楊 潔，馬從文，劉運材

（湖南工業(yè)大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 株洲 412000）

一、引 言

我國“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標明確提出，要持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量，增強全社會生態(tài)環(huán)保意識。自我國實施改革開放政策以來，經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，但隨之也頻繁發(fā)生各類環(huán)境污染事件，對生態(tài)文明建設(shè)造成了極大阻礙。雖然2003年頒布的《排污費征收使用管理條例》對促進我國污染治理工作有一定成效，但隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展該條例已經(jīng)不符合新時代生態(tài)環(huán)境治理理念，因此，2018年1月1日我國正式實施《環(huán)境保護稅法》，以推動生態(tài)文明建設(shè)，加快綠色發(fā)展步伐，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護雙贏。

李克強總理在《2021年國務院政府工作報告》中指出，“十四五”規(guī)劃期間要著力提升發(fā)展質(zhì)量效益，保持經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。特別是當前存在的新冠肺炎疫情、中美貿(mào)易沖突等不確定性事件，更加凸顯了我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的緊迫性。全要素生產(chǎn)率是衡量和評價經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要指標，而企業(yè)又是市場經(jīng)濟的微觀主體，微觀層面的企業(yè)全要素生產(chǎn)率改進對整體的全要素生產(chǎn)率提高有著重要的影響［1］。那么環(huán)境保護費改稅能否推動企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率？

1920年庇古在其編寫的《福利經(jīng)濟學》一書中，首次提出環(huán)境保護稅這一概念［2］。在庇古研究的基礎(chǔ)上，學術(shù)界對環(huán)境稅能否實現(xiàn)環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利進行了深入研究。環(huán)境紅利是指征收環(huán)境稅能夠改善環(huán)境，抑制企業(yè)污染物的排放［3］；經(jīng)濟紅利是指實施環(huán)境保護稅政策能夠推動經(jīng)濟增長和社會發(fā)展［4］。改革開放以來，中國政府并未實施環(huán)境保護稅政策，而是以征收排污費的方式代替環(huán)境保護稅，借以發(fā)揮環(huán)境治理作用。國內(nèi)學者均認可排污收費制度能夠治理環(huán)境、實現(xiàn)環(huán)境紅利這一觀點［5-6］，但對其能否促進技術(shù)創(chuàng)新、推動經(jīng)濟發(fā)展，以實現(xiàn)經(jīng)濟紅利還尚存分歧［7-9］。

雖然有研究證明實施環(huán)境保護稅政策能推動經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟紅利［10-12］，但其研究結(jié)果都是基于外國經(jīng)驗數(shù)據(jù)得到的，而我國實施環(huán)境保護稅政策能否實現(xiàn)經(jīng)濟紅利還尚未可知。鑒于此，本文基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率視角，將2018年實施的《環(huán)境保護稅法》作為外生沖擊，以2015—2020年滬深A股上市公司為研究樣本，研究環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，探討實施環(huán)境保護稅政策能否同時實現(xiàn)環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利。

本文的主要貢獻有：①以2018年實施的《環(huán)境保護稅法》為準自然試驗，運用雙重差分法，從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度，研究環(huán)境保護費改稅政策的微觀經(jīng)濟后果，拓寬了研究深度，為政府完善環(huán)境保護政策提供經(jīng)驗數(shù)據(jù)；②厘清環(huán)境保護費改稅影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機理，即環(huán)境保護費改稅可以通過促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和提高企業(yè)投資效率，實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升；③從市場競爭、企業(yè)規(guī)模和生命周期三個角度，探討環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性。

二、制度背景、理論分析與假設(shè)提出

（一）制度背景

借鑒西方國家治理環(huán)境的理念，我國于1979年在出臺的《環(huán)境保護法（試行）》中首次明文規(guī)定，如果企業(yè)排放的污染物超過標準，以超標排放污染物的數(shù)量和濃度征收排污費，為我國確立排污收費制度提供了法律依據(jù)。此后，為治理環(huán)境問題，我國在1982年和1988年先后出臺了《征收排污費暫行辦法》和《污染源治理專項基金有償使用暫行辦法》，并明確規(guī)定排放污染物的企業(yè)繳納排污費后，不免除排污企業(yè)的污染治理責任，環(huán)保部門以排污企業(yè)主動申報的排放污染物濃度、數(shù)量和種類為依據(jù)征收排污費，征收的排污費繳入地方財政，部分資金用于污染源治理。在原辦法改進完善的基礎(chǔ)上，2003年出臺實施了《排污費征收使用管理條例》，實現(xiàn)了超標收費向排污收費、單因子收費向多因子收費的轉(zhuǎn)變，并對排污費的繳入和使用加強審計監(jiān)督。雖然《排污費征收使用管理條例》的實施在污染治理方面取得了一定成效，但仍有許多不足：首先，排污治理入不敷出的困境并沒有得到解決；其次，由于排污收費制度法律剛性相對較弱，在征收排污費過程中容易出現(xiàn)漏繳、欠繳等問題。為彌補排污收費制度的不足，我國于2018年實施《環(huán)境保護稅法》，以替代排污收費制度。

（二）理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)全要素生產(chǎn)率是企業(yè)科技創(chuàng)新、組織制度完善、產(chǎn)品升級、管理水平提高的綜合體現(xiàn)［13］。學者們普遍認為，提升企業(yè)投資效率和技術(shù)進步是提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵［14-15］。一方面，當企業(yè)技術(shù)進步緩慢時，企業(yè)會提供同質(zhì)化的商品，不能滿足消費者差異化需求，從而導致企業(yè)核心競爭力下降，抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升［16］。提高企業(yè)創(chuàng)新能力不僅有助于企業(yè)長遠發(fā)展，還有利于產(chǎn)業(yè)升級，從而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和全要素生產(chǎn)率的提升。另一方面，當企業(yè)投資效率過低時，企業(yè)資源沒有得到合理利用，不利于全要素生產(chǎn)率提升［17］。而排污收費制度的廢除和環(huán)境保護稅制度的實行，標志著我國從法律上確立了環(huán)境保護稅制度。相較于排污收費制度，環(huán)境保護稅制度具有更強的環(huán)境規(guī)制和稅收激勵，能夠推動企業(yè)創(chuàng)新，提高投資效率，最終提升全要素生產(chǎn)率。特別地，隨著環(huán)境規(guī)制強度的提升，企業(yè)通常會通過提高管理水平，以規(guī)避環(huán)保處罰，而管理水平的提升可以有效地提高全要素生產(chǎn)率［18］。具體來說，嚴格的環(huán)境保護稅制度，迫使企業(yè)改變原有的管理模式，改進生產(chǎn)工藝和優(yōu)化生產(chǎn)模式［19］以適應《環(huán)境保護稅法》的要求，從而推動全要素生產(chǎn)率的提升，同時實現(xiàn)環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利。

綜上所述，本文提出假設(shè)1。

H1：環(huán)境保護費改稅可以提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

環(huán)境保護稅制度具有更強的環(huán)境規(guī)制和稅收激勵，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，最終實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升。首先，排污費由環(huán)保部門征收，對排污費的征繳缺乏監(jiān)督，甚至一些地方政府官員為了追求政績，干預排污費的征收或降低排污費征收標準，導致重污染企業(yè)面臨較低的監(jiān)管壓力［20］；而環(huán)境保護稅由稅務部門征收，其獨立性更強，在征收環(huán)境保護稅過程中，不容易被行政干預，便于對重污染企業(yè)施加更加嚴格的監(jiān)管壓力［21］。其次，環(huán)境保護稅的立法層級更高，《環(huán)境保護稅法》屬于法律，由全國人大常委會制定，而《排污費征收使用管理條例》屬于行政法規(guī)，由國務院制定，因而環(huán)境保護稅制度的法律剛性更強、執(zhí)法更加嚴格［22］。波特假說指出，實施嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，雖然會提升企業(yè)生產(chǎn)成本，如購買額外環(huán)保設(shè)備、增加人員培訓費等，但也會推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，獲得“創(chuàng)新補償”，彌補增加的生產(chǎn)成本，從而提升企業(yè)市場競爭力［23-24］。具體來說，采取更加嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，社會各界也會更加重視企業(yè)環(huán)境治理問題。面對外部輿論壓力和內(nèi)部生產(chǎn)成本的增加，企業(yè)必須通過技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)工藝水平的提升和產(chǎn)品迭代，以擴大產(chǎn)品市場占有率和提升全要素生產(chǎn)率。隨著市場份額和利潤的增加，企業(yè)也有充足的資金用于環(huán)境治理［18］，最終同時實現(xiàn)環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利。此外，環(huán)境保護稅的稅收優(yōu)惠力度更大，重污染企業(yè)減排污染物可以享受更多稅收優(yōu)惠，企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新生產(chǎn)“綠色”產(chǎn)品的意愿也更加強烈［25］。因此，環(huán)境保護稅制度具有更強的環(huán)境規(guī)制和稅收激勵，推動技術(shù)進步，提高企業(yè)核心競爭力，最終實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升。

綜上所述，本文提出假設(shè)2。

H2：環(huán)境保護費改稅通過促進創(chuàng)新提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

企業(yè)投資效率是企業(yè)進行投資活動獲得利益與所付出成本的比值，即用來衡量和評價企業(yè)投資活動時投入資本的使用效率［26］。若企業(yè)在進行投資活動時，所作出的投資決策與企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略相違背，將會導致投資效率降低，阻礙全要素生產(chǎn)率的提升［27］。而環(huán)境保護稅制度可以發(fā)揮更強的環(huán)境規(guī)制效應，提高企業(yè)投資效率，最終實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升。當環(huán)境規(guī)制強度較低時，企業(yè)承擔的排污成本相對較低，容易給企業(yè)管理層造成利潤虛高的假象，導致管理層盲目投資，降低了企業(yè)投資效率，不利于全要素生產(chǎn)率的提升［28］。而采取嚴格的環(huán)境規(guī)制政策時，企業(yè)面臨更大的監(jiān)管壓力，需要在污染治理方面投入更多的資金［29］，投資效率低的企業(yè)一旦無法應對生產(chǎn)成本的增加，那么可能會被市場淘汰。此外，采取嚴格的環(huán)境保護稅制度，將會對企業(yè)的投資水平和投資方向產(chǎn)生影響，從而實現(xiàn)企業(yè)投資規(guī)模的增減和轉(zhuǎn)移［30］。具體來說，嚴格的環(huán)境保護稅制度，迫使企業(yè)使用節(jié)能環(huán)保設(shè)備，降低企業(yè)生產(chǎn)成本，并將節(jié)約的資金投資于凈現(xiàn)值較高的項目，以獲取更多的利潤［31］。因此，環(huán)境保護費改稅迫使管理層在進行投資決策時更加謹慎，選擇最優(yōu)投資組合，提升企業(yè)投資效率，實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升。

綜上所述，本文提出假設(shè)3。

H3：環(huán)境保護費改稅通過提高投資效率提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

我國《環(huán)境保護稅法》在2018年1月1日正式實施，而采用雙重差分法時樣本時間在政策實施前后最好一致，因此，本文選取2015—2020年滬深A股上市公司為研究對象，并進行以下處理：①對所有連續(xù)變量進行1%分位數(shù)的縮尾處理；②剔除金融類、保險類上市公司數(shù)據(jù)；③剔除在2015—2020年被ST、*ST處理的上市公司數(shù)據(jù)；④剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文得到16 060個樣本觀測值，實證所用到的財務數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明

企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。參考Olley和Pakes［32］、魯曉東和連玉君［33］的研究，本文使用OP半?yún)?shù)法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。

環(huán)境保護費改稅。因《環(huán)境保護稅法》于2018年1月1日正式實施，在2018年1月1日前，時間虛擬變量（Time）取值為0，否則取值為1；若公司為重污染企業(yè)，分組虛擬變量（Treat）取值為1，否則取值為0，其中重污染行業(yè)是《上市公司環(huán)境信息披露指南》中界定的冶金、火電、建材等16個細分類行業(yè)；解釋變量為Treat×Time，在2018年1月1日政策實施前，實驗組和對照組Treat×Time取值均為0，政策實施后，實驗組取值為1，對照組取值為0。

控制變量。參考已有學者的研究，本文分別控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、現(xiàn)金比率（Cash）、股權(quán)集中度（CR）、獨董比例（Ind）、董事會人數(shù)（Nod）和董事長與總經(jīng)理兼任情況（Int）7個控制變量。主要變量描述見表1所列。

表1 主要變量描述

（三）模型設(shè)定

根據(jù)上述變量定義，構(gòu)建基準回歸模型（1）檢驗H1。

其中：i為企業(yè)；t為年份；β0為常數(shù)項；β1-12為各變量系數(shù)；Year為時間虛擬變量；Industry為行業(yè)虛擬變量；ε為殘差項。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 描述性統(tǒng)計

由表2以看出，企業(yè)全要素生產(chǎn)率最大值為10.982，最小值為3.524，均值為6.681，標準差為0.829，說明不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率相差比較大；此外，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金比率、股權(quán)集中度、獨董比例、董事會人數(shù)和董事長與總經(jīng)理兼任情況的取值均在合理范圍內(nèi)，說明本文選取的樣本和變量是合理的。

（二）基準回歸分析

表3為環(huán)境保費改稅對全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果，其中，列（1）僅加入Treat×Time進行回歸，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.060 6，在1%水平上顯著；列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入控制變量，但沒有控制時間固定效應和行業(yè)固定效應，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.046 2，在5%水平上顯著；列（3）在列（2）的基礎(chǔ)上控制了時間固定效應，但沒有控制行業(yè)固定效應，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.044 7，在5%水平上顯著；列（4）在列（2）的基礎(chǔ)上控制了行業(yè)固定效應，但沒有控制時間固定效應，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.052 5，在1%水平上顯著；列（5）在列（2）的基礎(chǔ)上同時控制了時間固定效應和行業(yè)固定效應，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.050 9，在1%水平上顯著。上述結(jié)果表明，無論是否控制時間固定效應、行業(yè)固定效應還是加入控制變量，環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率都具有顯著的正向影響，說明環(huán)境保護費改稅推動了企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而實現(xiàn)經(jīng)濟紅利。由此，H1得到驗證。

表3 基準回歸結(jié)果

（三）識別條件檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的一個重要前提是政策實施前實驗組和對照組是保持平穩(wěn)趨勢的，只有滿足平穩(wěn)趨勢檢驗，運用雙重差分法估計的結(jié)果才是準確的。為此，本文參考Bertrand和Mullainathan［34］的研究，與構(gòu)建模型（2）進行平行趨勢檢驗，其中Before3、Before2、Before1和Current為時間虛擬變量與實驗組（重污染企業(yè)）的交互項，例如受《環(huán)境保護稅法》沖擊前第2年樣本，Before2取值為1，否則取值為0；受《環(huán)境保護稅法》沖擊后第1年樣本，Current取值為1，否則取值為0；若Before3、Before2和Before1的系數(shù)均不顯著為0，而Current的系數(shù)顯著，表明通過平行趨勢檢驗。

平行趨勢檢驗結(jié)果見表4列（1），可以看出，Before3、Before2和Before1的回歸系數(shù)分別為-0.034 7、0.020 1和0.032 3，均未通過10%的顯著性檢驗，說明在《環(huán)境保護稅法》實施前，實驗組（重污染企業(yè)）與對照組（非重污染企業(yè)）之間不存在顯著差異；Current的回歸系數(shù)為0.055 8，在5%水平上顯著，說明在《環(huán)境保護稅法》實施后，實驗組（重污染企業(yè)）與對照組（非重污染企業(yè)）之間存在顯著差異，由此表明本文運用雙重差分法進行回歸是可行的。

表4 平行趨勢檢驗、排除預期效應與安慰劑檢驗結(jié)果

2.排除預期效應

若企業(yè)在《環(huán)境保護稅法》正式實施前提前做出反應，那么《環(huán)境保護稅法》的執(zhí)行可能存在嚴重的內(nèi)生性問題，因此，本文參考Lu和Yu［35］的研究，在基準回歸模型中加入交互項Treat×Predict，構(gòu)建模型（3），檢驗是否存在預期效應，其中，Predict為環(huán)境保護費改稅前一年（2017年）的時間虛擬變量。

預期效應檢驗結(jié)果見表4列（2），可以看出，Treat×Predict的系數(shù)為-0.028 3，未通過10%的水平顯著性檢驗，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.070 5，在1%水平上顯著，與前文結(jié)論相一致，說明環(huán)境保護費改稅對全要素生產(chǎn)率的影響不存在預期效應。

3.安慰劑檢驗

假設(shè)《環(huán)境保護稅法》在2016實施，且重新選取樣本期間為2015—2017年，以考察環(huán)境保護費改稅是否依然能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在2016年之前，時間虛擬變量取值為0，否則取值為1，其他變量取值不變。若時間虛擬變量與實驗組（重污染企業(yè)）虛擬變量的交互項不再顯著，說明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升是由環(huán)境保護費改稅引起的?；貧w結(jié)果見表4列（3），可以看出，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.121 2，未通過10%的顯著性檢驗，意味著可以排除其他因素對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配—雙重差分（PSM—DID）

首先，進行一對三近鄰傾向得分匹配處理（PSM），其中，協(xié)變量為企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、現(xiàn)金比率（Cash）、股權(quán)集中度（CR）、獨董比例（Ind）、董事會人數(shù)（Nod）和董事長與總經(jīng)理兼任情況（Int）。匹配結(jié)果和平衡性檢驗見表5所列，可以看出，經(jīng)匹配后標準化偏差的絕對值均小于3%，說明本文采用的匹配方法是合理的。

表5 平衡性檢驗

其次，運用雙重差分法重新進行多元回歸，具體回歸結(jié)果見表6列（1），可以看出，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.050 9，在1%水平上顯著，與前文結(jié)果保持一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表5

2.替換被解釋變量

本文借鑒Levinsohn和Petrin［36］的研究，采用LP法對全要素生產(chǎn)率重新進行多元回歸，回歸結(jié)果見表6列（2）?？梢钥闯?，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.039 5，在5%水平上顯著，支持前文結(jié)論，說明本文回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

五、機制分析

上文驗證了環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向影響，那么環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制是什么？基于前文分析，本文設(shè)計“環(huán)境保護費改稅—技術(shù)創(chuàng)新—企業(yè)全要素生產(chǎn)率”與“環(huán)境保護費改稅—投資效率—企業(yè)全要素生產(chǎn)率”兩條環(huán)境保護費改稅影響全要素生產(chǎn)率的路徑。

（一）技術(shù)創(chuàng)新的中介作用

環(huán)境保護費改稅促進全要素生產(chǎn)率的提升，但技術(shù)創(chuàng)新是否承擔中介效應還不清楚，為此，需要檢驗技術(shù)創(chuàng)新的中介效應。本文參考黎文靖等［37］的研究，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新以研發(fā)支出與營業(yè)收入之比加以衡量。借鑒溫忠麟等［38］的研究，構(gòu)建中介效應模型，檢驗技術(shù)創(chuàng)新是否承擔中介作用，具體見模型（4）、模型（5）。

技術(shù)創(chuàng)新中介效應檢驗結(jié)果見表7所列，列（1）、列（2）和列（3）分別為模型（1）、模型（4）和模型（5）的回歸結(jié)果。列（2）Treat×Time的回歸系數(shù)為0.001 1，通過10%的顯著性檢驗，說明環(huán)境保護費改稅推動了企業(yè)技術(shù)進步，進一步驗證了波特假說；列（3）Treat×Time的回歸系數(shù)為0.047 3，在1%水平上顯著，Innovation的回歸系數(shù)為3.190 3，在1%水平上顯著，說明技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境保護費改稅與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中承擔部分中介作用，H2得到驗證。

表7 技術(shù)創(chuàng)新的中介效應檢驗

續(xù)表7

（二）投資效率的中介作用

本文借鑒Biddle等［39］的研究，構(gòu)建模型（6）計算分年份分行業(yè)殘差項絕對值即企業(yè)投資效率（Inv），該數(shù)值越大表明企業(yè)投資效率越低，其中，Invest為新增投資總額/總資產(chǎn)，Growth為本期銷售增長額/上期銷售總額。

本文參考溫忠麟等［38］的研究，構(gòu)建中介效應模型檢驗投資效率是否承擔中介作用，具體見模型（7）、模型（8）。

投資效率的中介作用檢驗結(jié)果見表8所列，其中，列（1）、列（2）和列（3）分別為模型（1）、模型（7）和模型（8）的回歸結(jié)果。表8中，列（2）Treat×Time的回歸系數(shù)為-0.002 6，在1%水平上顯著，說明環(huán)境保護費改稅迫使投資者在進行投資決策時更加謹慎，選擇最優(yōu)投資組合，以提高企業(yè)投資效率；列（3）Treat×Time的回歸系數(shù)為0.036 4，在5%水平上顯著，Inv的回歸系數(shù)為-5.640 2，通過1%水平顯著性檢驗，說明環(huán)境保護費改稅通過提高企業(yè)投資效率實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升，H3得到驗證。

表8 投資效率的中介作用檢驗

六、異質(zhì)性分析

（一）市場競爭異質(zhì)性

企業(yè)要想在激烈的市場競爭中存活下來，并且發(fā)展壯大，必須通過技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化投資組合，才能提升其市場競爭力，獲取更多的利潤?；诖?，本文以市場競爭程度均值為臨界點，將全樣本分為高市場競爭組和低市場競爭組，分別進行多元回歸。借鑒楊興全和吳昊旻［40］的研究，市場競爭程度等于行業(yè)內(nèi)每家公司營業(yè)收入與行業(yè)營業(yè)收入合計的比值的平方累加，該數(shù)值越大表明市場競爭程度越低?；貧w結(jié)果見表9所列，其中，列（1）為高市場競爭組回歸結(jié)果，列（2）為低市場競爭組回歸結(jié)果。表9中，列（1）Treat×Time的回歸系數(shù)為0.082 7，在1%水平上顯著，而列（2）Treat×Time的回歸系數(shù)為0.023 8，未通過10%的顯著性檢驗，說明市場競爭程度越高，環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響越強。

表9 行業(yè)競爭程度異質(zhì)性檢驗

（二）企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

企業(yè)規(guī)模較大意味著企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)更加完善、風險承擔能力更強，相較于中小企業(yè)更容易形成規(guī)模經(jīng)濟，擁有更低的生產(chǎn)成本。因此，本文以企業(yè)規(guī)模（Size）均值為臨界點，將全樣本分為大型企業(yè)組和中小企業(yè)組分別進行多元回歸，回歸結(jié)果見表10所列。表10中，列（1）為大型企業(yè)組回歸結(jié)果，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.090 4，在1%水平上顯著；列（2）為中小企業(yè)組回歸結(jié)果，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.020 6，未通過10%的顯著性檢驗，說明當企業(yè)規(guī)模越大時，企業(yè)擁有更多的資金用于污染治理和技術(shù)創(chuàng)新，其盈利能力更強，環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更顯著。

表10 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗

續(xù)表10

（三）生命周期異質(zhì)性

企業(yè)處在不同的生命周期階段，其現(xiàn)金持有量、治理結(jié)構(gòu)等方面都存在顯著差異，為檢驗不同企業(yè)生命周期下環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文借鑒吳非等［41］的研究，將企業(yè)生命周期分為成長期、成熟期和衰退期三個階段，并分別進行多元回歸，回歸結(jié)果見表11所列。表11中，列（1）為成長期組回歸結(jié)果，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.044 3，未通過10%的顯著性檢驗；列（2）為成熟期組回歸結(jié)果，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.052 2，在10%水平上顯著；列（3）為衰退期組回歸結(jié)果，Treat×Time的回歸系數(shù)為0.051 2，在5%水平上顯著。產(chǎn)生上述結(jié)果的原因可能是：在成長期，企業(yè)信息不對稱程度較高、現(xiàn)金流較少，導致環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升不明顯；在成熟期，企業(yè)擁有充足的現(xiàn)金流，公司治理結(jié)構(gòu)趨于完善，導致環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更顯著；在衰退期，雖然企業(yè)市場競爭力下降，盈利能力減弱，但基于成熟期打下的基礎(chǔ)，其仍然有完善的治理結(jié)構(gòu)和信息披露機制，且迫于市場清退壓力，企業(yè)在投資時會更加謹慎，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升也較為明顯。

表11 生命周期異質(zhì)性檢驗

七、研究結(jié)論與建議

作為一種環(huán)境規(guī)制手段，《環(huán)境保護稅法》憑借嚴格的法律剛性約束、稅收優(yōu)惠等特點，推動企業(yè)節(jié)能減排，并成為企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的重要引擎。因此，研究環(huán)境保護稅政策的實施效果，具有重要理論意義和現(xiàn)實價值。

（一）研究結(jié)論

本文以滬深A股上市公司為研究樣本，運用雙重差分法，從理論和實證兩個方面探討了環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及作用機制，主要得出以下研究結(jié)論：

第一，環(huán)境保護費改稅推動了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，即實施環(huán)境保護稅政策不僅能實現(xiàn)環(huán)境紅利，還可以迫使企業(yè)綠色升級，實現(xiàn)經(jīng)濟紅利。

第二，環(huán)境保護費改稅不僅直接影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，還通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和投資效率間接影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

第三，環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在不同市場競爭程度、企業(yè)規(guī)模和生命周期樣本中表現(xiàn)出差異性，即環(huán)境保護費改稅對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在市場競爭更為激烈、大型企業(yè)、成熟期和衰退期的樣本中更為顯著。

（二）政策建議

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，進一步完善環(huán)境規(guī)制體系。政府應繼續(xù)完善《環(huán)境保護稅法》，制定合理的征稅標準，提高制度的規(guī)制強度，迫使企業(yè)減少污染物排放，激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型。

第二，政企合作推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。一方面，政府應營造良好的營商環(huán)境，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新營造良好氛圍，幫助企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升；另一方面，企業(yè)應完善員工培訓體系和引進高層次人才，并積極與高校、科研院所合作，攻破技術(shù)難關(guān)，推動企業(yè)技術(shù)進步。

第三，建立健全投資管理體系以提升投資效率。企業(yè)應建立健全投資管理體系，防止管理層為了追逐短期利益而盲目投資，特別在新冠肺炎疫情、中美貿(mào)易沖突等復雜背景下，企業(yè)應對生產(chǎn)投資行為進行把控，選擇最優(yōu)投資組合，以提高企業(yè)投資效率，推動全要素生產(chǎn)率的提升。

第四，審慎實施環(huán)境保護稅政策。針對市場競爭程度、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)生命周期等異質(zhì)性特征，政府應審慎實施環(huán)境保護稅政策。一方面，企業(yè)應積極完善管理模式，提高核心競爭力；另一方面，對于中小企業(yè)和處于成長期的企業(yè)，政府應給予一定稅收優(yōu)惠和政府補貼，激勵其技術(shù)創(chuàng)新，幫助中小企業(yè)和處于成長期的企業(yè)適應環(huán)境保護稅制度。