金成曉　張東敏　王紅石

摘 要：基于雙重差分法，筆者對(duì)西部地區(qū)油氣資源稅由從量計(jì)征改為從價(jià)計(jì)證的政策效果進(jìn)行了評(píng)估，以單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為政策效果變量，實(shí)證研究表明，油氣從價(jià)稅改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗相對(duì)于樣本均值下降了7.90～8.55個(gè)百分點(diǎn)，污染排放量減少約1556噸，人均資源稅收入相對(duì)于樣本均值增加了2.74～3.03個(gè)百分點(diǎn)，通過(guò)采用不同處理方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，以上結(jié)論仍然成立，本文的研究結(jié)果為2011年11月1日起油氣從價(jià)稅改革全面實(shí)施提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也為2014年12月1日起煤炭從價(jià)稅改革提供了理論支撐。

關(guān)鍵詞：從量稅；從價(jià)稅；單位產(chǎn)出能耗；污染排放；資源稅

一、問(wèn)題的提出

近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，資源需求的增長(zhǎng)與資源稀缺性矛盾日益突出，以從量計(jì)征為基礎(chǔ)的資源稅在促進(jìn)能源節(jié)約、調(diào)節(jié)利益分配方面的作用難以發(fā)揮。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)單位產(chǎn)值能耗約為美國(guó)的3倍，日本的7倍，而絕大部分資源具有耗竭性和不可恢復(fù)性，因此，從長(zhǎng)期來(lái)看，高能耗經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式難以為繼。如果說(shuō)技術(shù)進(jìn)步可以緩解不可再生資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展約束的話，真正對(duì)人類未來(lái)可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成挑戰(zhàn)的主要是環(huán)境資源，而環(huán)境的可持續(xù)性與人們使用資源的方式密切相關(guān)，在我國(guó)能源消費(fèi)構(gòu)成中，煤炭和石油占85%左右，根據(jù)《國(guó)家溫室氣體排放清單指南》，原煤的碳排放系數(shù)是天然氣的1.7倍，原油的碳排放系數(shù)是天然氣的1.3倍，我國(guó)以煤炭和石油消費(fèi)為主的能源結(jié)構(gòu)所帶來(lái)的碳排放以及引發(fā)的環(huán)境污染問(wèn)題已經(jīng)成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，從這個(gè)意義上說(shuō)，建立有利于清潔能源使用的資源價(jià)格機(jī)制很有必要。除此之外，由于我國(guó)大部分資源集中在相對(duì)落后的中西部地區(qū)，而以從量計(jì)征為基礎(chǔ)的資源稅稅額標(biāo)準(zhǔn)普遍偏低，不利于擁有較多資源的中西部地區(qū)將資源優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為財(cái)政優(yōu)勢(shì)，基于此，以原油和天然氣從量計(jì)征改為從價(jià)計(jì)征為主要內(nèi)容的資源稅改革于2010年6月率先在新疆開(kāi)始試點(diǎn)，原來(lái)石油每噸30元、天然氣每立方米7～9元，改

革后一律調(diào)整為按銷售收入的5%從價(jià)計(jì)征，2010年12月1日起，這項(xiàng)改革推廣到西部12個(gè)省區(qū)，2011年9月21日，國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議在總結(jié)原油、天油氣資源改革試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，決定修改《中華人民共和國(guó)資源稅暫行條例》，在現(xiàn)有資源稅從量定額計(jì)征基礎(chǔ)上增加從價(jià)定率的計(jì)征方法，2011年11月1日起，改革在全國(guó)推行，但主要是針對(duì)石油和天然氣兩個(gè)稅目，并未推廣至煤炭等資源產(chǎn)品，2013年1月1日起，對(duì)磷礦石資源稅實(shí)行從價(jià)征收，2014年12月1日起，實(shí)施煤炭資源稅從價(jià)計(jì)征改革，由此我們可以預(yù)測(cè)，在未來(lái)，資源從價(jià)稅全面計(jì)征將是一種趨勢(shì)。油氣從價(jià)稅改革已有四年之多，那么改革的效果怎么樣，改革是否起到了促進(jìn)資源節(jié)約，減少環(huán)境污染、調(diào)節(jié)資源利益分配的作用？以上問(wèn)題的回答將對(duì)后續(xù)改革效果的預(yù)測(cè)有一定指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

國(guó)內(nèi)外有不少學(xué)者對(duì)資源稅從價(jià)計(jì)征的效果進(jìn)行了研究，Hotelling是其中較早對(duì)資源稅進(jìn)行研究的，Hotelling在《資源消耗的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究》中指出，稅收可以改變資源在時(shí)間上的分布，即政府可以通過(guò)資源稅的調(diào)整來(lái)控制資源的耗竭速度，[1] Dasgupta， Heal和Stiglitz（1980）利用Hotelling模型發(fā)現(xiàn)，從價(jià)征收資源稅比從量計(jì)征可以帶來(lái)更大的福利。[2]Hung和Quyen （2009）通過(guò)動(dòng)態(tài)Hotelling模型對(duì)可耗竭資源進(jìn)行研究，得出相比采用從量定額征收的方式，采用從價(jià)征收方式能為政府帶來(lái)更大的收益。[3]在國(guó)內(nèi)的研究中，徐潤(rùn)芳，劉新梅在改進(jìn)Hotelling模型的基礎(chǔ)上得出，當(dāng)從價(jià)稅稅率大于零時(shí)，征收從價(jià)稅能夠降低壟斷市場(chǎng)下的累積開(kāi)采量。[4]顏鋼廠等（2011）認(rèn)為，與資源稅從量計(jì)征相比，資源稅從價(jià)計(jì)征更能夠達(dá)到節(jié)約利用資源的目的。[5]李新心（2008）也認(rèn)為，當(dāng)前我國(guó)的資源稅稅額偏低，資源稅改為從價(jià)計(jì)征會(huì)明顯提高資源稅稅負(fù)，有效抑制資源的浪費(fèi)。[6]我國(guó)不少學(xué)者針對(duì)新疆油氣從量稅改為從價(jià)稅效果進(jìn)行了實(shí)證分析，徐典（2013）比較了1998-2012年新疆各年資源稅的增長(zhǎng)速度，發(fā)現(xiàn)2009-2012年資源收入增長(zhǎng)速度明顯加快，因此可以認(rèn)為是資源稅從價(jià)計(jì)征的效果。[7]白玉（2013）選取1999-2012年的數(shù)據(jù)，采用分布滯后模型對(duì)新疆資源從價(jià)計(jì)征改革進(jìn)行了影響分析，結(jié)果表明，稅收收入每增加1元，GDP增加8.2338元。[8]

馬靜（2014）用誤差修正模型分析得出，資源稅每增加一萬(wàn)元，資源開(kāi)采量就會(huì)減少0.003978萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，資源消費(fèi)量較少0.04946萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。[9]吳瑞雪（2014）采用CGE模型模擬了資源稅從價(jià)計(jì)征對(duì)主要經(jīng)濟(jì)變量的影響，并得出資源稅率的提高，使得均衡產(chǎn)出下降，人均資本投入增加，人均能源投入下降，政府消費(fèi)增加，居民消費(fèi)減少，消費(fèi)者效用水平先增加

后下降，當(dāng)資源稅率為13%時(shí)，效用實(shí)現(xiàn)最大化。[10]

綜合以往研究，我們發(fā)現(xiàn)，關(guān)于油氣從量稅改為從價(jià)稅的效果多數(shù)是定性研究，定量研究要么是采用數(shù)值模擬的方法，要么是采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，數(shù)值模擬方法的弊端是基準(zhǔn)模型往往建立在一定的假設(shè)下，數(shù)值模擬的結(jié)果只能給出油氣從價(jià)稅改革效果方向的預(yù)測(cè)，其值大小只能作為長(zhǎng)期變化的一個(gè)參考，在短期沒(méi)有參考價(jià)值；而采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸方法往往需要較長(zhǎng)的時(shí)間點(diǎn)，但是油氣從價(jià)稅改革是在2010年6月開(kāi)始，僅采用2010年以后的數(shù)據(jù)就面臨樣本不足的問(wèn)題，因此，需要結(jié)合2010年以前的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，因此得到的結(jié)果是否是從價(jià)稅改革的效果值得質(zhì)疑。從實(shí)踐的角度看，為了定量評(píng)價(jià)某一項(xiàng)政策的具體實(shí)施效果，一般將實(shí)施政策的地區(qū)設(shè)為處理組，選取那些未實(shí)施該項(xiàng)政策的地區(qū)作為參照對(duì)象，通過(guò)對(duì)比分析，最后得出政策實(shí)施的凈影響，這就是雙重差分法（Difference-in-Difference）的基本思想。[11]

通過(guò)計(jì)算，我們發(fā)現(xiàn)，2010年到2011年進(jìn)行油氣從價(jià)稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗平均下降了0.3403噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，污染排放量平均下降了202.9噸，人均資源稅收入平均增加了30.50億元，而沒(méi)有進(jìn)行油氣從價(jià)稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗下降了0.1934噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，污染排放量平均下降了10噸，人均資源稅收入增加了6.92億元，由此可見(jiàn)，進(jìn)行油氣從價(jià)稅改革的省份單位地區(qū)生產(chǎn)總值下降得幅度更大，污染排放量減少得更多，人均資源稅收入增加得更多。為了消除不可觀測(cè)變量對(duì)模型的影響，更準(zhǔn)確地分析油氣資源稅改革對(duì)單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗、污染排放量和人均資源稅收入的影響，我們將采用雙重差分法（Difference-in-Difference）來(lái)定量評(píng)價(jià)這種影響。

三、模型設(shè)定、變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）模型設(shè)定

本文建立一個(gè)基本的DID估計(jì)方程①：

其中，下標(biāo) 和 分別表示第 個(gè)省份第 年， 表示政策效果變量， 表示是否屬于從價(jià)稅改革的省份，如果該省份屬于從價(jià)稅改革的省份，則 ，否則為0， 表示時(shí)間虛擬變量，若時(shí)間處于從價(jià)稅改革之后，則 ，否則為0， 是控制變量，表示除了從價(jià)稅改革因素外，其他影響變量 的可觀測(cè)的因素， 表示其他影響變量 的不可觀測(cè)的因素，我們關(guān)心的是交叉項(xiàng) 的回歸系數(shù) ，它代表從價(jià)稅改革對(duì)變量 的凈影響。

按照雙重差分計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來(lái)研究問(wèn)題時(shí)，需要確定改革年份和非改革年份以及處理組和對(duì)照組，在本文中，由于西部12個(gè)省份油氣稅改革于2010年12月1日起實(shí)施，2011年11月1日起改革在全國(guó)推行，鑒于年度數(shù)據(jù)的可得性，我們將2010年視為未實(shí)施改革的

年份，2011年視為實(shí)施改革的年份，由于新疆最先從2010年6月1日起實(shí)施油氣從價(jià)稅改革，因此，新疆需要從樣本中去除，在處理組和對(duì)照組的選擇上，剔除數(shù)據(jù)有缺失的省份，在分析油氣從價(jià)稅改革對(duì)西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗和污染排放量的影響時(shí)，處理組包括：陜西、甘肅、青海、寧夏、四川、云南、貴州、西藏、重慶、內(nèi)蒙和廣西，對(duì)照組由我國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）去除西藏和新疆及處理組省份后剩余的其他省份組成；在分析油氣從價(jià)稅改革對(duì)西部地區(qū)人均資源稅收入的影響時(shí)，將四川、陜西、甘肅和青海作為處理組，將天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北和廣東作為對(duì)照組。

（二）變量選擇

本文選取地區(qū)單位生產(chǎn)總值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為油氣稅改革的影響變量，參考徐陽(yáng)（2013），我們選擇科技進(jìn)步、能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源需求作為影響單位生產(chǎn)總值能耗的主要控制變量；[12]參考李躍輝等（2012）我們認(rèn)為，影響污染排放量大小的因素有研發(fā)支出、能源結(jié)構(gòu)、能源需求、對(duì)外開(kāi)放程度、能源價(jià)格；參考鄭雯（2012），影響各地人均資源稅大小的因素既有經(jīng)濟(jì)方面的因素，又有自然稟賦方面的因素，經(jīng)濟(jì)方面的因素我們選擇人均產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、人均能源消費(fèi)量等，自然稟賦方面的因素主要有人均能源開(kāi)采量。[13]在后面實(shí)證中，關(guān)于各控制變量的命名總結(jié)在表1中。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文以2010年和2011年我國(guó)31個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)為分析對(duì)象，檢驗(yàn)油氣從量稅改為從價(jià)稅對(duì)西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入的影響。在實(shí)證分析中，科技進(jìn)步數(shù)據(jù)用研發(fā)支出水平代替，能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)用煤炭消費(fèi)量占全年總能耗的比重來(lái)表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重表示，對(duì)能源的需求用能源消費(fèi)量表示，由于氮氧化物的數(shù)據(jù)不全，污染排放量用各地區(qū)的二氧化硫和煙（粉）塵排放量之和代替，能源價(jià)格用燃料價(jià)格代替，對(duì)外開(kāi)放水平用各地區(qū)進(jìn)出口總額與產(chǎn)值的比值代替，能源開(kāi)采量用資源生產(chǎn)量代替，由于無(wú)法直接獲取各地區(qū)能源生產(chǎn)量數(shù)據(jù)，因此，用焦炭生產(chǎn)量、原油生產(chǎn)量、天然氣生產(chǎn)量、發(fā)電量按照各種能源“折標(biāo)煤系數(shù)”折算成以“噸標(biāo)煤”為單位的數(shù)據(jù)，然后進(jìn)行加總，作為總能源生產(chǎn)量，人均資源稅收入、人均產(chǎn)出、人均資源消費(fèi)量和人均資源開(kāi)采量分別用資源稅收入、總產(chǎn)出、資源消費(fèi)總量和資源生產(chǎn)量除以總?cè)丝跀?shù)，在以上數(shù)據(jù)中，研發(fā)支出、資源稅、總產(chǎn)出分別用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，其中，研發(fā)支出、污染排放量、人均能源生產(chǎn)量、人均資源稅收入、人均產(chǎn)出均取對(duì)數(shù)。

其中，煤炭消費(fèi)量、能源消費(fèi)總量、焦炭生產(chǎn)量、原油生產(chǎn)量、天然氣生產(chǎn)量和發(fā)電量數(shù)據(jù)來(lái)源于2011-2012年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，研發(fā)支出數(shù)據(jù)來(lái)源于2011-2012年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余數(shù)據(jù)來(lái)源于2011-2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）油氣稅改革對(duì)單位產(chǎn)出能耗的影響分析

首先估計(jì)油氣稅改革對(duì)單位產(chǎn)出能耗的影響，采用stata13.0軟件，將估計(jì)結(jié)果總結(jié)在表2中。

表2列出了油氣從價(jià)稅改革對(duì)單位產(chǎn)出能耗的影響結(jié)果，在模型1中，僅加入了控制變量科技支出 ，交乘項(xiàng) 系數(shù)估計(jì)值為-0.1407，且在1%的水平上顯著，模型2在模型1的基礎(chǔ)上又加入了控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) ，發(fā)現(xiàn)交乘項(xiàng)的系數(shù)變?yōu)?0.1515，且在1%的顯著性水平上顯著，模型1和模型2的解釋力均在66%以上，當(dāng)在模型2的基礎(chǔ)上加入控制變量能源結(jié)構(gòu)（ ）時(shí)，得到模型3，交乘項(xiàng)的系數(shù)變?yōu)?0.1523，且在1%的水平上顯著，模型的解釋力增加到71.76%，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源需求 ，交乘項(xiàng)的系數(shù)變?yōu)?0.1525，且在1%的水平上顯著，模型的解釋力增加到71.91%，由模型1到模型4我們發(fā)現(xiàn)，交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.1407～0.1525，比較穩(wěn)定，而且高度顯著，以上結(jié)果表明，油氣從價(jià)稅改革顯著降低了單位產(chǎn)出能耗，通過(guò)計(jì)算我們發(fā)現(xiàn)，2010年，處理組單位產(chǎn)出能耗樣本均值為1.7827，可見(jiàn)，油氣從價(jià)稅改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗下降了7.90～8.55個(gè)百分點(diǎn)。

（二）油氣從價(jià)稅改革對(duì)污染排放量的影響

表3列出了油氣從價(jià)稅改革對(duì)污染排放量的影響結(jié)果，模型1只考慮了控制變量研發(fā)支出（ ）對(duì)污染排放量的影響，交乘項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明油氣從價(jià)稅改革減少了污染排放，模型的解釋力為75.15%，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源結(jié)構(gòu)（ ），模型的解釋力增加到84.50%，交乘項(xiàng)的系數(shù)仍高度顯著，在模型2的基礎(chǔ)上加入控制變量對(duì)外開(kāi)放水平（ ），得到模型3，模型的解釋力進(jìn)一步增加，交乘項(xiàng)系數(shù)仍在1%的顯著性水平上顯著，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源價(jià)格（ ），發(fā)現(xiàn)交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.1586，在1%的顯著性水平上顯著，模型的解釋力仍在83%以上，在模型4的基礎(chǔ)上加入控制變量能源需求，模型的擬合優(yōu)度達(dá)88.14%，交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.1556，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明油氣從價(jià)稅改革顯著減少了污染排放，按照擬合優(yōu)度最大準(zhǔn)則選擇模型，說(shuō)明2011年油氣從價(jià)稅改革使得西部地區(qū)污染排放量下降了1556噸。

（三）油氣稅改革對(duì)人均資源稅收入的影響分析

表4描述了油氣稅改革對(duì)西部地區(qū)人均資源稅收入的影響，在模型1中，僅加入了控制變量人均開(kāi)采量（ ），交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.1861，且在1%的顯著性水平上顯著，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入控制變量人均 ，模型的解釋力由62.25%增加到67.29%，交乘項(xiàng)系數(shù)為0.1999，且高度顯著，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了控制變量（ ），交乘項(xiàng)系數(shù)為0.1990，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了控制變量能源需求量（ ），模型的解釋力提高到81.58%，交乘項(xiàng)系數(shù)為0.1807，且高度顯著，模型5在模型4的基礎(chǔ)上加入了控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ ），發(fā)現(xiàn)模型的解釋力依然高達(dá)81.30%，交乘項(xiàng)系數(shù)達(dá)0.1907，且在1%的顯著性水平上顯著，由以上分析可以看出，交乘項(xiàng)系數(shù)位于0.1807～0.1999，取值相對(duì)穩(wěn)定，且顯著性水平較高，而且模型的解釋力較強(qiáng)，說(shuō)明油氣稅改革顯著增加了西部地區(qū)人均資源稅收入，通過(guò)計(jì)算，可以得出2010年，處理組人均資源稅收入的樣本均值為6.59，可見(jiàn)，油氣從價(jià)稅改革使西部地區(qū)人均資源稅收入相對(duì)于樣本平均值增加了2.74～3.03個(gè)百分點(diǎn)。

（四）穩(wěn)健性討論

為了保證上述結(jié)論的正確性，表5-表7列出了對(duì)單位產(chǎn)出能耗基準(zhǔn)回歸模型、污染排放基準(zhǔn)回歸模型和人均資源稅收入基準(zhǔn)回歸模型的各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，在表5-表7中，模型1均表示運(yùn)用固定效應(yīng)模型對(duì)基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)交乘項(xiàng) 的系數(shù)雖與基準(zhǔn)回歸模型的的系數(shù)有差異，但差異不大，同時(shí)與基準(zhǔn)回歸模型的系數(shù)符號(hào)完全一致，且在10%的顯著性水平上顯著；考慮到單位產(chǎn)出能耗、污染排放量和人均資源稅收入具有持續(xù)性，在基準(zhǔn)回歸模型中分別加入因變量的滯后1期，估計(jì)結(jié)果分別對(duì)應(yīng)表5-表7中的模型2，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交乘項(xiàng)的系數(shù)與基準(zhǔn)回歸模型的系數(shù)符號(hào)完全一致，且在1%的顯著性水平上高度顯著，其中單位產(chǎn)出能耗模型交乘項(xiàng)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸模型交乘項(xiàng)系數(shù)基本一致，污染排放模型和人均資源稅收入模型交乘項(xiàng)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸模型交乘項(xiàng)系數(shù)也非常接近；由于油氣資源稅由從量計(jì)征改為從價(jià)計(jì)征提高了企業(yè)使用能源的成本，促使企業(yè)節(jié)約能源消費(fèi)，進(jìn)而減少污染排放，但是企業(yè)對(duì)政策的反應(yīng)需要一個(gè)過(guò)程，因此油氣從價(jià)稅改革對(duì)資源節(jié)約和污染排放的影響是具有滯后性的，上文以2011年為改革年，由于政策的滯后性，以2012年作為改革年也是合理的，我們以2012年作為改革年，分別考察從價(jià)稅改革對(duì)單位產(chǎn)出能耗和污染排放量的影響，估計(jì)結(jié)果分別對(duì)應(yīng)表5-表6中的模型3，由表5-表6中的模型3估計(jì)結(jié)果可以看出，以2012年作為改革年的模型得到的交乘項(xiàng)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸模型交乘項(xiàng)系數(shù)符號(hào)一致，且在1%的顯著性水平上高度顯著，同時(shí)，以2012年作為改革年單位產(chǎn)出能耗和污染排放量分別下降0.3099和0.1586，大于以2011年為改革年的0.1525和0.1556，這也證實(shí)了從價(jià)稅改革效應(yīng)的發(fā)揮存在滯后性；表5-表6中模型4體現(xiàn)了將四川和廣西納入到非改革省份時(shí)的估計(jì)結(jié)果，表7中模型3體現(xiàn)了將四川納入到非改革年份的估計(jì)結(jié)果，表7中模型4體現(xiàn)了將新疆納入模型后的估計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)過(guò)以上處理后，本文的結(jié)論依然成立。以上分析表明我們采用的基準(zhǔn)回歸模型具有穩(wěn)健性，即油氣從價(jià)稅改革的確降低了西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗和污染排放量，提高了西部地區(qū)人均資源稅收入。

五、研究結(jié)論

本文采用雙重差分法對(duì)油氣資源稅從量計(jì)征改為從價(jià)計(jì)征的政策效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估，以單位產(chǎn)值能耗、污染排放量和人均資源稅收入作為政策效果變量，實(shí)證研究表明，油氣稅從價(jià)計(jì)征改革顯著降低了西部地區(qū)單位產(chǎn)值能耗，減少了污染排放量，同時(shí)顯著提高了西部地區(qū)

人均資源稅收入，具體而言，油氣稅從價(jià)計(jì)征改革促使西部地區(qū)單位產(chǎn)出能耗相對(duì)于樣本均值下降了7.90～8.55個(gè)百分點(diǎn)，污染排放量減少約1556噸，人均資源稅收入相對(duì)于樣本均值增加了2.74～3.03個(gè)百分點(diǎn)。通過(guò)采用多種處理方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以上結(jié)論依然成立，由此可見(jiàn)，油氣從價(jià)稅改革有利于我國(guó)建立資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)，也有利于縮小東西部差距，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，同時(shí)，本文的研究發(fā)現(xiàn)為2011年11月1日起，油氣稅從價(jià)計(jì)征改革全面執(zhí)行提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也為2014年12月1日起，財(cái)政部聯(lián)合國(guó)家稅務(wù)總局、國(guó)家發(fā)改委聯(lián)合發(fā)布提高油氣稅率，實(shí)施煤炭資源稅從價(jià)計(jì)征改革提供了理論支持，與此同時(shí)，也提醒政策當(dāng)局應(yīng)加快非金屬礦原礦、黑色金屬礦原礦、鹽等資源產(chǎn)品的從價(jià)稅計(jì)征改革步伐，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境的協(xié)同發(fā)展。

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Abstract：Base on Difference-in-Difference，this paper evaluates the effects of oil and gas moving from a volume-based to value-based tax system，we find that this reform of tax has impelled the energy consumption per unit of output to fall between 7.90 percentage points and 8.55 percentage points ，the emissions of pollution to reduce about 1556 tons and revenues of resources tax per capita to increase between 2.74 percentage points and 3.03 percentage points relative to the sample average in the western area，then we re-estimate the same models by using FGLS，then conclude the similar results， this research provides empirical support for comprehensive implementation of ad valorem reform applies to resource tax.

Keywords：per-unit tax；ad valorem tax； energy consumption per unit of output； pollution emission； resource tax

張東敏，女，1981-08-12，mailto：601098813@qq.com，15948076507，長(zhǎng)春市高新區(qū)前進(jìn)大街2699，13001，吉林大學(xué)博士生。金成曉，1966-，男，朝鮮族，吉林舒蘭，吉林大學(xué)、吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)分析。