碳交易制度對能源企業技術創新的影響研究

鄢學宇

（黑龍江科技大學管理學院，哈爾濱 150022）

1 引言

近年來，由于二氧化碳（CO2）等溫室氣體排放的增加，全球氣候變暖問題引起了世界各國的重視，如何有效降低CO2的排放成為各國關注的重點。其中，碳排放交易制度（簡稱“碳交易制度”）的實施在減少CO2排放、應對全球氣候變暖問題上起到了重要作用。針對此，我國積極承擔大國責任，提出了2030 年前達到碳達峰，2060 年前達到碳中和的重要目標，能源企業因為其高耗能、高排放的特點，毫無疑問成為碳減排的重點對象，目前關于碳交易制度對企業技術創新的影響研究已經取得了較多成果，但其往往是針對全體上市企業而言的，還沒有學者專門針對碳交易制度對能源企業技術創新的研究，基于此，本文以2010-2020 年能源企業為研究對象，檢驗碳交易制度對能源企業技術創新的影響。

2 理論分析與研究假設

碳交易通過價格機制內化環境污染的外部性成本，以約束企業二氧化碳排放總量。具體而言，就是政府為了達到減排的目的，規定企業在一定限度內排放二氧化碳，如果企業二氧化碳排放量超過此額度，則需要在碳交易市場上購買二氧化碳排放配額，如果企業二氧化碳排放量低于此額度，則可以通過拍賣多余的額度從而獲取收益。碳交易制度對企業CO2的排放量進行了限制，對于CO2的排放量較大的能源企業來說，無論是購買配額還是降低生產，都會導致能源企業利潤降低，與企業追求的利潤最大化目標不符。因此，在該制度的約束下，能源企業需要加大技術創新，改善生產工藝，從而緩解成本壓力?；诖?，本文提出了如下假設：

假設1：碳交易制度能夠對能源企業的技術創新起到積極的推動作用。

與傳統命令型環境規制不同，在碳交易機制下，能源企業可以根據自身的成本來選擇減排方式。當政府給企業規定的免費排放配額為Q1時，此時碳價格為P，能源企業面臨的邊際減排成本為MC1，由于MC1＞P，企業采取減排措施付出代價相對較大，這時企業便不會采取減排策略，而會選擇在碳市場上購買（Q-Q1）的碳排放配額。當政府給企業規定的免費排放配額為Q2時，能源企業面臨的邊際減排成本為MC1，由于MC2＜P，企業便會在碳市場上賣出多余的碳排放配額（Q2-Q）以獲得收益。一般來說，企業的邊際減排成本受企業規模大小的影響，由于規模經濟的存在，企業規模越大，往往越有可能采取先進的技術與設備來降低減排成本，因此，在碳市場當中，大規模能源企業往往是賣者，而小規模能源企業往往為買者。另外，規模越大的能源企業進行技術創新獲得成功的可能性往往越高，進行技術創新后所帶來的收益也就越大，因此，在碳交易制度的背景下，規模越大的能源企業越有可能進行技術創新，開發清潔產品從而降低邊際減排成本；而規模較小能源企業進行技術創新的成本本就較大，再加上需要在碳市場上購買碳排放配額，購買配額所增加的成本在一定的程度上限制企業進行技術創新?；诖?，本文提出了如下假設：

假設2：由于邊際減排成本不同，碳交易制度能夠對較大規模的能源企業的技術創新起到積極的推動作用，而不會對較小規模的能源企業的技術創新起到推動作用。

3 研究設計

基于上述理論，本文運用PSM-DID 方法進行分析，一是傾向得分匹配（PSM），利用PSM 方法將實驗組樣本與未參與碳交易的能源上市企業進行匹配，篩選出對照組樣本，規避選擇性偏誤；二是雙重差分估計（DID），構建雙重差分回歸模型，驗證碳交易制度與能源企業技術創新的關系，模型如下：

式中，Greenpatent 為模型的被解釋變量，為綠色發明專利與綠色實用新型專利之和加1 的對數。Treat*Time 為核心解釋變量，其中Treat 為政策變量，用來表示企業是否為碳排放權交易試點企業，若是，Treat 取值為1，否則為0；Time 為時間變量，若為碳排放權交易開市后（即2013 年后）取值為1，否則為0。通過觀察Treat*Time 系數的顯著性以及正負性便可衡量出政策效果。X'表示一組控制變量，通過查閱相關文獻，選取企業年齡等變量作為該模型的控制變量。

4 實證結果與分析

4.1 PSM 結果分析

根據研究設計，本文進行PSM 的處理組為2013 年開始進行碳排放交易的11 家上市能源企業，對照組為在2010-2020 年未進行碳排放權交易的84 家上市能源企業，共計95家。本文通過Probit 模型來估計傾向得分，采用核匹配法進行傾向得分匹配。

將試點區域樣本與非試點區域樣本進行核匹配后，找到與實驗組樣本對應的非實驗組樣本，需要考察匹配結果是否具有有效性，即在匹配之后，檢驗實驗組與對照組是否存在系統差異。因此，為滿足樣本共同支撐的假設，將非共同取值范圍的兩組樣本刪除，再進行了傾向得分匹配平穩性檢驗，從表1 可以看出，在匹配前，各變量的標準化偏差分別為17.9%、50.3%、-24.2%、68.7%、-15.8%、-14.6%，匹配后，各變量的標準化偏差分別變為2.2%、-6.8%、-3.5%、-2.3%、-2.5%、5.1%，與匹配前結果相對比，匹配后變量的標準化偏差相對匹配前大幅縮小，且所以可觀測變量的標準化偏差絕對值都小于10%，表明得到較好的匹配效果。在匹配后，t 檢驗伴隨概率分別為0.807、0.609、0.819、0.849、0.863、0.719，均大于0.1，說明兩組樣本在匹配變量上不存在顯著差異。因此，本文認為在研究設計中采用傾向匹配得分方法是有效的，根據可觀測變量特征，獲得了可靠的匹配結果。

表1 傾向得分匹配平衡性檢驗結果

4.2 基準回歸結果分析

根據前文設計的待檢驗模型（1），表2 報告了碳交易制度對能源企業技術創新的影響結果，在列（1）中未加入控制變量，其中交叉項DID 的估計系數為0.549，系數為正，說明碳交易制度的實施促進了能源企業技術創新，且在1%的水平上顯著。在列（2）中加入一系列控制變量，DID 的估計系數變為0.534，仍然在1%的水平上顯著，可以看到，由于加入控制變量，交叉項的系數大小發生變化，說明在加入控制變量后估計效果更加精確。

表2 中列（1）與列（2）僅僅納入企業固定效應，列（3）與列（4）考慮企業固定效應與年份固定效應，列（3）與列（4）估計結果顯示，交叉項DID 系數依然為正，且在5%的水平上顯著，表明在考慮企業-年份雙固定效應之后，碳交易的實施顯著提高能源企業技術創新能力。

表2 基準回歸結果

4.3 異質性分析

為了驗證假設2，將企業規模小于其中位數8.261 的能源企業定義為小規模能源企業（采用虛擬變量Small 表示，當Scale 的值小于8.261 時，其Small 賦值為1，表示小規模企業；反之則為0，表示大規模企業），從而探討碳交易制度對大規模能源企業與小規模能源企業的不同影響，回歸結果如表3 所示。交叉項DID*Small 的系數為-0.466，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明制度的實施降低了小規模能源企業的綠色創新能力。

表3 企業規模異質性分析

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 改變政策前后時間窗的影響

以政策實施期2013 年為基準，分別取2012-2014 年、2011-2015 年、2010-2016 年為時間段進行實證分析，回歸結果報告于表4 列（1）到列（3）中，可以看出前文中的實證結果具有穩健性。具體來看，列（2）中交叉項DID 的系數為0.195，在5%的水平上顯著；列（3）中交叉項DID 的系數為0.262，在1%的水平上顯著。從系數顯著性方面來看，政策實施的前后兩年以及前后三年的交叉項DID 系數估計值均是顯著的。從時間變化來看，政策實施的前后兩年交叉項DID 系數估計值在5%的水平上顯著，政策實施的前后三年交叉項DID 系數估計值在1%的水平上顯著，并且交叉項系數值不斷增加（政策實施的前后兩年交叉項DID 系數估計值為0.195，政策實施的前后三年交叉項DID 系數估計值為0.262），這說明碳交易制度可以在未來一段時間內持續促進能源企業技術創新。

表4 穩健性檢驗

4.4.2 考慮綠色技術創新的延遲性

考慮技術創新的延遲性，選用t+1 期的綠色專利申請量作為被解釋變量。表4 列（4）顯示在考慮企業-年份雙重固定效應情況下，交叉項DID 的系數估計值為0.333 且均通過了1%的顯著性水平檢驗，說明碳交易制度的實施顯著提高了下一期綠色專利申請量，說明前文的實證結論是穩健的。

5 結論與建議

本文借助2013 年起實施的碳交易政策作為準自然實驗，基于中國上市能源企業2010-2020 年面板數據，運用PSM-DID 模型，實證分析了碳交易制度對能源企業技術創新的影響。主要研究結論如下：

第一，PSM-DID 研究結果表明，考慮企業-年份雙固定效應，碳交易制度的實施顯著提高了能源企業技術創新能力；第二，考慮企業規模異質性，發現由于邊際減排成本不同，碳交易制度的實施對較小規模的能源企業的技術創新并未起到推動作用；第三，穩健性檢驗結果表明，碳交易制度的實施能夠促進能源企業技術創新的假設均得到驗證，這說明本文的實證結果是穩健并且可靠的。

基于研究結論，本文提出建議如下：

第一，加大環境規制力度。地方政府可以制定嚴格的政策性法規、加大懲罰力度等措施來限制企業碳排放。政府應注重與企業間的良性互動，在施行相關政策之后實時關注政策的實施效果，并根據現實情況進行政策調整，發揮對企業的引導作用。第二，制定差異化碳交易政策。政府應當對進行技術創新成本較高的小規模企業進行適當照顧。第三，企業要合理利用環境規制，提升自身競爭力。對于小規模企業來說，要想不被市場淘汰，就必須積極應對，針對自身特點合理制定戰略，實現自身的長久發展。