孫博文 張政

摘 ? 要：基于中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配數(shù)據(jù)，采用基于傾向得分匹配的多期DID方法對國企混改的碳減排效應(yīng)、結(jié)論異質(zhì)性及微觀機(jī)制進(jìn)行討論。研究發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)混合所有制改革具有顯著的碳減排效應(yīng)，與對照組相比，國企混改樣本平均處理效應(yīng)為-6.4%，在緩解內(nèi)生性問題及進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論仍然成立。采用三重差分法（DDD）檢驗(yàn)了研究結(jié)論異質(zhì)性特征，發(fā)現(xiàn)國企混改的碳減排效應(yīng)在國企參股企業(yè)、清潔生產(chǎn)行業(yè)、低行業(yè)集中度水平和出口企業(yè)中更顯著。微觀機(jī)制方面，對技術(shù)進(jìn)步、能源效率提升、能源結(jié)構(gòu)清潔化三條機(jī)制渠道進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)能源效率提升是國企混改碳減排效應(yīng)的最重要機(jī)制渠道，企業(yè)能源效率改善所帶來的碳減排間接效應(yīng)占碳減排總效應(yīng)的62.96%;但國企混改未能通過促進(jìn)企業(yè)能源結(jié)構(gòu)清潔化這一渠道顯著促進(jìn)碳減排;由于技術(shù)減排效應(yīng)弱于能源回彈效應(yīng)，國企混改也未能通過技術(shù)進(jìn)步渠道促進(jìn)碳減排。為此，應(yīng)持續(xù)深入推動國有企業(yè)混合所有制改革，探索建立重點(diǎn)行業(yè)國企混改與節(jié)能減排政策協(xié)同機(jī)制，重視國企混改績效多重異質(zhì)性特征，提高企業(yè)能源利用效率，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)清潔化。

關(guān)鍵詞：國有企業(yè)混合所有制改革;碳減排;國有企業(yè)改革

中圖分類號：F271 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ? 文章編號：1003-7543（2021）07-0075-16

持續(xù)深化國有企業(yè)混合所有制改革（以下簡稱“國企混改”），發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，是新時代構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的應(yīng)有之義。通過混合所有制改革將非國有資本，尤其是民營資本引入國有企業(yè)，對于國企構(gòu)建現(xiàn)代企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、完善激勵機(jī)制、緩解委托代理問題具有重要促進(jìn)作用，不僅可以優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)、改善會計(jì)信息質(zhì)量，提高企業(yè)資本配置效率[1]，而且有助于降低企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)和社會負(fù)擔(dān)，提高企業(yè)創(chuàng)新效率和經(jīng)營績效。在生態(tài)文明建設(shè)以及經(jīng)濟(jì)社會全面綠色轉(zhuǎn)型背景下，國有企業(yè)應(yīng)當(dāng)在生態(tài)文明建設(shè)中作出表率，并將環(huán)境公共品的保障和供給作為其深化改革的目標(biāo)約束。

從既有研究來看，國企混改的績效評估大都關(guān)注治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化、經(jīng)營績效改善、宏觀資源高效配置等目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，尚未發(fā)現(xiàn)對國企混改環(huán)境績效的評估研究。事實(shí)上，對于國企的價值和績效判斷，不能僅關(guān)注其微觀財務(wù)效率、技術(shù)效率、創(chuàng)新效率和全要素生產(chǎn)率等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，還要考慮到國有企業(yè)所承擔(dān)的其他社會功能，如經(jīng)濟(jì)輻射、區(qū)域協(xié)調(diào)、政策承擔(dān)、社會保障與生態(tài)治理等，否則就會容易造成“國企低效”的錯誤判斷。在我國提出2030年實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰以及2060年之前實(shí)現(xiàn)碳中和的戰(zhàn)略目標(biāo)下，系統(tǒng)評估國企混改碳減排效應(yīng)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文首次利用中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫，采用PSM-DID方法對國企混改碳減排效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)評估，并對國企混改影響碳減排的異質(zhì)性特征以及微觀機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)述評及機(jī)制假說

本文首次將國企混改與碳減排目標(biāo)實(shí)現(xiàn)結(jié)合起來進(jìn)行研究。在重點(diǎn)梳理國企混改績效評估與碳減排影響因素相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對國企混改的碳減排效應(yīng)以及微觀機(jī)制進(jìn)行邏輯探討，并提出相應(yīng)的命題假設(shè)。

（一）國企混改績效評估研究與碳減排效應(yīng)

由于信息不對稱的存在，國有企業(yè)面臨著委托代理下的激勵機(jī)制不足、政治—經(jīng)濟(jì)—社會多元目標(biāo)沖突以及預(yù)算軟約束等一系列問題，扭曲了國有企業(yè)的微觀行為，導(dǎo)致企業(yè)資金配置與經(jīng)營低效[2]。在此背景下，持續(xù)深化國企混改，通過積極引入非國有資本參與國企治理，不斷完善監(jiān)督和激勵機(jī)制，實(shí)現(xiàn)國企生產(chǎn)中的剩余索取權(quán)與剩余控制權(quán)匹配，是解決國企面臨的一系列委托代理問題的重要制度創(chuàng)新[3-4]?；旌纤兄剖侵冈谕唤?jīng)濟(jì)組織中，不同的產(chǎn)權(quán)主體因多元投資、互相融合而形成的新的產(chǎn)權(quán)配置結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)形式，在微觀層面體現(xiàn)為企業(yè)產(chǎn)權(quán)主體的多元化，宏觀層面則表現(xiàn)為一個國家或地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)的非單一性，國企混改通常指的是后者[5]。已有諸多研究在理論與政策層面證實(shí)，積極推進(jìn)國企混改，引入非國有資本投資者以參與股權(quán)投資方式重組國有企業(yè)，有助于構(gòu)建高效的激勵機(jī)制和監(jiān)管體系，提高公司治理水平[6]，平衡國有企業(yè)社會福利與經(jīng)濟(jì)利潤目標(biāo)，降低國企的社會性負(fù)擔(dān)和政策性負(fù)擔(dān)[7]，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率[8]、全要素生產(chǎn)率[9]、企業(yè)利潤率[10]，改善社會福利[11]，對于實(shí)現(xiàn)國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)社會目標(biāo)具有重要促進(jìn)作用。

關(guān)于碳排放影響因素的相關(guān)研究主要分為兩支：一支關(guān)注促進(jìn)碳排放的相關(guān)因素。研究表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貿(mào)易增長使得中國付出了較大的能源環(huán)境代價[12]。此外，傳統(tǒng)粗放式的發(fā)展模式、化石能源主導(dǎo)下的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步回彈效應(yīng)、環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行不完全等都是影響我國二氧化碳排放的重要因素[13]。另一支關(guān)注促進(jìn)碳減排的影響因素。學(xué)術(shù)界已達(dá)成普遍共識，即能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化、能源效率提升以及技術(shù)進(jìn)步、全要素生產(chǎn)率改進(jìn)等因素是促進(jìn)二氧化碳減排的重要驅(qū)動因素[14-16]。但總結(jié)來看，已有的研究主要集中在宏觀層面和行業(yè)層面。根據(jù)Kaya恒等式、對數(shù)平均Divisia指數(shù)以及基于生產(chǎn)理論的分解方法，碳排放驅(qū)動因素可分解為技術(shù)進(jìn)步、效率提升、能源結(jié)構(gòu)變動、要素替代和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動五個部分。楊麗莎等在相關(guān)綜合分析框架的基礎(chǔ)上，從數(shù)量上明確了技術(shù)進(jìn)步在二氧化碳減排中的關(guān)鍵性作用，但中國以煤為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)在短時間內(nèi)難以改變這一事實(shí)，導(dǎo)致能源效率偏低以及清潔能源利用不足，最終使得能源結(jié)構(gòu)調(diào)整、效率提升以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素未能表現(xiàn)出顯著的碳減排效應(yīng)[17]。類似地，徐斌等利用中國1979—2016年宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，清潔能源利用不存在減少中國二氧化碳排放的線性關(guān)系，這一結(jié)論與區(qū)域異質(zhì)性密切相關(guān)，因?yàn)榍鍧嵞茉吹睦脤|中西部地區(qū)的碳減排存在顯著的非線性關(guān)系，分別呈現(xiàn)典型的“M型”、平緩正“U型”以及“U”型非線性結(jié)構(gòu)，地方能源稟賦、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、能源利用效率都是導(dǎo)致不同地區(qū)碳減排模式差異的重要影響因素[18]。

近年來，對碳排放影響因素的分析主要集中在宏觀層面與行業(yè)層面，由于微觀層面企業(yè)能源利用和污染排放數(shù)據(jù)的缺失，鮮有學(xué)者關(guān)注企業(yè)碳減排的影響機(jī)制。就微觀層面而言，國企混改很可能通過引入激勵機(jī)制以及優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，推動企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、能源結(jié)構(gòu)清潔化以及能源效率提升等，促進(jìn)碳減排?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：國企混改具有顯著的碳減排效應(yīng)。

（二）國企混改影響碳減排的微觀機(jī)制

第一，國企混改通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步與全要素生產(chǎn)率提升實(shí)現(xiàn)碳減排。企業(yè)技術(shù)進(jìn)步是實(shí)現(xiàn)企業(yè)碳減排的重要機(jī)制。魏巍賢、楊芳發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步（包括自主研發(fā)與技術(shù)引進(jìn)）對我國二氧化碳減排具有顯著的促進(jìn)作用，但自主研發(fā)能力與技術(shù)引進(jìn)形成互補(bǔ)優(yōu)勢的能力尚待提高。在此基礎(chǔ)上，國企混改能夠顯著改善企業(yè)的管理效率、促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力以及全要素生產(chǎn)率[19]。企業(yè)技術(shù)進(jìn)步或全要素生產(chǎn)率提升可能是國企混改碳減排效應(yīng)的重要機(jī)制渠道。但值得注意的是，由于回彈效應(yīng)的存在，技術(shù)進(jìn)步可能會引致更多的能源消費(fèi)，從而增加二氧化碳的排放，這導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步對二氧化碳的實(shí)際減排效果變得不確定，甚至表現(xiàn)出一定的碳排放促進(jìn)效應(yīng)。亦即，技術(shù)進(jìn)步對碳排放的影響，取決于技術(shù)效率改善下碳減排效應(yīng)和產(chǎn)出增長下回彈效應(yīng)的綜合，回彈效應(yīng)可能會部分甚至完全抵消技術(shù)進(jìn)步所帶來的碳減排效應(yīng)[17]。

第二，國企混改通過優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)以及促進(jìn)清潔能源利用實(shí)現(xiàn)碳減排。大力發(fā)展清潔能源有助于降低對高污染煤炭的依賴，促進(jìn)二氧化碳減排，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、實(shí)現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展具有重要促進(jìn)作用。除此之外，清潔能源的使用還有助于推動節(jié)能減排技術(shù)進(jìn)步，尤其是加速資本和勞動供給，推動能源節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步，并進(jìn)一步促進(jìn)碳減排。國有企業(yè)是傳統(tǒng)化石能源消耗大戶，通過引入非國有資本與市場機(jī)制，能夠進(jìn)一步推動清潔能源利用促進(jìn)企業(yè)碳減排。對于處于產(chǎn)業(yè)鏈上游的煤炭生產(chǎn)、石油天然氣以及電力能源供應(yīng)企業(yè)而言，在能源革命的大潮下，推動混合所有制改革以及引入多元化股權(quán)，有助于發(fā)揮市場機(jī)制的信息搜集和資源配置功能，推動相關(guān)能源行業(yè)發(fā)展與清潔能源相關(guān)的產(chǎn)業(yè)投資項(xiàng)目，幫助傳統(tǒng)化石能源企業(yè)尋求新的清潔能源和新型能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向。對于處于產(chǎn)業(yè)鏈下游的制造業(yè)企業(yè)而言，推動混合所有制改革有助于不斷完善企業(yè)多元投資模式，緩解企業(yè)融資約束，提高企業(yè)對清潔能源利用的價格承受力，促進(jìn)企業(yè)能源結(jié)構(gòu)的清潔化轉(zhuǎn)型。

第三，國企混改通過提高能源效率促進(jìn)碳減排。由于中國在煤炭上的資源和價格優(yōu)勢，以煤為主的能源格局將在一段時間內(nèi)長期存在，提高現(xiàn)有能源的利用效率可能是中國節(jié)能目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵途徑。陳釗、陳喬伊利用中國工業(yè)企業(yè)污染微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，能源利用效率是減緩工業(yè)能耗增長的最重要因素[20]。國有企業(yè)具有顯著的制度優(yōu)勢以及資源過度擠占特征，與私營企業(yè)相比，其表現(xiàn)出偏低的能源利用效率，并且在微觀層面，有研究證實(shí)國有企業(yè)更傾向于選擇減產(chǎn)這一“激進(jìn)”方式而非提高企業(yè)能源利用效率促進(jìn)企業(yè)碳減排。相較而言，非國有企業(yè)因?yàn)殪`活的市場機(jī)制，更傾向于選擇內(nèi)生的減排路徑[21]。這意味著，國企混改有可能通過引入非國有資本和完善市場化的激勵機(jī)制，提高企業(yè)優(yōu)化能源利用效率以及內(nèi)生減排動力?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：國企混改可能通過促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、能源結(jié)構(gòu)清潔化、提高企業(yè)能源效率等機(jī)制途徑降低企業(yè)二氧化碳排放。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

若將國企混改視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，則可以基于多期DID的模型設(shè)定方法、國企混改績效評估以及碳排放影響因素的相關(guān)研究模型，設(shè)定模型（1），通過比較處理組與對照組的系統(tǒng)差異便可估算國企混改凈效應(yīng)。但考慮到國企混改的非隨機(jī)特征以及不可觀測因素的影響①，直接估計(jì)可能會產(chǎn)生樣本選擇偏差，因而本文首先基于傾向得分匹配模型（PSM）構(gòu)造國企混改“反事實(shí)”樣本，并在此基礎(chǔ)上對其碳減排凈效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（1）

reformit=treati×postt（2）

模型（1）中被解釋變量lnCO2代表城市k行業(yè)j企業(yè)i在t年的碳排放水平，采用CO2指標(biāo)取對數(shù)表示;模型（2）中reformit=treati×postt，reformit表示國企混改政策變量。其中，若企業(yè)在樣本窗口期間參與混合所有制改革則定義treat為1，其他定義為0;企業(yè)在國企混改當(dāng)年及之后則定義post為1，其他定義為0。本文關(guān)注的核心是國企混改變量reform的系數(shù)β1，若系數(shù)小于0，則意味著國企混改具有顯著的碳減排效應(yīng)，反之則反是。X為影響企業(yè)碳排放的控制變量向量。此外，模型還控制了一系列固定效應(yīng)：ai為企業(yè)固定效應(yīng)，控制不隨時間變動的企業(yè)特征因素;vt為時間固定效應(yīng)，控制宏觀變動因素;ck為城市固定效應(yīng);λjt為二位數(shù)行業(yè)與時間聯(lián)合固定效應(yīng)，控制行業(yè)層面因素和宏觀經(jīng)濟(jì)因素等。eijkt為殘差項(xiàng)?；貧w結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)誤在城市或行業(yè)層面聚類調(diào)整。

在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上，考慮到混改樣本具有的潛在樣本選擇問題，為進(jìn)一步緩解處理組與對照組的樣本選擇偏差，本文選擇傾向得分匹配法（PSM），為混改樣本匹配與之擁有共同特征的非混改樣本構(gòu)造一個反事實(shí)框架，以降低樣本選擇偏誤的影響。為更大程度保留有效樣本，本文選用非替代性的一對一最近鄰匹配方法，并采用逐年匹配的方法為各年處理組找尋與之匹配的對照組?？紤]到參與匹配協(xié)變量越多，匹配樣本數(shù)量越少，故遴選出一些既影響混改決策又影響企業(yè)碳排放的協(xié)變量，分別是企業(yè)就業(yè)規(guī)模與企業(yè)全要素生產(chǎn)率兩個變量。為檢驗(yàn)匹配結(jié)果的可靠性，保障混改企業(yè)樣本與非混改企業(yè)樣本特征變量不存在顯著差異，本文進(jìn)行了匹配平衡性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)匹配變量在進(jìn)行匹配后方差都有較大程度的下降且偏差都在10%以下，處理組和控制組之間不存在明顯差異，較大程度上緩解了樣本選擇偏差問題。

（二）變量說明

被解釋變量：企業(yè)二氧化碳排放CO2。借鑒王興民等的研究[22]，本文運(yùn)用碳排放系數(shù)法計(jì)算企業(yè)層面能源消費(fèi)的二氧化碳排放，主要能源標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)與CO2排放系數(shù)見表1（下頁）。計(jì)算公式如下：

其中，Q表示企業(yè)二氧化碳排放量，Ei為i種能源的消費(fèi)量，Ki為i種能源的二氧化碳排放系數(shù)。中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫中僅包含有限的能源種類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，如煤炭、天然氣以及燃料油等主要能源，考慮到煤炭、天然氣以及燃料油用量占總能源消費(fèi)的80%以上，本文以這三類能源為例對企業(yè)二氧化碳排放進(jìn)行總體估算。

核心解釋變量：國企混改Reformit。參考相關(guān)研究[7-8]，本文將國有獨(dú)資企業(yè)引入集體資本、個人資本、法人資本、港澳臺資本和外商資本等非國有資本定義為國企混合所有制改革。具體的識別策略是：若上一年國有獨(dú)資企業(yè)國有資本金占實(shí)收資本金的比例為100%，但在當(dāng)年這一比例低于100%，則經(jīng)歷了混合所有制改革，定義treati=1，其他樣本定義treati=0;進(jìn)一步將改革時間定義為postt，設(shè)定改革當(dāng)年及之后postt=1，其他樣本定義為0。最終，國企混改變量可設(shè)定為reformit=treati×postt。需要說明的是：一方面，選用注冊資本金占比來判斷國企混改屬性，其原因在于，一些企業(yè)雖然注冊為外資企業(yè)、有限責(zé)任公司或者外貿(mào)公司，但事實(shí)上依然是國企或者國企控股;另一方面，根據(jù)本文定義，參與混改的國企包含國企控股、國企參股以及轉(zhuǎn)制民企（完全私有化）三類，第三類不屬于政策層面規(guī)定的嚴(yán)格意義上的混合所有制企業(yè)，可將其視為一種特殊的混改企業(yè)形態(tài)。

控制變量X包括了企業(yè)與城市維度的變量。企業(yè)層面的變量有：企業(yè)規(guī)模lny，采用企業(yè)總產(chǎn)值取對數(shù)表示;企業(yè)年齡age，反映企業(yè)成熟度以及所處生命周期;企業(yè)勞動投入與就業(yè)規(guī)模lnlabor，采用企業(yè)就業(yè)平均數(shù)表示;企業(yè)資本密集度lnkl，為企業(yè)實(shí)收資本與勞動力總數(shù)比值的對數(shù);企業(yè)出口變量export，若企業(yè)出口交貨值大于0，則定義export為1，否則定義為0;企業(yè)全要素生產(chǎn)率lntfpop，基于OP法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率并取對數(shù)處理。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫未提供2008—2012年企業(yè)的工業(yè)增加值和工業(yè)中間投入數(shù)據(jù)，因而無法采用OP法估計(jì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為此，借鑒Head & Ries的方法[23]，采用方程TFP=ln（y/l）-s×ln（k/l）估算替代，其中y為剔除物價的企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值，k為企業(yè)固定資產(chǎn)總額，l為企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)，s表示生產(chǎn)函數(shù)中資本貢獻(xiàn)度，將其設(shè)定為1/3，最終對缺失的全要素生產(chǎn)值進(jìn)行了替代并取對數(shù)處理。城市層面的變量包括：城市經(jīng)濟(jì)密度lndensity，反映城市經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)集聚水平，采用城市GDP與地理面積比值表示，并取對數(shù)處理。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用了中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫（1998—2012年）和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1998—2012年）的微觀匹配數(shù)據(jù)，并將其與我國城市維度數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配?，F(xiàn)就數(shù)據(jù)的具體處理說明如下：第一，中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫是中國目前最全面、最可靠的環(huán)境微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，且最近有諸多研究證實(shí)了其可靠性[20]。由于缺乏1998—2000年煤炭總量數(shù)據(jù)，本文采用原料煤和燃料煤數(shù)據(jù)進(jìn)行加總補(bǔ)齊，但天然氣數(shù)據(jù)的缺乏使得我們依然無法估算碳排放強(qiáng)度，因此將其剔除，2011年缺乏煤炭數(shù)據(jù)，2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫質(zhì)量有較大問題，按慣例將其剔除。第二，對于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的處理方法如下：以“法人代碼”“企業(yè)名稱”“地區(qū)（市、縣）”“電話號碼”“行業(yè)代碼（三位數(shù)、四位數(shù)）”“主要產(chǎn)品”“開工年份”“郵政編碼”“登記注冊類型”“國有控股情況”等基準(zhǔn)變量，逐步分鄰近兩年、鄰近三年、最后統(tǒng)一匹配到全體年份的非平衡面板數(shù)據(jù)集。手工對四位數(shù)行業(yè)代碼進(jìn)行統(tǒng)一，并確保兩位數(shù)行業(yè)代碼統(tǒng)一到2002年標(biāo)準(zhǔn)，僅保留制造業(yè)行業(yè)樣本。對所有的連續(xù)變量進(jìn)行Winsor處理，去掉1%的極端值。根據(jù)企業(yè)代碼對兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，對于未匹配上的數(shù)據(jù)集使用企業(yè)名稱進(jìn)行匹配。在匹配基礎(chǔ)上進(jìn)一步剔除污染物排放小于0、工業(yè)增加值大于工業(yè)總產(chǎn)值等異常值。第三，城市層面數(shù)據(jù)來自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過中經(jīng)網(wǎng)、中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫予以補(bǔ)足。

主要變量均值統(tǒng)計(jì)及檢驗(yàn)如表2所示。圖1呈現(xiàn)了處理組與對照組lnCO2的核密度分布情況，發(fā)現(xiàn)處理組樣本相對于對照組明顯左偏，參與混改的國企二氧化碳排放顯著低于未參與混改的樣本。更精確的結(jié)果留待后文進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、實(shí)證結(jié)果討論

（一）基準(zhǔn)結(jié)果分析

表3（下頁）報告了國企混改的碳減排效應(yīng)評估結(jié)果。列（1）中未加入相關(guān)控制變量，發(fā)現(xiàn)國企混改變量的系數(shù)顯著為負(fù)，值為-0.093。列（2）除加入影響企業(yè)碳排放的控制變量外，還加入了包括企業(yè)、時間、城市等不同維度的固定效應(yīng)，以控制不同層面的不可觀測因素對企業(yè)碳減排的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國企混改變量系數(shù)依然顯著為負(fù)，且解釋力有所降低。列（3）進(jìn)一步加入了行業(yè)和時間的聯(lián)合固定效應(yīng)，以進(jìn)一步控制行業(yè)相關(guān)因素和宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，并在城市維度作聚類標(biāo)準(zhǔn)誤處理，允許殘差項(xiàng)在城市維度序列相關(guān)以緩解估計(jì)偏誤問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，系數(shù)為-0.064，表明國企混改顯著降低了企業(yè)6.4%的碳排放。與列（3）相比，列（4）在行業(yè)層面進(jìn)行聚類標(biāo)準(zhǔn)誤處理，發(fā)現(xiàn)系數(shù)顯著為負(fù)且沒有變動，證實(shí)了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。以上結(jié)果表明，國企混改具有顯著的碳減排效應(yīng)，證實(shí)了假設(shè)1。

（二）平行趨勢檢驗(yàn)與動態(tài)效應(yīng)分析

雙重差分估計(jì)結(jié)果的有效性要求國企混改之前處理組與對照組滿足平行趨勢假定，即處理組與對照組的二氧化碳排放量沒有顯著差異。基于相關(guān)研究，本文采用事件分析法框架對此進(jìn)行驗(yàn)證[10]，構(gòu)建如下模型：

（三）內(nèi)生問題處理與穩(wěn)健性討論

雖然本文控制了企業(yè)、城市、行業(yè)以及時間層面一系列固定效應(yīng)，但依然無法完全窮盡遺漏變量或者其他非隨機(jī)因素帶來的潛在內(nèi)生問題，為緩解內(nèi)生問題帶來的潛在估計(jì)偏誤，本文進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4（下頁）所示。

第一，控制預(yù)期效應(yīng)影響。隨著我國國企改革不斷深入，不同行業(yè)國有企業(yè)都形成了一定的混改預(yù)期，為控制預(yù)期效應(yīng)帶來了系統(tǒng)估計(jì)偏誤，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入處理組treat與混改前一年Yeart-1的交互項(xiàng)。加入交互項(xiàng)之后，列（1）結(jié)果顯示，國企混改變量系數(shù)同樣顯著為負(fù)，且交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，表明國企混改預(yù)期對企業(yè)碳減排未產(chǎn)生系統(tǒng)性影響。

第二，緩解國企混改變量的潛在內(nèi)生問題。國企混改可能與自身的特征變量有關(guān)而不滿足完全隨機(jī)假設(shè)。為進(jìn)一步緩解國企混改的內(nèi)生問題，本文構(gòu)造了可能對國企混改產(chǎn)生影響的兩個前定變量：分別是2000年企業(yè)出口密度eden2000=企業(yè)出口額/工業(yè)產(chǎn)值，以及2000年企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率drate2000=企業(yè)總負(fù)債/企業(yè)總資產(chǎn)。在此基礎(chǔ)上，列（2）與列（3）分別在模型中加入不同前定變量與混改時期變量postt的交互項(xiàng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)系數(shù)同樣顯著為負(fù)且有一定程度的下降，但均通過顯著水平檢驗(yàn)。

第三，控制清潔生產(chǎn)環(huán)境規(guī)制政策因素。企業(yè)碳減排可能與國家的環(huán)境規(guī)制政策密切相關(guān)。為控制清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施以及清潔生產(chǎn)指標(biāo)體系對于企業(yè)碳排放的影響，進(jìn)一步推進(jìn)龍小寧、萬威對相關(guān)行業(yè)的精準(zhǔn)識別[24]，這里構(gòu)造了其他環(huán)境規(guī)制政策變量other_policy，并將其放至模型中進(jìn)行回歸，列（4）結(jié)果顯示，其他政策因素加入后，國企混改的碳減排效應(yīng)依然顯著為負(fù)，且解釋力有所降低。

第四，不同傾向得分匹配法。列（5）中，有別于基準(zhǔn)模型的近鄰匹配方法，本文選取核匹配方法對處理組與對照組樣本進(jìn)行匹配，結(jié)果表明匹配方法的變更并沒有顯著改變本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

第五，排除其他隨機(jī)干擾因素的影響。國企混改碳減排效應(yīng)可能源于其他隨機(jī)因素而非國企混改本身。鑒于此，本文借鑒Li等[25]的處理辦法來構(gòu)造安慰劑檢驗(yàn)，進(jìn)一步判斷國企混改的碳減排效應(yīng)是否由其他隨機(jī)性因素引起。具體方法是，按照國企混改樣本的分布情況，隨機(jī)生成處理組并重復(fù)進(jìn)行500次回歸，將500次回歸中的系數(shù)值統(tǒng)計(jì)出來并繪制系數(shù)直方圖和核密度圖，并將其與基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行對比。圖3（下頁）中，橫坐標(biāo)代表隨機(jī)政策沖擊系數(shù)βrandom，隨機(jī)分配之后核心解釋變量reform的系數(shù)估計(jì)值集中分布在零附近，而且根據(jù)核密度圖可計(jì)算隨機(jī)系數(shù)βrandom的均值為0.001，非常接近于0。表3列（3）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果與隨機(jī)抽樣得到的系數(shù)有顯著差異。安慰劑檢驗(yàn)表明，國企混改的碳減排效應(yīng)并非由其他不可觀測因素所引起，證實(shí)了結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、異質(zhì)性與微觀機(jī)制分析

（一）異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)模型證實(shí)了國企混改具有顯著的碳減排效應(yīng)。現(xiàn)實(shí)中，國企混改績效環(huán)境目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能依賴于一系列外部約束條件，不同混改策略以及企業(yè)屬性差異都會對國企混改的碳減排效應(yīng)產(chǎn)生一定的影響。鑒于此，本文進(jìn)一步基于三重差分模型設(shè)定，考察異質(zhì)性國企混改策略、清潔生產(chǎn)行業(yè)屬性、行業(yè)集中度水平以及出口屬性等方面的結(jié)論，表5報告了異質(zhì)性回歸的相關(guān)結(jié)論。

1.國企混改策略的異質(zhì)性分析

在國企混改變量reform設(shè)定的基礎(chǔ)之上，本文進(jìn)一步將國企混改策略及對應(yīng)的樣本分為三類：第一類是國有控股（treat_state），即混改后國有股份占比高于50%且至少包含集體、私人或外資股份的企業(yè);第二類是國企參股（treat_scangu），即混改后國有股份低于50%且存在控股股份是集體、私人或外資的企業(yè);第三類是轉(zhuǎn)制民企（treat_private）或者完全私有化企業(yè)，其雖不符合官方對混改的“包含兩種及以上所有制成分的企業(yè)”定義，但可視為一種特殊混改形式。表5列（1）結(jié)果顯示，與國企控股相比，國企參股以及轉(zhuǎn)制民企兩類國企混改策略均表現(xiàn)出一定的碳減排效應(yīng)，且僅有國企參股這一混改策略的系數(shù)通過顯著水平檢驗(yàn)。在企業(yè)碳減排方面，本文發(fā)現(xiàn)國企參股的碳減排效應(yīng)要優(yōu)于國企控股與轉(zhuǎn)制民企，可能是因?yàn)?，國企參股這一混改策略能夠更加充分發(fā)揮國有資本資源獲取與非國有資本市場機(jī)制靈活的綜合優(yōu)勢，而企業(yè)完全私有化會進(jìn)一步強(qiáng)化利潤目標(biāo)，不利于企業(yè)環(huán)境目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。這一結(jié)論的政策啟示是，為保障環(huán)境目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，國企混改應(yīng)當(dāng)盡量避免完全私有化式的改革。

2.清潔生產(chǎn)行業(yè)異質(zhì)性分析

對于清潔生產(chǎn)行業(yè)的界定，本文參考Akbostanci等[26]提出的標(biāo)準(zhǔn)：首先，基于中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫，計(jì)算行業(yè)單位產(chǎn)值不同污染物排放水平UEij=Eij/Yi，其中，Eij為行業(yè)i的主要污染物j（工業(yè)廢水、廢氣以及煙塵粉塵）的污染排放水平，Yi為各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值;其次，對行業(yè)污染物排放強(qiáng)度進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以及等權(quán)加權(quán)平均，進(jìn)而計(jì)算出行業(yè)污染排放強(qiáng)度;最后，將行業(yè)污染排放強(qiáng)度超過中位數(shù)水平的行業(yè)設(shè)定為污染密集型行業(yè)，反之則設(shè)定為清潔生產(chǎn)行業(yè)①。表5 列（2）結(jié)果顯示，國企混改與清潔生產(chǎn)行業(yè)交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明清潔生產(chǎn)行業(yè)國企混改比污染密集型行業(yè)表現(xiàn)出更強(qiáng)的碳減排效應(yīng)。除此之外，清潔生產(chǎn)行業(yè)在環(huán)境規(guī)制約束下更容易獲得市場優(yōu)勢，有更強(qiáng)的動力和創(chuàng)新能力實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)，相反，污染企業(yè)在嚴(yán)苛的環(huán)境規(guī)制下市場規(guī)模逐漸萎縮，缺乏碳減排動力。

3.行業(yè)集中度異質(zhì)性分析

行業(yè)集中度反映了企業(yè)所處行業(yè)的市場壟斷勢力和市場競爭水平，本研究采用赫希曼-赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）衡量行業(yè)壟斷程度，指數(shù)越高則行業(yè)壟斷程度越高、市場競爭水平越弱。表5列（3）結(jié)果顯示，國企混改與行業(yè)集中度交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明行業(yè)集中度的提升抑制了國企混改的碳減排效應(yīng)發(fā)揮。由于行業(yè)壟斷勢力的存在，參與混改的國有企業(yè)更傾向于通過提高市場價格增加壟斷利潤，缺乏技術(shù)創(chuàng)新、降低邊際成本的激勵，不利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提升、綠色創(chuàng)新能力的改善以及碳減排這一環(huán)境目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。這意味著，國企混改的碳減排效應(yīng)依賴于良好的市場競爭環(huán)境，在國企混改的同時，有必要通過不斷深化市場化改革、提高市場競爭程度，激發(fā)企業(yè)加大技術(shù)研發(fā)投入、優(yōu)化生產(chǎn)流程、降低企業(yè)生產(chǎn)成本、提高能源利用效率，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升，降低企業(yè)碳排放。

4.出口異質(zhì)性特征分別

表5列（4）結(jié)果顯示，國企混改與企業(yè)出口屬性的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著與內(nèi)銷企業(yè)相比，出口企業(yè)混改的碳減排效應(yīng)更為顯著，企業(yè)出口進(jìn)一步強(qiáng)化了國企混改的碳減排效應(yīng)。這可能是因?yàn)椋阂环矫妫鶕?jù)經(jīng)典企業(yè)異質(zhì)性出口理論，出口企業(yè)不僅表現(xiàn)出更高的全要素生產(chǎn)率，而且能夠通過出口“學(xué)習(xí)效應(yīng)”進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、提升管理水平;此外，出口企業(yè)還可能在國外進(jìn)口商的技術(shù)支持下提高產(chǎn)品質(zhì)量，通過國際合作提高綠色低碳技術(shù)研發(fā)能力。另一方面，產(chǎn)品進(jìn)口國嚴(yán)苛的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)也會倒逼出口企業(yè)不斷優(yōu)化生產(chǎn)管理、引進(jìn)先進(jìn)設(shè)備，這些都有助于促進(jìn)企業(yè)能源效率改善，進(jìn)而降低能源消耗和碳排放水平。

（二）微觀機(jī)制分析

就微觀層面而言，國企混改可能有助于促進(jìn)企業(yè)進(jìn)步、改善企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)一步提高企業(yè)能源效率，促進(jìn)清潔能源使用，從而通過以上中間機(jī)制降低碳排放水平。為檢驗(yàn)微觀機(jī)制是否存在，本文基于中間模型思維構(gòu)建如下模型：

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（5）

Mijkt=β0+β1reformit+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（6）

lnCO2ijkt=β0+β1reformit+β2Mijkt+Xγ+ai+vt+ck+λjt+eijkt（7）

其中，模型（5）為基準(zhǔn)模型，將前文模型（1）移抄至此。模型（6）為中間機(jī)制模型，被解釋變量為中間機(jī)制變量Mijkt，包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率lntfpop、能源結(jié)構(gòu)清潔化指標(biāo)estruc和能源效率efficiency。企業(yè)全要素生產(chǎn)率采用OP法估計(jì)并取對數(shù)處理。由于企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫中缺乏風(fēng)能、水能、太陽能等新能源數(shù)據(jù)，本文采用潔凈燃?xì)庀M(fèi)usegas作為清潔能源的代理變量，因而能源結(jié)構(gòu)清潔化指標(biāo)estruc可采用企業(yè)天然氣與煤炭使用量的比重并取對數(shù)表示，計(jì)算公式為estruc=ln（b1*usegas）/（b1*usegas+b2*usecoal），其中b1與b2分別代表天然氣與煤炭的標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)。能源效率efficiency采用單位能耗的工業(yè)產(chǎn)值表示，考慮到2011年之前污染企業(yè)數(shù)據(jù)庫并未公布電力使用相關(guān)數(shù)據(jù)，企業(yè)能源投入采用煤炭使用量usecoal計(jì)算，表達(dá)式為efficiency=ln（y/usecoal）。模型（7）為同時包含國企混改變量和機(jī)制變量的綜合模型，用以檢驗(yàn)國企混改影響碳減排的微觀機(jī)制的存在性，要求模型（6）中β1和模型（7）中β2同時顯著才能滿足要求。

表6（下頁）利用Bootstrap方法對相關(guān)中間機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在列（2）—（4）的中間機(jī)制模型中，國企混改顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)能源效率，但對企業(yè)能源結(jié)構(gòu)清潔化的促進(jìn)作用不顯著。研究結(jié)論證實(shí)了我國國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，市場化機(jī)制以及多元股權(quán)模式的引入有助于改善企業(yè)的管理效率和促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。本文首次基于中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫的能源利用數(shù)據(jù)，證實(shí)了混合所有制改革對企業(yè)能源利用效率的顯著改善作用，為從國企混改的視角推動實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和目標(biāo)提供了證據(jù)支撐。但本文并沒有發(fā)現(xiàn)國企混改對企業(yè)清潔能源使用的促進(jìn)作用，這與清潔能源在企業(yè)中占比較低以及市場價格偏高不無關(guān)系。

進(jìn)一步地，結(jié)合列（5）綜合模型的估計(jì)結(jié)果，可有效檢驗(yàn)國企混改碳減排效應(yīng)的微觀機(jī)制存在性。在加入相關(guān)中間機(jī)制變量之后，從直接效應(yīng)來看，國企混改系數(shù)顯著為負(fù)，促進(jìn)碳減排的直接效應(yīng)為-4.0%。從間接效應(yīng)來看，可從如下渠道來分析：一是企業(yè)全要素生產(chǎn)率渠道，列（2）中結(jié)果顯示，國企混改顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率14.9個百分點(diǎn)，但列（5）中全要素生產(chǎn)率的增加對企業(yè)碳排放的影響系數(shù)不顯著，表明國企混改促進(jìn)碳減排的技術(shù)進(jìn)步渠道不顯著。二是能源結(jié)構(gòu)清潔化渠道，列（5）顯示清潔能源利用lnestruc系數(shù)顯著為負(fù)，具有顯著的碳減排效應(yīng)，但由于列（3）中國企混改對清潔能源的利用沒有顯著促進(jìn)作用，這意味著國企混改通過提高能源結(jié)構(gòu)清潔化而促進(jìn)碳減排的微觀機(jī)制也不顯著，國企改革未能通過促進(jìn)企業(yè)能源清潔化這一渠道促進(jìn)企業(yè)碳減排。三是能源效率渠道，結(jié)合列（4）和列（5）的估計(jì)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，國企混改不僅能夠直接降低能源使用而促進(jìn)碳減排，而且還能通過提高能源利用效率這一機(jī)制渠道促進(jìn)碳減排，間接效應(yīng)為0.079×（-0.861）=-6.80%。綜合直接效應(yīng)和間接效應(yīng)可知，能源效率改善所帶來的碳減排間接效應(yīng)占碳減排總效應(yīng)的62.96%。

綜合機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果可知：國企混改對碳減排具有直接促進(jìn)作用，且通過提高企業(yè)能源利用效率這一間接渠道貢獻(xiàn)了碳減排效應(yīng)的62.96%。但國企混改通過促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和能源結(jié)構(gòu)清潔化中間渠道實(shí)現(xiàn)碳減排的機(jī)制不顯著。究其原因，就企業(yè)技術(shù)進(jìn)步渠道而言，一方面，這一結(jié)果可能與企業(yè)能源回彈效應(yīng)大于技術(shù)減排效應(yīng)有關(guān)，使得國企混改并沒有通過促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增加而實(shí)現(xiàn)碳減排。另一方面，技術(shù)進(jìn)步可以降低實(shí)際能源價格，在市場化水平較高的地區(qū)，生產(chǎn)者可以較為靈活地對生產(chǎn)決策進(jìn)行調(diào)整，由于能源要素價格降低，生產(chǎn)者將使用更多的能源替代其他要素投入[25]，結(jié)果反而加劇了企業(yè)碳排放。就能源結(jié)構(gòu)清潔化渠道而言，由于清潔能源利用成本較高，以及清潔能源產(chǎn)業(yè)屬于戰(zhàn)略性高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，企業(yè)能源清潔化轉(zhuǎn)型需要投入大量的研發(fā)資金和人員，建設(shè)相應(yīng)的配套基礎(chǔ)設(shè)施[18]。由于企業(yè)自身稟賦、發(fā)展階段以及所處地區(qū)的不同，企業(yè)的融資能力以及地方政府的政策支持力度也存在較大差異，使得國企混改對企業(yè)清潔能源利用的影響存在非線性關(guān)系。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫匹配數(shù)據(jù)，利用雙重差分法對國企混改的碳減排效應(yīng)進(jìn)行了評估，并對國企混改影響二氧化碳排放異質(zhì)性和微觀機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得到了如下結(jié)論：第一，國企混改具有顯著的碳減排效應(yīng)，國有企業(yè)通過混合所有制改革顯著降低了企業(yè)6.4個百分點(diǎn)的碳排放。第二，國企混改的碳減排效應(yīng)在不同的國企混改策略、清潔生產(chǎn)屬性、行業(yè)集中度以及出口屬性下呈現(xiàn)顯著的異質(zhì)性特征，這一效應(yīng)在國企參股企業(yè)（相較于國企控股與完全私有化）、清潔生產(chǎn)行業(yè)（相較于污染密集型行業(yè)）、低行業(yè)集中度水平（相較于高行業(yè)集中度水平）以及出口企業(yè)（相較于內(nèi)銷企業(yè)）中更顯著。第三，國企混改碳減排效應(yīng)的核心機(jī)制是企業(yè)能源效率的提升。在具體的微觀機(jī)制檢驗(yàn)中，國企混改通過能源效率提升這一渠道顯著促進(jìn)了企業(yè)碳減排，這一間接機(jī)制效應(yīng)占碳減排總效應(yīng)的62.96%，但需要指出的是，國企混改通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率和促進(jìn)企業(yè)能源結(jié)構(gòu)清潔化而促進(jìn)碳減排的渠道不顯著?；谏鲜鼋Y(jié)論，提出如下建議：

第一，持續(xù)深入推動國企混改，探索建立重點(diǎn)行業(yè)企業(yè)混合所有制改革與節(jié)能減排政策的協(xié)同機(jī)制。要持續(xù)深化國企混改，堅(jiān)持國有企業(yè)市場化改革方向，不斷深化從“管企業(yè)”到“管資本”的國資監(jiān)管體制改革，提高國企混改效率與經(jīng)營績效。除此之外，在生態(tài)明建設(shè)與碳減排環(huán)境目標(biāo)約束下，要積極發(fā)揮國企混改的碳減排效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，積極探索國企市場化改革與環(huán)境規(guī)制政策的協(xié)同機(jī)制，在充分發(fā)揮命令控制型環(huán)境規(guī)制政策作用的同時，不斷通過引入非國有資本以及完善企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)節(jié)能減排的內(nèi)生激勵。積極探索將碳減排目標(biāo)任務(wù)納入國有企業(yè)的績效評估體系，建立完善國企混改碳減排考核制度，在此基礎(chǔ)上，按照當(dāng)前國有企業(yè)分類改革的要求，完善高耗能企業(yè)、能源類國有企業(yè)混合所有制改革路徑，建立完善國企混改與清潔生產(chǎn)政策的協(xié)同機(jī)制。

第二，提高國企混改碳排放效應(yīng)要重視多重影響因素的異質(zhì)性特征。相較于國企控股與完全私有化兩種混改形式，國企參股的碳減排效應(yīng)更突出，這意味著，碳減排目標(biāo)約束下國有企業(yè)改革的方向應(yīng)當(dāng)是實(shí)現(xiàn)國有資本、集體資本、民營資本以及外資資本交叉持股的混合所有制經(jīng)濟(jì)，而非完全私有化。國企混改碳減排效應(yīng)在低行業(yè)集中度、清潔生產(chǎn)行業(yè)以及出口企業(yè)中更顯著，諸多研究證實(shí)，處于以上三類外部環(huán)境的企業(yè)總體上表現(xiàn)出更高的能源效率和生產(chǎn)效率，這一結(jié)論為未來環(huán)境規(guī)制政策制定與混改行業(yè)選擇提供了思路。一方面，應(yīng)著力探索“效率異質(zhì)型”碳減排政策，在節(jié)能減排政策目標(biāo)制定的過程中，充分考慮企業(yè)的效率異質(zhì)性特征，弱化環(huán)境政策的總量目標(biāo)控制，充分利用市場機(jī)制給予低效率企業(yè)更多的環(huán)境壓力，倒逼低效企業(yè)退出市場或者尋求更進(jìn)一步的兼并重組。另一方面，堅(jiān)定不移推進(jìn)市場化改革，降低壟斷行業(yè)的進(jìn)入管制，破除行業(yè)壟斷壁壘，提高行業(yè)競爭度;減少對非國有企業(yè)的歧視性政策，為國有企業(yè)引入民營資本創(chuàng)造公平競爭的市場環(huán)境。在碳減排目標(biāo)約束下，要加大清潔生產(chǎn)行業(yè)、清潔能源行業(yè)（如電力和天然氣行業(yè)）以及出口行業(yè)國企混改。

第三，提高企業(yè)能源利用效率，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)清潔化。企業(yè)能源效率提升以及能源結(jié)構(gòu)清潔化均具有顯著的碳減排效應(yīng)，且企業(yè)能源效率提升占碳減排總效應(yīng)的62.96%，但由于回彈效應(yīng)的存在，本文并未發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的碳減排效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)具有敏感性、不穩(wěn)定的特征，因而在實(shí)現(xiàn)2030年碳達(dá)峰以及2060年碳中和目標(biāo)要求下，除了要重視低碳技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)外，還應(yīng)大力提升企業(yè)的能源利用效率、優(yōu)化企業(yè)能源利用結(jié)構(gòu)。一方面，應(yīng)當(dāng)以提高企業(yè)能源利用效率為抓手，培育綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動力，嚴(yán)格控制高耗能產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目，加大鋼鐵、建材、石化、有色、煤炭等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的節(jié)能減碳技術(shù)改造，推進(jìn)綠色低碳循環(huán)現(xiàn)代制造體系建設(shè)。另一方面，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，建立清潔低碳能源體系。促進(jìn)企業(yè)清潔能源的使用和能源結(jié)構(gòu)清潔化，需要發(fā)揮政府與市場的共同作用。政府應(yīng)當(dāng)加大對清潔能源供給的補(bǔ)貼以及企業(yè)稅收優(yōu)惠，擴(kuò)大風(fēng)能、水能以及核能等清潔能源的供給，支持新能源技術(shù)的研發(fā)投入;不斷完善碳交易市場，通過市場化方式倒逼企業(yè)清潔生產(chǎn)以及能源結(jié)構(gòu)清潔化利用。

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