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冷湘韵 LENG Xiang-yun
（郑州大学，郑州 450001）
改革开放四十多年来，中国粗放式经济增长取得令人瞩目的成就，但其也导致了不可忽视的环境问题。十九大报告中提出，污染防治是政府工作的三大攻坚战之一，在第75届联合国大会上我国更是提出了碳达峰和碳中和的“双碳”目标。为了实现这一目标，近年来政府出台了各种环境规制政策，试图通过这种方式来促进企业创新，实现经济增长和环境保护的双目标。根据赵玉民等（2009）的分类，环境规制可分为显性环境规制和隐性环境规制，其中，显性环境规制又分为命令控制型环境规制、以市场为基础的激励性环境规制和自愿性环境规制。由于隐性环境规制的度量方式及数据难以获得，现有研究较多从显性环境规制出发研究其经济后果。不同的环境规制工具对企业具有不同的影响路径。
本文以碳排放权交易机制的实施这一事实构造准自然实验，利用该试点作为识别市场激励型环境规制对资源消耗型企业创新质量影响的外生冲击，构造双重差分法来验证碳排放权交易机制与企业创新之间的因果推断。本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文从微观企业视角提供了市场激励型环境规制对微观企业影响的增量文献。现有文献大多从省份层面分析市场激励型环境规制的宏观影响，而忽略了其对微观个体的经济后果；
第二，本文从企业创新质量的角度，分析了市场激励型环境规制工具对企业实质性创新的影响，对波特假说进行了再验证；
第三，选取高耗能行业这一资源消耗型子样本进行研究，为政府市场激励型环境规制政策实施提供微观实证参考。
政府市场激励型环境规制的实施会对企业生产运营决策产生影响。企业会通过降低产量减少排污量、直接购买更新绿色工艺设备减少生产过程中的污染排放或自主研发创新等活动来应对环境污染问题、响应政府号召。有学者认为，一方面由于企业研发过程通常具有高风险、高投入、耗时长等特点，无论是降低产量、购买设备还是自主研发，都会占据企业正常生产运营资金，影响企业现金流，降低企业创新的积极性；
另一方面，有学者认为企业创新行为的目的不仅包括推动技术进步、保持竞争优势还有一种是策略行为。企业会通过增加创新申请数量来向社会展示经营良好、环保负责的企业形象，而且由于信息不对称性，政府难以辨别企业申请专利的质量，只能通过企业创新专利申请来给予企业创新补助、税收优惠等政策，这也为企业的投机活动提供了可能。
以波特为代表的学者对此提出了相反观点，根据波特假说，严格且适宜的环境管制能够激励企业发展新的技术和组织方式，这反而可能提高企业的生产率和市场竞争力。从企业内部来看，虽然企业研发创新短期内会占用企业生产资源，但是从长期来看，企业创新专利带来的经济利益流入会抵消研发支出，并形成企业的无形资产，通过技术领先战略提高企业竞争力。从外部环境来看，随着2014年碳排放权交易试点实施，到2018年排污费改税，再到第75届联合国大会上提出“双碳目标”。我国环境规制强度不断增强、市场激励型环境规制工具不断完善。根据企业竞争力理论，企业面临的外部压力，有可能克服企业惰性，促进企业做出改变、积极开展绿色技术创新。
为探究市场激励型环境规制是否能促进企业实质性创新，提高企业创新质量，本文提出如下竞争性假设：
H1a：市场激励型环境规制能提高企业创新质量；
H1b：市场激励型环境规制不能提高企业创新质量。
为了获取可信的因果推断，本文以2014年碳排放权交易试点实施为准自然实验，以此来分析市场激励型环境规制是否能提高企业创新质量。因此，本文将双重差分模型设定如下：
其中Apply是指企业创新质量，本文使用企业实用新型专利申请，并参考张杰等（2018）的做法，以实用新型专利的IPC分类号为基础，根据赫芬达尔指数计算方法统计出每一个实用新型专利的质量，然后用平均数的方法加总到每一个企业。Time表示时间，2014年及以后取值为1，2014年以前取值为0；
Treat表示是否为全国碳排放权交易重点排放企业，是则取值为1，反之为0；
μi表示个体固定效应，δt表示时间固定效应，γi，t表示省份虚拟变量，ρi，t表示行业虚拟变量，εi，t表示随机扰动项；
Xi，t为控制变量。参考胡珺等（2020），本文分别控制了企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、资产净利润率（Roa）、产权性质（Soe）、成长能力（Grow）、经营净现金流（Ocf）等变量。
为获得一个相对平衡的面板数据，本文选择2009-2020年非金属矿物制品业、有色金属冶炼及压延加工业、化学原料及化学制品制造业等六大高能耗行业企业作为研究样本。并对样本进行了如下处理：①剔除金融保险类上市公司，这些公司的财务数据结构和监管制度与其他行业存在很大差异；
②剔除当年被ST的样本，此类上市公司的财务数据都经过了一定处理；
③剔除财务数据存在缺失的公司年度样本。经过上述处理后，共得到1791个样本。本文公司层面的财务数据和全国碳排放权交易重点排放企业信息主要来源于国泰安数据库（CSMAR），实用新型专利IPC分类号数据来源于CNRDS数据库。为避免数据极端值对研究结论产生干扰，本文对连续变量在1%和99%分位处分别做了缩尾处理。
表1报告了主要变量的描述性统计。创新质量最小值为0，最大值为0.8148，表明高耗能企业间创新质量水平差距较大；
Treat均值为0.1167，表明样本企业中有210个企业为对照组，1580个企业为实验组；
Soe均值为0.5366，表明样本中国有企业与非国有企业分部较均匀。其余控制变量与现有文献基本一致。
表1 描述性统计
图1表示动态效应检验结果，平行趋势假定是实证论文中使用DID的前提，即在没有政策干预的情况下，结果变量在处理组和对照组的发展趋势一致才能使用DID。本文发现在2009-2014年间β均不显著，说明处理组和对照组在试点政策实施前不存在明显的差异，满足平行趋势假设。此外，试点后估计系数β从第四年（2018年）开始显著，说明2014年碳排放权交易试点政策对创新质量的影响滞后四到五年。
图1 平行趋势检验
根据前文设计的待检验模型1，碳排放权交易对企业创新质量影响回归结果如表2所示（括号内为P值）。其中第（1）列，本文仅加入了解释变量和被解释变量，并控制了个体固定效应和时间固定效应，这一列中Time×Treat的估计系数为0.0552，在5%水平上显著为正；
在第（2）列中，本文加入了控制变量，Time×Treat的估计系数为0.0502，在10%水平上显著；
在第（3）列中，进一步控制了省份和行业的固定效应影响，发现Time×Treat的估计系数仍然为正，并且在10%水平上显著。表2的回归结果说明，碳排放权交易机制能够显著提高企业的技术创新质量，支持了本文的研究假设H1a。
表2 基准回归及安慰剂检验
本文进一步采用安慰剂检验来检验实证结果的可靠性。根据安慰剂检验，政府2014年碳排放权交易试点的实施能促进企业创新行为，提高企业创新质量，而在2014年之前并没有实施该交易试点政策，所以在2014年之前碳排放权交易政策试点的实施与企业创新质量的回归结果应该不显著。根据这个思路，本文重新定义了Treat变量，假设2012年为碳排放权交易试点年份，2012年及以后期间Treat变量取值为1，2012年以前Treat变量取值为0，然后将重新定义的Treat变量放入模型1中重新回归，结果如列（4）所示。Time×Treat的估计系数为0.0592，但并不显著，通过了安慰剂检验，本文实证结果具有稳健性。
本文在梳理现有文献、进行理论分析的基础上，以2014年碳排放权交易试点这一外部政策冲击，使用微观企业层面数据，构造双重差分模型分析了市场激励型环境规制工具对高耗能行业企业创新质量的影响。根据本文的研究成果，市场激励型环境规制对企业创新质量具有显著的促进作用。通过碳排放权交易政策，低污染排放企业有排放配额盈余，其能将这一盈余配额在排放权交易市场上出售获取收入。而对于高污染型企业，政府分配的免费排放额不足以覆盖其在生产过程中排放量，这就导致了这类企业需要支付额外的费用从排放权市场上购买其他企业的排放额度，进而激发了企业创新意愿，提高了企业创新质量。如何在不同行业类型企业间分配排放权额度及对排放权配额交易价格进行定价就显得非常重要。当高污染型企业在排放权交易市场上购买排放配额的费用低于企业创新研发支出时，可能并不能很好地激励企业进行创新；
相反，当购买排放权费用较高时，更能激励企业进行创新，因为从长远来看，通过研发出环境友好型生产工艺不仅能避免缴纳环保税，还能在社会公众树立环境友好的负责任企业形象有利于营销，在竞争对手间形成技术领先优势抢占市场。
