环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗——最低税率与实现路径.pdf

Aug.2023StatisticalResearch2023年8 月Vol.40,No.8统计研究第40 卷第8 期环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗？最低税率与实现路径万攀兵陈林内容提要：如何实现经济发展与环境保护的双赢是新时代我国推进高质量发展的重要研究课题。为此，基于我国排污收费的政策实践，本文分析探讨了环保税兼顾环境绩效与经济绩效的政策效果及其微观路径。研究结果表明：排污收费对企业污染减排和生产率提升具有显著的先抑制后促进的非线性影响。只有当排污收费水平达到一定阈值时，排污收费才可能推动企业加快清洁生产型技术进步，进而对企业减排和生产率提升产生正向促进作用。这意味着，环保税这种增强版的排污收费制度具有实现我国经济发展与环境保护双赢的潜在政策红利。除绿色技术创新外，资本更新也是企业加快清洁生产型技术进步的重要渠道。进一步估算发现，目前我国环保税税率的设计范围总体上合理，但绝大部分省份实际开征的环保税税率较低、可能低于环保税发挥正向激励效果的阈值。本文研究发现对当前我国环保税的优化调整具有直接的政策启示意义。关键词：环保税；排污收费；清洁生产型技术进步；资本更新；绿色技术创新D0I:10.19343/ki.11-1302/c.2023.08.003中图分类号：F222文献标识码：A文章编号：10 0 2-45 6 5(2 0 2 3)0 8-0 0 32-14Can Environmental Protection Tax Promote Chinas EconomicDevelopment and Environmental Protection to Achieve a Win-win:Minimum Tax Rate and Realization PathWan Panbing&Chen LinAbstract:How to achieve a win-win between economic development and environmental protectionis an important research topic in the new era for China to promote high-quality development.Based onthe policy practice of Chinas pollution charges,this paper investigates the policy effect of Chinas newenvironmental protection tax to balance environmental performance with economic performance and theunderlying micro mechanisms.Results show that charging pollution has a significant non-linear effect onenterprises pollution abatement and productivity improvement.Only when the pollution charges reach athreshold can it push enterprises to accelerate clean production-based technological progress and thuspositively contribute to emission reduction and productivity improvement.This implies that the*基金项目：国家自然科学基金面上项目“环境税内生假定下合理税率及其动态优化研究以大气污染物征税为例”（7 18 7 40 6 4）；教育部人文社科研究青年基金项目“数字化嵌入对制造业企业绿色转型的影响研究：机制、效果及对策”（2 2 YJC790118）：广东省哲学社会科学规划重大基础理论研究课题“广东省碳达峰与碳中和先行示范研究”（GD21ZDZYJ01）：武汉大学自主科研项目（人文社会科学）“环保税对企业绿色转型的影响效果与作用路径研究”。万攀兵陈林：环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗？第40 卷第8 期33implementation of an environmental protection tax with a higher level of pollution charges has thepotential policy dividend of achieving a win-win for Chinas economic development and environmentalprotection.Moreover,in addition to green technology innovation,capital renewal is also an importantchannel for enterprises to accelerate their clean production-based technological progress.Furtherestimates show that the current design range of environmental protection tax rates in China is generallyreasonable,but the actual tax rates in most provinces are low and may be lower than the threshold atwhich the environmental protection tax would have positive effects.The findings of this paper have directpolicy implications for the optimal adjustment of the current environmental protection tax in China.Key words:Environmental Protection Tax;Pollution Charges;Clean Production-based TechnologicalProgress;Capital Renewal;Green Technology Innovation引言和文献综述党的二十大报告提出，“深入推进环境污染防治。坚持精准治污、科学治污、依法治污，持续深入打好蓝天、碧水、净土保卫战”。如何在强化环境保护的过程中兼顾经济发展成为当前我国经济工作中的重大现实问题。从西方发达国家的实践来看，为缓解工业化进程中日益严峻的环境污染问题，底古税这种试图将污染外部性内部化的矫正税较早被付诸实施。如19 6 9 年荷兰率先对地表水污染征税，19 7 2 年美国开征二氧化硫税，19 8 1年德国开征水污染税，19 9 0 年芬兰宣布对各种燃料及电力征收碳税，19 9 2 年丹麦向家庭征收碳税，19 9 4年英国开征航空旅客税。不少经验研究定量评估了各国环保税的政策效果（Isaksson，2 0 0 5；M a t h u r 和Morris，2 0 14；A h ma d i，2 0 17），如Martin等（2 0 14）基于英国制造业部门的微观企业调查数据，发现英国气候变化税通过降低企业能耗显著减少了碳排放量；Sterner和Turnheim（2 0 0 9）分析指出，瑞典实施的一项氮氧化物税减排成功的关键在于先进治污技术的创新和扩散。然而，也有部分研究发现，征收环保税可能导致企业经营成本上升和竞争力下降（Jaffe和Stavins，19 9 5；G r a y 和Shadbegian，19 9 8）。尽管我国环保税推出较晚，2 0 18 年1月中华人民共和国环境保护税法（简称环保税法）才正式施行，但排污收费制度作为环保税早期探索在我国已运行40 年，为我国环保税法的施行和后续完善积累了丰富经验。作为我国为数不多的纳入财政预算内的行政性收费，排污收费具有“准税”性质（王勇等，2 0 19）。首先，在理论上环保税和排污收费均是基于“污染者付费”原则而试图矫正污染外部性的底古税。其次，在实践上我国新开征的环保税立法遵循排污收费制度向环保税制度平稳转移的基本原则（牛美晨和刘哗，2 0 2 1），二者在征收对象、征收范围、计税方法和标准等方面仍具有很多相似之处。目前，超过半数省份的环保税平移了原排污费的征收标准。金友良等（2 0 2 0）研究显示，我国19 个省份进行税负平移，仅12 个省份明显提高了排污收费标准；此外，环保税的应税污染物及当量值也基本沿用了原排污收费的统计口径。当然，二者也存在一些差异：环保税法实施后，企业实际被征收的排污费水平提高，如废水和废气的单位污染当量最高收费标准分别上升到14元和12 元；征收机构由环保部门改为税务部门，这有助于缓解执法不严、少收漏收的问题。鉴于此，本文试图将近年来我国新开征的环保税视作一种增强版的排污收费制度，基于我国排污收费的政策实践，重点考察排污收费对企业污染排放和生产率的非线性影响，并揭示我国环保税实现经济发展与环境保护双赢的潜在政策红利及其作用机制。少量经验研究采取与本文类似的分析思路来考察环保税的政策效果（刘哗和张训常，2 0 18 卢洪友等，2 0 19），但不同于这些仅关注线性回归结果的实证研究，本文主要关注非线性效果。尽管徐保昌和谢建国（2 0 16）在关于生产率的回归分析中也引入了排污收费水平的二次项，但他们的研究忽略了对企业环境绩效的分析，也没有考察具体的微观作用机制。2023年8 月统计研究34本文可能的边际贡献与创新之处在于：第一，揭示出环保税费实现环境绩效与经济绩效双赢的门槛条件，并尝试估算全国和各省份环保税发挥正向激励效果的阈值，为今后我国环保税率的调整和优化提供决策参考；第二，现有关于“波特假说”的实证研究，侧重于考察环境规制与技术进步之间的线性关系，忽略了二者之间潜在的非线性关系，以致得出完全相反的结论，本文提出环境规制与技术进步之间存在明显的非线性关系，验证了波特效应实现的条件，从而为已有文献中关于“波特假说”成立与否的争议提供了一个可能的解释框架；第三，除了直接的技术创新外，本文还揭示出环境规制下企业实现绿色低碳发展的另一条更为渐进的技术改造路径，即投资引进更加节能环保的生产设备来提高能源利用效率并改善能源消费结构的过程（本文将之界定为资本更新），这对我国加快发展方式绿色转型具有重要的政策启示意义。制度背景与理论分析(一)我国排污收费制度排污收费最早的政策实践可追溯至19 14年德国在鲁尔流域实施的废水排放收费政策。然而，直到19 7 2 年经济合作与发展组织（OECD）环境委员会提出“污染者付费”原则后，该制度才在全球范围内受到各国重视并被广泛应用。我国最早于19 7 9 年9 月颁布中华人民共和国环境保护法（试行）并确立了排污收费的法律原则。19 8 2 年2 月国务院发布征收排污费暂行办法，标志着我国排污收费制度的正式建立和实施。此后，中华人民共和国水污染防治法（19 8 4年11月）、中华人民共和国大气污染防治法（19 8 8 年6 月）和污染源治理专项基金有偿使用暂行办法（19 8 8 年9 月）等法规相继出台和实施，使得我国排污收费制度不断健全与完善。2 0 0 0 年修订的中华人民共和国大气污染防治法则进一步从法律层面确定了“按照向大气排放污染物的种类和数量征收排污费”的总量收费制度。为进一步规范排污收费制度，2 0 0 3年1月国务院颁布了排污费征收使用管理条例（以下简称条例），并于当年7 月1日起施行。面对日益严峻的环境形势，2 0 0 7 年5 月国务院印发节能减排综合性工作方案。2 0 14年9 月，国家发展和改革委员会、财政部和原环境保护部三部委联合印发关于调整排污费征收标准等有关问题的通知，继续调整和优化排污费征收标准，提高排污费收缴率并实行差别化排污收费政策。2 0 16 年我国首部专门体现“绿色税制”的单行税法一一中华人民共和国环境保护税法于第十二届全国人大常委会第二十五次会议通过，并于2 0 18 年1月1日生效。为保证其顺利实施，2 0 17 年国务院进一步颁布了该法的配套文件一中华人民共和国环境保护税法实施条例，环保“费改税”正式完成。总体上，环保税的征税对象、性质等相比排污收费变化较小（李青原和肖泽华，2 0 2 0）。因此，环保税一定程度上可以视作对我国排污收费制度的深化和延续。(二)理论分析参考Gotz（19 9 9）的分析框架，假定在一个断竞争市场中存在n家企业并且每家企业仅生产一种异质化产品，不考虑企业进入退出，这意味着市场上存在n种异质化产品。代表性消费者的跨期效用函数表达式为：U=J.(X,(1)+logX(0)e-m)dt“波特假说”指出，环境规制可以激励企业实现技术进步（Porter和Linde，19 9 5）。条例不仅规定改超标收费为总量收费和超标收费并行，而且明确提出“排污费的征收、使用必须严格实行收支两条线”，同时要求“征收的排污费一律上缴财政”并“列入环境保护专项资金进行管理”。此外，条例也进一步扩大征收范围，将个体工商户纳入缴费对象。该方案要求“将二氧化硫排污费由目前的每公斤0.6 3元分三年提高到每公斤1.2 6 元”，同时提出“全面开征城市污水处理费并提高收费标准，吨水平均收费标准原则上不低于0.8 元”。吉者第40 卷第8 期35万攀兵陈林：环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗？其中，t为时间标记，X。(t)为标准化产品的消费量，X(t)为异质化产品的总消费量并将其设定为如下函数形式：6-1X(t)=(J(x,)di)o-i,1（2）其中，x，为t时点第i种异质化产品的消费量。为不同种类异质化产品间的替代弹性。假定消费在异质化产品上的总消费支出为，则其在t时点对第k种异质化产品的需求函数可以记为：X=Ipa/(/Jpldk)（3其中，Pa为t时点第k种异质化产品的价格。为简化分析，将生产异质化产品的企业划分成清洁生产型和非清洁生产型两大类。前者通过绿色技术创新或资本更新的方式已实现清洁生产型技术进步并将其生产产品标记为G，后者则尚未实现清洁生产型技术进步并将其生产产品标记为B。进一步假定清洁生产型企业占比为，则总的价格指数可以记为：Jpl dk=np=-(1-0)+p0（4）其中，Pc和p：分别代表清洁生产型和非清洁生产型企业的产品价格。在不考虑排污收费的情况下，两类企业分别以固定的边际成本cc和c进行生产。由于前者实现了清洁生产型技术进步，其生产一单位产品投入更少的化石燃料，因而生产成本更低并且排放更少，可得ccCB。如果进一步考虑排污收费，不妨将排污收费水平设定为，即单位产品的排污费与主营业务收入的比值，并记r为单位产品的主营业务收入与边际成本的比值，则r可以理解为生产单位产品的排污费加成率（徐保昌和谢建国，2 0 16)。显然，当企业通过绿色技术创新或资本更新来实现清洁生产型技术进步后，生产单位产品仅需消耗更少的化石燃料，这意味着污染排放强度的下降。因此，相对于非清洁生产型企业而言，清洁生产型企业不仅生产成本更低，而且污染排放更少。为简化分析，不妨假设清洁生产型企业生产单位产品的污染排放量为0。考虑到断竞争市场中，企业依据边际产品加成定价原则确定产品价格，因此两类企业的产品价格分别记为：PGCG，PB=C:(1+r)（5）一0-19-1为简化分析，进一步忽略企业生产过程中的厂房、设备等前期固定投资成本。如果不考虑清三产型企业采用清洁生产技术的额外投资成本，则两类企业的利润表达式可记为：元=I(/ofpl-di,元,=Iic,(1+r)/opldi(6)显然，对于清洁生产型企业而言，无论是通过直接的绿色技术创新还是间接的资本更新来实现清洁生产型技术进步，都会产生一定的额外投资支出，不妨将这部分技术进步的成本设为D(t)，且令D()0D(t)。这意味着，清洁生产型技术进步的成本随时间的推移而下降，并且下降得越来越慢。假定企业在刚开始进入市场时属于非清洁生产型企业，直至时点t才通过资本更新或绿色技术创新转型成为清洁生产型企业，由此可得代表性企业在整个生命周期实现的贴现总利润：I=ep元dt+eP 元,t-e D(t)(7)求解式（7）关于时点t,的一阶偏导数，可得企业实现清洁生产型技术进步的最佳时点，相应白际条件即为：IB/CnA-oD(t)-D(t)T-c-元g=IB/onA=pD(t)-D(t)其中，记B=(cc)-c(1+r)-。由于cc1，易知B0。同时记A=cg(1+r)费2023年8 月统计研究36(1-)+(cc)-0。不难发现，IB/onA即为企业在t,时点选择清洁生产技术的边际收益，pD(t)-D(t)则为相应的边际成本。进一步求解前者关于排污收费水平的一阶偏导数：IBA+(1-0)B)/onA 0(9)由式（9）可知，企业在t,时点选择清洁生产技术的边际收益是关于排污收费水平的单调递增函数，这意味着随着排污收费水平的提高，企业选择清洁生产技术的边际收益在增加。因此，当排污收费水平较低时，企业选择清洁生产技术的边际收益也较低，可能低于式（8）右侧的边际成本，此时企业将推迟清洁生产型技术进步。反之，当排污收费水平较高时，由于技术进步的收益较高并可能高于式（8）右侧的边际成本，企业将加快清洁生产型技术进步。上述理论分析结果表明，只有当排污收费水平足够高的时候，通过资本更新或绿色技术创新进而实现清洁生产型技术进步的边际收益才可能覆盖相应的成本，此时排污收费可以有效激励企业加快清洁生产型技术进步。考虑到清洁生产型技术进步不仅会减少污染排放量，也会降低生产成本，因而可以兼顾减排和生产率提升。而当排污收费水平较低的时候，由于技术进步的边际收益较低，企业倾向于延缓资本更新和绿色技术创新步伐，从而会降低企业生产率并增加其污染排放量。据此，本文提出如下假说：当排污收费水平超过一定阈值时，排污收费可以激励企业加快清洁生产型技术进步进而实现污染减排和生产率提升的双赢。三、实证策略(一）计量模型设定为检验上述理论分析结果，本文手工搜集上市企业环境数据，构建细化到企业层面的排污收变量，考察其对企业排污量和生产率的非线性影响。基准回归方程设置如下：SO,=o+,L,fee,+,L,fee2,+aX,+2,+u,+E(10)TFP,=o+,L,feei,+,L,fee2,+3X,+a,+u,+8(11)式（10）和（11）中，SOz和TFP分别是t年i企业的二氧化硫排放量和全要素生产率，后者基于Olley和Pakes（19 9 6）（简称OP）方法测算。核心解释变量L,fee，和L,fee2，分别代表排污收费水平的一次项和二次项。考虑到政策效果的迟滞性以及潜在的反向因果问题，本文将其滞后一期。X，为控制变量。参考已有文献的做法（于亚卓等，2 0 2 1；赵阳等，2 0 2 1），本文在回归中加入国有企业背景（SOE）、企业年龄（Age）、劳动力规模（Size）和实际税率（Taxrate）等控制变量。a,和u；为年份和企业固定效应，二者分别控制宏观层面随时间变化的年度冲击以及不随时间变化的企业特征。回归中使用聚类到行业层面的稳健标准误，以降低样本异方差的干扰并控制行业内企业间的相关性。本文绘制的核心解释变量与被解释变量之间的散点图显示，随着排污收费水平的提高，上市企业二氧化硫排放量呈现出先上升后下降的倒U型曲线变化形态，而其全要素生产率则表现出先下降后上升的U型曲线变化形态，初步支持了理论分析结果。(二）数据来源、变量处理与说明本文基准回归分析中初始样本来自我国沪深A股上市企业。其中，排污费和环保税数据来自上市企业年报附注以及上市企业发布的年度环境报告，通过手工整理得到。鉴于2 0 18 年以前上市企业仅披露排污费数据，而在2 0 18 年环保税实施后原则上企业仅被征收环保税，本文使用环保税数据替代2 0 18 年以后缺失的排污费数据。关于排污量数据，本文从中国经济金融研究数据库（CSM A R）披因篇幅所限，核心解释变量与被解释变量之间的散点图以附图1展示，见统计研究网站所列附件。下同。37万攀兵陈林：环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗？第40 卷第8 期露的上市企业环境排放明细表中基于文本分析法搜集整理了企业二氧化硫（SO，）、氮氧化物（NOx）和化学需氧量（COD）的年度排放量。专利数据来自国家专利产权局。本文依据世界知识产权组织于2 0 10 年推出的“国际专利分类绿色清单”，结合国际专利分类号甄别得到每家上市企业的绿色专利申请量。其他数据和财务指标来自CSMAR披露的上市企业财务报表。考虑到上市企业相关环境指标最早于2 0 11年开始披露，目前仅更新到2 0 2 0 年，因此本文将样本区间限制为2 0 11一2 0 2 0 年。在数据处理上，本文先后剔除金融行业内的企业样本以及观测期内所有ST企业，并仅保留排污费大于0的企业。相关变量的描述性统计报告在表1。表1描述性统计变量名变量定义与处理样本量均值标准差最小值最大值Lifee滞后一期的排污收费水平，排污费占主营业务收入比重（%）34681.16312.59060.000118.0628Lifee_1滞后一期的排污收费水平，排污费占总营业收入比重（%）34680.33320.731104.9348SO,二氧化硫排放量（吨）对数化，加1再取对数4564.36412.6103016.6369NOx氮氧化物排放量（吨）对数化，加1再取对数4284.63422.43340.003512.5643COD工业化学需氧量排放量（吨）对数化，加1再取对数5023.63022.0798015.0673TFP_ OPOP法全要素生产率对数化34684.56470.7144-0.69367.2935TFP_ LPLP法全要素生产率对数化34686.95220.81871.50169.8655Green当年申请的绿色专利，加1再取对数15060.63820.906105.2933Green_inv当年申请的绿色发明专利，加1再取对数15060.21720.517603.6889SOE是否国有企业34630.46000.498501Age企业年龄对数化34682.95210.29061.38633.8067Size劳动力规模，职工人数对数化34677.97471.13173.091011.8137Taxrate实际税率（%）34680.15910.1930-0.63210.8279注：排污收费水平在左右两侧1%水平上缩尾；表1中所有名义变量使用2 0 0 7 年为基期的各省份价格指数进行平减。此外，在稳健性检验和机制检验中，本文也尝试替换使用基于2 0 0 5 年中国工业企业数据库和中国工业污染源重点调查企业数据库匹配的样本进行回归分析。其中，排污费数据来自2 0 0 4年全国经济普查。中国工业污染源重点调查企业数据库源自生态环境部环境统计综合报表中工业污染源重点调查企业，这是目前国内最全面、可靠的微观环境数据库。在数据库匹配方面，本文先后基于法人代码、企业名称+行政代码的交叉匹配方式将二者进行匹配。在数据处理上，本文借鉴Brandt等（2 0 12）、聂辉华等（2 0 12）的处理方式，删除了职工人数少于8 人、流动资产或固定资产净值大于总资产、累计折旧小于当期折旧、资产负债率小于0、开业年份大于统计年份等异常值以及缺失值。四、基准回归(一)基准回归结果分析基准回归结果如表2 所示。列（1）（2）为关于SO，的回归结果。当不加入任何企业控制变量时，排污收费水平的一次项为正但不显著、二次项则显著为负。一旦加入企业控制变量，随着排污收费水平的增加，企业年度二氧化硫排放量呈现出明显的先增后减的倒U型曲线变化形态，相应的拐点值为7.48，见表2 第（2）列。列（3）（4）关于TFP_OP的回归结果显示，随着排污收费水平的增加，无论是否加入企业控制变量，企业生产率均会呈现出明显的先减后增的U型曲线变化形态，相应的拐点值为13.2 9，见表2 第（4）列。考虑到样本中排污收费水平最大值为18.0 6，这意味着上述因篇幅所限，相关变量的描述性统计信息以附表1展示。2023年8 月统计研究38拐点落在样本企业的数值区间范围内，因此回归中所揭示的非线性关系成立，本文研究假说得到部分验证。鉴于本文定义的排污收费水平为排污费占主营业务收入比重并且扩大了10 0 0 倍以增加量级，上述拐点位置大致位于排污费占主营业务收入的1%左右。上述回归结果表明，排污收费制度发挥正向激励效果需要满足一定的门槛条件。只有当排污费占主营业务收入比重超过1%的阈值时，提高排污收费水平才可能促进企业减排和提升生产率，这一结果与金友良等（2 0 2 0）的观点一致。鉴于我国新开征的环保税本质上也是对排污进行收费、可以视作一种增强版的排污收费制度，排污收费水平与企业绩效的非线性关系意味着，一旦环保税对应的排污收费水平达到相应的门槛条件，环保税将具有实现我国经济发展与环境保护双赢的政策红利。表2基准回归分析SO,TFPOP变量(1)（2）(3)(4)Lifee0.1996(0.1223)0.2751*(0.1104)-0.1030*(0.0128)-0.0904*(0.0123)Lifee2-0.0168*(0.0082)-0.0184*(0.0074)0.0037*(0.0008)0.0034*(0.0008)SOE1.2607*(0.2204)-0.0196(0.0254)Age0.4733(0.4284)-0.1102*(0.0454)Size0.6214*(0.0996)0.1755*(0.0107)Taxrate-0.3440(0.5628)0.3318*(0.0594)企业固定效应YYYY年份固定效应YYYY观测值45645534683462调整R?0.23080.38640.04210.1297注：括号中是聚类到行业层面的稳健标准误，*分别表示在10%、5%和1%的水平下显著。下同。*(二)稳健性检验?1.替换被解释变量。为检验基准回归结果的稳健性，本文将二氧化硫排放量替换成氮氧化物和化学需氧量的排放量，同时基于Levinsohn和Petrin（2 0 0 3）（简称LP）方法重新测算了全要素生产率指标。替换被解释变量后，排污收费水平与上市企业污染排放量和全要素生产率之间依旧呈现出明显的倒U型和U型曲线变化关系，且拐点值仍位于排污费占主营业务收入比重1%的水平左右，表明基准回归结果具有一定的稳健性。2.替换解释变量。基准回归分析中，本文使用排污费占主营业务收入比重衡量排污收费水平。为考察回归结果是否依赖于特定的变量衡量方式，本文使用总营业收入对排污费进行标准化，相应的回归结果显示，排污收费水平与上市企业二氧化硫排放量和生产率之间的非线性关系依旧保持不变，再次证明了基准回归结果的稳健性3.加入省份-年份固定效应。由于样本观测期内各省份先后经历了排污收费标准的调整和环保税法实施的冲击，尽管这些政策的影响最终也都反映在本文所考察的排污收费水平上，但为避免潜在的政策预期效应和政策选择性因素的混淆，本文也尝试在回归中进一步加入省份-年份固定效应，以控制同时随时间和地区因篇幅所限，相应的稳健性检验结果以附表2 和附表3展示。由于上市企业总营业收入明显大于主营业务收入，相应的拐点值不足排污费占总营业收入的0.5%。万攀兵陈林：环保税能推动我国经济发展与环境保护实现双赢吗？第40 卷第8 期39变动的干扰因素。相应的回归结果显示，排污收费水平与上市企业污染排放量和生产率之间的倒U型和U型曲线变化关系依旧保持不变，而且相应的拐点位置也基本不变。4.删除2 0 2 0 年样本。鉴于2 0 2 0 年新冠疫情对经济的冲击，同时，政府出台了包括减免环保税费在内的财政扶持政策以帮助企业渡过难关，这可能会混淆本文关于排污收费政策效果的识别。为此，本文尝试剔除掉2 0 2 0年的样本并重新执行基准回归。结果表明，即使剔除了特殊年份的企业样本，基准回归分析中的结论也依旧成立。(三)样本代表性问题前述回归分析中的实证样本为上市企业样本，其好处是可以将实证分析的数据更新到2 0 2 0 年以捕捉环保税法实施以来的新形势和新变化。但是，考虑到上市企业大多是行业内翘楚，基于上市企业样本进行实证分析可能面临样本代表性不足的问题，这将制约本文回归分析结论的外部有效性。为此，本文尝试使用更具代表性的工业企业样本进行实证分析。由于工业企业样本中仅2 0 0 4年排污费可得，本文使用2 0 0 5 年的截面数据进行回归分析，具体计量模型设置如下：Emissioni,=+,L,fee,+,L,fee2,+0X,+2。+u i n a +8,(12)TFP,=o+,L,fee,+,L,fee2,+X,+a。+u i n d +8,(13)其中，i表示企业。Emission,和TFP分别是企业i的污染排放量和全要素生产率。其中，污染排放量主要包括二氧化硫（SO，）、氮氧化物（NOx）和废气（Wasteair）以及废水（Wastewater）排放量；全要素生产率分别基于OP和LP方法测算。与基准回归模型（10）和（11）保持一致，L,fee,为企业i滞后一期的排污收费水平，模型中也加入了国有企业背景（SOE）、企业年龄（Age）、劳动力规模（Si z e）和实际税率（Taxrate）等控制变量。由于截面数据中无法加入企业固定效应，本文在回归中控制城市和4位码行业固定效应，标准误聚类到4位码行业层面。表3报告了相应的回归结果。随着排污收费水平的提升，工业企业不同种类的污染物排放量同样表现出先增后减的倒U型曲线变化轨迹，而工业企业生产率则呈现出先减后增的U型曲线变化轨迹，并且相应的拐点值依旧位于排污费占主营业务收入1%的水平左右。这说明，基准回归分析中使用上市企业样本所得到的分析结论可以推广到更一般的工业企业，从而缓解了对其外部有效性的担忧。表3使用工业企业样本的OLS回归结果SO2NOxWasteairWastewaterTFP_OPTFP_LP变量(1)（2)(3）(4)（5)(6)Lfee0.2266*0.0377*0.1382*0.1895*-0.0792*-0.0899*(0.0273)(0.0075)(0.0201)(0.0264)(0.0076)(0.0078)Lfee2-0.0119*-0.0018*-0.0074*0.0093*0.0037*0.0043*(0.0017)(0.0005)(0.0013)(0.0016)(0.0005)(0.0005)企业控制变量YYYYYY行业固定效应YYYYYY城市固定效应YYYYYY观测值297372291229737297352931029310调整R?0.41190.55950.47580.41580.21220.4136需要指出的是，模型（12）和（13）由于无法加入企业固定效应，可能存在遗漏变量偏误。为缓解潜在的内生性问题，本文尝试使用地级市层面的空气流通系数（Airflow）和“两控区”（TCZ）即国民经济行业分类（GB/T47542002）中行业小类。2023年8 月统计研究40作为排污收费水平及其二次项的工具变量。在指标处理上，本文基于欧洲中期天气预报中心ERA-interim数据库中提供的19 9 8 2 0 0 3年全球0.7 5 0.7 5 栅格的近地面10 米高风速和大气边界层高度的年度数据，首先计算栅格内对应年份空气流通系数，然后将每个栅格19 9 8 一2 0 0 3年空气流通系数取均值，最后通过ArcGIS10.2软件为每个地级市匹配到距离其最近的栅格的空气流通系数。为克服弱工具变量的影响，本文采用有限信息极大似然估计方法（LIMI）进行工具变量检验。就工具变量的有效性而言，一方面，当假定其他条件相同时，空气流通系数值越大的城市污染物扩散速度越快、大气污染浓度越低，地方政府面临相对较低的环保压力，因而更倾向于放松环境规制力度并降低区域内企业的排污收费水平，从而保证工具变量的相关性。另一方面，空气流通系数仅取决于区域内相对稳定的风速和降水等气象因素，与地区特别是企业层面的经济行为因素并不直接相关，从而保证了工具变量的外生性。同理，对于“两控区”政策而言，一方面，纳入“两控区”的城市面临更高的环保目标和责任，从而倾向于采取更严格的环境规制手段并强化环境执法力度，这将提高区域内企业的排污收费水平，从而保证工具变量的相关性。另一方面，“两控区”的确立属于前定变量，且直接取决于19 9 5 年城市层面的大气污染条件，并不会受其后发生的企业层面的经济行为的影响，从而有助于缓解因反向因果而产生的内生性问题。表4报告的关于不同种类污染物和生产率的工具变量回归结果基本与表3中OLS回归结果保持一致。“两控区”政策对新进入企业可能存在一定的筛选作用，这意味着设立为“两控区”的城市除了通过提高排污收费水平进而影响辖区内工业企业的环境绩效和经济绩效外，也可能直接阻止高污染、低效率的工业企业进入，从而可能违背工具变量的排他性假设条件。为此，本文尝试在工具变量回归中剔除掉“两控区”政策提出后设立的工业企业，从而剥离出“两控区”政策潜在的筛选作用。回归结果显示，上述非线性关系依旧成立。这表明，“两控区”政策的潜在筛选作用似乎并不会对本文工具变量回归结果造成影响表4使用工业企业样本的工具变量回归结果SO2NOxWasteairWastewaterTFP_OPTFP_LP变量(1)（2)(3）(4)(5)(6)Lifee7.5817*1.0619*5.9018*0.8662*-0.3518*0.7157*(1.3486)(0.1747)(1.0330)(0.3985)(0.0958)(0.1240)L,fee20.8271*-0.0886*-0.6389*0.06990.0326*0.0677*(0.1520)(0.0209)(0.1164)(0.0451)(0.0111)(0.0142)企业控制变量YYYYYY27.817715.663727.817729.840629.550029.5500识别不足检验0.00000.00010.00000.00000.00000.0000KP-F统计量13.94257.845713.942514.959014.816714.8167观测值295542279029554295522913029130注：由于工具变量发生在城市层面，回归中并未加入城市固定效应：同时，为避免弱工具变量问题，工具变量回归中未加入4位码行业固定效应；圆括号中是标准误，中括号中是p值，KP-F为弱工具变量检验。在包含内生变量及其二次项的回归模型中，常见的做法是使用一个工具变量及其二次项进行工具变量检验。但是本文发现，当使用空气流通系数及其二次项分别作为排污收费水平及其二次项的工具变量进行回归时，弱工具变量检验始终无法通过。因此，本文使用两个不同的工具变量。其中，19 9 8 年，为有效缓解我国工业化建设带来的SO2和酸雨污染问题，中央政府基于19 9 5 年全国所有城市二氧化硫排放和当地降水pH值，划定了SO2控制区和酸雨控制区，简称“两控区”。因篇幅所限，剔除掉“两控区”政策提出后设立企业的工具变量回归结果以附表4展示。另一个外生性挑战是，“两控区”城市为了达到2 0 10 年减排的目标，可能会采取限高硫煤矿、设备、火电厂等命令-控制型环境规制手段。这意味着“两控区”变量可能会通过排污收费以外的其他环境规制手段直接影响企业的排污量和生产率。但由于“两控区”变量是一个虚拟变量，上述效果即使存在、也仅是线性的，并不改变本文所关注的二次型曲线的轨迹。通过按照企业所在城市是否为“两控区”城市分组进行OLS回