環境保護稅、技術創新與企業財務績效

　　〔摘 要〕 本文選取 2016～ 2019 年滬深 A 股上市公司數據作為研究樣本，利用雙重差分模型檢驗了環境保護稅的征收對企業財務績效的影響以及技術創新在其中的作用。研究發現: 環境保護稅不會引起企業財務績效水平的較大波動，相反，繳納環境保護稅會倒逼企業通過技術創新的方式來提升財務績效水平，即技術創新在環境保護稅與財務績效之間發揮部分中介效應。為此，各地區應適當上調環境保護稅適用稅額，增加減稅檔次，大力開展創新實踐活動，為加強環境保護、規范企業治污減排行為提供政策支持與制度保障。

　　劉曉光; 邵潤欣， 工業技術經濟 發表時間：2021-09-01

　　〔關鍵詞〕 環境保護稅 技術創新 財務績效 雙重差分模型 中介效應 綠色財稅體系

　　引 言

　　隨著全球化和工業化進程的快速推進，我國經濟增長成效顯著，隨之引發的生態環境問題也逐漸凸顯。近幾年來，環境問題更成為了我國乃至全世界關注的熱點問題。

　　《中華人民共和國環境保護稅法》于 2018 年 1 月 1 日起正式施行，主要針對規定中 4 類污染物的污染當量或排放量征稅，總體體現了從排污費到環境稅 “整體平移”特征，但局部地區也根據其經濟發展水平相應提高了適用稅額，更體現出 “多排污多征稅、少排污少征稅”的征稅原則。環境保護稅的施行在構建綠色財稅體系、促進經濟綠色發展等方面具有重要意義[1]，其目的在于通過環境稅制改革，充分發揮宏觀層面 “雙重紅利” 效應，讓污染企業既算清經濟賬又算清環境賬。雙重紅利: ( 1) “環境紅利”，即通過征收環境保護稅提高地區環境質量，稅收約束作用明顯[2]; ( 2) “社會紅利”，即通過征收環境保護稅減弱其他稅種對經濟市場和社會福利造成的扭曲，促進地區經濟增長。

　　環境保護稅主要針對污染物排放單位及個人征收，作為重點監管對象的企業也試圖通過提高自身生態環境約束和社會責任考量來應對復雜多變的環境問題。但追求利潤最大化或在利潤最大化的前提下盡可能地增加股東財富始終是企業的終極財務目標。在自利的決策立場下，如果環境稅給企業帶來的稅收負擔相對于粗放式生產獲取的利潤微不足道時，企業則不會改變目前污染型生產工藝和廢物處理技術，對環境造成的破壞將進一步加重。因此，征收環境保護稅的核心要義便在于通過當事人的利益博弈，以經濟利益為導向促使污染企業做出有益于生態環境和社會福祉的行為選擇[3]。鑒于此，本文將 《環境保護稅法》的實施看作一個外生事件沖擊，將中介效應融入雙重差分模型，進一步探究環境保護稅的征收是否會引起企業財務績效水平的大幅波動以及技術創新如何在環境保護稅與財務績效之間發揮中介效應，以期為我國進一步構建綠色財稅體系、深化環境稅制改革提供參考。

　　1 理論分析與研究假設

　　1. 1 環境保護稅與企業財務績效的作用機理

　　新古典經濟學理論認為，征收環境保護稅可能對企業財務績效水平產生抑制性影響，傳導機理可以采用環境成本內部化理論進行解釋和分析。環境成本內部化理論是將稀缺性的環境視作一項生產要素，將企業在生產產品或提供勞務過程中對環境造成的損耗通過征稅或補貼等價格機制實現外部效應內部化。在嚴格的稅收監管下，繳納環境保護稅必然會增加企業的稅收負擔，當收入保持一定時，稅收負擔的增加可能造成經營現金流量的減少，壓縮企業盈利空間，對財務狀況和經營成果造成抑制性影響。

　　“波特假說”提出后，傳統抑制觀思想受到了嚴重挑戰。“波特假說”認為嚴厲而又恰當的環境規制可以激勵企業設法提高財務績效水平[4]。由于征收環境保護稅會增加企業的稅收負擔，管理者為了追求利潤最大化的終極目標會把握好監管的有效契機，促使企業增加技術創新投資來提高污染治理能力以及生產工藝效率，有效緩解環境稅給企業經營收益帶來的不利影響。同時，基于稅收收入效應考慮，征收環境保護稅增加了單位排污成本，相應縮減了企業可支配收入，企業想要維持目前收益水平或獲取更高的經營利潤，就需要通過增加生產量、提高生產率等方式得以實現。 Berman 和 Bui 以石油冶煉業為研究對象，發現受環境稅收影響下的企業全要素生產率在 1982～1992 年有較大幅度提高，而同期沒有受環境稅收影響的企業生產率卻是下降的，這表明征收環境稅能迫使企業提高生產率，進而促進績效水平的提升[5]。

　　由于環境保護稅征收管理具有相應的法律依據和定性定量標準，執行力度也更加嚴格，這在很大程度上避免了因制度漏洞或監管空缺而出現稅費漏繳等情況，同時受新古典經濟學抑制觀的影響，導致部分學者認為征收環境保護稅會引起企業財務績效的下滑[6]。又有一些學者更加認同 “波特假說”的觀點，認為征收環境保護稅會激勵企業設法提高財務績效水平。但本文認為，征收環境稅不會引起企業財務績效水平的較大波動。各省具體適用稅額是在統籌考慮了企業的承受能力、環境承載力及經濟發展水平眾多因素的前提條件下制定的，其制定既協調了對納稅單位排污行為的調控力度，又兼顧了對納稅人基本權利的保護。因此，在實際征管環節，企業所繳納的環境稅額及承擔的稅負壓力均在預期可承受范圍之內，并不會造成財務績效水平的較大波動; 另外，據有關資料統計，我國超半數省份環境稅額的制定沿用了原排污費的征收標準，僅3 /4的省份小幅調增了稅額標準[7]。相較于西方發達國家而言，我國環境稅制度稅額標準仍普遍偏低[8]。繼續保持以過去較低環境治理成本測算出的適用稅額可能導致企業對外排放污染物所承擔的環境成本在其總成本中所占比重較小，較低的環境稅負并不足以造成企業內部資金短缺，亦不會引起財務績效水平的較大波動。所以，鑒于這兩方面原因，本文提出了假設 1:

　　H1: 環境保護稅不會引起企業財務績效水平的較大波動。

　　1. 2 環境保護稅與技術創新的作用機理

　　“波特假說”理論認為適當且有效的環境規制對企業技術創新具有驅動作用。環境保護稅作為一項經濟激勵型環境規制工具，能有效發揮創新補償效應，彌補企業的 “遵循成本”，即企業通過技術創新帶來的利潤增加可以彌補環境稅造成的不利影響; 另外，環境保護稅又可以發揮稅收替代效應。在產品結構替代上，將非環保型產品進行綠色轉型升級或創新性地生產新型環保產品，可以幫助企業獲得更大的市場占有率和產品溢價。在生產要素替代上，研發新型控污技術和科學減排工藝可以有效彌補稅負增加的負面影響。

　　由于環境保護稅遵循 “多排污多征稅”的征收原則，企業應納環境稅額與實際污染物的排放量兩者成正比例關系，企業的稅收負擔會隨著污染物排污量的增加而逐漸加重。此時，為了減輕稅收負擔、緩解稅負壓力，除了加強內部管理外，企業會主動加大技術創新投入力度，通過替換新型工藝設備和廢物處理技術使排放的污染物更加符合國家和地區環保標準，以實現節約稅收成本的目標。基于此，本文提出假設 2:

　　H2: 征收環境保護稅可以倒逼企業加大技術創新力度。

　　1. 3 技術創新在環境保護稅與企業財務績效之間的中介效應

　　熊彼特創新理論認為，技術創新不僅可以顯著提升企業核心競爭力，還能引進新產品或新工藝，幫助企業獲取新的可持續盈利點[9]。 ( 1) 技術創新有助于拓展新型細分市場，滿足消費者對環保事業日益重視的消費理念和產品需求; ( 2) 技術創新能夠提高資源利用效率，優化控制成本;

　　( 3) 技術創新可以引進更多的環境有益技術，減少污染物的排放或使排放的污染物更加符合國家標準，進而獲取多方面的稅收減免優惠。由此看來，技術創新水平的提高無疑會推動企業盈利水平的增長。

　　技術的提高能夠促使產業結構升級與完善，而環境保護稅具有的經濟激勵效應又是推動企業技術創新、提升盈利能力和市場價值的關鍵。環境保護稅作為一項基于市場化的政策手段，可以緊密結合市場機制，借助市場信號來引導企業做出最為經濟有效的行為決策[10]。由于污染物排放量與應納稅額兩者直接掛鉤，當企業承擔的環境稅額高于環境治理成本時，企業選擇不治污而繳納環境稅的利潤將小于治污后的利潤，縮減企業盈利空間。此時，為了消化稅負帶來的環境成本上升，企業會加大技術創新投入力度，真正從根源上減少污染物的排放，通過降低稅收負擔的方式來拓展企業的盈利空間，進而提升財務績效水平。據此提出假設 3:

　　H3: 征收環境保護稅可以促使企業通過加大技術創新的方式提升財務績效水平。

　　2 研究設計

　　2. 1 樣本選取與數據來源

　　為探究我國環境保護稅的征收對企業技術創新和財務績效水平的影響，本文以 2016 ～ 2019 年滬深兩市 A 股上市企業為樣本，依據 《環境保護稅法》相關規定，將樣本企業分為受環境保護稅影響下的處理組以及幾乎不受環境保護稅影響 ( 受影響較小) 的對照組。分組依據如下: 根據 《環境保護稅稅目稅額表》、《應稅污染物和當量值表》有關規定，對包括顆粒物、硫氧化物、碳氧化物等在內的大氣污染物、水污染物、固體廢物和工業噪聲排放征稅。這些污染物的排放與重污染行業密切相關，而與其他行業關聯較小。結合 《上市公司行業分類指引》( 2017 年修訂) 、 《上市公司環境信息披露指南》 ( 征求意見稿) 對重污染行業的相關界定，本文最終選取包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業在內的共計 16 類重污染行業、25 個細分行業作為處理組樣本，其余如文化體育和娛樂業、租賃和商務服務業、批發和零售業、交通運輸業等作為對照組樣本，分別對 《環境保護稅法》征收前后兩組數據的處理效應進行觀察。

　　為避免金融業以及綜合類企業的特殊性和不確定性對回歸結果產生的干擾，本文在樣本篩選前對這兩種行業予以剔除，同時剔除了 ST、* ST 的企業以及無法處理的數據缺失樣本。最終得到處理組樣本量 2484 個，對照組樣本量 1110 個。本文中各變量數據均取自于國泰安 ( CSMAR) 數據庫。用 Stata16. 0 對相關數據進行分析。

　　2. 2 變量定義

　　1) 解釋變量。本文的解釋變量記為 DID，即政策實施的交乘項，用于表示企業是否征收了環境保護稅。DIDi，t ( treatedi ×postt ) 為第 i 企業第 t 年是否受環境保護稅政策影響的虛擬變量，treatedi 為政策對象，受環境保護稅影響較大的重污染企業 treated = 1，幾乎不受環境保護稅影響的非重污染企業 treated = 0; postt 為政策實施時間效應，由于我國自 2018 年 1 月 1 日起正式開征環境保護稅，故當 post = 1 時表示 2018 年后 ( 含 2018 年) 環境保護稅正式征收時間段，當 post = 0 時表示環境保護稅未正式征收時間段。

　　( 2) 中介變量。技術創新( RD) 是企業從源頭解決環境污染問題、實現環境與經濟均衡發展的重要舉措。本文選取研發投入金額的自然對數來衡量企業技術創新水平，進一步探究其對政策實施效果的影響。

　　( 3) 被解釋變量。在現有相關文獻對財務績效的衡量中，國內外學者通常選取總資產凈利潤率( ROA) 、凈資產收益率( ROE) 以及衡量價值創造的市盈率( PE) 、市凈率( PB) 、托賓 Q 值等指標進行反映。但由于我國證券市場發展并不完善，股價的波動可能使以市盈率、市凈率、托賓 Q 值度量的財務績效不具真實性。而 ROA 能反映企業資產總體獲利能力，是評價企業全部資產運營效益的重要指標，ROE 可以從股權投資者角度衡量企業權益資本的收益水平。因此，本文選擇用總資產凈利潤率( ROA) 進行主檢驗，用凈資產收益率( ROE) 進行穩健性檢驗。

　　( 4) 控制變量。本文選取資產負債率( LEV) 、企業成長性( GROWTH) 、股權性質( PRO) 、股權集中度( TOP 10) 、獨立董事比例( INDRATE) 作為控制變量。各變量具體定義如表 1 所示。

　　2. 3 方法選擇與模型構建

　　雙重差分法是將制度變遷和新生政策視為一次外生于經濟系統的準自然實驗，觀察政策這一外生性因素對被解釋變量產生的凈效應[11]。本文將 2018 年 1 月 1 日正式實施的 《環境保護稅法》視為一個準自然實驗，排除掉其他不隨時間變化及不可控因素影響，進一步觀察環境保護稅政策通過技術創新的傳導路徑對企業財務績效產生的影響。

　　為檢驗征收環境保護稅對企業財務績效產生的影響效果，本文設立研究模型 1: 以 DIDi，t ( treatedi × postt ) 為解釋變量，ROAi，t為被解釋變量，Xi，t為所有的控制變量，包括: 資產負債率、企業成長能力、股權性質、前十大股東持股比例、獨立董事比例。γt 為年份固定效應，εi，t為誤差項。

　　由于規范型 DID 多研究兩變量之間的影響效果，本文力圖在理論上拓展雙重差分模型的應用，將中介效應融入 DID 模型之中，進而檢驗技術創新在環境保護稅與財務績效之間是否發揮中介作用，并建立模型 2～4，具體如下:

　　3 實證檢驗與分析

　　3. 1 描述性統計分析

　　對樣本企業財務績效等變量進行描述性統計。從表中的結果可知，總樣本量為 3594，總資產凈利潤率( ROA) 均值為 0. 650，標準差為 0. 497，最小值和最大值分別為 0. 0004 和 0. 4660，說明不同企業間的財務績效水平具有顯著性差異; 技術創新( RD) 均值為 17. 956，標準差為 1. 501，最小值和最大值分別為 5. 094 和 23. 787，表明不同企業內部對研發投入和技術革新的重視程度相差較大; 資產負債率( LEV) 均值為 0. 374，說明企業財務杠桿較小，整體經營較穩健; 企業成長性( GROWTH) 最小值和最大值分別為-0. 825和 84. 992，可見樣本公司的營業收入增長率差距較大; 前十大股東持股比例( TOP10) 最小值和最大值分別是 14. 670 和 98. 585，說明不同企業股東對企業的掌控程度有顯著差異，總體上股權集中度較高，股權結構缺少相應監管機制; 根據 《公司法》相關規定，企業獨立董事比例最小應為 0. 333，而樣本中 INDRATE 最小值僅為 0. 231，說明部分企業的獨立董事人數設置并不符合相關規定，獨立性較差。全部樣本描述性統計結果見表 2。

　　3. 2 相關性分析

　　在正式使用模型回歸之前，需要對各可觀測變量進行 Pearson 相關性分析，各個變量之間的相關程度如表 3 所示。

　　由表中的相關系數可知，環境保護稅、技術創新與財務績效顯著相關，證實選取的衡量標準具有合理性，可以進行下一步深入研究。由表 3 可以看出，環境保護稅與財務績效之間的相關系數為 0. 072，且在 1%的顯著性水平上顯著，表明環境保護稅與財務績效呈正相關關系。環境保護稅與技術創新之間的相關系數為 0. 107，且在 1% 的顯著性水平上顯著，表明環境保護稅與企業技術創新之間呈顯著正相關。控制變量除獨董比例外均與財務績效顯著相關，表明各控制變量的選擇合理，并支持了線性模型假定。獨董比例變量相關性不顯著可能是由于樣本選擇具有一定的異質性，導致該變量在總樣本中對財務績效的影響被平滑掉了。

　　3. 3 回歸分析

　　雙重差分法估計有效性的前提之一是處理組與對照組在接受處理前需滿足平行趨勢假設。在進行回歸分析前，已對兩組樣本企業總資產凈利潤率變化趨勢進行了檢驗，其趨勢大體保持相同，滿足使用雙重差分模型的檢驗要求。

　　( 1) 環境保護稅、技術創新與企業財務績效的關系分析。本文分別對環境保護稅、技術創新與財務績效三者間的關系進行多元回歸，回歸結果如表 4 所示。

　　模型 1 檢驗了環境保護稅對財務績效的影響，結果顯示交乘項 DID 的系數為正，且在 5%的顯著性水平上顯著，說明征收環境保護稅不會引起企業財務績效水平的較大波動，假設 1 得到驗證。模型 2 關于環境保護稅與技術創新的回歸結果，結果顯示交乘項 DID 的系數為正，且在 5%的顯著性水平上呈顯著正相關，表明征收環境保護稅能夠倒逼企業進行技術創新，正向提升企業技術創新水平，假設 2 成立。模型 3 中技術創新對財務績效的影響在 1%水平上顯著為正，表明技術創新會促進企業財務績效的提升。

　　( 2) 技術創新的中介效應分析。根據中介效應檢驗模型[12]可知: 通過模型 1 發現征收環境保護稅不會引起企業財務績效水平的較大波動; 模型 2 表明征收環境保護稅正向提升企業技術創新水平; 將解釋變量和中介變量同時加入到回歸方程中檢驗系數的顯著性，回歸結果如表 4 中的模型 4 所示，技術創新對財務績效的影響仍顯著，環境保護稅對財務績效的影響也均在 10%水平上顯著，且系數絕對值要小于直接路徑的系數絕對值，表明技術創新在環境保護稅與財務績效之間發揮部分中介效應，假設 3 得到了驗證。綜上所述，通過拓展后的中介效應模型檢驗得出環境保護稅通過技術創新作用于企業財務績效，即在需要繳納環境保護稅的情況下，企業通過加大技術創新力度這一路徑，能夠顯著提升財務績效水平。

　　4 穩健性檢驗

　　考慮到實證結果可能受到指標度量方式和樣本選擇偏差的影響，本文通過更換指標度量方式進行了穩健性檢驗。 ( 1) 使用凈資產收益率( ROE) 代替總資產凈利潤率( ROA) 再次進行上述回歸分析步驟; ( 2) 更改了控制變量股權集中度的度量方式，將前十大股東持股比例改用第一大股東持股比例進行衡量，再次進行回歸。穩健性檢驗結果與上述研究結論基本保持一致，表明本文研究結論較為可靠，結果表略。

　　5 研究結論與建議

　　本文以 2016～2019 年滬深 A 股上市公司面板數據為樣本，通過對面板數據的多元回歸分析，考察了環境保護稅、技術創新與企業財務績效之間的作用機理。研究結果顯示: ( 1) 環境保護稅不會引起企業財務績效水平的較大波動; ( 2) 征收環境保護稅可以倒逼企業進行技術創新; ( 3) 技術創新在環境保護稅與財務績效之間發揮部分中介效應，即征收環境保護稅可以促使企業通過加大技術創新的方式提升財務績效水平。

　　基于上述分析，本文提出如下 3 點建議:

　　( 1) 各地區應適當上調環境稅適用稅額。由于我國環境稅現有稅額設置普遍偏低，難以改變企業 “寧愿繳稅，也不愿意治污”的不良局面。所以各地區應統籌處理好稅收負擔與污染治理成本兩者之間的內在聯系，堅持應納稅額與納稅人污染行為所造成的環境損害成本相持平甚至略高的基本原則，充分考慮本地區經濟社會生態發展目標需求，適當上調各應稅污染物的具體適用稅額，借此通過稅額的相對提升來迫使企業引進更多環境有益技術，激發企業創新治理污染的積極性。

　　( 2) 增加減稅檔次。相應地增加減稅檔次可以給予納稅企業更大的稅收優惠空間，讓更多納稅人享受到稅收減免所帶來的的政策福利。如在原有減稅檔次上新增納稅人排放應稅污染物的濃度值低于國家和地方規定的排放標準 70%，減按30%征稅，低于 90%減按 10%征稅等減稅檔次[10]。通過實際的稅收減免激發企業的技術創新潛力，有效形成 “排放濃度低于標準越多、稅額優惠幅度越大”的創新激勵機制。

　　( 3) 大力開展技術創新實踐活動。技術方面的創新可以幫助企業相對節約稅收成本，推進財務績效水平更好地發展。企業應大力開展生產工藝和廢物處理等方面的技術創新實踐，將非綠色生產工藝轉化成綠色生產工藝可以使污染物排放濃度值低于國家環保標準，獲得相應減稅優惠; 更新廢物處理技術可以提高廢物處置效率、減少處置成本、綜合利用固體廢物，獲取相應免稅優惠。