環境稅對企業綠色技術創新的影響
——基于政府質量和綠色購買的調節效應

甄 美 榮, 江 曉 壯

(江蘇大學 管理學院，江蘇 鎮江 212013)

一、問題的提出

《中華人民共和國環境保護稅法》在2016年12月通過立法，2018年1月起實施，直接向環境排放應稅污染物的企業等組織征繳環境保護稅，以達到減少污染物排放、保護和改善環境的目的，此前我國一直施行包括排污費在內的類環境稅。環境保護費改稅的目的還在于改變排污費制度下的執法剛性不足、強制性較差的現實狀況。環境稅對于企業來說首先是一種成本，在利潤追求和成本約束條件下企業一般會有3種選擇策略：一是壓縮產能，規避交稅，通過減少污染產品的生產和投入來減少污染物排放總量，是一種短期過渡行為；二是偷排污染物，但會使企業存在巨大的環境違約成本隱患；三是進行親環境的綠色技術研發與創新，降低污染排放[1]，是一種長期累積行為。那么實踐中，環境稅能否起到促進企業進行綠色技術創新的作用有待實證檢驗。

關于環境稅或類環境稅能否推動企業進行綠色技術創新，理論界形成了兩種基本觀點。一種是(類)環境稅對企業綠色創新有激勵補償效應。如曹霞通過政府、企業與消費者之間的3方演化博弈發現征收高強度的污染稅費能顯著促進企業綠色技術創新[2]。另一種是(類)環境稅對企業綠色創新有增加成本的“擠出效應”。如張倩構建了雙寡頭壟斷市場下企業技術決策的博弈模型，發現環境稅率的提高會增加企業生產的邊際成本，減少企業效益產出，進而削弱企業采納綠色技術的動機[3]。類似的，張平發現排污費的征收增加了企業的生產成本，對企業技術創新產生了顯著的“擠出效應”，抑制企業進行技術創新[4]。

也有學者認為(類)環境稅對企業的影響決于 “補償效應”與“擠出效應”兩者力量的對比[5]。李香菊的實證研究表明，隨著環境稅的增加，企業綠色技術創新水平提升，但到達一定水平后，若環境稅繼續增加，企業會因為稅負超過所能承受的能力范圍而減少綠色技術創新[6]。徐瑩瑩構建了企業低碳技術創新模式選擇博弈模型，發現碳稅的實施強度會影響到企業低碳技術創新策略的選擇，企業只有當低碳技術創新策略的收入大于投入成本時才會進行低碳技術創新[7]。李婉紅的實證研究發現污費制度對綠色技術創新的推動效果存在空間差異，即經濟發展水平高的省份推動效果明顯，而經濟發展水平落后的省份抑制了排污費制度對綠色技術創新的推動效應[8]。

上述研究為深刻理解環境稅與企業綠色技術創新間的關系提供了豐富的理論支持，但結論并不一致。原因有如下兩方面：一方面是在研究方法上，不少學者采用博弈模型，結論需要實證數據檢驗；另一方面則是忽略了對“補償效應”和“擠出效應”有重要影響的綠色消費環境和地方政府環境。地方政府和居民綠色消費水平是企業綠色技術創新必然要面對的政府和市場環境[9]。企業綠色技術創新本身具有不確定性、溢出性的正外部性特征，需要地方政府通過研發補貼、產權保護等措施內化技術創新的正外部性，現實中卻有地方政府環境監督責任的不到位[10]，為了謀求GDP增長及財政收入最大化而采取放寬環境稅征管的消極手段。同時，企業綠色技術創新也需要消費者綠色購買從多個方面向企業傳遞信息，對其產生市場競爭性激勵，進而影響其決策行為。因此，將地方政府質量和消費者綠色購買納入到環境稅對企業綠色技術創新的作用機制中，深化政府和消費者對企業行為的研究，以期從政府、消費者和企業3方互動的實證研究來探究環境稅與企業綠色技術創新間的關系。

本文可能的創新點有：(1)將企業綠色技術創新區分為綠色工藝創新和綠色產品創新，并分析環境稅通過成本導向和信息導向對其的影響；(2)引入對“成本”和“信息”有重要影響的地方政府質量和消費者綠色購買，解析其在環境稅對企業綠色技術創新影響中的作用。

二、作用機制及研究假設

面對嚴重的環境污染問題以及生態文明建設目標，企業綠色技術創新是推動工業行業節能降耗和CO2減排、提高全要素生產率的關鍵技術路徑[11]，但它在尋求環境和經濟雙贏格局的同時也有雙重“外部性”特征，即企業污染排放帶來的負外部性和由于技術創新本身溢出性的正外部性，需要政府實施環境規制手段來降低環境負外部性，并通過研發資助、產權保護等措施[12]內化技術創新的正外部性。環境稅作為一種基于市場的環境規制手段，成為眾多國家采取的政策手段之一。

1.環境稅與企業綠色技術創新

環境稅是由政府征收的具有強制性和無償性并與環境保護相關的稅收和收費的總稱。綠色技術創新是遵循生態經濟發展規律，以實現產品生命周期總成本和生態負效應最小化為目的的技術創新。一般情況下，環境稅通過成本導向和信息導向路徑來影響企業綠色技術創新。首先是成本導向，環境稅將企業排污增加的社會成本內化到企業，增加了其環境污染產品生產要素的投入成本，進而改變其成本收益比；其次是信息導向，環境稅的起征向企業傳遞出生產效率低下和強烈的減排降耗信號[13]，同時隨著低碳市場的興起，企業的利益相關者，如供應商、銷售商、消費者等也會重新評估該企業生產經營的合法性，迫使企業開始謀求綠色轉型升級之路。

當環境稅征收強度適度時，環境稅的信息導向作用相對顯著，對企業綠色技術創新具有驅動和激勵作用。企業為獲取競爭優勢，會從生產工藝和終端產品兩方面入手來進行技術創新，降低排污成本。一方面，面對被征收稅賦的污染產品和生產線，企業為追求利潤最大化而不得不調整現有產品結構和生產規模，積極優化生產方式，從而提高能源利用率，降低廢棄物和污染物的排放[14]，給企業帶來技術創新的正向效應。另一方面，由于近年來環保理念逐漸深入人心，較早開展綠色產品創新的企業能夠顯著提升其社會聲譽和形象，并獲得利益相關者的支持，比如獲得更多的“綠色信任”和“綠色投資”等。企業通過增加產品的差異化優勢，率先搶占市場從而為競爭對手設置障礙，擴大其市場份額，除了贏得“先行者優勢”外，企業符合環保標準的環保產品也會因為相較競爭對手而言成本的減少而增加產量，最終提高產品市場占有率來幫助企業獲得“創新補償”收益以抵消遵循成本[15]。

然而當環境稅征收強度超過一定水平后，成本導向則更加明顯，會阻礙企業綠色技術創新。一方面，過高的稅收負擔會降低企業的實際收益，迫使企業從利潤和技術創新投入中抽調資金用于治理污染排放物，如Kemp和Pontoglio研究發現，環境稅征收力度的加強迫使企業購買污染處理設備，并隨之增加相應的人員管理培訓費用，減少了對技術創新的投入[16]，對企業生產工藝的創新投入產生強烈的擠出效應。同時Evans和Leighton研究認為，過高的稅收負擔會減弱企業“創新、創業”的熱情[17]，企業實際收益的下降，無法有效激勵企業內在治理動機，從而降低企業對綠色生產工藝的研發和采納意愿[18]。另一方面，企業自主創新具有周期長、投入較大、收益不確定等特征[19]，企業產品創新本身具有較高的投資風險，過高的稅收負擔會進一步加劇其面臨的融資約束難題，減弱企業進行綠色產品創新的動力。由此可見，環境稅會因其額度變化而產生信息導向和成本導向作用強度的不同，進而對企業綠色產品創新和綠色工藝創新產生不同的影響，故提出假設1：

H1a：環境稅對企業綠色產品創新具有先正向后負向的倒“U”型影響；

H1b：環境稅對企業綠色工藝創新具有先正向后負向的倒“U”型影響。

2.政府質量的作用

政府質量是地方政府治理水平的真實反映，其高低主要體現在向社會提供公共服務、營造生態宜居環境、完善法律制度和稅費體制等社會經濟生活的各個方面。作為國家政策落實的主體，我國地方政府掌握資源要素并擁有干預資源分配的權力，其質量的高低不僅影響到環境稅政策的制定與執行，決定著財稅資源的分配效率，還影響到環境稅政策對企業綠色技術創新的效果[20]。

地方政府法律法規體系的高效執行，為環境稅政策引導企業綠色技術創新提供了良好的制度保障和創新環境[21]。具體來說，高質量的政府可以通過加強知識產權保護、給予稅費減免和搭建合作研發平臺等手段來降低企業外部環境的不確定性，增強企業信心和各經濟主體之間的信任程度。考慮到需要占用大量資金去購買或研發環保設施和環保技術，卻無法給企業帶來更多的直接經濟收入，企業往往不會主動加大對綠色環保技術的投資。因此，高質量的政府可以促進地方金融體制改革和金融市場的發展，通過降低市場各經濟主體間的信息不對稱和交易成本,幫助企業擴大融資渠道，緩解企業融資難題，引導企業進行綠色工藝和產品創新，推動企業綠色生產效率和區域環境質量的提升[22]。其次，我國將生態文明建設水平納入到地方政府考核體系中，高質量的政府可通過嚴格落實環境稅政策，引導企業積極開展綠色工藝和產品創新來降低本地區污染排放規模和強度[23]。同時，政府作為重要的公益性消費群體，其綠色采購通過直接創造對清潔產品的需求來刺激企業開展綠色產品創新[24]。

進一步而言，高質量的政府發布的這些引導性創新政策一般呈現出一種“上下聯動”的體系特點，其政策內容基本涵蓋了企業從技術創新到成果轉化再到產品市場推廣等的價值創造全過程，鼓勵地方企業通過良性競爭方式來獲取地方政府的政策性資源，營造出一種欣欣向榮的市場局面。

但實際上，部分研究也表明，我國生態環境治理效果不明顯的一個主要原因在于地方政府的政策執行上。在謀求地方GDP增長及財政收入最大化的目標導向下，低質量的政府會有強烈的動機與本地企業進行合謀，放任其對高污染、高能耗產業的投資，以謀求當地經濟的短期迅速增長；或者采取放寬環境稅征管、弱化對轄區內企業排污行為的約束等消極手段，最終降低了環境稅政策對企業綠色技術創新的實施效果[25]。綜上所述，有差異的地方政府質量會明顯的作用于環境稅的成本導向強度和信息導向強度，進而影響企業綠色產品創新和綠色工藝創新，因此提出假設2：

H2a：政府質量在環境稅對企業綠色產品創新的倒“U”型影響中起調節作用；

H2b：政府質量在環境稅對企業綠色工藝創新的倒“U”型影響中起調節作用。

3.綠色購買的作用

綠色購買是指消費者在購買過程中對產品相關環保屬性或特點的考慮及其購買活動，特別是對環境友好產品或綠色產品的實質性購買。Horbach和Cleff認為潛在的綠色市場是導致企業進行綠色創新的重要因素[26-27]，但由于消費者和生產商之間存在產品工藝信息的不對稱，消費者更加關注企業綠色產品的“碳標簽”信息，而對企業綠色工藝創新并不敏感[28]。消費者綠色購買很大程度上會影響環境稅與企業綠色產品創新決策的關系。首先，從“需求決定論”來說，當企業感知到的政府、社會組織及其他消費者對其綠色產品的期望越大時，就越能促進其綠色創新行為的實施[29]。比如，消費者增加對無污染、低耗能綠色產品的購買時，企業會根據消費者需求創造新的產品和服務，將綠色創新產品投放到市場中來滿足消費者的綠色需求。李廣培研究發現，當消費者傾向于購買對功能質量較高的環保產品時，制造商會更多地從事相應的再制造活動[30]。其次，若市場對綠色新產品有較高的認可和評價，企業便能獲得市場好感和相對于競爭對手而言較高的溢價能力。這些優勢的獲得將使企業及其產品更具競爭力，企業將不斷地更新技術知識來響應變化的市場，提升綠色產品的服務效率和消費者對企業的“綠色信任”。同時在市場機制作用下，這也將刺激更多的企業參與到綠色產品創新的過程中[31]。因此，可以看出消費者的綠色購買擴大了環境稅的綠色信息導向的作用強度，激勵企業進行綠色產品創新的效應。然而，環境稅的征收和企業進行綠色產品創新使企業增加額外的生產成本。為保證一定的盈利，企業會將這些成本轉移到產品價格里來分攤稅收，當產品價格超過消費者的支付意愿時，消費者便會減少相應的綠色購買活動[32]，由此可見，環境稅和消費者綠色購買行為交互影響企業綠色產品創新活動。因此，本研究提出假設3：

H3：綠色購買在環境稅對企業綠色產品創新的倒“U”型影響中起調節作用。

環境稅對企業綠色技術創新的影響路徑如圖1所示。

圖1 環境稅對企業綠色技術創新的影響路徑圖

三、研究設計

1.變量設定

主要變量及描述如表1所示。

表1 主要變量描述

綠色產品創新(GPI)。綠色產品創新是指在產品整個生命周期中通過研發設計和生產出的符合環保要求的綠色產品，強調產品在整個生命周期中各階段的節能降耗。因此，本文用單位能耗的新產品銷售收入來度量綠色產品創新，比值越大，綠色產品創新程度越高。

綠色工藝創新(GTI)。綠色工藝創新主要是指通過工藝技術改造、工藝設備更新、廢物回收利用等途徑，有效減少污染物的產生和排放，從而降低工業活動對環境的破壞。由于綠色工藝創新主要集中于對生產過程中綠色工藝技術、綠色工藝設備的研發、購買和引進等，因此，本文選用R&D經費內部支出與技術改造經費投入之和來度量綠色工藝創新，投入越大，越有利于綠色工藝創新。

環境稅(ER)。在正式實施環境稅之前，我國一直采用的是類環境稅費，故本文將我國已有稅種中關于環境污染和生態保護的部分納入考慮，包括車船稅、土地使用稅、耕地占用稅、城市維護建設稅、車輛購置稅、資源稅及排污費，并將以上稅費加總來衡量環境稅。

政府質量(GQ)。選取樊綱編寫的《中國市場化指數》中的知識產權保護指數、縮小政府規模指數分別度量各地方政府的知識產權保護水平、維護正常市場活動水平[33]。采用上述分項指數的平均數計算得出各地方政府的綜合政府質量指數，數值越大，則表明地方政府的質量越高[33]。

綠色購買(GP)。本文中綠色購買是指消費者形成的實質購買，并不是購買行為或購買意愿與態度。已有研究表明，消費者對綠色產品的態度、偏好和他們的實際購買并非完全一致[34]，消費者的綠色購買結果對企業綠色技術創新的影響更為直接。本文采用單位能耗的企業利潤總額來衡量。其中利潤是指企業在一定會計期間內生產經營過程中各種收入扣除各種耗費后的盈余，已經剔除了包括環境稅費在內的成本。所以，單位能耗的企業利潤總額能夠反映實質綠色購買結果。

控制變量。考慮到對企業綠色技術創新的影響，本研究的控制變量包括各省外商直接投資(FDI)、人力資本投入(EDU)、產業結構(SI)和自然資源稟賦(RE)。其中外商直接投資采用各省實際外商直接投資額；人力資本投入采用各省R&D人員數量；產業結構采用第二產業占GDP的比值；自然資源稟賦的測量度參考前人研究[35]，選取各省份工業行業中的石油開采行業、煤炭采選行業、有色金屬采選行業、黑色金屬采選行業、非金屬礦采選行業等能源工業，并采用以上能源工業總產值與各省人數的比值來表示自然資源稟賦的度量指標。

2.樣本選擇與數據來源

本文采用我國30個省、市、自治區(數據未包括西藏自治區和港澳臺地區)2005～2017年規模以上工業企業的面板數據進行實證檢驗。環境稅數據來源于《中國稅務年鑒》和《中國環境年鑒》；綠色技術創新數據來源于《中國科技統計年鑒》《中國工業統計年鑒》等；產業結構、人力資本投入、外商直接投資和政府質量等數據來源于《中國統計年鑒》和各省市統計年鑒；自然資源稟賦數據來源于《中國能源統計年鑒》。

另外，考慮到環境稅的實施可能存在滯后影響，即環境稅從實施到引發企業的綠色技術創新活動，并最終帶來節能減排的效果，整個過程往往需要一段較長的時間。控制變量的考慮應盡量全面，但仍可能有遺漏或難以度量的變量，這將導致隨機誤差項里包含影響綠色技術創新的因素。因此，為盡可能地解決上述問題，在建立面板數據回歸模型時，本研究將被解釋變量綠色產品創新和綠色工藝創新作滯后一期處理。

3.固定效應回歸模型構建

關于面板數據回歸模型的選擇，由于本文的研究樣本覆蓋了30個省份規模以上工業企業的面板數據，因此更適合采用固定效應模型。同時，通過對下述3個模型進行Hausman檢驗，結果均顯著通過檢驗，進一步證明了本研究選用固定效應模型的合理性。于是基于前文的作用機制和研究設計，本文構建固定效應回歸模型如下：

(1)

(2)

(3)

其中，CONit和εit分別表示模型中的控制變量和隨機擾動項。模型(1)和模型(2)表明的是環境稅和綠色產品創新的關系，并驗證政府質量和綠色購買在其間的調節作用，如果β1和β2顯著，且β1大于0、β2小于0，則證明H1a成立，即環境稅與綠色產品創新之間存在倒“U”型關系；模型(3)表明的是環境稅與綠色工藝創新的關系，并驗證政府質量在其間的調節作用，同理，如果β1和β2顯著，且β1大于0、β2小于0，則證明H1b成立，即環境稅與綠色工藝創新之間存在倒“U”型關系。

四、實證結果分析

1.單位根檢驗、描述性統計和相關性分析

在進行固定效應回歸分析之前，為防止結果可能出現的估計偏差、假設檢驗失效和偽回歸等問題，首先要確保面板數據的平穩性，因此，本文采用Stata12.0對面板數據進行單位根LLC檢驗。結果如表2所示，本研究中所有變量均通過了單位根檢驗，即所有變量均為平穩變量。接下來對所有變量進行描述性統計和相關性分析，表2中的相關性檢驗說明各變量間并不存在嚴重的多重共線性問題[36]，可以展開后續分析。

表2 單位根檢驗、描述性統計和相關性分析

2.非線性關系檢驗

表3列出了本文的第一組假設H1的檢驗結果，被解釋變量分別為綠色產品創新(GPI)和綠色工藝創新(GTI)。模型1和模型4中只有控制變量被納入檢驗模型；模型2和模型5中控制變量和環境稅同時被納入檢驗模型；模型3和模型6中控制變量、環境稅及其二次項同時被納入檢驗模型。

表3 環境稅對企業綠色技術創新的固定效應模型回歸結果

模型2和模型3顯示，環境稅一次項在P=0.000的水平上顯著為正，二次項在P=0.037的水平上顯著為負，表明環境稅與綠色產品創新之間存在倒“U”型關系。隨著環境稅的增加，企業綠色產品創新水平也隨之提升，但當環境稅到達一定高度，環境稅的增加只能導致企業綠色產品創新水平的下降，這與本文的理論分析一致，即假設H1a得到驗證。這一結果表明，政府制定實施環境稅政策，向社會釋放出節能減排的信號，企業隨之做出反應，較早開始產品創新的企業更容易受到社會和市場參與主體的關注，也更容易在市場占有率的刺激下開展更多的創新活動。企業的創新活動與其成本息息相關，當環境稅費逐漸變高時，過多的成本負擔將對企業的創新投入產生強大的擠出效應，創新補償效應難以彌補企業逐漸增加的成本支出，與此同時，創新風險和不確定性的增加最終迫使企業減弱甚至停止相應的產品創新活動。

模型5和模型6結果顯示，環境稅的一次項在P=0.041的水平上顯著為負，環境稅的二次項在P=0.000的水平上顯著為正，這表明環境稅與綠色工藝創新實際上存在著 “U”型關系，只有當環境稅提高到一定水平后，才能引起企業綠色工藝創新水平的提升，這與假設H1b不同。其原因可能是，相較于產品的綠色創新而言，生產工藝的綠色改造是一個較大的成本投入，無法在短期內直接產生收益。當政府征收的環境稅水平較低，低于企業用于綠色工藝改造的成本投入時，在利益最大化的驅動下，擴大規模效率成了此時企業的首要考慮，企業會主動接受稅收懲罰而不主動進行生產工藝及流程的改造，這時環境稅無法有效約束企業的排污行為，面臨著失效的窘境。反之，當環境稅征收力度較大，相關標準越來越嚴格時，一方面，企業沒有一定的污染物處置和利用能力，不能達到相應的排污標準，可能會面臨重罰、停產或者被強制退出市場的風險；另一方面，隨著環境稅的提高，企業的排污成本也在逐漸增高，企業在利益的驅使下，不得不通過增加R&D經費內部支出與技術改造經費投入，進行工藝流程的綠色改造或排污設備的更新換代來減少污染排放和稅收負擔，此時環境稅的倒逼效應得以彰顯。

由模型3和模型6得出的環境稅與綠色產品創新、綠色工藝創新的非線性關系，并基于已有數據，本文進一步計算出兩條曲線拐點處的環境稅數值分別為11.291和2.201，如圖2所示。也就是說，環境稅數值在2.201到11.291的區間內，能夠對綠色產品創新和綠色工藝創新均產生正向作用。

圖2 環境稅與綠色技術創新

3.政府質量對環境稅與綠色產品創新的調節作用

表4列出了假設H2和H3的檢驗結果，其中模型7和模型11只有控制變量和調節變量政府質量被納入模型；模型8和模型12納入環境稅及其二次項與政府質量的交互項；模型9將控制變量和調節變量綠色購買納入模型；模型10納入環境稅及其二次項與綠色購買的交互項。

表4 政府質量和綠色購買對企業綠色技術創新的調節效應檢驗

模型7中，在環境稅及其二次項和其他變量被控制的情況下，環境稅與綠色產品創新的倒“U”型關系依然顯著成立。另外，政府質量對綠色產品創新的回歸系數不顯著(β=2.31，P=0.135)，這說明政府質量并不能直接促進企業綠色產品創新水平的提升。模型8中，環境稅的二次項與政府質量的交互項系數為0.177，其P值為0.08，在0.1的水平上顯著，高政府質量下和低政府質量下的環境稅與綠色產品創新都呈倒“U”型關系。相較于低政府質量的倒U型曲線，高政府質量下的倒“U”型曲線的拐點呈現出較大幅度向右向上移動趨勢，如圖3所示，這也意味著在倒“U”型關系拐點之前，政府質量強化了環境稅和企業綠色產品創新之間的正向聯系。政府制定完善的知識產權保護的法律法規體系，公平公正地執行相關法律法規，向企業等經濟主體提供高水平的知識產權保護；另外地方政府縮小政府規模，減少對企業的干預，主動讓位于市場，讓企業真正發揮市場主體的作用。這些舉措保障了企業作為創新主體的合法權益，推動企業根據市場環境的變化和自身的長遠發展來自主開展產品創新活動。總而言之，環境稅與企業綠色產品創新的倒“U”型關系拐點在較高的政府質量幫助下達到了更高的創新水平，同時推遲了環境稅與企業綠色產品創新的倒“U”型拐點的到來，這相當于擴大了環境稅與企業綠色產品創新的正向區間。因此，假設H2a得到驗證支持。

圖3 政府質量對環境稅與綠色產品創新的調節作用

4.政府質量對環境稅與綠色工藝創新的調節作用

模型11顯示，環境稅與綠色工藝創新的正“U”型關系依然顯著成立。另外，政府質量對綠色工藝創新的回歸系數不顯著(β=0.048，P=0.519)，說明政府質量并不能顯著地直接促進企業綠色工藝創新。模型12顯示，環境稅的二次項與政府質量的交互項系數為-0.0134，其P值為0.006，在0.01的水平上顯著。高水平政府質量下與低水平政府質量下的環境稅與企業綠色工藝創新均呈正U型關系，相較于低水平政府質量，高水平政府質量下的U型曲線拐點呈現出較大幅度的向左向上移動趨勢(如圖4所示)。也就是說，高質量的地方政府管理可以促進拐點在更高的水平上提前到來，間接地擴大了環境稅與企業綠色工藝創新的正向區間，幫助企業開展更高水平的綠色工藝創新。

從圖4可以發現，在高政府質量的調節作用下，正“U”型曲線的斜率變小，意味著在正“U”型關系拐點到來之前，高政府質量可以減弱環境稅對于企業綠色工藝創新的消極影響。在環境稅征收初期，高質量政府積極履行相應職責，如積極宣傳和秉公執行環境稅政策，引導地方企業正確解讀政策內涵并開展綠色工藝創新，達到節能減排保護環境的目標。高質量的政府通過加強知識產權保護力度可以維護企業正當的創新權益，調動企業綠色工藝創新的積極性。相較于低質量政府，高質量政府采取的各種舉措最終幫助在企業“U”型曲線的最低點處(即拐點)依然獲得了較高水平的綠色工藝創新。

圖4 政府質量對環境稅與綠色工藝創新的調節作用

5.綠色購買對環境稅與綠色產品創新的調節作用

模型9中，綠色購買對綠色產品創新的回歸系數為15.960，其P值在0.001的水平上顯著，說明在其他條件不變的情況下，消費者綠色購買程度越高，越能刺激企業進行綠色產品創新。模型10中，環境稅的二次項和綠色購買的交互項系數為0.201，其P值為0.085，在0.1的水平上顯著，低綠色購買水平下的環境稅與綠色產品創新仍為倒“U”型關系，但高綠色購買水平下的環境稅與綠色產品創新呈正“U”型關系，如圖5所示，在實際環境稅為正數的情況下，相較于低水平綠色購買，高水平的綠色購買和環境稅的互動會極大地提升企業的綠色產品創新績效，這也表明市場需求具有強大的推動作用。

圖5 綠色購買對環境稅與綠色產品創新的調節作用

在高水平消費者綠色購買的調節作用下，環境稅與企業綠色產品創新之間的關系呈單調遞增狀態，這意味著，環境稅征收水平越高，越能激勵企業進行綠色產品創新活動。環境稅的征收向企業傳遞出多種信號，前文已經有較多描述，故此處著重探討一下消費者的綠色購買作用。第一，從供求關系來看，市場上消費者青睞和購買綠色產品，直接向企業傳遞出產品改革升級的方向，幫助企業及時調整產品結構和規模以快速響應消費者需求。第二，消費者的購買活動能夠給企業帶來較多的盈利，健康的現金流活動一方面幫助企業彌補成本支出，獲得較大的創新補償效應；另一方面則大大降低了企業產品創新所面臨的風險。第三，消費者對于綠色產品的大量購買活動提高了企業的市場預期水平，刺激企業加大產品創新的投入，同時減少因環境稅收成本支出而產生的擠出效應。眾多因素的共同作用極大地刺激了企業的綠色產品創新積極性，相應地企業綠色產品創新產出也呈現出越來越高的態勢。

五、結論與啟示

本文將企業綠色技術創新細分為綠色工藝創新和綠色產品創新，以 “成本導向”和“信息導向”來分析環境稅的影響路徑。實證研究表明，在不同政府質量環境和綠色消費環境中，環境稅對企業綠色工藝創新和綠色產品創新有截然不同的作用，主要結論如下：

(1)在不同的環境稅征收水平下，企業對于綠色產品創新和綠色工藝創新有著不同的偏好，環境稅對企業綠色產品創新和綠色工藝創新都存在非線性作用，但是作用方式并不相同。環境稅對企業綠色產品創新存在倒“U”型作用，而對企業綠色工藝創新存在正“U”型作用。從研究結果來看，環境稅在2.201到11.291的征收區間內，能夠對企業綠色產品創新和綠色工藝創新均起到正向作用。

(2)地方政府質量很關鍵。研究數據表明，我國各省的地方政府質量水平差異明顯，相對于低政府質量，高水平的政府質量能夠明顯地提高同一水平環境稅對企業綠色產品創新和綠色工藝創新的正向作用水平。

(3)綠色消費市場的積極推動作用。各省、市、自治區消費者的綠色購買水平同樣存在較大差異，相對于低水平的綠色購買，較高水平的綠色購買能夠改變環境稅對綠色產品創新的作用方式。在實際環境稅為正數、高水平綠色購買的情況下，環境稅能夠正向促進企業產生更高水平的企業綠色產品創新。

綠色工藝創新和綠色產品創新是兩個截然不同的過程，綠色工藝創新相對來說更加隱性，是無法短期產生價值的成本投入，而綠色產品創新則是能夠獲取未來市場，相對顯性的創新過程。因此，若要全面推動企業兩方面的創新，必須要從政府的監管與支持和消費需求兩方面入手。故提出以下3點建議。

第一，設置環境稅的合理區間。實現節能減排，發揮稅收作用驅動綠色技術創新，并逐步淘汰落后排污技術是環境稅的根本。環境稅并不只是“污染者負擔”，更是引導企業進行利生態綠色技術創新的經濟手段，其額度的設置要在考慮治污成本的同時兼顧企業的承載能力和減排技術改造的成本，因此需要有合理的征稅區間來同時促進工藝過程和最終產品的綠色技術創新。

第二，地方政府加強自身質量的建設，建立親環境的長效考核機制。地方政府是落實國家政策、進行環境治理的重要主體，對于環境稅的執行與落實起到了關鍵的作用，同時提供的知識產權保護、政策以及資金支持也為企業綠色技術創新構建了良好的政策環境。然而，各省級地方政府的政策執行力度、公共管理水平以及給予企業的發展環境存在著顯著差異，一般這種差異與各省的經濟實力以及績效考核理念緊密相關。雖然目前“唯GDP”考核理念已有較大改觀，但仍缺乏一種親環境的長效考評機制，在績效考評機制的設計中，不能因過分強調GDP等硬性指標而忽視生態保護、技術創新投入等軟性指標；亦不能過分強調地方政府政績和地區發展的眼前利益而忽視民眾福利和長遠利益。同時在現實中，地方經濟的發展與其自然稟賦和地理位置有很大關系，越是經濟欠發達的地區越傾向于犧牲生態環境來獲取經濟發展，因此，考核機制的制定要有一定的梯度。

第三，市場需求仍是最有效的動力。研發創新最初的動力來源于市場需求，強有力的綠色消費是企業綠色技術創新的強大推動力。目前我國實質性的綠色消費水平并不高，消費者并沒有積極地傾向于購買循環再利用產品，或者親環境但弱功能的產品。究其原因在于價格優勢是綠色產品進入市場的“導入”優勢，而現實中卻是綠色創新產品由于成本較高導致其價格在短期內不存在優勢，使得消費者仍然選擇購買性價比較高的傳統產品。這就需要政府給予一定需求側的價格補貼，引導綠色消費，培育消費者長期的綠色消費思維和行為。