碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響

孔曉旭，張新旭，唐曉萌

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)a.經(jīng)濟學(xué)院；b.工商管理學(xué)院；c.中國ESG研究院，北京 100070）

0 引言

作為全球重要的減排工具之一，碳排放權(quán)交易旨在以最小經(jīng)濟成本完成碳排放總量下的具體目標，從而實現(xiàn)精準降低碳排放量。2011年，國家發(fā)展和改革委員會在《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》中同意在全國選取七個省市率先實施碳排放權(quán)交易試點政策，其中包括我國四個直轄市及湖北省、廣東省、深圳市。采取市場激勵型環(huán)境規(guī)制政策來推動“雙碳”目標的完成，對我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型具有重要意義。

少部分學(xué)者認為碳排放權(quán)交易試點政策沒有達到積極效果，但大部分學(xué)者認為碳排放權(quán)交易試點政策達到了減排、保護環(huán)境的目的[1,2]。一方面，基于區(qū)域發(fā)展視角，碳排放權(quán)交易試點城市能夠吸引科技人才，提高招商引資流程標準化水平，從而促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，進一步對周邊地區(qū)起到示范引領(lǐng)效果，促進鄰地節(jié)能減排[3]。另一方面，基于微觀企業(yè)視角，碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)績效提升、創(chuàng)新研發(fā)投入、信息披露水平等方面具有重要作用，有利于促進綠色技術(shù)創(chuàng)新[4]、低碳技術(shù)優(yōu)化以及節(jié)能產(chǎn)品開發(fā)[5]。

ESG（Environmental，Social and Governance）是由聯(lián)合國在投融資領(lǐng)域提出的可持續(xù)發(fā)展倡議。企業(yè)履行ESG責任受多方因素影響。從企業(yè)內(nèi)在因素來看，企業(yè)是否積極履行ESG 主要基于股東權(quán)益最大化和企業(yè)自身利益最大化兩大目標：一方面，履行ESG可能會損害股東利益，并為企業(yè)帶來一定的財務(wù)負擔；另一方面，履行ESG對企業(yè)提升品牌形象、緩解融資約束、改善利益相關(guān)方的關(guān)系具有促進作用[6]。除此之外，企業(yè)ESG 表現(xiàn)還受到政府對可持續(xù)發(fā)展理念的倡導(dǎo)、資本市場投資意愿的引導(dǎo)、金融部門對信息披露的監(jiān)督等外部因素的影響[7]。

ESG 理念與我國的“雙碳”目標高度契合。我國“雙碳”目標的落實行動逐漸明確，驅(qū)動企業(yè)與投資者對ESG的重視程度不斷加強。因此，在“雙碳”目標的實現(xiàn)進程中，研究碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響能夠推動企業(yè)向可持續(xù)發(fā)展轉(zhuǎn)型升級，幫助企業(yè)在政府、投資者和消費者的新要求中重新找到自身定位，通過長期可持續(xù)的商業(yè)經(jīng)營目標贏得市場青睞。

基于此，本文探討了碳排放權(quán)交易試點政策的實施對控排名單中上市企業(yè)ESG表現(xiàn)的作用效果，并進一步對比國有企業(yè)與非國有企業(yè)、高污染企業(yè)與非高污染企業(yè)間作用效果的差異。在機制分析部分，檢驗了碳排放權(quán)交易試點政策通過強化高管可持續(xù)發(fā)展意識來促進企業(yè)履行ESG的機制過程，并對ESG分項指標進行了深入分析。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

碳排放權(quán)交易試點政策可能從正負兩個方面對企業(yè)ESG表現(xiàn)產(chǎn)生影響。一方面，碳排放權(quán)交易試點政策降低了企業(yè)過度排碳的負外部性，激勵企業(yè)通過綠色創(chuàng)新實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型升級，提高ESG表現(xiàn)；另一方面，由于受到現(xiàn)金流約束和管理層短視的局限，企業(yè)為追求短期經(jīng)濟利益，甘愿增加交易成本獲得碳排放配額，可能會被迫放棄投入大且穩(wěn)定性較差的ESG行為。

1.1 碳排放權(quán)交易試點政策促進企業(yè)ESG表現(xiàn)

隨著政府碳排放權(quán)交易試點政策的落地，碳交易試點市場價格機制在緩解碳排放負外部性的同時，也通過外部壓力激勵企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型[8]，從而促進企業(yè)提高ESG 表現(xiàn)。首先，碳排放配額權(quán)是企業(yè)的專用性資源之一，對維持企業(yè)的競爭優(yōu)勢有重要意義，ESG信息披露使企業(yè)擁有更多專有性碳排放配額，且有利于緩解信息不對稱和提高企業(yè)公信力，從而倒逼企業(yè)提高ESG表現(xiàn)[9]。其次，碳排放權(quán)交易試點作為一種市場化的環(huán)境規(guī)制政策，能夠?qū)h(huán)境外部性成本內(nèi)部化，通過市場機制督促企業(yè)自主管理碳排放量，提高企業(yè)環(huán)境治理參與度[10]。最后，試點城市地區(qū)的政府還會積極提高綠色金融服務(wù)水平，鼓勵環(huán)境污染責任保險、綠色基金、綠色債務(wù)等金融工具的創(chuàng)新，從而提高企業(yè)ESG的整體評分。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG 表現(xiàn)有顯著的正向影響。

1.2 碳排放權(quán)交易試點政策抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)

碳排放權(quán)交易市場會導(dǎo)致環(huán)境外部性的內(nèi)部化，碳排放量較大的企業(yè)需要在交易市場中購買超出初始碳排放配額的碳排放權(quán)，從而增加企業(yè)的合規(guī)成本，導(dǎo)致企業(yè)競爭力下降[11]，因此企業(yè)會盡量減少投資大、回報期長、風險高的ESG活動。首先，開展ESG活動需要企業(yè)投入大量資金，且ESG 活動無法為企業(yè)帶來直接收益，當企業(yè)面臨較大的經(jīng)營壓力時，更可能放棄履行ESG的行為而實現(xiàn)自身利益最大化。其次，在碳排放權(quán)交易試點政策實施之后，處于探索階段的企業(yè)會盡量減少其他投資活動帶來的非必要風險，因此更加不愿成為踐行ESG 的先行者，反而持謹慎觀望的態(tài)度。最后，企業(yè)積極履行ESG責任意味著主動披露更為全面的ESG信息，這導(dǎo)致企業(yè)在獲得利益相關(guān)者更多關(guān)注的同時也暴露出更多的問題，甚至?xí)o企業(yè)的效率和融資方面帶來威脅[12]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b：碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG 表現(xiàn)有顯著的負向影響。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

為了檢驗碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG 表現(xiàn)的影響，構(gòu)建如下計量模型：

式（1）中，ESGi，t為被解釋變量企業(yè)ESG表現(xiàn)；Piloti，t為解釋變量碳排放權(quán)交易政策的實施；Controls為控制變量；此外，模型中還控制了個體（Stkcd）固定效應(yīng)和時間（Year）固定效應(yīng)；εi，t為隨機擾動項。

為驗證高管可持續(xù)發(fā)展意識在碳排放權(quán)交易試點政策影響企業(yè)ESG 表現(xiàn)的過程中發(fā)揮的中介作用，在式（1）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，ManCognitioni，t為中介變量高管可持續(xù)發(fā)展意識，β1表示碳排放權(quán)交易試點政策對高管可持續(xù)發(fā)展意識的影響程度，δ1表示在加入中介變量后碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響程度。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：企業(yè)ESG表現(xiàn)（ESG）

考慮到數(shù)據(jù)時間范圍和體系的權(quán)威性，本文選擇彭博ESG評級分數(shù)①彭博ESG評分的取值范圍為0～100分，評分體系中環(huán)境、社會和治理三個一級指標各占三分之一的比重，環(huán)境包括能源、空氣質(zhì)量、廢棄物處理等7個二級指標，社會包括社群和客戶、健康和安全、供應(yīng)鏈等6個二級指標，治理包括多樣性、董事會構(gòu)成、補償條款等8個二級指標。作為企業(yè)ESG表現(xiàn)的衡量指標。彭博數(shù)據(jù)庫的ESG評分主要源于企業(yè)自主披露的報告、處罰信息、媒體采訪等，通過自有的量化模型進行數(shù)據(jù)標準化處理。

（2）解釋變量：碳排放權(quán)交易試點政策的實施（Pilot）

首先，若企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易試點重點控排企業(yè)，則treat取值為1，否則為0；其次，企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易試點當年及以后年份post取1，否則取0；最后，構(gòu)造企業(yè)是否被納入碳排放權(quán)交易試點重點控排企業(yè)與被納入年份的交乘項（treat×post），其系數(shù)衡量了碳排放權(quán)交易試點政策實施的效果。

（3）中介變量：高管可持續(xù)發(fā)展意識（ManCognition）

指管理層基于自身價值觀和知識體系對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題的重點關(guān)注和敏感程度。本文借鑒潘安娥和郭秋實（2018）[12]的方法，運用Python軟件計算企業(yè)年報和社會責任報告中“可持續(xù)發(fā)展”“綠色低碳”“節(jié)能減排”“環(huán)保戰(zhàn)略”4個反映管理者對可持續(xù)發(fā)展重視程度的詞語詞頻在全文中的比重。

（4）控制變量

參考蔡海靜和周臻穎（2022）[9]的做法，選取了一系列控制變量，另外還控制了個體（Stkcd）和時間（Year）雙向固定效應(yīng)。主要變量定義如下頁表1所示。

表1 主要變量定義

2.3 數(shù)據(jù)來源

考慮到試點政策開始時間以及ESG數(shù)據(jù)完整性，本文選取2011—2021 年A 股上市企業(yè)作為研究樣本。企業(yè)ESG表現(xiàn)評分來源于彭博ESG評價數(shù)據(jù)，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫（Wind）和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。對數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除ST 和SP 企業(yè)樣本；（2）剔除金融行業(yè)上市企業(yè)樣本；（3）剔除數(shù)據(jù)異常和數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)樣本。另外，對連續(xù)變量進行1%和99%水平上的Winsorize 處理，最終得到1423 家上市企業(yè)的10382 個樣本觀測值。由于原始數(shù)據(jù)中少部分樣本缺少ESG 分項指標評分，因此E、S、G分項研究的樣本量為10244。

3 實證分析

3.1 基準回歸

基準回歸結(jié)果如表2所示。列（1）回歸結(jié)果展示了在未加入控制變量的模型中，解釋變量Pilot 對企業(yè)ESG 表現(xiàn)（ESG）的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為正。列（2）結(jié)果表明在加入本文所有的控制變量后，結(jié)果仍然顯著。列（3）至列（5）的模型分別為交互項Pilot 對環(huán)境（E）、社會（S）和治理（G）的基準回歸結(jié)果，Pilot 對環(huán)境（E）和社會（S）的影響系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正，而對于治理（G）的影響并不顯著，即碳排放權(quán)交易試點政策主要通過影響環(huán)境（E）和社會（S）兩個方面的得分來促進企業(yè)ESG表現(xiàn)。以上結(jié)論驗證了假設(shè)1a。

表2 基準回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 改變樣本范圍

碳交易試點政策是中國最具代表性的市場導(dǎo)向型低碳政策之一，我國政府設(shè)立的最早一批碳交易試點省市分別為深圳市（2013 年6 月18 日）、上海市（2013 年11 月26日）、北京市（2013 年11 月28 日）、廣東?。?013 年12 月19日）、天津市（2013 年12 月26 日）、湖北?。?014 年4 月2日）和重慶市（2014 年6 月19 日）。福建省緊隨其后，于2016 年12 月22 日正式啟動碳交易市場。剔除以上八個省市外的樣本，當企業(yè)所在省市成為試點地區(qū)且企業(yè)被列入控排名單時，Pilot 取1，否則為0?；貧w結(jié)果如表3 所示，解釋變量系數(shù)的符號未發(fā)生改變且在1%的水平上顯著。

表3 穩(wěn)健性檢驗：改變樣本范圍

3.2.2 平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是運用DID 模型進行實證分析的前提條件，即保證處理組與控制組的變化趨勢在政策實施之前基本一致。本文選擇企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易試點控排企業(yè)名單的前3年和后4年進行對比。pre_i表示企業(yè)被納入試點名單前第i年的虛擬變量，若樣本企業(yè)同時具備處于政策沖擊前的第i年且處于實驗組兩個條件，則賦值為1，否則為0；Current表示若企業(yè)當年被納入碳排放權(quán)交易試點控排企業(yè)名單且為實驗組企業(yè)則賦值為1，否則為0；post_i表示企業(yè)被納入試點名單后第i年的虛擬變量，若樣本企業(yè)同時具備處于政策沖擊后的第i年且處于實驗組兩個條件，則賦值為1，否則為0。為了避免多重共線性問題，在檢驗中剔除納入試點名單前的第1期。

下頁表4結(jié)果顯示，在企業(yè)實施碳排放權(quán)交易試點政策前，pre_1 至pre_3 的回歸結(jié)果并不顯著，表明政策實施之前不存在顯著性差異；而post_1 至post_4 的回歸結(jié)果均顯著，且顯著性隨著政策的實施而不斷增強。至于Current時點并未表現(xiàn)出顯著性，主要是因為企業(yè)被納入碳排放權(quán)交易試點政策控排企業(yè)名單的具體月份不同，以及碳排放權(quán)交易試點政策對于ESG 的影響效果具有一定的滯后性。進一步結(jié)合平行趨勢檢驗圖（圖略）可知，在其他條件一定的情況下，碳排放權(quán)交易試點政策提高了企業(yè)ESG表現(xiàn)，且實施效果隨時間推移而增強，再次支持了假設(shè)1a。

表4 平行趨勢檢驗的回歸結(jié)果

3.2.3 安慰劑檢驗

為考察碳排放權(quán)交易試點政策是否受到其他不可觀測因素的干擾，本文通過虛構(gòu)實驗組的方式進行安慰劑檢驗。樣本中共有223家企業(yè)被納入碳交易試點名單，因此從所有樣本中隨機選取223家企業(yè)作為“偽實驗組”，其余企業(yè)作為控制組，再逐一為“偽實驗組”隨機抽取一個年份作為其政策實施時點，即“偽政策時間”，最終生成“偽政策虛擬變量”（交互項）。將上述步驟重復(fù)500次，得到500次回歸結(jié)果的估計系數(shù)分布和相應(yīng)P 值（見圖1）。結(jié)果顯示，偽實驗組的交互項估計系數(shù)集中分布于0 附近，整體偏離多期DID模型真實估計值1.37，表明在統(tǒng)計結(jié)果上并不顯著，這意味著基于虛構(gòu)分組實施的碳排放權(quán)交易試點政策并未明顯促進ESG表現(xiàn)的提高，反證基準回歸結(jié)果可信。同時，大部分估計值的P值高于0.1，表明檢驗結(jié)果不具有偶然性，不太可能是由于受到其他政策或隨機性因素影響而產(chǎn)生的，再次證明基準回歸結(jié)果的可靠性。

圖1 安慰劑檢驗結(jié)果

3.2.4 雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）

由于企業(yè)是否被納入碳排放權(quán)交易試點控排企業(yè)名單并非完全隨機，而是政府對其各項指標進行過考察，處于一定的碳排放水平之上的企業(yè)才會被納入名單。因此，為了避免選擇性偏差對回歸結(jié)果的影響，以及基準回歸中出現(xiàn)的樣本不均衡問題，本文通過基于反事實分析方法的傾向得分匹配（PSM）方法對結(jié)果進行檢驗，即使用1：1近鄰匹配方法進行樣本匹配，采用Logit 模型估計匹配得分。為了確保上述匹配變量不受到試點政策實施的影響，本文選用各指標滯后三期的數(shù)據(jù)與未納入名單的企業(yè)同期數(shù)據(jù)進行匹配。

匹配前后的核密度函數(shù)圖顯示，匹配前處理組和對照組的樣本分布不一致，而在匹配后處理組和對照組的樣本分布幾乎重疊，表明滿足PSM的共同支撐假設(shè)。表5為雙重差分傾向得分匹配檢驗的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，采用1:1近鄰匹配方法后再次進行回歸檢驗，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 雙重差分傾向得分匹配檢驗的回歸結(jié)果

3.3 異質(zhì)性檢驗

3.3.1 企業(yè)所有制異質(zhì)性

不同所有制企業(yè)受到碳排放權(quán)交易政策的影響程度不同。一方面，非國有企業(yè)在面臨碳排放權(quán)試點政策壓力時，需要考慮自身排碳情況并進行重新規(guī)劃，當企業(yè)想避免繳納環(huán)保費用、節(jié)約環(huán)保成本、適應(yīng)社會需求時，就更需要重視自身的ESG表現(xiàn)來滿足政府減排政策的初衷，其綠色轉(zhuǎn)型也更加迫切[5]。另一方面，國有企業(yè)本身對于節(jié)能減排的重視程度就高于非國有企業(yè)，因此在納入試點企業(yè)名單后，ESG表現(xiàn)的提高空間較小。

將本文樣本根據(jù)企業(yè)所有制進行分組，下頁表6 列（1）、列（2）的回歸結(jié)果顯示：非國有企業(yè)Pilot的系數(shù)值在5%的水平上通過了顯著性檢驗，說明碳排放權(quán)交易試點政策顯著提高了非國有企業(yè)ESG 表現(xiàn)；而國有企業(yè)的Pilot系數(shù)值并不顯著，表明碳排放權(quán)交易試點政策對國有企業(yè)ESG表現(xiàn)的作用并不明顯。

表6 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3.3.2 行業(yè)異質(zhì)性

企業(yè)所屬行業(yè)和生產(chǎn)的產(chǎn)品種類會影響每年的碳排放量，因此政府分配的碳排放額也會有較大差異。本文根據(jù)原環(huán)境保護部和中國證券監(jiān)督管理委員會公布的行業(yè)分類標準——《上市公司環(huán)境保護核查行業(yè)分類管理名錄》和《上市公司行業(yè)分類指引》，將火電、紡織、水泥等16個行業(yè)劃分為高污染行業(yè)。將樣本按是否為高污染行業(yè)進行分組回歸，結(jié)果如表6列（3）、列（4）所示，高污染企業(yè)的Pilot系數(shù)不顯著，非高污染企業(yè)的Pilot系數(shù)在5%的水平上顯著為正。原因可能是：與非高污染企業(yè)相比，高污染企業(yè)會面臨更大的減排壓力，實現(xiàn)低碳轉(zhuǎn)型也需要投入更大的成本，履行社會責任（S）和公司治理（G）的難度增大，使得碳排放權(quán)交易試點政策對高污染企業(yè)ESG表現(xiàn)提升的影響較小。

3.4 影響機制分析

高層管理者的認知往往決定了組織在動態(tài)環(huán)境中的戰(zhàn)略選擇和企業(yè)績效。高管可持續(xù)發(fā)展意識按照行為動機可分為環(huán)保風險意識和環(huán)保收益意識[13]，環(huán)保風險意識是高管出于社會責任感糾正自身環(huán)境污染的行為，從而積極履行ESG責任，而環(huán)保收益意識則是從利潤最大化的角度出發(fā)，通過低碳轉(zhuǎn)型降低生產(chǎn)成本并提高自身競爭力，同時將多余的碳配額通過市場機制出售，影響企業(yè)ESG表現(xiàn)。本文參考鄧新明等（2020）[14]對管理者認知的測量方法，通過內(nèi)容分析法處理企業(yè)年報，借助Python 計算管理者層面節(jié)能減排詞頻數(shù)，以此量化管理者環(huán)境認知，從而反映高管可持續(xù)發(fā)展意識的強弱。

中介效應(yīng)的回歸結(jié)果如表7 列（1）、列（2）所示，碳排放權(quán)交易試點政策顯著正向影響高管可持續(xù)發(fā)展意識，且高管可持續(xù)發(fā)展意識對企業(yè)ESG表現(xiàn)有顯著正向作用，表明高管可持續(xù)發(fā)展意識在兩者間起中介作用。表7列（3）至列（5）表明高管可持續(xù)發(fā)展意識顯著促進ESG分項指標E和S得分提升。因此，高管可持續(xù)發(fā)展意識越強，對政府監(jiān)管傳遞的環(huán)境壓力越靈敏，越可能實施節(jié)能減排行為并主動披露環(huán)境信息以積極提高ESG表現(xiàn)。

表7 碳排放權(quán)交易試點政策影響企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介機制

4 結(jié)論

本文基于多期雙重差分模型等方法，對我國2011—2021年A股上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行考察，研究碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG 表現(xiàn)的影響及其內(nèi)在作用機制。研究結(jié)論如下：

（1）基準回歸結(jié)果顯示，碳排放權(quán)交易試點政策的實施正向促進控排名單中上市企業(yè)的ESG表現(xiàn)，即被納入碳排放權(quán)交易試點重點控排名單的企業(yè)ESG 表現(xiàn)更好。另外，對以上結(jié)果進行了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和PSM-DID 檢驗，研究結(jié)論保持穩(wěn)健。同時發(fā)現(xiàn)了該政策的實施效果存在一定的滯后性。

（2）異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，一方面，從所有制視角，相比于國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易試點政策對非國有企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進作用更強；另一方面，從行業(yè)視角，相比于高污染企業(yè)，碳排放權(quán)交易試點政策對非高污染企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進作用更強。

（3）機制分析發(fā)現(xiàn)，高管可持續(xù)發(fā)展意識在碳排放權(quán)交易試點政策與企業(yè)ESG表現(xiàn)間起中介作用，即碳排放權(quán)交易試點政策通過強化高管可持續(xù)發(fā)展意識從而提高企業(yè)履行ESG的積極性。進一步分析發(fā)現(xiàn)，高管可持續(xù)發(fā)展意識對ESG各分項指標的作用效果存在差異，其中對ESG分項指標中E和S的表現(xiàn)影響顯著。