環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響

楊 潔，馬從文，劉運材

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412000）

一、引 言

我國“十四五”規劃和2035年遠景目標明確提出，要持續改善環境質量，增強全社會生態環保意識。自我國實施改革開放政策以來，經濟發展水平不斷提高，但隨之也頻繁發生各類環境污染事件，對生態文明建設造成了極大阻礙。雖然2003年頒布的《排污費征收使用管理條例》對促進我國污染治理工作有一定成效，但隨著經濟社會的發展該條例已經不符合新時代生態環境治理理念，因此，2018年1月1日我國正式實施《環境保護稅法》，以推動生態文明建設，加快綠色發展步伐，實現經濟發展和環境保護雙贏。

李克強總理在《2021年國務院政府工作報告》中指出，“十四五”規劃期間要著力提升發展質量效益，保持經濟持續健康發展。特別是當前存在的新冠肺炎疫情、中美貿易沖突等不確定性事件，更加凸顯了我國經濟轉型實現高質量發展的緊迫性。全要素生產率是衡量和評價經濟發展質量的重要指標，而企業又是市場經濟的微觀主體，微觀層面的企業全要素生產率改進對整體的全要素生產率提高有著重要的影響［1］。那么環境保護費改稅能否推動企業綠色轉型，從而提升企業全要素生產率？

1920年庇古在其編寫的《福利經濟學》一書中，首次提出環境保護稅這一概念［2］。在庇古研究的基礎上，學術界對環境稅能否實現環境紅利和經濟紅利進行了深入研究。環境紅利是指征收環境稅能夠改善環境，抑制企業污染物的排放［3］；經濟紅利是指實施環境保護稅政策能夠推動經濟增長和社會發展［4］。改革開放以來，中國政府并未實施環境保護稅政策，而是以征收排污費的方式代替環境保護稅，借以發揮環境治理作用。國內學者均認可排污收費制度能夠治理環境、實現環境紅利這一觀點［5-6］，但對其能否促進技術創新、推動經濟發展，以實現經濟紅利還尚存分歧［7-9］。

雖然有研究證明實施環境保護稅政策能推動經濟發展，實現經濟紅利［10-12］，但其研究結果都是基于外國經驗數據得到的，而我國實施環境保護稅政策能否實現經濟紅利還尚未可知。鑒于此，本文基于企業全要素生產率視角，將2018年實施的《環境保護稅法》作為外生沖擊，以2015—2020年滬深A股上市公司為研究樣本，研究環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響，探討實施環境保護稅政策能否同時實現環境紅利和經濟紅利。

本文的主要貢獻有：①以2018年實施的《環境保護稅法》為準自然試驗，運用雙重差分法，從企業全要素生產率的角度，研究環境保護費改稅政策的微觀經濟后果，拓寬了研究深度，為政府完善環境保護政策提供經驗數據；②厘清環境保護費改稅影響企業全要素生產率的作用機理，即環境保護費改稅可以通過促進企業技術創新和提高企業投資效率，實現全要素生產率的提升；③從市場競爭、企業規模和生命周期三個角度，探討環境保護費改稅對企業全要素生產率影響的異質性。

二、制度背景、理論分析與假設提出

（一）制度背景

借鑒西方國家治理環境的理念，我國于1979年在出臺的《環境保護法（試行）》中首次明文規定，如果企業排放的污染物超過標準，以超標排放污染物的數量和濃度征收排污費，為我國確立排污收費制度提供了法律依據。此后，為治理環境問題，我國在1982年和1988年先后出臺了《征收排污費暫行辦法》和《污染源治理專項基金有償使用暫行辦法》，并明確規定排放污染物的企業繳納排污費后，不免除排污企業的污染治理責任，環保部門以排污企業主動申報的排放污染物濃度、數量和種類為依據征收排污費，征收的排污費繳入地方財政，部分資金用于污染源治理。在原辦法改進完善的基礎上，2003年出臺實施了《排污費征收使用管理條例》，實現了超標收費向排污收費、單因子收費向多因子收費的轉變，并對排污費的繳入和使用加強審計監督。雖然《排污費征收使用管理條例》的實施在污染治理方面取得了一定成效，但仍有許多不足：首先，排污治理入不敷出的困境并沒有得到解決；其次，由于排污收費制度法律剛性相對較弱，在征收排污費過程中容易出現漏繳、欠繳等問題。為彌補排污收費制度的不足，我國于2018年實施《環境保護稅法》，以替代排污收費制度。

（二）理論分析與研究假設

企業全要素生產率是企業科技創新、組織制度完善、產品升級、管理水平提高的綜合體現［13］。學者們普遍認為，提升企業投資效率和技術進步是提高企業全要素生產率的關鍵［14-15］。一方面，當企業技術進步緩慢時，企業會提供同質化的商品，不能滿足消費者差異化需求，從而導致企業核心競爭力下降，抑制企業全要素生產率上升［16］。提高企業創新能力不僅有助于企業長遠發展，還有利于產業升級，從而推動經濟高質量發展和全要素生產率的提升。另一方面，當企業投資效率過低時，企業資源沒有得到合理利用，不利于全要素生產率提升［17］。而排污收費制度的廢除和環境保護稅制度的實行，標志著我國從法律上確立了環境保護稅制度。相較于排污收費制度，環境保護稅制度具有更強的環境規制和稅收激勵，能夠推動企業創新，提高投資效率，最終提升全要素生產率。特別地，隨著環境規制強度的提升，企業通常會通過提高管理水平，以規避環保處罰，而管理水平的提升可以有效地提高全要素生產率［18］。具體來說，嚴格的環境保護稅制度，迫使企業改變原有的管理模式，改進生產工藝和優化生產模式［19］以適應《環境保護稅法》的要求，從而推動全要素生產率的提升，同時實現環境紅利和經濟紅利。

綜上所述，本文提出假設1。

H1：環境保護費改稅可以提升企業全要素生產率。

環境保護稅制度具有更強的環境規制和稅收激勵，促進企業技術創新，最終實現全要素生產率的提升。首先，排污費由環保部門征收，對排污費的征繳缺乏監督，甚至一些地方政府官員為了追求政績，干預排污費的征收或降低排污費征收標準，導致重污染企業面臨較低的監管壓力［20］；而環境保護稅由稅務部門征收，其獨立性更強，在征收環境保護稅過程中，不容易被行政干預，便于對重污染企業施加更加嚴格的監管壓力［21］。其次，環境保護稅的立法層級更高，《環境保護稅法》屬于法律，由全國人大常委會制定，而《排污費征收使用管理條例》屬于行政法規，由國務院制定，因而環境保護稅制度的法律剛性更強、執法更加嚴格［22］。波特假說指出，實施嚴格的環境規制政策，雖然會提升企業生產成本，如購買額外環保設備、增加人員培訓費等，但也會推動企業技術創新，獲得“創新補償”，彌補增加的生產成本，從而提升企業市場競爭力［23-24］。具體來說，采取更加嚴格的環境規制政策，社會各界也會更加重視企業環境治理問題。面對外部輿論壓力和內部生產成本的增加，企業必須通過技術創新，實現工藝水平的提升和產品迭代，以擴大產品市場占有率和提升全要素生產率。隨著市場份額和利潤的增加，企業也有充足的資金用于環境治理［18］，最終同時實現環境紅利和經濟紅利。此外，環境保護稅的稅收優惠力度更大，重污染企業減排污染物可以享受更多稅收優惠，企業通過技術創新生產“綠色”產品的意愿也更加強烈［25］。因此，環境保護稅制度具有更強的環境規制和稅收激勵，推動技術進步，提高企業核心競爭力，最終實現全要素生產率的提升。

綜上所述，本文提出假設2。

H2：環境保護費改稅通過促進創新提升企業全要素生產率。

企業投資效率是企業進行投資活動獲得利益與所付出成本的比值，即用來衡量和評價企業投資活動時投入資本的使用效率［26］。若企業在進行投資活動時，所作出的投資決策與企業長期發展戰略相違背，將會導致投資效率降低，阻礙全要素生產率的提升［27］。而環境保護稅制度可以發揮更強的環境規制效應，提高企業投資效率，最終實現全要素生產率的提升。當環境規制強度較低時，企業承擔的排污成本相對較低，容易給企業管理層造成利潤虛高的假象，導致管理層盲目投資，降低了企業投資效率，不利于全要素生產率的提升［28］。而采取嚴格的環境規制政策時，企業面臨更大的監管壓力，需要在污染治理方面投入更多的資金［29］，投資效率低的企業一旦無法應對生產成本的增加，那么可能會被市場淘汰。此外，采取嚴格的環境保護稅制度，將會對企業的投資水平和投資方向產生影響，從而實現企業投資規模的增減和轉移［30］。具體來說，嚴格的環境保護稅制度，迫使企業使用節能環保設備，降低企業生產成本，并將節約的資金投資于凈現值較高的項目，以獲取更多的利潤［31］。因此，環境保護費改稅迫使管理層在進行投資決策時更加謹慎，選擇最優投資組合，提升企業投資效率，實現全要素生產率的提升。

綜上所述，本文提出假設3。

H3：環境保護費改稅通過提高投資效率提升企業全要素生產率。

三、研究設計

（一）數據來源

我國《環境保護稅法》在2018年1月1日正式實施，而采用雙重差分法時樣本時間在政策實施前后最好一致，因此，本文選取2015—2020年滬深A股上市公司為研究對象，并進行以下處理：①對所有連續變量進行1%分位數的縮尾處理；②剔除金融類、保險類上市公司數據；③剔除在2015—2020年被ST、*ST處理的上市公司數據；④剔除關鍵數據缺失的樣本。本文得到16 060個樣本觀測值，實證所用到的財務數據均來源于國泰安數據庫。

（二）變量說明

企業全要素生產率（TFP）。參考Olley和Pakes［32］、魯曉東和連玉君［33］的研究，本文使用OP半參數法計算企業全要素生產率（TFP）。

環境保護費改稅。因《環境保護稅法》于2018年1月1日正式實施，在2018年1月1日前，時間虛擬變量（Time）取值為0，否則取值為1；若公司為重污染企業，分組虛擬變量（Treat）取值為1，否則取值為0，其中重污染行業是《上市公司環境信息披露指南》中界定的冶金、火電、建材等16個細分類行業；解釋變量為Treat×Time，在2018年1月1日政策實施前，實驗組和對照組Treat×Time取值均為0，政策實施后，實驗組取值為1，對照組取值為0。

控制變量。參考已有學者的研究，本文分別控制了企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、現金比率（Cash）、股權集中度（CR）、獨董比例（Ind）、董事會人數（Nod）和董事長與總經理兼任情況（Int）7個控制變量。主要變量描述見表1所列。

表1 主要變量描述

（三）模型設定

根據上述變量定義，構建基準回歸模型（1）檢驗H1。

其中：i為企業；t為年份；β0為常數項；β1-12為各變量系數；Year為時間虛擬變量；Industry為行業虛擬變量；ε為殘差項。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2為描述性統計結果。

表2 描述性統計

由表2以看出，企業全要素生產率最大值為10.982，最小值為3.524，均值為6.681，標準差為0.829，說明不同企業的全要素生產率相差比較大；此外，企業規模、資產負債率、現金比率、股權集中度、獨董比例、董事會人數和董事長與總經理兼任情況的取值均在合理范圍內，說明本文選取的樣本和變量是合理的。

（二）基準回歸分析

表3為環境保費改稅對全要素生產率影響的回歸結果，其中，列（1）僅加入Treat×Time進行回歸，Treat×Time的回歸系數為0.060 6，在1%水平上顯著；列（2）在列（1）的基礎上加入控制變量，但沒有控制時間固定效應和行業固定效應，Treat×Time的回歸系數為0.046 2，在5%水平上顯著；列（3）在列（2）的基礎上控制了時間固定效應，但沒有控制行業固定效應，Treat×Time的回歸系數為0.044 7，在5%水平上顯著；列（4）在列（2）的基礎上控制了行業固定效應，但沒有控制時間固定效應，Treat×Time的回歸系數為0.052 5，在1%水平上顯著；列（5）在列（2）的基礎上同時控制了時間固定效應和行業固定效應，Treat×Time的回歸系數為0.050 9，在1%水平上顯著。上述結果表明，無論是否控制時間固定效應、行業固定效應還是加入控制變量，環境保護費改稅對企業全要素生產率都具有顯著的正向影響，說明環境保護費改稅推動了企業綠色轉型，提升了企業全要素生產率，從而實現經濟紅利。由此，H1得到驗證。

表3 基準回歸結果

（三）識別條件檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的一個重要前提是政策實施前實驗組和對照組是保持平穩趨勢的，只有滿足平穩趨勢檢驗，運用雙重差分法估計的結果才是準確的。為此，本文參考Bertrand和Mullainathan［34］的研究，與構建模型（2）進行平行趨勢檢驗，其中Before3、Before2、Before1和Current為時間虛擬變量與實驗組（重污染企業）的交互項，例如受《環境保護稅法》沖擊前第2年樣本，Before2取值為1，否則取值為0；受《環境保護稅法》沖擊后第1年樣本，Current取值為1，否則取值為0；若Before3、Before2和Before1的系數均不顯著為0，而Current的系數顯著，表明通過平行趨勢檢驗。

平行趨勢檢驗結果見表4列（1），可以看出，Before3、Before2和Before1的回歸系數分別為-0.034 7、0.020 1和0.032 3，均未通過10%的顯著性檢驗，說明在《環境保護稅法》實施前，實驗組（重污染企業）與對照組（非重污染企業）之間不存在顯著差異；Current的回歸系數為0.055 8，在5%水平上顯著，說明在《環境保護稅法》實施后，實驗組（重污染企業）與對照組（非重污染企業）之間存在顯著差異，由此表明本文運用雙重差分法進行回歸是可行的。

表4 平行趨勢檢驗、排除預期效應與安慰劑檢驗結果

2.排除預期效應

若企業在《環境保護稅法》正式實施前提前做出反應，那么《環境保護稅法》的執行可能存在嚴重的內生性問題，因此，本文參考Lu和Yu［35］的研究，在基準回歸模型中加入交互項Treat×Predict，構建模型（3），檢驗是否存在預期效應，其中，Predict為環境保護費改稅前一年（2017年）的時間虛擬變量。

預期效應檢驗結果見表4列（2），可以看出，Treat×Predict的系數為-0.028 3，未通過10%的水平顯著性檢驗，Treat×Time的回歸系數為0.070 5，在1%水平上顯著，與前文結論相一致，說明環境保護費改稅對全要素生產率的影響不存在預期效應。

3.安慰劑檢驗

假設《環境保護稅法》在2016實施，且重新選取樣本期間為2015—2017年，以考察環境保護費改稅是否依然能夠提升企業全要素生產率。在2016年之前，時間虛擬變量取值為0，否則取值為1，其他變量取值不變。若時間虛擬變量與實驗組（重污染企業）虛擬變量的交互項不再顯著，說明企業全要素生產率的提升是由環境保護費改稅引起的。回歸結果見表4列（3），可以看出，Treat×Time的回歸系數為0.121 2，未通過10%的顯著性檢驗，意味著可以排除其他因素對企業全要素生產率的影響。

（四）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配—雙重差分（PSM—DID）

首先，進行一對三近鄰傾向得分匹配處理（PSM），其中，協變量為企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、現金比率（Cash）、股權集中度（CR）、獨董比例（Ind）、董事會人數（Nod）和董事長與總經理兼任情況（Int）。匹配結果和平衡性檢驗見表5所列，可以看出，經匹配后標準化偏差的絕對值均小于3%，說明本文采用的匹配方法是合理的。

表5 平衡性檢驗

其次，運用雙重差分法重新進行多元回歸，具體回歸結果見表6列（1），可以看出，Treat×Time的回歸系數為0.050 9，在1%水平上顯著，與前文結果保持一致。

表6 穩健性檢驗結果

續表5

2.替換被解釋變量

本文借鑒Levinsohn和Petrin［36］的研究，采用LP法對全要素生產率重新進行多元回歸，回歸結果見表6列（2）。可以看出，Treat×Time的回歸系數為0.039 5，在5%水平上顯著，支持前文結論，說明本文回歸結果具有較好的穩健性。

五、機制分析

上文驗證了環境保護費改稅對企業全要素生產率具有正向影響，那么環境保護費改稅對企業全要素生產率的作用機制是什么？基于前文分析，本文設計“環境保護費改稅—技術創新—企業全要素生產率”與“環境保護費改稅—投資效率—企業全要素生產率”兩條環境保護費改稅影響全要素生產率的路徑。

（一）技術創新的中介作用

環境保護費改稅促進全要素生產率的提升，但技術創新是否承擔中介效應還不清楚，為此，需要檢驗技術創新的中介效應。本文參考黎文靖等［37］的研究，對企業技術創新以研發支出與營業收入之比加以衡量。借鑒溫忠麟等［38］的研究，構建中介效應模型，檢驗技術創新是否承擔中介作用，具體見模型（4）、模型（5）。

技術創新中介效應檢驗結果見表7所列，列（1）、列（2）和列（3）分別為模型（1）、模型（4）和模型（5）的回歸結果。列（2）Treat×Time的回歸系數為0.001 1，通過10%的顯著性檢驗，說明環境保護費改稅推動了企業技術進步，進一步驗證了波特假說；列（3）Treat×Time的回歸系數為0.047 3，在1%水平上顯著，Innovation的回歸系數為3.190 3，在1%水平上顯著，說明技術創新在環境保護費改稅與企業全要素生產率的關系中承擔部分中介作用，H2得到驗證。

表7 技術創新的中介效應檢驗

續表7

（二）投資效率的中介作用

本文借鑒Biddle等［39］的研究，構建模型（6）計算分年份分行業殘差項絕對值即企業投資效率（Inv），該數值越大表明企業投資效率越低，其中，Invest為新增投資總額/總資產，Growth為本期銷售增長額/上期銷售總額。

本文參考溫忠麟等［38］的研究，構建中介效應模型檢驗投資效率是否承擔中介作用，具體見模型（7）、模型（8）。

投資效率的中介作用檢驗結果見表8所列，其中，列（1）、列（2）和列（3）分別為模型（1）、模型（7）和模型（8）的回歸結果。表8中，列（2）Treat×Time的回歸系數為-0.002 6，在1%水平上顯著，說明環境保護費改稅迫使投資者在進行投資決策時更加謹慎，選擇最優投資組合，以提高企業投資效率；列（3）Treat×Time的回歸系數為0.036 4，在5%水平上顯著，Inv的回歸系數為-5.640 2，通過1%水平顯著性檢驗，說明環境保護費改稅通過提高企業投資效率實現全要素生產率的提升，H3得到驗證。

表8 投資效率的中介作用檢驗

六、異質性分析

（一）市場競爭異質性

企業要想在激烈的市場競爭中存活下來，并且發展壯大，必須通過技術創新和優化投資組合，才能提升其市場競爭力，獲取更多的利潤。基于此，本文以市場競爭程度均值為臨界點，將全樣本分為高市場競爭組和低市場競爭組，分別進行多元回歸。借鑒楊興全和吳昊旻［40］的研究，市場競爭程度等于行業內每家公司營業收入與行業營業收入合計的比值的平方累加，該數值越大表明市場競爭程度越低。回歸結果見表9所列，其中，列（1）為高市場競爭組回歸結果，列（2）為低市場競爭組回歸結果。表9中，列（1）Treat×Time的回歸系數為0.082 7，在1%水平上顯著，而列（2）Treat×Time的回歸系數為0.023 8，未通過10%的顯著性檢驗，說明市場競爭程度越高，環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響越強。

表9 行業競爭程度異質性檢驗

（二）企業規模異質性

企業規模較大意味著企業的組織結構更加完善、風險承擔能力更強，相較于中小企業更容易形成規模經濟，擁有更低的生產成本。因此，本文以企業規模（Size）均值為臨界點，將全樣本分為大型企業組和中小企業組分別進行多元回歸，回歸結果見表10所列。表10中，列（1）為大型企業組回歸結果，Treat×Time的回歸系數為0.090 4，在1%水平上顯著；列（2）為中小企業組回歸結果，Treat×Time的回歸系數為0.020 6，未通過10%的顯著性檢驗，說明當企業規模越大時，企業擁有更多的資金用于污染治理和技術創新，其盈利能力更強，環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響更顯著。

表10 企業規模異質性檢驗

續表10

（三）生命周期異質性

企業處在不同的生命周期階段，其現金持有量、治理結構等方面都存在顯著差異，為檢驗不同企業生命周期下環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響，本文借鑒吳非等［41］的研究，將企業生命周期分為成長期、成熟期和衰退期三個階段，并分別進行多元回歸，回歸結果見表11所列。表11中，列（1）為成長期組回歸結果，Treat×Time的回歸系數為0.044 3，未通過10%的顯著性檢驗；列（2）為成熟期組回歸結果，Treat×Time的回歸系數為0.052 2，在10%水平上顯著；列（3）為衰退期組回歸結果，Treat×Time的回歸系數為0.051 2，在5%水平上顯著。產生上述結果的原因可能是：在成長期，企業信息不對稱程度較高、現金流較少，導致環境保護費改稅對企業全要素生產率的提升不明顯；在成熟期，企業擁有充足的現金流，公司治理結構趨于完善，導致環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響更顯著；在衰退期，雖然企業市場競爭力下降，盈利能力減弱，但基于成熟期打下的基礎，其仍然有完善的治理結構和信息披露機制，且迫于市場清退壓力，企業在投資時會更加謹慎，企業全要素生產率的提升也較為明顯。

表11 生命周期異質性檢驗

七、研究結論與建議

作為一種環境規制手段，《環境保護稅法》憑借嚴格的法律剛性約束、稅收優惠等特點，推動企業節能減排，并成為企業綠色轉型的重要引擎。因此，研究環境保護稅政策的實施效果，具有重要理論意義和現實價值。

（一）研究結論

本文以滬深A股上市公司為研究樣本，運用雙重差分法，從理論和實證兩個方面探討了環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響及作用機制，主要得出以下研究結論：

第一，環境保護費改稅推動了企業全要素生產率的提升，即實施環境保護稅政策不僅能實現環境紅利，還可以迫使企業綠色升級，實現經濟紅利。

第二，環境保護費改稅不僅直接影響企業全要素生產率，還通過企業技術創新和投資效率間接影響企業全要素生產率。

第三，環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響在不同市場競爭程度、企業規模和生命周期樣本中表現出差異性，即環境保護費改稅對企業全要素生產率的影響在市場競爭更為激烈、大型企業、成熟期和衰退期的樣本中更為顯著。

（二）政策建議

基于上述結論，本文提出以下建議：

第一，進一步完善環境規制體系。政府應繼續完善《環境保護稅法》，制定合理的征稅標準，提高制度的規制強度，迫使企業減少污染物排放，激勵企業技術創新，實現綠色轉型。

第二，政企合作推動企業技術創新。一方面，政府應營造良好的營商環境，為企業技術創新營造良好氛圍，幫助企業綠色轉型，實現全要素生產率的提升；另一方面，企業應完善員工培訓體系和引進高層次人才，并積極與高校、科研院所合作，攻破技術難關，推動企業技術進步。

第三，建立健全投資管理體系以提升投資效率。企業應建立健全投資管理體系，防止管理層為了追逐短期利益而盲目投資，特別在新冠肺炎疫情、中美貿易沖突等復雜背景下，企業應對生產投資行為進行把控，選擇最優投資組合，以提高企業投資效率，推動全要素生產率的提升。

第四，審慎實施環境保護稅政策。針對市場競爭程度、企業規模和企業生命周期等異質性特征，政府應審慎實施環境保護稅政策。一方面，企業應積極完善管理模式，提高核心競爭力；另一方面，對于中小企業和處于成長期的企業，政府應給予一定稅收優惠和政府補貼，激勵其技術創新，幫助中小企業和處于成長期的企業適應環境保護稅制度。