《環境保護稅法》與區域綠色轉型：機制與效應

【摘要】加快區域綠色轉型進程是國家實現“雙碳”目標的重要一環， 本文以我國從2018年開始的《環境保護稅法》的實施作為準自然實驗， 運用雙重差分模型探究其對我國2013 ～ 2022年30個省域綠色轉型的影響及作用機制， 檢驗“波特假說”在我國是否成立。研究結果表明： 《環境保護稅法》的實施能促進受政策沖擊省域的綠色轉型， 通過成本效應、 創新補償效應等倒逼技術創新， 能源結構綠色化和產業結構升級顯著增強了稅制的政策效應， 加快了區域綠色轉型進程。政策效應存在著顯著的區域差異， 且對服務型省域的綠色轉型有顯著的促進作用。

【關鍵詞】環境保護稅；綠色轉型；成本效應；創新補償效應；全要素生產率

【中圖分類號】 F810 " " 【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2024）02-0102-8

一、 引言

“十四五”時期是我國生態文明建設進入以降碳為重點戰略方向、 推動減污降碳協同增效、 促進經濟社會發展全面綠色轉型、 實現生態環境質量改善由量變到質變的關鍵時期（習近平，2022）， 也是我國履行“2030年前實現碳達峰、 2060年前實現碳中和”這一國家戰略的窗口期， 更是全面貫徹綠色發展理念、 推動高質量發展的重要戰略機遇期。為了更好地實現綠色發展， 2016年12月25日第十二屆全國人民代表大會常務委員會第二十五次會議通過了《環境保護稅法》， 并從2018年1月1日開始正式實施?！董h境保護稅法》作為我國第一部正式的綠色稅法， 如何充分發揮環境政策對實現區域綠色轉型的倒逼機制， 對助力我國實現“雙碳”目標具有重大現實意義。

以綠色發展理念引領高質量發展進而實現區域綠色轉型， 關鍵在于提升區域綠色全要素生產率。有學者研究發現《環境保護稅法》能夠在保護環境的同時促進經濟發展， 顯著提高綠色全要素生產率， 不同地區因資源稟賦、 區位特征等使得區域綠色升級存在顯著差異（王兵和王麗，2010；汪文迪等，2021）， 但研究重點聚焦于環境稅在重污染行業企業微觀層面經濟環境績效提升上的作用（黃德春和劉志彪，2006；肖仁橋等，2014）?？梢姡?有效提升綠色全要素生產率對區域綠色轉型促進全國以綠色為底色的高質量發展具有重大意義。梳理文獻發現， 已有文獻對國家省域層面的研究相對匱乏， 而環境污染物是有空間溢出性的， 環境治理效果更要在區域大層面上進行整體衡量， 微觀研究無法全面衡量政策效應。由于《環境保護稅法》從2018年開始正式實施， 實施年限不短但也不算很長， 政策作用在部分區域還不明顯（向清雨和趙艾鳳，2023）。學術界的研究多是基于廣義環境稅分析不同環境規制的作用效果， 深入探究狹義環境稅的文獻甚少， 而《環境保護稅法》作為我國第一部正式的綠色稅法， 它的現實政策效果能否發揮作用對我國綠色發展意義重大， 與國家“雙碳”目標的實現也息息相關， 因此分析該政策的作用機制是一個值得探討的現實問題。

本文從省域視角出發， 以稅費是否提標為基準， 研究《環境保護稅法》的政策效應， 檢驗“波特假說”在我國省域層面是否成立并對《環境保護稅法》的實施效果進行評價。本文可能存在的貢獻在于： 第一， 將從2018年開始實施的《環境保護稅法》從學術界普遍研究的廣義環境稅中剝離出來， 探究單個狹義環境稅實施的政策凈效應。第二， 將《環境保護稅法》規定的納稅污染排放作為非期望產出， 采用SBM效率測度模型并結合ML指數計算綠色全要素生產率， 將其作為區域綠色轉型代理變量， 結合雙重差分法系統性研究技術創新、 能源結構綠色化、 產業結構升級三條主要機制路徑在《環境保護稅法》對區域綠色轉型影響中的不同調節作用。第三， 采用截至2022年的省級數據彌補政策實施年限較短而導致政策實施部分效應不明顯的空缺， 將區域劃分為生產型區域、 服務型區域， 實證分析《環境保護稅法》實施效果的區域差異性， 為未來產業綠色發展方向提供支撐。通過探索《環境保護稅法》的實施對區域發展的影響以及影響區域綠色轉型的內在途徑， 為促進區域綠色健康發展拓展思路， 為我國未來可持續綠色發展改革提供理論支撐， 為實現生態環境和經濟的雙贏發展提供一定的政策參考。

二、 理論分析與研究假設

（一） 《環境保護稅法》與區域綠色轉型

我國經濟在高速發展的同時也造成了嚴重的環境污染， 為了實現高質量發展， 我國實行了從排污費向環境保護稅的轉變。環境污染之所以需要政府來管理， 主要是因為其具有兩個特性： 一是環境的公共物品特性。依據薩繆爾森的定義， 公共物品具有兩個基本特征， 即非排他性和非競爭性， 由于污染產生者對于污染行為不用支付相應成本， 導致在經濟發展初期， 環境污染加劇。二是環境污染的負外部性。經濟學家庇古在《福利經濟學》一書中通過分析邊際私人成本與邊際社會成本、 邊際私人收益與邊際社會收益的不一致， 驗證了外部性的存在。環境污染是典型負外部性活動， 會給社會帶來成本。環境的上述兩個特性致使市場機制調節作用失靈， 必須借助政府“有形的手”即宏觀調控和服務職能， 減少環境污染， 從而加快區域綠色轉型進程?！董h境保護稅法》的頒布與正式實施使得稅收收入增加， 以稅收手段調控納稅主體行為增加了其生產成本， 倒逼其調整內部結構、 生產技術、 資源配置等， 在減排治污和保護環境的同時促進經濟增長、 提高綠色轉型速度。張同斌（2017）、 Zhang等（2020）認為環境規制強度越高， 越能夠激發創新補償效應， 使得《環境保護稅法》的效應由“短期損失”向“長期收益”轉化， 促使企業通過技術創新實現經濟增長。陳曉珊等（2022）通過實證檢驗發現， 企業環保創新投入是影響企業綠色轉型的重要傳導機制， 《環境保護稅法》的實施能推動企業綠色轉型。Du和Zhou（2022）發現， 環境保護稅的征收具有創新效應， 能倒逼企業加大研發投入進而實現轉型升級， 但在短期內會抑制企業業績的增長。征收環境保護稅不是為了擴充稅源、 增加財政收入， 而是為了改善環境質量、 實現綠色發展。Li和Chen（2019）認為， 環境規制對我國工業企業綠色轉型的影響存在動態性， 合理的環境規制能促進工業企業綠色全要素生產率的提升并推動工業企業綠色轉型發展。由此提出假設1：

H1： 《環境保護稅法》的實施能夠加快區域綠色轉型進程。

（二） 《環境保護稅法》、 技術創新與區域綠色轉型

《環境保護稅法》作為促進經濟轉向綠色、 低碳、 環保發展路徑的重要政策手段， 對于實現區域綠色轉型和“雙碳”目標意義重大。有學者認為， 可以從成本效應和創新補償效應兩個方面解釋其對區域綠色轉型的內在作用機制。其一， 成本效應。成本效應是指將污染物排放看做非期望產出， 環境保護稅通過成本內生化反映生態保護與經濟間的關系， 企業必須將原本計劃在生產活動上的要素投入污染減排和污染治理中， 改變企業的生產決策， 對其他生產投入產生擠出效應， 導致利潤水平的下降， 對整個產業產生負面影響， 阻礙經濟發展和區域綠色轉型進程。其二， 創新補償效應。Porter（1991）提出了“波特假說”， 認為生產者在受到合理又嚴格的環境規制時可能會實現雙贏， 即《環境保護稅法》的實施既能帶來私人凈收益， 也能夠帶來更為綠色的生態。從動態競爭上考慮， 征收適度的環境保護稅可以激勵創新、 提升企業競爭力， 從而能部分甚至全部抵消《環境保護稅法》給企業帶來的經營成本增加、 利潤率下降的負面影響。

《環境保護稅法》的實施通過成本內生化倒逼交易主體為了實現可持續發展選擇更為直接和主動的技術進步形式， 即技術創新。環境保護稅作為一種強制稅收， 有效調動了企業對節能減排等技術的創新積極性， 從而降低成本。首先， 技術創新會直接作用于原材料、 能源等中間產品的利用和升級。其次， 綠色技術創新能開發出新材料和清潔能源來代替傳統原材料和化石能源， 從而減少生態污染， 促進綠色發展， 減少在生產過程中的能源、 資源消耗以及污染物的排放量， 最終提高綠色全要素生產率并推動區域綠色轉型。原毅軍和謝榮輝（2014）研究發現， 適度的綠色稅制能促進技術發展， 通過綠色技術創新來提高綠色全要素生產率。王珮等（2022）的實證檢驗證明， 《環境保護稅法》能夠顯著推動企業綠色全要素生產率的提升并促進綠色升級， 在這個過程中技術創新發揮著橋梁作用。Long等（2022）認為《環境保護稅法》具有創新效應， 倒逼企業加大研發投入， 從而促進技術創新， 實現轉型升級。據此提出假設2：

H2： 《環境保護稅法》的實施通過技術創新加快區域綠色轉型進程。

（三） 《環境保護稅法》、 能源結構與區域綠色轉型

征收環境保護稅會推動能源價格市場化， 通過價格信號反映能源資源的特征、 環境成本以及供求情況， 避免能源資源價格扭曲。周肖肖等（2015）認為， 能源結構不合理主要通過擠出效應、 稟賦效應對經濟發展產生抑制作用， 在能源結構中煤炭占比過高意味著消耗了大量化石能源， 而且在生產過程中會向環境排放大量空氣污染物與有害物質， 進而對環境生態的發展產生不利影響。陶長琪等（2018）研究發現， 《環境保護稅法》提高了對傳統化石能源的生產使用成本和交易成本， 使清潔能源逐漸替代傳統化石能源成為可能， 推動能源結構向低碳化、 多元化、 清潔化轉型。《環境保護稅法》作為第一部綠色稅法， 它的實施提高了非可再生能源的價格， 有效地降低了各部門對煤炭的投入量， 使得煤炭資源得以節約， 減少了傳統能源的消耗量， 從而減少由于能源燃燒所產生的污染廢棄物， 促進區域綠色轉型發展。據此提出假設3：

H3： 《環境保護稅法》的實施通過能源結構綠色化加快區域綠色轉型進程。

（四） 《環境保護稅法》、 產業結構與區域綠色轉型

《環境保護稅法》的實施主要通過技術、 消費、 投資影響產業結構優化。在技術上， 通過研發創新提高收益以補償被環境成本擠占的利潤， 作用于生態技術與綠色產業的發展來影響產業結構升級。在消費上， 征收環境保護稅會使污染型產品價格上漲， 由于產品替代效應的存在， 消費者會減少對污染型產品的購買， 增加對清潔綠色產品的需求， 消費結構綠色化會給企業帶來新商機， 這對產業升級提出了新要求， 即進一步推進產業結構綠色調整。在投資方面， 劉贏時等（2018）發現， 環境保護費用成本過高， 會使得污染企業的投資意愿下降， 促使產業結構優化?！董h境保護稅法》會帶來遵循成本， 有利于促進以服務業為主體的第三產業發展， 推進產業結構高級化， 顯著提高綠色全要素生產率， 推動綠色轉型， 而產業結構轉型為技術研發提供了外部新環境?！董h境保護稅法》的實施會導致部分環境處理未達標的工業企業退出市場， 使得第三產業產值比重相對增大， 從而促進產業結構升級。高污染、 低效率的企業終將關閉或者遷移， 這種“有效篩選”的機制能改善區域內企業的質量， 最終促進產業結構升級。尹慶民和顧玉鈴（2020）通過分析《環境保護稅法》與產業結構之間的關系發現， 第二產業占比過高會對經濟的綠色發展產生抑制作用， 《環境保護稅法》能通過倒逼產業結構優化、 升級和調整來促進綠色經濟增長和推動區域綠色轉型升級。據此提出假設4：

H4： 《環境保護稅法》的實施通過產業結構升級加快區域綠色轉型進程。

在征收環境保護稅后， 企業將遵從成本效應和利潤最大化的原則， 通過不斷調整生產行為來實現資源的重新配置和利潤最大化?！董h境保護稅法》并不是為達到環境保護目的而增加企業負擔， 削弱市場主體活力而抑制經濟發展， 而是為了在保護環境的同時， 通過對企業生產及排污行為的控制優化產業結構、 提高生產效率， 從而實現經濟社會綠色高速發展。如圖1所示， 《環境保護稅法》的實施將增加企業納稅成本， 從而倒逼企業轉型升級， 創新補償效應將遠大于成本效應， 使得整體技術創新水平提高， 推動區域綠色轉型發展； 相應的傳統化石能源的市場價格也會產生波動， 市場更偏好綠色產品， 使清潔能源替代傳統化石能源成為可能， 能源間的相互替代使得能源結構綠色化。何凌云和祁曉鳳（2022）的研究表明， 《環境保護稅法》能通過技術創新、 創新補償等傳導機制影響微觀企業的運作行為， 倒逼高污染產業轉型升級、 縮小規模并促進清潔產業的發展， 產業結構得到了調整， 產業結構升級加快了區域綠色轉型進程?？傊?， 《環境保護稅法》的實施能夠通過倒逼企業進行技術創新影響能源要素相互替代， 調整產業結構， 在減少污染的同時發展經濟， 提升綠色全要素生產率， 推動區域綠色轉型。

三、 樣本數據與計量模型

（一）數據來源

本文以我國內地30個省份為研究對象（西藏因數據大量缺失而剔除）， 我國從2018年1月開始正式實施《環境保護稅法》， 樣本期間選取政策發生前后5年區間即2013 ～ 2022年， 共300個樣本。文中涉及的數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、 國研網數據庫、 各省份統計年鑒。

（二）變量選取

1. 被解釋變量： 區域綠色轉型（GTFP）。本文參考林伯強和譚睿鵬（2019）的研究， 采用綠色全要素生產率作為區域綠色轉型的代理變量， 用SBM-ML指數測算得到綠色全要素生產率的增長率。假設2012年的綠色全要素生產率為1， 與計算所得ML指數累乘得到2013 ～ 2022年我國30個省市的綠色全要素生產率（Zhang等，2014；張桅和胡艷，2020；張軍等，2004）， 計算指標見表1。

本文基于SBM-ML指數計算綠色全要素生產增長指數， 累乘得到綠色全要素生產率， 并根據2013 ～ 2022年數據分析綠色全要素生產率增長指數（tfpch）以及其分解項綠色技術效率（effch）和綠色技術進步（tech）。

區域綠色全要素生產率是節能減排約束下轉變經濟發展方式的主要動力， 是衡量一個國家或地區經濟增長發展質量和區域綠色轉型程度的重要指標。從表2中可以看出， 綠色全要素生產率增長指數及其分解指數在2013 ～ 2022年間在不斷增長， 其中綠色技術進步所發揮的作用遠大于綠色技術效率所發揮的作用， 東部增長最快， 西部略高于中部。

2. 解釋變量： 《環境保護稅法》。本文將《環境保護稅法》的實施作為準自然實驗。如表3所示， 將受到政策沖擊而稅費提標省域作為實驗組， 將未受到政策沖擊而稅費平移省域作為控制組， 使用雙重差分方法分析《環境保護稅法》對區域綠色轉型發展的影響。分別構建空間虛擬變量和時間虛擬變量及其交互項： 空間虛擬變量（di）， 若省域屬于受到政策沖擊而稅費提標的地區則賦值為1， 否則賦值為0； 時間虛擬變量（dt）， 若年份屬于2018年及以后年份則賦值為1， 否則賦值為0； 交互項（di×dt）是指空間虛擬變量、 時間虛擬變量的交乘項。

3. 控制變量。本文借鑒蔡烏趕和周小亮（2017）的研究， 選取以下控制變量： ①科研支出水平（teach）， 采用政府科研支出與政府財政支出的比值來衡量； ②經濟發展水平（regdp）， 以地區人均GDP取自然對數來衡量；③政府財政支出（gov）， 用政府支出總額來衡量； ④城鎮化水平（urban）， 用各地區城鎮人口占總人口的比重來衡量； ⑤外資開放程度（FDI）， 用外商直接投資總額（以2010年的美元與人民幣外匯匯率換算成人民幣）與地區GDP的比值來衡量； ⑥研發投入強度（InRD）， 用研發投入經費取自然對數來衡量。

4. 中介變量。本文的中介變量的如下： ①技術創新（innova）， 采用地區專利申請授權數自然對數來衡量。②能源結構（enstru）， 采用地區煤炭消費量與地區能源消費總量的比值來衡量。煤炭消費量（萬噸）根據《中國能源統計年鑒》發布的能源折算系數換算為煤炭消費量（萬噸標準煤）后再進行計算（劉華軍和楊騫，2014）。該指標值越小， 說明能源結構越綠色化。③產業結構（indust）， 采用各地區第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量。該指標值越大， 說明產業結構越綠色化（干春暉等，2011）。

（三） 雙重差分計量模型的設定

依據上文的理論分析與研究假設， 為了驗證《環境保護稅法》的實施對省域層面綠色轉型程度的影響， 本文構建如下雙重差分模型：

GTFPit=α0+α1didit+α2Xit+εt+εi+εit

其中： i表示省份， t表示年份； GTFPit表示綠色全要素生產率， 是本文區域綠色轉型的代理指標， 作為被解釋變量； didit表示《環境保護稅法》的政策實施效果； α0、 Xit分別表示常數項和控制變量； εi表示個體固定效應， 用于控制不隨時間變化的微觀因素； εt表示時間固定效應， 用于控制不隨省份變化的時間因素； εit為殘差項。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計與相關性分析

從表4可以看出， di的平均值為0.443， 說明在全國稅費提高受到政策沖擊的省域占44.3%， 實驗組和控制組的數量分布較為均勻， 也為實證分析結果的穩健性提供了支撐。

經過相關系數檢驗（限于篇幅， 結果略）， 發現變量間的系數均小于1， 各個省域的綠色全要素生產率與科技支出水平、 經濟發展水平、 城鎮化水平、 外資開放程度、 研發投入強度、 技術創新、 產業結構均正相關， 相關系數在50%左右， 與政府財政支出、 能源結構負相關， 相關系數分別為24.8%、 44.7%?？梢园l現， 這些變量的缺失會對區域綠色轉型的研究結果產生相當大的影響， 因此需要把這些變量分別作為控制變量、 中介變量， 控制在雙重差分模型之內。

（二） 基準回歸結果

由表5所示， 列（1） ～ （4）是逐步加入控制變量后的結果?！董h境保護稅法》的政策實施標準不同對省域綠色轉型的影響也不同， 對實驗組省域綠色轉型程度的凈效應系數在1%的水平上顯著為正， 初步說明《環境保護稅法》的實施能夠提高實驗組綠色轉型程度。在加入控制變量后， 雖然回歸系數發生改變， 但是did的系數顯著性水平保持不變， 系數大小為0.0497， 表明《環境保護稅法》的實施對實驗組綠色全要素生產率的影響顯著大于對控制組綠色全要素生產率的影響， 與前文理論分析相符， 驗證了H1， 即《環境保護稅法》的實施能夠推動實驗組區域綠色轉型。

在控制變量上， 政府財政支出越高意味著區域財政開支占比較高， 會擠占創新研發投入， 不利于技術發展， 列（2）中政府財政支出對區域綠色轉型有負向影響但不顯著， 列（3）（4）中政府財政支出對綠色全要素生產率起著顯著的負向影響； 人均GDP代表了區域經濟水平， 經濟越發達地區的技術水平越高， 對區域綠色轉型有顯著正向影響； 城鎮化水平越高意味著污染程度越嚴重， 對區域綠色轉型起著顯著的負向影響； 外資開放程度的提高加大了吸引投資力度， 與此同時增加生產所帶來了的污染排放更為嚴重， 不利于區域綠色轉型發展； 隨著研發投入力度的加大， 創新水平相應得到提高， 對區域綠色轉型有顯著的正向影響。

（三） 穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。在進行雙重差分模型分析前， 需要對實驗組樣本和控制組樣本進行平行趨勢檢驗。只有在政策實行之前， 實驗組和控制組的綠色全要素生產率變化趨勢不存在明顯差異， 才能夠排除政策的實施不是由地區的事前特征內生性決定的， 從而保證政策的外向沖擊。

由圖2可以看出， 以2018年《環境保護稅法》政策實施當年為節點（排除其他干擾， 剔除第一期數據）， 在政策實施前， 系數在零點上下波動， 說明在政策實施前， 實驗組和控制組的綠色全要素生產率變化趨勢基本相同， 無明顯差異。在政策實施后， 系數呈現出明顯的上升趨勢， 差異明顯擴大， 說明政策實施確實會對區域綠色全要素生產率即區域綠色轉型程度產生影響， 而且滿足平行趨勢。

2. 安慰劑檢驗。

（1） 通過虛構實驗組來進行安慰劑檢驗。在樣本中隨機選取與原實驗組相同數量的省份作為新的實驗組， 將其他未被選中的省份作為控制組， 以《環境保護稅法》開始實施的時間即2018年作為政策時間， 重新估計雙重差分模型， 并重復上述實驗1000次， 便完成了安慰劑檢驗。

觀察圖3， 可以看出安慰劑檢驗圖基本為正態分布， 大多數P值在0.1以上， 說明在10%的水平上不顯著， 系數大多集中分布在0附近， 與真實值之間差距較大， 這說明本文的試驗估計結果不太可能是偶然得到的， 意味著在提標受到政策沖擊的省域《環境保護稅法》的政策效應并未受到其他未被觀測因素的影響。

（2） 將政策時點提前來進行安慰劑檢驗。將《環境保護稅法》的政策時點分別提前至2015年和2016年進行雙重差分模型檢驗， 結果如表6列（1）、 （2）所示， 反事實試驗中did的系數不顯著， 說明原模型結果是穩健的。

3. 替換被解釋變量。參考孫瑾等（2014）的研究， 用綠色GDP（傳統GDP-自然資源耗減成本-環境退化成本）作為區域綠色轉型的代理變量再次進行回歸， 如表6列（3）所示， did的系數發生了改變， 在1%的水平上顯著為正， 結果支持原假設。

4. 縮短樣本期間。為了排除國務院下達的《2014-2015年節能減排低碳行動發展行動方案》以及《水污染防治行動計劃》的政策干擾， 將樣本期間縮短至2016 ～ 2020年再次進行回歸， 如表6列（4）所示， did的系數依舊在1%的水平上顯著為正， 支持原假設。

五、 進一步分析

（一）影響機制分析

借鑒江艇（2022）的中介效應檢驗方法， 在基準回歸的基礎上加入技術創新、 能源結構、 產業結構這三個中介變量來檢驗相應的機制效應（其平行趨勢檢驗結果見表7）， 以探究中介變量在《環境保護稅法》的實施對區域綠色轉型影響中的中介作用， 分析《環境保護稅法》與區域綠色轉型之間的影響機制。

1. 技術創新。

（1） 將綠色全要素生產率指數分解為綠色技術進步與綠色技術效率， 并將其作為新的被解釋變量分別進行回歸， 結果如表8所示： 綠色技術效率的系數為正但不顯著， 而綠色技術進步的系數顯著為正， 說明在《環境保護稅法》實施對區域綠色轉型的影響過程中綠色技術進步發揮了主要作用， 原因可能是實施《環境保護稅法》會直接增加治污成本， 倒逼企業進行綠色技術創新， 從而減少開支， 在源頭上減少排污， 驗證了H2， 即技術創新在《環境保護稅法》對區域綠色轉型的影響中發揮著重要的橋梁作用。

（2） 將技術創新作為新的被解釋變量進行雙重差分回歸， 結果如表9列（1）所示， 其系數在5%的水平上顯著為正， 產生這一結果可能的原因是： 隨著各項環保政策的出臺， 政府對技術的重視程度提高、 扶持力度加大， 促使各企業、 研究所加快研究進程來改進技術， 以獲得可持續發展， 從而使得技術創新能強化《環境保護稅法》的政策效應， 說明技術創新是《環境保護稅法》的實施影響區域綠色轉型的重要傳導機制， 再次驗證了H2。

2. 能源結構。能源結構的影響回歸結果如表9列（2）所示， 其系數在1%的水平上顯著為負， 說明《環境保護稅法》的實施改善了能源結構， 傳統化石能源占比下降。這是因為當能源消費上升時雖然會促進生產和工業的發展， 但也提高了能源投入且產生了大量的非期望產出， 如工業“三廢”、 氮氧化物等， 《環境保護稅法》的實施使得化石能源的使用成本上升， 能源替代效應及成本效應使化石能源消費占比下降， 清潔能源消費占比提高， 同時污染排放減少， 從而促進區域綠色轉型發展， 驗證了H3。

3. 產業結構。產業結構的影響回歸結果如表9列（3）所示?！董h境保護稅法》的實施在一定程度上顯著促進了產業結構升級， 原因是對于一些效益低、 耗能高、 污染大的企業來說， 其環境問題較為嚴重， 《環境保護稅法》的實施可能導致其成本增加， 企業只能被迫尋找轉型升級的機會甚至退出市場， 這使得整個產業層面上的利潤水平得到提升， 產業結構得到優化， 促使新型綠色產業的發展， 資源配置優化， 從而使得產業結構高級化、 綠色化， 第三產業占比越來越高。產業結構的優化能在提升經濟水平的同時保護環境， 從而促進經濟快速發展， 提升綠色全要素生產率， 對區域綠色轉型發揮正向影響作用。

（二） 異質性分析

1. 區域異質性。我國地域遼闊， 不同的地區經濟發展模式和資源結構等都存在很大的地域差異， 表現出區域發展不平衡的特征。為了進一步分析《環境保護稅法》在我國實施的政策效應， 本文將所有研究省域按照東部沿海地區、 中部內陸地區和西部偏遠地區分為三組。結合雙重差分模型測算《環境保護稅法》對我國東、 中、 西部區域綠色轉型產生的政策效應差異， 回歸結果如表10所示。可以看出，《環境保護稅法》的實施對東、 中、 西部地區都有顯著正向作用， 但作用效果不盡相同。政策凈效應在西部最高， 東部次之， 中部最低。這與傳統想法在西部最低相違背， 是因為環境保護稅的稅率提標標準不一樣， 西部標準最低， 這讓西部城市的負擔最輕， 加上技術溢出性以及國家西部大開發等政策的扶持， 在原來基礎上發展了經濟， 降低了成本， 導致環境保護稅政策對西部地區的正向凈效應略大于東部地區。沿海城市位于東部， 經濟發達， 技術水平在政策沖擊下的作用也相對顯著。這僅僅是在考慮政策凈效應的情況下， 對于中西部區域綠色全要素生產率如表2所示， 區域綠色全要素生產率還是東部最高， 西部次之， 中部最后。區域異質性結果表明， 《環境保護稅法》對區域綠色轉型的影響表現出明顯的區域差異。

2. 主導產業類型異質性。借鑒孫偉增等（2022）的做法， 將所有研究省域分為生產型與服務型兩組。若某個區域的第二產業增加值大于第三產業， 則定義為“生產型省域”， 反之則為“服務型省域”。分析結果如表11所示。結果表明， 在服務型省域《環境保護稅法》在1%的顯著水平上提高了區域綠色全要素生產率， 加快了區域綠色轉型， 效果顯著， 而在生產型省域這一作用不顯著。這是因為： 服務型省域第三產業比重相對較高， 污染排放相對較少， 在面臨稅制壓力時創新補償效應大于成本效應， 在發展第三產業的同時倒逼污染產業升級或退出市場， 在發展經濟的同時減少排污， 從而提高綠色全要素生產率； 而生產型省域第二產業的比重較高， 在面臨稅制壓力時成本效應遠大于創新補償效應， 污染內生化成本加重了納稅主體的成本負擔， 而又無法及時調整結構和改進技術以減少污染排放， 使得《環境保護稅法》對生產型省域的綠色全要素生產率作用不顯著。因此， 我國需要實現產業結構綠色化升級， 優化能源結構， 增加第三產業比重， 逐步用清潔能源替代污染嚴重的傳統化石能源。

六、 研究結論及政策建議

（一） 研究結論

資源枯竭、 環境污染目前已經成為全球性難題， 如何走出一條在發展經濟的同時又能保護生態環境從而實現可持續發展之路已成為學術界關注的熱點?！董h境保護稅法》是我國第一部正式的綠色稅法， 其能否在我國省域實現“波特假說”即促進區域綠色轉型對于我國未來高質量、 可持續發展具有重大且深遠的意義。本文以2018年《環境保護稅法》的實施為準自然實驗， 利用我國內陸30個省市2013 ～ 2022年的數據進行實證檢驗， 得到如下結論：

第一， 《環境保護稅法》在我國實現了強“波特假說”， 政策凈效應為4.97%， 《環境保護稅法》的實施能夠顯著推動區域綠色轉型發展， 在進行安慰劑檢驗等穩健性檢驗后該研究結論仍成立， 說明結果具有穩健性。

第二， 技術創新、 產業結構、 能源結構在《環境保護稅法》實施對區域綠色轉型的影響過程中發揮著重要的中介橋梁作用， 技術創新、 產業結構升級顯著強化了《環境保護稅法》對區域綠色轉型的政策效應。能源結構如果不合理， 煤炭占比的加重會削弱《環境保護稅法》對綠色全要素生產率的作用， 阻礙我國綠色轉型的發展步伐。

第三， 區域異質性結果表明， 《環境保護稅法》對區域綠色轉型的影響表現出明顯的區域差異。具體而言： 相對于東部地區， 《環境保護稅法》對西部地區綠色全要素生產率的促進作用更強； 就主導產業類型異質性而言， 對服務型省域有著顯著的促進作用， 而對生產型省域的作用不明顯。

第四， 采用SBM-ML指數測算綠色全要素生產率增長率， 將其作為區域綠色轉型發展的代理變量， 并將其分解成綠色技術效率與綠色技術進步， 研究發現綠色技術進步在區域綠色轉型中的貢獻占比更大。

（二） 政策建議

1. 現階段環境保護稅征收標準較低， 應提高稅費平移省域的稅額標準， 充分激發環境保護稅的減排治污作用。應針對不同區域的經濟發展狀況和產業發展情況確定適合本地區的污染物稅額， 稅額不能過低， 否則會使低稅率地區成為“污染天堂”。在環境保護稅發揮作用的同時配套激勵機制、 懲罰機制等非法律制度， 注重市場激勵性環境規制工具的使用。

2. 加大綠色技術創新投入力度， 促進綠色發展。利用稅收優惠政策推動各納稅主體為降低納稅成本進行內部控制和綠色研發， 以提高其自身的綠色技術創新水平。同時， 在各科研院校與企業之間搭建橋梁， 關注技術創新對企業未來長遠發展的重要性， 推動研發成果轉化為生產力。

3. 推動能源結構綠色化， 鼓勵新能源發展， 加快區域綠色轉型進程。提高清潔能源利用效率， 注重清潔能源使用對綠色全要素生產率的提升作用， 深入推進煤改電、 煤改氣綠色工程， 突破能源消費對傳統路徑的依賴， 促進能源結構向清潔化、 高效化升級。

4. 積極推進產業結構調整和優化， 提高區域綠色發展水平。政府應大力扶持綠色產業， 部分綠色產業前期投入大、 技術不確定性強、 成本回收期長， 政府應加大扶持力度以及稅收優惠力度， 鼓勵產業結構綠色化、 高級化發展。

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