环保“费”改“税”能提高制造业企业绿色创新水平吗？——基于环保税政策实施准自然实验的证据

刘党文，尹 婷，谢帮生

(福建农林大学 经济管理学院，福建 福州，350002)

一、引言

改革开放至今，中国经济飞速发展，但也伴随着资源急剧消耗、环境污染等问题。政府为了更好地保护生态环境，陆续出台并完善了环保法规。排污收费制度作为环境治理体系的重要组成部分，在促进企业节约和综合利用资源、绿色发展以及降低环境污染等方面发挥了重要作用。但随着技术的进步，该制度也越发难以适应现代环境治理体系，存在行政干预过多、征收力度弱、寻租等问题。由于排污费收费标准偏低，污染企业宁愿选择污染生产并缴纳一定的排污费用，也不愿加大创新投入改进生产方式来进行绿色生产，进而导致该制度对于企业污染排放的抑制作用逐渐失效。因此我国于2018年起施行《中华人民共和国环境保护税法》(下文以“环保税”简称)用以代替排污费制度。“环境保护税法”不仅是中国环境税制的重要改革，也是推动生态文明建设的重要举措，其主要目的是引导企业进行绿色转型，倒逼企业承担环境责任，实现环境目标和经济发展的协同，既要金山银山也要绿水青山。

“环保费改税”的总体思路是遵循排污收费制度向环保税法体系顺利过渡的原则，以实现二者无缝衔接。然而，环保税在征收力度、减排优惠及税额等方面对比排污费而言都有较大的改变。首先，两者征收力度不同，排污费属于行政收费而环保税属于税收，税收的强制性致使环保税的征收力度远大于排污费，从制度上堵住了企业通过寻租等方式规避治理污染的漏洞；其次，减排享受的优惠不同，排污费制度只设置一档减排优惠，而此次的环保税增加至两档优惠，并且减排越多，优惠力度越大，减税优惠的目的旨在发挥税收的激励作用给予环境治理的企业更多补偿；最后, 计税额度不同，环保税将原排污费收费标准作为税额下限，税额上限可达最低标准的10倍。这一政策的出台体现了国家对生态文明建设的重视和关注，也对企业未来的绿色创新发展提出了更严格的要求，对企业产生了多方面的影响。绿色创新一方面能够实现人与自然的和谐发展，从长远来看能够促进企业的可持续发展；但另一方面，绿色创新需要企业加大对研发创新的投入，这可能降低企业的短期经营风险防范能力，对企业的日常生产经营产生一定的负面影响。同时现有研究发现，具有节能、降耗、降低污染作用的绿色创新不仅是制造业企业转变生产方式、有效利用资源、控制排污规模的有力工具，也是影响企业长期减排成本最重要的一项因素。那么排污费改环保税后，企业会如何权衡环境治理的成本与收益？环保费改税是否会倒逼企业进行绿色创新以进行污染治理？以上问题需要用经验数据去验证。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

学术界目前有着丰富的关于环境规制影响企业绿色创新行为的研究成果，但没有得出相对统一的结论。根据“波特假说”，严格且合适的环境监管将增加企业治理环境污染的成本，而新的成本压力将迫使企业进行绿色创新，通过创新手段弥补环境监管成本的上升。Popp[1]研究发现引入更严苛的环境规制会影响企业的专利数量；Ambec[2]等进一步发现市场激励型环境规制会推动企业提高创新水平；Nesta[3]等指出环境规制在高质量绿色专利的产生中起着至关重要的作用。上述学者的研究表明环境规制确实能倒逼企业进行创新，通过创新获得的收益来对企业提升的成本进行补偿。然而，新古典主义学派的理论表明，严格的环境监管会产生资源挤压效应，因为它会增加企业制度遵从的成本，增加企业的融资负担，从而占用企业资源进行绿色创新。Wagner[4]研究发现，环境规制强度越高，企业的绿色技术创新水平越低；李建军[5]等利用 2001—2013年省际面板数据，研究发现向企业征收排污费并不能降低“三废”排放，反而增加“三废”排放。

实际上无论是排污费还是环保税，其都属于“庇古税”的一种表现形式，旨在迫使企业生产经营的过程中兼顾污染防治，促使制造业企业减少排放“工业三废”等污染物 。关于环保“费”改“税”这一政策对企业行为产生了何种影响，学者们已从多方面进行探讨但尚未得出一致的结论。有研究发现，环保“费”改“税”政策的落地在短期内对公司业绩的影响并不明显[6]117，但其通过提高企业的融资约束程度和经营风险以及降低企业业绩表现[7]57，显著降低企业对创新的投入。孔东民[8]等指出环保“费”改“税”政策显著降低了企业尤其是轻污染企业、非国有企业、中东部地区企业的环境信息披露质量；于连超[9-10]等研究发现排污费改环保税不但显著提升了企业产能利用率，也显著促进了重污染企业绿色转型。

梳理文献发现，国内外文献大量探讨了环境规制对于企业创新能力的影响，而基于我国上市公司样本考察中国基本环境经济政策即环境保护税的研究较少。那么，环保“费”改“税”政策对于企业绿色创新究竟是倒逼作用还是资源挤占效应？其作用机制又是什么？为了进行深入探讨，本文以2018年1月1日执行的环保“费”改“税”政策作为准自然实验，并以此代表更严格的环境规制，基于成本收益角度探讨环保“费”改“税”政策实施对于企业绿色创新的影响。本文的研究加深了市场型环境规制中环境税收政策对企业绿色创新活动影响的理解，有助于为后续的政策出台提供参考。

(二)研究假设

从已有的研究来看，排污费制度存在收费标准偏低、缺乏足够执行力等缺陷，致使我国环境污染问题日趋严重。在我国建立排污费制度后，企业往往有两种不同的抉择：一种是进行污染生产并缴纳排污费，另一种是进行绿色创新减污降耗，进而降低排污费用并获得创新收益。由于排污费收费标准偏低，并且管理者在排污费征管中还可以通过协商收费、欠缴等手段进一步降低其排污成本，而绿色创新不但需要大量的资金投入，还具有更高的风险，基于成本收益原则，当缴纳排污费的收益很高而其排污成本接近于零时，高管会更倾向于缴纳成本低、收益高的排污费而不是进行具有高风险的绿色创新，这也是过去制造业企业粗放式发展的原因。甚至，企业会挤占部分创新资金作为自己的排污成本进而降低企业的创新数量 。环保“费”改“税”政策颁布后，企业的排污成本和创新成本发生变化。从征收力度来说，税收的征收力度远大于行政收费，且税收的强制性和固定性从制度上降低了企业通过寻租降低成本的可能，这无疑会提高企业的排污成本。而环保税分档次的减排优惠不但意味着国家鼓励企业进行技术创新治污减排，减得越多优惠越大，而且这一优惠补偿了企业的创新成本，使得企业有更多的决策空间。最后，在税额上，环保税征收标准的改变进一步使企业的排污成本上升。在排污成本上升、而创新成本进一步下降的情况下，由于此时排污成本已经高于排污收益，甚至排污成本可能已高于绿色创新所需的投入，基于成本收益原则，制造业企业更可能选择节能环保的绿色创新的决策而不是缴纳高额的环保税[11]。基于此，提出假设：

H1：环保费改税政策会显著地对制造业企业的绿色创新水平产生正向影响。

环境保护税法虽然遵照税负平移准则，但其征税额度和征收方式均进行了大幅改动。具体来说就是国家将原排污费收费标准作为环保税税额下限，地方政府可自行调控税额标准，同时其税额上限不得高于国家底线的十倍。在此费改税政策中，北京、河北、江苏等12个省市在税负平移的基础上再提高了自身的税费标准(税负提标地区)，比如北京市的环保税收费标准就由下限调整为了最高的档次。环保费改税政策是推动企业绿色创新的重要传导机制，环境污染成本外部性内部化会提高企业的生产成本，进而导致排污惩罚成本大于创新成本。相较于税负平移地区的企业，税负提标地区的重污染企业面临的成本压力上升幅度更高，因而管理者更可能基于成本收益原则进行节能降耗的绿色创新，以改善生产工艺，缓解环境成本压力。另外根据信号传递理论，对于税负提标地区而言，地方政府通过提高环保税收费标准也向企业传递了政府对于治理污染的决心。无论是外部压力还是内部成本压力，都要求企业提升自身绿色创新水平。基于此，提出假设：

H2：环保费改税政策会更显著地影响税负提标地区制造业企业的绿色创新水平。

在我国，环境保护责任一般都落实到地方政府，但由于各地区之间的法律环境存在较大差异，地区法治水平的高低会直接对环保税法的实施效果产生影响。在良好的法律环境下，地方政府为有效实施环境保护税法会投入更多的司法资源，做到有法必依、执法必严，切实给予企业更大的成本压力，倒逼企业在决策当中选择提高自身的绿色创新水平。然而，在低法治水平地区，地方政府有时为完成经济目标和实现官员晋升而给予企业环境治理寻租的机会，从而可能会降低企业环境税负的成本压力。因此，地区法治水平将影响环境税收政策的有效性。在法治水平较高的地区，环保费改税政策的实施效果将对企业产生更大的影响。基于此，提出假设：

H3：环保费改税政策对高法治水平地区制造业企业的绿色创新水平产生的正向冲击更显著。

三、研究设计

(一)样本和数据来源

由于2020年及之后爆发的新冠肺炎疫情可能会对制造业企业的创新决策造成干扰，选取我国 2016—2019年深沪两市A股制造业企业作为初始样本。将样本企业分为重污染企业(实验组)和非重污染企业(对照组)，其中重污染企业的定义是根据2008年版《上市公司环保核查行业分类管理名录》中划分的16类重污染行业与证监会2012版的《上市公司行业分类指引》匹配获得。绿色专利数据从国家知识产权专利数据库和WIPO的国际专利分类绿色清单匹配获得，其余数据均来自CSMAR数据库。

本文还对样本数据进行了如下筛选：剔除在2016—2019年存在交易状态异常 ( ST、PT) 、数据或样本严重缺失的企业，最终构建了有1 331家制造业企业，4个观测年度，共5 324个样本观测值的平衡面板数据。为减少极端值的干扰，所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理，并使用公司个体的聚类稳健标准误。

(二)变量定义

1.被解释变量

将制造业企业绿色创新水平作为被解释变量。企业绿色创新水平主要使用代表创新产出的绿色专利数量来度量，其反映了企业在经营管理过程中绿色创新的活跃度和创新能力。在分类上，绿色专利分为绿色发明专利和绿色实用新型专利两类，其中只有绿色发明专利需要通过实质性审查，这意味着绿色发明专利的创新质量更高，更能说明企业的绿色创新水平。由于专利授权往往滞后于专利申请1～2年，最终选择将绿色发明专利申请数作为企业的绿色创新水平的代理变量，后续将该变量替换为绿色专利申请数进行稳健性检验。

2.解释变量

解释变量包括分组虚拟变量 (treati) 、时间虚拟变量 (Postt) 及两者的交乘项 (Postt×treati) 。其中，以重污染企业为实验组，若企业为重污染企业，则treati取值为1，反之取0；Postt反映政策在第t年是否已经执行，即将环保费改税政策落地的 2018年1月1日设为政策冲击时点， 在2018年及之后的Postt取1，反之为 0；交互项Postt×treati为核心解释变量，其系数反映了环保“费”改“税”政策对于企业绿色创新水平影响的净效应，若该系数显著大于零，则表示受到环境费改税政策冲击的企业相较于其他企业而言，其绿色创新水平提高得更为显著；若该系数显著小于零，则表示受到环保费改税政策冲击的企业相较于其他企业而言，其绿色创新水平降低得更为明显。

3.控制变量

参考金友良[6]117等、孙雪娇[7]57等的研究选择控制如下变量：公司规模(size)、公司业绩(Roa)、公司成长性(grow)、公司独立董事比例(Indep)、公司第一大股东持股比例(LHR)、企业董事会规模(dirsize)、股权性质(soe)、财务杠杆(lev)、时间固定效应(λt)和公司固定效应(μi)。各变量定义见表1。

表1 变量定义Tab.1 Variable definition

(三)模型构建

根据本文设定，初始模型构建如下:

Griit=α0+α1Postt×treati+α2controls+λt+μi+εit

(1)

其中，t表示时间，i表示企业，Gri为被解释变量企业绿色创新水平，Postt×treati为衡量政策净效应的交互项，controls为控制变量的集合，λt为时间固定效应，μi为个体固定效应，α0为常数，α1、α2为相对应变量的系数，εit为模型误差。

四、实证分析

(一)描述性统计

表2是各变量的描述性统计。Gri的均值为0.273，中值为0，标准差为0.668，说明在不同企业之间绿色创新仍存在较大差异；Post均值为 0.500，标准差为0.500，相对较小，说明样本规模在环保费改税前后相差不大、较为均衡；soe的均值为0.322，中值为0，表明制造业企业中大部分为民营企业，国有企业占比为32.2%；size的最大值为25.70，最小值为20.09，标准差为1.14，表明样本内的企业规模相差较大，囊括了绝大部分制造业企业，而中位数和均值分别为22.27和22.38，表明企业分布得较为均匀。

表2 变量描述性统计Tab.2 Variable descriptive statistics

(二)平行趋势检验

图1 平行趋势检验Fig.1 Parallel trend test

平行趋势检验是指实验组和对照组在受到政策冲击之前保持相同或近似的发展趋势以满足双重差分模型的前置假设。为检验实验组与对照组在政策实施前是否存在相近或类似的趋势，以2016年为基期，从 2016—2019 每年单独生成虚拟变量Postt×treati，并纳入模型(1)中进行回归。平行趋势检验的结果如图 1 所示，在政策冲击时点之前，系数并不显著，表明政策执行前实验组和对照组的绿色创新水平发展趋势不具有显著区别，这意味着实验组和对照组之间存在共同趋势，通过了平行趋势检验，可以应用双重差分法。

(三) 多元回归分析

表3的列(1)(2)报告了环保“费”改“税”与企业绿色创新的回归结果，在第(1)列中未加入相关控制变量，仅控制了时间、个体固定效应，交乘项Postt×treati的系数为 0.061，在 5%的水平上显著，列(2)同时加入了控制变量和时间、个体固定效应，在加入控制变量之后，交乘项Postt×treati的系数由 0.061 下降为 0.057，显著性水平为 5%，无论是否加入控制变量，环保费改税政策均在 5%的显著性水平上促进企业的绿色创新。表明环保费改税政策所提升的环境规制强度确实给予重污染制造业企业较大的成本压力，促使企业加大技术创新投入，提升企业绿色创新水平，验证了假设 H1。

表3 政策对于企业绿色创新的影响Tab.3 Influence of the policy on green innovation of enterprises

按照各省份是否提高环保税收费标准将样本划分为税负平移地区和税负提标地区进行分组检验。在加入了一系列控制变量和控制了时间、个体固定效应后，表3第(3)(4)列分别代表税负平移省市和税负提标省市的分组回归结果。该结果显示，Postt×treati的系数在税负提标地区企业显著为正，而在税负平移地区样本中不显著，表明相较于税负平移的区域，环保费改税政策对于税负提标地区的冲击更为显著，验证了假设2。

使用王小鲁[12]等编制的中国分省份市场化指数报告中的子指标“市场调节组织的发育和法律制度环境”来度量地区法治水平，其值越大，表示地区法治水平越高，环保费改税政策的执行力度也就越强。以每年各省份地区法治水平值的中位数为分类标准，超过中位数就将其分为高法治水平地区组(列6)，反之为低法治水平地区组(列5)，按模型(1)进行回归。相关的回归结果列于表3列(5)(6)，高法治水平地区组在10%水平上显著为正，低法治水平组上不显著。这说明相较于法治水平低的地区，环境保护税法在法律环境良好的地区对企业绿色创新水平的促进效果更佳，验证了假设3。

(四)稳健性检验

1.安慰剂检验

由于不同的外生事件可能在同一时期对研究目标产生冲击，环保“费”改“税”政策对制造业企业绿色创新水平的正向影响或许是一个“假事实”，即企业绿色创新水平的提高并不是因为国家颁布了环保费改税政策这一事实而是受其他政策影响。通过安慰剂检验来识别“环境保护税法”对企业绿色创新的影响的唯一性，将环保费改税实施的时间点设定为2017年，然后重新按模型(1)进行回归， 检验结果如表4列(1)所示。在回归结果中，交乘项Postt×treati的系数不显著，表明环保“费”改“税”的政策影响具有唯一性，说明本文构建的外生冲击是准确的，结论可靠。

为保证回归结果不受随机因素干扰，选择随机设定费改税政策实验组，然后按模型(1)重新回归500次。图2报告了安慰剂检验估计系数的分布结果，可以看到，估计系数分布在零的附近呈正态分布，符合安慰剂检验的预期，表明结果可靠。

表4 稳健性检验Tab.4 Robustness test

图2 安慰剂检验估计系数的分布结果Fig.2 The distribution results of placebo test estimation coefficients

2.倾向得分匹配

为了缓解遗漏变量导致的内生性问题，通过倾向得分匹配(PSM)法，在公司规模、成长性、企业财务风险和盈利能力等公司特征上给实验组匹配一个各方面最为相似非重污染行业企业的样本。匹配后，所有控制变量的标准化偏差绝对值均小于10%，且大部分变量的t值不显著，这说明实验组和对照组非常接近，满足双重差分法模型的回归要求。回归结果如表4列(2)所示，排除公司特征影响和选择性偏差后，假设1的交互项系数依旧在5%的水平上显著为正，即环保费改税政策显著提高了制造业企业绿色创新水平。

3.替换因变量

为确保回归结果更为稳健，将被解释变量更换为绿色专利申请量，该变量由绿色发明专利申请量与绿色实用专利申请量加总计算得出，即采取改变企业绿色创新水平的衡量方式，同样进行对数化处理后使用模型(1)回归。回归结果如表 4列(3)所示，交乘项 Postt×treati的系数在 5%水平上显著为正，故排污费改进为环保税制度确实促进了企业的绿色创新，说明本文结论是稳健的。

五、影响机制检验

在排污费制度时期，企业大多通过多种手段降低排污费，这种不当行为导致企业向外界披露的生产成本中并没有包含应当承担的环境治理成本。这不仅会导致企业产品价格严重失实和利润虚高，而且也会助长企业过度投资，引发资源浪费和恶性竞争。而环保费改税政策提高了企业的成本压力，会降低企业的利润水平并抑制企业的过度投资[10]40，从而提升企业的创新能力，促进企业提高绿色创新水平。为检验上述机制，利用CSMAR数据库中经营困境非效率投资数据构建一个虚拟变量ine，当企业存在过度投资时该变量取1，否则取0。将该虚拟变量与政策交互项进行交乘，得到表5回归结果。可以看出，核心解释项在10%水平上显著为负，表明环保费改税政策冲击后，随着重污染制造业企业过度投资水平的降低，企业的绿色专利数量逐步上升。

表5 机制检验Tab.5 Mechanism test

六、进一步分析

(一)融资约束的影响

创新通常需要持续不断地投入大量资金，企业往往通过银行贷款、股权融资、公共财政、风险投资等外部融资渠道来为绿色创新活动筹集资金。但由于企业与投资者之间存在信息不对称以及创新无形且高风险的性质，其融资成本往往高于其他投资。已有研究发现，融资问题已成为阻碍企业绿色创新活动的关键难题[13]。企业的绿色创新活动一般会因为面临严重的融资问题而被迫放弃或中止，从而影响企业的绿色转型。因此，进行绿色技术创新活动的企业通常会面临资金限制问题。但企业的融资约束越小且资金不受限制，受到环保费改税政策影响时就能吸引更多的投资来开展绿色技术创新活动。因而本文预期环保费改税政策的实施对低融资约束企业绿色创新水平的提高具有更显著的作用。使用SA指数来代表融资约束[14]，根据其中位数将样本企业分为低融资约束组(列1)和高融资约束组(列2)，用模型(1)回归，回归结果如表6列(1)(2)所示。该结果意味着，低融资约束组企业更容易受到环保费改税政策的影响进而提升其绿色创新能力，而在高融资约束组企业中这种效应不显著。

表6 进一步分析Tab.6 Further analysis

(二)碳交易试点政策的影响

在颁布环境保护税法之前，我国也出台了碳交易试点、环境保护法等多个环境政策和法律。为进一步考察已有的环境法律及政策是否会对环保费改税政策效应产生影响，根据2011—2016年设立的碳交易试点区域(北京、上海、天津、重庆、湖北、广东、深圳、福建)将企业分为试点企业(列4)和非试点企业(列3)进行分组回归，回归结果如表6列(3)(4)所示。实证结果表明碳交易政策和环境费改税政策虽同属于市场激励型环境规制，同类型的环境规制之间可能不存在叠加效应，在碳交易试点政策已经促进企业提高绿色创新水平的情况下 ，环保费改税政策对于试点地区企业的效果不显著，而对于非试点企业存在显著的促进作用。

七、经济后果分析

当前，中国经济正处于转变为高质量发展的关键阶段，经济高质量发展的具体表现是企业的高质量发展，企业高质量发展的具体体现是企业全要素生产率的提高[15]。我国实施环境保护税法的目的是通过加强环境管理体系，促进制造业企业向环境无害化转变。因此，采用OP法测算出的企业全要素生产率代表企业高质量发展，并使用模型(1)对该被解释变量进行回归。如表7列(1)所示，环保费改税政策在10%水平上显著提高企业全要素生产率。这表明，环境规制强度通过实施环保费改税政策能够得到提升，从而促进企业高质量发展，提高企业全要素生产率。对于制造业企业而言，绿色和创新是其能否高质量发展的关键驱动因素。根据波特假说，具有合适强度的环境规制可以倒逼企业进行创新，进而提高企业的全要素生产率。基于已验证假设1的基础上，将企业全要素生产率作为被解释变量，使用绿色创新水平(Gri)与政策交互项进行交乘，其回归结果如表7列(2)所示，交乘项在10%水平上显著为正。这表明环保费改税政策能激发企业开展绿色创新活动，优化生产工艺，改进生产方式，减少环境污染，有利于企业高质量发展。

表 7 经济后果分析Tab.7 Economic consequences

八、结论与建议

借助双重差分法对环保费改税政策的实施效果进行研究，发现：和非重污染制造业企业相比，环保“费”改“税”政策显著提高了重污染制造业企业绿色创新水平，在税负提标省市以及高法治地区，这种效应更显著，其主要机制是企业成本压力的提高降低了企业过度投资水平进而倒逼污染企业绿色创新；这种效应在低融资约束和非碳排放交易试点地区企业中更明显；环保费改税政策实施带来的环境规制强度提升能够通过倒逼企业绿色创新进而提高企业全要素生产率，促进企业高质量发展。

本文的研究结果为政府完善环境税制、推进制造业企业提高绿色创新水平以实现绿色转型升级提供了启示。一是环保“费”改“税”政策具有良好的政策效应，应在现有基础上继续优化和完善，扩大环境保护税，如碳税的征税范围，提高税负平移区环境保护税税额标准，充分发挥环保税激励企业提升自身绿色创新水平进行环境治理的作用；二是加强地区法治建设，提升地区市场化水平，做到有法可依、有法必依，让环保税法成为促进企业绿色创新的法制基础，进一步提高环境政策的实施效果；三是政府应考虑为敢于进行绿色创新的公司提供更多的扶持补贴和鼓励政策，营造良好的创新氛围，改善这类公司的融资环境，增强其融资能力，降低其融资约束，使企业敢于创新、勇于创新；四是对于制造业企业而言，在污染生产已经逐步走到末路之时，应积极采取措施来应对当前绿色环保的大趋势，秉持可持续发展理念，加大环保投入，进行绿色创新，走转型升级之路，此外企业应多向社会公众和市场传递保护环境的正面信息，营造良好的企业形象，以便获得更多资源。