碳交易制度对能源企业技术创新的影响研究

鄢学宇

（黑龙江科技大学管理学院，哈尔滨 150022）

1 引言

近年来，由于二氧化碳（CO2）等温室气体排放的增加，全球气候变暖问题引起了世界各国的重视，如何有效降低CO2的排放成为各国关注的重点。其中，碳排放交易制度（简称“碳交易制度”）的实施在减少CO2排放、应对全球气候变暖问题上起到了重要作用。针对此，我国积极承担大国责任，提出了2030 年前达到碳达峰，2060 年前达到碳中和的重要目标，能源企业因为其高耗能、高排放的特点，毫无疑问成为碳减排的重点对象，目前关于碳交易制度对企业技术创新的影响研究已经取得了较多成果，但其往往是针对全体上市企业而言的，还没有学者专门针对碳交易制度对能源企业技术创新的研究，基于此，本文以2010-2020 年能源企业为研究对象，检验碳交易制度对能源企业技术创新的影响。

2 理论分析与研究假设

碳交易通过价格机制内化环境污染的外部性成本，以约束企业二氧化碳排放总量。具体而言，就是政府为了达到减排的目的，规定企业在一定限度内排放二氧化碳，如果企业二氧化碳排放量超过此额度，则需要在碳交易市场上购买二氧化碳排放配额，如果企业二氧化碳排放量低于此额度，则可以通过拍卖多余的额度从而获取收益。碳交易制度对企业CO2的排放量进行了限制，对于CO2的排放量较大的能源企业来说，无论是购买配额还是降低生产，都会导致能源企业利润降低，与企业追求的利润最大化目标不符。因此，在该制度的约束下，能源企业需要加大技术创新，改善生产工艺，从而缓解成本压力。基于此，本文提出了如下假设：

假设1：碳交易制度能够对能源企业的技术创新起到积极的推动作用。

与传统命令型环境规制不同，在碳交易机制下，能源企业可以根据自身的成本来选择减排方式。当政府给企业规定的免费排放配额为Q1时，此时碳价格为P，能源企业面临的边际减排成本为MC1，由于MC1＞P，企业采取减排措施付出代价相对较大，这时企业便不会采取减排策略，而会选择在碳市场上购买（Q-Q1）的碳排放配额。当政府给企业规定的免费排放配额为Q2时，能源企业面临的边际减排成本为MC1，由于MC2＜P，企业便会在碳市场上卖出多余的碳排放配额（Q2-Q）以获得收益。一般来说，企业的边际减排成本受企业规模大小的影响，由于规模经济的存在，企业规模越大，往往越有可能采取先进的技术与设备来降低减排成本，因此，在碳市场当中，大规模能源企业往往是卖者，而小规模能源企业往往为买者。另外，规模越大的能源企业进行技术创新获得成功的可能性往往越高，进行技术创新后所带来的收益也就越大，因此，在碳交易制度的背景下，规模越大的能源企业越有可能进行技术创新，开发清洁产品从而降低边际减排成本；而规模较小能源企业进行技术创新的成本本就较大，再加上需要在碳市场上购买碳排放配额，购买配额所增加的成本在一定的程度上限制企业进行技术创新。基于此，本文提出了如下假设：

假设2：由于边际减排成本不同，碳交易制度能够对较大规模的能源企业的技术创新起到积极的推动作用，而不会对较小规模的能源企业的技术创新起到推动作用。

3 研究设计

基于上述理论，本文运用PSM-DID 方法进行分析，一是倾向得分匹配（PSM），利用PSM 方法将实验组样本与未参与碳交易的能源上市企业进行匹配，筛选出对照组样本，规避选择性偏误；二是双重差分估计（DID），构建双重差分回归模型，验证碳交易制度与能源企业技术创新的关系，模型如下：

式中，Greenpatent 为模型的被解释变量，为绿色发明专利与绿色实用新型专利之和加1 的对数。Treat*Time 为核心解释变量，其中Treat 为政策变量，用来表示企业是否为碳排放权交易试点企业，若是，Treat 取值为1，否则为0；Time 为时间变量，若为碳排放权交易开市后（即2013 年后）取值为1，否则为0。通过观察Treat*Time 系数的显著性以及正负性便可衡量出政策效果。X'表示一组控制变量，通过查阅相关文献，选取企业年龄等变量作为该模型的控制变量。

4 实证结果与分析

4.1 PSM 结果分析

根据研究设计，本文进行PSM 的处理组为2013 年开始进行碳排放交易的11 家上市能源企业，对照组为在2010-2020 年未进行碳排放权交易的84 家上市能源企业，共计95家。本文通过Probit 模型来估计倾向得分，采用核匹配法进行倾向得分匹配。

将试点区域样本与非试点区域样本进行核匹配后，找到与实验组样本对应的非实验组样本，需要考察匹配结果是否具有有效性，即在匹配之后，检验实验组与对照组是否存在系统差异。因此，为满足样本共同支撑的假设，将非共同取值范围的两组样本删除，再进行了倾向得分匹配平稳性检验，从表1 可以看出，在匹配前，各变量的标准化偏差分别为17.9%、50.3%、-24.2%、68.7%、-15.8%、-14.6%，匹配后，各变量的标准化偏差分别变为2.2%、-6.8%、-3.5%、-2.3%、-2.5%、5.1%，与匹配前结果相对比，匹配后变量的标准化偏差相对匹配前大幅缩小，且所以可观测变量的标准化偏差绝对值都小于10%，表明得到较好的匹配效果。在匹配后，t 检验伴随概率分别为0.807、0.609、0.819、0.849、0.863、0.719，均大于0.1，说明两组样本在匹配变量上不存在显著差异。因此，本文认为在研究设计中采用倾向匹配得分方法是有效的，根据可观测变量特征，获得了可靠的匹配结果。

表1 倾向得分匹配平衡性检验结果

4.2 基准回归结果分析

根据前文设计的待检验模型（1），表2 报告了碳交易制度对能源企业技术创新的影响结果，在列（1）中未加入控制变量，其中交叉项DID 的估计系数为0.549，系数为正，说明碳交易制度的实施促进了能源企业技术创新，且在1%的水平上显著。在列（2）中加入一系列控制变量，DID 的估计系数变为0.534，仍然在1%的水平上显著，可以看到，由于加入控制变量，交叉项的系数大小发生变化，说明在加入控制变量后估计效果更加精确。

表2 中列（1）与列（2）仅仅纳入企业固定效应，列（3）与列（4）考虑企业固定效应与年份固定效应，列（3）与列（4）估计结果显示，交叉项DID 系数依然为正，且在5%的水平上显著，表明在考虑企业-年份双固定效应之后，碳交易的实施显著提高能源企业技术创新能力。

表2 基准回归结果

4.3 异质性分析

为了验证假设2，将企业规模小于其中位数8.261 的能源企业定义为小规模能源企业（采用虚拟变量Small 表示，当Scale 的值小于8.261 时，其Small 赋值为1，表示小规模企业；反之则为0，表示大规模企业），从而探讨碳交易制度对大规模能源企业与小规模能源企业的不同影响，回归结果如表3 所示。交叉项DID*Small 的系数为-0.466，且通过了1%显著性水平检验，说明制度的实施降低了小规模能源企业的绿色创新能力。

表3 企业规模异质性分析

4.4 稳健性检验

4.4.1 改变政策前后时间窗的影响

以政策实施期2013 年为基准，分别取2012-2014 年、2011-2015 年、2010-2016 年为时间段进行实证分析，回归结果报告于表4 列（1）到列（3）中，可以看出前文中的实证结果具有稳健性。具体来看，列（2）中交叉项DID 的系数为0.195，在5%的水平上显著；列（3）中交叉项DID 的系数为0.262，在1%的水平上显著。从系数显著性方面来看，政策实施的前后两年以及前后三年的交叉项DID 系数估计值均是显著的。从时间变化来看，政策实施的前后两年交叉项DID 系数估计值在5%的水平上显著，政策实施的前后三年交叉项DID 系数估计值在1%的水平上显著，并且交叉项系数值不断增加（政策实施的前后两年交叉项DID 系数估计值为0.195，政策实施的前后三年交叉项DID 系数估计值为0.262），这说明碳交易制度可以在未来一段时间内持续促进能源企业技术创新。

表4 稳健性检验

4.4.2 考虑绿色技术创新的延迟性

考虑技术创新的延迟性，选用t+1 期的绿色专利申请量作为被解释变量。表4 列（4）显示在考虑企业-年份双重固定效应情况下，交叉项DID 的系数估计值为0.333 且均通过了1%的显著性水平检验，说明碳交易制度的实施显著提高了下一期绿色专利申请量，说明前文的实证结论是稳健的。

5 结论与建议

本文借助2013 年起实施的碳交易政策作为准自然实验，基于中国上市能源企业2010-2020 年面板数据，运用PSM-DID 模型，实证分析了碳交易制度对能源企业技术创新的影响。主要研究结论如下：

第一，PSM-DID 研究结果表明，考虑企业-年份双固定效应，碳交易制度的实施显著提高了能源企业技术创新能力；第二，考虑企业规模异质性，发现由于边际减排成本不同，碳交易制度的实施对较小规模的能源企业的技术创新并未起到推动作用；第三，稳健性检验结果表明，碳交易制度的实施能够促进能源企业技术创新的假设均得到验证，这说明本文的实证结果是稳健并且可靠的。

基于研究结论，本文提出建议如下：

第一，加大环境规制力度。地方政府可以制定严格的政策性法规、加大惩罚力度等措施来限制企业碳排放。政府应注重与企业间的良性互动，在施行相关政策之后实时关注政策的实施效果，并根据现实情况进行政策调整，发挥对企业的引导作用。第二，制定差异化碳交易政策。政府应当对进行技术创新成本较高的小规模企业进行适当照顾。第三，企业要合理利用环境规制，提升自身竞争力。对于小规模企业来说，要想不被市场淘汰，就必须积极应对，针对自身特点合理制定战略，实现自身的长久发展。