李尚遠，薛 鋼，茅詩婕

（中南財經政法大學 財政稅務學院，武漢 430073）

1 模型的構建

1.1 變量選取的理論依據

本文要研究的問題是資源稅的環(huán)保效應，主要體現在資源稅對污染物的排放控制作用上。環(huán)境污染源主要包括工業(yè)生存污染、居民生活污染、農業(yè)生產污染和交通工具的廢氣和噪音污染等，與礦產資源有關的主要是廢煙、廢氣、廢水、固體廢棄物和噪聲。

（1）被解釋變量的選擇

僅選取2003～2013年各省的二氧化硫（SO2）排放量作為被解釋變量，用SPi,t（SO2Pollution）表示第t年i省的二氧化硫排放量。因為我國資源稅的征稅對象主要是天然氣、原油、煤炭以及金屬及非金屬礦產品，這些資源產品的生產和利用主要產生有害氣體污染和固體廢棄物污染，同時，本文考慮到固體廢棄物是可以回收再利用的，隨著固體廢棄物處理技術的發(fā)展，廢渣將做到資源化和無害化，所以，本文主要分析資源稅對廢氣排放量的控制作用，又由于空氣污染以二氧化硫（SO2）的污染性最為嚴重，本文將解釋變量的設定為二氧化硫（SO2）的排放量。

（2）解釋變量的選擇

本文研究的主題是資源稅的環(huán)保效應，因此，本文用RTi,t（Resource Tax）表示第t年i省的資源稅收入。

（3）控制變量的選擇

二氧化硫排放量除了受到資源稅的影響外，還受到許多其他因素的影響，本文選取人均國民收入、人口密度、城市化率、財政分權程度為控制變量，其他所有對二氧化硫排放量有影響但是未能包括在面板回歸模型中的因素用隨機誤差項替代?？刂谱兞吭O定如表1。

1.2 數據來源與處理

本文所有數據均來源于《中國統計年鑒》，因為本文的數據涉及不同的年度數據，所以需要統一統計口徑?！吨袊y計年鑒》第t年分地區(qū)資源稅收入是以當年的居民消費價格指數（Consumer Price Index，簡稱CPI）計算的，因此，本文把歷年的資源稅收入轉化為為以2003年為基期的數據。同樣，本文將《中國統計年鑒》中以當年價格計算的人均地區(qū)生產總值換算為以2003年為基期的數據。

表1 控制變量的設定

對于橫截面，《中國統計年鑒》中標明全國行政區(qū)劃31個省、直轄市和自治區(qū)，另外還包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣。由于港澳臺地區(qū)稅制與中國大陸有較大差異，所以本文研究范圍不包含港澳臺地區(qū)，又因為《中國統計年鑒》無上海資源稅收入，因此本文僅選取處上海市以外的其他30個的省市自治區(qū)作為截面空間。

1.3 建立模型

同時選取2003～2013年的時間范圍和30個省的截面空間的二維數據，利用Eviews7.0建立面板數據模型。面板模型包含時間序列很容易出現非平穩(wěn)導致回歸無效的問題，一般而言取對數可以在一定程度上解決平穩(wěn)性的問題。另外，取對數還可以減少多重共線性和異方差出現的概率。本文為了反映資源稅增長率和控制變量增長率對二氧化硫排放量變化率的關系，而建立雙對數多元面板基本模型：

LnSPi,t＝α＋β0LnRTi,t＋β1LnPi,t＋β2LnUi,t＋β3LnDFi,t＋μi,t

2 實證分析

2.1 模型的平穩(wěn)性

（1）單位根檢驗

本文選取的面板數據，囊括了2003～2013年共11年的時間序列數據，所以需要先進行單位根檢驗以保證回歸結果的有效性。

首先，對6個變量的水平（level）利用二維面板數據進行單位根檢驗，對變量的水平值進行單位根檢驗，結果顯示：LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher這四種方法的原假設（H0）為變量不穩(wěn)定，存在單位根。從表4可見，如果僅采用LLC、PP-Fisher面板單位根檢驗方法（分別屬于相同單位根檢驗和不同單位根檢驗），則本文6個變量都不存在單位根，檢驗結束。但是，如果采用嚴格的單位根檢驗，則需要所有檢驗方法都拒絕原假設，本文6個變量的水平值無法通過單位根檢驗，此時，需要再對其一階差分進行檢驗，檢驗結果如表2。

表2 一階差分單位根檢驗結果

結果顯示，用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher這四種方法檢驗的P值都小于0.01，所以拒絕原假設，本文6個變量都不存在單位根。

（2）協整檢驗

因為6個變量都是一階單整的，所以可以直接進一步進行協整檢驗。本文采用Pedroni、Kao這兩種方法來進行協整檢驗。檢驗結果如表3：

表3 協整檢驗結果

結果顯示：LnSP分別和 LnGDP、LnRT、LnP、LnU、LnDF這5個變量之間都存在長期均衡關系，這說明可以對原方程直接進行回歸，回歸結果具有經濟意義。

2.2 回歸結果

（1）選擇面板模型形式

首先，利用Hausman Test來判斷本文的雙對數模型適用固定效應形式還是隨機效應形式。結果顯示，本文12個模型Hausman檢驗的結果都是P值都小于0.01，說明在1%的顯著水平上，拒絕原假設，接受備擇假設，即這12個模型都適用建立固定效應形式。

其次，分別構建混合回歸模型、固定影響模型和變系數模型，并對模型進行回歸，記錄三種模型的殘差平方和（Residual Sum of Squares，簡稱SSE），再通過計算F統計量的值判斷本文應當建立固定影響模型。

（2）分析回歸結果

以解釋變量LnRT和被解釋變量LnSP為基礎，分別添加一個控制變量，建立模型一、模型二、模型三和模型四，回歸結果如表4：

表4 二元面板模型回歸結果

從表4可以初步看出，資源稅收入（RT）是否對二氧化硫排放量（SP）有顯著控制作用受到人均國內生產總值（Real GDP per capita）、人口密度（P）、城市化率（U）和財政分權程度（DF）這五個控制變量的影響，為了更精確的反應資源稅的環(huán)保效應，本文將對幾個控制變量進行組合，組合回歸結果如表5：

對表5的回歸結果進行分析，首先，在模型一的基礎上，分別添加人口密度（P）、城市化率（U）和財政分權程度（DF）形成模型五、模型六、模型七，發(fā)現當添加城市化率（U）后，LnGDP由顯著變?yōu)椴伙@著。為了排除未引進重要解釋變量而導致人均GDP不顯著之一誤差原因，構建模型八、模型九和模型十，證實了城市化率（U）和人均國內生產總值變量（LnGDP）在本面板模型中的不兼容關系。其次，觀察解釋變量的系數符號和系數值，LnGDP的系數符號為負，說明二氧化硫的排放量（SP）隨著人均國內生產總值（Real GDP per capita）的增長而逐漸減少，這顯然與發(fā)展經濟學理論和中國現階段發(fā)展情況相違背，因為根據環(huán)境的庫茨涅茨“倒U型”理論，中國應當尚處于倒U型拐點之前，即經濟的發(fā)展是以環(huán)境為代價的粗放式發(fā)展階段。反觀LnU的系數符合經濟理論判斷結果，城市化率（U）對二氧化硫排放量（SP）具有的影響效應為負，這是因為二氧化硫污染源分為工業(yè)二氧化硫排放和生活二氧化硫排放兩部分，其中，工業(yè)二氧化硫占二氧化硫總排放量的絕大部分，因而加快城市化進程可以起到減少二氧化硫的排放量的作用。另外，從系數的絕對值來說，LnU系數絕對值大于LnGDP系數絕對值，說明城市化率（U）這一控制變量更重要。因此，剔除人均國內生產總值變量（LnGDP）重新建立模型。最后，觀察模型十一和模型十二，加入控制變量人口密度（P）和財政分權程度（DF）之后模型系數的顯著性和模型的顯著性都有所改善。

表5 面板模型的回歸結果

綜上，模型的解釋變量應當包括LnRT、LnU、LnP以及LnDF，建立的面板模型即模型十二。

表6第9列即模型最終的回歸結果，此處回歸一律保留三位小數：

面板數據模型回歸結果表明，在5%的顯著水平下上，四個解釋變量估計的偏回歸系數在統計上都是顯著的，即四個解釋變量都與二氧化硫的排放量（SP）高度相關。且調整的判定系數高達0.985，說明模型高度擬合，解釋變量解釋了二氧化硫的排放量（SP）總變異的98.5%。

LnRT的回歸系數為0.151，表明資源稅收入增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.151%，即我國現階段資源稅并不能起到抑制二氧化硫排放的作用。

LnDF的回歸系數為0.693，表明地方財政分權程度增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.693%。這符合Cumberland（1981）的研究結論，因為資源稅屬于地方稅種，只要存在地區(qū)之間的稅收競爭，地方政府會為了滿足本地區(qū)的財政需求，而對污染企業(yè)或者高耗能企業(yè)敞開大門，導致伴隨著資源稅收入的增加，環(huán)境污染反而更為嚴重。這也側面印證了資源稅收入（RT）的系數結論。

LnP的回歸系數為-0.501，按照一般感知，人口密度（P）對環(huán)境應當是負效應，即人口密度的增加應當造成更多的二氧化硫排放量。本文建立面板模型后的回歸結果卻是，人口密度每增加1%，二氧化硫的排放量（SP）減少0.501%，這很可能是因為資源蘊藏豐富、重工業(yè)比重較大的省份往往人口密度較小，但是經濟發(fā)達的東部地區(qū)，人口密度大，而礦產資源稅不豐富、第三產業(yè)比重大，二氧化硫排放量相對較小。因此本文的回歸結果與經濟理論與經驗不矛盾。

LnU的回歸系數為-1.769，表明城市化率（U）每提高1%，將促使二氧化硫的排放量（SP）減少1.769%。說明隨著城市化進程的加快，產業(yè)結構的調整，第二產業(yè)比重下降，工業(yè)二氧化硫的排放量將減少。

3 基本結論與改革建議

本文基于2003～2013年，我國30個行政地區(qū)的相關數據，利用面板單位根檢驗和協整檢驗，分析得到我國二氧化硫的排放量與資源稅收入、人口密度、城市化率、財政分權程度呈現長期相關關系。多元雙對數面板回歸結果表明，資源稅收入和財政分權程度與二氧化硫排放量正相關，人口密度和城市化率與二氧化硫排放量負相關。這說明在現今的財政分權體制下，資源稅僅僅是作為地方籌集財政收入的方式之一，沒有發(fā)揮補償環(huán)境污染的作用。對此，本文提出以下建議：

(1)深化資源稅制改革

現階段資源稅占稅收總收入的比重微乎其微，資源稅很難發(fā)揮保護環(huán)境、合理配置資源的應有之義。首先，不妨考慮資源稅應稅范圍的擴圍，將土地、森林、淡水等自然資源也納入稅目。其次，由于當前我國的資源稅不能完全反映不可再生資源的稀缺價值，無法矯正資源的開采和使用中產生的負外部效應，因此資源稅制改革可以適度提高資源稅稅率，以遏制耗竭型資源的無度開采。再次，總結2010～2011年石油和天然氣資源稅改革的經驗，加快推進資源稅的計稅依據由從量定額向從價定率轉變的進程。資源稅的從價計征既可以增加財政收入，又可以將資源稅與資源的價格相聯系，從而更好得反映資源的價值。最后，完善資源稅稅收優(yōu)惠政策，支持環(huán)保產業(yè)的發(fā)展、鼓勵科技創(chuàng)新以及綠色開采和高效利用資源。

(2)與其他稅種相配合

本文面板數據的回歸結果已經表明單靠資源稅來減少污染在近期內難以實現，因此必須把資源稅和其他稅種結合起來，做好相關稅種稅收政策的銜接與配合，共同引導高污染、高耗能企業(yè)轉型，引導經濟增長方式向集約型轉變，以“構建環(huán)境友善型社會”。

(3)完善預算管理體制

在我國不完善的分稅分級預算管理體制下，地方間存在稅收競爭，某些地方政府為了籌集地方財政收入而不惜以破壞環(huán)境為代價招商引資，開發(fā)資源。要解決這一問題，必須對我國的分稅分級預算管理體制進行完善，而政府間轉移支付制度是重中之重，一般均衡補助可以縮小地方政府間財力不平衡的問題，專項轉移支付既可以一定程度上緩解個別地方政府財力不足的狀況，又可以引導當地政府對環(huán)境保護建立專門的支出項目。此外，需要加強地方政府的環(huán)保意識，應當將地方環(huán)境治理成效納入主政官員的政績考核，嚴格審查招商引資項目，提高環(huán)境準入門檻。

[1]Cumberland J.H.Efficiency and Equity in Interregional Environmental Management[J].Review of Regional Studies,1981，2.

[2]Goulder L.H.Environmental Taxation and the Double Dividend.A Reader's Guide[J].International Tax and Public Finance,1995，2.

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