鄭蘭祥,李金蓮,李多嘯

(1.安徽大學 經(jīng)濟學院,安徽 合肥 230601;2.安徽大學 大數(shù)據(jù)與統(tǒng)計學院,安徽 合肥 230601)

當前我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段,黨的二十大報告提出加快構(gòu)建新發(fā)展格局,著力推動高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù);制造業(yè)是實體經(jīng)濟的基礎(chǔ),是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵[1]。改革開放以來,我國制造業(yè)發(fā)展成效顯著,制造業(yè)規(guī)模連續(xù)多年位居世界首位,產(chǎn)業(yè)體系獨立完整且門類齊全。隨著制造業(yè)的快速發(fā)展,粗放的發(fā)展模式帶來了嚴重的環(huán)境污染,環(huán)境問題亟須解決。黨的二十大報告指出“推動經(jīng)濟社會發(fā)展綠色化、低碳化是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)”“加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型”[2]。企業(yè)作為生產(chǎn)活動的主要參與者,環(huán)境治理不可避免地會帶來經(jīng)營成本的增加,因此不愿進行污染治理。地方政府若強制企業(yè)增加環(huán)境治理投入,可能會迫使它將原投入技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的資金用來治理污染,從而降低市場競爭力。碳排放交易試點政策作為一種市場激勵型環(huán)境規(guī)制,可以促進企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新,將內(nèi)部環(huán)境治理成本外部化,在提高技術(shù)水平的同時實現(xiàn)環(huán)境保護,從而實現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展。長三角地區(qū)作為全國重要的經(jīng)濟增長帶與先進制造業(yè)示范區(qū),地區(qū)生產(chǎn)總值約占全國四分之一,推動該地區(qū)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對促進全國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的啟示作用[3]。因此,本文將以2010—2021年長三角區(qū)域制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本,探討碳排放交易試點政策對該區(qū)域制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響以及作用機制。

1 文獻綜述

關(guān)于制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的評判標準并不唯一。有研究利用制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)進行測度,如李春梅[4]基于中國制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)進行測算,發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)發(fā)展水平不高;汪芳和石鑫[5]以中國制造業(yè)27個行業(yè)為研究對象進行測度,發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平在逐年提高。也有利用省際數(shù)據(jù)進行測度,如楊浩昌等[6]利用省際數(shù)據(jù)從經(jīng)濟、創(chuàng)新、開放、環(huán)保四個方面構(gòu)建指標體系分析制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平,結(jié)果發(fā)現(xiàn)整體呈上升趨勢但創(chuàng)新程度不足;王梅娟和余東華[7]從8個維度構(gòu)建綜合指數(shù)對我國30個省(市、自治區(qū))進行了測度,發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平穩(wěn)步上升。不管是利用行業(yè)數(shù)據(jù)還是省際數(shù)據(jù),都認為高質(zhì)量發(fā)展應是多維度的。而從企業(yè)層面的研究大多采用全要素生產(chǎn)率來衡量[8-9],如王貞潔和王惠[9]利用全要素生產(chǎn)率和可持續(xù)發(fā)展表現(xiàn)從經(jīng)濟效率和社會效益兩個角度來衡量。盡管如此,現(xiàn)有文獻很少在微觀層面采用多維視角衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

碳排放交易試點政策對企業(yè)的影響是多方面的。沈洪濤和黃楠[10]研究認為碳排放交易能夠提高企業(yè)短期價值,但長期來看影響不顯著;宋德勇等[11]研究發(fā)現(xiàn)碳排放交易能夠顯著促進企業(yè)綠色創(chuàng)新;林志宏和趙思藝[12]利用2009—2020年A股上市公司數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)碳排放交易政策顯著提高了企業(yè)的財務(wù)績效;Pei等[13]發(fā)現(xiàn)碳排放交易政策在減少二氧化碳排放的同時也促進了企業(yè)的財務(wù)績效;范丹等[14]研究發(fā)現(xiàn)碳排放交易試點政策能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

綜上所述,現(xiàn)有研究對于制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的測度主要以城市、行業(yè)作為研究對象,企業(yè)層面測度的文獻較少,以碳排放交易試點政策為背景探究制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的研究也較少,因此探究碳排放交易試點政策對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響,對宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。綜上所述,本文擬對碳排放交易試點政策作用制造企業(yè)的影響機制進行理論分析,并利用2010—2021年長三角地區(qū)制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù),構(gòu)建制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標體系,采用雙重差分法、中介效應分析等方法,實證分析碳排放交易試點政策對制造企業(yè)的政策影響及作用機制。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 碳排放交易試點政策與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

Porter和Lin[15]認為嚴格而靈活的環(huán)境規(guī)制能帶來社會生產(chǎn)率的提高。碳排放交易試點政策作為一種市場激勵型環(huán)境規(guī)制,是為實現(xiàn)“雙碳”目標而開展的試點環(huán)境規(guī)制,相較于命令導向型的環(huán)境規(guī)制,具有強約束性與強激勵性。強約束性體現(xiàn)在試點地區(qū)政府會以“雙碳”目標為依據(jù),制定地區(qū)碳排放額度,并根據(jù)實際進行分配,企業(yè)在目標期間必須完成規(guī)定的減排目標,未完成則需要支付額外的“環(huán)境治理成本”購買碳排放額完成減排目標。強激勵性體現(xiàn)企業(yè)在減少二氧化碳排放過程中,雖然產(chǎn)生環(huán)境治理成本,但同時通過提升研發(fā)投入和管理效率來減少碳排放,并從完成減排目標后減少的碳排放額中獲利。已有研究從宏觀與微觀層面都證明碳排放交易試點政策能夠有效降低試點地區(qū)的二氧化碳排放,實現(xiàn)減排目標[16-17]。根據(jù)波特假說,碳排放交易試點政策作為一種環(huán)境規(guī)制政策,理論上對企業(yè)市場競爭力、技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟增長與社會聲譽等有一定影響。在政策約束下,短期內(nèi)會造成一定的經(jīng)濟負擔,企業(yè)需要通過減少部分生產(chǎn)、降低化石能源消耗或購買碳排放額完成規(guī)定的目標,無疑會使利潤降低[18];長期來看,能夠激勵企業(yè)研發(fā)新技術(shù)或使用更加綠色清潔的能源,擺脫對高能源消耗的依賴,以創(chuàng)新補償效應與市場機制抵消初期增加的成本,從而提升競爭力促進高質(zhì)量發(fā)展。其次,在政策實施期間,政府可以根據(jù)企業(yè)減排情況給予適當?shù)亩愂諟p免或環(huán)保補助,緩解融資約束,避免因資金不足導致研發(fā)投入減少的情況。另外,創(chuàng)新投資作為高投入與高風險項目,企業(yè)管理者主觀上不愿意將企業(yè)有限的資金投資于未知預期的項目,碳排放交易試點政策帶來的創(chuàng)新補償預期能夠提高進行創(chuàng)新投資的可能性,優(yōu)化企業(yè)資金配置。最后,低碳企業(yè)更歡迎碳排放交易試點政策,不僅可以利用額外的碳配額獲利,而且良好的環(huán)境信息也可以向外界樹立低碳環(huán)保形象,有利于獲得更好的社會聲譽,消費者對于聲譽良好的企業(yè)更具偏好,使得企業(yè)市場份額增加,帶來更多經(jīng)濟收益[19]。企業(yè)在創(chuàng)造價值的同時也要共享成果,碳排放交易試點政策可以使低碳環(huán)保企業(yè)獲得更多的資金分享成果,以及公眾的認同與支持。馬宗國和曹璐[20]認為制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展包括經(jīng)濟效益、技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境保護、社會共享等四個特質(zhì)。因此綜合來看,碳排放交易試點政策可以促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此本文提出假設(shè):

H1 碳排放交易試點政策能夠促進制造企業(yè)經(jīng)高質(zhì)量發(fā)展。

2.2 技術(shù)創(chuàng)新、融資約束與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于動力變革,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力以需求推動供給形成供給側(cè)結(jié)構(gòu)性變革是動力變革的核心[21]。創(chuàng)新作為企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素,主要通過綠色技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)化能源消耗結(jié)構(gòu),采用循環(huán)再生技術(shù)、凈化技術(shù)等從源頭消減二氧化碳排放,削減或淘汰部分高污染、高排放的產(chǎn)業(yè),將綠色能源、綠色工藝、綠色回收等技術(shù)應用到生產(chǎn)的各個環(huán)節(jié),促進企業(yè)綠色發(fā)展[22]?！安ㄌ丶僬f”認為,合理的環(huán)境監(jiān)管機制可以通過刺激企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,增加創(chuàng)新補償效應,降低創(chuàng)新抵消效應,彌補或超過環(huán)境監(jiān)管成本,使企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型實現(xiàn)綠色發(fā)展[23]。碳排放交易試點政策具有波特效應,可以避免傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制帶來的“遵循成本”,擠占企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。企業(yè)通過市場使內(nèi)部環(huán)境成本“外部化”獲得創(chuàng)新補償,有更多資金用于研發(fā)新技術(shù),降低生產(chǎn)過程中的碳排放實現(xiàn)綠色生產(chǎn)[24]。因此在碳排放交易試點的政策倒逼下,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力增強,不斷加大技術(shù)研發(fā)投入,實現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展。資金的可獲得性影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率,技術(shù)創(chuàng)新具有的高投入與高風險性容易導致企業(yè)面臨外部融資約束,而融資約束會抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新[25]。為了避免企業(yè)陷入資金困境,在前期研發(fā)投入時期必須給予一定的資金幫助。在碳排放交易試點政策的實施過程中,政府可以通過稅收減免、科研補貼等形式增加企業(yè)的融資渠道,一些金融機構(gòu)也可以通過降低信貸門檻,為企業(yè)提供資金支持緩解融資約束[24]。在政府與金融機構(gòu)的雙重幫扶下,企業(yè)可以獲得更多的融資進行研發(fā)創(chuàng)新、設(shè)備升級、擴大生產(chǎn)等,促進高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此本文提出假設(shè):

H2 碳排放交易試點政策通過促進技術(shù)創(chuàng)新與緩解融資約束,進而實現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.3 碳排放交易試點政策與不同類型的企業(yè)

碳排放交易試點政策作為一種環(huán)境規(guī)制策略,不同類型企業(yè)因自身特點實施效果也存在差異。大型企業(yè)資金雄厚抗風險能力強,面對環(huán)境規(guī)制,有足夠的資金進行技術(shù)研發(fā)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、減少生產(chǎn)流程、提高能源使用效率,促進綠色發(fā)展;小型企業(yè)規(guī)模小、經(jīng)營范圍單一,受到環(huán)境規(guī)制時容易陷入進行技術(shù)創(chuàng)新還是環(huán)境治理的抉擇困境[26]。國有企業(yè)與非國有企業(yè)在環(huán)境規(guī)制中也會受到不同影響,國有企業(yè)一般體量較大,擁有足夠的資金進行技術(shù)創(chuàng)新以降低污染排放,并且在環(huán)境補貼、稅收減免和融資等方面享有一定優(yōu)勢;相比之下,非國有企業(yè)因為市場競爭激烈,缺少足夠的資金進行技術(shù)創(chuàng)新,阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[27]。高碳密集企業(yè)因為高碳排放與高能源消耗,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新研發(fā)投入成本高,創(chuàng)新轉(zhuǎn)型意向不高,碳排放交易試點政策可能造成抑制影響;中碳密集企業(yè)碳排放量適中,可以從政策中獲得環(huán)境治理邊際補償收益,刺激加快技術(shù)創(chuàng)新投入,促進綠色高質(zhì)量發(fā)展[28];低碳密集企業(yè)因為本身碳排放量不高,能夠?qū)⒍嘤嗟奶寂欧蓬~放入市場中交易獲得收益,從而用于投資、研發(fā),促進高質(zhì)量發(fā)展。重污染企業(yè)除受到碳排放交易試點政策的規(guī)制,本身也受其它環(huán)境規(guī)制,如強制淘汰高耗能產(chǎn)業(yè)、限制能源使用量、限制高污染項目的建設(shè)等,環(huán)境治理成本高,碳排放交易試點政策可能會加重企業(yè)成本,阻礙高質(zhì)量發(fā)展[29]。據(jù)此本文提出假設(shè):

H3 碳排放交易試點政策對不同類型制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響存在差異。

3 研究設(shè)計

3.1 基準模型

上海碳排放交易試點是中國第一批開設(shè)的,于2013年11月正式開啟交易,碳排放交易市場的履約期一般為一年。企業(yè)從市場中交易所擁有的碳排放額,碳排放交易試點政策開始產(chǎn)生影響。為了考察碳排放交易試點政策對長三角區(qū)域制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響,本文將上海的制造業(yè)企業(yè)作為試驗組,其他三省的作為對照組,參考范丹等[30]的方法使用雙重差分進行實證分析,構(gòu)建模型如下:

Scoreijt=αijt+β1timet×treatedij+β2Xijt+λi+μj+ηt+εijt

(1)

其中,Scoreijt為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平,下標i表示企業(yè),j為省份,t為年份,timet為時間虛擬變量,將2014年及以后的年份設(shè)置為1,其余年份為0。treatedij為地區(qū)虛擬變量,企業(yè)所在地在上海取值為1,不在則為0。Xijt是控制變量,λi是個體固定效應,μj是省份固定效應,ηt是時間固定效應,εijt為隨機誤差項。

3.2 重要變量及其測量

被解釋變量 制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平 已有研究認為高質(zhì)量發(fā)展是多維度、多方面。因此,本文參考李春梅[4]、汪芳和石鑫[5]、馬宗國和曹璐[20]的研究,從經(jīng)濟效益、創(chuàng)新發(fā)展、綠色發(fā)展、社會共享四個維度,構(gòu)建制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的評價指標體系(如表1所示),并利用熵權(quán)法進行加權(quán)計算。

表1 制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

表2 主要變量定義表

中介變量 技術(shù)創(chuàng)新 大多研究采用專利數(shù)量或研發(fā)投入衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,考慮到企業(yè)專利數(shù)據(jù)缺失較多以及數(shù)據(jù)獲取不易,參考范丹等[30]的做法選擇研發(fā)投入代替。

融資約束 采用SA指數(shù)衡量。因KZ指數(shù)與WW指數(shù)計算過程可能出現(xiàn)數(shù)據(jù)內(nèi)生性問題,導致結(jié)果產(chǎn)生偏差,Hadlock和Pierce[32]提出的SA指數(shù)對企業(yè)融資約束類型進行分類,采用企業(yè)規(guī)模與企業(yè)年齡計算融資約束水平,避免內(nèi)生性的影響。

控制變量 參考文獻[31],控制變量選取成立年限、凈資產(chǎn)收益率、勞動力、營運能力、企業(yè)規(guī)模。

3.3 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2010—2021年長三角地區(qū)制造業(yè)上市公司作為研究對象。首先根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類2012年版,確定長三角地區(qū)A股制造業(yè)上市公司;然后參考任勝鋼等[33]的處理方法,剔除ST、*ST、PT企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失較多的企業(yè);最終選取323個企業(yè)作為樣本。指標中經(jīng)濟效益、創(chuàng)新發(fā)展與社會共享數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫中上市公司行業(yè)數(shù)據(jù)庫,綠色發(fā)展數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫?？刂谱兞坎捎玫馁Y產(chǎn)負債、利潤及其他企業(yè)特征的微觀數(shù)據(jù)來自RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫與CSMAR數(shù)據(jù)庫。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表3為主要變量描述性統(tǒng)計,可以看出樣本企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平均值為0.0559,標準差為0.0521,最大值為0.784,最小值為0.0104,表明不同企業(yè)的發(fā)展水平差異較大;其余指標均在合理的范圍內(nèi)。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

4.2 基準回歸

根據(jù)所構(gòu)建的基準回歸模型(1)探討碳排放交易試點政策對長三角制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響(結(jié)果如表4所示)。OLS回歸結(jié)果顯示,控制時間、地點固定效應后,碳排放交易試點政策對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為0.0102,且在5%的顯著性水平下顯著,說明碳排放交易試點政策顯著促進了制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展;在此基礎(chǔ)上加入控制變量,回歸系數(shù)略微變小,依舊在5%的顯著性水平下顯著。FE回歸結(jié)果顯示,在考慮時間與地點固定效應基礎(chǔ)上控制個體固定效應的固定效應模型,回歸系數(shù)與OLS結(jié)果一致,且在1%的顯著性水平下顯著;加入控制變量后,與OLS結(jié)果相似,同樣在1%的顯著性水平下顯著。兩個模型結(jié)果基本一致,說明回歸結(jié)果在一定程度上穩(wěn)健,假設(shè)H1得證。

表4 碳排放交易試點政策對高質(zhì)量發(fā)展水平影響的DID回歸結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了使研究結(jié)果的可信度更高,下面進行穩(wěn)健性檢驗。

4.3.1 平行趨勢檢驗使用DID方法的前提是滿足平行趨勢,即政策實施前后處理組與對照組發(fā)展趨勢要一致。本文借鑒文獻[34]使用事件驅(qū)動方法對碳排放交易試點政策進行平行趨勢檢驗,構(gòu)建模型如下:

(2)

其中,以上海碳排放交易市場一個履約期后的2014年作為基準年,βt表示2010—2021年影響系數(shù)估計值。X是控制變量,控制企業(yè)的其它影響因素;μj是地區(qū)固定效應,控制各地區(qū)不因時間而改變的因素;ηt是時間固定效應,控制時間不變的指標;εijt為隨機誤差項。

圖1展示了95%置信區(qū)間下βt的估計結(jié)果?？梢钥闯?010—2012年βt包含0且不顯著,在政策實施后快速增加并在三年后顯著高于0,雖然在2020年輕微下降(可能受疫情影響),但總體呈上升趨勢。表明地區(qū)層面不存在顯著差異,滿足平行趨勢假設(shè),碳排放交易政策實施效果開始顯現(xiàn),且政策出臺與實施之間存在時滯。因此前文基準回歸結(jié)果有效。

圖1 平行趨勢檢驗

4.3.2 PSM-DID檢驗由于處理組和對照組的經(jīng)濟發(fā)展水平與地區(qū)地理位置存在差異,為避免組間差異造成結(jié)果的偏誤,參考文獻[30]使用PSM-DID進行穩(wěn)健性檢驗。選擇控制變量作為匹配變量,計算企業(yè)被碳排放交易試點政策覆蓋的概率,采用鄰近法開展匹配。圖2和圖3表示共同支撐檢驗的結(jié)果,經(jīng)過匹配后處理組與對照組的核密度曲線基本重合,滿足共同支撐假設(shè)。表5為使用滿足共同支撐假定的樣本后控制時間與地區(qū)固定效應OLS的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)為0.0097,且在5%的水平下顯著。使用頻數(shù)加權(quán)Weight的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)為0.0124,同樣在5%的水平下顯著。與前文一致,支持了基準回歸的結(jié)論。

表5 PSM-DID回歸結(jié)果

4.3.3 替換被解釋變量測算本文利用熵權(quán)法計算的企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平,所選取變量可能因特殊性及數(shù)據(jù)可獲取性,并不能覆蓋全部高質(zhì)量發(fā)展的范圍而產(chǎn)生誤差,參考張志新等[8]使用企業(yè)全要素生產(chǎn)率來衡量碳排放交易試點政策對企業(yè)發(fā)展的影響。測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時,參考魯曉冬和連玉君[35]的研究,因為企業(yè)投資變量的不易獲取,采用LP法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。結(jié)果如表6所示,加入控制變量,控制時間和地區(qū)固定效應的OLS回歸結(jié)果和FE回歸結(jié)果,回歸系數(shù)都顯著為正,且在5%的顯著性水平下顯著。表明碳排放交易試點政策同樣能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,結(jié)果保持穩(wěn)健。

表6 碳排放交易試點對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

4.3.4 安慰劑檢驗為了檢驗碳排放交易試點政策能夠促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是因為企業(yè)位于碳排放交易試點城市,而不是由于企業(yè)個體等不可觀測的原因?qū)е碌漠惓Ｖ?。參考石大千等[31]所做的安慰劑檢驗(見圖4),本文隨機從323個樣本企業(yè)中選取43個企業(yè)作為處理組,并假設(shè)全部實施了碳排放交易政策,其它企業(yè)作為對照組,重復抽樣500次,利用模型(1)進行回歸,觀察500次抽樣中自變量time×treated的回歸系數(shù)是否與本文的回歸結(jié)果有顯著差異決定本文回歸結(jié)果的有效性。經(jīng)過500次抽樣得到自變量time×treated系數(shù)的概率密度,如圖4所示?？梢钥闯龃蟛糠殖闃咏Y(jié)果的系數(shù)都在0附近,本文真實估計所得到的系數(shù)明顯屬于異常點,證明結(jié)果穩(wěn)健。

圖4 安慰劑檢驗

4.4 中介效應分析

4.4.1 技術(shù)創(chuàng)新采用Baron等[36]提出的逐步回歸法,驗證技術(shù)創(chuàng)新對碳排放交易試點政策促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介機制(檢驗結(jié)果見表5)。逐步回歸法的三步由模型(1)(3)(4)構(gòu)成,模型(3)(4)如下:

Inovationijt=α0+α1timet×treatedij+ρXijt+μj+ηt+εijt

(3)

scoreijt=γ0+γ1Inovationijt+γ2timet×treatedij+ρXijt+μj+ηt+εijt

(4)

其中,Inovationijt表示企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平,用企業(yè)研發(fā)投入進行衡量。

由表7可知,模型(3)中time×treated對Inovation的回歸系數(shù)為251.754,且在1%的水平下顯著,模型(4)中time×treated的回歸系數(shù)不顯著,而Inovation的回歸系數(shù)為0.000034,且在1%的水平下顯著,表明技術(shù)創(chuàng)新在碳排放交易試點政策促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的過程中起到完全中介作用,碳排放交易試點政策通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表7 技術(shù)創(chuàng)新中介機制檢驗

4.4.2 融資約束對于融資約束的衡量已有文獻[32,37-39]從不同角度進行測度,但KZ指數(shù)和WW指數(shù)可能會因為所需數(shù)據(jù)的內(nèi)生性而對結(jié)果產(chǎn)生偏誤。為避免內(nèi)生性的影響,本文采用Hadlock等[32]構(gòu)建的SA指數(shù):

其中,size表示企業(yè)規(guī)模,age表示企業(yè)年齡。SA指數(shù)值為負,SA數(shù)值越大,企業(yè)的融資約束越小。

檢驗步驟依次采用同模型(1)、模型(3)、模型(4),回歸結(jié)果如表8所示。Step2中time×treated的系數(shù)顯著為負,表明碳排放交易試點政策能夠緩解企業(yè)融資約束。第三步中SA的系數(shù)顯著為正說明企業(yè)所受的融資約束越小,對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用越大?？梢钥闯?碳排放交易試點政策能通過減少企業(yè)融資約束,來促進制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,假設(shè)H2得證。

表8 融資約束中介機制檢驗

4.5 異質(zhì)性分析

前文驗證了碳排放交易試點政策能夠促進制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,這一作用是否對不同類型的企業(yè)存在差異是接下來進行探討的問題。

4.5.1 企業(yè)規(guī)模根據(jù)企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)的年度平均值將樣本分為小型企業(yè)與大型企業(yè),利用模型(1)分別進行回歸。如表9所示,小型企業(yè)的time×treated的系數(shù)為負,而大型企業(yè)的系數(shù)為正,且在1%水平下顯著,表明碳排放交易試點政策能夠顯著促進大型企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,對小型企業(yè)有抑制作用。可能因為相較小型企業(yè),大型企業(yè)擁有更多資金來進行技術(shù)創(chuàng)新減少碳排放,面對環(huán)境規(guī)制的適應能力更強,因此碳排放交易試點政策對大型企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有正向影響。

表9 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果

4.5.2 企業(yè)所有制企業(yè)根據(jù)所有制性質(zhì)可以分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)。對于一些企業(yè)在樣本期內(nèi)所有制發(fā)生改變,若在2014年及之前未改變則按其原有的所有制進行劃分。利用模型(1)對國有與非國有企業(yè)組分別進行回歸。如表10所示,不論是否加入控制變量,國有企業(yè)的time×treated的系數(shù)始終為正,且在1%的顯著性水平下顯著,表明碳排放交易試點政策能夠顯著促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。而非國有企業(yè)的time×treated的系數(shù)都為負,表明碳排放交易試點政策對其有抑制作用?？赡苁怯捎诿鎸Νh(huán)境規(guī)制,國有企業(yè)因本身具有的優(yōu)勢,可能享受更多的財政補貼和資金支持進行技術(shù)創(chuàng)新以降低污染排放,加快生產(chǎn)效率,促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,而非國有企業(yè)因為市場競爭激烈,缺少足夠的資金進行技術(shù)創(chuàng)新。

4.5.3 碳密集程度參考劉傳江和趙曉夢[40]的研究結(jié)果,以行業(yè)作為分類標準將樣本企業(yè)分為高碳密集企業(yè)、中碳密集企業(yè)和低碳密集企業(yè),利用模型(1)分別進行回歸,結(jié)果如表11所示。對于高碳密集企業(yè)time×treated的系數(shù)為負,而對于中碳與低碳密集企業(yè)的系數(shù)都為正,且中碳密集企業(yè)的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著。表明政策對中碳密集企業(yè)和低碳企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有正向促進作用,但對低碳密集企業(yè)的促進作用不顯著,而對高碳密集企業(yè)有抑制作用。可能是因為高碳產(chǎn)業(yè)企業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新研發(fā)投入成本高,企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型意向不高;而中碳密集企業(yè)投入一定的資金減少碳排放所獲得的邊際收益更大,政策能刺激企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新投入,促進企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

表11 碳密集程度異質(zhì)性分析結(jié)果

4.5.4 污染程度根據(jù)《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》選出8個制造業(yè)重污染行業(yè),其它則定為輕污染行業(yè),然后利用模型(1)對其分別進行回歸分析(結(jié)果如表12所示)?？梢钥闯?不論是否加入控制變量重污染企業(yè)的time×treated的系數(shù)一直為負,而輕污染企業(yè)的為正,且在1%水平下顯著。表明碳排放交易試點政策對重污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用,對輕污染企業(yè)具有顯著的促進作用。重污染企業(yè)因為是污染排放大戶,受環(huán)境規(guī)制的影響最為明顯,自身也受各種環(huán)境治理成本的限制,碳排放交易試點政策的施行更加重企業(yè)的環(huán)境治理費用,發(fā)展受限。而輕污染企業(yè)的環(huán)境治理外部成本不高,碳排放交易試點政策不會造成太多負擔,企業(yè)可以投入更多資金到技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級上,因此碳排放交易試點政策對輕污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有提升作用。綜上證明假設(shè)H3成立。

表12 污染行業(yè)異質(zhì)性分析結(jié)果

5 結(jié)語

碳排放交易試點政策作為一種市場激勵型政策,為探究該政策對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響,本文基于長三角制造業(yè)企業(yè)2010—2021年的數(shù)據(jù),采用DID方法進行實證,采用穩(wěn)健性檢驗驗證結(jié)果的可靠性,分析中介效應,進行異質(zhì)性檢驗。主要得出以下結(jié)論:碳排放交易試點政策能夠顯著促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,在進行平行趨勢檢驗、更換被解釋變量指標、安慰劑檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗后,結(jié)論仍顯著;中介效應檢驗顯示,碳排放交易試點政策通過推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與緩解企業(yè)融資約束,進而促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展;異質(zhì)性分析顯示,碳排放交易試點政策能顯著促進大型企業(yè)、國有企業(yè)、中碳密集企業(yè)與輕污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,對高碳密集企業(yè)與重污染企業(yè)反而會起抑制作用,對低碳密集企業(yè)有促進作用但不顯著。根據(jù)以上結(jié)論,本文提出以下建議:

第一,完善碳排放交易試點市場,有計劃地擴大行業(yè)覆蓋范圍。研究表明碳排放交易試點政策能夠有效促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,說明市場激勵型政策能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境保護與高質(zhì)量發(fā)展雙重目標。所以政府在推行碳排放交易試點政策時,可以減少強制干預措施,利用市場機制引導企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展,避免因監(jiān)管過度而導致政策失效。平行趨勢檢驗表明,碳排放交易試點政策對于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有很長的持續(xù)影響效果,說明市場激勵型政策的優(yōu)越性,政府可以合理設(shè)置碳排放額分配機制,以更好地與碳排放交易試點政策相匹配,實現(xiàn)更高質(zhì)量的發(fā)展。

第二,企業(yè)要大力加強研發(fā)投入進行技術(shù)創(chuàng)新,實現(xiàn)節(jié)能低碳發(fā)展目標。碳排放交易試點政策能夠緩解企業(yè)融資約束,有更多資金加大技術(shù)創(chuàng)新力度,改進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),降低二氧化碳排放量。政府可設(shè)立環(huán)保獎勵機制,緩解企業(yè)初始研發(fā)投入的資金匱乏,鼓勵通過技術(shù)創(chuàng)新來降低碳排放,實現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

第三,對非國有企業(yè)、高碳密集企業(yè)與重污染企業(yè)進行扶持幫助。研究顯示碳排放交易試點政策對非國有企業(yè)、高碳密集企業(yè)與重污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有抑制作用。因此,對于這些企業(yè),政府可以鼓勵市場提供更多金融支持,如銀行可以在企業(yè)進行綠色轉(zhuǎn)型升級過程中提供更多信貸,幫助企業(yè)解決目前所面臨的困境。