增值税征管与企业排污：一个多维度国家治理能力的视角.pdf

No.C2018005 2018-03-26 增值税征管与企业排污：一个多维度国家治理能力的视角 李力行聂卓 席天扬 北京大学国家发展研究院 内容提要 ： 本 文研究工业企业增值税的征管力度对于企业排污治理的影响。 我们构建理论模 型说明， 当国家能力不足以确保对税收和排污监管的严格执行时， 成本最小化动机驱使企业 比较这两种政策的违规成本， 并在逃税和超量排污之间做出权衡取舍。 当税收征管力度加强 时， 企业会倾向通过增加超量排污来最小化成本， 从而表现出跨部门的外部性。 利用中国城 市面板数据， 并以城市土地出让金占财政收入比重为工具变量， 本文发现， 地区增值税实际 税负的增加， 会导致工业二氧化硫等污染物排放强度显著上升， 而其他与工业企业成本无关 的政府收入的变动则无此影响。 本研究表明， 国家治理能力的提高需要多部门协同工作、 多 管齐下；缺少一致行动的治理行为则可能导致跨部门的外部性成本。 关键词： 税 收征管力度 排污强度 非正规经济 国家治理能 力第 1 页 增值税征管与企业排污： 一个多维度国家治理能力的视角 李力行 聂卓 席天扬 北 京 大 学 国家 发 展 研 究院, 100871 内 容 提要 ： 本文研究工业企业增值税的征管力度对于 企业排污治理的影响。 我们 构建理 论模型说明，当 国家能力不足以确保对税收和排污监管的 严格执行时， 成本最小化动机驱使 企业 比较 这两种政策的违规成本， 并在逃税和超量排 污之间做出权衡取舍。 当税收征管力度 加强时 ， 企业会倾向通过增加超量排污来最小化成本 ， 从而表现出跨部门的外部性。 利用中 国城市面板数据， 并以城市土地出让金占财政收入比重为工具变量， 本文发现， 地区增值税 实际税负的增加， 会导致工业二氧化硫等污染物排放强度显著上升， 而其他与工业企业成本 无关的政府收入的 变动则无此影响。 本研究表明， 国家治理能力的提高需要多部门协同工作、 多管齐下；缺少一致行动的治理行为则可能导致跨部门的外部性成本。 关键词 ：税收征管力度 排污强度 非正规 经济 国家治理能力 一、导言 国家能力 是现代化 治 理体系的重 要组成部分 ，也是公共 领域治理绩 效的基本决定 因素。 经济学和社会科学的主流文献指出 ， 以财政能力为中心的国家能力 的匮乏， 是制约发展中国 家 经济发展的 一大主因 （王绍光和胡鞍钢， 1993； Besley ; 其 中， 为税收对排污影响的 总量效应 ，满足 ，当且仅当环保部门风险中 性，即 时取 号。 的经济含义为：税收征管力度 增大导致污染总量增加，治污 对环保部门带来的边际效用上升，从而环保部门倾向于增加环境监察力度。 为税 收对排污影响的 边际效应 ，其符号不确定。 的经济含义为：税收征管力度 增大会导致 环境监察力度 对污染总量 减排的边际效果发生变化， 其影响方向不确定。 。因 此， 对 的影响可以分如下几种情形进行讨论： (1) 环保部门风险厌恶 ， 且 边际效应 为正。 此时 ， 即税收征管力度加大会导致环境 监察力度也增强。 (2) 环保部门风险中性 ， 且 边际效应 为正。 此时 ， 即税收征管力度加大会导致环境 监察力度也增强。 (3) 环保部门风险厌恶 ， 且 边际效应 为负。 此时 符号不定， 税收征管力度加大对环境监 察力度的影响方向不确定。 (4) 环保部门风险中性 ， 且 边际效应 为负。 此时 ， 即税收征管力度加大会导致环境 监察力度减弱。 以上分析 表明，当各部门独立决策并根据自身与其他部门的目标进行策略性互动， 税 收征管对于环境监察力度的影响不确定。在一定条件下，可能出现 税收增进、环保后撤的 结果， 导致 超标排污的强度增加。这对应上述情形(4) ，即环保部门风险中性（ ）， 并且 税收征管力度 增大导致环境监察力度 对降低 污染水平 的边际贡献下降（ ） ，从经济直觉来说，因为 的增大推高了企业的违规排放，环保监察努力的作用 被削弱 了。 这一结果在经验事实上对应着税收强度和排污强度的正相关性，且无需 环保为税收让 路 的假设。当上述交叉边际效应为正（ ） ，税收力度 增大将会促使环保部门加强 监察力度， 这对应上述情形(1) 和(2) 。综合来看， 在理论上税收强度和排污强度的关系取决 于部门的风险态度和跨部门的边际效应，总体影响 不确定。 2. 环保部门妥协 考虑 环保部门与税收部门之间存在 协商，且税务部门强势 。两个部门协商决策的最优 化 问题如下 ， 其中， 为税务部门效用在政府总效用中的权重， 。求解该问题，得到税务部门 和环保部门的最优 监管力度分别为 和 。 假定 上述最优反应方程能够确定一个稳定的均衡 。当税务部门变得强势，即模型中 变大时， 容易证明在最优解处有第 8 页 也就是说， 趋于强势的税务部门或税收征管目标 将导致税收征管力度 的上升和 的下 降。从 3.2 节的分析不难得出，此时税收的强度和排污强度同时提高。 我们把对税收强度 和排污强度之间 的这种互动形式称为 部门妥协假说 。 3. 部门协同治理 在 3.3.2 中的设定中，假定部门之间根据既定社会福利 目标 协同治理。该 最优化问题的求解与 3.3.2 一致： 和 。能够证明，当某些系统外的冲击导致税 收努力 上升，为了保证环保部门的努力相应上升，避免企业通过增加超标排放转嫁税收 成本，需要减少税收维度的权重 ，增加环保权重 。这意味着在部门协同治理的制度 安排 下， 和 需要同时上升（ 相应下降），才能保证原有社会福利目标水平 不变。 4. 模型小结 在上述模型分析可以看出 ，以扩大税收为目标 而牺牲环保的政策互动，并非造成排污 强度增加的唯一路径，也 未必是主要路径。无论是部门独立决策，或基于既定的社会发展 目标开展协同的治理决策，都有 可能使得税收和环保部门同时 强化监管努力。因此，税收 强度和企业排污之间的正向关联更可能是 企业基于自身成本最小化 的考量，选择在两种合 规成本之间权衡取舍的产物。 四、数据与变量 模型的核心结论是 3.2 节中的方程(5) 和(6) ，其结果显示税收征管力度对于污染排放的 一阶影响大于等于 0 。 在考虑了部门的决策和互动后， 该一阶影响的符号 取决于部门风险态 度和跨部门边际效应。 因为风险态度不可观测， 最终上述维度的政策互动仍需通过数据实证 检验。 利用各种公开数据资料， 我们构建了一个城市层面 污染物排放强度和工业企业增值税 缴纳强度 的面板数据集。为了使样本中的城 市具有可比性，我们删去了 所有的直辖市样 本 。 在剔除了缺失值后，我们得到了 260 个地级市跨越 2003-2013 年共 11 年的面板数据，用于 回归的 样本 共计 2860 个观测值。 （一） 被解释变量 工业 二氧化硫、 工业 烟尘和工业废水 等工业污染物排放数据来自 中国城市统计年鉴 。 本 文 主 要 采 用 单 位 工 业 产 值 对 应 的 工 业 污 染 物 排 放 量 来 衡 量 工 业 污 染 物 排 放 强 度 。 需要强 调指出的是， 在模型的结论中， 税收强度的提高直接引起的是企业超标排放力度的增强。 在 官方统计数据中， 无法区分超标与合 规排放的污染物。 所谓超标， 并不意味着这部分污染排 放不在官方的统计 范围以内， 在现实情境中的经济非正规性， 往往对应着官方没有充足的行 政力量去查处 和惩罚所有的违规超排行为 。 正因为 执法存在弹性， 对某一企业的超标排放是 否执行处罚、 认定多少 ， 通常来自于环保部门的自由裁量 。 无论如何， 从均值来看， 超标排 放与污染排放总量高度相关， 是一枚硬币的两面。 因此， 总污染排放强度是超标排放强度的 可靠替代变量。 同时我们放弃使用环境经济学中常用的某些指标，例如空气中 PM2.5 的浓 度，或者卫星观测的 SO2 浓度数据。其主要原因在于空气环境质量和污染排放仍是两个存 在显著差异的指标， 环境质量取决于污染物扩展条件、 城市燃煤、 汽车尾气、 建筑扬尘等众 多 因素， 并不 能直接 对应 于工业 企业 的排放 行为 。相应 的， 我们构 造了 单 位工 业产 值对应 的工业二氧化硫 （SO2 ） 排放量 来作为基准回归的被解释变 量。 在稳健性检验中， 我们还使 用了单位第二产业 GDP 对应的工业二氧化硫排放量。 为确保结论的可靠性，我们也构造了 单位工业产值对应的 工业粉尘排放量和工业废水排放量 。 此外， 参考沈坤荣等 （2017），我 们构造了污染排放强度总指数（p_total ），如(8) 式所示：第 9 页 其中 ，p_total it 为城市 i 在年份 t 的综合工业污染排放强度指数；pv itj 是城市 i 在年份 t 关于 污染物 j 的排放总量指数，定义方法如(2) 式所示： 其中 p itj 为城市 i 在年 份 t 在污染物 j 上的排放总量 ，当 j 取 1 、2 和 3 时，分别代表二氧化 硫、粉 尘和废水 。类似地，我们构造了工业产值指数： 污染物 排放相关变量的统计描述 见表 1 。 （二） 解释变量 地方政府预算内各项财政收入的数据来自 地市县财政统计资料 和 中国城市统计年 鉴。 我们 采用单位工业产值对应的地方政府增值税收入作为企业面临 实际税率的度量 。 在 2012 年 营改增 试点改革开始之前， 样本中所有城市的增值税收入均主要来自工业企业， 因此 我们的指标 能较为准确地反映工业企业的税收负担。 另外， 由于出口退税等税收返还项 目在财政管理中算作支出，因此 出口退税的 存在 会导致下文中的估计结果出现低估。此外， 在稳健性检验中， 我们还使用了单位第二产业 GDP 和 单位工业增加值 对应的地方增值税收 入。 在土地财政方面， 本文使用土地出 让收入与地方政府 财政收入的比值作为地方政府土地 财政依赖程度的度量 ， 土地出让收入的数据来自 中国国土资源统计年鉴 。 为了验证确实 是 工业企业税负对工业企业排污强度产生了影响， 本文还构造了一系列 伪增值税负强度 指 标， 包括单位工业产值对应的地方政府税收收入、 地方政府总收入、 营业税收入 、 企业所得 税收入。 （三） 其他变量 本文 在回归当中加入了一系列控制变量， 其 描述性统计如表 1 所示。 首先， 我们在回 归中加入了城市工业总产值、 第二产业 GDP 占 GDP 总额比重、 工业企业平均资产总额和工 业企业平均主营业务收入 ， 以便 对城市的工业基本情况 进行控制。 其次， 根据环境库兹涅茨 曲线（Grossman Dinda, 2003 ），企业生产的污染程度会受到经济发展水平 的影响， 因此我们在回归中控制了人均 GDP 数额。 根据 污染避难所 （Pollution Haven ） 假说， FDI 会 对本地污染产生影响 （Dean et al., 2009; Kellenberg, 2009 ） ， 我们用一 地工业企业数量 中外资企业数量比重来对 FDI 进行度量。为了度量企业的成本压力 ，我们还构造了城市土 地出让金数额占 GDP 比重和工业企业平均利润率 。上面这些变量均来自中国城市统计年 鉴 。 此外， 为了控制环境规制强度的影响， 我们使用 因水污染超标而被通报的企业数量/ 工业企业数量 来度量环境规制强度。 通报企业数量的数据来自非营利环保机构 公众环境研 究中心 。 五、实证结果 （一 ）基准回归结果 本文使用 如下的双向固定效应模型 进行估计： 需要说明的是， 土地增值税是地方税，与作为中央地方共享税的增值税是两种不同的税收，因此土地增值税收入不计入地方 政府增值税收入。第 10 页 （11 ）式中，pollution it 为排放强度指标，等于单位工业产值对应的污染物排放量。VAT it 为 单位工业产值对应的地方政府增值税收入，其系数 1 衡量了企业工业污染物排放强度对增 值税实际税率的弹性， 是本文关心的核心参数。 X it 是一组控制变量， 包括工业总产值、 第二 产业 GDP 占比、 工业企业平均总资产规模、 工业企业平均主营业务收入 、 人均 GDP 、 外资 企业占比、土地出让收入占 GDP 比重 和工业企业平均利润率 。所有名义变量均用该地级市 GDP 平 减 指数 进行过 价格 处理， 在回 归当中 变量 形式均 取自 然对数 形式 。 i 为城市 固定效 应， t 为时间固定效应， it 为误差项。 图 1 展示了工业二氧化硫排 放强度与增值税实际税率 之间的关系 。可以看到，二者之间表现出明显的正相关关系。 表 1 主要变量描述性统计 变量名称 单位 观测值 平均值 标准差 最小值 最大值 污染物排放相关变量 工业 SO2 排放强度 千吨/ 十亿元 2,860 1.27 1.95 0 30.09 工业烟尘排放强度 千吨/ 十亿元 2,838 0.72 1.76 0 41.79 工业废水排放强度 百万吨/ 十亿元 2,860 1.32 2.30 0.04 45.53 排放强度指数 2,838 0.32 0.94 -3.17 4.4 政府收入 地方政府增值税收入 百万元 2,860 922.09 1633.7 15.78 22787.28 增值税实际税率 2,860 8.12 5.37 0.79 106.42 增值税依赖程度 2,860 0.15 0.07 0.01 0.98 税收收入 百万元 2,860 5152.02 9257.42 130.51 124569.3 总收入 百万元 2,860 6582.45 10895.02 208.52 143928.3 营业税收入 百万元 2,860 1564.24 2925.15 38.63 35467.2 所得税收入 百万元 2,860 647.34 1556.88 0 23977.77 土地财政依赖程度 2,860 0.82 5.34 0 230.86 企业置地成本 2,860 53.77 444.26 0.08 18568.09 其他变量 工业总产值 十亿元 2,860 144.06 220.75 0.91 2305.48 第二产业 GDP 十亿元 2,860 48.88 59.16 0.91 523.49 工业增加值 十亿元 2,060 24.57 39.74 -0.56 403.56 第二产业 GDP 占比 2,860 0.49 0.11 0.16 0.86 人均 GDP 千元 2,860 21.81 16.51 1.89 127.75 企业平均资产规模 十亿元 2,860 0.11 0.1 0.01 1.71 企 业 平 均 主 营 业 务 收 入 亿元 2,860 1.3 1.03 0 10.38 工 业 企 业 中 外 资 企 业 数量比重 2,860 0.05 0.05 0 0.41 本地企业平均利润率 2,860 0.08 0.35 -0.1 18.47 环境规制强度 2,340 0.02 0.04 0 0.58 本 地 企 业 平 均 资 产 负 债率 2,580 0.6 0.09 0.19 0.92 本 地 企 业 平 均 财 务 成 本 2,580 0.02 0.01 -0.01 0.04 增值税实际税率对工业烟尘排放强度和工业废水排放强度的影响与对工业二氧化硫排放强度的影响类似，见附图 和附图 。第 11 页 国有企业占比 2,580 0.12 0.11 0 0.86 注： 表中所有名义变量均经过价格处理。 变量的定义方式和数据来源详见附表 1。 烟 （粉） 尘排 放量数 据多缺失了两个地级市， 在样本中共 258 个 地级市， 2838 个观测值。 在从工业企业数据库获得的变量当中， 由于数据质量问题， 我们剔除了 2010 年的所 有观测值。 由于国家统计局没有在数据中报告企业 2008 和 2009 年当年的资产折旧数额，因此这两年的工业增加值无法计算。环境规制强度的年份跨度为 2004-2012 年。 图 1 ： 增 值税实 际 税率 对工业 二 氧化 硫排放 强 度的 影响 表 2 报告了本文的基准回归结果。列（1 ）和列（2 ）为工业二氧化硫排放强度对增值 税实际税率进行 OLS 回归得到的结果，其中列（2 ）在列（1 ）的基础上添加了控制变量。 可以看到， 工业二氧化硫排放强度与增值税实际税率之间存在着 正相关关系。 根据列 （2）， 增值税实际税率每提高 1% ， 工业二氧化硫排放强度上升 0.28% ， 这一结果在 1% 的水平上显 著 。 该结果支持我们的假说， 即当企业面临的实际税率上升时， 企业会 选择排放更多的工业 污染物。 列（3 ）、列（4 ）和列（5 ）分别使用了工业烟（粉）尘排放强度、工业废水 排 放 强度和污染排放强度总指数作为被解释变量 ，估计结果与列（2 ）相近，说明当 企业面临 的 税负增加时， 其工业污染物排放强度确实有了普遍的增加。 也就是说， 当税收方面的管制加 强时，环保方面的管制 效果被削弱了。 表 2 增值税实际税率对工业污染物排放强度的影响 工业 SO2 排放强度 工业烟尘排 放强度 工业废水排 放强度 排放强度指数 (1) (2) (3) (4) (5) 增值税实际税率 0.4816* 0.2857* 0.3804* 0.1281* 0.2459* (0.060) (0.058) (0.082) (0.046) (0.041) 观测值数量 2,860 2,860 2,838 2,860 2,838 R 平方 0.687 0.702 0.613 0.769 0.321 城市数量 260 260 258 260 258 控制变量 不控制 控制 控制 控制 控制 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 注：本表中的回归均为 OLS 回归。括号内为均聚类到城市层面的标准误。* 、* 、 和*分别代表 在 1% 、5% 和 10% 的显著性水平上显著。 （二 ）工具变量法第 12 页 在 基 准 模 型 当 中 ， 尽 管 控 制 了 城 市 和 年 份 的 双 向 固 定 效 应 ， 增 值 税 强度这 一 变 量 仍 可 能 与不可观测的因素相联系导致估计的偏误。 需要强调的是， 并非所有不可观测变量都会导 致高估表 2 的正向关系。 例如， 一个可能影响增值税强度的因素是企业的迁移或退出： 税收 负 担 可 能 导 致 技 术 和 盈 利 低 下 的 企 业 退 出 市 场 ， 而 更 有 可 能 退 出 市 场 的 这 些 企 业 往 往 污 染 情况更严重， 排污由于 差 企业退出的改善可能导致方程(11) 的系数 被低估。此外， 地方 政府 可能为了慰留企业在本地经营， 对税收通过事后返还的方式为企业提供补贴 ， 这也使得 系数被低估 。 另一方面， 在环境规制本身较强的地区， 企业有更强的动机去通过与政府谈判 获得税收优惠， 从而产生反向因果问题， 导致估计结果的高估。 为了解决解释变量存在的内 生性问题，我们 使用城市对土地财政 的依赖 度作为增值税实际税率的工具变量 。具体而 言 ， 我们使用的工具变量为 土地出让收入占财政收入比重 。 一方面， 土地财政依赖程度与企业 成本和生产经营的其它方面无关， 仅可能通过影响增值税的 征收力度来影响企业成本， 进而 影响企业排污 。另一方面，讨论中国地方政府财政激励的相关文献（Wang, 2008; Han and Kung, 2015; Chen, 2017a ）指出，对于地方政府而言，不同来源的收入之间，存在着替代关 系。 也就是说， 当一地政府拥有更多来自土地财政 的收入时， 其征收增值税带来的边际收益 就会下降， 从而征收增值税的努力也会下降， 导致 增值税实际税率的降低。 工具变量法估计的一阶段 模型为(5) 式所示： 其中 ，Land it 表示城市 i 在年份 t 土地出让收入占地方政府财政收入比重，其余变量含义与 基准模型一致。 表 3 展示了工具变量法估计结果 。第一阶段回归表明，工具变量 土地财政 依赖程度 对内生变量 增值税实际税率 的影响显著为负， 前者每上升 1% ， 增值税实际税率 下降 0.64% 。一阶段回归 F 值介于 93.70 到 134.17 之间，远大于临界值 10；一阶段回归结 果的 K-P rk Wald F 统计量介于 138-141 之间，远大于 10% 显著性水平对应的临界值 16.38 。 因此 可以 认为，不存在严重的弱工具变量的问题。 表 3 增值税实际税率对工业污染物排放强度的影响- 工具变量法 一阶段回归结果：被解释变量= 增值税实际税率 (1) (2) (3) (4) 土地财政依赖程度 -0.6357* -0.6435* -0.6357* -0.6435* (0.054) (0.054) (0.054) (0.054) 观测值数量 2,860 2,838 2,860 2,838 一阶段回归 F 值 134.17 93.70 134.17 93.70 城市数量 260 258 260 258 控制变量 控制 控制 控制 控制 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 二阶段回归结果 工业 SO2 排放 强度 工业烟尘排放 强度 工业废水排放 强度 排放强度指 数 增值税实际税率 0.3336* 0.4240* -0.0156 0.2242* (0.153) (0.194) (0.145) (0.114) 观测值数量 2,860 2,838 2,860 2,838 R 平方 0.702 0.613 0.768 0.320 城市数量 260 258 260 258 在 简约式（ ）回归中， 如果我们控制住增值税实际税率， 土地财政依赖程度对企业排污强度的影响将不再显著。 该结果显示，土地财政依赖程度 的确不太可能从除了 增值税负担以外的方面对企业排污产生影响。第 13 页 控制变量 控制 控制 控制 控制 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 注： 括号内为均聚类到城市层面的标准误。* 、* 、 和*分别代表在 1% 、5% 和 10% 的显著性水平 上显著 。 第二阶段 估计结果表明， 除了废水排放强度之外， 增值税实际税率对其他被解释变量的 影响在方 向和显著性 上都与 表 2 接近，二氧 化硫排放强 度和烟（粉 ）尘排放强 度 对增值 税 实际税率的弹性还有所增大 。以二氧化硫为 例，根据列（1 ）的估计，增值税实 际税率每 上 升 1% ，工业二氧化硫排放强度增加 0.33% 。在使 用了工具变量之后，废水排放强度 的显著 性消失， 系数也变得很小。 该结果产生的原因可能是二氧化硫、 粉尘和废水排放量统计方式 不同 。总体而言，工具变量估计 结果 支持我们的假说，即税收管制的增强导致环境管制的 效果变差。 （三 ）安慰剂检验 根据本文的理论， 增值税负担 与企业排污强度之间的正向关系， 是通过增大企业成本压 力产生的。 一个潜在的问题是， 这种正向关系有可能是某些不可观测的背景因素导致的。 例 如 ， 经济活跃时， 税收和排污可能同时增加。 为了排除背景因素的影响， 在 这一小节中， 我 们 将 解 释 变 量 分 子 当 中 的 增 值 税 收 入 替 换 为 其他 同样受到 类 似 背 景 因 素 影 响 、 但 不 反 映 工 业企业税收负担的 政府收入的指标。 如果替换后的指标仍然 显著影响企业排污强度， 则增值 税负担与排污之间的关系的确是由不可观测的背景因素导致的； 反之 ， 则可以在一定程度上 排除背景因素 影响结果的可能性。 具体而言， 我们使用的 替代性政府收入指标包括地方政府 营业税收入、 个人所得税收入、 企业所得税收入、 税收收入以及政府总收入 。 一方面， 这 些 收入指标与增值税收入高度相关 ，共同 受到城市经济 状况的影响；另一方面，与增值税收 入不同， 营业税和个人所得税与工业企业完全无关， 企业所得税、 税收收入和政府总收入中 也仅包含了少部分工业企业税收负 担 。表 4 的回归 结果显示，五种替换指标均不显著，表 明增值税负担与企业排污之间的关系不太可能 来自于主动的宏观政策调整 。 六、机制讨论和稳健性检验 （一）排除 部门妥协假说 正如引言中所提到， 除了企业层面的成本替代 （ 成本替代假说 ） 之外， 税收与污染之 间 的正相 关关 系还可 能是 由于 弱 势的 环保部 门对 强势的 财政 和税务 部门 妥协（ 部 门 妥协假 说 ）导致的。在这一小节中，我们将检验这两种假说 对应的一系列相对应的推论。 1. 国有企业的角色 由 于 所 有 者 缺 位 和 承 担 政 策 性 负 担 等 问 题 ， 国 有 企 业 并 非 完 全 追 求 利 润 最 大 化 和 成 本 最小化（Lin et al., 1998; Bai et al., 2000 ），因此对税收负担压力变化引发的成本压力变化不 如 私 营企 业敏 感 。 依照 成本 替 代假说 ， 当 税收负 担 变动 时， 国 有企 业排 污 强度 的变 化 应 该相对较小。 而 根据 部门妥协假说 ， 增值税负担对排污强度的影响主要是由环保部门减弱 管制强度产生。 由于存在政治联系等原因， 环保部门对国有企业削弱环境管制的力度会更强， 在环保部门统计二氧化硫排放量时，二氧化硫排放量要求采用实测数据，如果没有实测数据，则根据物料平衡法或者经验公 式法，对二氧化硫排放量进行估算，因此二氧化硫排放量数据相对准确。在统计粉尘排放数据时，环保部门也要求采用实测数 据。由于布袋除尘技术在本世纪初已经得到相当普遍的应用，因此粉尘排放量数据也相对准确。而在统计废水排放量时，环保 部门统计的是流经工业厂区所有排污管道的废水量，对于企业通过私设管道和深井偷排的废水无法进行统计，因此废水排放量 数据不如另外两种污染物的排放量数据准确。 这些 收入指标与增值税收入之间的相关系数均达到了 左右，相关系数表 见附表 。 企业所得税收入当中包含了工业企业缴纳的所得税，税收收入和政府总收入中包含了工业企业缴纳的所得税和增值税。我们 利用全国财政数据计算了 年间这三类收入当中工业企业负担的平均占比，分别仅为 、 和 。第 14 页 因此税收负担对排污的影响在国企中应 该更大。 如果在国有企业比重大的地方 ， 税收负担对 排污强度的影响更小，则本文的假说成立 ，反之 则 部门妥协假说 更为可信。 在表 5 的列（1 ）和列（2 ）当中，我们加入了增值税负担与国有企业占比的交叉项， 交叉项的估计系数显著为负。 在第 （2 ） 列中， 交叉项系数大小为-0.51 ， 大于增值税实际税 率的系数 0.35 ， 说明当国有企业比重增大时， 企业排污强度对增值税实际税率的弹性会有较 大下降 。在 列（1 ）和 列（2 ） 的设 定下 ， 我们 对 国企占比* 增值 税 实际 税率 这 一 交叉项 的 系数与增值税实际税率的系数之和进行 了 F 检验。 结果显示， 无论是在列（ 1 ） 还是在列 （2 ） 的设定下， 两个系数之和均不显著的区别于 0 。 这一结果说明，如果一个城市的所有企业 都是国企， 税收负担将不再影响企业排污， 该结果支持本文的假说， 即成本压力才是导致企 业在税收负担加重的情况下增大排污强度的原因。 表 4 安慰剂检验- 其他政府收入对工业污染排放强度 的影响 (1) (2) (3) (4) (5) 营业税收入 0.0396 (0.077) 个人所得税收入 0.0803 (0.053) 企业所得税收入 -0.0459 (0.065) 税收收入 0.0917 (0.098) 政府总收入 0.1696 (0.121) 观测值数量 2,860 2,856 2,857 2,860 2,860 R-squared 0.695 0.696 0.695 0.696 0.696 城市数量 260 260 260 260 260 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 注：本表中的回归均为 OLS 回归。括 号内为均聚类到城市层面的标准误。* 、* 、 和*分别代表 在 1% 、5% 和 10% 的水平上显著。 2. 增值税依赖程度 假定地方 环保部门 会对强势的 地 方 税 务 部 门 进行妥协 ， 当 一 个 地 方 的 政 府 更 加 依 赖 增 值税收入时， 这种 妥协效应应该更强。 按照 部门妥协假说 ， 如果在回归中加入增值税实际 税率和增 值税依赖程 度的交叉项 ，我们应该 观察到交叉 项的系数显 著为正。然 而 表 5 的列 （3 ） 和列 （4 ） 显示， 该交叉项的系数在两列当中都为负， 且显著性不高。 该结果 不支持 部 门妥协假说 。 3. 企业利润率 根据 成 本 替 代 假 说 ， 当 企 业 成 本 压 力 较 大 时 ， 增 值 税 负 担 对 企 业 排 污 的 影 响 应 该 更 大。 而根据 部门妥协假说 ， 税收负担与企业排污之间的关系主要取决于环保部门向税务部 门的妥协， 与企业 的成本压力没有关系。 我们用城市工业企业平均利润率作为企业成本压力 的度量指标， 在 表 5 的列 （5 ） 和列 （6 ） 当中加入增值税实际税率与城市工业企业平均利润 在两种设定下 ，F 检验的 p 值 分别为 0.68 和 0.73 ，远大于 0.05 的临界值。第 15 页 率的交叉项。 交叉项的系数显著为负， 表明企业成本压力越小的地区， 增值税负担与企业排 污之间的关系越小。该结论与 成本替代假说 一致。 4. 外资企业 已有研究表明 ， 外资企业的生产过程比内资企业要更加清洁 （林立国 和楼国强， 2014） ， 并促进了节能降耗技术的应用 （张宇和蒋殿春，2013） 。 根据 成本替代假说 ， 由于外资企 业本身生产技术更加清洁， 在受到同样的税收负担冲击时， 应该只需少量增加排污强度， 就 能起到较大的成本节约效果。 因此， 当一地外资企业比例更大时， 税收负担与企业排污之间 的正向关系应该减小。 而从地方政府的角度而言， 外资企业通常被认为享受着 超国民待遇 ， 因此在税收负担增加时， 环保部门对其监管放松的幅度应该更大。 按照 部门妥协假说 的逻 辑，外资企业占比高的地区，税收 负担与企业排污之间的正向关系应该更强。 在表 5 的列 （7 ） 和列 （8 ） 当中 ， 我们加入了增值税负担与工业企业当中外资企业数量 占 比 的 交 叉项 ， 两 列 当中 交叉项 均显 著 为 负 。该 结 果 与 成本替代假说 的 预 测 一 致， 与 部 门妥协假说 的预测相反。 表 5 排除 部门妥协假说 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 增值税实际税率 0.572* 0.354* 0.667* 0.464* 0.263* 0.152* 0.593* 0.390* (-0.075) (-0.067) (-0.074) (-0.091) (0.069) (0.071) (0.063) (0.065) 增值税实际税率 * 国有企业占比 - 0.723* -0.510* (-0.254) (-0.224) 国有企业占比 1.322* - 2.669* (-0.707) (-0.987) 增值税实际税率 * 增值税依赖 度 -0.378 -0.636* (-0.319) (-0.339) 增值税依赖 度 -1.0711 0.6807 (-1.168) (-1.459) 增值税实际税率 * 工业企业平均 利润率 - 0.122* - 0.099* (0.038) (0.032) 增值税实际税率 * 外资企业占比 - 2.086* - 1.816* (0.581) (0.530) 观测值数量 2580 2580 2860 2860 2,860 2,860 2,860 2,860 R 平方 0.69 0.704 0.697 0.706 0.693 0.705 0.690 0.704 城市数量 260 260 260 260 260 260 260 260 控制变量 不控制 控制 不控制 控制 不控制 控制 不控制 控制 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 注：本表中的回归均为 OLS 回归。列 （1）和列（2 ）样本范围不包括 2010 年。 括号内为均聚类到城 市层面的标准误。* 、* 、 和*分别代表在 1% 、5% 和 10% 的水平上显著。由于控制变量当中已经包 含了工业企业平均利润率和外资企业占比，因此列（5）- 列（8）当中没有对这两个变量进行单独展示。 （二 ）排除其它替代性假说第 16 页 1. 高技术制造业 2008 年 4 月，科技部、财政部和国家税务总局联合颁布了高新技术企业认定管理办 法，规定获得 高技术企业 称号的企业可以享受一系列的税收减免。 为了排除高技术企 业同时享受低税率和具有低污染 强度 这一可能性 对本文结果的影响，我们计算了各城市 2003-2013 年工业产值中高技术制造业产值平均占比 ，然后在回归中删去了平均占比排名 在前 50% 的城市，得到的结果见表 6 中列（1 ）和列（2 ）。这两列的结果与基准回归接 近， 说明 高技术企业并不是导致本文 发现的原因 。 表 6 排除其它替代性假 说 删除高技术制造业 占 比高的城市 删除 SO2 污染行业占 比高的城市 删除出口占比高的城 市 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 增 值税实际税率 0.4064* 0.2107* 0.4580* 0.3484* 0.6108* 0.2980* (0.093) (0.081) (0.085) (0.098) (0.068) (0.066) 观测值数量 1,430 1,430 1,430 1,430 1,430 1,430 R-squared 0.646 0.663 0.691 0.702 0.725 0.753 城市数量 130 130 130 130 130 130 控制 变量 不控制 控制 不控制 控制 不控制 控制 城市固定效 应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效 应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 注：本表中的回归均为 OLS 回归。括 号内为均聚类到城市层面的标准误。* 、* 、 和*分别代表 在 1% 、5% 和 10% 的显著性水平上显著。 2. 二氧化硫污染行业 另一种对本文结果可能的 解释是， 许多二氧化硫排放强度较高的企业， 本身就是当地的 纳税大户， 有可能面临着更高的 税收征管强度。 我们计算了 各城市 2003-2013 年工业产值中 主 要 二 氧 化硫 污 染 行 业产 值 的 占比 ， 然 后 在 回归 中 删 去 了平 均 占 比 排名 在 前 50%的城市， 得到的结果见 表 6 中的列 （3 ） 和列 （4 ） ， 与基准回归相比变化不大， 说明二氧化硫污染行 业不是导致本文结果的原因。 3. 出口 相比非出口企业，出口企业在税收负担和排污强度上可能有所不同。 我们计算了各城 市 2003-2013 年工业企业出口交货值占工业产值比重 ，然后在回归中删去了平均占比在前 50% 的城市，得到结果如表 6 中列（5 ）和列（6 ）所示，仍然与基准回归差别不大，说明 出口企业不是导致本文结果的原因 。 （三） 稳健性检验 为了确保 本文结论的可靠性，表 7 展示了一系列稳健性检验 的结果。第一，先前的结 论可能对关键变量的取值形式敏感。 列 （1 ） 将排污强度和增值税实际税率均不取 log ， 发现 估计系数 仍然在 5% 的水平上显著。 第二， 在本文的分析当中， 增值税实际税率和工业污染 物排放强度都是采用工