《環境保護稅法》推行的市場反應研究

鄒夢琪 唐國平

一、研究背景

2016年12月25日，十二屆全國人大常委會第二十五次會議通過了《中華人民共和國環境保護稅法》（以下簡稱《環境保護稅法》）。《環境保護稅法》具備環境規制和經濟調節的雙重功能（Bovenberg和Ploeg，1994），國外環境保護稅立法實踐早于我國，這為我國探索建立環境保護稅收制度提供了可借鑒的經驗。大量實踐證明，相比其他環境規制政策，如碳排放權交易、碳排放許可或者排污費制度等，稅收形式的環境規制具有特殊優勢，這主要取決于稅的強制性質（Thomas，2000）。因此，我國《環境保護稅法》出臺具有深遠意義，它不僅可以為保護生態環境提供充分的法律依據，而且能夠有效約束環境污染行為（單飛躍和岳紅舉，2016）。

既有該領域研究大多集中于研究市場及公司如何回應或應對環境事件，鮮有運用事件研究法探討環境政策的具體影響。但事件研究作為研究經濟事件對公司價值影響的普遍方法，能夠有效檢驗經濟事件對市場的影響，科學系統地觀測政策頒布前后市場的整體反應。在此基礎上，還可以了解整個市場投資者偏好以及政策的實際有效性和市場敏感度。在我國，事件研究大多應用于公司突發事件、臨時信息公告、普遍經濟事件或經濟政策的市場反應研究。如李常青和魏志華（2010）進行了半強制分紅政策的市場反應研究，萬壽義和劉正陽（2012）基于“紫金礦業”的事件研究了交叉上市公司社會責任披露缺陷對市場反應的影響。因此，本文將拓展性地運用該方法研究當前環境政策對資本市場的影響。

綜上，本文以湖北省A股上市公司為研究樣本，采用事件研究法從多維度檢驗《環境保護稅法》對資本市場的影響。截至2016年12月31日，湖北省共有93家A股上市公司，涵蓋鋼鐵、機械、化工、紡織、制造等34個行業，資產規模不一、產權性質多樣，可較全面地代表全部上市公司特征。

二、理論分析與研究假設

在當前我國“新常態”經濟結構轉型的體制下，資本市場在整體經濟中的作用也不斷被強化，實體經濟“晴雨表”的功能逐步凸顯。可見，宏觀經濟與資本市場之間存在著緊密聯系，兩者相互影響、相互作用。而就宏觀經濟而言，宏觀經濟政策則在其中發揮著不可替代的作用，政府會有計劃地運用宏觀政策調節經濟運行，實現政策目標。因此，宏觀政策必然會對資本市場產生一定影響，而環境稅收政策作為一項兼具經濟調節和環境管控雙重功能的重大制度，它的頒布必然會對資本市場造成一定沖擊。

在我國，環境稅收政策對資本市場的影響則更為顯著。大量研究表明，正是由于我國有別于西方的特殊國情和制度背景，我國資本市場受到政府嚴重干預。基于合規成本和投資者偏好理論，政策的出臺會影響到企業微觀行為，從而增加企業合規成本（陸正飛和韓非池，2013）。而從經濟人角度考慮，投資者的投資決策大都出于自身利益考慮，所以當市場收到政策傳遞的某種信號或導向時，投資者會依據自身偏好對其投資行為進行調整，這種調整不斷累積則會造成資本市場波動（于大力，2016）。《環境保護稅法》的推行是我國大力推進生態文明建設戰略布局的重大舉措，是我國環境經濟政策和稅收制度的核心改革內容，承載著政府治理決心和社會公眾期望。可見，《環境保護稅法》必然會對我國資本市場產生一定影響。在制度設計上，《環境保護稅法》對原有排污費制度進行優化，擴大了征收范圍，明確了稅率上限，適度調整了部分稅額；統一制定了大氣和水污染物低于標準排放的減稅政策。這些政策內容的變化將直接影響到企業重大決策，從而間接影響投資者對公司業績的預期，并對資本市場產生一定沖擊。但《環境保護稅法》未來對企業的真正影響則需要通過觀測改革前后企業的名義負擔（排污費征收標準與環保稅稅率水平）和征管變化來衡量。但縱觀當前形勢，雖然未來發展并不明朗，但《環境保護稅法》短期內會對資本市場產生顯著影響。基于此，本文提出假設1：

假設1：資本市場會對《環境保護稅法》的頒布作出顯著負向市場反應。

產權性質決定企業治理行為，影響企業決策和管理質量（Farooque et al．，2007）。在我國財政分權改革強化政府預算約束，地方政府積極追求經濟增長的背景下，地方官員晉升與地方經濟增長相掛鉤（Li&Zhou，2005）。在各地官員晉升錦標賽的趨勢下，地方官員往往會尋求控制本區域內的優勢資源，并通過影響這些資源達到提高政績的目的；而國有企業作為政府出資興辦或控制的實體，其戰略行為會受到更多政府干預（劉行和李小榮，2012）。同時，國有企業管理者的產生選拔機制也會誘發“政企同盟”，使得國有企業享有政治庇護（楊治等，2009）。與非國有企業相比，國有企業還承擔了一定的公益法人性質，其被定位為政府完善市場經濟的工具，承擔著幫助政府實現某些非經濟目標的任務。所以，國有企業的政策負擔相對較重（林毅夫等，2004）。此外，國有企業的社會責任問題則更為復雜，因其是國有財政的有機組成部分，所以在生態文明建設方面，國有企業承擔更大社會責任（黃速建和余菁，2006）。在稅收負擔差異方面，鄭紅霞和韓梅芳（2008）、彭韶兵（2011）等均發現由于政治關聯，地方國有企業出于迎合政府的需要，進行稅收籌劃的動機相對較弱，稅負更高，而這已成為我國國有企業一直以來的普遍現象。

表1 變量定義表

表2 描述性統計

表3 平均累積超常收益率

鑒于此，本文認為《環境保護稅法》的頒布給國有企業造成的影響相對較小。這主要在于：第一，相比于非國有企業，國有企業因其獨特性質、資本實力以及政策信息來源優勢，會提前獲知更多甚至更完備的政策導向信息，擁有更多途徑去應對市場風險。第二，國有企業在《環境保護稅法》頒布前已經是環保政策的高度貫徹者和政府重點關注對象。因此，即使《環境保護稅法》出臺也不會造成國有企業現有狀態的較大波動或惡化。據此，本文提出假設1a：

假設1a：相比于國有企業，非國有企業對于《環境保護稅法》的市場反應更強烈。

受托責任理論提出企業應承擔相應的社會責任（John，1997），所以任何企業都有義務去承擔社會責任，但不同行業在承擔程度上存在差異。相比于非重污染行業，重污染行業引發的環境問題更大，承擔改善或維持環境的社會責任也更大（王建明，2008）。而在外部壓力方面，重污染企業承受著更多政府和社會公眾的雙重壓力。多年前，我國政府就已經重點立法監控重污染行業行為，并對如何披露環境和社會責任信息進行規范。因此，投資者將重污染企業環保信息列為其投資的重點參考因素。相反，國家對非重污染行業的規制則相對較少，也并未對披露進行強制性要求，所以投資者在進行投資時對非重污染行業的環保信息考慮較少，這些因素都會對投資者的行業偏好產生一定影響（羅黨論和王碧彤，2014）。

綜上，重污染行業引發環境問題的可能性和后果都遠大于非重污染行業，其受到政府監管和政策執行的力度也大于非重污染行業。在《環境保護稅法》尚未頒布前，我國環境的行政規費制度大多集中于對重污染行業進行規范，放松了對非重污染行業的監管。而當《環境保護稅法》統一監管對象后，非重污染行業被納入監管，相較于重污染行業，非重污染行業受到了更強烈的影響。基于此，本文提出假設1b：

假設1b：相比于重污染行業，非重污染行業公司對于《環境保護稅法》的市場反應更強烈。

圖1 平均逐日累積超常收益率走勢圖

公司規模會影響企業履行社會責任的動機和行為，小規模公司傾向集中優勢去解決生存或盈利問題，而大規模公司通常會利用社會責任去獲得長期競爭優勢。因而，小規模公司為了減少成本進行負向外部行為的概率會更高（Ciliberti和Pontrandolfo，2008）。其次，小規模公司內部治理和外部競爭約束都處于劣勢地位。Christopher和Toni（2007）發現大規模公司因其規模優勢，享有更低保險費用和破產成本，而小規模公司則受到更多融資壓力。此外，因小規模公司資金有限，其在生產能力、技術創新和人員管理都較滯后于大規模公司，一旦受到市場沖擊，其抵御風險能力較弱。

因此，當《環境保護稅法》頒布，投資者預期到該政策會更為增加小規模公司的成本，其投資行為會產生變化。小規模公司則會先于大規模公司作出反應，且反應程度更為強烈。基于此，本文提出假設1c：

假設1c：相比于大規模公司，小規模公司對于《環境保護稅法》的市場反應更強烈。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文以2017年湖北省所有A股公司作為樣本選取范圍，考察《環境保護稅法》頒布前后的市場反應。為了保證數據準確，我們對數據進行如下篩選：（1）剔除金融、保險行業等以及相關數據不可獲取的公司；（2）剔除2016年停牌時間在一個月以上及《環境保護稅法》頒布前后五個交易日中發布了其他重大公告（如業績預告、季報、重大資產重組、增發配股等）的公司；（3）剔除預先設定事件窗口內觀察值不夠的公司。最終，共得到分布于14個市、29個行業的79個有效樣本。此外，為了控制極端值，我們對連續變量1%以下和99%以上的分位數進行了縮尾處理（Winsorize）。本文所涉及的財務數據均來源于國泰安（CSMAR）數據庫和Wind資訊金融終端系統。數據統計分析通過EXCEL和STATA13軟件完成。

（二）事件研究

本文采用事件研究法考察《環境保護稅法》頒布期間的短期市場反應。具體而言：（1）事件窗口的選擇。《環境保護稅法》的頒布日期為2016年12月25日，但是當天為周日，滬深兩市休市，無法獲取相關個股交易及大盤指數數據，因此以2016年12月26日作為事件日；同時參考袁顯平和柯大鋼（2006）對事件窗口的定義，為了盡可能規避年度“日歷效應”，選取[-3，+2]時窗作為研究期間。（2）估計窗口的選擇。一般而言，現有運用事件研究法的文獻大多選擇100天到1年的跨度作為估計窗口。Campbell等（1997）指出，對于[-30，+30]或其以內的事件窗口，估計窗口可以是120天或更長。因此，為了避免臨近事件日影響和規避股價的隨機波動，本文選取[-356，-30]共326個交易日作為估計窗口。（3）正常收益率估計模型選擇。Brown和Warner（1980，1985）檢驗了均值調整模型、市場調整模型及市場模型在計算股票收益率方面的有效性。結論證明，相比其他模型，市場模型具有顯著優勢，因而選取市場模型作為股票正常收益率的預測模型。其中，日個股收益率是考慮現金分紅、送股、配股等因素后的收益率；對于市場指數收益率，統一選擇滬深300指數。根據上述標準，相關變量的設定和計算如表1所示。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

表2對樣本的相關變量進行了描述性統計。由表2可知，湖北省上市公司的個股日收益率要略高于滬深300指數的日收益率，這說明個股走勢在窗口期內偏高；而個股日收益率的均值和中位數較為接近，說明湖北省上市公司的個股日收益率分布較平均，樣本具有代表性。另外，日超常收益率的均值、25%分位以及中位數均為負值，但75%分位為正值，說明《環境保護稅法》頒布給湖北省公司的價值帶來了一定的負面影響。但是具體落實到每個公司，其程度和方向參差不齊，所以該政策對每個公司的影響具有較大差異。而且，平均累積超常收益率和平均逐日累積超常收益率的均值、25%分位、中位數和75%分位的表現以及日超常收益率波動也基本一致，這再次驗證了上述分析。

（二）窗口期內的市場表現

本文對窗口期內的平均累積超常收益率進行了顯著性檢驗，旨在判斷樣本的平均累積超常回報率是否在整體上顯著異于0。由表3可知，全樣本的平均累積超常收益率顯著為負，說明《環境保護稅法》對公司的市場價值產生了顯著的負面影響，投資者并不偏好該項政策。

表4 全樣本平均逐日累積超常收益率

表5 不同產權性質樣本平均逐日累積超常收益率

表6 不同行業性質樣本平均逐日累積超常收益率

表7 不同規模公司平均逐日累積超常收益率

按照公司產權性質進行分組檢驗后發現，盡管系數不顯著，但非國有企業的系數更小，表明非國有企業的負向反應更為強烈，假設1a得以驗證。按行業性質進行分組檢驗后發現，非重污染行業的系數更小，表明非重污染行業的負向市場反應更為強烈，假設1b得以驗證。按規模大小進行分組檢驗后發現，規模較小公司的負向市場反應更為顯著，假設1c得以驗證。

（三）窗口期內的市場走勢

1．全樣本分析

由表4和圖1的平均逐日累積超常收益率波動可知，《環境保護稅法》頒布前的三個交易日內出現了異常的市場波動，尤其在t=-3日，湖北省市場出現了顯著的負向走勢。這可能是因為在《環境保護稅法》頒布前，市場已經提前出現政策發布的消息泄露，投資者在接收信息后迅速通過投資行為作出反應，但該效應極為短暫，僅維持了一天。隨著《環境保護稅法》頒布日期臨近，消息不斷醞釀發酵，在t=-1日市場又逐步開始產生反應，產生了5%顯著性水平上的負向變動，而在t=0日，市場則產生了強烈的負向反應，具有0.1%統計學意義上的顯著性，這意味著投資者對《環境保護稅法》頒布這一消息并未表現出應有偏好，他們認為該政策的頒布會對資本市場產生嚴重影響。但事件發生后，伴隨著市場自動調整，負向波動的程度逐漸減輕，雖然仍舊顯著，但顯著性程度逐漸降低，市場開始逐步回歸正常。

上述現象說明《環境保護稅法》存在以下問題：第一，在《環境保護稅法》頒布前消息可能已經提前泄露，內幕交易行為頻發；第二，《環境保護稅法》僅對資本市場產生了短暫影響，投資者明顯意識到了該項政策頒布，但投資者并不偏好該政策，或從某種意義而言該政策并沒有長遠影響到投資者的戰略投資決策。

2．產權性質分組分析

為了驗證假設1a，將全樣本按照產權性質劃分為國有企業和非國有企業兩個子樣本，分別對其平均逐日累積超常收益率進行檢驗。由表5可知，在窗口期內非國有公司的平均逐日累積超常收益率負向波動遠強烈于國有公司。非國有公司則在事件期t=-3、t=-2、t=-1、t=0和t=1天時出現了顯著的負向變動，其中在事件期t=-3、t=0天時，市場反應最為強烈，這也側面反映了《環境保護稅法》頒布的消息已經提前泄露。同時，由圖2的平均逐日累積超常收益率的V型走勢發現，《環境保護稅法》對兩組樣本市場價值的影響趨勢較為相似，這也反證了兩組樣本受到同一事件的影響。但就反應程度而言，非國有企業市場價值波動的顯著性明顯高于國有企業。這充分驗證了相比于國有企業，《環境保護稅法》的頒布會對非國有公司產生更為顯著的影響。投資者會依據預期調整其投資決策，從而造成非國有公司更為強烈的市場負向波動。這說明《環境保護稅法》存在“監管悖論”的可能性，即其對不同產權性質的企業影響程度差異較大，有違制度統一監管對象的政策初衷。

圖2 不同產權性質樣本平均逐日累積超常收益率走勢圖

圖3 不同行業性質樣本平均逐日累積超常收益率走勢圖

3．行業性質分組分析

為了驗證假設1b，將全樣本按照是否屬于重污染行業劃分為重污染行業和非重污染行業兩組樣本，分別對其平均逐日累積超常收益率進行檢驗。表6和圖3顯示，非重污染行業的市場反應程度更為強烈，市場表現明顯更為糟糕。這可能是因為非重污染行業的內外部壓力相對較大，抵御風險能力較差，市場敏感度較高。當市場上一出現負面消息，非重污染行業更早地受到了更為強烈的影響。但在t=0天時，非重污染行業的平均逐日累積超常收益率為-0.0199，在1%的水平上顯著；重污染行業的平均逐日累積超常收益率為-0.0177，在5%的水平上顯著。通過對比可知，在t=0天時，《環境保護稅法》的頒布給非重污染行業帶來了更顯著的市場沖擊。這可能是因為《環境保護稅法》將其前身“排污費”的納稅主體法定擴大為“在中華人民共和國領域和中華人民共和國管轄的其他海域，直接向環境排放應稅污染物的企業事業單位和其他生產經營者”。所以，對于政府重點關注的重污染行業而言，現行《環境保護稅法》僅在原有基礎上強化了規范力度；而對于非重污染行業而言，《環境保護稅法》則是在立法上明確了納稅主體的責任，并擴大了納稅范圍，因此非重污染行業在短期內受到了更為顯著的沖擊。

3.公司規模分組分析

為了驗證假設1c，將全樣本按照公司規模劃分為大規模和小規模公司兩組樣本。由表7和圖4可知，在窗口期內小規模公司的平均逐日累積超常收益率的負向波動遠大于大規模公司。通過檢驗發現，在窗口期內小規模公司的市場價值波動在t=-3、t=-2、t=-1、t=1天內具有1%水平上的顯著性，而大規模公司的市場價值則不顯著。這說明《環境保護稅法》頒布消息已經提前泄露，市場提前獲得感知。在t=0天，小規模公司的平均逐日累積超常收益率為-0.0312，市場價值負向波動異常強烈，這意味著小規模公司的市場敏感度遠高于大規模公司，市場反應顯著強于大規模公司。總體來看，環境政策規制對象是我國境內所有產生污染的主體，但對于不同規模的公司而言，《環境保護稅法》的影響力度和效力存在很大不同，這說明當前我國政府對環境污染行為的監管存在失效的可能或政府在進行規制時并沒有處理好政府與市場間的多重關系。

五、結論與建議

圖4 不同規模公司平均逐日累積超常收益率走勢圖

本文以湖北省A股上市公司為樣本，考察了我國2016年12月25日頒布的《環境保護稅法》對股票市場的影響。實證結果表明，《環境保護稅法》頒布期間湖北省A股上市公司的股價整體呈V型走勢，《環境保護稅法》對資本市場產生了顯著的負面影響。進一步研究表明，《環境保護稅法》對非國有、非重污染行業及小規模公司的市場價值產生了更為強烈的負面影響。上述研究還發現，《環境保護稅法》的頒布可能會存在“監管悖論”的現象，即該項政策一味地擴大規范對象的范圍，但卻沒有對理應重點監控的企業或者行業予以重點約束，反而對一些污染較少、資產規模較小的公司以及環境治理較好的行業造成了一定的沖擊。本文認為，現階段我國證券市場半強勢有效的特征并沒改變，綠色金融市場也尚未形成，對于上市公司的環境責任承擔和市場投資者偏好形成需要不斷強化；未來環境保護稅的政策完善應該有的放矢，強化重點，側重優化細節方面的制度設計；政府應充分尊重市場經濟規律，合理調整政府與市場、政府與社會之間的多重關系，實現有效監管。《環境保護稅法》作為我國第一部專門體現“綠色稅制”、推進生態文明建設的單行稅法，它的正式出臺無論是在稅制體系還是環保政策方面都具有突破性的意義，但其局限性亦不容忽視。