市場型環(huán)境規(guī)制是否推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新？
——來自我國碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的實(shí)證研究

■ 趙宏寶

（中國人民銀行青海省分行 青海西寧 810001）

引 言

全球氣候變暖嚴(yán)重威脅到人類最基本的生存問題。為了遏制全球氣候變暖，聯(lián)合國在20 世紀(jì)末出臺了《聯(lián)合國氣候變化框架公約》和《京都協(xié)定書》，成為世界各國共同遵守的公約。以二氧化碳排放權(quán)為交易對象的市場機(jī)制應(yīng)運(yùn)而生。碳排放權(quán)交易是應(yīng)對氣候變暖問題的重要手段，也是通過明晰產(chǎn)權(quán)來內(nèi)化環(huán)境外部性的典型應(yīng)用。其基本思路是，政府依據(jù)本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)制定合適的碳排放總量，向企業(yè)或個(gè)人出售（或免費(fèi)分配）碳排放配額，企業(yè)或個(gè)人按照自己的排放情況在市場上買賣所得配額。企業(yè)二氧化碳排放低于政府配額時(shí)，可以將多余的配額出售給其他有需要的公司。企業(yè)二氧化碳排放超過政府配額時(shí)，可以從其他公司購買超過部分的配額以完成履約。碳排放權(quán)交易的目的在于以最小的成本實(shí)現(xiàn)最大程度的減排，減排成本低的企業(yè)會(huì)盡最大可能進(jìn)行減排，將多余的碳排放權(quán)轉(zhuǎn)換為企業(yè)利潤，而減排成本高的企業(yè)會(huì)選擇購買超出的配額。整個(gè)市場則以最小的成本完成減排目標(biāo)，達(dá)到帕累托最優(yōu)。

2002 年英國成為首個(gè)實(shí)施碳排放權(quán)交易的國家（UK ETS），隨后，美國、加拿大、歐盟在本國或局部地區(qū)也相繼展開碳排放權(quán)交易。2016 年歐盟碳排放比1990 年降低了24%，歐盟碳排放權(quán)交易體系取得的顯著成效為全球碳排放權(quán)建設(shè)起到了重要的指導(dǎo)作用。與西方國家不同，我國作為全球最大的發(fā)展中國家，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)高速增長階段面臨著較大的減排壓力。然而，作為負(fù)責(zé)任大國，在2009 年哥本哈根氣候峰會(huì)上，我國政府第一次承諾“2020年碳排放強(qiáng)度將在2005 年的基礎(chǔ)上減少40%～45%”。為了更好地完成碳減排目標(biāo)，充分挖掘碳交易的市場潛力，我國于2011 年10 月29 日發(fā)布《關(guān)于碳排放交易試點(diǎn)工作的通知》，決定在四個(gè)直轄市以及湖北省、廣東省和深圳市等7 個(gè)省、市展開碳排放交易試點(diǎn)。此次的碳排放權(quán)交易試點(diǎn)標(biāo)志著我國環(huán)境規(guī)制逐步從命令轉(zhuǎn)向市場。目前，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)取得了良好的成效，成為我國節(jié)能減排和推動(dòng)實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和的重要舉措。

碳排放權(quán)是最為典型的環(huán)境權(quán)益交易，它是個(gè)人、企業(yè)、地區(qū)和國家所擁有的基本權(quán)益，也是發(fā)展權(quán)在資源利用上的具體體現(xiàn)。已有研究表明，碳排放權(quán)交易使環(huán)境權(quán)益的價(jià)格信號更加明確，有利于資金向更加綠色和環(huán)保的領(lǐng)域傾斜，是應(yīng)對環(huán)境問題的重要手段，是科斯定理以明晰產(chǎn)權(quán)內(nèi)化環(huán)境外部性的典型應(yīng)用。2011 年，我國引入碳排放權(quán)交易；2013 年和2014 年，7 個(gè)省、市相繼開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)，標(biāo)志著我國進(jìn)入環(huán)境規(guī)制的市場型階段。

技術(shù)創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系和推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，也是內(nèi)生增長理論中推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的核心因素。以碳排放權(quán)交易為代表的市場型環(huán)境規(guī)制能否推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新？對該問題的回答具有重要意義。2020 年9 月，我國提出要實(shí)現(xiàn)雙碳目標(biāo)。2021 年7 月16 日，我國全國性碳排放權(quán)交易市場正式開放。如果碳排放權(quán)能夠推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，意味著碳排放權(quán)交易可以為我國推動(dòng)實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和重大戰(zhàn)略決策作出重要貢獻(xiàn)。對此，本文實(shí)證檢驗(yàn)了碳排放交易試點(diǎn)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，為碳排放權(quán)交易等市場型環(huán)境規(guī)制推動(dòng)雙碳目標(biāo)實(shí)現(xiàn)提供證據(jù)。

本文的創(chuàng)新主要是以下幾個(gè)方面：首先，本文將2013年和2014 年7 個(gè)省、市相繼開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)這一過程視為一次密集環(huán)境規(guī)制的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，解決了政策干預(yù)的時(shí)間點(diǎn)選擇問題。其次，本文采用上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，該指標(biāo)綜合了專利申請和專利授予兩個(gè)指標(biāo)的優(yōu)點(diǎn)，解決了專利申請的及時(shí)性和時(shí)滯性之間的平衡問題。最后，本文在以往研究碳排放交易試點(diǎn)的評估模型中，將納入行業(yè)和未納入行業(yè)作對比，即通過碳排放交易試點(diǎn)政策前后、是否為試點(diǎn)地區(qū)、納入行業(yè)和未納入行業(yè)構(gòu)造三重差分模型。

一、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長不可兼得（Denison，1981）。環(huán)境規(guī)制雖然能取得良好的環(huán)保成效，但同時(shí)會(huì)增加企業(yè)的額外負(fù)擔(dān)，使企業(yè)成本上升，產(chǎn)品競爭力下降，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。而Poter（1995）則認(rèn)為，不能將環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長視為簡單的對立關(guān)系，合理且嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制有助于推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，不僅能夠彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，而且能夠提升企業(yè)的價(jià)值和競爭力，從而實(shí)現(xiàn)雙贏。目前已有較多的文獻(xiàn)支持了“波特假說”，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策能夠激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，提升全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)環(huán)境經(jīng)濟(jì)雙贏（任勝鋼，2019；郭秋秋，2022）。但也有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制并沒有實(shí)現(xiàn)“波特假說”，反而降低了企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，擠出了創(chuàng)新資金（Ramanathan，2010；Kneller，2012），亦或是與技術(shù)創(chuàng)新之間存在不確定性或者呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系（王杰，2014）。

碳排放權(quán)交易是典型的環(huán)境權(quán)益交易，是區(qū)別于傳統(tǒng)命令型規(guī)制的市場型環(huán)境管控工具。對碳排放權(quán)交易的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，部分學(xué)者認(rèn)為，碳排放權(quán)交易作為市場型環(huán)境規(guī)制政策，減少了污染排放，刺激了企業(yè)研發(fā)意愿，推動(dòng)了企業(yè)創(chuàng)新，提升了企業(yè)效率，提高了企業(yè)價(jià)值（李勝蘭，2020；劉燁，2017），產(chǎn)生補(bǔ)償效應(yīng)，驗(yàn)證了“波特假說”。部分學(xué)者認(rèn)為，碳排放權(quán)交易的缺乏不僅沒有提高反而降低了企業(yè)價(jià)值,加重了污染排放,抑制了創(chuàng)新，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響微弱，甚至起負(fù)面作用（胡玉鳳，2020）。綜上所述，國內(nèi)外研究對碳排放權(quán)交易能否推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在著較大爭議。

（二）研究假設(shè)

根據(jù)我國碳排放權(quán)交易的特點(diǎn)并結(jié)合已有文獻(xiàn)，本文認(rèn)為，碳排放權(quán)交易可能通過兩種途徑推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。首先，碳排放權(quán)交易增加了企業(yè)環(huán)境污染的成本壓力，迫使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新特別是進(jìn)行綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新。由于我國此次碳排放權(quán)交易采用總量控制交易模式，在這種模式下政府給企業(yè)的配額必然小于企業(yè)當(dāng)年的排放，企業(yè)在不進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的情況下只存在兩種選擇：一是保持原來的生產(chǎn)模式和產(chǎn)量不變，在碳交易市場購買當(dāng)年碳排放量和政府配額差值的排放權(quán)；二是企業(yè)降低產(chǎn)量，使企業(yè)碳排放量控制在政府的配額之內(nèi)（胡珺，2020）。如果企業(yè)選擇第一種情況，則必然會(huì)多出一部分開支用于購買碳排放權(quán)，使得企業(yè)利潤下降，顯然不符合企業(yè)利益最大化的目的。同樣，如果企業(yè)選擇第二種情況，企業(yè)產(chǎn)量下降，市場占有率減少，也不符合企業(yè)利益最大化的目的。因此，在碳排放權(quán)交易這一環(huán)境規(guī)制下，企業(yè)只有進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，才能緩解成本壓力。

其次，碳排放權(quán)交易提升了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的潛在收益，增加了企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力。在一般情況下，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有周期漫長、投入成本高和收益不確定等特點(diǎn)，從而使得管理者缺乏足夠的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)。但在碳排放權(quán)交易機(jī)制下，企業(yè)多了一層創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)（胡珺，2020）。企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新不僅能夠降低生產(chǎn)成本，提升產(chǎn)品競爭力，而且在既定產(chǎn)量的前提下，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新可降低碳排放。如果企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新特別是綠色技術(shù)創(chuàng)新，使得碳排放低于政府的配額，則減少的碳排放可出售給其他有需求的企業(yè)，使減少的碳排放轉(zhuǎn)換為企業(yè)的利潤。因此，在碳排放交易機(jī)制下，由于企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的潛在收益增加，企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力也會(huì)顯著增強(qiáng)，自然會(huì)推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：相對于非試點(diǎn)地區(qū)及輕排放企業(yè)，碳排放交易試點(diǎn)開展后的試點(diǎn)地區(qū)重排放企業(yè)的當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)顯著增多，即市場型環(huán)境規(guī)制推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

然而，Kathuria（2006）指出，市場型環(huán)境規(guī)制效果欲發(fā)揮良好的作用依賴于國家的市場機(jī)制，發(fā)展中國家的市場基礎(chǔ)設(shè)施和市場環(huán)境制度不夠完善，因此在發(fā)展中國家實(shí)施市場激勵(lì)為主的碳排放權(quán)交易機(jī)制效果有限。雖然伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國的市場基礎(chǔ)設(shè)施和市場環(huán)境近年來也逐漸成熟并不斷完善，然而與發(fā)達(dá)國家相比，我國依然處于市場轉(zhuǎn)型階段，投資者保護(hù)程度有待提高，相關(guān)法律不夠完善，市場基礎(chǔ)較為薄弱。涂正革（2015）研究表明，二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制在我國未能實(shí)現(xiàn)“波特效應(yīng)”，其中一個(gè)重要的原因在于不完善的市場運(yùn)行機(jī)制無法支持排污權(quán)交易實(shí)現(xiàn)完美運(yùn)行。因此，同二氧化硫排污權(quán)一樣，此次碳排放權(quán)也可能由于市場機(jī)制原因而無法促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。另外，我國此次碳排放權(quán)交易處于首次試行階段，除了廣東和深圳有償購買之外，其他試點(diǎn)地區(qū)都采取免費(fèi)發(fā)放配額方式。根據(jù)“波特假說”，適度且嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制可刺激企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，而此次碳排放權(quán)交易試點(diǎn)可能無法達(dá)到適度且嚴(yán)格的條件。因此，此次碳排放權(quán)交易可能無法推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：相對于非試點(diǎn)地區(qū)及輕排放企業(yè)，碳排放交易試點(diǎn)開展后的試點(diǎn)地區(qū)重排放企業(yè)的當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)沒有增多，即市場型環(huán)境規(guī)制沒有推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2010～2017 年我國A 股所有上市公司為初始研究樣本，基于以下原則對初始樣本進(jìn)行了篩選：（1）本文將2013 年和2014 年7 個(gè)省、市相繼開展的碳排放交易試點(diǎn)這一過程視為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，即視2013 年和2014 年兩年為此次政策干預(yù)時(shí)點(diǎn)，也就是說，在三重差分模型時(shí)間變量的選擇中，本文刪除2013 年和2014 年的樣本，以2010 年、2011 年和2012 年作為政策干預(yù)之前的時(shí)點(diǎn)，將2015年、2016 年和2017 年作為政策干預(yù)之后的時(shí)點(diǎn)；（2）由于本文采用當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，因此，剔除所有當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)缺失的樣本；（3）由于本文采用碳排放交易試點(diǎn)政策前后、是否為試點(diǎn)地區(qū)、納入行業(yè)和未納入行業(yè)構(gòu)造三重差分模型，因此剔除省份變量和行業(yè)變量缺失的樣本；（4）剔除其他變量缺失嚴(yán)重的樣本。最終選取8739 個(gè)公司的年度樣本作為實(shí)證分析的數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（Apply）。目前國內(nèi)外學(xué)者多采用企業(yè)專利申請作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量。對于以何種專利申請來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，相關(guān)文獻(xiàn)存在著不同看法。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)以專利申請而不是專利授權(quán)來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，原因在于：首先，專利申請反映了企業(yè)的當(dāng)前創(chuàng)新產(chǎn)出，體現(xiàn)了企業(yè)投入和研發(fā)效率，代表了企業(yè)的創(chuàng)新能力；其次，專利授予過程不夠透明，存在較多的不確定性和不穩(wěn)定性，易受到多種因素的影響，如官僚因素等，而專利在申請過程中可能會(huì)對企業(yè)產(chǎn)生實(shí)際影響。因此，以專利申請衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新更穩(wěn)定、更及時(shí)。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)以專利授權(quán)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而不是專利申請，因?yàn)閷＠暾堉淮砹似髽I(yè)當(dāng)前對綠色技術(shù)的重視程度，無法反映出企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)質(zhì)性提升。以上兩個(gè)指標(biāo)雖各有優(yōu)點(diǎn)，但各自存在明顯的不足。專利申請雖然更穩(wěn)定、更及時(shí)，受到相關(guān)因素干擾小，但無法反映出企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)質(zhì)提升。而專利授權(quán)雖能反映出企業(yè)的實(shí)質(zhì)技術(shù)創(chuàng)新，但存在明顯的時(shí)滯性，一項(xiàng)專利授權(quán)往往需要1～2 年的時(shí)間。

本文采用上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)指企業(yè)當(dāng)年所有申請專利中被授權(quán)的個(gè)數(shù)取對數(shù)，該指標(biāo)綜合了專利申請和專利授予兩個(gè)指標(biāo)的優(yōu)點(diǎn)，不僅擁有專利申請的及時(shí)性、穩(wěn)定性，而且解決了專利授權(quán)的時(shí)滯性，能更好地反映出企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新程度。

2.解釋變量：試點(diǎn)省份虛擬變量（Pro）。解釋變量Pro 表示三重差分模型中的試點(diǎn)地區(qū)省份的虛擬變量，若公司所處地區(qū)為試點(diǎn)省份，則pro 取值為1；若公司所處地區(qū)為非試點(diǎn)省份，則Pro 取值為0。解釋變量Post 表示三重差分模型中的時(shí)間變量，在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之前的時(shí)間，Post 取值為0；在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之后的時(shí)間，Post 取值為1。由于此次碳排放權(quán)交易于2013 年和2014年相繼開展，因此本文視2013 年和2014 年兩年為此次政策干預(yù)時(shí)點(diǎn)。也就是說，在三重差分模型時(shí)間變量Post 的選擇中，本文刪除2013 和2014 兩年的時(shí)間，將2010 年、2011 年和2012 年作為政策干預(yù)之前的時(shí)點(diǎn)，Post 取值為0，而將2015 年、2016 年和2017 年作為政策干預(yù)之后的時(shí)點(diǎn)，Post 取值為1。解釋變量Ind 表示行業(yè)變量，受本次碳排放權(quán)主要影響的納入行業(yè)取值為1，其他類企業(yè)取值為0。具體來說，深圳市的納入行業(yè)為重點(diǎn)企業(yè)、大型公共建筑企業(yè)和工業(yè)企業(yè)；上海市納入行業(yè)為2009～2011年任意一年二氧化碳排放量達(dá)到2 萬噸及以上行業(yè)；北京市納入行業(yè)為2009～2012 年任意一年二氧化碳排放量達(dá)到1 萬噸及以上行業(yè)；廣東省納入企業(yè)為發(fā)電類及自備電廠類行業(yè)；天津市為電力熱力、鋼鐵、化工、石化、油氣開采行業(yè)；湖北省納入行業(yè)為電力、鋼鐵、水泥、化工等12個(gè)行業(yè)；重慶市納入行業(yè)為電解鋁、鈦合金、電石、燒堿、水泥、鋼鐵等6 個(gè)高耗能行業(yè)。在各自省份內(nèi)，以上行業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，ind 取值為1，其他行業(yè)為對照組，ind 取值為0。Pro、Post 和Ind 的交乘項(xiàng)Pro×Post×Ind 為本文的核心變量，其系數(shù)是本文重點(diǎn)關(guān)注的。

3.控制變量。本文選取公司層面的特征作為控制變量：企業(yè)規(guī)模（LnSize）、資產(chǎn)負(fù)債率（AdebtR）、第一大股東持股比例（Top1）、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、現(xiàn)金比率（CashR）、前十大股東持股比例（Top10）、兩權(quán)分離率（Seperation）、資產(chǎn)報(bào)酬率（ReturnA）、投資收益率（InvestR）、凈資產(chǎn)收益率（ReturnE）和營業(yè)利潤率（OperaR）。變量詳細(xì)定義見下表1。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

已有文獻(xiàn)多采用雙重差分模型評估碳排放權(quán)交易的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，通過對比政策干預(yù)前后試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的差值，剔除不隨時(shí)間變化的不可觀測因素，剝離出政策處置效應(yīng)，從而評估碳排放權(quán)交易的實(shí)際政策效應(yīng)。然而，事實(shí)上我國碳排放權(quán)交易主要影響的是被納入行業(yè)的企業(yè)，對于未納入行業(yè)的企業(yè)，碳排放權(quán)交易并沒有產(chǎn)生多大影響。因此，本文在已有雙重差分模型的基礎(chǔ)上，引入行業(yè)變量，構(gòu)建三重差分模型，剔除碳排放權(quán)政策之外不隨時(shí)間變化、不可觀測的其他影響行業(yè)的因素，進(jìn)一步剝離出政策處置效應(yīng)，評估碳排放權(quán)交易政策的實(shí)際政策效應(yīng)。

本文采用如下三重差分模型作回歸分析：

其中，i 表示上市公司，j 表示上市公司行業(yè)，r 表示上市公司所在地區(qū)，t 表示時(shí)間變量。Apply 為上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。Pro 為地區(qū)變量，Post 為時(shí)間變量，Ind 為行業(yè)變量。Pro、Post 和Ind 的交乘項(xiàng)Pro×Post×Ind 為本文的核心解釋變量。若Pro×Post×Ind 系數(shù)α7顯著為正，則表明碳排放權(quán)交易推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，支持假設(shè)1。若Pro×Post×Ind 系數(shù)α7顯著為負(fù)或者不顯著，則表明碳排放權(quán)交易沒有推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，支持假設(shè)2。此外，控制變量Control 表示企業(yè)層面的經(jīng)濟(jì)變量。最后，本文還引入、、和，分別控制地區(qū)的時(shí)間趨勢效應(yīng)、行業(yè)的時(shí)間趨勢效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)Apply 最大值為9.8932，最小值為0，平均值為2.0952，標(biāo)準(zhǔn)差為1.8088，標(biāo)準(zhǔn)差相對于平均值而言較大，表明不同企業(yè)之間的當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)差異較大。另外，Pro 的均值為0.3966，表明深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北和重慶7 個(gè)省、市的公司占全國所有省、市公司的比例為39.66%。Post 均值為0.6156，表明碳排放權(quán)交易時(shí)點(diǎn)之后的公司樣本較多，而碳排放權(quán)交易時(shí)點(diǎn)之前的公司較少。Ind 均值為0.5203，表明被納入行業(yè)和未納入行業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)相近。最后，本文主要變量的樣本個(gè)數(shù)為11992，其他控制變量的樣本個(gè)數(shù)各不相同，但接近主要樣本變量的個(gè)數(shù)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

三、基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（一）平行性趨勢檢驗(yàn)

三重差分模型需滿足平行性趨勢假設(shè)。本文參考鄢偉波（2021）進(jìn)行三重差分模型平行性趨勢檢驗(yàn)。在碳排放權(quán)交易之前，不同省份、不同行業(yè)企業(yè)（ind×pro）之間的技術(shù)創(chuàng)新不存在顯著差異，碳排放權(quán)交易開通擴(kuò)大了不同省份、不同行業(yè)企業(yè)（ind×pro）之間的技術(shù)創(chuàng)新。圖1 顯示了本文三重差分模型的平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果，平行性檢驗(yàn)趨勢通過。

圖1 平行性檢驗(yàn)趨勢圖

（二）基準(zhǔn)回歸

表3列示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策對上市公司技術(shù)創(chuàng)新影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。以模型（1）為基礎(chǔ)，第（1）列控制了企業(yè)和年份固定效應(yīng)，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上添加了省份的時(shí)間趨勢效應(yīng)，第（3）列在第（1）列的基礎(chǔ)上添加了行業(yè)的時(shí)間趨勢效應(yīng)，第（4）列在第（1）列的基礎(chǔ)上同時(shí)添加了省份和行業(yè)的時(shí)間固定效應(yīng)。

表3 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新表3 第（1）～（4）列三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind 系數(shù)分別為0.2601、0.2598、0.2289、0.2274，均在1%水平上顯著，表明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了上市公司技術(shù)創(chuàng)新，即市場型環(huán)境規(guī)制推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）更換被解釋變量

上文采用當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，該部分本文采用當(dāng)年實(shí)用型專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，研究碳排放權(quán)交易試點(diǎn)是否促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，即將模型（1）中的被解釋變量替換為當(dāng)年實(shí)用型專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)（UApply）。實(shí)證結(jié)果見表4。第（1）列控制了個(gè)體和年份固定效應(yīng)，第（2）和（3）列分別添加了省份的時(shí)間趨勢效應(yīng)、行業(yè)的時(shí)間趨勢效應(yīng)，第（4）列同時(shí)添加了省份的時(shí)間趨勢效應(yīng)和行業(yè)的時(shí)間趨勢效應(yīng)。第（1）～（4）列三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind 系數(shù)分別為0.2608、0.2513、0.2217 和0.1969，均在1%水平上顯著，表明本文模型和假設(shè)設(shè)定合理，即碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了上市公司當(dāng)年實(shí)用型專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了上市公司的技術(shù)創(chuàng)新。

表4 更換被解釋變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）安慰劑檢驗(yàn)

本文采用三種方法進(jìn)行反事實(shí)安慰劑檢驗(yàn)。第一，隨機(jī)抽取6 個(gè)省份作為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)，重新構(gòu)建一個(gè)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)虛擬變量，進(jìn)行與前文相同的回歸，如果重新構(gòu)建的碳排放權(quán)交易試點(diǎn)虛擬變量沒有對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，則表明本文研究可信度較高，否則，研究結(jié)論存在偏差。第二，隨機(jī)抽取1 個(gè)行業(yè)作為行業(yè)變量，再次進(jìn)行與前文相同的回歸，如果所得結(jié)論為沒有對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，則表明本文研究結(jié)論可信度較高，否則，結(jié)論存在偏差。第三，同時(shí)隨機(jī)抽取6 個(gè)省份和1 個(gè)行業(yè)，進(jìn)行與前文相同的回歸，如果沒有對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，則表明本文研究結(jié)論可信度較高，否則，結(jié)論存在偏差。

表5第（1）列顯示，在隨機(jī)抽取的省份為江蘇、浙江、山東、云南、陜西和河南時(shí)，三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind系數(shù)為-0.0604 且不顯著，這表明第一種方法下，隨機(jī)抽取的6 個(gè)省份作為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)，重新構(gòu)建一個(gè)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)虛擬變量，碳排放權(quán)交易并沒有推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。第（2）列顯示，在隨機(jī)抽取行業(yè)為綜合類行業(yè)時(shí)，三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind 系數(shù)為-0.0312 且不顯著，這表明在隨機(jī)抽取1 個(gè)行業(yè)作為行業(yè)變量，重新構(gòu)建行業(yè)變量的情況下，碳排放權(quán)交易沒有對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。第（3）列顯示，在隨機(jī)抽取的省份為江蘇、浙江、山東、云南、陜西和河南，且隨機(jī)抽取行業(yè)為綜合類行業(yè)時(shí)，三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind 系數(shù)為-0.1522 且不顯著，這表明同時(shí)隨機(jī)抽取6 個(gè)省份和1 個(gè)行業(yè)，碳排放權(quán)交易依然沒有對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。上述結(jié)論表明，前文研究結(jié)論可信度高。

表5 安慰劑檢驗(yàn)

（三）排除其他因素干擾

福建省于2016 年12 月22 日啟動(dòng)碳排放交易市場，成為國內(nèi)第8 個(gè)碳排放交易試點(diǎn)，恰好在本文研究窗口期2010～2017 年。為排除福建省碳排放交易試點(diǎn)開通對研究結(jié)果的影響，本文采取兩種方法排除以上因素的干擾：一是刪除福建省所有的樣本；二是只刪除福建省2017 年的樣本。實(shí)證結(jié)果見表6 第（1）和（2）列。第（1）、（2）列三次交互項(xiàng)Pro×Post×Ind 系數(shù)分別為0.5458、0.5462，均在1%水平上顯著，原結(jié)論依舊成立。

表6 排除其他因素干擾

（四）Heckman 兩步法檢驗(yàn)

由于本文采用當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，因此剔除了所有當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)缺失的樣本。這樣會(huì)存在樣本選擇偏誤，為避免樣本偏誤的潛在影響，本文參考龐瑞芝（2022）的研究，采用Heckman 兩步法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

其中，（2）式是企業(yè)創(chuàng)新決策的Probit 選擇模型，（3）式是企業(yè)創(chuàng)新結(jié)果模型；Applydumijt為企業(yè)是否創(chuàng)新的虛擬變量，如果企業(yè)進(jìn)行了創(chuàng)新，Applydumijt取值為1，否則為0；Applydumijt-1為企業(yè)創(chuàng)新決策的一期滯后項(xiàng)，這是因?yàn)樯弦荒昶髽I(yè)創(chuàng)新決策會(huì)影響下一年的創(chuàng)新決策；Heckman 兩步法要求選擇方程中至少包括一個(gè)滿足排他性條件的解釋變量，即該變量僅影響企業(yè)創(chuàng)新決策，卻不直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。借鑒龐瑞芝（2022）的研究，本文選擇托賓Q 值（Q）為排他性解釋變量加入模型（2）；模型（3）中的imrijt是逆米爾斯比率，由模型（2）得出，Controls是控制變量，F(xiàn)irms 是固定效應(yīng)，Others 是一次項(xiàng)和二次項(xiàng)。

表7第（1）列的選擇模型回歸結(jié)果顯示，托賓Q 值越大，企業(yè)愿意創(chuàng)新的決策越高，同時(shí)，企業(yè)上一期的創(chuàng)新決策與本期創(chuàng)新決策顯著正相關(guān)。第（2）列的結(jié)果模型回歸顯示，逆米爾斯比率（Imr）的系數(shù)顯著為負(fù)，說明存在樣本選擇偏誤所造成的回歸結(jié)果偏差，在加入逆米爾斯比率后，回歸結(jié)果的系數(shù)和顯著性都有所變化，但依然在1%水平上顯著，與基準(zhǔn)結(jié)果一致，本文研究結(jié)論依舊成立。

五、異質(zhì)性分析

前文的研究表明，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。為進(jìn)一步挖掘碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)的影響機(jī)制，本文研究了碳排放權(quán)對不同公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)影響的差異。

首先，根據(jù)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施前一年公司的股權(quán)性質(zhì)，將樣本分為國企組（soe=1）和非國企組（soe=0），分別進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果如表8 所示。（1）～（3）列為國有企業(yè)樣本組回歸結(jié)果，（4）～（6）列為非國有企業(yè)樣本組回歸結(jié)果。具體來看，（1）～（3）列Pro×Post×Ind 全部為正，分別在1%、5%和5%水平上顯著，表明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了國有企業(yè)上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。（4）～（6）列Pro×Post×Ind全部為正，分別在1%、5%和1%水平上顯著，表明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了非國有企業(yè)上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)。碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間沒有存在顯著差異。

表8 國有企業(yè)與非國有企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的差異性

其次，根據(jù)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施前一年公司之規(guī)模，將樣本分為大規(guī)模企業(yè)（Size=1）和小規(guī)模企業(yè)（Size=0），分別進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果如表9 所示。（1）～（3）列為大規(guī)模企業(yè)樣本組回歸結(jié)果，（4）～（6）列為小規(guī)模企業(yè)樣本組回歸結(jié)果。具體來看，（1）～（3）列Pro×Post×Ind 全部為正，都在1% 水平上顯著，表明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了大規(guī)模上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了大規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。（4）～（6）列Pro×Post×Ind 系數(shù)全部為正，且都在1%水平上顯著，表明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)同樣提升了小規(guī)模上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了小規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)在大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間并不存在顯著差異。

表9 大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的差異性

六、研究結(jié)論與政策建議

本文將我國碳排放權(quán)交易試點(diǎn)視為一次市場型環(huán)境規(guī)制準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以2010～2017 年A 股上市公司當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，通過碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策前后、是否為試點(diǎn)地區(qū)、納入行業(yè)和未納入行業(yè)構(gòu)建三重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以此來驗(yàn)證市場型環(huán)境規(guī)制是否推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。研究發(fā)現(xiàn)，相對于非試點(diǎn)地區(qū)及未納入行業(yè)企業(yè)，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展后的試點(diǎn)地區(qū)納入企業(yè)的當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)顯著增多，表明市場型環(huán)境規(guī)制推動(dòng)了上市公司的技術(shù)創(chuàng)新。從企業(yè)所有制類型來看，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展后國有企業(yè)和非國有企技術(shù)創(chuàng)新并不存在顯著差異。從企業(yè)規(guī)模大小來看，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展后大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企技術(shù)創(chuàng)新同樣不存在顯著差異。表明碳排放權(quán)交易同時(shí)增加了國有企業(yè)和非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)的環(huán)境污染的成本和壓力，迫使各類企業(yè)都進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，特別是進(jìn)行綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新。另一方面，碳排放權(quán)交易的影響具有廣泛性，不局限于特定類型的企業(yè)?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出如下政策建議：

一是推進(jìn)環(huán)境規(guī)制從控制向市場轉(zhuǎn)變，充分發(fā)揮市場在環(huán)境資源配置中的決定性作用，以碳排放權(quán)交易推動(dòng)實(shí)現(xiàn)雙碳目標(biāo)。本文的研究結(jié)論表明，碳排放權(quán)政策實(shí)施顯著促進(jìn)了企業(yè)當(dāng)年專利申請授權(quán)個(gè)數(shù)，推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制從外部性成本到新發(fā)展優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變。因此，政府應(yīng)在政策試點(diǎn)的基礎(chǔ)上，應(yīng)繼續(xù)完善碳排放權(quán)交易機(jī)制，依據(jù)國內(nèi)具體情況有針對性地進(jìn)行合理定價(jià)，盡快出臺相關(guān)配套政策和監(jiān)管措施，積極引導(dǎo)企業(yè)參與?？梢灶A(yù)見的是，2021 年全國統(tǒng)一的碳交易市場正式建成開放之后，嚴(yán)格而恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境政策將會(huì)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)新一輪的創(chuàng)新，有利于推動(dòng)雙碳目標(biāo)實(shí)現(xiàn)。

二是政府應(yīng)持續(xù)完善碳排放權(quán)交易機(jī)制，積極推動(dòng)建設(shè)和完善全國統(tǒng)一的碳排放交易市場，將更多類型的企業(yè)納入碳排交易市場。本文研究表明，不論從企業(yè)所有制類型還是企業(yè)規(guī)模大小來看，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展后企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并不存在顯著差異，這說明碳排放交易不會(huì)只對特定類型公司有益，而損害其他類型企業(yè)的利益。因此，政府不用擔(dān)心碳排放交易是否具有“正義性”，應(yīng)積極推動(dòng)建設(shè)全國統(tǒng)一的碳排放交易市場，將更多類型的企業(yè)納入碳排放交易市場。