基于SO2排放视角资源税环境保护效应研究

李尚远，薛 钢，茅诗婕

（中南财经政法大学 财政税务学院，武汉 430073）

1 模型的构建

1.1 变量选取的理论依据

本文要研究的问题是资源税的环保效应，主要体现在资源税对污染物的排放控制作用上。环境污染源主要包括工业生存污染、居民生活污染、农业生产污染和交通工具的废气和噪音污染等，与矿产资源有关的主要是废烟、废气、废水、固体废弃物和噪声。

（1）被解释变量的选择

仅选取2003～2013年各省的二氧化硫（SO2）排放量作为被解释变量，用SPi,t（SO2Pollution）表示第t年i省的二氧化硫排放量。因为我国资源税的征税对象主要是天然气、原油、煤炭以及金属及非金属矿产品，这些资源产品的生产和利用主要产生有害气体污染和固体废弃物污染，同时，本文考虑到固体废弃物是可以回收再利用的，随着固体废弃物处理技术的发展，废渣将做到资源化和无害化，所以，本文主要分析资源税对废气排放量的控制作用，又由于空气污染以二氧化硫（SO2）的污染性最为严重，本文将解释变量的设定为二氧化硫（SO2）的排放量。

（2）解释变量的选择

本文研究的主题是资源税的环保效应，因此，本文用RTi,t（Resource Tax）表示第t年i省的资源税收入。

（3）控制变量的选择

二氧化硫排放量除了受到资源税的影响外，还受到许多其他因素的影响，本文选取人均国民收入、人口密度、城市化率、财政分权程度为控制变量，其他所有对二氧化硫排放量有影响但是未能包括在面板回归模型中的因素用随机误差项替代。控制变量设定如表1。

1.2 数据来源与处理

本文所有数据均来源于《中国统计年鉴》，因为本文的数据涉及不同的年度数据，所以需要统一统计口径。《中国统计年鉴》第t年分地区资源税收入是以当年的居民消费价格指数（Consumer Price Index，简称CPI）计算的，因此，本文把历年的资源税收入转化为为以2003年为基期的数据。同样，本文将《中国统计年鉴》中以当年价格计算的人均地区生产总值换算为以2003年为基期的数据。

表1 控制变量的设定

对于横截面，《中国统计年鉴》中标明全国行政区划31个省、直辖市和自治区，另外还包括香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾。由于港澳台地区税制与中国大陆有较大差异，所以本文研究范围不包含港澳台地区，又因为《中国统计年鉴》无上海资源税收入，因此本文仅选取处上海市以外的其他30个的省市自治区作为截面空间。

1.3 建立模型

同时选取2003～2013年的时间范围和30个省的截面空间的二维数据，利用Eviews7.0建立面板数据模型。面板模型包含时间序列很容易出现非平稳导致回归无效的问题，一般而言取对数可以在一定程度上解决平稳性的问题。另外，取对数还可以减少多重共线性和异方差出现的概率。本文为了反映资源税增长率和控制变量增长率对二氧化硫排放量变化率的关系，而建立双对数多元面板基本模型：

LnSPi,t＝α＋β0LnRTi,t＋β1LnPi,t＋β2LnUi,t＋β3LnDFi,t＋μi,t

2 实证分析

2.1 模型的平稳性

（1）单位根检验

本文选取的面板数据，囊括了2003～2013年共11年的时间序列数据，所以需要先进行单位根检验以保证回归结果的有效性。

首先，对6个变量的水平（level）利用二维面板数据进行单位根检验，对变量的水平值进行单位根检验，结果显示：LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher这四种方法的原假设（H0）为变量不稳定，存在单位根。从表4可见，如果仅采用LLC、PP-Fisher面板单位根检验方法（分别属于相同单位根检验和不同单位根检验），则本文6个变量都不存在单位根，检验结束。但是，如果采用严格的单位根检验，则需要所有检验方法都拒绝原假设，本文6个变量的水平值无法通过单位根检验，此时，需要再对其一阶差分进行检验，检验结果如表2。

表2 一阶差分单位根检验结果

结果显示，用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher这四种方法检验的P值都小于0.01，所以拒绝原假设，本文6个变量都不存在单位根。

（2）协整检验

因为6个变量都是一阶单整的，所以可以直接进一步进行协整检验。本文采用Pedroni、Kao这两种方法来进行协整检验。检验结果如表3：

表3 协整检验结果

结果显示：LnSP分别和 LnGDP、LnRT、LnP、LnU、LnDF这5个变量之间都存在长期均衡关系，这说明可以对原方程直接进行回归，回归结果具有经济意义。

2.2 回归结果

（1）选择面板模型形式

首先，利用Hausman Test来判断本文的双对数模型适用固定效应形式还是随机效应形式。结果显示，本文12个模型Hausman检验的结果都是P值都小于0.01，说明在1%的显著水平上，拒绝原假设，接受备择假设，即这12个模型都适用建立固定效应形式。

其次，分别构建混合回归模型、固定影响模型和变系数模型，并对模型进行回归，记录三种模型的残差平方和（Residual Sum of Squares，简称SSE），再通过计算F统计量的值判断本文应当建立固定影响模型。

（2）分析回归结果

以解释变量LnRT和被解释变量LnSP为基础，分别添加一个控制变量，建立模型一、模型二、模型三和模型四，回归结果如表4：

表4 二元面板模型回归结果

从表4可以初步看出，资源税收入（RT）是否对二氧化硫排放量（SP）有显著控制作用受到人均国内生产总值（Real GDP per capita）、人口密度（P）、城市化率（U）和财政分权程度（DF）这五个控制变量的影响，为了更精确的反应资源税的环保效应，本文将对几个控制变量进行组合，组合回归结果如表5：

对表5的回归结果进行分析，首先，在模型一的基础上，分别添加人口密度（P）、城市化率（U）和财政分权程度（DF）形成模型五、模型六、模型七，发现当添加城市化率（U）后，LnGDP由显著变为不显著。为了排除未引进重要解释变量而导致人均GDP不显著之一误差原因，构建模型八、模型九和模型十，证实了城市化率（U）和人均国内生产总值变量（LnGDP）在本面板模型中的不兼容关系。其次，观察解释变量的系数符号和系数值，LnGDP的系数符号为负，说明二氧化硫的排放量（SP）随着人均国内生产总值（Real GDP per capita）的增长而逐渐减少，这显然与发展经济学理论和中国现阶段发展情况相违背，因为根据环境的库茨涅茨“倒U型”理论，中国应当尚处于倒U型拐点之前，即经济的发展是以环境为代价的粗放式发展阶段。反观LnU的系数符合经济理论判断结果，城市化率（U）对二氧化硫排放量（SP）具有的影响效应为负，这是因为二氧化硫污染源分为工业二氧化硫排放和生活二氧化硫排放两部分，其中，工业二氧化硫占二氧化硫总排放量的绝大部分，因而加快城市化进程可以起到减少二氧化硫的排放量的作用。另外，从系数的绝对值来说，LnU系数绝对值大于LnGDP系数绝对值，说明城市化率（U）这一控制变量更重要。因此，剔除人均国内生产总值变量（LnGDP）重新建立模型。最后，观察模型十一和模型十二，加入控制变量人口密度（P）和财政分权程度（DF）之后模型系数的显著性和模型的显著性都有所改善。

表5 面板模型的回归结果

综上，模型的解释变量应当包括LnRT、LnU、LnP以及LnDF，建立的面板模型即模型十二。

表6第9列即模型最终的回归结果，此处回归一律保留三位小数：

面板数据模型回归结果表明，在5%的显著水平下上，四个解释变量估计的偏回归系数在统计上都是显著的，即四个解释变量都与二氧化硫的排放量（SP）高度相关。且调整的判定系数高达0.985，说明模型高度拟合，解释变量解释了二氧化硫的排放量（SP）总变异的98.5%。

LnRT的回归系数为0.151，表明资源税收入增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.151%，即我国现阶段资源税并不能起到抑制二氧化硫排放的作用。

LnDF的回归系数为0.693，表明地方财政分权程度增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.693%。这符合Cumberland（1981）的研究结论，因为资源税属于地方税种，只要存在地区之间的税收竞争，地方政府会为了满足本地区的财政需求，而对污染企业或者高耗能企业敞开大门，导致伴随着资源税收入的增加，环境污染反而更为严重。这也侧面印证了资源税收入（RT）的系数结论。

LnP的回归系数为-0.501，按照一般感知，人口密度（P）对环境应当是负效应，即人口密度的增加应当造成更多的二氧化硫排放量。本文建立面板模型后的回归结果却是，人口密度每增加1%，二氧化硫的排放量（SP）减少0.501%，这很可能是因为资源蕴藏丰富、重工业比重较大的省份往往人口密度较小，但是经济发达的东部地区，人口密度大，而矿产资源税不丰富、第三产业比重大，二氧化硫排放量相对较小。因此本文的回归结果与经济理论与经验不矛盾。

LnU的回归系数为-1.769，表明城市化率（U）每提高1%，将促使二氧化硫的排放量（SP）减少1.769%。说明随着城市化进程的加快，产业结构的调整，第二产业比重下降，工业二氧化硫的排放量将减少。

3 基本结论与改革建议

本文基于2003～2013年，我国30个行政地区的相关数据，利用面板单位根检验和协整检验，分析得到我国二氧化硫的排放量与资源税收入、人口密度、城市化率、财政分权程度呈现长期相关关系。多元双对数面板回归结果表明，资源税收入和财政分权程度与二氧化硫排放量正相关，人口密度和城市化率与二氧化硫排放量负相关。这说明在现今的财政分权体制下，资源税仅仅是作为地方筹集财政收入的方式之一，没有发挥补偿环境污染的作用。对此，本文提出以下建议：

(1)深化资源税制改革

现阶段资源税占税收总收入的比重微乎其微，资源税很难发挥保护环境、合理配置资源的应有之义。首先，不妨考虑资源税应税范围的扩围，将土地、森林、淡水等自然资源也纳入税目。其次，由于当前我国的资源税不能完全反映不可再生资源的稀缺价值，无法矫正资源的开采和使用中产生的负外部效应，因此资源税制改革可以适度提高资源税税率，以遏制耗竭型资源的无度开采。再次，总结2010～2011年石油和天然气资源税改革的经验，加快推进资源税的计税依据由从量定额向从价定率转变的进程。资源税的从价计征既可以增加财政收入，又可以将资源税与资源的价格相联系，从而更好得反映资源的价值。最后，完善资源税税收优惠政策，支持环保产业的发展、鼓励科技创新以及绿色开采和高效利用资源。

(2)与其他税种相配合

本文面板数据的回归结果已经表明单靠资源税来减少污染在近期内难以实现，因此必须把资源税和其他税种结合起来，做好相关税种税收政策的衔接与配合，共同引导高污染、高耗能企业转型，引导经济增长方式向集约型转变，以“构建环境友善型社会”。

(3)完善预算管理体制

在我国不完善的分税分级预算管理体制下，地方间存在税收竞争，某些地方政府为了筹集地方财政收入而不惜以破坏环境为代价招商引资，开发资源。要解决这一问题，必须对我国的分税分级预算管理体制进行完善，而政府间转移支付制度是重中之重，一般均衡补助可以缩小地方政府间财力不平衡的问题，专项转移支付既可以一定程度上缓解个别地方政府财力不足的状况，又可以引导当地政府对环境保护建立专门的支出项目。此外，需要加强地方政府的环保意识，应当将地方环境治理成效纳入主政官员的政绩考核，严格审查招商引资项目，提高环境准入门槛。

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