢驗影響機制。其邏輯在于，在碳排放權交易試點政策與企業綠色創新的影響關系中，如果媒體關注或政府支持起著重要作用，那么增加媒體關注強度或政府研發補貼強度將刺激企業進行綠色創新活動，結果見表5和表6。

表5 影響機制分析：政府支持

表6 影響機制分析：媒體關注

表5展示了政府支持作為機制變量的回歸結果。從列(1)可以看出，DDD估計系數在1%的顯著性水平上為正，這說明碳排放權交易試點政策有效提高了政府對企業科技研發的投入力度。而政府研發補貼幫助企業獲取外部創新資源，可以緩解資金約束對企業綠色創新的抑制效應(夏清華和何丹，2020)［54］。列(2)中，關鍵變量(DDD×rgs)系數顯著為正，這意味著碳排放權交易試點政策的綠色創新效應部分來源于政府支持的間接作用，并且隨著政府研發補貼強度的提升，碳排放權交易試點政策對企業綠色創新的促進作用不斷增強，假說2得證。進一步根據綠色專利類型對關鍵變量系數作具體分析。列(3)、 列(4)表明，當以綠色發明專利作為被解釋變量時，關鍵變量系數不顯著為正，但以綠色實用新型專利作為被解釋變量時，關鍵變量系數顯著為正，這說明政府支持更有針對性地促進了企業綠色實用新型創新數量，表明增加政府研發補貼來提高企業綠色創新數量在一定程度上有效。

表6匯報了媒體關注作為機制變量的回歸結果。從列(1)可知，三重差分項估計系數顯著為正，說明碳排放權交易試點政策能夠提高新聞媒體對企業的關注度。同時，新聞媒體作為外部社會利益相關者對企業開展綠色創新活動有促進作用(張鋼和張小軍，2013)［55］。列(2)結果表示，關鍵變量(DDD×media)系數顯著為正，這意味著碳排放權交易試點政策能夠通過媒體關注這一渠道有效推動企業進行綠色創新，并且隨著媒體新聞報道強度增加，對企業綠色創新行為產生的間接影響也不斷增加，假說3得證，即媒體關注是碳排放權交易試點政策影響企業綠色創新的重要途徑。進一步分析媒體關注對不同類型綠色專利的影響。列(3)、 列(4)結果顯示，當以綠色實用新型專利為被解釋變量時，關鍵變量系數顯著為正，但以綠色發明專利為被解釋變量時，關鍵變量系數不顯著為正，這說明碳排放權交易試點政策通過媒體關注這一渠道有效提高了企業綠色實用新型創新數量。因此，增加新聞報道數量更有針對性地推動了企業綠色創新數量的提高。

七 異質性檢驗

(一)企業所有制的異質性

考慮到我國碳交易市場機制啟動時，試點地區與行業所涵蓋的企業大部分為國有企業，并且現有研究普遍認為有限的政治資源和政府補貼會更傾向于國有企業，進而可能導致國有企業與非國有企業的創新行為出現差異(楊洋等，2015)［56］。因此，本文以實際控制人性質為依據，區分國有企業與非國有企業，考察不同所有制企業在碳排放權交易試點政策下的綠色創新行為。為了探究異質性產生的原因，本文還從機制異質性的角度進行研究。表7列(1)—列(3)為國有企業樣本結果，列(4)—列(6)為非國有企業樣本結果。

表7 異質性分析結果：企業所有制

從列(1)、 列(4)結果可知，在碳排放權交易試點政策的影響下，國有上市企業與非國有上市企業的綠色創新能力存在一定差異。簡要地說，該項試點政策對國有企業與非國有企業的綠色技術創新效應均顯著為正，但對國有企業的促進作用更大。列(2)、 列(3)和列(5)、 列(6)的結果進一步解釋了上述異質性效應產生的原因，在非國有企業樣本中，碳排放權交易試點政策對政府支持的提升作用明顯，并通過這一路徑推動企業綠色創新。而在國有企業樣本中，碳排放權交易試點政策明顯提升媒體關注程度，并通過這一路徑促進企業綠色創新，且國有企業的國有性質讓其比非國有企業更容易獲得政府研發補貼等方面的支持。綜上，在政府支持和媒體關注下，碳排放權交易試點政策更加有助于促進國有企業進行綠色創新活動。

(二)企業外部融資能力的異質性

在分析碳排放權交易試點政策對企業綠色創新的作用機理時，一些研究發現企業獲取外部資金的能力對創新活動的開展具有關鍵性影響(張璇等，2017)［57］。由此本文采取SA指數來衡量企業融資能力，并按照中位數將上市企業劃分為強融資能力企業和弱融資能力企業。另外，本文從機制異質性的角度展開研究以進一步探討異質性出現的原因。分組估計結果見表8，列(1)—列(3)是對外部融資能力強企業樣本進行回歸的結果，列(4)—列(6)是對外部融資能力弱企業樣本進行回歸的結果。

表8 異質性分析結果：企業外部融資能力

列(1)和列(4)結果顯示，碳排放權交易試點政策對不同外部融資能力企業的綠色創新行為均有顯著驅動作用，但在外部融資能力較強的上市企業樣本中，有更大的影響。從列(2)、 列(3)和列(5)、 列(6)的機制異質性檢驗結果可知，在不同樣本中，碳排放權交易試點政策促進企業綠色創新的傳導路徑不一樣。具體地，在外部融資能力較弱的樣本組中，試點政策對加大政府研發補貼強度有更好的效果，說明碳排放權交易試點政策能夠通過政府支持這一途徑緩解該組企業所面臨的綠色創新資金壓力，促進綠色創新；在外部融資能力較強的樣本組中，試點政策顯著加大了媒體關注的作用，而且該組原本外部融資能力比較強，所以加大政府研發補貼強度能夠促進企業綠色技術創新但并不明顯。綜上，在媒體關注和政府支持下，碳排放權交易試點政策更加有利于推動強融資能力企業進行綠色創新活動。

八 結論與政策啟示

本文以我國實施的碳排放權交易試點政策作為準自然實驗，基于2007—2017年中國滬深兩市A股上市企業的綠色專利數據和對應的經濟數據，考察碳排放權交易制度對企業綠色創新行為的差異化影響。通過建立理論模型與實證分析，主要研究結論為：第一，我國目前的碳排放權交易制度在一定程度上驗證了弱波特假說，即試點政策能夠刺激企業進行綠色創新。相對于非試點地區和試點地區非試點行業的企業，試點政策對試點地區試點行業企業的綠色創新活動具有顯著推動作用，并且這種推動作用隨時間遞增。在一系列穩健性檢驗下，這一結論仍然成立。第二，碳排放權交易制度通過提高政府研發補貼強度和媒體新聞報道程度這兩條途徑，緩解企業融資約束和環境規制成本壓力，轉變生產經營理念，從而刺激企業加大對綠色創新技術的研發力度，提高綠色創新產出。第三，根據企業異質性特征，碳排放權交易制度的綠色創新驅動作用在國有企業和外部融資能力強企業中更大，二者均主要通過媒體關注這一途徑推動綠色技術創新。

基于研究結論得到如下政策啟示：第一，加快推進全國碳交易市場建設，充分發揮碳排放權交易制度對企業綠色創新的積極影響。一方面，在借鑒試點地區在配額分配等方面經驗和科學設計的基礎上，健全二氧化碳等溫室氣體的排放信息披露機制，并且盡快形成統一、高效、規范的碳排放權交易體系，發揮市場機制對實現碳達峰、碳中和目標的重要作用；另一方面，在不斷優化碳市場配套政策的過程中，加強碳交易政策和科技創新政策的協調配合，為企業綠色競爭力的提升創造良好政策環境。第二，提高政策實施的公平性和高效性。政府和相關部門不能簡單實施“一刀切”環境政策，需要考慮到不同企業的環境治理能力，提供清晰、精準、穩定的政策導向，以充分發揮碳排放權交易機制的綠色創新效應。例如，對企業綠色創新活動提供更多的財政支持和保障措施，對外部融資能力較弱的非國有企業，可以通過適當增加研發補貼、加大綠色專利保護力度等方式，降低企業在綠色研發投入方面的不確定性，推動企業綠色發展和轉型升級。第三，新聞媒體可以通過加大低碳經濟的宣傳力度和對企業碳減排的關注度，擔當企業低碳轉型倡導者，有效發揮媒體的監督作用。一方面引導更多外部利益相關者關注企業節能減排行為和社會責任履行表現，推動構建全社會對綠色技術投資的長效機制，吸引社會資金流向節能減排企業，促進企業綠色創新。另一方面激勵企業將環境治理主體責任內化為自身發展追求，提升企業對綠色技術創新的關注度，主動參與節能減排行動。對國有企業而言，其披露企業社會責任履行情況的動力較弱，而新聞媒體的關注可以放大企業的環境污染行為和社會責任履行表現，是企業積極進行綠色創新活動的重要影響因素，因此，要重視媒體監督對國有企業綠色創新行為的引導作用。相對于外部融資能力較弱的企業，外部融資能力較強企業的研發投入資金壓力更小，更容易開展實質性綠色創新活動，媒體加強對企業綠色技術創新行為的宣傳報道，能夠推動形成良好的綠色低碳輿論氛圍，進而提高企業綠色創新傾向。