市場激勵型環境規制的價值效應
——基于碳排放權交易機制的研究

李 濤，李 昂，宋沂邈，伊力奇

（華北電力大學經濟與管理學院，北京 102206）

“十四五”規劃指出，要廣泛形成綠色生產方式，使碳排放達峰后穩中有降，生態環境根本好轉。為了這個目的，近年來各種環境規制政策不斷在各地出現，根據實現方式的差異，我國環境規制可大致分為命令控制型、市場激勵型和自愿型。命令控制型環境規制在我國占據主要地位，隨著市場經濟的發展，市場激勵型環境規制和以信息披露為重要手段的自愿型環境規制逐漸成為命令控制型的重要補充［1］。2002 年實施的SO2排放權交易試點政策作為我國推行市場激勵型環境規制的重要節點，雖產生一定的效果，但并未實現波特效應［2］；2013 年試點實施的碳排放權交易機制對標歐美資本市場，先后于深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北和重慶七省市啟動了碳排放權交易試點。

環境規制是實現環境與經濟雙贏的重要方式。波特假說認為設計良好的環境法規可能導致帕累托改進（即在不減少商業利潤的同時改善環境）或在某些情況下實現“雙贏”，不僅保護環境，而且提高企業利潤和競爭力［3］。另外，環境規制也是內化環境問題外部性的重要手段。根據科斯定理，在交易成本為零時可以輕易實現綠色經濟，但由于現實中的交易成本不可避免［4］92，因此若要實現綠色經濟的健康持續發展，需要有健全的激勵制度作為保障。命令控制型環境規制的實施具有較高的區域異質性，導致交易成本居高不下，很難在短期內實現成熟度較高的綠色低碳經濟［5］。而碳排放權交易機制作為一種有效的市場激勵型環境規制手段，通過將碳排放權市場化，提高產權界定清晰度并降低了交易成本［6］，將環境問題的負外部性特征內化為企業自身成本，從而促使企業利益與社會利益趨同，推進了綠色低碳經濟的發展。碳排放權交易機制在改善宏觀經濟發展模式的同時，對于微觀企業績效尤其是企業價值的提升同樣值得探索。該結論的印證有助于從價值的角度佐證波特假說在我國的適用性以及環境外部性在激勵制度作為保障時能否被內化為企業成本。

碳排放權交易機制作為我國由命令控制型環境規制向市場激勵型環境規制轉變的又一重要節點，始于2011 年發布的《關于開展碳排放權交易試點工作的通知》。2013 年6 月起，碳排放權交易試點正式啟動。在經歷了4 年的試點探索后，于2017 年12月發布了《全國碳排放權交易市場建設方案（電力行業）》，標志著我國碳排放權交易機制的全面實施。7 個碳排放權交易對于碳排放的權利認識和性質界定并不完全一致，這種不同導致各碳試點的制度存在差異，從而使其市場流通規模以及市場活躍程度不一致，這為本文的研究提供了基礎。圖1 為7 個碳試點地區2014 年6 月至2017 年12 月不同成交量的交易天數及其占比。其中，湖北、深圳的無交易天數較少，天津、重慶的無交易天數較多，不同碳市場的流動性差距較大。我國實施的碳排放權交易試點機制為探索碳排放權市場化的微觀效果和市場激勵型環境規制的政策效果提供了準自然實驗機會，也為碳排放權交易在社會主義制度中的新探索提供了寶貴的經驗。

圖1 各試點地區碳市場交易流動性情況

本文利用碳排放權交易試點作為識別市場激勵型環境規制與企業價值關系的外生沖擊，以碳排放權交易機制的實施這一事實構造準自然實驗，以雙重差分法為基礎，驗證碳排放權交易機制與企業價值之間的因果推斷。本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，以我國碳排放權交易機制的試點實施為外生沖擊，檢驗碳排放權交易機制的實施對企業價值的影響，為市場激勵型環境規制對企業價值影響的研究提供了新的證據。第二，本文從企業短期價值和長期價值的角度深入剖析了碳排放權交易機制的微觀經濟后果，以碳排放權交易作為研究導向的企業價值效應分析和實證研究較為匱乏，本文的研究結果對此也有一定貢獻。第三，本文從碳市場流動性的角度探討了不同地區碳市場的機制差異對于碳排放權交易機制與企業價值關系的影響，深化了對碳市場功能的研究，對碳排放權交易市場的發展和完善提供了參考。第四，波特假說“弱”版本的證據（更嚴格的環境規制推動更多的創新）是相當清楚和充分的，但是，關于波特假說的“強”版本（嚴格的環境規制可以提高企業績效）的經驗證據卻不足。本文通過分析企業在碳市場中的風險承受能力，發現碳排放權交易機制的實施使風險承受能力較高的企業擁有更大的企業價值，該結論豐富了波特假說“強”版本的文獻研究。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 文獻綜述

在國外環境規制的研究中，Lieberman 等［7］發現，在實施了更加嚴格的環境規制后，企業可以比競爭對手更早地獲得“綠色效應”從而享有先行優勢。美國環境保護署（EPA）在1992 年的一次會議中提出，遵守環境規制的要求可以為公司節約凈成本并提高企業價值和國際競爭力［8］。Porter 指出，嚴格且設計合理的環境法規，尤其是基于市場的規制手段，例如稅收或總量控制權和排放權配額可以產生一種廣義的創新，這可能部分甚至全部抵消掉遵循成本，從而提升企業績效。Wang 等［9］對G20 國家的研究發現，環境規制在促進企業綠色績效的增長方面具有重要性。所以，環境規制是波特假說因果鏈的起點，企業績效是因果鏈的終點，而非創新［10］，這便是波特假說的“強”版本，即環境規制可以提高企業價值。對波特假說的“強”版本進行長時期分析后，Lanoie 等［11］發現環境法規的嚴格性與環境創新之間存在積極聯系，這與波特假說的弱版本是一致的。此外，通過分析環境創新對業務績效的影響，為波特假說的“強”版本提供了因果證據，即監管刺激創新，進而增強了企業績效，提升了企業價值。但在研究環境規制與企業績效的直接影響時，他們發現這種直接影響是負面的。事實上，波特假說一直都處于爭議之中。Hancevic［12］研究了美國《清潔法案》實施的經濟后果，指出法案實施后電力企業的平均生產率和產量均有明顯下降。Stucki 等［13］用奧地利、德國和瑞士的數據證明了環境監管會抑制綠色產品的創新投資，并對企業績效產生不利影響。

雖然目前國外對于波特假說“強”版本的研究結論仍不一致，但其環境規制的發展在逐漸完善，且正在由命令控制型向市場激勵型轉變?？扑拐J為，當征稅的成本超過環境的負外部性時，這種環境規制方式就會喪失效率。在交易成本為零，產權劃分清楚的情況下，可以通過市場化的手段代替命令式的方式進行環境規制，并達到資源的最優配置［4］118。2005 年，歐盟啟動了全球規模最大的碳排放權交易體系（EU ETS），目前該體系正處于第3個交易期（2013—2020 年）的尾聲。作為一種典型的市場激勵型環境規制方式，EU ETS 的啟動對31個參與國來說具有顯著的綠色效應［14］。Fabra 等［15］發現EU ETS 第一階段的實施提高了西班牙電力企業的價值。Martin 等［16］研究指出，碳市場中有效的許可證分配能夠增加企業價值，降低當地失業風險。Abrell 等［17］發現EU ETS 可以幫助減少排放，但是對參與企業的業績影響不大，甚至可能減少參與企業的利潤。EU ETS 在發展過程中先后經歷了價格異常波動、階段性的價格下跌、監管模糊等問題［18-20］，對參與企業的價值產生了較大影響，最終導致了EU ETS 的結構性改革，目的是將EU ETS 與世界上其他碳市場聯系起來［21］。這種聯系將大幅提升全球碳市場的流動性，增加碳排放權分配的靈活性，對進一步降低碳排放，提升參與企業的價值具有深遠的影響。

我國環境規制起步較晚，但對于波特假說“強”版本的研究也存在一些爭議。一些研究支持了該假說。原毅軍等［22］將環境規制分為費用型和投資型，只有投資型環境規制促進了經濟增長。因此，環境規制的設計應充分體現對“綠色投資”的鼓勵，而非以增加企業成本的形式存在，從而實現經濟的綠色增長。吳明琴等［23］研究了“兩控區”政策實施后果，發現政策內城市的人均GDP 增加了8.3%，意味著施行合適而嚴厲的環境規制能夠促進經濟發展。史貝貝等［24］以“兩控區”政策作為準自然實驗，驗證了環境規制對城市經濟增長的促進作用，這種作用隨著環境規制執行時間的推移而逐漸增強，并且環境規制顯著提升了企業生產率。另一方面，一些學者也發現波特假說“強”版本并非一直成立。龍小寧等［25］發現是企業規模差異導致的“合規成本異質性”而非“波特假說”更好地解釋了清潔生產標準的實施對中國制造業企業利潤率的影響。He 等［26］經檢驗發現，波特假說在中國制造業中不成立，環境規制會降低制造企業的財務績效，但是良好的產權環境可以通過促進創新來減輕環境規制對財務業績的負面影響。

我國環境規制發展初期的主要規制方式是命令控制型，依靠的是“政府之手”。隨著環保法制框架的建立，規制方式逐漸變為命令控制型與市場激勵型的混合治理。命令控制型環境規制的成本相對更高，效率卻更低，因此對于被規制企業的價值不易產生積極的作用。Guo 等［27］研究發現我國強制性的工業環境法規導致污染控制支出增加，并擠出了部分研發投資，導致企業業績下降。2002 年試點實施的SO2排放權交易政策標志著我國市場激勵型環境規制步入正軌，“市場之手”的力量逐漸強大。任勝鋼等［28］指出，排污權交易制度主要通過促進企業技術創新和改善資源配置效率兩種方式作用于全要素生產率。何興邦［5］研究發現，相比于命令控制型環境規制，市場激勵型環境規制對于促進企業發展，緩解收入不平等有更多貢獻。但是，涂正革等［2］認為由于市場運行效率低，整體規制環境較弱，SO2排放權交易試點的實施并未產生波特效應。齊紅倩等［29］也發現SO2排放權交易機制無法在短期內實現綠色發展目標。雖然排污權交易機制在我國取得的成果有限，但是隨著2013 年碳排放權交易機制的實施，我國市場激勵型環境規制又迎來了新的階段。

我國碳排放權交易處于正式實施的初期。Cui等［30］在研究我國碳排放權交易在2020 年目標下的成本節約效應時指出，碳排放權交易對不同省份的影響不同，其中東部和西部省份的成本節約效應比中部省份更明顯。操群［31］從碳配額和市場的角度，分析了各試點中市場標準的不同對企業短期價值產生的影響。沈洪濤等［32］研究發現，碳排放權交易能提高企業短期價值，但是由于當前市場中碳配額的價格過低，使其對企業長期價值的影響不明顯。Wen 等［33］以深圳試點為例，發現我國碳排放權交易市場的建立對參與企業超額收益有正向影響。但是，碳排放權交易機制的實施對企業價值的影響并非沒有爭議。Zhu 等［34］從排控企業異質性的角度指出，雖然碳排放權交易可以促進減排，但是否能夠降低企業成本并未得到驗證。Ma 等［35］構建了我國碳排放權交易市場、能源市場和資本市場的聯動機制模型，發現由于碳排放權市場配額設置不合理，碳排放權交易市場與資本市場的動態相關系數為負。

1.2 研究假設

碳排放權交易市場以碳配額為基礎資產，碳配額的稀缺性使其成為一種具有實物和期權價值的資產。企業價值在這種情況下會受到一定影響。其中，短期價值受到免費配額的影響較大，而長期價值則更多被市場機制風險和政策預期風險所影響。

從短期價值來看，免費配額所產生的現金流量效應是影響企業價值的主要原因。EU ETS 在第一階段的實施初期，企業能夠免費獲得配額，且配額發放量較大。在該計劃的前幾年里，總體上獲得免費碳排放配額的公司表現要明顯優于沒有獲得免費碳排放配額的公司。該結果表明市場上存在大量的“碳溢價”，這種溢價是由于免費分配碳排放配額帶來的較高現金流，形成了“現金流量效應”［36］。在碳排放權交易市場中，配額交易制度會增加企業生產成本，但免費碳配額的分配給企業帶來了機會成本。此時企業傾向于提高價格，降低產量的方式來減少碳配額的消耗，通過碳密集度低的生產方式應對較高的邊際成本。此時，企業通過出售免費獲取的碳配額可以產生大量的現金流入，增加利潤，提高企業價值［37］。導致企業短期價值增加的另一部分原因是壟斷企業的成本轉嫁［32］。碳市場中電力、水泥等壟斷性行業的企業數量較多，這些企業將碳成本轉嫁入產品價格中，由于大部分企業目前都是免費獲得碳配額，碳成本為零，加之價格上漲，使其獲得超額利潤，從而提升了企業價值。此外，較多研究也表明，隨著市場中碳價的上漲，企業股價也會隨之上升，企業價值升高［38-39］。

中國碳市場試點所反映的風險主要與信息披露，流動性和不確定的政策預期有關［40］。這些風險的存在削弱了市場參與者的信心，阻礙了碳市場的有序發展，長期來看會損害企業價值。從信息披露風險的角度，由于我國目前碳排放權交易機制的發展仍不完善，碳市場會計準則缺失，大部分控排企業的會計處理和報表披露過于簡化。在碳市場運作中，如果信息披露機制不完善，則市場參與者無法及時獲得所需的信息，導致信息不對稱，此時投資者有理由認為企業在將來會因特定風險而面臨更高的碳價，這對企業長期價值的判斷十分不利［41］。另外，控排企業多為污染較嚴重的企業，其長期價值在不參與碳市場的情況下呈現下降趨勢，因此在參與碳排放權交易的利好不能完全被釋放時，反而會導致其長期價值的下降趨勢不變，甚至因為信息披露風險而被誤解為企業前景存在重大不確定性導致其長期價值的下跌。Zhang 等［42］基于“碳溢價”的角度，以深圳碳交易試點為研究對象，發現一些碳排放量較為嚴重的公司有著負的碳溢價。從流動性風險的角度，我國碳交易試點的流動性很差，而這將直接影響碳市場的效率和參與企業的長期價值［43］。

綜上，本文認為碳排放權交易機制的實施對于企業的價值具有顯著的影響，但是由于市場尚未成熟，因此對企業價值的影響并非普遍正向?；谠撚^點，我們提出以下假設：

假設H1a：相較于未參與企業，碳排放權交易機制對參與企業的短期價值具有積極的影響。

假設H1b：相較于未參與企業，碳排放權交易機制對參與企業的長期價值具有消極的影響。

資本市場中流動性的強弱對于市場效率具有較大影響，碳市場中同樣適用此規則。流動性是市場波動影響國際市場股票收益的重要渠道。在以市場波動性較高和交易量較低為特征的市場中，流動性渠道對市場波動性與企業收益之間的聯系的影響更大［40］。我國碳市場目前呈現出的特點正是波動強、成交量不足，這說明流動性對我國碳市場的發展和企業價值之間的關系具有重大影響，對碳市場效率的提高有重要作用。缺乏流動性將導致嚴重的碳價波動和價格風險，這可能打擊市場參與者的積極性并導致市場流動性的進一步下降。我國碳市場中，除了少數商業銀行以外，很少有其他金融機構直接參與［41］?？傮w而言，中國金融機構的碳融資領域仍處于起步階段，這是我國碳排放權交易市場的流動性不足的重要原因。

當市場流動性較高時，碳市場的平穩性和成交量也將處于較高水平，企業通過碳市場獲得現金流量效應的能力以及成本轉嫁的動機增強。與此同時，流動性的增加使信息的流通效率和體量都大幅增加，信息披露風險隨之降低。這表明碳市場流動性的增加將會促進碳排放權交易與企業價值的正向關系。反之，當市場流動性不足時，碳市場波動性增強，碳價不穩，現金流量效應減弱，同時信息披露風險增強，均不利于企業價值的提升。我國各碳試點的流動性因制度差異而存在較大浮動，這為研究碳市場流動性對碳排放權交易機制與企業價值的關系提供了良好基礎。綜上，我們提出以下假設：

假設H2：隨著碳市場流動性的增強，碳排放權交易機制對企業價值的正向影響加強。

結合大宗商品市場的一般風險和碳市場的現狀，Deng 等［40］認識到碳市場風險主要具有市場運行風險、政策風險和不確定機制風險3 種類型。市場運行風險，包括供應，流動性和信用風險以及道德風險，它們全部出現在碳交易市場運行當中，從而導致市場運作效率低下。由于市場運作的不確定性，碳市場的相關政策預期也存在不確定性，所產生的風險即政策風險。市場運作的不確定性和政策預期給機制設計帶來了問題。政府在建立碳市場的過程中可能存在不合理的機制設計或漏洞。這將使碳市場難以發揮節能減排的作用。碳市場也將無法實現長期減排目標，這是不確定的機制設計所帶來的風險。

參與碳排放交易市場的公司在獲利的同時也面臨著碳風險，由于災難性的氣候變化，它們在未來可能面臨更高和更不確定的碳價［44］。同時，碳風險是不可分散的，它將產生由社會規避風險決定的風險溢價［33］。碳風險效應解釋為，由于未來碳價格的不確定性，碳排放企業將面臨碳風險，這反過來又會產生未來現金流的不確定性［45］。碳排放配額價格的波動將影響公司的現金流，碳風險越高，碳排放配額的價格波動越大，使企業未來現金流不確定性增加，從而影響企業價值。我國碳市場的成熟度不高，這給企業帶來了較大的碳風險。在短期內無法依靠外部制度降低碳風險的局面下，市場參與企業只有強化自身風險承受能力才能對抗不確定的碳市場波動性，以產生更強的“現金流量效應”，提升企業價值。簡而言之，碳風險是基于未來碳排放價格的不確定性，因此，與沒有碳排放的公司相比，碳排放公司將要求更高的預期回報；與風險承受能力低的公司相比，風險承受能力高的公司能獲得更高的現金流量。綜上，我們提出以下假設：

假設H3：隨著企業風險承受能力的提高，碳排放權交易機制對企業價值的正向影響加強。

2 研究設計

2.1 模型設計與變量定義

2.1.1 模型設計

為了更準確地識別碳排放權交易機制對企業價值的影響，本文采用雙重差分法（DID）進行因果識別。其中，干預組為參與碳排放權交易試點的企業；控制組為未參與碳排放權交易試點的企業。具體模型設定如下：

模型（1）中，Value 表示企業價值，在本文中分為短期價值（ROA）與長期價值（TobinQ）；Treat為是否碳排放權交易試點的參與企業，是為1，否為0，Time 為雙重差分模型中的時間虛擬變量，本文選擇2014 年為政策實施年，2014 年后（含2014 年）Time為1，否則為0，Treat×Time 為Treat 與Time 的交互項；Control 表示控制影響企業價值的其他有關變量；μ為個體固定效應，δ為時間固定效應。

考慮到碳市場流動性（Liquid）和企業風險承受能力（Risk）的影響，本文分別對兩個因素的調節作用進行分析，模型如下：

2.1.2 變量定義

（1）被解釋變量。目前的文獻主要以ROA 或ROE 衡量企業短期價值［46-48］，主要是由于該指標能夠較好地衡量企業短期的成本收益關系，本文選取ROA 衡量企業短期價值。另外，由于托賓Q 值強關聯于資本市場，代表著市場對企業股價和市值的長期反饋結果，反映出了企業未來收益的折現，是企業長期價值的理想替代指標［49］。中國上市公司非流通股平均折扣率在77.93%～85.59%之間，韓亮亮等據此結論構建出調整后的托賓Q 值模型［50］。本文參考該模型，使用改進的托賓Q 衡量企業長期價值：

其中，P為2010—2017 年每年末每只股票的當日收盤價，Liquid 和Illiquid 分別表示2010—2017 年每年末流通股與非流通股股數，DEBT 和ASSET 分別表示每年末母公司債務和總資產的賬面價值。

（2）解釋變量。2014 年后是否參與碳排放權交易試點。本文以2013 年和2014 年先后在深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北和重慶七省市逐步實施的碳排放權交易試點為準自然實驗，并手工收集了各省市中的試點企業名單。名單中的企業為干預組，Treat 取1，否則取0；由于各市場先后于2013 年末和2014 年初啟動，為便于衡量，將政策沖擊時間設定為2014 年，2014 年后Time 取1，否則取0。

（3）控制變量。現有研究表明公司財務杠桿，公司規模，資本支出，賬面市值比，固定資產比率，經營凈現金流等因素對企業價值具有重要影響，因此本文選取資產負債率，公司期末總資產金額取對數，公司期末資本性支出取對數，公司上年末賬面總資產與股票總市值的比值，固定資產凈額/期末總資產，經營活動的凈現金流/期末總資產對控制變量進行衡量。變量定義見表1。

表1 變量定義

2.2 樣本選擇與數據來源

我國七個碳排放權交易試點自2014 年全部開始運行，為研究碳排放權交易機制對企業價值的影響，本文以2010—2017 年作為樣本區間對7 個碳試點地區排放權交易機制的政策效果進行識別。我們對樣本按以下規則進行篩選：（1）剔除金融、保險業上市公司；（2）剔除ST、PT 公司；（3）剔除數據缺失公司，最終有效樣本6 273 個。企業財務數據來自國泰安數據庫（CSMAR），參與七省市碳排放權交易試點的企業名單系作者手工整理。為減少極端值對研究結論的影響，本文對所有連續變量進行上下1% 的winsorize 處理，并對DID 回歸結果的標準誤進行企業層面聚類調整。

3 實證分析與結果

3.1 描述性統計

表2 為變量描述性統計結果。ROA 的最大值為0.2，最小值為-0.16，TBQ 的最大值為10.71，最小值為0.96，均體現出較大差異，且ROA 和TBQ 的標準差相對于均值來說較大，說明樣本企業短期價值和長期價值存在顯著區別。Treat 的均值為0.13，說明約有815 個公司-年度樣本屬于碳市場試點，Time 的均值為0.53，說明政策實施前后的樣本數基本一致。

表2 變量的描述性統計

3.2 回歸結果分析

3.2.1 碳排放權交易機制對企業價值的影響

（1）碳排放權交易機制對企業價值的影響。根據模型（1）對碳排放權交易機制與企業價值的關系進行估計，結果見表3。第（1）、（2）列分別是短期價值在未加入控制變量與加入控制變量時的情形，此時DID 的系數為0.009 6 和0.007 6，且在1%和5%的水平上顯著；第（3）、（4）列是長期價值在未加入控制變量與加入控制變量時的情形，DID的系數分別為-0.602 8 和-0.523 3，且都在1%的水平上顯著。可以看出，在碳排放權交易試點實施之后，試點企業的短期價值都得到了顯著增加，長期價值隨之減少。該結論有力地表明了碳排放權交易機制的實施對企業價值的顯著影響，同時也說明該機制對企業長期價值的抑制是當前環境規制與企業發展之間的矛盾所在。表3 的結果顯示出碳排放權交易機制能夠顯著提高企業短期價值，同時弱化企業長期價值，支持了假說H1a和H1b。

表3 碳排放權交易機制對企業價值的影響

（2）碳排放權交易機制對企業價值影響的異質性分析。由表1 結果可知碳排放權交易機制顯著影響企業價值。進一步地，本文又深入分析了這種促進和阻礙作用是否會隨著行業和規制強度的差異而存在異質性。結果見表4、表5。

表4 從污染型與清潔型行業的角度對碳排放權交易機制與企業價值關系的異質性進行分析。對于行業類型的衡量，本文參照史貝貝等［51］將金屬制品業、非金屬礦物制品業、黑色金屬礦采選業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬礦采選業、燃氣生產和供應業、木材加工及木竹藤棕草制品業、化學纖維制造業、化學原料及化學制品制造業、其他制造業、煤炭開采和洗選業、造紙及紙制品業、橡膠和塑料制品業、石油加工煉焦及核燃料加工業、電力熱力生產和供應業等劃分為污染型行業，其余則為清潔型行業。表中第（1）、（2）列是污染型行業的結果，（3）、（4）列是清潔型行業的結果。可以看出，相比于污染型行業，無論是對短期價值還是長期價值的影響，碳排放權交易機制所產生的作用在清潔型行業中都更強，且這種影響在1%的水平上顯著。結果表明碳排放權交易這樣一種激勵型環境規制方法對于注重綠色生產的行業具有更顯著的促進短期價值與抑制長期價值的作用，而對污染排放更多的行業，效果則并不突出。這反映出碳排放權交易機制的實施目前還沒有發揮出應有的價值，也側面說明了該機制的成熟性較低可能是目前導致企業長期價值減少的原因。

表4 不同行業類型下碳排放權交易機制對企業價值的影響

另外，不同地區的整體環境規制強度對碳排放權交易機制與企業價值的關系也會產生影響。本文根據不同地區2014 年的污染源監管信息公開指數（PITI）得分將樣本分為2 級，其中，1 級為輕環境規制程度，2 級為重環境規制程度。表5 中，第（1）、（2）列為環境規制強度較輕地區的回歸結果，（3）、（4）列為環境規制強度較高地區的結果。結果顯示隨著環境規制強度的提升，碳排放權交易機制對企業短期價值的促進作用減弱的同時，對長期價值的抑制作用也在減弱。這說明規制政策的執行力度對碳排放權交易機制的效果也有一定的影響。

表5 不同規制強度下碳排放權交易機制對企業價值的影響

表5 （續）

3.2.2 碳排放權交易機制與企業價值：碳市場流動性的影響

碳市場流動性在發現市場價格、降低交易成本和減少不確定性等方面對控排企業的碳交易活動和價值創造產生影響，是碳市場成功運行的前提條件［52］。在碳排放權交易機制實施初期，碳市場的流動性不足，深圳和湖北兩個試點地區的交易天數較多，而重慶在初期存在大量無交易日。鑒于我國碳市場交易量不大、交易日少、市場規模存在差異的現狀，本文參考以往研究［52-53］，采用非流動性比率（Liquid）這一正向指標對碳市場流動性進行衡量。

其中，i=1,2,…,7 為碳市場序號，t為交易日；p為交易日當天碳價格，用（最高價+最低價+開盤價+收盤價）/4 計算得到；V為某日的交易量，為各碳市場配額的流通總量，表示各個碳市場中的碳配額周轉率。由于七個碳市場價格變動和交易日的差異較大，為便于比較各市場流動性，當正常交易日價格不變時，價差取各個市場中價格變動的最小單位；當正常交易日交易量不變時，為了使非流動性比率有意義，取各個市場中非流動性比率最大值。

根據模型（2），碳市場流動性對碳排放權交易機制與企業價值關系的影響回歸結果見表6?？梢钥闯?，不論是否控制行業變量，在以ROA 為被解釋變量時，DID_Liquid 的系數均顯著為正，而在以TBQ為被解釋變量時，DID_Liquid 的系數均顯著為負。結果表明，當碳市場流動性增加時，會促進碳排放權交易機制對企業短期價值的積極作用，同時也能夠抑制該機制的實施對企業長期價值產生的消極作用。該結論說明碳市場流動性是完善碳排放權交易機制的重要因素，也是緩解激勵型環境規制與企業價值之間矛盾的有力工具。支持了本文的假設H2。

表6 碳排放權交易機制與企業價值：碳市場流動性的影響

3.2.3 碳排放權交易機制與企業價值：企業風險承受能力的影響

企業風險承擔能力的提升有助于企業在創新項目上進行更多的投資，從而提高生產率，提升企業價值；另一方面，企業風險承擔能力的增加給投資者傳遞了積極的信號，使投資者增加對企業的信心，也有助于企業價值的提升。企業風險承受能力受到多方面的影響，結合以往文獻研究，本文從財務風險承受能力和冗余資源兩個維度對企業風險承受能力進行測算。

企業在面對外部環境的壓力時，較高的財務風險承受能力能夠給企業的周轉和運行帶來更高的寬容度，使其在面臨短期壓力時能夠有充足的資金投入到應對壓力上，在面臨長期的規制壓力時，也有能力在必要的創新轉型上投入更多。穩定的盈利能力和寬容的財務柔性是企業財務風險承受能力的直接反映。另外，傳統觀點認為國企有著更雄厚的補貼和資金支持，能夠相對降低其風險水平，但相關研究指出這種優勢并不能對其風險承擔水平產生較多影響，相反，高額度的政府補貼會降低企業風險承擔水平［54］，另有文獻發現國有企業在民營化后風險承擔水平顯著提高［55］。因此相對于國企，非國企有更高的風險承擔水平。鑒于此，本文從盈余波動性、財務柔性、企業性質3 個維度對財務風險承受能力進行測算。

首先，本文參考已有文獻［56-57］，通過企業在觀測時段內的ROA 波動程度衡量盈余波動性。

其中，i表示企業，n 表示在觀測時段內的年度；X為某行業的企業總數量，k為某行業的第k家企業。ROA 為企業相應年度的稅息折舊及攤銷前利潤與當年末資產總額的比率。為了緩解行業和周期的影響，對企業每年的ROA 采用行業平均值進行調整得到Adj_ROA，以每三年（t-2 年、t-1 年、t 年）為一個觀測時段，分別滾動計算經行業調整后的ROA 的標準差。表7 的第（1）、（2）列報告了加入盈余波動性后的回歸結果。對于ROA 和TBQ，DID_risk 的系數分別為0.171 7 和-7.417 8，且在5%的水平上顯著。結果表明，盈余波動性的提高對于碳排放權交易機制與企業短期價值的正向關系有積極的推動作用，對碳排放權交易機制與企業長期價值的負相關系有顯著的抑制作用。

其次，在對財務柔性的度量上，本文參考曾愛民等［58］和王愛群等［59］等的研究成果，采用現金柔性與負債融資柔性相結合的方式。即財務柔性=現金柔性+負債融資柔性；現金柔性=企業現金比率－行業現金比率，負債融資柔性=Max（0，行業平均負債比率－企業負債比率）。表7 的第（3）、（4）列報告了加入財務柔性后的回歸結果。長期價值與DID_FF 的系數為-0.226 5，在10%的水平上顯著，短期價值與DID_FF 的系數為-0.003 2 但不顯著。該結果表明財務柔性的提高對碳排放權交易機制與企業長期價值的負相關系具有抑制作用，但對該機制與短期價值關系的促進作用并不明顯。

最后，通過區分國企與非國企，本文對不同性質的企業中碳排放權交易機制與企業價值的關系進行了回歸，結果如表7 第（5）、（6）行所示。結果表明，相比于國企，非國有企業在碳排放權交易機制促進企業短期價值的增加上更加有優勢，同時在抑制碳排放權交易機制對企業長期價值的負向作用時更加顯著。余明桂等［55］研究了國企與非國企對風險的應對措施后發現非國企對于投資決策的風險偏好具有更強的主觀性和趨利性，對于風險項目的選擇相對更加理智。本文對于企業性質在碳排放權交易機制與企業價值中的影響研究從碳市場的角度為該觀點提供了更加充實的支持。

表7 碳排放權交易機制與企業價值：財務風險承受能力的影響

表7 （續）

綜上，本文從盈余波動性、財務柔性、企業性質3 個維度對企業財務風險承受能力進行衡量，并分析其對碳排放權交易機制與企業價值關系的影響?？傮w結果表明，當企業財務風險承受能力更高時，企業整體的風險承受能力也更強，從而使碳排放權交易機制對企業短期價值的積極作用更明顯，而對長期價值的消極作用被顯著抑制，即加強了碳排放權交易機制對企業價值的促進作用。支持了本文的假設H3。

企業良性冗余資源的存量因其高流動性和靈活性對于企業迅速實施新戰略，應對新挑戰具有積極的作用。本文結合張慶壘等［60］，王超發等［61］的研究，從財務性和流動性的角度考察了企業建立在冗余資源上的風險承擔能力對碳排放權交易機制與企業價值關系的影響。

財務性冗余資源的測量采用現金和現金等價物占總資產的比例，流動性冗余資源的測量采用企業的流動比率。表8 的第（1）、（2）列報告了財務性冗余資源對碳排放權交易機制與企業價值的回歸結果，DID_FRRE 的系數分別為0.000 7 和-1.324 8，后者在10%的水平上顯著；第（3）、（4）列報告了流動性冗余資源對碳排放權交易機制與企業價值的回歸結果，DID_HURE 的系數為－0.001 8 和-0.38，后者在5%的水平上顯著。結果表明冗余資源的存在和使用能夠弱化碳排放權交易機制與企業長期價值的負相關關系，但對該機制與短期價值的正向關系沒有起到明顯的作用?？傮w上從冗余資源的角度說明企業風險承擔能力越強，碳排放權交易機制對企業價值的促進作用越明顯。支持了本文的假設H3。

表8 碳排放權交易機制與企業價值：冗余資源的影響

表8 （續）

3.3 穩健性檢驗

為了進一步檢驗研究的可靠性，本文從以下方面進行了穩健性檢驗。第一，平行趨勢檢驗。本文對雙重差分模型的平行趨勢和動態效應進行檢驗，以證實碳排放權交易機制對于企業價值的影響是否符合平行趨勢假定。第二，傾向性匹配檢驗。本文通過傾向性匹配方法對參與碳排放權交易試點的公司與其他公司進行特征變量匹配，從而解決了樣本選擇偏差的影響。第三，反事實檢驗。分別通過公司和時間的反事實檢驗排除碳排放權交易機制對企業價值的影響是否受到其他隨機因素的影響。第四，政策唯一性檢驗。本文剔除了2010 年“五省八市”低碳城市試點地區的企業，以排除其他影響碳排放權交易機制與企業價值關系的政策沖擊。以上各穩健性檢驗均支持本文假設。

4 結論與展望

經濟要實現綠色可持續發展，需要成熟的環境規制政策進行約束，我國2013 年實施的碳排放權交易機制符合國際趨勢，具有一定的發展潛力。碳排放權交易這一市場激勵型環境規制能否促進綠色發展，提升企業價值，實現經濟和環境的雙贏，是“強”版本波特假說在我國的有力實踐，也是對于通過科斯定理解決環境外部性的經濟后果的清晰解釋。本文以碳排放權交易試點作為政策沖擊，研究發現：碳排放權交易機制作為一種典型的市場激勵型環境規制政策對于企業的短期價值具有顯著的促進作用，同時對企業的長期價值卻產生了消極影響，且這種價值效應在清潔型行業和環境規制強度較低地區中更為顯著；另外，隨著碳市場流動性的增加，碳排放權交易機制對企業短期價值的促進作用增強，對長期價值的抑制作用在減弱；通過盈余波動性、財務柔性、企業性質、冗余資源分別衡量企業風險承受能力后，發現企業風險承受能力的增加對碳排放權交易機制與企業短期、長期價值的關系均有著顯著的積極影響。基于以上分析，對我國市場激勵型環境規制和綠色經濟的發展提出以下建議。

基于市場角度，第一，注重市場激勵型環境規制的發展。相較于命令控制型和自愿型的環境規制，市場激勵型環境規制符合成本效益原則，能夠通過市場機制對碳排放權進行合理分配，在降低污染物排放的同時促進綠色經濟發展。所以，將環境規制的重點放在市場激勵型上，有助于我國低碳經濟的進一步發展。第二，加強碳市場建設，增強碳市場流動性。我國碳排放權交易市場目前尚未完善，各市場的機制設計存在缺陷導致流動性差，激勵效果大打折扣。因此，對于碳市場的建設，應將目標放在流動性的提升上，以制度促進流動性，以流動性促進效率提升。基于企業角度，各碳排放權交易的參與企業應提升自身風險承受能力以應對當前由于碳市場不成熟導致的各類風險因素，從而在碳市場中達到更高的效率，提升企業價值。具體而言，企業應注重自身盈余質量，增強財務柔性，合理配置資源以應對市場中隨時可能出現的風險。