税收竞争对环境污染的影响研究
——基于省级面板数据的实证分析

2021-04-30 06:22李保民

黑龙江工业学院学报(综合版) 2021年2期

李保民，钟雯

(安徽大学经济学院，安徽合肥 230601)

一、文献综述

20世纪的世界环境公害事件频发，引起罗马俱乐部经济学家的关注，环境是否会为经济增长设限成为焦点，此后，学界对于经济增长与环境质量关系的研究层出不穷。改革开放以来，中国经济取得巨大进步的同时，环境形势也逐渐严峻起来。2019年9月18日，习总书记提出绿水青山就是金山银山的理念，打好污染防治攻坚战是建设美丽中国的关键一步，全国持续实施的大气污染治理攻坚行动也取得了一定成效。但2019年全国337个城市中空气质量超标的城市占比为53.4%，累计发生严重污染452天，重度污染1666天，我国环境污染仍然十分严重。自1994年分税制改革以来，我国的“GDP锦标赛”与“地方官员晋升竞标赛”特色治理模式为中国经济奇迹贡献了重要力量(周黎安，2007)[1]。但与此同时，内生于此治理模式的相对绩效评估也带来了公共事业缺失等严重问题，如税收竞争会导致环境污染问题(王永钦，2007)[2]。

对于税收竞争导致的环境污染问题，国外的研究起步较早，总体上可归结为三种情况，即“趋劣竞争”(Cumberland，1981)、“趋优竞争”(Potoski，2001)和趋优趋劣并存(Konisky，2007)[3-5]。

与国外相比，我国地方政府虽不享有独立税权，但灵活的地方税率给予了地方政府税收竞争的空间(郭杰等，2009)[6]，地方政府可通过放松地方税务局的执法力度实现税收竞争(范子英等，2013)[7]。沈坤荣等(2006)研究发现我国省级政府间存在税收竞争[8]，龙小宁等(2014)研究得出县级政府间也存在税收竞争[9]。税收竞争是地方政府竞争的主要手段之一，但地方政府间税收竞争是否会对环境质量产生影响呢？一般而言，税收竞争通过直接降低税负实现，但税收竞争也会致使地方政府逐渐宽松环境规制强度(刘洁等，2013)[10]，环境政策沦为地方政府攀比竞争的工具(杨海生等，2008)[11]，这些无疑都加剧了环境污染。此外，降低税收征收努力程度、滥用税收优惠政策亦会加剧环境污染(踪家峰，2015)[12]。贺俊等(2016)基于内生增长理论，构建了税收竞争作用于环境污染的理论模型，得出“趋劣竞争”的结论[13]。具体到污染物类型，地方政府税收竞争会加剧雾霾的产生等(赵娜等，2020)[14]。国内的研究中得出“趋优竞争”的文献并不多，田时中(2020)实证研究得出我国地方政府在税收总量上为“趋优竞争”，其主要原因是低税负地区的环境标准较高，企业为了可以留在低税负地区，而采取保护环境的措施，从而减少了污染物的排放[15]。趋优与趋劣并存的说法也受到了很多学者的支持，地方政府会从不同的环境污染物(崔亚飞等，2010；张宏翔等，2015)区域层面(王春华等，2019)等采取类似骑跷跷板的策略[16-18]。

税收竞争的目的在于吸引流动性经济资源，环境污染是地方政府在实现自身利益最大化的过程中所带来的负效应。从已有文献来看，税收竞争对环境污染影响的研究已经相当丰富，但具体到税收竞争对不同污染物影响的分析并不多。考虑到不同污染的外溢性存在差异，本文以工业二氧化硫排放量与工业废水排放量作为环境污染的代理变量，运用系统GMM模型分析税收竞争对其产生的影响。主要从以下几个部分展开：首先，分析税收竞争对环境污染的作用机制并提出相关假设，通过已有数据建立相关模型；其次，在对实证结果进行分析后，进行稳健性检验及异质性检验；最后，针对实证得出的结果提出相关政策建议。本文以不同污染物类型表示环境污染情况为切入点，弥补了地方税收竞争对环境具体影响的空白，为我国经济社会实现绿色高质量发展提供了理论支持。

二、理论分析与提出假说

本文在崔亚飞等(2010)[17]的理论研究基础上，构造如下理论分析框架。假设地方政府i的辖区环境污染水平由不同类型污染物表征，如本文选取的工业二氧化硫排放量与工业废水排放量，将环境污染水平表示为Ei，其中i分别代表不同的污染物类型。当一阶导数E′>0，即随着不同类型污染物排放量的增加，环境污染水平会不断恶化，当其二阶导数E″<0，即意味着随着污染物排放量的不断增加，环境污染水平并不会一直恶化，考虑到环境是重要的生产资源，政府会采取措施改善环境污染问题，从而促使环境污染水平下降。

不妨假设地方政府i的经济总量为Qi，经济总量的提高也扩大了地区政府i税收收入的税基，因而随着经济水平的提高，地方政府的税收收入也会增加，因此，可以将地区i的经济总量表示为税收收入T的函数：Qi=(Ti)，其反函数则为Ti=T(Qi)。将地区政府i的效用函数设为Ui=U(Ei,T(Qi))，由于地方政府身处“GDP锦标赛”之中，而效用最大化需要平衡环境保护与税收收入增长，地方政府主要官员受晋升激励，偏好可能是税收收入的增加而非环境保护，因而地方政府i可能并不是为了实现效用最大化。因此，可以通过对比税收收入的增长与环境质量，从而得到地区间竞争的具体模式。如果税收收入增加而环境污染强度同时增长，则说明地区间税收竞争呈“趋劣竞争”的形式。相反，倘若地区税收收入增加而环境污染强度降低，则表明地区间税收竞争呈“趋优竞争”的形式。如果地区间税收收入与不同类型的污染呈现差异化的结果，则说明地区间税收竞争可能是呈现为“趋优趋劣”共存的形式。具体而言，考虑到地方政府为了在“GDP锦标赛”中抢占先机，通常会更加关注对税收收入的竞争而忽视对环境的保护，由此提出本文的假说1。

假说1：地区政府间进行税收竞争会加剧地区环境污染。

考虑到不同污染物外溢性存在差异，对于外溢性较强的污染物，地区间税收竞争会导致其更多的排放。例如，工业二氧化硫比工业废水外溢性更强，地区间可能存在“搭便车”现象。由此提出本文的假说2。

假说2：相同的税收竞争强度下，二氧化硫的排放量会远大于废水排放量。

三、模型设定、变量选取与数据说明

1.模型设定

首先，基于上述理论分析，构建如下关于税收竞争与污染物排放水平的实证模型：

Eit=∂+β1Eit-1+β2taxit+∂Xit+θi+ρt+εit

其中，i表示省份，t表示年份，被解释变量Eit为环境污染物排放水平，其中包括二氧化硫排放和废水排放，解释变量taxit为税收竞争程度，Xit为一组控制变量，θ为地区固定效应，ρ为时间固定效应，ε 为随机扰动项。

2.变量选取

(1)被解释变量

分别选择2004—2017年的工业二氧化硫排放量与工业废水排放量作为被解释变量来表征环境污染程度。

(2)解释变量

①税收竞争程度(tax)：一般而言，测算各地实际税负主要有两种方法，一种是直接测算资本的有效税负，然后将各地税负的绝对值进行比较，以此表示各地区税收竞争的激烈程度。第二种方法为测算各地间的相对税率，采用各地区总的税收收入占GDP的比重来进行测算。本文基于统计数据的可得性，采用第二种方法测算各省的实际税负。税收竞争程度由以下公式测算：

由此测算结果得到税收竞争程度，该指标数值越大，表示税收竞争越激烈。

②外商直接投资(fdi)：外商直接投资是我国经济发展的助推器。一方面，在经济发展过程中，欠发达地区为了引进外资，主动放松环境管制，污染企业的建立直接增加了污染的排放。另一方面，在引进外资的同时，外国先进环保技术和环保标准的引入又有利于污染的减少。用各年度省、市、自治区实际使用的外商直接投资额占当年各省、市、自治区的GDP的比重表示外商直接投资。

③人均GDP(pgdp)以及人均GDP的平方项(pgdp2)：经济发展水平与环境污染之间存在密切联系，由于各地区间经济发展水平不同，选取各地人均GDP作为控制变量。同时，为了消除通货膨胀等物价上涨因素对GDP造成的影响，将地区间的GDP以2004年为基期，利用平减指数对GDP进行了平减。此外，考虑到经济发展水平与环境污染之间的非线性关系，将人均GDP的平方项一起作为控制变量。

④人口规模(pop)会对环境污染造成一定影响。人口规模的扩大给资源带来压力是对环境最基本的影响，人口数量的增加会带来更多的生活排污，如若不能进行妥善处理，势必造成环境的污染。本文将人口规模纳入控制变量中，用各省人口数表示。

⑤技术水平(rd)提高技术水平不但有助于提高生产效率，也可能通过先进的技术改善环境。用R&D经费表示技术水平。

⑥城镇化水平(urban)。城镇化进程会带来固体废物排放量大、综合利用率低、城市水污染和空气污染等，势必造成环境恶化。因此，将各省的城镇化水平(urban)作为控制变量纳入模型中，具体计算通过各省的非农业人口占总人口的比重进行衡量。

⑦第二产业(ind)是国家综合国力的象征，是工业化程度的主要指标，但环境污染的主要来源也是第二产业，如采煤业、采矿业等。本文用第二产业占GDP的比重来表示第二产业的整体发展状况。

3.数据说明

由于西藏以及港澳台相关数据的缺失，在分析时只采用30个省(市、自治区)的数据，各变量数据由各省(市、自治区)统计年鉴以及《中国统计年鉴》整理得到。变量的基本统计如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证分析

1.基本回归结果分析

因为对变量进行对数化处理既可以消除异方差的影响也不会改变变量间的关系，由此本文对部分变量进行了对数化处理。由于环境污染排放物的排放量具有惯性并且考虑自变量之间的自相关问题，以及地区i内当期的环境污染物排放量还取决于过去的行为，因此本文选择使用系统广义矩(system GMM)的方法来构造动态面板模型。

首先，考虑到基准回归使用的是系统GMM方法，为了确保系统GMM计量方法估计结果的准确性，需要检验误差项间不存在序列相关。由表二中可得，对模型(1)和模型(2)的误差项自相关检验表明，模型(1)(2)误差项并不存在自相关的问题。此外，对模型(1)(2)的过度识别检验结果表明，本文不存在过度识别的情况，模型设定得当。

从表2的回归结果看，滞后一期的工业二氧化硫排放量和滞后一期的工业废水排放量的系数都在1%的水平上显著为正，说明工业二氧化硫与工业废水的排放量具有惯性，会逐步积累，再次说明使用动态面板进行回归的正确性。在模型(1)和(2)中，税收竞争的系数都为正，且都通过了显著性检验。表明地方政府税收竞争会导致污染物排放的增加，即税收竞争呈现“趋劣竞争”的形式。验证了本文的假设1，即地区间的税收竞争加剧了环境污染。此外，通过对工业二氧化硫排放量与工业废水排放量的回归系数进行比较，可以发现工业二氧化硫排放量的回归系数更大，这可能是由于二氧化硫的外溢性较强，对于外溢性较强的环境污染物，地方政府通常的策略可能为“搭便车”。因而在同等的税收竞争强度之下，会带来更多的工业二氧化硫排放量，从而验证了本文的假说2。

对于控制变量而言，随着地区第二产业比重的不断提高，工业二氧化硫的排放量会随之增加，产业结构系数为正且通过了显著性检验。但是工业废水的排放量的产业结构系数虽然为正，但是并没有通过显著性检验，这可能是因为工业废水处理技术水平的不断提高，且相较于工业二氧化硫排放而言，工业废水的排放更易于监管。外商直接投资的系数为负但并没有通过显著性检验，说明外商直接投资所带来的先进技术能够带来环境的改善，但对技术的应用还不够充分，有待进一步提高。模型(1)与模型(2)中，城镇化对污染物排放的系数均为正，且都通过了显著性检验。这说明，随着城镇化水平的不断提高，加剧了地区间的环境污染，因为城镇化的过程中会伴随着大规模工业化，且会改变居民的消费习惯，从而能源消费的激增导致了严重的环境污染。而人口规模对于不同污染物的影响效果并不显著。人均GDP的系数显著为正而其平方项的系数显著为负，说明经济发展水平与环境污染之间存在倒“U”型曲线关系。具体而言，当地区经济发展水平较低时，经济的发展是以牺牲环境质量为代价的，但是当经济发展水平提高后，环境质量会得到有效的改善。这是因为随着经济水平的提高，各地区对于环境保护的公共支出不断提高，辖区内居民对于美好环境的需求更加迫切，迫使政府的工作重心向环境倾斜。在模型(1)中，R&D经费的系数为负，且通过了显著性检验，而在模型(2)中，R&D经费的系数为正，没有通过显著性检验。说明随着研发经费的提高，废气的排放得到有效的抑制，而对于废水的治理效果不明显，侧面反映出废气处理的技术水平的提高程度远高于废水处理技术，用于废水处理的技术有待进一步的提高。

表2 基准回归结果

2.稳健性检验

(1)使用静态面板模型进行稳健性检验

为了对本文的回归结果进行稳健性检验，下面采用静态面板模型对数据进行回归检验，首先对模型(1)(2)进行豪斯曼检验，检验结果强烈地拒绝了随机效应模型，因此，本文选择固定效应模型进行实证检验,结果如表3所示。

表3 稳健性检验结果1

由固定效应回归结果可得，在模型(1)与模型(2)中，税收竞争的系数均为正，且通过了显著性检验，说明地方政府税收竞争会导致环境污染物排放增加，验证了本文的假说1。此外，通过比较工业二氧化硫排放量与工业废水排放量的系数，可以发现，外溢性更强的二氧化硫的确会在同样的税收竞争程度下带来更严重的污染物排放，验证了本文的假说2。对于控制变量而言，控制变量的系数的方向与显著性与动态面板的实证结果有些许不同，其原因可能在于对于本文的样本个数而言，使用时点个体双向固定效应模型导致了大量信息的缺失。此外，在系统GMM的估计中，被解释变量的一阶滞后项的系数显著地通过了检验，说明环境污染物排放量的确是个累计的过程，使用静态面板模型对其进行分析可能有失偏颇。但核心解释变量在此情况下仍然与上文回归系数的方向与显著性相同，说明上文的实证结果具有稳健性。

(2)更换核心解释变量进行稳健性检验

在上文的实证分析中，税收竞争程度由各省窄口径的宏观税收收入进行计算。但是，考虑到2018年国地税合并之前，各地税收收入为国家税务局税收收入与地方税务局税收收入的加总，并且考虑到国家税务局受国家税务总局直接领导、税收收入要直接上交中央，因而国家税务局征收的税收收入可能会更为规范稳定。与之相比，地方税务局可能存在较大的激励以各种隐性税收优惠的形式进行税收竞争。考虑到此问题，本文接下来以地税收入来测算地方政府税收竞争程度。测算税收竞争的计算方法同上：

以地税收入测算的税收竞争程度作为解释变量，对模型(1)和(2)进行回归，回归结果如表4所示。

表4 稳健性检验结果2

由回归结果可得，模型(1)和模型(2)中地税税收竞争的系数为正，且通过了显著性检验，即随着税收竞争程度的增强，工业二氧化硫和工业废水的排放量都会增加。此外，同等的税收竞争强度下，工业二氧化硫的排放量也高于工业废水。验证了本文的假说1和2，其余控制变量除系数大小与上文存在偏差，方向与显著性与上文保持基本一致，进一步说明实证检验结果是稳健的。

3.地区异质性检验

考虑到我国幅员辽阔，且地区间发展不均衡，单单进行全国层面的回归可能会忽略区域间的异质性。我国东部地区经济发展水平较中西部地区更为发达，为了分析地区间异质性的特点，将我国分为东部地区与中西部地区，并对模型(1)和(2)使用系统GMM方法进行分区域实证回归。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南等12个省、自治区、直辖市。剩余省份则为中西部地区。回归结果如表5所示。

表5 地区异质性检验结果

对于东部地区，税收竞争对于工业二氧化硫排放的系数为负，且通过了显著性检验，而工业废水排放的系数虽然为正，但是并不显著。这与本文的假设(1)不太相符，导致这一情况的原因为地区间进行税收竞争的目的在于吸引流动性经济资源，以企业投资为例，企业在进行选址时，税收只是企业考量的因素之一，地区间便捷的交通、良好的营商环境、浓厚的创新氛围等都对企业有很强的吸引力。且在经济集聚的税收效应下，地区间招商引资的税收竞争可能会呈现“趋优竞争”。而当这些地区参与到税收竞争中时，自然会有很多企业在这些地区进行投资，随着地区的税基不断拓宽，税收收入的不断增加，地区又可提供更好的公共服务水平。显然企业有更强烈的意愿留在这些区域，进而致使企业不断提高技术水平，制定更严格的污染减排标准(付文林，2006)[19]。根据标杆竞争理论，其他地区也会采取措施积极地提高当地的环境(李永友，2007)[20]。综上，东部地区税收竞争致使工业二氧化硫减少的原因就得到很好的解释。

对于中西部地区，不同污染物的系数均为正，且都通过了显著性检验，这与假说(1)基本相符。此外，工业二氧化硫排放量的系数要比工业废水系数大，这与假说(2)基本相符。且对环境的影响程度较于东部地区更加强，进一步说明了我国中西部地区经济发展仍以牺牲环境质量为代价，地区间税收竞争更是进一步促使环境的恶化。

五、结论与政策建议

本文基于我国30个省份2004—2017年数据，运用系统GMM法实证检验了税收竞争对不同污染物排放的影响。从全国来看，我国税收竞争总体上呈现为“趋劣竞争”的格局，即税收竞争会加大环境的污染，但进行区域异质性检验后结果发现，东部地区存在着“趋优竞争”的情形，即东部地区的税收竞争可有效减少二氧化硫的排放，且废水排放相较于中西部地区也有较大改善。出于对污染物外溢性存在差异的考虑，选取了工业二氧化硫与工业废水两种不同的污染物，研究结果得出，对于外溢性较强的污染物，地区间税收竞争会扩大其排放量，进而加剧了环境污染。

从文章的实证结果，我们可以得出如下启示。

(1)从全国来看，税收竞争仍为“趋劣竞争”的格局。考虑到“GDP锦标赛”与“官员晋升锦标赛”作为税收竞争的主要动机，改良官员晋升考核标准已成为我国经济实现绿色发展的重要措施，不仅要考虑GDP，也要将GEP纳入考核范围。

(2)地区间税收竞争的主要手段为各种隐性的税收优惠，因此，应加快税收立法，早日实现税收法定，依法治税，堵住地方政府不合理税收竞争的漏洞。

(3)税收竞争对外溢性不同的污染物，其影响存在差异。对于外溢性较强的污染物，同等程度的税收竞争会带来更多污染物的排放，地区间“搭便车”的现象可能也更为严重。针对不同类型的污染物，政府应出台与之相符的环境规制策略，高效减排。