环境税改革与资源型企业全要素生产率——基于《环境保护税法》实施的准自然实验

王建华， 韩子烨， 顾雪松

(1.武汉大学 董辅礽经济社会发展研究院， 湖北 武汉 430072;2.北京林业大学 经济管理学院， 北京 100083)

一、问题的提出

我国正处于传统生产模式的转型期和生态环境保护的攻坚期。“十四五”规划强调要坚持创新驱动发展战略，加快建设科技强国，同时要建立现代化环境治理体系，加快发展方式创新转型，推进资源型行业绿色化改造。资源型行业是国防建设和经济运行的重要支撑，同时也是污染排放的主要来源。《中国环境统计年鉴》资料显示，2018—2020年，资源型行业SO2排放量占所有行业排放量的93.50%、92.84%和92.56%。在高质量发展要求下，我国经济面临稳增长、调结构、转动力、降能耗的关键任务，资源型企业亟待进行自我革新，通过改进生产技术和变革生产效率，减少对资源环境要素的使用，实现创新发展与绿色发展的有机结合。

环境规制政策对企业技术创新与生产效率的影响是环境经济学界关注的重点问题。生态环境具有公共物品属性，而企业的生产经营以利润最大化为目标，缺少对环境质量的关注和保护，环境规制能够将企业造成环境污染的负外部性内化为企业必须缴纳的税费成本，使企业不得不在改进生产技术与污染排放付费之间做出抉择，借用市场机制促进生态环境保护。受环境规制约束后，企业生产效率会发生何种变化，学术界尚未形成统一论断，新古典经济学者认为环境规制是政府对企业施加的额外压力，企业治污费用的提高会挤出原本用于技术创新的资源，故高昂的“遵循成本”会抑制企业的生产效率[1]；而哈佛大学教授迈克尔·波特认为，强度适当的环境规制可以激励企业进行生态创新的研究与应用[2]，获得国际市场的竞争优势，推动全要素生产率(total factor productivity, TFP)提高。波特假说为环境规制的政策效应评价提供了一个全新视角。2018年1月1日起实施的《中华人民共和国环境保护税法》(以下简称《环境保护税法》)是我国首部“绿色税法”，它将企业污染付费制度由排污费改为环境保护税，扩大了污染物的应税种类，强化了对环境破坏行为的惩处力度，标志着环境监管迈上了新台阶。如上文分析，资源型企业污染排放强度大，受环境税征收的影响明显。此次环境税改革是否如波特假说所言，能够促进资源型企业全要素生产率提升，是一个值得探讨的现实问题。

在环境税改革之前的近40年里，排污费是我国主要的污染付费制度，现有文献针对排污费的评价存在分歧。有研究认为，排污收费通过外部压力和内部激励倒逼了重污染企业进行绿色创新[3]。也有研究认为，排污费征收标准的提高抑制了企业创新，原因在于环境规制的强度仍然较低，尚未超过企业边际减排成本[4]。此次环境税改革的相关研究从理论模型和计量实证两个方面出发，探究了环境税对于控制污染和促进创新的作用效果。理论模型方面，牛欢、严成樑[5]建立OLG模型和内生增长模型，通过数值模拟分析了环境税改革能够带来的环境红利和经济红利，田翠香[6]通过主从博弈模型探讨了环境税对企业创新行为的影响，认为税收优惠设计能够降低企业创新成本，有利于发挥环境税的创新激励效应。计量实证方面，Li et al.[7]发现环境税的征收显著降低了发电厂氮氧化物和粉尘的排放量，环境税率与污染排放之间呈倒“U”型的非线性关系；刘金科、肖翊阳[8]探究了环境税改革诱发企业绿色创新的深层原因，发现绿色创新的增加主要源于对其他类型技术创新的挤出；Wang & Yu[9]认为当前各省份执行的环境税率低于最优税率水平，环境污染外部性内化为企业成本的程度不高，因而不利于绿色创新效率的提升。综上，现有的环境税相关研究未形成一致意见，且存在着以下不足。第一，对环境税影响企业污染治理和技术创新的研究较多，对企业最终生产效率变革的关注较少。关于此次改革政策效应是否支持强波特假说的结论尚不明朗。第二，机制探讨相对不足，缺少资源配置视角下环境税改革的政策效应分析。第三，对环境税改革的政策效应评价集中于静态分析，缺少对政策的长期动态效应评价，无法观察到政策效应的持续时间长短与强弱变化趋势。

全要素生产率既是新古典经济学判断宏观经济增长的核心指标，也是实证研究中用于衡量微观企业效率变革的重要依据。本文建立双重差分模型评价环境税改革影响资源型企业全要素生产率的政策效应，并讨论其内在作用机制，可能的边际贡献如下。第一，拓展了环境税改革政策效应评价的研究视角。不同于以往文献对环境税改革影响企业减排和创新的评价研究，本文较早地关注了环境税改革对促进企业生产效率变革的积极作用，提供环境税改革支持强波特假说的经验证据。第二，挖掘了环境税改革影响企业生产效率的内在机制。从企业和行业两个视角出发，揭示出环境税改革的创新激励效应、投机遏制效应和要素流动效应，有助于加深对环境规制影响企业行为的理解，为促进资源型企业效率变革与创新型国家建设提供经验参考。第三，丰富了环境税改革政策效应的动态评价。通过建立动态效应模型，分析改革政策对全要素生产率与技术创新的动态差异，发现全要素生产率受政策影响先上升后下降，而技术创新的投入和产出受政策影响逐年上升，成为企业效率变革的长期动力，这为理解环境税改革的作用机制及效果提供了更充分的证据和更细致的见解。

二、改革背景、理论分析与研究假设

(一)改革背景

我国污染付费制度始于1982年出台的《征收排污费暂行办法》，2003年，国务院颁布《排污费征收使用管理条例》，建立了全国统一的排污总量收费体系，由环保部门负责征收管理。从2007年起，多省市陆续上调了各自排污费的具体征收标准。2018年1月1日，《环境保护税法》正式实施，完成了排污费向环境税平移的顶层设计，这在我国环境政策改革史上具有里程碑意义，主要体现在以下四方面。第一，将污染付费提升至法律高度，环境税的征收受到《中华人民共和国税收征收管理法》的严格规定，建立起环保部门监测、税务机关征管、司法部门保障的分工协作机制，有利于解决由环保部门单独征收排污费时的执法刚性不足和地方政府过度干预等问题。第二，将环境污染物的应税范围扩大至大气污染物、水污染物、固体废弃物和噪声四大类100余项，规范了各种类污染物实际量转换为标准污染当量的折算系数，提高了污染物超额排放的处罚力度，并允许各省市地方政府根据实际情况上调环境税率。第三，丰富了税收减免的激励机制，设置阶梯式减排优惠，规定环境保护税减征和免征的具体条件，鼓励企业进行清洁生产和固体废物资源综合利用。第四，环境税收入全部归地方财政所有。相较于在中央与地方之间按照1∶9的比例分成排污费，地方政府对环境税的征收动力得到了明显提升。

(二)环境规制与波特假说

波特假说的提出颠覆了环境规制只会给企业带来负面影响的传统观点，为解释环境压力下企业技术进步和效率变革提供了理论支撑。弱波特假说认为环境规制对促进企业研发创新、实现技术进步具有积极作用，但创新收益不会超过环境规制成本。研究发现，无论是以美国汽车行业技术强制规制[10]和我国排污费征收[3]为代表的命令控制型环境规制，还是以美国SO2配额交易[11]和我国环境权交易政策[12]为代表的市场激励型环境规制，都有助于驱动企业创新。强波特假说认为，企业在环境规制压力下能拓宽创新思路，探寻既能遵守规制又能提高利润的新工艺，能够通过技术革新获取超过规制成本的“补偿收益”，从而提高企业竞争力和生产效率。如洛杉矶空气污染法规增加炼油厂污染成本的同时也刺激了大量的减排投资，炼油厂的生产效率经历短暂下降后急剧上升[13]；墨西哥污染减排法推动了食品加工商的生产效率增长[14]；日本命令型环境规制能够刺激资源型产业的研发投入，进而促进了全要素生产率提升[15]。对我国工业企业的研究显示，环境规制强度与企业全要素生产率之间呈倒“N”关系，强度适中的环境规制能够激励企业技术创新和效率提升[16]，SO2排放权交易制度能够通过促进技术进步和提高资源配置效率两条途径提高企业全要素生产率[17]。

作为典型的命令控制型环境规制，环境税改革使得污染付费制度具备强制的法律效力，有助于提升企业的环保意识，刺激企业增加研发投入，在一定程度上解决技术创新的市场失灵问题，并释放环境监管长期信号，倒逼资源型企业自我革新来提高生产效率。环境税改革能否实现强波特效应是本文关注的核心问题，对此提出如下假设。

H1：环境税改革能够促进资源型企业效率变革，提高全要素生产率。

(三)作用机制分析与假设

理论上，技术创新能够扩张企业生产函数边界，资源的合理配置能够提高生产要素的边际报酬率，企业的技术创新和资源配置效率共同决定了全要素生产率水平。环境保护税作为一种具有预防性和长效性的环境经济政策，能够通过以下三种效应影响资源型企业的技术创新与资源配置，进而推动全要素生产率提升。

1.创新激励效应

内生增长理论认为，自主研发投入能够实现知识积累和技术提升，是推动全要素生产率提升的重要途径，研发投入对一家企业的重要性亦是如此。一是，增加研发投入可以吸引优秀人才，提高知识存量水平，促进技术改良与进步，研发形成的新技术和新工艺可以降低生产成本、提高生产效率。二是，研发活动能够形成新型产品或差异化产品，有助于企业获取竞争优势，扩大市场份额，抢占价值链上游来获得额外利润，从而提升企业全要素生产率。

过去的排污费征收体系中，地方政府在费率设定和征管强度上有较大自主权，可能存在为经济发展而容忍环境污染的地方保护主义行为[18]，使得排污费对企业的影响效果受到一定程度削弱。环境税改革后，应税污染物种类增加且税率上升，既往的高污染高排放行为将为资源型企业带来更大的税负压力，环境破坏行为受到的惩处越发严格，相关企业和单位会被依法问责。在新的环境监管下，资源型企业通过增加资源消耗来提升经济效益的经营策略不再可行，基于企业发展战略和政府转移支付两方面原因，环境税改革可能会激励企业增加研发创新投入。一方面，研发创新是企业保持长期竞争力的必由之路，资源型企业受到更加严格的环境监管后，加快研发创新、改良生产技术成为必然选择，企业管理者对创新不确定性的风险厌恶问题得到改善，企业会通过增加内部研发投入实现技术进步，以满足长期发展的战略需求。另一方面，《环境保护税法》规定了环境税收减免的具体情形，环境友好型技术创新有助于企业进行废物利用和污染控制，推动实现绿色生产，企业对固体废物综合利用达到相应环保标准可暂免缴纳环境税，对大气污染物和水污染物的排放浓度控制达到相应环保标准后可减少缴纳环境税，环境税负的减免有助于提高企业经营业绩，激发企业创新活力。根据以上分析，提出环境税改革的创新激励效应假设。

H2a：环境税改革能够促进资源型企业技术创新，从而提高全要素生产率。

2.投机遏制效应

委托代理理论认为，企业所有者和经营者的利益不完全一致，包括战略投资者在内的企业所有者更看重长期目标，而企业经营者往往更关注短期盈利[19]。在宏观经济下行压力增加、实体产业回报率降低的情况下，企业经营者既要面临任期内的业绩考核压力，又要迎合部分市场投资者对短期回报的需求，进行长周期创新活动的意愿下降，可能会选择投资金融资产来维持企业短期利润和市场价值，导致实体产业“金融化”和“空心化”。这种短期投资收益虽能改善企业利润，但金融资产的过多配置不仅挤压了企业创新空间[20]，还阻碍了核心经营性业务的发展，无益于企业全要素生产率变革和长期竞争力提升。

环境税改革提高了资源型企业在未来的长期排污成本，短期金融投资收益在期限上无法匹配长期的环境税负压力，企业会相应减少短期金融投资行为，主动探索实现环境效益和经济效益双赢的方法，走上依靠技术创新实现效率变革的可持续发展道路。另外，讨论了多年的环境税改革靴子落地，体现了中央加强生态文明建设的坚定决心，释放了未来环境监管仍会增强的预期信号。企业环境绩效是评判企业价值的依据之一，环境监管信号能够有效调节市场情绪，引导投资者提高对资源型企业绿色生产和环境绩效的关注程度，缓解经营者通过金融投资维持企业市值的压力。因此，环境税改革能够在一定程度上遏制这种短视行为和机会主义行为，降低企业和市场对短期金融资产的投资，引导企业回归发展经营性业务的主线，实现对企业内部资源的优化配置。根据以上分析，提出环境税改革的投机遏制效应假设。

H2b：环境税改革能够遏制资源型企业投资短期金融资产的机会主义行为，引导企业回归核心经营业务的创新和发展，从而提升企业的全要素生产率。

3.要素流动效应

如果市场中生产要素完全自由流动，企业生产技术都是凸性的，那么均衡状态下生产要素在所有企业中都应拥有相同的边际产出[21]。然而，由于市场准入壁垒、地方保护主义、信贷配给倾斜等政策保护，以及信息不对称等市场摩擦的存在，我国要素流动受到阻碍，生产资料在行业内和行业间出现错配，导致了生产效率下降和环境福利损失[22]。在过去很长一段时间内，传统资源型产业是地方政府维持经济增长的重要支柱，要素价格扭曲已经对粗放式增长模式产生锁定效应[23]。

资源型行业内部的资源错配，主要体现在生产要素过多地聚集于低效率企业，相同产出下部分资源被无谓地消耗，导致行业整体生产效率下滑和污染排放增加，而环境规制能通过以下两个方面发挥优化资源配置的作用。第一，环境规制能够促进行业进行动态调整，加速高效率企业进入市场和低效率企业的倒闭或退出，从而激活市场活力，提高行业整体全要素生产率[24]。第二，环境规制能够加速生产资料由低效率企业向高效率企业流动[25]，高效率企业获得更多资源后可以贡献更多的产出，市场份额增加，从而优化整个行业的资源配置和提高生产效率。环境税改革增加了资源型行业的监管强度和污染成本，使得低效率企业受到更明显的业绩冲击，加速企业对生产要素的动态调整，环境税相较于排污费拥有更强的执法刚性，能够遏制地方政府干预的保护主义行为，促进要素市场的健康发展。此外，环境税额属于利润表中管理费用的二级科目，是对企业环境绩效的直接披露，能够有效降低企业与市场之间的信息不对称程度，有益于引导资本和劳动要素从低效率企业流向高效率企业。根据以上分析，提出环境税改革的要素流动效应假设。

H2c：环境税改革促进了资源型行业内的生产要素流动，优化资本和劳动在企业间的配置效率，从而提高全要素生产率。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

《环境保护税法》于2018年1月1日正式生效，本文选择改革前和改革后各三年(2015—2020年)为研究范围。在对样本企业的选择上，根据2017版《国民经济行业分类》筛选出资源型行业作为处理组，再计算2017年行业单位资产的SO2排放量来衡量行业污染度，将污染度低于资源型行业的企业作为控制组。此外，为获得平衡的企业面板数据，查阅证监会《2015年4季度上市公司行业分类结果》和《2020年4季度上市公司行业分类结果》中企业代码、简称及其所属行业。剔除ST和*ST企业，最终得到1 181家企业7 086个观测值。企业财务状况、治理结构和专利数据来自 CSMAR，行业资产和SO2排放数据来自国家统计局和《中国环境统计年鉴》。为消除极端值影响，对所有连续型变量上下1%分位数进行Winsorize处理。

(二)变量定义

1.被解释变量

全要素生产率。直接利用生产函数估算企业全要素生产率会因内生性问题产生偏误，对企业全要素生产率主流计算方法包括Olley & Pakes[26]提出的OP法以及Levinsohn & Petrin[27]提出的LP法。 OP法将主营业务收入作为产出变量，将固定资产净值和员工人数作为投入变量，将资本支出作为中间产品投入，所有变量取自然对数值，估计结果取对数后得到OP法下的全要素生产率(TFP_OP)。LP法将企业资本支出替换为购买商品、接受劳务支付的现金，其他要素不变，得到LP法下的全要素生产率(TFP_LP)。本文将OP法的估计结果用于基准回归，将LP法的估计结果用于稳健性检验。

2.解释变量

环境税改革(Treat×After)。解释变量是环境税改革处理变量与环境税改革时间变量的交乘项，Treat为环境税改革处理变量，在资源型企业的处理组样本中取1，在低污染企业的控制组样本中取0；After为环境税改革时间变量，在2015—2017年取0，在2018—2020年取1。

3.中介变量

技术创新。从创新投入和产出两个维度进行衡量，用研发资金支出的自然对数值(RD)刻画创新投入强度，用当年专利申请数加1的自然对数值(Pat)刻画创新产出成果。

机会主义行为。用投资收益与主营业务收入的比值(ISR)直接衡量企业的机会主义行为；股票换手率一定程度上反映了投资者对企业的关注程度，间接体现了管理者的业绩压力，高股票换手率的企业更可能采取机会主义行为，因此用股票年换手率(ATR)间接衡量企业机会主义行为[28-29]。

4.控制变量

从企业财务状况和治理结构两方面控制可能影响企业全要素生产率的因素，财务状况变量包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、现金比率(Cash)、企业年龄(Age)和企业价值(Tobin)，治理结构变量包括董事会规模(Board)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)、管理层持股比例(Manhld)和第一大股东持股比例(Top1)。具体的变量定义如表1所示。

表1 变量定义

(三)模型构建

1.政策效应识别

为评价环境税改革对企业全要素生产率提升的平均政策效应，建立式(1)的双重差分模型。

TFP=α0+α1Treat×After+∑βControl+
∑Ind+∑Year+∑Area+ε

(1)

式中，被解释变量TFP是企业全要素生产率；Treat×After的回归系数α1衡量了环境税改革后资源型企业相对于低污染行业企业的全要素生产率平均变化，其正负号与显著性是本文的关注重点，如果α1显著为正，说明环境税改革对资源型企业全要素生产率提升起到了积极促进作用；Control为包含企业财务状况和治理结构的一系列控制变量，Ind、Year和Area分别表示行业、年份和省份固定效应，ε是随机扰动项。

2.政策动态效应评价

式(1)中回归系数α1测度了环境税改革政策的平均效应，但无法反映政策效应在各年份的动态变化。因此，本文引入Year2017、Year2018、Year2019和Year2020四个年份虚拟变量。它们在各自对应年份取值为1，在其他年份取值为0。将年份虚拟变量与政策处理变量Treat相乘，替换式(1)的Treat×After，得到评估环境税改革政策动态效应的式(2)模型。

TFP=β0+β1Treat×Year2017+β2Treat×
Year2018+β3Treat×Year2019+β4Treat×
Year2020+∑ρControl+∑Ind+
∑Year+∑Area+ε

(2)

式中，交乘项的回归系数β1～β4衡量了环境税改革政策的动态效应。如果政策实施前的回归系数β1不显著，而实施后的回归系数β2～β4显著，说明环境税改革促进了企业全要素生产率的提高，β2～β4的大小和显著性能够反映政策效应随时间推移的强弱变化。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2的描述性统计结果显示，全要素生产率在OP法与LP法下的均值分别为2.861和1.958，标准差分别为0.049和0.063，两种方法测算结果的离散程度差异不大。环境税改革政策均值为0.201，说明有20.1%的样本企业进入处理组，79.9%的样本企业进入控制组。

表2 变量的描述性统计结果

(二)基准回归分析

为了使实证结果更加清晰直观，本文将回归系数扩大10倍后进行报告。表3报告了环境税改革对资源型企业全要素生产率的影响。列(1)～列(3)逐步增加了控制变量和固定效应，Treat×After的回归系数均在1%水平下显著为正，说明相较于控制组企业，环境税改革促进了资源型企业全要素生产率的提升，支持了H1。列(4)报告了环境税改革的动态效应，Treat×Year2018、Treat×Year2019和Treat×Year2020的回归系数均通过了5%水平的显著性检验，表现出先增大后减小的特征，说明环境税改革对提升全要素生产率的作用速度迅速且作用时间较长。

表3 环境税改革对全要素生产率影响的基准回归结果

(三)作用机制检验

1.环境税改革的机制分析：企业视角

借鉴温忠麟等[30]提出的中介效应模型检验H2a和H2b。首先将交乘项Treat×After对中介变量回归，再将中介变量加入解释变量中，对全要素生产率进行回归，观察交乘项Treat×After和中介变量的回归系数。

表4的回归结果显示，对创新激励效应的检验中，Treat×After对RD和Pat的回归系数均显著为正，RD和Pat对TFP的回归系数均显著为正，说明环境税改革激励了企业增加研发经费支出，促进了专利创新产出，从而推动全要素生产率提升，支持了H2a。对投机遏制效应的检验中，Treat×After对ISR和ATR的回归系数显著为负，ISR和ATR对TFP的回归系数均显著为负，说明环境税改革约束了企业的机会主义行为，从而推动全要素生产率提升，支持了H2b。

表4 环境税改革的作用机制检验：企业视角

2.环境税改革的机制分析：行业视角

资本和劳动要素的流动既可能发生在同一行业内不同企业之间，又可能发生在不同行业之间，很难在企业层面构造指标直接衡量生产要素的流动和资源配置的优化，因此中介效应法不再适用于检验假设H2c，本文拟使用交乘项法进行机制检验。“投资—投资机会”敏感性模型[31]常用于检验资本配置效率是否得到改善，借鉴这一方法建立模型(3)，通过衡量企业投资机会与其真实投资水平是否匹配，考察环境税改革对资本要素流动的影响。

Invest=φ0+φ1Treat×After×Roa+

φ2Treat×After+φ3Treat×Roa+φ4After×

Roa+φ5Roa+∑βControl+∑Ind+

∑Year+∑Area+ε

(3)

式中，Invest表示企业真实投资水平，用“(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产回收的现金-固定资产折旧)/总资产”测度，Roa表示总资产收益率，用来测度企业投资机会。双重差分项与Roa进行交乘得到Treat×After×Roa，其回归系数φ1衡量环境税改革对资源型企业投资机会的影响。如果φ1显著为正，说明环境税改革促使资源型行业内的资本由低收益率企业流向高收益率企业，资本配置效率得到改善。如果φ1显著为负，则表示环境税改革导致资本配置效率损失。

为考察环境税改革对资源型企业劳动要素流动和市场份额变动的影响，参照已有研究[22,25]，在解释变量中引入全要素生产率与Treat×After的交乘项，为避免双向因果导致的内生性问题，将全要素生产率进行一期滞后，具体见模型(4)。

SalaryShare=φ0+φ1Treat×After×l_tfp+
φ2Treat×After+φ3Treat×l_tfp+φ4After×l_tfp+
φ5l_tfp+∑βControl+∑Ind+
∑Year+∑Area+ε

(4)

式中，Salary表示职工薪酬的对数变化；Share表示企业的市场份额，用营业收入在“年份—行业”层面的占比表示，l_tfp表示滞后一期的全要素生产率。

表5报告了行业视角下的机制检验结果。列(1)“投资—投资机会”敏感性模型中，Treat×After×Roa回归系数显著为正，说明环境税改革促进了高收益率的资源型企业增加投资，使资本更多地由低收益率企业流向高收益率企业，资源型行业内部的资本配置效率得到优化。列(2)对职工薪酬变化的回归中，Treat×After×l_tfp回归系数在10%的水平下显著为正，说明环境税改革有助于资源型行业内劳动要素的优化配置，但作用效果相对较弱。列(3)对企业市场份额的回归中，Treat×After×l_tfp回归系数显著为正，说明环境税改革促进高生产效率的资源型企业获得更大的市场份额。综上，环境税改革不仅在要素端促进资本和劳动向高效率企业流动，还在产出端促进了高效率企业市场份额的提升，通过优化资源配置效率推动了全要素生产率的提升，支持了H2c。

表5 环境税改革的作用机制检验：行业视角

(四)稳健性检验

1.平行趋势检验

处理组和控制组被解释变量的变化趋势在政策发生前接近平行，是建立双重差分模型的前提条件。图1报告了回归系数法下的平行趋势检验结果，Treat×After对创新产出和全要素生产率的回归系数在环境税改革之前不显著，在改革之后显著，满足平行趋势假定。

图1 平行趋势检验

2.替换被解释变量

对被解释变量全要素生产率的衡量指标进行变量替换，用LP法测算的全要素生产率TFP_LP替换OP法测算的全要素生产率TFP_OP，替换变量后再次回归，估计结果①与表3基本一致。

3.改变处理组

处理组和控制组的选择对政策评价结果有重要影响，严格意义上说，环境税改革对所有排污企业都会产生影响，但并非所有企业都在年报中披露其环境保护税科目。参照已有研究[8,32]，按照以下两种方法重新划分处理组。其一，根据环境保护部2008年印发的《上市公司环保核查行业分类管理名录》，将16个重污染行业作为处理组。其二，依据2017年各行业SO2排放量，将排放量占比超过5%的企业作为处理组，占比低于5%的企业作为控制组。改变处理组后再次进行回归，回归结果见表6。表6中列(1)～列(4)的回归结果与表3的基准回归结果一致，保证了本文实证结果的稳健性。

表6 环境税改革对全要素生产率影响的稳健性检验结果

4.排除并行政策

在2015—2020年的样本期内存在着其他环境规制政策因素[33]。例如绿色金融改革试点和碳排放权交易试点等。为排除这些政策对回归结果的影响，分别剔除位于绿色金融改革试点区和碳排放权交易试点区的企业样本，再次进行回归②，表6中列(5)～列(8)的回归结果与表3的基准回归结果一致。

5.内生性问题

以下原因可能导致模型存在内生性，本文选择相应的方式进行处理，得到的回归结果与表3的基准回归结果一致，增强了实证结果的稳健性。

(1)企业退出。受到外部政策规制和市场环境变化的影响，企业可能选择改变主营业务，进入或退出某些行业，从而导致估计结果出现偏差。为此，本文对样本企业所属行业进行统计，有26家企业的所属行业发生了改变，剔除这些样本再次回归，实证结果基本不变。

(2)遗漏变量。企业全要素生产率的变化，可能与企业所在地区的经济发展水平和环境污染程度有关，遗漏这些宏观经济变量可能导致Treat×After的估计结果出现偏差。为此，本文将企业所在地区人均GDP、第二产业结构、外商投资水平和单位GDP二氧化硫排放量加入解释变量，再次进行回归。另外，本文还通过改变固定效应形式进行稳健性检验，将行业、年份、省份固定效应更改为Ind×Area和Year×Area的交互固定效应，再次进行回归的结果基本不变。

(3)其他随机因素。为排除随机因素干扰，本文进行了安慰剂检验，随机化环境税改革政策发生的时间与作用的企业，在此基础上进行1 000次回归，统计随机化后Treat×After回归系数、稳健标准误、T值和p值，并绘制p值—系数散点图。表7结果显示，安慰剂检验中交乘项的回归系数均值和T值的均值接近于0，未通过10%水平下的显著性检验，与表3的基准回归差异明显。

表7 安慰剂检验结果

图2竖直虚线代表随机化后Treat×After的回归系数的均值，竖直实线代表基准回归系数。可以发现，随机化后的回归系数均值接近0，与基准回归系数的大小差异明显。水平虚线代表p值等于0.1，绝大部分随机化后的回归结果散点位于虚线上方，未通过10%水平下的显著性检验。故本文可以认为，基准回归结果并非由随机因素所致。

图2 安慰剂检验结果

五、进一步分析

(一)动态效应对比分析

基准回归和稳健性检验结果均表明，环境税改革对全要素生产率的影响呈现出先上升后下降的动态变化，作为效率变革的关键环节，环境税改革对技术创新的作用会表现出何种变化规律？为探究这一问题，将式(2)动态效应模型的被解释变量改为研发投入RD和专利产出Pat再次回归。表8动态效应回归结果显示，环境税改革政策对研发投入RD的回归系数自2018年起全部显著且逐年增大，而对专利产出的回归系数在政策实施当年并不显著，在第二年和第三年逐渐增大。因为技术创新不是一蹴而就的，往往具有较长的投资周期和较大的失败风险，企业研发投入经过若干时间积累，专利产出成果才会逐渐显现。

表8 环境税改革对技术创新的动态效应检验结果

表8结果说明，技术创新受环境税改革政策的激励效应逐年增强，成为推动全要素生产率长期提升的动力源泉。通过对比可以发现，政策实施第一年对专利创新的回归系数不显著，而对全要素生产率的回归系数显著，侧面说明除“创新激励效应”之外，还存在其他推动全要素生产率提升的作用机制。

(二)异质性分析

1.企业所有制异质性

环境税改革对企业的政策影响一定程度上取决于企业自身的反应与决策。国有企业的经营目标更加多元化，管理决策受到较多的约束，难以出于单一的绩效考量来做出经营调整，受环境税改革政策的影响可能较弱；而民营企业的市场化程度较高，对政策变化的反应更加灵敏、迅速。对不同所有制企业进行分组回归的结果如表9中的列(1)～列(4)所示。环境税改革对民营企业技术创新和全要素生产率的提升作用显著，对国有企业全要素生产率的提升作用明显较弱，技术创新作为影响企业全要素生产率提升的重要因素，也表现出相同的所有制异质性特征。

表9 企业所有制异质性检验结果

2.企业生命周期异质性

处于不同生命周期阶段的企业，在融资结构、研发行为和发展战略等方面表现出不同的特征，受到环境税改革政策的影响可能存在差异。根据现金流量法将样本企业划分为成长期、成熟期和衰退期三类[34]，对处于不同生命周期阶段的企业进行分组回归。表10的回归结果显示，环境税改革对推动成熟期企业全要素生产率提升的作用较强，对成长期企业的作用较弱，对衰退期企业的作用不显著，政策对技术创新影响的异质性影响也表现出相同特征，这表明现金流紧张的企业在强监管下面临着更为严峻的挑战，也从侧面佐证了创新激励效应对全要素生产率提升的作用机制③。

表10 企业生命周期异质性检验结果

六、研究结论与启示

本文以2018年1月1日《环境保护税法》的实施为契机，使用2015—2020年上市公司财务、治理与研发数据建立双重差分模型，实证检验了波特假说视角下环境税改革的政策效应。研究发现，环境税改革对促进资源型企业全要素生产率提升具有积极作用，支持了强波特假说。该结论经过替换变量、改变处理组、排除并行政策等一系列稳健性检验后仍然成立。从作用机制看，环境税改革通过在企业内部激励研发创新、遏制机会主义行为和促进行业内生产要素流动三条路径，推动资源型企业全要素生产率提升。随时间推移，政策效应强弱发生着动态变化，环境税改革对全要素生产率的推动作用先上升后下降，而对技术创新的促进作用逐年上升，政策的创新激励效应成为推动资源型企业效率变革的长期源泉。异质性分析结果显示，企业所有制和生命周期影响着环境税改革的效应强弱，环境税改革政策对民营企业的作用效果比国有企业更显著，对成熟期企业作用较强，对成长期企业作用较弱，对衰退期企业作用不显著。

本文丰富了《环境保护税法》政策评价的实证研究，对促进资源型企业效率变革有一定的现实意义。首先，环境税改革能够对资源型企业全要素生产率提升发挥积极作用，技术创新在此过程中功不可没，税务、环保和司法等部门要强化在环境税征管各个环节中的执行力度，贯彻绿色发展理念，通过环境污染付费与清洁生产减税相结合，激励企业进行自主创新与变革，以此实现资源型行业高质量发展。其次，环境监管能够遏制资源型企业的短期投机行为，政府有序释放环境监管的长期政策信号，加强对代表性企业的宣传表彰，有助于强化企业管理者和市场投资者的环境责任意识，激发企业创新动力。最后，环境税改革促进企业全要素生产率提升的实现离不开生产要素的自由流动，政府进一步深化要素市场改革，破除地方保护、信息不透明等要素流动壁垒，有助于与环境规制产生协同效应，更好地发挥市场在要素配置方面的决定性作用，从供给侧发力推进企业效率变革。

注 释：

①限于篇幅， LP法全要素生产率的平行趋势检验和基准回归结果未列示，留存备索。作者邮箱：whuwjh2019@163.com。

②剔除的绿色金融改革试点包括广东、浙江、江西、贵州和新疆，剔除的碳排放交易试点包括北京、上海、天津、重庆、广东、湖北和福建。

③用研发投入RD衡量技术创新，得到的异质性分析结果无实质差别，限于篇幅未列示，留存备索。