我國油氣資源稅由從量計征改為從價計征的政策效應(yīng)

金成曉　張東敏　王紅石

摘 要：基于雙重差分法，筆者對西部地區(qū)油氣資源稅由從量計征改為從價計證的政策效果進行了評估，以單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為政策效果變量，實證研究表明，油氣從價稅改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗相對于樣本均值下降了7.90～8.55個百分點，污染排放量減少約1556噸，人均資源稅收入相對于樣本均值增加了2.74～3.03個百分點，通過采用不同處理方法進行穩(wěn)健性檢驗后，以上結(jié)論仍然成立，本文的研究結(jié)果為2011年11月1日起油氣從價稅改革全面實施提供了經(jīng)驗證據(jù)，同時也為2014年12月1日起煤炭從價稅改革提供了理論支撐。

關(guān)鍵詞：從量稅；從價稅；單位產(chǎn)出能耗；污染排放；資源稅

一、問題的提出

近年來，隨著我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展，資源需求的增長與資源稀缺性矛盾日益突出，以從量計征為基礎(chǔ)的資源稅在促進能源節(jié)約、調(diào)節(jié)利益分配方面的作用難以發(fā)揮。據(jù)統(tǒng)計，我國單位產(chǎn)值能耗約為美國的3倍，日本的7倍，而絕大部分資源具有耗竭性和不可恢復(fù)性，因此，從長期來看，高能耗經(jīng)濟發(fā)展模式難以為繼。如果說技術(shù)進步可以緩解不可再生資源對經(jīng)濟發(fā)展約束的話，真正對人類未來可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成挑戰(zhàn)的主要是環(huán)境資源，而環(huán)境的可持續(xù)性與人們使用資源的方式密切相關(guān)，在我國能源消費構(gòu)成中，煤炭和石油占85%左右，根據(jù)《國家溫室氣體排放清單指南》，原煤的碳排放系數(shù)是天然氣的1.7倍，原油的碳排放系數(shù)是天然氣的1.3倍，我國以煤炭和石油消費為主的能源結(jié)構(gòu)所帶來的碳排放以及引發(fā)的環(huán)境污染問題已經(jīng)成為制約經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，從這個意義上說，建立有利于清潔能源使用的資源價格機制很有必要。除此之外，由于我國大部分資源集中在相對落后的中西部地區(qū)，而以從量計征為基礎(chǔ)的資源稅稅額標準普遍偏低，不利于擁有較多資源的中西部地區(qū)將資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為財政優(yōu)勢，基于此，以原油和天然氣從量計征改為從價計征為主要內(nèi)容的資源稅改革于2010年6月率先在新疆開始試點，原來石油每噸30元、天然氣每立方米7～9元，改

革后一律調(diào)整為按銷售收入的5%從價計征，2010年12月1日起，這項改革推廣到西部12個省區(qū)，2011年9月21日，國務(wù)院常務(wù)會議在總結(jié)原油、天油氣資源改革試點經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，決定修改《中華人民共和國資源稅暫行條例》，在現(xiàn)有資源稅從量定額計征基礎(chǔ)上增加從價定率的計征方法，2011年11月1日起，改革在全國推行，但主要是針對石油和天然氣兩個稅目，并未推廣至煤炭等資源產(chǎn)品，2013年1月1日起，對磷礦石資源稅實行從價征收，2014年12月1日起，實施煤炭資源稅從價計征改革，由此我們可以預(yù)測，在未來，資源從價稅全面計征將是一種趨勢。油氣從價稅改革已有四年之多，那么改革的效果怎么樣，改革是否起到了促進資源節(jié)約，減少環(huán)境污染、調(diào)節(jié)資源利益分配的作用？以上問題的回答將對后續(xù)改革效果的預(yù)測有一定指導(dǎo)意義。

二、文獻述評

國內(nèi)外有不少學者對資源稅從價計征的效果進行了研究，Hotelling是其中較早對資源稅進行研究的，Hotelling在《資源消耗的經(jīng)濟學研究》中指出，稅收可以改變資源在時間上的分布，即政府可以通過資源稅的調(diào)整來控制資源的耗竭速度，[1] Dasgupta， Heal和Stiglitz（1980）利用Hotelling模型發(fā)現(xiàn)，從價征收資源稅比從量計征可以帶來更大的福利。[2]Hung和Quyen （2009）通過動態(tài)Hotelling模型對可耗竭資源進行研究，得出相比采用從量定額征收的方式，采用從價征收方式能為政府帶來更大的收益。[3]在國內(nèi)的研究中，徐潤芳，劉新梅在改進Hotelling模型的基礎(chǔ)上得出，當從價稅稅率大于零時，征收從價稅能夠降低壟斷市場下的累積開采量。[4]顏鋼廠等（2011）認為，與資源稅從量計征相比，資源稅從價計征更能夠達到節(jié)約利用資源的目的。[5]李新心（2008）也認為，當前我國的資源稅稅額偏低，資源稅改為從價計征會明顯提高資源稅稅負，有效抑制資源的浪費。[6]我國不少學者針對新疆油氣從量稅改為從價稅效果進行了實證分析，徐典（2013）比較了1998-2012年新疆各年資源稅的增長速度，發(fā)現(xiàn)2009-2012年資源收入增長速度明顯加快，因此可以認為是資源稅從價計征的效果。[7]白玉（2013）選取1999-2012年的數(shù)據(jù)，采用分布滯后模型對新疆資源從價計征改革進行了影響分析，結(jié)果表明，稅收收入每增加1元，GDP增加8.2338元。[8]

馬靜（2014）用誤差修正模型分析得出，資源稅每增加一萬元，資源開采量就會減少0.003978萬噸標準煤，資源消費量較少0.04946萬噸標準煤。[9]吳瑞雪（2014）采用CGE模型模擬了資源稅從價計征對主要經(jīng)濟變量的影響，并得出資源稅率的提高，使得均衡產(chǎn)出下降，人均資本投入增加，人均能源投入下降，政府消費增加，居民消費減少，消費者效用水平先增加

后下降，當資源稅率為13%時，效用實現(xiàn)最大化。[10]

綜合以往研究，我們發(fā)現(xiàn)，關(guān)于油氣從量稅改為從價稅的效果多數(shù)是定性研究，定量研究要么是采用數(shù)值模擬的方法，要么是采用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸，數(shù)值模擬方法的弊端是基準模型往往建立在一定的假設(shè)下，數(shù)值模擬的結(jié)果只能給出油氣從價稅改革效果方向的預(yù)測，其值大小只能作為長期變化的一個參考，在短期沒有參考價值；而采用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸方法往往需要較長的時間點，但是油氣從價稅改革是在2010年6月開始，僅采用2010年以后的數(shù)據(jù)就面臨樣本不足的問題，因此，需要結(jié)合2010年以前的數(shù)據(jù)進行回歸分析，因此得到的結(jié)果是否是從價稅改革的效果值得質(zhì)疑。從實踐的角度看，為了定量評價某一項政策的具體實施效果，一般將實施政策的地區(qū)設(shè)為處理組，選取那些未實施該項政策的地區(qū)作為參照對象，通過對比分析，最后得出政策實施的凈影響，這就是雙重差分法（Difference-in-Difference）的基本思想。[11]

通過計算，我們發(fā)現(xiàn)，2010年到2011年進行油氣從價稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗平均下降了0.3403噸標準煤/萬元，污染排放量平均下降了202.9噸，人均資源稅收入平均增加了30.50億元，而沒有進行油氣從價稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗下降了0.1934噸標準煤/萬元，污染排放量平均下降了10噸，人均資源稅收入增加了6.92億元，由此可見，進行油氣從價稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值下降得幅度更大，污染排放量減少得更多，人均資源稅收入增加得更多。為了消除不可觀測變量對模型的影響，更準確地分析油氣資源稅改革對單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗、污染排放量和人均資源稅收入的影響，我們將采用雙重差分法（Difference-in-Difference）來定量評價這種影響。

三、模型設(shè)定、變量選擇和數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

本文建立一個基本的DID估計方程①：

其中，下標 和 分別表示第 個省份第 年， 表示政策效果變量， 表示是否屬于從價稅改革的省份，如果該省份屬于從價稅改革的省份，則 ，否則為0， 表示時間虛擬變量，若時間處于從價稅改革之后，則 ，否則為0， 是控制變量，表示除了從價稅改革因素外，其他影響變量 的可觀測的因素， 表示其他影響變量 的不可觀測的因素，我們關(guān)心的是交叉項 的回歸系數(shù) ，它代表從價稅改革對變量 的凈影響。

按照雙重差分計量經(jīng)濟學模型來研究問題時，需要確定改革年份和非改革年份以及處理組和對照組，在本文中，由于西部12個省份油氣稅改革于2010年12月1日起實施，2011年11月1日起改革在全國推行，鑒于年度數(shù)據(jù)的可得性，我們將2010年視為未實施改革的

年份，2011年視為實施改革的年份，由于新疆最先從2010年6月1日起實施油氣從價稅改革，因此，新疆需要從樣本中去除，在處理組和對照組的選擇上，剔除數(shù)據(jù)有缺失的省份，在分析油氣從價稅改革對西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗和污染排放量的影響時，處理組包括：陜西、甘肅、青海、寧夏、四川、云南、貴州、西藏、重慶、內(nèi)蒙和廣西，對照組由我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）去除西藏和新疆及處理組省份后剩余的其他省份組成；在分析油氣從價稅改革對西部地區(qū)人均資源稅收入的影響時，將四川、陜西、甘肅和青海作為處理組，將天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北和廣東作為對照組。

（二）變量選擇

本文選取地區(qū)單位生產(chǎn)總值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為油氣稅改革的影響變量，參考徐陽（2013），我們選擇科技進步、能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源需求作為影響單位生產(chǎn)總值能耗的主要控制變量；[12]參考李躍輝等（2012）我們認為，影響污染排放量大小的因素有研發(fā)支出、能源結(jié)構(gòu)、能源需求、對外開放程度、能源價格；參考鄭雯（2012），影響各地人均資源稅大小的因素既有經(jīng)濟方面的因素，又有自然稟賦方面的因素，經(jīng)濟方面的因素我們選擇人均產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、人均能源消費量等，自然稟賦方面的因素主要有人均能源開采量。[13]在后面實證中，關(guān)于各控制變量的命名總結(jié)在表1中。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文以2010年和2011年我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)為分析對象，檢驗油氣從量稅改為從價稅對西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入的影響。在實證分析中，科技進步數(shù)據(jù)用研發(fā)支出水平代替，能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)用煤炭消費量占全年總能耗的比重來表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重表示，對能源的需求用能源消費量表示，由于氮氧化物的數(shù)據(jù)不全，污染排放量用各地區(qū)的二氧化硫和煙（粉）塵排放量之和代替，能源價格用燃料價格代替，對外開放水平用各地區(qū)進出口總額與產(chǎn)值的比值代替，能源開采量用資源生產(chǎn)量代替，由于無法直接獲取各地區(qū)能源生產(chǎn)量數(shù)據(jù)，因此，用焦炭生產(chǎn)量、原油生產(chǎn)量、天然氣生產(chǎn)量、發(fā)電量按照各種能源“折標煤系數(shù)”折算成以“噸標煤”為單位的數(shù)據(jù)，然后進行加總，作為總能源生產(chǎn)量，人均資源稅收入、人均產(chǎn)出、人均資源消費量和人均資源開采量分別用資源稅收入、總產(chǎn)出、資源消費總量和資源生產(chǎn)量除以總?cè)丝跀?shù)，在以上數(shù)據(jù)中，研發(fā)支出、資源稅、總產(chǎn)出分別用價格指數(shù)進行平減，其中，研發(fā)支出、污染排放量、人均能源生產(chǎn)量、人均資源稅收入、人均產(chǎn)出均取對數(shù)。

其中，煤炭消費量、能源消費總量、焦炭生產(chǎn)量、原油生產(chǎn)量、天然氣生產(chǎn)量和發(fā)電量數(shù)據(jù)來源于2011-2012年《中國能源統(tǒng)計年鑒》，研發(fā)支出數(shù)據(jù)來源于2011-2012年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)來源于2011-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結(jié)果及分析

（一）油氣稅改革對單位產(chǎn)出能耗的影響分析

首先估計油氣稅改革對單位產(chǎn)出能耗的影響，采用stata13.0軟件，將估計結(jié)果總結(jié)在表2中。

表2列出了油氣從價稅改革對單位產(chǎn)出能耗的影響結(jié)果，在模型1中，僅加入了控制變量科技支出 ，交乘項 系數(shù)估計值為-0.1407，且在1%的水平上顯著，模型2在模型1的基礎(chǔ)上又加入了控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) ，發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)變?yōu)?0.1515，且在1%的顯著性水平上顯著，模型1和模型2的解釋力均在66%以上，當在模型2的基礎(chǔ)上加入控制變量能源結(jié)構(gòu)（ ）時，得到模型3，交乘項的系數(shù)變?yōu)?0.1523，且在1%的水平上顯著，模型的解釋力增加到71.76%，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源需求 ，交乘項的系數(shù)變?yōu)?0.1525，且在1%的水平上顯著，模型的解釋力增加到71.91%，由模型1到模型4我們發(fā)現(xiàn)，交乘項的系數(shù)為-0.1407～0.1525，比較穩(wěn)定，而且高度顯著，以上結(jié)果表明，油氣從價稅改革顯著降低了單位產(chǎn)出能耗，通過計算我們發(fā)現(xiàn)，2010年，處理組單位產(chǎn)出能耗樣本均值為1.7827，可見，油氣從價稅改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗下降了7.90～8.55個百分點。

（二）油氣從價稅改革對污染排放量的影響

表3列出了油氣從價稅改革對污染排放量的影響結(jié)果，模型1只考慮了控制變量研發(fā)支出（ ）對污染排放量的影響，交乘項系數(shù)為負數(shù)，且在1%的顯著性水平上顯著，說明油氣從價稅改革減少了污染排放，模型的解釋力為75.15%，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源結(jié)構(gòu)（ ），模型的解釋力增加到84.50%，交乘項的系數(shù)仍高度顯著，在模型2的基礎(chǔ)上加入控制變量對外開放水平（ ），得到模型3，模型的解釋力進一步增加，交乘項系數(shù)仍在1%的顯著性水平上顯著，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源價格（ ），發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)為-0.1586，在1%的顯著性水平上顯著，模型的解釋力仍在83%以上，在模型4的基礎(chǔ)上加入控制變量能源需求，模型的擬合優(yōu)度達88.14%，交乘項的系數(shù)為-0.1556，且在1%的顯著性水平上顯著，說明油氣從價稅改革顯著減少了污染排放，按照擬合優(yōu)度最大準則選擇模型，說明2011年油氣從價稅改革使得西部地區(qū)污染排放量下降了1556噸。

（三）油氣稅改革對人均資源稅收入的影響分析

表4描述了油氣稅改革對西部地區(qū)人均資源稅收入的影響，在模型1中，僅加入了控制變量人均開采量（ ），交乘項的系數(shù)為0.1861，且在1%的顯著性水平上顯著，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入控制變量人均 ，模型的解釋力由62.25%增加到67.29%，交乘項系數(shù)為0.1999，且高度顯著，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了控制變量（ ），交乘項系數(shù)為0.1990，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源需求量（ ），模型的解釋力提高到81.58%，交乘項系數(shù)為0.1807，且高度顯著，模型5在模型4的基礎(chǔ)上加入了控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ ），發(fā)現(xiàn)模型的解釋力依然高達81.30%，交乘項系數(shù)達0.1907，且在1%的顯著性水平上顯著，由以上分析可以看出，交乘項系數(shù)位于0.1807～0.1999，取值相對穩(wěn)定，且顯著性水平較高，而且模型的解釋力較強，說明油氣稅改革顯著增加了西部地區(qū)人均資源稅收入，通過計算，可以得出2010年，處理組人均資源稅收入的樣本均值為6.59，可見，油氣從價稅改革使西部地區(qū)人均資源稅收入相對于樣本平均值增加了2.74～3.03個百分點。

（四）穩(wěn)健性討論

為了保證上述結(jié)論的正確性，表5-表7列出了對單位產(chǎn)出能耗基準回歸模型、污染排放基準回歸模型和人均資源稅收入基準回歸模型的各種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，在表5-表7中，模型1均表示運用固定效應(yīng)模型對基準回歸模型估計的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)交乘項 的系數(shù)雖與基準回歸模型的的系數(shù)有差異，但差異不大，同時與基準回歸模型的系數(shù)符號完全一致，且在10%的顯著性水平上顯著；考慮到單位產(chǎn)出能耗、污染排放量和人均資源稅收入具有持續(xù)性，在基準回歸模型中分別加入因變量的滯后1期，估計結(jié)果分別對應(yīng)表5-表7中的模型2，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交乘項的系數(shù)與基準回歸模型的系數(shù)符號完全一致，且在1%的顯著性水平上高度顯著，其中單位產(chǎn)出能耗模型交乘項系數(shù)與基準回歸模型交乘項系數(shù)基本一致，污染排放模型和人均資源稅收入模型交乘項系數(shù)與基準回歸模型交乘項系數(shù)也非常接近；由于油氣資源稅由從量計征改為從價計征提高了企業(yè)使用能源的成本，促使企業(yè)節(jié)約能源消費，進而減少污染排放，但是企業(yè)對政策的反應(yīng)需要一個過程，因此油氣從價稅改革對資源節(jié)約和污染排放的影響是具有滯后性的，上文以2011年為改革年，由于政策的滯后性，以2012年作為改革年也是合理的，我們以2012年作為改革年，分別考察從價稅改革對單位產(chǎn)出能耗和污染排放量的影響，估計結(jié)果分別對應(yīng)表5-表6中的模型3，由表5-表6中的模型3估計結(jié)果可以看出，以2012年作為改革年的模型得到的交乘項系數(shù)與基準回歸模型交乘項系數(shù)符號一致，且在1%的顯著性水平上高度顯著，同時，以2012年作為改革年單位產(chǎn)出能耗和污染排放量分別下降0.3099和0.1586，大于以2011年為改革年的0.1525和0.1556，這也證實了從價稅改革效應(yīng)的發(fā)揮存在滯后性；表5-表6中模型4體現(xiàn)了將四川和廣西納入到非改革省份時的估計結(jié)果，表7中模型3體現(xiàn)了將四川納入到非改革年份的估計結(jié)果，表7中模型4體現(xiàn)了將新疆納入模型后的估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)過以上處理后，本文的結(jié)論依然成立。以上分析表明我們采用的基準回歸模型具有穩(wěn)健性，即油氣從價稅改革的確降低了西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗和污染排放量，提高了西部地區(qū)人均資源稅收入。

五、研究結(jié)論

本文采用雙重差分法對油氣資源稅從量計征改為從價計征的政策效應(yīng)進行了評估，以單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為政策效果變量，實證研究表明，油氣稅從價計征改革顯著降低了西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗，減少了污染排放量，同時顯著提高了西部地區(qū)

人均資源稅收入，具體而言，油氣稅從價計征改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗相對于樣本均值下降了7.90～8.55個百分點，污染排放量減少約1556噸，人均資源稅收入相對于樣本均值增加了2.74～3.03個百分點。通過采用多種處理方法進行穩(wěn)健性檢驗，以上結(jié)論依然成立，由此可見，油氣從價稅改革有利于我國建立資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會，也有利于縮小東西部差距，促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，同時，本文的研究發(fā)現(xiàn)為2011年11月1日起，油氣稅從價計征改革全面執(zhí)行提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為2014年12月1日起，財政部聯(lián)合國家稅務(wù)總局、國家發(fā)改委聯(lián)合發(fā)布提高油氣稅率，實施煤炭資源稅從價計征改革提供了理論支持，與此同時，也提醒政策當局應(yīng)加快非金屬礦原礦、黑色金屬礦原礦、鹽等資源產(chǎn)品的從價稅計征改革步伐，以促進經(jīng)濟、社會和環(huán)境的協(xié)同發(fā)展。

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Abstract：Base on Difference-in-Difference，this paper evaluates the effects of oil and gas moving from a volume-based to value-based tax system，we find that this reform of tax has impelled the energy consumption per unit of output to fall between 7.90 percentage points and 8.55 percentage points ，the emissions of pollution to reduce about 1556 tons and revenues of resources tax per capita to increase between 2.74 percentage points and 3.03 percentage points relative to the sample average in the western area，then we re-estimate the same models by using FGLS，then conclude the similar results， this research provides empirical support for comprehensive implementation of ad valorem reform applies to resource tax.

Keywords：per-unit tax；ad valorem tax； energy consumption per unit of output； pollution emission； resource tax

張東敏，女，1981-08-12，mailto：601098813@qq.com，15948076507，長春市高新區(qū)前進大街2699，13001，吉林大學博士生。金成曉，1966-，男，朝鮮族，吉林舒蘭，吉林大學、吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：宏觀經(jīng)濟分析。