稅收優惠促進了企業環保投資嗎？
——基于中國私營企業調查數據的經驗證據

張三峰，陸海欣，吳雪平

（南京信息工程大學商學院，南京 210044）

一、引言

在污染防治方面進行投資不僅是企業承擔環境責任的直觀體現，也是實現生態環境好轉的重要保障和物質支撐。然而，環保投資具有投資周期長、經濟效益低的特點，無法為企業帶來即時、直接的經濟流入（Jiang et al，2021）。此外，在企業面臨現金流約束的情況下，增加環保投資還會造成較高的機會成本，導致企業在短期內的生產力下降，損害企業短期利潤（Gray and Shadbegian，1995）。這些都導致企業缺乏環保投資的意愿，如何通過適當的政策干預激勵企業增加環保投資是國內外研究者關注的問題之一。

在環境政策工具的實施效果充滿了不確定性之時，經濟學家們更傾向于采用市場化的產業政策工具，特別是財政補貼、稅收優惠等促進企業改善環境治理。有研究表明產業政策可以為企業提供更大的動力采用清潔生產技術或增加環保投資（Farzin and Kort，2000；李曉萍等，2019）。然而，也有調查發現稅收優惠等產業政策工具對企業綠色發展的促進效果有限（辛璐等，2019）。那么，稅收優惠等產業政策工具能否促進企業綠色發展？已有文獻尚未從準實驗變化對這一問題進行因果推斷。為此，本文以2008年所得稅優惠政策調整為準自然實驗，運用雙重差分模型，使用2006—2016年6 輪中國私營企業調查數據，實證檢驗產業政策工具對企業環保投資的影響及其機制。

與已有文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，評估了2008年《企業所得稅法》中關于所得稅優惠準實驗性變化對中國私營企業環保投資的影響，研究豐富了驅動企業綠色發展的因素領域文獻，為洞察中國功能性產業政策與市場機制協同激勵企業綠色發展提供了嶄新的視角；第二，不同于從地方財政緊縮（Peng et al，2021）和環保稅實施（田利輝等，2022）的視角研究中國私營企業環保投資行為，本文采用雙重差分模型，直接檢驗了所得稅優惠，這一產業政策工具的準實驗變化對企業環保投資的影響，研究彌補了所得稅優惠政策變化對企業綠色發展研究缺乏因果推斷的缺陷；第三，本文從減輕企業稅收負擔和緩解企業融資約束兩個渠道，刻畫了所得稅優惠對中國私營企業環保投資的影響機制，為如何通過構建合理的綠色產業政策促進企業綠色高質量發展提供了微觀經驗證據。

二、文獻綜述

首先，在驅動企業環保投資的因素研究方面。國內外研究者從內外部兩個角度對驅動企業環保投資的因素進行了分析，且以經濟合作發展組織（OECD）國家為對象的實證研究最為豐富。Aden 等（1999）、Fowlie（2010）、Siedschlag 和Yan（2020）分別發現韓國、美國及愛爾蘭的環境規制可以顯著提高企業的環保投資水平，并且這些研究還發現來自社區環保壓力、同城同行業其他企業的環保投入的“同群效應”也會顯著促進企業增加環保投資。在針對中國等發展中國家的研究中，有研究者發現排污費制度對企業購買治污設備的投資和設備運行的費用支出有顯著的正向影響（Wang，2002）。使用上市公司數據的研究發現媒體關注會顯著增加上市公司環保投資（王云等，2017）。在東南亞國家，對印尼企業的實證研究發現，企業嵌入全球價值鏈后，后發達國家消費者要求，這些企業的環保投資也會顯著增加（Banerjee et al，2021）。

對于內部驅動因素的研究文獻，已有文獻大多將內部驅動因素作為調節變量納入實證分析框架。例如，Haller 和Murphy（2012）的研究表明，在政府監管與激勵措施給定情況下，規模大、污染較嚴重的愛爾蘭企業才會為減少污染做出最大的努力。在對中國企業的實證檢驗中，研究者發現有政治關系的企業顯著降低了環境支出，但這僅適用于國有企業，私營企業則會投入更多的環保投資經費（Jiang et al，2021）。李強等（2016）和林雁等（2021）將政治關聯區分為不同等級，結果發現企業（高管）政治關聯等級越高，企業的環保投資越少。在新《環保法》實施后，劉媛媛等（2021）考察了不同薪酬激勵模式導致的政策效應差異，發現在新的法律實施后，高管薪酬黏性水平越高或股權激勵程度越高的企業，其環保投資提升幅度越大。

其次，在稅收政策或稅收優惠等產業政策對企業環保投資的影響研究方面。近年來，從稅收方面考察其對企業環保投資行為的影響也逐漸增多。代表性文獻是Farzin 和Kort（2000），他們建立一個風險中性的競爭公司的動態模型，考察環境規制不確定性對企業環保投資的影響。結果發現，巨大的不確定性會減少企業減排投資，而在一定的門檻值范圍內，較高的污染稅會激勵企業增加減排投資。近年來，中國政府逐步完善環境政策體系，采用包括稅收抵免（優惠）、征收環保稅等方式激勵企業節約能源，減少污染排放。高培勇和毛捷（2013）使用2007—2011年稅收行政數據，發現間接稅稅收優惠表現出一定的傾向性，增值稅優惠政策可以促進環境保護和節能減排。更進一步地，Mao 和Wang（2016）發現稅收優惠抑制了某些隸屬于中央政府的特定企業群體的煤炭消費，確實起到了保護環境的作用，但他們并未直接檢驗所得稅稅收抵免對企業環保投資的效應。楊旭東等（2020）的研究發現企業環保投資與企業實際稅負顯著負相關，且這種關系在民營企業中更為顯著，這從反面印證了稅收征管可以激勵企業增加環保投資。謝東明和王平（2021）發現減稅激勵能夠促進重污染企業環保投資的增加，田利輝等（2022）對環保“費改稅”的研究也得出相似結論，而且他們還發現企業主要增加了預防性環保投資。

對于近年來中國政府的“營改增”改革，有研究者使用2006—2016年中國私營企業調查數據，分析了地方政府財政緊縮對企業污染減排支出的影響，結果發現地方政府的財政緊縮會顯著降低企業污染減排支出，且在財政壓力較大、環境監管較為寬松、環保成本較低的地區，這種負面影響更大（Peng et al，2021）。還有研究發現增值稅分級改革通過促進企業環保固定資產投資減少了企業污染排放（Kong et al，2022）。

三、制度背景與理論機制分析

（一）制度背景

改革開放以來，中國稅收制度不斷完善，1993年，國務院制定了《中華人民共和國企業所得稅暫行條例》，取消了原來分別設置的國有企業所得稅、國有企業調節稅、集體企業所得稅和私營企業所得稅，對內資企業實行統一的企業所得稅，并于1994年1 月1 日正式施行。2000年后，中國繼續推行稅制改革，2008年1月1 日開始實施的新《企業所得稅法》在所得稅稅率、優惠標準、抵扣范圍等方面做出了重大調整，主要的變化體現在三個方面：一是取消內外資企業差別待遇，將外資企業納入新稅法的適用范疇，結束內外資企業所得稅分立的局面，營造了稅收公平的競爭環境；二是整體上降低稅負，將一般企業的法定稅率由原來的33%下調為25%，小型微利企業的所得稅率為20%，非居民企業所得稅率為10%，并且原先享受稅收優惠的企業繼續執行優惠政策，直至優惠期結束；三是將所得稅的稅收優惠體系轉變為“以產業優惠為主、區域優惠為輔”，對農林牧漁、高科技、環保等產業給予針對性的支持，體現了加快轉變經濟發展方式的前瞻意識。

對于第三個方面，表1 總結了2008年《企業所得稅法》關于企業環保方面投資稅收優惠政策的調整內容，新《企業所得稅法》規定，企業購置用于環境保護、節能節水、安全生產等專用設備的投資額，可按照設備投資額的10%進行抵免，并允許跨年結轉抵免。同時，由于企業所得稅率也下調至25%，從而使企業稅后利潤額增加，這也會激勵企業在環保方面有更多的投資。更需要指出的是2008年修訂的《企業所得稅法》并不適用于獨資企業和合伙企業，這兩類企業按照《個人所得稅法》進行納稅，這就為本文實驗分組提供了良好的機遇。

表1 2008年《企業所得稅》稅收抵免政策的調整內容

（二）理論機制分析

首先是稅負減輕效應。新古典投資理論認為，所得稅減稅增加企業的稅后凈收益，這實際上為企業帶來了直接、快速的“增量利潤”，為企業拓展了利潤空間，使企業擁有更多的可支配盈余，改善企業的現金流。一方面，針對企業環保投資的所得稅優惠最直接的作用是企業減少了應納所得稅額，因為2008年環保投資的所得稅優惠政策調整后，稅收優惠對應的會計科目是“稅金及附加”和“所得稅費用”（謝東明和王平，2021），這兩個科目的減少意味著企業稅收負擔減輕，反映在企業財務報表上則是企業的稅后凈利潤增加，企業的財務績效得以提升，對企業環保投資具有激勵效應；另一方面，所得稅稅率降低和抵免能降低企業投資成本，進而激勵企業加大在環保等方面的固定資產的投資。理論分析也得到了實證證據的支持，針對中國企業的研究已表明，對民營企業而言，企業的實際稅負降低后，企業的環保投資會顯著增加（楊旭東等，2020）。此外，修訂后，企業在環境保護、節能節水等環保方面的投資，可按投資額的10%抵免企業所得稅，這對企業而言，在一定程度上也會“對沖”環保投資的成本，還相當于產生了稅后“增量利潤”，從而激勵企業加大環保投資（李增福，2010）。

其次是緩解企業融資約束。一方面所得稅優惠降低了企業的預期稅負，發揮著類似于“風險補貼”的作用（賈俊雪，2014），從而有利于提升企業在金融市場的形象，不僅增強企業外源融資能力，這使企業更有能力應對投資活動中的不確定性，進而提高其環保投資意愿；另一方面企業因環保投資減免所得稅，將向債權人或投資者等利益相關者傳遞出企業積極的環境治理行為，幫助利益相關者了解企業的環境治理狀況，為企業帶來“聲譽效益”，使企業更易獲得金融機構的信賴，降低了金融機構等利益相關者與企業間信息不對稱，改善企業的融資困境。也有文獻發現，寬松的貨幣政策緩解企業融資約束后，會顯著促進企業增加在環保方面的投資（G?tz，2018）。

四、研究設計

（一）模型構建

本文將2008年1 月1 日正式實施的《企業所得稅法》中關于企業在環境保護方面投資的稅收優惠政策調整視為一次外生的政策沖擊，運用雙重差分法評估企業所得稅優惠準實驗性改變對中國私營企業環保投資的影響。

在中國私營企業調查問卷中，第二部分企業情況中設有關于企業注冊類型的問題，將私營企業劃分為獨資企業、合伙企業、有限責任公司及股份有限公司四類。根據2008年修訂后的《企業所得稅法》，此次稅法調整并不涉及個人獨資企業和合伙企業，因為這兩類企業按照《個人所得稅法》進行納稅，而在企業所得稅改革期間，《個人所得稅法》僅提高了個人收入的起征點，針對這兩類企業的稅收政策較為穩定。由此可知，這兩類企業的環保投資在這一期間不會受到影響，這給本文運用雙重差分法識別稅收優惠政策對企業環保投資的影響效應提供了控制組。這里需要說明的是，2008年、2014年和2016年這三輪私營企業調查問卷中將私營企業劃分為一人公司、獨資企業、合伙企業、有限責任公司及股份有限公司五類。而中國《公司法》中的一人公司是指公司的出資全部屬于單一股東的有限責任公司，這類公司也適用于《企業所得稅法》，本文同樣將其歸入實驗組。

遵循已有文獻的做法（彭飛和范子英，2016），本文也將總樣本劃分為處理組（股份有限公司、有限責任公司和一人公司）和控制組（獨資企業、合伙企業），參照Wooldridge（2015）運用雙重差分法處理混合截面數據的方法，構建如式（1）的模型。

其中：下標i為企業；j為省份；t為時間；epiijt為被解釋變量，表示企業每年的環保投資；treati和postt分別為處理組和時間虛擬變量，若企業屬于處理組，即當企業是股份有限公司、有限責任公司和一人公司時，treati取值為1，否則取0；在2008年之前，時間虛擬變量postt取值為0，之后則取1；treati與postt的交互項是本文的核心變量，其系數β3是研究關注的重點，體現了企業所得稅改革中稅收優惠政策調整所帶來的企業環保投資變化的凈效應。本文預期β3顯著為正，意味著在控制其他因素不變的情況下，企業所得稅優惠政策對中國私營企業環保投資產生了顯著的正向效應。模型中的Xijt為控制變量集合，包括企業特征（企業年齡、企業規模、公司治理水平）、企業財務特征（是否獲得信貸支持）、企業主特征（企業主性別、教育水平、政治關聯）；ηj為省份固定效應；φt為年份固定效應；εijt為殘差項。此外，本文將模型中的標準誤在省份層面聚類以緩解可能的組間相關問題。

（二）變量選取

首先是被解釋變量。環保投資（epi）：在全國私營企業調查問卷中，有關于企業為治理污染進行投資的金額問題，本文根據企業對“您企業在上一年為治理污染投入了多少萬元”這一問題的回答，將企業填報的治理污染投資金額加1，然后取自然對數進行衡量。

其次是核心解釋變量。企業所得稅優惠政策凈效應（treati×postt）：根據私營企業調查問卷中企業注冊的類型，本文確定該企業是否納入處理組（treat），如果企業的注冊類型為股份有限公司、有限責任公司和一人公司，則歸為處理組，否則為控制組；對于所得稅優惠政策實施時間（post），修訂后的《企業所得稅》于2008年1 月1 日施行，那么在2008年之前為0，之后則取值為1，treat與post二者交乘則得到本文的政策變量。

最后是控制變量。對于企業特征變量，借鑒已有文獻，本文選取企業年齡（firm_age）與企業規模（size）衡量企業特征，分別用調查年份與企業注冊成立年份的差值和企業雇傭員工數的對數值衡量。一般而言，規模越大的企業受到外界關注度越高，社會賦予它的責任也會越重，其受到社會監督和自身發展需求的影響會加大環保投入，因此企業規模（firm_size）是影響企業環保投資的重要因素，這一點也已經得到了相關研究的證實（Siedschlag and Yan，2020），所以在實證中需要對其加以控制。此外，考慮到企業的環保行為還受到企業治理水平的影響，遂以企業是否設立監事會衡量公司治理水平（firm_govern），納入模型以控制其影響，若企業設有監事會，則該變量取值為1，否則取0。

對于企業財務特征變量。環保投資是一項短期成本大于收益的非經濟項目投資，可能會對短期財務績效產生負面影響，企業需要充足的資金保障以緩解財務成本壓力。有學者也發現融資約束與企業社會責任有著密切的聯系，信貸支持可以提升企業對環境問題的關注度并促使他們增加治污投資（G?tz，2018）。因此，在模型中引入了信貸支持變量（financial_support），根據企業在調查年份是否存在金融類機構貸款對其進行衡量。根據私營企業調查問卷中企業對生產經營資金來源的問題的回答，當企業在各類金融機構（包括國有銀行、股份制銀行、城市商業銀行和信用社、民間金融機構）有貸款余額時，financial_support取1，否則取0。

對于企業主個體特征變量。根據高層階梯理論，企業的投資決策在很大程度上受到高管背景特征的影響（Hambrick and Mason，1984），包括高管年齡、性別、教育水平、政治關聯、工作經歷等方面，不同的背景特征影響著高管的價值觀與認知結構，最終通過個人決策行為影響企業投資戰略的制定。據統計，中國私營企業中70%以上是家族企業，企業出資人一般為實際的管理者，掌控著企業各項戰略決策，在企業的經營與成長中充當著重要的角色。根據數據的可獲性，本文將企業主性別（owner_gender）、教育水平（owner_educ）和政治關聯（political_conn）三個變量引入控制變量。

對于企業主性別（owner_gender）變量，當企業主為男性時，取值為1，女性時取值為0。現有研究發現，女性企業家更追求穩定、社會網絡相對貧乏，而男性企業家則更具冒險精神、具有更強的風險偏好、能夠通過社交網絡獲取更多資源支持（Boden et al，2000），因此可能對環保投資持有積極的態度。教育水平（owner_educ）用企業主受教育年限來衡量，本文根據調查問卷中關于企業家文化程度的問題進行重新賦值，如果企業家回答文化程度為小學及以下，則賦值為6年；為初中，則賦值為9年；為高中（中專），則賦值為12年；為大專，則賦值為15年；為大學（本科），則賦值為16年；研究生及以上為19年。教育水平反映著一個人的學識水平和思維能力，影響著其價值觀與風險偏好，教育水平越高管理者做出的決策越理性，本研究預期，教育水平越高的企業主，越重視企業在環保方面的貢獻，更加關注環保投資的長期效益。對于政治關聯（political_conn）變量，本文以企業主的參政情況來界定，若企業主擔任人大代表或政協委員，political_conn取1，否則取0。企業家的政治身份對企業環保行為有重要影響，一方面，從資源視角看，對企業而言政治關聯是一種非常有價值的資源（聶輝華，2016），企業可以借此獲得更多政府補助，在財務上為環保投資提供保障；另一方面，企業為了維系政企關系，也需要投入大量成本，這可能擠占企業環保投資所需資金，進而抑制了企業的環保投資（林雁等，2021）。

（三）數據來源與描述性統計

本文使用的數據來源于2006—2016年全國私營企業調查數據，該調查是由中共中央統戰部、中華全國工商業聯合會、國家工商行政管理總局和中國民（私）營經濟研究會共同組織的全國抽樣調查。調查每兩年進行一次，樣本涵蓋全國30 個省、自治區、直轄市（因數據缺失，未包含西藏地區和港澳臺地區）的各個行業和各個類型的私營企業，調查內容包括企業主要出資人情況、企業生產經營狀況及企業發展環境三大部分。自2006年，中國私營企業開始對私營企業前一年環保投資進行了問卷調查，為本文研究提供了良好的數據支持。此外，具有政府背景的相關機構參與調查也保證了數據的科學性與可靠性，諸多已有研究也表明中國私營企業調查數據所獲得的樣本數據能夠較為詳實地反映中國私營企業的總體發展狀況（陳光金等，2018）。

由于每輪調查問卷統計的是前一年的數據，所以本文實際使用的是2005年、2007年、2009年、2011年、2013年、2015年這6年的調查數據。為緩解調查數據中的異常值造成的干擾，對所有連續型變量進行左右1%的縮尾處理。表2 列示了主要變量的描述性統計結果，可以發現，企業環保投資變量（epi）的標準差為5.196，說明中國私營企業環保投資水平差距較大。在企業主特征方面，owner_educ的均值為13.72，即樣本中企業主的平均受教育年限為13.72年，平均受教育為高中以上，最大值為22年，為研究生及以上，這也說明私營企業間企業主教育程度波動幅度較大；由owner_gender、political_conn的均值可知，樣本中大約有83.2%的企業主為男性，性別傾向較為明顯，同時約35.6%的私營企業存在政治關聯。

表2 描述性統計

進一步，本文對所得稅優惠政策改革前后處理組和控制組的均值進行了統計分析。表3 的兩組比較可以發現，在稅收優惠改革之前，本文處理組企業環保投資額對數均值為3.103，在5%顯著水平上略高于控制組企業，這意味著處理組和控制組企業的環保投資行為在所得稅改革之前的差別并不很大，滿足了控制組選擇的基本條件。從改革后的均值看，處理組企業與控制組企業環保投資對數均值差距明顯擴大，一定程度上表明所得稅優惠發揮了激勵效應，具體效應的大小后文進行估計。

表3 均值統計與檢驗

對于企業主和企業層面的控制變量，根據表3均值比較還可以發現，無論是稅收政策改革前還是改革后，處理組企業的規模、獲得信貸支持與否、公司治理水平及企業政治關聯狀況都顯著比控制組更具優勢。這些特征所展現的差異也基本上反映了中國民營企業發展狀況，因此后文實證檢驗需對這些異質性因素所產生的調節作用加以分析，從而有助于更好的發揮所得稅優惠對企業環保投資產生的激勵作用。

五、回歸結果及分析

（一）基準回歸

本文運用雙重差分法考察所得稅優惠政策調整對私營企業環保投資的影響，對模型（1）進行估計，結果見表4。（1）列是未控制時間固定效應時的結果，可見，treat×post08的系數為正，在10%的水平上顯著。在同時控制時間與地區固定效應后，結果如（2）列所示，控制其他條件不變時，treat×post08的系數在5%的水平上顯著為正，與預期相符。這表明，企業所得稅優惠政策顯著促進了處理組私營企業環保投資水平的提升，基于本文的估計系數可知，所得稅優惠政策使企業環保投資水平對數值平均增加了49.3%，本文認為，這一結果與中國私營企業環保投資初始水平較低有關，在本文使用的數據中，大約有60%的企業未進行環保投資，從而稅收優惠政策實施后，企業增加環保投資的積極性會極大提高。

表4 稅收優惠政策與企業環保投資的基準回歸

從控制變量結果看，表4 的（2）列顯示企業規模、企業年齡、公司治理水平、企業主性別、企業主教育水平、政治關聯、信貸支持也對企業環保投資水平產生了顯著的影響。從企業特征來看，企業規模（firm_size）、企業年齡（firm_age）、公司治理水平（firm_govern）的系數均顯著為正，表明規模越大、存續時間越久、公司治理水平越高的私營企業環保投資水平也越高。從企業主特征來看，企業主為男性的企業環保投資水平更高，而企業主教育水平（owner_educ）的系數與顯著性并不穩定，與預期不符。企業主政治關聯（political_conn）變量的系數顯著為正，表明有政治背景的企業傾向于投入更多資金到環保活動中。從企業財務特征來看，信貸支持變量（financial_support）的系數顯著為正，表明有信貸支持的企業環保投資越多，與已有研究相一致（Xu and Kim，2022）。

（二）識別條件檢驗

1.平行趨勢檢驗

在運用雙重差分法進行評估時，存在一個重要的前提，即在政策調整之前處理組和控制組之間存在相同的變化趨勢，否則將無法排除政策調整前的差異變動對本文的干擾。若處理組和控制組在政策調整前便存在不同的變化趨勢，則說明在所得稅優惠政策調整之前就已有差異變動影響了私營企業的環保投資，這就意味著企業環保投資的增加可能是由事前時間趨勢不同引致，從而導致研究結論不可信。

本文采用三種方式進行檢驗。首先，繪制被解釋變量在政策改革前后的時間趨勢圖（圖1），如果平行趨勢假設成立，處理組和控制組應該不存在顯著差異。可以看出，在2008年《企業所得稅法》修訂之前的兩輪觀測數據中，處理組與控制組具有比較一致的發展趨勢；此后處理組企業的增長趨勢明顯比控制組高，但兩者發展趨勢在2013年開始下降，即使如此，處理組的趨勢線依然高于控制組。

圖1 處理組與控制組時間趨勢圖

其次，借鑒彭飛和范子英（2016）的假想實驗方法進行平行趨勢檢驗。假想實驗是在稅收優惠政策變化前后各選一個虛擬政策變化點，然后假設政策沖擊發生在該時點，進而使用雙重差分法估計政策效應。如果在虛擬的時點上政策效應也顯著，就表明處理組和控制組沒有共同的變化趨勢，那么真實時點上的政策效應就存在偏誤。遵循他們的處理方式，本文選擇稅收優惠變化之前的2006年和政策變化后的2010年分別作為虛擬政策變化點，同時為進一步避免真實政策時點的干擾，本文也僅采用虛擬時點前后兩期的數據進行估計。估計結果匯報在表5 的（1）、（2）列，結果表明，被解釋變量的系數在兩個假想實驗回歸中都不顯著，這也意味著平行趨勢在2008年前不成立的可能性較小。

表5 平行趨勢檢驗

最后，采用事件分析法檢驗，進而分析政策動態效應。為此，在模型（1）的基礎上對交互項進行調整，加入樣本觀測區間各年的虛擬變量yeart與處理組虛擬變量treati的交互項，以2005年為基準，具體模型設定如式（2）所示。

如果控制組和處理組在2008年之前存在相似的時間趨勢，那么2008年之前的交互項系數應當顯著為0，其他符號的意義與式（1）相同。圖2 為平行趨勢檢驗圖，平行趨勢檢驗圖根據各交互項系數的估計結果及其95%水平的置信區間繪制而成。由圖2 可知，交互項系數在2008年之前的置信區間包含0，說明處理組與控制組企業的環保投資在2008年之前并不存在隨年份變化的顯著差異。

圖2 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

本文還通過在全樣本中隨機抽取實驗組進行安慰劑檢驗。具體來說，在進行500 次隨機抽樣后按模型（1）進行回歸，繪制出估計系數的核密度分布圖。從圖3 可以發現，treati×postt的系數分布近似于均值為0的正態分布，而基準回歸中treati×postt的系數為0.493，顯著異于安慰劑檢驗得到的系數，因此可排除企業所得稅優惠政策調整對企業環保投資的政策效果取決于不可觀測因素的可能性。

圖3 隨機處理后的估計系數分布（安慰劑檢驗）

（三）穩健性檢驗

1.預期效應

將企業所得稅優惠政策調整視為準自然實驗的前提之一是該政策沖擊是隨機的，即在政策調整之前企業環保投資對其不會產生相應的反應。為了進一步加強研究的可信度，借鑒Lu 等（2017）的方法，在模型（1）中加入treat×post07進行估計，以考察企業環保投資在政策調整之前（2007年）對其是否有預期效應，其中post07為年份虛擬變量，將2007年及之后的年份取值為1，否則為0。若treat×post07的系數顯著，就說明中國私營企業在所得稅優惠政策調整之前對該政策存在預期效應。預期效應結果呈現在表6 的（1）列，結果顯示，treat×post07的系數并不顯著，而treat×post08的系數仍然在5%的水平上顯著為正，由此可知，在稅收優惠政策調整之前，企業環保投資對該政策并無顯著的預期效應，從而驗證了基準回歸結果的可靠性。

表6 預期效應與排除其他政策的回歸結果

2.排除其他稅收政策干擾

采用雙重差分法評估政策效應還需要排除其他政策的干擾，若無法分離出其他政策，則很可能在基準回歸中高估所得稅優惠政策對企業環保投資增長的貢獻。

首先，2008年《企業所得稅法》除環保投資抵稅外，也將內資企業所得稅的稅率由33%下調到25%。所得稅率的下調就意味著內資企業稅負減輕，其稅后可支配的利潤增加，企業投資的可用資金也將隨之增加，這將激勵企業增加環保投資。那么，前文基準回歸的估計系數就可能包含了稅率下調帶來的影響，從而高估稅收優惠對企業環保投資的促進作用。幸運的是這次企業所得稅率調整并不同步，一些地區原來是按照15%征收所得稅。對這些地區而言，2008年《企業所得稅法》對稅率的調整是增加企業了應納所得稅，這為本文分離所得稅率下降導致的高估政策效應提供了難得的“反事實”控制組。在這些地區，如果受政策影響的企業也同樣存在環保投資抵免所得稅效應，那么就可以佐證稅收抵免政策在環保方面產生的積極意義。

根據國務院《關于實施企業所得稅過渡優惠政策的通知》（國發［2007］39 號），在深圳、珠海、廈門、汕頭和海南5 個經濟特區內，所有非獨資合伙企業都在所得稅過渡優惠政策范圍內，并規定這5 個地區的企業自2008年起，5年內逐步過渡到25%的稅率。因此，遵循彭飛和范子英（2016）的做法，本文以5 個經濟特區所有非獨資合伙企業為處理組，全部樣本的獨資合伙企業為控制組，來檢驗5 個地區的處理組企業在所得稅稅負上升時，是否依然增加企業的環保投資。如果回歸系數顯著為正，就說明稅收抵免政策可以激勵企業加大環保投資。回歸結果呈現在表6 的（2）列①由于2016年調查不再提供城市郵政編碼，所以這一輪調查無法識別5 個經濟特區所屬城市，因此納入回歸的樣本量減少。，可以發現，本文的核心解釋變量的系數顯著為正，與基準回歸結果基本一致，這意味著環保投資的稅收抵免政策確實起到激勵企業加大環保投資的作用。

其次，2008年《企業所得稅法》對第一產業企業所得稅也做了相應優惠規定，這可能對該行業企業的環保投資產生影響。為此，本文以企業是否從事農、林、牧、漁業來區分企業是否受到第一產業稅收優惠的影響，設置處理組虛擬變量farming，在此基礎上與時間虛擬變量進行交乘，檢驗第一產業稅收優惠對企業環保投資的影響。回歸結果匯報在表6 的（3）列，結果表明，farming×post08的系數不顯著，說明針對第一產業的稅收優惠未對前文基準回歸結果產生干擾。

最后，2008年中國將外資企業統一納入《企業所得稅法》管理，這一調整也可能影響企業的環保投資。為此，根據調查問卷中“關于企業主要出資人和資本構成問題”，本文將外商投資額占凈資產比例不低于50%的定義為外資企業，賦值為1，低于49%的為內資企業，賦值為0，進而設置新的處理組虛擬變量fdi，然后與時間虛擬變量進行交乘，結果匯報在表6 的（4）列，結果發現，fdi×post08系數依然不顯著，這表明對外資企業的稅收優惠并不構成對企業環保投資的沖擊。

3.樣本選擇偏倚

前文基準回歸模型中被解釋變量是企業環保投資額，然而調查數據中存在部分企業未進行任何環保投資，這可能會產生樣本選擇偏倚問題，進而導致有偏的回歸結果。為此，本文將基準回歸模型中被解釋變量的測度方式采用離散變量的測度方式，即企業在問卷中填報了環保投資，并且其金額大于0 的，賦值為1，否則為0。然后再進行回歸，結果匯報在表7 的（1）列。結果表明，本文關注的核心變量依然顯著為正，這意味著基準回歸結果未受樣本選擇偏倚的影響。

表7 其他方式的穩健性檢驗結果

4.改變聚類標準

在進行回歸分析時，估計系數及其標準誤會因固定效應及聚類標準變化而改變（陳登科，2020）。考慮到同一地區同行業的企業可能存在的相關性，本文在回歸模型（1）中又控制了行業固定效應，同時將標準誤聚類在行業-省份層面，這是由于中國私營企業調查對企業所屬行業的劃分較為粗糙，如果單獨聚類在行業層面，難以滿足聚類數量的要求，會造成估計精確度降低。回歸結果匯報在表7 的（2）列，結果表明，核心解釋變量系數在10%水平上顯著為正。這說明基準回歸結論穩健。

5.替換被解釋變量測度方式

基準回歸中的被解釋變量采用企業環保投資總量的自然對數衡量，但企業規模及經營能力的不同也會影響企業環保投資行為，為緩解這些因素的影響，本文以企業環保投資與企業銷售收入之比度量被解釋變量。回歸結果呈現在表7 的（3）列，可以看出，交互項的系數依然顯著為正，且與基準回歸的估計系數變化不大。

（四）影響機制檢驗

前文的實證結果表明，與控制組企業相比，企業所得稅優惠政策的實施顯著促進了處理組企業的環保投資。那么，所得稅優惠政策又具體通過什么渠道對企業環保投資施加影響呢？基于前文的理論機制分析，本文嘗試從減輕企業稅負和緩解融資約束兩個渠道進行實證檢驗，以便更好地厘清所得稅優惠政策影響企業環保投資的作用機理。

為了驗證這一作用路徑，本文以企業的稅收負擔和感受的融資約束為被解釋變量，采用回歸模型（3）和模型（4）進行實證檢驗。

除被解釋變量外，其余各變量的含義與回歸模型（1）一致，tax和finan_con分別為企業稅收負擔和融資約束。關于企業稅收負擔變量的測度，借鑒彭飛和范子英（2016）的測度方式，以企業納稅額與企業銷售收入之比進行度量；對于企業融資約束測度，結合使用的調查數據，并借鑒Ayyagari 等（2010）的做法，根據企業各輪調查中對融資難度問題的回答進行度量②在本文使用的中國私營企業調查數據中，有關企業融資難度的調查問題各年并不完全一致。2006—2012年調查的是企業貸款有困難或減少的原因，2014—2016年則在調查企業的發展環境時詢問企業融資難問題。，具體而言，在2006—2012年問卷中，如果企業回答了銀行貸款減少或有困難，就界定為企業受到融資約束，并賦值為1，否則為0；在2014—2016年問卷中，如果企業回答融資難問題緩解了，就界定企業未受到融資約束，賦值為0，否則賦值為1。盡管這種測度方式具有主觀性，但企業感受的融資難易程度事實上反映了企業經營中遇到的融資約束（張三峰和張偉，2016）。具體的回歸結果匯報在表8 中。

表8 影響機制回歸檢驗結果

從表8 的（1）列可以看出，以企業稅收負擔為被解釋變量時，核心解釋變量treat×post08的系數在1%的水平上顯著為負，這一結果意味著所得稅優惠政策的實施可以通過減輕企業稅負增加企業自有資金，促使企業提高在污染治理方面的投資。由（2）列可知，當finan_consijt為被解釋變量時，treat×post08的系數在1%水平上也顯著為負，說明環保投資稅收抵免政策有助于緩解面臨的融資約束，表明所得稅優惠政策使企業融資能力得到提升，企業外源融資能力的提升，會通過增加污染治理固定資產投資，減少污染排放，這與已有研究結論一致（Kong et al，2022；G?tz，2018）。

六、進一步異質性分析

借助所得稅優惠政策的調整，本文發現企業所得稅優惠能夠提升私營企業的環保投資水平，然而中國私營企業在內外部治理特征上存在顯著差異，前文對處理組與控制組的描述性分析也發現，處理組企業的規模、獲得信貸支持與否、公司治理水平及企業政治關聯狀況都顯著比控制組更具優勢，這就可能導致不同企業受稅收優惠政策影響的程度也不同。

為此本文進行異質性分析，在模型（1）中加入treati×postt與擬考察的異質性變量的交互項，本文從企業特征與地區兩個方面考察所得稅優惠政策調整對企業環保投資影響的差異。在企業特征方面，分別考察在企業的規模、獲得信貸支持與否、政治關聯與公司治理水平調節下，稅優惠政策對企業環保投資的影響程度，這四個變量的測度與基準回歸模型一致，估計結果呈現在表9 中。

表9 異質性分析

首先，企業規模異質性。觀察（1）列結果，可以發現treat×post08×firm_size的系數顯著為負，企業規模越大，所得稅優惠政策對企業環保投資水平的提升效應越小，這可能是因為：大規模的企業在盈利能力、信貸資源等方面更具優勢，與小規模企業相比本來就擁有更多資源稟賦與外部保障，而且大規模企業環境治理水平較高，企業邊際環保投資的成本也將提高較多，導致大規模企業在面對所得稅優惠政策時反應不夠敏感。

其次，企業獲得信貸支持異質性。（2）列中treat×post08×financial_support的系數顯著為正，說明在企業有金融機構提供信貸支持情況下，此時稅收優惠政策的實施對企業環保投資的影響效應更大，這也充分說明及時、充足的資金融通可以有效保障企業環保投資活動，那么緩解企業由治污投資而對財務負擔的擔憂，將促使其增加環保投資。

再次，企業的政治關聯與公司治理異質性。（3）列中treat×post08×political_conn的系數顯著為正，意味著對于有政治關聯的企業，其環保投資對稅收優惠政策的響應程度更高，有政治關聯的企業出于維系或加強政治聯系的考慮，會調整自身投資行為，順應環保形勢要求，在改善企業環境治理形象方面會更加努力，從而企業會積極增加在環保方面的投資。此外，（4）列還觀察到treat×post08×firm_govern的系數為正，但并不顯著，說明不同的公司治理水平下，所得稅優惠政策對企業環保投資的擴大效應并不存在顯著差異。這也意味著企業治理能力并不會改變所得稅優惠政策對企業治污投資的顯著促進作用。

最后，企業所處區位異質性。中國各區域間經濟發展不平衡，不同的地區在資源稟賦、生態環境質量、政府干預程度等方面存在較大差異，可能導致企業對稅收優惠政策產生不同的反應，已有研究也發現企業環保投資決策受企業所處區位的影響（張三峰，2019）。為此，本文進一步考察在不同地區，所得稅優惠政策對企業環保投資的激勵。根據企業注冊地，本文按照通常的標準，將樣本企業劃分為東部、中部和西部三個區域，然后進行檢驗，回歸結果見表10 的（1）～（3）列所示。

表10 所得稅抵免政策的地區差異性分析

可以看出，treat×post08的系數在東部和西部地區均顯著為正，這表明對東部和西部地區的私營企業而言，所得稅收優惠政策對其環保投資有顯著的促進作用。然而，對于中部地區的私營企業，treat×post08的系數為正但不顯著，所得稅優惠政策的激勵效應未能顯現。可能的解釋是，東部地區經濟發展水平較高，地方政府及公眾對環境質量也具有較高的追求，這會促使企業加大環保投資。對西部地區而言，由于地理位置偏僻、經濟發展水平較低等因素，西部地區企業發展受到較多限制，導致西部地區企業的環保投資處于較低水平，進而會使西部地區的私營企業對所得稅優惠政策的敏感性更高。本文的這一回歸結果表明，政府部門需考慮地區間在經濟發展、生態環境等方面的固有差異，進而因地制宜的采取相應的對策，以最大化發揮政策優勢和釋放政策紅利。

七、結論與啟示

自黨的十九大報告提出“構建政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的環境治理體系”以來，如何提升企業環保意識、促進企業增加環保投資在學術界受到了廣泛關注。本文以2008年《企業所得稅法》關于企業環保投資的所得稅優惠政策調整為自然實驗，利用2006—2016年中國私營企業調查數據，構造了包含6 次企業調查數據的混合截面數據集，探討企業所得稅優惠對企業環保投入的影響及其內在機制，嘗試在邊際上為產業政策影響企業綠色投資行為研究提供新的認知。

本文發現：第一，2008年《企業所得稅法》關于企業環保投資的所得稅優惠政策顯著促進了處理組私營企業環保投資水平，這一結論在考慮了回歸模型的識別假設條件和其他一系列可能干擾估計結果的因素后依然成立。第二，異質性影響表明，所得稅優惠政策對于規模較小的企業、能得到信貸支持的企業及具有政治關聯的企業影響效果更突出；此外，所得稅優惠政策顯著促進了東部和西部地區企業的環保投資，而對中部地區企業的影響并不顯著。第三，影響機制分析發現，所得稅優惠政策產生顯著激勵效應主要源自政策調整后企業自由資金的增加及融資約束的緩解，具體表現為企業稅負減輕和外源融資能力增強。

基于上述研究結論，本文的政策啟示如下：①對政府而言，以生態文明建設為契機，持續完善與落實企業環保投資稅收優惠等功能性產業政策工具，并綜合運用事后獎勵和事前扶持兩種激勵方式，發揮市場的基礎性作用，促使企業增加環保投資。同時，完善環境稅收制度體系，推動產業政策、市場機制和環境政策三方協同激勵企業增加環保投資。②在政策實施中，要重視產業政策工具與環境政策工具的協同性，在實施命令-控制型政策工具時，可輔以金融政策工具，如為企業提供充足的信貸支持，并且對中小型企業采取更為優惠的政策等，這將能更有效的引導企業等市場主體增加綠色投資。③加大對中西部地區企業的稅收優惠，相對于東部地區，中西部地區企業生產技術與設備更為落后，更需要稅收優惠來更新企業生產技術與設備。④對企業而言，運用稅收優惠政策能引導企業家在經營管理中轉變“寧交罰款，也不愿投資治理污染”的理念，使私營企業主動將過程與源頭治理污染理念融入到企業的生產經營中。通過政策的實施，使私營企業主意識到增加在環保方面的投資不僅可以減輕企業稅收負擔，使企業可支配資金增多，而且還能使企業更易獲得金融機構的信貸支持。