摘要 推進碳達峰、碳中和是中國為應對氣候變化對國際社會做出的承諾，但實現(xiàn)碳達峰、碳中和是一場廣泛而深刻的經濟社會系統(tǒng)性變革，需要從國家頂層設計逐漸落實到企業(yè)實質性要求，因此探討國家碳承諾能否推動企業(yè)碳承諾，找到中國碳承諾實現(xiàn)路徑具有重要意義。該研究基于2017—2022年中國滬深A股上市企業(yè)面板數據，以2020年中國提出碳達峰、碳中和承諾作為準自然實驗，采用雙重差分模型研究國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的具體影響，并在此基礎上構建3重差分模型以剖析地方碳承諾與市場碳承諾的作用機制。結果表明：①國家碳承諾能夠推動企業(yè)碳承諾，此結果在考慮內生性問題與多種穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。②國家碳承諾通過促進地方碳承諾與市場碳承諾直接推動企業(yè)碳承諾。一方面對地方施加環(huán)境治理壓力，由地方監(jiān)管推動企業(yè)碳承諾；另一方面加快市場投融資結構低碳轉型，由綠色信貸約束推動企業(yè)碳承諾。③媒體關注與綠色創(chuàng)新能夠強化國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的推動作用。媒體關注度高與綠色創(chuàng)新力強的企業(yè)會更加積極地做出碳承諾，向社會公眾彰顯企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，提升企業(yè)競爭力。④相比碳承諾完成度低的企業(yè)，碳承諾完成度高的企業(yè)往往會做出相對保守的碳承諾，并且得到科學認證的企業(yè)碳承諾會更加合理。因此在國家碳承諾引領下，鼓勵企業(yè)積極做出碳承諾，以言語約束行為，在滿足政策合法性要求的同時，獲得更多的資源供給，為早日實現(xiàn)中國碳達峰、碳中和承諾作出貢獻。

關鍵詞 碳達峰；碳中和；碳承諾；地方監(jiān)管；信貸約束

中圖分類號 F275 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）07-0025-10 DOI：10. 12062/cpre. 20231230

2020年9月，中國政府向國際社會鄭重承諾二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現(xiàn)碳中和（以下簡稱“雙碳”承諾）。“雙碳”承諾在《巴黎協(xié)定》下被賦予一定的法律屬性，若“雙碳”承諾未能如期實現(xiàn)，中國不僅聲譽受損，還將面臨國際遵約機制的審議［1］。在此背景下，2021年9月，《中共中央 國務院關于完整準確全面貫徹新發(fā)展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》（以下簡稱《意見》）發(fā)布，2021年10月，國務院印發(fā)《2030年前碳達峰行動方案》，這也意味著“雙碳”承諾將貫穿中國經濟社會發(fā)展的全過程和各方面。在兩個頂層設計性文件指導下，中國各省市和行業(yè)碳達峰實施方案相繼出臺，“1+N”政策體系初具雛形。由此可見，實現(xiàn)“雙碳”承諾是一場廣泛而深刻的經濟社會系統(tǒng)性變革，需要從國家頂層設計逐漸落實到企業(yè)實質性要求［2］。

但國家碳承諾與企業(yè)碳承諾究竟是推動關系還是替代關系在學術界是一個廣受爭議的問題。Ramadorai等［3］通過研究2011—2017年北美上市企業(yè)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)碳承諾主要受氣候監(jiān)管與市場競爭影響。2020年7月，聯(lián)合國開發(fā)計劃署、普華永道（中國）與中國國際商會發(fā)布《中國企業(yè)可持續(xù)發(fā)展目標實踐調研報告》指出，政府是企業(yè)制定可持續(xù)發(fā)展目標的主要動力，這也意味著國家碳承諾與企業(yè)碳承諾是一種推動關系。2017年美國退出《巴黎協(xié)定》引起國際社會強烈譴責，但隨著美國企業(yè)碳承諾的公布，明顯削弱了這種負面影響，因此美國前紐約市長Michael認為國家碳承諾與企業(yè)碳承諾是一種替代關系。Bolton等［4］也提出一旦國家公布碳承諾，企業(yè)就會降低自身碳承諾的緊迫性，甚至最可能做出承諾的企業(yè)往往是最能輕易兌現(xiàn)的企業(yè)，而非需要改變的企業(yè)。學術界產生這一對立觀點的原因可能是由于各國國情差異導致政策在實施過程中對企業(yè)產生了不同影響［5］。

那么，在中國國情下，國家碳承諾能否推動企業(yè)碳承諾？國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的作用機制是什么？以往文獻尚未給出答案，本研究將重點探索以上問題，找到中國碳承諾實現(xiàn)路徑。

1 文獻綜述

目前國內有關信息披露的研究主要是基于“政策實施—信息披露—企業(yè)影響”的經典理論邏輯，以環(huán)境信息、ESG信息為主線，運用制度理論、社會責任理論探究政策實施對信息披露的作用［6］，以及根據利益相關者理論、信號傳遞理論分析信息披露對企業(yè)的影響［7］，但少有研究涉及碳承諾。碳承諾作為前瞻性信息，是企業(yè)向外界傳遞可持續(xù)發(fā)展信號，樹立良好形象的有效方式，能夠降低公共壓力與環(huán)境風險［8］。同時碳承諾作為聲譽性資本，是保證企業(yè)環(huán)保行為如實執(zhí)行的重要機制，這也意味著制定碳承諾的企業(yè)會受到政府嚴格監(jiān)管與公眾直接監(jiān)督［9］。在此條件下，學者們從產生原因與產出結果兩個角度分析企業(yè)應對碳承諾的行動，主要為企業(yè)可能會選擇因勢利導，積極制定碳承諾［10］，也可能會選擇“綠色沉默”，消極制定碳承諾［11］。

部分學者將企業(yè)因勢利導，積極制定碳承諾原因歸為利益相關者驅動、商業(yè)驅動、自我驅動等。利益相關者驅動層面，企業(yè)主要面臨政府環(huán)境規(guī)制［12］、公眾與環(huán)保組織關注［13］等因素，因此企業(yè)制定碳承諾能夠在滿足政策合法性要求，避免行政處罰的基礎上，樹立良好形象，降低公共壓力。商業(yè)驅動層面，一方面企業(yè)制定碳承諾能夠將自己的產品與競爭對手進行區(qū)分，獲得消費者好感，增加營業(yè)收入［14］；另一方面企業(yè)減少碳足跡能夠產生創(chuàng)新激勵，提升生產效率，降低營業(yè)成本［15］。此外，以投資者為主體的資本市場和以企業(yè)為主體的碳排放交易市場會選擇與積極應對氣候變化的企業(yè)合作，降低環(huán)境風險，獲得可持續(xù)收益，企業(yè)融資約束得到緩解，貿易往來得以提升［16］。自我驅動層面，Williams等［17］認為股東與經營者的環(huán)保信念能夠推動企業(yè)自愿提出碳承諾。

“綠色沉默”是指企業(yè)已制定碳承諾并采取有關行動，但未對外公布［18］。部分學者將企業(yè)“綠色沉默”，消極制定碳承諾原因歸為環(huán)境訴訟抑制、道德風險抑制、成本支出抑制等。環(huán)境訴訟抑制層面，Coles等［11］認為越活躍的企業(yè)會受到越嚴格的監(jiān)管，因此多數企業(yè)在制定碳承諾上會保持謹慎觀望態(tài)度，避免引起政府與利益相關者關注以及競爭對手模仿［6］。道德風險抑制層面，企業(yè)制定碳承諾在某種程度上被視為存在“漂綠”的偽善行為［19］與降低產品質量的道德風險［20］，弱化企業(yè)制定碳承諾的積極性。成本支出抑制層面，為完成碳承諾，企業(yè)會增加環(huán)保投資，而環(huán)保投資具有成本大、周期長、見效慢、風險高的特點，不僅無法為企業(yè)節(jié)約成本，還會擠占原本的商業(yè)投資，企業(yè)逐漸缺少投資動力［21］，因此企業(yè)會選擇消極制定碳承諾。

以上文獻從正反兩個角度分析了企業(yè)應對碳承諾的舉措，卻忽略了國家碳承諾這一外生沖擊對企業(yè)碳承諾的影響，且現(xiàn)有關于國家碳承諾與企業(yè)碳承諾的文獻較少聚焦中國發(fā)展階段與基本國情。相比以往文獻，本研究可能存在的邊際貢獻主要有以下3點：①區(qū)別以外國企業(yè)為主要研究對象，深入扎根中國企業(yè)，同時從中國發(fā)展階段與基本國情出發(fā)，首次探討國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的推動作用，突破學術界對二者關系的現(xiàn)有爭議，重新檢驗所得結論，為后續(xù)研究打下堅實基礎。②以政策內容為藍本，從地方監(jiān)管與綠色信貸約束兩個角度剖析國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的直接推動作用，通過搭建地方碳承諾與市場碳承諾橋梁，找到中國碳承諾實現(xiàn)路徑，同時發(fā)現(xiàn)媒體關注與綠色創(chuàng)新能夠強化企業(yè)碳承諾，即在國家碳承諾與企業(yè)碳承諾間具有正向調節(jié)作用。③比較碳排放等歷史性數據，重點探討碳承諾這一前瞻性信息，同時不同于用虛擬變量對企業(yè)碳承諾的測度方法，以有效年碳承諾進行衡量，并通過對企業(yè)碳承諾完成度與企業(yè)碳承諾是否得到科學認證展開異質性檢驗，以識別企業(yè)碳承諾制定策略。

2 制度背景與理論假設

2. 1 制度背景

從現(xiàn)實情況看，由于中國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化任務尚未完成，煤炭等化石燃料仍是中國主要能源，受現(xiàn)有經濟技術條件限制，中國達成絕對的零碳排放困難很多，因此中國“雙碳”承諾更多地屬于政策驅動型［22］，主要依賴國家政策引領、地方落地實施、市場有效激勵、行業(yè)積極響應。

首先，“雙碳”承諾要求加強地方實施，強化責任落實。在黨中央對“雙碳”工作集中領導下，地方應加強“雙碳”工作謀劃，明確目標任務，制定落實舉措。同時中央設立領導干部生態(tài)文明責任制，將“雙碳”相關指標納入地方經濟社會發(fā)展綜合評價體系，并將有關落實情況納入中央環(huán)保督察。其次，“雙碳”承諾要求完善經濟政策，健全市場機制。金融機構應構建與“雙碳”承諾相適應的投融資體系，健全綠色金融評價機制，設立碳減751302739847dcdc0efa5a230771f6e6排支持工具，為綠色低碳項目提供長期限、低成本資金。同時社會資本也應積極參與，激發(fā)市場主體綠色投資活力。最后，“雙碳”承諾要求調整產業(yè)結構，促進綠色轉型。黨中央支持重點行業(yè)與企業(yè)率先實現(xiàn)碳達峰，組織開展“雙碳”先行示范。同時推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，重點制定能源、鋼鐵、建材等行業(yè)和領域碳達峰實施方案，堅決遏制高耗能、高排放項目盲目發(fā)展，大力發(fā)展綠色低碳產業(yè)。

2. 2 理論分析與研究假設

2. 2. 1 國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的具體影響

企業(yè)積極制定碳承諾能夠更好地應對公共壓力、提升企業(yè)競爭力、增強投資者與合作者信心，而Littlewood等［8］認為這些因素最終均會受到國家政策影響，企業(yè)也將根據政策風險變化不斷調整自身管理策略［23］。在此基礎上，Ramadorai等［3］研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)完成監(jiān)管要求，不僅能夠抵消已知風險，還能夠獲得潛在機會，而這一觀點在中國自上而下的問責制度中更為明顯，尤其在中國提出“雙碳”承諾背景下，企業(yè)積極制定碳承諾不僅能夠放大因勢利導所帶來的正面效應，還能夠對沖“綠色沉默”所產生的反面效應。

首先，不可否認的是，企業(yè)制定碳承諾會產生一定的環(huán)境訴訟，但在中央考核與地方問責的層層約束下，企業(yè)消極制定碳承諾不僅無法完成合法性要求，還會錯失政策推動下的紅利與機遇，不利于自身發(fā)展［12］。更重要的是，企業(yè)在制定碳承諾上所保持的謹慎觀望態(tài)度會影響中國“雙碳”承諾實現(xiàn)進度與全球氣候治理行動實施，造成不可逆轉的環(huán)境問題［1］。其次，“雙碳”承諾鼓勵企業(yè)率先實現(xiàn)碳達峰，形成示范作用，制定碳承諾的企業(yè)能夠在提升信息透明度的同時，向外界傳遞更加強烈的可持續(xù)發(fā)展信號，獲得更多的資源供給與優(yōu)惠獎勵［14］，無形中提升了競爭門檻。而面對對手制定碳承諾形成的競爭優(yōu)勢，企業(yè)往往會選擇模仿對手，減小差距［24］，免遭淘汰。最后，在末端治理成為底線要求的條件下，企業(yè)綠色轉型已是大勢所趨，必要的成本支出隨著技術的成熟會逐漸轉為創(chuàng)新補償，體現(xiàn)在企業(yè)的賬面價值，并以此循環(huán)完成綠色低碳工藝革新和數字化轉型，獲取先動優(yōu)勢［25］。同時“雙碳”承諾從金融機構、社會資本等方面加大對綠色低碳企業(yè)的扶持力度，因此企業(yè)制定碳承諾所帶來的創(chuàng)新補償會遠高于成本支出，企業(yè)應積極制定碳承諾。基于此，本研究提出假設H1。

H1：中國“雙碳”承諾的提出能夠推動企業(yè)制定碳承諾。

2. 2. 2 國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的作用機制

（1）國家碳承諾、地方碳承諾與企業(yè)碳承諾。在中國式分權制度背景下，地方政績考核將直接影響地方行為［26］，在中國提出“雙碳”承諾背景下，中央設立領導干部生態(tài)文明責任制，將“雙碳”相關指標納入地方經濟社會發(fā)展綜合評價體系，因此地方會在每年工作報告中明確制定碳承諾［27］，如2022年8月，《天津市碳達峰實施方案》指出，2030年單位地區(qū)生產總值CO2排放比2005年下降65%以上。而地方碳承諾一經公布，將會受到來自中央政府、上級政府、同級政府以及公眾輿論的監(jiān)督，從而對地方施加較大的環(huán)境治理壓力，并對其年度工作形成強有力的約束［28］。

為保證地方碳承諾的順利完成，地方會關注所屬企業(yè)碳承諾情況，形成自上而下的問責機制，如潘峰等［29］提出地方碳承諾會導致并強化地方環(huán)境規(guī)制行為，一方面地方會出臺更嚴格的監(jiān)管、懲罰與更豐厚的資金支持，推動企業(yè)制定碳承諾，達到清潔化、節(jié)能化生產［30］，實現(xiàn)地方總體碳承諾達標；另一方面地方也會嚴格審批企業(yè)投資項目，遏制高耗能、高排放項目盲目發(fā)展，推動地方產業(yè)綠色轉型［31］，如2021年9月，天津市人民代表大會常務委員會通過《天津市碳達峰碳中和促進條例》指出，能源、工業(yè)等重點領域應符合本市碳排放強度要求。在此條件下，企業(yè)會履行地方政策，積極制定碳承諾，在滿足政策合法性要求，免遭行政處罰的同時，與地方建立良好關系，增強投資項目獲批資格的競爭性?；诖?，本研究提出假設H2a。

H2a：中國“雙碳”承諾的提出能夠推動地方制定碳承諾，進而由地方監(jiān)管推動企業(yè)制定碳承諾。

（2）國家碳承諾、市場碳承諾與企業(yè)碳承諾。綠色金融是實現(xiàn)經濟和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的重要路徑［32］，中國“雙碳”承諾的提出要求金融市場將“雙碳”承諾納入業(yè)務全流程，及早、科學地制定碳承諾，因此金融市場會謹慎開展綠色金融業(yè)務，如2021 年5 月，中國人民銀行發(fā)布《銀行業(yè)金融機構綠色金融評價方案》指出，中國人民銀行將對金融市場綠色金融業(yè)務開展情況進行綜合評價，并依據評價結果實行激勵約束。這也意味著金融市場不僅要支持綠色低碳項目，還要杜絕高耗能、高排放項目盲目發(fā)展，加快市場投融資結構低碳轉型，對金融市場行為提出更高的要求［33］。

為保證市場碳承諾的順利完成，市場會加強對企業(yè)的綠色信貸約束，一方面限制資金供給，保留綠色引領企業(yè)，倒逼污染企業(yè)退出市場或綠色轉型［34］，實現(xiàn)市場總體碳承諾達標，具體體現(xiàn)在技術上，粗放的生產方式會遭到淘汰，取而代之的將是高效的清潔生產［30］；在發(fā)展上，底線式經營無法抓住機遇，不斷革新才是取勝之道；在戰(zhàn)略上，歷史性信息無法提供有效價值判斷，只有前瞻性碳承諾才能獲得認可。另一方面加強信息披露制度，推動企業(yè)與金融市場信息共享［6］，而碳承諾在一定程度上反映了企業(yè)的環(huán)保態(tài)度，是企業(yè)樹立良好形象的有效方式，能夠緩解綠色信貸約束，獲得更多地資源供給。在此條件下，為得到資金支持，避免市場淘汰，企業(yè)會積極制定碳承諾?；诖?，本研究提出假設H2b。

H2b：中國“雙碳”承諾的提出能夠推動市場制定碳承諾，進而由綠色信貸約束推動企業(yè)制定碳承諾。

3 研究設計

3. 1 樣本選擇與數據來源

CDP（carbon disclosure project）作為全球碳排放披露權威機構，是企業(yè)碳承諾的最佳數據來源。CDP每年都會向企業(yè)發(fā)放調查問卷，包括氣候變化、水安全、供應鏈等多個方面，其中有關企業(yè)碳承諾信息主要集中在氣候變化方面。CDP公布了2010—2023年（報告期為2009—2022年）16 662個中國企業(yè)的年度調查問卷，其中企業(yè)碳承諾調查問卷的報告期主要集中在2016年后，因此本研究選擇報告期為2017—2022年作為時間窗口，數據處理過程如下：①剔除水安全、供應鏈等非氣候變化調查問卷；②剔除未公布企業(yè)碳承諾調查問卷；③剔除未上市、上市狀態(tài)異常、非滬深A 股上市企業(yè)碳承諾調查問卷；④剔除金融行業(yè)上市企業(yè)碳承諾調查問卷，最終得到288家滬深A股上市企業(yè)，627個企業(yè)的年度數據。

數據來源如下：①企業(yè)碳承諾數據來自CDP調查問卷，由作者手工收集；②地方碳承諾數據來自地方政府工作報告，由作者手工收集；③媒體關注與綠色創(chuàng)新數據來自中國研究數據服務平臺數據庫；④各省份綠地面積與其他財務數據來自國泰安數據庫。

3. 2 變量定義

3. 2. 1 被解釋變量

現(xiàn)有研究多為根據全球碳排放披露權威機構CDP調查問卷設置0、1虛擬變量測度企業(yè)是否具有碳承諾［4］，也有部分學者直接使用機構評級結果［35］或采取內容分析法為企業(yè)碳承諾打分［36］，然而，這樣的測度方式存在變量過于單一、分數具有主觀性等問題。為避免以上缺陷，參考Ioannou等［37］和Dahlmann等［38］研究采用企業(yè)有效年碳承諾衡量企業(yè)碳承諾，此數值較大，則說明企業(yè)碳承諾較強，企業(yè)每年碳承諾任務較重，具體公式如下：

有效年碳承諾=相對基準年碳承諾減排百分比/碳承諾持續(xù)時間

碳承諾持續(xù)時間=碳承諾終止年-碳承諾基準年

其中：相對基準年碳承諾減排百分比、碳承諾終止年、碳承諾基準年均來自CDP調查問卷，對于沒有報告碳承諾的企業(yè)，參考Wang［39］對其賦值為0，同時在數據處理時，剔除5個異常極端值，將其作為被解釋變量，用Com?mitment 表示。

3. 2. 2 解釋變量

將Treat 定義為分組虛擬變量，2021年9月，《意見》指出重點制定能源、鋼鐵、有色金屬、石化化工、建材、交通、建筑等行業(yè)和領域碳達峰實施方案，因此將政策規(guī)定重點制定碳達峰實施方案行業(yè)上市企業(yè)作為實驗組（Treat=1），其他行業(yè)上市企業(yè)作為對照組（Treat=0）。將Post 定義為時間虛擬變量，由于中國“雙碳”承諾2020年提出，因此將2020年當年及之后年份記為Post=1，2020年以前年份記為Post=0，將Treat與Post交乘項Treat×Post作為解釋變量。

3. 2. 3 控制變量

參考陳建林［40］研究選取資產報酬率（Roa）、凈資產收益率（Roe）、銷售費用率（Salerate）、管理費用率（Admin?rate）、總營業(yè)成本率（Operate）、財務杠桿（Leverage）、存貨周轉率（Inventurn）、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物周轉率（Cashturn）作為控制變量，同時控制企業(yè)與年份固定效應。由于存貨周轉率離散程度較大，影響結果準確性，將對其采取上下1%分位縮尾處理。

3. 3 模型構建

為探究國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的具體影響，驗證假設H1，參考Card等［41］研究，構建雙重差分模型（1）如下：

Commitmenti，t = α0 + α1Treati × Postt + α2Controlsi，t + μi + λt + εi，t（1）

模型（1）中：Commitmenti，t 為被解釋變量，Treati × Postt為解釋變量，Controlsi，t 為控制變量，α0 為常數項，α1 為中國“雙碳”承諾對企業(yè)碳承諾的影響，α2 為控制變量系數，μi 為企業(yè)固定效應，λt 為年份固定效應，εi，t 為隨機誤差項，i，t 為企業(yè)與年份。

4 實證結果

4. 1 基準回歸結果

國家碳承諾對企業(yè)碳承諾的具體影響，見表1列（1），在未加入控制變量，僅控制企業(yè)與年份固定效應時，Treat與Post 交乘項Treat×Post 系數為1. 542，在5% 水平上顯著，如表1列（2），在加入控制變量，同時控制企業(yè)固定效應和年份固定效應時，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為1. 630，在10%水平上顯著，表明國家碳承諾對企業(yè)碳承諾具有明顯的推動作用，假設H1得證。

4. 2 平行趨勢檢驗

為驗證雙重差分模型的基本條件，采用事件研究法進行平行趨勢檢驗，如圖1。2017—2019年中國“雙碳”承諾提出前，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數不顯著，跨越了虛線所表示的90%置信區(qū)間，而在2020年中國“雙碳”承諾提出后，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數顯著，表明企業(yè)碳承諾得到顯著提升，并一直持續(xù)到2022年，滿足平行趨勢假設。

4. 3 穩(wěn)健性檢驗

4. 3. 1 PSM?DID檢驗

為解決雙重差分模型中實驗組與對照組的選擇性偏差問題，采用PSM?DID方法，以控制變量作為協(xié)變量，以核匹配方法對實驗組與對照組進行匹配。如表2列（1），匹配后Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為1. 527，在10%水平上顯著，表明基準回歸結果的穩(wěn)健性。

4. 3. 2 隨機抽樣安慰劑檢驗

為排除其他隨機因素對基準回歸結果的影響，采用隨機抽樣生成實驗組的方法進行安慰劑檢驗，保持實驗組個數不變，隨機抽樣生成實驗組并重復進行500次回歸，如圖2。散點集中分布在0值附近，遠離真實回歸系數1. 630，且散點多數位于虛線以上，表明隨機抽樣生成實驗組的回歸系數在10%水平下不顯著，基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

4. 3. 3 改變政策發(fā)生年

為檢驗政策實施時間的隨機性假設，將政策時間提前兩年、提前一年、推后一年重新進行回歸。如表2 列（2）—列（4），偽政策時間Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數均不顯著，表明中國提出“雙碳”承諾對企業(yè)碳承諾的推動作用是真實存在的。

4. 3. 4 排除其他政策干擾

為排除《巴黎協(xié)定》影響，采用增加研究樣本與減少研究樣本兩種方法分別進行檢驗。如表2 列（5），加入2015—2016年研究樣本，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為1. 665，在5%水平上顯著，如表2列（6），去除2017—2018年受《巴黎協(xié)定》影響研究樣本，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為1. 830，在5%水平上顯著，表明排除《巴黎協(xié)定》影響，中國提出“雙碳”承諾對企業(yè)碳承諾仍然具有推動作用。

4. 3. 5 替換被解釋變量

考慮到數據來源的統(tǒng)一性，補充收集企業(yè)年報、社會責任報告中與碳承諾有關信息，由于目前國內碳承諾數據報告有限且尚無統(tǒng)一標準，參考Bolton等［4］研究對在企業(yè)年報、社會責任報告中提及碳承諾的企業(yè)賦值為1，反之為0，以此替換被解釋變量，用Promise 表示。見表2列（7），Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為0. 206，在5%水平上顯著，驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性。

4. 3. 6 工具變量法

由于中國提出“雙碳”承諾和企業(yè)制定碳承諾之間可能存在反向因果，同時受數據限制可能產生遺漏變量，因此參考張建平等［42］研究，采用各省份綠地面積（億m2）作為工具變量進行內生性檢驗，用Green 表示。采用各省份綠地面積作為工具變量，一方面，各省份綠地面積越大，吸收CO2越多，碳排放量越少，而中國提出“雙碳”承諾與碳排放量密切相關，滿足相關性條件；另一方面，各省份綠地面積主要由地方規(guī)劃，企業(yè)無法參與決策，不會對企業(yè)制定碳承諾產生影響，滿足外生性條件。同時為避免遺漏變量，參考張兵等［43］研究加入地區(qū)工業(yè)化水平（Industry）、地區(qū)城鎮(zhèn)化水平（Urban）、地區(qū)交通基礎設施水平（Trans?port）作為控制變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗。見表2列（8），F(xiàn) 值為13. 633大于10，拒絕弱工具變量假設，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為8. 130，在10%水平上顯著，表明基準回歸結果不存在嚴重的內生性問題。

5 進一步分析

5. 1 機制分析

為探究國家碳承諾如何推動企業(yè)碳承諾，驗證假設H2a與假設H2b，參考崔廣慧等［44］研究，在雙重差分模型基礎上構建3重差分模型（2）如下：

Commitmentj，i，t = β0 + β1 Machinej × Treati × Postt +β2 Machinej × Treati + β3 Machinej ×Postt + β4Treati × Postt +β5Controlsj，i，t + μi + λt + τj，i，t （2）

模型（2）中：Commitmentj，i，t 為被解釋變量，Machinej ×Treati × Postt 為解釋變量，Machinej 為機制檢驗變量，包括地方監(jiān)管（Govermentj）與綠色信貸約束（Marketj），Controlsj，i，t 為控制變量，β0 為常數項，β1— β5 為各項系數，μi 為企業(yè)固定效應，λt 為年份固定效應，τj，i，t 為隨機誤差項，i，t 為企業(yè)與年份，j 為地區(qū)或行業(yè)。

5. 1. 1 國家碳承諾、地方碳承諾與企業(yè)碳承諾

在分析國家碳承諾通過對地方施加環(huán)境治理壓力，促進地方制定碳承諾，進而由地方監(jiān)管推動企業(yè)制定碳承諾時，參考余泳澤等［28］研究，根據當年地方政府工作報告中是否公布碳承諾衡量地方監(jiān)管（Goverment）。公布碳承諾的地方會承受更大的環(huán)境治理壓力，同時也會加強對企業(yè)的監(jiān)管程度與對企業(yè)碳承諾的推動作用。

將公布碳承諾的高地方監(jiān)管（High Goverment）賦值為1，將未公布碳承諾的低地方監(jiān)管（Low Goverment）賦值為0，以此進行3重差分。見表3列（1），Goverment 與Treat 與Post 交乘項Goverment×Treat×Post 系數為3. 633，在10%水平上顯著，假設H2a得證。

5. 1. 2 國家碳承諾、市場碳承諾與企業(yè)碳承諾

在分析國家碳承諾通過加快市場投融資結構低碳轉型，促進市場制定碳承諾，進而由綠色信貸約束推動企業(yè)制定碳承諾時，參考王馨等［45］研究，按照2014年6月中國銀監(jiān)會辦公廳發(fā)布《綠色信貸實施情況關鍵評價指標》，根據企業(yè)環(huán)境和社會風險不同劃分為A、B和C類3個等級衡量綠色信貸約束（Market）。市場受政策引導會將更多資金流向綠色低碳項目，同時也會加強對企業(yè)碳承諾的推動作用。

將A 和B兩類作為綠色信貸約束行業(yè)（HighMarket）賦值為1，C類作為非綠色信貸約束行業(yè)（LowMarket）賦值為0，以此進行三重差分。見表3列（2），Market 與Treat 與Post 交乘項Market×Treat×Post 系數為3. 520，在10%水平上顯著，假設H2b得證。

5. 2 調節(jié)效應分析

為探究媒體關注與綠色創(chuàng)新對企業(yè)碳承諾的強化作用，參考肖仁橋等［46］研究構建模型（3）如下：

Commitmenti，t = γ0 + γ1 Adjusti，t × Treati × Postt +γ2Treati × Postt + γ3 Adjusti，t +γ4Controlsi，t + μi + λt + θi，t （3）

模型（3）中：Commitmenti，t 為被解釋變量，Adjusti，t ×Treati × Postt 為解釋變量，Adjusti，t 為調節(jié)變量，包括媒體關注（Newsi，t）與綠色創(chuàng)新（Createi，t），Controlsi，t 為控制變量，γ0 為常數項，γ1—γ4 為各項系數，μi 為企業(yè)固定效應，λt 為年份固定效應，θi，t 為隨機誤差項，i，t 為企業(yè)與年份。

5. 2. 1 媒體關注調節(jié)

基于信號傳遞理論，媒體作為獨立第3方機構，能夠將企業(yè)環(huán)境信息傳遞給社會公眾，在提升信息透明度和可靠性的同時，增加企業(yè)所面臨的社會壓力，強化企業(yè)社會責任［47］。而基于聲譽理論，碳承諾能夠反映企業(yè)應對氣候問題的態(tài)度與決心，制定碳承諾的企業(yè)往往更容易受到媒體關注，同時企業(yè)也會借助媒體，宣傳與維護企業(yè)社會形象［48］。因此媒體關注度高的企業(yè)會積極制定碳承諾，在應對公眾壓力的同時，更好地樹立企業(yè)名聲。

參考王云等［49］研究對媒體關注的測度方法，采用網絡媒體正面新聞數量表示媒體關注，并對其加1取對數處理，用News 表示。見表4列（1），News 與Treat 與Post 交乘項News×Treat×Post 系數為0. 891，在10%水平上顯著，說明當企業(yè)受到的媒體關注度更高、公眾壓力更大時，企業(yè)會更積極地制定碳承諾。

5. 2. 2 綠色創(chuàng)新調節(jié)

中國“雙碳”承諾從金融機構、社會資本等方面加大對綠色低碳企業(yè)的扶持力度，同時明確提出嚴禁對高耗能、高排放行業(yè)實施碳價優(yōu)惠。綠色創(chuàng)新力強的企業(yè)能夠更好地實現(xiàn)綠色轉型，完成政府與利益相關者要求［50］，展示企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，獲取更多政策紅利。因此綠色創(chuàng)新力強的企業(yè)會積極制定碳承諾，將資金投入綠色低碳工藝革新和數字化轉型，獲得創(chuàng)新補償與先動優(yōu)勢，提升企業(yè)競爭力，形成良性循環(huán)。

參考王永貴等［51］研究對綠色創(chuàng)新的測度方法，采用企業(yè)獲得的發(fā)3ac0746922c7b2da28abde4ce320c8e18031f36cb866d2681aaecbc283445e1c明專利數量、實用新型專利數量、外觀設計專利數量總和表示綠色創(chuàng)新，并對其加1取對數處理，用Create 表示。見表4 列（2），Create 與Treat 與Post 交乘項Create×Treat×Post 系數為1. 168，在5%水平上顯著，說明綠色創(chuàng)新力強的企業(yè)，會更積極地制定碳承諾。

5. 3 異質性分析

5. 3. 1 企業(yè)碳承諾完成度異質性

由于企業(yè)碳承諾制定情況與企業(yè)碳承諾完成情況往往會出現(xiàn)錯位現(xiàn)象，為探究企業(yè)能否有效完成碳承諾，參考Wang［39］研究對企業(yè)碳承諾完成度進行衡量，用Com?plete 表示，具體公式如下：

碳承諾完成度=碳承諾實現(xiàn)進度/碳承諾時間進度

碳承諾時間進度=（報告年-碳承諾起始年）（/ 碳承諾終止年-碳承諾起始年）×100%

其中：碳承諾實現(xiàn)進度、碳承諾起始年、碳承諾終止年均來自CDP調查問卷，對于沒有報告碳承諾實現(xiàn)進度的企業(yè)賦值為0。若企業(yè)碳承諾完成度小于1則說明碳承諾實現(xiàn)進度比碳承諾時間進度慢，企業(yè)可能無法實現(xiàn)碳承諾，相反若企業(yè)碳承諾完成度大于1則說明企業(yè)可能提前實現(xiàn)碳承諾。因此將企業(yè)碳承諾完成度分為大于等于1，即可能提前實現(xiàn)碳承諾賦值為1，企業(yè)碳承諾完成度小于1，即可能無法實現(xiàn)碳承諾賦值為0，以此進行異質性分組回歸。

見表5列（1），當企業(yè)碳承諾完成度小于1時，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為2. 175，在5%水平上顯著，表5列2，當企業(yè)碳承諾完成度大于等于1時，Treat 與Post交乘項Treat×Post 系數為-1. 387，并不顯著，表明過高的碳承諾企業(yè)會相對難以完成，因此碳承諾完成度高的企業(yè)往往會做出更為保守的碳承諾。

5. 3. 2 企業(yè)碳承諾科學認證異質性

科學碳目標倡議（Science Based Targets initiative，SBTi）是一項全球倡議，旨在幫助企業(yè)設定符合1. 5 ℃減碳水平的科學碳承諾，只有具有可實施性并與控溫1. 5 ℃相一致的企業(yè)碳承諾才能被認證為科學，且被認證科學的企業(yè)碳承諾會受到持續(xù)監(jiān)督。一方面，得到科學認證的企業(yè)碳承諾在制定上會更加合理；另一方面，為避免受到來自國際組織的懲罰，企業(yè)在碳承諾制定上也會相對保守。在CDP調查問卷中，將企業(yè)碳承諾劃分為已得到科學認證和未得到科學認證兩類，對已得到科學認證企業(yè)碳承諾賦值為1，對未得到科學認證企業(yè)碳承諾賦值為0，以此進行異質性分組回歸。

見表5 列（3）和列（4），當企業(yè)未得到科學認證時，Treat 與Post 交乘項Treat×Post 系數為2. 086，在5% 水平上顯著，表5列（4），當企業(yè)得到科學認證時，Treat 與Post交乘項Treat×Post 系數為-11. 329，在5%水平上顯著，表明未得到科學認證的企業(yè)碳承諾會較為激進，而得到科學認證的企業(yè)碳承諾會更加合理與保守。

6 結論與建議

本研究基于2017—2022年中國滬深A股上市企業(yè)面板數據，采用雙重差分模型研究2020年中國提出“雙碳”承諾對企業(yè)碳承諾的具體影響，并在此基礎上構建3重差分模型剖析地方碳承諾與市場碳承諾的作用機制。結果表明：①國家碳承諾能夠推動企業(yè)碳承諾；②國家碳承諾通過地方碳承諾與市場碳承諾共同推動企業(yè)碳承諾；③媒體關注與綠色創(chuàng)新在國家碳承諾與企業(yè)碳承諾間具有正向調節(jié)作用；④碳承諾完成度高的企業(yè)往往會做出相對保守的碳承諾，并且得到科學認證的企業(yè)碳承諾會更加合理?；谝陨辖Y果，提出建議如下。

為有效實現(xiàn)中國“雙碳”承諾，政府必須做好頂層設計。目前中國頂層設計存在立法不足的問題，具體表現(xiàn)為雖然國務院已經出臺一系列有關“雙碳”承諾的具體政策，但中央層面尚無專門立法，難以統(tǒng)領各領域、各層級、各方面實現(xiàn)“雙碳”承諾。部分地方雖已出臺地方專門立法或相關氣候變化應對辦法，但仍然不系統(tǒng)全面，不能將命令控制手段與市場激勵措施有機統(tǒng)一起來，亟待進一步探索省市兩級專門立法，為中央層面立法提供先行先試的相關經驗和借鑒。

中國“雙碳”承諾的實現(xiàn)不僅需要政府行政部門持續(xù)推進，還應發(fā)揮金融市場在資源配置中的決定性作用。如2020年10月，中國人民銀行與生態(tài)環(huán)境部、國家發(fā)展改革委、證監(jiān)會、銀保監(jiān)會5部門聯(lián)合發(fā)布《關于促進應對氣候變化投融資的指導意見》指出，開展氣候投融資地方試點，為碳金融和綠色金融發(fā)展制定了政策框架。2021年3月，中國銀行間市場交易商協(xié)會發(fā)布《關于明確碳中和債相關機制的通知》指出，明確碳中和債券機制，助力實現(xiàn)中國“雙碳”承諾。因此金融市場要全力服務“雙碳”承諾，及早、科學地設置目標，部署切實可行的達標方案，支持經濟綠色低碳轉型，主動防范氣候變化帶來的相關金融風險。

企業(yè)作為碳排放的直接貢獻者與碳減排任務的具體執(zhí)行者，以多大力度、何種方式推進碳減排工作，直接關系到中國“雙碳”承諾的實現(xiàn)進度及成本效益。因此在國家提出“雙碳”承諾、規(guī)范碳排放行為的背景下，企業(yè)應積極制定碳承諾，在滿足合法性要求的基礎上，彰顯企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，提升企業(yè)競爭力。而在積極制定碳承諾的同時，企業(yè)也應盡快落實碳承諾，實現(xiàn)綠色轉型，更好地應對中國“雙碳”承諾下的新要求，為早日實現(xiàn)中國“雙碳”承諾貢獻自己的一份力量。

參考文獻

［1］ 馮帥. 遵約背景下中國“雙碳”承諾的實現(xiàn)［J］. 中國軟科學，2022（9）：6-15.

［2］ 章誠，鄭玉潔，凌紅. 中國的“雙碳” 目標與實踐：形成邏輯、現(xiàn)實挑戰(zhàn)、社會風險及推進進路［J］. 河海大學學報（哲學社會科學版），2022，24（6）：78-87，131.

［3］ RAMADORAI T，ZENI F. Climate regulation and emissions abatement：theory and evidence from firms′ disclosures［R］. SSRN electronicjournal，2019.

［4］ BOLTON P，KACPERCZYK M T. Firm commitments［R］. SSRNelectronic journal，2021.

［5］ KOLK A，PINKSE J. Business responses to climate change：identifyingemergent strategies［J］. California management review，2005，47（3）：6-20.

［6］ 孔東民，韋詠曦，季綿綿. 環(huán)保費改稅對企業(yè)綠色信息披露的影響研究［J］. 證券市場導報，2021（8）：2-14.

［7］ 唐勇軍，馬文超，夏麗. 環(huán)境信息披露質量、內控“水平” 與企業(yè)價值：來自重污染行業(yè)上市公司的經驗證據［J］. 會計研究，2021（7）：69-84.

［8］ LITTLEWOOD D，DECELIS R，HILLENBRAND C，et al. Examiningthe drivers and outcomes of corporate commitment to climate changeaction in European high emitting industry［J］. Business strategy and the environment，2018，27（8）：1437-1449.

［9］ 管考磊，張蕊. 企業(yè)聲譽與盈余管理：有效契約觀還是尋助觀［J］. 會計研究，2019（1）：59-64.

［10］ LUO L. The influence of institutional contexts on the relationshipbetween voluntary carbon disclosure and carbon emission performance［J］. Accounting & finance，2019，59（2）：1235-1264.

［11］ COLES T，WARREN N，BORDEN D S，et al. Business modelsamong SMTEs：identifying attitudes to environmental costs andtheir implications for sustainable tourism［J］. Journal of sustainabletourism，2017，25（4）：471-488.

［12］ ALBITAR K，AL?SHAER H，LIU Y S. Corporate commitment toclimate change：the effect of ecoinnovation and climate governance［J］. Research policy，2023，52（2）：104697.

［13］ SPRENGEL D C，BUSCH T. Stakeholder engagement and environmental strategy the case of climate change［J］. Business strategyand the environment，2011，20（6）：351-364.

［14］ WALSH P R，DODDS R. Measuring the choice of environmentalsustainability strategies in creating a competitive advantage［J］.Business strategy and the environment，2017，26（5）：672-687.

［15］ SCHULTZ K，WILLIAMSON P. Gaining competitive advantage ina carbon?constrained world：［J］. European management journal，2005，23（4）：383-391.

［16］ PINKSE J，KOLK A. Multinational corporations and emissionstrading［J］. European management journal，2007，25（6） ：441-452.

［17］ WILLIAMS S，SCHAEFER A. Small and medium?sized enterprisesand sustainability： managers′ values and engagement withenvironmental and climate change issues［J］. Business strategy andthe environment，2013，22（3）：173-186.

［18］ GINDER W，KWON W S，BYUN S E. Effects of internal?externalcongruence?based CSR positioning：an attribution theory approach［J］. Journal of business ethics，2021，169（2）：355-369.

［19］ RAUSCH T M，KOPPLIN C S. Bridge the gap：consumers′ purchaseintention and behavior regarding sustainable clothing［J］.Journal of cleaner production，2021，278：123882.

［20］ FALCHI A，GROLLEAU G，MZOUGHI N. Why companies mightunder?communicate their efforts for sustainable development andwhat can be done［J］. Business strategy and the environment，2022，31（5）：1938-1946.

［21］ KOH P S，REEB D M，ZHAO W L. CEO confidence and unreportedR&D［J］. Management science，2018，64（12）：5725-5747.

［22］ 陳海嵩.“雙碳”目標下的企業(yè)環(huán)境合規(guī)及法律機制構建［J］.東方法學，2023（1）：133-143.

［23］ BUI B，DE VILLIERS C. Business strategies and managementaccounting in response to climate change risk exposure and regulatoryuncertainty［J］. British accounting review，2017，49（1）：4-24.

［24］ 邵興東，孟憲忠. 戰(zhàn)略性社會責任行為與企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢來源的關系：企業(yè)資源基礎論視角下的研究［J］. 經濟管理，2015，37（6）：56-65.

［25］ 陳艷瑩，于千惠，劉經珂. 綠色產業(yè)政策能與資本市場有效“ 聯(lián)動” 嗎：來自綠色工廠評定的證據［J］. 中國工業(yè)經濟，2022（12）：89-107.

［26］ 沈坤榮，金剛. 中國經濟增長40年的動力：地方政府行為的視角［J］. 經濟與管理研究，2018，39（12）：3-13.

［27］ 徐妍，鄭冠群，沈悅. 地方政府環(huán)境治理目標約束強度與綠色經濟效率［J］. 中國經濟問題，2022（6）：165-177.

［28］ 余泳澤，孫鵬博，宣燁. 地方政府環(huán)境目標約束是否影響了產業(yè)轉型升級［J］. 經濟研究，2020，55（8）：57-72.

［29］ 潘峰，西寶，王琳. 中國地方政府環(huán)境規(guī)制激勵機制研究［J］.中國經濟問題，2015（6）：26-36.

［30］ 李毅，胡宗義，何冰洋. 環(huán)境規(guī)制影響綠色經濟發(fā)展的機制與效應分析［J］. 中國軟科學，2020（9）：26-38.

［31］ 張文彬，張理芃，張可云. 中國環(huán)境規(guī)制強度省際競爭形態(tài)及其演變：基于兩區(qū)制空間Durbin固定效應模型的分析［J］. 管理世界，2010（12）：34-44.

［32］ 黃秀路，武宵旭，袁圓，等. 綠色金融改革的節(jié)能效應與機制［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2023，33（8）：27-36.

［33］ 胡天楊，涂正革. 綠色金融與企業(yè)高質量發(fā)展：激勵效應與抑制效應［J］. 財經科學，2022（4）：133-148.

［34］ 黎文靖，路曉燕. 機構投資者關注企業(yè)的環(huán)境績效嗎：來自我國重污染行業(yè)上市公司的經驗證據［J］. 金融研究，2015（12）：97-112.

［35］ LEMMA T T，LULSEGED A，TAVAKOLIFAR M.Corporate commitment to climate change action，carbon risk exposure，and a firm′s debtfinancing policy［J］.Business strategy and the environment，2021，30（8）：3919-3936.

［36］ ELEFTHERIADIS I，ANAGNOSTOPOULOU E. Measuring thelevel of corporate commitment regarding climate change strategies［J］. International journal of climate change strategies and management，2017，9（5）：626-644.

［37］ IOANNOU I，LI S X，SERAFEIM G. The effect of target difficultyon target completion：the case of reducing carbon emissions［J］.Accounting review，2016，91（5）：1467-1492.

［38］ DAHLMANN F，BRANICKI L，BRAMMER S. Managing carbonaspirations：the influence of corporate climate change targets on environmentalperformance［J］. Journal of business ethics，2019，158（1）：1-24.

［39］ WANG D. A comparative study of firmlevel climate change mitigationtargets in the European Union and the United States［J］. Sustainability，2017，9（4）：489.

［40］ 陳建林. 家族所有權與非控股國有股權對企業(yè)績效的交互效應研究：互補效應還是替代效應［J］. 中國工業(yè)經濟，2015（12）：99-114.

［41］ CARD D， KRUEGER A B. Minimum wages and employment： acase study of the fastfood industry in New Jersey and Pennsylvania［J］. American economic review， 1994， 84（4）： 772-793.

［42］ 張建平，李林澤. 綠色金融、綠色政策與實體企業(yè)的綠色轉型［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2023，33（10）：47-60.

［43］ 張兵，孫明欣，錢昕怡，等. 科技金融、智能制造與綠色技術創(chuàng)新：基于省際面板數據的實證研究［J］. 科技管理研究，2023，43（17）：236-246.

［44］ 崔廣慧，姜英兵. 環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)境治理行為的影響：基于新《環(huán)保法》的準自然實驗［J］. 經濟管理，2019，41（10）：54-72.

［45］ 王馨，王營. 綠色信貸政策增進綠色創(chuàng)新研究［J］. 管理世界，2021，37（6）：173-188.

［46］ 肖仁橋，馬伯凡，錢麗，等. 低碳城市試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響及其作用機制［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2023，33（5）：125-137.

［47］ 劉柏，王一博. 股價高估與企業(yè)社會責任的關系研究［J］. 經濟管理，2020，42（1）：76-92.

［48］ 席龍勝，趙輝. 高管雙元環(huán)保認知、綠色創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效［J］. 經濟管理，2022，44（3）：139-158.

［49］ 王云，李延喜，馬壯，等. 媒體關注、環(huán)境規(guī)制與企業(yè)環(huán)保投資［J］. 南開管理評論，2017，20（6）：83-94.

［50］ 姜燕，秦淑悅. 綠色信貸政策對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效的促進機制［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2022，32（12）：78-91.

［51］ 王永貴，李霞. 促進還是抑制：政府研發(fā)補助對企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的影響［J］. 中國工業(yè)經濟，2023（2）：131-149.

（責任編輯：于 杰）

通信作者：梁詩笛，碩士生，主要研究方向為生態(tài)經濟與財務管理。Email：Adamancy0826@163. com。