碳交易政策實施、企業社會責任與全要素生產率

關鍵詞：碳交易政策；全要素生產率；雙重差分模型；企業社會責任

中圖分類號：F205；F273 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2024.06.007

改革開放以來，高能耗、高排放的粗放型發展模式拉動了中國經濟的快速增長，但同時引發的生態環境和資源浪費等問題也制約著經濟社會高質量發展。2005年，中國成為世界上二氧化碳排放量最大的國家，經濟、社會、環境、就業等方面均受到氣候變化的影響。2020年，“雙碳”目標的提出明晰了低碳轉型的路徑，綠色成為高質量發展的底色。而全要素生產率作為高質量發展的動力源泉，對于高耗能行業全要素生產率的研究引起了學術界的極大關注。

環境規制作為政府約束經濟主體損害環境行為的制度安排，是中國實現綠色低碳轉型的關鍵手段。其中，碳排放權交易政策（以下簡稱“碳交易政策”）作為市場激勵型環境規制工具的代表之一，直接影響控排主體的減排決策，推動“雙碳”目標的實現。2011年，國家發展改革委正式出臺《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，明確在北京、上海、湖北、重慶、廣東、天津和深圳這7個省市開展碳交易試點工作，重點控排包括石化、化工、建材、鋼鐵、有色、電力、造紙和航空在內的八大行業。2021年，電力行業的全國碳市場正式運行。如今，各省市的試點市場與全國碳市場處于并行階段，而逐步引入其它高耗能行業是必然趨勢。然而，政策實施推動企業控碳減排，意味著企業需要調整原有的生產模式、規模、結構等，這種改變是否以及如何影響企業的全要素生產率？Cai等［1］從成本角度出發，認為政策實施擠壓企業生產性投資、削弱創新能力，進而降低全要素生產率；反之，一些學者認為政策實施將促進企業創新［2］、優化生產要素分配［3］等從而提升企業的全要素生產率。因此，基于制度經濟學理論，選取高耗能企業為研究對象并采用雙重差分法識別碳交易政策實施對企業全要素生產率的影響及作用機理，以期為完善全國碳市場的建設提供經驗支持。

本文的邊際貢獻主要有以下兩點：（1）拓寬了碳交易政策的研究視角。已有關于碳交易政策與企業全要素生產率的關系研究尚無定論，同時缺少對高耗能行業的聚焦研究。因此，著重探究了碳交易政策實施對高耗能企業全要素生產率的影響，以期為全國碳市場的行業覆蓋提供具有示范意義的實踐證據。（2）深化了全要素生產率的理論研究。從投入和產出的維度深化了“碳交易政策-技術創新-全要素生產率”的路徑研究，同時挖掘了企業社會責任在路徑傳遞中的調節作用，為強化政策效應提供了針對性的改進方向。

1 文獻綜述

現有文獻在環境規制與全要素生產率的關系研究中形成了兩類觀點。支持“抑制論”的學者認為環境規制增加企業的治污成本，迫使企業調整原有的最優生產決策，遵循成本效應削弱企業競爭力［4］，而“波特假說”則認為設計合理且嚴格執行的環境規制會刺激企業的創新行為，創新補償效應彌補遵循成本效應，從而提高全要素生產率［5］。進一步地，Santis等［2］提出“弱波特假說”，認為環境規制能推動企業的技術創新，但對全要素生產率的影響方向和程度未知［6-7］，而遵循成本和創新補償兩者的效應大小可能導致兩者之間存在非線性關系［8］。

伴隨著規制手段的發展，環境規制根據規制強度形成了命令控制型、市場激勵型和公眾參與型三種不同類型，可能對全要素生產率存在差異化影響［9］。具體來說，以強制性和嚴格性為特征的命令控制型環境規制能在較短時間內實現環境效益，然而剛性規制下的成本約束對企業全要素生產率產生負向作用［10］。與其相反，公眾參與型環境規制通過公眾自發監督對企業行為產生軟約束［11］，正向作用于企業的全要素生產率，然而其有效性能否持續受制于參與者的自發性與自主性［12］。最后，市場激勵型環境規制借助靈活的市場手段具備了低規制成本和高效率的優點，不足在于運行機制的間接性和不清晰的產權界定可能導致市場機制的失靈。

其中，碳交易政策作為市場激勵性環境規制的代表手段，基于科斯產權明晰碳排放權的界定。作為全球最大的二氧化碳排放國，中國推行碳交易政策是應對氣候變化、實現雙碳目標的必然選擇。中國在吸取各國合理的實踐經驗后開展碳交易的試點工作，重點控制高耗能企業的碳排放，取得了顯著的減排效果［13］。全要素生產率作為反映生產效率和經濟發展質量的重要指標［14］，是實現中國經濟高質量發展的動力之源。然而，探討碳交易政策與企業全要素生產率的關系研究尚無定論。崔楊等［15］發現碳交易政策借助市場將碳排放權以商品形式交易的機制設計在推動企業減排的同時，緩解了對全要素生產率的負面影響；曹翔和傅京燕［16］將碳交易政策與強制減排、碳稅等政策進行比較，發現碳交易政策實施更有利于企業競爭力的提升；Xiao等［17］認為碳交易政策對企業全要素生產率的改善通過提高企業的經營和盈利能力實現，且受行業異質性而非企業異質性的影響。范丹等［18］對中國30個省份的工業企業進行考察發現，碳交易政策對企業全要素生產率提升乏力，但技術進步率實現了小幅提升；胡玉鳳和丁友強［19］則認為碳交易政策實施實現碳減排的同時對企業全要素生產率有抑制作用，但市場化與政府補貼的調節效應引導企業實現“創新補償”，提升企業全要素生產率。因此，本文聚焦碳交易政策實施對高耗能企業全要素生產率的影響效應和機制分析，將技術創新和企業社會責任納入碳交易政策效應的分析體系，系統詮釋提升企業全要素生產率的策略框架。

2 理論分析與研究假設

2.1 碳交易政策與全要素生產率

碳交易政策是將碳排放權的“商品化”，通過市場交易內化企業對環境產生的負外部性成本，進而實現控碳減排的目的［20］。而政策實施對企業全要素生產率的影響不僅關系到企業的長遠發展，更與可持續的經濟增長密切相關。

本文認為，碳交易政策通過成本約束效應與收益激勵效應將推動企業調整生產行為，進而影響全要素生產率。一方面，政府向企業分發碳配額約束企業的排放上限，合規成本的增加可能促使企業調整生產決策。比如企業可能通過降低產量和購買配額避免碳排放超過上限，但是這兩種做法均會損害企業利潤［21］，為了追逐更多利潤，企業將轉向低碳生產和資源利用效率的提升［11］，進而推動全要素生產率的增長；另一方面，碳交易政策為企業提供配額交易的平臺，出售配額的收益激勵刺激企業的低碳轉型。為獲得多余碳配額以供出售，企業將轉變粗放式的生產方式，通過整合內外資源形成環保、高效、高附加值的增長模式，企業核心競爭力的增強最終體現在全要素生產率的提升上［22］。特別是對高耗能企業而言，難以持續性地通過淘汰落后產能的方式實現碳排放量的減少，而碳交易政策的實施進一步產生成本約束效應和收益激勵效應引導企業優化生產方式和提高資源利用效率，進而提升企業的全要素生產率。

因此，提出假設：

H1：碳交易政策實施正向提升企業的全要素生產率。

2.2 技術創新的機制作用

長期以來，環境規制等外部因素一直被視為影響企業創新的首要原因。合法性壓力下，作為利潤最大化的追求者，企業通過技術創新降低成本的意愿和動機增強［23］。技術創新作為企業實現節能減排的重要路徑［24］，正向作用于企業的全要素生產率。“波特假說”認為設計恰當且合理執行的環境規制能通過刺激企業技術創新提升全要素生產率，而“弱波特假說”僅認同環境規制對技術創新的激勵作用。因此，本文試圖檢驗波特效應的存在，從投入和產出維度探討技術創新在政策實施與全要素生產率之間的橋梁作用。

首先，隨著碳交易政策的實施，企業對技術創新的重視程度會提高，誘發企業開展創新活動。這是因為，碳交易政策的實施增加了企業的環境成本，技術創新作為實現經濟增長與環境保護雙贏的關鍵，企業將主動增加創新投入。一方面，開展創新活動是對企業內部創新資源要素的整合過程；另一方面，企業的組織效率在研發過程中得到優化，改善企業組織結構的同時提升人均產能［25］，產生協同效應，有助于提升企業的全要素生產率。

因此，提出假設：

H2a：碳交易政策的實施通過增加企業創新投入進而提升全要素生產率。

其次，作為創新活動的產物，創新產出在一定程度上衡量了技術創新的效率和質量［26］。在排放上限的成本約束和出售配額的收益激勵的共同作用下，企業將增加對減碳技術、綠色生產、科研人才等方面的投入。創新產出重點考量了企業在創新資源上的整合能力，創新補償效應和學習效應將彌補企業的合規成本，進而提升全要素生產率［5］。一方面，技術進步表現為提高設備性能、降低生產費用、優化生產效率等方面，正向促進全要素生產率［27］；另一方面，知識具有積累性和關聯性的特性，隨著創新能力的提升，企業具備更快的識別和學習國內外先進技術及管理經驗的能力，核心競爭力的提升強化政策實施對企業全要素生產率的提升效應。

因此，提出假設：

H2b：碳交易政策的實施通過增加企業創新產出進而提升全要素生產率。

2.3 企業社會責任的調節作用

企業本質的核心問題是企業逐利性與社會責任的爭論［28］，履行社會責任對企業全要素生產率的影響存在爭論。一類觀點認為履行社會責任會擠占生產資源，降低企業的競爭力［29］；另一類觀點則認為良好的社會形象會吸引外部資源［30］，提升全要素生產率。然而，積極履行社會責任是企業戰略發展目標與國家發展方向一致性的體現，關系到企業減排的主動性及持續性［31］，與政策實施效果密切相關。因此，本文試圖探討企業社會責任在碳交易政策與企業全要素生產率兩者關系中的調節作用。

碳交易政策通過成本約束效應和收益激勵效應推動企業低碳轉型。然而，減碳工作長期性的特點使得較早有低碳意識的企業往往在設備、技術、人才等方面有更充足的前期基礎，政策實施對企業全要素生產率有更顯著的提升效應。此外，企業履行社會責任實際上向社會傳遞一種積極信號，有助于緩解融資約束、提升聲譽資本，進一步提升企業全要素生產率。

因此，提出假設：

H3：企業社會責任正向調節碳交易政策的實施對企業全要素生產率的提升效應。

進一步地，企業創新受到外部環境規制等因素的影響，但內部創新動力同樣不可忽視。作為企業管理過程中的可持續導向與戰略理念的體現［32］，企業履行社會責任對技術創新有誘發作用。因此，本文從投入和產出的維度探討企業社會責任如何調節技術創新的中介作用。

碳交易政策的實施是我國對經濟發展與環境保護這一相悖命題的解決方案之一，企業間社會責任的差異可能會影響政策效應的具體發揮。由于創新活動具有投資大、周期長、風險高的特點，部分企業認為增加創新投入是對企業有限生產資源的擠占［33］。因此，越重視社會責任的企業，越早將創新置于企業發展的戰略高地，碳交易政策的實施更能促進低社會責任企業創新投入的增加。一方面，參與碳交易試點的企業受到來自消費者、投資者、政府等相關利益主體的外部關注，有增加創新投入的外部壓力；另一方面，企業采取減排措施能提升員工的組織認同感和創新意識，變相增加企業創新投入。相較于社會責任水平較高的企業，碳交易政策的實施對企業外部監管壓力和內部員工驅動力的強化可能導致低社會責任企業“被迫”增加創新投入。

因此，提出假設：

H3a：企業社會責任負向調節碳交易政策實施對企業創新投入的提升效應。

在以創新驅動引領高質量發展的新發展階段，創新能力的提升是實現轉型發展的中堅力量，關聯到碳交易政策效應的可持續性。其中，企業創新活動的轉化效率與產出質量受企業社會責任的正向調節。首先，從知識獲取的視角看，企業積極履行社會責任有助于形成緊密的政企聯系，利益相關者的信息知識共享有助于彌補內部知識的不足，形成技術創新的差異化優勢；其次，從人才獲取的視角看，勞動力市場中創造型人才更加青睞有社會責任擔當的企業，同時，企業履行社會責任是對組織協調、管理風格等方面的優化過程，對員工能力的間接提升和組織資源利用效率的優化推動創新績效的提升。相較于低社會責任企業，積極履行社會責任的企業在政策實施的約束和激勵下有更高的創新產出效率。

因此，提出假設：

H3b：企業社會責任正向調節碳交易政策實施對企業創新產出的提升效應。

綜上，構建研究框架如圖1所示：

3 研究設計

3.1 數據選擇與樣本來源

以2010—2021年中國A股高耗能企業為研究樣本考察政策實施對企業全要素生產率的影響效應。

數據來源如下：（1）通過手工整理、匹配歷年各碳交易試點地區覆蓋企業信息為依據劃分處理組和對照組；（2）企業數據來自國泰安（CSMAR）數據庫，地區數據來自中經網統計數據庫；（3）高耗能行業為石化、化工、建材、鋼鐵、有色、電力、造紙、航空等八個行業。此外，數據處理如下：（1）刪除ST、* ST和數據缺失嚴重的樣本；（2）對所有連續變量進行上下1% 的縮尾處理。使用Stata17.0進行統計分析。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量：全要素生產率（TFP）

微觀企業層面的全要素生產率的測算則主要選擇半參數法，包括OP法、LP法。其中，LP法相較于OP法解決了數據缺失、截斷等問題，估計結果更加精確。因此，借鑒Levinsohn等［34］采用LP法對企業的全要素生產率進行測算。涉及數據如下：產出變量選取企業主營業務收入，勞動力投入選取企業員工人數，資本投入選取企業固定資產凈額，中間品投入選取購買商品、接受勞務支付的現金。此外，借鑒Blundell 等［35］選擇以系統GMM法測度的全要素生產率來替換被解釋變量進行穩健性檢驗，有效緩解回歸中的內生性問題。

3.2.2 核心解釋變量：碳交易政策實施（Treat×Post）

Treati為政策實施虛擬變量，當企業i 為試點省市納入企業則取1，否則取0；Postt為時間虛擬變量，2013年及以后取1，否則取0。2011年中國下發《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，而將2013年作為政策實施年份，原因如下：一是碳交易市場的運行工作于2013年才陸續啟動，二是政策實施本身具有滯后性［36］。

3.2.3 其他變量

中介變量為企業技術創新。其中，技術創新投入（RD）用經對數化處理后的研發投入衡量，企業技術創新產出（Patent）用經對數化處理后的綠色專利申請數衡量，更能體現企業在減排方面的創新產出水平。調節變量為企業社會責任（CSR），用和訊網社會責任指數的評分衡量。控制變量分別從企業層面和地區層面選取，變量說明如表1所示。

3.3 基本模型設定

為考察碳交易政策實施對企業全要素生產率的影響，構建雙重差分模型來考察碳交易政策實施前后企業全要素生產率的差異。模型設定如下：

3.4 描述性統計與相關分析

對主要變量進行描述性統計和相關分析，如表2所示。所有變量的相關系數均小于0.7，排除了多重共線性。其中，政策實施與全要素生產率在1%的顯著性水平上正相關，假設H1得到初步驗證。

4 實證結果分析

4.1 平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型進行回歸分析的前提是滿足平行趨勢，即政策實施前，企業全要素生產率的變化趨勢保持一致。因此本文考察了處理組和對照組的全要素生產率在政策實施前后的變化趨勢，平行趨勢檢驗結果如圖2所示。

圖2可見，政策效應的置信區間在2013年前包含0，說明兩組樣本的全要素生產率在政策實施前不存在顯著差異，通過平行趨勢檢驗。進一步地，發現政策效應在2020年后有所減弱，需要政府推動碳交易政策對企業全要素生產率的正向提升效應的持續發揮，例如適度收緊配額、鼓勵企業創新等。

4.2 基準回歸結果

基準回歸結果如表3所示。在逐步添加控制變量和控制個體及時間的固定效應后，解釋變量Treat×Post的系數均顯著為正，說明碳交易政策的實施顯著提高了企業全要素生產率水平，支持了假設H1。下文將進行一系列穩健性檢驗來提升結論的可信度。

4.3 穩健性檢驗

4.3.1 傾向得分匹配（PSM）

考慮到處理組與對照組在地區與個體特征方面存在的差異可能對回歸結果產生偏誤影響，使用PSMDID進行穩健性檢驗，以控制遺漏變量可能帶來的內生性問題。通過將控制變量作為協變量進行Logit 回歸得到傾向匹配得分值，并以得分值更為接近的樣本生成對照組和處理組來降低實證誤差。回歸結果如表4列（1）所示，碳交易政策對企業全要素生產率有顯著的促進作用，支持了假設H1。

4.3.2 排除政策變動的影響

碳交易試點工作于2011年在五市二省推行，并于2013年陸續正式啟動碳交易工作。隨后，中國于2016年將福建作為新的試點地區。因此，為消除樣本期內其他時間節點的政策變化引起的估計偏誤，將樣本期間控制在2010—2016年進行回歸估計。回歸結果如表4列（2）所示，Treat×Post 系數在1%的水平上顯著為正，支持了假設H1。

4.3.3 替換解釋變量

使用廣義矩估計（GMM）這一半參數估計方法測算全要素生產率有效緩解可能存在的內生性問題。因此，用GMM估計法測算的企業全要素生產率替換上文的被解釋變量進行基準回歸，回歸結果如表4列（3）所示，其中，Treat×Post 系數在1%的水平上顯著為正，支持了假設H1。

4.3.4 安慰劑檢驗

進一步通過隨機分配處理組與對照組增加研究結論的可信程度，并將上述實驗過程重復500次以提升安慰劑檢驗的有效性。結果如圖3所示，Treat×Post 的估計系數基本分布在0 值附近，明顯偏離于估計系數0.144，且大多在10%的水平下不顯著，說明政策實施對企業全要素生產率的提升效應并非隨機事件，支持了假設H1。

4.4 異質性分析

為進一步識別碳交易政策實施的異質性影響，從行業競爭、外部監督和政治關聯三個方面展開分析。

4.4.1 行業競爭異質性

企業對政策沖擊反應的敏感性與行業競爭程度密切相關，競爭程度較高的企業往往會對政策做出更積極的反應，進而影響政策效應。因此，本文以赫芬達爾指數衡量行業競爭程度，并按中位數進行分組回歸。結果如表5列（1）（2）所示，政策實施對企業全要素生產率的提升效應在競爭行業中更強。原因在于，高耗能行業例如化工、電力存在較高的進入壁壘，對政策沖擊的響應緩慢。而在競爭行業中，政策實施的收益激勵效應得到充分傳遞，推動企業生產行為的調整，進而提升全要素生產率。

4.4.2 外部監督異質性

第三方監督是政府監管的有效補充，受到更強外部監督的企業在政策約束下有更及時的響應，進而影響政策效應。因此，本文以分析師關注度衡量外部監督強度，并按中位數進行分組回歸。結果如表5列（3）（4）所示，政策實施對企業全要素生產率的提升效應在強外部監督下更強。原因在于，分析師作為企業與外部投資者之間的信息中介，通過實地調研、發布研報等手段抑制企業的負面行為。政策實施后，在強外部監督下的企業更為積極地優化生產方式，避免負面外部形象對企業經營的損害。

4.4.3 政治關聯異質性

企業在政治關聯上差異體現在資源可獲得性、經營目標等方面，戰略選擇上的不同導致差異化的政策效應。因此，本文以企業性質衡量政治關聯，分為國有企業和非國有企業組進行回歸。結果如表5列（5）（6）所示，政策實施對企業全要素生產率的提升效應在非國有企業更加顯著。原因在于，配額交易的政策設計對逐利驅動的非國有企業有更強的激勵效應。此外，非國有企業對外部市場更加敏感，在行為決策的調整上有更強的靈活性，進而推動全要素生產率的進步。

5機制分析

結果如表7所示。列（1）的Treat×Post×CSR 顯著為正，說明企業社會責任正向調節碳交易政策的直接效應，支持了假設H3。越有社會責任擔當的企業，越能主動、迅速地采取措施推動生產方式的低碳轉型。進一步地，列（2）中Treat×Post×CSR 的系數和列（3）中RD 的系數均顯著且效應大小為系數的乘積，說明企業社會責任負向調節創新投入的中介效應，支持了假設H3a。企業間社會責任水平的參差源于發展戰略上的選擇差異性，逐利的企業在考慮到創新活動對生產資源的擠占維持粗放型的發展模式，而碳交易政策通過內化企業對環境產生的負外部性成本，推動企業通過增加創新投入等方式避免排放超限。此外，列（4）中Treat×Post×CSR 的系數和列（3）中Patent 的系數均顯著且效應大小為系數的乘積，說明企業社會責任正向調節創新產出的中介效應，支持了假設H3b。對積極履行社會責任的企業而言，其與政府更為緊密的聯系形成信息知識共享優勢，正面社會形象吸引的創造型人才以及長期發展中企業創新基礎的夯實和能力的提升等多方因素推動其創新產出效率的提升。值得注意的是，政策效應的可持續性依靠創新能力的實質性提升驅動，政府應制定針對性措施以提升高耗能企業整體創新水平。

6 結論與建議

基于既有的碳交易政策實施、企業社會責任、技術創新的前沿研究，以2010—2021年高耗能行業上市公司為研究對象，構建雙重差分模型揭示了碳交易政策實施與全要素生產率的關系。研究發現：（1）碳交易政策的實施能夠正向提升高耗能企業的全要素生產率，該結論在一系列穩健性檢驗后仍然成立，但提升效應在2020年后有所減弱；（2）機制分析發現，政策實施對企業全要素生產率的提升效應通過技術創新這一中介路徑傳遞，而企業社會責任在正向調節碳交易政策與全要素生產率兩者關系的同時，對技術創新的中介作用產生調節效應。其中，低社會責任企業有更強的創新投入意愿，而高社會責任企業有更強的創新產出能力；（3）異質性分析發現，政策實施對全要素生產率的提升效應在高行業競爭強度、強外部監督和弱政治關聯的企業中更強。

基于上述結論，提出如下建議：

第一，積極推進全國碳市場的建設工作，更好發揮試點碳市場的合力作用。現如今，全國碳市場的建設僅納入電力行業，在試點工作的經驗支撐下，政府應加快其余高耗能行業的納入進程，通過增加市場主體為市場注入新活力。此外，由于高行業競爭強度和強外部監督力度的企業對政策實施有更正向的行為響應，政府在政策推進的過程中應對企業的低碳行為提供額外獎勵支持。

第二，推動有為政府和有效市場相結合，多舉措提升全要素生產率。為持續性發揮碳交易政策對企業全要素生產率的提升效應，政府應通過完善碳交易的機制設計充分釋放市場潛力。在碳市場的建設初期，政府為保障可操作性和企業的參與意愿主要采取歷史排放法和免費發放的方式對碳配額進行分配。然而，以企業當期排放數據作為下一周期的配額分配依據可能產生道德風險，同時無償分配配額不利于形成清晰的碳價信號，最終出現市場失靈。因此，在后續的碳交易推行中，應適當提高配額的有償分配占比，結合行業基準線法適度收緊企業的排放上限，激發企業的交易積極性，促進市場活力和流動性的提升。

第三，緊抓低碳轉型的重大機遇，以創新驅動企業的高質量發展。一方面，政策實施增加了企業的環境合規成本，可能會擠占企業的低碳技術投資，政府通過制定針對措施提升企業的減排積極性，包括根據企業的創新程度發放階梯型的政府補貼、強化對國有企業的環境規制力度等。另一方面，企業應避免管理層的短視行為，從長遠戰略目標出發，強化社會責任意識和擔當，這不僅提升企業創新活動持續性，強化了波特效應，而且有利于企業獲得核心競爭優勢，實現可持續性的發展。