徐 曌，何泰屹

（天津商业大学经济学院，天津300134）

1 文献回顾

税收作为国家组织财政收入的主要工具，是国家调控经济的关键杠杆之一，同时税收在促进社会经济良性发展方面也发挥着巨大的作用。增值税、消费税等主流税种一直是研究热点，目前研究成果较为丰硕，近年来生态环境状况改善的紧迫性使绿色税收对经济影响的研究具有充分的现实意义。

绿色税收的基础定义是具有保护生态环境、促使自然资源被适度开发与合理利用、推进绿色生产与消费格局形成作用的税种。从绿色税收的外沿概念来看，其可以等同于环境税收，专指对污染防治与环境保护进行投资的纳税人所给予的税收减免或者对污染物的使用以及具有污染辐射的行业所征收的税。从定义的覆盖面来看，狭义概念下的绿色税收是指过程量中为实现保护环境目的而征收的税和结果量下对环境保护有所作用的税收，而广义概念下的绿色税收则将收费纳入到定义体系[1]。

从绿色税收理论研究的现实意义来看，科技水平的提升在迅速推动生产力发展的同时，也滋生出不容忽视的环境问题：生态环境恶化[2]、二氧化碳浓度增加[3]、城市空气质量下降[4]、具有原生价值的湿地面积锐减[5]。准确界定绿色税收的概念使之体系化，对于改善当前复杂的环境问题具有重要意义。

针对绿色税收相关问题，国外学者各抒己见。阿瑟·塞西尔·庇古[6]在《福利经济学》中基于经济对环境的影响路径思维，提出对具有环境破坏力的企业进行税款征收的理念。Nordhaus 等[7]基于负外部性理论认为，经济增长所带来的环境损失对于原有量化国民幸福感的模型造成了显著冲击，因此，应当构建将环境制约效果与生态环境改良情况甚至资源综合利用效率等元素纳入考量范围的新经济增长模型，表达出环境保护中的经济意义。Andersen[8]基于欧洲20 年的数据，深入分析绿色税收在净水政策实施中的现实意义。Smith[9]通过细化概念，整合研究现状，明确提出了绿色税收的原理与发挥机制的条件与效力。除此之外，国外学者进一步拓宽绿色税收的影响力研究范围，成功论证了绿色税收对国家经济竞争力、就业水平、环境治理以及投资效率的影响。在计量模型构建方面，有学者借助一般均衡模型（GEM）对绿色税收进行量化分析与适应性评估，绿色税收体系在北欧、北美等经济发达地区具备坚实的理论基础和高效的处理技术。

随着我国生态文明建设力度的加强，国家对于绿色税收的重视程度伴随着人民日益增长的美好生活需要而不断增强。有鉴于此，国内学者对绿色税收问题开展了相应研究。茆晓颖（2016）[10]从绿色财政角度出发，详细阐述了财政体系关联前提下完善绿色税收政策体系的必要性与措施。徐会超、张晓杰（2018）[11]充分厘清绿色税收制度的概念，探讨我国现行绿色税收制度的现状与漏洞，论证绿色税收体系完善的必要性，提出符合现阶段国情的措施建议。刘博等（2019）[12]提出在绿色税收门类创新会计核算体系的设想，并就相关细则的执行提出合理化对策与建议。可以看出，国内学者对绿色税收的研究在理论量上积累了一定的内涵，但是，国内目前相关研究偏重理论化阐释，而弱化了绿色税收的量化研究。从量化研究角度分析，安福仁、李沫（2017）[13]对绿色税收与经济增长的长期均衡关系进行实证分析。王军、李萍（2018）[14]基于狭义认知与广义空间测算出中国绿色税收政策指数，并进一步构建中国宏观面板数据，从经济发展的质量与数量两方面出发，运用系统GMM 模型研究绿色税收政策对经济增长效应发挥的条件与效果。

梳理现有文献，我们清晰地发现，已有研究侧重考虑绿色税收对我国宏观经济的影响，但未充分研究绿色税收对于地区经济的影响，缺少对于税收手段实际效果的检验。有鉴于此，本文尝试借助VAR 模型把握地区绿色税收机制的实施脉络，根据实证分析的数据结果探讨地区化背景下绿色税收的实施效力以及绿色税收对天津经济的具体影响，最后依据研究结论提出具有地区适用性与推动经济高质量发展的相应措施。

2 实证分析

2.1 数据来源与变量选择

绿色税收通过税率调整以及税收激励等综合措施来提升内在需求，刺激相关行业市场发展，从而带动生产总值与固定资产投资总额的增加。绿色税收收入总量增加，可以为稳定的税收政策的实施提供雄厚的财力保证。而稳定的税收政策不仅有助于扩大劳动供给，更能够在一定程度上扩大劳动需求，进而扩大就业量，降低失业率，增加劳动者收入。收入增加又会引致新的市场需求、促进所得和财产增加，进而导致绿色税收增加。

本文在借鉴王军、李萍（2018）[14]与吕敏、刘和祥、刘嘉莹（2018）[15]指标设计的基础上，选取地区生产总值、地区固定资产投资总额、城镇登记失业率三个经济变量，借助计量模型研究绿色税收对天津总体经济发展、投资状况、失业率的实际影响效果。其中，主要解释变量绿色税收收入用GTi 表示，考虑到车辆购置税数据未全面公开以及部分税种的废除，此处绿色税收收入等于车船税、城市维护建设税、耕地占用税、城镇土地使用税、资源税与消费税的收入总和。而在这一过程中，节能环保费未纳入考量范围，原因是本文的分析侧重税收这一层面，故指标选取上更具有针对性。被解释变量为地区经济发展水平，具体由地区生产总值（RPA）、地区固定资产投资总额（FPIA）、城镇登记失业率（CIP）表示。本文研究时间起点定为2003 年，其意义在于，尽管消费税这一税种从1994 年就开始征收，但是其他税种在1994—2003 年阶段内存在尚未开始征收、征收标准不定、征收数据未公开等一系列现实阻碍。所以，本文充分考虑数据的完整性、连续性、真实性与易得性，选取天津市2003—2017年的数据，见表1。

表1 2003—2017 年天津市绿色税收收入与相关变量

2.2 模型的构建

为保证模型中各项数据的平稳性，防止虚假回归的干扰，所以提前对模型中相关的时间序列数据开展平稳性检验。为了更好地处理数据，对变量均采取对数化处理，同时借助ADF 单位根检验方法对变量进行平稳性检验。ADF 单位根检验的原理为左侧检验法，即当检验值小于临界值时，拒绝原假设，接受备择假设，可以得出所测量的序列平稳的结论，反之则说明序列不平稳。

根据表2 显示的数据处理结果，以5%显著水平作为参考指标，所有对数化处理变量的ADF 检验值均大于参考指标，可以得出序列不平稳的结论。进一步对所有变量进行一阶差分后，以5%显著水平作为临界值，序列依旧是非平稳的，所以对所有变量进行二阶差分，可以直观地看到二阶差分后所有变量均通过相关检验，说明本文构建的变量属于二阶单整序列。接下来可以构建VAR 模型，并借助协整检验方法以确认模型变量之间的协整关系。此时模型滞后阶数的设置对于VAR 模型设立本身具有重要意义，需要进行准确估计。由检验结果可得，本文模型确定的最优滞后阶数为2，所以构造滞后2 阶的VAR 模型。

表2 ADF 单位根检验结果

2.3 VAR 平稳性检验

针对各独立变量所构建AR 特征多项式系数的平稳性检验，本质上是对特征多项式根的倒数进行求解，从而完成整个VAR 系统的检验。AR 平稳的前提是特征多项式的所有根的倒数都在设定的单位圆之内。滞后2 阶VAR 模型的特征多项式根的倒数分布均落在了设定的单位圆之内，证明所建立模型的平稳性，详情见图1。

图1 AR 特征多项式根的倒数分布图

2.4 Johnansen 协整检验

Johnansen 协整检验的价值在于通过防止伪回归的干扰来检验变量之间的关系是否稳定。检验结果表明，在5%显著水平下，变量间存在3 个长期协整关系。

2.5 Granger 因果检验

对绿色税收与其他变量进行Granger 因果关系检验。由表3 中的检验结果可知，在5%显著水平下，天津的绿色税收是天津地区生产总值、固定资产投资总额、城镇登记失业率的格兰杰原因，表明以上通过协整与单位根检验的绿色税收VAR 模型合理且具有经济意义，即在天津市税收政策完善过程中，绿色税收在增加地区生产总值、固定资产投资总额以及降低城镇登记失业率等方面起到了重要的作用。

表3 Granger 因果检验

2.6 脉冲响应

2.6.1 地区生产总值对绿色税收的冲击响应

从第1 期由地区生产总值对绿色税收进行单位冲击的响应来看，回应效果为正值（0.010 7），随后数值持续增加并在第4 期达到峰值（0.057 9），紧接着开始持续稳定回落，在第10 期达到尾值（0.029 6），详见表4。从整体响应效果上看，地区生产总值对绿色税收的总体响应为正，在无震荡发生的情况下平稳上涨而缓慢回落并趋向于零。这表明在前4 期绿色税收的增加会对地区生产总值带来相对明显的推动作用，从第5 期开始推动作用效果减弱。

2.6.2 地区固定资产投资总额对绿色税收的冲击响应

在第1 期地区固定资产投资总额对绿色税收的响应值为正（0.058 8），紧接着是跳跃式增长，第2 期达到最大值（0.075 1），然后第3 期到第10 期稳步回落并呈现趋近于零的趋势，详见表4。总体来看，地区固定资产投资总额对绿色税收的总体响应为正，在第2 期之后开始表现出稳定的状态。这说明绿色税收的增加可以对地区固定资产投资总额发挥推动作用，从第2 期开始推动作用效果减弱。

2.6.3 地区城镇登记失业率对绿色税收的冲击响应

在第1 期地区城镇登记失业率对绿色税收的响应值为负（-0.002 6），随后是跳跃式增长，第3 期达到最大值（0.004 1），然后从第3 期到第7 期开始不规则性下降，其中第4 期为效果差异临界区，前后发生正负改变，从第7 期开始表现出震荡化特点，在不均匀变动中保持负的响应，详见表4。总体来看，城镇登记失业率对绿色税收的总体响应为负，从短期来看，绿色税收的增加会导致城镇登记失业率的上升，但从长期来看，绿色税收的增加会导致城镇登记失业率的下降，即在一定的时期内绿色税收的增加会给就业带来一定的帮助，释放出积极的就业红利，这一结论与吕敏、刘和祥、刘嘉莹（2018）[15]所得出的绿色税收增长促进就业的结论相同，不同的是，从我国宏观角度来看，就业红利出现更早，而对天津市相对微观的环境而言，就业红利实现过程更为漫长、实现时间更为长久。

表4 变量脉冲响应分析结果

2.7 方差分解

为了能够深入反映绿色税收收入对其他变量的潜在影响程度，所以对未来10 期展开方差分解，在滞后第1 期阶段，绿色税收（GTi）的自身解释程度达78.262 9%；随着滞后期的累计，来源于城镇登记失业率（CIP）的解释比重增长幅度最大，来源于固定资产投资总额（FPIA）的解释比重持续增加；在滞后第10 期的点上，绿色税收（GTi）的自身解释程度只有59.063 2%，20.615 9%来源于地区生产总值（RPA），固定资产投资总额（FPIA）的解释比重为2.310 8%，城镇登记失业率（CIP）的解释比重为18.010 1%，详见表5。

表5 方差分解结果

3 对策建议

基于天津绿色税收与多变量之间的影响效果，本文提出以下建议。

3.1 完善体系

加快完善绿色税收指标库，明确绿色税收定义边际，实现绿色税收能力与体系现代化。在目前已经颁布的《环境保护税法》的基础上，推动绿色税收的核算指标向清晰化、具体化方向发展，在原有七类税种上拓宽涵盖范围，将增值税、消费税、所得税中涉及环境保护与实现环保效应的税收纳入绿色税收的核算范围中，促使绿色税收进一步详实，使其更为全面地反映经济活动中自然资源的消耗情况以及环境污染所付出的代价，提升环境与经济双边融通效率。

3.2 优化方法

深化地方财政体制改革，规范专项资金使用。从财政资金投入角度看，地方政府在一般公共预算支出这一分支中向环保事业给予资金支持。但是，目前环保支出总量偏少，实际运行过程中资金到位率存在较大的弥补空间，因此，地方财政应综合考量环保现状与治理情况，将原本未考虑但实际存在的支出纳入政府预算编制范围，增强政府预算的民生反应效能与实际支付能力，从而进一步完善地方财政制度，激发制度活力；同时，加强对专项资金流动路径的监督，确保专款专用，提升资金使用效率，促进环境状况的改善与资金使用模式的优化。

3.3 长效支持

具体而言，对于生产环境保护产品或者运营产品具有环保性质的公司，政府应当在合理设置标准与仔细核查的基础上加大满足标准企业的税收减免力度，为企业创造适应品牌发展的营销环境，鼓励绿色企业的稳定可持续发展。从另一个层面来说，企业的发展会带来对人才的需求，人才的上岗、人力资源的合理配置将有效降低城镇登记失业率。政府加大对环境保护型企业的支持力度势在必行。

3.4 多元介入

吸引社会资金进行污染治理投资，推动污染治理新格局的创建。目前，环境资源保护在社会范畴中原则上都属于公共与公益服务类项目，需要大量资金且投资期限要求较长，而且收益获取的时间线路也较长，这部分资金如果单纯由地方财政收入来填补，会导致地方政府财政压力加大，影响财政收入的稳定性。本文认为，可以通过发行“绿色公债”和实行环境友好型政府采购制度，对固定资产投资的融入与份额增加进行合理引导。“绿色公债”发行的核心价值点在于广泛调动社会群众的积极性，借助经济利益输送提升公民对环境保护的参与度，倒逼环保意识的增强。环境友好型政府采购是指在保证公平、公开、公正的原则下，确定采购效率与质量的条件，充分考虑政府购买行为的环境保护效果与政府购买产品所释放的市场信号，在平等竞争前提下，优先考虑购买绿色生态型产品，抑或直接禁止购买环境冲击型产品的一种政府采购制度。环境友好型政府采购制度意在从市场环节为环境保护助力，并且在合法化基础上创造符合绿色发展理念的市场需求，促使企业的生产和投资端与优化、美化、和谐化的环境保护诉求端精准对接。高效鼓励企业生产功能齐全、改善效果出色、能源耗费较低的产品，从而加大企业创新力度，推动企业创新技术进步。