水J源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策效果評(píng)估
——基于綠色全要素生產(chǎn)率視角

張嘉洋

（中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142）

內(nèi)容提要：征收水資源稅以促進(jìn)水資源全面節(jié)約和循環(huán)利用，加快構(gòu)建綠色稅收體系，在推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中極為重要。探討水資源稅改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生何種影響，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文基于2010年-2019年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，將2017年水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及其內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)：實(shí)施水資源稅改革可以有效提高綠色全要素生產(chǎn)率；該效用在有效灌溉面積較大、地下水供水較多以及污水處理能力較高的省份更加顯著；具體渠道方面，水資源稅改革擴(kuò)圍政策主要通過(guò)提高用水效率而非增加節(jié)約用水量的途徑來(lái)提高綠色全要素生產(chǎn)率；調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，適當(dāng)減少農(nóng)業(yè)用水或提高農(nóng)業(yè)用水效率可以擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的積極影響，而工業(yè)用水和生活用水并無(wú)此類(lèi)效應(yīng)。

一、引言

我國(guó)是一個(gè)水資源嚴(yán)重短缺的國(guó)家，人均水資源占有量?jī)H為全球平均水平的1/4①中國(guó)政府網(wǎng)http：//www.gov.cn/guoqing/2005-09/13/content_2582636.html。，是全球人均水資源最貧乏的國(guó)家之一。然而，中國(guó)又是世界上用水量最多的國(guó)家，水資源供需的不平衡導(dǎo)致資源短缺、地下水過(guò)量超采以及生態(tài)破壞等一系列問(wèn)題，嚴(yán)重影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)。2021年政府工作報(bào)告明確提出要加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，擴(kuò)大節(jié)能節(jié)水等企業(yè)所得稅優(yōu)惠目錄范圍，培育壯大節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)資源節(jié)約高效利用。可見(jiàn)積極構(gòu)建綠色稅收體系，合理使用和管理水資源，推動(dòng)綠色發(fā)展，具有緊迫的現(xiàn)實(shí)意義?！笆濉币?guī)劃開(kāi)始后，國(guó)家接連下發(fā)《水資源稅改革試點(diǎn)暫行辦法》（財(cái)稅〔2016〕55號(hào)）及《“十三五”水資源消耗總量和強(qiáng)度雙控行動(dòng)方案》（水利部水資源司〔2016〕379號(hào)），標(biāo)志著我國(guó)水資源管控力度開(kāi)始明顯加強(qiáng)。為“加強(qiáng)水資源管理和保護(hù)，促進(jìn)水資源節(jié)約與合理開(kāi)發(fā)利用”，財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局和水利部三部門(mén)聯(lián)合下發(fā)《擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)實(shí)施辦法》（財(cái)稅〔2017〕80號(hào)），決定于2017年進(jìn)一步擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)，將水資源稅試點(diǎn)范圍由原有的河北省擴(kuò)大到北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、山東、河南、四川、陜西、寧夏9省份。我國(guó)以水資源稅為代表的綠色稅收體系建設(shè)正在有序推進(jìn)。

近年來(lái)，對(duì)于水資源稅改革和綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要關(guān)注下幾個(gè)方面。關(guān)于水資源稅改革，現(xiàn)有研究主要集中于水資源稅改革制度優(yōu)化（李曉歡等，2019；黃燕芬和李怡達(dá)，2019；張德勇，2019）、水資源稅立法（張成松，2017；陳少英和趙菁，2018）、國(guó)外經(jīng)驗(yàn)借鑒（徐瑤和華樹(shù)春，2018）以及改革政策的效應(yīng)評(píng)價(jià)（范寶學(xué)和倪建萍，2019；李星等，2020；楊得前等，2020；趙艾鳳和張予瀟，2021）等方面。在政策評(píng)價(jià)的相關(guān)文獻(xiàn)中，楊得前等（2020）利用合成控制法實(shí)證分析了河北省水資源稅改革試點(diǎn)的政策效果，發(fā)現(xiàn)此次改革顯著提高了河北省的用水效率；趙艾鳳和張予瀟（2021）利用雙重差分方法評(píng)估了水資源稅改革擴(kuò)圍對(duì)用水量和用水強(qiáng)度的直接政策效果，發(fā)現(xiàn)水資源稅改革可以有效提高用水強(qiáng)度，但對(duì)用水總量并沒(méi)有顯著的影響。但上述進(jìn)行實(shí)證分析的文獻(xiàn)均未能繼續(xù)圍繞綠色發(fā)展有關(guān)問(wèn)題進(jìn)行深入研究。相較于國(guó)外，國(guó)內(nèi)關(guān)于綠色發(fā)展能力的研究國(guó)內(nèi)起步較晚，較早的一批學(xué)者將環(huán)境等要素加入到了全要素生產(chǎn)率的分析框架中（陳詩(shī)一，2010；王兵等，2010；孫傳旺等，2010），并引申出了綠色全要素生產(chǎn)率等相關(guān)概念，該指標(biāo)也是目前能夠較好衡量綠色發(fā)展能力的常用指標(biāo)。近年來(lái)有關(guān)綠色全要素生產(chǎn)率的研究多聚焦于生產(chǎn)模型的構(gòu)建（李玲和陶鋒，2011；匡遠(yuǎn)鳳和彭代彥，2012；殷寶慶，2012；汪鋒和解晉，2015）以及計(jì)算方法及指標(biāo)革新上，目前較為常見(jiàn)的方法主要有數(shù)據(jù)包絡(luò)（DEA）（胡曉珍和楊龍，2011；楊文舉和龍睿贊，2012）和隨機(jī)前沿（SFA）（李谷成和馮中朝，2010；陳關(guān)聚，2014）兩種；關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素則多集中于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（李玲和陶鋒，2011；李玲和陶鋒，2012；殷寶慶，2012）、環(huán)境規(guī)制（李斌等，2013；黃慶華等，2018；傅京燕等，2018）以及外商直接投資（原毅軍和謝榮輝，2015；李斌等，2016；傅京燕等，2018）等方面，從政府角度衡量有關(guān)政策提高綠色全要素生產(chǎn)率的政策效果及影響機(jī)制的研究較為匱乏。

相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，目前探討水資源稅改革相關(guān)問(wèn)題的文獻(xiàn)多局限于對(duì)制度優(yōu)化的經(jīng)驗(yàn)性研究，從立法或國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的角度對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)；本文分析水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，豐富了水資源稅改革的研究視角。第二，本文驗(yàn)證了水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)在不同組別中存在的異質(zhì)性，并對(duì)其影響機(jī)制、調(diào)節(jié)效應(yīng)等方面進(jìn)行了較為全面的分析，對(duì)如何通過(guò)相關(guān)稅收政策提升我國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率具有一定的指導(dǎo)意義。水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策是否能有效提高綠色全要素生產(chǎn)率？水資源稅改革提高綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制是什么？本文將嘗試回答這些問(wèn)題，這不僅有助于對(duì)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍進(jìn)行較為全面的評(píng)估，更有助于水資源稅更好地在全國(guó)范圍內(nèi)推行，構(gòu)建與完善綠色稅收體系。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型設(shè)定

結(jié)合目前已有的研究成果和上述分析，本文構(gòu)建雙重差分模型（DID）以估計(jì)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)各省綠色全要素生產(chǎn)率的影響：

其中，GTFPit是本文的被解釋變量，表示第i個(gè)省在第t年的綠色全要素生產(chǎn)率得分情況；Treatedi*Timet為本文的核心解釋變量，代表各省水資源稅改革政策的實(shí)施情況，其中，i和t分別代表省份和年份，Treatedi為組別虛擬變量，表示該省份是否為政策試點(diǎn)省份，Timet為時(shí)間虛擬變量，表示該年份政策是否發(fā)生；系數(shù)α1為交互項(xiàng)系數(shù)，代表水資源稅改革政策的效果。

Xit為一系列可能影響到本文水資源稅改革政策效用評(píng)估的控制變量，具體包括人口規(guī)模、電力消耗、教育水平、技術(shù)水平、城鎮(zhèn)化率以及第二產(chǎn)業(yè)占比等指標(biāo)；αi為省份固定效應(yīng)，可以在一定程度上控制各省由于不隨時(shí)間變化因素導(dǎo)致的綠色全要素生產(chǎn)率的變化；γt為時(shí)間固定效應(yīng)，一定程度上可以控制與時(shí)間相關(guān)的因素所帶來(lái)的綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)；εit為本文的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量定義與測(cè)度

1.被解釋變量

本文被解釋變量綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)算，是基于索洛生產(chǎn)模型，并通過(guò)隨機(jī)前沿方法（SFA），使用Frontier4.1軟件計(jì)算得出，具體模型如下：

其中，Yit表示i省在第t年以2010年GDP為基值平減后的GDP；xit表示包含了資本K、勞動(dòng)力L和能耗E這三種生產(chǎn)要素的向量；資本K依照永續(xù)盤(pán)存法的計(jì)算公式：Kt=Kt-1（1-δt）It/Pt，以1952年的資本存量為基期，利用價(jià)格平減指數(shù)，并參考單豪杰（2008）①單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952-2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，25（10）：17-31。的做法將資本折舊率定為10.96%，根據(jù)永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行測(cè)算；就業(yè)總?cè)藬?shù)（單位：萬(wàn)人）作為勞動(dòng)力變量L；能耗E用能源消費(fèi)量（單位：萬(wàn)噸標(biāo)煤）進(jìn)行衡量；β代表K、L和E的預(yù)估參數(shù)；f是前沿生產(chǎn)函數(shù)；vit代表隨機(jī)誤差；uit代表生產(chǎn)過(guò)程的技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)。

2.解釋變量

Treatedi為組別虛擬變量，當(dāng)該省份為處理組時(shí)賦值為1，反之為控制組，將其賦值為0。本文的處理組包括了水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍的北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、河南、山東、四川、寧夏、陜西等9?。▍^(qū)、市），以其余不屬于本次水資源稅試點(diǎn)的21個(gè)省（區(qū)、市）為控制組②本文樣本中剔除了西藏自治區(qū)及香港、澳門(mén)、臺(tái)灣地區(qū)。。Timet為時(shí)間虛擬變量，以水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策發(fā)生的2017年為分界線(xiàn)，2017年及以前年份賦值為0，2017年以后的年份賦值為1。

3.控制變量

本文用各省總?cè)丝冢▎挝唬呵f(wàn)人）的對(duì)數(shù)表示人口規(guī)模；用電力消費(fèi)量（單位：億千瓦小時(shí)）的對(duì)數(shù)表示電力消耗；教育水平和技術(shù)水平分別用高等學(xué)校平均在校人數(shù)（單位：人）的對(duì)數(shù)以及發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)受理數(shù)（單位：件）的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量；城鎮(zhèn)化率和第二產(chǎn)業(yè)占比分別以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?）以及第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重（%）表示。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型中GDP以及向量組中K、L、E的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)能源年鑒》；控制變量的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)由表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文在采用面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)（RE）和固定效應(yīng)（FE）兩種方式的基礎(chǔ)上，利用可行的廣義最小二乘法（FGLS）克服回歸中可能存在的異方差和自相關(guān)問(wèn)題。此外，為說(shuō)明估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)匯報(bào)了未加入控制變量時(shí)的回歸結(jié)果。如表2所示，無(wú)論是采用面板隨機(jī)效應(yīng)、面板固定效應(yīng)還是使用廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)，水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且上述結(jié)果不隨控制變量的加入而發(fā)生改變。可以說(shuō)明，該政策確實(shí)有效提高了各試點(diǎn)省份的綠色全要素生產(chǎn)率。

表2 基準(zhǔn)回歸

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)，水資源稅改革可以顯著提高綠色全要素生產(chǎn)率，但也可能存在這種可能：相較于未試點(diǎn)省份，水資源稅改革試點(diǎn)省份可能在試點(diǎn)之前，其綠色全要素生產(chǎn)率已經(jīng)有了顯著增加的趨勢(shì)，即試點(diǎn)省份綠色全要素生產(chǎn)率的提高不是由于其參與水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍所導(dǎo)致的，會(huì)導(dǎo)致上文代表政策效果的系數(shù)α1過(guò)大。這會(huì)違背雙重差分估計(jì)的平行性趨勢(shì)假設(shè)。

為避免這一情況發(fā)生，需要驗(yàn)證在政策發(fā)生前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)并沒(méi)有顯著差別。本文進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，具體結(jié)果由圖1所示。圖中縱坐標(biāo)代表回歸系數(shù)，橫坐標(biāo)代表年份，虛線(xiàn)代表參照年份，以政策發(fā)生年份2017年為基準(zhǔn)。此外，為避免多重共線(xiàn)性，本文將政策發(fā)生前一年剔除。可以看出，在政策發(fā)生前四年的回歸系數(shù)均不顯著，說(shuō)明在水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策發(fā)生前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中各省綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)并無(wú)顯著差別，滿(mǎn)足平行性趨勢(shì)假設(shè)。另外還可以看出，在政策發(fā)生年份，綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)速率明顯上升，回歸系數(shù)也由負(fù)變正并在隨后幾年繼續(xù)上升，說(shuō)明水資源稅改革確實(shí)會(huì)提高綠色全要素生產(chǎn)率，一定程度上驗(yàn)證了上文基準(zhǔn)回歸得到的結(jié)論。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

（三）異質(zhì)性分析

本次水資源稅改革試點(diǎn)政策規(guī)定，對(duì)于地下水超采地區(qū)取用地下水，適當(dāng)提高稅額標(biāo)準(zhǔn)；在試點(diǎn)辦法提出的六項(xiàng)減免稅政策中，明確支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，對(duì)規(guī)定限額內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取用水免稅；并鼓勵(lì)水資源循環(huán)利用，對(duì)取用污水處理再生水免稅。由此可以看出，地下水、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水以及污水處理能力是中央在本次改革中較為重視的三個(gè)方面。基于此，本文分別從地下水供水量、農(nóng)業(yè)灌溉技術(shù)以及污水處理能力三個(gè)角度進(jìn)行異質(zhì)性分析。

1.地下水供水量的異質(zhì)性分析

一直以來(lái)，由于我國(guó)水資源供需矛盾較為嚴(yán)重，地下水超采總量及超采面積居高不下。地下水過(guò)度開(kāi)采會(huì)導(dǎo)致地面沉降和塌陷，嚴(yán)重時(shí)還會(huì)引發(fā)海水入侵，造成土地鹽堿化，嚴(yán)重威脅生態(tài)環(huán)境以及群眾生產(chǎn)生活安全。為加強(qiáng)對(duì)地下水開(kāi)采的限制及管理，試點(diǎn)政策規(guī)定提高地下水稅額標(biāo)準(zhǔn)，試點(diǎn)各省份地下水、地表水平均稅額分別為每立方米1.3元和0.43元，地下水平均稅額是地表水的近3倍。因此本文認(rèn)為，強(qiáng)力的地下水管控措施會(huì)使得水資源稅改革政策效應(yīng)在地下水供水量高的省份更加明顯。本文根據(jù)各省地下水供水量數(shù)據(jù)，利用中位數(shù)將樣本省份分為地下水供水量高省份、地下水供水量低省份兩個(gè)部分，并分別賦值為1和0。具體結(jié)果由表3（1）列給出，結(jié)果表明，地下水供水量與水資源稅改革政策的交互項(xiàng)系數(shù)在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著為正，表明在地下水供水量高的省份，水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用更加明顯，也一定程度上證明了該政策對(duì)地下水開(kāi)采管控措施是有效的。

表3 異質(zhì)性分析

2.農(nóng)業(yè)灌溉技術(shù)的異質(zhì)性分析

在水資源費(fèi)改稅之前，我國(guó)水價(jià)定價(jià)方式單一，地區(qū)及季節(jié)差價(jià)并不明顯，而且農(nóng)業(yè)灌溉用水多使用按畝計(jì)費(fèi)的核算方法，在這種不合理的計(jì)費(fèi)方式下，農(nóng)業(yè)灌溉技術(shù)的先進(jìn)與否不會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)用水成本產(chǎn)生明顯影響。水資源稅改革政策改變和提高了水資源征收標(biāo)準(zhǔn)，此時(shí)粗放的灌溉方式會(huì)導(dǎo)致用水成本顯著增加，而一個(gè)地區(qū)若有較為先進(jìn)的水資源使用技術(shù)，則可以有效的減少用水成本，提高用水效率，政策效果也會(huì)更加明顯。有效灌溉面積是指有較為完善的灌溉措施，可以進(jìn)行正常灌溉的農(nóng)田面積。有效灌溉面積的大小可以有效衡量地區(qū)水利化程度和農(nóng)業(yè)灌溉用水技術(shù)。本文利用中位數(shù)將樣本省份分為灌溉技術(shù)發(fā)達(dá)省份和灌溉技術(shù)欠發(fā)達(dá)省份兩個(gè)部分，并分別賦值為1和0。具體結(jié)果由表3（2）列給出，結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)灌溉技術(shù)與水資源稅改革政策的交互項(xiàng)系數(shù)在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著為正，表明相比于灌溉技術(shù)欠發(fā)達(dá)省份，在灌溉技術(shù)發(fā)達(dá)省份，水資源稅改革政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用更加明顯。

3.污水處理能力的異質(zhì)性分析

水資源稅改革之前，粗放式的發(fā)展方式及較弱的監(jiān)管強(qiáng)度導(dǎo)致企業(yè)用水及排水成本低廉，綠色可持續(xù)發(fā)展概念的欠缺導(dǎo)致污水循環(huán)利用和污水處理能力未得到重視。水資源稅改革后，中央加大了對(duì)高耗水行業(yè)的稅額標(biāo)準(zhǔn)，并對(duì)取用污水處理的再生水免征水資源稅，用水成本和環(huán)境破壞成本明顯上升?；诖?，本文認(rèn)為，污水處理能力強(qiáng)的地區(qū)其水資源再生利用的能力也就越強(qiáng)，用水效率的提高會(huì)顯著降低用水成本。且污水得到處理后，排放對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)也會(huì)更小，更有助于地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此相對(duì)于污水處理能力較弱的省份，污水處理能力較強(qiáng)的省份政策效果會(huì)更加明顯。本文根據(jù)各省污水廠(chǎng)污水處理能力，利用中位數(shù)將樣本省份分為處理能力高省份和處理能力低省份兩個(gè)部分，并分別賦值為1和0。由表3（3）列所示，污水處理能力與水資源稅改革政策的交互項(xiàng)系數(shù)在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著為正，說(shuō)明在污水處理能力高的省份，水資源稅改革政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用更強(qiáng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基本結(jié)論的可靠性，本文通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)、更換樣本、增加或更換控制變量和加入時(shí)間—地區(qū)固定效應(yīng)等四種方法進(jìn)行了多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，試圖解決由于樣本選擇性偏誤、測(cè)量誤差和遺漏變量等原因造成的內(nèi)生性問(wèn)題。

1.安慰劑檢驗(yàn)

首先本文使用安慰劑檢驗(yàn)，將水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策年份改為2018年，構(gòu)建反事實(shí)框架，以證明此政策的實(shí)施與綠色全要素生產(chǎn)率因果關(guān)系的可靠性。具體結(jié)果由表4第（1）列給出，可以看出此時(shí)代表政策效果的系數(shù)不顯著，從反事實(shí)角度檢驗(yàn)了上文結(jié)論的有效性。

2.更換樣本

本文考慮到水資源稅改革試點(diǎn)在2017年擴(kuò)大范圍之前，河北省于2016年已經(jīng)首先進(jìn)行試點(diǎn)，因此可能會(huì)存在樣本選擇性偏誤問(wèn)題，造成一定的內(nèi)生性，影響到本文基準(zhǔn)回歸的政策評(píng)估效果。因此本文將河北省剔除，利用其余29?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）樣本重新進(jìn)行回歸，具體結(jié)果由表4第（2）列給出，可以看出在剔除河北省后，本文核心解釋變量的顯著性及系數(shù)符號(hào)和大小均未出現(xiàn)明顯變化，說(shuō)明本文的樣本選擇性偏誤問(wèn)題并不明顯，可以保證上文基礎(chǔ)回歸結(jié)果的可靠性。

3.增加或更換控制變量

考慮到可能存在一定的數(shù)據(jù)測(cè)量誤差和變量遺漏問(wèn)題，會(huì)造成內(nèi)生性影響，進(jìn)而影響本文基準(zhǔn)回歸的有效性，本文增加人均水資源總量（單位：億立方米/人）指標(biāo)，并將第二產(chǎn)業(yè)占比更換為第三產(chǎn)業(yè)占比分別進(jìn)行回歸，相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，具體結(jié)果見(jiàn)表4第（3）（4）列?？梢悦黠@看出，無(wú)論是增加控制變量還是更換指標(biāo)后，其回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

4.加入時(shí)間—地區(qū)固定效應(yīng)

考慮到同一地域內(nèi)的省份，容易受到相同的地方政策、經(jīng)濟(jì)以及文化等周期性因素影響，本文根據(jù)各省份所屬地區(qū)（東、中、西部），在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入省份所屬地區(qū)虛擬變量與年份虛擬變量的交互項(xiàng)，并加以控制，以求進(jìn)一步減少由于遺漏變量造成的內(nèi)生性問(wèn)題。結(jié)果如表4第（5）列所示，在控制了“地域—時(shí)間”固定效應(yīng)后，上文回歸結(jié)果仍舊顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、進(jìn)一步研究：影響機(jī)制分析

（一）提高用水效率與節(jié)約用水的中介效應(yīng)分析

提升用水效率和節(jié)約用水都是解決水資源短缺，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和生產(chǎn)效率的有效途徑①本文中用水效率是依據(jù)中國(guó)水資源公報(bào)的衡量標(biāo)準(zhǔn)，使用用水總量與GDP的比重進(jìn)行衡量，代表的是每單位用水的經(jīng)濟(jì)效益，比如通過(guò)生產(chǎn)技術(shù)革新減少水資源需求以減輕生產(chǎn)成本。節(jié)約用水的含義是指通過(guò)加強(qiáng)用水管理，調(diào)整用水結(jié)構(gòu)，改進(jìn)用水方式，科學(xué)、合理、有計(jì)劃、有重點(diǎn)的用水，提高水的利用率，避免水資源的浪費(fèi)。因此本文中用水效率與節(jié)約用水的含義并不存在混淆。?！稊U(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)實(shí)施辦法》中明確提出：“為全面貫徹落實(shí)黨的十九大精神，推進(jìn)資源全面節(jié)約和循環(huán)利用，推動(dòng)形成綠色發(fā)展方式和生活方式……在北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、山東、河南、四川、陜西、寧夏等9個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)?！庇纱丝梢?jiàn)，水資源的高效循環(huán)利用和用水節(jié)約是本次改革試點(diǎn)擴(kuò)圍中中央極為重視的兩個(gè)方面。那么水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策是否能通過(guò)提高用水效率或者節(jié)約用水這兩條途徑提高綠色全要素生產(chǎn)率？本文借鑒溫忠麟（2012）的做法，利用依次回歸構(gòu)建中介效應(yīng)模型，對(duì)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策提高綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析。由于一階段回歸與本文基準(zhǔn)回歸公式相同，本部分僅展示二階段及三階段模型：

二階段回歸與三階段回歸分別由公式（3）、（4）給出。其中，二階段回歸為本文核心解釋變量Treatedi*Timet對(duì)中介變量Mediatorit的回歸，Mediatorit代表用水效率和節(jié)約用水，分別利用用水總量（億立方米）/GDP以及人均節(jié)約用水量（萬(wàn)立方米）進(jìn)行衡量，上述數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》以及《中國(guó)環(huán)境數(shù)據(jù)庫(kù)》；三階段回歸將中介變量加入了本文基準(zhǔn)回歸，具體結(jié)果如表5所示。用水效率方面，水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率以及用水效率的回歸系數(shù)均顯著為正，并且在三階段回歸中，用水效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)；水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策不僅可以直接提高綠色全要素生產(chǎn)率，還會(huì)部分通過(guò)提高用水效率的渠道對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。節(jié)約用水方面，在二階段回歸中顯示，水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍降低了節(jié)約用水量，而且在三階段回歸中節(jié)約用水對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)雖然為正但并不顯著，說(shuō)明節(jié)約用水的影響機(jī)制不成立。究其原因，本文認(rèn)為可能是由于部分特種行業(yè)和工業(yè)取用水稅額標(biāo)準(zhǔn)的提高，倒逼高耗能行業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，降低生產(chǎn)成本，提高用水效率，進(jìn)而提高綠色生產(chǎn)能力。而水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍有效管控了地下水開(kāi)采，導(dǎo)致大量自備井被關(guān)停，使得江河水的使用量提高，導(dǎo)致受到監(jiān)測(cè)的水流量增加，變相降低了節(jié)約用水量，這可能是導(dǎo)致節(jié)約用水中介效應(yīng)并不顯著的潛在原因。

表5 中介效應(yīng)分析

（二）不同類(lèi)型用水的調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)水利部發(fā)布的歷年《中國(guó)水資源公報(bào)》，用水類(lèi)型主要被分為工業(yè)用水、農(nóng)業(yè)用水以及生活用水三大類(lèi)①根據(jù)2020年《中國(guó)水資源公報(bào)》，除上述三項(xiàng)用水類(lèi)型外還包括人工生態(tài)環(huán)境補(bǔ)水；根據(jù)公報(bào)內(nèi)說(shuō)明，人工生態(tài)環(huán)境補(bǔ)水多為向河流、湖泊、胡楊林及濕地進(jìn)行生態(tài)補(bǔ)水，并未直接用于生產(chǎn)生活，故本文未將其納入調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸中。。以此為依據(jù)，本文進(jìn)一步分析工業(yè)用水、農(nóng)業(yè)用水和生活用水三種不同用水類(lèi)型會(huì)對(duì)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提高效應(yīng)產(chǎn)生何種影響，以便進(jìn)一步細(xì)化水資源稅改革，根據(jù)不同用水類(lèi)型采取差別征稅政策，將政策效應(yīng)發(fā)揮到最大化。本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上分別加入了工業(yè)用水、農(nóng)業(yè)用水和生活用水以及三者與核心解釋變量政策實(shí)施情況（Treatedi*Timet）的交互項(xiàng)，分析三類(lèi)用水對(duì)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其中工業(yè)用水、農(nóng)業(yè)用水和生活用水分別取其人均值（億立方米/人）進(jìn)行衡量，有關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，具體回歸結(jié)果由表6給出。從中可以看出，工業(yè)用水交互項(xiàng)與生活用水交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，而農(nóng)業(yè)用水交互項(xiàng)在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著為負(fù)，說(shuō)明減少農(nóng)業(yè)用水或提高農(nóng)業(yè)用水效率可以擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提高效應(yīng)。這與近年來(lái)中央“一號(hào)文件”多次提到“推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)和資源利用水平”的要求不謀而合，可見(jiàn)試點(diǎn)中“限額內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取用水免征水資源稅”等鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合理用水的規(guī)定，對(duì)增加農(nóng)業(yè)用水效率有著明顯效果，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的水資源節(jié)約利用能力仍然應(yīng)是接下來(lái)水資源稅改革進(jìn)一步推行和推動(dòng)綠色發(fā)展的著力點(diǎn)之一；而工業(yè)用水與生活用水雖然也存在負(fù)向作用，但并不顯著，說(shuō)明由于水資源稅改革的“稅費(fèi)平移原則”不增加居民和一般工商業(yè)企業(yè)負(fù)擔(dān)，在工業(yè)用水和生活用水的稅率設(shè)置仍然較低，導(dǎo)致其調(diào)節(jié)作用不甚明顯，因此可以將工業(yè)用水及生活用水稅率的合理提高作為下一步水資源稅全方位推行實(shí)施的重點(diǎn)。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

五、結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)雙重差分方法（DID）利用2010年-2019年30個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)：水資源稅改革可以有效提高綠色全要素生產(chǎn)率，究其原因可能有二：其一，由于《擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)實(shí)施辦法》（財(cái)稅〔2017〕80號(hào)）中規(guī)定“水資源稅改革試點(diǎn)期間，水資源稅收入全部歸屬試點(diǎn)省份”，相比改革前中央分成水資源費(fèi)的規(guī)定①詳見(jiàn)財(cái)政部、國(guó)家發(fā)展改革委、水利部印發(fā)的《水資源費(fèi)征收使用管理辦法》（財(cái)綜〔2008〕79號(hào)）。，有效調(diào)動(dòng)了地方政府落實(shí)改革政策的積極性，更好發(fā)揮了水資源稅在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、調(diào)節(jié)供求關(guān)系和環(huán)境保護(hù)等方面的稅收杠桿調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而提高了經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的質(zhì)量；其二，水資源稅改革試點(diǎn)省份主要集中在華北地區(qū)以及內(nèi)蒙古等中西部地區(qū)，都屬于水資源緊缺的省份，水資源的合理使用及保護(hù)在上述地區(qū)顯得更為緊迫，因此政策效果在這些省份更加明顯。此外，該結(jié)論與楊得前等（2020）及趙艾鳳和張予瀟（2021）等使用實(shí)證分析方法得出水資源稅改革政策在提高用水效率與用水強(qiáng)度方面具有積極作用的結(jié)論相吻合；并且該結(jié)論通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)以及安慰劑檢驗(yàn)、更換樣本、增加及更換控制變量和加入時(shí)間—地域固定效應(yīng)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說(shuō)明本文核心結(jié)論具有可靠性。在異質(zhì)性分析方面，本文發(fā)現(xiàn)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在有效灌溉面積較高、地下水供水較多以及污水處理能力較高的省份更加明顯。在中介效應(yīng)檢驗(yàn)部分，本文發(fā)現(xiàn)水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策可以通過(guò)提高用水效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響，但節(jié)約用水未能通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)，說(shuō)明除了政策的直接效應(yīng)外，提高用水效率可能是水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策提高綠色全要素生產(chǎn)率的主要渠道。在調(diào)節(jié)效應(yīng)部分，適當(dāng)減少農(nóng)業(yè)用水或提高農(nóng)業(yè)用水效率可以擴(kuò)大水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍對(duì)提高綠色全要素生產(chǎn)率的積極影響，而工業(yè)用水和生活用水并沒(méi)有明顯的調(diào)節(jié)效應(yīng)。需要注意的是，水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策力度并不大，而在2016年7月至2017年9月間，中央環(huán)保督察組分批次進(jìn)行了四次“環(huán)保督察”，對(duì)企業(yè)新增廢水、排污許可、排污口設(shè)置及水資源檢測(cè)設(shè)施等方面進(jìn)行了嚴(yán)格檢查，受理大量信訪(fǎng)舉報(bào)，督察效果顯著。這一定程度上會(huì)放大水資源稅改革試點(diǎn)擴(kuò)圍政策的積極影響，但并不影響上述結(jié)論的可靠性。

基于本文的實(shí)證分析結(jié)論，從以下幾個(gè)方面提出政策建議及展望：

首先，在下一步水資源稅全面實(shí)行的過(guò)程中要重視水資源稅的生態(tài)意義、綠色意義，弱化其增收作用。要將水資源稅改革重點(diǎn)放在稅收的調(diào)節(jié)作用上，將其作為綠色稅收體系構(gòu)建的重要一環(huán)，充分發(fā)揮水資源稅的杠桿作用，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并提高水資源使用效率，進(jìn)而提高綠色發(fā)展能力，加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型。

其次，要繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)地下水開(kāi)采的管控措施。嚴(yán)格落實(shí)2021年12月1日起開(kāi)始施行的《地下水管理?xiàng)l例》（國(guó)務(wù)院令第748號(hào)）等政策措施，繼續(xù)實(shí)施地下水與地表水的差異化稅率，堅(jiān)持“地下水稅額高于地表水，水資源緊缺地區(qū)地下水稅額大幅高于地表水；工業(yè)用水高于生活用水，特種行業(yè)用水高于一般行業(yè)用水”的原則，在合理范圍繼續(xù)提高地下水的水資源稅征收標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步優(yōu)化供水結(jié)構(gòu)。

再次，水資源稅的全面實(shí)行需要強(qiáng)力的配套政策，充分發(fā)揮其政策效果。比如，在稅收政策上可以繼續(xù)提高高污染高耗能產(chǎn)業(yè)以及特種行業(yè)的水資源稅額，以提高其用水成本，倒逼相關(guān)生產(chǎn)企業(yè)加快用水技術(shù)的改造升級(jí)，并繼續(xù)擴(kuò)大節(jié)能節(jié)水企業(yè)所得稅優(yōu)惠目錄范圍；在法律層面可以進(jìn)一步加強(qiáng)法律監(jiān)管，全面貫徹《中華人民共和國(guó)水法》，嚴(yán)厲打擊非法利用水資源行為，從重從嚴(yán)處罰；技術(shù)層面要努力提高水利產(chǎn)業(yè)中的科技含量，對(duì)引進(jìn)用水新技術(shù)、新設(shè)備、新工藝的企業(yè)給予固定資產(chǎn)加速折舊以及研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除等稅收優(yōu)惠政策，此外要繼續(xù)進(jìn)行多輪次、多批次的環(huán)保督察，監(jiān)督各項(xiàng)有關(guān)政策落實(shí)到位情況，這些都是促進(jìn)用水效率提高，提升綠色發(fā)展水平的重要措施。

最后，要合理控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水。我國(guó)作為農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)一直是中國(guó)主要的用水產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，必須要解決好農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高耗水、低效率的問(wèn)題。要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)灌溉效率，大力推廣灌區(qū)節(jié)水改造和噴灌、滴灌等節(jié)水灌溉工程技術(shù)，從而節(jié)約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水。繼續(xù)堅(jiān)持農(nóng)業(yè)用水限額內(nèi)免征、超過(guò)限額部分稅收征收的方式，鼓勵(lì)有條件的農(nóng)田達(dá)到節(jié)水灌溉規(guī)范要求，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)灌溉節(jié)水能力。另外，在下一步水資源稅全國(guó)推廣的過(guò)程中，不同地區(qū)水資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水結(jié)構(gòu)存在的差異，要求各省要合理設(shè)置農(nóng)業(yè)用水稅額；而且考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在我國(guó)的特殊地位，還要合理實(shí)行農(nóng)業(yè)用水免征、暫時(shí)停征及限額內(nèi)免征等方式，循序漸進(jìn)引導(dǎo)農(nóng)業(yè)高效生產(chǎn)。