田建強(qiáng) 韓曉玉

【摘 要】 以我國7個(gè)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2007—2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，基于多期雙重差分模型分析碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果顯示：碳交易政策可顯著緩解企業(yè)融資約束；隨著政策實(shí)施時(shí)間的推進(jìn)，該緩解效應(yīng)整體呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的趨勢；碳交易政策可通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種途徑緩解企業(yè)的融資約束。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，碳交易政策對(duì)非國有、中西部地區(qū)與低碳行業(yè)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)更強(qiáng)。結(jié)論豐富了碳交易政策經(jīng)濟(jì)后果研究，為加快建設(shè)全國碳交易市場提供了政策啟示。

【關(guān)鍵詞】 碳排放權(quán)交易； 融資約束； 信息不對(duì)稱； 代理成本

【中圖分類號(hào)】 F234.3；F273? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2023）06-0104-08

一、引言

碳排放權(quán)交易（以下簡稱碳交易）采用限額與交易的運(yùn)行機(jī)制，是我國有效應(yīng)對(duì)溫室氣體排放問題的一種市場化手段，也是助力我國達(dá)成“雙碳”目標(biāo)的關(guān)鍵之舉。2021年7月16日全國碳排放權(quán)交易市場開啟線上交易，預(yù)計(jì)發(fā)展成為全球覆蓋溫室氣體排放量規(guī)模最大的市場。碳交易政策作為我國推動(dòng)綠色低碳發(fā)展的重大制度創(chuàng)新，對(duì)其經(jīng)濟(jì)后果及機(jī)理進(jìn)行深入分析，有助于加快推進(jìn)我國碳市場的建設(shè)，為生態(tài)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供政策啟示。

融資約束是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中普遍存在的難題。在碳減排等環(huán)境治理過程中，企業(yè)的綠色創(chuàng)新技術(shù)研發(fā)等環(huán)境投資往往具有風(fēng)險(xiǎn)高、周期長、收益低等特征，自身可能受到較大的現(xiàn)金流壓力和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，面臨較高的融資約束[ 1 ]。碳交易政策創(chuàng)造了一個(gè)公開透明的碳交易環(huán)境，能夠通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種重要途徑緩解企業(yè)的融資約束。一方面，碳交易企業(yè)的履約情況、碳排放配額成交量、減排措施與績效等信息會(huì)更公開透明，可讓外界對(duì)該企業(yè)的經(jīng)營狀況、發(fā)展?jié)摿τ懈鼫?zhǔn)確的認(rèn)識(shí)與判斷，使企業(yè)獲取更多外部經(jīng)濟(jì)資源，從而改善融資狀況[ 2 ]；另一方面，碳交易企業(yè)作為試點(diǎn)企業(yè)，必然會(huì)受到政府、投資者等利益相關(guān)者更多的關(guān)注與監(jiān)督，可有效約束企業(yè)管理層，減少各種私利行為，降低委托代理成本，減輕企業(yè)融資壓力[ 3 ]。因此，碳交易政策有望實(shí)現(xiàn)促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新與優(yōu)化融資環(huán)境的雙贏。

本文基于我國碳交易政策在多個(gè)試點(diǎn)省市分批分期依次展開的現(xiàn)實(shí)背景，選取2007—2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，利用多期雙重差分模型分析碳交易政策能否以及如何影響企業(yè)融資約束。研究發(fā)現(xiàn)：碳交易政策可明顯緩解企業(yè)融資約束，且該緩解作用在時(shí)間維度上具有持續(xù)增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)；碳交易政策可通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種途徑緩解企業(yè)的融資約束。進(jìn)一步分析產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地理區(qū)域、行業(yè)碳排放方面的差異性，發(fā)現(xiàn)碳交易政策對(duì)非國有、中西部地區(qū)以及低碳行業(yè)企業(yè)融資約束的緩解作用更強(qiáng)。

本文主要的研究貢獻(xiàn)如下：第一，評(píng)估碳交易政策在優(yōu)化融資環(huán)境方面所發(fā)揮的效果?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多集中于碳交易政策對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新、績效、價(jià)值與投資行為等方面的影響，鮮少涉及企業(yè)融資約束，本文將碳交易政策與融資約束放在一個(gè)邏輯框架內(nèi)進(jìn)行分析，豐富了碳交易政策相關(guān)研究。第二，厘清了碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的作用機(jī)理。本文驗(yàn)證了碳交易政策可通過降低信息不對(duì)稱、代理成本緩解企業(yè)融資約束，深化了融資約束理論。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）碳交易政策的宏觀影響

碳交易政策是我國實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰、碳中和”戰(zhàn)略目標(biāo)的重要手段，其宏觀影響主要表現(xiàn)在碳減排、綠色經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展等方面。首先，碳交易政策可降低碳排放量。吳茵茵等[ 4 ]研究證實(shí)碳交易政策可顯著降低試點(diǎn)地區(qū)的碳排放量與強(qiáng)度。其次，碳交易政策通過推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展助力經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。孫振清等[ 5 ]基于DID模型發(fā)現(xiàn)碳交易政策通過綠色技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等途徑提高了試點(diǎn)城市的綠色全要素生產(chǎn)率。最后，碳交易政策推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。邵帥和李興[ 6 ]認(rèn)為碳交易政策可通過技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等路徑推動(dòng)試點(diǎn)省市經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

（二）碳交易政策的微觀影響

碳交易政策通過綠色技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)績效、價(jià)值與投資行為等財(cái)務(wù)表現(xiàn)。胡珺等[ 7 ]發(fā)現(xiàn)碳交易政策能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。任曉松等[ 8 ]基于三重差分模型，發(fā)現(xiàn)碳交易政策通過企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動(dòng)力、獲益激勵(lì)等傳導(dǎo)機(jī)制提升了高污染工業(yè)企業(yè)的績效。沈洪濤和黃楠[ 9 ]認(rèn)為碳交易政策對(duì)企業(yè)短期價(jià)值有正向作用，但對(duì)長期價(jià)值影響不顯著。唐國平等[ 10 ]發(fā)現(xiàn)碳交易政策顯著促進(jìn)了企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新與金融資產(chǎn)投資。張晨等[ 11 ]認(rèn)為碳交易企業(yè)具有技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)，并發(fā)現(xiàn)碳交易政策顯著提高了企業(yè)的預(yù)防性環(huán)保投資。張濤等[ 12 ]基于DID模型發(fā)現(xiàn)碳交易政策通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、緩解融資約束等路徑改善企業(yè)投資不足的問題。

綜上，豐富的文獻(xiàn)給予本文堅(jiān)實(shí)的理論支撐。但現(xiàn)有文獻(xiàn)要么聚焦于碳交易政策對(duì)試點(diǎn)地區(qū)碳減排、綠色經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展等方面的宏觀影響，要么側(cè)重于碳交易政策對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新、績效、價(jià)值與投資行為等方面的微觀表現(xiàn)，較少關(guān)注碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的作用。張晨等[ 11 ]從資源效應(yīng)的角度分析碳交易政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響，發(fā)現(xiàn)該政策對(duì)企業(yè)融資約束無明顯作用；張濤等[ 12 ]證實(shí)碳交易政策可通過緩解企業(yè)融資約束而提高其投資效率。遺憾的是，這些文獻(xiàn)并未進(jìn)一步研究碳交易政策如何作用于融資約束。因此，探討碳交易政策能否以及如何影響企業(yè)融資約束，有助于深化碳交易政策的相關(guān)研究。

三、研究假設(shè)

碳排放是煤炭、石油等化石能源燃燒和工業(yè)生產(chǎn)過程以及土地利用變化與林業(yè)等活動(dòng)產(chǎn)生的溫室氣體排放[ 13 ]。2021年2月施行的《碳排放權(quán)交易管理辦法（試行）》將屬于全國碳交易市場覆蓋行業(yè)且年度溫室氣體排放量達(dá)到2.6萬噸二氧化碳當(dāng)量的企業(yè)納入溫室氣體重點(diǎn)排放單位名錄。碳排放權(quán)是指分配給重點(diǎn)排放單位的規(guī)定時(shí)期內(nèi)的碳排放額度。重點(diǎn)排放單位應(yīng)當(dāng)報(bào)告碳排放數(shù)據(jù)，清繳碳排放配額，公開交易及相關(guān)活動(dòng)信息。碳排放及其交易數(shù)據(jù)受到地方生態(tài)環(huán)境主管部門的監(jiān)督檢查。根據(jù)信息顯示理論和利益相關(guān)者理論，本文認(rèn)為碳交易政策可以通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種途徑緩解企業(yè)的融資約束。

首先，碳交易政策可降低信息不對(duì)稱而緩解企業(yè)融資約束。由于信息不對(duì)稱問題，市場投資者作為信息劣勢一方可能會(huì)低估企業(yè)價(jià)值，在投資決策中追求較高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，這必然會(huì)給企業(yè)的融資活動(dòng)增加困難[ 14 ]。信息顯示理論認(rèn)為，基于環(huán)境規(guī)制的信息披露可改善信息不對(duì)稱，影響投資者所做的決策，從而緩解企業(yè)融資約束[ 15 ]。碳交易政策為試點(diǎn)地區(qū)創(chuàng)造了一個(gè)公開透明的碳交易環(huán)境。被納入碳交易市場的企業(yè)可借助碳交易市場的信息披露機(jī)制，從企業(yè)的履約情況、碳排放配額成交量、減排措施與績效、碳活動(dòng)對(duì)經(jīng)營發(fā)展的影響等多個(gè)方面向社會(huì)傳遞自身經(jīng)濟(jì)信號(hào)。這些經(jīng)濟(jì)信號(hào)一方面揭示了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況，另一方面體現(xiàn)了企業(yè)社會(huì)責(zé)任擔(dān)當(dāng)，改善了市場主體間的信息不對(duì)稱，從而有效緩解企業(yè)融資約束[ 12 ]。

其次，碳交易政策可通過降低代理成本而緩解企業(yè)融資約束。在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)高度分散的條件下，兩權(quán)（所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)）分離會(huì)帶來股東與管理層之間的委托代理問題[ 16 ]。此時(shí)，企業(yè)管理層具有謀取私利的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，掏空行為會(huì)降低企業(yè)價(jià)值，增加投資者的投資風(fēng)險(xiǎn)，促使投資者要求更高的股權(quán)和債券投資溢價(jià)，使企業(yè)陷入融資困境[ 17 ]。利益相關(guān)者理論認(rèn)為，企業(yè)做出重大經(jīng)濟(jì)決策時(shí)需考慮所有利益相關(guān)者。若某企業(yè)被納入碳交易，其將面臨更加嚴(yán)格的碳排放和履約核查。外部投資者、政府及消費(fèi)者等利益相關(guān)方可便捷地通過公開透明的碳交易市場實(shí)時(shí)掌握與監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營的相關(guān)信息，迫使企業(yè)管理層減少各種私利行為，抑制委托代理問題的發(fā)生，從而更有利于企業(yè)融資[ 3 ]。綜合以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：碳交易政策可顯著地緩解企業(yè)融資約束。

假設(shè)2：碳交易政策可通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種途徑緩解企業(yè)融資約束。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

我國自2013年起先后在深圳、北京、上海、廣東、天津、湖北、重慶7個(gè)省市開展碳交易試點(diǎn)。本文利用這一現(xiàn)實(shí)背景作為碳交易政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，探討碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的影響及其作用機(jī)制。本文以2007—2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，并對(duì)數(shù)據(jù)做以下處理：（1）剔除金融行業(yè)樣本；（2）剔除ST、*ST以及PT樣本；（3）剔除終止上市的樣本；（4）剔除缺失值與異常值?？紤]到極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。最終，樣本包括3 205家上市公司，共19 324個(gè)樣本觀測值。碳交易試點(diǎn)省市的重點(diǎn)排放企業(yè)名單依據(jù)各地區(qū)發(fā)展和改革委員會(huì)官網(wǎng)公布的數(shù)據(jù)手工收集整理得出，其他企業(yè)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量

參考魏志華等[ 18 ]的研究，本文以Fcf（經(jīng)營性凈現(xiàn)金流與上期總資產(chǎn)的比值）、Div（現(xiàn)金股利與上期總資產(chǎn)的比值）、Cash（現(xiàn)金持有與上期總資產(chǎn)的比值）、Lev（財(cái)務(wù)杠桿）、Tq（托賓Q值）五個(gè)指標(biāo)構(gòu)建KZ指數(shù)。KZ值越大，表示融資約束程度越高。

2.解釋變量

借鑒胡珺等[ 7 ]、唐國平等[ 10 ]的研究，本文解釋變量Treat為分組虛擬變量。基于從各試點(diǎn)省市發(fā)展和改革委員會(huì)官網(wǎng)收集整理的重點(diǎn)排放企業(yè)名單，若企業(yè)被納入碳交易則為處理組，Treat賦值為1；其他企業(yè)定義為對(duì)照組，Treat賦值為0。Time為時(shí)間虛擬變量，碳交易政策實(shí)施當(dāng)年及以后年份賦值為1，否則為0。

3.控制變量

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[ 18-19 ]，本文的控制變量有：企業(yè)規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Roa）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）、上市年限（Age）、企業(yè)成長能力（Growth）、股權(quán)集中度（Top1）和股市表現(xiàn)（Yretnd）。同時(shí)，考慮到行業(yè)、地區(qū)等因素的影響，本文進(jìn)一步控制了行業(yè)、省份和年度虛擬變量。

4.中介變量

參考馮曉晴和文雯[ 20 ]、楊青等[ 21 ]的研究，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱程度越高，分析師（資本市場重要的信息中介）越難以對(duì)企業(yè)信息進(jìn)行精準(zhǔn)的追蹤和預(yù)測，從而分析師的預(yù)測越偏向樂觀。因此，本文以分析師預(yù)測樂觀度作為企業(yè)信息不對(duì)稱的替代變量。信息不對(duì)稱程度越高，則分析師預(yù)測樂觀度越高。參考戴亦一等[ 22 ]、徐子堯和張莉沙[ 23 ]的研究，本文以經(jīng)營費(fèi)用率作為企業(yè)代理成本的度量指標(biāo)，該值越大，代理成本越大。各變量定義見表1。

（三）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型

我國碳交易政策在7個(gè)試點(diǎn)省市的啟動(dòng)時(shí)間并不同，是分期依次展開的。參考唐國平等[ 10 ]、張濤等[ 12 ]的研究，本文采用多期雙重差分模型研究碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的影響。

其中，i表示企業(yè)，t表示年份。KZit為被解釋變量，Treati為解釋變量分組變量，Timeit為時(shí)間變量，Controlit為控制變量。Year、Industry、Province分別表示年度、行業(yè)、地區(qū)固定效應(yīng)，？著it為殘差項(xiàng)。本文關(guān)注交乘項(xiàng)Treati×Timeit的系數(shù)？茁1，若？茁1顯著小于0，則表示碳交易政策可顯著緩解企業(yè)融資約束。

2.動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型

本文參考Beck et al.[ 24 ]的研究，采用事件分析法進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)。在基準(zhǔn)模型（1）的基礎(chǔ)上設(shè)定如下動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型。

式（2）中，Dkit代表企業(yè)被納入碳交易這一事件的虛擬變量。假定企業(yè)i被納入碳交易的年份為yi，令k=t-yi。當(dāng)k≤-6時(shí)，D-6it=1，否則為0；依次類推，當(dāng)k=-5，-4，-3，-2，-1，0，1，2，3，4，5，6，7時(shí)，相應(yīng)的Dkit=1，否則為0；當(dāng)k≥8時(shí)，D8it=1，否則為0。在具體的回歸分析中，本文以k=-1即企業(yè)被納入碳交易的前一年作為基準(zhǔn)期，因此式（2）中并未包括D-1it這個(gè)虛擬變量。通過比較式（2）中參數(shù)？琢k的顯著性，就可檢驗(yàn)碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

3.中介效應(yīng)模型

為檢驗(yàn)碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的作用機(jī)制，本文參考溫忠麟和葉寶娟[ 25 ]的研究，設(shè)計(jì)如下中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

其中：KZit為被解釋變量；Treati×Timeit為解釋變量；Mit為中介變量，包括分析師預(yù)測樂觀度Optim和代理成本Ag_cost。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型（1）的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，無論是否增加控制變量，交乘項(xiàng)Treat×Time的系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明碳交易政策可顯著降低企業(yè)融資約束，本文假設(shè)1成立。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模、盈利能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)成長能力以及股權(quán)集中度都顯著負(fù)向影響企業(yè)融資約束，財(cái)務(wù)杠桿、上市年限以及股市表現(xiàn)都顯著正向影響企業(yè)融資約束?？刂谱兞康墓烙?jì)系數(shù)與以往研究結(jié)果基本一致[ 18-19 ]。

（二）動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1報(bào)告了模型（2）中Dk系數(shù)的變化情況（置信區(qū)間為95%）。在碳交易政策實(shí)施前Dk的系數(shù)在0值上下波動(dòng)，且不顯著；碳交易政策實(shí)施后Dk的系數(shù)均顯著為負(fù)，其絕對(duì)值逐漸變大，趨勢線整體向右下方傾斜。這說明，隨著碳交易政策實(shí)施時(shí)間變長，其對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)整體上呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的趨勢。這一現(xiàn)象的原因可能是：隨著碳交易進(jìn)程推進(jìn)，碳市場體系制度以及配套設(shè)施不斷完善，市場運(yùn)行逐漸趨向成熟化，將更加有利于企業(yè)進(jìn)行融資活動(dòng)；同時(shí)企業(yè)在碳交易活動(dòng)中不斷積累經(jīng)驗(yàn)，將充分發(fā)揮主觀能動(dòng)性，兼顧自身融資與環(huán)境保護(hù)。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.信息不對(duì)稱（Optim）的中介效應(yīng)

表3列（1）中Treat×

Time的系數(shù)為-0.164，即碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束影響的總效應(yīng)為-0.164；列（2）中Treat×Time的系數(shù)顯著為負(fù)，表示碳交易政策可降低信息不對(duì)稱；列（3）中Optim的系數(shù)顯著為正，表示信息不對(duì)稱的降低對(duì)企業(yè)融資約束具有顯著的緩解作用。從具體數(shù)值來看，中介效應(yīng)為-0.005×0.646=-0.003，占總效應(yīng)（-0.164）的1.83%，說明存在信息不對(duì)稱這一中介效應(yīng)。

2.代理成本（Ag_cost）的中介效應(yīng)

表3列（5）中Treat×Time的系數(shù)顯著為負(fù)，表示碳交易政策可降低企業(yè)的代理成本；列（6）中Ag_cost的系數(shù)顯著為正，表示代理成本的降低對(duì)企業(yè)融資約束具有顯著的緩解作用。綜合兩列可以看出，中介效應(yīng)為-0.091× 0.182=-0.017，占總效應(yīng)（-0.164）的10.37%，證明存在代理成本這一中介效應(yīng)。

綜上所述，本文假設(shè)2成立。至此，本文理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)了碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的作用路徑，即碳交易政策能通過降低信息不對(duì)稱和代理成本而緩解企業(yè)融資約束。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

本文采用多期雙重差分模型的重要前提是處理組與對(duì)照組企業(yè)在碳交易政策實(shí)施前的融資約束不存在顯著差異或擁有共同趨勢，利用模型（2）對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。由圖1可看出，碳交易政策實(shí)施前的變量均不顯著，即說明滿足平行趨勢假設(shè)。

2.替換被解釋變量的測度

本文參考吳秋生和黃賢環(huán)[ 26 ]的研究，構(gòu)建SA指數(shù)作為被解釋變量新的衡量指標(biāo)。該指數(shù)的構(gòu)建只涉及企業(yè)規(guī)模、上市年限兩個(gè)指標(biāo)，可在一定程度上克服內(nèi)生性；其值越大，融資約束越高。由表4可看出，無論是否引入控制變量，交乘項(xiàng)Treat×Time的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明前文結(jié)論穩(wěn)健。

3.利用PSM-DID方法修正樣本選擇性誤差

各試點(diǎn)碳交易政策實(shí)施年份不同，因此本文選擇企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿等企業(yè)特征變量，分別按照核匹配（核密度函數(shù)為二次核函數(shù)）、半徑匹配（半徑r=0.01）、最近鄰匹配（1：1有放回抽樣）方法，對(duì)處理組進(jìn)行逐年匹配。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有半徑匹配中的所有變量通過了平衡性檢驗(yàn)，處理組與對(duì)照組樣本具有平衡性。表4的列（3）、列（4）報(bào)告了半徑匹配后新樣本的回歸結(jié)果，可看出無論是否引入控制變量，Treat×Time的系數(shù)均顯著為負(fù)，證明前文結(jié)論穩(wěn)健。

4.安慰劑檢驗(yàn)

（1）隨機(jī)化處理組與對(duì)照組。將原來的處理組視為新的對(duì)照組，并保持政策實(shí)施時(shí)間不變，若在t年有n個(gè)企業(yè)被納入碳交易，那么從當(dāng)年及之前從未被納入碳交易的企業(yè)中隨機(jī)抽取n個(gè)作為新處理組，據(jù)此利用新樣本重新估計(jì)模型（1），由此完成1次安慰劑檢驗(yàn)。將上述過程重復(fù)1 000次，可得1 000個(gè)交乘項(xiàng)Treat×Time的估計(jì)系數(shù)。如圖2（左）所示，交乘項(xiàng)系數(shù)均值為0.0006771，無限接近于0，與前文模型（1）估計(jì)出的系數(shù)-0.164相差甚遠(yuǎn)，證明前文結(jié)論穩(wěn)健。

（2）隨機(jī)提前碳交易政策實(shí)施時(shí)間。假設(shè)被納入碳交易的企業(yè)不變，若企業(yè)i在t年被納入，則從［2007，t-1］的時(shí)間范圍內(nèi)隨機(jī)抽取1年作為企業(yè)i被納入碳交易的時(shí)間，據(jù)此利用新樣本重新估計(jì)模型（1），由此完成1次安慰劑檢驗(yàn)。同樣將上述過程重復(fù)1 000次，得到1 000個(gè)Treat×Time的估計(jì)系數(shù)。如圖2（右）所示，交乘項(xiàng)系數(shù)均值為0.0904644，與前文模型（1）估計(jì)出的系數(shù)-0.164相差較大，這從反事實(shí)的角度證實(shí)了碳交易政策確實(shí)可緩解企業(yè)融資約束。

（五）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異

在我國現(xiàn)實(shí)背景下，國有與非國有企業(yè)在融資環(huán)境、公司治理等方面都具有明顯差異，因此本文將樣本分為國有、非國有企業(yè)兩組并分別回歸。表5列（1）、列（2）交乘項(xiàng)Treat×Time的系數(shù)分別為-0.142、-0.184（均顯著），同時(shí)組間檢驗(yàn)結(jié)果顯示該樣本組的組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著。這表明跟國有企業(yè)相比，碳交易政策對(duì)非國有企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯?？赡艿脑蛟谟冢瑖衅髽I(yè)資源雄厚，融資壓力較小，而非國有企業(yè)普遍融資壓力較大，因此碳交易政策對(duì)非國有企業(yè)融資約束的邊際作用更大。

2.地理區(qū)域差異

在空間上，國內(nèi)各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源密集度并不均衡?？紤]到地理區(qū)域的差異性，本文將樣本分成東部、中西部地區(qū)企業(yè)兩組并分別回歸①。表5列（3）、列（4）交乘項(xiàng)Treat×Time的系數(shù)分別為-0.146、-0.320（均顯著），同時(shí)組間檢驗(yàn)結(jié)果顯示該樣本組的組間系數(shù)差異在5%的水平上顯著，這表示碳交易政策對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)融資約束的緩解更明顯。這可能因?yàn)椋覈鹑谫Y源的分布與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間格局相匹配，東部地區(qū)企業(yè)擁有相對(duì)豐富的金融資源，融資壓力相對(duì)較小，因此碳交易政策雖能緩解企業(yè)融資約束，但邊際作用較小。

3.行業(yè)碳排放差異

為分析行業(yè)碳排放層面的異質(zhì)性，本文依據(jù)《中國碳排放權(quán)交易報(bào)告（2017）》②的規(guī)定（若某行業(yè)1995—2009年間碳排放份額超過2%則劃為高碳行業(yè)），將農(nóng)林牧漁、采礦、制造、電力熱力燃?xì)獾刃袠I(yè)劃為高碳行業(yè)，其余則為低碳行業(yè)，再分別回歸。表5列（5）、列（6）交乘項(xiàng)Treat×Time的系數(shù)分別為-0.118、-0.360（均顯著），同時(shí)組間檢驗(yàn)結(jié)果顯示該樣本組的組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著，這表示碳交易政策對(duì)低碳行業(yè)企業(yè)融資約束的緩解作用更強(qiáng)。這可能因?yàn)?，高碳行業(yè)企業(yè)的碳減排壓力較大，若無法如期履約，政府公布的違約企業(yè)名單等不利信息可能對(duì)企業(yè)融資產(chǎn)生影響，因此碳交易政策對(duì)低碳行業(yè)企業(yè)融資約束的邊際作用更大。

六、結(jié)論與建議

碳交易是我國實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要政策工具。本文以2007—2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，基于多期雙重差分模型從微觀層面實(shí)證考察碳交易政策對(duì)企業(yè)融資約束的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）碳交易政策能顯著緩解企業(yè)融資約束。（2）隨著碳交易政策實(shí)施時(shí)間的增加，其對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)整體呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的趨勢。（3）碳交易政策可通過降低信息不對(duì)稱和代理成本兩種途徑緩解企業(yè)融資約束。（4）碳交易政策對(duì)非國有、中西部地區(qū)、低碳行業(yè)企業(yè)的融資約束緩解效應(yīng)更強(qiáng)。

本文結(jié)論不僅從微觀層面豐富了碳交易政策經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)理論，而且為不斷推進(jìn)全國碳交易市場的建設(shè)提供了政策啟示。（1）應(yīng)堅(jiān)定不移地加快建設(shè)并完善全國碳交易市場。本文發(fā)現(xiàn)，碳交易政策能顯著緩解企業(yè)的融資約束，并且隨著政策實(shí)施時(shí)間的延長，該緩解效應(yīng)基本呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的趨勢。因此，在碳交易政策能夠?qū)崿F(xiàn)碳減排與緩解融資約束的雙贏局面下，應(yīng)進(jìn)一步將更多行業(yè)納入碳交易范圍，激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新潛力，助推我國實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)。（2）應(yīng)充分發(fā)揮碳市場的信息顯示功能。本文發(fā)現(xiàn)，碳交易政策緩解企業(yè)融資約束有賴于公開透明的信息披露，因此應(yīng)盡快完善相關(guān)市場制度，提升碳市場的信息透明度。例如構(gòu)建公開透明的MRV（檢測、報(bào)告、核查）監(jiān)管機(jī)制，強(qiáng)化企業(yè)自律與加大企業(yè)違約的處罰力度等，以充分發(fā)揮碳市場的信息顯示功能，改善企業(yè)與市場間的信息不對(duì)稱，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境。（3）應(yīng)堅(jiān)持分類管理原則。在碳排放配額等方面應(yīng)兼顧公平與適度從緊原則，突出非國有、中西部地區(qū)和低碳行業(yè)企業(yè)在碳交易中的優(yōu)勢，以更好地發(fā)揮碳交易政策優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境的作用，助力企業(yè)綠色創(chuàng)新。

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