| 林志宏 趙思藝

一、引言

近年來，氣候變化造成的環(huán)境問題日益嚴峻，不僅影響了人們的生活，也對經(jīng)濟和社會的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生了深刻影響（Liu等，2015）。為了有效應(yīng)對氣候問題，1997年，《京都議定書》首次提出二氧化碳排放權(quán)概念，這為控制和減少碳排放提供了新模式（Ma等，2022）。碳排放交易政策是一種低成本、高效的市場減排政策，可以依靠市場來彌補行政干預的不足，實現(xiàn)資源的有效配置。因此，我國引進碳交易制度，積極推進碳市場的建設(shè)和發(fā)展，加速減排進程。2011年，國家批準北京、天津、上海、重慶、深圳、廣東、湖北七個省市2013年開始開展碳交易試點工作，此外，福建省于2016年正式開啟碳交易；2017年，全國碳交易市場正式啟動建設(shè)；2021年，全國碳交易市場（發(fā)電行業(yè)）正式開市。

隨著碳市場的建設(shè)和發(fā)展，眾多學者開始關(guān)注碳排放權(quán)交易的政策效果。企業(yè)是碳交易政策的作用主體，政策的實施會對試點企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營造成直接影響，有必要探究碳交易政策的微觀經(jīng)濟效果。但有關(guān)碳交易政策對企業(yè)經(jīng)濟效益的影響研究尚未有定論：一些學者認為，碳交易政策將環(huán)境成本內(nèi)部化，增加了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營壓力（Wang等，2018），并對企業(yè)資本回報率產(chǎn)生負面影響（Commins等，2011）。另一部分學者則認為碳交易政策存在潛在收益，可以降低企業(yè)減排成本（Wang等，2015）；企業(yè)通過出售多余配額獲利（沈洪濤和黃楠，2019），以及通過優(yōu)化現(xiàn)有資源配置提高生產(chǎn)效率，進而實現(xiàn)高質(zhì)量生產(chǎn)（張平淡和張惠琳，2021）。由此可見，碳交易政策能否對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生積極影響，從而實現(xiàn)微觀層面環(huán)境改善和企業(yè)發(fā)展的雙贏有待進一步檢驗。此外，碳交易政策影響企業(yè)財務(wù)績效的作用機制是什么？其影響效果是否會因為企業(yè)內(nèi)部特征和外部環(huán)境的不同存在差異？探究和驗證這些問題，對于完善碳交易政策，幫助企業(yè)正確認識碳交易政策的經(jīng)濟后果具有一定現(xiàn)實意義。

本文可能的貢獻：第一，基于2009-2020年的A 股上市公司數(shù)據(jù)，采用多時點雙重差分模型研究碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響，得到更加準確的凈效應(yīng)。并進行多種穩(wěn)健性檢驗，如結(jié)合傾向性得分匹配、熵平衡匹配等方法確保實證結(jié)果的可靠性。第二，將技術(shù)創(chuàng)新和融資約束作為碳交易政策發(fā)揮作用的路徑，探討并驗證碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響機制。第三，進一步從企業(yè)所有制和地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度的角度，分析碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的異質(zhì)性影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）碳交易政策與企業(yè)財務(wù)績效

傳統(tǒng)觀點認為環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)環(huán)境治理成本，對企業(yè)生產(chǎn)造成約束，進而對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響（Greenstone等，2011）。但該觀點僅從靜態(tài)角度分析，沒有考慮環(huán)境監(jiān)管對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的動態(tài)影響。波特假說從動態(tài)角度出發(fā)，認為嚴格且合理的環(huán)境規(guī)制能夠倒逼企業(yè)進行創(chuàng)新，通過技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率，從而補償前期投入的環(huán)境成本，最終提升企業(yè)競爭力和財務(wù)績效（Porter和Van der Linde，1995）。具體到碳交易政策，其本質(zhì)上是市場型環(huán)境機制，利用價格機制控制并減少溫室氣體的排放。與命令型環(huán)境規(guī)制相比，在碳交易政策下，企業(yè)可以更靈活地選擇提升生產(chǎn)效率，以減少生產(chǎn)成本，并最終減緩或抵消環(huán)境成本（任勝鋼等，2019）。同時，碳配額可以看作是企業(yè)的一種環(huán)境資源產(chǎn)權(quán)，試點企業(yè)可以通過碳市場進行交易，以最大限度地降低減排成本，實現(xiàn)利潤最大化。此外，碳交易政策的實施能夠有效促進碳減排（沈洪濤等，2017），進而降低企業(yè)環(huán)境風險，減少環(huán)境處罰等經(jīng)濟利益的流出（周暢等，2020）。同時，碳績效的改善能夠有效增強利益相關(guān)者對企業(yè)的信心，吸引更多投資者為企業(yè)提供資金支持，從而有助于企業(yè)財務(wù)績效的提高?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H1：碳交易政策能夠提高試點企業(yè)財務(wù)績效。

（二）技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

一方面，碳交易政策的實施對企業(yè)造成了約束，企業(yè)為了達到合規(guī)標準必然增加履約成本。并且，隨著碳規(guī)制強度的加強，未來碳配額將逐年縮減，僅靠購買配額或者縮減生產(chǎn)規(guī)模無法滿足企業(yè)持續(xù)發(fā)展。因此，根據(jù)合規(guī)性理論和波特假說，碳交易規(guī)制帶來的合規(guī)壓力會倒逼企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新和工藝升級改造來減少碳排放、提高生產(chǎn)效率。另一方面，根據(jù)碳交易政策設(shè)計原理，低排放企業(yè)可以出售富余碳配額獲得額外收益，這為試點企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新降低碳排放提供了持續(xù)經(jīng)濟激勵（李大元，2021）。同時，政府為保障碳交易政策貫徹落實，出臺專項資金、稅收減免、財政補貼等措施，能夠有效降低企業(yè)創(chuàng)新活動成本和風險，鼓勵企業(yè)進行低碳技術(shù)創(chuàng)新、優(yōu)化產(chǎn)品開發(fā)（任曉松，2020）。

企業(yè)積極進行技術(shù)創(chuàng)新，不僅可以降低邊際減排成本，還能夠減少企業(yè)長期購買碳排放配額的成本支出（劉曄，2017），甚至可以實現(xiàn)碳配額的富余，通過在碳市場上出售獲利，進而對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生積極影響。同時，根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新不但可以提高生產(chǎn)效率，還可以獲得競爭者難以模仿的關(guān)鍵資源，包括獨特技術(shù)和高質(zhì)量差異化產(chǎn)品等，從而在總體上促進企業(yè)核心競爭力和財務(wù)績效的提升?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：碳交易政策通過促進試點企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提高財務(wù)績效。

（三）融資約束的中介效應(yīng)

充足的資金支持對企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要。當企業(yè)面臨的融資約束水平較低時，企業(yè)能夠以相對較低的融資成本獲得資金，投入生產(chǎn)以及投資回報率較高的項目，進而提升企業(yè)利潤。對于參與碳交易的企業(yè)來說，改善融資約束狀況，以較低成本獲得更多資金，可以為企業(yè)的低碳轉(zhuǎn)型提供更有力支持。

Myers和Majluf（1984）提出企業(yè)融資約束源于信息不對稱，而碳市場的建立對于碳信息的核查和披露有了更高要求，碳信息的披露更加正規(guī)和透明（沈洪濤等，2019；談多嬌等，2022）。試點企業(yè)碳信息披露水平的提升，能夠有效緩解信息不對稱，幫助市場參與者更加全面地了解企業(yè)減排狀況，減少對企業(yè)未來發(fā)展不確定性的擔憂（劉芬宇和劉英，2019）。同時，根據(jù)信號傳遞理論，企業(yè)積極進行碳資產(chǎn)管理和技術(shù)設(shè)備更新改造，傳遞了企業(yè)加強節(jié)能減排和承擔社會責任的決心，有利于形成寶貴的“聲譽”優(yōu)勢。有研究表明環(huán)境績效較好的企業(yè)受到的融資約束明顯較低，企業(yè)的合規(guī)性對緩解融資約束具有重要意義（Liu等，2020）。因此，隨著企業(yè)減排成效的不斷提高，更有可能獲得金融機構(gòu)的融資支持。此外，政府通過財政補貼和專項資金支持等方式，同樣能夠幫助企業(yè)拓寬融資渠道。

企業(yè)獲得更多資金支持，可以進一步加大節(jié)能減排、清潔生產(chǎn)等方面技術(shù)改進升級的投入，以及新產(chǎn)品的設(shè)計研發(fā)和生產(chǎn)性投資，從而優(yōu)化組合生產(chǎn)要素，提高資本配置效率，最終有助于企業(yè)提高財務(wù)績效（趙振智等，2021）?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：碳交易政策通過緩解試點企業(yè)融資約束提高財務(wù)績效。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2009-2020年A股上市公司為初始樣本。將參與碳交易的試點企業(yè)作為實驗組，非試點地區(qū)同行業(yè)企業(yè)作為對照組。參與碳交易的企業(yè)名單從各試點地區(qū)的發(fā)改委和環(huán)保廳發(fā)布的文件獲取。此外，對樣本做了以下處理：剔除金融行業(yè)企業(yè)；剔除標有ST、＊ST等標志的企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的企業(yè)和2009年以后上市的企業(yè)。最終獲得391家企業(yè)數(shù)據(jù)，4692個有效觀測值，其中實驗組71家企業(yè)，對照組320家企業(yè)。上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），專利數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），其他宏觀數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境年鑒》。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文被解釋變量為企業(yè)財務(wù)績效。參考現(xiàn)有文獻，本文選擇學者較多使用總資產(chǎn)報酬率（Roa）表示財務(wù)績效，并采用凈資產(chǎn)收益率（Roe）作為替換指標進行穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量。本文以上市企業(yè)是否被納入碳交易（Did）為解釋變量，即對于試點企業(yè)，被納入碳交易的當年及其以后年份賦值為1，其余年份則賦值為0；非試點企業(yè)樣本期間均賦值為0。

3.中介變量。本文將技術(shù)創(chuàng)新和融資約束作為中介變量，檢驗碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響路徑。借鑒應(yīng)千偉和何思怡的做法（2021），將企業(yè)專利申請量作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量標準，具體為專利申請量與每千萬營業(yè)收入之比，以剔除企業(yè)經(jīng)營規(guī)模效應(yīng)。目前多數(shù)學者主要采用KZ指數(shù)、SA指數(shù)以及WW指數(shù)衡量融資約束。其中KZ指數(shù)和WW指數(shù)根據(jù)企業(yè)經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、股利等指標構(gòu)建，有較強內(nèi)生性問題。因此，本文根據(jù)Hadlock和Pierce（2010）構(gòu)建的SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，具體計算方法如下：

其中，Size為企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)，Age為企業(yè)經(jīng)營年度。SA指數(shù)越小，融資約束越嚴重。

4.控制變量。借鑒趙振智等（2021）和張濤等（2021）選取控制變量。其中，企業(yè)層面控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、經(jīng)營現(xiàn)金流量（Ocf）、股權(quán)集中度（Largest）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Sales）和賬面市值比（MB）；地區(qū)層面控制變量包括：經(jīng)濟發(fā)展水平（PerGDP）和金融發(fā)展水平（FIR）。主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）模型設(shè)定

1.多時點DID模型。由于各試點地區(qū)開展碳交易的年份不同，因此采用多時點雙重差分法來研究碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響：

2.中介效應(yīng)模型。為檢驗碳交易政策能否通過促進技術(shù)創(chuàng)新和減輕融資約束情況兩條途徑影響企業(yè)財務(wù)績效，采用逐步回歸法進行中介效應(yīng)檢驗，即在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建以下模型：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，從中可以看出，Roa和Roe的最小值和最大值分別是0.381、-0.965 和0.883、-1.916，說明企業(yè)之間存在顯著個體差異。多數(shù)控制變量平均值大于標準差，表明樣本具有較好的穩(wěn)定性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）基準回歸結(jié)果

本文采用多時點DID模型，檢驗碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響。表3展示了基準回歸結(jié)果，其中，第（1）列和第（2）列表示控制個體和時間固定效應(yīng)后，碳交易政策對財務(wù)績效的平均影響?？梢钥闯黾尤肟刂谱兞亢筒患尤肟刂屏浚冀灰渍邔ζ髽I(yè)財務(wù)績效的影響均在1%的水平上顯著為正。此外，本文還考慮控制時間、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)進行回歸，回歸結(jié)果如第（3）列和第（4）列所示，與前兩列基本一致，結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。這表明碳交易政策的實施顯著提升了企業(yè)財務(wù)績效，假設(shè)H1成立。

表3 基準回歸結(jié)果

（三）平行趨勢檢驗

滿足平行趨勢假設(shè)是使用DID模型的前提條件，即在政策實施之前實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的財務(wù)績效變化趨勢應(yīng)是一致的。本文使用事件分析法進行平行趨勢檢驗，模型如（4）所示：

從圖1可以看出，2009-2011年系數(shù) 95%的置信區(qū)間包含0，表明實驗組和控制組的財務(wù)績效變化趨勢在碳交易政策實施之前不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)。

圖1 平行趨勢檢驗：圖例法

根據(jù)表4回歸結(jié)果同樣可以看出政策實施之前的三年系數(shù)均不顯著。此外，通過比較2013-2020年系數(shù)的變化，可以分析碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的動態(tài)效應(yīng)。表4結(jié)果顯示在碳交易政策實施之后的前三年對企業(yè)財務(wù)績效的影響并不顯著，從第四年開始影響效果才顯著為正，表明碳交易政策效果具有一定滯后性?？赡艿脑蛟谟?，政策實施前期，各項制度不完善，對企業(yè)財務(wù)績效的影響有限；此外，碳交易政策通過促進企業(yè)開展創(chuàng)新研發(fā)活動、緩解企業(yè)融資約束，最終影響到財務(wù)績效需要一定的時間。

表4 平行趨勢檢驗：回歸法

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量。本文將凈資產(chǎn)收益率（Roe）作為企業(yè)財務(wù)績效的衡量指標再次進行基準回歸，結(jié)果如表5所示。解釋變量Did系數(shù)在1%的水平上均顯著為正，說明結(jié)論依然成立，具有一定穩(wěn)健性。

表5 替換被解釋變量回歸結(jié)果

2.安慰劑檢驗。為排除其他不可觀測因素的影響，本文進行安慰劑檢驗。具體做法為，先隨機抽取71個企業(yè)作為新的處理組，然后為每一個處理組企業(yè)隨機抽取一個政策時點，最后生成“偽政策虛擬變量”按照模型（1）進行回歸，并重復1000次得到隨機估計系數(shù)。圖2展示了安慰劑檢驗的結(jié)果，X軸表示隨機估計系數(shù)的大小，Y軸表示p值大小。可以看出隨機估計系數(shù)絕大多數(shù)在真實估計系數(shù)0.0114的左側(cè)，且集中在零附近，說明不可觀測的因素對基準回歸結(jié)果的影響很小，之前的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗

3.基于傾向得分匹配和熵平衡匹配的雙重差分估計?？紤]到樣本選擇偏誤問題，參考張平淡和張惠琳（2021）、賈麗桓和肖翔（2021）。的做法，將控制變量中反映企業(yè)財務(wù)特征的變量作為協(xié)變量，運用傾向得分匹配和熵平衡匹配的方法從未納入碳交易的企業(yè)中尋找最佳對照組。其中，傾向得分匹配采用最近鄰一對二匹配和核匹配方法。利用匹配后的樣本再次根據(jù)基準模型進行回歸。表6中（1）、（2）列，（3）、（4）列，（5）、（6）列分別展示了結(jié)合最近鄰匹配、核匹配和熵平衡匹配的回歸結(jié)果，在控制個體和時間固定效應(yīng)以及時間、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)后，回歸系數(shù)與基準模型回歸系數(shù)沒有顯著差異，仍顯示出顯著的正效應(yīng)。

表6 傾向得分匹配與熵平衡匹配回歸結(jié)果

表7 技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

五、進一步分析

（一）影響機制檢驗

上述研究結(jié)果表明碳交易政策能夠顯著提升企業(yè)財務(wù)績效，本部分將探討碳交易政策影響財務(wù)績效的作用機制。前文分析認為碳交易政策可能通過促進技術(shù)創(chuàng)新和降低融資約束程度提高財務(wù)績效，接下來將對中介效應(yīng)進行實證檢驗。

表8 融資約束的中介效應(yīng)

（二）異質(zhì)性分析

前文已驗證了碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的正向影響以及作用機制，但考慮到企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和所在地區(qū)的差異，碳交易政策的影響效果是否具有異質(zhì)性，還需進一步檢驗。此部分，本文將從企業(yè)所有制形式和所在地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度對碳交易政策的影響效果異質(zhì)性進行分析。

1.企業(yè)所有制形式。將總樣本按照國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分組回歸，考察碳交易政策對不同企業(yè)財務(wù)績效的影響。表9中第（1）列和第（2）列分別表示在控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)下非國有企業(yè)和國有企業(yè)子樣本的回歸結(jié)果，第（1）列回歸系數(shù)為正但并不顯著，說明碳交易政策對于非國有企業(yè)財務(wù)績效的提升作用并不明顯，第（2）列國有企業(yè)樣本的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，且系數(shù)大于非國有企業(yè)樣本系數(shù)，表明碳交易政策對不同企業(yè)財務(wù)績效存在明顯差異，更能顯著提升國有企業(yè)的財務(wù)績效?？赡艿脑蛟谟?，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)面臨的融資約束較小，其擁有更加豐富的資源，也更容易從外部獲取外部資金和政府支持（Qi等，2021），能夠積極響應(yīng)碳交易政策，開展技術(shù)創(chuàng)新活動以承擔節(jié)能減排的社會責任，最終表現(xiàn)出更好的財務(wù)績效。

2.地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度。為考察不同環(huán)境執(zhí)法力度對碳交易政策效果的影響，本文參考任勝鋼等（2019）的做法，采用環(huán)境行政處罰案件數(shù)表征地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度，按照碳交易政策實施前一年（2012年）各地區(qū)環(huán)境行政處罰案件數(shù)量，將高于中位數(shù)的地區(qū)劃分為執(zhí)法力度較高地區(qū)，低于中位數(shù)的地區(qū)劃分為執(zhí)法力度較低地區(qū)?；貧w結(jié)果如表9第（3）、（4）列所示，控制個體和時間效應(yīng)后，環(huán)境執(zhí)法力較度低地區(qū)樣本的回歸系數(shù)為正但并不顯著，而環(huán)境執(zhí)法力度較高地區(qū)樣本的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明在環(huán)境執(zhí)法力度較高地區(qū)，碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的促進作用更加明顯?？赡艿脑驗?，當企業(yè)所在地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度較強時，會面臨更高的違規(guī)成本，企業(yè)嚴格遵循碳交易政策的可能性更大，也更有動力進行技術(shù)創(chuàng)新來實現(xiàn)高質(zhì)量生產(chǎn)（任勝鋼等，2019）；另一方面，較高的環(huán)境執(zhí)法力度，利益相關(guān)者更有可能獲得真實有效的環(huán)境信息，從而降低信息不對稱程度（Ren等，2019）。這一結(jié)論也說明，嚴格的環(huán)境執(zhí)法能夠為碳交易政策的實施提供法治保障，使其更好地發(fā)揮作用。

表9 異質(zhì)性分析

六、結(jié)論與建議

本文以碳排放權(quán)交易政策為準自然實驗，采用多時點雙重差分模型檢驗了碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響，并進一步探討了碳交易政策對企業(yè)財務(wù)績效的作用機制和影響效果的異質(zhì)性。研究結(jié)論如下：（1）碳交易政策顯著提升了試點企業(yè)的財務(wù)績效，在此基礎(chǔ)上，通過一系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論仍然成立。（2）通過中介效應(yīng)模型，驗證了技術(shù)創(chuàng)新和融資約束是碳交易政策影響企業(yè)財務(wù)績效的重要作用途徑。（3）通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，碳交易政策更能顯著提高國有企業(yè)和環(huán)境執(zhí)法力度較高地區(qū)企業(yè)的財務(wù)績效。

基于以上研究結(jié)論，本文得出以下啟示：（1）碳交易政策能夠提高企業(yè)財務(wù)績效，表明該政策在對企業(yè)碳排放進行約束的同時，對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生了正面影響，能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境改善和企業(yè)發(fā)展的雙贏。因此，應(yīng)積極推進并不斷完善碳交易政策，充分利用市場機制解決環(huán)境問題。（2）針對碳交易政策的作用機制，政府應(yīng)鼓勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，為企業(yè)提供資金、人才支持和更多融資渠道。同時鼓勵企業(yè)積極進行環(huán)境信息和碳信息披露，并盡快制定出碳披露標準，增強信息可比性，不斷完善碳信息檢測、報告和核查機制，提高碳信息披露質(zhì)量，保證信息的真實有效。（3）考慮到碳交易政策效果的異質(zhì)性，政府應(yīng)該更加關(guān)注非國有企業(yè)，為非國有企業(yè)提供公平的融資平臺，縮小非國有企業(yè)與國有企業(yè)在資源和信息渠道上的差距，鼓勵非國有企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動。此外，各地區(qū)應(yīng)加強環(huán)境執(zhí)法力度，提高法治效率，為碳交易政策的有效運行和更好發(fā)揮作用提供有力保障。