环境责任、企业性质与企业税负

刘 畅 张景华

(1.天津财经大学 财税与公共管理学院，天津 300222；2.中共国家税务总局党校 科研所，江苏 扬州225007)

一、引言

环境问题因事关民生福祉，而受到各国政府的高度重视。党的十八大以来，我国政府不断加大污染防治力度，科学运用财税政策工具激励企业落实环境责任，助推企业加速进入“以环保促发展”的良性循环。虽然环保相关政策激励及制度约束对于企业履行环境责任、提升环保绩效具有积极的促进效应(于连超 等，2020)，但不应忽视的是，财税政策在引导企业环保行为的同时，也会导致其税负水平发生变动。在企业的经营过程中，税负问题备受关注，因为其会引发经济利益折损，进而对企业的健康稳定发展产生至关重要的影响。当前全球减税浪潮语境下多国释放减税信号的共振效应，更是诱致企业对自身税负水平高度敏感(庞凤喜 等，2016)。作为一项非经济性投资，履行环境责任虽然短期内可能导致企业营业成本增加、流动性约束增强，但长期来看却是企业实现可持续发展的必然要求。相关研究指出，企业为享受环保相关税收红利，降低税负水平，有动机强化自身环境责任(卢洪友 等，2017)。但遗憾的是，鲜有研究从企业自身能动性出发，探讨落实环境责任对企业税负的影响。进一步，由于不同性质的企业在生产经营活动中对环境的扰动程度有所差异，其所面临的环境规制及所需承担的社会责任亦不尽相同，这种异质性是否会影响企业履行环境责任的动机呢？

有鉴于此，本文将着重考察以下问题：落实环境责任是否会切实降低企业税负水平？不同性质企业履行环境责任对其自身税负的影响是否存在差异？企业落实环境责任对于税负水平的影响是通过何种路径实现的？较之已有研究，本文的贡献主要体现在：其一，从企业自身能动性角度出发，检验落实环境责任的内生激励机制及其对企业税负的作用效果，证实企业税负对环境责任的正反馈作用，为企业减负提供了一个有益的“出口”，并为企业税负诱致因素方面的研究提供了一个较为新颖的视角。其二，揭示了环境责任影响企业税负的作用机理，并厘清了异质性企业履行环境责任的动机差异，为制定更为精准有效的财税方案以激发企业“环保自觉”提供了重要的启示。

二、文献综述

(一)税收对环境的影响研究

税收与环境的相关研究，缘起于Pigou(1920)提出的依污染程度对排污者征税。在此之后，学者多从宏观视域出发，探讨税负水平对环境的影响，相关研究大致可归纳为两个方面。一是税收负担对环境污染的影响。一些研究表明，在财政分权体制下，地方政府以牺牲环境换取企业发展，可能会导致税负水平降低而环境污染加重(刘洁 等，2013；Sunder et al.，2016)。另一些研究则发现，宏观税负的提升会对环境污染产生正向影响(李香菊 等，2017)，且存在地域差异(王娟 等，2016)。二是财政分权与税收竞争对环境污染的影响。部分研究指出，财政分权激发地方政府竞争，在激励相容制度约束缺失的背景下(张克中 等，2011)，诱发环境规制层面的“逐底竞赛”(朱平芳 等，2011)，致使环境污染问题愈加严重。相反意见认为，全国范围内的税收竞争有助于提升省域绿色发展水平(王华春 等，2019)，但邻近地区的税收竞争则会对本地区的绿色发展产生负向影响(李子豪 等，2018)。

(二)中观与微观视阈下的企业税负研究

从现有文献来看，有关企业税负的研究主要从中观和微观两个层面展开。在中观层面，相关研究主要分地区、行业等对我国企业税负状况进行了总体分析与趋势评估，比如区分行业考察企业的总体税负(席卫群，2010；王乔 等，2011)、所得税负担(钱晟 等，2003)、增值税负担(王韬 等，2006)，区分地域探讨企业税负(王鲁宁 等，2014；汪德华 等，2015)。在微观层面，相关研究则聚焦于企业税负的影响因素，具体包括：一是基于企业性质的视角，考察企业规模(Holland，1998；王延明，2003)、企业所有权性质(Derashid et al.，2003；吴联生 等，2007)、股权结构(Adhikari et al.，2006；吴联生，2009)、管理层背景(Peyer et al.，2016；赵纯祥 等，2019)、经营绩效(田彬彬 等，2017)等对企业税负的影响；二是从税收政策及制度环境出发，研究新企业所得税法出台(潘孝珍，2013)、“营改增”(范子英 等，2017)、政企关系(罗党论 等，2013)、征管行为(范子英 等，2020)、地方财政压力(李文 等，2020)、政府竞争(詹新宇 等，2020)对企业税负的影响。

(三)企业环境责任研究

就企业环境责任的相关研究，现有文献主要从会计角度切入，围绕环境信息披露、环境绩效与企业财务绩效的关系展开，内容主要涉及：企业环境责任的信息披露现状及内容要求(颉茂华 等，2013)；企业环境绩效对环境信息披露意愿的影响(Clarkson et al.，2008)；企业环境绩效与财务绩效的关系(Wagner，2005；张弛 等，2020)。在环境责任动因方面，外部压力(姜雨峰 等，2014)、管理者背景(吴梦云 等，2018)被认为是影响企业环境责任的重要因素。

(四)研究评述

由上述文献回顾可见，学者多从宏观层面考察税收与环境之间的关系，相关成果较为丰硕；少量微观层面的研究，则以会计维度的环境责任探讨为主。而从税收视域出发，阐释微观税负、企业性质与企业环境责任关联的成果更是少见，仅有三项：卢洪友等(2017，2019)以外部致因中的环保税收政策与财政补贴为逻辑起点，探讨了财税激励对企业环保行为的引导结果；曹越等(2017)从环境规制角度出发，检验了其对企业税负的影响。尚无文献从微观企业自身能动性与个体异质性视角出发，考察落实环境责任对企业税负的作用效应及两者间的形成逻辑。

三、理论分析与研究假设

(一)环境责任与企业税负

履行环境责任是企业在谋求发展的过程中，出于自主选择或被动回应，减低或取消生产经营活动对环境污染的负外部性影响，继而实现经济、社会与环境协调共融的集中体现。然而，在现实中，企业履行环境责任的主观意愿通常较低(Orsato，2006)。对于以追求利润最大化为目标的企业而言，将有限资金投资于经济项目，减少对强外部性、高投资、高风险、慢收效的环保类非经济项目之配置权重，更有利于以相对较小的成本，获取相对更大的市场利益和经济价值(唐国平 等，2013)。事实却并非如此，企业主动承担环境责任也可能会产生正向激励效应。合法性理论指出，“合法”标签能够帮助企业赢得各利益相关方的支持与信赖，增强自身竞争优势(Zimmerman et al.,2002)。作为企业践行社会责任的一项重要内容，承担环境责任是企业获得合法性的重要渠道，它有助于降低企业的法律风险和制度性交易成本、提升企业形象、树立社会地位(Blackman，2012；张弛 等，2020)，进而实现企业财务绩效和社会绩效(Waddock et al.，1997)的“双赢”。本文认为，企业积极承担环境责任，有助于降低自身的税负水平，其具体实现途径为：

一是受企业环保投资动因与外部政策环境“双轮”驱动的影响，企业税基得以削弱，是减轻企业自身税负的直接路径。从企业自身投资动因来看，环保投资是摊薄税基、增加税前扣除的有效渠道。企业在进行环保投资、履行环境责任时，通常伴随着设备购进抑或技术改造，进而可能会提高企业的经营成本。但是，一方面，因外部环境规制中的排污费征缴、排污权交易、保证金缴纳所增加的环境成本(曹越 等，2017)，可以成为企业利润的减项，进而使企业应纳税所得额降低；另一方面，企业购买环保节能设备可增加增值税进项税额抵扣，研发环保技术也能够通过费用加计扣除方式带来企业税负的降低。从外部税收政策红利来看，环保活动所涉税收优惠政策可直接降低企业税负。为鼓励企业进行环保投资及开展环境改善活动，我国税法设置了多个税种的相关优惠政策与企业节能环保行动相对接(卢洪友 等，2017)。比如，在增值税方面，对资源综合利用产品及劳务增值税即征即退，污水处理费免征增值税；在企业所得税方面，为环境保护、节能节水和安全生产专用设备投资抵税；对节能节水项目和符合条件的能源管理项目所得，实行“三免三减半”。受当前环境制度趋严、环保限产等政策的叠加影响，财税政策在一定程度上已成为激发企业进行环保投资(卢洪友 等，2019)，以谋求税负水平调减，继而削弱环境政策压力对企业经营绩效影响的“缓冲器”。

二是企业从事环保活动所涉债务融资，进一步强化了环保投资的“税盾”效应，是有效降低企业税负水平的间接途径。在我国，企业采取债务融资方式从事环保相关活动，且符合税法规定的环保投资，其所涉债务利息可进行税前扣除。因此，环保投资之债务利息扣除形成了调减企业税收负担的间接渠道，在一定程度上强化了税盾作用(王跃堂 等，2010)，其与直接减税路径的共振，进一步强化了环境责任承担降低企业税负的作用效果。

三是履行环境责任可成为企业赢得政府信任及获取避税宽容的合理手段。企业环保责任是以政府为主导，以企业为践行主体，以实现社会目标、经济目标和环境目标相统一的责任集合。区别于上述“环保投资-减低企业税负”的直接与间接路径，部分企业还可能将履行环境责任作为一种寻租手段，通过落实环境责任，配合政府官员完成政策目标，从而换取政府信任或获得政府对其避税行为的宽容，以较小的风险从事更多的避税活动(李增福 等，2016)，最终降低企业的税收负担。

基于以上分析，本文提出：

假设1：承担环境责任有利于降低企业总体税负水平。

(二)环境责任、行业性质与企业税负

从企业自身的减税动机来看，相较于非污染行业企业，污染行业企业(1)对污染行业企业和非污染行业企业的分类，本文依据《关于印发〈上市公司环保核查行业分类管理名录〉的通知》(环办函〔2008〕373号)，将火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、建材、采矿、化工、石化、制药、轻工、纺织和制革等13个行业的企业作为污染行业企业。在从事生产经营活动中，对环境所产生的负外部性更强，因而所受宏观层面的环境规制和法律约束更多，承受的舆论压力更大，相应地所需承担的环境责任更多。因此，污染行业企业通过环保自律削弱舆论影响，并通过相机抉择的盈余管理调减企业税负的作用空间较为狭小。但是，对于负外部性较低的非污染型企业来说，其与行业性质匹配的环境责任较轻，通过环保活动主动争取更多的税收优惠以降低自身税负的“自觉度”更高(卢洪友 等，2017)，落实环保责任的“自利”动机更强。因此，与污染行业企业相比，非污染行业企业承担环境责任的减税效应可能更显著。

然而，不可忽略的是，作为履行环保责任的当然主体，污染行业企业为了达到环境规制的标准和要求，本身就需承担较之于非污染行业企业更为高昂的环保支出。污染行业企业在环境责任履行的过程中，也渗透着环保相关税收优惠对企业税负的稀释效应。环保支出与税收优惠的对应关系具体表现为，企业环保支出越多，其所享受的税收红利越充分。因此，相对于非污染行业企业，污染行业企业承担环境责任的减税效应可能更明显。

基于上述分析，本文提出：

假设2a：相对于污染行业企业，非污染行业企业承担环境责任的减税效应更强；

假设2b：相对于非污染行业企业，污染行业企业承担环境责任的减税效应更强。

(三)环境责任、所有权性质与企业税负

所有权性质是决定企业政治优势、政策性负担(罗党论 等，2013)以及社会责任承担水平的重要标志。因此，不同性质的企业无论是在履行环境责任的动机上，还是环境责任向企业税负的传导机制上都可能存在一定的差异。在我国，政府在环境治理与环境保护方面发挥着主导作用(鲁焕生 等，2004)。相应地，处于政府干预下的国有企业不可避免地会承担更多的政策性目标与环境保护责任，“利他”动机更强；而非国有企业在环境责任落实上的“自利”动机更强(吴联生，2009)，使之更为关注环境责任履行对自身税收负担的影响。此外，非国有企业实现股东价值最大化的目标更明确，行为选择逐利性更强，其通过落实环境责任以实现税收负担减低的动机更为强烈；而国有企业在履行环境责任的过程中受政府的关注程度相对更高，政企双方的信息不对称程度通常较低，因此其很难通过隐匿的手段来逃避税收，这会显著弱化国有企业环境责任承担与税负水平之间的关系。基于上述分析，本文提出：

假设3：相对于国有企业，非国有企业承担环境责任的减税效应更强。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2011—2016年和讯网发布的上市公司社会责任报告测评体系中，对环境责任考察项目进行评分的企业作为样本，同时对初始样本进行了以下筛选：剔除*ST、SST的企业；剔除金融类企业；剔除数据缺失的企业。经上述处理，最终获得3565个观测值。企业财务数据来自国泰安CSMAR数据库和巨潮资讯网，环境规制数据来自历年《中国环境年鉴》和《中国统计年鉴》。

(二)变量说明

1.被解释变量

企业税负(taxbn)。鉴于企业履行环境责任对其财务绩效及税负水平具有总体性影响，加之环保类相关税收优惠政策横跨多个税种，故本文采用综合税负率指标衡量企业税负。借鉴吴祖光等(2012)、庞凤喜等(2019)的做法，利用“(支付的各项税费-收到的税费返还)/总营业收入”对综合税负率进行测度，以客观反映企业当期的总体税负水平。

2.解释变量

环境责任(envir)。参考卢洪友等(2017)，选用企业环境责任得分作为企业环境责任的代理变量。环境责任项目主要考察企业的环境治理情况，包括环境整体管理、预防污染、可持续资源使用、减缓及适应气候变化等四大类指标，下设年度环保投资额、排放污染及废物识别等细分指标。在百分制的社会责任评分中，环境责任所占比重存在行业差异，其中，制造业为30%，服务业为10%，其他行业一般为20%。

3.控制变量

本文选取的控制变量包括：(1)环境规制(regultn)。环境规制是反映各地区环境法制健全程度及执法效果的指标，借鉴唐国平等(2013)的测度方法，选用“工业三废”数据构建地区环境管制综合指数。(2)企业规模(ln esset)。与张丹丽等(2017)、吴秋生等(2020)等的做法一致，使用年末资产总额的自然对数衡量。(3)资产收益率(roa)。使用“息税前净利润除以平均总资产”衡量。(4)资产负债率(zcfzlv)。使用“年末负债总额除以年末资产总额”衡量。(5)企业所有权的虚拟变量(equity)。设置非国有企业为0，国有企业为1。(6)行业性质的虚拟变量(industy)。设置非污染行业企业为0，污染行业企业为1。

本文研究所涉及的变量说明见表1。

(三)主要变量的描述性统计

表1还报告了主要变量的描述性统计分析结果。从中可见，企业税负(taxbn)的均值为0.0827，标准差为0.0745，最小值为0.0018，最大值为2.1945，表明样本企业的整体税负水平较低，且内部差异相对较小。环境责任(envir)的均值为9.9666，标准差为3.4693，最小值为1.5868，最大值为25.9910，表明样本企业间环境责任表现存在较大差距。限于篇幅，其他控制变量的情况不再一一赘述。

(四)相关性检验

表2为本文主要连续变量的Pearson和Spearman的相关性检验结果。从中可见，企业税负(taxbn)与环境责任(envir)呈负相关关系，且在5%的置信水平上通过了显著性检验，初步表明企业承担的环境责任越多，其总体税负水平越低。同时，大部分的控制变量与企业税负(taxbn)在1%的置信水平上通过了显著性检验，说明本文选取的控制变量具有较好的代表性。此外，由表2还可以发现，主要变量间的相关系数均较小，说明不存在严重的多重共线性问题。

表2 变量间相关性检验

(四)模型构建

为检验上文提出的研究假设，我们构建了如下基准回归模型：

(1)

其中，αi(i =1，2…，7)表示各自变量的回归系数，εi,t表示随机误差项。同时，模型(1)中还控制了年份效应的影响。

五、实证分析

(一)环境责任与企业税负

1.基准模型

表3的列(1)报告了环境责任对企业税负影响的混合OLS回归结果。从中可知，在进一步控制其他变量的情况下，企业环境责任(envir)的系数为负，且在1%的置信水平上通过了显著性检验，表明企业承担的环境责任越多，其总体税负水平越低。由此，假设1得到支持。在控制变量方面，除所有权性质(equity)与企业税负(taxbn)未表现出显著的相关关系外，环境规制(regultn)、资产负债率(zcfzlv)、资产收益率(roa)与企业规模(ln esset)等均与企业税负(taxbn)在1%的置信水平上通过了显著性检验，行业性质(industy)也通过了5%置信水平的显著性检验。

表3 环境责任与企业税负

2.区分企业税负水平的进一步探讨

进一步，本文区分企业税负水平差异，探讨环境责任对企业税负的影响。具体而言，选取“0.25、0.5、0.75”3个分位点对基准模型进行分位数回归，结果报告于表3的列(2)至列(4)。从中可见，当企业处于0.25分位时，环境责任(envir)的系数为正且不显著，当分位数逐渐升至0.5和0.75时，环境责任(envir)的系数由正转负，且显著程度随分位数的提高而增强。尽管在0.25分位上，因样本量较小，环境责任(envir)对企业税负(taxbn)的估计结果不够稳健，与基准结果不一致，但回归结果总体上证实税负水平越高的企业，其依靠环保手段实现税收筹划的效果越显著，即企业税负水平越高，环境责任的减税效应越明显。

(二)环境责任、行业性质与企业税负

表4列示了将样本企业按行业性质进行分组后环境责任与企业税负的回归分析结果。其中，列(1)和列(2)报告了非污染行业企业样本组的回归结果，列(3)和列(4)展示了污染行业企业样本组的分析结果。由前两列可知，对于非污染行业企业而言，其所承担的环境责任(envir)与自身税负水平(taxbn)均呈显著的负相关关系。具体来看，在排除虚拟变量“所有权性质”影响的列(1)中，环境责任(envir)的系数为-0.00289，且在1%的置信水平上通过了显著性检验；在控制企业所有权性质后，列(2)中环境责任(envir)的系数依然显著为负。上述分析结果表明，在非污染行业，企业所承担的环境责任越多，其税负水平越低，与假设2a保持一致。对于污染行业企业而言，如列(3)和(4)所示，环境责任(envir)的系数均为正，且都不显著，表明污染行业企业承担更多的环境责任并不能起到改善企业税负的作用，从事相关环保活动也不能成为企业进行税收筹划的有效手段，履行环保责任则更多体现为职责本位，主要受政府环境规制及公众压力的外源驱动。

表4 环境责任、行业性质与企业税负

在控制变量方面，环境规制(regultn)的系数均为正，但仅在污染行业企业样本组通过了1%置信水平上的显著性检验，在非污染行业企业样本组并不显著。这与污染行业企业受到的外部约束更强存在较大关系，与现实情况相吻合。同时，除企业所有权性质(equity)与企业税负(taxbn)不存在显著的相关关系外，其他控制变量均在1%或5%的置信水平上通过了显著性检验。

(三)环境责任、所有权性质与企业税负

表5报告了将样本企业按所有权性质分组后环境责任与企业税负的回归分析结果。其中，列(1)和列(2)为非国有企业样本组的回归结果，列(3)和列(4)为国有企业样本组的回归结果。不难发现，对于非国有企业样本组，如列(1)和列(2)所示，无论是否控制了行业性质，环境责任(envir)与企业税负(taxbn)均呈负相关关系，且在1%的置信水平上通过了显著性检验；而对于国有企业样本组，如列(3)和列(4)所示，虽然环境责任(envir)的系数同样为负，但并不显著。原因可能在于，国有企业不可避免地承担着更多的包括环境责任在内的政策性目标，“利他”倾向特征更明显。同时，国有企业在落实环境责任的过程中，政企之间的信息不对称程度较低，从而使得企业通过隐匿收入等手段来逃避税收的难度增加，国有企业环境责任承担与税收水平之间的联系被有效弱化。而非国有企业的“自利”取向相对清晰，更为强调在环境责任履行过程中的避税收益，与企业自身价值实现和目标定位相契合。上述数据分析结果表明，相对于国有企业，非国有企业承担环境责任的减税效应更强，假设3得到支持。

表5 环境责任、所有权性质与企业税负

在控制变量方面，环境规制(regultn)对企业税负(taxbn)的影响系数在国有企业样本组均显著为正，而在非国有企业样本组中方向不稳定且不显著。同时，在非国有企业样本组中，资产收益率(roa)和行业性质(indsty)的系数均不显著。

(四)作用机制检验

上文的理论分析部分指出，企业落实环境责任，不仅能享受到环保相关的税收优惠，通过债务融资方式从事环保活动，还将增强企业的债务“税盾”效果。按此逻辑，企业所享受的税收优惠水平和债务融资状况应该在企业环境责任与企业税负之间发挥中介作用。为验证上述推断，本文借鉴柳光强等(2015)的方法，选用企业年度报表中的“收到的各项税费返还”科目衡量企业税收优惠(ln ssyh)，并对税收优惠水平进行自然对数处理。同时，选用“年末短期借款/总资产”度量债务融资(loan)。

本部分借鉴温忠麟等(2004)提出的中介效应检验方法，对税收优惠和债务融资是否在环境责任和企业税负之间发挥中介作用进行考察。具体而言，依次检验解释变量(企业环境责任)与中介变量(税收优惠与债务融资)的回归系数、中介变量(税收优惠与债务融资)和被解释变量(企业税负)的回归系数是否显著。如果以上两个系数均显著，则表明解释变量对被解释变量的影响至少有一部分通过中介变量实现。如果至少有一个不显著，则需继续进行Sobel检验，如果Sobel检验显著，则意味着中介变量在解释变量和被解释变量之间发挥中介效应；反之亦然。

表6显示，在列(1)和(2)中，环境责任(envir)对税收优惠(ln ssyh)、税收优惠(ln ssyh)对企业税负(taxbn)的回归系数均通过了1%置信水平上的显著性检验。具体来看，环境责任(envir)的系数为正，反映税收优惠水平对环境责任产生了正反馈效应。与此同时，税收优惠(ln ssyh)的系数为负，表明税收优惠水平愈高，对企业税负的削弱效果愈明显，其总效应较为显著。在包含中介变量和解释变量的列(3)中，税收优惠(ln ssyh)与环境责任(envir)同样均较为显著，进一步证明企业税收优惠在环境责任与企业税负之间的中介效应显著成立。

债务融资的中介效应检验结果见表6的列(4)～(6)。不难发现，环境责任(envir)对债务融资(loan)、债务融资(loan)对企业税负(taxbn)的回归系数均通过了1%置信水平上的显著性检验，表明债务融资在环境责任与企业税负之间具有明显的传导作用。尽管列(6)显示，环境责任(envir)的系数不显著，但在进一步的Sobel检验中，z值为3.5249，显著大于0.9115的临界值，表明债务融资在环境责任与企业税负之间存在部分中介效应。

表6 税收优惠与债务融资的中介效应回归结果

(五)稳健性检验

就环境责任对企业税负的影响而言，模型的混合OLS回归结果可能存在变量的内生性偏差。一方面，企业所承担的环境责任能够通过多种渠道影响税负水平；另一方面，企业税负水平的高低也可能通过影响企业的盈余水平，继而干扰其环保投资决策，致使环境责任与企业税负之间产生互为因果的内生性问题。

鉴于上述分析，本文开展了一系列稳健性检验：首先，加入影响经营绩效的企业营业利润率、企业现金持有水平、管理成本等其他控制变量。由表7列(1)可知，环保责任(envir)的系数依然显著为负。其次，借鉴李炜光等(2017)对“当期应交税费”的核算方法，使用“[支付的各项税费+应交税费(期末)-应交税费(期初)]/总营业收入”，重新衡量被解释变量企业税负。由表7列(2)可知，环保责任(envir)的系数依然显著为负。最后，参考Blundell et al.(1998)的做法，利用两阶段系统矩估计法(Two-step System GMM)来克服内生性问题。系统GMM估计方法采用内生变量的滞后项作为内生变量的工具变量，在一定程度上可避免变量间存在互为因果关系所造成的估计偏误。表7列(3)报告了环境责任(envir)与企业税负(taxbn)的两阶段系统GMM估计结果。AR(1)和AR(2)分别是一阶和二阶自回归检验。其中，AR(1)的p值为0.0000，表明估计模型存在内生性问题；AR(2)中的p值为0.2047，表明内生性问题被有效克服。此外，识别不足检验的统计值较为显著，且通过了过度识别检验，说明选取的工具变量较为有效且具有相关性。同时，环境责任(envir)的系数显著为负。

表7 稳健性检验

综上所述，尽管部分控制变量在模型中的显著性存在细微变化，但这不会对本文的整体研究结论产生实质影响，因而本文结论是稳健可靠的。

六、研究结论与启示

本文以和讯网发布的2011—2016年上市公司社会责任报告中对环境责任进行评分的企业为样本，综合运用混合OLS回归、分位数回归和分组回归等方法，实证分析企业环境责任承担对其税负水平的作用效应。研究发现：第一，总体而言，企业承担更多的环境责任对于减轻自身税负水平具有较为显著的效果。第二，分位数回归结果表明，税负水平越高的企业，其依靠环保手段以实现税收筹划的动机更强，即企业税负水平越高，环境责任的减税效应越明显。第三，非污染行业企业较之于污染行业企业、非国有企业较之国有企业落实环境责任的减税效应更显著。进一步的渠道检验结果显示，企业税收优惠和债务融资在环境责任和企业税负之间发挥着显著的中介作用。

据此，本文提出如下政策建议：其一，贯彻绿色发展理念，加大企业从事环保活动的税收优惠力度，保证环保投资增值税抵扣链条的完整性，并强化各税种间的协调联动，充分发挥绿色税制对企业的正向引导作用，倒逼企业转型升级。其二，加强对企业环保行为的外部规制，提高企业环保投资效率，充分考虑企业的个体异质性，在环境规制强度和税收政策工具运用上有所区别，避免相关政策的“一刀切”取向，适当加大对具有“利他”动机的国有企业和在减低环境污染负外部性中发挥主体作用的污染企业的税收优惠力度，以绿色税制促进可持续发展，最终实现经济发展与环境保护的“双赢”。其三，企业在制定经营战略时，应兼顾经济绩效与社会绩效，充分发挥环保投资在企业盈余管理和税负调节中的作用，并树立绿色发展理念，强化环境治理与环保投资行为。