頁共3頁“投資—投資機會”敏感性模型為：(2.1)其中，invest為企業(yè)投資水平，企業(yè)投資水平=（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付現(xiàn)金—處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)回收的現(xiàn)金）/期末總資產(chǎn)。roa為資產(chǎn)收益率，測度企業(yè)投資機會，treat.group.time.roa的系數(shù)δ測度的是碳排放權(quán)交易試點政策對投資效率的影響。表2.2碳排放權(quán)交易對企業(yè)投資效率的影響變量(1)(2)(3)資本配置效率大規(guī)模企業(yè)小規(guī)模企業(yè)time*treat*group*roa0.2265(0.2028)1.9371**(0.7896)0.1141(0.1653)time*treat*group0.0448*(0.0233)0.0316(0.0465)0.0043(0.0197)_cons-0.8683(0.5984)-0.3512(0.6914)0.0472(0.9484)控制變量是是是時間固定效應(yīng)是是是時間*省份固定效應(yīng)是是是行業(yè)*時間固定效應(yīng)是是是省份*行業(yè)固定效應(yīng)是是是個體固定效應(yīng)否否否觀測值940042945146R-squared0.08910.15820.0935實證結(jié)果見表2.2，均控制了省份、行業(yè)和時間固定效應(yīng)，同時加入控制變量。從第（1）列的結(jié)果可以看出，treat.group.time.roa的系數(shù)δ為正，但并不顯著，說明碳排放權(quán)交易政策的實施在總體上并沒有提高資產(chǎn)配置效率。若將企業(yè)劃分為大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)的四次項系數(shù)為1.9371（在5%的水平上顯著），而小規(guī)模企業(yè)的系數(shù)不顯著。說明碳排放權(quán)交易政策能夠提高大規(guī)模企業(yè)的資源配置效率來促進生產(chǎn)技術(shù)進步與治污技術(shù)進步。大規(guī)模企業(yè)的邊際減排成本較低，使得資源更容易流向大規(guī)模企業(yè)，進而提高了其生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)。2.2異質(zhì)性分析為檢驗碳排放權(quán)交易對不同企業(yè)的影響是否存在顯著差異，因此本文分別以企業(yè)規(guī)模和企業(yè)所有制為劃分標準，進行分樣本回歸。2.2.1企業(yè)規(guī)模由于企業(yè)規(guī)模的大小可能與企業(yè)的邊際減排成本有關(guān)聯(lián)，則企業(yè)規(guī)?？赡軙绊懫髽I(yè)在碳排放權(quán)交易政策下對生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)行為的選擇。本文選擇自身規(guī)模大于平均企業(yè)規(guī)模的企業(yè)作為大規(guī)模企業(yè)，小于平均規(guī)模的企業(yè)作為小規(guī)模企業(yè)，并進行分樣本回歸。其回歸結(jié)果見表2.3、表2.4。表2.3中的第（1）、（2）列是大規(guī)模企業(yè)樣本的實證結(jié)果，第（3）、（4）列是小規(guī)模企業(yè)樣本的實證結(jié)果。第（1）、（3）列，控制了相關(guān)控制變量與省份、行業(yè)、時間固定效應(yīng)，從分樣本的回歸結(jié)果可以看出，以大規(guī)模企業(yè)為樣本的回歸系數(shù)為0.5434（在5%的水平上顯著），以小規(guī)模企業(yè)為樣本的回歸系數(shù)為0.4845（在10%的水平上顯著）。第（2）、（4）列考慮個體特征，使用個體固定效應(yīng)模型，以大規(guī)模企業(yè)為樣本的回歸系數(shù)為0.5238（在5%的水平上顯著），以小規(guī)模企業(yè)為樣本的回歸系數(shù)為0.4990（在5%的水平上顯著），與第（1）、（2）列結(jié)果大致相同，表明所得結(jié)果相對穩(wěn)健。表2.3碳排放權(quán)交易對不同規(guī)模企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進步的影響變量生產(chǎn)技術(shù)進步大規(guī)模企業(yè)小規(guī)模企業(yè)(1)(2)（3）(4)time*treat*group0.5434**(0.2507)0.5238**(0.2257)0.4845*(0.2821)0.4989**(0.2185)time*treat-0.4830**(0.1912)-0.4957***(0.1802)-0.3120***(0.0864)-0.3157***(0.0899)treat*group-0.8015***(0.1633)-0.8093***(0.1411)-0.7238***(0.1358)-0.6225***(0.0847)time*group1.2211***(0.0888)1.2266(0.0498)1.3272***(0.1470)1.3366***(0.1162)_cons-23.7707(19.1891)2.1688(0.6336)8.5334(11.0680)-0.6394(0.7862)控制變量是是是是時間固定效應(yīng)是是是是時間*省份固定效應(yīng)是否是否行業(yè)*時間固定效應(yīng)是否是否省份*行業(yè)固定效應(yīng)是否是否個體固定效應(yīng)否是否是觀測值4294429451465146R-squared0.46270.45830.17110.2126由此可得，碳排放權(quán)交易政策對不同規(guī)模企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步均有促進作用，但對大規(guī)模企業(yè)的影響更大。這是因為，碳排放權(quán)交易制度是一種靈活的市場機制，企業(yè)可自由選擇是否進行碳排放權(quán)的交易，而企業(yè)是否購買碳排放權(quán)取決于企業(yè)的邊際減排成本與碳排放權(quán)的價格。若企業(yè)的邊際減排成本低于碳排放權(quán)的市場價格，企業(yè)會進行減排，并將剩余的碳排放配額在市場上售賣以獲得利潤。若企業(yè)的邊際減排成本高于碳交易價格，則企業(yè)不會進行減排，而是傾向于在市場上購買配額。相對于小規(guī)模企業(yè)而言，大規(guī)模企業(yè)具有較低的邊際減排成本，更有可能節(jié)約下多余碳排放配額在市場上售賣，更可能獲得預(yù)期收益。且大規(guī)模企業(yè)的資金充足，更容易進行研發(fā)投入。除此之外，碳交易下資源配置的改善使得生產(chǎn)要素從邊際減排成本高的小規(guī)模企業(yè)流向邊際減排成本低的大規(guī)模企業(yè)，因此大規(guī)模企業(yè)更容易進行生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)的創(chuàng)新。對于治污技術(shù)進步的回歸，同樣以企業(yè)規(guī)模為劃分標準，進行分樣本回歸。回歸結(jié)果如表2.4所示。本文對綠色專利申請量、綠色發(fā)明專利申請量與綠色實用新型專利申請量均作了回歸，并控制了相關(guān)控制變量與省份、行業(yè)、時間固定效應(yīng)。表2.4碳排放權(quán)交易對不同規(guī)模企業(yè)治污技術(shù)進步的影響變量治污技術(shù)進步大規(guī)模企業(yè)小規(guī)模企業(yè)綠色專利申請量綠色發(fā)明專利申請量綠色實用新型專利申請量綠色專利申請量綠色發(fā)明專利申請量綠色實用新型專利申請量time*treat*group2.7959**(2.6979)1.0230**(1.8723)1.7792*(0.9381)-1.1962(1.1817)-0.8514(0.9521)-0.3448(0.4003)time*treat-0.9401**(0.4613)-0.6613**(0.3191)-0.2789(0.1868)1.5106*(0.8445)1.4651**(0.7335)0.0455(0.1999)treat*group2.2700*(1.3208)1.8127*(0.9806)0.4517(0.4453)0.4573(0.5703)0.5744(0.4435)-0.1171(0.1936)time*group-0.6893(0.5818)-0.3847(0.3946)-0.3106(0.2417)-0.2415(0.5927)-0.3840(0.4402)0.1425(0.3057)_cons111.1356***(38.1587)61.9469***(21.7589)46.1422***(12.4700)-39.8801(21.6330)-11.6294(11.9885)-28.2507*(16.6696)控制變量是是是是是是時間固定效應(yīng)是是是是是是時間*省份固定效應(yīng)是是是是是是行業(yè)*時間固定效應(yīng)是是是是是是省份*行業(yè)固定效應(yīng)是是是是是是個體固定效應(yīng)否否否否否否觀測值429442944294514651465146R-squared0.06980.05940.08480.05530.05720.0285分樣本回歸結(jié)果顯示，在大規(guī)模企業(yè)分樣本中，time?treat?group的系數(shù)均為正，且至少在10%的水平上顯著，而在小規(guī)模企業(yè)分樣本中系數(shù)均不顯著，由此可得碳排放權(quán)交易政策僅對大規(guī)模企業(yè)的治污技術(shù)進步起促進作用。再考察綠色專利的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)綠色發(fā)明專利申請量的三次項系數(shù)要遠大于綠色實用新型專利申請量的三次項系數(shù)，說明大規(guī)模企業(yè)的治污技術(shù)進步主要體現(xiàn)在綠色發(fā)明專利的申請。這是因為大規(guī)模企業(yè)的邊際減排成本較低，資金充足，研發(fā)投入相對較大，更容易進行綠色專利的申請。且相對于綠色實用新型專利，綠色發(fā)明專利對企業(yè)來講作用更大，對企業(yè)利潤影響也越大，所以大規(guī)模企業(yè)更傾向于申請綠色發(fā)明專利。2.2.2企業(yè)所有制碳排放權(quán)交易試點下國有企業(yè)與非國有企業(yè)的行為是否不同？本文以企業(yè)所有制為標準將企業(yè)劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，并進行分樣本檢驗。其回歸結(jié)果見表2.5、表2.6。表2.5是對生產(chǎn)技術(shù)進步的實證研究結(jié)果，表2.6是對治污技術(shù)進步的實證結(jié)果研究。表2.5碳排放權(quán)交易對不同所有制企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進步的影響變量生產(chǎn)技術(shù)進步非國有企業(yè)國有企業(yè)(1)(2)(3)(4)time*treat*group0.9522***(0.3033)0.9542***(0.2239)0.0463(0.1807)0.0486(0.1187)time*treat-0.6327***(0.1255)-0.6345***(0.1232)-0.1484(0.1063)-0.1502(0.0980)treat*group-0.9190***(0.1726)-0.8954***(0.1242)-0.4309***(0.1047)-0.4451***(0.0906)time*group1.3535***(0.1277)1.3535***(0.07849)1.2831***(0.1066)1.2889***(0.0632)_cons-1.5862(13.2693)1.1856**(0.5227)-7.7057(16.0315)0.0856(0.3384)控制變量是是是是時間固定效應(yīng)是是是是時間*省份固定效應(yīng)是否是否行業(yè)*時間固定效應(yīng)是否是否省份*行業(yè)固定效應(yīng)是否是否個體固定效應(yīng)否是否是觀測值4600460048404840R-squared0.29470.28620.37260.3657表2.5中的第（1）、（2）列為非國有企業(yè)，第（3）、（4）列為國有企業(yè)。第（1）、（3）列，加入了控制變量與省份、行業(yè)、時間固定效應(yīng)，第（2）、（4）列考慮了個體特征，使用個體固定效應(yīng)模型。實證結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)分樣本中，三次項系數(shù)均為正且在1%水平上顯著。而在國有企業(yè)分樣本中，三次項系數(shù)均不顯著。由此可得，碳排放權(quán)交易政策僅對非國有企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步有促進作用。該異質(zhì)效應(yīng)可能歸因于：一是非國有企業(yè)自負盈虧，更有動力通過提高生產(chǎn)技術(shù)來彌補合規(guī)成本；二是非國有企業(yè)更加靈活，對外部市場信息更加敏感，提高了其資源重新配置的效率。因此，相較于國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易政策更能促進非國有企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步。表2.6碳排放權(quán)交易對不同所有制企業(yè)治污技術(shù)進步的影響變量治污技術(shù)進步國有企業(yè)非國有企業(yè)綠色專利申請量綠色發(fā)明專利申請量綠色實用新型專利申請量綠色專利申請量綠色發(fā)明專利申請量綠色實用新型專利申請量time*treat*group2.6092**(2.6978)1.1640**(1.8776)1.4452(0.9833)-0.0329(0.6854)-0.1905(0.4820)0.1602(0.2848)time*treat0.2489(0.65609)0.3551(0.5283)-0.1062(0.1972)-0.2940(0.4812)-0.0396(0.3802)-0.2547(0.1788)treat*group2.8462**(1.1262)2.2389***(0.8566)0.6073*(0.3656)-0.5746(0.4537)-0.1655(0.3304)-0.4119**(0.1896)time*group-0.8212(0.6309)-0.9087**(0.3789)0.0875(0.4183)-0.1812(0.5462)-0.0505(0.4002)-0.1333(0.2131)_cons8.5917(32.8948)-12.2262(23.2769)23.8179(19.9034)21.2456(22.9814)23.2984(12.7113)0.9458(12.9878)控制變量是是是是是是時間固定效應(yīng)是是是是是是時間*省份固定效應(yīng)是是是是是是行業(yè)*時間固定效應(yīng)是是是是是是省份*行業(yè)固定效應(yīng)是是是是是是個體固定效應(yīng)否否否否否否觀測值484048404840460046004600R-squared0.06700.06200.06010.09980.11190.0689表2.6顯示的是碳排放權(quán)交易政策對企業(yè)治污技術(shù)進步影響的實證研究結(jié)果，同上文，以企業(yè)所有制為標準，將樣本進行劃分。并對綠色專利申請量、綠色發(fā)明專利申請量與綠色實用新型專利申請量均作回歸，同時加入控制變量并控制省份、行業(yè)、時間固定效應(yīng)。分樣本回歸結(jié)果顯示，在國有企業(yè)分樣本中，time?treat?group的系數(shù)均為