環境保護稅對企業績效的影響研究：基于稅額標準的提高

龍鳳 ，葛察忠，林菲，連超，畢粉粉，胡天貺

（1.生態環境部環境規劃院，北京 100012；2.中央財經大學，北京 100081；3.中國人民大學，北京 100872）

引言

環境稅的研究可追溯至阿瑟·庇古的庇古稅理論，他認為征收庇古稅有利于將排污者的資源環境成本內部化，是處理環境污染問題的重要經濟抓手。環境稅的概念有廣義和狹義之分[1]，經濟合作與發展組織（OECD）、國際能源機構和歐盟委員會[2]將環境稅定義為“政府征收的具有強制性、無償性，針對特別的與環境相關稅基的任何收入”。相關稅基包括能源產品、機動車、廢棄物、實測或估算的污染物排放量、自然資源等，即廣義的環境稅。狹義的環境稅是指以保護環境為主要政策目標、獨立開征的環境稅稅種。2016 年我國頒布《環境保護稅法》，2018 年1 月1 日正式開征環境保護稅。環境保護稅是我國首個以環境保護為政策目標的獨立稅種，對大氣污染物、水污染物、固體廢物和噪聲4 大類污染物、共計117 種污染因子進行征稅，是我國利用經濟手段激勵企業減少污染物排放和保護環境的重要舉措，也是綠色稅制建設的重大突破，同時對全球構建綠色稅制具有重要意義。

我國環境保護稅是由排污費改革而來，法律剛性大大增強，征收率有所提高，同時相當一部分省份相比排污費時期提高了稅率。因此環境保護稅的開征是否會對企業的財務績效產生影響？如果有影響，是正向的還是負向的？解答這些問題是評估環境保護稅政策的關鍵之一，也是為我國未來環境保護稅政策改進方向和力度提供思路。本文利用2018 年開征環境保護稅政策作為準自然實驗，從環境保護稅稅額標準提高的角度，基于2016—2019 年上市公司數據，利用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）方法，探究環境保護稅對企業績效的影響。為了驗證結果的穩健性，本文做了三重差分等穩健性檢驗。同時，基于企業所有權性質和所屬地區發達情況分組，進行異質性檢驗。本文的貢獻是：一是基于全國各行業的數據評估了現行環境保護稅的經濟效應，探索進一步完善環境保護稅的途徑。二是彌補了已有環境規制對企業生產經營作用研究的不足，綜合運用PSM-DID 和三重差分方法（DDD）進行分析，豐富了研究對象和研究方法。

1 文獻綜述

近年來，國內外關于廣義環境稅對企業績效影響的研究結果可以分成三類：

一是根據新古典經濟學的理論，認為環境稅是一種規制壓力，迫使企業增加減排投入，對于高污染企業來說，排污程度越高，需要承擔的稅收負擔和企業成本就越高，在一定程度上會降低企業生產率的提高和影響企業發展[3-5]、企業盈利能力[6]和企業競爭力[7]。在環境保護稅征收初期，由于稅費標準低于閾值，企業面臨較大的處罰壓力，排污產生的成本大于相對應的收益，落后產能和過度排污企業將被市場淘汰[8,9]。環境保護稅加重了企業負擔，短期內對經濟增長有輕微抑制作用[10]。舉例來說，對燃煤熱電廠征收二氧化碳排放稅會造成大量的太陽能發電廠取代舊熱電廠的情況[11]。美國為“精煉煤”提供近10 億美元的稅收抵免，反而增加了企業成本和煤炭使用量[12]。

二是根據波特假說，認為環境規制通過刺激企業增加創新投入、研發支出，能夠抵消成本，增加企業生產率和企業績效[13]。環境稅作為環境規制中最為有效的手段之一，對企業績效有著激勵和促進作用。如Abdullah 等[14]認為環境稅帶來的處罰壓力和稅收負擔，會倒逼企業節能減排和優化經濟結構，生產綠色產品以獲得新的可持續盈利點。Gaigné 等[15]發現碳稅稅率的逐步變化會影響投入的相對交付價格，使得企業有動力在投入數量之間重新分配其設施和替代品。Yi 等[16]認為排放稅和聯合稅收補貼能有效提高企業綠色創新投資水平，提高企業長期績效水平。周文山等人[17]基于2007—2017 年中國上市企業數據，研究發現環境保護政策對企業績效有顯著的促進作用，并且企業創新投入在此關系中發揮了顯著的中介效應功能。畢茜等[18]和賀娜等[19]分別利用分位數回歸方法和面板回歸模型證實環境保護稅與企業綠色投資和綠色創新數量呈顯著正相關。

三是認為環境稅和企業績效關系不確定。一方面，考慮到企業異質性、環境外部性等因素的影響，有學者發現二者關系可能呈非線性的先減后增的倒U形[20]，或隨環境保護稅稅率高低先增后減，從“抵消效應”變為“補償效應”的正U 形[21]。另一方面，有研究發現只有合理的環境保護稅才會對企業績效產生激勵效應。例如，Glibert[22]利用投入—產出模型分析環境稅改革對58 個工業部門生產效應的影響，發現如果碳稅保持稅收中性，那么碳稅改革對工業企業生產影響較小。Mardones[23]評估了智利對工業來源征收二氧化碳稅的實施情況，發現過低或過高的稅率對企業的技術投入和成本沒有明顯影響。Adamou[24]認為謹慎的汽車碳稅將不會對企業利潤產生負面影響。我國現行的環境保護稅基本遵循“稅負平移”的原則，故大部分省份制定的環保稅征收標準與原排污費金額相比并不會有太大改革和差異，但對于污染治理投入少和排污費繳納不規范的企業來說，環保稅會加劇其污染排放的成本和企業負擔[25-28]。

綜觀近年來國內外學者在環境保護稅的微觀企業效應研究，普遍觀點認為，環境保護稅政策的實施會影響企業績效。同時，環境保護稅實施效果具有地域差異和企業股權性質差異。而學界爭論的焦點在于征收環境保護稅能否使企業投入的減排成本從“抵消效應”到“補償效應”，實現企業競爭力和企業績效的提高。上述文獻對環境保護稅的實施效應評估研究有著重要貢獻，但是仍存在一些不足，一方面是現有環境保護稅文獻多基于排污費、環境政策數量等來研究，普遍運用其他稅費的代理數據來評估環境保護稅效應，忽略了環境保護稅的特殊性和階段性，因此得出的結論缺乏可信度。另一方面是以往研究更多運用多元回歸、動態一般均衡模型（CGE）等方法，不僅忽略了內生性問題，影響研究結果的準確性，而且無法直接分析環境保護稅的微觀企業效應，難以考察現實情況下環境保護稅的實際效果。因此本文基于2016—2019 年上市公司數據，運用PSM-DID 和三重差分等方法探究環境保護稅對企業績效的影響，一定程度上解決了內生性問題，使研究結論更具準確性和科學性，不僅豐富了評估環境稅收政策實施效應的方法體系，而且為中國環境保護稅的落實和綠色稅收體系的構建提供了理論基礎和改進建議。

2 數據與方法

2.1 研究假設與樣本

根據新古典經濟學觀點，環境保護稅作為一種規制壓力，使資源從傳統的“生產”用途轉向“治污”用途，不僅增加了私人成本和企業負擔，使企業在短期內生產效率倒退，降低企業競爭力，甚至會給經濟發展帶來負面影響。環境稅收雖然實現了環境外部成本內部化，但勢必會增加企業經濟負擔，抑制經濟發展[29-31]。2018 年我國進行環保“費改稅”，制定“多排污多征稅，少排污少征稅，不排污不征稅”的原則，并提高了征收標準，更能有效規范企業排污行為。秦昌波等[32]和李惠娟等[10]通過經驗研究發現環境稅對中國宏觀經濟發展和企業發展均有一定的抑制作用。環境保護稅的征收在短期內會導致企業經營成本和稅收負擔的增加，抑制了企業的生產率和財務績效。據此，本文提出假設：開征環境保護稅在短期內抑制了企業財務績效的增長。

各省份制定的環境保護稅稅額標準如表1 所示，部分省份相較于排污費提高了征收標準，其余省份則直接平移了排污費征收標準，這種稅額標準的區分就為本文提供了自然實驗，平移排污費標準的地區受到征收環保稅的直接影響較小，而提高征收標準的地區則直接受到征收環保稅的沖擊。因此，本文基于2016—2019 年深滬上市公司季度數據，將公司注冊地位于2018 年提高征收標準的北京、天津、山西、江蘇、河南、湖南、廣東等地的作為處理組，而公司注冊地位于直接平移排污費收費標準的遼寧、吉林、江西、甘肅、青海等地的作為控制組，并剔除動態變化的內蒙古、云南等地數據。最終獲得處理組數據20 947個，控制組數據12 734個，總共數據33 681個。

表1 全國各省份排污費與2019年環境保護稅征收標準對比 （單位：元/污染當量）

2.2 模型和變量

為了評估環境保護稅對企業績效的影響，本文基于環境保護稅稅額標準調整的自然實驗，選取2018年開征環境保護稅為政策時間節點，考慮到企業之間存在較大的異質性，直接進行差分得出的結果可能存在偏差，因此本文在進行DID 分析之前，先運用PSM 的分析方法，匹配出各方面特征與處理組相似的控制組，消除樣本選擇性偏差，使結果更加可信。最終本文的DID 方程如下：

式中，Yit是企業績效的代理變量，下標i和t分別表示企業和時間；Di表示企業是否位于環境保護稅稅額標準調整的地區，取值為1 代表屬于，取值為0 代表不屬于；Tt表示數據是否屬于2018 年1 季度及以后，取值為1 代表屬于，取值為0 代表不屬于；交互項Di×Tt表示是否屬于2018 年1 季度以后位于環境保護稅稅額標準調整地區的數據，取值為1 代表屬于，取值為0 代表不屬于；∑Xit表示控制變量；γt是時間固定效應；μi是地區固定效應；β3是本文關心的系數，表示環境保護稅稅額標準調整對企業績效的影響，基于前文理論分析本文假設β3是顯著且為負；β1表示企業位于不同環境保護稅稅額標準調整地區的績效差異；β2表示環境保護稅開征以后，稅額標準提高對企業績效的影響；?it為誤差項。

本文用總資產報酬率（ROA）和凈資產收益率（ROE）來衡量企業的財務績效。ROA 是以投資報酬為基礎來分析企業獲利能力，是評價企業資產運營效益的重要指標。ROE 反映了股東權益的收益水平，是衡量股東資金使用效率的重要財務指標。考慮到存在其他影響企業績效的重要因素，本文將公司股權結構和其他財務指標也納入控制變量當中，如企業年齡、技術人員人數占比、流通股比例、前十大股東持股比例合計、平減后的總市值、流動比率、速動比率、資產負債率、總資產周轉率等變量。具體如表2 所示。

表2 主要變量

3 基準回歸結果

3.1 描述性統計

表3 列出了處理組和控制組在開征環境保護稅前后的均值變化情況和差異。從表中可看到2018 年1季度以前處理組和控制組的ROA、ROE 均值差分別為-0.28%和-0.153%，受到環境保護稅稅額標準提高的影響，2018 年1 季度以后ROA 和ROE 的均值差擴大至-0.407%和-0.423%，從均值上表明環境保護稅稅額對企業績效有著抑制作用。

表3 描述性統計結果

3.2 實證結果

為了消除處理組和控制組中其他特征變量的異質性，本文先進行了PSM 分析。首先，進行平衡性檢驗，所有變量匹配后的P值均大于10%，表明匹配后的處理組和控制組不存在顯著的系統性差異，而且匹配后的標準誤均小于15%，說明匹配后的處理組和控制組分布具有一致性，PSM 分析滿足平衡性假設。其次，匹配后控制組和處理組在資產負債率、市凈率、員工總數等方面差異縮小，基本消除了異質性。此外，本文匹配后的83%樣本屬于共同支撐樣本內，滿足共同支撐范圍的條件。

實證結果如表4 所示，（1）列和（3）列D×T系數為負均不顯著，且加入控制變量的（2）列和（4）列結果也不顯著，說明在短期內環境保護稅稅額標準的提高對企業績效沒有顯著負影響。此外在控制變量中，總市值平減、速動比率和總資產周轉率與企業績效呈顯著正相關，這說明企業總市值越高，短期償債能力和營運能力越強，越能顯著增加企業績效。為了進一步證實結果的合理性，本文將在后文進行一系列的穩健性檢驗。

表4 基準回歸結果

3.3 穩健性檢驗

為了驗證基準回歸的可信度，本文運用三重差分、更換變量和數據等方法進行穩健性檢驗。

3.3.1 三重差分

前文雙重差分估計方法可能存在除了環境保護稅政策之外的其他政策，影響環境保護稅額標準提高和不變地區的企業績效，從而影響了回歸結果，使結果出現偏差，為了避免這一問題，本文使用三重差分的方法，從不受環境保護稅稅額標準調整影響的地區中再選擇一組處理組和對照組。本文依據申萬行業分類，將原對照組的樣本（位于環境保護稅稅額不變地區的企業）再次分組，屬于鋼鐵、化工等高污染行業的為處理組，屬于其他行業的為對照組。環境保護稅由于直接平移排污費標準的地區不受環境保護稅稅額提高的影響，因此第二對處理組和對照組的差異來源于其他政策的影響。將第一對處理組和對照組的差異減去第二對處理組和對照組的其他政策差異，就得到了環境保護稅政策的凈效應。

本文構建的三重差分模型如下：

式中，Pi代表是否屬于不受環境保護稅稅額標準調整影響地區的高污染行業企業，取值為1 代表屬于，取值為0 代表不屬于；交互項Di×Tt×Pi表示是否屬于2018 年1 季度以后位于環境保護稅稅額標準調整地區且屬于高污染行業的數據，取值為1 代表屬于，取值為0 代表不屬于；γt是時間固定效應；μi是地區固定效應；ηi是行業固定效應；β3是本文關心的系數，表示環境保護稅稅額標準調整對企業績效的凈效應。其余項意義同公式（1）。

如表5 所示，交互項Di×Tt×Pi的系數為正，且不顯著，說明通過三重差分的方法剔除了其他政策的影響后，環境保護稅稅額標準調整對企業績效仍然沒有顯著的影響。

表5 三重差分結果

3.3.2 更換指標和數據

引入稅額變化率作為核心變量進行多元回歸分析，運用主要大氣污染物稅額變化率和主要水污染物稅額變化率分別作為解釋變量，探究其對企業績效的影響，具體結果如表6（1）～（4）列所示，關鍵變量tax_gas 和tax_water 不顯著，表明無論是大氣污染物還是水污染物的稅額變化率對企業績效均沒有顯著影響。

其次，本文更換了被解釋變量企業績效的代理變量，改為用凈利潤營業總收入比例來衡量，結果如表6 的（5）列所示，交互項D×T的系數為負，但仍不顯著。最后本文使用原始數據再次進行雙重差分，結果如表6 中（6）列、（7）列所示，交互項D×T的系數為負，仍不顯著。至此，本文證實了環境保護稅對企業績效在短期內沒有顯著影響。

表6 穩健性檢驗結果——更換變量

導致環境保護稅短期效應較弱的原因主要有四個方面：一是大部分提高稅額標準的省份，提高幅度都不大；二是稅收優惠力度相比排污費時有所加大，減免稅額比例增加；三是環境保護稅的征收對稅務部門現代化征管能力和水平、與環保部門協同配合的能力提出了更高要求，而目前在信息共享、部門配合、征管能力方面都還在不斷磨合和完善過程中，征管力度還不強；四是VOCs 排污收費試點在環境保護稅開征時廢止了，弱化了環境保護稅對VOCs 排放的調控作用。

4 異質性檢驗

雖然全樣本的回歸結果是不顯著的，但是企業的所有權性質和所屬地區的經濟發展程度及市場化程度，也可能影響環境保護稅對企業績效的作用，從而對實證結果產生影響。

一方面，宏觀政策的實施效果受企業微觀制度制約，由于我國國有企業、非國有企業與政府之間的關系存在差異[33]，不同性質的企業受環境保護稅影響的程度不同。有研究認為非國企比國企受到環境保護稅影響更為顯著，因為國企在與地方政府協商時具備更強的議價能力，更可能獲得隱性優惠[9]。在治理環節上，國企面臨的環境約束較弱，受到的環境監管壓力較輕，管制壓力大部分落在了非國企身上[34]。但也有觀點認為國企比非國企更易受到環境保護稅的影響，民營企業股東和高管對于環境治理的企業社會責任缺乏積極性，且在稅收征管強度不大的情況下，股東和高管在協商環境戰略時會表現“合謀”傾向[35]。

另一方面，地區制度環境也會影響環境保護稅的實施。地區擁有較好的制度環境，環境配套政策較完善，市場配置資源的程度較高，市場環境相對公平，企業更能夠根據政策預期履行環境行為，環境保護稅更能有效地發揮調節和引導作用[36-38]。此外，地方制度環境越優良，政府環保投資的外溢性就越強，不僅有利于拉動經濟增長，更能拉動企業環保技術創新[39]。因此，基于企業所有權性質和所屬區域做異質性檢驗，有利于深入理解環境保護稅的作用機制和邊界條件。

（1）企業所有權性質。本文分別加入了兩個虛擬變量G與F，G代表如果屬于中央國有企業則取值為1，若屬于地方國有企業則取值為0。F代表如果屬于國有企業則取值為1，屬于非國有企業則取值為0，回歸結果如表7 中（1）列和（2）列所示，關鍵交互項D×T×G和D×T×F都不顯著，說明企業所有權性質對環境保護稅經濟效應的影響有限。

表7 異質性檢驗結果

（2）企業所屬地區。本文又引入了三個地區虛擬變量，E代表企業屬于北京、天津、江蘇等11 個東部地區城市，M代表企業屬于山西、安徽等8 個中部地區城市，W代表企業屬于廣西、四川等12 個西部地區城市，如果屬于則取值為1，否則取值為0。回歸結果如表7 中（3）列、（4）列所示，我們發現D×T×E的系數顯著為負，說明環境保護稅稅額標準提高使東部地區的企業總資產報酬率下降0.19%，凈資產收益率減少0.447%，降低了企業績效，而西部、中部的分組回歸結果都不顯著。東部地區的企業績效受環境保護稅影響顯著的結果，驗證了環境保護稅的實施具有區域效應，東部地區相較于中、西部地區有更為良好的制度環境，因此企業受到環境保護稅的影響就更為明顯，短期內環境保護稅稅額標準調整抑制了企業績效的發展。

5 結論與建議

本文基于2018 年中國開征環境保護稅的準自然實驗，利用PSM-DID 的方法探究環境保護稅稅額標準提高對企業績效的影響。實證結果顯示，在短期內環境保護稅稅額標準提高并不會對企業績效產生顯著的影響，這一結論在通過一系列的穩健性檢驗之后仍然成立。此外，依據企業所有權性質和所屬地區進行分組檢驗，結果表示在制度環境較好的東部地區，環境保護稅與企業的凈資產收益率和總資產報酬率呈顯著負相關，環境保護稅稅額標準提高1%，使東部地區的企業凈資產收益率減少0.447%，總資產報酬率減少0.19%，開征環境保護稅短期內抑制了東部地區的企業績效。

因此，本文提出以下改進建議：一是提高環境保護稅稅收征管協作機制和能力建設，運用現代征管方式，提高征管效率。二是推動地方積極研究調整稅額標準，使稅額標準向著與環境質量、污染物排放量呈負相關，與經濟發展狀況呈正相關方向靠攏。三是持續改進和完善環境保護稅制度，及時研究修訂應稅污染物及其當量值，重點研究將VOCs 類污染物綜合性表征指標如非甲烷總烴等納入征稅范圍。四是規范制度環境，提高市場化程度，尤其針對中、西部地區，更應著力加強法治文化和法治城市建設，推進市場化、法治化、國際化營商環境建設，營造公平的市場環境。