环境保护费改税对企业ESG表现的持续作用研究

李志学 李卓璟

(西安石油大学 经济管理学院,陕西 西安 710065)

0 引 言

推动绿色发展、促进人与自然和谐共生对实现可持续发展具有重要作用。深入实施可持续发展战略,引导企业绿色低碳转型是“十四五”规划期间的政策重点,也是实现“双碳”目标的重要抓手。自2018年1月1日起,《中华人民共和国环境保护税法》(以下简称“环境保护税”)正式实施,这是我国首次以税法形式直接约束环境污染行为。通过从排污费征收制度向环境保护税的平衡过渡,该法有效解决排污费征收制度存在的执法力度低、排污收费成本高等问题,有力推动环境税制改革。

与传统财务绩效指标不同,ESG表现包括环境、社会和治理的绩效情况,与企业长期发展密切相关,是企业综合绩效的重要衡量指标,也是可持续发展理念的具体体现。探究环境保护税与企业ESG表现的关系,有助于企业深化对环境税制改革的认识,激励其积极降污减排,主动承担环境治理责任,从而更好地推动可持续发展进程。

有鉴于此,本文采用双重差分法研究环境保护费改税对企业ESG表现的影响,以及技术创新的中介作用,并进一步分析不同资产规模和省际税额标准下环境保护税实施效应的异质性。本研究旨在聚焦环境保护税税制要素设计,探究环境保护费改税的动态持续效应。同时基于技术创新作用机制,剖析环境保护费改税影响企业ESG表现的内在机理,从环境税制改革视角拓展ESG表现影响因素研究。此外,分析环境保护税实行省际税额标准差异化规定的合理性,以期为完善环境保护税制提供经验证据支持。

1 文献综述

已有研究大多基于排污费数据对环境保护税政策效应进行模拟预测或实证研究,然而随着环境保护税的实施,相关研究多以准自然实验或企业实际缴纳的环保税数据展开。基于“双重红利”假说,国内外学者对环境保护税能否发挥改善环境[1]43-49和促进经济高质量发展[2]1-21的双重作用进行探讨。目前,环境保护税的环境红利效应已得到证实,但能否产生经济效应的结论仍不统一。环境保护税对微观主体的影响研究主要聚焦于企业产能利用率[3]32-47、全要素生产率[4]95-106、加快绿色转型以及加大环保投资等方面。

企业ESG表现受多重因素影响,包括共同机构持股、投资者关注、数字化转型等。部分学者探究政策对企业ESG表现的影响,如环境保护税通过促进绿色技术创新进而提高企业ESG表现。[5]50-56当企业财务风险较高、机构投资持股比例较高时,环境保护税对重污染企业ESG表现促进作用更显著。[6]47-62低碳城市试点政策能有效提升企业ESG表现。[7]139-145

综上所述,现有研究对企业ESG表现影响因素已取得较为丰富的成果,但鲜有从生态环境政策视角出发,研究环境政策对企业ESG表现的持续作用和内在机理,同时,已有研究较少分析环境保护税的动态持续性,因此关注环境保护税实施期间的长期发展趋势对推进税制改革十分必要。

2 理论分析与研究假设

2.1 环境保护费改税与企业ESG表现

面对环保处罚,大多数企业会选择缴纳排污费而非环境治理,企业产生的环境污染责任仍由社会承担。环境保护税强调税收法定原则,将环境保护职责从行政法规上升为法律层面,执法刚性大幅提升,充分表明国家对环境治理的坚定决心。对污染排放主体施加更强的环境合法性压力,是保证企业污染排放行为合法合规的重要约束力。通过将外部污染成本内部化,环境保护费改税能够倒逼企业开展环境治理,约束其污染排放行为,提高企业对污染成本的关注力度。

缴纳环境保护税不仅直接影响企业财务状况,还间接影响其发展战略。已有研究表明,环境合法性是企业制定战略决策的重要参考因素,会影响利益相关者对企业长期发展的判断。为了避免潜在的行政处罚和融资约束,企业会积极响应环境税制改革,采取措施降低自身环境合法性压力,将ESG发展理念融入其生产经营与决策,协调战略性社会责任和利他性社会责任的关系[8]36-44,重点关注利益相关者环保诉求,进而维持与其良好关系,全面提升企业ESG表现。由此提出假设H1。

H1:环境保护费改税显著提升企业ESG表现

一方面,环境保护税新增了税收减免规定,对纳税人发挥“正向激励”作用。税收优惠不仅直接作用于税负成本,缓解企业资金成本压力,还能通过创新活动补偿等内在机制间接作用于创新成本,增加企业对创新活动的预期收益,持续推动企业技术创新。作为市场型环境规制工具,环境保护税可以通过税收减免向减排企业提供持续的经济刺激进而调节其环境污染行为[9]81-82,引导企业持续投入研发资金,从源头减少污染物排放,充分享受税收优惠红利。

另一方面,根据信号传递理论,良好的ESG表现代表企业能够高质量完成与利益相关者的契约[10]23-34,传递企业积极履行社会责任的良好信号,有利于与利益相关者建立长期稳定关系,获取投资者信赖和支持,减轻企业受到的环境监管压力。此外,ESG表现的提升能够降低企业风险[11]3-18,提高其资源获取能力,缓解融资约束,为企业节能减排提供资源。同时,污染状况的改善能提升企业ESG评分。综上所述,环境保护费改税可提升企业ESG表现,且提供持续的动态经济激励,同时促进履行环境、社会和治理责任的积极性,形成良性循环。据此提出假设H2。

H2:环境保护费改税对企业ESG表现发挥持续性的提升作用

2.2 技术创新作用机制

根据“波特假说”理论,环境规制强度的增加会刺激企业创新以获得“创新补偿”和“先发优势”。[12]97-118技术创新分为工艺创新和产品创新,改进污染治理设备和生产工艺流程能够帮助企业减少污染物排放,享受创新红利和税收优惠,弥补因污染治理而增加的成本。此外,随着环保意识普及,绿色产品逐渐成为消费者的优先选购对象,企业环境状况也成为消费者决策的重要参考因素。可见提供更高质量的绿色环保产品有利于吸引更多客户群体,有效区分竞争市场上其他同类产品,增强产品竞争力,更好满足消费者绿色需求,从而提高企业良好声誉和社会责任绩效。由此提出假设H3。

H3:环境保护费改税通过加大技术创新进而提升企业ESG表现

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

不同于碳排放权交易政策直接规定试点地区[13]1-10,环境保护税并未明确界定政策实施对象。行业间的资源禀赋和污染物排放等差异使得不同行业面对环境保护税做出的反应不尽相同[14]15-28,本研究将更容易受到环境保护税影响的重污染企业作为处理组,非重污染企业作为对照组,通过对比政策实施前后重污染企业ESG表现的变化来估计环境保护税的实施效应。对于重污染行业的界定,参考《上市公司环境信息披露指南》(征求意见稿)和《国民经济行业分类》(GB/T+4754—2017),共选取18个重污染行业。(1)重污染行业包括:B06煤炭开采和洗选业、B07石油和天然气开采业、B08黑色金属矿采选业、B09有色金属矿采选业、B10非金属矿采选业、C17纺织业、C19皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业、C22造纸和纸制品业、C25石油、煤炭及其他燃料加工业、C26化学原料和化学制品制造业、C27医药制造业、C28化学纤维制造业、C29橡胶和塑料制品业、C30非金属矿物制品业、C31黑色金属冶炼和压延加工业、C32有色金属冶炼和压延加工业、C33金属制品业、D44电力、热力生产和供应业共18个行业。

选取2015—2021年沪深A股上市公司为研究样本,数据处理如下:(1)删除金融、保险行业;(2)删除数据缺失样本;(3)删除ST、*ST及PT样本;(4)对连续变量进行上下1%水平缩尾。处理完成后,共有1 245家上市企业,6 470个年度-个体观测值。数据来源包括国泰安数据库、彭博数据库(Bloomberg)。

3.2 变量设计

3.2.1被解释变量

3.2.2解释变量

设置环境保护税正式实施年份2018年为时间虚拟变量,2018年及以后Time=1,2018年之前Time=0。按照企业是否为重污染企业设置分组虚拟变量,重污染企业Treat=1,非重污染企业Treat=0。交互项DID为核心解释变量,回归系数反映处理组与对照组的差异,代表环境保护费改税对企业ESG表现的影响。

3.2.3 中介变量

选用研发投入取自然对数衡量技术创新。

3.2.4 控制变量

选取企业规模(Size)、两职合一(Dual)等为控制变量,变量定义见表1。

表1 变量定义

3.3 模型构建

3.3.1 基准回归模型

首先,构建双重差分模型来分析环境保护费改税对企业ESG表现的影响,见(1)式:

政产学研合作背景下的专利共享机制——基于材料基因组工程研究的分析······················································刘 艳 范小军 (5,829)

ESGi,t=α0+α1DIDi,t+α2Controlsi,t+Firmi+Yeart+εi,t

(1)

(1)式中,t表示年份,i表示企业,εi,t为随机扰动项。由于已经控制了个体和年份固定效应,因此模型中不再加入分组和时间虚拟变量,仅添加交互项DID。[15]57-68

其次,根据前文理论分析,环境保护费改税对企业ESG表现存在"费改税→技术创新能力→表现"的影响路径,参考陈元艺[16]43-50的研究方法,构建中介效应模型以检验技术创新的中介效应,见(2)、(3)式:

RDi,t=β0+β1DIDi,t+β2Controlsi,t+Firmi+Yeart+εi,t

(2)

ESGi,t=γ0+γ1DIDi,t+γ2RDi,t+γ3Controlsi,t+Firmi+Yeart+εi,t

(3)

3.3.2 动态效应模型

构建动态效应模型检验平行趋势假设,同时判断环境保护费改税是否持续作用于企业ESG表现,见(4)式:

ESGi,t=φ0+φ1Beforet×Treati+φ2Current×Treati+φ3Aftert×Treati+φ4Controlsi,t+Firmi+Yeart+εi,t

(4)

选择2015年作为基期,Beforet代表环境保护税实施前1～2年,Current代表环境保护税实施当年,Aftert代表环境保护税实施后1～3年,其余变量与模型(1)相同。回归系数φ1代表环境保护税实施之前处理组与对照组的共同变化趋势,若φ1不显著,则平行趋势假设成立。回归系数φ3代表政策实施后环境保护税对企业ESG表现的影响,若φ3均正向显著,则说明环境保护费改税发挥持续提升作用。

4 实证分析

4.1 描述性统计

描述性统计结果见表2,由表2可知,企业ESG表现最小值为18.177,最大值为57.379,标准差为8.034,各样本之间ESG得分相差较大,且平均值大于中位数,整体呈右偏分布,部分企业ESG表现较好。Time平均值为0.617,说明环境保护税实施后的样本占比约61.7%。Treat平均值为0.351,说明样本中重污染企业占比约35.1%,环境保护税的实施能够对重污染企业产生影响。

表2 描述性统计结果

4.2 多重共线性检验

相关性分析结果见表3,由表3可知,变量之间相关系数的绝对值均低于0.6,不存在严重多重共线性问题。

表3 相关性分析结果

4.3 基准回归分析

豪斯曼检验结果显示p值=0.000,强烈拒绝原假设,因此采用固定效应模型,控制个体和年份固定效应。环境保护费改税对企业ESG表现的基准回归分析结果见表4,列(1)和列(2)分别表示未加入和加入控制变量的回归结果。结果显示不论是否加入控制变量,DID回归系数均在1%水平上显著为正,表明环境保护费改税能够对企业施加更强的环境合法性压力,发挥约束作用倒逼企业提升ESG表现,假设H1得到支持。

4.4 动态效应分析

平行趋势检验及动态效应分析结果见表5,由表5可知,无论是否考虑控制变量的影响,Before2、Before1回归系数均不显著,表明环境保护税实施前重污染企业与非重污染企业ESG表现具有共同趋势,不存在显著差异,符合平行趋势假设。同时,Current、After1、After2、After3回归系数均至少在10%水平上显著为正,表明环境保护费改税能够发挥正向激励作用促进企业ESG表现的持续提升,与假设H2相符。

4.5 稳健性检验

4.5.1 安慰剂检验

通过随机虚构处理组判断基准回归结果是否受到不可观测的其他政策或遗漏变量影响。保持政策发生时间不变,构建随机分组虚拟变量treat与时间虚拟变量Time的交互项DID,按照(1)式进行回归,得到DID的回归系数估计值。重复以上步骤500次,绘制500个回归系数的核密度估计及相应p值,安慰剂检验估计系数核密度及p值分布见图1。随机抽样的回归系数主要集中在0值左右,呈正态分布,绝大多数p值大于0.1,未通过显著性检验。右侧竖线代表实际政策的估计系数(1.195)且显著区别于随机抽样的系数估计值,属于异常值。说明研究结论并未受到其他不可观测遗漏变量影响,具有稳健性。

表4 基准回归分析结果

表5 平行趋势检验及动态效应分析结果

图1 安慰剂检验估计系数核密度及p值分布

4.5.2 倾向得分匹配检验

为了避免样本非随机性选择可能存在的偏误性影响,采用双重差分倾向得分匹配法进行1∶1最邻近匹配。选择资产负债率(Lev)、上市年限(Age)、持股比例(Largest)和两职合一(Dual)为匹配变量,使用匹配后的样本对模型(1)进行回归,稳健性检验结果见表6。由表6(1)列可知,DID回归系数通过了5%显著性检验,说明在考虑样本选择偏误后基准回归结果依然成立,研究结论保持稳健。

表6 稳健性检验结果

4.5.3 控制行业和省份效应

环境保护税的实施效应还可能受到省份和行业层面影响,因此进一步控制行业(Industry)和省份(Province)固定效应以验证回归结果的稳健性。表6(2)列结果显示,环境保护费改税显著提升企业ESG表现,前文结论稳健。

4.6 异质性分析

4.6.1 税额标准异质性

环境保护税规定了大气污染物和水污染物征收标准的上下限范围,允许各省(自治区、直辖市)人民政府在该范围内,根据自身污染程度和经济发展水平等具体情况出台适用本地区税额标准。整理各地区排污费收费标准和环境保护税税额标准,将企业所在地区划分为税额提升地区和平移地区,当企业位于税额提升地区时Area=1,位于税额平移地区时Area=0,研究环境保护费改税对不同税额标准企业ESG表现影响的差异性。异质性分析结果见表7。表7(1)列结果显示,DID×Area回归系数未通过显著性检验,表明环境保护费改税对企业ESG表现的影响效应不受省际税额标准差异影响,进一步验证了环境保护税法实行税额征收标准差异化管理规定的有效性。

4.6.2 资产规模异质性

按照企业资产总额取对数的中位数划分样本,当企业资产规模较大时Asset=1,反之为0,研究环境保护费改税影响不同资产规模企业ESG表现的差异性。由表7(2)列可知,DID×Asset在1%水平上显著为正,说明相比小规模企业,环境保护费改税显著提升资产规模较大企业的ESG表现。可能的原因是资产规模大的企业通常是环境监管检查的重点,为维护企业名誉不受负面影响,更倾向于迅速采取应对措施。此外,大规模企业在资本市场上占据更多市场份额,资源配置效率较高,更有能力开展技术创新活动,其ESG表现治理效果优于小规模企业。

表7 异质性分析结果

5 进一步分析

根据前文理论分析,环境保护费改税能够激励企业积极开展技术创新,通过发挥创新补偿和先发优势效应提升企业ESG表现。作用机制检验结果见表8,表8(2)列显示技术创新RD在1%水平上显著为正,表明环境保护费改税显著促进企业技术创新。(3)列中引入RD作为中介变量,DID和RD回归系数均通过1%显著性检验,表明技术创新发挥部分中介作用,环境保护费改税通过加大技术创新进而提升企业ESG表现,假设H3得到支持。

表8 作用机制检验结果

表8 作用机制检验结果(续)

6 研究结论与建议

6.1 研究结论

本文选取2015—2021年我国沪深A股上市公司为样本,采用双重差分法实证分析环境保护费改税对企业ESG表现的影响。研究发现,环境保护费改税显著提升企业ESG表现,且发挥持续正向作用。环境保护费改税对资产规模较大企业ESG表现的提升效应更加显著,但对税额提升和平移地区企业的影响不存在显著差异,证明环境保护税实行省际税额标准差异化规定的合理性。进一步分析得出,技术创新在环境保护费改税提升企业ESG表现过程中发挥部分中介作用。研究结论经过了平行趋势检验、倾向得分匹配、随机虚构处理组等稳健性检验。

6.2 政策建议

基于上述分析结果,提出如下建议:(1)坚持完善环境保护税税制要素设计。现行环境保护税主要针对四类污染物征收,未考虑塑料包装物等其他污染物对生态环境造成的严重破坏,影响环境保护税政策效应的充分发挥。政府应根据经济发展水平逐步提高税率标准,针对性扩大征税范围,采取累进征收税额方式管理纳税主体的污染超标行为,发挥环境保护税的“负向激励”效应。同时要加强税务部门与环保部门之间的信息沟通与协同合作,确保企业纳税信息透明共享,及时公布未按时纳税和违法违规企业信息,提高企业环境合法性压力。(2)差异化征收环境保护税。省际税额标准差异化规定符合我国区域经济发展不平衡现状,环境保护费改税对企业ESG表现的提升作用在税额提升地区和平移地区不存在显著差异。在后续改革完善环境保护税制度时,各地区可按照区域污染物承载容量、污染物差异等特征进一步细分税率标准,避免“一刀切”情况发生。(3)增加技术创新优惠政策。政府可通过税收优惠等方式对企业实施技术创新予以财政支持,减轻企业创新成本负担,积极引导企业从末端治理转为源头管控治理,更好地发挥技术创新的创新补偿和先发优势效应。