稅收競爭、財政分權與環(huán)境污染
——基于稅收總量與結構雙重視角

何吾潔，陳含樺

(1.福建商學院a. 財務與會計學院；b.財會智能與服務研究中心；c.工商管理學院，福建 福州，350012；2.中國社會科學院 研究生院，北京，102488)

改革開放40年來，中國經濟騰飛，環(huán)境污染也如影隨至。《2017中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》揭示，受觀測城市中，空氣質量達標率僅為29.3%，地下水質較差與極差占比70%[1]。中國從十七大開始把生態(tài)文明作為工作重點，2019年中央一號文件也反復提及生態(tài)建設的重要性。與此同時，中央也利用經濟抓手對生態(tài)治理進行干預，稅收是宏觀調控的重要組成部分。2015年消費稅改革、2016年資源稅改革都對環(huán)境污染物加大了征收力度，突出了稅改與生態(tài)治理相呼應的理念。隨著“稅收-污染”關系深入挖掘，發(fā)現稅收競爭與環(huán)境污染有著密不可分的關系，且在現有政治制度下探討稅收問題，必然繞不開分權制的影響。與西方式不同的是，中國式分權制是M形結構，即中央對人事權、行政權高度集中，而經濟上采用地方分權制；另一方面，由于國家掌握立法權，地方政府在經濟的分權上也非完全自主，更類似于剩余控制權。有限的經濟控制權導致地方政府財政壓力日益加劇，地方政府是否為解決財政困境，放松環(huán)境規(guī)制來擴大稅收來源、解決財政壓力？

一、文獻綜述

針對稅收競爭、財政分權與環(huán)境污染的關系，國內外學者研究結論雖不盡相同，但都肯定了三者之間存在一定關聯(lián)。

(一)稅收競爭與環(huán)境污染

稅收競爭與環(huán)境污染的關系可歸類為三種：地區(qū)政府通過提高稅收收入來驅趕污染企業(yè)，這種“趨優(yōu)競爭”的觀點在美國20世紀80年代實踐中得到驗證[2]。該觀點是依托“用腳投票”理論,認為居民會依據最優(yōu)公共品來選擇居住地，地區(qū)政府為了爭取選民進而以稅收為手段來進行環(huán)境治理。鑒于國內外體制差異，國內少數學者支持這一觀點。與此同時，“趨劣競爭”的擁躉者也提出理論依據與事實解釋，認為稅收競爭是破壞性競爭，高額稅賦增加了企業(yè)財務壓力，企業(yè)在“去”與“留”的抉擇中與當地政府進行博弈，因此環(huán)境等公共服務很可能成為犧牲品。王娟、王偉域[3]發(fā)現宏觀稅賦與人均污染物排放量呈正相關性，肯定了“趨劣競爭”的存在。此外，大量實證檢驗證明“騎蹺蹺板”現象在中國普遍存在。崔亞飛、劉小川[4]，劉文玉[5]發(fā)現稅收競爭在抑制工業(yè)廢水排放的同時，加劇了工業(yè)廢氣與固體污染物的排放；賀俊等[6]發(fā)現稅收競爭改善了東部省份環(huán)境治理的同時，進一步惡化了中、西部環(huán)境質量。

(二)財政分權與環(huán)境污染

財政分權與環(huán)境污染的問題本質是探討分權程度與環(huán)境治理的關系。一種觀點認為高度財政分權對環(huán)境治理的效果更佳。以德國為例，環(huán)境保護屬于跨州性事務，聯(lián)邦政府與州政府擁有平等的話語權，此外，州政府財政收入常年超過聯(lián)邦政府，這都為地區(qū)政府解決環(huán)境事務提供了支持。地方政府財稅權越大，靈活度越高，使得政府在公共物品上“缺位”現象越快消失[7]。但另一類觀點認為，作為“理性人”的地方政府通常會忽視外溢污染物的治理。財政分權加劇了中國工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣的排放強度[8-9]就是有力的證據。

(三)經濟發(fā)展與環(huán)境污染

在檢驗庫茲涅茨假說(EKC)的過程中，學者提出倒“U”型、“U”型、倒“N”型、“N”型等多種曲線關系。爾后，學者在考察FDI與環(huán)境污染、環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染等其他問題中也紛紛把經濟發(fā)展作為一個重要調節(jié)因素。中國學者在研究這一問題時，常將研究對象劃分成東、西、中部，本質上就是經濟體量的一種歸類，也從另一個側面說明經濟發(fā)展對環(huán)境污染有著重要影響[10]。

綜上所述，第一，稅收競爭與環(huán)境污染的關系并未得出一致結論，個別稅種對環(huán)境污染的作用也鮮有提及；第二，稅收制度實際上是財政分權的一種體現，在中國現有的政治背景下，財政分權對稅收競爭與環(huán)境污染關系中是否存在調節(jié)作用值得關注；第三，相較于財政分權的調節(jié)作用，經濟發(fā)展的調節(jié)作用是否更為顯著，又如何體現，這些問題在現有文獻中沒有得到深入闡述。

二、機理分析與假說提出

環(huán)境聯(lián)邦主義主要代表人物有Oates、Schwab，其思想主要繼承了財政聯(lián)邦主義理論，探討環(huán)境事務上集權與分權的問題。

(一)環(huán)境聯(lián)邦主義理論下稅收競爭對環(huán)境污染的機理分析

高度的環(huán)境分權意味著地區(qū)政府必須承擔管轄區(qū)內所有的環(huán)境治理工作，這需要充足的財政收入作支撐。稅收是重要的財政來源，因此高度的環(huán)境分權必然加劇稅收競爭。結合中國現狀，學者普遍認為稅收競爭導致“趨劣競爭”的可能性較大。首先，從稅收分成上看，近年營業(yè)稅、增值稅稅收分成比例有較大變化，最終地方稅收收入下降。其次，稅收收入下降并未帶來公共事務減少。地區(qū)面臨可支配收入銳減帶來的財政壓力，迫使政府提高企業(yè)實際稅負[11]，最終使得企業(yè)無法擁有充足的資金解決污染問題。因此，提出第一個假設：

假設1：稅收競爭加劇了環(huán)境污染發(fā)生。

增值稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅是占比最大的三個來源，其中增值稅稅收占比最大。營改增前，增值稅的課稅對象集中于第二產業(yè)，工業(yè)“三廢”被認為是環(huán)境污染的主要來源。此外，研究還發(fā)現，增值稅對其他稅收也存在明顯溢出作用?？梢?，不論從征收總量、征收對象及輻射作用上看，增值稅對環(huán)境污染都有較大影響。反觀營業(yè)稅的課稅對象集中于第三產業(yè)，且“營改增”后，營業(yè)稅徹底退出歷史，因此營業(yè)稅對環(huán)境污染的作用有限。對于企業(yè)所得稅而言，稅率下調后稅收占比逐年下滑，由此推斷企業(yè)所得稅對環(huán)境污染的影響作用也低于增值稅。本文的第二假設為：

假設2：增值稅稅收競爭對環(huán)境污染的作用大于營業(yè)稅、企業(yè)所得稅。

(二)環(huán)境聯(lián)邦主義理論下稅收競爭對環(huán)境污染的異質性分析

1.不同財政分權程度下稅收競爭對環(huán)境污染的影響

雖然近年中央政府將環(huán)保納入績效考核指標，但環(huán)境的非排他性特征使得治理中易出現“搭便車”現象。高度財政分權使得地區(qū)政府“自掃門前雪”，對于外溢性強的污染物(例如廢水、廢氣)易出現“公地悲劇”。綜觀2003-2016年工業(yè)三廢指標，各地區(qū)固體污染物排放明顯下降，多個地區(qū)統(tǒng)計數接近0(萬t)。而工業(yè)廢氣、廢水雖然也呈現下降趨勢，但變異程度不如固體排放物顯著，這也證明了“公地悲劇”存在的事實。因此，結合中國目前防治污染的特點，提出第三個假設：

假設3：財政分權加劇了環(huán)境污染，且稅收競爭與財政分權交互作用對環(huán)境污染有增強作用。

2.不同經濟發(fā)展水平下稅收競爭對環(huán)境污染的影響

中國各地區(qū)經濟發(fā)展水平差異較大，且促進經濟發(fā)展的措施不盡相同。以廣東、浙江為代表的經濟發(fā)達省份，第三產業(yè)是經濟發(fā)展的核心引擎，這些地區(qū)更多地通過哺育高新技術企業(yè)、扶持外商企業(yè)投資的方法來拉動地區(qū)GDP增長，開展稅收競爭。以山西為代表的資源型省份，對能源依賴性強，經濟增長往往以犧牲環(huán)境為代價?？梢?，經濟水平較低的地區(qū)對于增加稅收競爭的途徑選擇是有限的，置身于GDP績效為考核主體的地區(qū)政府在面對經濟——環(huán)境的博弈中，不得不放松對環(huán)境的管理，因此在經濟落后地區(qū)，稅收競爭的負面環(huán)境效應進一步凸顯。提出假設：

假設4：經濟發(fā)展水平影響稅收競爭與環(huán)境污染的關系。具體而言，在經濟發(fā)達地區(qū)，經濟發(fā)展抑制了稅收競爭對生態(tài)環(huán)境的破壞作用；在經濟中等、不發(fā)達地區(qū)，經濟發(fā)展加劇了稅收競爭對生態(tài)環(huán)境的破壞作用。

三、實證檢驗

(一)變量及數據來源

1.被解釋變量

環(huán)境污染pollution：以工業(yè)廢水、工業(yè)SO2排放量和工業(yè)固體廢棄物為基礎，借鑒沈峰[12]的模型，采用直線無量綱化法計算環(huán)境污染的綜合指標。具體做法如下：

n代表年數總和，n=14(2003-2016年)，Xij表示第j組污染物第i年實際排放量，其中j=1、2、3，代表工業(yè)“三廢”。

(2)將絕對數值轉化為百分制，均值為60：

Mij表示第i年某個污染物排放指標。

(3)計算某地區(qū)工業(yè)“三廢”權重。無量綱化處理后，數值相差越大，綜合評價中重要性越高，因此采用變異系數作為權重值：

j=1,2,3;m=3。

(4)計算某地區(qū)各年環(huán)境污染綜合指數pollution。

2.解釋變量

稅收競爭tax:地區(qū)稅務機關(含國、地稅)稅收收入與GDP的占比。依此類推，本文增值稅競爭指數(VAT_tax)、營業(yè)稅競爭指數(business_tax)及所得稅競爭指數(income_tax)分別采用地區(qū)稅務機關(含國、地稅)征收的增值稅、營業(yè)稅、所得稅與GDP的比值進行衡量。財政分權fd:環(huán)境問題的特殊性決定了市場機制無法發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的效力，政府被要求承擔更多的社會職責，因此從政府支出視角判定財政分權程度貼近實際情況。具體計算公式參考吳延兵[13]的做法，即財政分權=(預算內財政支出/省人口)/(中央預算內財政支出/全國人口)

3.控制變量

為防止遺留因素的影響，參考李香菊[14]的模型，引入如下控制變量：(1)人均GDP(pgdp)：考察隨著人均生產水平的提高，經濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響程度；(2)能耗水平(energy)：技術革新使得資源利用率提高，污染水平下降，理論上單位GDP能耗越少，環(huán)境污染越少；(3)第二產業(yè)占比(second)：根據上文可知，第二產業(yè)對環(huán)境的破壞性最大，因此第二產業(yè)占比成為影響環(huán)境治理的重要因素；(4)外商直接投資(fdi):外商投資對東道國環(huán)境影響到底是惡化還是改善，目前存在爭議?！拔廴咎焯谩边€是“污染光環(huán)”假說通過實證能得到驗證。為緩解量綱影響，對所有變量取對數處理，涉及的變量名稱、符號、定義詳見表1。

表1 變量名稱、符號及定義

鑒于西藏地區(qū)數據缺失，選擇除西藏以外中國大陸其余30個省、市、自治區(qū)2003-2016年數據進行分析。各指標來自歷年《中國稅務年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒，個別缺失數據通過計算得出。

(二)模型構建

為檢驗假設1、3，設立如下模型：

lnpollutionit=β0+β1lntaxit+β2lnfdit+β3∑Xit+εit

(1)

lnpollutionit=α0+α1lntaxit+α2lnfdit+α3lntaxit*lnfdit+α4∑Xit+εit

(2)

其中i和t分別表示第i省(市、自治區(qū))、第t年；εit表示殘差項；Xit為控制變量統(tǒng)稱，具體包括人均GDP(pgdpit)、能耗水平(energyit)、第二產業(yè)占比(secondit)、外商直接投資(fdiit)。式1檢驗稅收競爭、財政分權各自對環(huán)境污染的影響，式2是在式1的基礎上加入稅收競爭與財政分權的交互項后，觀察環(huán)境質量的變化程度。為進一步檢驗各稅種對環(huán)境污染的影響程度(假設2)，將式1、2中的稅收競爭taxit，分別用增值稅VAT_taxit、營業(yè)稅business_taxit和所得稅income_taxit指標代替。

為了檢驗假設4的正確性，引入經濟發(fā)展與稅收競爭的交互項，具體模型如下：

lnpollutionit=λ0+λ1lntaxit+λ2lnfdit+λ3lntaxit*lnpgdpit+λ4∑Xit+εit

(3)

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

由表2可知，財政分權個體差異較大，極值間差異近11.5倍。增值稅、營業(yè)稅與企業(yè)所得稅三者相比，企業(yè)所得稅稅收競爭指數的變化程度最大，主要是因為2008年企業(yè)所得稅稅率改革，基本稅率從33%下調至25%。污染物變異系數為0.5，說明研究期內環(huán)境污染治理沒有根本性改變。

(二)稅收競爭與環(huán)境污染檢驗結果

借助Stata 15.0對模型分別進行固定效應與隨機效應分析，式1、式2的Hausman檢驗prob值均小于0.01，因此采用固定效應模型擬合。

1.稅收總量、財政分權與環(huán)境污染回歸分析

方程1中將變量稅收競爭、財政分權引入模型中，檢驗結果(見表3)顯示，財政分權與環(huán)境污染高度相關，通過1%顯著性檢驗，說明目前我國財政分權與環(huán)境污染呈正相關，即財政分權程度越高，環(huán)境質量越差。此外，方程1中稅收競爭與環(huán)境污染并未通過10%顯著性檢驗，說明稅收競爭可能還受其他因素的影響，需做進一步探討。方程2引入人均GDP等4個控制變量，結果顯示財政分權與環(huán)境污染的關系相當穩(wěn)健，支持了財政分權惡化環(huán)境質量的觀點。與此同時，稅收競爭變量的顯著性有所提高，方程2提示稅收競爭加劇了污染物排放，初步驗證了假說1的正確性。為了進一步考慮稅收競爭與財政分權交互作用對環(huán)境污染的影響程度，方程3在方程2的基礎上引入lntaxit*lnfdit的交互項。結果顯示，在財政分權與稅收競爭的交互作用下，稅收競爭對環(huán)境污染作用進一步加劇，通過5%顯著性水平檢驗。從回歸系數上分析，加入交互項后，稅收競爭每提升1單位，綜合污染物排放系數從0.169 2上升至0.196 9個單位。方程3還顯示，稅收競爭與財政分權交互項系數為正，通過1%顯著性水平檢驗，說明財政分權與稅收競爭的相互作用進一步放大了環(huán)境污染的負面作用，假設3得到驗證。

表2 描述性統(tǒng)計結果

表3 稅收總量、財政分權與環(huán)境污染面板回歸結果

Tab.3 Panel regression results of total tax revenue, fiscal decentralization and environmental pollution

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內報告對應的t值

方程2、3除了揭示稅收競爭、財政分權的作用外，還側面驗證了其他控制變量對環(huán)境質量的影響程度，具體而言：(1)人均GDP對環(huán)境污染的關系不確定。文中沒有引入人均GDP的平方，無法探討人均GDP對環(huán)境污染具體符合哪種曲線關系。(2)能耗水平對環(huán)境污染的關系符合預判，單位GDP能耗越小，環(huán)境污染越小。(3)第二產業(yè)占比系數為正，肯定了工業(yè)產業(yè)仍是造成環(huán)境污染的重要原因。(4)外商直接投資系數為負，否定了“污染天堂”假說。

2.稅收結構、財政分權與環(huán)境污染回歸分析

為進一步探討稅收結構、財政分權與環(huán)境污染之間的關系，從增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅入手，著重探討三大稅種對環(huán)境污染的異質性影響。表4中方程4、5報告增值稅稅收競爭結果；方程6、7是營業(yè)稅稅收競爭模型；方程8、9代表企業(yè)所得稅稅收競爭模型。綜觀模型4～9可知，首先，在未加入交互項時(方程4、6、8)，財政分權都穩(wěn)定在10%顯著性水平通過檢驗；增值稅稅收競爭在5%水平上顯著，營業(yè)稅和企業(yè)所得稅顯著水平均在10%；從各項稅收競爭的系數上分析，增值稅稅收競爭系數大于營業(yè)稅、企業(yè)所得稅，說明增值稅稅收競爭對環(huán)境污染的影響效力大于其他兩個稅種，假設2得到檢驗。其次，加入交互項后(方程5、7、9)，各種稅收競爭對環(huán)境污染的相關性及作用顯著加強，交互項系數為正數且都在1%水平上顯著，說明各項稅收競爭與財政分權的交互作用不可忽視，是影響環(huán)境治理的重要因素。整體而言，表4報告結果再次確認稅收競爭、財政分權都會加劇環(huán)境污染的事實；稅收競爭與財政分權交互作用對環(huán)境質量起到進一步惡化作用；增值稅對環(huán)境污染的作用大于營業(yè)稅、企業(yè)所得稅。前文中假設1、2、3都得到數據支持。

表4 稅收結構、財政分權與環(huán)境污染面板回歸結果

Tab.4 Panel regression results of tax structure, fiscal decentralization and environmental pollution

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%顯著水平，括號內報告對應的t值

3.經濟發(fā)展、稅收競爭與環(huán)境污染回歸分析

前文檢驗結果中人均GDP對環(huán)境污染的影響結果差異較大，為了更好地說明經濟發(fā)展的影響力，將30個省份劃分成3個經濟帶，具體做法是將2003-2016年地區(qū)人均GDP前10位的省、市、自治區(qū)歸類為經濟發(fā)達地區(qū)，11位至20位劃分為經濟中等地區(qū)，后10位屬于經濟落后地區(qū)①。從表5可知，經濟落后地區(qū)，稅收競爭與人均GDP的交互項在1%水平上顯著，說明經濟發(fā)展加劇了稅收競爭對生態(tài)環(huán)境的破壞作用。不難發(fā)現，經濟落后地區(qū)大部分位于我國中、西部，礦產資源豐富，經濟基礎薄弱，經濟發(fā)展仍倚重于粗放式增長，進而加劇了環(huán)境質量進一步下滑。另一方面，從其他檢驗中發(fā)現，經濟發(fā)達地區(qū)的外商直接投資對環(huán)境污染的抑制程度高于經濟落后地區(qū)，也說明經濟發(fā)達地區(qū)招商引資質量較高，經濟落后地區(qū)缺乏吸引優(yōu)質外商投資的政策。表5的檢驗結果部分證實了假設4的正確性，即“在經濟中等、不發(fā)達地區(qū)，經濟發(fā)展加劇了稅收競爭對生態(tài)環(huán)境的破壞作用”。方程11中，稅收競爭與經濟發(fā)展的交互項系數為正但未通過顯著性檢驗，說明假設4中提及的“在經濟發(fā)達地區(qū)，經濟發(fā)展抑制了稅收競爭對生態(tài)環(huán)境的破壞作用”沒有得到證實。

表5 經濟發(fā)展、稅收競爭與環(huán)境污染面板回歸結果

Tab.5 Panel regression results of economic development, tax competition and environmental pollution

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內報告對應的t值

(三)進一步分析：稅收競爭與環(huán)境污染的門檻效應

考慮到財政分權、經濟發(fā)展對稅收競爭與環(huán)境污染的關系產生實質性影響，通過進一步構造門檻模型探討稅收競爭對環(huán)境污染的效應。

1.門檻模型設定及說明

總稅收競爭門檻模型如下：

lnpollutionit=η0+η1lntaxit+η2lnfdit+η3∑Xit+λ1lntaxit×I(Lrlnpgdpitγ)+λ2lntaxit×I(Lrlnpgdpit>γ)+μi+σt+εit

(4)

lnpollutionit=η0+η1lntaxit+η2lnfdit+η3∑Xit+λ1lntaxit×I(Lrlnfditγ)+λ2lntaxit×I(Lrlnfdit>γ)+μi+σt+εit

(5)

式4、式5分別以人均GDP對數值(標記為lnpgdpit)和財政分權對數值(標記為lnfdit)為門檻變量，η0為常數項，η1-η3、λ1-λ2為對應變量回歸系數，I(·)表示示性函數，μi表示個體固定，σt表示年份固定，εit表示誤差項，其他變量含義與式1相同。增值稅稅收競爭、營業(yè)稅稅收競爭、企業(yè)所得稅稅收競爭的模型就是將式4和式5中l(wèi)ntaxit變量用lnVAT_taxit、lnbusiness_taxit、lnincome_taxit代替，對應的模型不再贅述。

2.門檻檢驗結果及分析

從門檻檢驗中發(fā)現，不論是以人均GDP對數還是財政分權對數為門檻變量，總稅收競爭、增值稅稅收競爭、營業(yè)稅稅收競爭、企業(yè)所得稅稅收競爭模型中均發(fā)現門檻效應，變量顯著性較強，與前文假設基本相符。

(1)總稅收競爭模型：表6顯示人均GDP對數為10.593 2，即換算絕對數為39 856②元為第一個門檻值。因此，總稅收競爭模型劃分成大于39 856元和小于等于39 856元兩個子樣本。結合表7，當人均GDP低于或等于39 856元時，每1單位稅收競爭使得環(huán)境污染指數上漲0.339 8單位；人均GDP高于39 856元時，總稅收競爭對環(huán)境污染的影響值回落至0.243 6。從財政分權角度上看，總稅收競爭對環(huán)境污染的作用在財政分權低于2.545 6③時為0.054 9百分點；而當財政分權進一步擴大，分權程度達到7.398 4后，稅收競爭對環(huán)境破壞作用大幅提升，說明財政分權程度越高，環(huán)境污染越嚴重。

(2)增值稅競爭模型：以人均GDP為識別變量時，隨著門檻值的提高，增值稅對環(huán)境污染作用略有下降，但整體較為平穩(wěn)。以財政分權為識別變量時，結論與總稅收競爭模式大體一致，財政分權會進一步加劇稅收競爭對環(huán)境治理的破壞作用。但財政分權介于3.235 8與6.156 4時，財政分權系數有所下降，需要進一步分析原因。

(3)營業(yè)稅稅收競爭模型：以人均GDP為識別變量時，表7回歸系數顯示營業(yè)稅對環(huán)境污染的影響程度要低于增值稅，可能是由于營業(yè)稅總量與增值稅差異較大。表6、表7還顯示，當人均GDP超過48 964元時，營業(yè)稅競爭對環(huán)境的污染程度是人均GDP未達48 964時的近2倍。深入研究發(fā)現，人均GDP居前10位的地區(qū)2003-2016年的平均值為5.2萬元，由此可推斷人均GDP高于48 964元的大部分屬于經濟發(fā)達區(qū)，而這些地區(qū)第三產業(yè)較為發(fā)達，“營改增”前營業(yè)稅占比較經濟中等區(qū)、欠發(fā)達地區(qū)比例更大，營業(yè)稅對經濟發(fā)達地區(qū)產生的環(huán)境污染效應更顯著。以財政分權為識別變量時，營業(yè)稅稅收競爭與環(huán)境污染的結論與總稅收競爭模型一致。

(4)企業(yè)所得稅稅收競爭模式：以人均GDP為識別變量，回歸系數顯示稅收競爭系數超過門檻值后略有下降；以財政分權為識別變量，財政分權對企業(yè)所得稅稅收競爭與環(huán)境污染的關系與其他稅種無本質差異，不再討論。

表6 門檻值匯總表

Tab.6 Summary of threshold values

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；Bootstrap抽樣值為300次。

表7 門檻模型估計結果

Tab.7 Threshold Model estimation results

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

五、穩(wěn)定性檢驗

本文的穩(wěn)定性檢驗采取兩種方法，即分樣本檢驗法和變量代替檢驗法。

(一)分樣本檢驗

前文中表4、表5實質上也是一種分樣本檢驗，表4將解釋變量進行細化；表5根據人均GDP高低，將全樣本劃分為3個子樣本。為了更進一步檢驗模型的穩(wěn)定性，參照以往做法，全樣本根據行政區(qū)域劃分，表8中方程16-18分別檢驗式(1)-(3)東、中、西部的回歸結果。由檢驗結果可知，與前文表3、表5系數符號一致，顯著性水平相似，說明模型穩(wěn)定。

表8 穩(wěn)定性檢驗——分樣本檢驗法

Tab.8 Stability test： Sample-by-Sample Test

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(二)變量代替檢驗

從變量代替的角度考慮，稅收競爭用財政收入與地區(qū)GDP比值；財政分權以喬寶云等[15]對財政分權計算方程重新檢驗式(1)-(3)，回歸結果(表9)提示變量系數符號、顯著性并未產生較大差異，說明模型穩(wěn)定。

表9 穩(wěn)定性檢驗——代替變量檢驗法

Tab.9 Stability test： Substitute for Variable Test

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

六、結論及建議

從稅收總量分析，稅收競爭越激烈，環(huán)境污染程度越高；不同經濟條件下，總稅收競爭對環(huán)境污染的影響存在異質性，具體表現為，在經濟中等或欠發(fā)達地區(qū)，經濟發(fā)展使得稅收競爭的環(huán)境破壞作用進一步放大；進一步檢驗發(fā)現，人均GDP和財政分權度為識別變量，稅收競爭與環(huán)境污染存在門檻效應。從稅收結構上分析，增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅的稅收競爭均會導致環(huán)境質量下降，其中增值稅影響程度高于其他兩個稅種。以財政分權為識別變量，研究發(fā)現增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅對環(huán)境的負面影響均在超過門檻值后得到較為明顯的提升，說明財政分權程度越高，地區(qū)財政自主性越強，對環(huán)境治理的動力越不足。由此，提出以下政策建議：

第一，適度分權，明確責任。從財政分權視角分析，漠視環(huán)境問題的根本原因是地區(qū)政府財政權與事務權不匹配，而這種不匹配是本質上中央——地區(qū)財政分權不合理引發(fā)的。為避免環(huán)境治理盲區(qū)，建議將環(huán)境污染具體細化，對外溢性高、治理難度大的工業(yè)廢水、廢氣由中央統(tǒng)一治理；對于流動性較差的工業(yè)固體廢棄物采取地方治理的策略。

第二，減稅降費，優(yōu)化結構。從稅收競爭視角分析，應適度降低稅費，將企業(yè)減稅減負落到實處。與此同時，加強相關環(huán)境稅收的監(jiān)管力度。通過“一增一減”，即增強環(huán)保稅收功能、降低總體稅負，杜絕地區(qū)政府無序的稅收競爭行為。

第三，注重差異，細化政策。從經濟發(fā)展視角分析，中國經濟發(fā)展不平衡，因此財政制度、稅收政策都不宜采用“一刀切”的方式。對于經濟欠發(fā)達地區(qū)，建議中央政府將生態(tài)補償列入基礎性轉移支付，從政策上給予資源型地區(qū)更切合實際的環(huán)保規(guī)制，以期提升總體環(huán)境治理水平。

注釋：

①2003-2016年人均GDP前10位的省、市、自治區(qū)分別為：上海、北京、天津、江蘇、浙江、廣東、內蒙古、福建、山東、遼寧；人均GDP第11至20位分別為：吉林、重慶、湖北、河北、陜西、黑龍江、寧夏、新疆、湖南、海南；人均GDP后10位的是除上述地區(qū)和西藏以外的其余10個地區(qū)。

②門檻模型中以人均GDP取對數為門檻識別，根據Stata15.0計算得出門檻值后，此處及下文均通過去對數的方法還原得出人均GDP的絕對值。

③門檻模型中以財政分權取對數為門檻識別，根據Stata15.0計算得出門檻值后，此處及下文均通過去對數的方法還原得出人均財政分權的原值。