用能權(quán)交易政策如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率？

李少林，畢智雪

(東北財經(jīng)大學產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

能源是經(jīng)濟發(fā)展過程中重要的要素稟賦，伴隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，中國能源消費總量持續(xù)攀升[1]，已經(jīng)由1978年的5.7億噸標準煤增長到2020年的49.8億噸標準煤，漲幅達到773.7%，中國成為了全球最大的能源消費國。粗放式的經(jīng)濟發(fā)展模式不僅使得能源利用效率低下，同時過度消耗煤炭、石油等所產(chǎn)生的大量二氧化硫和煙粉塵等廢棄物也引發(fā)了嚴重的霧霾問題[2]。全球溫室氣體排放濃度持續(xù)攀升導致氣候變暖趨勢不斷加劇，對人類生活和社會發(fā)展造成了威脅。雖然中國順應(yīng)全球能源發(fā)展趨勢，積極開展能源轉(zhuǎn)型，使得能源消費強度由1980年的1.56噸標準煤/萬元下降為2019年的0.63噸標準煤/萬元(國內(nèi)生產(chǎn)總值按2015年可比價格計算)，但與美國、日本和英國等相比還有較大差距，中國經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴程度依然很高，以第二產(chǎn)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)特征在很大程度上限制了能源消費強度的降低[3]，節(jié)能降耗道路任重道遠。

為此，中國政府更加注重能效提升和節(jié)能減排問題。2015年10月，黨的十八屆五中全會提出，實行能源消耗總量和強度“雙控”行動，旨在節(jié)約能源，從源頭上減少環(huán)境污染，同時促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，提高能源利用效率，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[4]。2016年，“十三五”規(guī)劃提出，建立健全用能權(quán)、用水權(quán)、排污權(quán)和碳排放權(quán)初始分配制度。2016年7月，國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布的《用能權(quán)有償使用和交易制度試點方案》提出，在河南、浙江、四川和福建開展用能權(quán)交易試點工作，并于2017年正式批復具體試點實施方案。2021年，“十四五”規(guī)劃進一步提出，優(yōu)化完善能耗雙控制度，推進能源革命，建設(shè)清潔低碳、安全高效的能源體系；健全現(xiàn)代環(huán)境治理體系，推進排污權(quán)、用能權(quán)、用水權(quán)和碳排放權(quán)市場化交易。2021年9月，國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布的《完善能源消費強度和總量雙控制度方案》中再次強調(diào)，完善用能權(quán)交易制度，促進能源要素跨地區(qū)流動，鼓勵可再生能源消費，嚴格管控高耗能高排放項目，助力實現(xiàn)碳達峰、碳中和目標?？梢?，中國政府采取何種政策以實現(xiàn)高效用能，促進綠色低碳發(fā)展進程，已經(jīng)成為社會各界討論的重大課題[5]。

在綠色發(fā)展的時代背景下，為實現(xiàn)能源消費總量和強度雙控(后文簡稱“能耗雙控”)目標，政府實施用能權(quán)有償使用和交易政策(后文簡稱“用能權(quán)交易政策”)，這是一項以科斯的產(chǎn)權(quán)理論為基礎(chǔ)的市場型能源政策[6]，其核心是在政府控制區(qū)域用能總量的前提下，根據(jù)地區(qū)能源稟賦和節(jié)能潛力，給予企業(yè)定量的用能權(quán)交易配額，并允許企業(yè)在用能權(quán)交易市場上購買或出售用能指標，從而利用市場機制實現(xiàn)能源消費總量和能源消費強度的下降。這不僅有利于實現(xiàn)節(jié)能增效，而且有利于減少污染物排放和實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展。雖然該政策還處于發(fā)展的初期階段，但已有研究表明，用能權(quán)交易政策使得中國能源問題和環(huán)境狀況都有了一定程度的改善，政策實施能夠發(fā)揮節(jié)能降耗的作用。而企業(yè)在政策規(guī)制之下必然會采取一系列應(yīng)對措施，那么政策實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生怎樣的影響？這種影響是通過何種機制發(fā)揮作用的？不同類型企業(yè)全要素生產(chǎn)率會呈現(xiàn)出怎樣的差異化特征？這些問題都值得進一步探討。因此，本文以用能權(quán)交易政策為準自然實驗，采取雙重差分模型進行實證研究，為準確評估政策的經(jīng)濟效應(yīng)和政策改革提供參考依據(jù)，從而助力經(jīng)濟綠色發(fā)展。

本文的邊際貢獻在于：其一，從企業(yè)全要素生產(chǎn)率角度研究用能權(quán)交易政策效應(yīng)。其二，已有關(guān)于用能權(quán)交易政策的研究數(shù)據(jù)大多集中于省份和城市層面，而地區(qū)跨度過大會導致政策評估效果產(chǎn)生偏差，分析企業(yè)對用能權(quán)交易政策的反應(yīng)、探究政策實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果會更加準確。其三，從企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)資本配置效率方面檢驗用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制，并進一步根據(jù)規(guī)模、行業(yè)耗能程度和地區(qū)分布進行異質(zhì)性分析。

二、理論分析與研究假設(shè)

波特假說認為，政策實施會增加企業(yè)成本，形成負向成本效應(yīng)，但設(shè)計合理的規(guī)制標準反而會激勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，從而部分或全部彌補成本效應(yīng)，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[7]。用能權(quán)交易政策與排污權(quán)交易政策類似，均以科斯的產(chǎn)權(quán)理論為理論基礎(chǔ)[8]，在中央、地方政府和市場機制的合力作用下推進政策實施[9]。不同之處在于，排污權(quán)交易政策通過增加污染物排放成本提高企業(yè)工藝革新動力，加大清潔技術(shù)研發(fā)投入，實現(xiàn)碳減排目標；而用能權(quán)交易政策則以用能總量配額限制為出發(fā)點激勵企業(yè)實現(xiàn)節(jié)能目標，進而減少污染物排放，實現(xiàn)碳排放總量和碳排放強度的雙重控制[10]。Wang等[11]與Wei[12]認為，用能權(quán)交易政策實施不僅能帶來節(jié)能減排效應(yīng)，還能提高生產(chǎn)率。隨著用能權(quán)配額的減少，用能總量限制將促使企業(yè)通過技術(shù)研發(fā)或技術(shù)引進等途徑采用高效節(jié)能技術(shù)。企業(yè)通過利用新技術(shù)，在免除能源消耗限制壓力的同時降低了生產(chǎn)成本，增加了單位能耗下的產(chǎn)出，生產(chǎn)率得以提升；通過用能效率提升直接促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，特別是當已有部分企業(yè)采用新型高效節(jié)能技術(shù)之后，在學習效應(yīng)的影響下，用能企業(yè)通過技術(shù)研發(fā)或技術(shù)引進采用高效節(jié)能技術(shù)的動機將進一步增強。這表明用能權(quán)交易政策的實施能夠通過市場機制的調(diào)節(jié)作用提高企業(yè)的自主節(jié)能意識，通過改進技術(shù)等措施提升能源利用效率，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，從而在一定程度上緩解經(jīng)濟增長與節(jié)能減排、環(huán)境改善之間的沖突?；诖?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：用能權(quán)交易政策能促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

用能權(quán)交易政策是一項節(jié)能降耗政策，其核心目標是充分發(fā)揮市場機制的作用，促使能源配額在能源利用效率高、低耗能的用能單位和能源利用效率低、高耗能的用能單位之間重新分配，提高能源配置效率。當企業(yè)用能超過分配標準時，需要在用能權(quán)交易市場上購買能源配額，這會增加企業(yè)生產(chǎn)成本。為了減輕政策實施所導致的成本負擔，追求利潤最大化的企業(yè)將會選擇技術(shù)創(chuàng)新以降低單位生產(chǎn)能耗，從而避免購置用能權(quán)配額所產(chǎn)生的成本支出。政策實施形成的外部壓力會激勵企業(yè)對現(xiàn)有設(shè)備進行改造[13]，或者引進高效率生產(chǎn)設(shè)備，從根本上改變企業(yè)能源利用效率低下的現(xiàn)狀，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時，技術(shù)創(chuàng)新升級又為企業(yè)形成規(guī)模經(jīng)濟創(chuàng)造了條件，通過帶動整體生產(chǎn)水平提升降低企業(yè)生產(chǎn)成本，彌補了創(chuàng)新研發(fā)支出，從而形成良性循環(huán)，不斷促使企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新。用能權(quán)交易政策還為富余的能源配額提供了交易平臺，企業(yè)可以通過出售用能權(quán)指標獲取經(jīng)濟收益，并將該部分利潤用于技術(shù)優(yōu)化，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)提供持續(xù)的資金支持[9]。在能耗雙控約束下，用能權(quán)交易政策能夠使得企業(yè)更加重視節(jié)能和能源效率提升，微觀企業(yè)主體充分發(fā)揮主觀能動性促進技術(shù)創(chuàng)新，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：用能權(quán)交易政策通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

用能權(quán)交易政策初始分配用能權(quán)指標是依據(jù)近幾年能源消耗情況、行業(yè)能效領(lǐng)先者用能水平或者化解過剩產(chǎn)能目標任務(wù)確定的，能源配額不足向企業(yè)傳遞未有效利用資源的信號，也就意味著企業(yè)的資源配置效率還可以進一步優(yōu)化。隨著政府對于節(jié)能降耗重視程度的提高以及市場對于綠色經(jīng)濟發(fā)展的需求加大，企業(yè)邊際成本會進一步增加，甚至可能威脅企業(yè)生存，從而面臨停產(chǎn)退出市場的可能性[14]。此時，理性的企業(yè)基于長期經(jīng)濟利益的考量會選擇改變產(chǎn)品生產(chǎn)組合，將資源從高耗能產(chǎn)品轉(zhuǎn)移到低耗能產(chǎn)品或者淘汰低效率產(chǎn)品，通過調(diào)整生產(chǎn)性投資優(yōu)化企業(yè)整體資本配置效率，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：用能權(quán)交易政策通過優(yōu)化企業(yè)資本配置效率提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

(一)變量選擇

1.被解釋變量

本文被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)，主要有兩種測度方法：一是不考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率[15-17]，二是考慮環(huán)境因素的綠色全要素生產(chǎn)率[18-20]。由于本文使用的上市公司數(shù)據(jù)缺少企業(yè)環(huán)境指標，因而選擇前者進行測度。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率測度方法主要包括參數(shù)估計方法、半?yún)?shù)估計方法和非參數(shù)估計方法，綜合考慮以上方法的優(yōu)缺點，本文利用Levinsohn和Petrin[21]提出的LP非參數(shù)估計方法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并利用Blundell和Bond[22]提出的GMM法進行穩(wěn)健性檢驗。在具體變量選取上，用主營業(yè)務(wù)收入衡量企業(yè)產(chǎn)出，用企業(yè)資本存量衡量企業(yè)資本投入，用員工人數(shù)衡量企業(yè)勞動投入，用購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金衡量企業(yè)中間產(chǎn)品投入。

2.解釋變量

本文解釋變量為用能權(quán)交易政策(Treat×Post)。2016年，《用能權(quán)有償使用和交易制度試點方案》發(fā)布，正式批準河南、浙江、四川和福建開展用能權(quán)交易試點工作，各試點省份于2017年相繼開展用能權(quán)交易。2017年及以后的試點省份，Treat×Post取值為1，反之，取值為0。

3.中介變量

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(Innovation)，用研發(fā)支出與總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)資本配置效率(Allocation)，以企業(yè)投資水平作為其代理變量，用企業(yè)投資與總資產(chǎn)的比值衡量。

4.控制變量

企業(yè)年齡(Age)，用觀測年份與成立年份的差值衡量；企業(yè)規(guī)模(Size)，用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)值衡量；所有權(quán)性質(zhì)(State)，國有企業(yè)取值為1，非國有企業(yè)取值為0；股權(quán)集中度(Holder)，用第一大股東持股比例衡量；現(xiàn)金流量(Cash)，用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與流動負債的比值衡量；資本結(jié)構(gòu)(Roa)，用凈利潤與總資產(chǎn)的比值衡量；人才重視程度(Talent)，用支付給職工的現(xiàn)金與企業(yè)營業(yè)收入的比值衡量；獨立股東(Boa)，用獨立董事人數(shù)的自然對數(shù)值衡量；研發(fā)投入(RD)，用研發(fā)支出總額占營業(yè)收入的比值衡量；企業(yè)投資(Investment)，用(資本支出+并購支出-出售長期資產(chǎn)收入-折舊)/年初總資產(chǎn)衡量；勞動力質(zhì)量(Labor)，用應(yīng)付職工薪酬的自然對數(shù)值衡量；政府補助(Subsidy)，用政府補助與營業(yè)收入的比值衡量；資本密集度(Capdensity)，用固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)員工人數(shù)比值的自然對數(shù)值衡量；營運資本(Workcap)，用營運資本與總資產(chǎn)的比值衡量；經(jīng)營效率(Efficiency)，用凈利潤與主營業(yè)務(wù)收入的比值衡量。

(二)模型設(shè)定

本文的研究焦點是用能權(quán)交易政策如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，通過構(gòu)建雙重差分模型測度實驗組與對照組在用能權(quán)交易政策實施前后的差異，評估政策實施的凈效應(yīng)。基準模型構(gòu)建如下：

(1)

其中，i和t分別表示企業(yè)和年份；Treat表示省份虛擬變量，如果企業(yè)屬于試點地區(qū)，取值為1，反之，取值為0。Post表示時間虛擬變量，2017年及以后年份，取值為1，反之，取值為0。Control表示上述一系列控制變量；φ和λ分別表示年份固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)；ε表示隨機誤差項。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選擇2012—2020年制造業(yè)，電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，采礦業(yè)等重點用能行業(yè)的A股上市公司數(shù)據(jù)展開研究，剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失樣本，最終共獲得了12 461個有效觀測值。本文企業(yè)層面數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果

表2列(1)和列(2)分別表示在未加入控制變量和加入控制變量的情況下，用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。加入控制變量后，用能權(quán)交易政策的系數(shù)為0.0420，且在1%的水平上顯著。這說明用能權(quán)交易政策確實提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得以驗證。

表2 基準回歸結(jié)果

(二)平行趨勢檢驗

實驗組與對照組滿足平行趨勢假定是使用雙重差分法的前提，即實施用能權(quán)交易政策之前企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢基本平行。本文利用事件研究法進行平行趨勢的動態(tài)效應(yīng)檢驗，模型構(gòu)建如下：

(2)

其中，Treat×Year的系數(shù)θj表示第j期試點地區(qū)與非試點地區(qū)之間的差異。

圖1是用能權(quán)交易政策的動態(tài)效應(yīng)檢驗，繪制了95%置信區(qū)間下的回歸結(jié)果。為避免共線性問題，在動態(tài)效應(yīng)檢驗中剔除政策實施前一年(2016年)。從圖1可以看出，在政策試點開始之前系數(shù)均不顯著，表明用能權(quán)交易試點地區(qū)和非試點地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間不存在顯著差異，滿足平行趨勢假定。政策實施之后系數(shù)為正，且在95%的置信區(qū)間基本不包含0， 表明用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，且政策效應(yīng)具有一定程度的持續(xù)性。

圖1 動態(tài)效應(yīng)檢驗

(三)內(nèi)生性檢驗

1.安慰劑檢驗(1)安慰劑檢驗結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

本文采用安慰劑檢驗，隨機生成用能權(quán)交易試點名單，抽取4個省份作為實驗組，其他省份作為對照組，重復進行1 000次隨機抽樣，按照基準模型進行回歸。結(jié)果顯示，用能權(quán)交易政策的系數(shù)集中分布在0附近，且大多數(shù)回歸結(jié)果的P值大于0.1，基準回歸的系數(shù)在安慰劑檢驗中是明顯的異常值。因此，基準回歸結(jié)果通過安慰劑檢驗，用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不是由其他不可觀測的因素導致的。

2.工具變量檢驗

雖然本文利用雙重差分法在一定程度上剔除了隨時間變化以及其他無法觀測的因素，但試點地區(qū)的選擇仍可能是非隨機的，因而本文利用工具變量法進一步解決內(nèi)生性問題。工具變量的選擇必須遵循兩個關(guān)鍵性的假設(shè)條件，即相關(guān)性和外生性。只有同時滿足這兩個假設(shè)條件才能保證選擇的工具變量可以解釋用能權(quán)交易政策，同時確保不能通過其他直接或間接途徑影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

本文參考林伯強和譚睿鵬[23]與李治國等[24]，選擇城市坡度作為是否納入用能權(quán)交易試點的工具變量，主要原因有：首先，城市坡度越小，表示該城市越平坦，產(chǎn)業(yè)集聚程度越高，耗能量越大，被選為試點地區(qū)的可能性越大，即城市坡度滿足相關(guān)性條件。第一階段的被解釋變量Treat×Post僅代表是不是實驗組的虛擬變量，并不代表入選實驗組的概率。因此，本文關(guān)心的是IV×Post的系數(shù)在統(tǒng)計上是否顯著，若顯著，表明工具變量符合相關(guān)性條件，否則，不滿足相關(guān)性條件。其次，由于城市坡度是自然形成的，無法直接或間接影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，滿足外生性條件。工具變量的回歸結(jié)果如表3所示，第一階段IV×Post的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明工具變量滿足相關(guān)性條件，并通過了Cragg-Donald Wald檢驗，表明工具變量有效。第二階段Treat×Post的系數(shù)也顯著為正。以上結(jié)果表明，排除試點地區(qū)選擇非隨機引發(fā)的內(nèi)生性問題后，用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍有顯著促進作用，與基準回歸結(jié)果一致，這說明基準回歸結(jié)果不是由樣本選擇偏誤導致的。

表3 工具變量的回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(2)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

為了檢驗用能權(quán)交易政策實施前后不同時間段對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的差異，規(guī)避企業(yè)全要素生產(chǎn)率測度方法差異可能產(chǎn)生的偏誤，規(guī)避僅比較兩組企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化可能存在的估計偏誤，剔除用能權(quán)交易政策實施期間可能存在的其他政策干擾等，本文分別進行了包括動態(tài)時間窗檢驗、替換企業(yè)全要素生產(chǎn)率測度方法、傾向得分匹配和剔除其他政策影響等一系列穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果均支持用能權(quán)交易政策顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的結(jié)論。

五、作用機制分析

關(guān)于作用機制分析，部分學者將中介變量加入基準回歸模型進行逐步回歸，以檢驗中介效應(yīng)的顯著性，也有學者直接利用中介變量對解釋變量的回歸結(jié)果進行檢驗。江艇[25]認為，現(xiàn)有關(guān)于中介效應(yīng)的模型設(shè)定存在偏誤，理論上并未實現(xiàn)真正的檢驗效果。本文綜合考慮以上方法，參考胡山和余泳澤[26]的做法，從企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)資本配置效率兩個方面檢驗用能權(quán)交易政策的作用機制。

用能權(quán)交易政策可以通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化企業(yè)資本配置效率來提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。表4列(1)報告了用能權(quán)交易政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果，用能權(quán)交易政策的系數(shù)在10%的水平上顯著為正。這表明用能權(quán)交易政策可以顯著促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新則進一步通過提升生產(chǎn)效率和降低生產(chǎn)成本實現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用[27-28]。因此，用能權(quán)交易政策能夠通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)2得以驗證。表4列(2)報告了用能權(quán)交易政策對企業(yè)資本配置效率的回歸結(jié)果，用能權(quán)交易政策的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明隨著企業(yè)內(nèi)部調(diào)整重組和高效率投資增加，企業(yè)資本配置效率得以優(yōu)化。用能權(quán)交易政策可以顯著優(yōu)化企業(yè)資本配置效率，使得資本從低效率部門轉(zhuǎn)向高效率部門，從而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[29]。因此，用能權(quán)交易政策能夠通過優(yōu)化企業(yè)資本配置效率提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)3得以驗證。

表4 作用機制分析的回歸結(jié)果

六、異質(zhì)性檢驗

(一)企業(yè)規(guī)模

由于大型企業(yè)和中小型企業(yè)在應(yīng)對環(huán)境規(guī)制政策時會采取不同的策略，因而用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能會有所不同。為檢驗這一問題，本文利用Wind數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)規(guī)模類型將總樣本分為大型企業(yè)和中小型企業(yè)分別進行回歸，回歸結(jié)果如表5列(1)和列(2)所示。表5列(1)和列(2)的結(jié)果表明，用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在大型企業(yè)中效果更加顯著，而對于中小型企業(yè)，用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響雖然為正，但并不顯著，這可能是因為中小型企業(yè)薪資和福利待遇低且個人發(fā)展機會受限，導致創(chuàng)新型技術(shù)人才匱乏，即使在政策規(guī)制下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動機也不強，不會對現(xiàn)有生產(chǎn)設(shè)備和生產(chǎn)技術(shù)進行革新升級。而對大型企業(yè)的影響顯著可能是因為：第一，大型企業(yè)相對于中小型企業(yè)能耗高，在政策規(guī)制下更有動機進行設(shè)備改造升級和技術(shù)創(chuàng)新。第二，大型企業(yè)具有更好的研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施和福利待遇，有利于吸引高技術(shù)人才，更容易形成規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，同時利用規(guī)范的人才管理機制能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。第三，大型企業(yè)資金實力雄厚且抵抗風險的能力強，所以相比于中小型企業(yè)，銀行更愿意接受大型企業(yè)的借貸，大型企業(yè)面臨的融資約束小，對創(chuàng)新研發(fā)的資金限制小。

(二)行業(yè)能耗程度

行業(yè)自身能耗情況及其在用能權(quán)交易政策規(guī)劃中的受重視程度不同，將影響用能權(quán)交易政策對能源的重新配置，從而對不同行業(yè)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。為了檢驗用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在行業(yè)異質(zhì)性，參考2022年國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布的《關(guān)于明確階段性降低用電成本政策落實相關(guān)事項的函》，將石油、煤炭及其他燃料加工業(yè)，化學原料和化學制品制造業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)確定為高耗能行業(yè)，并依據(jù)此標準將樣本劃分為高耗能行業(yè)和低耗能行業(yè)分別進行回歸，回歸結(jié)果如表5列(3)和列(4)所示。表5列(3)和列(4)的結(jié)果表明，高耗能行業(yè)和低耗能行業(yè)的系數(shù)均顯著為正，而高耗能行業(yè)的系數(shù)明顯高于低耗能行業(yè)，表明用能權(quán)交易政策實施更有助于高耗能行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。這可能是因為政策對高耗能行業(yè)監(jiān)管力度更大，同時高耗能行業(yè)面臨著去產(chǎn)能的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整壓力，使得行業(yè)利潤受到嚴重擠壓，企業(yè)意識到轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式和提高能效的必要性，加大了研發(fā)力度并引進了高效生產(chǎn)技術(shù)，從而提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表5 企業(yè)規(guī)模和行業(yè)能耗程度異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果

(三)地區(qū)分布

用能權(quán)交易政策試點地區(qū)的選擇具有一定的代表性，分別位于中國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，考慮到地區(qū)特征可能會對用能權(quán)交易政策實施效果產(chǎn)生影響，本文將樣本數(shù)據(jù)依據(jù)地區(qū)分布劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)分別進行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。表6列(1)—列(3)的結(jié)果表明，用能權(quán)交易政策對東部、中部和西部三個地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響都為正，但只有東部地區(qū)的系數(shù)在10%的水平上顯著，中部地區(qū)和西部地區(qū)的系數(shù)都不顯著。這可能是受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和政策實施力度的影響，由于中部地區(qū)和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢，環(huán)境污染和能源問題沒有東部地區(qū)嚴重，政策力度較小，實驗組與對照組之間的差異較小，導致用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集程度大，政府監(jiān)管力度大，且相關(guān)領(lǐng)域人力資本豐富，能夠有效利用用能權(quán)交易政策實施帶來的發(fā)展契機，因而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用顯著。

表6 地區(qū)分布異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

用能權(quán)交易政策實施能否在發(fā)揮政策有效性的前提下實現(xiàn)經(jīng)濟增長效應(yīng)一直是學術(shù)界關(guān)心的重要主題。在運用LP非參數(shù)估計方法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，本文以用能權(quán)交易政策為準自然實驗，基于2012—2020年中國重點用能行業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型探究了用能權(quán)交易政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響、作用機制及其異質(zhì)性，研究結(jié)果表明：用能權(quán)交易政策能促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；用能權(quán)交易政策通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化企業(yè)資本配置效率提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；用能權(quán)交易政策更有助于提升大型企業(yè)、高耗能行業(yè)企業(yè)和東部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。本文豐富了用能權(quán)交易政策效果評估領(lǐng)域的文獻，對于完善用能權(quán)交易政策設(shè)計、推進用能權(quán)交易政策實施和促進能耗雙控目標實現(xiàn)提供了決策參考。

(二)政策建議

基于以上分析，筆者提出如下政策建議：第一，總結(jié)政策成功經(jīng)驗，完善政策機制設(shè)計。用能權(quán)交易政策實施能夠有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，政府應(yīng)該緊跟市場化改革潮流，依據(jù)政策成功經(jīng)驗有序擴大試點范圍。在利用用能權(quán)指標約束企業(yè)用能行為的同時，充分發(fā)揮用能權(quán)交易政策市場化屬性，激發(fā)企業(yè)自主節(jié)能減排意識。對于大力投入研發(fā)資金升級生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備的企業(yè)，適當增加用能權(quán)配額作為獎勵，使得企業(yè)有富余的指標在交易市場上出售以換取額外的資金支持。同時，構(gòu)建有效的懲罰機制并加強地區(qū)監(jiān)管機構(gòu)的監(jiān)督管理，完善用能權(quán)相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)，為用能權(quán)交易提供有效保障。第二，制定差異化用能權(quán)交易試點政策，提升政策實施效應(yīng)。中小型企業(yè)融資約束大，面臨嚴重資金匱乏問題，用能權(quán)交易政策規(guī)制所產(chǎn)生的成本效應(yīng)可能會對企業(yè)正常生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生負面影響，政府應(yīng)該加大對于中小型企業(yè)的資金支持，通過財政、稅收等手段助力企業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變和激勵技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)；調(diào)整初始用能權(quán)分配機制，加大低耗能行業(yè)監(jiān)管力度，增強低耗能行業(yè)全要素生產(chǎn)率提升動力。第三，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化企業(yè)資本配置效率是用能權(quán)交易政策提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要作用機制，因此，企業(yè)應(yīng)該從創(chuàng)新著手，提升團隊研發(fā)效率，引進高科技研發(fā)人才和創(chuàng)新型人才，助力企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略。政府則應(yīng)該加大外資和人才引進，同時以補貼和財政等方式為企業(yè)提供資金支持，保障企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)順利推進。