摘要：提升企業(yè)的風險承擔水平是市場激勵型環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)實現(xiàn)綠色轉型的重要保障。以中國碳排放權交易試點政策為對象進行研究，構建了一個反映企業(yè)碳排放權交易行為的理論模型，探討碳排放權交易如何影響輕（重）污染企業(yè)的風險承擔水平。理論研究表明，碳排放權交易有助于引導企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、降低生產成本和提高利潤，最終提升企業(yè)風險承擔水平。實證結果顯示，市場激勵型環(huán)境規(guī)制顯著提高了碳排放權交易試點地區(qū)企業(yè)的風險承擔水平，且主要提高輕污染、非國有和東部地區(qū)等樣本組企業(yè)的風險承擔水平。機制檢驗表明，市場激勵型環(huán)境規(guī)制通過提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率提升企業(yè)風險承擔水平，并且市場激勵型環(huán)境規(guī)制對輕污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率的促進作用大于重污染企業(yè)。因此，面對環(huán)境治理壓力，企業(yè)應當主動承擔碳排放權交易帶來的機會和挑戰(zhàn)，通過研發(fā)創(chuàng)新提升自身的風險承擔能力。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制;市場激勵;綠色轉型;碳排放權交易;風險承擔;研發(fā)創(chuàng)新;生產率;利潤率

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2024（04）-0073-15

一、問題提出

全球變暖引發(fā)了一系列極端氣候現(xiàn)象，主因是人類工業(yè)化、城市化背后的二氧化碳過度排放。各國政府聚焦全球氣候變暖問題，具有代表性的國際公約是《京都議定書》，該公約設想將碳排放權交易作為控制二氧化碳排放的新路徑，正式將市場激勵機制引入全球碳排放治理中。中國政府高度重視環(huán)境治理問題，持續(xù)完善和改革國內的碳排放權交易制度。黨的二十大報告再次強調了“雙碳”目標，期望通過健全碳市場交易體系推動中國綠色低碳發(fā)展。

環(huán)境規(guī)制的初衷是減少經濟增長中的污染物排放量，但也對企業(yè)經濟行為產生了不確定性影響[1]。各國環(huán)境治理經驗表明，傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制大多是污染末端治理和清潔生產方式，干預企業(yè)的生產過程，最為直接的影響是增大了企業(yè)用于末端污染處理或者購買清潔生產技術的生產成本。但是，傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制過于依賴行政手段，往往脫離了市場機制，并且忽略了企業(yè)主動治污行為。在短期內，如果企業(yè)無法消化這部分生產成本，將降低其生產效率以及抑制企業(yè)抵御風險的能力[2-3]。根據(jù)波特假說理論，長期內傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制可能帶來創(chuàng)新補償效應進而抵消企業(yè)的污染治理成本，提升其生產率[4-5]。但是，創(chuàng)新補償效應一般需要較長的時間才能顯現(xiàn)，其是否一定存在還處于爭論中。因此，可以推斷，傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的經營行為和生產績效帶來了風險和不確定性。

相反，市場激勵型環(huán)境規(guī)制引入了市場機制，可以有效減少行政干預，通過市場機制促進企業(yè)主動節(jié)能減排和技術創(chuàng)新[6-7]。同時，市場激勵型環(huán)境規(guī)制并不對企業(yè)生產、投資過程造成直接的硬性干擾，可以引導企業(yè)主動參與碳排放交易行為，從而將環(huán)境規(guī)制的被動壓力轉化為企業(yè)的主動治污行為。激勵機制促使企業(yè)競相升級綠色生產技術和完成約定的污染排放權份額，甚至將節(jié)約的污染排放權份額出售給難以完成減排任務的企業(yè)，從而獲取減排收益[8]。因此，市場激勵型環(huán)境規(guī)制更利于企業(yè)主動參與節(jié)能減排，并將環(huán)境約束壓力帶來的風險和不確定性嵌入企業(yè)管理過程中，進而有助于提升企業(yè)的風險承擔水平[9]。

對于企業(yè)來講，其面臨生產經營挑戰(zhàn)以及各類環(huán)境政策沖擊時需要具備主動承擔風險和面對不確定性的能力。因此，本文引入風險承擔的概念。風險承擔水平是衡量企業(yè)在生產、投資過程中愿意主動承擔風險和不確定性的重要指標[10]。同時，本文結合實現(xiàn)“雙碳”目標的研究背景，以國家發(fā)展和改革委員會實施的碳排放權交易試點政策為例，研究市場激勵型環(huán)境規(guī)制如何影響試點地區(qū)企業(yè)的風險承擔水平。

市場激勵型環(huán)境規(guī)制的思想是引入市場機制來配置和交易污染物排放權，將環(huán)境污染的負外部性轉化為潛在的減排收益，實現(xiàn)節(jié)能減排[11]。一方面，市場激勵型環(huán)境規(guī)制可以有效促進企業(yè)投資研發(fā)創(chuàng)新[6，8]。輕污染企業(yè)通過出售碳排放權獲得減排收益，并可能獲得政府節(jié)能減排型補貼[12]，進而增大研發(fā)創(chuàng)新的資金投入。重污染企業(yè)在短期內被迫增加碳排放權交易費用支出，但長期內市場機制促使其增大研發(fā)創(chuàng)新投入和提升生產技術。另一方面，市場激勵型環(huán)境規(guī)制可以提升企業(yè)經營績效，提高企業(yè)生產率和利潤率[13]。對于輕污染企業(yè)來講，減排收益和政府補貼變相降低了企業(yè)的運營成本并提高了企業(yè)的盈利水平。對于重污染企業(yè)而言，市場機制促使其考慮長期收益，為了能夠在市場中生存以及在碳排放交易中獲得減排收益將增大綠色生產技術創(chuàng)新，最終改善其生產效率和盈利水平。

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤等變量是影響企業(yè)風險承擔水平的重要影響渠道。首先，企業(yè)投資研發(fā)創(chuàng)新是其風險承擔活動的重要內容，因為研發(fā)創(chuàng)新投入具有風險性，研發(fā)創(chuàng)新產出具有長期性和不確定性[14]。既有研究表明，提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入有助于提升其風險承擔水平[15]。其次，企業(yè)生產效率越高，其越有動機投資風險較高的項目，并且越有能力抵御外部不確定性和投資風險[3]。因此，企業(yè)提升生產效率是保持風險承擔能力的內在因素[16]。再次，企業(yè)盈利狀況反映了企業(yè)績效，與企業(yè)生產率呈現(xiàn)正相關關系[17]。企業(yè)遵循“高風險高盈利”的經營原則，盈利追逐動機與經營風險呈現(xiàn)正相關關系，即高盈利能力的代價是承擔更高的經營風險[18]。因此，一般來說，企業(yè)利潤水平越高，其風險承擔能力越強[19]。綜上分析，市場激勵型環(huán)境規(guī)制不僅影響了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率，也通過這些變量影響企業(yè)的風險承擔水平。

區(qū)別于以往研究，本文可能的邊際貢獻主要包括兩個方面。第一，在研究視角上，不同于現(xiàn)有文獻大多從環(huán)境規(guī)制的成本效應和創(chuàng)新補償效應等視角展開機制分析，本文重點剖析了企業(yè)參與碳排放交易行為及其后續(xù)經濟效果對企業(yè)主動承擔風險的作用。第二，在理論價值上，本文構建理論模型推導了輕重污染企業(yè)參與碳排放權交易行為的經濟后果，探索碳排放權交易的運行機理。從根源上看，本文的作用機制來源于企業(yè)參與碳排放權交易行為，肯定了由市場主導污染排放權進而治理環(huán)境的有效性。

二、理論分析

本文借鑒Chiu等[20-21]的研究構建理論模型，主要用于推演市場激勵型環(huán)境規(guī)制如何影響企業(yè)參與碳排放權交易行為，進而對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、生產率、利潤和風險承擔產生影響。

（一）理論模型

1.基本假定

在同類型企業(yè)中，輕污染企業(yè)的生產工藝和技術創(chuàng)新水平一般更高，重污染企業(yè)的生產工藝往往不能達到前沿技術標準而產出更多的污染物。因此，技術創(chuàng)新成為促進重污染企業(yè)綠色轉型的重要途徑，政府部門期望通過環(huán)境政策激勵重污染企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新。本文假設市場中有兩類企業(yè)：一類企業(yè)的生產技術水平較高，單位產出的污染排放量較小;另一類企業(yè)生產技術水平較低，單位產出的污染排放量較大。假定這兩類企業(yè)的數(shù)量均為n，總產量為Q，兩類企業(yè)生產的產品質量和價格存在差異，反需求函數(shù)和總產量函數(shù)如下：

其中，PH 代表高技術企業(yè)（輕污染企業(yè)）的產品定價，PL 代表低技術企業(yè)（重污染企業(yè)）的產品定價，P 代表整個行業(yè)產品的加權定價，QH 代表高技術企業(yè)生產的產品總量，QL 代表低技術企業(yè)生產的產品總量，qHi 代表第i 個高技術企業(yè)的產量，qLi 代表第i 個低技術企業(yè)的產量，社會中同類產品總產量為Q，A、K 和L 分別代表整個行業(yè)的技術創(chuàng)新水平、資本投入和勞動投入。一般而言，高技術企業(yè)生產的產品質量相對更好，因此價格相對更高，也即PH >PL 。

2.企業(yè)生產行為

（1）企業(yè)不參與碳排放權交易的生產行為。在企業(yè)不參與碳排放權交易的情況下，企業(yè)將根據(jù)自身情況選擇最優(yōu)產量，因而無需關注碳排放等外部性經濟問題。

其中，πHi 代表高技術企業(yè)利潤，πLi 代表低技術企業(yè)利潤，企業(yè)利潤由銷售額與成本的差值構成，C代表生產成本。根據(jù)利潤最大化原則，通過計算可以求得企業(yè)獲得最大利潤水平的一階條件。

其中，ε 代表其他企業(yè)對該企業(yè)產量的影響彈性，MC 代表邊際成本。如果該行業(yè)處于完全競爭行業(yè)，反需求函數(shù)的導數(shù)為0，此時企業(yè)獲得最大利潤水平的一階條件是價格（邊際收益）等于邊際成本，這與利潤最大化原則的要求一致。但在一般情況下，行業(yè)均無法達到完全競爭狀態(tài)，因此企業(yè)利潤最大化條件由該行業(yè)的市場結構和競爭程度決定。

（2）企業(yè)參與碳排放權交易的生產行為。在企業(yè)參與碳排放權交易的情況下，所有企業(yè)最終的碳排放量不能超過政府規(guī)定的碳排放權份額。根據(jù)理論模型假定，企業(yè)的利潤最大化問題如下：

其中，β 代表單位產出的碳排放量，pHC 、xHi 分別代表高技術企業(yè)面臨的碳排放權交易價格和剩余的碳排放權配額，pLC 、xLi 分別代表低技術企業(yè)面臨的碳排放權交易價格和需要額外購買的碳排放權配額，?i代表政府給予每個企業(yè)的碳排放權配額。為簡化分析，假定每個企業(yè)獲得的碳排放權配額相同。從式（4）可以看出，企業(yè)銷售額減去企業(yè)成本再減去（或者加上）企業(yè)生產過程中需要額外購買（或者賣出剩余）的碳排放權交易配額可得到企業(yè)利潤。此外，上述兩類企業(yè)在生產過程中排放的碳總量要不大于所有企業(yè)獲得的碳排放權配額總量。

在碳排放權交易市場，有些企業(yè)屬于輕污染排放企業(yè)，通常只需使用政府給予其的部分碳排放權配額，因此可以將剩余的碳排放權配額出售以減少生產費用或者增加利潤;重污染排放企業(yè)則恰好相反，需要從輕污染排放企業(yè)處購買額外的碳排放權配額。從總體上看，輕污染排放企業(yè)出售的碳排放權配額和重污染排放企業(yè)額外購買的碳排放權配額相等，也即Σ（xHi -xLi）=0。因此，政府給予企業(yè)的碳排放權配額總量可表示為Σ（2Δi）=Σ（xHi -xLi +2Δi），也即式（4）中的約束條件可表示為：

其中，L 代表構造的拉格朗日函數(shù)，λ 代表拉格朗日乘子，其他變量的定義與前文相同，此處不再重復。由式（6）（7）可以看出，與不參與碳排放權交易情況相比，此時企業(yè)需要考慮碳排放成本，企業(yè)的邊際成本、單位產出的碳排放量、出售（購買）的碳排放權交易價格和商品價格等因素共同決定了企業(yè)生產均衡條件。輕污染企業(yè)的邊際成本包含較低的單位污染排放成本和相對較高的產品價格，而重污染企業(yè)的邊際成本則包含較高的單位污染排放成本和相對較低的產品價格，產品質量和企業(yè)發(fā)展受限。

可以推斷，在參與碳排放權交易的情況下，輕污染企業(yè)可以將剩余的碳排放權份額銷售出去，進而節(jié)約生產支出和成本，并獲得一部分減排收益。同時，此類收入還可用于企業(yè)的生產技術改進和研發(fā)創(chuàng)新，進而提升企業(yè)的生產效率和利潤總額。此外，中國政府為了鼓勵企業(yè)進行綠色研發(fā)創(chuàng)新，會對企業(yè)的節(jié)能減排行為給予一定的政府補貼，也即輕污染企業(yè)可以獲得更多的政府補貼收入。為了簡化理論模型，假設重污染企業(yè)獲得的此類政府補貼收入為0。對于重污染企業(yè)而言，在短期內其通常需要購買額外的碳污染排放權配額，生產支出增加，用于研發(fā)創(chuàng)新的資金減少，生產效率可能降低，因而該類企業(yè)的利潤總額可能下降。碳排放權交易存在情況下的企業(yè)利潤情況如下：

其中，Si 代表政府給予輕污染企業(yè)的節(jié)能減排型補貼，π'、Q'和C'分別代表碳排放權交易存在情況下的企業(yè)利潤、銷售量和生產成本，且Q'H >QH ，C'H <CH ，Q'L <QL ，C'L >CL ，π'H >πH ，π'L <πL 。

（二）研究假說

上述理論模型僅用于推導碳排放權交易對輕重污染企業(yè)的短期影響。但是，對于重污染企業(yè)，理論模型并沒有考慮波特假說理論和政府補貼的現(xiàn)實選擇。一方面，重污染企業(yè)受到市場激勵可能增大研發(fā)創(chuàng)新投入，進而在長期內獲得創(chuàng)新補償效應;另一方面，政府為激勵重污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和節(jié)能減排，也可能給予重污染企業(yè)一定的政府補貼。因此，碳排放權交易對重污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤水平的影響方向并不確定，取決于是否存在創(chuàng)新補償效應，以及創(chuàng)新補償效應與成本效應的相對大小。

第一，輕污染企業(yè)可以獲得額外的碳減排收益和政府補貼，可將獲得的資金投資綠色生產工藝和技術創(chuàng)新，生產成本相對下降，變相提升企業(yè)的生產效率和利潤水平。已有研究表明，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入[15]、生產效率[16]和盈利能力[19]是影響企業(yè)風險承擔能力的正向積極因素。因此，碳排放權交易將直接提升輕污染企業(yè)的風險承擔水平。

第二，對于重污染企業(yè)，需要付出額外的污染成本，短期內的成本效應對企業(yè)生產效率和利潤水平帶來了負向擠出。但是，高額的碳排放權交易費以及政府對節(jié)能減排行為的補貼將激勵重污染企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新，進而在長期內產生創(chuàng)新補償效應[4]。如果正向創(chuàng)新補償效應可以快速抵消負向成本效應，重污染企業(yè)的生產率和利潤水平也可能得以提升。因此，從理論上看，碳排放權交易能否提升重污染企業(yè)風險承擔水平，主要取決于能否產生創(chuàng)新補償效應。

為了更好地理解上述理論分析，本文繪制的碳排放權交易影響輕重污染企業(yè)風險承擔水平的傳導機制如圖1所示。其中，虛線代表長期可能發(fā)生的傳導機制。

基于上述理論分析，本文提出如下研究假說和推論：

假說1：企業(yè)的碳排放權交易行為可以通過其在碳市場參與碳排放權交易來反映。

假說2：碳排放權交易有助于促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新以及提高企業(yè)生產率和利潤水平，并且以此為影響渠道提升企業(yè)的風險承擔水平。

推論：重污染企業(yè)面臨的創(chuàng)新補償效應和成本效應的相對大小并不確定，碳排放權交易對重污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率、利潤率和風險承擔的影響程度不確定。

三、研究設計

（一）計量模型設定

本文以國家發(fā)展和改革委員會設立碳排放權交易試點這一政策事件為研究對象，為檢驗市場激勵型環(huán)境規(guī)制對試點地區(qū)企業(yè)風險承擔水平（Ris）的因果效應，構建雙重差分計量模型進行檢驗，具體如下：

Risjct =α+βTREc ×POSt +Σ?lXljt +ΣδmYmct +μj +λt +τi ×T +εjct （9）

其中，j、i、c、t 分別代表企業(yè)、行業(yè)、城市和年份，控制了企業(yè)固定效應（μj）和年份固定效應（λt），并且在省份層面對回歸標準誤進行聚類調整。本文將產業(yè)時間趨勢項（τi×T）作為控制變量加入計量模型中[22]，產業(yè)時間趨勢項為行業(yè)虛擬變量（τi）與時間趨勢項（T=1，2，…）的交乘項，T 在2008年設置為1，在其后年份依次加1。

TRE 為地區(qū)分組虛擬變量，根據(jù)2011年國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)的《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》，設立湖北、廣東、重慶、北京、天津、上海、深圳7個省市作為碳排放權交易試點地區(qū)，將試點地區(qū)的城市設置為1，其他非試點地區(qū)的城市設置為0。POS 為政策沖擊的時間虛擬變量，盡管市場激勵型環(huán)境規(guī)制的正式實施時間在2013年6月，但是批準時間在2011年10月，由于不能排除2012年試點地區(qū)的地方政府和企業(yè)是否采取措施進行環(huán)境治理，本文借鑒劉曄等[8]的做法，將2012年及其以后的年份設置為1，2011年及其以前的年份設置為0。交乘項TRE×POS 的估計系數(shù)代表市場激勵型環(huán)境規(guī)制的政策效力，X 和Y 分別代表企業(yè)和城市層面的控制變量，ε 表示隨機誤差項，a 為常數(shù)項。

（二）變量的設定

1.核心被解釋變量

由于所用數(shù)據(jù)來源不同，構建企業(yè)風險承擔水平指標的方法存在差異，但這些方法的共同點是均可反映企業(yè)盈利的波動性或不確定性。本文采用中國A股上市公司數(shù)據(jù)，鑒于股票市場的波動性大且上市公司獲取市場回報的不確定性大，借鑒Bernile等[26]的做法，以上市公司每日個股回報率的年標準差衡量企業(yè)的風險承擔水平。d 表示股票市場的交易日，Rjdt 為上市公司j 在t 年第d 天考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報率，本文將日個股回報率標準差乘以250進行年化處理并取自然對數(shù)，具體公式如下：

2.控制變量

為了控制企業(yè)層面潛在影響風險承擔水平的相關因素，以及控制城市特征和選擇效應，本文在已有研究基礎上設置了企業(yè)和城市層面的控制變量。企業(yè)層面的控制變量（X）：企業(yè)規(guī)模（Siz），用上市公司總資產取自然對數(shù)衡量，總資產的單位為元;企業(yè)年齡（Age），用上市公司實際存續(xù)年限取自然對數(shù)衡量;企業(yè)社會聲譽（Rcv），用上市公司應收賬款與總資產的比例衡量;股東關聯(lián)狀況（Rel），用前10大股東是否存在關聯(lián)關系衡量，存在關聯(lián)關系設置為1，否則為0;大股東持股比例（Shr），用上市公司第一大股東持股數(shù)量占總股數(shù)的百分比衡量;資本密集度（Kl），用上市公司固定資產凈額除以員工總數(shù)然后取自然對數(shù)衡量;工資水平（Wag），用上市公司支付給職工的現(xiàn)金與應付職工薪酬之和除以員工總數(shù)取自然對數(shù)衡量，現(xiàn)金和薪酬的單位為元;資產負債率（Alr），用上市公司總負債占總資產的比例衡量;現(xiàn)金比率（Cr），用上市公司現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物期末余額占流動負債的比例衡量。流動資產比率（Flr），用上市公司企業(yè)流動資產占所有者權益的比例衡量。

城市層面的控制變量（Y）：經濟發(fā)展水平（Pgd），用城市生產總值除以年末總常住人口取自然對數(shù)衡量，生產總值的單位為元;政府干預（Gc），用財政支出占城市地區(qū)生產總值的比重衡量;產業(yè)結構（Ind），用城市第二、三產業(yè)生產總值占當?shù)厣a總值的比重衡量;就業(yè)狀況（Une），用城市的城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)除以總勞動人數(shù)的比重衡量。

本文對被解釋變量和控制變量在1%和99%處進行縮尾處理，變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用2008—2015年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。為了排除碳排放權交易制度向全國推行對碳排放權交易試點政策的干擾，借鑒現(xiàn)有文獻的做法[6，8]，截取相對較短的研究樣本區(qū)間。本文對初始數(shù)據(jù)進行了預先處理。第一，剔除金融類上市公司。由于金融行業(yè)平時的賬務處理以及報表編制都與其他行業(yè)存在很大差異，故將其剔除。第二，剔除全部的ST、*ST和PT標記的上市公司樣本。由于這類公司連續(xù)虧損兩年并面臨退市風險，股價和股票收益率的波動性較大，屬于業(yè)績差和風險高的公司，且很多財務指標異常，為了避免對本文估計結果造成影響，將其做剔除處理。城市層面數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

市場激勵型環(huán)境規(guī)制對試點地區(qū)企業(yè)風險承擔水平的影響見表2，第（1）～（5）列為逐步加入控制變量的回歸結果?？梢奣RE×POS 的估計系數(shù)同樣顯著為正，且通過1%或者5%水平的顯著性檢驗。第（5）列為本文的基準回歸結果，TRE×POS 的估計系數(shù)值為0.035，說明相較于非試點地區(qū)，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對試點地區(qū)企業(yè)風險承擔水平大約提升了3.48%。

（二）平行趨勢檢驗

本文首先進行平行趨勢檢驗，在式（9）的基礎上將政策沖擊的時間虛擬變量（POSt）更換為各年的年份虛擬變量（Yeat），構建新的交乘項TRE×Yea，并將新交乘項加入計量模型中重新進行估計，將2011年設為基期。為了直觀地觀察檢驗結果，本文繪制TRE ×Yea 的估計系數(shù)如圖2所示，2008—2012年的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，2013—2015年的估計系數(shù)在5%水平上顯著為正。從總體上看，實驗組和對照組在政策實施之前滿足平行趨勢假設。具體公式如下：

Risjct =α+Σ2015t=2008ηtTREc ×Yeat +Σ?lXljt +ΣδmYmct +μj +λt +τi ×T +εjct （11）

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.政策的預期效應

在政策正式實施前，通常會有媒體報道或者會議決策信息流出。因此，潛在的碳排放權交易試點地區(qū)可能對該政策形成一定的預期，進而對本文結論造成干擾。具體地，本文將政策實施前一年的年份虛擬變量（Yea2011）與TRE 做乘積構建新的交乘項，然后作為控制變量加入式（9）中重新進行檢驗，檢驗結果如表3第（1）列所示?？梢奣RE×POS 的估計系數(shù)依然顯著為正，并且TRE×Yea2011 的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，這意味著不存在政策的預期效應。

2.安慰劑檢驗

使用雙重差分法的基礎條件是準確識別實驗組和對照組所處的省份，否則將造成模型設定的系統(tǒng)性偏差。本文借鑒Li等[23]的做法設置500次隨機抽樣實驗，隨機抓取6個省份作為實驗組①，其他省份作為對照組，設置新的省份分組虛擬變量（TRE），然后與政策沖擊時間虛擬變量（POS）做交乘項，基于式（9）重新進行檢驗。如果本文準自然實驗的地區(qū)分組虛擬變量（TRE）的設置存在系統(tǒng)性偏差，則隨機抽樣實驗中TRE×POS 估計系數(shù)的方向和顯著性與基準回歸結果相近，否則本文初始設置的識別框架是有效的。TRE×POS 估計系數(shù)t 值的500次隨機抽樣分布如圖3所示。500次隨機抽樣交乘項t 值的分布基本呈現(xiàn)以0為中心的正態(tài)分布，虛線表示表2第（5）列基準回歸結果的t 值（3.36）。該結果表明隨機抽樣的估計系數(shù)t 值與基準模型存在顯著差異，本文的準自然實驗不存在系統(tǒng)性偏差。

3.傾向得分匹配法

本文在計量模型中加入了城市層面變量以控制地區(qū)分組的選擇效應，但是依然可能存在樣本選擇性偏差。為解決這一問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）的近鄰匹配方式對實驗組和對照組的樣本進行1∶1配對，控制變量為協(xié)變量。利用匹配后的樣本對式（9）重新進行參數(shù)估計，回歸結果見表3第（2）列?？梢奣RE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，充分說明樣本選擇性偏差沒有影響本文研究結論。

4.替換企業(yè)風險承擔指標測算方法

為了穩(wěn)健性考慮，本文使用企業(yè)盈利波動性來衡量企業(yè)風險承擔水平[10]。首先，本文以上市公司的營業(yè)利潤率（op）衡量盈利水平，用營業(yè)利潤除以營業(yè)收入衡量。同時，用企業(yè)營業(yè)利潤率（op）減去該企業(yè)所在行業(yè)的企業(yè)平均營業(yè)利潤率，以剔除行業(yè)因素對企業(yè)營業(yè)利潤率的影響。其次，計算企業(yè)在每一時間跨度內經行業(yè)調整的op 標準差，記作Vop，本文以3年為一個時間跨度進行滾動計算。最后，使用Vop 作為被解釋變量，并基于式（9）進行實證檢驗，回歸結果如表3第（3）列所示?？梢奣RE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，與基準回歸結果一致。

5.排除其他環(huán)境政策影響

在樣本時期內同時存在其他與碳減排相關的環(huán)境政策，比較有代表性的環(huán)境政策包括《綠色信貸指引》《萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動實施方案》《重點區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》等。為了穩(wěn)健性考慮，本文將這些環(huán)境政策的影響控制在計量模型中，以《綠色信貸指引》政策為例進行說明①。2012年中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會發(fā)布了《綠色信貸指引》，旨在引導銀行業(yè)加大支持企業(yè)開展綠色、低碳、循環(huán)經濟。本文依據(jù)中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會公布的《綠色信貸實施情況關鍵評價指標》，將環(huán)境和社會風險為A類的企業(yè)所屬的行業(yè)作為綠色信貸限制行業(yè)。本文將2012年及以后綠色信貸限制行業(yè)的上市公司設置為1，其他樣本設置為0，構建綠色信貸政策效力指標（Gcr）。將Gcr 作為控制變量加入式（9）進行回歸，檢驗結果如表3第（4）列所示?？梢姡琓RE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明控制綠色信貸政策影響后，本文基本結論不變。同時，Gcr 的估計系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明綠色信貸政策有助于提高企業(yè)風險承擔水平。

6.內生性檢驗

市場激勵型環(huán)境規(guī)制的試點地區(qū)可能并非隨機選擇，中國政府一般會選擇空氣污染嚴重的地區(qū)作為試點地區(qū)。為解決市場激勵型環(huán)境規(guī)制的內生性問題，本文借鑒范丹等[13，27]的方法，構建省級地區(qū)層面的空氣流通系數(shù)（VC）指標①，并且將其作為地區(qū)分組虛擬變量的工具變量。理論上，空氣污染程度不僅與企業(yè)污染排放程度有關，還與污染物擴散速度有關。一般來講，假設各省份污染排放程度相同，空氣流通系數(shù)越低的省份，其空氣污染程度越高，環(huán)境規(guī)制強度越大。此外，空氣流通系數(shù)等氣候現(xiàn)象與企業(yè)風險承擔等經濟變量的直接關聯(lián)性較小，滿足外生性要求。本文使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗，回歸結果如表4所示。第一階段回歸結果中VC ×POS 的估計系數(shù)顯著為負，說明空氣流通系數(shù)與是否成為試點地區(qū)呈現(xiàn)負相關關系，符合理論預期。第二階段回歸結果中TRE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明排除內生性干擾后本文基準回歸結果不變。此外，工具變量檢驗結果顯示，工具變量與內生變量相關，不存在弱工具變量問題。

（四）異質性檢驗

本文根據(jù)樣本特征進行異質性檢驗，由于樣本分組后的觀測值數(shù)存在較大差異，因而檢驗結果不具有直接可比性②。本文借鑒現(xiàn)有文獻的常用做法，設置樣本異質性分組的虛擬變量（Ced），并將其與核心解釋變量的交乘項（TRE×POS×Ced）加入式（9）。根據(jù)樣本特征的差異，Ced 變量的設置不相同。本文主要觀察基于下式檢驗結果中TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)的顯著性和方向。

Risjct =α+β1TREc ×POSt +β2TREc ×POSt ×Cedjt +β3Cedjt +Σ?lXljt +ΣδmYmct +μj +λt +τi ×T +εjct （12）

1.污染程度差異

本文首先從企業(yè)污染程度角度進行異質性分析，但目前可獲得數(shù)據(jù)較難精確識別每一個企業(yè)的污染程度差異，借鑒倪娟等[25]的方法對污染程度在行業(yè)層面進行識別。具體地，重污染行業(yè)參照《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》進行識別。由于行業(yè)標準存在差異，再結合《上市公司行業(yè)分類指引》識別出具體的行業(yè)，包括煤炭、石化、紡織、水泥、鋼鐵、造紙等16個重污染行業(yè)。引入重污染企業(yè)虛擬變量（Ced），將處于上述行業(yè)范圍的企業(yè)歸類為重污染企業(yè)并設置為1，其他企業(yè)歸類為輕污染企業(yè)并設置為0?；谑剑?2）的異質性檢驗結果如表5第（1）列所示，可見TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)顯著為負，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制對輕污染企業(yè)風險承擔水平的提升作用更大。

2.行業(yè)屬性差異

由于市場激勵型環(huán)境規(guī)制劃定了石化、建材、造紙等8個行業(yè)作為規(guī)制的試點行業(yè)，本文將上述行業(yè)作為重點行業(yè)，其他非試點行業(yè)作為非重點行業(yè)。盡管市場激勵型環(huán)境規(guī)制劃定了重點治理的行業(yè)范圍，但也可能帶來跨行業(yè)的政策溢出效應?？梢酝茢?，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對重點行業(yè)起到直接作用，對非重點行業(yè)也可能因為政策的溢出效應起到輻射作用[7]。本文重新設置虛擬變量（Ced），將處于重點行業(yè)的企業(yè)設置為1，否則為0，異質性檢驗結果如表5第（2）列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)為正但不顯著，表明在重點行業(yè)和非重點行業(yè)，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)風險承擔水平的提升作用差異較小，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制在行業(yè)層面起到了良好的示范作用，不同行業(yè)因為政策溢出效應均受到碳排放交易環(huán)境規(guī)制的影響。

3.風險來源差異

從企業(yè)風險來源差異角度看，企業(yè)主動承擔的風險主要來源于企業(yè)自身和股票市場兩部分。理論上，影響市場的系統(tǒng)風險因素來源于宏觀經濟環(huán)境的各個方面，但是企業(yè)自身的特質風險受到市場激勵型環(huán)境規(guī)制的直接影響。因此，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)自身特質風險承擔水平的作用可能更大。本文借鑒Bernile等[26]的做法將企業(yè)的風險承擔水平分解為系統(tǒng)風險承擔水平（sR）和特質風險承擔水平（iR）兩部分，使用上市公司的股票j 在t 年第d 天的日個股回報率（Rjdt）對t 年第d 天以總市值加權平均法計算的綜合日市場回報率（Rdt）進行市場模型回歸，得出影響企業(yè)日市場回報率的估計系數(shù)ξ 和包含企業(yè)特質因素的殘差ψ，ω 為常數(shù)項。然后分別計算企業(yè)的系統(tǒng)風險承擔水平和特質風險承擔水平，指標分解的回歸結果如表5第（3）（4）列所示?？梢姡琓RE×POS 的估計系數(shù)均顯著為正，且第（4）列的顯著性和系數(shù)值均大于第（3）列①，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制有助于提升企業(yè)的系統(tǒng)和特質風險承擔水平，且對特質風險承擔水平的影響程度更高。

4.所有制形式差異

新舊動能轉換是目前國有企業(yè)改革的重要方向，原因在于國有企業(yè)部分產能落后，并且生產線集中在高能耗、高污染、高排放等產品，因而國有企業(yè)的污染排放程度可能更高。對比來看，進入上市公司行列的民營和外資企業(yè)大多以高科技和互聯(lián)網(wǎng)為特征，污染排放程度相對較低。并且，上市公司中的國有、民營和外資企業(yè)數(shù)量占全部企業(yè)的比例分別為49.6%、46.4%和4.0%，外資企業(yè)數(shù)量較少且大多以合資企業(yè)形式存在。因此，本文主要觀察國有和非國有企業(yè)之間的異質性?；谇拔睦碚摲治?，重污染企業(yè)將付出較大的環(huán)境治理成本，本文推測市場激勵型環(huán)境規(guī)制對污染程度較低的非國有企業(yè)風險承擔水平的提升作用可能更大。本文重新設置虛擬變量（Ced），國有企業(yè)設置為1，其他企業(yè)設置為0，異質性檢驗結果如表5第（5）列所示?？梢?，TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)顯著為負，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制對非國有企業(yè)風險承擔水平的提升作用相對更大。

5.區(qū)域差異性

東部地區(qū)是市場激勵型環(huán)境規(guī)制的重點規(guī)制地區(qū)，試點省份也大多分布在東部地區(qū)。東部地區(qū)分布了數(shù)量比例較大的民營企業(yè)，民營企業(yè)對經濟的貢獻比中西部地區(qū)相對更大。因此，市場激勵型環(huán)境規(guī)制帶來的積極效應在東部地區(qū)可能更明顯。鑒于此，本文將全樣本劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩個樣本組，若企業(yè)處于東部地區(qū)，則Ced 變量為1，否則為0，異質性檢驗結果如表5第（6）列所示?？梢姡琓RE×POS×Ced 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制對東部地區(qū)企業(yè)風險承擔水平的提升作用更大。

五、作用機制檢驗

（一）企業(yè)碳排放權交易行為的存在性

現(xiàn)有數(shù)據(jù)尚未公布全部企業(yè)參與碳排放權交易的情況，以及企業(yè)具體的碳排放權交易費用，因此難以評估全部企業(yè)是否參與碳排放權交易。本文通過獲取北京綠色交易所、上海環(huán)境能源交易所以及福建、廣州、湖北、深圳、天津、重慶等碳排放權交易所記錄的碳排放權交易配額管理的重點排放企業(yè)名單①，根據(jù)企業(yè)名稱與上市公司數(shù)據(jù)進行匹配，設置重點參與碳排放權交易企業(yè)虛擬變量（CTP），將匹配上的企業(yè)設置為1，其他企業(yè)設置為0。本文使用Probit模型檢驗碳排放權交易試點政策對上市公司進入重點排放企業(yè)名單概率的影響，回歸結果如表6第（1）列所示?？梢姡琓RE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制提高了試點地區(qū)上市公司進入重點排放企業(yè)名單的概率。

上述交易所僅公布了2012年以來的重點排放企業(yè)名單，這意味著本文僅能獲得2012年及以后的重點排放企業(yè)數(shù)據(jù)，在2011年及以前年份，不管是試點地區(qū)還是非試點地區(qū)的上市公司所對應的CTP 數(shù)值均為0。為了穩(wěn)健性考慮，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法對2012年以來上市公司樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)匹配上的實驗組樣本對于對照組樣本的平均處理效應（ATT）數(shù)值為0.025，對應t 值為8.77，說明在保持實驗組和對照組樣本相似性后，實驗組上市公司進入重點排放企業(yè)名單的概率相較于對照組有明顯提升，與表6第（1）列的結論一致。

本文進一步基于企業(yè)異質性證明碳排放權交易行為的存在性，具體按照企業(yè)污染程度差異進行異質性檢驗。首先，按照企業(yè)污染程度差異進行分組檢驗。檢驗結果如表6第（2）（3）列所示，發(fā)現(xiàn)TRE×POS 的估計系數(shù)在兩列均顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制提高了不同污染企業(yè)進入重點排放企業(yè)名單的概率，初步證明了試點地區(qū)輕重污染企業(yè)積極參與了碳排放權交易，研究假說1成立。進一步地，如果樣本為重污染企業(yè)，將Ced 變量設置為1，否則為0，基于式（12）的異質性檢驗結果如表6第（4）列所示，可見TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制對試點地區(qū)重污染企業(yè)進入重點排放企業(yè)名單概率的影響程度更大。

（二）影響渠道檢驗

本文使用中介效應檢驗法檢驗研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率是否為市場激勵型環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)風險承擔水平的中介變量。

MIDjct =α+κTREc ×POSt +Σ?lXljt +ΣδmYmct +μj +λt +τi ×T +εjct （16）

Risjct =α+φTREc ×POSt +χMIDjct +Σ?lXljt +ΣδmYmct +μj +λt +τi ×T +εjct （17）

其中，MID 代表中介變量，如果TRE×POS 的估計系數(shù)κ 通過顯著性檢驗，則說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制能夠顯著影響中介變量。如果MID 的估計系數(shù)χ 通過顯著性檢驗，同時TRE×POS 的估計系數(shù)φ 不再顯著，或者系數(shù)絕對值相比式（9）中TRE×POS 的估計系數(shù)β 絕對值發(fā)生下降，那么可以初步判斷中介效應模型的實證檢驗結果成立。

1.研發(fā)創(chuàng)新作為中介變量

本文構建衡量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的投入端指標，用企業(yè)研發(fā)費支出除以營業(yè)收入構建研發(fā)費支出比指標（RD）。關于研發(fā)創(chuàng)新的中介效應檢驗結果如表7第（1）（2）列所示。第（1）列TRE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制提升了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入。第（2）列RD 的估計系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)用于技術創(chuàng)新的研發(fā)投入越高，則風險承擔水平越高。同時，第（2）列TRE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，但顯著性和系數(shù)值相比表2第（5）列有所下降，表明企業(yè)增大研發(fā)創(chuàng)新投入是市場激勵型環(huán)境規(guī)制提升企業(yè)風險承擔水平的一個顯著影響渠道。

2.生產率作為中介變量

本文主要使用Ackerberg等[28]的平均條件函數(shù)（ACF）法測算企業(yè)的全要素生產率（TFP）。測算過程中投入和產出指標的構建方法參照胡海峰等[29]的做法。關于生產率的中介效應檢驗結果如表7第（3）（4）列所示。第（3）列結果顯示，TRE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制顯著提高了企業(yè)生產率。第（4）列結果表明，TFP 的估計系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)生產率越高則風險承擔水平越高。同時，第（4）列TRE×POS 估計系數(shù)的數(shù)值和顯著性相比表2第（5）列有所下降。綜上表明，企業(yè)生產率提升是市場激勵型環(huán)境規(guī)制提高企業(yè)風險承擔水平的顯著影響渠道。

3.利潤率作為中介變量

資產收益率（ROA）是業(yè)界廣泛用于衡量企業(yè)利潤率的指標之一，能夠反映企業(yè)資產的總體運營狀況和充分體現(xiàn)企業(yè)管理層的經營能力，本文用企業(yè)凈利潤除以資產總額來衡量企業(yè)盈利能力。關于利潤率的中介效應檢驗結果如表7第（5）（6）列所示。第（5）列TRE×POS 的估計系數(shù)顯著為正，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制顯著提高了企業(yè)利潤率。第（6）列ROA 的估計系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)利潤率越高則風險承擔水平越高。同時，第（6）列TRE×POS 估計系數(shù)的數(shù)值相比表2第（5）列有所下降。可以推斷，市場激勵型環(huán)境規(guī)制通過提高企業(yè)利潤率提升了企業(yè)的風險承擔水平。

綜合來看，研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率是市場激勵型環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)風險承擔水平的影響渠道，研究假說2得以證明。

4.關于中介變量的污染異質性檢驗

從企業(yè)污染程度異質性角度看，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對輕重污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率的影響程度可能存在異質性。本文引入重污染企業(yè)虛擬變量（Ced），將重污染企業(yè)設置為1，輕污染企業(yè)為0，基于式（12）的異質性檢驗結果如表8所示。第（1）～（3）列TRE×POS×Ced 的估計系數(shù)顯著為負，說明市場激勵型環(huán)境規(guī)制主要提高了輕污染企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入、生產率和利潤率，這與前文的推論基本一致。結合中介效應檢驗結果推斷，市場激勵型環(huán)境規(guī)制主要通過提高輕污染企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率提高其風險承擔水平。

六、結論與啟示

環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產、投資和盈利帶來了不確定性，因此本文引入企業(yè)主動承擔風險的概念。理論推導表明，在碳排放權交易影響下，企業(yè)將增大研發(fā)創(chuàng)新投入、降低生產成本和提高利潤，企業(yè)風險承擔水平得以提升。本文以國家發(fā)展和改革委員會設立7個碳排放權交易試點地區(qū)作為準自然實驗的研究對象，實證結果有兩方面發(fā)現(xiàn)。第一，相較于非試點地區(qū)，市場激勵型環(huán)境規(guī)制顯著提高了試點地區(qū)企業(yè)的風險承擔水平。從異質性角度看，市場激勵型環(huán)境規(guī)制主要提升了輕污染企業(yè)、非國有企業(yè)、東部地區(qū)等樣本組的企業(yè)風險承擔水平。第二，作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，市場激勵型環(huán)境規(guī)制顯著提高了試點地區(qū)的重污染企業(yè)進入重點排放企業(yè)名單的概率，說明該政策對促進試點地區(qū)企業(yè)參與碳排放權交易具有正向作用。并且，市場激勵型環(huán)境規(guī)制通過提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、生產率和利潤率三個影響渠道提升了其風險承擔水平。根據(jù)以上研究結論，本文提出以下三點政策建議：

第一，政府需要不斷完善環(huán)境法律體系，發(fā)揮對企業(yè)的引導作用。一方面，從法律、法規(guī)層面構建碳排放權登記、交易和結算管理規(guī)則，提升碳排放權交易制度的權威和等級。同時，加強碳排放數(shù)據(jù)質量監(jiān)管以及完善企業(yè)信息披露制度，規(guī)范企業(yè)準確披露環(huán)境信息，提升碳排放數(shù)據(jù)的真實性。另一方面，引導企業(yè)綠色研發(fā)創(chuàng)新的積極性，為了達到減排目標，可以采取一些措施對企業(yè)的綠色研發(fā)創(chuàng)新行為進行鼓勵，例如，針對企業(yè)開發(fā)綠色生產技術、升級生產設備等增加補貼或者減稅?？紤]到重污染企業(yè)在短期內承受了更大的環(huán)境治理成本，需要重點關注重污染企業(yè)，激勵其綠色研發(fā)創(chuàng)新。

第二，企業(yè)需要勇于承擔經濟轉型中的風險。當前，中國經濟逐步從傳統(tǒng)經濟增長階段向高質量發(fā)展階段轉型，面對環(huán)境治理的壓力，企業(yè)需要勇于迎接挑戰(zhàn)。企業(yè)提升自身風險承擔能力的關鍵在于研發(fā)創(chuàng)新和改進生產技術。一方面，明確碳排放目標，在自主研發(fā)基礎上，關注國內外減排技術的發(fā)展動態(tài)，積極引入先進的減排技術。另一方面，積極參與政府為激勵綠色研發(fā)創(chuàng)新設計的減稅降費政策，在環(huán)境治理壓力或者經濟下行過程中提升自身的生存能力和競爭力。

第三，市場機制在環(huán)境治理過程中發(fā)揮著重要作用。碳排放權交易試點政策的核心是市場機制，它能有效激勵企業(yè)不斷研發(fā)創(chuàng)新和提升競爭力。同時，市場機制能夠促進輕重污染企業(yè)在環(huán)境治理過程中的公平競爭，即使是具有市場勢力的大規(guī)模污染企業(yè)也可能面臨被市場淘汰的風險，從而提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性。此外，市場機制促進了企業(yè)環(huán)境信息披露，也提高了公眾對環(huán)境治理的關注度。因此，政府需要在環(huán)境政策、法規(guī)中引入市場機制，促進企業(yè)在環(huán)境治理過程中優(yōu)勝劣汰，引導企業(yè)環(huán)境信息公開以及公眾輿論監(jiān)督。

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編輯：鄭雅妮，高原

基金項目：山東省社會科學規(guī)劃研究專項一般項目“山東建設綠色低碳高質量發(fā)展先行區(qū)的環(huán)境治理機制與政策優(yōu)化研究”（23CFZJ08）;山東省高等學校優(yōu)秀青年創(chuàng)新團隊項目“財稅政策促進共同富裕的內外協(xié)同機制與實現(xiàn)路徑研究”（2023RW063）;濟南市市校融合發(fā)展戰(zhàn)略工程項目“財稅專業(yè)校研政企協(xié)同育人改革項目”（JNSX2023051）。