绿色税收论文范文

2022-05-09

小编精心整理了《绿色税收论文范文(精选3篇)》相关资料,欢迎阅读!摘要:基于2008—2016年重污染行业上市公司绿色转型数据,研究绿色税收优惠对企业绿色转型的影响。研究发现:绿色税收优惠对企业绿色转型存在激励效应,该结论在经过一系列稳健性测试后依然不变。进一步研究发现,绿色税收优惠通过减少转型中面临的调整成本发挥其对企业绿色转型的激励作用,且该激励效果随着产权性质与地区市场化进程的不同而存在差异。

第一篇:绿色税收论文范文

构建绿色税收体系的设想

摘要:我国环境优美,资源丰富,但多年来经济粗放式发展,造成国家资源的惊人消耗和环境的严重污染,主要表现在:土地资源和森林面积急剧减少,矿产资源开采过度,水大量消耗。同时,由于产业重点发展工业,直接导致了水、大气、化学物排放、固体废料、噪音污染加剧。国家已经意识到了节能环保问题的严重性,在“十七大”报告中明确指出,在21世纪我国要节约资源开发,坚定不移发展循环经济的战略思路。在上述背景下,从维持经济活动的连续性和保持经济增长的角度,运用税收作为主要干预工具,力促经济增长方式平稳较快转变。对我国目前税收体系中有关税种的现状及存在的问题应有足够的认识,对构建我国绿色税收体系的可行性和一些具体设想以及一些完善资源税方面应有思路和对策。

关键词:绿色税收;环境保护税;资源税

党的十七大报告已经明确了我国经济发展的新思路,要求政府采取恰当手段对环境污染进行控制,因此笔者认为改革传统税收制度,建立绿色税收体系已经刻不容缓。

一、我国现行税制中有关绿色税收的现状及存在问题

长期以来,我国以排污收费制度作为控制污染的主要手段,没有专门的、系统的以环境保护为目的的税收制度,只是在一些税种中有一定的环境保护的性质和功能,具体存在以下税种:

1.资源税。我国资源税开征于1984年,其征收范围主要包括矿产资源和盐等,其征收目的主要是调节在中国境内从事资源开发的企业因资源条件差异而形成的级差收入,因而没有充分考虑到节约资源和减少污染的功能。同时,由于征收范围较窄,许多重要的自然资源,如森林、海洋、淡水资源等未列入征税范围,不利于对自然资源的全面保护。

2.城镇土地使用税和耕地占用税。城镇土地使用税和耕地占用税均与土地使用有关,分别于1988年和1987年开始征收,其目的是促进合理使用城镇土地和农用耕地资源,保护有限的土地资源,恰当调节土地级差收入。这两个税种的税收收入额较低,根据国家统计局的数据,2007年全国城镇土地使用税收入为91.57亿元,全国耕地占用税收入为89.9亿元,两者之和仅占全国税收收入的不到1%。较低的征收力度使得这两个税种对于促进土地的节约和合理利用的作用并不明显。

3.消费税。我国于1994年开征消费税,其目的在于抑制超前消费,调整消费结构,贯彻国家消费政策和产业政策,增加财政收入。其中,对汽油和柴油及机动车如汽车轮胎、摩托车和小汽车等五类产品征收消费税,与环境有比较密切的联系,在一定程度上起到了减少消费、降低污染、保护环境的作用。但是,由于人们收入水平的提高和需求结构的变化,此类征税对于控制消费的作用并不是很明显。

4.增值税。增值税对于环境保护方面的作用主要体现在对利用废弃物进行生产的企业和产品采取低税率或者免税的政策。由于增值税具有中型税收的特点,所以在绿色税收中的作用较弱。

5.固定资产投资方向调节税。固定资产投资方向调节税于1991年开始征收,其目的在于配合国家产业政策,引导投资方向,调节投资结构。对于国家重点发展且符合环境保护政策的项目如农林、水利、能源等领域实行零税率,对于国家鼓励发展但可能对环境造成一定损害的项目实行5%的轻税率,而对于国家限制发展的规模小、效率低、污染重的项目实行30%的高税率。该税种对环境保护具有一定的事前预防作用。但是,由于该税种是与国家的产业政策联系在一起并受其制约的,因此,在实施过程中可能会受到经济利益和目标的限制,致使部分不符合国家环保政策但有可能带来较高经济利益的项目享受较轻的税率。目前,对于2000年1月1日后新发生的投资额已经暂停征收该税。

综上所述,我国现行税收制度对于调节消费和投资方向,减少污染和保护环境具有一定的促进作用,但相关税收制度具有税种分散、征收范围过于狭窄、调节作用较弱和系统性较差的缺陷,难以适应我国生产方式和经济发展思路的转变,需要进一步完善和系统化。

二、构建绿色税收体系的设想

1.改革排污收费,开征环境保护税

排污收费一直是我国控制污染的主要手段,对于控制污染和环境保护曾起到过积极的作用,但随着时间的推移,该制度暴露许多弊端。实行税费改革,完善税法,统一税制,征收环境保护税是我国改革和规范税制,以经济手段治理污染和保护环境的必然选择。根据国内和国内环境保护现状,借鉴国外环境保护税的实践,结合我国目前环境保护税收方面的成绩和存在的问题,我国环境保护税具体可以包括以下几个税种:(1)空气污染税。对在生产经营过程中向空气排放烟尘、二氧化硫等有害气体的单位征税、以其排放量和排放气体的浓度为依据,实行从量课征的累进税制。(2)水污染税。对排放废水的企事业单位及生活废水的城市居民征税,确定一定的标准,根据纳税人的废水排放量和浓度进行折算,实行有差别的累进税制度。(3)固体废物税。对包装饮料的包装物、废纸、纸制品、旧轮胎等废物按其体积和类型进行定额征收。(4)噪音污染税。对生产经营过程中产生噪音的生产经营者征收,以造成的噪音超过人或动物的承受能力的分贝值作为征税的依据。(5)能源税。在征收对象上有煤炭、汽油、柴油、天然气、液化气等,应根据不同种类设计不同的征收方法和标准,对使用量超过既定标准定额的,实行累进税率。

对以上构建的五种税,在征收的过程中,实行追究责任制,根据使用、消耗、排放量的大小,坚持“谁使用、谁污染,谁负税”的原则,实行专款专用,同时将环境保护税收入作为环境保护方面的专项资金。

2.完善资源税

在传统的经济发展模式中,资源税的运行主要遵循“资源—产品—环境废物”单向流动的线形经济运行模式。而循环经济中,它的运行模式遵循的是“资源—产品—再生资源”。与以前相比,其显著特点是“低开采、高利用、低排放”,在这种经济发展中,由于对资源利用的节制和效率预期应与对经济数量的增长预期相和谐,自然而然会使资源在开采和使用取得强势地位。我国现行开征资源税的目的主要是为了调节资源的级差收入,并没有把资源的环境成本和社会价值内在化,这样既不利于资源按社会成本定价,更不能使之按可持续成本定价。鉴于此,我国资源税的改革可以注重突出以下几个方面:

(1)扩大资源税的征收范围,将所有不可再生资源及部分急需保护的可再生资源纳入征收范围。另外,将其他与资源有关的税种,如城镇土地使用税、耕地占用税等合为土地税;对与资源有关的收费,如矿产资源管理费、林业补偿费、育林基金等进行“费改税”,使其成为资源税的一部分。(2)调整税额设计。在进行税额设计时,既要考虑调节级差收入,又要考虑到资源的开采和保护,提高单位税额,对于不可再生、稀缺性及开采污染严重的资源实行高税额;改变现行单一的从量计税方法,对不同性质的资源,实行不同的计税方法;将计税依据由销售和使用环节调整到生产和开采环节,以限制无序开采。(3)资源税应逐步体现可持续的利用价值,通过资源税的限制征收保证后代人能够保留大量的资源基础,造福子孙后代。(4)资源税要体现由于资源开采产生的外部性成本,对资源过量使用的单位应负担解决由此受到影响人员的生活和福利补助。比如由于开发土地、征地拆迁造成农民失地、失业,就要由相关单位安排工作就业、落实基本生活保障问题。这既是构建和谐社会的要求,也是社会效率最大化和发展循环经济实现可持续发展的要求。

3.制定和规范环保税收优惠制度,完善现行税收优惠政策

目前,我国实行的税制中考虑环保因素而采取的税收优惠和减免措施的形式过于单一,缺乏针对性和灵活性,严重影响了税收优惠和减免的实施效果。因此,需要继续对高科技的环保产品的研究、开发和使用给予税收减免。在继续对“三废”综合利用和向环保产业投资给予税收优惠的基础上,将优惠范围扩大到环保机器制造,环保工程设计、施工、安装和生态工程等领域,并对环保产业新产品、新技术的试制、研制以及消化吸收外来环保技术给予税收优惠;制定再生资源业的税收政策,促进废旧物资的回收和利用;对利用废渣恢复的土地给予优惠;对改良土壤、提高肥力、增加地力等有助于环境保护的农业生产活动给予减免农业税等。

在目前具体的政策上,考虑到由于环保具有一定的社会公益性,其收益率较低,因此,需要完善我国的相关税收优惠政策,以促进环保产业的健康快速发展。(1)消费税。可根据产品造成污染的程度进行课税,对高污染、高消耗的产品征收较高的消费税;对低消耗、无污染产品征收较低的消费税。(2)所得税。对属于环保产业的企业实行税收优惠,允许清洁能源企业,环境治理企业和环保示范工程加速折旧。(3)关税。对于进口世界先进环境治理设备和技术的产品减征进口关税;对于具有严重污染性和高消耗的产品设备进口及大量能源消耗的产品出口征收高关税。(4)直接优惠与间接优惠并举。我国目前的税收优惠政策主要以税收减免等直接优惠方式为主,过于简单,尤其不能适应高科技产业的发展。因此,我们还应该借鉴国外的先进经验,多采取加速折旧、投资抵免、亏损结转、费用扣除、提取风险基金等间接优惠的方式,以利于企业资金迅速用于科技投入和设备更新,加快技术更新改造,加快高科技产业化进程。(5)建立激励科技发明机制。现行个人所得税法仅规定对省级以上、国务院部委、国际组织颁发的科技发明奖金及政策津贴减免个人所得税,而对省级以下政府颁发的奖金仍征收个人所得税。这一政策显然有失公平,也会影响中小企业科技人员创造发明的积极性。建议把现行规定扩大到县、市以上各级政府颁发的科技发明奖及政府津贴;同时,对科技人员的创造发明、成果转让收入,在征收个人所得税时,参照科技服务企业“四技”服务业务年净收益实行限额免税的政策,给予恰当减免税照顾。激励更多的科技人员投身创造发明,节约能源、保护环境。

责任编辑冯胜利

作者:吴 翀

第二篇:绿色税收优惠能促进企业绿色转型吗

摘 要:基于2008—2016年重污染行业上市公司绿色转型数据,研究绿色税收优惠对企业绿色转型的影响。研究发现:绿色税收优惠对企业绿色转型存在激励效应,该结论在经过一系列稳健性测试后依然不变。进一步研究发现,绿色税收优惠通过减少转型中面临的调整成本发挥其对企业绿色转型的激励作用,且该激励效果随着产权性质与地区市场化进程的不同而存在差异。

关键词:企业绿色转型;绿色税收优惠;调整成本

一、引言

改革开放30多年,中国工业创造了巨大的经济红利,然而工业企业高能耗与高污染的问题并未随着工业规模的扩张得以改善。如今严峻的环境问题迫使中国工业企业转变传统的发展模式,依靠环保技术创新实现企业绿色转型已经成为企业发展的必然选择。[1]联合国环境规划署将经济的绿色转型定义为“能够改善人类福利与社会公平,并且能极大地降低对环境和生态稀缺性的伤害”的经济模式。中国要实现经济的绿色转型,必然要推动企业进行绿色转型,这是难点,也是关键。

对企业绿色转型的研究最早可以追溯到庇古提出的用环境规制来引导企业的环境行为。但Portugal-Perez(2011)的研究结果表明[2],虽然环境规制可以促进企业的绿色投资,但其影响力正在逐渐减弱。企业绿色转型往往存在着初始投资高、回报时间长等问题,目前还同时面临宏观经济下行的巨大压力,在税负已经较重的情况下,企业要开展绿色转型活动必然要获得国家政策的支持,因此具有引导与调节作用的绿色税收优惠政策成了激励企业绿色转型的重要手段。

早在20世纪60年代,美国政府为了激励企业转变生产方式、节约资源能耗,设立了许多灵活的税收优惠措施,包括直接的税收优惠、税收抵扣减免征收、加速折旧等等,出台的《能源税收法》(1978)中规定,对使用风能、太阳能等清洁能源发电的项目,总投资额的25%可以从当年联邦所得税中扣除,购买清洁能源汽车也可以获得联邦税收减免。日本出台的《城市绿化法》(1973)规定购置绿化设备时,可以在原有折旧率基础上,再增加14%~20%不等的特別折旧费。根据我国《财政部国家税务总局关于风力发电增值税政策的通知》(财税[2015]74号),风电生产产品可享受50%的增值税退税政策;同时,根据《财政部国家税务总局工业和信息化部关于节约能源、使用新能源车船税政策的通知》(财税[2012]19号),从2012年开始,对指定的新能源车船免税,同时符合规定节能的车辆和船舶可享受车船税减半征收政策。可以看出,绿色税收优惠政策因国家而异,各国的享有条件与优惠税率并不一致,因此针对别国的绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效应研究并不一定符合我国的实际情况。

值得注意的是,虽然企业绿色转型的效益远高于成本,但由于周期过长,企业进行绿色转型可能面临较高的转型成本[3],因为企业除了要购买环保设备、提高资源综合利用率之外,还要对环保项目进行投资。与此同时,企业的绿色创新能力也能使之实现绿色效益,促进企业绿色转型[4],而开展绿色创新活动也需要企业购置新的研发设备,并对安装、调试、招聘与培训研发人员等环节支付一定的费用[5][6],导致企业面临较高的调整成本[7],这会阻碍企业进行绿色创新活动,从而造成绿色税收优惠政策的激励效果减弱。

现有文献缺乏绿色税收优惠对企业绿色转型影响机制的分析:一方面,其大多局限在宏观层面与理论分析,在微观企业层面鲜有具备说服力的经验证据,而实施的绿色税收优惠政策主要针对单位而言,因此关注绿色税收优惠在企业层面的激励效果更为重要;另一方面,鲜有文献考虑到调整成本作为绿色税收优惠在促进企业绿色转型过程中可能存在的中介效应,而是否能减少企业的转型成本是衡量绿色税收优惠政策作用效果的一个重要方面。此外,我国关于政府补助方面的现有研究缺乏对间接补助的经验证据。政府的间接补助包括了企业所享有的各项税收优惠政策,相较于快速有效的直接补助而言,间接补助或许没有明显的优势。但本文的研究结果表明,调整成本会阻碍企业开展绿色转型活动,而绿色税收优惠可以减少调整成本的阻碍作用,从而推进企业进行绿色转型。因此,研究绿色税收优惠政策的激励效应也有助于丰富关于政府间接补贴政策效果的文献,并为我国制定间接补贴政策提供实证方面的参考。那么我国绿色税收优惠政策作为企业绿色转型时期的调节手段,能否减少企业转型时期的调整成本,同时对企业绿色转型起到激励作用呢?对此问题的研究对于拓宽企业绿色转型升级研究视野、丰富政府简介补贴政策效应的实证研究具有重要的理论和现实意义。

二、文献回顾

绿色转型源于绿色经济。“绿色经济”一词在1989年Pearce,Markandya 和Barbier的报告之中首次提出,随后多数研究在此报告的基础上,将“绿色经济”定义为“资源节约型和低碳型的经济发展方式,绿色经济应有利于自然资源的保护与改善,同时要促进可持续性的消费与生产”[8]。从这个角度来看,要促进企业进行绿色转型,就必须协调企业与自然,企业与社会以及企业内部之间的关系[9],这是一个复杂的动态过程。

近年来,国内外学者分别从内部压力[10][11]、外部压力[12][13][14]、组织结构、资源投入情况[15]、技术能力[16]等方面探讨了影响企业绿色转型升级的因素。也有学者从转型路径、支撑体系[17]以及技术创新[18]等方面,研究其对企业绿色转型的影响。相比之下,从外部激励视角来探讨企业绿色转型的文献相对较少。

为了解决边际投资的社会回报率可能高于企业自身回报率的问题,在20世纪70年代,绿色税收应运而生。《国际税收辞汇》将“绿色税收”定义为:对污染行业与使用对环境有害的物品所征收的税,以及纳税人投资污染防治与环境保护所获得的税收减免。绿色税收在企业绿色转型的过程中,需要实施惩罚与奖励的双重手段,政府不仅要通过征税的方式限制负外部性行为,还要通过财政补贴或税收优惠的方式鼓励正外部性行为[19],才能发挥绿色税收的引导作用。

此外,以往关于绿色税收优惠与企业绿色转型的文献更多地为宏观层面提供了经验证据,但鲜有研究在微观层面考察了绿色税收优惠对企业绿色转型的激励作用,并考察调整成本在这一过程中所扮演的角色。但已有研究表明,企业在进行资本扩张时可能会面临巨大的调整成本[5],过高的调整成本会阻碍企业根据外部环境的变化及时调整企业的绿色投资行为,从而造成企业投资惰性[6],是企业在转型升级的过程中不可忽视的因素。[20]

综上所述,目前关于绿色税收优惠对企业绿色转型激励效应的研究还需要进一步深入。作为处于转型过程中的新兴发展中国家,我国还面临着产权较为集中、地区市场化进程不一致等问题。[21]在这样的制度背景下,享有绿色税收优惠是否会加速企业绿色转型?调整成本在绿色税收优惠对企业绿色转型的影响中扮演了什么样的角色?对不同产权和不同地区的企业来说,绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效果有何不同?我国目前对以上问题的研究尤其还缺乏在微观层面的经验证据。

三、理论分析

目前,中国已进入产业转型升级的重要战略机遇期,通过绿色转型,企业可以收获巨大的价值,实现超常规的发展。但企业的绿色转型活动具有外溢性,即正外部性,绿色转型不仅需要企业购买新的环保设备,打造绿色工艺流程,还需要企业对调整生产结构、员工培训、设备装配等环节进行必要的支出,企业面临巨大的转型成本,转型给企业带来的回报在短时间内却具有很大的不确定性,导致企业无法获得绿色转型活动的全部收益,这可能会阻碍企业的正常发展,甚至危及企业的生存。对于企业来说,改善与治理环境的行为是一种纯粹的支出,在边际投资的社会回报率高于企业自身回报率的情况下,缺乏内在动力的企业可能不会自发地进行绿色转型活动。因此,政府需要兼顾社会收益与正在进行绿色转型活动的企业收益,并通过直接补贴或间接补贴等方式鼓励企业进行转型升级,帮助企业跨越成本难关。

由于对企业绿色行为的直接补贴具有计划特征并被指定用途,因此企业缺乏进行绿色转型活动的动力。刘虹等(2012)研究发现[22],相较于政府的直接补贴,间接补贴更能刺激企业增加研发投入,因而间接补贴对于企业转型的促进作用也更强。近年来,中国逐步推出了一系列针对鼓励资源节约、开展资源综合开发利用等促进环境保护项目的绿色税收优惠政策,对环保相关的产业、行业,以及对购买环保设备、投资环保项目等企业的绿色投资行为给予绿色税收优惠,且优惠力度不断加大。通过制定某种绿色税收优惠政策,政府可以同时达到治理污染环境、促进企业增加绿色投资与缓解企业长期绿色投资回报不足等目的。[23]因此,绿色税收优惠政策要做到力度大、精准度高、设计科学合理、覆盖范围广,并要考虑到企业的实际情况,将优惠政策落到实处,才有望促进企业绿色转型活动,发挥其引导调节作用。齐玮(2010)指出[24],针对节能环保汽车的绿色税收优惠政策开拓了节能汽车的市场,使得开展节能汽车技术研发的企业具有比较优势,能够在环保市场快速占领有利地位,为其绿色转型打下了坚实的基础。绿色税收优惠作为政府对于企业开展环保活动的间接补贴,鼓励企业自主选择投资的环保项目与设备,并不直接干预企业的自主决策,既能降低绿色转型的风险,又能降低绿色转型的成本。

绿色税收优惠政策的灵活性使得其在政府促进企业绿色转型的多种手段之中具有明显的优势,可以在提高纳税人积极性的同时,推动企业打造绿色生产工艺流程,促使节能减排目标的实现,从而达到激励企业绿色转型的目的。

四、研究设计

(一)样本数据

重污染行业的企业大多是我国经济的支柱产业,也是地方财政收入的重要来源,但其在促进经济发展的同时也造成了环境污染。重污染行业因其粗放式的发展模式长期以来备受关注,因此与非重污染行业相比,重污染行业的企业投入了更大规模的环保资金。[25]考虑到数据的可获得性,本文选定上交所、上交所上市的重污染行业上市公司作为研究对象,具体包括火电、钢铁、水泥、煤炭、化工、纺织、石化等行业,重污染行业的认定具体参照环保部2010年发布的《上市公司环境信息披露指南(征求意见稿)》。本文的企业绿色转型以及绿色税收优惠的数据来源于企业年度报告以及企业社会责任报告,对企业所披露的报告具有较高的依赖性。在查阅企业社会责任报告时,我们发现2007年以前(包括2007年)重污染行业的上市公司很少披露其企业社会责任报告,重污染行业的上市公司很少披露其企业社会责任报告,故本文将2008—2016年所有的重污染行业上市公司面板数据作为初始样本。考虑到其他因素,本文按照以下原则对初始样本进行筛选:①剔除企业绿色转型数据不完整的样本;②剔除ST、* ST 公司的样本;③剔除模型中各控制变量有缺失的观察值。经过上述筛选,最终保留了重污染行业157家上市公司的样本数据,共计1413条有效观测值。本文手工收集和整理了企业绿色转型以及绿色税收优惠数据,控制变量的数据主要来自CSMAR和Wind数据库,一部分缺失的数据由笔者手工计算获得。在以下实证分析中,为减轻异常值的影响,相关连续变量均在1%和99%的水平上进行了winsorize处理。

(二)变量的选择和度量

1企业绿色转型

借鉴中国社会科学院工业经济研究所(2011)[3]和卢强等(2013)[26]的观点,结合工业企业的要素和技术特征,工业企业绿色转型是指以绿色发展理念为指导,塑造绿色文化,制定绿色战略,以绿色创新为动力,通过工业生产全过程的绿色化,实现工业排放最低化,获得环境效益和经济效益的双赢。基于此,本文从绿色文化转型、绿色战略转型、绿色创新转型、绿色投入转型、绿色生产转型和绿色排放转型七个维度,构建企业绿色转型评价体系,测度工业企业绿色转型程度,如表1所示。同时,为了确定评价体系指标的权重,使用BP神经网络法。与主成分分析法、层次分析法和熵值法等方法相比,BP神经网络法有效地处理评价指标体系内部复雜的关系,得到更为客观地权重。[27]

2绿色税收优惠

朱跃序和陈祎(2016)进了一系列的研究[28],并整理出我国环保产业相关税收优惠政策,如:企业购买节能节水、安全生产专用设备,从事环保项目,购买新能源车船,使用指定资源作为主要原材料等,都可以获得环保税收优惠。本文根据朱跃序和陈祎(2016)对环保税收优惠政策的整理[28],手工查找企业是否享有以上项目,有则绿色税收优惠(GTI)取值为1,反之为0。

3其他控制变量

除了绿色税收优惠外,我们还参考了Hayami(1984)[29]、Welch and Mori(2002)[30]、Gottsman and Kessler(1998)[31]、Stanwick(1998)[32]、毕茜和于连超(2016)[33]等的研究,在模型中设置了如下控制变量:公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、企业业绩(Roa)、成长能力(Growth)、投资额(Invest)、企业现金流(Cash)、独立董事比例(Id)、监事会规模(Board)、企业盈亏性质(Loss)。此外,加入了年度哑变量以控制年度固定效应,具体控制变量见表2。

(三)实证模型

五、实证结果分析

(一)变量描述性统计

由表3中所显示的全样本描述性统计结果可知:(1)企业绿色转型(GT)的平均值与中位数分别为0.392与0.242,说明重污染行业的企业总体绿色转型程度较小,由标准差0.453可知,样本企业间的绿色转型存在一定的差异;(2)绿色税收优惠的均值为0.498、中位数为0、标准差为0.500,说明有49.8%的样本企业享有绿色税收优惠;(3)在控制变量中,除企业资产负债率(Lev)、监事会规模(Board)的标准差超过1外,其余控制变量标准差均小于1,波动幅度小,较为平稳。

(二)差异检验

表4比较了享有与未享有绿色税收优惠(GTI)的企业在企业绿色转型方面的描述性统计。享有绿色税收优惠组的企业绿色转型(GT)均值与中位数分别为0563和0525,而未享有绿色税收优惠的企业绿色转型均值与中位数分别为0223和0000,T检验与WilcoxonZ检验的统计值都表明了享有绿色税收优惠企业的绿色转型程度明显高于未享有绿色税收优惠的企业。差异检验的结果初步验证了假说1。

(三)相关系数表

表5列示了本文变量之间的相关系数及其显著性。绿色税收优惠(GTI)与企业绿色转型(GT)之间的相关系数为0375,且在1%的水平下显著,表明绿色税收优惠对企业绿色转型具有一定的解释力,且显著正相关,该结果进一步验证了假设1。控制变量中,企业规模(Size)、投资额(Invest)、独董比例(Id)、企业盈亏性质(Loss)与企业绿色转型(GT)之间的相关系数分别为0.433、-0.103、0.150和-0.071,并在1%的水平下显著,表明企业的资产规模、投资额、独立董事比例与企业的盈亏性质对企业绿色转型有一定的影响力。构建的模型不存在重要变量缺失的问题,其他变量不具有较高的相关系数,因此可以认为不存在严重的多重共线性问题。

(四)绿色税收优惠与企业绿色转型

绿色税收优惠与企业绿色转型的回归结果如表6所示。绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0204,且在1%的水平下显著,说明绿色税收优惠能有效地促进企业绿色转型。在控制变量方面,企业规模(Size)、企业现金流(Cash)、独董比例(Id)、企业业绩(Roa)与企业绿色转型(GT)呈显著正相关,表明在企业规模较大、独立董事在董事会中的比例越高、业绩越好的企业,绿色转型的水平越高,这与Hayami(1984)[29]、王峰正和陈方圆(2018)[34]相同。我们认为,这是由于大企业较小企业来说有更充足的资源优势,而董事会直接影响企业的决策和行为,进而影响企业的绿色投资的规模,董事会的治理对企业的绿色转型有着显著的正向效应。企业投资额(Invest)、监事会规模(Board)与企业绿色转型水平呈显著负相关,这与唐国平等(2013)[25]、毕茜和于连超(2016)[33]相同,说明企业投资于长期资产的现金越多、监事会的人数越多,企业绿色转型的水平越低。其他控制变量均不具有显著性。

六、绿色税收优惠对企业绿色转型影响机制探析

正如理论分析,为了实现企业的绿色转型,企业需要不断尝试使用新的生产技术、生产设备与生产工艺,加大自身节能技术的开发力度,提高能源效率,实现制造过程中的清洁生产,这给企业带来了巨大的转型成本。Groth and Khan(2010)提出[6],当企业改变投资水平时面临的成本称为调整成本,而绿色转型意味着企业要提高环保投入,并承担相应地成本,因此转型成本又称之为调整成本。由于重污染企业多属于资本密集型行业,其固定资产投资比重与相应地环境技术或治污设备更新成本较清洁型行业要更高,而一旦改变其资本存量,就可能产生相应地调整成本。[6]因此,重污染企业在转型期间所面临的调整成本可能更高。根据2008年财政部发布的《环境保护专用设备企业所得税优惠目录》,企业在购买与使用规定范围内的环保设备可获得税额抵免,绿色税收优惠政策的实施减少了企业的调整成本,是政府扶持企业绿色转型强有力的手段。综上,我们认为对企业而言获取绿色税收优惠是降低转型中企业所负担的调整成本的有效途径。调整成本在绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效应中可能发挥了中介效应,即绿色税收优惠政策能够减少企业在转型过程中面临的调整成本,进而刺激企业绿色转型。

许多学者(如Summers,1981[39];Hall,2004[40])曾用(a/2)(It/Rt)2来度量调整成本,李万福等(2016)[41]提出了中国背景下的参数a由回归模型:It/Rt=c+1/a·(qt-1)+et得出,其中c为常数项,Rt为企业在t时期的研发资本存量,It为企业在t时期的研发投入量,qt为t时期的托宾q值,et为随机干扰项。我们借鉴李万福(2016)在中国背景下估算a与调整成本的回归模型[41],得出a的估计结果为20.2,并在1%的水平下显著异于0;单位资本的调整成本为:(a/2)(It/Rt)2,本文得出调整成本的均值为0829,标准差为0664,说明样本企業调整成本普遍较高,且存在一定的差异。

表7为调整成本的中介效应检验结果。由于Sobel 检验统计量在5%显著性水平上的临界值为097左右,而在绿色税收优惠减少调整成本以影响企业绿色转型过程中,Sobel检验中的Z统计量为1816,高于5%显著性水平上的临界值(0.97),因此调整成本在绿色税收优惠对企业绿色转型的激励过程中作为中介变量发挥了其中介效应,该中介效应占总效应的245%。该结果表明,在绿色税收优惠政策对企业绿色转型的激励过程中,调整成本的减少发挥了重要作用。具体而言,企业获取的绿色税收优惠越多,转型时期负担的调整成本越少,企业绿色转型的水平越高。综上,基于中介效应的计量清晰地表明了绿色税收优惠对企业绿色转型的激励过程中存在“企业获取绿色税收优惠→企业调整成本减少→企业绿色转型水平增高”环节。同时,以调整成本为中介变量的中介效应作用效果显著,说明调整成本是企业绿色转型中的不可忽视的阻碍,而绿色税收優惠可以减少调整成本的阻碍作用。

七、绿色税收优惠与企业绿色转型关系的异质性分析

(一)绿色税收优惠对绿色转型的激励效果会随着产权性质的不同而产生差异吗?

在中国经济体制中,国有经济处于主导地位,成分比重较大。而前文分析表明,绿色税收优惠对企业的绿色转型活动具有显著的激励作用,那么该激励效果是否会因产权性质的不同而呈现出差异?探讨该问题具有重要的现实意义,因此下文将进一步分析产权性质对绿色税收优惠激励效应所产生的影响。

对于国有和非国有企业,其绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效果可能有所不同。一方面,国有企业因成立以来就与政府有着密切的联系而带有着浓厚的政治取向,企业需要贯彻落实政府的政策,其决策与运行都受到了政府的影响,这一运行机制导致了国有企业对国家政策的环保导向非常敏感。另一方面,相较于非国有企业而言,国有企业拥有更多的资金支持去研发与引进新的环保生产技术、设备,以及购买绿色原材料来进行绿色转型活动,国有企业的绿色投资显著大于非国有企业[43],因此国有企业更有可能获得绿色税收优惠。综上,我们推断绿色税收优惠对非国有企业的激励效果相对较弱,反之,国有企业更有动力让自身享有绿色税收优惠政策来降低转型成本,响应国家环境保护的政策。

为了更好地考察绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效果在国有与非国有企业之间的差异,并对上述推断进行检验,本文进一步把全样本划分为国有与非国有企业两个子样本,并分别进行回归。从表8中,我们发现两组样本的绿色税收优惠(GTI)回归系数均为正,国有企业组相应的绿色税收优惠回归系数确实大于非国有企业(0.840>0.319),且国有企业组绿色税收优惠对企业绿色转型的影响更加显著。这一结果支持了上述推断,表明绿色税收优惠对国有企业的绿色转型活动具有更高的激励作用。

(二)市场化程度会影响绿色税收优惠对绿色转型的激励效果吗?

中国在市场化改革的过程中,地域辽阔造成了各地区之间市场化进程的巨大差异,这就使得地区制度环境之间也存在差异,但较高的法制化与市场化水平,以及良好的政府治理是较好制度环境的必要条件[35],因此,不同的制度环境会产生不同的政策效应。在制度环境较好的地区,公共资源的竞争性配置程度较高[44],企业能够根据政策预期开展环境保护活动,从而获得绿色税收优惠,促进企业的绿色转型。相反,在制度环境较差的地区,企业获得绿色税收优惠的动机是为了进行税收规避,而不是为了开展绿色转型活动并降低其成本,造成了扭曲政策效应,因此以该目的获取绿色税收优惠难以激励企业绿色转型。

中国东部地区市场化程度高,制度环境良好,中西部地区市场化程度低,制度环境较差。[45]综上,我们推断绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效果对非东部地区来说相对较弱。如果此推断成立,那么在实证回归的结果中,我们将观察到东部地区组较其对照组而言有更高的绿色税收优惠(GTI)回归系数。本文参照韩立岩和杜春越(2011)的做法[46],将辽宁、北京、河北、天津、上海、山东、江苏、浙江、福建以及广东列为东部地区,其他被划分为中西部地区,同时将样本企业划分东部地区组和非东部地区组。表9中的回归结果表明,两组样本绿色税收优惠(GTI)回归系数均为正,但东部地区企业相应的绿色税收优惠回归系数大于其对照组(0281>0108),且东部地区组绿色税收优惠对企业绿色转型的影响更加显著。这一结果支持了上述推论,表明相对于市场化程度较低的地区而言,绿色税收优惠在市场化程度较高的地区对企业绿色转型具有更高的激励效应。

八、稳健性检验

(一)控制内生性问题

1.本文使用PSM方法对假设1进行检验,选择Size、Roa、Lev和Year对享有绿色税收优惠样本企业进行可重复的1:1最近邻匹配,某一享有绿色税收优惠的样本倾向性得分最高的没有享有绿色税收优惠样本即形成配对样本,得出PSEUDO值后查看是否满足平衡性假设,若满足则将配对样本放入模型重新回归。配对结果较为理想,配对样本的PSEUDO值为0.242,满足了平衡性假设。

倾向匹配得分法的回归结果如表10所示,绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0208,并在1%的水平下显著,表明与未享有绿色税收优惠的企业相比,享有绿色税收优惠的企业绿色转型程度更好,本文研究结论仍然不变。

(二)其他稳健性检验

1.由于本文的样本企业均属于重污染行业,而非绿色行业通过绿色并购,兼并绿色环保企业进入绿色行业的事例并不少见。因此,本文在稳健性检验中选择从行业层面考察企业绿色转型(记为GI),当上一年度企业通过绿色并购进入绿色行业,发生绿色转型后,本年度及以后年度GI取值为1,反之为0,并构建模型(3)

更换企业绿色转型衡量方法的回归结果如表12所示。绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0.944,并在1%的水平下显著。因此在更换企业绿色转型衡量方法后,本文研究结论依然成立。

2.《中華人民共和国环境保护法》于2014年4月在十二届人大常委会通过修订,新增了对污染企业“按日计罚”、对污染违法者进行行政拘留等惩罚制度,并与2015年年初开始实施。为了排除此因素可能造成的干扰,我们选择2008—2014年的样本数据进行回归。回归结果如表13所示,绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0223,且在1%的水平下显著,本文结论不变。

3.由于企业绿色转型具有过程长、收益不确定等特征,因此持续、稳定的资金支持才能确保企业绿色转型顺利进行。[3]亏损企业无法为企业开展绿色活动提供大量的资金支持,增大了企业绿色转型停滞不前甚至失败的风险,因此,我们剔除了企业当年净利润小于0的样本,并重新进行回归。回归结果如表14所示,绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0.194,且在1%的水平下显著,本文研究结论不变。

4.加入其他可能影响企业绿色转型的控制变量,如机会成本、公司年龄、代理成本等,结果一致。加入了机会成本(Opport)、公司年龄(Age)、两职合一(Dual)等其他可能影响企业绿色转型的控制变量,并重新进行回归,回归结果如表15所示。绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0.211,并通过了显著性检验。同时可以发现,企业成立时间越长,绿色转型的水平越低;企业的机会成本越高,绿色转型的水平越高。因此在加入其他控制变量后,本文研究结论依然成立。

5.目前,已有研究表明,税收优惠对不同地区的企业激励作用有较大的差异[35],环境质量的高低受制于破坏型的地方政府间税收竞争[36],政府为了招商引资,采取了过多过滥的税收优惠政策,因此地方税收竞争程度越高,环境污染程度可能越高。[37]综上,我们认为污染地区企业更有可能获取较多的绿色税收优惠政策。空气质量是城市环境水平的重要指标,我们参照刘运国等(2015)的做法[38],整理了2008—2016年城市空气质量污染严重的城市,数据来源于中华人民共和国生态环境部官网。为了排除此因素的干扰,我们剔除了重污染地区的样本,并重新进行回归,回归结果如表16所示。绿色税收优惠(GTI)的回归系数为0830,并在1%的水平下显著,因此本文研究结论仍然不变。

九、研究结论与启示

本文选取2008—2016年重污染行业上市公司的相关数据,从企业微观视角研究了绿色税收优惠如何影响企业的绿色转型。研究发现:(1)绿色税收优惠有助于刺激企业绿色转型,企业享有的绿色税收优惠越多,企业绿色转型水平越高,这一结论在使用了倾向分值配对法(PSM)检验、滞后一期、不同变量定义、加入其他控制变量等稳健性测试后依然成立。(2)绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效果受到企业产权性质与地区市场化进程的影响,该激励效应对于国有企业影响更大,且地区的市场化水平越高,绿色税收优惠对于企业绿色转型的激励作用越显著。(3)调整成本在绿色税收优惠与企业绿色转型之间发挥了显著的中介效应,调整成本会阻碍企业绿色转型,减少调整成本的阻碍作用是绿色税收优惠实现绿色转型激励效应的一个重要作用渠道。

本文的结论具有重要的理论和现实意义。一方面,本文在考虑税收优惠环境的基础上,从微观视角扩展了企业绿色转型影响因素的现有文献,考察了绿色税收优惠如何影响企业的绿色转型活动,以区别于以往文献侧重于从宏观或企业内部激励等视角来考察企业绿色转型的研究,亦丰富了绿色税收优惠与调整成本之间关系的现有文献。另一方面,本文的研究结论表明,政府不仅要采取绿色税收优惠的激励措施减轻税负,还要通过推进区域市场化进程和其他配套的支持措施共同助推企业的绿色转型。本文为我国制度背景下的绿色税收优惠对企业绿色转型的激励效应问题提供了微观经验证据,为更好地促进企业绿色转型和环境保护提供决策参考。

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Key words:enterprise green transition;green tax incentives;adjustment costs

責任编辑:吴锦丹

作者:毕茜 李虹媛

第三篇:绿色税收对工业企业绿色创新效率的双重影响效应

摘 要:本文以2013—2017我国30个省份的工业企业面板数据为研究对象,引入优化超效率SBM模型测度我国工业企业绿色创新效率,同时运用两阶段系统GMM模型测度绿色税收对工业企业绿色创新效率的双重影响效应。研究表明:绿色创新效率从东到西、由沿海到内陆逐级递减,绿色创新发展较快的先进群体间“集群效应”明显,带动作用不足,但绝大多数省份效率值呈上升趋势,未来的发展态势良好;绿色税收与工业企业绿色创新之间呈先上升后下降的倒U形关系,分地区研究时倒U形关系依然成立;企业规模、技术水平对绿色创新发展具有显著正向影响,但绿色税收强度的不断增加会影响工业企业创新效率对两因素积极影响的吸收能力,且相对于中西部地区来说,对东部地区的影响力度更为明显。

关键词:绿色税收;绿色创新效率;优化超效率SBM;两阶段系统GMM;双重影响效应

DOI:10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.12.008

一、 引言

绿色税收,又称“环境税”,其概念最早可追溯到1920年英国经济学家庇古编写的《福利经济学》,他认为政府应利用宏观税收调节环境污染行为。据《国际税收辞汇》记载,1988年以后,“绿色税收”一词被广泛运用,其定义为对投资于防治污染或环境保护的纳税人给予的税收减免,或对污染行业和污染物的使用所征收的税。随着绿色税收概念被阶段性引入,学者们对绿色税制本身及其影响范围相继展开讨论。汪素芹(2000)[1]探究了绿色税收对中国对外贸易发展的影响,开拓了建立绿色税收制度以协调贸易与环境的新思路。王谦(2003)[2]和Zhou(2012)[3]对绿色税收与中国可持续发展的关系进行探索,提出建立并优化税收制度的想法。Johan(2006)[4]认为绿色税收为无污染的环境技术发展创造更广阔的市场和发展前景,并通过对税收基础的分析得出:根据消费税进行绿色税收改革相比其他措施更为有效。Dorothée(2011)[5]研究了绿色税收对绿色市场的影响,分析环境破坏程度与绿色税收强度的关系。Carlos等(2015)[6]认为绿色税收不仅具有减轻污染的作用,还可以改善西班牙社会保障制度和代际福利效应。王军和李萍(2018)[7]围绕绿色税收对经济的影响进行研究,认为绿色税收政策强度的推进应具差别化。由此观之,绿色税收在国内外学者探讨中是颇具影响力的话题。

学术界关于绿色创新效率的研究主要集中在绿色创新效率值本身的度量及其影响因素探究两个方面。对绿色创新效率值的测度,张江雪和朱磊(2012)[8]、韩晶(2012)[9]考虑环境因素,以人员和资金作为投入要素,利用传统DEA方法进行分析。传统DEA模型在测度无效决策单元与目标值之间差距时不包含松弛改进的部分,故冯志军(2013)[10]对中国工业企业绿色创新效率进行研究时,将SBM模型与传统方法所得結果进行对比,实证结果表明前者测度效果更符合发展现状。而后,诸多学者采用改进的DEA模型或DEA衍生模型进行分析。任耀等(2014)[11]以经济效率、绿色效率和创新效率为总体框架,构建基于DEA-RAM方法的绿色创新模型,对绿色创新效率变化趋势和弹性进行分析。孙伟和江三良(2016)[12]采用SBM模型对全国的工业企业绿色创新效率进行分析。钱丽等(2018)[13]采用两阶段 DEA 模型测度绿色效率值,重点突出两阶段投入相同的特点进行研究,认为绿色研发效率偏低是导致中国工业企业绿色创新效率整体偏低的主要原因。

对于绿色创新效率影响因素的探讨,以环境规制为核心解释变量的文献居多,且学者们对二者之间的关系所形成的观点也不尽相同。主要有二者呈正相关、负相关、不相关以及非线性相关四种观点。Porter(1991)[14]认为适当的环境规制对绿色创新有积极影响,提出了著名的“波特假说”。王锋正和郭晓川(2015) [15] 、周晶淼等(2016)[16]与波特观点保持一致,从企业产业层面对绿色创新效率的影响因素进行探究,证明环境规制正向促进绿色创新效率的提高。但韩晶(2012) [10] 探究相同问题时,发现环境规制的实施对绿色创新效率提高有负面影响,认为环境规制占用了研发投入资金,抑制了专利产出,因而间接导致创新效率降低。还有学者认为环境规制与绿色创新效率之间并不相关,Jaffe和Palmer(1997)[17]对美国制造业的环境规制严格性与绿色创新效率之间的关系进行分析,研究表明环境规制与绿色创新效率无显著相关关系。诸多学者从不同层面证明环境规制与绿色创新效率之间呈非线性关系,许慧和李国英(2018)[18]以绿色创新效率作自变量、环境规制作核心解释变量,探究不同强度的环境规制和其他影响因素对绿色创新效率的影响,结果表明环境规制与绿色创新效率关系呈倒U形。罗艳和陈平(2018)[19]建立GMM模型探究影响绿色创新效率的影响因素,并运用门槛回归模型证明环境规制与绿色创新效率存在门槛效应。张娟等(2019)[20]建立环境规制博弈模型,将环境规制等作为解释变量,以绿色全要素生产率作被解释变量,得出环境规制对绿色创新效率影响呈U形的结论。

由此可见,以往参考文献多从环境规制的角度研究绿色创新效率的影响因素,考虑绿色税收对绿色创新效率影响的文章却很少见。绿色税收是环境规制的一部分,相对于环境规制而言,绿色税收政策具有合理明确的标准、严格规范的执行等优势。Chulho等(1996)[21]和Till等(2004)[22]等学者研究了环境治理标准、交易许可证、税收、排污补贴等环境规制工具对节能减排技术研发等绿色创新的激励作用,发现在市场竞争环境下,税收政策和排污补贴较其他工具而言有更为长期的激励效果,而税收政策和排污补贴属于绿色税收的范畴,说明相对于其他环境规制工具而言绿色税收对绿色创新的作用更强,因此,对绿色税收与绿色创新效率之间的关系探讨具有更加重要的意义。我国自2018年1月1日起实施环境税政策,政策执行时间较短,绿色性质税收对微观层面上工业企业绿色创新效率影响的研究可以为政策完善提供方向。而环境保护“费改税”改革遵循“税负平移”的原则,支持绿色税收强度这一替代性度量方式,故本文将以绿色税收为核心变量探究我国工业企业绿色创新效率的影响因素。

本文构建优化超效率SBM模型和两阶段系统GMM模型。诸多学者采用此类方法进行效率值评价及影响因素探究。蒋伏心等(2013)[23]运用两步GMM方法对影响江苏制造业技术创新的因素进行研究。陈超凡(2016)[24]利用SBM和ML指数测度中国工业企业绿色全要素生产率,并运用GMM动态面板模型研究其影响因素。马晓君等(2018)[25,26]基于优化的超效率SBM模型探究我国东三省能源效率和循环经济发展中的生态效率。绿色创新是一个多种要素共同作用下持续且动态的过程,若剥离绿色税收政策仅考虑其他影响因素可能会忽视其条件作用下的动态变化。基于此,本文引入非期望产出的优化超效率SBM模型測度我国工业企业绿色创新效率,将绿色税收与我国工业企业绿色创新效率相结合,以直接影响与间接影响两个层面为切入点,采用系统GMM方法对绿色税收为核心的五种影响因素对我国工业企业绿色创新效率的直接作用机制进行微观分析,同时探究绿色税收通过其他影响因素对绿色创新效率的间接影响效应,提出未来可持续发展进程中提高我国工业企业绿色创新效率亟须采取的举措。

二、 绿色税收对我国工业企业绿色创新效率影响机理分析

(一)绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的直接影响机理

庇古认为环境污染的负外部性导致市场配置手段失灵,需要政府采用某种办法促使外部效应内部化,由此提出征收“庇古税”,这也构成了绿色税收的理论基础。当工业企业的负外部性生产行为造成环境破坏时,政府可以通过征税的方式控制污染水平,但绿色税收的强度不同产生的效果也不一样,当税收强度使社会边际成本与实际边际成本一致时,企业达到最优生产状态。这是因为税收强度过低达不到理想效果,而强度过高则会挤占技术改造费用在内的其他方面的投资,进而阻碍绿色创新效率的提高。

工业企业在应对适宜强度的绿色税收带来的影响时,可能会从生产前端、中间过程、后端三方面采取措施。生产前端即问题产生的根本来源,可以通过直接控制生产数量来实现减少污染、降低税负的目的;对于生产中间过程,工业企业可以通过改进和优化生产线的技术流程,进而提高绿色生产效率;对于生产后端,工业企业可以通过一定的污染治理投资,对污染物进行处理,但这会促使其加大生产量以高额生产利润来补偿投资,在降低污染度的情况下提高生产数量,同样也会提高绿色生产效率。所以,对于利润至上的工业企业,从其长远发展的角度来讲,更倾向于选择后两种方式进行污染控制。当然,若企业正外部性生产行为达到了降低环境污染目标,或在其工艺技术推广之后带来一系列正外部性的“连带效应”时,政府应给予绿色税收补贴,这一方面会激励企业的创新行为,另一方面增加了企业创新资金,以解决研发资金不足的问题,进而达到促进企业绿色创新效率提高的目的。

(二) 绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的间接影响机理

绿色税收不仅通过调控工业企业的资源配置对其绿色创新效率产生直接影响,而且通过影响企业规模、技术水平等因素对其绿色创新效率产生间接影响,其中正面效应体现在通过税收优惠、税收减免等政策使得企业有更充裕的资金扩大企业规模提高技术水平等,进而间接促进绿色创新效率的发展。而蒋伏心等(2013)[23]学者认为环境规制会通过挤出效应给创新效率带来负面影响。由于绿色税收是环境规制的一部分,所以研究理论同样适用。一方面,绿色税收的挤出效应影响工业企业的资金配置和规模调整。学者们对企业规模与创新之间的关系形成正向关系论和负向关系论两种看法,但无论哪种看法,绿色税收都会在一定程度上占用企业规模调整的资金,抵消企业规模产生的创新优势,进而间接影响工业企业绿色创新能力。另一方面,绿色税收的资金挤出效应同样影响工业企业绿色技术研发和改进。由于污染成本提高,绿色税收在一定程度上会占用企业更新改进技术和培养技术人员的费用,降低企业资金向绿色技术生产线优化的倾斜程度,影响机器设备的更新换代和技术水平提高,与此同时,对技术人员的培训减少、外出学习机会减少等一系列隐形创新支撑能力的弱化,同样影响企业绿色创新能力,进而间接影响工业企业绿色创新效率。

综上所述,直接影响机理和间接影响机理可以归纳为图1所示。一方面,绿色税收通过征税提高工业企业污染成本倒逼企业推进生产流程优化、提高污染治理技术直接影响绿色创新效率;另一方面,绿色税收通过补贴增加研发创新资金投入以及产生激励作用促进绿色创新效率的提高。同时,通过影响企业的资金配置和技术改造影响企业规模和技术水平,进而间接影响绿色创新效率。

三、我国工业企业绿色创新效率的测算

(一) 优化超效率 SBM模型

本文引入优化超效率SBM模型测度我国工业企业绿色创新效率,孙伟和江三良(2016)[12]、马晓君等(2017,2018)[25,26]诸多学者在对效率值进行测度时均采用此类方法。与传统的径向模型相比,超效率SBM模型解决了对无效率值的测量没有包含松弛变量的问题,在考虑效益比例最大化的同时又考虑到实际利润最大化,同时对有效DMU进一步区分,改善了传统方法中有效决策单元效率值始终为1的问题。为最大限度地与我国工业企业绿色创新效率情况相一致,本文将非期望产出引入超效率SBM模型中,构造一个非期望产出的优化超效率SBM模型。

(二) 数据来源与指标选取

本文研究的原始数据来源于相应年份的《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境年鉴》,基于数据可获得性,采用2013—2017年各统计年鉴公布的30个省份的规模以上工业企业指标研究我国工业企业绿色创新效率,数据中的少量缺失值根据数据趋势特征进行相应处理。

目前,学者们对工业企业绿色创新效率评价体系构建尚未形成一致的结论,本文综合冯志军(2013)[10] 、罗艳和陈平(2018)[19]、王惠等(2015)[27]学者的研究成果,所选指标见表1,其中资本投入参考李彦龙(2019)[28]等的做法采用永续盘存法计算,新产品销售收入统一转换为2013年不变价进行处理。

(三)我国工业企业绿色创新效率值的测算结果及分析

不同省份的规模报酬一般认为是可变的,故本文运用基于规模报酬可变(VRS)的超效率SBM进行分析,结果见表2。

从不同省份来看,大部分省份绿色创新效率值普遍偏低,极少数省份处于长期有效状态,我国绿色创新发展形势依然严峻。横向来看,效率值靠前的省份有:海南、北京、青海等,而陕西、黑龙江、内蒙古等效率值不容乐观,与黄金枝等(2017)[29]的研究结果基本吻合。纵向来看,在2013—2017年间,北京和海南效率值基本一直处于相对有效状态。整体来看效率值上升的省份有20个,占比67%,说明近年来随着环保意识的提高以及经济发展方式的转变,大部分地区绿色创新效率呈现稳步上升的良好态势。

从全国水平来看,绿色创新效率均值随着时间的推移呈现稳步上升的趋势,年均增长率为5.2%,东部地区增长率为6.7%,超出全国平均水平并遥遥领先于其他地区;东部地区均值是中、西部地区的1.33、1.13倍,始终稳居全国平均水平以上,有明显的带头拉动作用。东部地区由于具有得天独厚的区位优势,同时又是技术、资金、人才的聚集地,创新技术发展优先实现量的积累并逐渐转向质的飞跃。值得一提的是,从三大地区发展趋势来看,2013—2017年,东部地区绿色创新效率均值呈现先稍有下降而后缓慢上升的趋势,其中2017年上升较为明显。中部地区发展趋势与东部地区保持一致,西部地区发展则相对滞后,可以理解为东部地区绿色创新的发展对中部地区存在带动作用。

从地区水平来看,绿色创新发展的集群效应显著,沿海地区绿色创新发展较为突出,向内地辐射性不足(见图3)。华南、华东、华中地区绿色创新效率相对较高,且年平均增长率分别为13.6%、9%、13.8%,其中,华南地区绿色创新效率均值最高,为全国平均水平的1.3倍。相比沿海地区,东北、西北等内陆地区绿色创新效率相对落后,东北地区绿色创新生产率年平均增长率-2.5%。此外,绿色创新效率高的区域位置相邻,存在内部集群现象,但对周边地区影响力不足。

四、我国工业企业绿色创新效率双重影响效应分析

(一)模型设定

考虑到本文所采用数据的解释变量和误差项间具有相关性,静态面板估计方法易得出有偏、非一致的结果,而动态面板差分广义矩阵(Diff-GMM)易出现弱工具变量的问题,故选用动态面板系统广义矩估计法(SYS-GMM),弥补动态面板差分广义矩阵不足的同时,得出更为有效的参数估计值。

1. 测度直接影响效应的动态回归模型。为衡量绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的直接影响,构建系统GMM动态回归模型:

[GMLi,t=β0+β1GTIi,t+β2GTI2i,t+β3SIZEi,t+β4TECHi,t+β5FDIi,t+β6PROFITi,t+εi,t] (2)

其中,被解释变量[GMLi,t]表示[i]省[t]期的中国工业企业绿色创新效率值,由上文计算可得。解释变量[GTIi,t]表示[i]省[t]期的绿色税收强度,[GTI2i,t]表示[i]省[t]期的绿色税收强度平方项,[SIZEi,t]表示[i]省[t]期的企业规模,[TECHi,t]表示[i]省[t]期的技术水平,[FDIi,t]表示[i]省[t]期的外商投资,[PROFITi,t]表示[i]省[t]期的利润水平。

2. 测度间接影响效应的动态回归模型。为了进一步分析绿色税收强度的增加对我国工业企业绿色创新效率的间接影响,本文以企业规模和技术水平为例进行分析,设置含有绿色税收强度与企业规模、技术水平的交互项作为绿色创新效率值的影响因素,并构建间接影响的动态回归模型:

[GMLi,t=β0+β1SIZEi,t+β2GSIZEi,t+β3TECHi,t+β4FDIi,t+β5PROFITi,t+εi,t] (3)

[GMLi,t=β0+β1SIZEi,t+β2TECHi,t+β3GTECHi,t+β4FDIi,t+β5PROFITi,t+εi,t] (4)

其中,[GSIZEi,t]代表[i]省[t]期的綠色税收强度与企业规模的交互项,[GTECHi,t]代表[i]省[t]期的绿色税收强度与技术水平的交互项。

(二) 变量选取

本部分所采用的原始数据出自《中国工业统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》,被解释变量为测算得到的工业企业绿色创新效率值。影响绿色创新效率的因素有很多,不同学术文章选取指标也不尽相同。根据Yang(2012)[30]等的研究,将创新效率的影响因素总结为企业外部、内部、企业间三种。外部因素是以政府政策、国家文化为代表的因素;内部因素是以企业特征、能力水平、管理者态度等为代表的因素;企业间的因素是以企业之间创新联盟、合作等为代表的因素。结合数据可获得性以及指标可衡量性等特征,在宏观层面选取绿色税收作为外部因素的代表性变量,在微观层面选取企业规模、技术水平、利润水平作为公司特征的代表性变量,由于外商投资是企业间联系的直接体现,故选其作为企业间因素的代表性变量。具体如下:

1. 绿色税收([GTI])。绿色税收并没有十分明确的定义,王军和李萍(2018)[7]将其定义为广义与狭义绿色税收。前者指目的并不是保护环境,但是却起到环保作用的税,后者指为了保护环境而设置且功能性强的税。我国“费改税”改革更倾向于后者,并且考虑本文研究工业企业领域绿色创新效率问题,故采用狭义绿色税收政策强度=排污费/(总税收+排污费)这一度量方式。此外,由于绿色税收强度数值过小,在测算时将其进行扩大倍数做数据预处理。

2. 企业规模([SIZE])。企业规模是衡量市场规模的主要指标之一。本文选择工业企业销售总产值与单位数的比值作为规模的表征量,其中工业销售产值转换为2013年不变价。

3. 技术水平([TECH])。技术水平体现在对技术的不断研发与改造的过程中,故本文选择技术改造经费支出占R&D经费内部支出的比例表示技术水平。

4. 外商投资([FDI])。外商投资可以为企业带来知识、技术、资金等资源的共享,使企业突破区域限制,更有利于促进其发展。但也可能导致本土对外来资金技术等产生依赖,从而在技术创新道路上止步不前。本文选择众多学者采用的当年实收资本中外商资本占比表示外商投资。

5. 利润水平([PROFIT])。较高利润水平的企业有良好的发展前景,对创新技术的研发投入有充足的资金支持。本文以利润与固定资产净值之比来表示工业企业的利润水平。

(三) 实证结果及分析

根据理论分析构建系统GMM模型,结果见表3,表中Hansen统计量检验P值均大于0.05,模型所选择的工具变量是有效的,残差序列相关检验过程中,AR(2)P值均大于0.05,表明不存在二阶以上自相关。

1. 直接影响分析。如表3中直接影响模型所示,绿色税收强度的一次项系数显著为正,表明当前税收强度有利于提高工业企业的绿色创新效率,这与“波特假说”相一致,即绿色税收政策可以促进企业进行技术升级和创新。但绿色税收强度的二次项系数显著为负,表明当税收强度加大到一定程度时,对绿色创新效率的提高起抑制作用。合理的绿色税收机制有利于刺激企业进行技术革新,促进企业长远发展,但对于企业来说,绿色税收支出必然会挤占包括技术改造费用在内的其他方面的投资,使企业成本增加,故一旦税收强度过大、用力过猛,会得到适得其反的结果。

从控制变量来看:(1)企业规模促进工业企业绿色创新效率的提高,大企业一般拥有雄厚的资金保障、更大的发展空间等优势,促使其在绿色技术引进和改造方面投入足够的精力和资源。(2)技术水平与企业绿色创新效率值成正比,技术水平越高,企业绿色创新能力越强。(3)FDI系数显著为负,这与Aitken等(1999)[31]研究一致,近年来各地招商引资范围不断扩大,外向型经济成为推动一些地区经济增长的主要力量,企业过分依赖外来资金和技术,在一定程度上抑制了本土企业的转型升级,更不利于企业的自主创新。(4)利润水平对工业企业创新有显著的正向影响,在1%的显著性水平下,利润率每变动一个单位,会造成5.888个单位的绿色创新效率值的变动。绿色技术研发过程漫长,技术投入收益具有一定的滞后性,因此企业内部充足的留存资金可以为企业持续研发创新、技术改造提供源源不断的动力。

2. 间接影响分析。由表3间接影响模型可知,绿色税收与企业规模、技术水平分别交互之后系数由正变负,说明税收强度的加入弱化了企业规模和技术水平对绿色创新效率的促进作用。就企业规模而言,一方面,大规模企业在技术开发、引进方面具有相对优势,但当绿色税收强度增加之后,大规模企业同时受到污染治理资金投入以及绿色税收的双重压力,其具有的技术优势有所降低;另一方面,资金挤占效应使企业规模扩张受限,间接影响绿色创新效率的提高。就技术水平而言,部分原因是绿色税收资金挤占效应影响技术水平提升所需费用,更重要的原因是随着本土企业之间以及本土企业与外资企业之间的技术、人才等资源的竞争日趋激烈,绿色税收政策无疑会增加企业运营成本,种种压力之下,一些企业会倾向于外来资金和技术,从而忽略企业自身创新能力的提高。

(四)稳健性检验

本文借鉴许慧和李国英(2018)[18]的做法,以我国工业企业的主营业务收入与企业个数的比值作为衡量企业规模的替代变量,以工业企业研究与试验发展经费内部支出来作为衡量技术水平的替代变量,对模型的稳健性进行检验,结果见表4。从绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的直接影响来看,绿色税收、企业规模、技术水平、外商投资、利润水平均通过了模型的显著性检验,且绿色税收强度的平方项与外商投资两影响因素对绿色创新效率产生负向影响,企业规模、技术水平、利润水平等影响因素对绿色创新效率产生正向影响。从绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的间接影响来看,在绿色税收的作用下,企业规模和技术水平对绿色创新效率影响由正变负,所得结果基本与前文保持一致。

(五)异质性检验

为进一步检验模型的稳健性和结论的有效性,本文将30个省份分地区进行研究。由于中部地区样本量较少,故分地区回归时,将中西部地区样本合并考察,分别探究东部、中西部地区绿色税收对我国工业企业绿色创新效率的直接影响效应和间接影响效应(见表5)。

由表5可知,在对东部、中西部地区的直接影响效应探究中,绿色税收对工业企业绿色创新效率影响系数显著为正,当税收强度不断增加时系数由正变负,符合绿色税收与绿色创新效率之间呈先上升后下降的倒U形关系。在对东部、中西部地区的间接影响效应探究中,企业规模与绿色税收交互之后系数均显著地由正变负,其中,东部地区交互项系数为-2.462,远高于中西部地区的-0.544,这可能是因为东部地区工业企业技术、投资、利润水平等处于领先地位,企业提高绿色创新效率侧重于扩大企业规模,故绿色税收通过企业规模对绿色创新效率影响相对较大。技术水平与绿色税收交互后对东部、中西部地区的绿色创新效率产生显著的负向影响,且对东部地区影响力度最大,系数为-2.327,对西部地区影响系数仅为-0.229,这可能是由于东部地区技术水平居于领先地位,是绿色创新效率的关键所在,且东部地区企业多以技术型为主,受绿色税收资金挤出效应的影响更为明显。综上,绿色税收显著改变了企业规模、技术水平对绿色创新效率的影响,且相对于中西部地区来说,对东部地区影响更大。

五、 结论与政策建议

根据本文研究,得出结论如下:

第一,整体来看我国工业企业绿色创新效率偏低,由东到西、从沿海到内陆发展失衡。绿色创新发展集群效应明显,发展水平较高地区对周边地区影响的广泛性不足。但整体绿色创新发展态势良好,67%的样本省份在研究时段内绿色创新效率呈现上升趋势。第二,绿色税收对我国工业企业绿色创新效率影响显著为正,当税收强度不断加大到一定程度时,有明显的抑制作用,即绿色税收与工业企业绿色创新之间呈先上升后下降的倒U形关系,对东部、中西部地区分別进行探究时,倒U形关系保持不变。整体来看,企业规模越大、技术水平越高、利润水平越高对工业企业绿色创新发展越有利,其中,利润水平的影响力度最大。外商投资对我国工业企业绿色创新效率的影响系数在5%的水平下显著为负,说明过度外商投资在一定程度上会抑制我国工业企业绿色创新效率。第三,在绿色税收强度约束下,企业规模和技术水平对绿色创新效率的正面影响效应发生改变,即绿色税收强度的增加会弱化企业规模和技术水平对我国工业企业绿色创新效率的促进作用。分地区进行探究时,与总体结论一致,且相对于中西部地区来说,对东部地区的影响力度更大。

本文建议:(1)形成“政府鼓励引导、企业积极参与”的良性发展模式。政府应着重扶持绿色技术研发,为工业企业研发活动提供一定的资金支持。促进集群体之间先进技术、高端人才等优质资源的跨区域流动,突出绿色创新示范区的引导作用,带动其他区域企业绿色转型。(2)制定合理的绿色税收政策。污染治理费用征收应把握适度原则,力度不宜过大。在制定税收政策时,应充分考虑在绿色税收政策影响下,我国工业企业绿色创新效率对其他影响因素吸收能力的动态变化,科学调控税收强度使其处于双重影响效应下的最优点,实现我国工业企业发展的经济和环境效益最大化。(3)就企业自身而言,进行产业结构调整,构建绿色生产体系。积极借鉴先进工业企业产业转型过程中的经验和技术,并加以内化吸收,提高绿色创新水平。在加大对绿色技术研发活动的资金投入同时,企业间应建立优质技术、人才等资源共享机制,谋求协同发展。

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作者:乔羽 马晓君 杨佳