現(xiàn)行綠色稅收體系節(jié)能環(huán)保效應(yīng)實(shí)證分析

陳佳渲

(福州外語外貿(mào)學(xué)院財(cái)金學(xué)院，福建福州350202)

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速增長，資源短缺、環(huán)境污染問題凸顯，給生態(tài)環(huán)境和人民健康生活帶來了極大的危害。2016年12月25日，十二屆全國人大常委會第二十五次會議表決通過了《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)稅法》，將現(xiàn)行排污費(fèi)更改為環(huán)境稅。這是中央提出落實(shí)“稅收法定”原則后，全國人大常委會審議通過的第一部單行稅法，也標(biāo)志著運(yùn)行38年的排污費(fèi)制度將成為歷史。2018年1月1日，我國第一部專門推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，體現(xiàn)“綠色稅制”的環(huán)境保護(hù)稅法正式實(shí)施，屆時(shí)，環(huán)境保護(hù)稅同時(shí)開征。

一、 文獻(xiàn)綜述

作為國家宏觀調(diào)控的重要手段，稅收具有提高資源配置效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的職能，同時(shí)對生態(tài)平衡的維護(hù)發(fā)揮著重要的作用，依靠稅收手段保護(hù)環(huán)境日益被政府所重視。據(jù)各國學(xué)者對綠色稅收理論的研究表明，制定和實(shí)施綠色稅收體系能夠有效矯正生態(tài)環(huán)境失衡。研究我國綠色稅收體系及各具體稅種的節(jié)能環(huán)保效應(yīng)強(qiáng)弱，對完善我國“綠色稅制”極具緊迫性和必要性。Kaplanoglou等認(rèn)為城市生產(chǎn)行為和生產(chǎn)外部性加劇了農(nóng)村環(huán)境污染物排放的強(qiáng)度，綠色稅收的推行和改革能使污染物排放減少，長期中失業(yè)率將呈現(xiàn)整體下降的趨勢[1]。Itaya等分析綠色稅收長期均衡增長路徑和長期推動(dòng)效應(yīng)的永久屬性關(guān)系發(fā)現(xiàn)，在存在均衡路徑不確切的情況下，環(huán)境稅收的實(shí)施和增加會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生長期的正向推動(dòng)效應(yīng)，若引入政府公共支出來降低環(huán)境污染物的排放，會使該長期推動(dòng)效應(yīng)不顯著[2]。Ovchinnikov等指出綠色稅收政策能夠?qū)ζ髽I(yè)的生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響，企業(yè)對稅收的反應(yīng)是非單調(diào)的，一定的稅收能夠促進(jìn)企業(yè)采用綠色生產(chǎn)技術(shù)，減少污染物排放，當(dāng)稅率過高時(shí)作用則相反[3]。童錦治等認(rèn)為環(huán)境稅稅收減免政策不僅沒有在環(huán)境保護(hù)方面發(fā)揮積極的促進(jìn)作用，反而產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響[4]。張立立等從資源生產(chǎn)率角度出發(fā)，采用VAR模型及協(xié)整分析等實(shí)證方法對綠色稅收體總量和結(jié)構(gòu)進(jìn)行稅收效應(yīng)分析，根據(jù)實(shí)證分析總結(jié)問題，進(jìn)而為降低資源消耗強(qiáng)度提出相應(yīng)的改善措施[5]。韓建飛等從需求和供給的角度系統(tǒng)分析節(jié)能環(huán)保設(shè)備稅收優(yōu)惠政策，得出現(xiàn)行優(yōu)惠政策優(yōu)惠范圍較小、優(yōu)惠方式不合理的結(jié)論，提出應(yīng)重新構(gòu)建節(jié)能環(huán)保設(shè)備稅收優(yōu)惠新框架[6]。郭存芝等使用因子分析等方法測算節(jié)能減排效率，建立面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)了稅收減免率與節(jié)能效率、減排效率、節(jié)能減排效率之間的正相關(guān)關(guān)系[7]。

國外學(xué)者針對綠色稅收體系的研究日趨成熟，多著重于雙重紅利實(shí)現(xiàn)上，而我國在雙重紅利中的多項(xiàng)影響因素如經(jīng)濟(jì)假設(shè)、政策條件等存在諸多不符，故在我國的實(shí)現(xiàn)效應(yīng)難以準(zhǔn)確測定。從國內(nèi)學(xué)者的研究來看，主要是對西方發(fā)達(dá)國家綠色稅收理論和成功實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的介紹，鮮有從實(shí)證的角度對綠色稅收體系進(jìn)行研究，本文以1997-2016年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會能源消耗總量、“三廢”污染物等實(shí)際數(shù)據(jù)，分析現(xiàn)行綠色稅收體系的節(jié)能節(jié)約和環(huán)境保護(hù)效應(yīng)強(qiáng)弱程度，剖析現(xiàn)有的綠色稅收總量和結(jié)構(gòu)存在的問題，為綠色稅收體系的研究提供了新的視野。

二、 分析方法與數(shù)據(jù)處理

由于各稅收政策存在一定的時(shí)滯性，本文主要采用多變量VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解的分析方法，從綠色稅收總量和結(jié)構(gòu)上，對綠色稅收的節(jié)能環(huán)保效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。 首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，然后進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以驗(yàn)證各變量之間是否存在因果關(guān)系，最后進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

實(shí)證樣本采用我國1997-2016年來的具體數(shù)據(jù)作為考察的實(shí)際樣本。在實(shí)證用到的數(shù)據(jù)中，各項(xiàng)稅種收入數(shù)據(jù)來源于樣本考察期間的《中國稅務(wù)年鑒》；污染物排放數(shù)據(jù)來源于環(huán)境保護(hù)部發(fā)布的《全國環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；能源消耗總量數(shù)據(jù)來源于《能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，國內(nèi)生產(chǎn)總值及數(shù)據(jù)處理所需的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

在實(shí)證過程中，在保證其線性發(fā)生改變的前提下，對各項(xiàng)實(shí)際考察的指標(biāo)數(shù)據(jù)取以對數(shù)來減少異方差性。實(shí)證分析過程中，分別采用單位GDP能耗(即能源消耗總量與GDP的比值)和單位GDP污染物排放量(即污染物排放總量與GDP比值)來反映能源消耗強(qiáng)度(E)和污染物排放強(qiáng)度(P)，同時(shí)綠色稅收收入總額用T表示，由于車輛購置稅開征于2001年，故1994-2000年的綠色稅收總量不包括車購稅；在綠色稅收結(jié)構(gòu)實(shí)證分析中不考慮該稅的影響；資源稅、消費(fèi)稅、城市維護(hù)建設(shè)稅、車船稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和耕地占用稅分別采用T1、T2、T3、T4、T5、T6來表示。其中，對綠色稅收收入總額、GDP以及各稅種總額予以了處理，將1997年作為基期，用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(CPI)做平減，以消除物價(jià)水平的變動(dòng)對各項(xiàng)實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)所產(chǎn)生的不同影響[8]。

三、 綠色稅收體系的能源節(jié)約效應(yīng)分析

本文采用ADF方法來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒捎玫臏箅A數(shù)K，AIC值越小則采用的滯后階數(shù)越理想。由表1中ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNE、LNT、LNT1、LNT2、LNT3、LNT4、LNT5、LNT6變量水平序列不平穩(wěn)，而其一階差分序列D(LNE)、D(LNT)、D(LNT1)、D(LNT2)、D(LNT3)、D(LNT4)、D(LNT5)和D(LNT6)均拒絕了含有單位根的假設(shè)，表明其一階差分序列是平穩(wěn)的。于是，上述變量都是一階單整，記為I(1)，為Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)提供了條件。

表1 ADF檢驗(yàn)

(一) 綠色稅收總量的能源節(jié)約效應(yīng)分析

協(xié)整方程可用于檢驗(yàn)解釋變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。單位根檢驗(yàn)表明所有的變量都是I(1)，表明變量間可能存在一種長期均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系。這里采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，對綠色稅收總量和能源消耗強(qiáng)度是否存在協(xié)整關(guān)系做出檢驗(yàn)。

表2 變量協(xié)整檢驗(yàn)

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，表中數(shù)據(jù)來自計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，下同

由表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平上，跡統(tǒng)計(jì)量(Trace Statistic)16.760 06>15.494 71，拒絕原假設(shè)；最多存在一個(gè)協(xié)整的原假設(shè)，跡統(tǒng)計(jì)量0.013 779<3.841 466，接受原假設(shè)。這表明在5%的顯著水平上，該VAR系統(tǒng)含有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即拒絕“沒有協(xié)整關(guān)系(None)”的零假設(shè)，同時(shí)無法拒絕“至多含有一個(gè)協(xié)整關(guān)系(At most 1)”的原假設(shè)，該VAR系統(tǒng)至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，也就是說LNE和LNT存在一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即能源消耗強(qiáng)度與綠色稅收總量之間確實(shí)存在一種長期均衡關(guān)系，可表示為:

LNE=-0.2235LNT+2.449036

可以看出，綠色稅收總量每變化一個(gè)百分點(diǎn)，能源消耗降低0.223 5個(gè)百分點(diǎn)，二者存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，說明我國的綠色稅收政策對能源消耗起到抑制作用，但同時(shí)該系數(shù)較小，表明我國的綠色稅收體系的政策效果不是很顯著。由于綠色稅收政策存在一定的時(shí)滯性，對其構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示AR方程的特征根均沒有在圓外的，說明該VAR模型是穩(wěn)定的。

運(yùn)用脈沖函數(shù)分析模型中一個(gè)變量的沖擊對另一變量的影響程度，結(jié)果如圖1所示。其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，本文選取10期；縱軸表示DLNE 的變動(dòng)。其中實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 能源消耗強(qiáng)度對綠色稅收總量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

由圖1可知，能源消耗強(qiáng)度對綠色稅收總量一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)新息的沖擊產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)曲線，在給予綠色稅收總量一個(gè)正向沖擊后，能源消耗強(qiáng)度立刻做出負(fù)的響應(yīng)，隨后第2-5期同樣迅速做出負(fù)向越來越大的響應(yīng)，直至第6期這種負(fù)的響應(yīng)逐漸在-0.3的水平上穩(wěn)定下來。表明我國的綠色稅收政策的實(shí)施能夠在一定程度上影響能源消耗強(qiáng)度，并且隨著時(shí)間的推移，這種影響程度逐漸趨于平穩(wěn)。

運(yùn)用方差分解分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)比例，結(jié)果如3所示。

在第1期的方差貢獻(xiàn)主要來自能源消耗強(qiáng)度自身，說明綠色稅收總量對能源消耗強(qiáng)度變動(dòng)的貢獻(xiàn)不是在當(dāng)期顯示，但是從第2期開始，綠色稅收總量的貢獻(xiàn)率從第2期開始迅速增加，到第7期可達(dá)到29.88%，然后緩慢增加，這說明綠色稅收總量波動(dòng)的貢獻(xiàn)率有一定的滯后性，但從長期看，綠色稅收總量的方差貢獻(xiàn)越來越高。

表3 方差貢獻(xiàn)比例

(二)能源節(jié)約效應(yīng)的綠色稅收體系結(jié)構(gòu)分析

由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)要求變量為平穩(wěn)性變量，故對所有變量取其一階差分序列后再進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)我們可知一階差分后的序列表示相應(yīng)變量的增長率，仍能夠表示原始序列變量的經(jīng)濟(jì)含義，如表4所示。

由表5可知，在5%的顯著性水平下，資源稅的變動(dòng)是能源消耗強(qiáng)度變化的原因，二者只是單向關(guān)系；消費(fèi)稅的變動(dòng)是能源消耗強(qiáng)度變化的原因，城市維護(hù)建設(shè)稅的變化與能源消耗強(qiáng)度的變化不存在明顯的雙向或單向因果關(guān)系；車船稅的變化與能源消耗強(qiáng)度的變化存在單向因果關(guān)系；城鎮(zhèn)土地使用稅和耕地占用稅各自的變化與能源消耗強(qiáng)度的變化均不存在明顯的因果關(guān)系，這表明資源稅、消費(fèi)稅、車船稅的征收能夠在一定程度上影響能源消耗強(qiáng)度。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

表5 能源消耗強(qiáng)度方差分解

由于各個(gè)變量間存在著或大或小的相互影響，僅采用單一模型難以準(zhǔn)確解釋所產(chǎn)生的全部影響，故需從整體的角度建立VAR模型，來做脈沖響應(yīng)分析和方差分解，這樣可以準(zhǔn)確詳細(xì)地描述一個(gè)變量的暫時(shí)沖擊對另一變量所產(chǎn)生的影響。依據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果，由于DLNT3與DLNE之間、DLNT5與DLNE之間、DLNT6與DLNE之間均不存在Granger原因，故VAR模型剔除DLNT3、DLNT5、DLNT6變量；DLNT1與DLNE之間、DLNT2與DLNE之間、DLNT4與DLNE之間存在單向因果關(guān)系，故該VAR模型引入DLNE、DLNT1、DLNT2、DLNT4變量進(jìn)行深入的研究分析。

在綜合考慮樣本容量和模型的準(zhǔn)確性，運(yùn)用AIC、SC、HQ等評價(jià)指標(biāo)確定VAR模型的最優(yōu)滯后期為2。由于平穩(wěn)的VAR模型是進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解的前提，故應(yīng)先對模型的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如圖2所示，可知該模型的全部特征根沒有在單位圓外，表明所建立的該VAR模型是平穩(wěn)系統(tǒng)。

圖2VAR模型單位特征值位置

在VAR模型平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，可運(yùn)用脈沖響應(yīng)圖分析資源稅、消費(fèi)稅和車船稅是怎樣作用于能源消耗強(qiáng)度的。圖3分別是能源消耗強(qiáng)度對資源稅變化率、車船稅變化率、消費(fèi)稅變化率所做出的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，刻畫了資源稅變化率、車船稅變化率、消費(fèi)稅變化率對能源消耗強(qiáng)度變化率的動(dòng)態(tài)影響軌跡。橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期；縱軸代表變量的響應(yīng)程度。

圖3 資源稅、車船稅、消費(fèi)稅對能源消耗沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

從第一個(gè)圖中可以看出，在前兩期，資源稅變化的沖擊對能源消耗強(qiáng)度變化產(chǎn)生了正向影響，不過最大沒有超過0.1，說明在短期內(nèi)，資源稅反而促進(jìn)了能源消耗強(qiáng)度的增大，這與我們的政策初衷相背離，好在影響不大，原因可能是政策的滯后性，市場價(jià)格在短時(shí)間內(nèi)沒有做出敏感的反應(yīng)。隨著時(shí)間的推移，變成負(fù)的影響，且影響程度不斷加大，在第6期達(dá)到最大，隨后該負(fù)向影響逐漸趨于平穩(wěn)，這說明在長期內(nèi)，綠色稅種資源稅的征收能夠?qū)δ茉聪钠鸬揭欢ǔ潭鹊囊种谱饔茫⑶译S著時(shí)間的推進(jìn)，該作用越來越大在-0.5左右穩(wěn)定下來。

從第二個(gè)圖中可以看出，給車船稅一個(gè)正向沖擊之后，能源消耗強(qiáng)度立刻做出負(fù)的反應(yīng)，說明車船稅的征收促進(jìn)了能源消耗強(qiáng)度的降低，但是在第3期該促進(jìn)作用消失，但從第4期開始該作用又出現(xiàn)，且作用強(qiáng)度不斷增大，在第7期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)點(diǎn)，隨后趨于負(fù)向平穩(wěn)。這意味著車船使用稅能夠在一定程度上對車輛的能源消耗起到一定的抑制作用，政策效果顯著。

從第三個(gè)圖中可以看出，給消費(fèi)稅一個(gè)正向沖擊后，在第2、3期能源消耗做出負(fù)向的響應(yīng)，但是在第4期該反應(yīng)為0，隨后該負(fù)向響應(yīng)又出現(xiàn)，且響應(yīng)越來越強(qiáng)烈，在第8期達(dá)到最大響應(yīng)值，隨后逐漸在-0.5左右趨于平穩(wěn)。這意味著消費(fèi)稅的征收使消費(fèi)者對高能耗產(chǎn)品的消費(fèi)減少，達(dá)到了政策預(yù)期。

上述脈沖響應(yīng)曲線描述了資源稅、車船稅、消費(fèi)稅的沖擊給能源消耗帶來的影響，然后采用方差分解進(jìn)一步分析資源稅、車船稅、消費(fèi)稅的沖擊對能源消耗強(qiáng)度變化(用方差度量)的貢獻(xiàn)度。為去除殘差項(xiàng)彼此之間的序列相關(guān)，采用Cholesky正交化處理，分析各變量對能源消耗強(qiáng)度的解釋。

由表5可知，在本期主要是來自于自身的影響，在前4期三種綠色稅種的變化情況對能源消耗強(qiáng)度的影響貢獻(xiàn)比較小，隨著時(shí)間的推移，影響占比越來越大。其中資源稅的方差貢獻(xiàn)程度增幅最大，從第5期迅速增大，第10期可達(dá)到31.54%。車船稅的方差貢獻(xiàn)從第6期增速加大，在13%附近趨于穩(wěn)定水平。從消費(fèi)稅來看，其方差貢獻(xiàn)也逐漸增大。綜合來看，長期內(nèi)來自能源消耗自身的影響越來越小，綠色稅種資源稅、車船稅和消費(fèi)稅對能源消耗的影響越來越大，這說明稅收政策存在一定的時(shí)滯性且對降低能源消耗有一定的作用。

四、 綠色稅收體系的環(huán)境保護(hù)效應(yīng)分析

前文對綠色稅收總量和各綠色稅種序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行過相關(guān)檢驗(yàn)，這里采用同樣的方法對污染排放強(qiáng)度做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滯后階數(shù)的選擇與前述方法相同，結(jié)果如表6所示。

表6 ADF檢驗(yàn)

由表6可知，LNP變量水平序列不平穩(wěn)，而其一階差分序列DLNP拒絕了含有單位根的假設(shè)，表明一階差分序列是平穩(wěn)的，記為I(1)，為Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)提供了條件。

(一)綠色稅收總量的環(huán)境保護(hù)效應(yīng)分析

前面的單位根檢驗(yàn)表明所有的變量都是I(1)，這說明變量間可能存在一種長期均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系。這里采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法尋找非平穩(wěn)變量之間的長期均衡關(guān)系，對綠色稅收總量和污染排放強(qiáng)度是否存在協(xié)整關(guān)系做出檢驗(yàn)。

表7 變量的協(xié)整檢驗(yàn)

由表7可知，在5%的顯著水平上，跡統(tǒng)計(jì)量(Trace Statistic)36.15712>15.49471，拒絕了原假設(shè)；而最多存在一個(gè)協(xié)整的原假設(shè)，跡統(tǒng)計(jì)量0.440271<3.841466，接受原假設(shè)。這表明在5%的顯著水平上，該VAR系統(tǒng)含有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即拒絕“沒有協(xié)整關(guān)系(None)”的零假設(shè)，同時(shí)無法拒絕“至多含有一個(gè)協(xié)整關(guān)系(At most 1)”的原假設(shè)，表明該VAR模型存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，也就是說LNP和LNT存在一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系即：

LNP=-0.1327LNT+7.799662

從該式可以看出，綠色稅收總量每變化一個(gè)百分點(diǎn)，污染排放強(qiáng)度降低0.132 7個(gè)百分點(diǎn)，二者存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，也就是說我國的綠色稅收政策對污染排放起到抑制作用，但同時(shí)該系數(shù)較小，表明我國綠色稅收體系的政策效果不是很顯著。

由于綠色稅收政策存在一定的時(shí)滯性，下面對其構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示AR方程的特征根沒有出現(xiàn)在圓外，說明構(gòu)建的VAR模型穩(wěn)定。

進(jìn)行脈沖函數(shù)分析可以得到模型中一個(gè)變量的沖擊對另一變量的影響程度，做出該曲線如圖4所示：

由圖4可以知，在給予綠色稅收總量一個(gè)正向沖擊后，污染排放強(qiáng)度立刻做出負(fù)的響應(yīng)，隨后第2-5期也是迅速做出負(fù)向越來越大的響應(yīng)，直至第6期這種負(fù)的響應(yīng)逐漸在-0.5的水平上穩(wěn)定下來。這表明，我國的綠色稅收政策的實(shí)施能夠很快影響污染物的排放，并且隨著時(shí)間的推移，這種影響程度逐漸趨于平穩(wěn)。

圖4 污染排放強(qiáng)度對綠色稅收總量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

方差分解分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)比例。其模型運(yùn)行結(jié)果如表8所示。

在第1期的方差貢獻(xiàn)主要來自于污染排放強(qiáng)度自身，說明綠色稅收總量對污染排放強(qiáng)度變動(dòng)的貢獻(xiàn)不是當(dāng)期顯現(xiàn)，隨著污染排放強(qiáng)度波動(dòng)自身的貢獻(xiàn)率不斷下降，相應(yīng)的綠色稅收總量的貢獻(xiàn)率從第2期開始迅速增加，到第6期可達(dá)到32.67%，然后緩慢增加，這說明綠色稅收總量波動(dòng)的貢獻(xiàn)率有一定的滯后性，但從長期看，綠色稅收總量的方差貢獻(xiàn)越來越高。

表8 方差貢獻(xiàn)比例

(二)環(huán)境保護(hù)效應(yīng)的綠色稅收體系結(jié)構(gòu)分析

對于建立VAR模型變量的選取我們采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法，同時(shí)依據(jù)當(dāng)代計(jì)量理論將具有單向關(guān)系的變量或雙向關(guān)系的變量引入模型作為內(nèi)生變量，其它不具有相關(guān)關(guān)系的變量作為外生變量考慮。

表9 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表9可知，在5%的顯著性水平下，我國資源稅的變動(dòng)與污染排放強(qiáng)度變化存在單向關(guān)系；我國消費(fèi)稅的變動(dòng)卻不是污染排放強(qiáng)度變化的原因，說明消費(fèi)稅沒有達(dá)到預(yù)想的政策效果；我國城市維護(hù)建設(shè)稅的變化是污染排放強(qiáng)度的變化的原因，但二者只構(gòu)成單向關(guān)系；車船稅的變化與污染排放強(qiáng)度的變化不存在明顯的單向或雙向因果關(guān)系；我國城鎮(zhèn)土地使用稅的變化與污染排放強(qiáng)度的變化存在單向因果關(guān)系，前者能夠在一定程度上影響到后者；耕地占用稅的變化與污染排放強(qiáng)度的變化不存在因果關(guān)系。這表明我國資源稅、城市維護(hù)建設(shè)稅、車城鎮(zhèn)土地使用稅的征收能夠在一定程度上影響到污染物的排放。

但由于各個(gè)變量間存在著或大或小的影響，僅僅基于單一模型難以準(zhǔn)確解釋所產(chǎn)生的全部影響，故需從整體的角度建立VAR模型，通過來做脈沖響應(yīng)分析和方差分解進(jìn)一步詳細(xì)地解釋一個(gè)變量對另一變量的沖擊所做出的反應(yīng)。依據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果，由于DLNT2與DLNP之間、DLNT4與DLNP之間、DLNT6與DLNP之間均不存在Granger原因，故VAR模型剔除DLNT2、DLNT4、DLNT6變量；DLNT1與DLNP之間、DLNT3與DLNP之間、 DLNT5與DLNP之間存在單向因果關(guān)系，根據(jù)當(dāng)代計(jì)量理論，從上述結(jié)果中選擇具有單向或雙向因果關(guān)系的變量進(jìn)入模型做深入研究分析。

這里選擇與前述同樣的方法確定VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，平穩(wěn)的VAR模型是進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解的前提，故應(yīng)先對模型的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示如圖5，可知該模型的全部特征根沒有位于單位圓之外的，這表明所建立的該VAR模型是平穩(wěn)的。

圖5 VAR模型單位特征值位置

在VAR模型平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，可運(yùn)用脈沖響應(yīng)圖分析我國資源稅、城市維護(hù)建設(shè)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅是怎樣作用于污染排放強(qiáng)度的。圖6分別是污染排放強(qiáng)度對資源稅變化率、城市維護(hù)建設(shè)稅變化率、城鎮(zhèn)土地使用稅變化率所做出的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，刻畫了資源稅變化率、城市維護(hù)建設(shè)稅變化率、城鎮(zhèn)土地使用稅變化率對污染排放強(qiáng)度變化率的動(dòng)態(tài)影響軌跡。

圖6 污染排放強(qiáng)度對資源稅、城建稅變化率、土地使用稅的脈沖響應(yīng)函數(shù)

從第一個(gè)圖中我們可以看出，在前兩期，污染排放強(qiáng)度對資源稅變化的沖擊立刻作出了負(fù)向響應(yīng)，但是響應(yīng)比較小，這說明在短期內(nèi)，資源稅促進(jìn)了污染排放強(qiáng)度的降低，這與我們的政策預(yù)期相一致。然而隨著時(shí)間的推移，在第3期資源稅變化對污染排放強(qiáng)度變化的負(fù)向作用逐漸減少，接近于零甚至產(chǎn)生微弱的正向響應(yīng)，這說明征收資源稅沒有影響到高污染能源的消費(fèi)，產(chǎn)生了反彈效應(yīng)。這說明在長期內(nèi)，我國的現(xiàn)行的綠色稅種資源稅的征收對污染物排放起的抑制作用很有限。

從第二個(gè)圖中我們可以看出，給城市維護(hù)建設(shè)稅一個(gè)正向沖擊之后，污染排放強(qiáng)度立刻作出負(fù)的反應(yīng)，并且這種影響一直增大，在第5期達(dá)到最大值，可達(dá)到-0.8，說明車船稅的征收促進(jìn)了污染排放強(qiáng)度的降低，然而該作用強(qiáng)度又從第6期開始逐漸減小。最后隨著時(shí)間的推移，在-0.3左右穩(wěn)定下來。這意味著城市維護(hù)建設(shè)稅能夠在一定程度上對城市污染環(huán)境的治理起到一定的積極作用，政策效果顯著。

從第三個(gè)圖中我們可以看出，給城鎮(zhèn)土地使用稅一個(gè)正向沖擊后，污染排放強(qiáng)度立刻對其變化做出負(fù)向響應(yīng)，但是該響應(yīng)比較小，只達(dá)到-0.1，然而從第6期開始該作用又逐漸減小，隨著時(shí)間的推移，越來越接近零。這意味著我國城鎮(zhèn)土地使用稅的征收對抑制污染物排放的作用比較微弱，這可能是由于城鎮(zhèn)土地稅主要是針對土地資源的利用開征，其作用于污染物排放的機(jī)理是通過影響污染物處置過程發(fā)揮作用，這種間接影響比較小。

五、 結(jié)論與建議

通過實(shí)證可知，我國現(xiàn)行綠色稅收體系在節(jié)約能源和環(huán)境保護(hù)方面沒有達(dá)到預(yù)期的作用，或產(chǎn)生的效果不夠明顯，結(jié)合綠色稅收作用于企業(yè)生產(chǎn)各階段的作用機(jī)制總結(jié)出以下結(jié)論：

第一，資源稅的變化對能源消耗強(qiáng)度產(chǎn)生了較大的抑制作用且作用趨于平穩(wěn)，但其對污染排放的抑制作用很微弱，甚至出現(xiàn)反彈效應(yīng)，長期內(nèi)該抑制作用趨于消失。這說明目前我國資源稅在節(jié)能環(huán)保方面的綜合效果并不顯著。第二，消費(fèi)稅在降低資源消耗強(qiáng)度方面起到一定的作用。這說明我國消費(fèi)稅能夠?qū)οM(fèi)高能耗產(chǎn)品起到一定的抑制作用，給予其更好的完善，從而促進(jìn)節(jié)能效應(yīng)的發(fā)揮。但是該稅在抑制污染物排放方面沒有發(fā)揮作用。第三，城市維護(hù)建設(shè)稅對降低污染排放強(qiáng)度具有一定的積極作用，但在資源節(jié)約方面沒有發(fā)揮較好作用，此外，城建稅在各方面所發(fā)揮的作用較小。第四，車船稅在降低能源消耗強(qiáng)度方面起到一定的作用，但在減少污染排放上沒有發(fā)揮顯著的作用。第五，城鎮(zhèn)土地使用稅對污染物排放起到抑制作用，但作用微弱，同時(shí)該稅對降低資源消耗沒有明顯的作用。耕地占用稅沒有起到相應(yīng)的節(jié)能環(huán)保效應(yīng)。由于這兩個(gè)綠色稅種主要是針對土地資源的使用開征，其通過影響污染物處置過程發(fā)揮作用，這種間接影響比較小。

故針對以上結(jié)論提出如下兩條建議：第一，完善綠色稅收的配套措施，提高稅收政策效果。綠色稅收體系的建設(shè)要在相應(yīng)環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)基礎(chǔ)上逐漸完善，在資源稅、城鎮(zhèn)建設(shè)稅等稅種征收對象與標(biāo)準(zhǔn)的界定中將環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)引入，例如，將揚(yáng)塵污染、二氧化碳排放等內(nèi)容囊括到的稅種建設(shè)中，注重企業(yè)生產(chǎn)的社會外溢性，為污染物排放買單。同時(shí)，根據(jù)地方企業(yè)的排污情況，實(shí)行浮動(dòng)稅額制度，提高對高排污企業(yè)的稅收懲罰力度，以高出企業(yè)污染治理成本的標(biāo)準(zhǔn)征收懲罰稅額，以促進(jìn)企業(yè)的自主減排，自覺治污，使企業(yè)排污的外部效應(yīng)內(nèi)部化，從而實(shí)現(xiàn)稅收控污的社會效果；第二，推動(dòng)立法與執(zhí)行部門的通力合作，推動(dòng)稅制綠色改革?！董h(huán)境保護(hù)法》的出臺極大地推動(dòng)了我國的綠色稅制改革，但是部分法律規(guī)定在執(zhí)行過程中仍然存在著懲戒力度不足，懲處標(biāo)準(zhǔn)不明晰等問題。環(huán)保部門承擔(dān)著污染排放的舉證責(zé)任，這是實(shí)行綠色征稅的基礎(chǔ)，要促進(jìn)環(huán)保部門與稅務(wù)部門間的相互合作，提高排污征稅的精準(zhǔn)度，嚴(yán)厲打擊非法排污行為；同時(shí)，要逐步加大綠色GDP在地方政府考核中的權(quán)重，將地方排污量納入官員考核體系中，提高政府部門對污染排放的重視力度，提高污染減排的政策約束效應(yīng)。