環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究

楊 楊 楊雨詩(shī) 杜 劍

一、引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了由快速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，黨的十九大報(bào)告指出，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展必須要提高全要素生產(chǎn)率。提高全要素生產(chǎn)率是提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力源泉，對(duì)全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家具有重要意義。2018年我國(guó)環(huán)保稅法正式實(shí)施，強(qiáng)化了稅收在環(huán)境治理上的調(diào)控作用，是中國(guó)順應(yīng)全球經(jīng)濟(jì)低碳蓬勃發(fā)展，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)布局。2020年“雙碳”目標(biāo)的提出，再次強(qiáng)調(diào)了生態(tài)文明建設(shè)的重要性，明確了推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)綠色轉(zhuǎn)型是我國(guó)未來(lái)發(fā)展的戰(zhàn)略舉措?！耙原h(huán)境換增長(zhǎng)”的發(fā)展模式不再適應(yīng)當(dāng)下綠色低碳背景，環(huán)境問(wèn)題將成為限制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大因素。從“十一五”規(guī)劃中的“建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)”到“十四五”規(guī)劃中“推動(dòng)綠色發(fā)展、促進(jìn)人與自然和諧共生”，我國(guó)對(duì)環(huán)境重視程度不斷提高，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不斷加大。以環(huán)境為約束，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)保護(hù)是企業(yè)探索的新路徑。全要素生產(chǎn)率實(shí)質(zhì)可視為企業(yè)的生產(chǎn)效率，為了兼顧企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)，實(shí)現(xiàn)兩者的均衡發(fā)展，深入研究環(huán)保稅與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有重要意義。這不僅對(duì)企業(yè)制定未來(lái)的發(fā)展戰(zhàn)略和實(shí)現(xiàn)綠色低碳轉(zhuǎn)型至關(guān)重要，同時(shí)為制定合理、有效的環(huán)境規(guī)制奠定基礎(chǔ)。

當(dāng)前越來(lái)越多的學(xué)者研究環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，主要可以分為三種觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)是環(huán)保稅會(huì)抑制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。環(huán)保稅增大了企業(yè)的排污成本和稅收負(fù)擔(dān)(Gray，2005[1])，從而產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”(Lanoie等，2011[2])，使企業(yè)原本的生產(chǎn)資金用做治污(Greenstone，2002[3])，對(duì)企業(yè)的運(yùn)營(yíng)能力產(chǎn)生負(fù)面影響，從而抑制了企業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展(秦昌波等，2015[4])，使企業(yè)面臨被淘汰的風(fēng)險(xiǎn)(Aldy，2016[5])。第二種觀點(diǎn)是環(huán)保稅會(huì)提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(Berman和Bui，2001[6]；Alpay等，2002[7]；Molina 等，2009[8])。當(dāng)企業(yè)面臨環(huán)境規(guī)制時(shí)，為了減少稅收負(fù)擔(dān)，企業(yè)會(huì)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新(Porter和Van der Linde，1995[9])、調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(Abdullah和Morley，2014[10])等方式積極地應(yīng)對(duì)外部政策的刺激，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。第三種觀點(diǎn)是不確定假說(shuō)，由于環(huán)保稅不是影響全要素生產(chǎn)率的全部因素，并且對(duì)其影響程度不明確，所以兩者之間的關(guān)系并不確定。這種不確定關(guān)系大致又可以分為四種。一是環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是先促進(jìn)后抑制(Johnstone等，2017[11])。環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是存在門檻值的，在門檻值以內(nèi)是促進(jìn)作用，超過(guò)門檻值則會(huì)產(chǎn)生抑制作用。二是環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是先抑制后促進(jìn)，呈現(xiàn)U型(李玲，2012[12]；蔣伏心等，2013[13]；原毅軍和謝榮輝，2016[14]；張小筠等，2020[15])。三是環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響存在兩個(gè)門檻值，呈現(xiàn)N型(王杰和劉斌，2014[16]；靳亞閣和常蕊，2016[17])。四是環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響并不明顯(Metcalf，2007[18]；Adamou等，2012[19])。

通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外對(duì)廣義的環(huán)保稅與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系已經(jīng)有了深入的研究，但是并沒有統(tǒng)一的觀點(diǎn)。鑒于此，本文以滬深上市企業(yè)2012—2020年的數(shù)據(jù)為研究樣本，選取狹義的環(huán)保稅實(shí)證研究我國(guó)環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度及方向。并采取中介效應(yīng)模型，探究環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用路徑。

與現(xiàn)有研究成果相比，本文主要貢獻(xiàn)在于：(1)拓寬了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究視角，從狹義的“環(huán)保稅”出發(fā)，研究環(huán)保稅政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，為政府未來(lái)制定相關(guān)政策提供可供參考的依據(jù)。(2)根據(jù)文獻(xiàn)梳理，總結(jié)出環(huán)保稅可能作用于全要素生產(chǎn)率的三條路徑：技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，并采用中介效應(yīng)模型對(duì)路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而明確了環(huán)保稅的政策效應(yīng)。(3)從異質(zhì)性的角度分析了環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，并深入探討了造成異質(zhì)性影響的原因，豐富了環(huán)保稅和全要素生產(chǎn)率的研究?jī)?nèi)容。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)波特假說(shuō)

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，環(huán)保稅會(huì)增大企業(yè)的環(huán)境成本，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效具有抑制作用。

而波特假說(shuō)認(rèn)為環(huán)保稅可以激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，在長(zhǎng)期內(nèi)可以促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。波特假說(shuō)提出了兩個(gè)基本理論：“創(chuàng)新補(bǔ)償理論”和“先動(dòng)優(yōu)勢(shì)理論”，從全新的角度闡述了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?！皠?chuàng)新補(bǔ)償理論”認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新可以使企業(yè)研發(fā)新的綠色產(chǎn)品，提高企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。企業(yè)會(huì)通過(guò)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、優(yōu)化生產(chǎn)流程不斷完善綠色產(chǎn)品(Porter和Van der Linde，1995[9])，當(dāng)這種綠色產(chǎn)品帶來(lái)的收益足以抵消其生產(chǎn)成本時(shí)，便會(huì)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)(Hamamoto，2006[20]；Yi等，2021[21])?！跋葎?dòng)優(yōu)勢(shì)理論”認(rèn)為，企業(yè)率先生產(chǎn)的綠色產(chǎn)品更符合綠色發(fā)展的理念，會(huì)產(chǎn)生積極的社會(huì)效應(yīng)，提高企業(yè)的社會(huì)價(jià)值(何興邦，2017[22])，幫助企業(yè)開拓新的市場(chǎng)、提高市場(chǎng)占有率(Abdullah和Morley，2014[10])，從而提高企業(yè)的盈利能力。

(二)要素投入視角

在環(huán)保稅政策的干預(yù)下，出于政府壓力或經(jīng)濟(jì)壓力，企業(yè)都會(huì)在投入、產(chǎn)出上做出適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，從源頭上減少污染物的生成。企業(yè)會(huì)嘗試將生產(chǎn)要素向低污染、低能耗的產(chǎn)品上傾斜以減輕稅負(fù)。若要素投入的調(diào)整給企業(yè)帶來(lái)的效益顯著，就會(huì)刺激企業(yè)將更多的生產(chǎn)要素投入到綠色產(chǎn)品上。長(zhǎng)此以往，企業(yè)為了加大生產(chǎn)效率、提高要素利用率，會(huì)對(duì)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，徹底摒棄原來(lái)的非綠色產(chǎn)品，將生產(chǎn)要素從污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)，從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)流向新能源產(chǎn)業(yè)，從低效率部門流向高效率部門。這不僅可以解決企業(yè)由要素驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)導(dǎo)致的資源配置不合理、生產(chǎn)要素浪費(fèi)等問(wèn)題，還可以促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

(三)影響機(jī)制分析

現(xiàn)有研究中，關(guān)于環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在兩種相悖的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)是環(huán)保稅的征收會(huì)抑制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。環(huán)保稅會(huì)直接加重企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)向的影響(Cropper和Oates，1992[23]；Ramanathan，2010[24]；葉紅雨和王圣浩，2017[25])。從靜態(tài)的角度來(lái)看，除了企業(yè)必須要繳納的環(huán)保稅，企業(yè)還會(huì)花費(fèi)人力、財(cái)力和物力減排治污，這都會(huì)直接增大企業(yè)的環(huán)境成本。從動(dòng)態(tài)的角度來(lái)看，企業(yè)在政策的引導(dǎo)下會(huì)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而減少排污、降低稅收負(fù)擔(dān)。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)會(huì)直接增大企業(yè)的研發(fā)成本，由于“擠出效應(yīng)”，企業(yè)在產(chǎn)品投入、產(chǎn)出上的資金會(huì)相應(yīng)減少(Lanoie等，2011[2])，企業(yè)的運(yùn)營(yíng)能力會(huì)隨之下降(Jorgenson和Wilcoxen，1990[26])。同時(shí)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)可能導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)品的轉(zhuǎn)換，企業(yè)運(yùn)營(yíng)能力的下降會(huì)使企業(yè)無(wú)法快速適應(yīng)這種轉(zhuǎn)換，從而負(fù)向影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第二種觀點(diǎn)環(huán)保稅的征收會(huì)促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。由于企業(yè)個(gè)體差異的存在，在應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制時(shí)，一部分企業(yè)為了減少稅收負(fù)擔(dān)會(huì)加大治污投入、積極轉(zhuǎn)型升級(jí)，另一部分企業(yè)會(huì)選擇被動(dòng)地承擔(dān)環(huán)保稅來(lái)規(guī)避轉(zhuǎn)型升級(jí)所造成的成本損失，只有當(dāng)稅收成本大于企業(yè)的治污成本時(shí)，企業(yè)才會(huì)做出改變。但這也說(shuō)明，只要環(huán)境規(guī)制足夠嚴(yán)格，企業(yè)都會(huì)轉(zhuǎn)型升級(jí)，轉(zhuǎn)型升級(jí)離不開企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。技術(shù)創(chuàng)新會(huì)給企業(yè)帶來(lái)“先動(dòng)優(yōu)勢(shì)”和“創(chuàng)新補(bǔ)償”，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整可以優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、組織結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)能力，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。基于此，本文提出如下假說(shuō)：

H1：環(huán)保稅對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。

H2：環(huán)保稅對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)定

考慮到時(shí)間、地區(qū)等因素的影響，本文采用固定效應(yīng)模型來(lái)探究環(huán)保稅與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，構(gòu)建具體模型如下：

TFPi,t=δ0+δTAXi,t+δ′×Xi,t+region+industry+year+εi,t

(1)

其中：i表示公司，t表示年份；TFP是LP方法下計(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率；TAX表示解釋變量環(huán)保稅；X表示的是控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、產(chǎn)權(quán)比率(ER)、營(yíng)業(yè)凈利率(PR)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、收益留存率(T)、現(xiàn)金比率(CF)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)和融資約束(SA)；region為地區(qū)固定，industry為行業(yè)固定，year為時(shí)間固定；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。實(shí)證分析中均采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以消除異方差的影響。

(二)變量選取

被解釋變量。用LP方法計(jì)算下的全要素生產(chǎn)率(TFP)作為被解釋變量。

解釋變量。本文的解釋變量是類環(huán)保稅稅額。2018年我國(guó)實(shí)施了環(huán)保稅，所以2018—2020年的數(shù)據(jù)均來(lái)源于企業(yè)年報(bào)中的環(huán)保稅數(shù)據(jù)。由于環(huán)保費(fèi)改稅遵循“稅負(fù)平移”的原則，沿用“排污費(fèi)”所確定的征收對(duì)象、范圍和計(jì)稅原則等(盧洪友等，2019[27])，所以2012—2017年的數(shù)據(jù)是用企業(yè)的排污費(fèi)、清潔費(fèi)、環(huán)保投入等與環(huán)境相關(guān)費(fèi)用組成。

中介變量。根據(jù)本文提出的假設(shè)，選取的中介變量為技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。技術(shù)創(chuàng)新(R&D)：技術(shù)創(chuàng)新取決于企業(yè)對(duì)科研項(xiàng)目的投入，本文借鑒白俊紅和李婧(2011)[28]的研究方法，采用研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入(R&D)來(lái)衡量技術(shù)創(chuàng)新。財(cái)務(wù)績(jī)效(ROE)：財(cái)務(wù)績(jī)效一般用會(huì)計(jì)指標(biāo)來(lái)衡量，本文借鑒喻登科等(2016)[29]的研究方法，采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)來(lái)衡量。資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(STR)：在企業(yè)規(guī)模一定的情況下，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的不同會(huì)導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的差異，本文參考鄧偉根等(2016)[30]的研究方法，選取(固定資產(chǎn)+存貨)/總資產(chǎn)的比重來(lái)衡量資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

控制變量。在探究環(huán)保費(fèi)改稅對(duì)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展影響的同時(shí)，還會(huì)受到其他因素的影響。參考以往的研究文獻(xiàn)，選取企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)比率等控制變量。

全部變量的定義和代碼如表1所示。

表1 變量定義表

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文選取滬深上市企業(yè)2012—2020年的數(shù)據(jù)作為研究的樣本，各企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR),環(huán)保稅數(shù)據(jù)來(lái)自滬深證券交易所企業(yè)年報(bào)，其中2012—2017年的環(huán)保數(shù)據(jù)由各企業(yè)的年度排污費(fèi)、綠化費(fèi)、清潔費(fèi)、環(huán)保達(dá)標(biāo)資金等各項(xiàng)與環(huán)境相關(guān)的費(fèi)用組成。為了使數(shù)據(jù)更平滑、穩(wěn)定，本文對(duì)連續(xù)性變量進(jìn)行1%水平的Winsorize縮尾處理,最終保留6 506個(gè)數(shù)據(jù)樣本。為降低異方差的影響，對(duì)變量環(huán)保稅和技術(shù)創(chuàng)新作對(duì)數(shù)化處理。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最小值為6.968，最大值為11.631，說(shuō)明企業(yè)之間全要素生產(chǎn)率具有較大的差異。環(huán)保稅的對(duì)數(shù)最小值為5.483，最大值為18.237，說(shuō)明企業(yè)繳納環(huán)保稅的情況也有明顯不同。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

為了探究環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文采用了OLS模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果如表3的列(1)、列(2)。無(wú)論是否加入控制變量，回歸系數(shù)均在1%的水平上正向顯著，說(shuō)明環(huán)保稅可以促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。但是該模型下R2的值較小，說(shuō)明擬合程度較差。由于企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模不同都會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，所以本文采用固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表3的列(3)、列(4)。該模型的擬合優(yōu)度明顯高于OLS模型，回歸結(jié)果依然表明環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率有明顯促進(jìn)作用，說(shuō)明了結(jié)果的可靠性，同時(shí)驗(yàn)證了假說(shuō)H1。

表3 基準(zhǔn)回歸表

(二)異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.對(duì)不同區(qū)域企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

由于地理位置的不同和資源儲(chǔ)備的差異，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間存在著發(fā)展不均衡的現(xiàn)象。東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，環(huán)保稅政策的落實(shí)情況也會(huì)不同，從而會(huì)產(chǎn)生地區(qū)政策效應(yīng)差異(陶靜等，2020[31]；馮斐等，2020[32]；楊楊等，2021[33])。相對(duì)于中西部地區(qū)，東部的經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)，因此可能導(dǎo)致不同區(qū)域企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也存在差異。本文在探究整體層面上環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響上，進(jìn)一步分析東部、中部和西部地區(qū)①不同區(qū)域環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響作用。

表4中的列(1)、列(2)、列(3)分別是東部、中部和西部地區(qū)企業(yè)在模型(1)下的回歸結(jié)果。從經(jīng)驗(yàn)p值可知，東中西部三組的組間系數(shù)差異在1%的水平上顯著。回歸系數(shù)均是正向顯著，說(shuō)明環(huán)保稅對(duì)不同區(qū)域的企業(yè)全要素生產(chǎn)率都具有促進(jìn)效果。根據(jù)回歸系數(shù)可知，環(huán)保稅對(duì)東部和中部地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用更明顯，而對(duì)西部地區(qū)的促進(jìn)作用較弱。這可能的原因是東部沿海地區(qū)對(duì)外開放程度更高，客觀地促進(jìn)了商業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。加上前數(shù)十年的政策傾斜，無(wú)論是在基礎(chǔ)建設(shè)或是人才吸引等方面都更具備優(yōu)勢(shì)，使得東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展遙遙領(lǐng)先。所以環(huán)保稅對(duì)東部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用是十分顯著的。近年來(lái)，政府提出的“中部崛起”和“西部大開發(fā)”計(jì)劃有效地改善了兩極分化的局面。中部地區(qū)既有高原地區(qū)也有平原，在耕種或基礎(chǔ)設(shè)施的修建上難度要小于西部地區(qū)，加之政策的扶持，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展得到了猛速增長(zhǎng)。西部地區(qū)靠近內(nèi)陸，并且高原較多，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢。但是西部地區(qū)具有豐富的自然資源，可以充分發(fā)揮要素驅(qū)動(dòng)的優(yōu)勢(shì)，加上國(guó)家對(duì)西部地區(qū)的大力扶持，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)得到了發(fā)展。所以環(huán)保稅對(duì)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)也會(huì)起到明顯的促進(jìn)作用。由于西部和東部經(jīng)濟(jì)差距的客觀存在，這種促進(jìn)作用會(huì)明顯弱于東部和中部地區(qū)。

表4 不同區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響。

由于非國(guó)有企業(yè)的盈利性，企業(yè)制定發(fā)展戰(zhàn)略是為了追求利益最大化(Delios和Wu，2005[34])，因此非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)管理、監(jiān)督控制上(Villalonga和Amit，2009[35])都優(yōu)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)效率(吳延兵，2012[36])和盈利能力(Dewenter和Malatesta，2001[37])都高于國(guó)有企業(yè)。趙紅(2007)[38]認(rèn)為，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)在研發(fā)投入上具有較大的差距，部分企業(yè)會(huì)被動(dòng)繳納環(huán)保稅，而另一部企業(yè)會(huì)積極創(chuàng)新，轉(zhuǎn)型升級(jí)。張平等(2016)[39]認(rèn)為，政企關(guān)系的不明確在一定程度上會(huì)影響環(huán)保稅和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。因此環(huán)保稅和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系還會(huì)受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，所以本文對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。

表5的列(1)、列(2)分別是國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在模型(1)下的回歸結(jié)果。從經(jīng)驗(yàn)p值來(lái)看，兩組的組間系數(shù)差異在5%的水平上顯著。由回歸系數(shù)比較可知，環(huán)保稅對(duì)非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著于國(guó)有企業(yè)。這可能的原因是，與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)具有明顯的國(guó)家優(yōu)勢(shì)、政治優(yōu)勢(shì)和組織優(yōu)勢(shì)。國(guó)有企業(yè)有國(guó)有資本的支持，在投資、研發(fā)上都面臨較少的融資約束。并且國(guó)有企業(yè)并不單純地追求利益，它承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任更多，這在一定程度上會(huì)提高企業(yè)的社會(huì)價(jià)值和品牌競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)全要素生產(chǎn)率具有正面影響。

表5 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

3.對(duì)于不同行政等級(jí)城市的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

“十四五”以來(lái)，江西、山東、貴州等省份紛紛實(shí)施“強(qiáng)省會(huì)”戰(zhàn)略，省會(huì)城市對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的引領(lǐng)作用日益凸顯。各省份為省會(huì)城市提供更多的資源支持和政策扶持，不斷升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，使得省會(huì)城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展領(lǐng)先于非省會(huì)城市。所以本文對(duì)不同行政等級(jí)城市的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，探究主回歸結(jié)果是否穩(wěn)健。

表6的列(1)、列(2)分別是省會(huì)城市和非省會(huì)城市在模型(1)下的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)均在1%的水平上顯著，說(shuō)明環(huán)保稅對(duì)不同行政等級(jí)城市的企業(yè)全要素生產(chǎn)率均有顯著的促進(jìn)作用。從經(jīng)驗(yàn)p值來(lái)看，省會(huì)和非省會(huì)城市兩組的組間系數(shù)具有顯著的差異性。根據(jù)回歸系數(shù)比較可知，環(huán)保稅對(duì)于省會(huì)城市企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要顯著于非省會(huì)城市。這可能的原因是由于省會(huì)城市一般是各省份的政治經(jīng)濟(jì)文化中心，擁有更多的經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，經(jīng)濟(jì)也更為發(fā)達(dá)。當(dāng)面臨環(huán)境規(guī)制時(shí)，具有雄厚的資金實(shí)力進(jìn)行技術(shù)革新，從源頭上減排去污。加上省會(huì)城市掌握著更豐厚的政治資源，對(duì)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的帶動(dòng)作用。所以面臨環(huán)境規(guī)制時(shí)，出于政治壓力，更會(huì)率先技術(shù)革新，起到帶頭示范作用。

表6 不同行政等級(jí)異質(zhì)性檢驗(yàn)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量。

前文采用的全要素生產(chǎn)率是通過(guò)LP方法測(cè)度的，為驗(yàn)證主回歸結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性，采用不同的度量方法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行刻畫。本文采取最常見的幾種刻畫方式：OP法、OLS法和FE法，在固定效應(yīng)模型下進(jìn)行回歸，以此作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的一部分。由于全要素生產(chǎn)率存在滯后自相關(guān)性(劉建民等，2021[40])，所以本文將全要素生產(chǎn)率的滯后一期也作為被解釋變量加入到面板固定效應(yīng)的回歸中，以驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表7的回歸系數(shù)均是正向顯著的，說(shuō)明環(huán)保稅可以顯著提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，本文主回歸的結(jié)果是可靠的。

表7 替換被解釋變量

2.考慮內(nèi)生性問(wèn)題。

考慮到模型可能存在遺漏變量的問(wèn)題，同時(shí)解釋變量環(huán)保稅在測(cè)量上也存在一定的誤差，因此需要對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。首先進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為“所有解釋變量均外生”。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，P值為0.045，即在5%的水平上拒絕原假設(shè)，說(shuō)明環(huán)保稅為內(nèi)生變量。本文分別采取OLS法和工具變量法對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)，并選取環(huán)保稅的滯后一期作為工具變量法中的工具變量。

本文在用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)時(shí)，分別采用了2SLS、LIML、GMM和迭代GMM。其中LIML法對(duì)弱工具變量極不敏感，由于LIML與2SLS回歸結(jié)果一致，所以可以認(rèn)為不存在弱工具變量。由表8可知，四種工具變量法和OSL回歸均在1%的水平上顯著，說(shuō)明本文主回歸結(jié)果可靠。

表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)表

3.剔除離群值。

由于北京、上海、天津和重慶是我國(guó)的四個(gè)直轄市，具有明顯的政治、經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)。相較于其他城市，具有更高質(zhì)量的發(fā)展水平。所以本文將樣本剔除四個(gè)直轄市后用固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表9。結(jié)果表明，環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。

4.變換樣本。

為了排除極端值的影響，本文對(duì)樣本量進(jìn)行了1%的Winsorize 縮尾處理。由于本文2012—2017年解釋變量的數(shù)據(jù)是用排污費(fèi)代替的，數(shù)據(jù)缺失較多，并且存在一定的誤差。因此本文在此基礎(chǔ)上，剔除環(huán)保稅上下5%分位處的樣本再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表9。回歸系數(shù)在1%的水平上正向顯著，表明了主回歸的可靠。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、環(huán)保稅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的路徑分析

環(huán)保稅是通過(guò)怎樣的作用路徑影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率是本文的研究重點(diǎn)。通過(guò)上述理論分析，本文認(rèn)為環(huán)保稅分別會(huì)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。為了驗(yàn)證這三條作用路徑是否存在，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[41]的研究思路，采取逐步回歸的方法來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)，在已建模型的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械南禂?shù)是否顯著，從而判斷中介效應(yīng)是否存在，其檢驗(yàn)程序如圖1所示。

圖1

(一)“環(huán)保稅→技術(shù)創(chuàng)新→全要素生產(chǎn)率”的路徑分析

為了探究環(huán)保稅是否可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新作用于全要素生產(chǎn)率，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。表10的列(1)(2)(3)分別是在模型(2)(3)(4)下的回歸結(jié)果。

表10 中介效應(yīng)檢驗(yàn)：技術(shù)創(chuàng)新路徑

TFPi,t=α0+αTAXi,t+α′×Xi,t+region+industry+year+εi,t

(2)

R&Di,t=β0+βTAXi,t+β′×Xi,t+region+industry+year+εi,t

(3)

TFPi,t=λ0+λTAXi,t+λ′×Xi,t+λ1R&D+region+industry+year+εi,t

(4)

其中R&D是指企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，其他變量定義同上。列(1)(2)(3)的回歸結(jié)果均顯著，即對(duì)應(yīng)系數(shù)α、β、λ和λ1均顯著。根據(jù)逐步回歸檢驗(yàn)程序圖，可以說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新的部分中介效應(yīng)成立。列(1)研究了環(huán)保稅與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，根據(jù)回歸結(jié)果可知，環(huán)保稅可以正向促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。列(2)研究了環(huán)保稅和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，環(huán)保稅可以促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。列(3)LNR&D的回歸系數(shù)正向顯著，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新可以促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由此說(shuō)明“環(huán)保稅→技術(shù)創(chuàng)新→全要素生產(chǎn)率”的路徑是存在的，并且兩兩之間是相互促進(jìn)作用。

(二)“環(huán)保稅→財(cái)務(wù)績(jī)效→全要素生產(chǎn)率”的路徑分析

為了驗(yàn)證“環(huán)保稅→財(cái)務(wù)績(jī)效→全要素生產(chǎn)率”的路徑是否存在，本文構(gòu)建如下模型：

TFPi,t=α0+αTAXi,t+α′×Xi,t+region+industry

+year+εi,t

(5)

ROEi,t=β0+βTAXi,t+β′×Xi,t+region+industry

+year+εi,t

(6)

TFPi,t=λ0+λTAXi,t+λ′×Xi,t+λ1ROE+region

+industry+year+εi,t

(7)

其中ROE是指企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效，其他變量定義同上。表11的列(1)(2)(3)分別是在模型(5)(6)(7)下的回歸結(jié)果。根據(jù)逐步回歸的檢驗(yàn)機(jī)制，三個(gè)模型的回歸系數(shù)均顯著，說(shuō)明財(cái)務(wù)績(jī)效的部分中介效應(yīng)成立。列(1)的回歸結(jié)果說(shuō)明環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，這與上文的回歸結(jié)果相同，也說(shuō)明了結(jié)論的可靠性。列(2)的回歸結(jié)果表明環(huán)保稅可以促進(jìn)企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效。列(3)ROE的系數(shù)正向顯著，說(shuō)明財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。因此可以說(shuō)明，環(huán)保稅可以通過(guò)促進(jìn)企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效，從而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

表11 中介效應(yīng)檢驗(yàn)：財(cái)務(wù)績(jī)效路徑

(三)“環(huán)保稅→資產(chǎn)結(jié)構(gòu)→全要素生產(chǎn)率”的路徑分析

為了驗(yàn)證“環(huán)保稅→資產(chǎn)結(jié)構(gòu)→全要素生產(chǎn)率”的路徑是否存在，本文構(gòu)建如下模型：

TFPi,t=α0+αTAXi,t+α′×Xi,t+region+industry

+year+εi,t

(8)

STRi,t=β0+βTAXi,t+β′×Xi,t+region+industry

+year+εi,t

(9)

TFPi,t=λ0+λTAXi,t+λ′×Xi,t+λ1STR+region

+industry+year+εi,t

(10)

其中STR是指企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，其他變量定義同上。表12的列(1)(2)(3)分別是在模型(8)(9)(10)下的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)均顯著，說(shuō)明資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的部分中介效應(yīng)成立。列(1)再次驗(yàn)證了環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。列(2)說(shuō)明環(huán)保稅會(huì)促進(jìn)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。列(3)STR的系數(shù)是負(fù)向顯著，說(shuō)明資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會(huì)抑制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。根據(jù)上述理論分析，原因可能是因?yàn)槠髽I(yè)的經(jīng)營(yíng)管理模式無(wú)法快速地適應(yīng)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，使得部分新產(chǎn)品無(wú)法迅速融入市場(chǎng)。另一方面可能是調(diào)整后的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)偏離了企業(yè)的發(fā)展理念和原來(lái)的發(fā)展規(guī)劃，并非是企業(yè)實(shí)現(xiàn)價(jià)值最大化的最優(yōu)方案。但是列(3)LNX的系數(shù)仍然為正向顯著，說(shuō)明資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整雖然會(huì)抑制全要素生產(chǎn)率，但環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的最終影響仍然是促進(jìn)。

表12 中介效應(yīng)檢驗(yàn)：資產(chǎn)結(jié)構(gòu)路徑

六、結(jié)論和建議

本文采取2012—2020年滬深上市企業(yè)作為初始樣本，探究了環(huán)保稅企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制。采用逐步回歸的方法對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)，通過(guò)理論分析和實(shí)證研究，可以得出以下結(jié)論。

第一，環(huán)保稅可以顯著促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。對(duì)于不同區(qū)域、不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同行政等級(jí)的企業(yè)，環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率均是促進(jìn)作用。本文在考慮替換被解釋變量、剔除離群值、變換樣本和內(nèi)生性問(wèn)題的情況下，該結(jié)論仍然成立。

第二，通過(guò)區(qū)域異質(zhì)性分析表明，環(huán)保稅對(duì)東中部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要顯著于西部地區(qū)，而技術(shù)創(chuàng)新是造成這種現(xiàn)象的因素之一。環(huán)保稅對(duì)中部地區(qū)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用也最為顯著。通過(guò)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析表明，環(huán)保稅對(duì)非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要顯著于國(guó)有企業(yè)，其可能的原因是環(huán)保稅對(duì)于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效的影響具有差異性，環(huán)保稅對(duì)非國(guó)有企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的促進(jìn)作用要顯著于國(guó)有企業(yè)。通過(guò)對(duì)行政等級(jí)的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)保稅對(duì)省會(huì)城市全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為明顯。其可能的原因是不同行政等級(jí)城市的技術(shù)創(chuàng)新程度不同，環(huán)保稅對(duì)省會(huì)城市的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用顯著于非省會(huì)城市。

第三，通過(guò)路徑分析表明，環(huán)保稅可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)作用于全要素生產(chǎn)率。環(huán)保稅可以促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)務(wù)績(jī)效和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，而技術(shù)創(chuàng)新和財(cái)務(wù)績(jī)效的提高可以促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會(huì)抑制全要素生產(chǎn)率。但環(huán)保稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用最終仍表現(xiàn)為促進(jìn)。

2018年我國(guó)正式提出環(huán)保費(fèi)改稅，有效地解決了排污費(fèi)執(zhí)法剛性差、規(guī)范性不足的問(wèn)題。環(huán)保稅是通過(guò)增加企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，使企業(yè)排污的外部成本內(nèi)部化，從而倒逼企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、減少排污，起到保護(hù)環(huán)境的作用。環(huán)保稅必須堅(jiān)持稅收中性的原則，同時(shí)又要充分發(fā)揮對(duì)企業(yè)的激勵(lì)、引導(dǎo)和監(jiān)管的作用，這就增加了環(huán)保稅的立法難度，基于此角度，本文提出如下建議。

第一，完善環(huán)保稅的優(yōu)惠制度。當(dāng)前我國(guó)環(huán)保稅的稅收優(yōu)惠比較單一，只規(guī)定了減稅、免稅條例，缺乏針對(duì)性、靈活性，削弱了稅收優(yōu)惠對(duì)企業(yè)的激勵(lì)作用。可以適當(dāng)?shù)卦黾悠渌麅?yōu)惠方式，如延期納稅、先繳后退等，建立多形式的優(yōu)惠政策。在降低企業(yè)納稅負(fù)擔(dān)的同時(shí)，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力。同時(shí)以綠色為切入點(diǎn)，輔以其他稅收政策優(yōu)惠，如對(duì)于綠色產(chǎn)品、綠色技術(shù)研發(fā)的企業(yè)允許其繳納企業(yè)所得稅時(shí)進(jìn)行相關(guān)成本抵扣、定額減免等，充分發(fā)揮稅收對(duì)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的引導(dǎo)作用。

第二，制定差異化環(huán)保稅政策。由于環(huán)保稅對(duì)于不同區(qū)域、不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同行政等級(jí)的企業(yè)影響作用并不等同，為了使環(huán)保稅的政策效應(yīng)最大化，制定的稅收政策也該有所差異。根據(jù)其區(qū)域位置、政策扶持和要素稟賦的天然差異，考慮其承擔(dān)稅負(fù)的能力，兼顧效率與公平，有針對(duì)性地對(duì)稅制結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，充分發(fā)掘企業(yè)的創(chuàng)新能力，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新熱情。

第三，完善以環(huán)保稅為主體的綠色稅收體系。加強(qiáng)構(gòu)建資源稅、消費(fèi)稅和車船稅等涉及環(huán)保的稅種，逐步完善稅制結(jié)構(gòu)，使整體稅制朝綠色環(huán)保的方向發(fā)展。通過(guò)稅種之間相互配合，避免稅收真空，提高環(huán)保的效率。建立起以環(huán)保稅為主體，以資源稅、消費(fèi)稅等為輔助的多層次綠色稅收體系，充分發(fā)揮對(duì)企業(yè)的引導(dǎo)、監(jiān)管作用，促進(jìn)企業(yè)向資源節(jié)約型、環(huán)境友好型的轉(zhuǎn)變。