摘要 “雙碳”目標(biāo)約束下，考察市場型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)價值的影響效應(yīng)，對提升企業(yè)參與的積極性和主動性，實現(xiàn)環(huán)境保護與企業(yè)發(fā)展“雙贏”具有重要意義。該研究以碳排放權(quán)交易試點政策為準(zhǔn)自然實驗，基于中國A股8個試點行業(yè)2008—2020年的數(shù)據(jù)，在平行趨勢敏感性檢驗和處理效應(yīng)異質(zhì)性檢驗的基礎(chǔ)上，采用穩(wěn)健估計量檢驗該政策對企業(yè)價值的影響效應(yīng)，進一步考察該政策對企業(yè)價值的影響機制和異質(zhì)性。結(jié)果表明：①實施碳排放權(quán)交易試點政策后，試點地區(qū)企業(yè)價值顯著提升，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。②機制分析發(fā)現(xiàn)，該政策能夠通過改善企業(yè)ESG表現(xiàn)提升企業(yè)價值，分析師關(guān)注度則發(fā)揮了動態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。分析師關(guān)注度通過調(diào)節(jié)中介過程的前后兩個路徑，既調(diào)節(jié)了碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響，又調(diào)節(jié)了企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響，從而強化企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介作用。③異質(zhì)性分析表明，執(zhí)法力度強、對環(huán)境治理高度重視及“開放經(jīng)濟秩序”營商環(huán)境的地區(qū)，該政策效果更為明顯?；谘芯拷Y(jié)果提出了對策建議，包括：聚焦碳排放權(quán)交易試點政策實施關(guān)鍵環(huán)節(jié)，積極健全碳市場配額的分配機制，充分發(fā)揮激勵機制；規(guī)范企業(yè)ESG信息披露行為，不斷完善分析師的“信息傳遞”與“外部監(jiān)督”功能，持續(xù)強化ESG表現(xiàn)的催化作用；加強“有為政府”建設(shè)，提高當(dāng)?shù)卣畬Νh(huán)境治理的重視程度，進一步強化執(zhí)法力度，并保持中性、普惠的競爭政策，以競爭性開放市場推動碳交易市場高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞 碳排放權(quán)交易；企業(yè)價值；ESG表現(xiàn)；分析師關(guān)注度

中圖分類號 F270. 3 文獻標(biāo)志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）07-0088-13 DOI：10. 12062/cpre. 20240505

碳排放權(quán)交易利用市場交易機制減少碳排放，并推動綠色低碳發(fā)展，是中國應(yīng)對溫室氣體排放問題的一種市場化手段，也是助力中國達成“雙碳”目標(biāo)的關(guān)鍵之舉［1］。市場型環(huán)境規(guī)制作為命令型環(huán)境規(guī)制的有效增補［2］，與命令型環(huán)境規(guī)制相比，其經(jīng)濟效率高、靈活性強，能夠利用市場的交易機制開拓出一種新的模式，促使企業(yè)能夠更加精準(zhǔn)地根據(jù)自身經(jīng)濟效益做出最優(yōu)選擇，并部分甚至全部抵消企業(yè)的履行費用，由此提升企業(yè)價值［3-5］。還有學(xué)者認為，市場型環(huán)境規(guī)制可以通過各種市場化手段激勵企業(yè)采取措施降低排污量，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新和綠色經(jīng)濟發(fā)展均有促進作用；通過推動企業(yè)綠色發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展，亦有利于提升企業(yè)的長期價值［6-7］。作為市場型環(huán)境規(guī)制的重要抓手，既有研究表明碳排放權(quán)交易試點政策具有顯著的降碳功能［8-9］，在高質(zhì)量發(fā)展背景下，我們不僅要關(guān)注碳排放權(quán)交易試點政策的減排降碳作用，更重要的是該政策對企業(yè)的經(jīng)濟效應(yīng)。微觀企業(yè)的經(jīng)濟產(chǎn)出是國家經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力，是實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟政策目標(biāo)的途徑［10］，決定著企業(yè)響應(yīng)該政策的積極性和主動性。那么，碳排放權(quán)交易試點政策是否有利于企業(yè)價值提升，能否實現(xiàn)環(huán)境保護與企業(yè)發(fā)展的“雙贏”？進一步地，該政策對企業(yè)價值的影響機制如何，是否存在異質(zhì)性？對探尋微觀企業(yè)視角下“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)機制與路徑，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

目前，就碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響效應(yīng)，既有研究仍存在明顯分歧。部yxT1iY9ca2zoRV4S3/GYxzwOiQJxsW0ShLL0VS4O/D8=分學(xué)者認為碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值具有正向的提升作用。Oestreich等［11］提出，碳排放權(quán)交易可以幫助企業(yè)的財務(wù)狀況得到改善，擁有足夠配額的企業(yè)，因大量免費的配額將獲得現(xiàn)金流量，其企業(yè)價值將會提高。Joltreau等［12］認為，配額的免費分配不僅不會降低企業(yè)競爭力，反而會贏得可觀的利潤，提升企業(yè)價值。Oberndorfer［13］發(fā)現(xiàn)股票收益率的變動與碳排放補貼價格的變動為正相關(guān)關(guān)系。周暢等［14］研究發(fā)現(xiàn)實施碳排放權(quán)交易能夠有效提升企業(yè)價值與企業(yè)財務(wù)績效，進一步的研究發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易提高了納入交易體系企業(yè)的營業(yè)外收入水平。劉曄等［15］認為碳排放權(quán)交易試點政策通過激勵企業(yè)創(chuàng)新，顯著地促進了試點地區(qū)企業(yè)價值的提升。林萍等［16］研究發(fā)現(xiàn)，碳排放權(quán)交易試點政策的實施會激勵企業(yè)提高研發(fā)投入和減排投入，進而提升企業(yè)價值。

也有學(xué)者認為碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值會產(chǎn)生負面的抑制作用。Gray［17］認為，碳排放權(quán)交易這類環(huán)境政策會對企業(yè)造成約束，企業(yè)的部分生產(chǎn)成本將用于治理環(huán)境污染，會加重企業(yè)負擔(dān)，短時間內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)效率可能會出現(xiàn)倒退。Jorgenson等［18］和Chapple等［19］認為實施碳排放權(quán)交易試點政策會讓企業(yè)成本增加，增重企業(yè)負擔(dān)，導(dǎo)致企業(yè)價值降低；Ma等［20］發(fā)現(xiàn)中國碳排放權(quán)交易市場與資本市場的相關(guān)性顯著為負，原因是配額分配不合理；沈洪濤等［21］提出，對于碳排放量高的企業(yè)，分配到的配額無法滿足其需求，需要額外購入配額，但由于配額價格不穩(wěn)定，導(dǎo)致企業(yè)成本風(fēng)險增加，進而降低企業(yè)價值。

此外，還有學(xué)者認為碳排放權(quán)交易對企業(yè)價值沒有顯著影響：Abrell等［22］以歐盟企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)試點企業(yè)在實施碳排放權(quán)交易試點政策前后，企業(yè)價值并沒有發(fā)生明顯變化；薛爽等［23］認為，實施碳排放權(quán)交易試點政策沒有明顯改變企業(yè)價值的原因是中國環(huán)境保護方面的相關(guān)法律不夠完善、執(zhí)行力度有待提高；Wen等［24］研究發(fā)現(xiàn)中國碳排放權(quán)交易市場與股票市場是非對稱關(guān)系，企業(yè)價值的變化與碳排放權(quán)交易試點政策的實施無關(guān)。

可見，既有研究從不同角度討論了碳排放權(quán)交易試點政策的實施與企業(yè)價值的關(guān)系，并取得了富有價值的研究成果，但仍存在一些不足：一是既有研究多為規(guī)范性研究，相關(guān)實證研究仍不足，且研究結(jié)論分歧較大；二是研究方法不夠科學(xué)，相關(guān)研究忽略了多時期DID中可能存在的處理效應(yīng)異質(zhì)性，導(dǎo)致雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果可能出現(xiàn)偏差，而且平行趨勢檢驗不夠合理，不可驗證；三是影響機制研究仍不充分，未能有效揭示該政策對企業(yè)價值的作用機制和路徑。鑒于此，本研究為完善研究方法，更加科學(xué)地檢驗市場型環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)價值的影響效應(yīng)，采用平行趨勢敏感性檢驗，期望彌補傳統(tǒng)雙重差分模型嚴(yán)重依賴平行趨勢假定，而平行趨勢不可驗證的缺陷；進一步考慮多時期DID模型處理效應(yīng)異質(zhì)性，并采用穩(wěn)健估計量進行估計，以保證結(jié)論的可靠性。為揭示該政策的影響機制和路徑，考察了企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介作用，進一步通過有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，揭示了分析師關(guān)注度的動態(tài)調(diào)節(jié)路徑，期望為該政策的有效實施提供路徑選擇，為優(yōu)化中國碳排放權(quán)交易制度提出政策建議。

2 理論分析與研究假設(shè)

2. 1 碳排放權(quán)交易試點政策與企業(yè)價值

依據(jù)科斯產(chǎn)權(quán)理論，環(huán)境問題的出現(xiàn)是因為沒有對環(huán)境資源產(chǎn)權(quán)進行明確的歸屬劃分，在產(chǎn)權(quán)明確劃分的基礎(chǔ)上，買賣雙方借助市場平臺進行交易，提高資源配置效率。碳排放權(quán)交易可以看作是“碳產(chǎn)權(quán)”和“碳財權(quán)”的交易，碳排放配額被視為一項具有實物價值的資產(chǎn)［25］。首先，中國碳排放權(quán)交易市場在初始運行階段，由相關(guān)機構(gòu)向試點企業(yè)免費分配碳排放配額，相比非試點企業(yè)，參與了政策的試點企業(yè)擁有更多資產(chǎn)，企業(yè)可按照自身碳排放量情況，可在市場售賣過剩的配額，賺取營業(yè)外收入［21］。其次，政策實施后，發(fā)放的碳配額會派生出一系列的碳金融產(chǎn)品，企業(yè)可以通過碳排放權(quán)質(zhì)押、碳排放權(quán)回購等途徑獲取額外收益，增加企業(yè)現(xiàn)金流入［15］。再次，碳排放權(quán)交易試點政策開始實行后，政府的政策支持力度將產(chǎn)生“信號塔”的作用，這種獲得政府支持的政策讓企業(yè)更容易參與社會活動，從而吸引社會資金的投入；同時，碳排放行為的經(jīng)濟負外部性特點使得相關(guān)部門會加大監(jiān)管力度，市場和外部投資者等也會投來更多的目光，產(chǎn)生“棘輪效應(yīng)”，鞭策企業(yè)謀求更高的企業(yè)價值［26］。最后，進入高質(zhì)量發(fā)展階段，可持續(xù)發(fā)展成為企業(yè)未來競爭的重要依據(jù)。根據(jù)波特假說，作為理性經(jīng)濟人，在碳排放權(quán)交易背景下，企業(yè)必然會增加創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，通過技術(shù)創(chuàng)新、改進現(xiàn)有發(fā)展模式等方式降低碳排放量，向可持續(xù)發(fā)展轉(zhuǎn)變，從而促進企業(yè)價值提升。因此，提出研究假設(shè)H1。

H1：碳排放權(quán)交易試點政策的實施可以提升企業(yè)價值。

2. 2 ESG表現(xiàn)的中介效應(yīng)

在碳排放權(quán)交易試點政策下，企業(yè)可以通過獲取良好的ESG（environmental，social and governance）表現(xiàn)實現(xiàn)政策目標(biāo)。首先，分配碳排放配額需要嚴(yán)格按照政府的管控要求，享有配額的企業(yè)擁有專屬資源，成為一大有利的競爭優(yōu)勢。企業(yè)通過改善ESG表現(xiàn)和信息披露，讓市場更加清晰地了解相關(guān)信息，從而對市場價值進行更加準(zhǔn)確的衡量。在同等情況下，良好的ESG表現(xiàn)可能會讓企業(yè)分配到更多專屬的碳排放配額，相當(dāng)于獲得具有實物價值的資產(chǎn)。根據(jù)專有成本理論，就算追求良好的ESG表現(xiàn)可能會給企業(yè)帶來間接專有成本，但企業(yè)在比較成本和獲益后，也會在碳排放權(quán)交易試點政策的驅(qū)動下努力改善ESG表現(xiàn)，從而獲得市場的專屬資源，在市場對企業(yè)估值時作為有利證明，進而提升企業(yè)價值［27］。其次，較好的ESG表現(xiàn)能夠提高企業(yè)融資能力，降低企業(yè)融資成本，在很大程度上抑制碳排放權(quán)交易造成的負面影響，同時還能吸引更多的機構(gòu)投資者，進而提升企業(yè)價值［28］。因此，在實施碳排放權(quán)交易試點政策后，企業(yè)會傾向提高ESG表現(xiàn)，減少政策帶來的負面影響，企業(yè)通過提高ESG報告公信力，可以加強外部投資者對其社會責(zé)任履行情況的認識［29］，降低企業(yè)因為排放污染物、消耗能源等環(huán)境問題導(dǎo)致的形象成本，并推動企業(yè)的低碳發(fā)展和綠色轉(zhuǎn)型，從而獲得政府支持，幫助企業(yè)提升企業(yè)價值。故提出研究假設(shè)H2。

H2：碳排放權(quán)交易試點政策的實施，通過提高企業(yè)ESG表現(xiàn)，從而提升企業(yè)價值。

2. 3 分析師關(guān)注度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

相比普通投資者，證券分析師（以下簡稱分析師）在分析、傳遞信息方面更為專業(yè)［30］。作為資本市場重要的信息中介，分析師還扮演著“外部監(jiān)督者”的角色，通過發(fā)揮其外部監(jiān)督效應(yīng)彌補企業(yè)內(nèi)部治理的不足［31］。Lafond等［32］發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注能夠促進企業(yè)主動對外信息披露。企業(yè)在碳排放權(quán)交易目標(biāo)與外界監(jiān)督的雙重壓力下，通常會加大綠色創(chuàng)新投入，實施環(huán)保設(shè)備的更新改造，減少污染物排放等一系列減排降碳措施，此時企業(yè)考慮到碳信息披露帶來的經(jīng)濟和社會效益可抵消部分減排成本，將更有意愿為碳信息披露付出努力［33］。因此，分析師的外部監(jiān)督將鞭策企業(yè)最大限度地完成政策規(guī)定的減排指標(biāo)，強化企業(yè)實施碳排放權(quán)交易試點政策的經(jīng)濟效益，從而提升企業(yè)價值。另一方面，分析師還發(fā)揮著信息傳遞作用，將企業(yè)獲得獨有的碳配額資源這一“利好”消息傳遞給市場，緩解企業(yè)與外部投資者間的信息不對稱程度，為企業(yè)樹立綠色、低碳發(fā)展的社會形象，有利于提升企業(yè)價值。

然而，企業(yè)信息復(fù)雜多變，分析師精力有限，搜集信息的邊際成本高，使得分析師往往會根據(jù)自身判斷出發(fā)，有選擇地關(guān)注自己認為最有價值的信息［34］。當(dāng)分析師關(guān)注度較低時，信息不對稱的緩解程度有限，企業(yè)受到的外部監(jiān)督力度不夠，致使企業(yè)完成政策指標(biāo)動力不足。隨著分析師關(guān)注度的提升，不同風(fēng)格和偏好的分析師對企業(yè)信息收集、研究和傳遞的全方位介入，能夠信息互補，打通信息傳遞的路徑，更加有效地對企業(yè)進行全面監(jiān)督，最大程度彌補企業(yè)內(nèi)部治理不足。隨著分析師關(guān)注度的提升，分析師行業(yè)的高度競爭性迫使其通過實地調(diào)研獲取更多私有信息［35］。分析師通過調(diào)研獲得的一手資料，向市場傳遞更為真實的信息，分析師關(guān)注的監(jiān)督效應(yīng)將驅(qū)使企業(yè)采取更加有力的措施推動技術(shù)創(chuàng)新，改善企業(yè)ESG表現(xiàn)，以維護或提升企業(yè)的社會形象，從而進一步提升企業(yè)價值。因此，當(dāng)分析師關(guān)注度達到一定程度時，能夠更加有效地發(fā)揮其“信息傳遞”與“外部監(jiān)督”作用，從而有利于政策實施獲得最佳的經(jīng)濟效益。

可見，碳排放權(quán)交易試點政策實施后，分析師基于“外部監(jiān)督者”的角色，更加關(guān)注參與企業(yè)的碳排放配額完成情況，企業(yè)為避免懲罰或給自身形象帶來負面影響，也更有動機開展綠色技術(shù)創(chuàng)新，改善其ESG表現(xiàn)，從而提升企業(yè)價值。另一方面，分析師報告是外部投資者獲取公司運營狀況的重要渠道，分析師除了發(fā)揮外部監(jiān)督效應(yīng)，還有利于企業(yè)經(jīng)營活動信息及創(chuàng)新信息的傳遞，幫助企業(yè)進行ESG信息披露，緩解其與投資者之間的信息不對稱，為參與碳排放權(quán)交易的企業(yè)傳遞綠色低碳發(fā)展的社會形象［36］，幫助企業(yè)提升市場價值。故提出研究假設(shè)H3a和H3b。

H3a：在分析師關(guān)注度的動態(tài)調(diào)節(jié)下，實施碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響呈現(xiàn)正向非線性演化特征，當(dāng)分析師關(guān)注度達到一定程度時，才能更好地發(fā)揮碳排放權(quán)交易試點政策提升企業(yè)價值的政策效果。

H3b：分析師關(guān)注度通過強化企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介作用，在實施碳排放權(quán)交易試點政策與提升企業(yè)價值間發(fā)揮動態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)計與變量選擇

3. 1 樣本與數(shù)據(jù)來源

鑒于碳排放權(quán)交易試點政策納入的企業(yè)主要涉及石化、化工、建材、鋼鐵、有色、造紙、電力和航空8個行業(yè)，且于2021年全國碳排放權(quán)交易市場（發(fā)電行業(yè)）開啟線上交易。因此，根據(jù)證監(jiān)會2012版行業(yè)分類，選取中國A股上述8個試點行業(yè)2008—2020年的數(shù)據(jù)作為研究樣本。參考張先琪等［37］的做法，按照“上半年記為上年，下半年記為下年”的原則確定各試點的政策實施年份，以試點地區(qū)8個試點行業(yè)的上市公司作為實驗組，非試點地區(qū)試點行業(yè)上市公司作為對照組。其中，所使用的營商環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)來自北大開放數(shù)據(jù)平臺，其余數(shù)據(jù)選自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）及中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）。剔除ST（出現(xiàn)財務(wù)狀況或其他狀況異常）及財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本，對連續(xù)變量進行上下1% 的縮尾處理，采用平衡面板數(shù)據(jù)，最終獲得3 106個有效觀測值。

3. 2 模型設(shè)計

按照碳排放權(quán)交易試點政策的實施時間，依據(jù)上述原則，將政策實施年份劃分為2013年、2014年、2017年3批，采用多時點雙重差分方法，檢驗實施碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的政策效果，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型如下：

TobinQit = α1 + β1（treati × postt ） + γ1Xit + Identityi +Yeart + eit （1）

式（1）中：TobinQit為被解釋變量，表示企業(yè)i 在第t 年的企業(yè)價值，i 表示企業(yè)，t 表示年份。treati×postt為核心解釋變量，treati的取值規(guī)則為，若企業(yè)處于碳排放權(quán)交易試點政策試點省市，則treati為1，反之為0；postt的取值規(guī)則為，treati取值為1的企業(yè)，所在省市政策實施的當(dāng)年及以后年份postt為1，反之為0。treati取值為0的企業(yè)postt始終為0。Xit為可能影響企業(yè)價值的控制變量。Identityi、Yeart分別表示企業(yè)、年份固定效應(yīng)。α 為常數(shù)值；β 為核心系數(shù)，反映碳排放權(quán)交易試點政策的實施對企業(yè)價值的影響效應(yīng)；γ 為控制變量系數(shù)；eit是隨機擾動項。為最大程度避免潛在的異方差干擾，在回歸時均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

3. 3 變量選擇

3. 3. 1 被解釋變量

企業(yè)價值，選取托賓Q 值衡量。托賓Q 值是大部分學(xué)者用來衡量企業(yè)價值的重要指標(biāo)，該指標(biāo)能相對全面地反映企業(yè)過去業(yè)績及競爭優(yōu)勢，同時也能體現(xiàn)企業(yè)未來的成長能力［38］（表1）。

3. 3. 2 核心解釋變量

碳排放權(quán)交易試點政策虛擬變量，用treat×post 的值來衡量。若企業(yè)處于試點省市，則treat=1，反之為0；treat取值為1的企業(yè)，所在省市政策實施的當(dāng)年及以后年份post=1，反之為0。treat 取值為0 的企業(yè)post 始終為0；在treat×post 取值為1時為實驗組，即企業(yè)是碳排放權(quán)交易試點政策的試點企業(yè)，反之為對照組（表1）。

3. 3. 3 中介變量

ESG表現(xiàn)。選取中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）的ESG排名衡量，為避免量綱的影響，對該c808fd61354030febeef9c80e192c357指標(biāo)進行對數(shù)處理（表1）。

3. 3. 4 調(diào)節(jié)變量

分析師關(guān)注度。參考黎來芳等［39］的做法，選用一年內(nèi)分析師（團隊）對該公司進行過跟蹤分析的數(shù)量進行刻畫（表1）。

3. 3. 5 控制變量

參考沈洪濤等［21］、林萍等［16］的研究，考慮到其他影響企業(yè)價值的因素，選取流動比率（CR）、資產(chǎn)負債率（Lev）、產(chǎn)權(quán)比率（ER）、企業(yè)規(guī)模（Size）、第一大股東持股比例（Shrcr1）、股權(quán)性質(zhì)（Own）為控制變量（表1）。

4 實證結(jié)果分析

4. 1 描述性統(tǒng)計

本研究所使用變量的全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。被解釋變量TobinQ 最小值為0. 851，最大值7. 713，各企業(yè)間價值差異較為明顯，為本研究提供了良好場景。核心解釋變量treat×post 均值為0. 173?？刂谱兞苛鲃颖嚷?、資產(chǎn)負債率、產(chǎn)權(quán)比率、企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例、股權(quán)性質(zhì)，和以往學(xué)者研究的描述性統(tǒng)計相似，多數(shù)控制變量平均數(shù)大于標(biāo)準(zhǔn)差，說明樣本較為穩(wěn)定。

4. 2 平均處理效應(yīng)

將企業(yè)價值作為被解釋變量代入式（1），驗證實施碳排放權(quán)交易試點政策后對企業(yè)價值產(chǎn)生的政策效果，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3列（1）—列（2）。其中，列（1）是沒有加入控制變量的凈效益估計結(jié)果，影響系數(shù)為0. 155，通過了1%的顯著性水平檢驗。列（2）考慮了控制變量，碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響仍在1%的水平下顯著，且影響系數(shù)提升為0. 235，表明實施碳排放權(quán)交易試點政策后，顯著提升了試點地區(qū)的企業(yè)價值，研究假設(shè)H1成立。

4. 3 平行趨勢檢驗與動態(tài)處理效應(yīng)

為判斷試點地區(qū)企業(yè)價值的變化是否是由于碳排放權(quán)交易試點政策的實施造成的，而非其他難以預(yù)見的因素影響。參考許文立等［40］的做法，進行平行趨勢檢驗，具體模型如下：

式（2）中：（treati×postt）n 是碳排放權(quán)交易試點政策試點設(shè)立這一事件的虛擬變量，n 表示以試點實施當(dāng)年為參照而生成的相對時間，如果處于試點省市的企業(yè)在第n 年實施了該政策，則賦值為1，否則賦值為0；而非試點企業(yè)（treati×postt）n變量始終為0。βn 為對應(yīng)的待估系數(shù)，若政策實施前的系數(shù)βn 不顯著異于0，則表明滿足平行趨勢假定。其余變量定義與式（1）一致。樣本數(shù)據(jù)集中在政策實施前5年及政策實施后6年，以政策開始前第1年為基期，并剔除基期樣本緩解模型內(nèi)生性問題，因此n 的取值范圍為-4～6。

平行趨勢檢驗結(jié)果如圖1所示。試點政策發(fā)生之前，企業(yè)價值在試點地區(qū)和非試點地區(qū)具有相同的變化趨勢，均未發(fā)生顯著變化，即實驗組與對照組滿足處理前平行趨勢檢驗。政策實施后，從政策的動態(tài)效應(yīng)看，在碳排放權(quán)交易試點政策實施當(dāng)年，企業(yè)價值便出現(xiàn)了明顯的提升，在碳排放權(quán)交易市場啟動兩年后，系數(shù)的絕對值和顯著性增加，表明碳排放權(quán)交易試點政策的政策效應(yīng)具有一定的累積效果。

Roth等［41］發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的處理前趨勢檢驗可能導(dǎo)致估計和推斷的偏差，僅采用事件研究法檢驗的平行趨勢無法成為可以使用雙重差分的有效前提。為此，Rambachan等［42］提出了平行趨勢敏感性檢驗。該方法通過相對偏離程度限制和平滑限制，對處理后點估計量的置信區(qū)間進行判斷，以完成敏感性分析。主要步驟為：構(gòu)建與平行趨勢最大的偏離程度（Mbar），然后得到與最大偏離程度相對應(yīng)的處理后點估計量的置信區(qū)間。參考Biasi等［43］的研究，選擇最大偏差度Mbar=1×標(biāo)準(zhǔn)誤，對碳排放權(quán)交易試點政策實施的政策效果進行平行趨勢敏感性檢驗。在最大偏離程度的情況下，處理后點估計量的置信區(qū)間不包含0值，則表明處理效應(yīng)對平行趨勢的偏離程度具有較好的穩(wěn)健性。理論上，應(yīng)對政策實施后政策效應(yīng)顯著異于0的時期進行敏感性檢驗，本研究結(jié)果顯示在政策當(dāng)年政策效果即開始顯現(xiàn)，因此，進行了政策實施后第一年（post_1）和第二年（post_2）的相對偏離程度限制和平滑限制下平行趨勢敏感性檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對偏離程度限制下，政策實施后第一年與第二年的置信區(qū)間均不包含0；且在平滑限制下，處理前趨勢偏差20%并沒有過多外推。檢驗結(jié)果表明，即使存在一定偏差，平行趨勢仍然成立，通過了平行趨勢敏感性檢驗。

4. 4 處理效應(yīng)異質(zhì)性檢驗

在組別和時間維度上的處理效應(yīng)異質(zhì)性是導(dǎo)致雙向固定效應(yīng)模型產(chǎn)生偏誤的重要原因［44］，當(dāng)處理效應(yīng)存在異質(zhì)性時，就算通過平行趨勢假設(shè)，處理效應(yīng)的結(jié)果也有可能產(chǎn)生偏差。各試點地區(qū)企業(yè)受到碳排放權(quán)交易試點政策影響的時間并不相同，而傳統(tǒng)的DID要求滿足處理效應(yīng)同質(zhì)性假設(shè)，當(dāng)處理效應(yīng)在不同處理組或者處理時間不一致時，TWFE回歸可能會得到很難解釋的估計結(jié)果，此時的平均處理效應(yīng)可能存在負權(quán)重問題。如果某些處理效應(yīng)的負權(quán)重過大，可能會出現(xiàn)即使所有的處理效應(yīng)符號為正，但最終的結(jié)果為負的情況，或者與之相反。

基于De Chaisemartin等［45］提出的多期多個體雙重差分模型和對應(yīng)的估計量，對基準(zhǔn)回歸中可能存在的異質(zhì)性處理效應(yīng)進行診斷。在診斷結(jié)果中，若所得的負權(quán)重很小，則不會對估計結(jié)果造成太大的影響，此時的TWFE方法依然可信，否則需要考慮采用其他穩(wěn)健估計量獲得更加可靠的估計，檢驗結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，在522個權(quán)重中，共有452個權(quán)重為正，有70個權(quán)重為負。此外，估計量也是在異質(zhì)性處理效應(yīng)下衡量穩(wěn)健性的指標(biāo)，若接近0，說明差分估計結(jié)果并不穩(wěn)健。表4中正負權(quán)重的估計量分別為0. 125和0. 811，表明上述雙向固定效應(yīng)估計結(jié)果可能存在偏差。因此，進一步對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性估計。

4. 5 穩(wěn)健性檢驗

4. 5. 1 考慮處理效應(yīng)異質(zhì)性的穩(wěn)健估計

采用Cengiz等［46］的研究方法，在考慮處理效應(yīng)異質(zhì)性情況下重新進行估計。將政策實施前后政策處理狀態(tài)發(fā)生改變的個體視為實驗組，反之視為對照組，比較實驗組個體在實際受到政策影響后的結(jié)果與其反事實結(jié)果，得到處理效應(yīng)，通過進一步的加權(quán)平均處理，最終得到政策轉(zhuǎn)換效應(yīng)的無偏估計。數(shù)據(jù)樣本集中在政策實施的前5年和后6年，同樣以政策開始前第1年為基期，并剔除基期樣本緩解模型內(nèi)生性問題?；贑engiz等［46］方法的估計量，得到在實施碳排放權(quán)交易試點政策前4期、后6期的事件研究圖（圖2）。在實施碳排放權(quán)交易試點政策前，并沒有明顯的政策效應(yīng)，但隨著政策的實施，政策效果逐步顯現(xiàn)。基準(zhǔn)回歸結(jié)果與考慮異質(zhì)性處理效應(yīng)后的結(jié)果在方向和趨勢上相吻合，說明本研究結(jié)果通過了異質(zhì)性處理效應(yīng)檢驗。

4. 5. 2 安慰劑檢驗

為避免遺漏變量或仍然有一些無法測量的因素對研究結(jié)論造成干擾，本研究隨機指定實驗組和對照組進行了安慰劑檢驗?；具壿嫗椋喝羝髽I(yè)價值的變化的確是因為實施了碳排放權(quán)交易試點政策，則對于隨機指定的實驗組，“虛假”雙重差分變量的估計系數(shù)應(yīng)該接近0。對核心解釋變量進行1 000次隨機抽取，應(yīng)用式（1）進行回歸檢驗，結(jié)果如圖3所示。在碳排放權(quán)交易試點政策試點隨機生成的情況下，被解釋變量的回歸系數(shù)聚集在0附近，構(gòu)造的隨機試驗并不會對企業(yè)價值造成顯著影響，橫軸與虛線交點為真實事件的估計系數(shù)，真實回歸系數(shù)為0. 235，顯著異于隨機試驗的回歸分布，表明隨機實驗組對企業(yè)價值的影響是不顯著的。因此，通過安慰劑檢驗，進一步驗證了碳排放權(quán)交易試點政策有助于企業(yè)價值的提升。

4. 5. 3 增加行業(yè)固定效應(yīng)

考慮同時控制企業(yè)、時間和行業(yè)進行回歸，以驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表3列（3）。結(jié)果顯示該政策對企業(yè)價值的影響在1%的水平下仍然顯著為正，表明碳排放權(quán)交易試點政策的實施顯著提高了企業(yè)價值，再次驗證研究假設(shè)H1成立。

4. 5. 4 調(diào)整樣本數(shù)量

為排除2008年經(jīng)濟危機對企業(yè)經(jīng)濟帶來的影響，進一步保障估計結(jié)果的可靠性，采取縮短研究時段處理，剔除了2008—2010年數(shù)據(jù)，保留了2011—2020年企業(yè)平衡面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見表3列（4），估計系數(shù)在1%的水平下依然顯著，再次證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

4. 5. 5 傾向性得分匹配

參考沈洪濤等［21］，在預(yù)測模型中選取控制變量流動比率（CR）、資產(chǎn)負債率（Lev）、產(chǎn)權(quán)比率（ER）、企業(yè)規(guī)模（Size）、第一大股東持股比例（Shrcr1）、股權(quán)性質(zhì)（Own）作為匹配變量，采用最近鄰一對一進行匹配。圖4展示了傾向性得分匹配前后實驗組與對照組的對比圖，可以看出，在匹配后實驗組與對照組基本特征趨于一致，已不存在顯著差異，為下面用PSM-DID進行回歸的結(jié)果提供了有效支撐?；貧w結(jié)果見表3列（5），表明在5%的水平下顯著，與基準(zhǔn)回歸沒有顯著差異，仍表現(xiàn)出顯著的正向促進作用。

5 影響機制分析

5. 1 ESG的中介作用

為檢驗碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的作用機制，根據(jù)理論分析與研究假設(shè)，進一步檢驗企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介效應(yīng)。參考江艇［47］的方法，構(gòu)建以下模型：

ESGit = α3 + β3（treati × postt ） + γ3Xit + Identityi +Yeart + eit （3）

式（3）中：ESGit為中介變量企業(yè)的ESG表現(xiàn)，采用中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）的ESG排名（ESGR）指標(biāo)取對數(shù)衡量，其他變量同式（1）。

由表5 列（1）可知，碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響在10%的水平下顯著為正，說明碳排放權(quán)交易試點政策能夠提升企業(yè)ESG表現(xiàn)，既有研究也證明ESG表現(xiàn)對企業(yè)的賬面價值和市場價值均有顯著的提升作用［48］。Aboud等［49］發(fā)現(xiàn)良好的ESG表現(xiàn)能有效提升企業(yè)價值。企業(yè)的ESG履責(zé)行為增進了企業(yè)和利益相關(guān)者之間的積極互動，有利于提高利益相關(guān)者對企業(yè)的信任和認同，為企業(yè)和利益相關(guān)者的長期友好關(guān)系打下基礎(chǔ)［50］。不僅可以幫助企業(yè)降低部分交易成本及代理成本，提高運營效率，還可以促使企業(yè)在經(jīng)營中堅持長期價值導(dǎo)向。Wong 等［51］研究發(fā)現(xiàn)，外部投資者看重企業(yè)聲譽，他們將其視為一項有價值的無形資產(chǎn)，若企業(yè)在ESG方面呈現(xiàn)出負面報道，會影響其聲譽，進而影響投資者的投資決策，會降低企業(yè)價值。由此可知，優(yōu)良的ESG表現(xiàn)可以幫助企業(yè)樹立良好的形象，降低企業(yè)獲得各類發(fā)展資源的門檻，從而使企業(yè)獲得更多的“隱性”發(fā)展機會。一方面，良好的ESG表現(xiàn)能夠明顯地降低企業(yè)的融資成本，削減企業(yè)的財務(wù)壓力，從而推動企業(yè)發(fā)展，幫助企業(yè)提升賬面價值；另一方面，良好的ESG表現(xiàn)會讓投資者對企業(yè)的關(guān)注度更高，傳達了更多有利信息，進而對企業(yè)價值產(chǎn)生積極的影響［48］?？梢姡寂欧艡?quán)交易試點政策能夠通過改善企業(yè)ESG表現(xiàn)，促進企業(yè)價值的提升。研究假設(shè)H2成立。

進一步結(jié)合溫忠麟等［52］提出的中介效應(yīng)分析方法，對ESG的中介效應(yīng)進行檢驗。為了緩解模型中存在的內(nèi)生性問題，防止混淆因果識別［47］，借鑒劉建秋等［53］的做法，以同年度同地區(qū)其他企業(yè)的ESG表現(xiàn)均值為工具變量。一方面，同地區(qū)地理位置靠近，且同年度同地區(qū)間的企業(yè)ESG表現(xiàn)存在關(guān)聯(lián)，滿足與核心解釋變量的相關(guān)性；另一方面，同地區(qū)其他企業(yè)的ESG表現(xiàn)對該企業(yè)的企業(yè)價值影響程度小，滿足工具變量的外生性要求。工具變量的2SLS回歸結(jié)果見表5列（2）—列（3），列（2）展示了第一階段的回歸結(jié)果，工具變量與企業(yè)ESG表現(xiàn)顯著正相關(guān)，滿足相關(guān)性假設(shè)；第二階段回歸結(jié)果見表5列（3），核心解釋變量treat×post 與中介變量ESG 的系數(shù)均顯著為正，且LM 統(tǒng)計量在1%的水平下拒絕了識別不足的假設(shè)，F(xiàn) 值大于10，不存在弱工具變量問題。說明ESG表現(xiàn)有效發(fā)揮了實施碳排放權(quán)交易試點政策與企業(yè)價值間的中介作用，即碳排放權(quán)交易試點政策通過改善企業(yè)ESG表現(xiàn)，從而提升企業(yè)價值，與上述結(jié)論保持一致。

5. 2 分析師關(guān)注度的動態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)

借鑒Hansen［54］門檻模型的研究方法，構(gòu)建以下門檻回歸模型：

TobinQit = α4 + μ1（treati × postt ） ×I （ANALYSTit ≤ σ） + μ2（treati × postt ） ×I （ANALYSTit > σ） + γ4Xit + Identityi +Yeart + eit （4）

式（4）中：ANALYSTit 為門檻變量分析師關(guān)注度；μ 為核心解釋變量treati×postt與門檻變量ANALYSTit交乘項的待估系數(shù)；σ 為待估的門檻值；I 是指示函數(shù)，在滿足條件時取值為1，否則取值為0；其他變量同式（1）。

通過bootstrap方法反復(fù)抽樣300次，結(jié)果見表6。表明分析師關(guān)注度這一門檻變量通過5%顯著性水平下的單重門檻檢驗，而雙重門檻和三重門檻效應(yīng)不顯著。其中，單重門檻的門檻值為22. 000。因此，后文根據(jù)單重門檻模型展開分析，即對分析師關(guān)注度未達到門檻值和超過門檻值兩個區(qū)間進行討論。

表7列（1）報告了兩個不同層次的分析師關(guān)注度下碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響。結(jié)果顯示：在分析師關(guān)注度較低時（ANALYST<22. 000），碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的正向促進作用通過1%的顯著性水平檢驗，影響系數(shù)為0. 177；當(dāng)分析師關(guān)注的程度上升至門檻值后，碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值仍然呈現(xiàn)正向提升的政策效果，且顯著性水平依然保持在1%，正向影響效果顯著提升，系數(shù)從0. 177上升為0. 581。表明分析師關(guān)注能夠有效發(fā)揮在碳排放權(quán)交易試點政策與企業(yè)價值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，且當(dāng)分析師關(guān)注達到門檻值后，分析師關(guān)注度的調(diào)節(jié)效應(yīng)會大幅度提升。研究假設(shè)H3a成立。

為進一步探索分析師關(guān)注度的動態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)，根據(jù)溫忠麟等［55］有調(diào)節(jié)的中介模型，檢驗分析師關(guān)注度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的具體路徑，構(gòu)建模型（5）和模型（6）。為緩解模型中存在的內(nèi)生性問題，借鑒劉建秋等［53］的做法，以同年度同地區(qū)其他企業(yè)的ESG表現(xiàn)均值為工具變量，探究分析師關(guān)注度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的具體路徑。

ESGit = α5 + β5（treati × postt ） + δ1 ANALYSTit +μ3（treati × postt ） × ANALYSTit + γ5Xit +Identityi + Yeart + eit （5）

TobinQit = α6 + β6（treati × postt ） + ε1ESGit +δ2 ANALYSTit + μ4（treati × postt ） ×ANALYSTit + θ1 ESGit × ANALYSTit +γ6 Xit + Identityi + Yeart + eit （6）

式（5）和式（6）中：ESGit為中介變量企業(yè)的ESG表現(xiàn)；ANALYSTit 為調(diào)節(jié)變量分析師關(guān)注度；（treati×postt）×ANA?LYSTit為核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交乘項；ESGit×ANA?LYSTit為中介變量與調(diào)節(jié)變量的交乘項；δ 為調(diào)節(jié)變量AN?ALYSTit的待估系數(shù)；μ 為核心解釋變量treati×postt與調(diào)節(jié)變量ANALYSTit交乘項的待估系數(shù)；ε 為中介變量ESGit的待估系數(shù)；θ 為中介變量ESGit與調(diào)節(jié)變量ANALYSTit交乘項的待估系數(shù)，其他變量同式（1）。

首先對式（5）進行回歸，若μ3 顯著，說明分析師關(guān)注度在企業(yè)ESG表現(xiàn)的中介作用中起到調(diào)節(jié)效應(yīng)，然后再用式（6）檢驗。若式（5）中的β5 與式（6）中的θ1 同時顯著，表示分析師關(guān)注度調(diào)節(jié)了后半路徑；若式（5）中的μ3與式（6）中的ε1 同時顯著，表示分析師關(guān)注度調(diào)節(jié)了前半路徑；若式（5）中的μ3 與式（6）中的θ1 同時顯著，表示分析師關(guān)注度調(diào)節(jié)了中介過程的前后兩個路徑?；貧w結(jié)果見表7 列（2）—列（3）。列（2）展示了式（5）的回歸結(jié)果，核心解釋變量treat×post 與調(diào)節(jié)變量ANALYST 的交乘項的系數(shù)μ3 顯著為正，通過5%的顯著性水平檢驗，說明分析師關(guān)注度對企業(yè)ESG 表現(xiàn)的中介作用起正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。列（3）在工具變量法的基礎(chǔ)上，展示了式（6）的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)μ3、ε1 與μ3、θ1 兩組系數(shù)均顯著，因此中介路徑“實施碳排放權(quán)交易試點政策—改善企業(yè)ESG表現(xiàn)—提升企業(yè)價值”的前后路徑都受到了分析師關(guān)注度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。即分析師關(guān)注度既調(diào)節(jié)了碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響，又調(diào)節(jié)了企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響，從而強化了ESG 表現(xiàn)的中介作用。研究假設(shè)H3b成立。

6 異質(zhì)性分析

根據(jù)前文結(jié)論，碳排放權(quán)交易試點政策可以有效提升試點地區(qū)企業(yè)價值，為了更加清楚地了解該政策在試點地區(qū)中是否存在政策差異，選取執(zhí)法力度、對環(huán)境治理的重視程度以及營商環(huán)境3個方面進行分析，考察該政策效應(yīng)的異質(zhì)性。借鑒肖仁橋等［56］、郭俊杰等［57］的方法，構(gòu)建三重差分模型對異質(zhì)性進行分析，具體模型如下：

TobinQit = α7 + ρ1（treati × postt × positionit ） +β7（treati × postt ） + τ1（treati × positionit ） +φ1（ postt × positionit ） + γ7Xit + Identityi +Yeart + eit （7）

式（7）中：positionit 為識別異質(zhì)性的啞變量，當(dāng)企業(yè)i所處地區(qū)在第t 年符合條件時，positionit取值為1，反之為0；treati×postt×positionit 為考慮異質(zhì)性下的核心解釋變量；ρ1 為需要關(guān)注的核心系數(shù)，表示在考慮異質(zhì)性下碳排放權(quán)交易試點政策的實施對企業(yè)價值的影響程度。參考郭俊杰等［57］的做法，對treati×postt、treati×positionit、postt×posi?tionit均進行了控制，β7、τ1、φ1 分別為其對應(yīng)的待估系數(shù)，其余變量同式（1）。

6. 1 執(zhí)法力度

政策的實施情況與多種因素相關(guān)，政府的執(zhí)法力度是決定環(huán)境治理類政策實施效果的關(guān)鍵。因此，以各地區(qū)環(huán)境類案件執(zhí)行數(shù)量為衡量標(biāo)準(zhǔn)，將大于其中位數(shù)的地區(qū)對應(yīng)的position 變量賦值為1，其他地區(qū)賦值為0，探究碳排放權(quán)交易試點政策在執(zhí)法力度不同地區(qū)的政策效果。結(jié)果見表8的列（1）。表明嚴(yán)格的執(zhí)法力度可以有效提升碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響。原因可能是：碳排放權(quán)交易試點政策實施后，企業(yè)不再可以隨意排放CO2，超過排放指標(biāo)將受到有關(guān)部門的懲罰。為滿足碳排放權(quán)交易試點政策這一環(huán)境規(guī)制的要求，企業(yè)不得不通過技術(shù)創(chuàng)新及獲取良好的ESG表現(xiàn)等方式幫助企業(yè)達到政策要求，免除懲罰，避免為企業(yè)造成額外損失。在執(zhí)法力度嚴(yán)格的地區(qū)，政府部門對企業(yè)的要求更加嚴(yán)格，同時相應(yīng)的懲罰措施也更加嚴(yán)重。因此，碳排放權(quán)交易試點政策在執(zhí)法力度嚴(yán)格的地區(qū)，對企業(yè)價值的提升效果更加明顯。

6. 2 環(huán)境治理重視程度

當(dāng)?shù)卣畬Ρ镜氐沫h(huán)境情況比較熟悉，在理論上可以制定出更加貼合實際的治理方案，但前提是地方政府要對當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境問題予以重視。地方政府對當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理越重視，人力與物力投入越多，政策效果越能充分發(fā)揮［40］。按照各個地區(qū)環(huán)境污染治理的投入金額，將大于中位數(shù)的地區(qū)對應(yīng)的position 變量賦值為1，其他地區(qū)賦值為0，回歸結(jié)果見表8列（2）。表明碳排放權(quán)交易試點政策在環(huán)境治理高度重視的地區(qū)能有效發(fā)揮政策作用，說明順利推行碳排放權(quán)交易試點政策有賴于當(dāng)?shù)卣闹攸c關(guān)注，同時也需要嚴(yán)格的執(zhí)法作為政策實施的保障。

6. 3 營商環(huán)境

因初始經(jīng)濟稟賦的差異，政商互動分別演化出“開放經(jīng)濟秩序”和“限制經(jīng)濟秩序”的營商環(huán)境［58］。根據(jù)296個地級及以上城市（未涉及香港、澳門和臺灣）歷年營商環(huán)境數(shù)據(jù)構(gòu)建的總得分，將總得分排名在前50%的地區(qū)對應(yīng)的position 變量賦值為1，其他地區(qū)賦值為0，考察碳排放權(quán)交易試點政策的實施效果。結(jié)果見表8列（3）。在“開放經(jīng)濟秩序”的營商環(huán)境下，碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)價值的影響顯著為正。原因可能是：“開放經(jīng)濟秩序”以低制度成本優(yōu)勢激發(fā)市場主體活力和社會創(chuàng)造力，形成不同規(guī)模、不同性質(zhì)企業(yè)的高水平集聚；同時，“開放經(jīng)濟秩序”的營商環(huán)境鼓勵競爭，推進技術(shù)創(chuàng)新，以技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢推動企業(yè)減排降碳，能夠完成碳排放權(quán)交易試點政策的規(guī)制目標(biāo)，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。因此，碳排放權(quán)交易試點政策在“開放經(jīng)濟秩序”的營商環(huán)境中表現(xiàn)出良好的政策效果。

7 結(jié)論與政策啟示

碳排放權(quán)交易試點政策的實施對中國發(fā)展低碳經(jīng)濟具有重要意義，能否實現(xiàn)低碳發(fā)展與經(jīng)濟的“雙贏”是一個值得深入探討的問題。鑒于此，基于2008—2020年A 股8個行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，利用碳排放權(quán)交易試點的準(zhǔn)自然實驗，在平行趨勢敏感性檢驗和處理效應(yīng)異質(zhì)性檢驗基礎(chǔ)上，進一步采用穩(wěn)健估計量進行估計，檢驗了以碳排放權(quán)交易試點政策為代表的市場型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)價值的政策效果。結(jié)果表明：①實施碳排放權(quán)交易試點政策讓試點地區(qū)的企業(yè)價值得到明顯提升，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。②機制分析發(fā)現(xiàn)，碳排放權(quán)交易試點政策能夠通過改善企業(yè)ESG 表現(xiàn)提升企業(yè)價值，而分析師關(guān)注度對該政策效果具有動態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。進一步通過有調(diào)節(jié)的中介模型，揭示了分析師關(guān)注度的具體調(diào)節(jié)路徑：分析師關(guān)注度既調(diào)節(jié)了碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響效應(yīng)，又調(diào)節(jié)了企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響效應(yīng)，從而強化了ESG表現(xiàn)的中介作用。③異質(zhì)性分析表明，執(zhí)法力度、環(huán)境治理的重視程度以及不同的營商環(huán)境對碳排放權(quán)交易試點政策的政策效果會產(chǎn)生差異化影響。具體地，碳排放權(quán)交易試點政策在執(zhí)法力度嚴(yán)格、對環(huán)境治理高度重視以及“開放經(jīng)濟秩序”營商環(huán)境的地區(qū)，對企業(yè)價值的提升作用更加明顯?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，提出如下政策建議。

第一，配額分配應(yīng)公平并適量。碳排放權(quán)交易試點政策的實施有效促進了試點地區(qū)企業(yè)價值的提升。其中，碳排放配額的初始分配是影響碳排放權(quán)交易試點政策能否有效實施的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，對其合理配置和及時根據(jù)市場經(jīng)濟環(huán)境同步調(diào)整碳配額，是完成政策指標(biāo)、實現(xiàn)減排降碳和綠色發(fā)展的關(guān)鍵。如果企業(yè)分配到的碳排放配額過多，企業(yè)的排碳成本很低，在排放污染物時相當(dāng)于沒有約束，碳市場就會失效；若企業(yè)得到的碳排放配額過少，則參與政策的企業(yè)排污降碳成本大大增加，企業(yè)價值也會因此受到影響。因此，適當(dāng)合理的配額分配對活躍碳市場具有重要作用。

第二，規(guī)范企業(yè)ESG信息披露行為，強化碳排放權(quán)交易試點政策對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進作用。碳排放權(quán)交易試點政策下，企業(yè)能夠通過良好的ESG表現(xiàn)提升企業(yè)價值。因此，政府和相關(guān)機構(gòu)應(yīng)加強對企業(yè)社會責(zé)任信息披露的監(jiān)督和指導(dǎo)，以增強其對社會責(zé)任的認識和披露能力，最大限度發(fā)揮ESG表現(xiàn)的中介作用。同時，分析師關(guān)注度的外部監(jiān)督效應(yīng)能夠有效緩解企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，并通過強化ESG表現(xiàn)的中介效應(yīng)提升企業(yè)價值。因此，要充分發(fā)揮分析師“信息中介”的重要作用，吸引更多分析師關(guān)注，通過更好的ESG表現(xiàn)，增強其公眾形象和市場地位，提升企業(yè)價值。

第三，充分發(fā)揮地方政府作用，確定中央和各地區(qū)在環(huán)境保護與治理方面的財政開支職責(zé)，提高當(dāng)?shù)卣h(huán)境治理重視程度和投入力度。碳排放權(quán)交易的推行有賴于當(dāng)?shù)卣母叨汝P(guān)注和強有力的執(zhí)行，隨著當(dāng)?shù)卣畬Νh(huán)境問題的關(guān)注，區(qū)域環(huán)境保護和治理方面的投資就會更多，采取的行動也會更多。在強有力的執(zhí)行保證下，碳排放權(quán)交易試點政策的政策效應(yīng)才能得到更好的體現(xiàn)。同時，堅持“有為政府”的同時，保持中性、普惠的競爭政策，培育有活力、創(chuàng)造力的市場主體，以競爭性開放市場推動碳交易市場高質(zhì)量發(fā)展，為優(yōu)化營商環(huán)境、實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略做出政策努力。

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（責(zé)任編輯：李琪）

基金項目：云南省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃重點項目“R&D資本化改革下云南制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算與提升路徑研究”（批準(zhǔn)號：ZD202305）；教育部人文社科規(guī)劃基金項目“數(shù)智化賦能制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的機理與政策研究”（批準(zhǔn)號：23YJA790026）。