环保费改税提高了绿色技术创新的“质”“量”吗?

张海燕 倪 靖

(湖南师范大学 商学院，湖南 长沙 410081)

一、引言

2019年 4 月国家印发《关于构建市场导向的绿色技术创新体系的指导意见》，提出利用“绿色声誉效应”推动绿色技术发展。《“十四五”规划纲要》中再次强调要改善环境质量、推动绿色发展。绿色创新是实现“创新”、“绿色”共同发展的有效手段。创新驱动发展战略实施以来，我国创新专利数量呈现“井喷式”增长。然而，技术创新数量的增长并未引领质量的同步提升，发明专利占比较低、绿色专利不足的局面尚存，专利泡沫、研发粉饰现象突出[1][2]。与传统创新相比，绿色创新不确定性更强、风险更大，且具有双重外部性，企业的创新意愿不足，如何激励企业绿色技术创新量和质双重提升成为现阶段我国亟需解决的现实难题。环境规制是推动企业绿色技术创新的主要方式。2018年1月1日，我国正式施行《中华人民共和国环境保护税法》。通过更高的法律层级、更明确的污染物排放价格、更严的征收监管，将企业环境污染的社会成本内部化，影响了市场供求关系以及利益相关者期望。那么，环保费改税政策的实施是否能打破技术创新质量不足困境，能否有效促进企业绿色技术创新数量和质量齐头并进呢？

既往文献集中讨论环保税对企业绿色技术创新数量的影响，主要存在三种观点：促进[3][4]、抑制[5][6]、非线性(倒U型)[7]。环境政策对绿色技术创新质量的影响也开始引起学者关注，但数量较少。陶锋等(2021)发现环境规制在实现了绿色创新数量增长的同时致使质量下降，创新能力较弱、偏好独立创新、中轻度污染行业的企业是质量下降主体[8]。张志新等(2022)证实了低碳城市试点政策能促进绿色创新数量提高，但也带来了质量的扭曲[9]。在追求高质量发展的时代背景下，环保费改税政策的实施能否诱导企业扭转创新重量轻质现象，实现绿色技术创新增量提质？其内在的传导机制如何？不同特征企业的绿色技术创新效应是否存在差异？这是本文关注的问题。

本文的边际贡献在于：(1)既有研究少有从绿色技术创新质量视角研究环境政策的实施效果，更少有从数量和质量双重角度探讨。本文采用双重差分法，从绿色创新数量和质量双重视角检验环保费改税政策这一外生事件对企业绿色创新的异质性影响，与以高质量发展为导向的时代背景相契合。(2)拓展了环保费改税政策推动绿色技术创新可能的机制路径，从融资约束视角分析，发现政策可以通过缓解融资约束实现创新增量提质。(3)考虑政策冲击下环保补助、产权性质不同的企业绿色技术创新效应是否存在差异。

二、理论分析与研究假设

环保税的缴纳能发挥约束作用和激励作用，促使企业进行绿色技术创新。从约束角度看，环保“费改税”后，各省根据自身环境承载能力、生态发展目标，基于原有排污费征收标准平移或上调了环保税税额标准，企业排污成本增加。各地环保税普遍采取“第三方检测、纳税企业申报、税务受理、环保协作审核、税务征收、涉税信息共享”的工作配合模式，第三方监测机构的监测数据需要企业付费获取[10]，环保和税务部门合作以及环保税额全额归地方所有的新规定也使企业寻租难度增加[11]。环保税进入税务征收范围，弥补了原排污费制度执法刚性的缺失，税额的少缴漏缴或将被认定为偷税漏税，并追缴滞纳金和罚款，严重的将构成刑事责任。法律层级的提高增加了重污染企业环境违规成本[12]。高比例的环保税税额或多或少会影响污染排放企业声誉，企业生产资料获取受限制，要素成本上升，致使企业调整生产行为。此外，客户丢失、产品销售量锐减、股价波动下降、社会公关等隐形成本也随之而来，迫使企业进行绿色技术创新。从激励角度看，环保费改税政策带来了更宽松、更富弹性的税收优惠条款，地方全额收取的环保税额也将主要反馈于地区污染治理和企业环保补助中，缓解了企业创新难度。为实现长期减排、降低治污成本，企业将积极进行绿色创新。基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：环保费改税政策促进了企业绿色技术创新数量增长。

企业创新的终极目标是将创新产品推向市场并获得认可[13]，而高质量稳健的绿色产品才是吸引稳定客户的关键。环保费改税政策实施后，传递出环保政策趋严、企业的资源配置效率和环保行为还存在改进空间的信号，使企业面临更大环境合法性压力。各方利益相关者通过环保税负情况直观评估企业生产状况，增进对绿色产品的关注，改变了市场需求，暂时性的应对措施难以形成持续的绿色效益。企业将遵循市场需求，调整资源配置方向，削减其他领域投资[14]，挖掘绿色环保领域的潜在投资机会，持续开发出绿色新产品和新工艺，在此过程中促进新知识和新技术的诞生，弥补现有创新空缺，寻找新领域绿色创新突破口，提高创新质量。同时，市场需求的转变催生愈发激烈的市场竞争，而高质量的绿色技术创新才是帮助企业获取核心竞争力、避免低价竞争、抢占市场优势地位行之有效的道路[15]，也是帮助企业获取更多融资的重要砝码。因此，企业有强烈动机将资源转移到高质量绿色创新活动中。基于上述分析，本文提出以下假设：

H2：环保费改税政策促进了企业绿色技术创新质量提升。

融资约束是制约企业创新的重要因素。环保费改税政策可通过提高企业环境信息透明度，降低委托代理成本来缓解融资约束，从而提高企业绿色创新质和量。苗苗等(2019)认为，随着政府环境规制力度的加强，企业的环境信息披露会愈发透明全面[16]。环保费改税政策使得企业环境合法性压力进一步提升。某种程度上，政府可看作企业的特殊股东，为确保环保税税额的完整性，税务和环保部门协作监督环保税费的变动幅度以及税费缴纳的及时性，强制性分享了企业创造的利润，政府独有的稽查能力和稽查权力可以发现企业的代理问题并及时制止[17]，督促企业提升环境信息透明度和准确性。各方利益相关者通过对管理层施加较高的环保监督，企业不得不提高资金利用效率，加大环保投资，减少金融化和污染性投资，降低环境风险，传递积极履行环境责任的信号，降低信息不对称程度[18]。环境保护的信息披露将会引导相关投资者更加关注企业在污染治理、环保产品开发等方面的应用，更容易获取银行等金融机构对绿色项目的融资支持。而当高额的环保投入未导致环保税费的显著降低时，企业无法得到各方利益相关者的认可，企业声誉将遭到破坏。当融资约束水平降低时，企业更有动力实现绿色技术创新“质”“量”共同发展，以作为对融资支持的回馈，并通过获取更多资源和优惠进一步提升企业地位。基于上述分析，本文提出以下假设：

H3：环保费改税政策通过缓解融资约束实现企业绿色技术创新增量提质。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2014—2020年为样本期，研究对象为沪深两市A股上市公司，将环保费改税政策正式实施年份及以后年份定义为实验期(即2018—2020年)，将受环保费改税政策影响较大的重污染企业企业作为实验组，受政策影响相对较小的非重污染企业为对照组。剔除金融类公司、ST、*ST公司以及核心数据缺失的样本，并对所有连续型变量在1%和99%水平上进行缩尾。绿色技术创新数据来自CNRDS数据库，环保补助数据来自于上市公司年报，其他数据来源于CSMAR数据库。

(二)变量选取

1.被解释变量

借鉴齐红倩等(2021)[19]、王馨等(2021)[20]的研究，以上市公司绿色专利申请总量衡量企业绿色创新数量，以绿色发明专利申请量衡量企业绿色创新质量，并将专利申请数量加一后取自然对数处理。

2.核心解释变量

环保费改税政策由DID(Time×Treat)表示。Time虚拟变量表示环保税开征时间，2018年及以后取1，否则取0。Treat虚拟变量表示企业是否属于重污染企业，借鉴刘运国等(2015)[21]、程博等(2021)[22]的研究，根据《上市公司行业分类指引》(2012版)划分重污染与非重污染企业。若为重污染企业，则取1，否则取0。

3.控制变量

参考以往文献，选取企业规模(Size)：年末总资产的自然对数；企业年龄(Listage)：企业上市年数+1取自然对数；所有权性质(SOE)：国有企业取1，非国有企业取0；偿债能力(Lev)：资产负债率；股权集中度(lholder)：第一大股东持股比例；盈利能力(Roa)：资产收益率；机会成本(TQ)：TobinQ值、两职合一(Dual)：董事长和总经理为一人取1，否则取0；董事会规模(Board)：董事会人数，并控制了企业个体(Symbol)和年份(Year)虚拟变量。

(三)模型构建

为研究环保费改税政策对企业绿色技术创新数量和质量的影响，本文参考石大千等(2018)[23]构建双重差分模型的方式，检验假设1和假设2：

Quantityi，t，Qualityi，t=β0+β1DIDi，t+γXi，t+vi+αt+εi，t

(1)

其中，Quantityi，t、Qualityi，t分别表示企业i第t年的绿色技术创新数量和质量，DIDi，t为环保费改税政策，Xi，t为相关控制变量。vi、αt为个体固定效应和时间固定效应，εi，t为随机误差项。

四、实证分析

(一)描述性统计

表1展示了研究变量的描述性统计结果。Quantity和Quality的均值分别为0.989和0.690，标准差分别为1.222、1.026，中位数分别为0.693、0，表明企业间绿色技术创新数量和质量均存在较大差异，且很多企业未进行绿色技术创新。Size的均值为22.222，标准差为1.286，最小值为19.920，最大值26.181，表明企业规模存在较大差异。SOE均值为0.321，表明样本中国有企业占比32.1%。

表1 描述性统计

(二)基准回归结果

表2的第1列和第2列分别表示环保费改税政策对企业绿色技术创新数量和质量的回归结果，DID的系数分别为0.121和0.058，且均在1%的水平上正向显著。表明环保费改税政策实施促进了企业绿色技术创新数量、质量双重提升。假设1和假设2得以验证。

表2 回归结果

(三)机制检验

借鉴蔡昌等(2021)[17]的方法，检验在融资约束较为严重的情况下，环保费改税政策能否更大程度缓解融资约束，环保费改税政策是否可以通过降低融资约束程度来提高绿色技术创新的量与质。参考魏志华等(2014)[24]的研究，本文使用KZ指数衡量企业融资约束水平，KZ指数越大，表明企业面临越高的融资约束。根据KZ指数中位数将企业划分为高低两组进行机制检验。表3的结果显示，环保费改税后，融资约束程度高的企业绿色技术创新数量和质量都在1%水平上正向显著，融资约束程度低的企业不显著。运用费舍尔组合检验组间系数差异，因变量为绿色技术创新数量和质量时b0-b1的值均为-0.098，p值分别为0.000和0.002，表明融资约束程度高的企业对绿色技术创新的增量提质作用更强。第(5)列以融资约束作为因变量，发现环保费改税政策降低了企业的融资约束程度。以上得出的结论均证实了假设H3成立。

表3 机制分析

(四)稳健性检验

1.平行趋势检验

图1和图2分别展示了2014—2017年企业绿色技术创新数量和质量的平行趋势。由图可知，环保费改税政策实施之前的年份绿色技术创新数量和质量系数均不显著，表明政策实施前实验组和对照组之间不存在显著差异。而在政策实施一年后，post_1系数显著为正。结果满足平行趋势假设。

图1 绿色技术创新数量平行趋势检验

图2 绿色技术创新质量平行趋势检验

2.安慰剂检验

为进一步验证结果不是其他非观测因素造成，本文随机选取政策实验组进行重新回归，并对随机抽样过程重复500次进行安慰剂检验。图3和图4分别表示绿色技术创新数量和质量的估计系数分布。由图可知，DID的500次重复模拟回归估计值分布为均值近似为0的正态分布，数量与质量的基准回归系数0.121和0.058均位于整个分布之外，从而通过反事实角度证明了环保费改税政策对企业绿色技术创新数量和质量的提升效果稳健。

图3 绿色技术创新数量安慰剂检验

图4 绿色技术创新质量安慰剂检验

3.滞后期检验

考虑环保费改税政策对绿色技术创新的数量和质量的影响在滞后期才体现，对绿色技术创新数量和质量进行滞后一期处理，结果见表4的第(3)、(4)列。DID的系数分别为0.097和0.057，分别在1%和5%水平上正向显著，进一步验证了表2结果的稳健性。

表4 稳健性检验

4.缩短样本期间

前文所述样本区间为2014—2020年，可能政策实施前时间区间较长，存在噪音干扰。因此，将样本区间定为2016—2019年。回归结果如表4的第(5)(6)列所示，DID的系数分别为0.103和0.052，分别在1%和5%水平上正向显著，结果依然稳健。

(五)异质性分析

1.环保补助异质性

根据企业是否获得环保补助对企业进行分组回归，结果如表5所示。获得环保补助企业绿色技术创新数量和质量都在1%水平上正向显著。未获补助企业绿色技术创新数量在1%水平正向显著，创新质量不显著。且获得环保补助的企业的系数在绿色技术创新数量和质量上均高于未获得企业。运用费舍尔组合检验组间系数差异，因变量为绿色技术创新数量和质量时b0-b1的值分别为-0.041和-0.051，且p值分别为0.022和0.001。因此，可以得出环保费改税政策对企业的绿色技术创新数量和质量提升效果在获得环保补助的企业中更显著。

表5 环保补助异质性分析结果

作为政府支持性制度安排的一种，环保补助增加了企业资金来源，缓解了环保费改税政策带来的高税收成本和治污成本，降低开展绿色技术创新的成本，一定程度上矫正创新固有的外部性特点，打破了多数企业创新信念缺失的困境，降低企业风险忧虑[25]。同时，来自政府的补贴向其他利益相关者释放了积极承担社会责任的信号，进一步降低融资约束水平，最终使企业的绿色技术创新数量提升。另一方面，政府补助的专款专用明确了资金用途和验收标准，一旦发现资金被挪作他用或未达到验收标准，企业将进入黑名单，承担补助收回、信誉下滑的风险，并引起一系列市场反应[26]，因此，获得政府环保补助的企业将注重自身绿色技术创新数量和质量的提升，以获取绿色商誉，维护核心资源。

2.产权性质异质性

根据产权性质将企业分成国有和非国有企业两类进行分样本回归，结果如表6所示。国有企业绿色技术创新数量和质量都在1%水平上正向显著。而非国有企业绿色技术创新数量在1%水平正向显著，创新质量不显著。国有企业的系数在绿色技术创新数量和质量上均高于非国有企业。组间系数差异检验表明，当因变量为绿色技术创新数量和质量时b0-b1的值分别为-0.085和-0.098，且p值均小于0.01。因此，可以得出环保费改税政策对重污染企业的绿色技术创新数量和质量提升效果在国有企业中更显著。

表6 产权性质异质性分析结果

不同产权性质的企业在面对环境规制压力时反映不同。国有企业除了营利目的外，还需协助政府履行社会职责。环保费改税政策的实施意味着环境治理地位愈发重要，国有企业肩负的环境责任也间接提高。企业的创新意愿和成功可能性很大程度上依赖于其能否拥有持续的资源供给，高质量的绿色技术创新更是如此。而国有企业通常属于一个地方支柱型企业，在各地政府具备较强的话语权和较广的人际关系，能获得政府的“父爱”[27]，对于绿色技术创新，尤其是高质量创新的风险承受能力也更高。作为对信息、政策、资源等方面的回报以及管理者出于政治抱负需求，国有企业可能会在绿色技术创新数量和质量进步上争当“排头兵”。

五、结论与建议

本文选取2014—2020年沪深A股上市公司为研究对象，采用双重差分法，从绿色创新数量和质量双重视角检验环保费改税政策这一外生事件对企业绿色创新的异质性影响。结果表明，环保费改税政策实施后，企业不仅实现了绿色技术创新数量增长，而且促进了绿色技术创新质量的提升。通过降低融资约束程度，实现绿色技术创新的增量提质。异质性分析发现，在获得政府环保补助的企业以及国有企业中，环保费改税政策对企业的绿色创新数量和质量的双重促进作用更显著。

为强化环保费改税政策的这种驱动能力，从以下几方面提出建议。第一，持续优化环保税相关政策，促进企业绿色技术创新“增量提质”。加强环保部门与税务部门之间的合作能力和效率，进一步提高执法力度；扩大环境保护税的征税范围，吸引企业在更广的领域进行绿色技术创新；设置更多梯度的税收优惠减征条款，推动企业加大高质量绿色创新力度。第二，提升企业绿色技术创新能力，在绿色创新数量增长的同时更关注创新的质量提升。一方面提升政府环保补助和环保费改税政策在促进企业绿色技术创新增量提质过程中的协同效应。加强对绿色技术创新质量的评估与识别，持续改进创新活动的考核评价体系，对分跨多个领域、不同类型、不同难易程度的绿色创新项目实施差别化补贴，对含金量高的项目给予扶持和资源倾斜，同时对资金运用情况进行定期和不定期监督。另一方面强化对非国有企业的约束和激励作用，在统筹资源时给予适当扶持，推动非国有企业绿色技术创新质量的发展，防止“重量轻质”现象。第三，完善绿色创新的融资机制。政策促进了企业的环境信息透明度提升，缓解了融资约束水平，但本身环境信息披露制度还存在改进空间。为进一步降低各方对于环保支出的监管难度，建设企业环境信息共享平台，构建量化可比的环境信息披露体系势在必行。此外，还可为开展绿色技术创新的企业提供较低利息的贷款，适当采取风险投资方式扩充资金来引进创新设备或创新成果。