現行綠色稅收體系節能環保效應實證分析

陳佳渲

(福州外語外貿學院財金學院，福建福州350202)

近年來，隨著我國經濟的平穩快速增長，資源短缺、環境污染問題凸顯，給生態環境和人民健康生活帶來了極大的危害。2016年12月25日，十二屆全國人大常委會第二十五次會議表決通過了《中華人民共和國環境保護稅法》，將現行排污費更改為環境稅。這是中央提出落實“稅收法定”原則后，全國人大常委會審議通過的第一部單行稅法，也標志著運行38年的排污費制度將成為歷史。2018年1月1日，我國第一部專門推進生態文明建設，體現“綠色稅制”的環境保護稅法正式實施，屆時，環境保護稅同時開征。

一、 文獻綜述

作為國家宏觀調控的重要手段，稅收具有提高資源配置效率，促進經濟發展方式轉變，優化產業結構的職能，同時對生態平衡的維護發揮著重要的作用，依靠稅收手段保護環境日益被政府所重視。據各國學者對綠色稅收理論的研究表明，制定和實施綠色稅收體系能夠有效矯正生態環境失衡。研究我國綠色稅收體系及各具體稅種的節能環保效應強弱，對完善我國“綠色稅制”極具緊迫性和必要性。Kaplanoglou等認為城市生產行為和生產外部性加劇了農村環境污染物排放的強度，綠色稅收的推行和改革能使污染物排放減少，長期中失業率將呈現整體下降的趨勢[1]。Itaya等分析綠色稅收長期均衡增長路徑和長期推動效應的永久屬性關系發現，在存在均衡路徑不確切的情況下，環境稅收的實施和增加會對經濟發展產生長期的正向推動效應，若引入政府公共支出來降低環境污染物的排放，會使該長期推動效應不顯著[2]。Ovchinnikov等指出綠色稅收政策能夠對企業的生產行為產生影響，企業對稅收的反應是非單調的，一定的稅收能夠促進企業采用綠色生產技術，減少污染物排放，當稅率過高時作用則相反[3]。童錦治等認為環境稅稅收減免政策不僅沒有在環境保護方面發揮積極的促進作用，反而產生了顯著的負面影響[4]。張立立等從資源生產率角度出發，采用VAR模型及協整分析等實證方法對綠色稅收體總量和結構進行稅收效應分析，根據實證分析總結問題，進而為降低資源消耗強度提出相應的改善措施[5]。韓建飛等從需求和供給的角度系統分析節能環保設備稅收優惠政策，得出現行優惠政策優惠范圍較小、優惠方式不合理的結論，提出應重新構建節能環保設備稅收優惠新框架[6]。郭存芝等使用因子分析等方法測算節能減排效率，建立面板數據模型實證檢驗了稅收減免率與節能效率、減排效率、節能減排效率之間的正相關關系[7]。

國外學者針對綠色稅收體系的研究日趨成熟，多著重于雙重紅利實現上，而我國在雙重紅利中的多項影響因素如經濟假設、政策條件等存在諸多不符，故在我國的實現效應難以準確測定。從國內學者的研究來看，主要是對西方發達國家綠色稅收理論和成功實踐經驗的介紹，鮮有從實證的角度對綠色稅收體系進行研究，本文以1997-2016年我國國內生產總值、社會能源消耗總量、“三廢”污染物等實際數據，分析現行綠色稅收體系的節能節約和環境保護效應強弱程度，剖析現有的綠色稅收總量和結構存在的問題，為綠色稅收體系的研究提供了新的視野。

二、 分析方法與數據處理

由于各稅收政策存在一定的時滯性，本文主要采用多變量VAR模型的脈沖響應函數及方差分解的分析方法，從綠色稅收總量和結構上，對綠色稅收的節能環保效應進行實證研究。 首先進行單位根檢驗，以檢驗各變量的平穩性，然后進行格蘭杰因果關系檢驗，以驗證各變量之間是否存在因果關系，最后進行脈沖響應和方差分解分析。

實證樣本采用我國1997-2016年來的具體數據作為考察的實際樣本。在實證用到的數據中，各項稅種收入數據來源于樣本考察期間的《中國稅務年鑒》；污染物排放數據來源于環境保護部發布的《全國環境統計公報》；能源消耗總量數據來源于《能源統計年鑒》，國內生產總值及數據處理所需的居民消費物價指數均來自《中國統計年鑒》。

在實證過程中，在保證其線性發生改變的前提下，對各項實際考察的指標數據取以對數來減少異方差性。實證分析過程中，分別采用單位GDP能耗(即能源消耗總量與GDP的比值)和單位GDP污染物排放量(即污染物排放總量與GDP比值)來反映能源消耗強度(E)和污染物排放強度(P)，同時綠色稅收收入總額用T表示，由于車輛購置稅開征于2001年，故1994-2000年的綠色稅收總量不包括車購稅；在綠色稅收結構實證分析中不考慮該稅的影響；資源稅、消費稅、城市維護建設稅、車船稅、城鎮土地使用稅和耕地占用稅分別采用T1、T2、T3、T4、T5、T6來表示。其中，對綠色稅收收入總額、GDP以及各稅種總額予以了處理，將1997年作為基期，用居民消費物價指數(CPI)做平減，以消除物價水平的變動對各項實際經濟數據所產生的不同影響[8]。

三、 綠色稅收體系的能源節約效應分析

本文采用ADF方法來檢驗變量的平穩性。根據AIC準則確定檢驗模型采用的滯后階數K，AIC值越小則采用的滯后階數越理想。由表1中ADF檢驗結果可知，LNE、LNT、LNT1、LNT2、LNT3、LNT4、LNT5、LNT6變量水平序列不平穩，而其一階差分序列D(LNE)、D(LNT)、D(LNT1)、D(LNT2)、D(LNT3)、D(LNT4)、D(LNT5)和D(LNT6)均拒絕了含有單位根的假設，表明其一階差分序列是平穩的。于是，上述變量都是一階單整，記為I(1)，為Granger因果關系檢驗和協整檢驗提供了條件。

表1 ADF檢驗

(一) 綠色稅收總量的能源節約效應分析

協整方程可用于檢驗解釋變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。單位根檢驗表明所有的變量都是I(1)，表明變量間可能存在一種長期均衡的動態關系。這里采用Johansen協整檢驗方法，對綠色稅收總量和能源消耗強度是否存在協整關系做出檢驗。

表2 變量協整檢驗

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設，表中數據來自計量檢驗結果，下同

由表2 Johansen協整檢驗結果可知，在5%的顯著水平上，跡統計量(Trace Statistic)16.760 06>15.494 71，拒絕原假設；最多存在一個協整的原假設，跡統計量0.013 779<3.841 466，接受原假設。這表明在5%的顯著水平上，該VAR系統含有一個協整關系，即拒絕“沒有協整關系(None)”的零假設，同時無法拒絕“至多含有一個協整關系(At most 1)”的原假設，該VAR系統至少存在一個協整關系，也就是說LNE和LNT存在一個長期穩定的協整關系，即能源消耗強度與綠色稅收總量之間確實存在一種長期均衡關系，可表示為:

LNE=-0.2235LNT+2.449036

可以看出，綠色稅收總量每變化一個百分點，能源消耗降低0.223 5個百分點，二者存在負相關的關系，說明我國的綠色稅收政策對能源消耗起到抑制作用，但同時該系數較小，表明我國的綠色稅收體系的政策效果不是很顯著。由于綠色稅收政策存在一定的時滯性，對其構建的VAR模型進行穩定性檢驗，結果顯示AR方程的特征根均沒有在圓外的，說明該VAR模型是穩定的。

運用脈沖函數分析模型中一個變量的沖擊對另一變量的影響程度，結果如圖1所示。其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數，本文選取10期；縱軸表示DLNE 的變動。其中實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

圖1 能源消耗強度對綠色稅收總量的脈沖響應函數

由圖1可知，能源消耗強度對綠色稅收總量一個正的標準新息的沖擊產生的脈沖響應曲線，在給予綠色稅收總量一個正向沖擊后，能源消耗強度立刻做出負的響應，隨后第2-5期同樣迅速做出負向越來越大的響應，直至第6期這種負的響應逐漸在-0.3的水平上穩定下來。表明我國的綠色稅收政策的實施能夠在一定程度上影響能源消耗強度，并且隨著時間的推移，這種影響程度逐漸趨于平穩。

運用方差分解分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻比例，結果如3所示。

在第1期的方差貢獻主要來自能源消耗強度自身，說明綠色稅收總量對能源消耗強度變動的貢獻不是在當期顯示，但是從第2期開始，綠色稅收總量的貢獻率從第2期開始迅速增加，到第7期可達到29.88%，然后緩慢增加，這說明綠色稅收總量波動的貢獻率有一定的滯后性，但從長期看，綠色稅收總量的方差貢獻越來越高。

表3 方差貢獻比例

(二)能源節約效應的綠色稅收體系結構分析

由于Granger因果關系檢驗要求變量為平穩性變量，故對所有變量取其一階差分序列后再進行檢驗，同時我們可知一階差分后的序列表示相應變量的增長率，仍能夠表示原始序列變量的經濟含義，如表4所示。

由表5可知，在5%的顯著性水平下，資源稅的變動是能源消耗強度變化的原因，二者只是單向關系；消費稅的變動是能源消耗強度變化的原因，城市維護建設稅的變化與能源消耗強度的變化不存在明顯的雙向或單向因果關系；車船稅的變化與能源消耗強度的變化存在單向因果關系；城鎮土地使用稅和耕地占用稅各自的變化與能源消耗強度的變化均不存在明顯的因果關系，這表明資源稅、消費稅、車船稅的征收能夠在一定程度上影響能源消耗強度。

表4 格蘭杰因果檢驗

表5 能源消耗強度方差分解

由于各個變量間存在著或大或小的相互影響，僅采用單一模型難以準確解釋所產生的全部影響，故需從整體的角度建立VAR模型，來做脈沖響應分析和方差分解，這樣可以準確詳細地描述一個變量的暫時沖擊對另一變量所產生的影響。依據格蘭杰檢驗的結果，由于DLNT3與DLNE之間、DLNT5與DLNE之間、DLNT6與DLNE之間均不存在Granger原因，故VAR模型剔除DLNT3、DLNT5、DLNT6變量；DLNT1與DLNE之間、DLNT2與DLNE之間、DLNT4與DLNE之間存在單向因果關系，故該VAR模型引入DLNE、DLNT1、DLNT2、DLNT4變量進行深入的研究分析。

在綜合考慮樣本容量和模型的準確性，運用AIC、SC、HQ等評價指標確定VAR模型的最優滯后期為2。由于平穩的VAR模型是進行脈沖響應分析和方差分解的前提，故應先對模型的平穩性進行檢驗。結果如圖2所示，可知該模型的全部特征根沒有在單位圓外，表明所建立的該VAR模型是平穩系統。

圖2VAR模型單位特征值位置

在VAR模型平穩的基礎上，可運用脈沖響應圖分析資源稅、消費稅和車船稅是怎樣作用于能源消耗強度的。圖3分別是能源消耗強度對資源稅變化率、車船稅變化率、消費稅變化率所做出的脈沖響應函數曲線，刻畫了資源稅變化率、車船稅變化率、消費稅變化率對能源消耗強度變化率的動態影響軌跡。橫軸代表響應函數的追蹤期；縱軸代表變量的響應程度。

圖3 資源稅、車船稅、消費稅對能源消耗沖擊的脈沖響應函數

從第一個圖中可以看出，在前兩期，資源稅變化的沖擊對能源消耗強度變化產生了正向影響，不過最大沒有超過0.1，說明在短期內，資源稅反而促進了能源消耗強度的增大，這與我們的政策初衷相背離，好在影響不大，原因可能是政策的滯后性，市場價格在短時間內沒有做出敏感的反應。隨著時間的推移，變成負的影響，且影響程度不斷加大，在第6期達到最大，隨后該負向影響逐漸趨于平穩，這說明在長期內，綠色稅種資源稅的征收能夠對能源消耗起到一定程度的抑制作用，并且隨著時間的推進，該作用越來越大在-0.5左右穩定下來。

從第二個圖中可以看出，給車船稅一個正向沖擊之后，能源消耗強度立刻做出負的反應，說明車船稅的征收促進了能源消耗強度的降低，但是在第3期該促進作用消失，但從第4期開始該作用又出現，且作用強度不斷增大，在第7期達到最大負向響應點，隨后趨于負向平穩。這意味著車船使用稅能夠在一定程度上對車輛的能源消耗起到一定的抑制作用，政策效果顯著。

從第三個圖中可以看出，給消費稅一個正向沖擊后，在第2、3期能源消耗做出負向的響應，但是在第4期該反應為0，隨后該負向響應又出現，且響應越來越強烈，在第8期達到最大響應值，隨后逐漸在-0.5左右趨于平穩。這意味著消費稅的征收使消費者對高能耗產品的消費減少，達到了政策預期。

上述脈沖響應曲線描述了資源稅、車船稅、消費稅的沖擊給能源消耗帶來的影響，然后采用方差分解進一步分析資源稅、車船稅、消費稅的沖擊對能源消耗強度變化(用方差度量)的貢獻度。為去除殘差項彼此之間的序列相關，采用Cholesky正交化處理，分析各變量對能源消耗強度的解釋。

由表5可知，在本期主要是來自于自身的影響，在前4期三種綠色稅種的變化情況對能源消耗強度的影響貢獻比較小，隨著時間的推移，影響占比越來越大。其中資源稅的方差貢獻程度增幅最大，從第5期迅速增大，第10期可達到31.54%。車船稅的方差貢獻從第6期增速加大，在13%附近趨于穩定水平。從消費稅來看，其方差貢獻也逐漸增大。綜合來看，長期內來自能源消耗自身的影響越來越小，綠色稅種資源稅、車船稅和消費稅對能源消耗的影響越來越大，這說明稅收政策存在一定的時滯性且對降低能源消耗有一定的作用。

四、 綠色稅收體系的環境保護效應分析

前文對綠色稅收總量和各綠色稅種序列數據的平穩性進行過相關檢驗，這里采用同樣的方法對污染排放強度做平穩性檢驗，滯后階數的選擇與前述方法相同，結果如表6所示。

表6 ADF檢驗

由表6可知，LNP變量水平序列不平穩，而其一階差分序列DLNP拒絕了含有單位根的假設，表明一階差分序列是平穩的，記為I(1)，為Granger因果關系檢驗和協整檢驗提供了條件。

(一)綠色稅收總量的環境保護效應分析

前面的單位根檢驗表明所有的變量都是I(1)，這說明變量間可能存在一種長期均衡的動態關系。這里采用Johansen協整檢驗方法尋找非平穩變量之間的長期均衡關系，對綠色稅收總量和污染排放強度是否存在協整關系做出檢驗。

表7 變量的協整檢驗

由表7可知，在5%的顯著水平上，跡統計量(Trace Statistic)36.15712>15.49471，拒絕了原假設；而最多存在一個協整的原假設，跡統計量0.440271<3.841466，接受原假設。這表明在5%的顯著水平上，該VAR系統含有一個協整關系，即拒絕“沒有協整關系(None)”的零假設，同時無法拒絕“至多含有一個協整關系(At most 1)”的原假設，表明該VAR模型存在一個協整關系，也就是說LNP和LNT存在一個長期穩定的協整關系即：

LNP=-0.1327LNT+7.799662

從該式可以看出，綠色稅收總量每變化一個百分點，污染排放強度降低0.132 7個百分點，二者存在負相關的關系，也就是說我國的綠色稅收政策對污染排放起到抑制作用，但同時該系數較小，表明我國綠色稅收體系的政策效果不是很顯著。

由于綠色稅收政策存在一定的時滯性，下面對其構建的VAR模型進行穩定性檢驗，結果顯示AR方程的特征根沒有出現在圓外，說明構建的VAR模型穩定。

進行脈沖函數分析可以得到模型中一個變量的沖擊對另一變量的影響程度，做出該曲線如圖4所示：

由圖4可以知，在給予綠色稅收總量一個正向沖擊后，污染排放強度立刻做出負的響應，隨后第2-5期也是迅速做出負向越來越大的響應，直至第6期這種負的響應逐漸在-0.5的水平上穩定下來。這表明，我國的綠色稅收政策的實施能夠很快影響污染物的排放，并且隨著時間的推移，這種影響程度逐漸趨于平穩。

圖4 污染排放強度對綠色稅收總量的脈沖響應函數

方差分解分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻比例。其模型運行結果如表8所示。

在第1期的方差貢獻主要來自于污染排放強度自身，說明綠色稅收總量對污染排放強度變動的貢獻不是當期顯現，隨著污染排放強度波動自身的貢獻率不斷下降，相應的綠色稅收總量的貢獻率從第2期開始迅速增加，到第6期可達到32.67%，然后緩慢增加，這說明綠色稅收總量波動的貢獻率有一定的滯后性，但從長期看，綠色稅收總量的方差貢獻越來越高。

表8 方差貢獻比例

(二)環境保護效應的綠色稅收體系結構分析

對于建立VAR模型變量的選取我們采用格蘭杰因果檢驗法，同時依據當代計量理論將具有單向關系的變量或雙向關系的變量引入模型作為內生變量，其它不具有相關關系的變量作為外生變量考慮。

表9 格蘭杰因果檢驗結果

由表9可知，在5%的顯著性水平下，我國資源稅的變動與污染排放強度變化存在單向關系；我國消費稅的變動卻不是污染排放強度變化的原因，說明消費稅沒有達到預想的政策效果；我國城市維護建設稅的變化是污染排放強度的變化的原因，但二者只構成單向關系；車船稅的變化與污染排放強度的變化不存在明顯的單向或雙向因果關系；我國城鎮土地使用稅的變化與污染排放強度的變化存在單向因果關系，前者能夠在一定程度上影響到后者；耕地占用稅的變化與污染排放強度的變化不存在因果關系。這表明我國資源稅、城市維護建設稅、車城鎮土地使用稅的征收能夠在一定程度上影響到污染物的排放。

但由于各個變量間存在著或大或小的影響，僅僅基于單一模型難以準確解釋所產生的全部影響，故需從整體的角度建立VAR模型，通過來做脈沖響應分析和方差分解進一步詳細地解釋一個變量對另一變量的沖擊所做出的反應。依據格蘭杰檢驗的結果，由于DLNT2與DLNP之間、DLNT4與DLNP之間、DLNT6與DLNP之間均不存在Granger原因，故VAR模型剔除DLNT2、DLNT4、DLNT6變量；DLNT1與DLNP之間、DLNT3與DLNP之間、 DLNT5與DLNP之間存在單向因果關系，根據當代計量理論，從上述結果中選擇具有單向或雙向因果關系的變量進入模型做深入研究分析。

這里選擇與前述同樣的方法確定VAR模型的最優滯后期為1，平穩的VAR模型是進行脈沖響應分析和方差分解的前提，故應先對模型的平穩性進行檢驗。結果顯示如圖5，可知該模型的全部特征根沒有位于單位圓之外的，這表明所建立的該VAR模型是平穩的。

圖5 VAR模型單位特征值位置

在VAR模型平穩的基礎上，可運用脈沖響應圖分析我國資源稅、城市維護建設稅和城鎮土地使用稅是怎樣作用于污染排放強度的。圖6分別是污染排放強度對資源稅變化率、城市維護建設稅變化率、城鎮土地使用稅變化率所做出的脈沖響應函數曲線，刻畫了資源稅變化率、城市維護建設稅變化率、城鎮土地使用稅變化率對污染排放強度變化率的動態影響軌跡。

圖6 污染排放強度對資源稅、城建稅變化率、土地使用稅的脈沖響應函數

從第一個圖中我們可以看出，在前兩期，污染排放強度對資源稅變化的沖擊立刻作出了負向響應，但是響應比較小，這說明在短期內，資源稅促進了污染排放強度的降低，這與我們的政策預期相一致。然而隨著時間的推移，在第3期資源稅變化對污染排放強度變化的負向作用逐漸減少，接近于零甚至產生微弱的正向響應，這說明征收資源稅沒有影響到高污染能源的消費，產生了反彈效應。這說明在長期內，我國的現行的綠色稅種資源稅的征收對污染物排放起的抑制作用很有限。

從第二個圖中我們可以看出，給城市維護建設稅一個正向沖擊之后，污染排放強度立刻作出負的反應，并且這種影響一直增大，在第5期達到最大值，可達到-0.8，說明車船稅的征收促進了污染排放強度的降低，然而該作用強度又從第6期開始逐漸減小。最后隨著時間的推移，在-0.3左右穩定下來。這意味著城市維護建設稅能夠在一定程度上對城市污染環境的治理起到一定的積極作用，政策效果顯著。

從第三個圖中我們可以看出，給城鎮土地使用稅一個正向沖擊后，污染排放強度立刻對其變化做出負向響應，但是該響應比較小，只達到-0.1，然而從第6期開始該作用又逐漸減小，隨著時間的推移，越來越接近零。這意味著我國城鎮土地使用稅的征收對抑制污染物排放的作用比較微弱，這可能是由于城鎮土地稅主要是針對土地資源的利用開征，其作用于污染物排放的機理是通過影響污染物處置過程發揮作用，這種間接影響比較小。

五、 結論與建議

通過實證可知，我國現行綠色稅收體系在節約能源和環境保護方面沒有達到預期的作用，或產生的效果不夠明顯，結合綠色稅收作用于企業生產各階段的作用機制總結出以下結論：

第一，資源稅的變化對能源消耗強度產生了較大的抑制作用且作用趨于平穩，但其對污染排放的抑制作用很微弱，甚至出現反彈效應，長期內該抑制作用趨于消失。這說明目前我國資源稅在節能環保方面的綜合效果并不顯著。第二，消費稅在降低資源消耗強度方面起到一定的作用。這說明我國消費稅能夠對消費高能耗產品起到一定的抑制作用，給予其更好的完善，從而促進節能效應的發揮。但是該稅在抑制污染物排放方面沒有發揮作用。第三，城市維護建設稅對降低污染排放強度具有一定的積極作用，但在資源節約方面沒有發揮較好作用，此外，城建稅在各方面所發揮的作用較小。第四，車船稅在降低能源消耗強度方面起到一定的作用，但在減少污染排放上沒有發揮顯著的作用。第五，城鎮土地使用稅對污染物排放起到抑制作用，但作用微弱，同時該稅對降低資源消耗沒有明顯的作用。耕地占用稅沒有起到相應的節能環保效應。由于這兩個綠色稅種主要是針對土地資源的使用開征，其通過影響污染物處置過程發揮作用，這種間接影響比較小。

故針對以上結論提出如下兩條建議：第一，完善綠色稅收的配套措施，提高稅收政策效果。綠色稅收體系的建設要在相應環保標準依據基礎上逐漸完善，在資源稅、城鎮建設稅等稅種征收對象與標準的界定中將環保標準引入，例如，將揚塵污染、二氧化碳排放等內容囊括到的稅種建設中，注重企業生產的社會外溢性，為污染物排放買單。同時，根據地方企業的排污情況，實行浮動稅額制度，提高對高排污企業的稅收懲罰力度，以高出企業污染治理成本的標準征收懲罰稅額，以促進企業的自主減排，自覺治污，使企業排污的外部效應內部化，從而實現稅收控污的社會效果；第二，推動立法與執行部門的通力合作，推動稅制綠色改革。《環境保護法》的出臺極大地推動了我國的綠色稅制改革，但是部分法律規定在執行過程中仍然存在著懲戒力度不足，懲處標準不明晰等問題。環保部門承擔著污染排放的舉證責任，這是實行綠色征稅的基礎，要促進環保部門與稅務部門間的相互合作，提高排污征稅的精準度，嚴厲打擊非法排污行為；同時，要逐步加大綠色GDP在地方政府考核中的權重，將地方排污量納入官員考核體系中，提高政府部門對污染排放的重視力度，提高污染減排的政策約束效應。