碳排放權交易試點政策對企業ESG表現的影響

孔曉旭，張新旭，唐曉萌

（首都經濟貿易大學a.經濟學院；b.工商管理學院；c.中國ESG研究院，北京 100070）

0 引言

作為全球重要的減排工具之一，碳排放權交易旨在以最小經濟成本完成碳排放總量下的具體目標，從而實現精準降低碳排放量。2011年，國家發展和改革委員會在《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》中同意在全國選取七個省市率先實施碳排放權交易試點政策，其中包括我國四個直轄市及湖北省、廣東省、深圳市。采取市場激勵型環境規制政策來推動“雙碳”目標的完成，對我國經濟結構綠色轉型具有重要意義。

少部分學者認為碳排放權交易試點政策沒有達到積極效果，但大部分學者認為碳排放權交易試點政策達到了減排、保護環境的目的[1,2]。一方面，基于區域發展視角，碳排放權交易試點城市能夠吸引科技人才，提高招商引資流程標準化水平，從而促進區域經濟高質量發展，進一步對周邊地區起到示范引領效果，促進鄰地節能減排[3]。另一方面，基于微觀企業視角，碳排放權交易試點政策對企業績效提升、創新研發投入、信息披露水平等方面具有重要作用，有利于促進綠色技術創新[4]、低碳技術優化以及節能產品開發[5]。

ESG（Environmental，Social and Governance）是由聯合國在投融資領域提出的可持續發展倡議。企業履行ESG責任受多方因素影響。從企業內在因素來看，企業是否積極履行ESG 主要基于股東權益最大化和企業自身利益最大化兩大目標：一方面，履行ESG可能會損害股東利益，并為企業帶來一定的財務負擔；另一方面，履行ESG對企業提升品牌形象、緩解融資約束、改善利益相關方的關系具有促進作用[6]。除此之外，企業ESG 表現還受到政府對可持續發展理念的倡導、資本市場投資意愿的引導、金融部門對信息披露的監督等外部因素的影響[7]。

ESG 理念與我國的“雙碳”目標高度契合。我國“雙碳”目標的落實行動逐漸明確，驅動企業與投資者對ESG的重視程度不斷加強。因此，在“雙碳”目標的實現進程中，研究碳排放權交易試點政策對企業ESG表現的影響能夠推動企業向可持續發展轉型升級，幫助企業在政府、投資者和消費者的新要求中重新找到自身定位，通過長期可持續的商業經營目標贏得市場青睞。

基于此，本文探討了碳排放權交易試點政策的實施對控排名單中上市企業ESG表現的作用效果，并進一步對比國有企業與非國有企業、高污染企業與非高污染企業間作用效果的差異。在機制分析部分，檢驗了碳排放權交易試點政策通過強化高管可持續發展意識來促進企業履行ESG的機制過程，并對ESG分項指標進行了深入分析。

1 理論基礎與研究假設

碳排放權交易試點政策可能從正負兩個方面對企業ESG表現產生影響。一方面，碳排放權交易試點政策降低了企業過度排碳的負外部性，激勵企業通過綠色創新實現綠色轉型升級，提高ESG表現；另一方面，由于受到現金流約束和管理層短視的局限，企業為追求短期經濟利益，甘愿增加交易成本獲得碳排放配額，可能會被迫放棄投入大且穩定性較差的ESG行為。

1.1 碳排放權交易試點政策促進企業ESG表現

隨著政府碳排放權交易試點政策的落地，碳交易試點市場價格機制在緩解碳排放負外部性的同時，也通過外部壓力激勵企業低碳轉型[8]，從而促進企業提高ESG 表現。首先，碳排放配額權是企業的專用性資源之一，對維持企業的競爭優勢有重要意義，ESG信息披露使企業擁有更多專有性碳排放配額，且有利于緩解信息不對稱和提高企業公信力，從而倒逼企業提高ESG表現[9]。其次，碳排放權交易試點作為一種市場化的環境規制政策，能夠將環境外部性成本內部化，通過市場機制督促企業自主管理碳排放量，提高企業環境治理參與度[10]。最后，試點城市地區的政府還會積極提高綠色金融服務水平，鼓勵環境污染責任保險、綠色基金、綠色債務等金融工具的創新，從而提高企業ESG的整體評分。據此，提出如下假設：

假設1a：碳排放權交易試點政策對企業ESG 表現有顯著的正向影響。

1.2 碳排放權交易試點政策抑制企業ESG表現

碳排放權交易市場會導致環境外部性的內部化，碳排放量較大的企業需要在交易市場中購買超出初始碳排放配額的碳排放權，從而增加企業的合規成本，導致企業競爭力下降[11]，因此企業會盡量減少投資大、回報期長、風險高的ESG活動。首先，開展ESG活動需要企業投入大量資金，且ESG 活動無法為企業帶來直接收益，當企業面臨較大的經營壓力時，更可能放棄履行ESG的行為而實現自身利益最大化。其次，在碳排放權交易試點政策實施之后，處于探索階段的企業會盡量減少其他投資活動帶來的非必要風險，因此更加不愿成為踐行ESG 的先行者，反而持謹慎觀望的態度。最后，企業積極履行ESG責任意味著主動披露更為全面的ESG信息，這導致企業在獲得利益相關者更多關注的同時也暴露出更多的問題，甚至會給企業的效率和融資方面帶來威脅[12]。據此，提出如下假設：

假設1b：碳排放權交易試點政策對企業ESG 表現有顯著的負向影響。

2 研究設計

2.1 模型構建

為了檢驗碳排放權交易試點政策對企業ESG 表現的影響，構建如下計量模型：

式（1）中，ESGi，t為被解釋變量企業ESG表現；Piloti，t為解釋變量碳排放權交易政策的實施；Controls為控制變量；此外，模型中還控制了個體（Stkcd）固定效應和時間（Year）固定效應；εi，t為隨機擾動項。

為驗證高管可持續發展意識在碳排放權交易試點政策影響企業ESG 表現的過程中發揮的中介作用，在式（1）的基礎上，構建如下中介效應模型：

其中，ManCognitioni，t為中介變量高管可持續發展意識，β1表示碳排放權交易試點政策對高管可持續發展意識的影響程度，δ1表示在加入中介變量后碳排放權交易試點政策對企業ESG表現的影響程度。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：企業ESG表現（ESG）

考慮到數據時間范圍和體系的權威性，本文選擇彭博ESG評級分數①彭博ESG評分的取值范圍為0～100分，評分體系中環境、社會和治理三個一級指標各占三分之一的比重，環境包括能源、空氣質量、廢棄物處理等7個二級指標，社會包括社群和客戶、健康和安全、供應鏈等6個二級指標，治理包括多樣性、董事會構成、補償條款等8個二級指標。作為企業ESG表現的衡量指標。彭博數據庫的ESG評分主要源于企業自主披露的報告、處罰信息、媒體采訪等，通過自有的量化模型進行數據標準化處理。

（2）解釋變量：碳排放權交易試點政策的實施（Pilot）

首先，若企業被納入碳排放權交易試點重點控排企業，則treat取值為1，否則為0；其次，企業被納入碳排放權交易試點當年及以后年份post取1，否則取0；最后，構造企業是否被納入碳排放權交易試點重點控排企業與被納入年份的交乘項（treat×post），其系數衡量了碳排放權交易試點政策實施的效果。

（3）中介變量：高管可持續發展意識（ManCognition）

指管理層基于自身價值觀和知識體系對于企業可持續發展問題的重點關注和敏感程度。本文借鑒潘安娥和郭秋實（2018）[12]的方法，運用Python軟件計算企業年報和社會責任報告中“可持續發展”“綠色低碳”“節能減排”“環保戰略”4個反映管理者對可持續發展重視程度的詞語詞頻在全文中的比重。

（4）控制變量

參考蔡海靜和周臻穎（2022）[9]的做法，選取了一系列控制變量，另外還控制了個體（Stkcd）和時間（Year）雙向固定效應。主要變量定義如下頁表1所示。

表1 主要變量定義

2.3 數據來源

考慮到試點政策開始時間以及ESG數據完整性，本文選取2011—2021 年A 股上市企業作為研究樣本。企業ESG表現評分來源于彭博ESG評價數據，企業財務數據來自萬得數據庫（Wind）和國泰安數據庫（CSMAR）。對數據進行如下處理：（1）剔除ST 和SP 企業樣本；（2）剔除金融行業上市企業樣本；（3）剔除數據異常和數據缺失的企業樣本。另外，對連續變量進行1%和99%水平上的Winsorize 處理，最終得到1423 家上市企業的10382 個樣本觀測值。由于原始數據中少部分樣本缺少ESG 分項指標評分，因此E、S、G分項研究的樣本量為10244。

3 實證分析

3.1 基準回歸

基準回歸結果如表2所示。列（1）回歸結果展示了在未加入控制變量的模型中，解釋變量Pilot 對企業ESG 表現（ESG）的影響系數在5%的水平上顯著為正。列（2）結果表明在加入本文所有的控制變量后，結果仍然顯著。列（3）至列（5）的模型分別為交互項Pilot 對環境（E）、社會（S）和治理（G）的基準回歸結果，Pilot 對環境（E）和社會（S）的影響系數分別在5%和1%的水平上顯著為正，而對于治理（G）的影響并不顯著，即碳排放權交易試點政策主要通過影響環境（E）和社會（S）兩個方面的得分來促進企業ESG表現。以上結論驗證了假設1a。

表2 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 改變樣本范圍

碳交易試點政策是中國最具代表性的市場導向型低碳政策之一，我國政府設立的最早一批碳交易試點省市分別為深圳市（2013 年6 月18 日）、上海市（2013 年11 月26日）、北京市（2013 年11 月28 日）、廣東省（2013 年12 月19日）、天津市（2013 年12 月26 日）、湖北省（2014 年4 月2日）和重慶市（2014 年6 月19 日）。福建省緊隨其后，于2016 年12 月22 日正式啟動碳交易市場。剔除以上八個省市外的樣本，當企業所在省市成為試點地區且企業被列入控排名單時，Pilot 取1，否則為0。回歸結果如表3 所示，解釋變量系數的符號未發生改變且在1%的水平上顯著。

表3 穩健性檢驗：改變樣本范圍

3.2.2 平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是運用DID 模型進行實證分析的前提條件，即保證處理組與控制組的變化趨勢在政策實施之前基本一致。本文選擇企業被納入碳排放權交易試點控排企業名單的前3年和后4年進行對比。pre_i表示企業被納入試點名單前第i年的虛擬變量，若樣本企業同時具備處于政策沖擊前的第i年且處于實驗組兩個條件，則賦值為1，否則為0；Current表示若企業當年被納入碳排放權交易試點控排企業名單且為實驗組企業則賦值為1，否則為0；post_i表示企業被納入試點名單后第i年的虛擬變量，若樣本企業同時具備處于政策沖擊后的第i年且處于實驗組兩個條件，則賦值為1，否則為0。為了避免多重共線性問題，在檢驗中剔除納入試點名單前的第1期。

下頁表4結果顯示，在企業實施碳排放權交易試點政策前，pre_1 至pre_3 的回歸結果并不顯著，表明政策實施之前不存在顯著性差異；而post_1 至post_4 的回歸結果均顯著，且顯著性隨著政策的實施而不斷增強。至于Current時點并未表現出顯著性，主要是因為企業被納入碳排放權交易試點政策控排企業名單的具體月份不同，以及碳排放權交易試點政策對于ESG 的影響效果具有一定的滯后性。進一步結合平行趨勢檢驗圖（圖略）可知，在其他條件一定的情況下，碳排放權交易試點政策提高了企業ESG表現，且實施效果隨時間推移而增強，再次支持了假設1a。

表4 平行趨勢檢驗的回歸結果

3.2.3 安慰劑檢驗

為考察碳排放權交易試點政策是否受到其他不可觀測因素的干擾，本文通過虛構實驗組的方式進行安慰劑檢驗。樣本中共有223家企業被納入碳交易試點名單，因此從所有樣本中隨機選取223家企業作為“偽實驗組”，其余企業作為控制組，再逐一為“偽實驗組”隨機抽取一個年份作為其政策實施時點，即“偽政策時間”，最終生成“偽政策虛擬變量”（交互項）。將上述步驟重復500次，得到500次回歸結果的估計系數分布和相應P 值（見圖1）。結果顯示，偽實驗組的交互項估計系數集中分布于0 附近，整體偏離多期DID模型真實估計值1.37，表明在統計結果上并不顯著，這意味著基于虛構分組實施的碳排放權交易試點政策并未明顯促進ESG表現的提高，反證基準回歸結果可信。同時，大部分估計值的P值高于0.1，表明檢驗結果不具有偶然性，不太可能是由于受到其他政策或隨機性因素影響而產生的，再次證明基準回歸結果的可靠性。

圖1 安慰劑檢驗結果

3.2.4 雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）

由于企業是否被納入碳排放權交易試點控排企業名單并非完全隨機，而是政府對其各項指標進行過考察，處于一定的碳排放水平之上的企業才會被納入名單。因此，為了避免選擇性偏差對回歸結果的影響，以及基準回歸中出現的樣本不均衡問題，本文通過基于反事實分析方法的傾向得分匹配（PSM）方法對結果進行檢驗，即使用1：1近鄰匹配方法進行樣本匹配，采用Logit 模型估計匹配得分。為了確保上述匹配變量不受到試點政策實施的影響，本文選用各指標滯后三期的數據與未納入名單的企業同期數據進行匹配。

匹配前后的核密度函數圖顯示，匹配前處理組和對照組的樣本分布不一致，而在匹配后處理組和對照組的樣本分布幾乎重疊，表明滿足PSM的共同支撐假設。表5為雙重差分傾向得分匹配檢驗的回歸結果。可以發現，采用1:1近鄰匹配方法后再次進行回歸檢驗，結果依然穩健。

表5 雙重差分傾向得分匹配檢驗的回歸結果

3.3 異質性檢驗

3.3.1 企業所有制異質性

不同所有制企業受到碳排放權交易政策的影響程度不同。一方面，非國有企業在面臨碳排放權試點政策壓力時，需要考慮自身排碳情況并進行重新規劃，當企業想避免繳納環保費用、節約環保成本、適應社會需求時，就更需要重視自身的ESG表現來滿足政府減排政策的初衷，其綠色轉型也更加迫切[5]。另一方面，國有企業本身對于節能減排的重視程度就高于非國有企業，因此在納入試點企業名單后，ESG表現的提高空間較小。

將本文樣本根據企業所有制進行分組，下頁表6 列（1）、列（2）的回歸結果顯示：非國有企業Pilot的系數值在5%的水平上通過了顯著性檢驗，說明碳排放權交易試點政策顯著提高了非國有企業ESG 表現；而國有企業的Pilot系數值并不顯著，表明碳排放權交易試點政策對國有企業ESG表現的作用并不明顯。

表6 異質性檢驗結果

3.3.2 行業異質性

企業所屬行業和生產的產品種類會影響每年的碳排放量，因此政府分配的碳排放額也會有較大差異。本文根據原環境保護部和中國證券監督管理委員會公布的行業分類標準——《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》和《上市公司行業分類指引》，將火電、紡織、水泥等16個行業劃分為高污染行業。將樣本按是否為高污染行業進行分組回歸，結果如表6列（3）、列（4）所示，高污染企業的Pilot系數不顯著，非高污染企業的Pilot系數在5%的水平上顯著為正。原因可能是：與非高污染企業相比，高污染企業會面臨更大的減排壓力，實現低碳轉型也需要投入更大的成本，履行社會責任（S）和公司治理（G）的難度增大，使得碳排放權交易試點政策對高污染企業ESG表現提升的影響較小。

3.4 影響機制分析

高層管理者的認知往往決定了組織在動態環境中的戰略選擇和企業績效。高管可持續發展意識按照行為動機可分為環保風險意識和環保收益意識[13]，環保風險意識是高管出于社會責任感糾正自身環境污染的行為，從而積極履行ESG責任，而環保收益意識則是從利潤最大化的角度出發，通過低碳轉型降低生產成本并提高自身競爭力，同時將多余的碳配額通過市場機制出售，影響企業ESG表現。本文參考鄧新明等（2020）[14]對管理者認知的測量方法，通過內容分析法處理企業年報，借助Python 計算管理者層面節能減排詞頻數，以此量化管理者環境認知，從而反映高管可持續發展意識的強弱。

中介效應的回歸結果如表7 列（1）、列（2）所示，碳排放權交易試點政策顯著正向影響高管可持續發展意識，且高管可持續發展意識對企業ESG表現有顯著正向作用，表明高管可持續發展意識在兩者間起中介作用。表7列（3）至列（5）表明高管可持續發展意識顯著促進ESG分項指標E和S得分提升。因此，高管可持續發展意識越強，對政府監管傳遞的環境壓力越靈敏，越可能實施節能減排行為并主動披露環境信息以積極提高ESG表現。

表7 碳排放權交易試點政策影響企業ESG表現的中介機制

4 結論

本文基于多期雙重差分模型等方法，對我國2011—2021年A股上市企業的面板數據進行考察，研究碳排放權交易試點政策對企業ESG 表現的影響及其內在作用機制。研究結論如下：

（1）基準回歸結果顯示，碳排放權交易試點政策的實施正向促進控排名單中上市企業的ESG表現，即被納入碳排放權交易試點重點控排名單的企業ESG 表現更好。另外，對以上結果進行了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和PSM-DID 檢驗，研究結論保持穩健。同時發現了該政策的實施效果存在一定的滯后性。

（2）異質性檢驗發現，一方面，從所有制視角，相比于國有企業，碳排放權交易試點政策對非國有企業ESG表現的促進作用更強；另一方面，從行業視角，相比于高污染企業，碳排放權交易試點政策對非高污染企業ESG表現的促進作用更強。

（3）機制分析發現，高管可持續發展意識在碳排放權交易試點政策與企業ESG表現間起中介作用，即碳排放權交易試點政策通過強化高管可持續發展意識從而提高企業履行ESG的積極性。進一步分析發現，高管可持續發展意識對ESG各分項指標的作用效果存在差異，其中對ESG分項指標中E和S的表現影響顯著。