碳排放權(quán)交易對企業(yè)績效的影響★
——基于PSM- DID 方法的實(shí)證研究

張 烜， 肖羽煒， 葉意晶， 劉國東

（佛山科學(xué)技術(shù)學(xué)院， 廣東 佛山 528000）

0 引言

自2013 年6 月起，國家發(fā)改委批準(zhǔn)包括北京、上海、廣東、深圳在內(nèi)的等七個省市碳排放交易試點(diǎn)陸續(xù)啟動。截止至2021 年6 月，7 個碳排放權(quán)交易市場試點(diǎn)累計交易額近120 億元，成交量達(dá)近5 億t。從統(tǒng)計結(jié)果來看，試點(diǎn)地區(qū)的碳排放量和排放強(qiáng)度已經(jīng)得到控制，碳排放權(quán)交易的實(shí)踐也對企業(yè)的生產(chǎn)、經(jīng)營、決策產(chǎn)生了重大影響[1]?；诙嗄暝圏c(diǎn)經(jīng)驗(yàn)，全國碳排放權(quán)交易市場于2021 年正式啟動，企業(yè)參與到碳排放權(quán)交易中已成為大勢所趨，但碳權(quán)交易政策與企業(yè)績效間的關(guān)系最終是符合“傳統(tǒng)假說”中環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效會產(chǎn)生負(fù)面影響，還是“波特假說”中[2]會實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)共贏的效果，這一問題目前還沒有得到統(tǒng)一的答案。

基于此，本文運(yùn)用PSM-DID 方法對我國相關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究分析，借助碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的研究場景，有效防止了研究中可能存在的內(nèi)生性問題，使結(jié)論更加準(zhǔn)確與可靠，可以更好地幫助政府做好碳權(quán)交易市場的監(jiān)管，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境共贏提供理論性指導(dǎo)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 碳排放權(quán)交易與企業(yè)財務(wù)績效

目前，學(xué)術(shù)界對于碳排放權(quán)與企業(yè)績效間關(guān)系的假說主要有以下兩個：一是“傳統(tǒng)假說”，該假說認(rèn)為企業(yè)在環(huán)境規(guī)制下需要承擔(dān)更多的環(huán)境治理成本，會導(dǎo)致企業(yè)利潤水平下降，進(jìn)而限制企業(yè)的生產(chǎn)活動，從而對企業(yè)績效的提升產(chǎn)生阻礙；二是“波特假說”，該假說認(rèn)為嚴(yán)格且合適的環(huán)境規(guī)制可以鼓勵企業(yè)提高創(chuàng)新投入與能力，從而來提高企業(yè)的競爭力和市場地位，進(jìn)而部分或全部彌補(bǔ)因遵循環(huán)境規(guī)制而造成的成本支出，甚至可以形成正收益，實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)共贏。

隨著全球各國對碳排放權(quán)交易政策的推進(jìn)，國內(nèi)外學(xué)者圍繞“傳統(tǒng)假說”和“波特假說”的觀點(diǎn)，針對碳排放權(quán)交易政策對企業(yè)財務(wù)績效所帶來的影響進(jìn)行了大量研究。Paul Lanoie 等[3]對部分歐洲企業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的實(shí)施不僅可以推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，同時也能在特定的情況下有效地減少企業(yè)的開支。Oestreich 等[4]研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施碳排放權(quán)交易市場機(jī)制，企業(yè)獲得免費(fèi)配額可以帶來現(xiàn)金流入，從而提高企業(yè)財務(wù)績效。我國學(xué)者周暢等[5]基于PSM-DID 對我國A 股上市公司進(jìn)行研究，得到碳排放權(quán)交易政策能夠有效促進(jìn)碳減排，從而減少企業(yè)在環(huán)境處罰等方面的經(jīng)濟(jì)利益的流出。但也有大量學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)碳權(quán)交易符合的是傳統(tǒng)假說的觀點(diǎn)。范體軍等[6]提出如果企業(yè)想要在碳交易市場降低支出或獲得利潤，就必須減少碳排放量，這就要求企業(yè)加大對綠色能源技術(shù)的投入，而技術(shù)更新會增加企業(yè)的研發(fā)支出，導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期的績效下降。Clarkson 等[7]利用Ohlson 估值模型對歐盟碳交易試點(diǎn)企業(yè)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)配額短缺對企業(yè)財務(wù)績效有負(fù)面影響。沈洪濤等[8]研究表明碳排放權(quán)交易在現(xiàn)階段沒能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)紅利，無法對企業(yè)產(chǎn)生長期價值，并且這一影響在低碳強(qiáng)度越強(qiáng)企業(yè)更為顯著。綜上所述，本研究認(rèn)為，從財務(wù)績效的角度來看，企業(yè)在遵循碳配額排放的條件下，需要更新現(xiàn)有生產(chǎn)設(shè)備以降低碳排放污染，并進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新加大了當(dāng)期成本從而降低企業(yè)當(dāng)期利潤，減少企業(yè)當(dāng)期財務(wù)績效?；诖?，本文提出以下假設(shè)：H1：企業(yè)參與碳排放權(quán)交易會降低企業(yè)財務(wù)績效。

1.2 碳排放權(quán)交易與企業(yè)市場績效

基于波特假說，雖然企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易會促進(jìn)企業(yè)加大成本投入用于技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)等，從而降低企業(yè)的財務(wù)績效，但從長遠(yuǎn)角度來看可以幫助企業(yè)占據(jù)市場優(yōu)勢，增強(qiáng)企業(yè)市場競爭力，從而提升企業(yè)的市場績效水平。

當(dāng)前國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于碳排放權(quán)交易與企業(yè)市場績效間的關(guān)系未達(dá)成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。薛爽等[9]通過對我國鋼鐵行業(yè)進(jìn)行分析，認(rèn)為碳權(quán)交易政策并不能對我國企業(yè)的市場績效造成顯著的影響。Chapple 等[10]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)參與碳排放權(quán)交易后會因?yàn)樯a(chǎn)成本的增加，從而致使企業(yè)市場績效下降。關(guān)雪梅、李娜[11]通過以我國制造企業(yè)作為樣本研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權(quán)交易能有效促進(jìn)企業(yè)市場績效。也有學(xué)者從理論角度全面地分析了碳排放權(quán)交易提升企業(yè)市場價值的作用機(jī)制[12]。綜上所述，本研究認(rèn)為，企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易有助于企業(yè)向低碳發(fā)展轉(zhuǎn)型，從而幫助企業(yè)在日益嚴(yán)苛的環(huán)境條件下取得未來市場競爭優(yōu)勢并保持高績效。基于此，本文提出以下假設(shè)：H2：被納入碳排放權(quán)交易的企業(yè)能顯著提升市場績效。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2022 年滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，因湖北、重慶均未公布具體的試點(diǎn)企業(yè)名單，為獲得相對平衡的面板數(shù)據(jù)及試點(diǎn)企業(yè)的準(zhǔn)確性，本文僅選取于2013 年第一批開始實(shí)施碳排放權(quán)交易的北上廣深和天津五個省市作為試點(diǎn)區(qū)域。

由于碳排放權(quán)當(dāng)前的交易體量在資本市場中的份額很小，因此為保證實(shí)證的嚴(yán)謹(jǐn)性與準(zhǔn)確性，本文決定采用傾向匹配得分與雙重差分（PSM-DID）的檢驗(yàn)方法，以試點(diǎn)地區(qū)參與碳排放權(quán)交易的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，其余企業(yè)均作為對照組。為確保樣本的精確性，本文按照以下要求對原始樣本進(jìn)行如下處理：剔除2010 年以后上市的企業(yè)；剔除金融類、保險類的企業(yè)；剔除已經(jīng)退市、ST 和ST*的企業(yè)；剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)。

同時為防止極端值的影響，對篩選后數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理。本文數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和各省市地區(qū)政府官網(wǎng)。

2.2 變量定義與模型設(shè)計

2.2.1 變量定義

本文選用總資產(chǎn)收益率（ROA）和托賓q 值（TobinsQ）作為企業(yè)財務(wù)績效和市場績效的衡量指標(biāo)，參考周暢等[13]學(xué)者的研究，二者皆為學(xué)術(shù)界普遍用來衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。

由于實(shí)驗(yàn)組中會出現(xiàn)樣本企業(yè)接受政策沖擊的時間不一致的情況，因而本文不采用傳統(tǒng)DID 方法，轉(zhuǎn)而采用多期DID 方法構(gòu)建核心解釋變量。DID 作為核心解釋變量是企業(yè)現(xiàn)階段是否參與碳排放權(quán)交易的虛擬變量，具體說明如表1 所示。

表1 解釋變量

碳排放權(quán)交易對于企業(yè)的影響，還會受到許多其他因素的影響，結(jié)合相關(guān)學(xué)者的方法，根據(jù)所得數(shù)據(jù)的合理性與可操作性，本文引入包括企業(yè)規(guī)模（Size）等5 個相應(yīng)的控制變量。變量定義如表2 所示。

表2 變量定義

2.2.2 模型設(shè)計

本文參考陽秋林等[14]學(xué)者的研究，結(jié)合本文實(shí)際情況，設(shè)定模型（1）和（2），并對兩個模型進(jìn)行OLS 回歸分析，模型具體如下：

式中：ROAi，t和TobinsQi，t分別表示第t年i企業(yè)的財務(wù)績效和市場績效；α0、β0均為常數(shù)；αi和βi則均為系數(shù)；Didi，t作為time 和treat 的交互項(xiàng)，則表示第t年i企業(yè)被列入碳交易；Controls 代表各個控制變量，其中包含企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資本密集度（Tang）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tur）、股權(quán)集中度（TOP）；εi，t為殘差。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

原始數(shù)據(jù)經(jīng)過psm 處理之后，所得到的各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3 所示。企業(yè)財務(wù)績效（ROA）體現(xiàn)出的是各個企業(yè)在盈利水平上的差異，其最小值為-0.23，最大值為0.22，說明企業(yè)間的盈利水平存在較為明顯的高低之分；企業(yè)市場績效（TobinsQ）的最小值和最大值分別為0.83 及8.27，可知不同企業(yè)之間的市場價值仍差異顯著；DID 的平均值和方差分別為0.11 和0.31，說明當(dāng)前參與碳排放權(quán)交易的企業(yè)較少；企業(yè)的資本密集度（Tang）最低為0.4，最高為9.57，表明各企業(yè)經(jīng)營過程中利潤水平相差較大；大部分控制變量平均值（Mean）均大于標(biāo)準(zhǔn)差（SD），表明該樣本具有較好的穩(wěn)定性。

表3 描述性統(tǒng)計

3.2 樣本的PSM匹配與平行趨勢檢驗(yàn)

相比于我國上市企業(yè)的數(shù)量，被納入碳排放權(quán)交易的上市企業(yè)數(shù)量相當(dāng)有限，因此為了保證后續(xù)回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，本文先對樣本進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）。本文參考沈洪濤、黃楠等學(xué)者的研究，將公司規(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Top）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）資本密集度（Tang）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tur）作為匹配變量，采用logit 模型來對樣本進(jìn)行匹配得分，從而匹配到相似度較高的對照組數(shù)據(jù)，減少因其他因素所導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差的可能性。為確保匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，本文繼續(xù)對PSM 結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4 所示。由表可知，所有變量匹配前后的偏差率均有較為明顯的變化，且匹配后偏差率在10%以內(nèi)，t檢驗(yàn)的p值均大于10%，說明處理組與對照組匹配后各變量間均無顯著差異，即匹配效果良好。

表4 PSM 平衡性檢驗(yàn)

通過平行趨勢檢驗(yàn)是使用雙重差分模型的必要條件，因此在進(jìn)行完psm 平衡性檢驗(yàn)之后，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平行趨勢檢，選取政策實(shí)施前3 年以及政策實(shí)施后4 年，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果繪制如圖1 所示。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

根據(jù)圖1 所示，以t為基準(zhǔn)，政策實(shí)施之前，每個時期的虛擬變量在0 的上下方大幅度波動，而政策實(shí)施后，不論虛擬變量處于哪個時期均處于0 的上方且顯著。因此可以說明數(shù)據(jù)滿足平行趨勢假設(shè)。

3.3 回歸分析

本文對模型（1）、（2）進(jìn)行OLS 混合回歸，檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易對企業(yè)績效的影響，回歸結(jié)果如表5 所示。觀察表5 可見，在列（1）中，被解釋變量為企業(yè)財務(wù)績效（ROA），解釋變量DID 的影響系數(shù)為-0.010，在1%的水平上顯著，結(jié)果顯示企業(yè)在被納入碳排放權(quán)交易后，企業(yè)的財務(wù)績效相比于未被納入的企業(yè)會顯著降低。在列（2）中，解釋變量DID 對企業(yè)市場績效（TobinsQ）的影響系數(shù)為0.171，在5%的水平上顯著為正，表明企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易管制范圍后能夠有效促進(jìn)企業(yè)市場績效水平的提高。綜上所述，碳排放權(quán)交易與企業(yè)財務(wù)績效在一定顯著水平上呈負(fù)相關(guān)，與企業(yè)市場績效呈正相關(guān)，因此假設(shè)H1 和H2均得到驗(yàn)證。

表5 模型樣本回歸結(jié)果

3.4 異質(zhì)性回歸

由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在政策執(zhí)行度、市場敏感度等方面可能存在較大差異，為此本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異將樣本企業(yè)分為國有和非國有進(jìn)行異質(zhì)性回歸分析，探討碳排放權(quán)交易政策對國有企業(yè)、非國有企業(yè)財務(wù)績效以及市場績效的影響，具體結(jié)果見表6。

表6 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性回歸結(jié)果

由表6 可知，在模型（1）中，碳排放權(quán)交易DID會對國有企業(yè)的財務(wù)績效產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而對非國有企業(yè)的財務(wù)績效水平無顯著影響，分析可能是國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)對政策的執(zhí)行力度更強(qiáng)，且無需過分企業(yè)當(dāng)期財務(wù)績效，而非國有企業(yè)更為關(guān)注企業(yè)的財務(wù)績效水平，因此導(dǎo)致碳排放權(quán)交易政策對其無法產(chǎn)生顯著影響。在模型（2）中，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易更能夠顯著提升企業(yè)市場績效，這可能是由于非國有企業(yè)對市場的靈敏度更強(qiáng)，當(dāng)其投資者發(fā)現(xiàn)企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易后會對企業(yè)未來發(fā)展產(chǎn)生更大的信心，從而有效提升企業(yè)的市場績效水平。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到碳排放權(quán)交易政策影響的擴(kuò)散是一個循序漸進(jìn)的過程，對企業(yè)財產(chǎn)績效和市場績效的影響可能具有一定程度的滯后性，因此本文對因變量滯后一年進(jìn)行回歸分析，具體結(jié)果如表7 所示。可見，將因變量滯后一期后，解釋變量DID 的顯著水平基本不變，且系數(shù)符號與前文結(jié)果一致，其他控制變量結(jié)果也并無異常，因此穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H1和H2 的成立。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4 研究結(jié)論

本文在全國碳排放權(quán)交易市場啟動的大背景下，以2010—2022 年作為時間范疇，選取被納入碳排放權(quán)交易管制的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，其他全國范圍內(nèi)未被納入碳排放交易管制的企業(yè)作為控制組，采用多重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）探討碳排放權(quán)交易政策是否會對企業(yè)財務(wù)績效和市場績效產(chǎn)生正向或負(fù)向影響，并從企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的視角進(jìn)一步討論分析碳排放權(quán)政策對國有企業(yè)和非國有企業(yè)績效的影響。主要得出以下結(jié)論：

1）碳排放權(quán)交易會對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生負(fù)面促進(jìn)作用。

2）企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易管制范圍內(nèi)能在一定程度上顯著提高企業(yè)市場績效。

3）從企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性角度出發(fā)，將國有企業(yè)納入碳排放權(quán)交易會更顯著降低其財務(wù)績效，非國有企業(yè)實(shí)行碳排放權(quán)交易則會更有助于提升其市場績效。