碳交易政策下高耗能企業碳減排效應影響研究

○ 文/ 趙玉珍 冀玉慧 郭宇珊

文章旨在從微觀層面探究碳交易政策的實施對高碳排放企業碳減排效果影響機理，以2010-2021 年建筑業行業的上市公司為樣本，檢驗碳交易政策對微觀企業碳減排效應的影響效果。研究結果顯示：碳交易政策與企業碳排放量呈顯著負相關，碳交易政策可以直接促進企業碳減排；企業碳減排隨著企業綠色創新投入的增多而減少，綠色創新在碳交易政策影響企業碳排放過程中起到調節作用。

一、研究背景

近年來溫室效應加劇，為積極應對全球氣候變化及衍生的政治問題，我國積極承擔大國責任，中國在第75 屆聯合國大會上提出了“2030 碳達峰，2060 碳中和”的承諾與目標，碳減排被當作國家戰略提入日程。碳排放交易機制是以控制溫室氣體排放為目標，以溫室氣體排放配額或溫室氣體減排信用作為標的物所進行的市場交易，是運用市場經濟來促進環境保護的重要機制，也是助推我國經濟高質量發展與實施雙碳政策的重要手段之一。2011 年10 月，國家發展改革委下發《關于開展碳排放交易試點工作的通知》，將北京、上海、天津、重慶、湖北、廣東、深圳等7 個省份確定為全國范圍內“碳交易”試點區域，標志著我國的碳排放權交易工作正式啟動，并于2013 年起逐步開始試點交易，拉開了碳交易市場建設的序幕，截至2023年2 月，全國碳市場累計交易總量為2.23 億噸，總交易額為105.9 億元。

根據《中華人民共和國氣候變化第二次兩年更新報告》顯示，中國在2014 年的溫室氣體排放量為111.86億噸，其中，能源排放的排放量為95.59 億噸，而工業生產排放的排放量為17.18 億噸，占絕大多數。而且，大部分能源活動的溫室氣體排放，都來自工業生產部門。

建筑業、工業和交通是三個最重要的能源消費部門，在建筑材料的生產、建造、生活和采暖空調等方面，我國的建筑能耗大約占了全社會總能耗的1/3，建筑業的二氧化碳排放占了全國整體碳排放的40%，而在運行過程中產生的能耗則是建筑能耗的70%。建筑行業的減碳潛力很大，要改變建筑領域的發展模式，推廣綠色建筑，建設生態城市，有效地實施節能減排，并應對氣候變化，是一條漫長的道路。當“碳中和”已經成為一項長遠的國家戰略時，企業應該盡快制定并執行該戰略，占據有利的市場位置，從而增強企業的競爭能力和發展潛力。

二、理論分析與假設

（一）碳交易政策與企業碳排放

近年來，全球氣候變暖，世界各國紛紛出臺控制溫室氣體的政策，大致可分三種：強制管制、經濟刺激和勸導鼓勵。在這些政策中，刺激經濟的措施因其具有較好的靈活性和可持續改善性而備受各國的青睞。李晨光等人（2023）將我國目前的碳價格體系劃分為兩類：一類是政府強制的，即開征碳稅；二是通過市場手段，即建立碳排放權交易體系[1]。兩者的減排機制在本質上存在著差異。碳稅指碳價格由政府定價，最后的排放水平由市場決定，因此，最后的排放量具有不確定性[2]；碳排放權交易制度是指政府對最終排放水平進行設定，然后由市場來決定碳價格，所以碳價格的大小是不確定的[3]。這一差異性決定了二者的適用性不同，開征碳稅，更適合于控制小微企業的碳排放，而碳排放權交易制度，更適合控制排放量過大的企業或行業。這兩項政策可以結合使用[13]。

碳交易的核心在于把環境“成本化”，利用市場的力量把它變成一種可以被有償利用的生產要素，把它變成一種寶貴的資源，讓它以商品的形式在市場上進行交換[5]。關于碳市場的運作機制，首先，政府要對總體減排目標進行確定，采取配額制度，先在一級市場將初始碳排放權分配給被納入交易體系的企業，企業可以在二級市場上對這些碳排放權進行自由交易[6]。其次，在經濟激勵下，減排成本相對低廉的公司將率先實施減排，通過出售超額碳排放權給減排成本相對高昂的公司，從而獲得更大的利潤。而具有更高減排成本的公司，會選擇購買碳權，以減少碳排放達到目標的成本。在一個高效的碳市場中，碳排放的價格是公司的邊際減排成本。在企業微觀決策上，主要是將碳減排成本、超額碳排放成本、購買碳配額的成本與超額排放生產所帶來的收益進行比較，并作出相應決策[7-8]?，F有研究表明（田超等，2023），碳交易試點市場能夠顯著促進我國企業的低碳轉型發展[18]，據此，本文提出第一個研究假設：

H1：碳交易政策可以有效促進企業減少碳排放

（二）綠色創新對碳交易政策和企業碳減排的調節作用

綠色創新是應對全球氣候變化的有效手段，同時也是企業低碳轉型的重要推動力。綠色創新的目的是在可持續發展的前提下實現對環境影響最小化。綠色創新也是企業實現轉型升級的關鍵?，F有的研究大多基于碳交易政策對企業綠色創新的影響以及綠色創新與碳排放及碳減排的影響。

在綠色創新對企業碳減排的影響方面，李婉紅（2023）等人認為綠色創新能夠顯著提升高耗能企業碳減排績效水平[19]，李新安（2021）等人認為綠色技術創新對制造業整體及勞動密集型行業的碳排放存在顯著抑制作用而對資本密集型行業制造業的碳排放則因規模效應大于生態效應而存在正向作用[19]。陳宇彬（2022）等人認為在新發展理念驅動下綠色創新能夠促進碳排放[21]。楊昌浩（2023）等人認為企業綠色創新能夠顯著提高企業碳排放效率[22]。

在碳交易政策對企業綠色創新的影響方面，大量研究表明（張楊等，2023；姚星等，2022）碳交易政策的制定與實施能顯著提升企業的綠色創新能力，陳弘（2022）等人也認為碳交易政策能夠激勵企業進行綠色創新而且具有一定的持續性和增長性[23]。陸春華（2023）等人基于利益相關者視角認為企業更多地采用技術創新方式來提高企業的生產效益，激發其進行低碳技術的改進[26]?！半p碳”目標作為外生約束機制，其以碳減排為出發點，通過促使綠色技術創新推動行業技術進步，促進制造業高質量發展。而企業綠色創新則會對碳交易政策和企業碳減排產生影響，能夠強化碳交易政策對企業碳減排的影響?；诖?，提出第二個假設：

H2：綠色創新在碳交易政策影響企業碳排放過程中能夠起到調節作用

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2011－2021 年A 股上市的建筑業企業為樣本，剔除ST 公司以及數據不全的企業，最終從96家上市公司中獲得762 個有效樣本。本文研究所需的相關財務數據源自國泰安數據庫，行業數據則來自《中國能源統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》，并對連續變量進行了縮尾處理，最后使用Excel 及Stata 15.1進行數據的處理和分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。企業碳排放強度（CI）為被解釋變量，借鑒張婕（2022）等人的做法，對企業碳排放強度的計算公式如下所示，其中二氧化碳折算系數采用廈門節能中心的標準2. 493。

2.解釋變量。解釋變量為企業碳交易政策虛擬變量，采用政策虛擬變量（Treat）與時間虛擬變量（Time）的交互項命名為(CTP)，根據國家發展和改革委員會《關于開展碳排放交易試點工作的通知》，將2013 年作為政策開始時點，將2013 年及以后年份賦值1，對2013年以前年份賦值為0；同時，將位于北京、上海、天津、重慶、湖北、廣東，深圳等7 個政策試點省市的企業賦值為1，位于7 個省市以外的企業賦值為0。

3.調節變量。對于企業綠色創新，由于樣本企業綠色專利數據缺失嚴重，因此選取企業研發投入占營業收入的比重作為企業綠色創新的衡量方法。

4.控制變量。參考已有文獻，本文將公司資產負債率（Lev）、企業現金持有量（Cash）、企業規模（Size）、產權性質（Equity）、兩權分離率（Seperation）等變量作為控制變量。具體相關變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

1.碳交易政策對企業碳排放強度的影響。為考察碳交易政策下對我國建筑業上市企業碳排放強度的影響，本文構建面板多元回歸基準模型如下（1）所示：

其中，被解釋變量CIi,t為企業碳排放強度；解釋變量為CTPi,t代表碳交易政策。Levi,t、Cashi,t、Sizei,t、Equityi,t、Seperationi,t為控制變量。α0為截距項，系數α1代表碳交易政策對企業碳排放強度的影響，εi,t為殘差項。

2.綠色創新的調節效應。為考察企業綠色創新對碳交易政策影響我國建筑業上市企業碳排放強度的調節效應，本文構建面板多元回歸基準模型如下（2）所示：

其中，被解釋變量CIi,t為企業碳排放強度；CTP*RDi,t為解釋變量代表碳交易政策與綠色創新的交乘項。Levi,t、Cashi,t、Sizei,t、Equityi,t、Seperationi,t為控制變量。α0為截距項，系數α1代表碳交易政策與綠色創新的交乘項對企業碳排放強度的影響，εi,t為殘差項。

三、實證結果與分析

（一）變量描述性統計

由表2 可知，在2010 － 2021 年樣本期間內，共得到762 個觀測值。其中，對于企業碳排放強度（CI），建筑業企業碳排放強度平均值為0.115，標準差為0.021，說明在建筑業這樣高碳排放企業中碳排放差距較小。碳交易政策（CTP）的平均值為0.501，說明建筑業企業中有一半企業受到碳交易政策的影響。相關控制變量的統計結果如表2 所示。

表2 變量描述性統計結果

（二）相關性分析

表3 列示了解釋變量與被解釋變量之間的相關關系，由表 3 可以看出，碳交易政策與企業碳排放強度呈顯著負相關關系，這表明碳交易政策的制定與實施能夠有效抑制企業碳排放。

表3 相關性分析

表4 多重共線性檢驗

（三）多重共線性檢驗

從表 4 檢驗結果來看，方差膨脹因子 VIF 小于10，說明模型的擬合效果較好，不存在較為嚴重的多重共線性，實證結果與研究假設相符。

（四）碳交易政策對企業碳排放強度的影響回歸分析

碳交易政策對企業碳排放強度的影響回歸分析結果列示在表5 中。模型（1）從單一解釋變量出發，研究了碳排放政策對企業碳排放強度的影響。模型（2）是在模型（1）的基礎上，添加了本研究中的主要控制變量。從表5中可以看到，碳交易政策變量系數為-0.014（t=-5.61），反映了碳交易政策與企業碳排放強度在1%水平上顯著負相關，表明在碳交易政策背景下，建筑業企業能夠有效減少企業碳排放。因此，假設H1得以驗證。

表5 碳交易政策對企業碳排放強度影響回歸分析結果

（五）企業綠色創新調節效應檢驗

企業綠色創新對碳交易政策對企業碳排放強度的影響回歸分析結果列示在表6 中。從表6 中可以看到，碳交易政策與企業綠色創新交乘項變量系數為-0.004（t=-3.35），反映了企業綠色創新對碳交易政策與企業碳排放強度的影響在1%水平上顯著負相關，表明企業綠色創新能夠有效強化碳交易政策對建筑業企業碳排放的影響，能夠有效促進企業減少碳排放。因此，假設H2得以驗證。

表6 綠色創新調節效應檢驗

四、穩健性檢驗

（一）替換因變量

為了檢驗上述結論的穩健性，選取企業碳排放量作為衡量企業碳排放的指標來代替企業的碳排放強度作為企業碳排放的衡量變量，模型（1）在是單一解釋變量回歸，主要研究碳交易政策對企業碳排放量的影響，模型（2）在此基礎上添加了本文的主要控制變量，模型（3）是對企業綠色創新調節效應進行了檢驗，結果顯示在變量CTP 的系數為-0.238 顯示在1%的水平上顯著，變量CTP＊RD 的系數為-0.031 在1%的水平上顯著，穩健性檢驗結論與前文研究結果基本一致。相關穩健性檢驗數據如表7 所示。

表7 替換因變量進行穩健性檢驗結果

（二）平行趨勢檢驗

本文對實證回歸結果繪制了平行趨勢檢驗，如圖1所示，證實了實證結果的穩健，驗證了碳交易政策對企業碳排放的抑制作用。

圖1 碳交易政策對企業碳排放的抑制作用平行趨勢檢驗

五、研究結論與啟示

本文以2010－2021 年碳排放權交易試點省市的建筑業上市公司面板數據為研究對象，旨在探究碳交易政策對企業碳排放的抑制作用以及企業綠色創新的調節效應。研究發現：(1)碳交易政策的出臺能夠有效抑制高碳排放企業的碳排放。(2)企業綠色創新能夠有效調節碳交易政策對高碳排放企業碳排放的影響。

基于上述結論，本文對相關高碳排放企業及監管部門提出以下建議：

建議公共部門(1)要以“雙碳”目標為指引，強化模式創新，更加細化碳交易相關政策，同時，積極推行清潔發展與生態保護相結合的新模式，大幅提高碳減排質量和效益。(2)要立足經濟社會發展全局，推進各行業和各地區碳減排工作，聚焦能源、工業、交通、建筑等重點高碳排放行業，制定因地制宜的“雙碳”階段性目標和實施方案，實現經濟增長與碳減排雙贏。(3)要堅持市場導向，完善保障機制。加快推進全國碳排放權交易市場建設，進一步擴大碳市場參與行業、交易主體和交易品種，運用市場機制降低減排成本。推動構建全國電——碳市場，整合氣候與能源領域治理機制，發揮電力市場與碳市場協同聯動作用，實現更低成本、更高效率、更大效益減排。

建議高碳排放類企業一是要積極開展減量置換，加速提升企業節能水平。按企業戰略實施產業升級，實現高端化、綠色化、智能化生產，最終實現能源消耗與碳排放減少；二是要利用或開發綠色先進技術，推動現有生產線提升優化，發展綠色能源技術，構建低碳結構體系，深入持續推進精益生產、精細管理，引入綠色先進技術，通過管理體系促進管理進步、技術進步，降低消耗。