环境保护费改税政策对企业ESG 表现的影响研究

2024-02-08刘会洪张哲源

天津商业大学学报 2024年1期

刘会洪，张哲源

（湖南工业大学大学经济与贸易学院，湖南株洲 412007）

1 引言与文献综述

保护环境、绿色可持续发展、人与自然和谐共处等理念已成为全国上下的共识，并融入到政府治理、企业经营、人们生活的方方面面。如今，随着我国资本市场的开放，全国各类投资者加大推崇ESG投资理念[1]，企业纷纷开始着手提高自身的ESG 信息披露质量[2]。社会各界已经开始重视环境、社会责任和公司治理的问题，即可持续发展的问题，这既是中国需要面对的问题，也是世界面临的紧迫问题[3]。ESG 逐渐成为评价企业可持续发展能力的核心理念，受到资本市场的重视。并且企业的ESG 表现地位大大得到提升，关乎企业未来发展[4]，ESG 已成为评估企业价值的重要指标[5]。自我国实行改革开放政策以来，经济发展水平不断提高，但各种环境污染事件也层出不穷，对我国生态文明产生了非常严重的影响。为推进生态文明建设、加快绿色发展步伐，实现经济发展与环境的协调可持续发展，2018年1 月1 日，我国正式实施《环境保护税法》。

关于ESG 的环保费改税研究较少，已有的研究多是关于环保税对企业财务绩效的作用。一种观点是“成本假说”，Gray[6]和张平等[7]学者认为环境法规的改制会增加企业的生产经营成本，抑制其财务绩效。另外，余伟等[8]认为环境规章改制具有不确定性，导致企业绩效也具有不确定性，即两者之间并无显著关系。王晓祺等[9]主张环境规章改制能够促进企业发展创新，削减环境规章改制的影响。如今进入可持续发展时代，环境绩效组成的综合性指标将比传统的企业财务指标更加重要。

关于ESG 和企业绩效的研究，在我国处于起步阶段。国外的研究虽然很久，但并没有形成统一的结论。有学者认为ESG 是对企业绩效的一种损害，会起到消极作用[10]。也有学者认为ESG 对企业绩效有促进作用[11]。消极作用主要是违背了股东财富最大化理论，因为ESG 表现的提升需要企业将部分资金投向环境、社会责任和治理等方面，这将导致股东的利益受损，并且加剧经营者的经营压力。积极作用是企业获得了良好的声誉，并且公司内部治理体系得到完善，同时在一定程度上缓解信息不对称，促进与外部相关的利益。ESG 是一种高回报低风险的活动[12]，带来的价值是微妙的，会逐渐渗透到企业的各个方面[13]。经学者研究发现，企业的ESG 表现影响企业的利益相关者关系、生产运营和内部治理，ESG 表现越好，企业获得的回报越高[14]。良好的ESG 表现可以促进企业创新，稳定公司股价[15]。企业的ESG 得分越高，企业的非系统风险越低[16]。根据利益相关者理论，企业加强社会责任的履行可以促进利益相关者的良好关系。其次，依据信号传递理论，可以缓解融资约束等问题[17]。

同时国内多是关于环境规章方面对传统财务指标的研究，还有关于ESG 对于公司绩效、价值等方面的影响。本文的主要贡献有：首先以2018 年实施的《环境保护税法》政策为背景，运用固定双重差分模型研究政策对企业ESG 表现的影响，为政府、企业、外部投资者提供重要信息；其次探究环境保护费改税影响企业的ESG 表现的作用路径，即费改税政策通过提高企业绿色治理绩效和企业绿色技术创新水平促进企业ESG 表现；最后是从企业生命周期、产权性质和法治化水平三个角度，探讨环境保护费改税对企业ESG 表现影响的异质性。

2 研究假设

ESG 评价体系包括了企业在经营中需要考虑的多层次和多维度等因素，主要有二氧化碳及温室气体排放、环境政策、废物污染及管理政策、能源使用、能源消费和自然资源。企业ESG 的良好表现会使内外部利益相关者的权益得到落实和保护，这将促进企业高质量、可持续发展。进一步将资本投入到社会责任、环境责任和公司治理中，促进公司的发展，使更多的投资者关注企业的ESG 报告。从社会责任视角分析，企业在保障公司平稳运营的前提下，履行了该有的社会责任，可以吸引大量的社会资本注入公司，为公司树立好形象的同时也助推了企业的发展。在环境责任方面，企业花费资金对自己产品所产生的环境污染进行治理，虽然消耗了资金，但是企业履行了该有的环境治理责任，同时还可以为企业自身带来效益，比如政府出台相关环境履行政策，推动企业加强自身环境治理，并根据政策给予补贴回馈，使企业更有动力去提升企业ESG 表现，进一步强化了企业环境责任的履行，加强了公司的整体实力。最后，从公司治理视角分析，井然有序的内部结构，各个权力机构之间进行对抗制衡，降低权利的相互利用和串通，进一步降低了公司运营被操纵的几率，间接促进了公司的绿色健康发展。环保税收政策的实施，通过向企业征收排污税费，将企业的环境成本提高到内部成本，增强企业的成本弹性，反向促进企业提高防范污染的地位，制定可持续发展的绿色计划，在环境保护方面投入更多，加强绿色治理，使企业健康发展。同时，企业可以充分发挥董事、监事的监督职能，监督企业投入资金进行环境保护和绿色治理，减少污染物排放，进而提高企业ESG 表现。综上所述，本文提出假设1。

假设1：环境保护费改税对企业ESG 表现具有促进作用。

在环保税收政策的发布下，更多的环保投入可以减少污水排放带来的负面影响，企业参与绿色治理是一个重要的手段。关于绿色治理，现有研究主要从环境信息披露的角度衡量企业在绿色治理中的参与度，而企业基于环境治理和绿色管理实施的绿色行动、绿色支出和绿色治理绩效可以在一定程度上反映企业绿色治理的参与决策和决策效果[18-19]。绿色治理可以促进工业环境绩效的发展[20]。其次，绿色治理的绩效越好，其吸引的社会资本越多，进一步保障了企业社会责任的履行，从而使企业更加可持续发展。最后，绿色治理的绩效在一定程度上促进了内部治理的发展，独特的绿色发展部门和公司部门权责分离，互相监督，使得企业的治理体系得到完善。综上所述，本文提出假设2。

假设2：企业绿色治理在环境保护费改税与企业ESG 表现之间存在中介效应。

环境保护税的税收优惠力度更大，重污染企业可以享受更多减少污染物的税收优惠，企业更愿意通过技术创新生产“绿色”产品。在环境保护税政策的发布下，在提升企业ESG 表现这条路径上，绿色技术创新是这条路径上的必要条件之一。产品结构转型和生产过程转型是企业绿色技术创新主要展现的结果[21]。首先，非环保型产品造成的高污染和高能耗是导致环境污染的罪魁祸首。企业投入资金，积极研发出绿色、可回收处理的产品，进一步提升企业环境绩效，同时履行了企业绿色社会责任，间接促进了企业ESG 表现。其次，企业通过排污技术创新完善污染物处理流程，提高废弃物处理流程的效率，加快现有生产线的升级，打造可循环利用的生产网络，不仅给企业带来更高的环保效益，还进一步降低了企业的处理成本，从而获得“补偿效应”。综上所述，环保税收政策会促使企业通过绿色技术创新促进节能减排，并加大环保投入，从而提高企业的环境绩效。同时，绿色技术创新减少了能源减排，为公众提供绿色安全的产品，提高了企业的社会责任绩效，进而提高企业的ESG 表现。本文提出研究假设。

假设3：企业绿色技术创新在环境保护费改税与企业ESG 表现之间存在中介效应。

3 研究与设计

3.1 样本选择及数据来源

样本经处理后最终整合为17 580 条数据，样本年份区间为2015—2022 年间，对象选取为所有A 股上市公司，并对数据按1%进行缩尾处理，并将金融业、ST、PT 等行业进行剔除，为了保障连续性和准确性，将年份不连续且数据缺失的样本进行完全剔除。样本数据来源于国泰安和Wind 等数据库。

3.2 变量设计与模型设定

（1）被解释变量

被解释变量是ESG 表现。ESG 评分参考了华证ESG 报告，由环境、社会、治理三项评级平均得出，在此基础上参考王波[22]的做法为上市公司年度ESG 表现进行赋值，C 为1 分，CC 为2 分，CCC为3 分，B 为4 分，BB 为5 分，BBB 为6 分，A 为7分，AA 为8 分，AAA 为9 分。再将各个赋值取对数进行检验。

（2）解释变量

解释变量为2018 年1 月1 日实行的环境保护费改税政策（Treat×Time），分组虚拟变量（Treat），重污染企业Treat取值为1，否则取值为0，重污染企业的界定依据《上市公司环境信息披露指南》；时间虚拟变量（Time），2018 年1 月1 日后，取值为1，否则为0。

（3）控制变量

根据以往的相关文献，控制变量为上市企业常用控制变量。比如企业规模（Size）、董事人数（Board）、现金流比率（Cashflow）、资产负债率（Lev）、董事经理两职合一（Dual）、第一大股东持股比例（Top1）、时间效应（Year）、行业属性（Industry）。

（4）中介变量

中介变量主要参考姜广省等[23]的做法，将绿色治理绩效得分（GGP）作为中介变量。收集相应的数据如下：首先，从巨潮网下载上市公司季度/年度报告和社会责任报告，然后发现是否存在“环保”“环境治理”“绿色技术改造”“绿色供应链”“绿色产品”“绿色”和“绿色公益”等绿色行动相关词汇，其次，虽然部分上市公司未披露相关绿色行动，但报告中披露了“污染治理费”“绿色化费”“生态治理费”等支出，本文也将其定义为绿色行动的存在，因为这些支出也主要由绿色行动引起的：第三，根据相关绿色行动，支出不仅包括环境治理支出，还包括绿色管理支出，例如，企业通过ISO14000 标准认证和绿色生产技术改造的实施支出，比仅在环境治理和生产环境下支出的范围更广。第四，从上市公司相关报告和上市公司日常网络，手工收集企业获得绿色奖励、环境行政处罚等负面信件等正面信息，衡量绿色治理的绩效。对绿色治理绩效的测度公式如下：GGP=（p2-p×|q|）/r2，ifp＞|q|；GGP=（p×|q|-p2）/r2，ifp＜|q|。其中p代表正面得分，包括企业是否通过ISO14000 系列标准认证（是为1；否为0），是否获得绿色奖励（是为1；否为0），是否通过绿色审查（是为1；否为0）；q代表负面得分，包括是否存在环境行政处罚等时间（是为-1；否为0）；r=p+|q|。GGP取值范围为[-1，1]，越接近于1，表示绿色治理绩效越高。

另一个中介变量主要是企业绿色技术创新（GPT）。参照王晓祺等人[24]的研究成果，利用《国际专利分类绿色清单》中符合绿色专利标准的IPC 分类号以及上市公司名称作为关键字，手工采集并整理了国家知识产权局官方网站上的企业绿色专利数据，并以绿色专利申请总量占总专利总量的百分比作为衡量企业绿色创新能力的指标。

（5）变量汇总

将上文各变量汇总如下表1 所示。

表1 研究变量

（6）模型设定

为了验证环保费对税收政策对企业ESG 表现的关系，设定如下固定效应和双重差分模型：

其他模型在后面显示。下标i为各个A 股上市企业的标识，下标t则表示各个年份，Controls则为控制变量合集，包括企业规模（Size）、董事人数（Board）、现金流比率（Cashflow）、资产负债率（Lev）、董事经理两职合一（Dual）、第一大股东持股比例（Top1）、时间效应（Year）、行业属性（Industry）。

4 实证分析

4.1 描述性统计

表2 是关于变量的描述性统计。被解释变量ESG 最高值为2.197，最低值为1，均值为1.869。解释变量Treat×Time最大值为1，最小值为0。中介变量GGP最大值为1，最小值为0，均值为0.991；GPT最大值为1.5，最小值为0，均值为0.069。

表2 描述性统计

4.2 回归分析

采用双向固定双重差分模型进行分析，同时使用了稳健性标准误。根据表3 的数据进行分析，列（1）是在没有对控制变量、时间和行业情况下的结果，列（2）是在列（1）的基础上增加控制变量的结果。列（3）是在列（2）的基础上多控制了年份效应。列（4）则是在列（2）的基础上多控制了行业效应。列（5）则是在列（2）的基础上多控制了时间和行业效应。结合一起分析，不管是哪列，Treat×Time都在1%水平上对ESG 起到显著的促进作用，说明环境保护费改税政策对企业ESG 的表现有显著的促进作用，验证了假设1。

表3 回归结果分析

4.3 稳健性检验

（1）平行趋势检验

双重差分模型检验的重要前提就是要检验平行趋势检验是否通过，即政策实施前的实验组和对照组是否保持趋同。通过了平行趋势检验，才能运用双重差分法，且保证了结论的准确性。因此构建如下模型（2）进行分析，其中Pre3、Pre2、Pre1 和Current为时间虚拟变量与实验组的交互项，Pre3为环境保护费改税政策实施的前第三年样本数据；Pre2、Pre1 和Current则分别是政策实施前的第二年、第一年和当年；从表4 中分析，Pre3、Pre2 和Pre1 的系数均不显著，对企业ESG 表现起不到明显的作用，而Current的系数在1%水平上对ESG起到正向显著的作用，平行趋势检验通过，验证了本文可以使用双重差分模型。

表4 平行趋势检验、排除预期效应检验结果

如表4 列（1）所示，可以分析出Pre3、Pre2 和Pre1 的回归系数都不存在显著性，并不能对企业ESG 表现起到明显的作用，说明在环境保护费改税政策实施之前，企业的ESG 表现在不同的组别中差异不够明显；Current则在1%水平上对ESG 表现起到正向显著作用，说明在环境保护费改税政策实施后，企业的ESG 表现在不同的组别中存在明显的差异，进一步证明了本文可以运用双重差分法。

（2）排除预期效应

环境保护费改税可能存在内生性问题，是因为企业如果提前知道了费改税要实施，并准备了充分的应对措施。因此，本文构建模型（3），在原有模型中加上交互项Treat×Predict，来排除预期效应，其中，Predict为政策实施的前一年2017 年。

检验结果见表4 列（2），Treat×Predict的回归系数为0.006 3，并没有达到10%的水平显著性标准。Treat×Time的回归系数为0.022 4，在1%水平上对ESG 起到显著作用，排除了预期效应的影响，进一步稳健了结论。

（3）安慰剂检验

为了一步稳健结论，借鉴周茂等[25]的经验做法，在模型的基础上，随机选择实验组进行间接检验，并重复随机抽样500 次，Treat×Time系数估计值参考如下模型（4）：

其中，λ为非观测因素对被解释变量的影响。只有当λ等于0 时，非观测因素才不会影响到估计结果，即是无偏的。但是这一点却无法直接验证，因为它本身就是不可观测的，只能通过间接手段来验证其是否为0。采用随机选择实验组进行间接检验，并重复随机抽样500 次，通过此方法反推出λ等于0。从图1 中可以分析出，前文表3 的Treat×Time基准回归系数[0.017 6～0.025 6]在图1 里均位于整个分布之外。因此可以反推出λ等于0，从而间接证明环境保护费改费政策对企业ESG 表现具有显著的促进作用，也进一步说明了回归结果的可靠性。

图1 安慰剂检验

（4）PSM-DID

在DID 的基础上进行稳健性检验，即PSM-DID，匹配后再进行双重差分，进一步稳健结论。采用PSM 方法重新匹配样本变量。以企业规模（Size）、董事人数（Board）、现金流比率（Cashflow）、资产负债率（Lev）、董事经理两职合一（Dual）、第一大股东持股比例（Top1）对环境保护费改税政策寻找到一个相近样本进行1∶1 邻近匹配。匹配平衡性结果如图2 所示，相比未匹配前的高偏差度，匹配后的各协变量标准化偏差基本处于百分之零的基准线附近，说明经过近邻匹配后，样本的特征变量差异得到显著降低。

图2 协变量标准化偏差

经过匹配后再进行检验，结果如表5 列（1）所示。可以看出Treat×Time的系数在1%水平对ESG依旧起到正向显著，证实了环境保护费改税政策对企业ESG 的表现的促进作用，假设1 得到验证。

表5 检验结果

（5）替换被解释变量

同样为了进一步稳固结论，所以采用替换核心被解释变量方法，使用彭博数据库的ESG 评分数，该数据删除缺失和不连续年份后，相较与本文使用的华证评分有不少的缺失。如表5 所示，列（2）Treat×Time的系数在1%水平对ESG 依旧起到正向显著，证实了环境保护费改税政策对企业ESG的表现的促进作用，假设1 得到验证。

4.4 机制路径分析

为了进一步探究环境保护费改税对企业ESG表现的作用机制，设计研究“环境保护费改税政策—绿色治理—企业ESG 表现”和“环境保护费改税政策—绿色技术创新—企业ESG 表现”这两条路径。

借鉴温忠麟等[26]的研究，构建中介效应模型，检验绿色治理和绿色技术创新是否承担中介作用，参考模型（5）和（6）：

绿色治理中介效应检验结果见表5 所示，列（3）、列（4）和列（5）展示了回归结果。列（4）Treat×Time的回归系数为0.017 3，在1%水平对GGP起到正向显著作用，说明环境保护费改税推动了企业绿色治理；列（5）Treat×Time的回归系数为0.026 3，在1%水平对ESG 起到正向显著，GGP的回归系数为0.0370，在1%水平对ESG 起到正向显著，说明绿色治理存在部分中介效应，假设2 得到了验证。绿色技术创新中介效应检验结果见表5 所列，列（3）、列（6）和列（7）展示了回归结果。列（6）Treat×Time的回归系数为0.011 5，在1%水平对GGP起到正向显著，说明环境保护费改税推动了企业绿色技术创新的发展；列（7）Treat×Time的回归系数为0.025 8，在1%水平对ESG 起到正向显著，GPT的回归系数为0.073 7，在1%水平对ESG 起到正向显著，说明绿色技术创新存在部分中介效应，假设3 得到验证。

4.5 异质性分析

（1）企业生命周期

参考刘诗源[27]的做法，将生命周期样本分类成导入期、成长期、成熟期、淘汰期和衰退期等五种类型。如表6 所示，导入期、成熟期和衰退期这三个阶段的Treated×Time对企业ESG 起不到明显的作用，成长期和淘汰期这两个阶段的Treated×Time分别在1%水平和5%水平对ESG 起到正向显著作用，说明企业处于成长期、淘汰期时，环境保护费改税政策对企业的ESG 表现起到显著的促进作用。究其原因如下：它们对未来的定位和经营计划不一致，成长期企业发展势头良好，盈利状况稳步上升，此阶段的企业对未来的定位一般是对经营规模进行扩张，稳定行业地位，发展新的盈利渠道。这既需要企业加大技术创新，也需要其提高环保意识，树立良好形象。而且成长期企业盈利状况稳步上升，其缴纳给有关部门的环境保护税金额占公司资金流的比例较低。所以，环境保护税对成长期企业的ESG 表现提升将更为突出，当企业步入成熟期阶段，会倾向于安定，对环境税收的关注度也会降低，此时环境保护税对企业ESG 表现的影响取决于公司的情况，当公司进入淘汰期时，公司处于发展关键时期，要么加快转型重新进入新的生命周期，要么紧接着进入衰退期。企业面对这种情况时，希望可以稳住自身的良好形象，同时积极创新发展自身，为自身重新焕发活力做最后的努力，使其ESG表现提升效果变得显著。当公司遭遇经济危机，步入衰退期后，市场被挤出，出现资金周转问题，很可能就被别的企业兼并，企业没有多余的精力开展新技术的研究与开发，生产创新、环保型产品，推动企业核心生产技术的高效突破。在这种危急的情况下，环境保护费改税对衰退期企业的ESG 表现提升效果非常微小。

表6 细分检验结果

（2）企业产权性质

参考李月娥等[28]的做法，将企业样本分为国有和非国有进行分析，企业产权性质不同，所表现出来对ESG 影响也不同。从表6 可以分析出，列（6）Treated×Time对ESG 并没有出现显著性，说明国有企业对环境保护费改税政策并不敏感。列（7）Treated×Time对ESG 在1%水平上起到显著正向作用，说明非国有企业ESG 表现在环境保护费改税政策下对企业ESG 表现起正向显著作用。究其原因如下：国有企业资金来源稳定，公益性强，不以盈利为目标，同时因为其受社会关注程度较高，导致其担负的社会责任较重，又因为国家控股，其需要带头履行社会责任，所以在环境保护费改税政策之前，国有企业履行的社会责任程度已经处于高水平，同时在环境方面也投入较多资金，因此费改税对其ESG 表现的提升并不显著。相反，非国企在环境保护费改税政策的倒逼下，不得不开始重视企业绿色发展，为了在市场竞争大流中激流勇进，势必会分析大势，积极采取行动绿色创新和治理的行动，环境保护费改税政策给它们带来的既是挑战又是机遇，通过异质性分析的实证结果，也能反映出来非国企有在好好利用该政策实现企业自身进一步发展，提高企业可持续发展能力。

（3）法治化水平

参考胡李鹏等[29]研究结论，法治化程度不同的企业，环保费改税政策对ESG 发挥的效果也不同。从表6 分析得出，列（9）的Treated×Time对ESG 没起到明显作用，说明低法治化企业在环境保护费改税政策下对企业ESG 所起的作用有限。列（8）Treated×Time对ESG 在1%水平上起到显著的正向作用，进一步说明法治化程度高的企业在环境保护费改税政策下对企业ESG 表现起正向显著作用。究其原因如下：低法治化企业由于其法治体系不健全且监管力度差，削弱了其响应环境保护费改税政策的积极性，绿色创新和治理效果不充分，进一步使得其ESG 表现的提升幅度不够明显。相反，高法治化企业面对国家改制的环境费改税政策时，其健全的法治化体系一定程度上促进了环境保护税费改税政策的落实，并将此政策融入企业发展目标，积极推动企业绿色化转型，进一步使得其ESG 表现提升效果明显。