李尚遠(yuǎn)，薛 鋼，茅詩(shī)婕

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，武漢 430073）

1 模型的構(gòu)建

1.1 變量選取的理論依據(jù)

本文要研究的問題是資源稅的環(huán)保效應(yīng)，主要體現(xiàn)在資源稅對(duì)污染物的排放控制作用上。環(huán)境污染源主要包括工業(yè)生存污染、居民生活污染、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染和交通工具的廢氣和噪音污染等，與礦產(chǎn)資源有關(guān)的主要是廢煙、廢氣、廢水、固體廢棄物和噪聲。

（1）被解釋變量的選擇

僅選取2003～2013年各省的二氧化硫（SO2）排放量作為被解釋變量，用SPi,t（SO2Pollution）表示第t年i省的二氧化硫排放量。因?yàn)槲覈?guó)資源稅的征稅對(duì)象主要是天然氣、原油、煤炭以及金屬及非金屬礦產(chǎn)品，這些資源產(chǎn)品的生產(chǎn)和利用主要產(chǎn)生有害氣體污染和固體廢棄物污染，同時(shí)，本文考慮到固體廢棄物是可以回收再利用的，隨著固體廢棄物處理技術(shù)的發(fā)展，廢渣將做到資源化和無(wú)害化，所以，本文主要分析資源稅對(duì)廢氣排放量的控制作用，又由于空氣污染以二氧化硫（SO2）的污染性最為嚴(yán)重，本文將解釋變量的設(shè)定為二氧化硫（SO2）的排放量。

（2）解釋變量的選擇

本文研究的主題是資源稅的環(huán)保效應(yīng)，因此，本文用RTi,t（Resource Tax）表示第t年i省的資源稅收入。

（3）控制變量的選擇

二氧化硫排放量除了受到資源稅的影響外，還受到許多其他因素的影響，本文選取人均國(guó)民收入、人口密度、城市化率、財(cái)政分權(quán)程度為控制變量，其他所有對(duì)二氧化硫排放量有影響但是未能包括在面板回歸模型中的因素用隨機(jī)誤差項(xiàng)替代?？刂谱兞吭O(shè)定如表1。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，因?yàn)楸疚牡臄?shù)據(jù)涉及不同的年度數(shù)據(jù)，所以需要統(tǒng)一統(tǒng)計(jì)口徑。《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》第t年分地區(qū)資源稅收入是以當(dāng)年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（Consumer Price Index，簡(jiǎn)稱CPI）計(jì)算的，因此，本文把歷年的資源稅收入轉(zhuǎn)化為為以2003年為基期的數(shù)據(jù)。同樣，本文將《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的人均地區(qū)生產(chǎn)總值換算為以2003年為基期的數(shù)據(jù)。

表1 控制變量的設(shè)定

對(duì)于橫截面，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中標(biāo)明全國(guó)行政區(qū)劃31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)，另外還包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺(tái)灣。由于港澳臺(tái)地區(qū)稅制與中國(guó)大陸有較大差異，所以本文研究范圍不包含港澳臺(tái)地區(qū)，又因?yàn)椤吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》無(wú)上海資源稅收入，因此本文僅選取處上海市以外的其他30個(gè)的省市自治區(qū)作為截面空間。

1.3 建立模型

同時(shí)選取2003～2013年的時(shí)間范圍和30個(gè)省的截面空間的二維數(shù)據(jù)，利用Eviews7.0建立面板數(shù)據(jù)模型。面板模型包含時(shí)間序列很容易出現(xiàn)非平穩(wěn)導(dǎo)致回歸無(wú)效的問題，一般而言取對(duì)數(shù)可以在一定程度上解決平穩(wěn)性的問題。另外，取對(duì)數(shù)還可以減少多重共線性和異方差出現(xiàn)的概率。本文為了反映資源稅增長(zhǎng)率和控制變量增長(zhǎng)率對(duì)二氧化硫排放量變化率的關(guān)系，而建立雙對(duì)數(shù)多元面板基本模型：

LnSPi,t＝α＋β0LnRTi,t＋β1LnPi,t＋β2LnUi,t＋β3LnDFi,t＋μi,t

2 實(shí)證分析

2.1 模型的平穩(wěn)性

（1）單位根檢驗(yàn)

本文選取的面板數(shù)據(jù)，囊括了2003～2013年共11年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以需要先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以保證回歸結(jié)果的有效性。

首先，對(duì)6個(gè)變量的水平（level）利用二維面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，對(duì)變量的水平值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher這四種方法的原假設(shè)（H0）為變量不穩(wěn)定，存在單位根。從表4可見，如果僅采用LLC、PP-Fisher面板單位根檢驗(yàn)方法（分別屬于相同單位根檢驗(yàn)和不同單位根檢驗(yàn)），則本文6個(gè)變量都不存在單位根，檢驗(yàn)結(jié)束。但是，如果采用嚴(yán)格的單位根檢驗(yàn)，則需要所有檢驗(yàn)方法都拒絕原假設(shè)，本文6個(gè)變量的水平值無(wú)法通過(guò)單位根檢驗(yàn)，此時(shí)，需要再對(duì)其一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 一階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示，用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher這四種方法檢驗(yàn)的P值都小于0.01，所以拒絕原假設(shè)，本文6個(gè)變量都不存在單位根。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

因?yàn)?個(gè)變量都是一階單整的，所以可以直接進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Pedroni、Kao這兩種方法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3：

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示：LnSP分別和 LnGDP、LnRT、LnP、LnU、LnDF這5個(gè)變量之間都存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這說(shuō)明可以對(duì)原方程直接進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果具有經(jīng)濟(jì)意義。

2.2 回歸結(jié)果

（1）選擇面板模型形式

首先，利用Hausman Test來(lái)判斷本文的雙對(duì)數(shù)模型適用固定效應(yīng)形式還是隨機(jī)效應(yīng)形式。結(jié)果顯示，本文12個(gè)模型Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果都是P值都小于0.01，說(shuō)明在1%的顯著水平上，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即這12個(gè)模型都適用建立固定效應(yīng)形式。

其次，分別構(gòu)建混合回歸模型、固定影響模型和變系數(shù)模型，并對(duì)模型進(jìn)行回歸，記錄三種模型的殘差平方和（Residual Sum of Squares，簡(jiǎn)稱SSE），再通過(guò)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量的值判斷本文應(yīng)當(dāng)建立固定影響模型。

（2）分析回歸結(jié)果

以解釋變量LnRT和被解釋變量LnSP為基礎(chǔ)，分別添加一個(gè)控制變量，建立模型一、模型二、模型三和模型四，回歸結(jié)果如表4：

表4 二元面板模型回歸結(jié)果

從表4可以初步看出，資源稅收入（RT）是否對(duì)二氧化硫排放量（SP）有顯著控制作用受到人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Real GDP per capita）、人口密度（P）、城市化率（U）和財(cái)政分權(quán)程度（DF）這五個(gè)控制變量的影響，為了更精確的反應(yīng)資源稅的環(huán)保效應(yīng)，本文將對(duì)幾個(gè)控制變量進(jìn)行組合，組合回歸結(jié)果如表5：

對(duì)表5的回歸結(jié)果進(jìn)行分析，首先，在模型一的基礎(chǔ)上，分別添加人口密度（P）、城市化率（U）和財(cái)政分權(quán)程度（DF）形成模型五、模型六、模型七，發(fā)現(xiàn)當(dāng)添加城市化率（U）后，LnGDP由顯著變?yōu)椴伙@著。為了排除未引進(jìn)重要解釋變量而導(dǎo)致人均GDP不顯著之一誤差原因，構(gòu)建模型八、模型九和模型十，證實(shí)了城市化率（U）和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變量（LnGDP）在本面板模型中的不兼容關(guān)系。其次，觀察解釋變量的系數(shù)符號(hào)和系數(shù)值，LnGDP的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明二氧化硫的排放量（SP）隨著人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Real GDP per capita）的增長(zhǎng)而逐漸減少，這顯然與發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和中國(guó)現(xiàn)階段發(fā)展情況相違背，因?yàn)楦鶕?jù)環(huán)境的庫(kù)茨涅茨“倒U型”理論，中國(guó)應(yīng)當(dāng)尚處于倒U型拐點(diǎn)之前，即經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是以環(huán)境為代價(jià)的粗放式發(fā)展階段。反觀LnU的系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)理論判斷結(jié)果，城市化率（U）對(duì)二氧化硫排放量（SP）具有的影響效應(yīng)為負(fù)，這是因?yàn)槎趸蛭廴驹捶譃楣I(yè)二氧化硫排放和生活二氧化硫排放兩部分，其中，工業(yè)二氧化硫占二氧化硫總排放量的絕大部分，因而加快城市化進(jìn)程可以起到減少二氧化硫的排放量的作用。另外，從系數(shù)的絕對(duì)值來(lái)說(shuō)，LnU系數(shù)絕對(duì)值大于LnGDP系數(shù)絕對(duì)值，說(shuō)明城市化率（U）這一控制變量更重要。因此，剔除人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變量（LnGDP）重新建立模型。最后，觀察模型十一和模型十二，加入控制變量人口密度（P）和財(cái)政分權(quán)程度（DF）之后模型系數(shù)的顯著性和模型的顯著性都有所改善。

表5 面板模型的回歸結(jié)果

綜上，模型的解釋變量應(yīng)當(dāng)包括LnRT、LnU、LnP以及LnDF，建立的面板模型即模型十二。

表6第9列即模型最終的回歸結(jié)果，此處回歸一律保留三位小數(shù)：

面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果表明，在5%的顯著水平下上，四個(gè)解釋變量估計(jì)的偏回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的，即四個(gè)解釋變量都與二氧化硫的排放量（SP）高度相關(guān)。且調(diào)整的判定系數(shù)高達(dá)0.985，說(shuō)明模型高度擬合，解釋變量解釋了二氧化硫的排放量（SP）總變異的98.5%。

LnRT的回歸系數(shù)為0.151，表明資源稅收入增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.151%，即我國(guó)現(xiàn)階段資源稅并不能起到抑制二氧化硫排放的作用。

LnDF的回歸系數(shù)為0.693，表明地方財(cái)政分權(quán)程度增加1%，二氧化硫的排放量（SP）增加0.693%。這符合Cumberland（1981）的研究結(jié)論，因?yàn)橘Y源稅屬于地方稅種，只要存在地區(qū)之間的稅收競(jìng)爭(zhēng)，地方政府會(huì)為了滿足本地區(qū)的財(cái)政需求，而對(duì)污染企業(yè)或者高耗能企業(yè)敞開大門，導(dǎo)致伴隨著資源稅收入的增加，環(huán)境污染反而更為嚴(yán)重。這也側(cè)面印證了資源稅收入（RT）的系數(shù)結(jié)論。

LnP的回歸系數(shù)為-0.501，按照一般感知，人口密度（P）對(duì)環(huán)境應(yīng)當(dāng)是負(fù)效應(yīng)，即人口密度的增加應(yīng)當(dāng)造成更多的二氧化硫排放量。本文建立面板模型后的回歸結(jié)果卻是，人口密度每增加1%，二氧化硫的排放量（SP）減少0.501%，這很可能是因?yàn)橘Y源蘊(yùn)藏豐富、重工業(yè)比重較大的省份往往人口密度較小，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，人口密度大，而礦產(chǎn)資源稅不豐富、第三產(chǎn)業(yè)比重大，二氧化硫排放量相對(duì)較小。因此本文的回歸結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)驗(yàn)不矛盾。

LnU的回歸系數(shù)為-1.769，表明城市化率（U）每提高1%，將促使二氧化硫的排放量（SP）減少1.769%。說(shuō)明隨著城市化進(jìn)程的加快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，第二產(chǎn)業(yè)比重下降，工業(yè)二氧化硫的排放量將減少。

3 基本結(jié)論與改革建議

本文基于2003～2013年，我國(guó)30個(gè)行政地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用面板單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，分析得到我國(guó)二氧化硫的排放量與資源稅收入、人口密度、城市化率、財(cái)政分權(quán)程度呈現(xiàn)長(zhǎng)期相關(guān)關(guān)系。多元雙對(duì)數(shù)面板回歸結(jié)果表明，資源稅收入和財(cái)政分權(quán)程度與二氧化硫排放量正相關(guān)，人口密度和城市化率與二氧化硫排放量負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明在現(xiàn)今的財(cái)政分權(quán)體制下，資源稅僅僅是作為地方籌集財(cái)政收入的方式之一，沒有發(fā)揮補(bǔ)償環(huán)境污染的作用。對(duì)此，本文提出以下建議：

(1)深化資源稅制改革

現(xiàn)階段資源稅占稅收總收入的比重微乎其微，資源稅很難發(fā)揮保護(hù)環(huán)境、合理配置資源的應(yīng)有之義。首先，不妨考慮資源稅應(yīng)稅范圍的擴(kuò)圍，將土地、森林、淡水等自然資源也納入稅目。其次，由于當(dāng)前我國(guó)的資源稅不能完全反映不可再生資源的稀缺價(jià)值，無(wú)法矯正資源的開采和使用中產(chǎn)生的負(fù)外部效應(yīng)，因此資源稅制改革可以適度提高資源稅稅率，以遏制耗竭型資源的無(wú)度開采。再次，總結(jié)2010～2011年石油和天然氣資源稅改革的經(jīng)驗(yàn)，加快推進(jìn)資源稅的計(jì)稅依據(jù)由從量定額向從價(jià)定率轉(zhuǎn)變的進(jìn)程。資源稅的從價(jià)計(jì)征既可以增加財(cái)政收入，又可以將資源稅與資源的價(jià)格相聯(lián)系，從而更好得反映資源的價(jià)值。最后，完善資源稅稅收優(yōu)惠政策，支持環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、鼓勵(lì)科技創(chuàng)新以及綠色開采和高效利用資源。

(2)與其他稅種相配合

本文面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果已經(jīng)表明單靠資源稅來(lái)減少污染在近期內(nèi)難以實(shí)現(xiàn)，因此必須把資源稅和其他稅種結(jié)合起來(lái)，做好相關(guān)稅種稅收政策的銜接與配合，共同引導(dǎo)高污染、高耗能企業(yè)轉(zhuǎn)型，引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式向集約型轉(zhuǎn)變，以“構(gòu)建環(huán)境友善型社會(huì)”。

(3)完善預(yù)算管理體制

在我國(guó)不完善的分稅分級(jí)預(yù)算管理體制下，地方間存在稅收競(jìng)爭(zhēng)，某些地方政府為了籌集地方財(cái)政收入而不惜以破壞環(huán)境為代價(jià)招商引資，開發(fā)資源。要解決這一問題，必須對(duì)我國(guó)的分稅分級(jí)預(yù)算管理體制進(jìn)行完善，而政府間轉(zhuǎn)移支付制度是重中之重，一般均衡補(bǔ)助可以縮小地方政府間財(cái)力不平衡的問題，專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付既可以一定程度上緩解個(gè)別地方政府財(cái)力不足的狀況，又可以引導(dǎo)當(dāng)?shù)卣畬?duì)環(huán)境保護(hù)建立專門的支出項(xiàng)目。此外，需要加強(qiáng)地方政府的環(huán)保意識(shí)，應(yīng)當(dāng)將地方環(huán)境治理成效納入主政官員的政績(jī)考核，嚴(yán)格審查招商引資項(xiàng)目，提高環(huán)境準(zhǔn)入門檻。

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