環境保護稅、高管股權激勵與重污染企業綠色創新

崔帥盼 張永紅

摘要：為檢驗環境保護稅對重污染企業綠色創新的影響，以及高管股權激勵在二者關系中的調節作用，研究以中國A股工業上市公司2014—2021年的面板數據為樣本，運用雙重差分模型和調節效應模型進行分析。研究發現，與非重污染企業相比，環境保護稅顯著提升了重污染企業綠色創新；高管股權激勵在環境保護稅影響重污染企業綠色創新中起負向調節作用，即高管股權激勵削弱了環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進關系；異質性分析發現，在國有企業、大規模企業和環保稅稅額標準提高地區企業中，環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進作用更加顯著。結果表明政府應當繼續加強環境保護稅法等環境規制建設，企業應當制定合適的高管股權激勵制度，進而推動重污染企業綠色創新。

關鍵詞：環境保護稅；綠色創新；高管股權激勵；重污染企業

中圖分類號：F 272.3；F 812.42 文獻標識碼：A 文章編號：1672-7312（2023）04-0486-10

Environmental Protection Tax，Executive Equity Incentive and

Green Innovation of High-polluting Enterprises

CUI Shuaipan，ZHANG Yonghong

（School of Economics and Management，Taiyuan University of Technology，Taiyuan 030024，China）

Abstract：To test the effect of environmental protection tax on green innovation of high-polluting enterprises，and the moderating effect of executive equity incentive on the relationship between environmental protection tax and green innovation of high-polluting enterprises，this paper took the panel data of Chinas A-share industrial listed companies from 2014 to 2021 as samples，and made analysis by using the difference-in-differences（DID）model and the moderating effect model.It is found that compared with enterprises that do not cause high pollution，environmental protection tax significantly improves the green innovation of high-polluting enterprises；that executive equity incentive has a negative moderating effect on the impact of environmental protection tax on green innovation of high-polluting enterprises，that is，executive equity incentive weakens the promotion relationship of environmental protection tax to green innovation of high-polluting enterprises.Heterogeneity analysis shows that in state-owned enterprises，large-scale enterprises and enterprises in regions with higher environmental protection tax standards，the promotion effect of environmental protection tax on the green innovation of high-polluting enterprises is more significant.The results indicate that the government should continue to strengthen the construction of environmental regulations such as environmental protection tax law，enterprises should formulate appropriate executive equity incentive system，and thus promote high-polluting enterprises green innovation.

Key words：environmental protection tax；green innovation；executive equity incentive；high-polluting enterprises

0 引言

2017年5月，習近平主持中共中央政治局第四十一次集體學習時強調，推動形成綠色發展方式和生活方式，要加快轉變經濟發展方式，把發展的基點放到創新上來。2022年12月，為進一步完善市場導向的綠色技術創新體系，充分發揮綠色技術對綠色低碳發展的關鍵支撐作用，國家發改委、科技部制定了《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案（2023—2025年）》。可見，依靠創新驅動的經濟發展方式有利于改善生態環境狀況，且綠色技術創新為加快發展綠色低碳轉型和推動高質量發展提供了科技支撐。然而，在缺乏管制的情況下，企業不會主動進行環境治理，且綠色技術創新具有較高的復雜性，企業難以自主取得成效[1]，不足以激勵企業持續綠色創新。因此，要用最嚴格制度最嚴密法治保護生態環境，發揮制度建設在推動綠色發展中的保障作用。

2018年1月1日，《中華人民共和國環境保護稅法》正式施行。同年5月，生態環境部發布《關于廢止有關排污收費規章和規范性文件的決定》。這標志著環境保護稅法登上了歷史舞臺，提高了我國稅制的綠色化水平。

環境保護稅利用經濟手段引導市場主體保護改善環境。現有研究對環境保護稅與企業綠色創新的關系進行了分析，根據外部性理論、雙重紅利理論、波特假說和合法性理論，發現環境保護稅和排污費均會推動企業開展綠色產品創新和技術創新[2-3]。但新古典經濟學派認為環境規制增加了企業污染治理和制度遵循成本，擠占了用于綠色創新的資源[4]，且目前環境保護稅征稅強度與排污費相差不大，不足以刺激綠色創新[5-6]。也有研究認為二者呈非線性關系[7-8]。綜上，理論界對二者關系尚未形成統一結論，原因可能在于選取的變量、時期、樣本及方法等存在差異。那么，環境保護稅的實施能否促進企業綠色創新值得研究。高管在政府制定環保政策到企業落實環保行為的過程中起著決定性作用，往往會因注重短期經濟效益而忽略或規避具有風險不確定性的綠色創新研發投入，產生委托代理問題。研究表明企業對高管實施股權激勵能調動其開展創新研發和維持長期經營能力的積極性，激發其承擔企業社會責任的動機[9-10]。也有研究基于利益趨同假說和塹壕效應假說，發現高管股權激勵與創新投入、研發效率之間存在倒U型關系[11-12]。因此，若要科學合理地考察環境保護稅對企業綠色創新的影響，應將高管股權激勵包含在內。現在環境問題較大程度上源于工業企業廢水、廢氣和固體廢物的污染排放[13]，而環境保護稅的應稅污染物包含大氣污染物、水污染物、固體廢物和噪聲。基于此，文中以2018年實施的《環境保護稅法》為準自然實驗，探究環境保護稅對工業重污染企業綠色創新的影響效應并檢驗高管股權激勵的調節作用。目前已有研究將高管薪酬激勵納入環境規制和綠色創新[14]、環保投資[15]等的統一框架中，但關于環境保護稅、高管股權激勵與綠色創新關系的研究較少，而企業綠色創新水平會

因環境保護費改稅這一改革和高管股權激勵機制不同而產生差異，因此文中從內外雙重治理視角研究三者關系；運用雙重差分法有助于明確政策的微觀環境治理效應；為政府制定和完善環保政策、企業建立和完善綠色創新的激勵和約束機制提供了依據。

1 理論分析與研究假設

1.1 環境保護稅與綠色創新文章認為環境保護稅主要從外部壓力和內部激勵兩方面促進企業綠色創新。外部壓力之一是環境成本壓力。企業污染排放和環境保護分別會產生外部不經濟和外部經濟效應，導致了環境資源配置上的低效率和不公平問題，經濟學家們認為強制征稅是解決環境保護公共物品生產和供給嚴重不足的有效辦法，有專家認為環境稅收可以實現外部不經濟性內部化和補償外部經濟活動[16]。因此，環境保護稅將生態環境公共產品的管理與建設納入法制化軌道，實現外部性內部化，通過稅收減免和排污收費來激勵或懲處企業行為，特別是部分地區調高了應稅污染物征稅標準，倒逼企業進行綠色創新。但行為人會在成本與效益比較后決定是否遵守制度，基于環境稅和減排成本的比較，企業在短期內可能不會選擇綠色創新，而維持原有生產方式，環境成本也會進一步增加[17]，且環境保護稅降低了環境領域投資是否有價值的不確定性，因此企業為追求利潤最大化和長期競爭力可能會進行綠色創新和技術創新。外部壓力還包括政治成本壓力。合法性理論起源于社會學，

SUCHMAN[18]認為合法性指企業行為符合期望的、恰當的或合適的由社會所構建的規范、價值觀、信念和規定。環境合法性屬于規制合法性的范疇。一方面，相比于排污收費這一行政性收費制度，環境保護稅提高了法律層級，環保與稅務部門的稅款聯合征管模式更具執法剛性和法律權威，地方政府行政干預較少；相比中央和地方1

∶9分成的排污收費制度，環境保護稅稅收全部納入地方收入，排污費制度下重污染企業可能存在的政企合謀和尋租問題得以改善[19]，增加了企業的環境合法性壓力，有利于提高企業的環保意識和遵從度。另一方面，環境保護稅提高了外部利益相關者對綠色發展的訴求，如供應商、消費者和信貸機構等會重新評估企業生產經營的合法性，并以此決定是否合作，倒逼企業為獲得市場份額和利益相關者的支持而進行綠色創新，重污染排放企業更易受到政府監管部門和利益相關者的關注，為規避政治成本會提高企業綠色創新能力。在內部激勵方面，基于波特假說[20]，合理且嚴格的環境規制有助于激發企業技術創新動機，實現經濟與環境的雙贏。特別是市場型環境規制，更加靈活，給公司技術解決提供更大空間，比技術標準更有利于創新。環境保護稅法體現了國家對生態文明建設的重視，與排污費相比，對環保行為增設了稅收優惠；向企業發出了其生產過程中可能存在資源利用效率不高和潛在技術改進空間的信號，營造了規范公平的綠色競爭環境；以及消費者對綠色環保產品需求會增加，為企業帶來新的盈利方向。這些政策和市場信號共同激勵企業調整現有的產品結構和生產規模，引導企業開展綠色創新和技術創新，降低資源能源消耗，提高生產效率和經濟效益，從而引發創新補償效應，擴大競爭優勢和市場份額，形成良性循環。由于與非重污染企業相比，重污染企業受到的環境成本和政治成本壓力會更大，更有動力進行綠色創新，由此，提出假設1：H1：與非重污染企業相比，環境保護稅政策能夠激發重污染企業綠色創新行為。

1.2 環境保護稅、高管股權激勵與綠色創新委托代理理論認為，股東與管理者之間存在委托代理關系，在理性經濟人的假設下，雙方均以自身利益最大化為目標，股東會根據過去和當期績效評估管理者能力和行為、支付管理者報酬，管理者可能會憑借信息不對稱采取注重短期經濟效益的利己主義行為，而綠色創新具有投資數額大、風險高、長期和多階段等特點，還會擠占生產投資，損害企業短期利潤，使得企業綠色創新的私人成本大于私人收益，因此管理者往往會忽略或規避長期有助于提高企業持續經營能力的綠色創新研發投入，產生委托代理問題[21-22]。激勵理論為解決高管與股東之間的委托代理問題提供了有效途徑，包括需求層次理論、預期理論和公平理論。首先，在高管已滿足生理需求和安全需求基礎上，企業通過制定合理的股權激勵，使高管產生歸屬感和“主人翁”意識；其次，股權激勵帶來的身份變化也會改變高管對進行綠色創新的期望結果，股權收益能緩解高管對失敗概率大的研發創新的抵制情緒，產生利益趨同效應；最后，企業對高管實施股權激勵，高管能獲得研發成功及企業價值上漲的收益，具有更公平的心理，工作積極性得到提升[23]。隨著高管持股比例的增加，股權收益占比上升，會把精力投入從短期績效轉化為長期績效，利益趨同效應增強。另外，根據波特假說、私人收益和私人成本理論，環保投資及綠色創新會優化企業生產工藝過程，提高生產效率，推動生產綠色產品，從而彌補環境規制和研發成本，提升企業長期競爭力和市場影響力，增加企業價值和高管持股價值。而管理層實施股權激勵會使環保投資帶來的私人收益大于承擔風險的私人成本，使高管更關注企業長期收益和有更高的風險承擔意愿，更加積極擴大環保投資和綠色創新。因此高管股權激勵會緩解委托代理問題，促進企業綠色創新。基于前文分析，在高管股權激勵水平較低時，高管得不到有效的激勵和監督，可能會因為綠色創新投資大且回收期長、看重短期經營業績等原因傾向于從事風險規避行為。此時，環境保護稅通過施加環境成本和政治成本壓力、改變企業環保投資預期、提供稅收優惠等途徑對管理層的創新風險規避行為起到很好的修正作用。在高管股權激勵水平較高時，個人利益與公司利益趨同，高管會更加關注企業長期盈利能力，有較強的風險承擔能力和意愿，增加綠色研發專利數量和研發支出，有效抑制環保投資不足，促進綠色創新研發，環境保護稅促進企業綠色創新的作用發揮得較小。可見，在高管股權激勵較低的情況下，環境保護稅更能發揮促進企業綠色創新的作用。綜上所述，提出假設2：H2：高管股權激勵抑制了環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進關系。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源由于2018年初《環境保護稅法》開始實施，雙重差分法要求政策實施前后的樣本期間盡可能保持一致，故文中以2014—2021年全部A股工業上市公司為研究對象。工業企業的界定參照《國民經濟行業分類》（GB/T4754—2011）和《上市公司行業分類指引》（2012），包括采礦業，制造業與電力、熱力、燃氣及水生產和供應業3個門類。根據《上市公司環保核查行業分類管理名錄》（環辦函〔2008〕373號）界定的重污染行業，文中定義了18個重污染行業。同時，剔除ST股票，剔除變量數據缺失的樣本，得到17 403個觀測值。除綠色專利數據來源于中國研究數據服務平臺綠色專利研究數據庫（GPRD）外，其他數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR）。為避免極端值的影響，對所有連續變量進行1%和99%分位數上的縮尾處理。數據處理通過Excel和Stata 17.0完成。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量綠色創新（GP）主要是指綠色技術創新，是遵循生態經濟發展規律，與減少環境污染和能源消耗相關的技術、工藝和產品創新[24]。現有研究對企業綠色創新的測度方法主要從投入產出角度考慮，指標包括綠色專利和綜合性指標等，由于綠色創新投入較難從研發投入中得出，并且創新投入產出過程具有較高不確定性，故選取代表綠色創新產出的綠色專利數量度量綠色創新。學者一般依照世界知識產權組織于2010年推出的國際專利分類綠色清單，確定綠色專利的IPC分類號，文中依據的GPRD數據庫則是結合中國專利數據以及世界知識產權局公布的綠色專利分類號標準而開發的專業數據庫。使用綠色專利申請還是授權數量也是研究需要關注的問題，一種觀點認為申請量數據會比授權量更穩定、可靠和及時，授權量能反映實際生產技術提升但難以衡量政策沖擊的影響；另一種觀點認為申請量反映了企業對綠色技術的重視程度，但并不代表實際技術有多大提升，且未被批準的申請不能作為企業創新，授權量更能反應技術創新程度。文中為檢驗政策沖擊影響，基于準確性原則選用綠色專利申請量衡量企業綠色創新。為進行穩健性檢驗，采用綠色實用新型專利申請量衡量企業實用型綠色創新（GPU）。具體的變量定義見表1。

2.2.2 解釋變量借助《環境保護稅法》實施的準自然實驗，選取受政策沖擊較大的重污染企業為實驗組，非重污染企業為控制組，使用雙重差分方法考察政策影響。構建分組虛擬變量（Treat）與時間虛擬變量（Period）的交互項（TP），Treat指若企業屬于重污染行業，賦值為1，否則為0；Period指若年份屬于環境保護稅政策實施當年2018年及以后年份，賦值為1，否則為0。

2.2.3 調節變量借鑒胡艷等[25]的衡量方法，選取高管持股比例作為高管股權激勵（Eei）的代理變量。同時，定義高管股權激勵啞變量（Eeidum），若企業在當期公告了以股票期權、限制性股票或股票增值權為激勵標的物的激勵方案，則當期高管股權激勵啞變量賦值為1，否則賦值為0。

2.2.4 控制變量結合綠色創新的相關研究，文中選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產報酬率（Roa）、上市年限（Age）、股權性質（State）、個體固定效應（Code）、年度固定效應（Year）作為控制變量（CVs）。由于模型已控制個體和年度固定效應，為避免多重共線性，故未加入分組虛擬變量（Treat）與時間虛擬變量（Period）[26]。

2.3 模型構建為檢驗環境保護稅對重污染企業綠色創新的影響，構建雙重差分模型

GPit（GPUit）=

α0+α1TPit+∑CVsit+εit

（1）

式中：i為企業；t為年份；ε為隨機誤差項。若回歸系數α1顯著為正，則相比于非重污染企業，環境保護稅政策顯著促進了重污染企業綠色創新，H1通過驗證。為檢驗高管股權激勵在環境保護稅影響重污染企業綠色創新中的調節作用，參考溫忠麟等[27]的顯變量調節效應分析方法，構建模型GPit（GPUit）=β0+β1TPit+β2Eeiit+β3TPit×Eeiit+∑CVsit+εit（2）其中，若β3顯著為負，則高管股權激勵在環境保護稅影響重污染企業綠色創新中起負向調節作用，H2得到驗證。運用模型（1），采用分組回歸方法檢驗高管股權激勵啞變量的調節作用。若H2成立，則環境保護稅顯著促進了未實行高管股權激勵的重污染企業進行綠色創新，有2種回歸結果：在低股權激勵組（Eeidum=0），α1顯著為正，且高股權激勵組（Eeidum=1），α1為正但不顯著；α1在2組中均顯著為正，且組間系數差異顯著，前者的α1大于后者。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計表2報告了主要變量的描述性統計結果。

第一，企業綠色創新的均值為1.003，中位數為0.693，表明大多數企業綠色創新水平較低，且最大值為4.844、最小值為0，企業之間綠色創新水平差異較大。第二，政策實施之后的樣本占比58.4%，樣本中的重污染企業占比41.1%，政策實施之后的重污染企業占比23.3%。第三，高管股權激勵均值大于中位數，最小值和最大值差異較大，說明少部分企業高管持股比例較高，企業之間高管持股比例差異明顯。第四，高管股權激勵啞變量的均值為0.271，表明實施高管股權激勵的樣本占總樣本的27.1%。第五，控制變量中，企業規模和上市年限的標準差較大。

3.2 相關性分析表3為主要變量的Pearson相關性分析結果。除企業規模和綠色創新之間的相關系數的絕對值超過0.5以外，其他變量之間的相關系數的絕對值均較小，模型不存在嚴重的多重共線性問題。

3.3 回歸分析

3.3.1 單變量檢驗參考余明桂等[28]的方法，為檢驗環境保護稅對重污染企業綠色創新的影響，文中首先進行了單變量檢驗（見表4）。與環境保護稅實施前相比，重污染樣本中，實施后的綠色創新均值增加0.101（p<0.01）；非重污染樣本中，綠色創新均值降低0.057（p<0.05）。用實驗組的變動減去控制組的變動，消除了時序上的變動差異，結果表明綠色創新均值的雙重差分值為0.158（p<0.01），初步表明與非重污染企業相比，環境保護稅促進了重污染企業綠色創新（H1），原因是環境保護稅政策實施后，重污染企業綠色創新均值顯著提高，非重污染企業綠色創新均值顯著降低。

3.3.2 環境保護稅與綠色創新表5報告了環境保護稅對重污染企業綠色創新影響、以及高管股權激勵在二者關系中的調節作用的回歸結果。

其中，第（1）列匯報了使用雙重差分法（DID）的回歸結果，交互項TP的系數為0.081（p<0.01），驗證了H1，由于綠色創新的均值為1.003，意味著相比較非重污染企業，環境保護稅使得重污染企業的綠色創新水平提升了8.08%。第（2）列是使用傾向得分匹配法和雙重差分法（PSM+DID）的回歸結果，緩解了樣本選擇帶來的估計偏誤，采用Logit模型，以GP為結果變量，以控制變量Size、Lev、Roa、Age、State為匹配特征變量進行1∶1最近鄰匹配，經過傾向得分匹配后，實驗組與控制組的樣本在現有控制變量上已不存在顯著的差異，選取滿足共同支撐假設的樣本進行回歸，交互項TP的系數為0.080（p<0.01），H1通過驗證，即與非重污染企業相比，環境保護稅對重污染企業綠色創新有正向影響，環境保護稅政策實施后，重污染企業不僅會受到更大的環境成本和政治成本的雙重外部壓力，而且會獲得良好的政策和市場信號，進而提升企業綠色創新意愿。

3.3.3 環境保護稅、高管股權激勵與綠色創新表5第（3）、（4）、（5）列為H2的檢驗結果。第（3）列結果顯示，環境保護稅政策實施效果與高管股權激勵交互項TP×Eei的系數為-0.289（p<0.05），H2成立，表明企業實施高管股權激勵顯著削弱了環境保護稅對重污染企業綠色創新的正向影響。第（4）、（5）列是以高管股權激勵啞變量進行分組回歸的結果，在低股權激勵的樣本中，交互項TP的系數為0.097（p<0.01），但在高股權激勵的樣本中，交互項TP系數為0.042，不顯著，驗證了H2，即環境保護稅政策顯著促進了未實行高管股權激勵的重污染企業進行綠色創新。在高管股權激勵較低時，高管創新意愿較低，環境保護稅政策通過提供外部壓力和內部激勵方式緩解高管創新風險規避行為，促進重污染企業綠色創新；隨著高管股權激勵水平的提高，企業的委托代理問題得以緩解，高管更關注企業長期收益，并有更高的風險承擔意愿，環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進作用逐漸降低。可知，環境保護稅與高管股權激勵在促進重污染企業綠色創新的過程中存在一種互替（沖突）關系。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 平行趨勢檢驗雙重差分法能夠正確識別因果效應的前提條件是平行趨勢假設，研究通常通過檢驗事前趨勢是否相同間接檢驗平行趨勢假設。借鑒劉金科和肖翊陽的研究，以2017年為基期，構建分組虛擬變量（Treat）和年度虛擬變量（Year）的交互項，在模型（1）基礎上，替換交互項TP，將新交互項代入回歸模型，回歸系數分別表示各期實驗組和控制組綠色創新的差異相對于基期兩組間的差異。若Treat×Year 2014、Treat×Year 2015、Treat×Year 2016的系數均不顯著，則模型（1）通過了平行趨勢檢驗。表6報告了平行趨勢檢驗的結果。列（1）、（2）分別是以綠色創新、實用型綠色創新為被解釋變量的回歸結果，Treat×Year 2014、Treat×Year 2015、Treat×Year 2016的系數均不顯著，表明在政策實施之前，各期重污染與非重污染企業的（實用型）綠色創新水平差異不存在顯著變化，滿足平行趨勢假設。在此基礎上，Treat×Year 2018的系數均不顯著，說明政策實施當年不存在政策處理效應，原因可能是重污染企業增加（實用型）綠色創新需要消耗時間；Treat×Year 2019、Treat×Year 2020、Treat×Year 2021的系數均顯著為正，表明在政策實施后的3年中，重污染與非重污染企業的（實用型）綠色創新的差異相對于基期的差異顯著增加，即與非重污染企業相比，環境保護稅政策顯著促進了重污染企業（實用型）綠色創新，驗證了H1的穩健性。

3.4.2 安慰劑檢驗安慰劑檢驗主要識別實驗組和控制組的綠色創新水平差異是否在環境保護稅出臺之后才存在，若將政策時間提前，H1檢驗結果不顯著，則證明政策事件是完全的外生沖擊，H1的結論穩健。若H1檢驗結果仍顯著，則H1與H2的結論不穩健，其成立可能僅僅是時間序列差異或隨機因素導致的結果。參考劉媛媛等、程博等的方法，運用模型（1），將政策時間提前至2016年，定義2014、2015年的Period取值為0，2016、2017年的Period取值為1。表7報告了安慰劑檢驗的結果，在以綠色創新和實用型綠色創新為被解釋變量的回歸結果中，交互項TP的系數均不顯著，表明在沒有政策沖擊的情況下，與非重污染企業相比，重污染企業的綠色創新、實用型綠色創新并未得到顯著提升，排除了隨機因素對結論的干擾，支持了H1的穩健性。

3.4.3 替換綠色創新指標以綠色實用新型專利申請數量衡量企業綠色創新水平，對模型（1）、（2）進行回歸，檢驗結果見表8。第（1）、（2）列為H1的檢驗結果，交互項TP的系數分別為0.117（p<0.01）、0.120（p<0.01），這表明環境保護稅顯著提高了重污染企業實用型綠色創新，仍然支持H1。

第（3）、（4）、（5）列為H2的檢驗結果，第（3）列交互項TP×Eei的系數為-0.309（p<0.01），說明企業實施高管股權激勵顯著削弱了環境保護稅對重污染企業實用型綠色創新的正向影響，驗證了H2。第（4）、（5）列的TP系數均顯著為正，但借鑒連玉君等[29]關于組間系數差異檢驗方法的費舍爾組合檢驗，并聚焦于核心解釋變量TP對應系數平均邊際效應的組間差異，發現其組間系數差異在統計上并不顯著（系數為-0.013，p值為0.838），故不能僅通過比較組間系數大小推斷結論，結果表明高管股權激勵在環境保護稅影響重污染企業實用型綠色創新中未起到調節作用，不支持H2。原因可能是綠色實用新型專利技術含量較低，企業是否公告高管股權激勵方案對其決策的影響較小；股權激勵方案包含可行權條件，高管不一定獲得股份支付，高管股權激勵啞變量不能全面衡量高管股權激勵。

3.5 異質性研究運用模型（1），從三方面來考察環境保護稅對重污染企業綠色創新的不同影響：產權異質性研究分為國企與非國企樣本；企業規模異質性研究根據企業規模中位數分組；由于《環境保護稅法》授權地方制定本地區大氣污染物和水污染物適用稅額，故文中參考謝貞發等[30]對稅額標準提高地區的總結，環保稅稅額標準異質性研究按環境保護稅政策實施后企業所屬省份的環境保護稅稅額標準是否提高進行了分組。表9報告了異質性研究的回歸結果。

3.5.1 產權異質性國企交互項TP系數為0.125（p<0.05），而非國企交互項TP系數不顯著，表明政策對國有重污染企業綠色創新的促進作用更顯著，原因可能在于：國企與政府關聯較為緊密，承擔著環境、社會、治理等多元化的政治目標，有能力和動力為獲取政策優惠開展綠色創新活動，協同經濟發展和環境保護的雙重目標。

3.5.2 企業規模異質性大規模企業交互項TP系數為0.115（p<0.05），而小規模企業交互項TP系數不顯著，表明政策顯著促進了大規模重污染企業綠色創新水平，原因可能在于：大規模企業有相對充足的研發資源進行綠色創新，小規模企業受人才、技術、資金等因素制約，更傾向于增強末端治理，而非綠色創新[31]。

3.5.3 環保稅稅額標準異質性交互項TP在稅額標準提高樣本中的系數為0.079（p<0.05），而在稅額標準不變樣本中的系數不顯著，表明與稅額標準不變地區相比，稅額標準提高地區重污染企業受到的政策促進綠色創新效果更明顯，驗證了環境保護稅政策的有效性。

4 結語

與非重污染企業相比，環境保護稅的實施推動了工業重污染企業綠色創新，特別是實用型綠色創新，有利于改善排污收費制度帶來的環境規制力度不足問題。環境保護稅對公司治理起到了補充作用，在高管股權激勵較低情況下，環境保護稅更能發揮促進重污染企業綠色創新的作用，即高管股權激勵在環境保護稅影響重污染企業綠色創新中起負向調節作用。環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進作用在國有、大規模和環保稅稅額標準提高地區企業中更加顯著。建議繼續完善環境保護稅法等制度，從三方面保障企業開展綠色創新：事前注重財稅金融政策和市場導向，事中加強生態環境主管部門和稅務機關配合能力，事后明確創新成果轉化路徑。優化企業高管股權、薪酬及晉升等激勵機制，緩解委托代理問題，提高高管的綠色創新風險承擔能力和意愿，補充環境保護稅對重污染企業綠色創新的正向作用，提高自身市場競爭能力和長期利益。政策設計還應考慮企業的所有制和規模、各地的環保稅稅額標準的差異，配合綠色融資、碳排放權交易等環保政策，鼓勵和支持企業綠色創新，強化環境保護稅對重污染企業綠色創新的促進作用。

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（責任編輯：嚴焱）