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本文作者：童錦治1朱斌1,2作者單位：1.廈門大學經濟學院2.福建省財政廳稅政處

一、引言

《中華人民共和國環境保護法》中第十六條規定:“地方各級人民政府，應當對本轄區的環境質量負責，采取措施改善環境質量”;第二章則規定:“國務院環境保護行政主管部門制定國家環境質量標準。省、自治區、直轄市人民政府對國家環境質量標準中未作規定的項目，可以制定地方環境質量標準，并報國務院環境保護行政主管部門備案”。這一方面明確了地方政府保護環境，為轄區公民提供環境公共品的義務;另一方面，則賦予了地方環保機構一定程度的自由裁量權，地方環保機構在具體執法過程中可以根據實際情況靈活處置。由此可以看出，盡管我國環境保護的主要政策是由中央政府制定，但具體的政策執行者卻是地方環保機構。地方政府作為環境保護政策制定與執行的主要參與者之一，其作用更多地表現在環境政策的執行和監督上。地方政府對環境政策的貫徹執行程度很大程度上決定著環境政策的推行和環境質量的高低，其作用和地位不容低估。本文從地方政府的角度，選取1999～2007年省際面板數據來檢驗現行環境稅費體系與環境污染之間的關系。需要指出的是，本文的重點在于衡量檢驗現行環境稅費體系遏制污染的環保效果，至于地方政府間是否存在“競爭到底”現象不是我們考察的重點。

二、研究方法

一般地，按是否考慮個體效應的標準，可以將面板數據模型分為無個體效應的混合回歸模型、含個體效應的不變系數模型和含個體效應的變系數模型。根據參數的性質不同，含個體效應的模型又可以分為固定效應模型和隨機效應模型。當橫截面的單位是總體單位時，即個體樣本之間的差異可以被看作是回歸的參數變動時，通常采用固定效應模型;反之，則采用隨機效應模型。由于本文從地方的角度研究衡量不同省份在不同時間點上的環境稅費、治理工業污染投資和環境標準與工業污染物的排放之間的關系，涉及到不同的橫截面和時間序列，每個省的省情和政策執行力度的差異要得到考慮。因此，從本質上說，我們研究的目的是以樣本自身效應為條件進行推論，而非推斷更廣范圍的總體效應，所以宜采用固定效應模型來回歸。具體地，本文將分別采用固定效應模型和隨機效應模型來回歸，同時將結果與不考慮個體效應的混合回歸模型所得出的結果進行比較分析。

三、模型的構建

按照含個體效應的模型的要求，我們設定如下一般性面板數據模型:yit=αi+βxit+uit。其中，yit是省份i在年度t的環境污染排放強度指標向量，由于現階段工業企業仍是我國主要的環境污染源，工業廢水未達標排放量、工業二氧化硫排放量和工業固體廢棄物排放量又是三種具有代表性的工業污染物，因此，分別選取每億元工業GDP所排放的工業廢水未達標量、每億元工業GDP所排放的工業二氧化硫排放量和每億元工業GDP所排放的工業固體廢棄物排放量作為被解釋變量，來系統衡量不同污染物的排放強度，有利于比較系統地分析現行稅費設置與不同污染物排放的關系。xit是與工業企業生產行為密切相關且有利于促進節能減排和環境保護的現行稅費、工業治污投資、環境標準等在省份i的年度t時的指標向量。具體地，xit選取增值稅、資源稅、企業所得稅、城市維護建設稅、耕地占用稅、城鎮土地使用稅、排污費、工業治污投資、國家和地方環境標準頒布總項數九個指標作為解釋變量。由于地方政府幾乎沒有稅費率設定權，因此我們這里使用稅收總量來度量工業企業的稅負;為了如實反映地方差異，環境標準除了考慮國家環境標準外，地方環境標準也納入一并考慮。αi是隨著省份個體變化而未被觀察到的因素對解釋變量的影響，β為解釋變量xit的系數向量，uit為剩余誤差項，其均值為零且與xit不相關。由于面板數據模型可能存在非線性和非平穩等問題，為了使數據更加平滑，故對除環境標準以外的所有指標均采用自然對數形式，相應地，各變量名前均冠以前綴“ln”，此時回歸方程的系數的經濟含義為彈性。這樣，模型的形式就變為:1nyit=αi+β1nxit+uit，其中，i代表第i個省份，共30個省份(除西藏)，t則表示年度，從1999～2007年;在混合回歸模型中αi=0，固定效應模型中αi是假定固定的常數，隨機效應模型中αi則是隨機的。

四、數據來源與處理

(一)數據來源

本文采用的數據時間段為1999～2007年，鑒于西藏數據的缺失，被剔除在樣本之外。故面板數據樣本包括中國30個省級行政區(不包括港澳臺)在1999～2007年所有觀察值。環境污染指標數據、排污費收入和地方環境標準頒布項數來源于《中國環境年鑒》(2000～2008);稅收數據、工業治污投資則來源于“中經統計數據庫”(1999～2007)“各省市財政一般預算表”中的決算數據;國家環境標準頒布項數則來源于《環境統計公報》(1999～2007)以及環境保護部網站。

(二)數據處理

解釋變量yit分別為工業廢水未達標排放量/工業GDP(單位:萬噸/億元)，記為Pwater;工業二氧化硫排放量/工業GDP(單位:噸/億元)，記為Pso2;工業固體廢棄物排放量/工業GDP(單位:噸/億元)，記為Psolid這三個相對值指標，即共有三個被解釋變量，對應三個面板數據回歸方程。需要說明的是，之所以采用相對值指標，是因為它相對于絕對值指標能更好地反映工業生產的污染排放強度。對于解釋變量xit，為了剔除通貨膨脹因素，準確衡量企業實際稅收負擔，分別以1999年為基期對各項稅收收入以及排污費進行了CPI調整;對工業治污投資額按固定投資指數予以調整。各個解釋變量分別記為，增值稅(vat，單位:萬元)、企業所得稅(et，單位:萬元)、城市維護建設稅(cswht，單位:萬元)、城鎮土地使用稅(cztdt，單位:萬元)、耕地占用稅(gdt，單位:萬元)、資源稅(rt，單位:萬元)、排污費(pwf，單位:萬元)、工業治污投資(griv，單位:萬元)和國家、地方環境標準頒布總項數(ghb，單位:項數)，表1給出了所有變量的標示符以及描述性統計結果。

五、回歸結果分析

本文利用Stata10．0進行回歸，重點從地方政府的角度來考察現行環境稅費政策的執行與環境污染之間的關系。我們首先用混合回歸的方法對三個方程進行回歸，經過F檢驗發現αi=0，即不存在個體效應的原假設遭到拒絕，這說明個體效應不容許被忽略。于是，我們又分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行回歸，經過Hausman檢驗發現，回歸方程Pwater(chi2(9)=52．59，Prob＞chi2=0．0000)和回歸方程Psolid(chi2(8)=24．03，Prob＞chi2=0．0023)均拒絕隨機效應模型，而關于Pso2的回歸方程則不能拒絕，因此除方程Pso2外，我們均只列出混合回歸和固定效應回歸的結果，回歸結果經整理如表2、表3和表4所示。可以看出，固定效應模型均可通過模型整體顯著性F檢驗，各方程組內解釋能力在50．4%～70．4%之間，組間和總體解釋能力除最后方程Psolid外，也均超過了30%，方程解釋能力較好。具體觀察各方程中變量系數關系，可以發現:在工業廢水未達標排放強度固定效應模型回歸方程ln(Pwater)中，增值稅、企業所得稅、城市維護建設稅的系數均為負，且分別達到了1%和5%的顯著水平，表明增值稅、企業所得稅和城市維護建設稅的稅負每提高1%，工業廢水未達標排放強度就會相應地降低0．98%、0．4%和1．9%。而資源稅、城鎮土地使用稅與工業廢水排放成正相關關系，資源稅和城鎮土地使用稅的稅負每提高1%，工業廢水未達標排放強度將提高0．43%和0．27%，也分別達到了1%和5%的顯著水平。將混合回歸模型的回歸結果與之相比較發現，在考慮了個體影響，即每個省份存在的不可觀察因素時，回歸結果存在一定的差異:系數上，城市維護建設稅由回歸模型中的正號變成負號，環境標準、城鎮土地使用稅則由負號變成了正號，增值稅系數增大，企業所得稅和城市建設稅顯著減小;顯著性水平上，增值稅、環境標準和工業治污投資的顯著性下降，而企業所得稅、資源稅、城市維護建設稅和城鎮土地使用稅的顯著性得以明顯提高。這一方面暴露了由于各地方經濟發展存在差異與競爭，地方政府可能會基于自身情況考慮選擇環境保護策略，一定程度上放松了環境管制，結果使得環境政策變形扭曲，如國家環境標準的環境保護作用并未起到應有的作用，而環保投資抑制污水排放的作用顯著性降低;另一方面也凸顯了現行與環境相關各稅費存在的問題，如資源稅征收范圍小、實際稅負低，并未能作為一個產品稅從生產上游對礦產資源品(包括環境不友好品)征稅從而達到保護環境資源的作用，已淪為地方政府增收的一個手段;而排污費則由于在征收管理方面存在管理不嚴等問題，導致政府與企業“協議收費”，又因為排污費收費標準相對于企業治污成本較低，因此使得企業在有利可圖的情況下寧愿選擇繳費以取得“合法化”排污權利也不選擇去治理、防治工業污染，從而出現排污費與工業未達標污水排放強度成正相關的關系，沒能發揮出使企業生產的外部性成本“內部化”，激勵企業積極治污的作用。

在工業二氧化硫排放強度固定效應模型回歸方程ln(Pso2)中，企業所得稅、城市維護建設稅、城鎮土地使用稅的系數均為負，且分別達到了1%和5%的顯著水平，表明企業所得稅、城市維護建設稅、城鎮土地使用稅的稅負每提高1%，工業二氧化硫排放強度就會相應地降低0．24%、0．7%和0．13%。需要說明的是，城鎮土地使用稅之所以呈現出較弱的抑制二氧化硫的作用，筆者認為有可能是由于2006年后全國各地相繼提高工礦區等地的稅率，與其他稅種形成了政策合力，因而在一定程度上抑制了工礦區工廠的建造速度，從而間接地起到了控制二氧化硫污染的作用。資源稅則與工業二氧化硫排放成正相關關系，資源稅的稅負每提高1%，工業二氧化硫排放強度將提高0．16%且達到了1%的顯著水平。將混合回歸模型的回歸結果與之相比較發現，與方程Pwater相類似，增值稅、資源稅、城市維護建設稅、環境標準、城鎮土地使用稅等的系數符號均發生了改變;顯著性水平上，增值稅、排污費的顯著性下降，而資源稅、城市維護建設稅、城鎮土地使用稅得以明顯增強。從中我們可以看出，在考慮面板回歸方程個體影響之后，盡管有部分稅種的征收對工業二氧化硫排放有著較弱的抑制作用，但大部分環保政策的二氧化硫減排作用均不顯著。這說明，在我國目前工業生產過程中的二氧化硫排放問題依然嚴峻，是造成環境污染的主要源頭之一，同時也印證了我國近20年來工業二氧化硫達標排放治理工作收效甚微的現實。

在工業固體廢棄物排放強度固定效應模型回歸方程ln(Psolid)中，城市維護建設稅、耕地占用稅的系數均為負號，且都達到了5%的顯著水平，表明城市維護建設稅、耕地占用稅的稅負每提高1%，工業固體廢棄物排放強度就會相應地降低2．4%、0．35%。這表明，作為專款專用于城市建設和維護而征收的一種地方特定稅，城市維護建設稅為加強城市建設，處置工業固體廢棄物提供了部分專項資金，對工業固體廢棄物的排放有著較強的抑制作用;同時，耕地占用稅在提高稅率之后，對工業固體廢棄物排放的減少也有著一定的微弱作用。資源稅、排污費與工業固體廢棄物排放強度則呈現出正相關關系，資源稅的稅負每提高1%，工業固體廢棄物排放強度將提高0．52%且達到了10%的顯著水平，排污費的征收規模擴大1%，工業固體廢棄物排放強度亦將提高0．98%，且1%以內顯著。將混合回歸模型的回歸結果與之相比較發現，與前面兩個回歸方程如出一轍，部分解釋變量的系數符號和顯著性水平發生了變化。城市維護建設稅的系數由正號變成了負號;顯著性水平上，與前面兩個方程相比較，則發生了更大的變化，增值稅、企業所得稅、城市維護建設稅、耕地占用稅、環境標準的顯著性下降，而顯著性增強的只有資源稅。從中我們可以看出，在考慮面板回歸方程個體影響之后，即地方政府基于自身發展需要而采取不同的環境策略，全面影響了各稅費、環境標準和環保投資等政策的執行效率，使得這些政策對工業固體廢棄物污染的作用十分有限。

六、結論與啟示

通過建立1999～2007年省際面板數據模型檢驗分析發現:一方面，我國現行的稅制體系，一些比較大的稅種，如增值稅、企業所得稅，以及專款專用的城市維護建設稅有著一定的環保意義，但缺乏專門的有針對性的具有環境意義的稅種，各種工業污染物的排放所帶來的外部性成本沒有得到充分考慮，沒能納入企業的生產成本，稅收對企業經濟激勵不夠，使得企業沒有什么興趣積極地去對待環境問題;另一方面，我國地方政府基于本省經濟發展情況，為在省際稅收競爭中取得優勢地位而采取放松環境監管的策略行為，存在一定的“競爭到底”現象。這使得排污費制度對三類工業污染物的排放并沒能起到其應有的作用，反而成為地方政府增加收入的一個合法手段。這與Shibli和Markandya(1995)［1］、梁建忠(2008)［2］的研究結論一致，而與王德高和陳思霞(2009)［3］所得出的結論則存在比較明顯的出入。原因很可能是，王德高和陳思霞采用的是時間序列模型，未能考慮到排污費具體執行過程中“地方因素”的影響———地方政府對政策的執行和貫徹力度的干擾，結果一定程度上放大了排污費的減排效果;國家環境標準作為中央政府促進地方政府治理環境的一種行政命令手段在摻入“地方因素”后并沒有發揮出其督促地方政府改善環境質量的作用;同時，“地方因素”也進一步限制了與環境相關的各稅種的環保作用的發揮，降低了現行的不完整且比較零散的環境稅體系本身不高的“綠色度”。

可以看出，我國的環境稅費體系總體上對工業污染物的排放能夠起到一定的抑制作用，但“地方因素”比較嚴重地影響著政策的效果。這很可能是因為，在改革開放以來的一個時期內，我國政府自上而下地一直秉承以經濟發展為中心，一切為經濟讓路的發展理念，經濟增長、GDP的增長率成為地方官員晉升的重要衡量指標。于是，一些地方政府盲目追求地方GDP的成長，而忽視甚至放松環境保護，結果是以高能耗、高污染為特征的，靠資源和投資拉動的粗放型不可持續的經濟得到過度發展，環境污染得不到有效地治理和防治且有日益惡化的趨勢，廢水、廢氣、固體廢物等主要工業污染物的排放量繼續增加，以城市為中心的環境污染仍在繼續，并逐漸向農村蔓延。基于以上結論，筆者認為在政策層面上至少有以下幾點啟示可資參考。

第一，應積極推行綠色GDP等考核指標。即在核算GDP時，將經濟增長導致的環境污染損失和資源耗減價值從GDP中扣除。環境質量的好壞成為考核地方政府政績一項重要參照物，有利于真實衡量和評價經濟增長的現實效果，克服片面追求經濟增長速度的傾向，促進經濟增長方式的轉變，有利于從根本上改變GDP唯上的政績觀，保障與提高環境政策的執行力度，同時增強公眾的環境資源保護意識。

第二，明晰中央政府和地方政府各自的環保責任。根據環境污染所造成的外部性大小，環境污染可以分為地方污染公共品、外溢性污染公共品和覆蓋全國的純污染公共品。針對地方污染公共品，應在中央政府干預，統一制定環境保護標準的基礎上，給予地方政府因地制宜自行制定環境保護治理政策的機動權;對于具有溢出性的地方污染公共品，則應由中央政府牽頭，地方政府間協調解決;而全國性的純污染公共品則理應由中央政府提供。

第三，中央政府應規范地方政府之間的競爭，杜絕以犧牲環境換取經濟增長的惡性競爭行為;同時，加強對地方政府的環境保護執法力度的監督與技術指導，激勵和幫助地方政府進行環保制度創新，充分保證環境政策在地方得以貫徹和落實。

第四，完善現行環境稅體系，運用環境稅收政策促進經濟增長方式的轉變和產業結構的轉型、升級。雖然我國現行環境稅費體系當中，一些比較大的稅種，如增值稅、企業所得稅對抑制工業廢水、廢氣、廢渣的排放有著一定的積極作用，但整體上，現行的環境稅收政策僅僅是散見于一些與環境稅相關的稅種之中，這些稅種占全國稅收總收入的份額往往比較小，在整個稅制體系中的地位比較低，環保效果有限甚至出現負作用，應考慮擴大現行環境稅種的征收范圍、改變計征方式等，以環境保護為立足點重新設計這些稅種。

第五，由于排污費征管、制度設計等方面的問題，排污費的減排作用并不明顯，已成為地方政府的增收手段，因此，應在提高排污費標準，擴大覆蓋面的同時，重點加強排污費的征管力度，并適時改排污費為環境稅。

第六，通過本文的實證分析可以看出，環保投資對三類工業污染物的減排作用十分有限，驗證了環保投資所存在的投資額“虛高”，環保效果不明顯的問題。［4－6］因此，應進一步加大對工業污染治理與防治的投資，爭取還清環保投資所欠舊賬，不欠新賬，保證治污的資金來源，同時加強環保資金的運營監管，提高資金的使用效率。