杨 洁，马从文，刘运材

（湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412000）

一、引 言

我国“十四五”规划和2035年远景目标明确提出，要持续改善环境质量，增强全社会生态环保意识。自我国实施改革开放政策以来，经济发展水平不断提高，但随之也频繁发生各类环境污染事件，对生态文明建设造成了极大阻碍。虽然2003年颁布的《排污费征收使用管理条例》对促进我国污染治理工作有一定成效，但随着经济社会的发展该条例已经不符合新时代生态环境治理理念，因此，2018年1月1日我国正式实施《环境保护税法》，以推动生态文明建设，加快绿色发展步伐，实现经济发展和环境保护双赢。

李克强总理在《2021年国务院政府工作报告》中指出，“十四五”规划期间要着力提升发展质量效益，保持经济持续健康发展。特别是当前存在的新冠肺炎疫情、中美贸易冲突等不确定性事件，更加凸显了我国经济转型实现高质量发展的紧迫性。全要素生产率是衡量和评价经济发展质量的重要指标，而企业又是市场经济的微观主体，微观层面的企业全要素生产率改进对整体的全要素生产率提高有着重要的影响［1］。那么环境保护费改税能否推动企业绿色转型，从而提升企业全要素生产率？

1920年庇古在其编写的《福利经济学》一书中，首次提出环境保护税这一概念［2］。在庇古研究的基础上，学术界对环境税能否实现环境红利和经济红利进行了深入研究。环境红利是指征收环境税能够改善环境，抑制企业污染物的排放［3］；经济红利是指实施环境保护税政策能够推动经济增长和社会发展［4］。改革开放以来，中国政府并未实施环境保护税政策，而是以征收排污费的方式代替环境保护税，借以发挥环境治理作用。国内学者均认可排污收费制度能够治理环境、实现环境红利这一观点［5-6］，但对其能否促进技术创新、推动经济发展，以实现经济红利还尚存分歧［7-9］。

虽然有研究证明实施环境保护税政策能推动经济发展，实现经济红利［10-12］，但其研究结果都是基于外国经验数据得到的，而我国实施环境保护税政策能否实现经济红利还尚未可知。鉴于此，本文基于企业全要素生产率视角，将2018年实施的《环境保护税法》作为外生冲击，以2015—2020年沪深A股上市公司为研究样本，研究环境保护费改税对企业全要素生产率的影响，探讨实施环境保护税政策能否同时实现环境红利和经济红利。

本文的主要贡献有：①以2018年实施的《环境保护税法》为准自然试验，运用双重差分法，从企业全要素生产率的角度，研究环境保护费改税政策的微观经济后果，拓宽了研究深度，为政府完善环境保护政策提供经验数据；②厘清环境保护费改税影响企业全要素生产率的作用机理，即环境保护费改税可以通过促进企业技术创新和提高企业投资效率，实现全要素生产率的提升；③从市场竞争、企业规模和生命周期三个角度，探讨环境保护费改税对企业全要素生产率影响的异质性。

二、制度背景、理论分析与假设提出

（一）制度背景

借鉴西方国家治理环境的理念，我国于1979年在出台的《环境保护法（试行）》中首次明文规定，如果企业排放的污染物超过标准，以超标排放污染物的数量和浓度征收排污费，为我国确立排污收费制度提供了法律依据。此后，为治理环境问题，我国在1982年和1988年先后出台了《征收排污费暂行办法》和《污染源治理专项基金有偿使用暂行办法》，并明确规定排放污染物的企业缴纳排污费后，不免除排污企业的污染治理责任，环保部门以排污企业主动申报的排放污染物浓度、数量和种类为依据征收排污费，征收的排污费缴入地方财政，部分资金用于污染源治理。在原办法改进完善的基础上，2003年出台实施了《排污费征收使用管理条例》，实现了超标收费向排污收费、单因子收费向多因子收费的转变，并对排污费的缴入和使用加强审计监督。虽然《排污费征收使用管理条例》的实施在污染治理方面取得了一定成效，但仍有许多不足：首先，排污治理入不敷出的困境并没有得到解决；其次，由于排污收费制度法律刚性相对较弱，在征收排污费过程中容易出现漏缴、欠缴等问题。为弥补排污收费制度的不足，我国于2018年实施《环境保护税法》，以替代排污收费制度。

（二）理论分析与研究假设

企业全要素生产率是企业科技创新、组织制度完善、产品升级、管理水平提高的综合体现［13］。学者们普遍认为，提升企业投资效率和技术进步是提高企业全要素生产率的关键［14-15］。一方面，当企业技术进步缓慢时，企业会提供同质化的商品，不能满足消费者差异化需求，从而导致企业核心竞争力下降，抑制企业全要素生产率上升［16］。提高企业创新能力不仅有助于企业长远发展，还有利于产业升级，从而推动经济高质量发展和全要素生产率的提升。另一方面，当企业投资效率过低时，企业资源没有得到合理利用，不利于全要素生产率提升［17］。而排污收费制度的废除和环境保护税制度的实行，标志着我国从法律上确立了环境保护税制度。相较于排污收费制度，环境保护税制度具有更强的环境规制和税收激励，能够推动企业创新，提高投资效率，最终提升全要素生产率。特别地，随着环境规制强度的提升，企业通常会通过提高管理水平，以规避环保处罚，而管理水平的提升可以有效地提高全要素生产率［18］。具体来说，严格的环境保护税制度，迫使企业改变原有的管理模式，改进生产工艺和优化生产模式［19］以适应《环境保护税法》的要求，从而推动全要素生产率的提升，同时实现环境红利和经济红利。

综上所述，本文提出假设1。

H1：环境保护费改税可以提升企业全要素生产率。

环境保护税制度具有更强的环境规制和税收激励，促进企业技术创新，最终实现全要素生产率的提升。首先，排污费由环保部门征收，对排污费的征缴缺乏监督，甚至一些地方政府官员为了追求政绩，干预排污费的征收或降低排污费征收标准，导致重污染企业面临较低的监管压力［20］；而环境保护税由税务部门征收，其独立性更强，在征收环境保护税过程中，不容易被行政干预，便于对重污染企业施加更加严格的监管压力［21］。其次，环境保护税的立法层级更高，《环境保护税法》属于法律，由全国人大常委会制定，而《排污费征收使用管理条例》属于行政法规，由国务院制定，因而环境保护税制度的法律刚性更强、执法更加严格［22］。波特假说指出，实施严格的环境规制政策，虽然会提升企业生产成本，如购买额外环保设备、增加人员培训费等，但也会推动企业技术创新，获得“创新补偿”，弥补增加的生产成本，从而提升企业市场竞争力［23-24］。具体来说，采取更加严格的环境规制政策，社会各界也会更加重视企业环境治理问题。面对外部舆论压力和内部生产成本的增加，企业必须通过技术创新，实现工艺水平的提升和产品迭代，以扩大产品市场占有率和提升全要素生产率。随着市场份额和利润的增加，企业也有充足的资金用于环境治理［18］，最终同时实现环境红利和经济红利。此外，环境保护税的税收优惠力度更大，重污染企业减排污染物可以享受更多税收优惠，企业通过技术创新生产“绿色”产品的意愿也更加强烈［25］。因此，环境保护税制度具有更强的环境规制和税收激励，推动技术进步，提高企业核心竞争力，最终实现全要素生产率的提升。

综上所述，本文提出假设2。

H2：环境保护费改税通过促进创新提升企业全要素生产率。

企业投资效率是企业进行投资活动获得利益与所付出成本的比值，即用来衡量和评价企业投资活动时投入资本的使用效率［26］。若企业在进行投资活动时，所作出的投资决策与企业长期发展战略相违背，将会导致投资效率降低，阻碍全要素生产率的提升［27］。而环境保护税制度可以发挥更强的环境规制效应，提高企业投资效率，最终实现全要素生产率的提升。当环境规制强度较低时，企业承担的排污成本相对较低，容易给企业管理层造成利润虚高的假象，导致管理层盲目投资，降低了企业投资效率，不利于全要素生产率的提升［28］。而采取严格的环境规制政策时，企业面临更大的监管压力，需要在污染治理方面投入更多的资金［29］，投资效率低的企业一旦无法应对生产成本的增加，那么可能会被市场淘汰。此外，采取严格的环境保护税制度，将会对企业的投资水平和投资方向产生影响，从而实现企业投资规模的增减和转移［30］。具体来说，严格的环境保护税制度，迫使企业使用节能环保设备，降低企业生产成本，并将节约的资金投资于净现值较高的项目，以获取更多的利润［31］。因此，环境保护费改税迫使管理层在进行投资决策时更加谨慎，选择最优投资组合，提升企业投资效率，实现全要素生产率的提升。

综上所述，本文提出假设3。

H3：环境保护费改税通过提高投资效率提升企业全要素生产率。

三、研究设计

（一）数据来源

我国《环境保护税法》在2018年1月1日正式实施，而采用双重差分法时样本时间在政策实施前后最好一致，因此，本文选取2015—2020年沪深A股上市公司为研究对象，并进行以下处理：①对所有连续变量进行1%分位数的缩尾处理；②剔除金融类、保险类上市公司数据；③剔除在2015—2020年被ST、*ST处理的上市公司数据；④剔除关键数据缺失的样本。本文得到16 060个样本观测值，实证所用到的财务数据均来源于国泰安数据库。

（二）变量说明

企业全要素生产率（TFP）。参考Olley和Pakes［32］、鲁晓东和连玉君［33］的研究，本文使用OP半参数法计算企业全要素生产率（TFP）。

环境保护费改税。因《环境保护税法》于2018年1月1日正式实施，在2018年1月1日前，时间虚拟变量（Time）取值为0，否则取值为1；若公司为重污染企业，分组虚拟变量（Treat）取值为1，否则取值为0，其中重污染行业是《上市公司环境信息披露指南》中界定的冶金、火电、建材等16个细分类行业；解释变量为Treat×Time，在2018年1月1日政策实施前，实验组和对照组Treat×Time取值均为0，政策实施后，实验组取值为1，对照组取值为0。

控制变量。参考已有学者的研究，本文分别控制了企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、现金比率（Cash）、股权集中度（CR）、独董比例（Ind）、董事会人数（Nod）和董事长与总经理兼任情况（Int）7个控制变量。主要变量描述见表1所列。

表1 主要变量描述

（三）模型设定

根据上述变量定义，构建基准回归模型（1）检验H1。

其中：i为企业；t为年份；β0为常数项；β1-12为各变量系数；Year为时间虚拟变量；Industry为行业虚拟变量；ε为残差项。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果。

表2 描述性统计

由表2以看出，企业全要素生产率最大值为10.982，最小值为3.524，均值为6.681，标准差为0.829，说明不同企业的全要素生产率相差比较大；此外，企业规模、资产负债率、现金比率、股权集中度、独董比例、董事会人数和董事长与总经理兼任情况的取值均在合理范围内，说明本文选取的样本和变量是合理的。

（二）基准回归分析

表3为环境保费改税对全要素生产率影响的回归结果，其中，列（1）仅加入Treat×Time进行回归，Treat×Time的回归系数为0.060 6，在1%水平上显著；列（2）在列（1）的基础上加入控制变量，但没有控制时间固定效应和行业固定效应，Treat×Time的回归系数为0.046 2，在5%水平上显著；列（3）在列（2）的基础上控制了时间固定效应，但没有控制行业固定效应，Treat×Time的回归系数为0.044 7，在5%水平上显著；列（4）在列（2）的基础上控制了行业固定效应，但没有控制时间固定效应，Treat×Time的回归系数为0.052 5，在1%水平上显著；列（5）在列（2）的基础上同时控制了时间固定效应和行业固定效应，Treat×Time的回归系数为0.050 9，在1%水平上显著。上述结果表明，无论是否控制时间固定效应、行业固定效应还是加入控制变量，环境保护费改税对企业全要素生产率都具有显著的正向影响，说明环境保护费改税推动了企业绿色转型，提升了企业全要素生产率，从而实现经济红利。由此，H1得到验证。

表3 基准回归结果

（三）识别条件检验

1.平行趋势检验

使用双重差分法的一个重要前提是政策实施前实验组和对照组是保持平稳趋势的，只有满足平稳趋势检验，运用双重差分法估计的结果才是准确的。为此，本文参考Bertrand和Mullainathan［34］的研究，与构建模型（2）进行平行趋势检验，其中Before3、Before2、Before1和Current为时间虚拟变量与实验组（重污染企业）的交互项，例如受《环境保护税法》冲击前第2年样本，Before2取值为1，否则取值为0；受《环境保护税法》冲击后第1年样本，Current取值为1，否则取值为0；若Before3、Before2和Before1的系数均不显著为0，而Current的系数显著，表明通过平行趋势检验。

平行趋势检验结果见表4列（1），可以看出，Before3、Before2和Before1的回归系数分别为-0.034 7、0.020 1和0.032 3，均未通过10%的显著性检验，说明在《环境保护税法》实施前，实验组（重污染企业）与对照组（非重污染企业）之间不存在显著差异；Current的回归系数为0.055 8，在5%水平上显著，说明在《环境保护税法》实施后，实验组（重污染企业）与对照组（非重污染企业）之间存在显著差异，由此表明本文运用双重差分法进行回归是可行的。

表4 平行趋势检验、排除预期效应与安慰剂检验结果

2.排除预期效应

若企业在《环境保护税法》正式实施前提前做出反应，那么《环境保护税法》的执行可能存在严重的内生性问题，因此，本文参考Lu和Yu［35］的研究，在基准回归模型中加入交互项Treat×Predict，构建模型（3），检验是否存在预期效应，其中，Predict为环境保护费改税前一年（2017年）的时间虚拟变量。

预期效应检验结果见表4列（2），可以看出，Treat×Predict的系数为-0.028 3，未通过10%的水平显著性检验，Treat×Time的回归系数为0.070 5，在1%水平上显著，与前文结论相一致，说明环境保护费改税对全要素生产率的影响不存在预期效应。

3.安慰剂检验

假设《环境保护税法》在2016实施，且重新选取样本期间为2015—2017年，以考察环境保护费改税是否依然能够提升企业全要素生产率。在2016年之前，时间虚拟变量取值为0，否则取值为1，其他变量取值不变。若时间虚拟变量与实验组（重污染企业）虚拟变量的交互项不再显著，说明企业全要素生产率的提升是由环境保护费改税引起的。回归结果见表4列（3），可以看出，Treat×Time的回归系数为0.121 2，未通过10%的显著性检验，意味着可以排除其他因素对企业全要素生产率的影响。

（四）稳健性检验

1.倾向得分匹配—双重差分（PSM—DID）

首先，进行一对三近邻倾向得分匹配处理（PSM），其中，协变量为企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、现金比率（Cash）、股权集中度（CR）、独董比例（Ind）、董事会人数（Nod）和董事长与总经理兼任情况（Int）。匹配结果和平衡性检验见表5所列，可以看出，经匹配后标准化偏差的绝对值均小于3%，说明本文采用的匹配方法是合理的。

表5 平衡性检验

其次，运用双重差分法重新进行多元回归，具体回归结果见表6列（1），可以看出，Treat×Time的回归系数为0.050 9，在1%水平上显著，与前文结果保持一致。

表6 稳健性检验结果

续表5

2.替换被解释变量

本文借鉴Levinsohn和Petrin［36］的研究，采用LP法对全要素生产率重新进行多元回归，回归结果见表6列（2）。可以看出，Treat×Time的回归系数为0.039 5，在5%水平上显著，支持前文结论，说明本文回归结果具有较好的稳健性。

五、机制分析

上文验证了环境保护费改税对企业全要素生产率具有正向影响，那么环境保护费改税对企业全要素生产率的作用机制是什么？基于前文分析，本文设计“环境保护费改税—技术创新—企业全要素生产率”与“环境保护费改税—投资效率—企业全要素生产率”两条环境保护费改税影响全要素生产率的路径。

（一）技术创新的中介作用

环境保护费改税促进全要素生产率的提升，但技术创新是否承担中介效应还不清楚，为此，需要检验技术创新的中介效应。本文参考黎文靖等［37］的研究，对企业技术创新以研发支出与营业收入之比加以衡量。借鉴温忠麟等［38］的研究，构建中介效应模型，检验技术创新是否承担中介作用，具体见模型（4）、模型（5）。

技术创新中介效应检验结果见表7所列，列（1）、列（2）和列（3）分别为模型（1）、模型（4）和模型（5）的回归结果。列（2）Treat×Time的回归系数为0.001 1，通过10%的显著性检验，说明环境保护费改税推动了企业技术进步，进一步验证了波特假说；列（3）Treat×Time的回归系数为0.047 3，在1%水平上显著，Innovation的回归系数为3.190 3，在1%水平上显著，说明技术创新在环境保护费改税与企业全要素生产率的关系中承担部分中介作用，H2得到验证。

表7 技术创新的中介效应检验

续表7

（二）投资效率的中介作用

本文借鉴Biddle等［39］的研究，构建模型（6）计算分年份分行业残差项绝对值即企业投资效率（Inv），该数值越大表明企业投资效率越低，其中，Invest为新增投资总额/总资产，Growth为本期销售增长额/上期销售总额。

本文参考温忠麟等［38］的研究，构建中介效应模型检验投资效率是否承担中介作用，具体见模型（7）、模型（8）。

投资效率的中介作用检验结果见表8所列，其中，列（1）、列（2）和列（3）分别为模型（1）、模型（7）和模型（8）的回归结果。表8中，列（2）Treat×Time的回归系数为-0.002 6，在1%水平上显著，说明环境保护费改税迫使投资者在进行投资决策时更加谨慎，选择最优投资组合，以提高企业投资效率；列（3）Treat×Time的回归系数为0.036 4，在5%水平上显著，Inv的回归系数为-5.640 2，通过1%水平显著性检验，说明环境保护费改税通过提高企业投资效率实现全要素生产率的提升，H3得到验证。

表8 投资效率的中介作用检验

六、异质性分析

（一）市场竞争异质性

企业要想在激烈的市场竞争中存活下来，并且发展壮大，必须通过技术创新和优化投资组合，才能提升其市场竞争力，获取更多的利润。基于此，本文以市场竞争程度均值为临界点，将全样本分为高市场竞争组和低市场竞争组，分别进行多元回归。借鉴杨兴全和吴昊旻［40］的研究，市场竞争程度等于行业内每家公司营业收入与行业营业收入合计的比值的平方累加，该数值越大表明市场竞争程度越低。回归结果见表9所列，其中，列（1）为高市场竞争组回归结果，列（2）为低市场竞争组回归结果。表9中，列（1）Treat×Time的回归系数为0.082 7，在1%水平上显著，而列（2）Treat×Time的回归系数为0.023 8，未通过10%的显著性检验，说明市场竞争程度越高，环境保护费改税对企业全要素生产率的影响越强。

表9 行业竞争程度异质性检验

（二）企业规模异质性

企业规模较大意味着企业的组织结构更加完善、风险承担能力更强，相较于中小企业更容易形成规模经济，拥有更低的生产成本。因此，本文以企业规模（Size）均值为临界点，将全样本分为大型企业组和中小企业组分别进行多元回归，回归结果见表10所列。表10中，列（1）为大型企业组回归结果，Treat×Time的回归系数为0.090 4，在1%水平上显著；列（2）为中小企业组回归结果，Treat×Time的回归系数为0.020 6，未通过10%的显著性检验，说明当企业规模越大时，企业拥有更多的资金用于污染治理和技术创新，其盈利能力更强，环境保护费改税对企业全要素生产率的影响更显著。

表10 企业规模异质性检验

续表10

（三）生命周期异质性

企业处在不同的生命周期阶段，其现金持有量、治理结构等方面都存在显著差异，为检验不同企业生命周期下环境保护费改税对企业全要素生产率的影响，本文借鉴吴非等［41］的研究，将企业生命周期分为成长期、成熟期和衰退期三个阶段，并分别进行多元回归，回归结果见表11所列。表11中，列（1）为成长期组回归结果，Treat×Time的回归系数为0.044 3，未通过10%的显著性检验；列（2）为成熟期组回归结果，Treat×Time的回归系数为0.052 2，在10%水平上显著；列（3）为衰退期组回归结果，Treat×Time的回归系数为0.051 2，在5%水平上显著。产生上述结果的原因可能是：在成长期，企业信息不对称程度较高、现金流较少，导致环境保护费改税对企业全要素生产率的提升不明显；在成熟期，企业拥有充足的现金流，公司治理结构趋于完善，导致环境保护费改税对企业全要素生产率的影响更显著；在衰退期，虽然企业市场竞争力下降，盈利能力减弱，但基于成熟期打下的基础，其仍然有完善的治理结构和信息披露机制，且迫于市场清退压力，企业在投资时会更加谨慎，企业全要素生产率的提升也较为明显。

表11 生命周期异质性检验

七、研究结论与建议

作为一种环境规制手段，《环境保护税法》凭借严格的法律刚性约束、税收优惠等特点，推动企业节能减排，并成为企业绿色转型的重要引擎。因此，研究环境保护税政策的实施效果，具有重要理论意义和现实价值。

（一）研究结论

本文以沪深A股上市公司为研究样本，运用双重差分法，从理论和实证两个方面探讨了环境保护费改税对企业全要素生产率的影响及作用机制，主要得出以下研究结论：

第一，环境保护费改税推动了企业全要素生产率的提升，即实施环境保护税政策不仅能实现环境红利，还可以迫使企业绿色升级，实现经济红利。

第二，环境保护费改税不仅直接影响企业全要素生产率，还通过企业技术创新和投资效率间接影响企业全要素生产率。

第三，环境保护费改税对企业全要素生产率的影响在不同市场竞争程度、企业规模和生命周期样本中表现出差异性，即环境保护费改税对企业全要素生产率的影响在市场竞争更为激烈、大型企业、成熟期和衰退期的样本中更为显著。

（二）政策建议

基于上述结论，本文提出以下建议：

第一，进一步完善环境规制体系。政府应继续完善《环境保护税法》，制定合理的征税标准，提高制度的规制强度，迫使企业减少污染物排放，激励企业技术创新，实现绿色转型。

第二，政企合作推动企业技术创新。一方面，政府应营造良好的营商环境，为企业技术创新营造良好氛围，帮助企业绿色转型，实现全要素生产率的提升；另一方面，企业应完善员工培训体系和引进高层次人才，并积极与高校、科研院所合作，攻破技术难关，推动企业技术进步。

第三，建立健全投资管理体系以提升投资效率。企业应建立健全投资管理体系，防止管理层为了追逐短期利益而盲目投资，特别在新冠肺炎疫情、中美贸易冲突等复杂背景下，企业应对生产投资行为进行把控，选择最优投资组合，以提高企业投资效率，推动全要素生产率的提升。

第四，审慎实施环境保护税政策。针对市场竞争程度、企业规模和企业生命周期等异质性特征，政府应审慎实施环境保护税政策。一方面，企业应积极完善管理模式，提高核心竞争力；另一方面，对于中小企业和处于成长期的企业，政府应给予一定税收优惠和政府补贴，激励其技术创新，帮助中小企业和处于成长期的企业适应环境保护税制度。