［提要］　碳交易政策能否推动制造业节能减排、实现高质量发展，是我国当前阶段不可避免的议题。本文以我国碳排放权交易试点为准自然实验，利用2011～2022年3，070家A股制造业上市公司数据，运用倾向得分匹配-双重差分法实证考察碳交易政策对制造业企业价值的影响；进一步分析融资约束在二者关系中的中介作用。结果显示：碳交易政策能显著提升制造业的企业价值；碳交易政策可以通过减轻融资约束，进而促进制造业企业价值的增加。

关键词：碳交易政策；PSM-DID模型；企业价值；融资约束

中图分类号：F234.4；F27 文献标识码：A

收录日期：2023年6月18日

引言

随着气候变化逐渐成为全球性的政治议题，世界各国纷纷宣布在本世纪中叶前实现净零排放目标。碳排放权交易系统（ETS）已成为全球合作解决气候变化背景下减排目标实现的重要政策工具。碳市场在我国已经有十多年的发展历史，形成了全国市场与8家试点市场共存的局面。我国碳市场在推动节能减排和实现绿色经济转型方面发挥了至关重要的作用。

中国在加入WTO后，成为全球唯一拥有所有制造业门类的“世界工厂”。制造业的迅猛发展所带来的能源消耗和环境污染问题，使其成为中国二氧化碳排放增长的主要贡献者之一。制造业作为碳交易政策的重点关注对象，有必要深入探讨碳交易政策对制造业企业价值的影响。

本文潜在的贡献：首先，采用倾向匹配得分的双重差分法（PSM-DID）研究碳交易政策对企业价值的影响，更加精准地识别出政策带来的价值效应。其次，当前文献分析碳交易政策对企业价值的直接影响居多，内在机制的分析较稀缺，鲜少有关于融资约束的问题，本文将融资约束作为碳交易政策发挥作用的路径，探讨并验证碳交易政策对企业价值的影响机制。

一、文献回顾与研究假设

（一）碳交易政策与企业价值相关研究。目前，碳交易政策对企业价值的影响研究结论有所差别，大致有两种情况：碳交易政策对企业价值具有正向影响、负向或无影响。

1、碳交易政策对企业价值具有正向影响。Oestreich和Tsiakas（2015）以欧盟碳交易市场为研究对象，分析了第一、第二阶段不同碳配额分配方式对股票市场产生的影响，结果显示政府通过免费碳配额的发放可以增加企业价值；周畅等（2020）利用PSM-DID方法，对我国2008～2017年上市公司进行分析，验证了碳交易政策对企业价值的积极影响；单令彬等（2021）选取2010～2018年中国A股上市公司数据，发现企业承担环境责任与股权资本成本呈显著负相关，企业承担环境责任能够达到环境效益与经济效益共赢。

2、碳交易政策对企业价值具有负向或没有影响。碳交易政策与企业价值负相关的研究相对较少。Brouwers等（2016）对368家欧盟上市公司研究发现，在实际排放量超过配额的情况下股价会降低，验证了配额短缺对企业价值的负向影响；沈洪涛和黄楠（2019）通过DID模型发现，碳交易政策并未对参与企业的长期价值产生影响，并认为原因可能是碳价偏低、政府配额分配宽松以及供过于求。

本文认为参与碳交易的企业在压力与动力双重影响下，将更加主动、科学地计划与实践公司碳排放与碳减排活动，落实环保责任，提升企业潜在市场竞争力与可持续发展能力，得到政府、投资者及其他利益相关者的认同，以赢得更高市场认可度与声誉，继而提升企业潜在经济利益，正向反馈于企业价值。另外，碳配额经过碳交易政策的引导已成为一种资产，出售多余的配额可以获取更大利益并增加企业价值。基于以上分析，提出假设1：

H1：碳交易政策与制造业企业价值呈显著的正相关关系

（二）碳交易政策与融资约束相关研究。由于信息不对称，处于信息劣势的市场投资者可能低估企业价值并在投资决策时寻求高额风险溢价，从而不可避免地加大企业融资活动难度。根据信息显示理论，以环境规制为基础的信息披露能够改善信息不对称问题，并影响投资者决策，进而缓解企业融资约束。碳交易政策营造了一个公平透明的交易环境。企业通过碳市场信息披露机制不仅向社会传递履约情况、碳排放配额成交量、减排措施与绩效等多个方面的经济信息，而且展现企业的生产经营状况和社会责任担当，由此，市场主体间的信息不对称得到改善，从而有效减轻融资约束。基于以上分析，提出假设2：

H2：碳交易政策与融资约束呈显著的负相关关系

（三）融资约束与企业价值相关研究。当前多数研究表明：企业在面临融资约束程度越高时，企业价值越小。Ayyagari et al.（2010）提出企业内源资金规模和制约不利于企业不断发展和壮大，外源资金成为企业发展的重中之重，融资约束对企业绩效产生负向影响。李咏梅等（2021）以2013～2018年间A股上市公司为研究对象，发现融资约束越强，企业绩效越低，企业价值创造能力越弱。李彦龙、彭锦等（2022）在探究数字化对企业绩效的影响时发现，融资约束的改善有利于企业绩效提升进而积极影响企业价值。

碳市场的形成对碳信息核查与披露提出了更高的要求，使碳信息披露更加规范和透明。提高企业碳信息披露水平可以有效地缓解信息不对称问题，有利于市场参与者更全面了解企业减排情况，传达出企业强化节能减排、履行社会责任的坚定意愿。在企业减排成效日益显著的情况下，其得到金融机构融资支持的可能性越大。另外，政府采取财政补贴、专项资金扶持等多种形式来帮助企业实现碳减排，有助于企业融资渠道的拓展，缓解企业融资困境。通过获得更多的资金支持，企业可以进一步加大对节能减排、清洁生产等方面技术改进升级的投入，以优化组合生产要素、提高资本配置效率，最终实现增加企业经济效应、提升企业价值的目标。随着企业自由现金流的增加，融资压力得到缓解，从而实现了碳交易、融资约束和企业价值之间的良性循环。基于以上分析，提出假设3：

H3：融资约束在碳交易政策影响企业价值的过程中发挥中介作用

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源。本文以2011～2022年沪深 A 股上市公司数据为研究样本，并对数据做以下处理：（1）剔除在样本期间财务数据缺失严重的样本；（2）剔除ST、*ST及PT样本；（3）剔除缺失值与异常值。考虑到极端值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%的水平上缩尾处理。碳交易试点省市的重点排放企业名单依据各地区发展和改革委员会官网公布的数据收集整理得出，其他企业数据来自国泰安数据库、WIND数据库。

（二）变量定义

1、被解释变量——企业价值。由于托宾Q值与资本市场密切相关，它代表了市场对企业股价和市值的长期反馈，反映了企业未来收益的折现。相较于市净率和总资产，托宾Q能够全面反映企业的价值。

2、解释变量——碳交易政策。本文以制造业上市企业是否被纳入碳交易（did）为解释变量。对于试点制造业企业，被纳入碳交易的当年及其以后年份赋值为1，其余年份赋值为0；非试点制造业企业样本期间均赋值为0。

3、中介变量——融资约束。当前，大多数学者倾向于运用kz指数、sa指数和ww指数来衡量融资约束的程度。其中，kz指数与ww指数是基于企业经营性净现金流和股利构造的，具有很强的内生性。因此，本文选取sa衡量企业的融资约束。具体计算方法为：

sa=0.043×Lnsize2-0.737×Lnsize-0.04×age

4、控制变量。从企业财务经营状况、公司治理等角度选择企业规模、盈利能力、第一大股东持股作为控制变量。

（三）模型构建

1、为了检验假设1，构建如下双重差分模型：

tobinqi，t=α0+α1didi，t+α2∑controlsi，t+μi+σt+εit （1）

其中，tobinqi，t表示制造业企业i在t年的企业价值；α0为常数项；didi，t为差分项，若i企业在2014年及以后为碳交易政策参与企业则取值为1，反之为0；α1表示碳交易政策对制造业企业价值的影响程度；controli，t为控制变量；μi、σt分别为时间和个体固定效应；εit表示随机扰动项，下同。

2、为了检验假设2，建立如下面板回归模型：

sai，t=λ0+λ1didi，t+λ2∑controlsi，t+μi+σt+εit （2）

3、为了检验假设3，建立双重差分中介效应模型：

tobinqi，t=δ0+δ1didi，t+δ2sai，t+δ3∑controlsi，t+μi+σt+εit （3）

三、实证结果分析

（一）倾向得分匹配。鉴于企业间的规模和经营状况有一些不同，运用倾向得分匹配法（PSM）可有效减少样本选择的偏差，增强样本的平行趋势，从而使样本更趋向于同质可比。本文运用1∶4最近邻匹配方法确定控制组的样本，对控制变量进行逐年匹配，建立logit模型计算倾向得分，进行平衡性检验。倾向得分匹配效果比较理想，匹配变量标准化偏差显著下降，同比下降90%以上，偏差绝对值下降到5%以下，处理组和控制组匹配样本不再存在显著差异。

（二）基准回归与机制检验

1、基准回归结果。本文采用PSM-DID模型，检验碳交易政策对制造业企业价值的影响。表1的（1）列tobinq呈现出0.05水平的显著性，且回归系数值为0.015，明碳交易政策对企业价值会产生显著的正向影响，与假设1一致。（表1）

2、机制检验结果。前文分析认为碳交易政策可能通过缓解融资约束程度提高企业价值，表1说明了中介效应的实证检验结果。（3）列sa的系数为-0.004，且呈现出10%水平的显著性，说明碳交易政策对融资约束有显著的负向作用，假设2得到验证。（4）列tobinq的系数在1%的水平上显著为正，sa的系数在1%的水平上显著为正，表明融资约束具有显著的中介效应，证实了假设3。

（三）平行趋势检验。满足平行趋势假设是使用DID模型的前提条件。本文使用回归法进行平行趋势检验，模型如下：

tobinqi，t=α0+βt■（treati×timet）+α2∑controlsi，t+μi+σt+εit

其中，treati为个体虚拟变量，timet为时间虚拟变量；controli，t为控制变量；μi、σt分别为个体和时间固定效应；εit表示随机扰动项。treati×timet表示个体虚拟变量和时间虚拟变量的交互项。

本文选择碳交易政策实施的前一年（2013年）为基准年，系数βt反映了t年（t=2011、2012、…、2022）处理组与控制组制造业企业价值之间的差异。通过回归法进行平行趋势检验，交互项的系数在政策前并不显著异于0，这说明政策时点前处理组和控制组之间不存在显著差异，即满足平行趋势的假设。

四、结论及建议

本文以碳交易政策为准自然实验，建立PSM-DID模型，探讨碳交易政策对制造业企业价值的影响及作用机制。得出结论：碳交易政策显著提升了试点制造业的企业价值，经过稳健性检验，结论仍成立。通过中介效应模型，验证了融资约束是碳交易政策影响企业价值的重要作用途径。

本文提出如下建议：第一，我国碳市场尚处于起步阶段，缺乏有效的碳交易市场机制以及信息披露制度。因此，政府应当积极推进并不断完善碳交易市场体系，充分利用市场机制解决环境问题，在减少碳排放的同时提高经济效益。第二，碳交易政策对企业融资约束的缓解依赖于信息披露的公开透明，所以要尽快健全相关市场制度，发挥碳交易政策在改善企业融资环境方面的功能。同时，注重融资约束在企业价值创造中的作用，改进和完善多元化融资渠道以及金融环境监管制度等，以确保融资通道顺畅、市场稳定健康运行。

（作者单位：西南林业大学）

主要参考文献：

［1］Oestreich A M，Tsiakas I.Carbon emissions and stock returns：Evidence from the EU Emissions Trading Scheme［J］.Journal of Banking & Finance，2015（58）.

［2］周畅，蔡海静，刘梅娟.碳排放权交易的微观企业财务效果——基于“波特假说”的PSM-DID检验［J］.财经论丛，2020（03）.

［3］单令彬，李丰杉，丁颖涌.企业承担环境责任能实现环境效益和经济效益双赢吗?——基于股权资本成本视角［J］.投资研究，2021（02）.

［4］沈洪涛，黄楠.碳排放权交易机制能提高企业价值吗［J］.财贸经济，2019.40（01）.

［5］赵丹丹.环境信息披露、融资约束与公司创新［J］.会计之友，2021（21）.

［6］李咏梅，庞海敏，庞海永.融资约束对企业绩效影响关系研究——基于经济政策不确定性和内部控制视角［J］.会计之友，2021（02）.

［7］李彦龙，彭锦，罗天正.数字化、溢出效应与企业绩效［J］.工业技术经济，2022.41（03）.

［8］Brouwers R，Schoubben F，Van Hulle C，et al.The initial impact of EU ETS verification events on stock prices［J］.Energy Policy，2016（94）.