稅收優(yōu)惠促進(jìn)了企業(yè)環(huán)保投資嗎？
——基于中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

張三峰，陸海欣，吳雪平

（南京信息工程大學(xué)商學(xué)院，南京 210044）

一、引言

在污染防治方面進(jìn)行投資不僅是企業(yè)承擔(dān)環(huán)境責(zé)任的直觀體現(xiàn)，也是實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境好轉(zhuǎn)的重要保障和物質(zhì)支撐。然而，環(huán)保投資具有投資周期長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)效益低的特點(diǎn)，無法為企業(yè)帶來即時(shí)、直接的經(jīng)濟(jì)流入（Jiang et al，2021）。此外，在企業(yè)面臨現(xiàn)金流約束的情況下，增加環(huán)保投資還會(huì)造成較高的機(jī)會(huì)成本，導(dǎo)致企業(yè)在短期內(nèi)的生產(chǎn)力下降，損害企業(yè)短期利潤(rùn)（Gray and Shadbegian，1995）。這些都導(dǎo)致企業(yè)缺乏環(huán)保投資的意愿，如何通過適當(dāng)?shù)恼吒深A(yù)激勵(lì)企業(yè)增加環(huán)保投資是國(guó)內(nèi)外研究者關(guān)注的問題之一。

在環(huán)境政策工具的實(shí)施效果充滿了不確定性之時(shí)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們更傾向于采用市場(chǎng)化的產(chǎn)業(yè)政策工具，特別是財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等促進(jìn)企業(yè)改善環(huán)境治理。有研究表明產(chǎn)業(yè)政策可以為企業(yè)提供更大的動(dòng)力采用清潔生產(chǎn)技術(shù)或增加環(huán)保投資（Farzin and Kort，2000；李曉萍等，2019）。然而，也有調(diào)查發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠等產(chǎn)業(yè)政策工具對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)效果有限（辛璐等，2019）。那么，稅收優(yōu)惠等產(chǎn)業(yè)政策工具能否促進(jìn)企業(yè)綠色發(fā)展？已有文獻(xiàn)尚未從準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)變化對(duì)這一問題進(jìn)行因果推斷。為此，本文以2008年所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型，使用2006—2016年6 輪中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策工具對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響及其機(jī)制。

與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，評(píng)估了2008年《企業(yè)所得稅法》中關(guān)于所得稅優(yōu)惠準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)性變化對(duì)中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資的影響，研究豐富了驅(qū)動(dòng)企業(yè)綠色發(fā)展的因素領(lǐng)域文獻(xiàn)，為洞察中國(guó)功能性產(chǎn)業(yè)政策與市場(chǎng)機(jī)制協(xié)同激勵(lì)企業(yè)綠色發(fā)展提供了嶄新的視角；第二，不同于從地方財(cái)政緊縮（Peng et al，2021）和環(huán)保稅實(shí)施（田利輝等，2022）的視角研究中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資行為，本文采用雙重差分模型，直接檢驗(yàn)了所得稅優(yōu)惠，這一產(chǎn)業(yè)政策工具的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)變化對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響，研究彌補(bǔ)了所得稅優(yōu)惠政策變化對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展研究缺乏因果推斷的缺陷；第三，本文從減輕企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和緩解企業(yè)融資約束兩個(gè)渠道，刻畫了所得稅優(yōu)惠對(duì)中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資的影響機(jī)制，為如何通過構(gòu)建合理的綠色產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展提供了微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

首先，在驅(qū)動(dòng)企業(yè)環(huán)保投資的因素研究方面。國(guó)內(nèi)外研究者從內(nèi)外部?jī)蓚€(gè)角度對(duì)驅(qū)動(dòng)企業(yè)環(huán)保投資的因素進(jìn)行了分析，且以經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展組織（OECD）國(guó)家為對(duì)象的實(shí)證研究最為豐富。Aden 等（1999）、Fowlie（2010）、Siedschlag 和Yan（2020）分別發(fā)現(xiàn)韓國(guó)、美國(guó)及愛爾蘭的環(huán)境規(guī)制可以顯著提高企業(yè)的環(huán)保投資水平，并且這些研究還發(fā)現(xiàn)來自社區(qū)環(huán)保壓力、同城同行業(yè)其他企業(yè)的環(huán)保投入的“同群效應(yīng)”也會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)增加環(huán)保投資。在針對(duì)中國(guó)等發(fā)展中國(guó)家的研究中，有研究者發(fā)現(xiàn)排污費(fèi)制度對(duì)企業(yè)購(gòu)買治污設(shè)備的投資和設(shè)備運(yùn)行的費(fèi)用支出有顯著的正向影響（Wang，2002）。使用上市公司數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注會(huì)顯著增加上市公司環(huán)保投資（王云等，2017）。在東南亞國(guó)家，對(duì)印尼企業(yè)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)嵌入全球價(jià)值鏈后，后發(fā)達(dá)國(guó)家消費(fèi)者要求，這些企業(yè)的環(huán)保投資也會(huì)顯著增加（Banerjee et al，2021）。

對(duì)于內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素的研究文獻(xiàn)，已有文獻(xiàn)大多將內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素作為調(diào)節(jié)變量納入實(shí)證分析框架。例如，Haller 和Murphy（2012）的研究表明，在政府監(jiān)管與激勵(lì)措施給定情況下，規(guī)模大、污染較嚴(yán)重的愛爾蘭企業(yè)才會(huì)為減少污染做出最大的努力。在對(duì)中國(guó)企業(yè)的實(shí)證檢驗(yàn)中，研究者發(fā)現(xiàn)有政治關(guān)系的企業(yè)顯著降低了環(huán)境支出，但這僅適用于國(guó)有企業(yè)，私營(yíng)企業(yè)則會(huì)投入更多的環(huán)保投資經(jīng)費(fèi)（Jiang et al，2021）。李強(qiáng)等（2016）和林雁等（2021）將政治關(guān)聯(lián)區(qū)分為不同等級(jí)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)（高管）政治關(guān)聯(lián)等級(jí)越高，企業(yè)的環(huán)保投資越少。在新《環(huán)保法》實(shí)施后，劉媛媛等（2021）考察了不同薪酬激勵(lì)模式導(dǎo)致的政策效應(yīng)差異，發(fā)現(xiàn)在新的法律實(shí)施后，高管薪酬黏性水平越高或股權(quán)激勵(lì)程度越高的企業(yè)，其環(huán)保投資提升幅度越大。

其次，在稅收政策或稅收優(yōu)惠等產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響研究方面。近年來，從稅收方面考察其對(duì)企業(yè)環(huán)保投資行為的影響也逐漸增多。代表性文獻(xiàn)是Farzin 和Kort（2000），他們建立一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)中性的競(jìng)爭(zhēng)公司的動(dòng)態(tài)模型，考察環(huán)境規(guī)制不確定性對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，巨大的不確定性會(huì)減少企業(yè)減排投資，而在一定的門檻值范圍內(nèi)，較高的污染稅會(huì)激勵(lì)企業(yè)增加減排投資。近年來，中國(guó)政府逐步完善環(huán)境政策體系，采用包括稅收抵免（優(yōu)惠）、征收環(huán)保稅等方式激勵(lì)企業(yè)節(jié)約能源，減少污染排放。高培勇和毛捷（2013）使用2007—2011年稅收行政數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)間接稅稅收優(yōu)惠表現(xiàn)出一定的傾向性，增值稅優(yōu)惠政策可以促進(jìn)環(huán)境保護(hù)和節(jié)能減排。更進(jìn)一步地，Mao 和Wang（2016）發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠抑制了某些隸屬于中央政府的特定企業(yè)群體的煤炭消費(fèi)，確實(shí)起到了保護(hù)環(huán)境的作用，但他們并未直接檢驗(yàn)所得稅稅收抵免對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的效應(yīng)。楊旭東等（2020）的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)保投資與企業(yè)實(shí)際稅負(fù)顯著負(fù)相關(guān)，且這種關(guān)系在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著，這從反面印證了稅收征管可以激勵(lì)企業(yè)增加環(huán)保投資。謝東明和王平（2021）發(fā)現(xiàn)減稅激勵(lì)能夠促進(jìn)重污染企業(yè)環(huán)保投資的增加，田利輝等（2022）對(duì)環(huán)?！百M(fèi)改稅”的研究也得出相似結(jié)論，而且他們還發(fā)現(xiàn)企業(yè)主要增加了預(yù)防性環(huán)保投資。

對(duì)于近年來中國(guó)政府的“營(yíng)改增”改革，有研究者使用2006—2016年中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了地方政府財(cái)政緊縮對(duì)企業(yè)污染減排支出的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)地方政府的財(cái)政緊縮會(huì)顯著降低企業(yè)污染減排支出，且在財(cái)政壓力較大、環(huán)境監(jiān)管較為寬松、環(huán)保成本較低的地區(qū)，這種負(fù)面影響更大（Peng et al，2021）。還有研究發(fā)現(xiàn)增值稅分級(jí)改革通過促進(jìn)企業(yè)環(huán)保固定資產(chǎn)投資減少了企業(yè)污染排放（Kong et al，2022）。

三、制度背景與理論機(jī)制分析

（一）制度背景

改革開放以來，中國(guó)稅收制度不斷完善，1993年，國(guó)務(wù)院制定了《中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅暫行條例》，取消了原來分別設(shè)置的國(guó)有企業(yè)所得稅、國(guó)有企業(yè)調(diào)節(jié)稅、集體企業(yè)所得稅和私營(yíng)企業(yè)所得稅，對(duì)內(nèi)資企業(yè)實(shí)行統(tǒng)一的企業(yè)所得稅，并于1994年1 月1 日正式施行。2000年后，中國(guó)繼續(xù)推行稅制改革，2008年1月1 日開始實(shí)施的新《企業(yè)所得稅法》在所得稅稅率、優(yōu)惠標(biāo)準(zhǔn)、抵扣范圍等方面做出了重大調(diào)整，主要的變化體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是取消內(nèi)外資企業(yè)差別待遇，將外資企業(yè)納入新稅法的適用范疇，結(jié)束內(nèi)外資企業(yè)所得稅分立的局面，營(yíng)造了稅收公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境；二是整體上降低稅負(fù)，將一般企業(yè)的法定稅率由原來的33%下調(diào)為25%，小型微利企業(yè)的所得稅率為20%，非居民企業(yè)所得稅率為10%，并且原先享受稅收優(yōu)惠的企業(yè)繼續(xù)執(zhí)行優(yōu)惠政策，直至優(yōu)惠期結(jié)束；三是將所得稅的稅收優(yōu)惠體系轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙援a(chǎn)業(yè)優(yōu)惠為主、區(qū)域優(yōu)惠為輔”，對(duì)農(nóng)林牧漁、高科技、環(huán)保等產(chǎn)業(yè)給予針對(duì)性的支持，體現(xiàn)了加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的前瞻意識(shí)。

對(duì)于第三個(gè)方面，表1 總結(jié)了2008年《企業(yè)所得稅法》關(guān)于企業(yè)環(huán)保方面投資稅收優(yōu)惠政策的調(diào)整內(nèi)容，新《企業(yè)所得稅法》規(guī)定，企業(yè)購(gòu)置用于環(huán)境保護(hù)、節(jié)能節(jié)水、安全生產(chǎn)等專用設(shè)備的投資額，可按照設(shè)備投資額的10%進(jìn)行抵免，并允許跨年結(jié)轉(zhuǎn)抵免。同時(shí)，由于企業(yè)所得稅率也下調(diào)至25%，從而使企業(yè)稅后利潤(rùn)額增加，這也會(huì)激勵(lì)企業(yè)在環(huán)保方面有更多的投資。更需要指出的是2008年修訂的《企業(yè)所得稅法》并不適用于獨(dú)資企業(yè)和合伙企業(yè)，這兩類企業(yè)按照《個(gè)人所得稅法》進(jìn)行納稅，這就為本文實(shí)驗(yàn)分組提供了良好的機(jī)遇。

表1 2008年《企業(yè)所得稅》稅收抵免政策的調(diào)整內(nèi)容

（二）理論機(jī)制分析

首先是稅負(fù)減輕效應(yīng)。新古典投資理論認(rèn)為，所得稅減稅增加企業(yè)的稅后凈收益，這實(shí)際上為企業(yè)帶來了直接、快速的“增量利潤(rùn)”，為企業(yè)拓展了利潤(rùn)空間，使企業(yè)擁有更多的可支配盈余，改善企業(yè)的現(xiàn)金流。一方面，針對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的所得稅優(yōu)惠最直接的作用是企業(yè)減少了應(yīng)納所得稅額，因?yàn)?008年環(huán)保投資的所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整后，稅收優(yōu)惠對(duì)應(yīng)的會(huì)計(jì)科目是“稅金及附加”和“所得稅費(fèi)用”（謝東明和王平，2021），這兩個(gè)科目的減少意味著企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)減輕，反映在企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表上則是企業(yè)的稅后凈利潤(rùn)增加，企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效得以提升，對(duì)企業(yè)環(huán)保投資具有激勵(lì)效應(yīng)；另一方面，所得稅稅率降低和抵免能降低企業(yè)投資成本，進(jìn)而激勵(lì)企業(yè)加大在環(huán)保等方面的固定資產(chǎn)的投資。理論分析也得到了實(shí)證證據(jù)的支持，針對(duì)中國(guó)企業(yè)的研究已表明，對(duì)民營(yíng)企業(yè)而言，企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)降低后，企業(yè)的環(huán)保投資會(huì)顯著增加（楊旭東等，2020）。此外，修訂后，企業(yè)在環(huán)境保護(hù)、節(jié)能節(jié)水等環(huán)保方面的投資，可按投資額的10%抵免企業(yè)所得稅，這對(duì)企業(yè)而言，在一定程度上也會(huì)“對(duì)沖”環(huán)保投資的成本，還相當(dāng)于產(chǎn)生了稅后“增量利潤(rùn)”，從而激勵(lì)企業(yè)加大環(huán)保投資（李增福，2010）。

其次是緩解企業(yè)融資約束。一方面所得稅優(yōu)惠降低了企業(yè)的預(yù)期稅負(fù)，發(fā)揮著類似于“風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)貼”的作用（賈俊雪，2014），從而有利于提升企業(yè)在金融市場(chǎng)的形象，不僅增強(qiáng)企業(yè)外源融資能力，這使企業(yè)更有能力應(yīng)對(duì)投資活動(dòng)中的不確定性，進(jìn)而提高其環(huán)保投資意愿；另一方面企業(yè)因環(huán)保投資減免所得稅，將向債權(quán)人或投資者等利益相關(guān)者傳遞出企業(yè)積極的環(huán)境治理行為，幫助利益相關(guān)者了解企業(yè)的環(huán)境治理狀況，為企業(yè)帶來“聲譽(yù)效益”，使企業(yè)更易獲得金融機(jī)構(gòu)的信賴，降低了金融機(jī)構(gòu)等利益相關(guān)者與企業(yè)間信息不對(duì)稱，改善企業(yè)的融資困境。也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，寬松的貨幣政策緩解企業(yè)融資約束后，會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)增加在環(huán)保方面的投資（G?tz，2018）。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

本文將2008年1 月1 日正式實(shí)施的《企業(yè)所得稅法》中關(guān)于企業(yè)在環(huán)境保護(hù)方面投資的稅收優(yōu)惠政策調(diào)整視為一次外生的政策沖擊，運(yùn)用雙重差分法評(píng)估企業(yè)所得稅優(yōu)惠準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)性改變對(duì)中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資的影響。

在中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查問卷中，第二部分企業(yè)情況中設(shè)有關(guān)于企業(yè)注冊(cè)類型的問題，將私營(yíng)企業(yè)劃分為獨(dú)資企業(yè)、合伙企業(yè)、有限責(zé)任公司及股份有限公司四類。根據(jù)2008年修訂后的《企業(yè)所得稅法》，此次稅法調(diào)整并不涉及個(gè)人獨(dú)資企業(yè)和合伙企業(yè)，因?yàn)檫@兩類企業(yè)按照《個(gè)人所得稅法》進(jìn)行納稅，而在企業(yè)所得稅改革期間，《個(gè)人所得稅法》僅提高了個(gè)人收入的起征點(diǎn)，針對(duì)這兩類企業(yè)的稅收政策較為穩(wěn)定。由此可知，這兩類企業(yè)的環(huán)保投資在這一期間不會(huì)受到影響，這給本文運(yùn)用雙重差分法識(shí)別稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響效應(yīng)提供了控制組。這里需要說明的是，2008年、2014年和2016年這三輪私營(yíng)企業(yè)調(diào)查問卷中將私營(yíng)企業(yè)劃分為一人公司、獨(dú)資企業(yè)、合伙企業(yè)、有限責(zé)任公司及股份有限公司五類。而中國(guó)《公司法》中的一人公司是指公司的出資全部屬于單一股東的有限責(zé)任公司，這類公司也適用于《企業(yè)所得稅法》，本文同樣將其歸入實(shí)驗(yàn)組。

遵循已有文獻(xiàn)的做法（彭飛和范子英，2016），本文也將總樣本劃分為處理組（股份有限公司、有限責(zé)任公司和一人公司）和控制組（獨(dú)資企業(yè)、合伙企業(yè)），參照Wooldridge（2015）運(yùn)用雙重差分法處理混合截面數(shù)據(jù)的方法，構(gòu)建如式（1）的模型。

其中：下標(biāo)i為企業(yè)；j為省份；t為時(shí)間；epiijt為被解釋變量，表示企業(yè)每年的環(huán)保投資；treati和postt分別為處理組和時(shí)間虛擬變量，若企業(yè)屬于處理組，即當(dāng)企業(yè)是股份有限公司、有限責(zé)任公司和一人公司時(shí)，treati取值為1，否則取0；在2008年之前，時(shí)間虛擬變量postt取值為0，之后則取1；treati與postt的交互項(xiàng)是本文的核心變量，其系數(shù)β3是研究關(guān)注的重點(diǎn)，體現(xiàn)了企業(yè)所得稅改革中稅收優(yōu)惠政策調(diào)整所帶來的企業(yè)環(huán)保投資變化的凈效應(yīng)。本文預(yù)期β3顯著為正，意味著在控制其他因素不變的情況下，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對(duì)中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng)。模型中的Xijt為控制變量集合，包括企業(yè)特征（企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、公司治理水平）、企業(yè)財(cái)務(wù)特征（是否獲得信貸支持）、企業(yè)主特征（企業(yè)主性別、教育水平、政治關(guān)聯(lián)）；ηj為省份固定效應(yīng)；φt為年份固定效應(yīng)；εijt為殘差項(xiàng)。此外，本文將模型中的標(biāo)準(zhǔn)誤在省份層面聚類以緩解可能的組間相關(guān)問題。

（二）變量選取

首先是被解釋變量。環(huán)保投資（epi）：在全國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查問卷中，有關(guān)于企業(yè)為治理污染進(jìn)行投資的金額問題，本文根據(jù)企業(yè)對(duì)“您企業(yè)在上一年為治理污染投入了多少萬元”這一問題的回答，將企業(yè)填報(bào)的治理污染投資金額加1，然后取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。

其次是核心解釋變量。企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策凈效應(yīng)（treati×postt）：根據(jù)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查問卷中企業(yè)注冊(cè)的類型，本文確定該企業(yè)是否納入處理組（treat），如果企業(yè)的注冊(cè)類型為股份有限公司、有限責(zé)任公司和一人公司，則歸為處理組，否則為控制組；對(duì)于所得稅優(yōu)惠政策實(shí)施時(shí)間（post），修訂后的《企業(yè)所得稅》于2008年1 月1 日施行，那么在2008年之前為0，之后則取值為1，treat與post二者交乘則得到本文的政策變量。

最后是控制變量。對(duì)于企業(yè)特征變量，借鑒已有文獻(xiàn)，本文選取企業(yè)年齡（firm_age）與企業(yè)規(guī)模（size）衡量企業(yè)特征，分別用調(diào)查年份與企業(yè)注冊(cè)成立年份的差值和企業(yè)雇傭員工數(shù)的對(duì)數(shù)值衡量。一般而言，規(guī)模越大的企業(yè)受到外界關(guān)注度越高，社會(huì)賦予它的責(zé)任也會(huì)越重，其受到社會(huì)監(jiān)督和自身發(fā)展需求的影響會(huì)加大環(huán)保投入，因此企業(yè)規(guī)模（firm_size）是影響企業(yè)環(huán)保投資的重要因素，這一點(diǎn)也已經(jīng)得到了相關(guān)研究的證實(shí)（Siedschlag and Yan，2020），所以在實(shí)證中需要對(duì)其加以控制。此外，考慮到企業(yè)的環(huán)保行為還受到企業(yè)治理水平的影響，遂以企業(yè)是否設(shè)立監(jiān)事會(huì)衡量公司治理水平（firm_govern），納入模型以控制其影響，若企業(yè)設(shè)有監(jiān)事會(huì)，則該變量取值為1，否則取0。

對(duì)于企業(yè)財(cái)務(wù)特征變量。環(huán)保投資是一項(xiàng)短期成本大于收益的非經(jīng)濟(jì)項(xiàng)目投資，可能會(huì)對(duì)短期財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響，企業(yè)需要充足的資金保障以緩解財(cái)務(wù)成本壓力。有學(xué)者也發(fā)現(xiàn)融資約束與企業(yè)社會(huì)責(zé)任有著密切的聯(lián)系，信貸支持可以提升企業(yè)對(duì)環(huán)境問題的關(guān)注度并促使他們?cè)黾又挝弁顿Y（G?tz，2018）。因此，在模型中引入了信貸支持變量（financial_support），根據(jù)企業(yè)在調(diào)查年份是否存在金融類機(jī)構(gòu)貸款對(duì)其進(jìn)行衡量。根據(jù)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查問卷中企業(yè)對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)資金來源的問題的回答，當(dāng)企業(yè)在各類金融機(jī)構(gòu)（包括國(guó)有銀行、股份制銀行、城市商業(yè)銀行和信用社、民間金融機(jī)構(gòu)）有貸款余額時(shí)，financial_support取1，否則取0。

對(duì)于企業(yè)主個(gè)體特征變量。根據(jù)高層階梯理論，企業(yè)的投資決策在很大程度上受到高管背景特征的影響（Hambrick and Mason，1984），包括高管年齡、性別、教育水平、政治關(guān)聯(lián)、工作經(jīng)歷等方面，不同的背景特征影響著高管的價(jià)值觀與認(rèn)知結(jié)構(gòu)，最終通過個(gè)人決策行為影響企業(yè)投資戰(zhàn)略的制定。據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國(guó)私營(yíng)企業(yè)中70%以上是家族企業(yè)，企業(yè)出資人一般為實(shí)際的管理者，掌控著企業(yè)各項(xiàng)戰(zhàn)略決策，在企業(yè)的經(jīng)營(yíng)與成長(zhǎng)中充當(dāng)著重要的角色。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲性，本文將企業(yè)主性別（owner_gender）、教育水平（owner_educ）和政治關(guān)聯(lián)（political_conn）三個(gè)變量引入控制變量。

對(duì)于企業(yè)主性別（owner_gender）變量，當(dāng)企業(yè)主為男性時(shí)，取值為1，女性時(shí)取值為0?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，女性企業(yè)家更追求穩(wěn)定、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)相對(duì)貧乏，而男性企業(yè)家則更具冒險(xiǎn)精神、具有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好、能夠通過社交網(wǎng)絡(luò)獲取更多資源支持（Boden et al，2000），因此可能對(duì)環(huán)保投資持有積極的態(tài)度。教育水平（owner_educ）用企業(yè)主受教育年限來衡量，本文根據(jù)調(diào)查問卷中關(guān)于企業(yè)家文化程度的問題進(jìn)行重新賦值，如果企業(yè)家回答文化程度為小學(xué)及以下，則賦值為6年；為初中，則賦值為9年；為高中（中專），則賦值為12年；為大專，則賦值為15年；為大學(xué)（本科），則賦值為16年；研究生及以上為19年。教育水平反映著一個(gè)人的學(xué)識(shí)水平和思維能力，影響著其價(jià)值觀與風(fēng)險(xiǎn)偏好，教育水平越高管理者做出的決策越理性，本研究預(yù)期，教育水平越高的企業(yè)主，越重視企業(yè)在環(huán)保方面的貢獻(xiàn)，更加關(guān)注環(huán)保投資的長(zhǎng)期效益。對(duì)于政治關(guān)聯(lián)（political_conn）變量，本文以企業(yè)主的參政情況來界定，若企業(yè)主擔(dān)任人大代表或政協(xié)委員，political_conn取1，否則取0。企業(yè)家的政治身份對(duì)企業(yè)環(huán)保行為有重要影響，一方面，從資源視角看，對(duì)企業(yè)而言政治關(guān)聯(lián)是一種非常有價(jià)值的資源（聶輝華，2016），企業(yè)可以借此獲得更多政府補(bǔ)助，在財(cái)務(wù)上為環(huán)保投資提供保障；另一方面，企業(yè)為了維系政企關(guān)系，也需要投入大量成本，這可能擠占企業(yè)環(huán)保投資所需資金，進(jìn)而抑制了企業(yè)的環(huán)保投資（林雁等，2021）。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2006—2016年全國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中共中央統(tǒng)戰(zhàn)部、中華全國(guó)工商業(yè)聯(lián)合會(huì)、國(guó)家工商行政管理總局和中國(guó)民（私）營(yíng)經(jīng)濟(jì)研究會(huì)共同組織的全國(guó)抽樣調(diào)查。調(diào)查每?jī)赡赀M(jìn)行一次，樣本涵蓋全國(guó)30 個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（因數(shù)據(jù)缺失，未包含西藏地區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū)）的各個(gè)行業(yè)和各個(gè)類型的私營(yíng)企業(yè)，調(diào)查內(nèi)容包括企業(yè)主要出資人情況、企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況及企業(yè)發(fā)展環(huán)境三大部分。自2006年，中國(guó)私營(yíng)企業(yè)開始對(duì)私營(yíng)企業(yè)前一年環(huán)保投資進(jìn)行了問卷調(diào)查，為本文研究提供了良好的數(shù)據(jù)支持。此外，具有政府背景的相關(guān)機(jī)構(gòu)參與調(diào)查也保證了數(shù)據(jù)的科學(xué)性與可靠性，諸多已有研究也表明中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)所獲得的樣本數(shù)據(jù)能夠較為詳實(shí)地反映中國(guó)私營(yíng)企業(yè)的總體發(fā)展?fàn)顩r（陳光金等，2018）。

由于每輪調(diào)查問卷統(tǒng)計(jì)的是前一年的數(shù)據(jù)，所以本文實(shí)際使用的是2005年、2007年、2009年、2011年、2013年、2015年這6年的調(diào)查數(shù)據(jù)。為緩解調(diào)查數(shù)據(jù)中的異常值造成的干擾，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行左右1%的縮尾處理。表2 列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)保投資變量（epi）的標(biāo)準(zhǔn)差為5.196，說明中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資水平差距較大。在企業(yè)主特征方面，owner_educ的均值為13.72，即樣本中企業(yè)主的平均受教育年限為13.72年，平均受教育為高中以上，最大值為22年，為研究生及以上，這也說明私營(yíng)企業(yè)間企業(yè)主教育程度波動(dòng)幅度較大；由owner_gender、political_conn的均值可知，樣本中大約有83.2%的企業(yè)主為男性，性別傾向較為明顯，同時(shí)約35.6%的私營(yíng)企業(yè)存在政治關(guān)聯(lián)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

進(jìn)一步，本文對(duì)所得稅優(yōu)惠政策改革前后處理組和控制組的均值進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析。表3 的兩組比較可以發(fā)現(xiàn)，在稅收優(yōu)惠改革之前，本文處理組企業(yè)環(huán)保投資額對(duì)數(shù)均值為3.103，在5%顯著水平上略高于控制組企業(yè)，這意味著處理組和控制組企業(yè)的環(huán)保投資行為在所得稅改革之前的差別并不很大，滿足了控制組選擇的基本條件。從改革后的均值看，處理組企業(yè)與控制組企業(yè)環(huán)保投資對(duì)數(shù)均值差距明顯擴(kuò)大，一定程度上表明所得稅優(yōu)惠發(fā)揮了激勵(lì)效應(yīng)，具體效應(yīng)的大小后文進(jìn)行估計(jì)。

表3 均值統(tǒng)計(jì)與檢驗(yàn)

對(duì)于企業(yè)主和企業(yè)層面的控制變量，根據(jù)表3均值比較還可以發(fā)現(xiàn)，無論是稅收政策改革前還是改革后，處理組企業(yè)的規(guī)模、獲得信貸支持與否、公司治理水平及企業(yè)政治關(guān)聯(lián)狀況都顯著比控制組更具優(yōu)勢(shì)。這些特征所展現(xiàn)的差異也基本上反映了中國(guó)民營(yíng)企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，因此后文實(shí)證檢驗(yàn)需對(duì)這些異質(zhì)性因素所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用加以分析，從而有助于更好的發(fā)揮所得稅優(yōu)惠對(duì)企業(yè)環(huán)保投資產(chǎn)生的激勵(lì)作用。

五、回歸結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文運(yùn)用雙重差分法考察所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整對(duì)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資的影響，對(duì)模型（1）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表4。（1）列是未控制時(shí)間固定效應(yīng)時(shí)的結(jié)果，可見，treat×post08的系數(shù)為正，在10%的水平上顯著。在同時(shí)控制時(shí)間與地區(qū)固定效應(yīng)后，結(jié)果如（2）列所示，控制其他條件不變時(shí)，treat×post08的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，與預(yù)期相符。這表明，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策顯著促進(jìn)了處理組私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資水平的提升，基于本文的估計(jì)系數(shù)可知，所得稅優(yōu)惠政策使企業(yè)環(huán)保投資水平對(duì)數(shù)值平均增加了49.3%，本文認(rèn)為，這一結(jié)果與中國(guó)私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資初始水平較低有關(guān)，在本文使用的數(shù)據(jù)中，大約有60%的企業(yè)未進(jìn)行環(huán)保投資，從而稅收優(yōu)惠政策實(shí)施后，企業(yè)增加環(huán)保投資的積極性會(huì)極大提高。

表4 稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)環(huán)保投資的基準(zhǔn)回歸

從控制變量結(jié)果看，表4 的（2）列顯示企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、公司治理水平、企業(yè)主性別、企業(yè)主教育水平、政治關(guān)聯(lián)、信貸支持也對(duì)企業(yè)環(huán)保投資水平產(chǎn)生了顯著的影響。從企業(yè)特征來看，企業(yè)規(guī)模（firm_size）、企業(yè)年齡（firm_age）、公司治理水平（firm_govern）的系數(shù)均顯著為正，表明規(guī)模越大、存續(xù)時(shí)間越久、公司治理水平越高的私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資水平也越高。從企業(yè)主特征來看，企業(yè)主為男性的企業(yè)環(huán)保投資水平更高，而企業(yè)主教育水平（owner_educ）的系數(shù)與顯著性并不穩(wěn)定，與預(yù)期不符。企業(yè)主政治關(guān)聯(lián)（political_conn）變量的系數(shù)顯著為正，表明有政治背景的企業(yè)傾向于投入更多資金到環(huán)?；顒?dòng)中。從企業(yè)財(cái)務(wù)特征來看，信貸支持變量（financial_support）的系數(shù)顯著為正，表明有信貸支持的企業(yè)環(huán)保投資越多，與已有研究相一致（Xu and Kim，2022）。

（二）識(shí)別條件檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

在運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行評(píng)估時(shí)，存在一個(gè)重要的前提，即在政策調(diào)整之前處理組和控制組之間存在相同的變化趨勢(shì)，否則將無法排除政策調(diào)整前的差異變動(dòng)對(duì)本文的干擾。若處理組和控制組在政策調(diào)整前便存在不同的變化趨勢(shì)，則說明在所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整之前就已有差異變動(dòng)影響了私營(yíng)企業(yè)的環(huán)保投資，這就意味著企業(yè)環(huán)保投資的增加可能是由事前時(shí)間趨勢(shì)不同引致，從而導(dǎo)致研究結(jié)論不可信。

本文采用三種方式進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，繪制被解釋變量在政策改革前后的時(shí)間趨勢(shì)圖（圖1），如果平行趨勢(shì)假設(shè)成立，處理組和控制組應(yīng)該不存在顯著差異?？梢钥闯?，在2008年《企業(yè)所得稅法》修訂之前的兩輪觀測(cè)數(shù)據(jù)中，處理組與控制組具有比較一致的發(fā)展趨勢(shì)；此后處理組企業(yè)的增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯比控制組高，但兩者發(fā)展趨勢(shì)在2013年開始下降，即使如此，處理組的趨勢(shì)線依然高于控制組。

圖1 處理組與控制組時(shí)間趨勢(shì)圖

其次，借鑒彭飛和范子英（2016）的假想實(shí)驗(yàn)方法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。假想實(shí)驗(yàn)是在稅收優(yōu)惠政策變化前后各選一個(gè)虛擬政策變化點(diǎn)，然后假設(shè)政策沖擊發(fā)生在該時(shí)點(diǎn)，進(jìn)而使用雙重差分法估計(jì)政策效應(yīng)。如果在虛擬的時(shí)點(diǎn)上政策效應(yīng)也顯著，就表明處理組和控制組沒有共同的變化趨勢(shì)，那么真實(shí)時(shí)點(diǎn)上的政策效應(yīng)就存在偏誤。遵循他們的處理方式，本文選擇稅收優(yōu)惠變化之前的2006年和政策變化后的2010年分別作為虛擬政策變化點(diǎn)，同時(shí)為進(jìn)一步避免真實(shí)政策時(shí)點(diǎn)的干擾，本文也僅采用虛擬時(shí)點(diǎn)前后兩期的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表5 的（1）、（2）列，結(jié)果表明，被解釋變量的系數(shù)在兩個(gè)假想實(shí)驗(yàn)回歸中都不顯著，這也意味著平行趨勢(shì)在2008年前不成立的可能性較小。

表5 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

最后，采用事件分析法檢驗(yàn)，進(jìn)而分析政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)。為此，在模型（1）的基礎(chǔ)上對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行調(diào)整，加入樣本觀測(cè)區(qū)間各年的虛擬變量yeart與處理組虛擬變量treati的交互項(xiàng)，以2005年為基準(zhǔn)，具體模型設(shè)定如式（2）所示。

如果控制組和處理組在2008年之前存在相似的時(shí)間趨勢(shì)，那么2008年之前的交互項(xiàng)系數(shù)應(yīng)當(dāng)顯著為0，其他符號(hào)的意義與式（1）相同。圖2 為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖，平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖根據(jù)各交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果及其95%水平的置信區(qū)間繪制而成。由圖2 可知，交互項(xiàng)系數(shù)在2008年之前的置信區(qū)間包含0，說明處理組與控制組企業(yè)的環(huán)保投資在2008年之前并不存在隨年份變化的顯著差異。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

本文還通過在全樣本中隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體來說，在進(jìn)行500 次隨機(jī)抽樣后按模型（1）進(jìn)行回歸，繪制出估計(jì)系數(shù)的核密度分布圖。從圖3 可以發(fā)現(xiàn)，treati×postt的系數(shù)分布近似于均值為0的正態(tài)分布，而基準(zhǔn)回歸中treati×postt的系數(shù)為0.493，顯著異于安慰劑檢驗(yàn)得到的系數(shù)，因此可排除企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的政策效果取決于不可觀測(cè)因素的可能性。

圖3 隨機(jī)處理后的估計(jì)系數(shù)分布（安慰劑檢驗(yàn)）

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.預(yù)期效應(yīng)

將企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的前提之一是該政策沖擊是隨機(jī)的，即在政策調(diào)整之前企業(yè)環(huán)保投資對(duì)其不會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的反應(yīng)。為了進(jìn)一步加強(qiáng)研究的可信度，借鑒Lu 等（2017）的方法，在模型（1）中加入treat×post07進(jìn)行估計(jì)，以考察企業(yè)環(huán)保投資在政策調(diào)整之前（2007年）對(duì)其是否有預(yù)期效應(yīng)，其中post07為年份虛擬變量，將2007年及之后的年份取值為1，否則為0。若treat×post07的系數(shù)顯著，就說明中國(guó)私營(yíng)企業(yè)在所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整之前對(duì)該政策存在預(yù)期效應(yīng)。預(yù)期效應(yīng)結(jié)果呈現(xiàn)在表6 的（1）列，結(jié)果顯示，treat×post07的系數(shù)并不顯著，而treat×post08的系數(shù)仍然在5%的水平上顯著為正，由此可知，在稅收優(yōu)惠政策調(diào)整之前，企業(yè)環(huán)保投資對(duì)該政策并無顯著的預(yù)期效應(yīng)，從而驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

表6 預(yù)期效應(yīng)與排除其他政策的回歸結(jié)果

2.排除其他稅收政策干擾

采用雙重差分法評(píng)估政策效應(yīng)還需要排除其他政策的干擾，若無法分離出其他政策，則很可能在基準(zhǔn)回歸中高估所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

首先，2008年《企業(yè)所得稅法》除環(huán)保投資抵稅外，也將內(nèi)資企業(yè)所得稅的稅率由33%下調(diào)到25%。所得稅率的下調(diào)就意味著內(nèi)資企業(yè)稅負(fù)減輕，其稅后可支配的利潤(rùn)增加，企業(yè)投資的可用資金也將隨之增加，這將激勵(lì)企業(yè)增加環(huán)保投資。那么，前文基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)就可能包含了稅率下調(diào)帶來的影響，從而高估稅收優(yōu)惠對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的促進(jìn)作用。幸運(yùn)的是這次企業(yè)所得稅率調(diào)整并不同步，一些地區(qū)原來是按照15%征收所得稅。對(duì)這些地區(qū)而言，2008年《企業(yè)所得稅法》對(duì)稅率的調(diào)整是增加企業(yè)了應(yīng)納所得稅，這為本文分離所得稅率下降導(dǎo)致的高估政策效應(yīng)提供了難得的“反事實(shí)”控制組。在這些地區(qū)，如果受政策影響的企業(yè)也同樣存在環(huán)保投資抵免所得稅效應(yīng)，那么就可以佐證稅收抵免政策在環(huán)保方面產(chǎn)生的積極意義。

根據(jù)國(guó)務(wù)院《關(guān)于實(shí)施企業(yè)所得稅過渡優(yōu)惠政策的通知》（國(guó)發(fā)［2007］39 號(hào)），在深圳、珠海、廈門、汕頭和海南5 個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)內(nèi)，所有非獨(dú)資合伙企業(yè)都在所得稅過渡優(yōu)惠政策范圍內(nèi)，并規(guī)定這5 個(gè)地區(qū)的企業(yè)自2008年起，5年內(nèi)逐步過渡到25%的稅率。因此，遵循彭飛和范子英（2016）的做法，本文以5 個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)所有非獨(dú)資合伙企業(yè)為處理組，全部樣本的獨(dú)資合伙企業(yè)為控制組，來檢驗(yàn)5 個(gè)地區(qū)的處理組企業(yè)在所得稅稅負(fù)上升時(shí)，是否依然增加企業(yè)的環(huán)保投資。如果回歸系數(shù)顯著為正，就說明稅收抵免政策可以激勵(lì)企業(yè)加大環(huán)保投資?；貧w結(jié)果呈現(xiàn)在表6 的（2）列①由于2016年調(diào)查不再提供城市郵政編碼，所以這一輪調(diào)查無法識(shí)別5 個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)所屬城市，因此納入回歸的樣本量減少。，可以發(fā)現(xiàn)，本文的核心解釋變量的系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，這意味著環(huán)保投資的稅收抵免政策確實(shí)起到激勵(lì)企業(yè)加大環(huán)保投資的作用。

其次，2008年《企業(yè)所得稅法》對(duì)第一產(chǎn)業(yè)企業(yè)所得稅也做了相應(yīng)優(yōu)惠規(guī)定，這可能對(duì)該行業(yè)企業(yè)的環(huán)保投資產(chǎn)生影響。為此，本文以企業(yè)是否從事農(nóng)、林、牧、漁業(yè)來區(qū)分企業(yè)是否受到第一產(chǎn)業(yè)稅收優(yōu)惠的影響，設(shè)置處理組虛擬變量farming，在此基礎(chǔ)上與時(shí)間虛擬變量進(jìn)行交乘，檢驗(yàn)第一產(chǎn)業(yè)稅收優(yōu)惠對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響。回歸結(jié)果匯報(bào)在表6 的（3）列，結(jié)果表明，farming×post08的系數(shù)不顯著，說明針對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的稅收優(yōu)惠未對(duì)前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾。

最后，2008年中國(guó)將外資企業(yè)統(tǒng)一納入《企業(yè)所得稅法》管理，這一調(diào)整也可能影響企業(yè)的環(huán)保投資。為此，根據(jù)調(diào)查問卷中“關(guān)于企業(yè)主要出資人和資本構(gòu)成問題”，本文將外商投資額占凈資產(chǎn)比例不低于50%的定義為外資企業(yè)，賦值為1，低于49%的為內(nèi)資企業(yè)，賦值為0，進(jìn)而設(shè)置新的處理組虛擬變量fdi，然后與時(shí)間虛擬變量進(jìn)行交乘，結(jié)果匯報(bào)在表6 的（4）列，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，fdi×post08系數(shù)依然不顯著，這表明對(duì)外資企業(yè)的稅收優(yōu)惠并不構(gòu)成對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的沖擊。

3.樣本選擇偏倚

前文基準(zhǔn)回歸模型中被解釋變量是企業(yè)環(huán)保投資額，然而調(diào)查數(shù)據(jù)中存在部分企業(yè)未進(jìn)行任何環(huán)保投資，這可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇偏倚問題，進(jìn)而導(dǎo)致有偏的回歸結(jié)果。為此，本文將基準(zhǔn)回歸模型中被解釋變量的測(cè)度方式采用離散變量的測(cè)度方式，即企業(yè)在問卷中填報(bào)了環(huán)保投資，并且其金額大于0 的，賦值為1，否則為0。然后再進(jìn)行回歸，結(jié)果匯報(bào)在表7 的（1）列。結(jié)果表明，本文關(guān)注的核心變量依然顯著為正，這意味著基準(zhǔn)回歸結(jié)果未受樣本選擇偏倚的影響。

表7 其他方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.改變聚類標(biāo)準(zhǔn)

在進(jìn)行回歸分析時(shí)，估計(jì)系數(shù)及其標(biāo)準(zhǔn)誤會(huì)因固定效應(yīng)及聚類標(biāo)準(zhǔn)變化而改變（陳登科，2020）?？紤]到同一地區(qū)同行業(yè)的企業(yè)可能存在的相關(guān)性，本文在回歸模型（1）中又控制了行業(yè)固定效應(yīng)，同時(shí)將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在行業(yè)-省份層面，這是由于中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查對(duì)企業(yè)所屬行業(yè)的劃分較為粗糙，如果單獨(dú)聚類在行業(yè)層面，難以滿足聚類數(shù)量的要求，會(huì)造成估計(jì)精確度降低。回歸結(jié)果匯報(bào)在表7 的（2）列，結(jié)果表明，核心解釋變量系數(shù)在10%水平上顯著為正。這說明基準(zhǔn)回歸結(jié)論穩(wěn)健。

5.替換被解釋變量測(cè)度方式

基準(zhǔn)回歸中的被解釋變量采用企業(yè)環(huán)保投資總量的自然對(duì)數(shù)衡量，但企業(yè)規(guī)模及經(jīng)營(yíng)能力的不同也會(huì)影響企業(yè)環(huán)保投資行為，為緩解這些因素的影響，本文以企業(yè)環(huán)保投資與企業(yè)銷售收入之比度量被解釋變量?；貧w結(jié)果呈現(xiàn)在表7 的（3）列，可以看出，交互項(xiàng)的系數(shù)依然顯著為正，且與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)變化不大。

（四）影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文的實(shí)證結(jié)果表明，與控制組企業(yè)相比，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策的實(shí)施顯著促進(jìn)了處理組企業(yè)的環(huán)保投資。那么，所得稅優(yōu)惠政策又具體通過什么渠道對(duì)企業(yè)環(huán)保投資施加影響呢？基于前文的理論機(jī)制分析，本文嘗試從減輕企業(yè)稅負(fù)和緩解融資約束兩個(gè)渠道進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以便更好地厘清所得稅優(yōu)惠政策影響企業(yè)環(huán)保投資的作用機(jī)理。

為了驗(yàn)證這一作用路徑，本文以企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)和感受的融資約束為被解釋變量，采用回歸模型（3）和模型（4）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

除被解釋變量外，其余各變量的含義與回歸模型（1）一致，tax和finan_con分別為企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和融資約束。關(guān)于企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)變量的測(cè)度，借鑒彭飛和范子英（2016）的測(cè)度方式，以企業(yè)納稅額與企業(yè)銷售收入之比進(jìn)行度量；對(duì)于企業(yè)融資約束測(cè)度，結(jié)合使用的調(diào)查數(shù)據(jù)，并借鑒Ayyagari 等（2010）的做法，根據(jù)企業(yè)各輪調(diào)查中對(duì)融資難度問題的回答進(jìn)行度量②在本文使用的中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)中，有關(guān)企業(yè)融資難度的調(diào)查問題各年并不完全一致。2006—2012年調(diào)查的是企業(yè)貸款有困難或減少的原因，2014—2016年則在調(diào)查企業(yè)的發(fā)展環(huán)境時(shí)詢問企業(yè)融資難問題。，具體而言，在2006—2012年問卷中，如果企業(yè)回答了銀行貸款減少或有困難，就界定為企業(yè)受到融資約束，并賦值為1，否則為0；在2014—2016年問卷中，如果企業(yè)回答融資難問題緩解了，就界定企業(yè)未受到融資約束，賦值為0，否則賦值為1。盡管這種測(cè)度方式具有主觀性，但企業(yè)感受的融資難易程度事實(shí)上反映了企業(yè)經(jīng)營(yíng)中遇到的融資約束（張三峰和張偉，2016）。具體的回歸結(jié)果匯報(bào)在表8 中。

表8 影響機(jī)制回歸檢驗(yàn)結(jié)果

從表8 的（1）列可以看出，以企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)為被解釋變量時(shí)，核心解釋變量treat×post08的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這一結(jié)果意味著所得稅優(yōu)惠政策的實(shí)施可以通過減輕企業(yè)稅負(fù)增加企業(yè)自有資金，促使企業(yè)提高在污染治理方面的投資。由（2）列可知，當(dāng)finan_consijt為被解釋變量時(shí)，treat×post08的系數(shù)在1%水平上也顯著為負(fù)，說明環(huán)保投資稅收抵免政策有助于緩解面臨的融資約束，表明所得稅優(yōu)惠政策使企業(yè)融資能力得到提升，企業(yè)外源融資能力的提升，會(huì)通過增加污染治理固定資產(chǎn)投資，減少污染排放，這與已有研究結(jié)論一致（Kong et al，2022；G?tz，2018）。

六、進(jìn)一步異質(zhì)性分析

借助所得稅優(yōu)惠政策的調(diào)整，本文發(fā)現(xiàn)企業(yè)所得稅優(yōu)惠能夠提升私營(yíng)企業(yè)的環(huán)保投資水平，然而中國(guó)私營(yíng)企業(yè)在內(nèi)外部治理特征上存在顯著差異，前文對(duì)處理組與控制組的描述性分析也發(fā)現(xiàn)，處理組企業(yè)的規(guī)模、獲得信貸支持與否、公司治理水平及企業(yè)政治關(guān)聯(lián)狀況都顯著比控制組更具優(yōu)勢(shì)，這就可能導(dǎo)致不同企業(yè)受稅收優(yōu)惠政策影響的程度也不同。

為此本文進(jìn)行異質(zhì)性分析，在模型（1）中加入treati×postt與擬考察的異質(zhì)性變量的交互項(xiàng)，本文從企業(yè)特征與地區(qū)兩個(gè)方面考察所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整對(duì)企業(yè)環(huán)保投資影響的差異。在企業(yè)特征方面，分別考察在企業(yè)的規(guī)模、獲得信貸支持與否、政治關(guān)聯(lián)與公司治理水平調(diào)節(jié)下，稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響程度，這四個(gè)變量的測(cè)度與基準(zhǔn)回歸模型一致，估計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)在表9 中。

表9 異質(zhì)性分析

首先，企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。觀察（1）列結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)treat×post08×firm_size的系數(shù)顯著為負(fù)，企業(yè)規(guī)模越大，所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資水平的提升效應(yīng)越小，這可能是因?yàn)椋捍笠?guī)模的企業(yè)在盈利能力、信貸資源等方面更具優(yōu)勢(shì)，與小規(guī)模企業(yè)相比本來就擁有更多資源稟賦與外部保障，而且大規(guī)模企業(yè)環(huán)境治理水平較高，企業(yè)邊際環(huán)保投資的成本也將提高較多，導(dǎo)致大規(guī)模企業(yè)在面對(duì)所得稅優(yōu)惠政策時(shí)反應(yīng)不夠敏感。

其次，企業(yè)獲得信貸支持異質(zhì)性。（2）列中treat×post08×financial_support的系數(shù)顯著為正，說明在企業(yè)有金融機(jī)構(gòu)提供信貸支持情況下，此時(shí)稅收優(yōu)惠政策的實(shí)施對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響效應(yīng)更大，這也充分說明及時(shí)、充足的資金融通可以有效保障企業(yè)環(huán)保投資活動(dòng)，那么緩解企業(yè)由治污投資而對(duì)財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)的擔(dān)憂，將促使其增加環(huán)保投資。

再次，企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)與公司治理異質(zhì)性。（3）列中treat×post08×political_conn的系數(shù)顯著為正，意味著對(duì)于有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，其環(huán)保投資對(duì)稅收優(yōu)惠政策的響應(yīng)程度更高，有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)出于維系或加強(qiáng)政治聯(lián)系的考慮，會(huì)調(diào)整自身投資行為，順應(yīng)環(huán)保形勢(shì)要求，在改善企業(yè)環(huán)境治理形象方面會(huì)更加努力，從而企業(yè)會(huì)積極增加在環(huán)保方面的投資。此外，（4）列還觀察到treat×post08×firm_govern的系數(shù)為正，但并不顯著，說明不同的公司治理水平下，所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的擴(kuò)大效應(yīng)并不存在顯著差異。這也意味著企業(yè)治理能力并不會(huì)改變所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)治污投資的顯著促進(jìn)作用。

最后，企業(yè)所處區(qū)位異質(zhì)性。中國(guó)各區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，不同的地區(qū)在資源稟賦、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、政府干預(yù)程度等方面存在較大差異，可能導(dǎo)致企業(yè)對(duì)稅收優(yōu)惠政策產(chǎn)生不同的反應(yīng)，已有研究也發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)保投資決策受企業(yè)所處區(qū)位的影響（張三峰，2019）。為此，本文進(jìn)一步考察在不同地區(qū)，所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的激勵(lì)。根據(jù)企業(yè)注冊(cè)地，本文按照通常的標(biāo)準(zhǔn)，將樣本企業(yè)劃分為東部、中部和西部三個(gè)區(qū)域，然后進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表10 的（1）～（3）列所示。

表10 所得稅抵免政策的地區(qū)差異性分析

可以看出，treat×post08的系數(shù)在東部和西部地區(qū)均顯著為正，這表明對(duì)東部和西部地區(qū)的私營(yíng)企業(yè)而言，所得稅收優(yōu)惠政策對(duì)其環(huán)保投資有顯著的促進(jìn)作用。然而，對(duì)于中部地區(qū)的私營(yíng)企業(yè)，treat×post08的系數(shù)為正但不顯著，所得稅優(yōu)惠政策的激勵(lì)效應(yīng)未能顯現(xiàn)?？赡艿慕忉屖?，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，地方政府及公眾對(duì)環(huán)境質(zhì)量也具有較高的追求，這會(huì)促使企業(yè)加大環(huán)保投資。對(duì)西部地區(qū)而言，由于地理位置偏僻、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低等因素，西部地區(qū)企業(yè)發(fā)展受到較多限制，導(dǎo)致西部地區(qū)企業(yè)的環(huán)保投資處于較低水平，進(jìn)而會(huì)使西部地區(qū)的私營(yíng)企業(yè)對(duì)所得稅優(yōu)惠政策的敏感性更高。本文的這一回歸結(jié)果表明，政府部門需考慮地區(qū)間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境等方面的固有差異，進(jìn)而因地制宜的采取相應(yīng)的對(duì)策，以最大化發(fā)揮政策優(yōu)勢(shì)和釋放政策紅利。

七、結(jié)論與啟示

自黨的十九大報(bào)告提出“構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會(huì)組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”以來，如何提升企業(yè)環(huán)保意識(shí)、促進(jìn)企業(yè)增加環(huán)保投資在學(xué)術(shù)界受到了廣泛關(guān)注。本文以2008年《企業(yè)所得稅法》關(guān)于企業(yè)環(huán)保投資的所得稅優(yōu)惠政策調(diào)整為自然實(shí)驗(yàn)，利用2006—2016年中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)造了包含6 次企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的混合截面數(shù)據(jù)集，探討企業(yè)所得稅優(yōu)惠對(duì)企業(yè)環(huán)保投入的影響及其內(nèi)在機(jī)制，嘗試在邊際上為產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)綠色投資行為研究提供新的認(rèn)知。

本文發(fā)現(xiàn)：第一，2008年《企業(yè)所得稅法》關(guān)于企業(yè)環(huán)保投資的所得稅優(yōu)惠政策顯著促進(jìn)了處理組私營(yíng)企業(yè)環(huán)保投資水平，這一結(jié)論在考慮了回歸模型的識(shí)別假設(shè)條件和其他一系列可能干擾估計(jì)結(jié)果的因素后依然成立。第二，異質(zhì)性影響表明，所得稅優(yōu)惠政策對(duì)于規(guī)模較小的企業(yè)、能得到信貸支持的企業(yè)及具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)影響效果更突出；此外，所得稅優(yōu)惠政策顯著促進(jìn)了東部和西部地區(qū)企業(yè)的環(huán)保投資，而對(duì)中部地區(qū)企業(yè)的影響并不顯著。第三，影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，所得稅優(yōu)惠政策產(chǎn)生顯著激勵(lì)效應(yīng)主要源自政策調(diào)整后企業(yè)自由資金的增加及融資約束的緩解，具體表現(xiàn)為企業(yè)稅負(fù)減輕和外源融資能力增強(qiáng)。

基于上述研究結(jié)論，本文的政策啟示如下：①對(duì)政府而言，以生態(tài)文明建設(shè)為契機(jī)，持續(xù)完善與落實(shí)企業(yè)環(huán)保投資稅收優(yōu)惠等功能性產(chǎn)業(yè)政策工具，并綜合運(yùn)用事后獎(jiǎng)勵(lì)和事前扶持兩種激勵(lì)方式，發(fā)揮市場(chǎng)的基礎(chǔ)性作用，促使企業(yè)增加環(huán)保投資。同時(shí)，完善環(huán)境稅收制度體系，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)政策、市場(chǎng)機(jī)制和環(huán)境政策三方協(xié)同激勵(lì)企業(yè)增加環(huán)保投資。②在政策實(shí)施中，要重視產(chǎn)業(yè)政策工具與環(huán)境政策工具的協(xié)同性，在實(shí)施命令-控制型政策工具時(shí)，可輔以金融政策工具，如為企業(yè)提供充足的信貸支持，并且對(duì)中小型企業(yè)采取更為優(yōu)惠的政策等，這將能更有效的引導(dǎo)企業(yè)等市場(chǎng)主體增加綠色投資。③加大對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)的稅收優(yōu)惠，相對(duì)于東部地區(qū)，中西部地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備更為落后，更需要稅收優(yōu)惠來更新企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備。④對(duì)企業(yè)而言，運(yùn)用稅收優(yōu)惠政策能引導(dǎo)企業(yè)家在經(jīng)營(yíng)管理中轉(zhuǎn)變“寧交罰款，也不愿投資治理污染”的理念，使私營(yíng)企業(yè)主動(dòng)將過程與源頭治理污染理念融入到企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中。通過政策的實(shí)施，使私營(yíng)企業(yè)主意識(shí)到增加在環(huán)保方面的投資不僅可以減輕企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，使企業(yè)可支配資金增多，而且還能使企業(yè)更易獲得金融機(jī)構(gòu)的信貸支持。