环保税对企业全要素生产率的影响研究

杨 杨 杨雨诗 杜 剑

一、引言

我国经济已经实现了由快速发展阶段转向高质量发展阶段，党的十九大报告指出，经济高质量发展必须要提高全要素生产率。提高全要素生产率是提高劳动生产率、实现高质量发展的动力源泉，对全面建设社会主义现代化国家具有重要意义。2018年我国环保税法正式实施，强化了税收在环境治理上的调控作用，是中国顺应全球经济低碳蓬勃发展，推动实现绿色发展的长远布局。2020年“双碳”目标的提出，再次强调了生态文明建设的重要性，明确了推动经济社会绿色转型是我国未来发展的战略举措。“以环境换增长”的发展模式不再适应当下绿色低碳背景，环境问题将成为限制经济发展的一大因素。从“十一五”规划中的“建设资源节约型、环境友好型社会”到“十四五”规划中“推动绿色发展、促进人与自然和谐共生”，我国对环境重视程度不断提高，环境规制强度不断加大。以环境为约束，协调经济可持续发展和生态保护是企业探索的新路径。全要素生产率实质可视为企业的生产效率，为了兼顾企业经济增长和环境保护，实现两者的均衡发展，深入研究环保税与全要素生产率之间的关系具有重要意义。这不仅对企业制定未来的发展战略和实现绿色低碳转型至关重要，同时为制定合理、有效的环境规制奠定基础。

当前越来越多的学者研究环保税对企业全要素生产率的影响，主要可以分为三种观点。第一种观点是环保税会抑制企业的全要素生产率。环保税增大了企业的排污成本和税收负担(Gray，2005[1])，从而产生“挤出效应”(Lanoie等，2011[2])，使企业原本的生产资金用做治污(Greenstone，2002[3])，对企业的运营能力产生负面影响，从而抑制了企业经济的发展(秦昌波等，2015[4])，使企业面临被淘汰的风险(Aldy，2016[5])。第二种观点是环保税会提高企业的全要素生产率(Berman和Bui，2001[6]；Alpay等，2002[7]；Molina 等，2009[8])。当企业面临环境规制时，为了减少税收负担，企业会通过技术创新(Porter和Van der Linde，1995[9])、调整资产结构(Abdullah和Morley，2014[10])等方式积极地应对外部政策的刺激，从而实现企业的可持续发展。第三种观点是不确定假说，由于环保税不是影响全要素生产率的全部因素，并且对其影响程度不明确，所以两者之间的关系并不确定。这种不确定关系大致又可以分为四种。一是环保税对全要素生产率的影响是先促进后抑制(Johnstone等，2017[11])。环境规制对全要素生产率的影响是存在门槛值的，在门槛值以内是促进作用，超过门槛值则会产生抑制作用。二是环保税对全要素生产率的影响是先抑制后促进，呈现U型(李玲，2012[12]；蒋伏心等，2013[13]；原毅军和谢荣辉，2016[14]；张小筠等，2020[15])。三是环保税对全要素生产率的影响存在两个门槛值，呈现N型(王杰和刘斌，2014[16]；靳亚阁和常蕊，2016[17])。四是环保税对全要素生产率的影响并不明显(Metcalf，2007[18]；Adamou等，2012[19])。

通过文献梳理发现，国内外对广义的环保税与全要素生产率之间的关系已经有了深入的研究，但是并没有统一的观点。鉴于此，本文以沪深上市企业2012—2020年的数据为研究样本，选取狭义的环保税实证研究我国环保税对企业全要素生产率的影响程度及方向。并采取中介效应模型，探究环保税对全要素生产率的作用路径。

与现有研究成果相比，本文主要贡献在于：(1)拓宽了企业全要素生产率的研究视角，从狭义的“环保税”出发，研究环保税政策与企业全要素生产率之间的关系，为政府未来制定相关政策提供可供参考的依据。(2)根据文献梳理，总结出环保税可能作用于全要素生产率的三条路径：技术创新、财务绩效和资产结构，并采用中介效应模型对路径进行检验，进而明确了环保税的政策效应。(3)从异质性的角度分析了环保税对全要素生产率的影响，并深入探讨了造成异质性影响的原因，丰富了环保税和全要素生产率的研究内容。

二、理论分析与研究假设

(一)波特假说

传统的经济学家认为，环保税会增大企业的环境成本，对企业财务绩效具有抑制作用。

而波特假说认为环保税可以激发企业的创新活力，在长期内可以促进企业经济增长。波特假说提出了两个基本理论：“创新补偿理论”和“先动优势理论”，从全新的角度阐述了环境规制对企业全要素生产率的影响。“创新补偿理论”认为技术创新可以使企业研发新的绿色产品，提高企业的核心竞争力。企业会通过改进生产技术、优化生产流程不断完善绿色产品(Porter和Van der Linde，1995[9])，当这种绿色产品带来的收益足以抵消其生产成本时，便会促进企业全要素生产率的增长(Hamamoto，2006[20]；Yi等，2021[21])。“先动优势理论”认为，企业率先生产的绿色产品更符合绿色发展的理念，会产生积极的社会效应，提高企业的社会价值(何兴邦，2017[22])，帮助企业开拓新的市场、提高市场占有率(Abdullah和Morley，2014[10])，从而提高企业的盈利能力。

(二)要素投入视角

在环保税政策的干预下，出于政府压力或经济压力，企业都会在投入、产出上做出适当的调整，从源头上减少污染物的生成。企业会尝试将生产要素向低污染、低能耗的产品上倾斜以减轻税负。若要素投入的调整给企业带来的效益显著，就会刺激企业将更多的生产要素投入到绿色产品上。长此以往，企业为了加大生产效率、提高要素利用率，会对资产结构进行调整，彻底摒弃原来的非绿色产品，将生产要素从污染产业转向绿色环保产业，从传统产业流向新能源产业，从低效率部门流向高效率部门。这不仅可以解决企业由要素驱动生产导致的资源配置不合理、生产要素浪费等问题，还可以促进企业经济的增长。

(三)影响机制分析

现有研究中，关于环保税对企业全要素生产率的影响存在两种相悖的观点。第一种观点是环保税的征收会抑制企业的全要素生产率。环保税会直接加重企业的税收负担，对企业的财务绩效产生负向的影响(Cropper和Oates，1992[23]；Ramanathan，2010[24]；叶红雨和王圣浩，2017[25])。从静态的角度来看，除了企业必须要缴纳的环保税，企业还会花费人力、财力和物力减排治污，这都会直接增大企业的环境成本。从动态的角度来看，企业在政策的引导下会进行转型升级，从而减少排污、降低税收负担。企业转型升级会直接增大企业的研发成本，由于“挤出效应”，企业在产品投入、产出上的资金会相应减少(Lanoie等，2011[2])，企业的运营能力会随之下降(Jorgenson和Wilcoxen，1990[26])。同时企业转型升级可能导致企业产品的转换，企业运营能力的下降会使企业无法快速适应这种转换，从而负向影响企业的全要素生产率。第二种观点环保税的征收会促进企业的全要素生产率。由于企业个体差异的存在，在应对环境规制时，一部分企业为了减少税收负担会加大治污投入、积极转型升级，另一部分企业会选择被动地承担环保税来规避转型升级所造成的成本损失，只有当税收成本大于企业的治污成本时，企业才会做出改变。但这也说明，只要环境规制足够严格，企业都会转型升级，转型升级离不开企业技术创新和资产结构的调整。技术创新会给企业带来“先动优势”和“创新补偿”，资产结构的调整可以优化产品结构、组织结构，提高产业协调能力，从而提高企业全要素生产率。基于此，本文提出如下假说：

H1：环保税对企业的全要素生产率具有促进作用。

H2：环保税对企业的全要素生产率具有抑制作用。

三、模型、变量与数据

(一)模型设定

考虑到时间、地区等因素的影响，本文采用固定效应模型来探究环保税与全要素生产率之间的关系，构建具体模型如下：

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方法下计算的企业全要素生产率；TAX表示解释变量环保税；X表示的是控制变量，包括企业规模(Size)、产权比率(ER)、营业净利率(PR)、资产负债率(Lev)、收益留存率(T)、现金比率(CF)、产权性质(SOE)和融资约束(SA)；region为地区固定，industry为行业固定，year为时间固定；ε为随机扰动项。实证分析中均采用异方差稳健标准误以消除异方差的影响。

(二)变量选取

被解释变量。用LP方法计算下的全要素生产率(TFP)作为被解释变量。

解释变量。本文的解释变量是类环保税税额。2018年我国实施了环保税，所以2018—2020年的数据均来源于企业年报中的环保税数据。由于环保费改税遵循“税负平移”的原则，沿用“排污费”所确定的征收对象、范围和计税原则等(卢洪友等，2019[27])，所以2012—2017年的数据是用企业的排污费、清洁费、环保投入等与环境相关费用组成。

中介变量。根据本文提出的假设，选取的中介变量为技术创新、财务绩效和资产结构。技术创新(R&D)：技术创新取决于企业对科研项目的投入，本文借鉴白俊红和李婧(2011)[28]的研究方法，采用研发经费投入(R&D)来衡量技术创新。财务绩效(ROE)：财务绩效一般用会计指标来衡量，本文借鉴喻登科等(2016)[29]的研究方法，采用净资产收益率(ROE)来衡量。资产结构(STR)：在企业规模一定的情况下，资产结构的不同会导致全要素生产率的差异，本文参考邓伟根等(2016)[30]的研究方法，选取(固定资产+存货)/总资产的比重来衡量资产结构。

控制变量。在探究环保费改税对企业可持续发展影响的同时，还会受到其他因素的影响。参考以往的研究文献，选取企业规模、产权比率等控制变量。

全部变量的定义和代码如表1所示。

表1 变量定义表

(三)数据来源及说明

本文选取沪深上市企业2012—2020年的数据作为研究的样本，各企业财务数据来自国泰安数据库(CSMAR),环保税数据来自沪深证券交易所企业年报，其中2012—2017年的环保数据由各企业的年度排污费、绿化费、清洁费、环保达标资金等各项与环境相关的费用组成。为了使数据更平滑、稳定，本文对连续性变量进行1%水平的Winsorize缩尾处理,最终保留6 506个数据样本。为降低异方差的影响，对变量环保税和技术创新作对数化处理。企业全要素生产率的最小值为6.968，最大值为11.631，说明企业之间全要素生产率具有较大的差异。环保税的对数最小值为5.483，最大值为18.237，说明企业缴纳环保税的情况也有明显不同。其他变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证分析

(一)基准回归

为了探究环保税对企业全要素生产率的影响，本文采用了OLS模型进行基准回归，回归结果如表3的列(1)、列(2)。无论是否加入控制变量，回归系数均在1%的水平上正向显著，说明环保税可以促进企业的全要素生产率。但是该模型下R2的值较小，说明拟合程度较差。由于企业的产权性质、企业规模不同都会对企业产生实质性的影响，所以本文采用固定效应模型重新进行估计，回归结果如表3的列(3)、列(4)。该模型的拟合优度明显高于OLS模型，回归结果依然表明环保税对全要素生产率有明显促进作用，说明了结果的可靠性，同时验证了假说H1。

表3 基准回归表

(二)异质性检验

1.对不同区域企业全要素生产率的影响。

由于地理位置的不同和资源储备的差异，我国区域经济之间存在着发展不均衡的现象。东中西部地区经济发展水平不同，环保税政策的落实情况也会不同，从而会产生地区政策效应差异(陶静等，2020[31]；冯斐等，2020[32]；杨杨等，2021[33])。相对于中西部地区，东部的经济更为发达，因此可能导致不同区域企业的全要素生产率也存在差异。本文在探究整体层面上环保税对企业全要素生产率的影响上，进一步分析东部、中部和西部地区①不同区域环保税对企业全要素生产率的影响作用。

表4中的列(1)、列(2)、列(3)分别是东部、中部和西部地区企业在模型(1)下的回归结果。从经验p值可知，东中西部三组的组间系数差异在1%的水平上显著。回归系数均是正向显著，说明环保税对不同区域的企业全要素生产率都具有促进效果。根据回归系数可知，环保税对东部和中部地区的企业全要素生产率促进作用更明显，而对西部地区的促进作用较弱。这可能的原因是东部沿海地区对外开放程度更高，客观地促进了商业经济的发展。加上前数十年的政策倾斜，无论是在基础建设或是人才吸引等方面都更具备优势，使得东部地区的经济发展遥遥领先。所以环保税对东部地区企业全要素生产率的促进作用是十分显著的。近年来，政府提出的“中部崛起”和“西部大开发”计划有效地改善了两极分化的局面。中部地区既有高原地区也有平原，在耕种或基础设施的修建上难度要小于西部地区，加之政策的扶持，中部地区的经济发展得到了猛速增长。西部地区靠近内陆，并且高原较多，使得经济发展缓慢。但是西部地区具有丰富的自然资源，可以充分发挥要素驱动的优势，加上国家对西部地区的大力扶持，西部地区的经济得到了发展。所以环保税对西部地区的经济也会起到明显的促进作用。由于西部和东部经济差距的客观存在，这种促进作用会明显弱于东部和中部地区。

表4 不同区域异质性检验

2.对不同产权性质企业的全要素生产率的影响。

由于非国有企业的盈利性，企业制定发展战略是为了追求利益最大化(Delios和Wu，2005[34])，因此非国有企业在经营管理、监督控制上(Villalonga和Amit，2009[35])都优于国有企业，非国有企业的生产效率(吴延兵，2012[36])和盈利能力(Dewenter和Malatesta，2001[37])都高于国有企业。赵红(2007)[38]认为，产权性质不同的企业在研发投入上具有较大的差距，部分企业会被动缴纳环保税，而另一部企业会积极创新，转型升级。张平等(2016)[39]认为，政企关系的不明确在一定程度上会影响环保税和全要素生产率之间的关系。因此环保税和全要素生产率之间的关系还会受到产权性质的影响，所以本文对国有企业和非国有企业进行异质性检验。

表5的列(1)、列(2)分别是国有企业和非国有企业在模型(1)下的回归结果。从经验p值来看，两组的组间系数差异在5%的水平上显著。由回归系数比较可知，环保税对非国有企业全要素生产率的促进作用显著于国有企业。这可能的原因是，与非国有企业相比，国有企业具有明显的国家优势、政治优势和组织优势。国有企业有国有资本的支持，在投资、研发上都面临较少的融资约束。并且国有企业并不单纯地追求利益，它承担的社会责任更多，这在一定程度上会提高企业的社会价值和品牌竞争力，对全要素生产率具有正面影响。

表5 不同产权性质的企业异质性检验

3.对于不同行政等级城市的企业全要素生产率的影响。

“十四五”以来，江西、山东、贵州等省份纷纷实施“强省会”战略，省会城市对于区域经济的引领作用日益凸显。各省份为省会城市提供更多的资源支持和政策扶持，不断升级产业结构、优化营商环境，使得省会城市的经济发展领先于非省会城市。所以本文对不同行政等级城市的企业全要素生产率进行异质性检验，探究主回归结果是否稳健。

表6的列(1)、列(2)分别是省会城市和非省会城市在模型(1)下的回归结果。回归系数均在1%的水平上显著，说明环保税对不同行政等级城市的企业全要素生产率均有显著的促进作用。从经验p值来看，省会和非省会城市两组的组间系数具有显著的差异性。根据回归系数比较可知，环保税对于省会城市企业全要素生产率的促进作用要显著于非省会城市。这可能的原因是由于省会城市一般是各省份的政治经济文化中心，拥有更多的经济自主权，经济也更为发达。当面临环境规制时，具有雄厚的资金实力进行技术革新，从源头上减排去污。加上省会城市掌握着更丰厚的政治资源，对省份经济发展具有一定的带动作用。所以面临环境规制时，出于政治压力，更会率先技术革新，起到带头示范作用。

表6 不同行政等级异质性检验

(三)稳健性检验

1.替换被解释变量。

前文采用的全要素生产率是通过LP方法测度的，为验证主回归结构的稳健性，采用不同的度量方法对全要素生产率进行刻画。本文采取最常见的几种刻画方式：OP法、OLS法和FE法，在固定效应模型下进行回归，以此作为稳健性检验的一部分。由于全要素生产率存在滞后自相关性(刘建民等，2021[40])，所以本文将全要素生产率的滞后一期也作为被解释变量加入到面板固定效应的回归中，以验证回归结果的稳健性。表7的回归系数均是正向显著的，说明环保税可以显著提高企业的全要素生产率，本文主回归的结果是可靠的。

表7 替换被解释变量

2.考虑内生性问题。

考虑到模型可能存在遗漏变量的问题，同时解释变量环保税在测量上也存在一定的误差，因此需要对内生性问题进行检验。首先进行豪斯曼检验，该检验的原假设为“所有解释变量均外生”。经过检验，P值为0.045，即在5%的水平上拒绝原假设，说明环保税为内生变量。本文分别采取OLS法和工具变量法对内生性问题进行检验，并选取环保税的滞后一期作为工具变量法中的工具变量。

本文在用工具变量法进行内生性检验时，分别采用了2SLS、LIML、GMM和迭代GMM。其中LIML法对弱工具变量极不敏感，由于LIML与2SLS回归结果一致，所以可以认为不存在弱工具变量。由表8可知，四种工具变量法和OSL回归均在1%的水平上显著，说明本文主回归结果可靠。

表8 内生性检验表

3.剔除离群值。

由于北京、上海、天津和重庆是我国的四个直辖市，具有明显的政治、经济优势。相较于其他城市，具有更高质量的发展水平。所以本文将样本剔除四个直辖市后用固定效应模型重新进行估计，回归结果如表9。结果表明，环保税对全要素生产率具有显著的促进作用。

4.变换样本。

为了排除极端值的影响，本文对样本量进行了1%的Winsorize 缩尾处理。由于本文2012—2017年解释变量的数据是用排污费代替的，数据缺失较多，并且存在一定的误差。因此本文在此基础上，剔除环保税上下5%分位处的样本再次进行稳健性检验，回归结果如表9。回归系数在1%的水平上正向显著，表明了主回归的可靠。

表9 稳健性检验

五、环保税对企业全要素生产率影响的路径分析

环保税是通过怎样的作用路径影响企业全要素生产率是本文的研究重点。通过上述理论分析，本文认为环保税分别会通过技术创新、财务绩效和资产结构对全要素生产率产生影响。为了验证这三条作用路径是否存在，本文借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)[41]的研究思路，采取逐步回归的方法来检验中介效应，在已建模型的基础上，检验模型中的系数是否显著，从而判断中介效应是否存在，其检验程序如图1所示。

图1

(一)“环保税→技术创新→全要素生产率”的路径分析

为了探究环保税是否可以通过技术创新作用于全要素生产率，本文构建如下模型进行中介效应检验。表10的列(1)(2)(3)分别是在模型(2)(3)(4)下的回归结果。

表10 中介效应检验：技术创新路径

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是指企业的技术创新，其他变量定义同上。列(1)(2)(3)的回归结果均显著，即对应系数α、β、λ和λ1均显著。根据逐步回归检验程序图，可以说明技术创新的部分中介效应成立。列(1)研究了环保税与全要素生产率之间的关系，根据回归结果可知，环保税可以正向促进企业的全要素生产率。列(2)研究了环保税和技术创新之间的关系，回归结果表明，环保税可以促进企业的技术创新。列(3)LNR&D的回归系数正向显著，说明技术创新可以促进企业全要素生产率。由此说明“环保税→技术创新→全要素生产率”的路径是存在的，并且两两之间是相互促进作用。

(二)“环保税→财务绩效→全要素生产率”的路径分析

为了验证“环保税→财务绩效→全要素生产率”的路径是否存在，本文构建如下模型：

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是指企业的财务绩效，其他变量定义同上。表11的列(1)(2)(3)分别是在模型(5)(6)(7)下的回归结果。根据逐步回归的检验机制，三个模型的回归系数均显著，说明财务绩效的部分中介效应成立。列(1)的回归结果说明环保税对全要素生产率具有促进作用，这与上文的回归结果相同，也说明了结论的可靠性。列(2)的回归结果表明环保税可以促进企业的财务绩效。列(3)ROE的系数正向显著，说明财务绩效对企业的全要素生产率具有促进作用。因此可以说明，环保税可以通过促进企业的财务绩效，从而提高企业的全要素生产率。

表11 中介效应检验：财务绩效路径

(三)“环保税→资产结构→全要素生产率”的路径分析

为了验证“环保税→资产结构→全要素生产率”的路径是否存在，本文构建如下模型：

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是指企业的资产结构，其他变量定义同上。表12的列(1)(2)(3)分别是在模型(8)(9)(10)下的回归结果。回归系数均显著，说明资产结构的部分中介效应成立。列(1)再次验证了环保税对全要素生产率的促进作用。列(2)说明环保税会促进资产结构的调整。列(3)STR的系数是负向显著，说明资产结构的调整会抑制企业的全要素生产率。根据上述理论分析，原因可能是因为企业的经营管理模式无法快速地适应资产结构的调整，使得部分新产品无法迅速融入市场。另一方面可能是调整后的资产结构偏离了企业的发展理念和原来的发展规划，并非是企业实现价值最大化的最优方案。但是列(3)LNX的系数仍然为正向显著，说明资产结构的调整虽然会抑制全要素生产率，但环保税对全要素生产率的最终影响仍然是促进。

表12 中介效应检验：资产结构路径

六、结论和建议

本文采取2012—2020年沪深上市企业作为初始样本，探究了环保税企业全要素生产率的影响机制。采用逐步回归的方法对技术创新、财务绩效和资产结构进行了中介效应检验，通过理论分析和实证研究，可以得出以下结论。

第一，环保税可以显著促进企业全要素生产率。对于不同区域、不同产权性质和不同行政等级的企业，环保税对全要素生产率均是促进作用。本文在考虑替换被解释变量、剔除离群值、变换样本和内生性问题的情况下，该结论仍然成立。

第二，通过区域异质性分析表明，环保税对东中部地区企业全要素生产率的促进作用要显著于西部地区，而技术创新是造成这种现象的因素之一。环保税对中部地区企业技术创新的促进作用也最为显著。通过产权异质性分析表明，环保税对非国有企业全要素生产率的促进作用要显著于国有企业，其可能的原因是环保税对于产权性质不同企业的财务绩效的影响具有差异性，环保税对非国有企业财务绩效的促进作用要显著于国有企业。通过对行政等级的异质性分析发现，环保税对省会城市全要素生产率的促进作用更为明显。其可能的原因是不同行政等级城市的技术创新程度不同，环保税对省会城市的技术创新促进作用显著于非省会城市。

第三，通过路径分析表明，环保税可以通过技术创新、财务绩效和资产结构作用于全要素生产率。环保税可以促进企业的技术创新、财务绩效和资产结构的调整，而技术创新和财务绩效的提高可以促进企业的全要素生产率，但资产结构的调整会抑制全要素生产率。但环保税对全要素生产率的影响作用最终仍表现为促进。

2018年我国正式提出环保费改税，有效地解决了排污费执法刚性差、规范性不足的问题。环保税是通过增加企业的税收负担，使企业排污的外部成本内部化，从而倒逼企业转型升级、减少排污，起到保护环境的作用。环保税必须坚持税收中性的原则，同时又要充分发挥对企业的激励、引导和监管的作用，这就增加了环保税的立法难度，基于此角度，本文提出如下建议。

第一，完善环保税的优惠制度。当前我国环保税的税收优惠比较单一，只规定了减税、免税条例，缺乏针对性、灵活性，削弱了税收优惠对企业的激励作用。可以适当地增加其他优惠方式，如延期纳税、先缴后退等，建立多形式的优惠政策。在降低企业纳税负担的同时，激发企业的创新活力。同时以绿色为切入点，辅以其他税收政策优惠，如对于绿色产品、绿色技术研发的企业允许其缴纳企业所得税时进行相关成本抵扣、定额减免等，充分发挥税收对企业绿色转型的引导作用。

第二，制定差异化环保税政策。由于环保税对于不同区域、不同产权性质、不同行政等级的企业影响作用并不等同，为了使环保税的政策效应最大化，制定的税收政策也该有所差异。根据其区域位置、政策扶持和要素禀赋的天然差异，考虑其承担税负的能力，兼顾效率与公平，有针对性地对税制结构进行调整，充分发掘企业的创新能力，激发企业的创新热情。

第三，完善以环保税为主体的绿色税收体系。加强构建资源税、消费税和车船税等涉及环保的税种，逐步完善税制结构，使整体税制朝绿色环保的方向发展。通过税种之间相互配合，避免税收真空，提高环保的效率。建立起以环保税为主体，以资源税、消费税等为辅助的多层次绿色税收体系，充分发挥对企业的引导、监管作用，促进企业向资源节约型、环境友好型的转变。