环境保护费改税与重污染行业企业杠杆——基于庇古税微观模型的研究 (1).pdf

社 会 科 学 研 究 2023.5.环境保护费改税与重污染行业企业杠杆基于庇古税微观模型的研究倪志良 覃梓文 王蕾摘要 财税体制绿色化是推动生态文明建设、实现高质量发展的重要改革方向，而环境保护税作为体现“绿色税制”的税法，其“庇古税”的运行机制改进是调节重污染行业企业生产选择与杠杆水平的微观原理。基于1356个非金融行业上市公司样本与准自然实验，运用双重差分法实证检验环境保护费改税对重污染行业企业杠杆的影响及其作用机制。实证结果显示，环境保护费改税整体上降低了我国重污染行业的企业杠杆率，并且通过提高政策执行度与促进企业创新发挥作用。环境保护费改税杠杆结构调节的作用在企业产权性质与区位因素中存在异质性。建议继续完善环保税法实施细则与监督机制，厘清执法部门的职责分工，支持重污染行业创新升级，引导地方政府与市场合理配置金融资源，从而实现经济增长与杠杆结构性优化的双重效益。关键词 环境保护费改税；重污染行业；企业杠杆；庇古税；政策执行度中图分类号F812.42 文献标识码A 文章编号1000-4769(2023)05-0074-11一、引言与文献综述过去四十余年我国经济与工业产值的高速增长很大程度上依赖于高投资、高污染、高排放的线性模式，而随着“碳达峰碳中和”目标的提出，我国发展需要兼顾经济增长和绿色转型，同时亟须加快产业结构和能源结构调整的步伐。以钢铁、水泥、电解铝等为代表的重污染行业，不仅严重威胁着生态环境与绿色经济发展，还存在着因过度投资造成的产能过剩问题，而杠杆率高企的原因往往是企业过度投资。以钢铁、煤炭行业为例，2016年钢铁、煤炭行业的产能过剩率在30%左右，而中国钢铁协会会员企业平均资产负债率为69.6%，高过规模以上工业企业平均水平13.8个百分点。可见，重污染行业作者简介 倪志良，南开大学经济学院教授、博士生导师；覃梓文，南开大学经济学院博士研究生，天津 300071；王蕾，中国农业大学经济管理学院博士研究生，北京 100081。基金项目 国家社会科学基金青年项目“人口发展新格局下劳动力老化特征及其社会经济影响研究”（22CRK001）陈诗一：能源消耗、二氧化碳排放与中国工业的可持续发展，经济研究2009年第4期。代沁雯、徐伟航：高铁开通与企业“去杠杆”基于市场可达性视角，财经科学2019年第10期。刘世锦：钢铁产能起码要减掉20%，2016年3月3日，http：/ Enrique G.Mendoza，“Sudden Stops，Financial Crises，and Leverage，”The American Economic Review，vol.100，no.5，2010，pp.1941-1966.汪勇、马新彬、周俊仰：货币政策与异质性企业杠杆率基于纵向产业结构的视角，金融研究2018年第5期。解瑶姝：新冠肺炎疫情冲击下杠杆率调控模式选择财政政策、货币政策与供给侧结构性改革，当代财经2020年第10期。陈工、陈明利：财政分权是否缓解了地方上市公司的融资约束？，经济社会体制比较2016年第2期；谭小芬、张文婧：财政分权、地方政府行为与企业杠杆率分化，经济研究2021年6期。车树林：政府债务对企业杠杆的影响存在挤出效应吗？来自中国的经验证据，国际金融研究2019年第1期。王朝才、汪超、曾令涛：财政政策、企业性质与资本结构动态调整基于A股上市公司的实证研究，财政研究2016年第9期。李建军、张书瑶：税收负担、财政补贴与企业杠杆率，财政研究2018年第5期；吕炜、高帅雄、周潮：投资建设性支出还是保障性支出去杠杆背景下的财政政策实施研究，中国工业经济2016年第8期。王禹、王浩宇、薛爽：税制绿色化与企业ESG表现基于环境保护税法的准自然实验，财经研究2022年第9期。郭俊杰、方颖、杨阳：排污费征收标准改革是否促进了中国工业二氧化硫减排，世界经济2019年第1期；Jaume FreireGonzlez，“Environmental Taxation and the Double Dividend Hypothesis in CGE Modelling Literature：A Critical Review，”Journal of Policy Modeling，vol.40，no.1，2018，pp.194-223.苏明、许文：中国环境税改革问题研究，财政研究2011年第2期。王有兴、杨晓妹、周全林：环境保护税税率与地区浮动标准设计研究，当代财经2016年第11期。王珮、杨淑程、黄珊：环境保护税对企业环境、社会和治理表现的影响研究基于绿色技术创新的中介效应，税务研究2021年第11期。牛晓叶、刘宏地、曹志文：排污费改税对企业环保投入影响的实证研究，会计之友2021年第21期。75了重污染企业绿色转型及其产能效率的提升。然而，已有文献尽管从企业微观层面探讨了环境保护费改税产生的影响，但基本没有超出传统“庇古税”微观理论的分析范畴，并且较少关注环境保护费改税宏观政策背后所蕴含的微观机制调整与改进对企业的生产选择与债务结构的影响。综上，本文的边际贡献主要有以下三个方面：一是拓展了财政政策对企业杠杆影响的研究视角，将重污染行业企业生产行为与杠杆纳入财税制度改革的分析框架中，从环境保护费改税的税制绿色化视角探讨了对重污染企业杠杆率的影响。二是延伸了经典“庇古税”微观模型的理论机制，使其更加贴合我国环境税费的实践。三是丰富了环境保护费改税对企业杠杆的影响机制，从政策执行度与促进企业创新两个渠道分析其对企业杠杆率的影响，并且在企业性质与区位因素上检验可能存在的异质性。二、理论分析与研究假设（一）环境保护费改税调节企业杠杆的理论分析制定环境保护税法的根本目的在于促进社会节能减排、实现环境保护进而推进生态文明建设。在环境保护税法实施前的四十余年里，同样以“庇古税”为理论基础的排污费承担着相同的职责。这一期间我国经历了经济的高速腾飞，但部分地方政府在发展过程中片面追求经济增长，牺牲了环境的同时带来了严重的生态问题，使得经济发展与资源环境的矛盾日益尖锐。由于“排污费制度存在执法刚性不足、地方政府和部门干预等问题”，包括排污费在内的环境规制政策处于“非完全执行”状态。此时排污费对环境负外部性的矫正效果并不能得到充分实现，无法完全发挥环境治理的“自主调节器”功能。而相对来说，“税收的强制性比收费力度更大，有必要清费立税，通过环境保护税法进行调节、约束”。因此，排污费改征环境保护税的重要意义在于提高环境保护税费政策的执行度，使其更充分地发挥“庇古税”对环境负外部性的矫正效果。自然资源与污染物等环境物品的公共属性和外部性会导致市场失灵，政府则通过环境规制手段与企业共同解决这一市场无法克服的“痼疾”。排污费或环境保护税既是一项政府部门的环境治理宏观财政政策，也是企业经营过程中必须的支出项目，因此费改税的宏观财政政策调整会对企业的微观行为选择产生干预。尤其是对于主营产品生产伴随着大量污染物排放的重污染行业，环境税费制度的政策执行度收紧对其投资规模、产量选择以及技术更新均有影响，而已有研究充分证明了企业的投资、生产行为与杠杆率存在关联。本文以此为逻辑基础，设计“庇古税”微观论证模型，并提出假设1：环境保护费改税降低了重污染行业的企业杠杆率。（二）政策执行度的机制分析1.无“庇古税”下的企业选择本文参考范里安对庇古税模型的定义，设定重污染行业中每个企业的生产成本函数（Cp）与政府污染治理函数（Cg）：Cp(s，x)=as2+(bx2-cx)(a 0；b 0；c 0)（1）Cg(x)=hx2+mx(h 0；m 0)（2）s=x(0)（3）于连超、张卫国、毕茜：环境保护费改税促进了重污染企业绿色转型吗？来自环境保护税法实施的准自然实验证据，中国人口资源与环境2021年第5期。徐隽：人大常委会审议环境保护税法草案 环境保护拟费改税，2016年8月30日，http：/ Aronsson and Tomas Sjegren，“Optimal Taxation，Redistribution，and Environmental Externalities，”International Review of Environmental and Resource Economics，vol.11，2017，pp.233-308.曾金华：环保“费改税”渐行渐近，经济日报2015年6月17日，第13版。刘一楠：企业杠杆、企业投资与供给侧改革基于面板双门限回归模型的微观证据，上海经济研究2016年第12期。哈尔R.范里安：微观经济学：现代观点，费方域、朱保华等译，上海：格致出版社、上海三联书店、上海人民出版社，2015年，第458459页。76其中，s表示企业生产产品所需要的要素成本（假定企业只需要一种生产要素），x表示企业生产的污染排放选择。公式（1）中as2经济涵义是生产成本随生产要素需求增加而增加。bx2-cx表示“U型”污染成本，其经济涵义是企业污染排放对生产成本的影响具有门槛效应，在门槛值之前企业将污染成本转嫁给社会使得生产成本随污染排放增加而下降。在达到门槛值之后，由企业污染排放负外部性会造成的环境退化与自然生态破坏，并通过生产或市场交易成为企业内在化成本，最终导致企业生产成本随着污染排放量的增加而提高。公式（2）中Cg（x）经济涵义表示企业污染排放x越高，政府污染治理成本越高。公式（3）表示企业排放x与生产要素s成正比例关系，经济涵义是当企业投入更多生产要素生产时会造成更多污染。企业污染排放选择由企业生产成本与政府污染治理成本共同决定时（Cp(s，x)+Cg(x)）为社会最优状态。一阶条件得出企业排污选择为x1=c-m2(a2+b+m)，生产要素选择为s1=c-m2(a2+b+m)。而在没有政府治理介入以及相关排污费制度的情况下，企业在依据生产对污染排放的边际成本为零时选择污染排放，将公式（3）代入公式（1）并一阶导求得企业选择的最优排放量为x2=c2(a2+b)，最优生产要素选择为s2=c2(a2+b)。对比可得社会最优排放量小于企业自身最优选择（x1 x2），企业生产要素投入也会低于政府介入前的水平（s1 0)（4）其中，t表示环境保护税实际税率，公式（4）反映了庇古税完全有效条件下的企业成本。同理可求得企业选择为x3=c-t2(a2+b)。可见，存在一个最优税率（t*=c-(c-m)(a2+b)a2+b+m），“庇古税”制度在地方政府不介入的情况下发挥“自主稳定器”的作用，使污染排放的负外部性“内部化”。尽管改革开放之初我国就建立了关于环境保护的相关收费支出制度，但由于排污费征收制度法律层级较低，企业违法成本低、环境政策“非完全执行”等问题随着制度的推行逐渐显露。排污费对地方环境治理的“自主调节”效果逐渐减弱，企业生产与污染排放也偏离了“庇古税”微观模型的社会最优状态。基于这一事实，本文引入“政策执行度”变量，假定企业上缴的环境保护税（排污费）与政策执行度成正比，即T=tnx(0 n 1)。则企业的生产成本函数为：Cp(s，x)=as2+(bx2-cx)+ntx(t 0)（5）其中，n表示政策执行度，n越高表示政策执行度越高。当n=0时，企业完全隐瞒自己的污染排放，此时的企业污染排放与无“庇古税”条件下企业污染排放选择x1相同；当n=1时，企业将自己所有的污染排放上报并缴纳相关的税费，此时企业污染排放与社会最优污染排放x2相同。而在“庇古税”基础模型上引入政策执行度n之后，对企业污染排放选择偏离社会最优水平：c-nt2(a2+b)c-t2(a2+b)，企业生产要素投入选择关系为：c-nt2(a2+b)c-t2(a2+b)。此时环境保护税（或排污费）并不能完全矫正企业的过度排放与生产行为。在这种环境规制“软约束”的背景下，企业的生产要素投入与污染排放选择均偏离最优状态，而过度的生产要素投入最终会造成产能过剩与杠杆率上升。因此“庇古税”的“非完全执行”会导致重污染行业企业杠杆率高企。3.环境保护费改税背景下的企业选择自2018改征环境保护税后，一方面，环境保护税法作为一部正式法律，地方政府在执法过程中有 刘焰：中国高污染工业行业环境负外部性计量及其影响因素分析，武汉大学学报（哲学社会科学版）2018年第1期。马建堂、董小君、时红秀、徐杰、马小芳：中国的杠杆率与系统性金融风险防范，财贸经济2016年第1期。77更加透明的法定细则与更加严格的执法措施，对企业的生产与污染排放有更强的约束能力；另一方面，若企业在既有技术水平上继续扩大生产与排污，更为严厉的违法处罚会降低企业信誉与利润率，企业隐瞒排污与扩大生产的激励将会减弱。基于以上事实与有限“庇古税”模型，本文设置在企业收取排污费的条件下的政策执行度（n1）小于 收 取 环 境 保 护 税 的 政 策 执 行 度（n2），即n1 n2。代 入 公 式（4）成 本 最 小 化 一 阶 条 件 可 得x4=c-n1t2(a2+b)，x5=c-n2t2(a2+b)。结合x1与x3对求出的四种污染排放选择最优解可作以下排序：c2(a2+b)c-n1t2(a2+b)c-n2t2(a2+b)c-t2(a2+b)，同理生产要素投入选择可作相同排序。基于四种条件下“庇古税”模型的分析，随着环境保护税实施以及“政策执行度”的提升，重污染行业企业的污染排放与生产要素投入选择更接近社会最优水平，一定程度上优化了重污染行业企业生产选择进而稳住了企业杠杆率。基于此，本文提出假设2：环境保护费改税提高了重污染行业企业的政策执行度，以此调整生产选择并降低企业杠杆率。（三）企业创新的机制分析创新是经济发展提质增效的重要引擎，而引领国家创新水平提高的核心是要推动企业创新。“波特假说”认为，合适的环境规制可以实现“创新弥补”（innovation offsets），即创新将提高企业的生产效率，从而弥补由政府环境规制所带来的成本并提升企业利润率与产品质量。随着环境保护费改税对企业排污约束收紧，重污染行业将通过“创新弥补”降低企业杠杆率。一方面，环境规制会实现企业技术创新与绿色发展的双向促进。生产过程中企业在更严格的环境保护税规制下降低污染排放、提高产品质量使其更有市场竞争力，从而增加垄断租金与利润加成，最终降低企业杠杆率。另一方面，当企业通过技术创新改进已有产品质量稳固企业垄断优势时，企业利润与产能治理的能力同样会进一步增强。尤其对于产能过剩矛盾突出的重污染行业，当过剩产能减少或转化为有效产能时，过剩产能引起的杠杆率高企问题将得到化解。因此，在更加严格的环境保护税的规制下，企业可以通过生产技术创新提高利润率并进一步降低企业杠杆率。基于此，本文提出假设3：环境保护费改税会促进重污染行业技术创新，以此向下调节企业杠杆。三、研究设计（一）模型建立1.基准回归模型设定为检验提出的假设1，本文采用双重差分模型，验证环境保护费改税对企业杠杆率的直接影响，模型设定如下：LEVit=0+1TAXit+i=1NbkXit+idi+Yeart+Provincej+it（6）其中，LEVit表示企业杠杆率，i、t、j分别表示个体、时间与省份。TAXit表示环境保护费改税政策的虚拟变量，为双重差分模型（Ti Ct）的交叉项；Ti、Ct分别表示组间与时间虚拟变量。0表示截距项，1表示环境保护费改税对企业杠杆率的净效应；Xit表示控制变量集合；idi、Yeart、Provincej分别表示企业、时间与省份固定效应；it表示随机扰动项。2.影响渠道检验模型设定首先，为了检验假设2与假设3提出的环境保护费改税通过提高政策执行度以及促进企业创新影响企业杠杆，本文利用三重差分模型进行检验。模型设定如下：Michael E.Porter and Claas van der Linde，“Towards a New Conception of the EnvironmentCompetitiveness Relationship，”The Journal of Economic Perspectives，vol.9，no.4，1995，pp.97-118.石华平、易敏利：环境规制与技术创新双赢的帕累托最优区域研究基于中国35个工业行业面板数据的经验分析，软科学2019年第9期。于博：技术创新推动企业去杠杆了吗？影响机理与加速机制，财经研究2017年第11期。78LEVit=0+1TAXit POLICYjt+2Ti POLICYjt+3Ct POLICYjt+4Ti Ct+i=1NbkXit+idi+Yeart+Provincej+it（7）LEVit=0+1TAXit TECHit+2Ti TECHit+3Ct TECHit+4Ti Ct+i=1NbkXit+idi+Yeart+Provincej+it（8）其中，TAXit POLICYj、TAXit TECHi分别表示环境保护费改税与政策执行度、企业创新的三重交互项。0表示截距项，1表示环境保护费改税通过政策执行度或企业创新影响企业杠杆率的净效应，它是本文重点考察的渠道变量影响系数；2、3、4分别表示其余二重交互项的影响系数。（二）变量选取1.被解释变量核心被解释变量为企业杠杆率（LEVit），本文参考饶品贵等人的研究选取负债总额与总资产之比作为衡量指标，即利用资产负债率衡量企业杠杆率。2.主要解释变量为考察环境保护费改税政策对重污染行业杠杆率的影响，本文基于双重差分模型选择环境保护费改税的政策交乘变量（TAXit）作为核心解释变量。组间虚拟变量Ti参考上市公司行业分类指引（2012），将重污染行业的企业作为本文实验组定义虚拟变量为1；将其他非金融行业企业设定为控制组定义为0。时间虚拟变量Ct以2018年环境保护税实施为时点，将当年及之后定义虚拟变量为1，2018年之前定义为0。最后将Ti与Ct交乘得到核心解释变量TAXit。3.主要渠道变量对于政策执行度的渠道变量（POLICYjt），本文参考田利辉等人的做法，利用省级层面的市场化指数。环境保护税政策执行度既反映了政府施策企业执行的互动关系，同时也是税制绿色化与税收法定的集中体现。市场化指数评价了区域的法律制度环境，能够一定程度上反映区域内环境保护税执行程度。本文对市场化水平指标取每一年的四分位，将低于市场化指标四分位数的企业（即市场化指数大小排序为后25%的企业）设定为1，否则为0。同理对企业创新水平的渠道变量（TECHit）作类似处理。4.控制变量本文在回归模型中控制了省级层面的固定效应，因此主要聚焦于微观层面对企业杠杆率可能产生影响的控制变量，其中包括：企业利润率（ROA）、企业规模（SIZE）、实际税率（TR）、非债务税盾（NDTS）、有形资产比率（BM）、现金资产比率（CASH）、可抵押资产（TANG）。主要变量说明如表1所示。饶品贵、姜国华：货币政策、信贷资源配置与企业业绩，管理世界2013年第3期。田利辉、关欣、李政、李鑫：环境保护税费改革与企业环保投资基于环境保护税法实施的准自然实验，财经研究2022年第9期。表1主要变量说明变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称企业杠杆率环境保护费改税政策执行度企业创新企业利润率企业规模实际税率非债务税盾有形资产比率现金资产比率可抵押资产变量符号LEVTAXPOLICYTECHROASIZETRNDTSBMCASHTANG变量定义年末负债总额/年末资产总额组间与时间虚拟变量交乘项市场化指数企业研发投入总额+1的自然对数利润总额/营业收入企业总资产的自然对数所得税费用/税前利润总额（固定资产折旧无形资产摊销）总资产有形资产总额总资产期末现金及现金等价物余额总资产固定资产总资产79（三）数据来源及说明本文运用企业数据的样本区间为20152020年，主要数据来源于国泰安数据库（CSMAR）与中国统计年鉴，并对数据进行以下处理：（1）剔除保险、银行等行业的样本；（2）剔除20152020年间具有缺失值的样本；（3）为防止回归模型中的变量离群值对模型回归的干扰，以1%分位和99%分位对连续变量进行缩尾处理。最终本文选取了1356个沪深上市企业连续6年的平衡面板数据作为样本，形成8136个观测值。四、实证结果与分析（一）基准回归分析基准回归结果如表2所示。列（1）所示为单变量的回归结果，列（2）为加入控制变量的回归结果，核心解释变量估计系数分别为-0.022与-0.009，均在1%水平上显著为负。经济意义上，环境保护费改税政策使得重污染行业杠杆率向下调节了0.9%。结论表明，环境保护费改税的税制绿色化改革降低了重污染行业的企业杠杆率，本文假设1得到验证。对于控制变量，企业利润率与企业规模的估计系数分别为-0.146 与 0.072 且均在 1%水平上显著。一方面，企业利润率越高，企业生产运行更加健康，外部融资需求越低。另一方面，企业规模与企业杠杆率之间呈现很强正相关性，表明大企业的外部融资能力更强，普遍拥有更高的杠杆率。此外，有形资产比率与现金资产比率的估计系数分别为-0.404与-0.202且在1%水平上显著为负，同样基本符合已有研究与文献中的结论。（二）稳健性检验1.平行趋势检验双重差分模型可以在一定程度上解决内生性问题并识别出“政策效应”，但是使用双重差分法模型的前提条件是模型中被解释变量在政策实施之前满足平行趋势假设。在2018年未受到环境保护费改税的制度改革冲击之前，实验组与控制组的非金融行业企业杠杆率变化趋势相同，否则双重差分法可能会错误估计环境保护费改税对企业杠杆率的影响效果。因此，本文通过事件研究法与绘制时间趋势图对1356个非金融行业企业样本进行平行趋势检验。事件研究法选取环保税政策实施的前一期（2017年）为基期，建立回归模型如下：LEVit=0+k=-35tTAXn+i=1NbkXit+idi+Yeart+Provincej+it（9）其中，TAXn是除基期（2017年）外的时间趋势虚拟变量，下标n表示与基期相差的时期数；t检验了环境保护费改税的改革措施前后实验组与控制组样本的企业在此期间的趋势差异。事件研究法检验结果如图1所示，在环境保护税改革前以及当期（2015年、2016年与2018年）实验组与控制组的企业杠杆率差异并不显著；而在环境保护费改税后的一期与二期（2019年与2020年），费改税对企业杠杆率的影响差异显著为负（负向偏离横轴）。时间趋势检验结果如图2所示，在环境保护费改税以前，实验组重污染行业企业与控制组的其他行业企业杠杆率经历一定的下降趋势之后同时在2016年开始反弹上升，而在2018年环境保护费改税制度改革之后，重污染行业的企业杠杆率相较于控制组趋于平滑。因此，所设定双重差分模型通过了平行趋势检验。表2环境保护费改税与对企业杠杆率的检验结果变量环境保护费改税企业利润率企业规模实际税率非债务税盾有形资产比率现金资产比率可抵押资产比率常数项企业年份省份固定效应样本数量调整后R2（1）-0.022*（0.004）0.447*（0.002）控制81360.865（2）-0.009*（0.003）-0.146*（0.009）0.072*（0.005）0.003（0.005）-0.197（0.213）-0.404*（0.013）-0.202*（0.016）0.045（0.030）-1.068*（0.125）控制81360.915注：括号内为 t 值；*、*、*分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。下同802.倾向得分双重差分法（PSMDID）尽管本文选取的企业样本均为非金融行业且通过了平行趋势检验，但是我国企业的发展从空间与时间上都具有一定的差异，不同行业与区域的企业很难在时间效应下满足一致性，即双重差分法并不能解决样本偏差带来的内生性问题。因此，本文在双重差分模型基础上引入倾向得分匹配法（PSM）来消除样本选择的偏差，PSMDID模型设定如公式（10）所示：LEVPSMit=0+1TAXit+i=1NbkXit+idi+Yeart+Provincej+it（10）其中，LEVPSMit表示倾向得分匹配之后回归方程的被解释变量。本文首先对实验组与控制组的样本企业进行1对1最近邻匹配，并将卡尺范围设定为0.05。两组样本的倾向得分值的概率密度分布存在明显差异，如图3、图4所示。匹配后实验组与控制组的概率分布曲线更为接近，说明了得分倾向法的适用性。在倾向性得分匹配基础上继续使用双重差分法对单变量以及加入控制变量后的模型进行检验，如表3列（1）、列（2）所示检验结果。检验结果表明，在经过倾向性得分之后模型的被解释变量环境保护费改税估计系数为-0.021与-0.009且依旧在1%水平上显著为负，假设1结论依旧成立。3.安慰剂检验模型产生内生性的另一个原因可能在于遗漏了地级市时间层面的变量。本文参考Cai等人的做 吕越、陆毅、吴嵩博、王勇：“一带一路”倡议的对外投资促进效应基于20052016年中国企业绿地投资的双重差分检验，经济研究2019年第9期。Before3Before2CurrentAfter1After2政策实施相对时间.010-.01-.02回归系数图1平行趋势检验事件研究法企业杠杆率201520162017201820192020实验组控制组年度图2平行趋势检验时间趋势图实验组控制组6.05.04.03.02.01.00.0Density0.00.20.40.60.81.01.21.4倾向性得分6.05.04.03.02.01.00.0Density0.00.20.40.60.81.01.21.4倾向性得分实验组控制组图3倾向性得分核密度图匹配前 图4倾向性得分核密度图匹配后81法，从全样本中随机抽取企业构造伪实验组对 DID回归结果进行安慰剂检验：从1356个企业样本中随机选取900个企业作为环境保护费改税的“伪实验组”，将其余变量设定为控制组，与时间虚拟变量交乘后生成“伪政策虚拟变量”并重复进行500次回归。检验结果图 5显示，伪政策虚拟变量 500次的回归系数均值接近于 0，完全偏离本文基准回归模型的估计系数且大多在10%的水平上不显著。安慰剂检验结果支持本文结论。4.改变时间窗宽我国于 2018 年 1 月正式实行 环境保护税法，但早在2015年8月其已被列入十二届全国人大常委会立法计划，并于 2016年 12月全国人大常委会会议表决通过。因此，为排除环境保护税法在正式生效前可能对地方环境治理与企业决策产生的影响，本文将时间窗宽进行缩短，选取 20162020 年与 20172020年的企业样本数据分别沿用双重差分进行回归。回归结果分别如表4列（1）、列（2）所示，估计系数为-0.009与-0.008且在1%与5%水平上显著。因此，改变时间窗宽的检验仍然支持本文结论。（三）进一步检验1.提高政策执行度的影响渠道检验为了检验假设2提出的环境保护费改税、政策执行度以及企业杠杆率之间的关系，利用三重差分法进行回归检验。检验结果如表5列（1）所示，政策执行度的三重差分项估计系数为-0.030且在1%的水平上显著为负，环境保护费改税对区域内政策执行度低的企业影响更大。结果证实，环境保护费改税通过提高政策执行度进而降低重污染行业的杠杆率，假设 2 得以验证。2.企业创新的影响渠道检验为检验假设3提出的环境保护费改税促进企业创新降低企业杠杆率，本文进一步利用三重差分法进行回归检验。结果如表5列（2）所示，企业创新的三重差分项估计系数为-0.013，且在10%水平下显著，说明环境保护费改税对创新投入较低的企业影响更大。因此，环境保护费改税的制度改革存在通过企业创新来向下调节重污染企业杠杆率的效应，假设3得以验证。（四）异质性分析1.产权性质财政政策调节企业杠杆除了要求分行业、分部门，同时也要进一步分清债务主体对企业杠杆进行结构性优化。国有企业承担了大部分地方经济增长、就业率、税收、城市建设的任务，使得资金大部分流 Xiqian Cai，Yi Lu，Mingqin Wu and Linhui Yu，“Does Environmental Regulation Drive away Inbound Foreign Direct Investment？Evidence from a QuasiNatural Experiment in China，”Journal of Development Economics，vol.123，2016，pp.73-85.表3倾向得分双重差分模型检验结果变量环境保护费改税控制变量常数项企业年份省份固定效应样本数量调整后R2（1）-0.021*（0.004）未控制0.447*（0.002）控制81170.865（2）-0.009*（0.003）控制-1.068*（0.125）控制81170.9151.000.750.500.250.00P值-.02-.010.01.02系数图5安慰剂检验表4改变时间窗宽的模型回归结果环境保护费改税控制变量常数项企业年份省份固定效应样本数量调整后R2（1）-0.009*（0.003）控制-1.058*（0.166）控制67800.932（2）-0.008*（0.004）控制-1.079*（0.166）控制54240.95182入了国企，最终国有与非国有企业杠杆率出现“国进民退”的分化现象。长此以往，财政金融失衡的问题将体现在国有企业杠杆率高企与整体杠杆率结构性失衡，信贷资源将进一步错配，导致“好杠杆减少，坏杠杆增加”。而相较于地方政府的金融财政支持政策，国有企业环境政策“非完全执行”的现象更为普遍。前文假设 2检验结果表明，环境保护费改税政策通过提高政策执行度来降低重污染行业的杠杆率。因此，环境保护费改税调节企业杠杆的效果在国有企业与非国有企业之间可能存在着异质性。因此，本文将现有1356个企业样本分为国有企业与非国有企业进行检验。如表6列（1）所示，在国有企业样本下被解释变量估计系数为-0.016 且在 5%水平下显著为负。而表6列（2）所示，非国有企业样本下回归结果不显著。回归结果证明环境保护费改税政策对国有企业的杠杆率有更明显的降低作用，有效缓解了重污染行业杠杆率“国进民退”的现象。2.区位因素根据“环境库兹涅茨曲线”，在拐点之前经济增长与污染为正相关关系。相较于东部地区，中部与西部地区由于区位与历史等因素经济发展相对滞后，市场化规范程度较低，地方企业负担的经济、民生与税收任务更加繁重。分税制改革后，地方政府逐渐具有较大的经济自主权与地方经济资源的管理权。相较于东部地区，中西部地区地方政府为寻求经济增长、民生保障以及财政税收，除了会更加倾向于以污染换取GDP的“粗放”发展模式，也更偏好于为企业的扩大生产与污染排放亮“绿灯”。环境保护费改税之后，法律层级更高的税费政策使得中西部地区地方政府缺乏与相关法制、政策对抗的能力与动力，环境保护税的规制效果会更为明显。基于以上分析，本文设置东部与中西部地区样本进行检验。如表6列（3）所示，在中西部企业样本下环境保护费改税回归系数为-0.020，且在1%水平下显著；而表6列（4）所示，在东部地区企业样 Shiyuan Pan，Kang Shi，Lisheng Wang and Juanyi Xu，“Excess Liquidity and Credit Misallocation：Evidence from China，”China Economic Journal，vol.10，no.3，2017，pp.265-286.施康、王立升：分清“好杠杆”和“坏杠标”，2016年3月15日，https：/