吳雨諾

摘要：文章根據雙重差分模型，將上市企業(yè)數據庫數據與城市年鑒數據進行匹配，對環(huán)境保護費改稅政策與企業(yè)環(huán)保投資的因果關系進行了識別，研究發(fā)現環(huán)境保護費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資存在正向影響。在進行了一系列安慰劑檢驗和穩(wěn)健性檢驗后結論仍然成立。機制分析表明，稅收負擔在環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的影響過程中發(fā)揮調節(jié)作用，企業(yè)環(huán)保投資金額的主要來源于企業(yè)利潤。此外，環(huán)保費改稅政策促進企業(yè)增加環(huán)保投資的效應在稅收負擔不同的企業(yè)中存在異質性。以上結論說明，環(huán)保費改稅政策總體上有利于企業(yè)增加環(huán)保投資，但依然需要在構造合適的稅額標準上進行改善。

關鍵詞：環(huán)保費改稅；環(huán)保投資；雙重差分

一、引言

2015年《中華人民共和國環(huán)境保護法》的修訂正式明確了環(huán)境保護是我國的基本國策之一。2018年年初，隨著《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》（以下簡稱《環(huán)保稅法》）的出臺，我國正式邁入環(huán)境保護稅的征收時代?！百M改稅”政策之后，應稅污染物的征收范圍有所擴大，應稅污染物的種類數有所增加，各省市根據自身經濟社會發(fā)展情況制定了明確的稅目稅額表。

在環(huán)境保護稅收效應領域，國內外學者都展開了大量研究。其中一類研究側重于環(huán)境稅收政策對區(qū)域經濟環(huán)境指標的影響。動態(tài)面板STIRPAT模型分析了稅制綠化度對環(huán)境污染的影響機制；基于全國126個資源型城市數據的準自然實驗的研究檢驗了環(huán)保稅開征對資源型城市大氣污染的治理效應。也有學者進行了環(huán)保費改稅政策微觀層面的研究。目前有關環(huán)保稅對企業(yè)影響的研究主要從企業(yè)績效、技術創(chuàng)新、綠色信息披露等方面展開。環(huán)保投資也是企業(yè)維護生態(tài)環(huán)境的必要投資活動，可以消除、防止和規(guī)避日后因污染給企業(yè)帶來的負面經濟效益。目前研究我國環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資影響的文獻還比較少。

與已有研究相比，本文可能的創(chuàng)新有兩點，第一，采用雙重固定效應的雙重差分模型檢驗了費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資額的影響，為企業(yè)的環(huán)保行為研究提供了一定參考；第二，識別了不同稅收負擔下費改稅政策對企業(yè)經營活動的影響，為完善我國環(huán)保稅政策提供了一定的理論依據。

二、實證策略與數據來源

（一）模型設定

本文采用雙重差分模型（Difference-in-Diffenrence）識別環(huán)境保護費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資行為的影響。評估模型設定如下：

Yict=α+βDIDit+γX■■+Idi+Yeart+Cityc+εict（1）

在公式（1）中，i代表企業(yè)，c代表城市，t代表年份。Yi，t代表被解釋變量企業(yè)的環(huán)保投資額，核心解釋變量DIDi，t＝Treati×Postt，是時間虛擬變量和分組虛擬變量的交乘項。Xi，t是控制變量，包括企業(yè)層面的控制變量和地區(qū)層面的控制變量?？紤]到遺漏變量偏誤問題，本文選擇加入了個體、時間、城市的固定效應雙重差分模型，Idi是個體固定效應，Yeart是時間固定效應，Cityi是地區(qū)固定效應。εi，t和α分別是隨機擾動項和常數項。β為本文關注的核心回歸系數，代表環(huán)保費改稅政策對于稅負提標地區(qū)企業(yè)環(huán)保投資額的政策效應。

（二）變量說明

1. 被解釋變量

本文的核心被解釋變量為上市企業(yè)環(huán)保投資額（Environ_invest），為了緩解異方差問題、降低變量的波動性，本文對環(huán)保投資額加一后取對數處理。上市企業(yè)環(huán)保投資額的相關數據主要來自國泰安數據庫（CSMAR）。CSMAR數據庫提供了企業(yè)環(huán)保投資的具體項目情況，本文將其按照企業(yè)年份加總之后得到核心解釋變量Environ_invest。

2. 解釋變量

根據地方制定的標準，部分省份依據“稅負平移”原則確定環(huán)保稅標準，稅負沒有較大變化。山東、河南、北京等省份出于銜接排污費制度、防止周邊省份污染轉移、降低環(huán)境成本等原因，提升了環(huán)保稅稅收負擔。核心解釋變量DIDi，t=Treati×Postt，等于分組虛擬變量（Treati，t）和時間虛擬變量（Posti，t）的交乘項。當上市企業(yè)位于改革后稅負提標的省份時，Treati=1，否則Treati=0。當年份為2018年、2019年、2020年時，Postt=1，否則Postt=0。

3. 控制變量

為了保證基準回歸方程的條件獨立假設，同時減小估計誤差，提升估計精度，本文在模型中引入以下企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量：企業(yè)層面的控制變量主要是公司年齡，由企業(yè)所在年份減去企業(yè)成立時間得到，并對該變量取對數處理。地區(qū)層面的控制變量包括經濟發(fā)展水平，用地區(qū)生產總值表示，并對該變量取對數處理；金融發(fā)展水平，由金融機構年末貸款余額除以地區(qū)總產值得到；科教支出比例，指科學教育支出占當年財政總支出的比例；外商投資水平，指當年外商直接投資占地區(qū)生產總值的比例。地級市相關數據主要來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒（2011～2020）》和《城市經濟社會統(tǒng)計公報（2011～2020）》。為了保證回歸估計的準確性，排除通貨膨脹因素的影響，采用地級市層面的GDP平減指數對名義值進行平減，保證名義變量在不同年份下仍然可比。表1是對本文主要變量的描述性統(tǒng)計。

三、實證策略、結果及分析

（一）基準回歸分析

表2是基準回歸結果表。在第（1）列的回歸中僅控制了固定效應，沒有加入控制變量，DID系數為0.486，且在5%的顯著性水平上顯著。第二列在控制固定效應的基礎上加入了所有控制變量。單變量回歸結果表明，環(huán)保費改稅政策會使企業(yè)增加環(huán)保投資。加入控制變量后，DID的系數為0.643，這說明“環(huán)保費改稅”使得稅負提標地區(qū)企業(yè)的環(huán)保投資額提升了64.3%，具有顯著的經濟意義。此外，加入控制變量后的DID系數在1%的水平下顯著為正，這進一步支持了單變量回歸的結論。

（二）共同趨勢檢驗和安慰劑檢驗

1. 共同趨勢檢驗

在使用雙重差分模型時，要保證實驗組和控制組在接受處理之前滿足同趨勢假設。為了驗證雙重查分模型的合理性，本文對實驗組和控制組企業(yè)的環(huán)保投資進行了共同趨勢檢驗。首先采用圖示法大致刻畫政策實施前實驗組和控制組企業(yè)環(huán)保投資額的變動趨勢。圖1顯示，在環(huán)境保護費改稅政策實施之前，實驗組與控制組企業(yè)環(huán)保投資額的變動趨勢基本相同，符合共同趨勢假設。在2018年改革政策實施之后，兩組企業(yè)的環(huán)保投資變動呈現出明顯差異。實驗組企業(yè)的環(huán)保投資顯著高于控制組企業(yè)的環(huán)保投資，說明政策對企業(yè)環(huán)保投資的正向影響開始顯現。

2. 安慰劑檢驗

為了保證結論不是隨機因素導致的，本文采用隨機構造實驗組的方式進行安慰劑檢驗。由于政策實施過程中有12個省份進行了稅負提標，故隨機不重復抽取12個省份設為稅負提升的實驗組，剩下的地區(qū)作為控制組，并重新在基準回歸方程下回歸500次。安慰劑檢驗系數的t值分布和系數大小如圖2和圖3所示。由于安慰劑檢驗中核心解釋變量的系數和t值集中分布在0附近，而模型（1）得到的真實核心解釋變量的系數為0.643、t值為2.643，遠遠偏離此分布，這表明本文的結果不是由偶然因素造成的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

基準回歸將回歸結果在地級市層面進行了聚類。為了繼續(xù)緩解異方差和樣本組內相關帶來的標準誤估計偏誤問題，對聚類簇進行調整。不同省份適用的稅額標準不同，同省份的企業(yè)數據之間存在一定相關性。不同省份中不同年份下企業(yè)間的行為選擇也可能具有一定相關性。因此分別將回歸結果聚類到省份層面、省份和年份層面，得到的核心解釋系數均在1%的水平下顯著為正。

（四）機制分析

那么，環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的影響的傳導機制如何，環(huán)保投資的資金從何而來？企業(yè)的稅收負擔一般用環(huán)保稅費金額除以營業(yè)收入的比值表示，反映了稅收政策對企業(yè)經營帶來的影響。環(huán)保費改稅政策實施后，部分省份稅負有所提高，提升適度的稅收負擔可能使企業(yè)看到增大環(huán)保投資帶來的減稅收益，從而增大環(huán)保投資，提升過大的稅收負擔也可能使企業(yè)閑置資金有所空缺，缺乏增大環(huán)保投資的資金實力。因此做出假設，稅收負擔在環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的影響中具有調節(jié)效應，且政策效應會因為企業(yè)稅收負擔程度的不同產生變動。故本文采用交互項來檢驗企業(yè)稅收負擔是否在環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的影響中存在調節(jié)效應。如表4所示，模型（4）包含了政策DID與稅收負擔的交互項以檢驗稅收負擔在環(huán)保費改稅政策和企業(yè)環(huán)保投資行為關系中的調節(jié)。結果發(fā)現，在模型（4）中，政策DID與稅收負擔的交互項對企業(yè)環(huán)保投資行為存在顯著的負向影響。這說明，第一，稅收負擔在環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的影響中具有顯著的調節(jié)作用；第二，交互項系數為負，與主效應作用方向相反，說明兩者存在相互抑制的關系，即稅收負擔會削弱環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資行為的促進效應。

為了進一步驗證企業(yè)環(huán)保投資的資金來源，本文結合研究假設的理論分析，考察政策對企業(yè)利潤總額、企業(yè)規(guī)模、創(chuàng)新能力的影響。利潤總額方面，核心解釋系數對企業(yè)利潤總額在5%的水平上顯著為負，說明政策對企業(yè)利潤帶來了一定程度的負向影響，并且企業(yè)利潤是環(huán)保投資金額的重要來源。企業(yè)為了實現其利潤最大化的經營目標，會將原本用于繳納環(huán)保稅的資金轉移到環(huán)保投資項目上來。為了檢驗企業(yè)環(huán)保投資的資金流向，用企業(yè)綠色專利數量加一取對數表示企業(yè)的創(chuàng)新能力，用企業(yè)規(guī)模表示企業(yè)生產狀況，核心解釋變量對企業(yè)規(guī)模和綠色創(chuàng)新能力均不顯著，環(huán)保費改稅政策對企業(yè)產量和技術創(chuàng)新無顯著影響。因此我們有理由懷疑，企業(yè)用于環(huán)保投資的資金大部分流向了污染處理項目，用于綠色技術創(chuàng)新的資金依然有限。比如，晉中能源集團（股票代碼000937）財務報表中披露的2011～2017年的164項環(huán)保投資項目中，涉及“技術升級”的項目僅16項，其余均為污水、固體廢棄物處理設備的購進、更新和維護投資；東方雨虹（股票代碼101466）2012～2019年財務報表中公布的118項環(huán)保投資中，僅包括治污設備的購買、安裝、維護費用和周邊環(huán)境治理費用，沒有明確的綠色技術創(chuàng)新投資。

四、基本結論與政策啟示

首先，環(huán)境保護費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資具有正向影響，這一結論十分穩(wěn)健。其次，就環(huán)保費改稅政策對企業(yè)環(huán)保投資的傳導機制來說，政策總體上對企業(yè)利潤具有負向影響，能有效刺激企業(yè)增加環(huán)保投資來優(yōu)化資源配置，減輕稅收負擔。此外，企業(yè)稅收負擔越重，則其投資環(huán)保設施減少污染的收益也就越大。從以上結論中，本文得出如下政策啟示：

第一，設置適中的環(huán)保稅稅額標準。實證結果表明，適當提升環(huán)保稅額標準的環(huán)保稅政策可以刺激企業(yè)增加環(huán)保投資，讓企業(yè)通過投資減少稅收損失。但如果稅收負擔過重，也會對企業(yè)環(huán)保投資產出負向的影響。因此，應綜合考慮企業(yè)所在行業(yè)、地區(qū)、規(guī)模、經營狀況等方面的因素，適當給予環(huán)保稅收負擔過重的企業(yè)一定優(yōu)惠政策。

第二，加強環(huán)境稅收制度對企業(yè)綠色技術綠色創(chuàng)新的引導和激勵作用。機制分析表明，企業(yè)環(huán)境投資的資金流向大多數為污染物治理，對企業(yè)綠色技術的投入有待加強。可以將稅收優(yōu)惠政策的實施應與企業(yè)的產能和效益掛鉤，對企業(yè)通過綠色技術創(chuàng)新實現的減排給予專項優(yōu)惠政策，做到對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的精準激勵。

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（作者單位：河南大學經濟學院）