環境保護費改稅政策對企業ESG 表現的影響研究

劉會洪，張哲源

（湖南工業大學大學經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

1 引言與文獻綜述

保護環境、綠色可持續發展、人與自然和諧共處等理念已成為全國上下的共識，并融入到政府治理、企業經營、人們生活的方方面面。如今，隨著我國資本市場的開放，全國各類投資者加大推崇ESG投資理念[1]，企業紛紛開始著手提高自身的ESG 信息披露質量[2]。社會各界已經開始重視環境、社會責任和公司治理的問題，即可持續發展的問題，這既是中國需要面對的問題，也是世界面臨的緊迫問題[3]。ESG 逐漸成為評價企業可持續發展能力的核心理念，受到資本市場的重視。并且企業的ESG 表現地位大大得到提升，關乎企業未來發展[4]，ESG 已成為評估企業價值的重要指標[5]。自我國實行改革開放政策以來，經濟發展水平不斷提高，但各種環境污染事件也層出不窮，對我國生態文明產生了非常嚴重的影響。為推進生態文明建設、加快綠色發展步伐，實現經濟發展與環境的協調可持續發展，2018年1 月1 日，我國正式實施《環境保護稅法》。

關于ESG 的環保費改稅研究較少，已有的研究多是關于環保稅對企業財務績效的作用。一種觀點是“成本假說”，Gray[6]和張平等[7]學者認為環境法規的改制會增加企業的生產經營成本，抑制其財務績效。另外，余偉等[8]認為環境規章改制具有不確定性，導致企業績效也具有不確定性，即兩者之間并無顯著關系。王曉祺等[9]主張環境規章改制能夠促進企業發展創新，削減環境規章改制的影響。如今進入可持續發展時代，環境績效組成的綜合性指標將比傳統的企業財務指標更加重要。

關于ESG 和企業績效的研究，在我國處于起步階段。國外的研究雖然很久，但并沒有形成統一的結論。有學者認為ESG 是對企業績效的一種損害，會起到消極作用[10]。也有學者認為ESG 對企業績效有促進作用[11]。消極作用主要是違背了股東財富最大化理論，因為ESG 表現的提升需要企業將部分資金投向環境、社會責任和治理等方面，這將導致股東的利益受損，并且加劇經營者的經營壓力。積極作用是企業獲得了良好的聲譽，并且公司內部治理體系得到完善，同時在一定程度上緩解信息不對稱，促進與外部相關的利益。ESG 是一種高回報低風險的活動[12]，帶來的價值是微妙的，會逐漸滲透到企業的各個方面[13]。經學者研究發現，企業的ESG 表現影響企業的利益相關者關系、生產運營和內部治理，ESG 表現越好，企業獲得的回報越高[14]。良好的ESG 表現可以促進企業創新，穩定公司股價[15]。企業的ESG 得分越高，企業的非系統風險越低[16]。根據利益相關者理論，企業加強社會責任的履行可以促進利益相關者的良好關系。其次，依據信號傳遞理論，可以緩解融資約束等問題[17]。

同時國內多是關于環境規章方面對傳統財務指標的研究，還有關于ESG 對于公司績效、價值等方面的影響。本文的主要貢獻有：首先以2018 年實施的《環境保護稅法》政策為背景，運用固定雙重差分模型研究政策對企業ESG 表現的影響，為政府、企業、外部投資者提供重要信息；其次探究環境保護費改稅影響企業的ESG 表現的作用路徑，即費改稅政策通過提高企業綠色治理績效和企業綠色技術創新水平促進企業ESG 表現；最后是從企業生命周期、產權性質和法治化水平三個角度，探討環境保護費改稅對企業ESG 表現影響的異質性。

2 研究假設

ESG 評價體系包括了企業在經營中需要考慮的多層次和多維度等因素，主要有二氧化碳及溫室氣體排放、環境政策、廢物污染及管理政策、能源使用、能源消費和自然資源。企業ESG 的良好表現會使內外部利益相關者的權益得到落實和保護，這將促進企業高質量、可持續發展。進一步將資本投入到社會責任、環境責任和公司治理中，促進公司的發展，使更多的投資者關注企業的ESG 報告。從社會責任視角分析，企業在保障公司平穩運營的前提下，履行了該有的社會責任，可以吸引大量的社會資本注入公司，為公司樹立好形象的同時也助推了企業的發展。在環境責任方面，企業花費資金對自己產品所產生的環境污染進行治理，雖然消耗了資金，但是企業履行了該有的環境治理責任，同時還可以為企業自身帶來效益，比如政府出臺相關環境履行政策，推動企業加強自身環境治理，并根據政策給予補貼回饋，使企業更有動力去提升企業ESG 表現，進一步強化了企業環境責任的履行，加強了公司的整體實力。最后，從公司治理視角分析，井然有序的內部結構，各個權力機構之間進行對抗制衡，降低權利的相互利用和串通，進一步降低了公司運營被操縱的幾率，間接促進了公司的綠色健康發展。環保稅收政策的實施，通過向企業征收排污稅費，將企業的環境成本提高到內部成本，增強企業的成本彈性，反向促進企業提高防范污染的地位，制定可持續發展的綠色計劃，在環境保護方面投入更多，加強綠色治理，使企業健康發展。同時，企業可以充分發揮董事、監事的監督職能，監督企業投入資金進行環境保護和綠色治理，減少污染物排放，進而提高企業ESG 表現。綜上所述，本文提出假設1。

假設1：環境保護費改稅對企業ESG 表現具有促進作用。

在環保稅收政策的發布下，更多的環保投入可以減少污水排放帶來的負面影響，企業參與綠色治理是一個重要的手段。關于綠色治理，現有研究主要從環境信息披露的角度衡量企業在綠色治理中的參與度，而企業基于環境治理和綠色管理實施的綠色行動、綠色支出和綠色治理績效可以在一定程度上反映企業綠色治理的參與決策和決策效果[18-19]。綠色治理可以促進工業環境績效的發展[20]。其次，綠色治理的績效越好，其吸引的社會資本越多，進一步保障了企業社會責任的履行，從而使企業更加可持續發展。最后，綠色治理的績效在一定程度上促進了內部治理的發展，獨特的綠色發展部門和公司部門權責分離，互相監督，使得企業的治理體系得到完善。綜上所述，本文提出假設2。

假設2：企業綠色治理在環境保護費改稅與企業ESG 表現之間存在中介效應。

環境保護稅的稅收優惠力度更大，重污染企業可以享受更多減少污染物的稅收優惠，企業更愿意通過技術創新生產“綠色”產品。在環境保護稅政策的發布下，在提升企業ESG 表現這條路徑上，綠色技術創新是這條路徑上的必要條件之一。產品結構轉型和生產過程轉型是企業綠色技術創新主要展現的結果[21]。首先，非環保型產品造成的高污染和高能耗是導致環境污染的罪魁禍首。企業投入資金，積極研發出綠色、可回收處理的產品，進一步提升企業環境績效，同時履行了企業綠色社會責任，間接促進了企業ESG 表現。其次，企業通過排污技術創新完善污染物處理流程，提高廢棄物處理流程的效率，加快現有生產線的升級，打造可循環利用的生產網絡，不僅給企業帶來更高的環保效益，還進一步降低了企業的處理成本，從而獲得“補償效應”。綜上所述，環保稅收政策會促使企業通過綠色技術創新促進節能減排，并加大環保投入，從而提高企業的環境績效。同時，綠色技術創新減少了能源減排，為公眾提供綠色安全的產品，提高了企業的社會責任績效，進而提高企業的ESG 表現。本文提出研究假設。

假設3：企業綠色技術創新在環境保護費改稅與企業ESG 表現之間存在中介效應。

3 研究與設計

3.1 樣本選擇及數據來源

樣本經處理后最終整合為17 580 條數據，樣本年份區間為2015—2022 年間，對象選取為所有A 股上市公司，并對數據按1%進行縮尾處理，并將金融業、ST、PT 等行業進行剔除，為了保障連續性和準確性，將年份不連續且數據缺失的樣本進行完全剔除。樣本數據來源于國泰安和Wind 等數據庫。

3.2 變量設計與模型設定

（1）被解釋變量

被解釋變量是ESG 表現。ESG 評分參考了華證ESG 報告，由環境、社會、治理三項評級平均得出，在此基礎上參考王波[22]的做法為上市公司年度ESG 表現進行賦值，C 為1 分，CC 為2 分，CCC為3 分，B 為4 分，BB 為5 分，BBB 為6 分，A 為7分，AA 為8 分，AAA 為9 分。再將各個賦值取對數進行檢驗。

（2）解釋變量

解釋變量為2018 年1 月1 日實行的環境保護費改稅政策（Treat×Time），分組虛擬變量（Treat），重污染企業Treat取值為1，否則取值為0，重污染企業的界定依據《上市公司環境信息披露指南》；時間虛擬變量（Time），2018 年1 月1 日后，取值為1，否則為0。

（3）控制變量

根據以往的相關文獻，控制變量為上市企業常用控制變量。比如企業規模（Size）、董事人數（Board）、現金流比率（Cashflow）、資產負債率（Lev）、董事經理兩職合一（Dual）、第一大股東持股比例（Top1）、時間效應（Year）、行業屬性（Industry）。

（4）中介變量

中介變量主要參考姜廣省等[23]的做法，將綠色治理績效得分（GGP）作為中介變量。收集相應的數據如下：首先，從巨潮網下載上市公司季度/年度報告和社會責任報告，然后發現是否存在“環保”“環境治理”“綠色技術改造”“綠色供應鏈”“綠色產品”“綠色”和“綠色公益”等綠色行動相關詞匯，其次，雖然部分上市公司未披露相關綠色行動，但報告中披露了“污染治理費”“綠色化費”“生態治理費”等支出，本文也將其定義為綠色行動的存在，因為這些支出也主要由綠色行動引起的：第三，根據相關綠色行動，支出不僅包括環境治理支出，還包括綠色管理支出，例如，企業通過ISO14000 標準認證和綠色生產技術改造的實施支出，比僅在環境治理和生產環境下支出的范圍更廣。第四，從上市公司相關報告和上市公司日常網絡，手工收集企業獲得綠色獎勵、環境行政處罰等負面信件等正面信息，衡量綠色治理的績效。對綠色治理績效的測度公式如下：GGP=（p2-p×|q|）/r2，ifp＞|q|；GGP=（p×|q|-p2）/r2，ifp＜|q|。其中p代表正面得分，包括企業是否通過ISO14000 系列標準認證（是為1；否為0），是否獲得綠色獎勵（是為1；否為0），是否通過綠色審查（是為1；否為0）；q代表負面得分，包括是否存在環境行政處罰等時間（是為-1；否為0）；r=p+|q|。GGP取值范圍為[-1，1]，越接近于1，表示綠色治理績效越高。

另一個中介變量主要是企業綠色技術創新（GPT）。參照王曉祺等人[24]的研究成果，利用《國際專利分類綠色清單》中符合綠色專利標準的IPC 分類號以及上市公司名稱作為關鍵字，手工采集并整理了國家知識產權局官方網站上的企業綠色專利數據，并以綠色專利申請總量占總專利總量的百分比作為衡量企業綠色創新能力的指標。

（5）變量匯總

將上文各變量匯總如下表1 所示。

表1 研究變量

（6）模型設定

為了驗證環保費對稅收政策對企業ESG 表現的關系，設定如下固定效應和雙重差分模型：

其他模型在后面顯示。下標i為各個A 股上市企業的標識，下標t則表示各個年份，Controls則為控制變量合集，包括企業規模（Size）、董事人數（Board）、現金流比率（Cashflow）、資產負債率（Lev）、董事經理兩職合一（Dual）、第一大股東持股比例（Top1）、時間效應（Year）、行業屬性（Industry）。

4 實證分析

4.1 描述性統計

表2 是關于變量的描述性統計。被解釋變量ESG 最高值為2.197，最低值為1，均值為1.869。解釋變量Treat×Time最大值為1，最小值為0。中介變量GGP最大值為1，最小值為0，均值為0.991；GPT最大值為1.5，最小值為0，均值為0.069。

表2 描述性統計

4.2 回歸分析

采用雙向固定雙重差分模型進行分析，同時使用了穩健性標準誤。根據表3 的數據進行分析，列（1）是在沒有對控制變量、時間和行業情況下的結果，列（2）是在列（1）的基礎上增加控制變量的結果。列（3）是在列（2）的基礎上多控制了年份效應。列（4）則是在列（2）的基礎上多控制了行業效應。列（5）則是在列（2）的基礎上多控制了時間和行業效應。結合一起分析，不管是哪列，Treat×Time都在1%水平上對ESG 起到顯著的促進作用，說明環境保護費改稅政策對企業ESG 的表現有顯著的促進作用，驗證了假設1。

表3 回歸結果分析

4.3 穩健性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

雙重差分模型檢驗的重要前提就是要檢驗平行趨勢檢驗是否通過，即政策實施前的實驗組和對照組是否保持趨同。通過了平行趨勢檢驗，才能運用雙重差分法，且保證了結論的準確性。因此構建如下模型（2）進行分析，其中Pre3、Pre2、Pre1 和Current為時間虛擬變量與實驗組的交互項，Pre3為環境保護費改稅政策實施的前第三年樣本數據；Pre2、Pre1 和Current則分別是政策實施前的第二年、第一年和當年；從表4 中分析，Pre3、Pre2 和Pre1 的系數均不顯著，對企業ESG 表現起不到明顯的作用，而Current的系數在1%水平上對ESG起到正向顯著的作用，平行趨勢檢驗通過，驗證了本文可以使用雙重差分模型。

表4 平行趨勢檢驗、排除預期效應檢驗結果

如表4 列（1）所示，可以分析出Pre3、Pre2 和Pre1 的回歸系數都不存在顯著性，并不能對企業ESG 表現起到明顯的作用，說明在環境保護費改稅政策實施之前，企業的ESG 表現在不同的組別中差異不夠明顯；Current則在1%水平上對ESG 表現起到正向顯著作用，說明在環境保護費改稅政策實施后，企業的ESG 表現在不同的組別中存在明顯的差異，進一步證明了本文可以運用雙重差分法。

（2）排除預期效應

環境保護費改稅可能存在內生性問題，是因為企業如果提前知道了費改稅要實施，并準備了充分的應對措施。因此，本文構建模型（3），在原有模型中加上交互項Treat×Predict，來排除預期效應，其中，Predict為政策實施的前一年2017 年。

檢驗結果見表4 列（2），Treat×Predict的回歸系數為0.006 3，并沒有達到10%的水平顯著性標準。Treat×Time的回歸系數為0.022 4，在1%水平上對ESG 起到顯著作用，排除了預期效應的影響，進一步穩健了結論。

（3）安慰劑檢驗

為了一步穩健結論，借鑒周茂等[25]的經驗做法，在模型的基礎上，隨機選擇實驗組進行間接檢驗，并重復隨機抽樣500 次，Treat×Time系數估計值參考如下模型（4）：

其中，λ為非觀測因素對被解釋變量的影響。只有當λ等于0 時，非觀測因素才不會影響到估計結果，即是無偏的。但是這一點卻無法直接驗證，因為它本身就是不可觀測的，只能通過間接手段來驗證其是否為0。采用隨機選擇實驗組進行間接檢驗，并重復隨機抽樣500 次，通過此方法反推出λ等于0。從圖1 中可以分析出，前文表3 的Treat×Time基準回歸系數[0.017 6～0.025 6]在圖1 里均位于整個分布之外。因此可以反推出λ等于0，從而間接證明環境保護費改費政策對企業ESG 表現具有顯著的促進作用，也進一步說明了回歸結果的可靠性。

圖1 安慰劑檢驗

（4）PSM-DID

在DID 的基礎上進行穩健性檢驗，即PSM-DID，匹配后再進行雙重差分，進一步穩健結論。采用PSM 方法重新匹配樣本變量。以企業規模（Size）、董事人數（Board）、現金流比率（Cashflow）、資產負債率（Lev）、董事經理兩職合一（Dual）、第一大股東持股比例（Top1）對環境保護費改稅政策尋找到一個相近樣本進行1∶1 鄰近匹配。匹配平衡性結果如圖2 所示，相比未匹配前的高偏差度，匹配后的各協變量標準化偏差基本處于百分之零的基準線附近，說明經過近鄰匹配后，樣本的特征變量差異得到顯著降低。

圖2 協變量標準化偏差

經過匹配后再進行檢驗，結果如表5 列（1）所示。可以看出Treat×Time的系數在1%水平對ESG依舊起到正向顯著，證實了環境保護費改稅政策對企業ESG 的表現的促進作用，假設1 得到驗證。

表5 檢驗結果

（5）替換被解釋變量

同樣為了進一步穩固結論，所以采用替換核心被解釋變量方法，使用彭博數據庫的ESG 評分數，該數據刪除缺失和不連續年份后，相較與本文使用的華證評分有不少的缺失。如表5 所示，列（2）Treat×Time的系數在1%水平對ESG 依舊起到正向顯著，證實了環境保護費改稅政策對企業ESG的表現的促進作用，假設1 得到驗證。

4.4 機制路徑分析

為了進一步探究環境保護費改稅對企業ESG表現的作用機制，設計研究“環境保護費改稅政策—綠色治理—企業ESG 表現”和“環境保護費改稅政策—綠色技術創新—企業ESG 表現”這兩條路徑。

借鑒溫忠麟等[26]的研究，構建中介效應模型，檢驗綠色治理和綠色技術創新是否承擔中介作用，參考模型（5）和（6）：

綠色治理中介效應檢驗結果見表5 所示，列（3）、列（4）和列（5）展示了回歸結果。列（4）Treat×Time的回歸系數為0.017 3，在1%水平對GGP起到正向顯著作用，說明環境保護費改稅推動了企業綠色治理；列（5）Treat×Time的回歸系數為0.026 3，在1%水平對ESG 起到正向顯著，GGP的回歸系數為0.0370，在1%水平對ESG 起到正向顯著，說明綠色治理存在部分中介效應，假設2 得到了驗證。綠色技術創新中介效應檢驗結果見表5 所列，列（3）、列（6）和列（7）展示了回歸結果。列（6）Treat×Time的回歸系數為0.011 5，在1%水平對GGP起到正向顯著，說明環境保護費改稅推動了企業綠色技術創新的發展；列（7）Treat×Time的回歸系數為0.025 8，在1%水平對ESG 起到正向顯著，GPT的回歸系數為0.073 7，在1%水平對ESG 起到正向顯著，說明綠色技術創新存在部分中介效應，假設3 得到驗證。

4.5 異質性分析

（1）企業生命周期

參考劉詩源[27]的做法，將生命周期樣本分類成導入期、成長期、成熟期、淘汰期和衰退期等五種類型。如表6 所示，導入期、成熟期和衰退期這三個階段的Treated×Time對企業ESG 起不到明顯的作用，成長期和淘汰期這兩個階段的Treated×Time分別在1%水平和5%水平對ESG 起到正向顯著作用，說明企業處于成長期、淘汰期時，環境保護費改稅政策對企業的ESG 表現起到顯著的促進作用。究其原因如下：它們對未來的定位和經營計劃不一致，成長期企業發展勢頭良好，盈利狀況穩步上升，此階段的企業對未來的定位一般是對經營規模進行擴張，穩定行業地位，發展新的盈利渠道。這既需要企業加大技術創新，也需要其提高環保意識，樹立良好形象。而且成長期企業盈利狀況穩步上升，其繳納給有關部門的環境保護稅金額占公司資金流的比例較低。所以，環境保護稅對成長期企業的ESG 表現提升將更為突出，當企業步入成熟期階段，會傾向于安定，對環境稅收的關注度也會降低，此時環境保護稅對企業ESG 表現的影響取決于公司的情況，當公司進入淘汰期時，公司處于發展關鍵時期，要么加快轉型重新進入新的生命周期，要么緊接著進入衰退期。企業面對這種情況時，希望可以穩住自身的良好形象，同時積極創新發展自身，為自身重新煥發活力做最后的努力，使其ESG表現提升效果變得顯著。當公司遭遇經濟危機，步入衰退期后，市場被擠出，出現資金周轉問題，很可能就被別的企業兼并，企業沒有多余的精力開展新技術的研究與開發，生產創新、環保型產品，推動企業核心生產技術的高效突破。在這種危急的情況下，環境保護費改稅對衰退期企業的ESG 表現提升效果非常微小。

表6 細分檢驗結果

（2）企業產權性質

參考李月娥等[28]的做法，將企業樣本分為國有和非國有進行分析，企業產權性質不同，所表現出來對ESG 影響也不同。從表6 可以分析出，列（6）Treated×Time對ESG 并沒有出現顯著性，說明國有企業對環境保護費改稅政策并不敏感。列（7）Treated×Time對ESG 在1%水平上起到顯著正向作用，說明非國有企業ESG 表現在環境保護費改稅政策下對企業ESG 表現起正向顯著作用。究其原因如下：國有企業資金來源穩定，公益性強，不以盈利為目標，同時因為其受社會關注程度較高，導致其擔負的社會責任較重，又因為國家控股，其需要帶頭履行社會責任，所以在環境保護費改稅政策之前，國有企業履行的社會責任程度已經處于高水平，同時在環境方面也投入較多資金，因此費改稅對其ESG 表現的提升并不顯著。相反，非國企在環境保護費改稅政策的倒逼下，不得不開始重視企業綠色發展，為了在市場競爭大流中激流勇進，勢必會分析大勢，積極采取行動綠色創新和治理的行動，環境保護費改稅政策給它們帶來的既是挑戰又是機遇，通過異質性分析的實證結果，也能反映出來非國企有在好好利用該政策實現企業自身進一步發展，提高企業可持續發展能力。

（3）法治化水平

參考胡李鵬等[29]研究結論，法治化程度不同的企業，環保費改稅政策對ESG 發揮的效果也不同。從表6 分析得出，列（9）的Treated×Time對ESG 沒起到明顯作用，說明低法治化企業在環境保護費改稅政策下對企業ESG 所起的作用有限。列（8）Treated×Time對ESG 在1%水平上起到顯著的正向作用，進一步說明法治化程度高的企業在環境保護費改稅政策下對企業ESG 表現起正向顯著作用。究其原因如下：低法治化企業由于其法治體系不健全且監管力度差，削弱了其響應環境保護費改稅政策的積極性，綠色創新和治理效果不充分，進一步使得其ESG 表現的提升幅度不夠明顯。相反，高法治化企業面對國家改制的環境費改稅政策時，其健全的法治化體系一定程度上促進了環境保護稅費改稅政策的落實，并將此政策融入企業發展目標，積極推動企業綠色化轉型，進一步使得其ESG 表現提升效果明顯。

5 結論與啟示

根據上文得出幾個結論：（1）環境保護費改稅對企業ESG 表現起到顯著的促進作用；（2）企業綠色治理績效和綠色技術創新在環境保護費改稅對企業ESG 表現的影響起到部分中介作用；（3）環境保護費改稅對企業ESG 表現的影響，在成長期、淘汰期、非國有企業、高法治化水平的樣本中更為顯著。

啟示與建議：

（1）環境保護費改稅，通過對環保成本的固化作用，起到了一種倒逼效果，逼迫企業加大環保投入，研發綠色技術，實現可持續發展。同時，環境保護費改稅，也是企業提升市場競爭力的戰略機遇，成功抓住機會的企業可以發展壯大，而沒有抓住機會的則可能被政策與市場淘汰。

（2）環境保護費改稅，一定程度上可以促進企業法治化水平的提高，完善內部治理結構，提升社會責任意識，推動企業不斷提升社會價值與可持續發展能力，為社會、環境和股東創造更長遠的價值。

（3）環境保護費改稅后，投資者可更多關注企業綠色發展與可持續發展能力，關注企業的法治化水平與治理結構，關注企業在成長期的ESG 表現，從而獲取更好更長期的投資回報。