環保費改稅提高了綠色技術創新的“質”“量”嗎?

張海燕 倪 靖

(湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081)

一、引言

2019年 4 月國家印發《關于構建市場導向的綠色技術創新體系的指導意見》，提出利用“綠色聲譽效應”推動綠色技術發展?！丁笆奈濉币巹澗V要》中再次強調要改善環境質量、推動綠色發展。綠色創新是實現“創新”、“綠色”共同發展的有效手段。創新驅動發展戰略實施以來，我國創新專利數量呈現“井噴式”增長。然而，技術創新數量的增長并未引領質量的同步提升，發明專利占比較低、綠色專利不足的局面尚存，專利泡沫、研發粉飾現象突出[1][2]。與傳統創新相比，綠色創新不確定性更強、風險更大，且具有雙重外部性，企業的創新意愿不足，如何激勵企業綠色技術創新量和質雙重提升成為現階段我國亟需解決的現實難題。環境規制是推動企業綠色技術創新的主要方式。2018年1月1日，我國正式施行《中華人民共和國環境保護稅法》。通過更高的法律層級、更明確的污染物排放價格、更嚴的征收監管，將企業環境污染的社會成本內部化，影響了市場供求關系以及利益相關者期望。那么，環保費改稅政策的實施是否能打破技術創新質量不足困境，能否有效促進企業綠色技術創新數量和質量齊頭并進呢？

既往文獻集中討論環保稅對企業綠色技術創新數量的影響，主要存在三種觀點：促進[3][4]、抑制[5][6]、非線性(倒U型)[7]。環境政策對綠色技術創新質量的影響也開始引起學者關注，但數量較少。陶鋒等(2021)發現環境規制在實現了綠色創新數量增長的同時致使質量下降，創新能力較弱、偏好獨立創新、中輕度污染行業的企業是質量下降主體[8]。張志新等(2022)證實了低碳城市試點政策能促進綠色創新數量提高，但也帶來了質量的扭曲[9]。在追求高質量發展的時代背景下，環保費改稅政策的實施能否誘導企業扭轉創新重量輕質現象，實現綠色技術創新增量提質？其內在的傳導機制如何？不同特征企業的綠色技術創新效應是否存在差異？這是本文關注的問題。

本文的邊際貢獻在于：(1)既有研究少有從綠色技術創新質量視角研究環境政策的實施效果，更少有從數量和質量雙重角度探討。本文采用雙重差分法，從綠色創新數量和質量雙重視角檢驗環保費改稅政策這一外生事件對企業綠色創新的異質性影響，與以高質量發展為導向的時代背景相契合。(2)拓展了環保費改稅政策推動綠色技術創新可能的機制路徑，從融資約束視角分析，發現政策可以通過緩解融資約束實現創新增量提質。(3)考慮政策沖擊下環保補助、產權性質不同的企業綠色技術創新效應是否存在差異。

二、理論分析與研究假設

環保稅的繳納能發揮約束作用和激勵作用，促使企業進行綠色技術創新。從約束角度看，環保“費改稅”后，各省根據自身環境承載能力、生態發展目標，基于原有排污費征收標準平移或上調了環保稅稅額標準，企業排污成本增加。各地環保稅普遍采取“第三方檢測、納稅企業申報、稅務受理、環保協作審核、稅務征收、涉稅信息共享”的工作配合模式，第三方監測機構的監測數據需要企業付費獲取[10]，環保和稅務部門合作以及環保稅額全額歸地方所有的新規定也使企業尋租難度增加[11]。環保稅進入稅務征收范圍，彌補了原排污費制度執法剛性的缺失，稅額的少繳漏繳或將被認定為偷稅漏稅，并追繳滯納金和罰款，嚴重的將構成刑事責任。法律層級的提高增加了重污染企業環境違規成本[12]。高比例的環保稅稅額或多或少會影響污染排放企業聲譽，企業生產資料獲取受限制，要素成本上升，致使企業調整生產行為。此外，客戶丟失、產品銷售量銳減、股價波動下降、社會公關等隱形成本也隨之而來，迫使企業進行綠色技術創新。從激勵角度看，環保費改稅政策帶來了更寬松、更富彈性的稅收優惠條款，地方全額收取的環保稅額也將主要反饋于地區污染治理和企業環保補助中，緩解了企業創新難度。為實現長期減排、降低治污成本，企業將積極進行綠色創新。基于上述分析，本文提出以下假設：

H1：環保費改稅政策促進了企業綠色技術創新數量增長。

企業創新的終極目標是將創新產品推向市場并獲得認可[13]，而高質量穩健的綠色產品才是吸引穩定客戶的關鍵。環保費改稅政策實施后，傳遞出環保政策趨嚴、企業的資源配置效率和環保行為還存在改進空間的信號，使企業面臨更大環境合法性壓力。各方利益相關者通過環保稅負情況直觀評估企業生產狀況，增進對綠色產品的關注，改變了市場需求，暫時性的應對措施難以形成持續的綠色效益。企業將遵循市場需求，調整資源配置方向，削減其他領域投資[14]，挖掘綠色環保領域的潛在投資機會，持續開發出綠色新產品和新工藝，在此過程中促進新知識和新技術的誕生，彌補現有創新空缺，尋找新領域綠色創新突破口，提高創新質量。同時，市場需求的轉變催生愈發激烈的市場競爭，而高質量的綠色技術創新才是幫助企業獲取核心競爭力、避免低價競爭、搶占市場優勢地位行之有效的道路[15]，也是幫助企業獲取更多融資的重要砝碼。因此，企業有強烈動機將資源轉移到高質量綠色創新活動中。基于上述分析，本文提出以下假設：

H2：環保費改稅政策促進了企業綠色技術創新質量提升。

融資約束是制約企業創新的重要因素。環保費改稅政策可通過提高企業環境信息透明度，降低委托代理成本來緩解融資約束，從而提高企業綠色創新質和量。苗苗等(2019)認為，隨著政府環境規制力度的加強，企業的環境信息披露會愈發透明全面[16]。環保費改稅政策使得企業環境合法性壓力進一步提升。某種程度上，政府可看作企業的特殊股東，為確保環保稅稅額的完整性，稅務和環保部門協作監督環保稅費的變動幅度以及稅費繳納的及時性，強制性分享了企業創造的利潤，政府獨有的稽查能力和稽查權力可以發現企業的代理問題并及時制止[17]，督促企業提升環境信息透明度和準確性。各方利益相關者通過對管理層施加較高的環保監督，企業不得不提高資金利用效率，加大環保投資，減少金融化和污染性投資，降低環境風險，傳遞積極履行環境責任的信號，降低信息不對稱程度[18]。環境保護的信息披露將會引導相關投資者更加關注企業在污染治理、環保產品開發等方面的應用，更容易獲取銀行等金融機構對綠色項目的融資支持。而當高額的環保投入未導致環保稅費的顯著降低時，企業無法得到各方利益相關者的認可，企業聲譽將遭到破壞。當融資約束水平降低時，企業更有動力實現綠色技術創新“質”“量”共同發展，以作為對融資支持的回饋，并通過獲取更多資源和優惠進一步提升企業地位。基于上述分析，本文提出以下假設：

H3：環保費改稅政策通過緩解融資約束實現企業綠色技術創新增量提質。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2014—2020年為樣本期，研究對象為滬深兩市A股上市公司，將環保費改稅政策正式實施年份及以后年份定義為實驗期(即2018—2020年)，將受環保費改稅政策影響較大的重污染企業企業作為實驗組，受政策影響相對較小的非重污染企業為對照組。剔除金融類公司、ST、*ST公司以及核心數據缺失的樣本，并對所有連續型變量在1%和99%水平上進行縮尾。綠色技術創新數據來自CNRDS數據庫，環保補助數據來自于上市公司年報，其他數據來源于CSMAR數據庫。

(二)變量選取

1.被解釋變量

借鑒齊紅倩等(2021)[19]、王馨等(2021)[20]的研究，以上市公司綠色專利申請總量衡量企業綠色創新數量，以綠色發明專利申請量衡量企業綠色創新質量，并將專利申請數量加一后取自然對數處理。

2.核心解釋變量

環保費改稅政策由DID(Time×Treat)表示。Time虛擬變量表示環保稅開征時間，2018年及以后取1，否則取0。Treat虛擬變量表示企業是否屬于重污染企業，借鑒劉運國等(2015)[21]、程博等(2021)[22]的研究，根據《上市公司行業分類指引》(2012版)劃分重污染與非重污染企業。若為重污染企業，則取1，否則取0。

3.控制變量

參考以往文獻，選取企業規模(Size)：年末總資產的自然對數；企業年齡(Listage)：企業上市年數+1取自然對數；所有權性質(SOE)：國有企業取1，非國有企業取0；償債能力(Lev)：資產負債率；股權集中度(lholder)：第一大股東持股比例；盈利能力(Roa)：資產收益率；機會成本(TQ)：TobinQ值、兩職合一(Dual)：董事長和總經理為一人取1，否則取0；董事會規模(Board)：董事會人數，并控制了企業個體(Symbol)和年份(Year)虛擬變量。

(三)模型構建

為研究環保費改稅政策對企業綠色技術創新數量和質量的影響，本文參考石大千等(2018)[23]構建雙重差分模型的方式，檢驗假設1和假設2：

Quantityi，t，Qualityi，t=β0+β1DIDi，t+γXi，t+vi+αt+εi，t

(1)

其中，Quantityi，t、Qualityi，t分別表示企業i第t年的綠色技術創新數量和質量，DIDi，t為環保費改稅政策，Xi，t為相關控制變量。vi、αt為個體固定效應和時間固定效應，εi，t為隨機誤差項。

四、實證分析

(一)描述性統計

表1展示了研究變量的描述性統計結果。Quantity和Quality的均值分別為0.989和0.690，標準差分別為1.222、1.026，中位數分別為0.693、0，表明企業間綠色技術創新數量和質量均存在較大差異，且很多企業未進行綠色技術創新。Size的均值為22.222，標準差為1.286，最小值為19.920，最大值26.181，表明企業規模存在較大差異。SOE均值為0.321，表明樣本中國有企業占比32.1%。

表1 描述性統計

(二)基準回歸結果

表2的第1列和第2列分別表示環保費改稅政策對企業綠色技術創新數量和質量的回歸結果，DID的系數分別為0.121和0.058，且均在1%的水平上正向顯著。表明環保費改稅政策實施促進了企業綠色技術創新數量、質量雙重提升。假設1和假設2得以驗證。

表2 回歸結果

(三)機制檢驗

借鑒蔡昌等(2021)[17]的方法，檢驗在融資約束較為嚴重的情況下，環保費改稅政策能否更大程度緩解融資約束，環保費改稅政策是否可以通過降低融資約束程度來提高綠色技術創新的量與質。參考魏志華等(2014)[24]的研究，本文使用KZ指數衡量企業融資約束水平，KZ指數越大，表明企業面臨越高的融資約束。根據KZ指數中位數將企業劃分為高低兩組進行機制檢驗。表3的結果顯示，環保費改稅后，融資約束程度高的企業綠色技術創新數量和質量都在1%水平上正向顯著，融資約束程度低的企業不顯著。運用費舍爾組合檢驗組間系數差異，因變量為綠色技術創新數量和質量時b0-b1的值均為-0.098，p值分別為0.000和0.002，表明融資約束程度高的企業對綠色技術創新的增量提質作用更強。第(5)列以融資約束作為因變量，發現環保費改稅政策降低了企業的融資約束程度。以上得出的結論均證實了假設H3成立。

表3 機制分析

(四)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

圖1和圖2分別展示了2014—2017年企業綠色技術創新數量和質量的平行趨勢。由圖可知，環保費改稅政策實施之前的年份綠色技術創新數量和質量系數均不顯著，表明政策實施前實驗組和對照組之間不存在顯著差異。而在政策實施一年后，post_1系數顯著為正。結果滿足平行趨勢假設。

圖1 綠色技術創新數量平行趨勢檢驗

圖2 綠色技術創新質量平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為進一步驗證結果不是其他非觀測因素造成，本文隨機選取政策實驗組進行重新回歸，并對隨機抽樣過程重復500次進行安慰劑檢驗。圖3和圖4分別表示綠色技術創新數量和質量的估計系數分布。由圖可知，DID的500次重復模擬回歸估計值分布為均值近似為0的正態分布，數量與質量的基準回歸系數0.121和0.058均位于整個分布之外，從而通過反事實角度證明了環保費改稅政策對企業綠色技術創新數量和質量的提升效果穩健。

圖3 綠色技術創新數量安慰劑檢驗

圖4 綠色技術創新質量安慰劑檢驗

3.滯后期檢驗

考慮環保費改稅政策對綠色技術創新的數量和質量的影響在滯后期才體現，對綠色技術創新數量和質量進行滯后一期處理，結果見表4的第(3)、(4)列。DID的系數分別為0.097和0.057，分別在1%和5%水平上正向顯著，進一步驗證了表2結果的穩健性。

表4 穩健性檢驗

4.縮短樣本期間

前文所述樣本區間為2014—2020年，可能政策實施前時間區間較長，存在噪音干擾。因此，將樣本區間定為2016—2019年。回歸結果如表4的第(5)(6)列所示，DID的系數分別為0.103和0.052，分別在1%和5%水平上正向顯著，結果依然穩健。

(五)異質性分析

1.環保補助異質性

根據企業是否獲得環保補助對企業進行分組回歸，結果如表5所示。獲得環保補助企業綠色技術創新數量和質量都在1%水平上正向顯著。未獲補助企業綠色技術創新數量在1%水平正向顯著，創新質量不顯著。且獲得環保補助的企業的系數在綠色技術創新數量和質量上均高于未獲得企業。運用費舍爾組合檢驗組間系數差異，因變量為綠色技術創新數量和質量時b0-b1的值分別為-0.041和-0.051，且p值分別為0.022和0.001。因此，可以得出環保費改稅政策對企業的綠色技術創新數量和質量提升效果在獲得環保補助的企業中更顯著。

表5 環保補助異質性分析結果

作為政府支持性制度安排的一種，環保補助增加了企業資金來源，緩解了環保費改稅政策帶來的高稅收成本和治污成本，降低開展綠色技術創新的成本，一定程度上矯正創新固有的外部性特點，打破了多數企業創新信念缺失的困境，降低企業風險憂慮[25]。同時，來自政府的補貼向其他利益相關者釋放了積極承擔社會責任的信號，進一步降低融資約束水平，最終使企業的綠色技術創新數量提升。另一方面，政府補助的?？顚Ｓ妹鞔_了資金用途和驗收標準，一旦發現資金被挪作他用或未達到驗收標準，企業將進入黑名單，承擔補助收回、信譽下滑的風險，并引起一系列市場反應[26]，因此，獲得政府環保補助的企業將注重自身綠色技術創新數量和質量的提升，以獲取綠色商譽，維護核心資源。

2.產權性質異質性

根據產權性質將企業分成國有和非國有企業兩類進行分樣本回歸，結果如表6所示。國有企業綠色技術創新數量和質量都在1%水平上正向顯著。而非國有企業綠色技術創新數量在1%水平正向顯著，創新質量不顯著。國有企業的系數在綠色技術創新數量和質量上均高于非國有企業。組間系數差異檢驗表明，當因變量為綠色技術創新數量和質量時b0-b1的值分別為-0.085和-0.098，且p值均小于0.01。因此，可以得出環保費改稅政策對重污染企業的綠色技術創新數量和質量提升效果在國有企業中更顯著。

表6 產權性質異質性分析結果

不同產權性質的企業在面對環境規制壓力時反映不同。國有企業除了營利目的外，還需協助政府履行社會職責。環保費改稅政策的實施意味著環境治理地位愈發重要，國有企業肩負的環境責任也間接提高。企業的創新意愿和成功可能性很大程度上依賴于其能否擁有持續的資源供給，高質量的綠色技術創新更是如此。而國有企業通常屬于一個地方支柱型企業，在各地政府具備較強的話語權和較廣的人際關系，能獲得政府的“父愛”[27]，對于綠色技術創新，尤其是高質量創新的風險承受能力也更高。作為對信息、政策、資源等方面的回報以及管理者出于政治抱負需求，國有企業可能會在綠色技術創新數量和質量進步上爭當“排頭兵”。

五、結論與建議

本文選取2014—2020年滬深A股上市公司為研究對象，采用雙重差分法，從綠色創新數量和質量雙重視角檢驗環保費改稅政策這一外生事件對企業綠色創新的異質性影響。結果表明，環保費改稅政策實施后，企業不僅實現了綠色技術創新數量增長，而且促進了綠色技術創新質量的提升。通過降低融資約束程度，實現綠色技術創新的增量提質。異質性分析發現，在獲得政府環保補助的企業以及國有企業中，環保費改稅政策對企業的綠色創新數量和質量的雙重促進作用更顯著。

為強化環保費改稅政策的這種驅動能力，從以下幾方面提出建議。第一，持續優化環保稅相關政策，促進企業綠色技術創新“增量提質”。加強環保部門與稅務部門之間的合作能力和效率，進一步提高執法力度；擴大環境保護稅的征稅范圍，吸引企業在更廣的領域進行綠色技術創新；設置更多梯度的稅收優惠減征條款，推動企業加大高質量綠色創新力度。第二，提升企業綠色技術創新能力，在綠色創新數量增長的同時更關注創新的質量提升。一方面提升政府環保補助和環保費改稅政策在促進企業綠色技術創新增量提質過程中的協同效應。加強對綠色技術創新質量的評估與識別，持續改進創新活動的考核評價體系，對分跨多個領域、不同類型、不同難易程度的綠色創新項目實施差別化補貼，對含金量高的項目給予扶持和資源傾斜，同時對資金運用情況進行定期和不定期監督。另一方面強化對非國有企業的約束和激勵作用，在統籌資源時給予適當扶持，推動非國有企業綠色技術創新質量的發展，防止“重量輕質”現象。第三，完善綠色創新的融資機制。政策促進了企業的環境信息透明度提升，緩解了融資約束水平，但本身環境信息披露制度還存在改進空間。為進一步降低各方對于環保支出的監管難度，建設企業環境信息共享平臺，構建量化可比的環境信息披露體系勢在必行。此外，還可為開展綠色技術創新的企業提供較低利息的貸款，適當采取風險投資方式擴充資金來引進創新設備或創新成果。