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天爾
2023年3月5日，國務院總理李克強在政府工作報告中表示，五年來穩步推進節能降碳。統籌能源安全穩定供應和綠色低碳發展，科學有序推進碳達峰碳中和。今年全國兩會期間，“雙碳”依舊是熱點詞匯。多位代表建議，進一步規范完善碳交易規則，推進碳交易市場發展，助力“雙碳”目標實現。
2021年，全國碳排放權交易市場開市，我國有了碳排放權交易的市場化平臺。開市以來，全國碳排放權交易市場運行平穩。2022年，全國碳市場碳排放配額(CEA)總成交量逾5088.9萬噸，總成交額28.14億元。為推進碳交易市場發展壯大，不少代表建議，擴大碳市場的覆蓋范圍，豐富交易主體、交易品種和交易方式。陽光電源股份有限公司董事長曹仁賢代表建議，堅持先立后破，逐步擴大碳市場的覆蓋范圍。同時，積極鼓勵民間市場主體自愿交易，開放非控排企業、機構及個人進入碳市場，并降低其入市門檻，通過市場化機制增強碳市場的覆蓋面和活躍度。
本文采用雙重差分(DID)方法分析了碳排放交易市場對企業風險承擔的影響。此外，還分析了融資約束對企業風險承擔決策的影響，并根據一系列基于企業特征的獨立實驗，討論了異質性結果。首先，通過提出創新而嚴謹的理論機制和經濟假設，填補了風險管理和公司治理等相關領域的理論空白，然后提供全面的實證分析發現了一系列創新性結果，并可能為決策者提供一些有針對性的啟示。
一、 研究背景
氣候變化是當今人類面臨的一個巨大的全球性挑戰。為了積極響應中國到2060年實現碳中和的目標，建立全國統一的碳排放交易市場是一項重要的制度創新。2021年7月16日，中國正式啟動了覆蓋溫室氣體排放的全球最大碳市場。如此顯著的成就必須歸功于試點政策的成功實施。
研究表明，碳排放交易市場導致參與企業的碳風險增加，但并未為參與企業帶來更多超額收益。考慮到中國碳市場的獨特區域規則，參與企業的股票收益可能存在碳溢價，然而，中國碳排放交易市場的建立，對參與碳排放配額交易的公司超額收益的積極影響，在統計上并不顯著。參與企業面臨更高碳風險，而這些風險并不能及時轉化為更高的回報。尚不清楚參與企業在缺乏超額回報情況下，對碳市場的建立持積極還是消極態度。探索企業對碳市場的風險偏好非常重要，因為直接關系到企業在面對氣候變化的長期發展，甚至關系到宏觀層面的未來氣候模式。總的來說，企業的風險承擔水平越高，對氣候風險的態度越積極，就越有能力應對氣候變化以及隨之而來的政策和經濟結構變化的不確定性。
二、經濟理論機制與假設
根據具體研究，本文認為，如果企業對利用碳交易市場以應對氣候風險的態度不樂觀，他們會將碳排放交易帶來的不確定性定義為“糟糕的不確定性”，然后采取積極行動以避免這種不確定性，在這種情況下，企業的風險承擔水平只會降低而不會增加。如果企業認為利用碳排放交易市場是應對氣候變化的正確方式，他們會將碳排放交易帶來的不確定性視為“良好的不確定性”，在這種情況下，建立碳排放交易市場后，相關企業的企業風險承擔水平將顯著提高。
由此引出假設H1，
假設(H1(a))：碳排放交易市場的建立和運行將為相關企業帶來積極預期，即這些企業的企業風險承擔水平將顯著提高。
假設(H1(b))：碳排放交易市場的建立和運行將給相關企業帶來負面預期，即這些企業的企業風險承擔水平將顯著降低。
此外，還需要考慮融資約束對企業風險承擔的影響，更高水平的企業風險承擔意味著公司更愿意投資于風險和回報較高的項目，現有的實證研究表明，融資約束會抑制企業的投資。一般而言，企業的融資約束水平通過影響實際投資對企業風險承擔的影響起作用。
由此引出假設H2：融資約束將通過企業的投資行為來影響環境監管對企業的風險承擔，此影響積極與否由假設H1的檢驗得出。
最后，中國經濟體系特點之一是國有和非國有企業的制度劃分，國有企業和非國有企業之間的碳成本傳遞可能有所不同，且由于國有企業的特殊性和資源優勢，政府在通過行政措施分配排放配額時可能會有政策偏好。相關研究表明，國有企業比私營企業具有更強的應對風險的能力，同時考慮到其社會責任，當受到環境政策的影響時，國有企業將做出更積極的反應，并引導全社會的企業增加環境投資，以改善其環境績效。因此，他們將比非國有企業更愿意承擔風險。為了檢驗非國有企業在應對環境監管方面的行為是否與國有企業不同，有必要評估碳排放交易市場的政策效應，以便進行后續的實證分析。
由此引出了假設H3，
假設(H3(a))：非國有企業將比國有企業承擔更大的企業風險。
假設(H3(b))：國有企業將比非國有企業更愿意承擔風險。
三、實證檢驗
1、數據來源與處理
本文微觀數據來自CSMAR和RESSET數據庫，宏觀數據來自Wind數據庫。選取中國深圳碳排放交易所公布的確定參與碳排放交易的上市公司，根據2014年至2019年發布的名單，確定了63家上市企業相繼實現了目標。隨著上榜公司數量的逐年增加，本文采用了多期DID方法。其中，34家企業在樣本期內保持穩定(已按時實現目標)。我們以2007年起的11年為樣本期，選擇63家碳排放交易上市企業作為處理組，同時匹配其他276家不參與碳排放交易的企業作為對照組。
本文使用兩種方法來衡量企業風險承擔，通過稅前收入計算的標準差和前3年期間以總股本衡量的非正常項目來計算Risk1，將企業收益的波動性作為Risk2。計算過程中，我們首先根據行業平均值調整企業的年度ROA，然后計算每個觀察期內行業調整的ROA標準差。公式如下：
i表示企業i, n表示觀察期內的年份，范圍在1至3年。x表示一個行業的企業總數，k表示該行業的企業k。以前的研究中，使用ROA波動性來衡量企業風險承擔時，一個觀察期通常為5年，作為投資的直接決策者，企業管理者在任期內關注企業發展，而我國上市公司高管任期一般為3年，因此本文以3年為觀察期，即公式(1)中，N=3。
2、實證方法
理想情況下，公司參與碳排放交易的狀態將在它們之間隨機分配，當沒有這種隨機對照試驗時，本文根據碳排放交易的參與情況使用了DID方法。
yi,t是企業i在t年的企業風險承擔。Treati,t是參與變量，如果企業i在2013年6月參與了碳排放交易，則取值為1。Time是時間變量，如果在2013年6月或之后的年份，則取值為1。Controli,t控制影響公司風險承擔的其他變量，具體分為三個層次，企業層面包括營業利潤(PM)、年齡(age)、規模(size)、管理費用比率(GF)和賬面價格(PB)；治理層面包括所有權集中(Jzd)和最大股東的所有權(Owner);宏觀經濟層面，如通貨膨脹率(Inf)和前一年國內生產總值(lnGDP)。ui是企業固定效應，控制公司之間的永久異質性。Ki是年度固定效應，控制相同年度對于參與者和非參與者的特定沖擊。
由于我們不能直接觀察企業的融資約束，我們只能使用現有的融資約束指標作為間接指標。考慮到中國上市公司的情況，我們選擇SA融資約束指數來衡量其融資約束水平。SA指數計算如下：
其中Size表示總資產規模的自然對數，Age表示企業開立年限的對數。
總體而言，本文進一步采用DDD方法來評估融資約束差異對政策評估的影響。
3.實證結果
(1)平行趨勢檢驗
圖1比較了參與深圳碳排放交易的企業與未參與交易的企業在項目前后的企業風險承擔差異，描述了參與狀態相互作用項的系數，以及項目前后的時間趨勢，是基于模型(2)使用各自變量作為自變量進行的單獨回歸。所有回歸都包括時間和個人固定效應。圖1顯示，直到碳排放交易市場運行3年后，參與企業和非參與企業的企業風險承擔水平才沒有顯著的統計差異。值得注意的是，政策效應的滯后是合理的，得出結論，處理組和對照組符合平行趨勢假設。
(2)假設有效性識別
在中國建立碳市場的影響可能會被其他影響風險承擔的法規或因素的變化所阻礙，具體而言，當政府通過行政措施分配排放配額時，可能會執行政策偏好，例如向國有公司提供更多補償。另一方面，企業在一定程度上根據自身特點決定是否參與碳排放交易；換言之，此類環境法規對企業風險承擔的影響可能不是隨機的。為了解決這個問題，本文調查了公司的參與狀態是否與可觀察到的特征變化有任何關聯。理想的假設是參與狀態和不可觀察的特征沒有變化。表1表明，參與狀態和可觀察特征之間沒有顯著相關性，這支持參與狀態和不可觀察變量之間也不存在顯著相關性。
(3)企業風險承擔的主要DID結果
從表2的第(1)列到第(10)列，我們可以看出，與非參與者相比，深圳中國碳排放市場的建立和運行將對參與者的風險承擔水平產生積極影響。我們的實證結果表明，在深圳建立中國碳排放市場將使當地參與企業的風險承擔意愿提高約1.3%，因此企業將碳排放市場所造成的不確定性認為是“良好的不確定性”，將采取積極態度應對氣候風險，更具體地說，企業通過使用碳密集度較低的燃料作為替代品，而不是增加碳排放限額的購買，來實現減排。到目前為止，實證結果支持假設H1(a)，碳排放交易市場的建立和運行將為相關企業帶來積極預期，即這些企業的企業風險承擔水平將顯著提高。為了實證結果的穩健性，我們通過平均行業水平調整了企業風險承擔。詳細結果見表2第(11)列，深圳碳排放市場對參與企業風險承擔的積極影響增加到1.8%，β系數在1%的顯著水平上為正。
盡管我們采用了多期DID估計，但63家相繼實現目標的上市企業名單每年都會發生變化。在一定程度上導致了樣本選擇偏差。為了檢驗實證結果穩健性，我們選擇了34家參與碳排放交易并實現其目標的企業作為處理組。詳細結果見表3，無論因變量是Risk1還是Risk2，實證結果都強烈支持假設H1(a)。也就是說，碳排放交易市場的建立和運行將為參與企業帶來積極的預期，即參與企業的企業風險承擔水平將顯著提高，Risk1的回歸系數從1.3%增至1.7%，顯著水平從10%增至5%，而Risk2的業績則從1.8%增至2.2%。
(3)企業承擔風險的PSM-DID模型結果
表4顯示了等式(2)中的β系數，該系數是Risk1、Risk2指標對參與變量與時間變量
交互量、參與變量、時間變量、控制變量、年度固定效應和個體固定效應的回歸。第(1)列和第(2)列是根據2014年至2019年發布的名單進行的回歸，已陸續履行義務的63家上市企業(深圳參與碳排放交易的63家企業與276家未參與企業進行了匹配)，而第(3)列和第(4)列是2014年至2018年參與碳排放交易并履行義務的34家上市企業(深圳參與碳排放交易的34家企業與276家未參與企業進行了匹配)。實證結果表明，在深圳試點初期，碳排放配額的自由分配可能會對企業風險承擔產生顯著影響。在統計上支持假設(H1(a))，碳排放交易市場的建立和運行將為參與企業帶來積極的預期，即參與企業的企業風險承擔水平將顯著提高。
(4)融資約束分析
方程(4)的估計結果如表5所示。我們采用DDD的方法來評估融資約束差異對政策評估的影響。其中，TS*表示方程(4)中的三項交叉，其系數是關鍵。如果估計系數顯著大于0，則意味著融資約束增加了環境法規對風險承擔的積極影響。否則，它會起削弱效果。根據等式(3)計算的融資約束的中值(平均值)，將企業分為兩組。如果SA大于中值(平均值)，則將其賦值為1，否則為0。TS1表示根據中值劃分結果，TS2表示根據平均值劃分結果。第(1)、(2)、(3)和(4)列的處理組是根據2014年至2019年發布的名單，已陸續履行義務的63家上市企業。而第(5)、(6)、(7)和(8)列的處理組是2014年至2018年參與碳排放交易并實現目標的34家上市企業。然而，從表5的第(1)列到第(8)列，沒有明顯的證據支持假設(H2)：融資約束將通過影響企業的投資行為，在環境監管對企業風險承擔的影響中發揮作用。總的來說，深圳試點碳排放交易市場的建設將使相關企業更傾向于承擔風險。然而，結果并不是通過改善相關公司的融資環境，而是通過管理預期來實現。因此，從預期角度來看，碳排放企業面臨的不確定性呈現正增長。碳市場的建立給了投資者一個積極的預期，即他們可以通過承擔更高的風險獲得更高的回報。
(5)國有企業與非國有企業的分析
國有企業的結果如表6所示，從Risk1或Risk2的角度來看，沒有明顯證據表明與對照組存在差異。雖然我們可以從表7中看到，在建立碳排放交易市場后，所涉非國有企業的企業風險承擔水平顯著提高。具體而言，在深圳建設碳排放市場將使當地參與的非國有企業承擔風險的意愿增加約2.3%(風險1)和2.49%(風險2)，β系數均為正，顯著水平為1%。
為了實證結果的穩健性，進一步從參與碳排放交易并實現其目標的34家企業中選擇國有和非國有企業作為處理組。詳細結果見表8和表9。與表6和表7中的結果類似，實證結果支持了碳排放交易市場建設對國有和非國有企業風險承擔的影響差異。實證結果支持假設(H3(b))，即當非國有企業參與碳排放交易市場時，它們將比國有企業承擔更大的企業風險。
與國有企業相比，碳排放交易市場的建立對非國有企業的企業風險承擔具有更明顯的積極影響，這反映了國有企業和非國有企業在面臨同樣的環境監管時的區別。在碳排放交易市場運行后，參與的非國有企業表現出比國有企業更積極的態度，更傾向于進行風險更高的投資，以期在未來獲得更高的回報。與非國有企業相比，國有企業更加保守，這可能是因為它們需要承擔更多的社會責任，例如穩定民生和促進就業。
(6)企業異質性分析
除了上述企業責任之外，企業自身的特點也可能導致這些異質性結果。這一部分中，將基于公司特征的差異進一步研究可能存在的異質性結果。
表10顯示了方程(2)中的β系數，該系數是Risk1或Risk2對于參與變量與時間變量交互項、控制變量、年份固定效應和個人固定效應的回歸。根據年齡中位數(a)組、規模中位數(b)組和所有權集中度中位數(c)組，企業分為兩組。第(1)、(3)、(5)、(7)列報告了低于中位數的組的結果，第(2)、(4)、(6)、(8)列報告了大于中位數的組的結果。同時第(1)、(2)、(3)和(4)列的處理組是根據2014年至2019年發布的名單，已陸續履行義務的63家上市企業。而第(5)、(6)、(7)和(8)列的處理組是2014年至2018年參與碳排放交易并履行義務的34家上市企業。實證結果表明，年輕和規模較小的企業更有可能積極應對管制和交易市場的不確定性，例如采用碳密集度較低的燃料作為替代品、使用終端設備或增加創新投資，并且更愿意承擔更大的風險。然而，所有權集中程度似乎對異質性結果沒有影響。也許可以從碳市場的角度來解釋這一結果，在碳市場中，越年輕、規模越小的企業往往越靈活，因此在面對新興市場形式時，市場效率越高。這也部分解釋了為什么非國有企業比國有企業表現出更積極的態度，更傾向于進行風險更高的投資，以期在未來獲得更高的回報。
(7)穩健性檢驗
使用穩健性檢驗來排除其他可能的情況。首先，做安慰劑試驗。其次，試圖避免反向因果關系，以確保政策沖擊是外生的。
7.1安慰劑實驗
檢驗使用替代時間點時，發現是否可靠。在本研究中，政策沖擊發生在2013年(深圳試點ETS于2013年6月開始運行)。換言之，如果我們選擇2013年之前的一些替代時間點，則不應復制與上述討論類似的結果，否則這意味著上述結果受到其他因素的干擾或不是由政策沖擊造成的。
表11和表12的處理組是根據2014年至2019年發布的清單，已陸續完成義務的63家上市企業(我們將深圳63家涉及碳排放交易的企業與276家未涉及的企業進行了匹配)，而表13和表14的處理組是2014年至2018年參與碳排放交易并實現其目標的34家上市企業(我們將深圳參與碳排放貿易的34家企業與276家未參與企業進行了比較)。
正如預期的那樣，當選擇2013年之前的替代時間點時，我們未能找到與上述類似的結果。也就是說，碳排放交易市場的建立和運行將通過引導積極的預期來提高參與企業的風險承擔水平。
7.2反向因果關系檢驗
在本研究期間，中國的碳排放交易市場是非強制性的。因此，是否意味著風險承擔水平高的企業會選擇參與這個市場？這是經濟學中典型的逆向選擇問題。
為了避免這個問題，進一步將風險承擔指標添加到PSM過程中，并將其與DID相結合，進行進一步的穩健性測試。在表15中顯示最終DID結果，第(1)列和第(2)列的處理組是根據2014年至2019年發布的名單，已陸續完成義務的63家上市企業。而第(3)列和第(4)列的處理組是從2014年至2018年參與碳排放交易并履行義務的34家上市企業。列(1)和(3)報告了將Risk2指標添加到傾向得分匹配過程中的DID結果，列(2)和(4)顯示了使用Risk1指標的匹配的DID。最后與企業風險承擔的主要DID結果一致，碳排放交易市場的建立和運行將為參與企業帶來積極的預期，即參與企業的企業風險承擔水平將顯著提高。
四、結論
以深圳試點為例，本文的實證結果表明：
(a) 碳排放交易市場建成運行后，參與企業的企業風險承擔水平將顯著提高；
(b) 目前沒有證據表明，中國碳排放交易市場建成后，企業風險承擔水平的提高是由于相關企業融資環境的改善；
(c) 當非國有企業同時參與碳市場時，它們比國有企業更愿意承擔風險；
(d) 年輕和規模較小的企業更有可能積極應對碳市場帶來的不確定性。
從企業的角度看，中國碳市場是實現減排目標的有效政策工具。本文對中國統一碳市場的設計具有重大的政策意義。首先，碳市場需要充分利用市場機制，找到合理的排放配額價格，并以此為基礎對碳排放空間資源系統進行優化配置，從而為大幅減少碳排放提供經濟刺激。此外，通過有效的碳價格，它需要進一步激勵國有企業，發揮國有企業的優勢，充分調動國有企業開展綠色創新的積極性。同時，還需要加強政策和機制協調，整合資源，在更深層次上激發整個市場的減排動力。
原標題：文獻分析 | 中國的碳排放市場是否會增加企業的風險承擔？
