環境規制與綠色轉型：基于綠色財稅視角的分析

康 瑩 嚴成樑

一、引言

改革開放以來，中國經濟取得舉世矚目成就的同時付出了巨大的環境代價，大氣、水、土壤污染嚴重。《2021中國生態環境狀況公報》顯示27個省級行政區的環境污染治理投資總額均超過 100 億元。為改變“大量生產、大量消耗、大量排放”的粗放型發展模式，中央和地方政府致力于“推動發展方式綠色轉型”，并將其列為2023年政府八項重點工作之一。環境規制是各國政府引導綠色轉型的普遍做法，在中國環境管理正式制度中更是尤為重要(彭星和李斌，2016[1]；黃成等，2022[2])。在中國經濟社會全面綠色轉型過程中，環境規制發揮著怎樣的作用，又通過什么路徑影響綠色轉型進程？

相關文獻就環境規制與綠色轉型進行了廣泛分析。傳統觀點認為，政府旨在提高環境質量的監管行為會給企業帶來“合規成本”，從而阻礙生產率的增長(Jaffe等，1995[3])。新古典主義者則認為，合理的環境規制政策可以通過激勵和促進創新來實現“創新補償”從而抵消“合規成本”，提高企業的生產力，實現經濟增長(Porter和Van der Linde，1995a[4]，1995b[5]；Tello和Yoon，2008[6])。總的來講，環境規制對綠色轉型的影響效果取決于“合規成本”和“創新補償”的力量對比，可能存在線性和非線性關系(Balsalobre-Lorente等，2022[7]；Zhao等，2022[8]；Wang和Lee，2022[9])。具體到環境規制對中國綠色轉型的影響路徑，現有文獻從資源配置(涂正革，2008[10]；李虹和鄒慶，2018[11]；牛歡和嚴成樑，2021[12])、技術創新(蔣伏心等，2013[13]；陶鋒等，2021[14]；Ouyang等，2022[15])和地方政府競爭(鄧慧慧和楊露鑫，2019[16]；Wang等，2020[17]；余泳澤等，2020[18])等方面進行考察。部分文獻開始綜合比較不同環境規制政策工具的作用(葉琴等，2018[19])，其中環境保護稅作為經濟激勵型環境規制會顯著“倒逼”企業創新，轉而對工業綠色轉型有非線性影響(于連超等，2019[20]；李青原和肖澤華，2020[21]；劉金科和肖翊陽，2022[22])。隨著研究細化，論證稅制如何從微觀視角影響綠色轉型和可持續發展成為學界關注的熱點問題(賀娜和李香菊，2018[23]；孫鵬博和葛力銘，2023[24]；呂越等，2023[25])，稅制綠化帶來的綠色轉型則成為研究焦點(王禹等，2022[26])。然而，大部分文獻忽視了環境規制與綠色財稅體系的關聯，較少對環境規制、綠色財稅體系與綠色轉型三者的關系進行探究。

綠色財稅體系健全程度反映出政府環境規制力度的強弱。1979年排污費制度提出，此后國務院逐步完善，自2018年1月1日《中華人民共和國環境保護稅法》實施，環境保護由費改稅。環境保護稅稅率較以往排污費的稅率有一定增長，更重要的是，環境保護稅的法律位階顯明政府環境治理的決心。以立法形式強制征收環境保護稅標志著中國稅制綠化取得新的突破(龔輝文等，2018[27])，更是通過不斷完善環境立法體系推動城市轉型(余瀾等，2022[28])。一方面，綠色稅收的稅率和稅基會直接決定地方綠色財稅收入，地方綠色財稅水平將影響地方政府對公共產品的供給水平(原毅軍和孔繁彬，2015[29])。另一方面，地方政府提高應稅額和征收標準釋放出地方政府加強環境保護的信號。例如，《環保稅法》實施后，十四個省級行政區依法提高排放標準(Yang和Tang，2023[30])，北京更是把應稅水污染物和大氣污染物征收額分別提升為征收排污費時期的4倍和10倍。政府采用非市場行為來執行的環境標準會直接影響企業生產過程(Albrizio等，2017[31])。環境規制對不同污染程度的企業行為產生異質性作用來促進生產要素的流動以對產業群體進行篩選(原毅軍和謝榮輝，2014[32])。

在“增長競爭型政府”模式中，中國地方政府的經濟發展和環境保護職能相沖突是地方財稅政策制定過程中必然要解決的問題。地方政府財稅支出結構直接顯明政策是否偏向環境友好型，并作用于綠色轉型進程。從需求端來看，地方政府財稅支出是傾向于短期可視的收益還是以居民偏好為導向的社會效益能夠影響社會消費傾向。政府通過增加教育、科技、環保等社會服務性支出提高居民健康資本和環保意識，引導社會消費傾向，進而釋放綠色消費需求(陳思霞和盧洪友，2014[33]；陳思霞和薛剛，2014[34])。從供給端來看，政府的公共支出能夠改變企業生產邊際報酬遞減的趨勢，使經濟和社會福利增長達到不遞減的長期均衡狀態(Barro，1990[35])。綠色財稅政策通過“收入導向”將企業治污成本內部化，實現“以稅治污”，推動生產要素流入清潔部門。健全的綠色財稅體系與環境規制相協調，從需求端和供給端激勵消費者和生產者參與到綠色轉型過程中。

相較于既有研究，本文的邊際貢獻在于：(1)首次基于結構轉型框架對環境規制通過綠色財稅體系影響綠色轉型的理論邏輯進行刻畫，又運用數值模擬和實證分析佐證理論發現，對環境規制相關理論框架做出有益補充。(2)構建環境規制與綠色財稅體系的理論關系并在實證檢驗中將政府環境治理水平作為工具變量以統一分析有為政府財稅行為對綠色轉型的促進作用，為環境規制與綠色財稅體系相協調提供了理論和經驗參考。(3)借助企業資本數據建立綠色轉型的代理變量，將企業微觀數據和城市數據相結合，較為全面地考察了環境規制對綠色轉型的影響。

余文結構如下：第二部分構建理論模型并進行數值模擬；第三部分為研究設計與數據說明；第四部分報告實證結果；第五部分為異質性分析并討論在環境規制與經濟發展作為門檻變量下環境規制與綠色轉型的非線性關系；第六部分為結論和政策建議。

二、理論分析

(一)模型構建

本文在清潔和污染兩部門中采用環境規制強度來綜合考察命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制。從需求傳導來看，環境規制強度提高意味著在經濟發展過程中政府對環境的重視程度提高，政府引導產品向綠色生產轉變，為消費者提供更為豐富和多樣的清潔產品，同時倡導消費者轉變消費觀念，進而改變消費傾向(肖興志和李少林，2013[36])。環境規制通過滿足并鼓勵家庭對清潔產品的消費需求增長來引發綠色轉型。在理論模型設定中，環境規制強度通過影響政府對綠色公共產品的投入來改變家庭消費傾向。從供給傳導來看，環境規制不僅將污染成本內化到污染型企業的生產成本中，同時改變清潔型企業的生產效率，引發企業要素投入結構變動，實現綠色轉型。假設污染品部門生產過程會產生污染，而清潔品部門完全生產無污染的清潔品。環境規制強度加大體現在污染部門面臨更高的治污成本，而清潔品部門反而隨著環境規制措施的嚴格而得到生產激勵。此外，假設政府通過環境稅收為綠色財稅支出融資。本文將基于動態一般均衡模型分析環境規制對綠色轉型的影響機理。

1.代表性家庭。

(1)

家庭面臨的預算約束條件如下：

(2)

構建現值的漢密爾頓方程求解，其中λ為現值影子價格。

一階條件由下式給出：

(3)

(4)

(5)

橫截條件(TVC)為：

(6)

結合式(3)和式(4)可得：

(7)

通過式(5)可得：

(8)

2.污染品部門。

在生產過程中，污染品部門采用柯布-道格拉斯生產函數，投入資本和勞動進行生產，其面臨的生產函數為：

yd=Ad(kd)β(ld)1-β

(9)

污染品部門在生產過程中排放污染物會對環境產生破壞。政府通過完全內化治污成本和“以稅治污”兩種渠道共同“倒逼”污染品部門治污減排。從完全內化治污成本來看，假設政府不對污染物進行公共治理，而污染物的清潔僅由污染品部門負責，因此污染物積累最終取決于污染品部門的生產行為和污染品部門的治理效率。具體而言，污染品部門生產過程中產生污染μyd，μ為污染排放系數。污染從產生到排放的整個過程中，污染品部門將可能通過安裝末端污染治理設備減少排到環境中的污染。污染品部門進行污染治理的支出占部門生產總值的比例為ed。因此，污染治理效果取決于污染品部門的污染治理支出edyd和污染品部門的治污效率ν。污染品部門形成的最終污染積累物(E)方程設定如下：

(10)

T=τE

(11)

政府在完全內化治污成本的基礎上對污染物進行征稅。環境規制強度增強，污染品部門所應繳納的環境稅提高，生產成本上升，其有動機治理污染以降低環境規制帶來的成本，同時調整生產要素結構，選擇勞動、資本和污染治理支出占比(ed)來最大化本部門利潤，其目標函數為：

從污染品部門利潤最大化問題的一階條件可得：

(12)

(13)

(14)

3.清潔品部門。

在生產過程中，清潔品部門投入資本和勞動進行生產，采用柯布-道格拉斯生產函數。為激發環境規制的激勵效應，政府對清潔品部門提供生產性財稅支出(gy(τ))以影響清潔品部門的生產行為。例如政府修建生態園區和綠地森林能夠為清潔生產提供環境并改善勞動力的身心健康狀況，進而提高清潔生產效率。φ為清潔品部門的生產性財稅支出的生產效率，0<φ<1。

清潔品部門的生產函數為：

yc=Ac(kc)α(lc)1-α(gy)φ

(15)

清潔品部門在整個生產過程中完全無污染并接受政府生產性財稅支出，因此其通過選擇勞動和資本最大化利潤：

從清潔品部門最大化問題的一階條件可得：

r=αpcAc(kc)α-1(lc)1-α(gy)φ

(16)

w=(1-α)pcAc(kc)α(lc)-α(gy)φ

(17)

4.政府部門。

為直接考察環境規制強度的影響，假設政府只通過環境稅收為綠色財稅支出融資。政府采用比例稅的形式對污染品部門生產過程中產生的污染物征稅。清潔品部門無須承擔污染帶來的稅收成本。實際上，污染品部門所承擔的環境規制強度差異是基于兩個部門生產過程對環境質量影響的差異而產生的。為鼓勵清潔品的消費和生產，政府將全部環境稅用于為消費者和清潔品生產者提供財稅支持，綠色福利性財稅支出(gc)用于為家庭提供綠色公共服務，生產性財稅支出(gy)用于為清潔部門提供生產激勵。

政府預算約束方程為：

(18)

式(18)左邊為從污染品部門得到的綠色財稅收入，右邊為綠色財稅支出。政府綠色支出包括綠色福利性財稅支出和生產性支出。假設生產性支出占財稅總支出的比例為θ，綠色福利性財稅支出的占比為1-θ，θ≤1。 該比例可以反映出政府綠色財稅支出結構的變動，θ增加則表明生產性支出占比提高。

g=gc+gy

(19)

gc=(1-θ)g

(20)

gy=θg

(21)

(二)宏觀經濟均衡與模型求解

存在清潔產品相對價格pc，在生產要素價格{r，w}和綠色財稅支出政策組合{φ，θ}給定的情況下，家庭消費數量組合{cc，cd}、勞動數量組合{lc，ld}、資本數量組合{kc，kd}、產品數量組合{yc，yd}滿足如下條件：

1.家庭選擇清潔產品消費和污染產品消費極大化家庭部分福利。

2.清潔品部門選擇資本和勞動要素最大化清潔品部門的利潤。

3.污染品部門選擇資本、勞動和污染治理最大化污染品部門的利潤。

4.政府預算約束式(18)平衡。

5.清潔產品市場出清，清潔產品供給用于家庭消費：

yc=cc

(22)

6.污染產品市場出清，治理后的全部污染產品供給用于家庭消費和投資：

(23)

7.勞動力市場出清，勞動供給等于勞動需求：

l=lc+ld

(24)

8.資本市場出清，家庭儲蓄形成的資本供給k等于企業對資本的需求：

k=kc+kd=(kc/lc)lc+(kd/ld)ld

(25)

清潔品部門和污染品部門要素可以自由流動，聯立方程式(12)、(13)、(16)、(17)得到清潔品部門人均資本和污染品部門人均資本的關系為：

(26)

代入到有關利率的方程式(12)得：

(27)

將式(27)代入式(26)得，清潔部門人均資本如下：

(28)

兩部門勞動力工資相等，聯合方程式(13)和方程式(17)得到清潔品部門產品的相對價格為：

(29)

再聯合式(7)可得：

(30)

其中kc/lc和kd/ld分別由式(27)和式(28)給出。根據政府的平衡約束方程并聯合勞動力市場均衡方程，我們可以得到均衡狀態清潔品部門勞動份額lc的表達式，其是綠色福利性財稅支出、生產性財稅支出和環境規制強度的函數。

清潔品部門勞動份額lc為：

由于得到的是清潔品部門勞動力份額的非線性方程，無法得到顯示解，因此，通過數值模擬研究環境規制對包括清潔品部門勞動力份額在內的核心變量的影響。

(三)模型分析

本文選取生產性支出占財稅總支出的比例為0.05和0.95的情景，繪制環境規制對清潔部門要素比例的數字模擬結果如圖1所示。據圖1可知，環境規制強度與清潔部門勞動力比例和資本比例之間均呈倒 U 型關系。隨著環境規制強度的不斷上升，清潔部門勞動力和資本比例份額都是先上升到達極值點后持續下降。從結構轉型的視角來看，環境規制強度存在一個最優值能夠促使綠色轉型。當環境規制強度處于較低水平時，政府對家庭和清潔部門的財稅支出共同形成的激勵效應要高于成本效應，促進清潔產品的相對價格下降，使得消費者對清潔產品的需求增加。清潔品部門生產規模擴大，污染品部門的資本和勞動力要素轉而流入清潔品部門，最終清潔品部門勞動力占總勞動力的份額和資本占總資本的份額得以提高，并影響清潔品部門產值占總產值的比例，實現綠色轉型。當環境規制超過一定限度，環境規制的增強使得污染部門承擔的環境成本高于治污收益，成本效應超過激勵效應，影響污染部門的產出，降低政府綠色財稅收入，這使得政府用于需求端和生產端的相應財稅支出減少。清潔產品的相對價格上升，污染部門的生產規模擴大，要素流入污染部門，不利于綠色轉型。此外，隨著生產性財稅支出占比的提升，清潔部門要素所能實現的最優水平下降。

圖1 環境規制對清潔部門要素比例的影響

本文選取生產性支出占財稅總支出的比例為0.1和0.9的情景，繪制綠色財稅支出對清潔部門要素比例影響的數字模擬結果如圖2所示。結果表明，綠色福利性財稅支出和生產性財稅支出與清潔部門勞動力比例和資本比例之間均呈正相關關系，這意味著綠色福利性財稅支出和生產性財稅支出均有助于綠色結構轉型。當生產性財稅支出規模較低時，綠色福利性財稅支出對綠色轉型的促進效果更為明顯，反之則生產性財稅支出對綠色轉型有更強的促進作用。

圖2 綠色財稅支出對清潔部門要素比例的影響

綜上所述，理論模型中環境規制對綠色轉型的路徑梳理如圖3所示。

圖3 路徑梳理

基于理論模型分析及數值模擬結果，本文提出關于環境規制影響綠色轉型的三個假設：

假設1：環境規制對綠色轉型的影響具有不確定性。當環境規制處于較低水平時，成本效應小于激勵效應，環境規制促進綠色轉型；反之，環境規制強度超過一定范圍時，環境規制的提高反而抑制綠色轉型。

假設2：環境規制通過改變綠色福利性財稅支出形成的綠色公共服務來影響清潔品的消費傾向，進而引發綠色轉型變動。當政府的綠色公共服務能力增強，消費者對清潔產品的需求提高，綠色轉型加快。

假設3：環境規制通過改變生產性財稅支出形成的生產激勵來影響清潔品的生產行為，進而引發綠色轉型。當生產性財稅支出提高，清潔品部門的生產成本下降，要素流入清潔品部門，實現綠色轉型。

三、研究設計與數據說明

(一)模型設定

污染型企業和清潔型企業要素流動有助于從微觀視角刻畫結構轉型，與本文理論模型較為接近。因此，本文通過企業資本要素流動建立綠色轉型指標，并結合城市數據構建固定效應模型來考察環境規制對綠色轉型的影響，即檢驗假設1。基準回歸模型如下：

gtrit=β0+β1erit+企業/城市特征+固定效應+ε1,it

(31)

其中，gtrit表示企業i在t年的綠色轉型水平，erit表示在t年企業i所在地區的環境規制強度，β1刻畫環境規制對綠色轉型的影響。若在控制了一系列企業和城市特征變量后，β1依然顯著為正，說明環境規制會促進綠色轉型，反之則反。為緩解遺漏變量偏誤，本文還控制了城市、時間和產業固定效應，并使用企業-年份聚類。最后，ε1，it是誤差項。

為論證環境規制是否通過綠色公共服務水平和生產性財稅支出來影響綠色轉型，即檢驗假設2和假設3，本文構建如下回歸模型：

(32)

(33)

其中：當j=1時，IMit表示企業i在t年所在城市的公共服務水平，用城市和省級人均實際綠色福利性財稅支出及綠色公共治理詞頻比重表征；當j=2時，IMit表示企業i在t年所在城市的生產性財稅支出，用城市和省級人均實際生產性財稅支出及人均綠地面積表征。α1，1刻畫出兩個路徑對綠色轉型的影響，若在控制了一系列企業和城市特征變量后，α1，1依然顯著為正，則說明該路徑會促進綠色轉型，反之則反。其他設定同基準模型。

(二)指標選取和數據來源

1.被解釋變量。

綠色轉型可以通過需求端和供給端來刻畫，需求端為消費額，供給端包括產值、資本和勞動力等。為了刻畫城市內部要素的流動并結合數據可得性，本文選擇用上市公司資本變動來反映綠色轉型的變化。參考童健等(2016)[41]選擇用清潔行業總產值除以污染行業總產值和葉琴等(2018)[19]構建綜合性指標的一般思路來刻畫綠色轉型，本文通過企業要素數據構建出綠色轉型指標。

(1)區分清潔企業和污染企業，生成清潔部門虛擬變量。理論模型中清潔部門為不產生污染的企業。先根據上市公司披露的環境績效表，提取出每年涉及化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物等污染物的公司，存在污染物排放為污染部門，否則為清潔部門。由于上市公司的環境績效表中并未包含所有的上市公司，本文根據《中國環境統計年鑒》得到行業污染物排放量。門類為B、C、D的行業有污染物排放量值，認定行業屬于B、C、D的企業為污染企業。將報表和行業識別出的公司合并得到清潔企業虛擬變量，clean=1為清潔企業，clean=0為污染企業。

(2)為使得不同企業的資本總額依然可比，將上市公司資本總額標準化。

(4)計算清潔企業i1在t年資本占污染部門均值的比重及清潔部門均值在t年占污染企業i2資本額的比重，用對數化后的值來表征綠色轉型水平(gtr)。

2.解釋變量。

環保部每年會考核各省份以及八大央企的四大主要污染物，包括化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物的排放指標，對不達標的省份和企業進行處罰，因此參考范玉波和劉小鴿(2017)[43]構建單位主要污染物產出強度(GDP除以污染物排放量)來刻畫命令控制型環境規制。二氧化硫是中國工業主要的廢氣排放來源(李眺，2013[44])，并且城市數據相較于其他污染物更為完整，故選取二氧化硫作為主要污染物表征，使用單位二氧化硫產出強度對數值來表示城市環境規制強度。該變量數值越大表明地方政府實行環境規制的決心越大，企業所在地區的規制政策實施力度越強。

3.傳導機制。

本文在理論模型中假設政府僅通過環境保護稅為綠色財稅支出融資，以此探究理想情況下綠色財稅體系作為傳導機制帶來的可能影響。中國現階段環境稅收總額遠低于政府環境保護支出，顯然無法用環境保護稅來全面刻畫綠色財稅支出的影響。為檢驗假設2，本文用城市政府工作報告中綠色公共治理詞頻比重來表征政府綠色福利支出提供的綠色公共服務水平。該比值越高，說明消費者對清潔產品的偏好將越強。考慮到政府綠色公共服務來源于綠色福利性財稅支出，本文分別加總城市和省級層面社會保障財稅支出和醫療衛生財稅支出得到綠色福利性財稅支出總額，并除以對應年末常住人口得到人均綠色福利性財稅支出以進行穩健性檢驗。為檢驗假設3，本文通過對環境基礎建設投資、教育支出、科學技術支出和環境保護支出加總以得到生產性財稅支出。其中，環境基礎建設投資為企業提供良好的基礎設施，能夠改善企業生產效率；教育支出會提高勞動者的受教育程度，進而提升企業人力資本水平；科學技術支出通過支持企業研發和改善企業創新環境來提升生產能力；環境保護為企業提供良好的生產環境以實現清潔生產。受到城市數據限制，本文加總省級層面環境基礎建設投資、財稅教育支出、財稅科學技術支出、環境保護支出得到生產性財稅支出總額，再用生產性財稅支出總額除以省級年末常住人口表示生產性財稅支出規模。同時構建兩個城市層面的代理變量用于穩健性檢驗，分別為城市人均教育科技支出和人均綠地面積。

4.控制變量。

企業特征和城市特征均會對綠色轉型產生影響，因此本文借鑒唐國平等(2013)[45]、齊紹洲等(2018)[46]、陳詩一和陳登科(2018)[47]的做法選取如下企業層面和城市層面變量：(1)企業層面。財務杠桿，即負債總額除以資產總額；盈利能力，即凈利潤除以所有者權益；股權結構，即第一大股東持股比例；成長能力，即tobinq值；獨立董事比例，即獨立董事人數除以董事會人數；經營活動現金流，即經營活動現金凈流量除以期末總資產；資產結構，即固定資產除以總資產。(2)城市層面。城市發展水平，即以2007年為基期，GDP指數進行平減后得到的城市實際GDP，再除以城市人口的對數值；二產比重，城市第二產業產值除以地方GDP。

5.數據來源及處理。

企業層面數據從Wind和CSMAR數據庫選取2007—2020年得到。為避免異常值的影響，本文對數據做如下處理：(1)刪除ST、*ST和金融行業樣本公司；(2)刪除某些變量明顯異常的樣本公司；(3)對少部分控制變量采用均值法補齊缺失值；(4)對變量逐年進行1%和99%的Winsorize 縮尾處理。城市層面數據來自《中國城市統計年鑒》，省級層面財稅支出數據來自《中國稅務年鑒》，年末生產總值、年末居住人口來自《中國統計年鑒》，各行業的污染物來自《中國環境統計年鑒》。企業數據與城市數據匹配的時候出現了縣轄市，刪除在縣轄市的企業數據。同時，刪除撤市為縣、撤縣為市以及缺失嚴重的城市。通過匹配并處理得到2007—2020年944家上市公司與269個城市數據合并的平衡面板數據，得到13 216個觀測值。變量描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

(三)內生性及工具變量

內生性是研究環境規制影響綠色轉型所需要考慮的重要問題，涉及遺漏變量、測量誤差和反向因果。本文內生性問題主要涉及：(1)文化意識、政策變動等方面的變量因無法有效測度而可能被遺漏。(2)變量測量誤差。(3)環境規制與綠色轉型可能存在反向因果關系：部分城市受資源稟賦限制側重于發展重污染行業，地方政府考慮到經濟發展可能有選擇地降低環境規制強度。

為緩解遺漏偏誤，本文控制時間、城市和產業固定效應。為緩解測量誤差問題，對單位二氧化硫產出強度使用實際值和標準化處理以進行穩健性檢驗。考慮到本文使用單位二氧化硫產出強度作為環境規制的代理變量，所使用的產值數據有可能會內生于經濟發展質量，具有內生性問題，從而導致估計結果有偏。

本文參考Chen等(2018)[48]、陳詩一和陳登科(2018)[47]的做法，選擇省級政府工作報告中與環保相關的詞頻占比作為環境規制的工具變量。一方面，政府工作報告遵循一致的內容框架，其起草、征求意見和多方審議的各個環節充分反映出政府意志和公眾關注，尤其是特定詞語的提及頻率更是理解政府行為的重要文本(侯新爍和楊汝岱，2016[49])。另一方面，政府工作報告是依法行政的綱領性文件，省級政府在工作報告中提及的環境詞頻數展現出其對環境的重視程度，而其對地方政府官員的考核中涉及環境治理效果。政府工作報告中環境相關詞匯的詞頻占比提高將壓實地方環境治理責任，直接影響地方層面的環境規制力度。此外，城市政府的行為較難影響到上級政府的決策行為，同時政府報告通常在當年年初就形成，不會影響到城市的綠色轉型。因此，省級政府工作報告中與環保相關的詞頻占比符合工具變量相關性和外生性假定。

本文手動搜集了2007—2020年省級政府工作報告，并對工作報告文本進行分詞處理，從而得到政府環境治理指標。通常情況下，省長在每年的一月份至二月中旬召開的省級人大會議上做政府工作報告，總結省級政府在上一年的工作成績及相關挑戰，公布當年的包括環境治理在內的各類工作目標和對應落實措施，并由人大代表審議(詹新宇和劉文彬，2020[50])。作為政府配置資源的綱領性文件，幾乎所有的省級政府工作報告在2007—2020年都明確提出環境治理的成果和工作目標。為了進一步識別和保留政府對環境的重視程度，本文統計了環境保護類、環境污染類、能源消耗類、協同發展與環境共治和涉及環境的其他類共五類詞匯出現的頻次，并計算其在相應的工作報告全文中所占比重，所得比重為政府環境治理指標(周亞虹等，2023[51])。圖4為省級政府工作報告中與環境相關詞匯詞頻占比與環境規制強度的散點圖及回歸線。可以看出，政府環境詞頻占比與環境規制呈現出正相關關系，說明政府環境詞頻占比能夠反映出環境規制強度。

為定量考察政府環境治理對環境規制和綠色轉型的影響，本文構建兩階段最小二乘回歸模型(2SLS)如下：

erit=μ1,0+μ1,1gerit+企業/城市特征+固定效應+ε4,it

(34)

gtrit=μ2,0+μ2,1erit+企業/城市特征+固定效應+ε5,it

(35)

其中，gerit表示企業i在t年所在省份的政府環境治理變量，在2SLS模型中做環境規制的工具變量。一階段回歸結果可以看出政府對環境重視程度是如何影響環境規制強度，二階段回歸結果能夠反映在解決內生性問題后環境規制對綠色轉型的影響。其他設定同基準模型。

四、實證分析

(一)基準回歸

本文控制年份、城市和產業固定效應，且標準誤聚類到企業-年份層面對基準模型進行回歸。表2展現出基準模型的回歸結果。具體而言，表2中列(1)表明環境規制對綠色轉型具有顯著的正向影響。綠色轉型是從企業層面測度，而企業所在城市特征會對企業資本總體結構水平產生影響，尤其是城市第二產業產值占比過高可能會導致地區綠色轉型失衡。為控制遺漏變量偏誤，表2中列(2)和列(4)將城市第二產業產值占比加入回歸中，環境規制與綠色轉型的顯著正相關關系仍舊穩定，且城市第二產業產值占比的提高會抑制綠色轉型的調整。由于當期綠色轉型不會對歷史環境規制行為產生影響，為緩解反向因果偏誤，將環境規制滯后一期。表2中列(3)和列(4)的回歸結果表明，環境規制對綠色轉型的正面影響仍然存在，且均在統計上顯著。

表2 基準回歸

從理論模型和現有文獻來看，環境規制對綠色轉型的影響可能存在庫茲涅茨曲線效應。為檢驗環境規制與綠色轉型的非線性關系，本文在基準模型中加入環境規制的二次項系數，回歸結果表明環境規制與綠色轉型存在倒U型關系，通過計算可知，現階段中國各城市環境規制強度基本處于倒U型曲線的左側，因此環境規制強度對綠色轉型具有顯著的正向影響(1)由于篇幅所限，加入二次項的回歸結果未在文中列示，感興趣的讀者可聯系作者索取。。這意味著環境規制強度處于低水平時，線性模型結果在平均意義上有正向影響，與非線性模型一致，本文先使用線性模型來檢驗環境規制對綠色轉型的平均效應，同時在進一步分析中運用面板門檻回歸模型探究兩者的非線性關系，將環境規制和經濟發展水平作為門檻變量以具體分析環境規制對綠色轉型的門檻效應。

(二)工具變量估計

上文重點關注環境規制對綠色轉型的影響，接下來以政府環境治理作為環境規制的工具變量，在基準回歸結果的基礎上使用工具變量回歸以緩解內生性。此外，在工具變量回歸的一階段能夠評估政府環境治理對環境規制的影響效果，驗證財稅分權體制下上級政府對地方政府環境規制力度的影響。表3為環境規制與綠色轉型的工具變量估計結果，F=36.64，大于10，認為不存在弱工具變量問題。第一階段回歸結果表明，省級政府工作報告中環境相關詞頻占比對環境規制具有顯著的正向影響，證實上級政府對環境的重視程度直接影響到地方政府環境規制力度，引導地方財權收入投入到環境公共品的供給中。第二階段回歸結果表明，環境規制對綠色轉型存在顯著的正向影響。在“經濟分權、政治集權”的體制下，上級政府對環保考核的松緊會改變地方政府財稅支出偏向和效率，從而影響地方公共產品供給，作用于地方綠色轉型。因此，中央政府要將環保相關指標納入考核體系來鼓勵地方政府轉變職能，重視地方環境公共品投入，最終建立綠色服務型政府。

表3 工具變量估計

(三)傳導機制

理論模型表明，環境規制通過綠色公共服務水平和生產性財稅支出影響綠色轉型。因此，本節對假設2和假設3進行實證檢驗。針對每條機制分別使用三個代理變量以檢驗結果是否穩健，并參考陳詩一和陳登科(2018)[47]的做法，分別用機制變量與綠色轉型、環境規制與機制變量回歸。

環境規制通過綠色福利性財稅支出影響綠色轉型。綠色福利性財稅支出形成的綠色公共服務影響消費者對清潔品的消費傾向。然而，在以經濟增長為目標導向的發展模式中，地方政府往往重基礎建設，輕公共服務，將財力集中在投資周期短的“硬公共產品”上，而忽視醫療、社會保障等“軟公共產品”(丁菊紅和鄧可斌，2008[52])。隨著政府職能和考核目標的轉變，地方政府加強環境規制伴隨著綠色福利性財稅支出的投入和關注度上升。表4中列(1)至列(3)為式(32)的回歸結果，結果表明三個代理變量對綠色轉型回歸的系數均顯著為正，綠色福利性財稅支出對綠色轉型具有明顯的正向影響。表4中列(4)至列(6)為式(33)的回歸結果，環境規制回歸系數顯著為正，說明環境規制強度增加有利于提升綠色福利性財稅支出。綠色福利性財稅支出可視為環境規制影響綠色轉型的機制之一。因此，假設2得到證實。

表4 機制檢驗一

環境規制影響綠色轉型的另一個重要機制是生產性財稅支出。生產性財稅支出為清潔型企業提供基礎設施、人力資本、科技創新環境。同時，中央政府制定環境治理標準，而地方政府負責落實。當環保指標與政績掛鉤，上級政府環保問責的力度直接影響下級政府的環境規制水平，地方政府環境支出競爭進一步改變區域間資本、勞動力等要素流動(張征宇和朱平芳，2010[53])。表5顯示就總體而言生產性財稅支出對綠色轉型具有顯著的正向影響，環境規制與生產性財稅支出存在正相關關系。因此，假設3得到檢驗。

表5 機制檢驗二

綠色福利性財稅支出和生產性財稅支出都取決于政府財稅支出水平，而兩者所占比重體現出地方政府對公共品的供給偏好，地方政府在增長競爭型模式中更加重視經濟效益而忽視社會效益，最終政府間的生產性支出競爭行為嚴重影響到公共產品供給(傅勇和張晏，2008[54])。從表1可以看出，省級層面和地市級層面人均生產性財稅支出均值要高于人均綠色福利性財稅支出均值，說明政府更傾向于使用“硬公共產品”來推動綠色轉型。然而，對比回歸結果可知，表4中列(1)和列(2)綠色福利性財稅支出的回歸系數要大于表5中列(1)和列(2)的生產性財稅支出。這說明“軟公共產品”對促進綠色轉型升級的影響不容忽視。

(四)穩健性檢驗

為進一步論證研究結論的可靠性，本文分別進行如下處理(2)由于篇幅所限，具體穩健性檢驗內容未在文中列出，感興趣的讀者可聯系作者索取。：(1)采用實際值和中心化指標替代解釋變量，并依次對式(31)至式(37)回歸及工具變量回歸。(2)采用環境規制的滯后項進行基準回歸和機制檢驗。(3)每條機制使用三個代理變量進行刻畫。(4)機制變量的滯后項對傳導機制檢驗。結果表明，基準回歸與機制分析的估計系數和顯著性水平基本不變，說明上文回歸結果穩健。

五、進一步探討分析

(一)異質性分析

1.企業產權性質的異質性。

國有企業受到上級主管部門約束且承擔著社會和經濟效益的多重目標，比以利潤最大化為主要目標的非國有企業履行了更多的社會責任，因此，國有企業對治理污染的成本相對更不敏銳(羅知和齊博成，2021[55])。本文根據樣本產權性質將總樣本劃分為國有企業和非國有企業。表6中列(1)和列(2)表明，在國有企業中環境規制對綠色轉型的正向影響要略高于非國有企業。國有性質企業要素投入受到政府決策的影響，更加重視非經濟效應，此外，國有企業主要負責人的調任受到地方環保目標的約束，這使得國有企業在環境方面投入更大規模的資金，因而綠色轉型效果更為明顯(唐國平和李龍會，2013[56])。

表6 異質性分析

表7 門檻存在性檢驗

2.城市產業結構的異質性。

綠色轉型是從企業層面測度，而企業所在城市特征會對企業資本總體結構水平產生影響，尤其是城市第二產業產值占比過高可能會導致地區綠色轉型失衡。本文按照地區第二產業產值占比的中位數將樣本分為兩組。表6中列(3)和列(4)表明，環境規制對所在城市第二產業產值占比低企業的綠色轉型影響效果顯著為正，側面印證表2基準回歸中城市第二產業產值占比對綠色轉型的負向影響。綜合而言，當城市第二產業產值處于過高水平，環境規制對綠色轉型的促進作用反而不明顯。原因在于，當第二產業產值占比過高時，地方政府的環境規制行為與城市支柱性的第二產業存在密切關聯，環境規制的制定及執行力度都難以切實影響企業轉變生產模式，形成清潔生產，從而無法促使生產要素流向清潔部門，生產要素在污染部門無法發揮出推動城市綠色轉型的作用。

3.城市綠色財稅支出的異質性。

理論和實證分析結果表明，環境規制增強綠色轉型的機制是綠色財稅支出。因此，可以預期，地區綠色財稅支出占財稅總額的比例不同，環境規制對綠色轉型的促進作用會存在差異。根據城市綠色財稅支出占比是否低于樣本中綠色財稅支出占比的中位數將樣本分為低區間和高區間。表6中列(5)和列(6)表明，環境規制對綠色轉型的影響在分樣本中依然顯著為正，而在低水平的綠色財稅支出情況下，環境規制對綠色轉型的影響效果要略高于綠色財稅支出處于高水平區間。原因在于綠色財稅支出的邊際促進效果隨著水平提高而下降，在綠色財稅支出占比較低時，綠色財稅支出的增加更有助于強化環境規制的綠色轉型效果。這意味著綠色財稅支出占比低的地區更要重視加強環境規制力度，強化環境規制對綠色轉型的促進作用。

(二)面板門檻回歸

為了進一步揭示環境規制如何影響綠色轉型，本文在線性關系的基礎上考慮環境規制對綠色轉型的非線性影響。根據環境庫茲涅茨曲線規律，環境規制對綠色轉型的影響會隨著規制強度和經濟發展水平的改變而有異質性。為避免人為取值的影響，采用Hansen(1999)[57]提出的面板門檻回歸模型分析，將環境規制強度和人均實際GDP對數值作為門檻變量，根據樣本數據估算門檻變量，探究依據門檻值劃分的不同區間內環境規制對綠色轉型的作用效果。

本文設定的單一面板門檻回歸模型如下：

GTRit=φ0+φ1ERit·I(ERit≤γ)+φ2ERit·I(ERit>γ)+企業/城市特征+固定效應+ε6,it

(36)

GTRit=ω0+ω1ERit·I(lnrgdpit≤δ)+ω2ERit·I(lnrgdpit>δ)+企業/城市特征+固定效應+ε7,it

(37)

其中，I(·)為示性函數，當滿足括號中的條件時取值為 1，否則為0。根據門檻變量環境規制和經濟發展水平是否大于門檻值γ和δ，將樣本區間劃分為兩個區間。兩個區間的回歸系數分別為φ1、φ2、ω1和ω2。此外，控制企業和城市一系列特征變量及時間效應。

本文設置100個網格搜尋點，并進行 300 次“自舉法”檢驗(Bootstrap)重復。檢驗結果表明，以環境規制強度和經濟發展水平作為門檻變量時，單門檻檢驗的P值均低于0.05，而雙重門檻和三重門檻檢驗的P值均高于0.1，這說明結果通過門檻存在性檢驗，且模型均在5%的顯著性水平上通過單門檻檢驗，雙重門檻不顯著，因此選擇單門檻模型。

表8中似然比函數顯示以環境規制為門檻變量的單一門檻值為14.27，95%置信區間為[14.08，14.34]，選擇14.27作為臨界值將樣本分為兩個區間進行回歸。以經濟發展為門檻變量的單一門檻值為0.87，其95%置信區間為[0.76，1.58]，選擇0.87作為臨界值將樣本分為兩個區間進行回歸。

表8 門檻效應顯著性檢驗

表9顯示當門檻變量為環境規制時，處于不同區間的環境規制對綠色轉型的影響存在差異。當環境規制小于門檻值時，其對綠色轉型的影響系數為0.10；當環境規制更為嚴格，大于門檻值時，環境規制對綠色轉型的回歸系數為0.06，且兩個區間的回歸系數均在5%的水平上顯著。這意味著環境規制對綠色轉型的正向影響會隨著規制強度的增強而下降。當經濟發展水平為門檻值時，經濟發展處于不同區間會使得環境規制對綠色轉型的影響具有差異。當經濟發展小于門檻值時，環境規制對綠色轉型的影響系數為0.09；當經濟發展水平更高，超過門檻值時，回歸系數為0.06，且兩個區間的回歸系數均在5%的水平上顯著。這意味著經濟發展水平會影響環境規制與綠色轉型的正向關系，當經濟發展水平較低時，環境規制對綠色轉型的促進作用更強。

表9 門檻效應模型回歸結果

六、結論和政策建議

習近平總書記在2023年召開的全國生態環境保護大會上強調“今后5年是美麗中國建設的重要時期”。在推進美麗中國建設、推動經濟社會發展全面綠色轉型背景下，本文基于結構轉型框架構建兩部門模型探究環境規制與綠色轉型的關系，重點分析綠色財稅體系傳導機制。數值模擬和參數校準結果表明環境規制通過成本效應和激勵效應以影響綠色福利性財稅支出和綠色生產性財稅支出，最終作用于綠色轉型，與綠色轉型存在倒U型關系。為探究中國現階段環境規制影響綠色轉型的機制，本文結合理論模型結果，進一步利用企業和城市數據來實證分析。結果發現，中國環境規制處于低水平，環境規制對綠色轉型的平均效應位于倒U型曲線左側，存在顯著的正向影響。同時，綠色財稅體系是環境規制影響綠色轉型的機制，環境規制通過綠色福利性財稅支出和生產性財稅支出促使綠色轉型。此外，將政府環境治理水平作為工具變量后得到上級政府環境治理水平能夠有效督促地方政府提升環境規制強度。為詳細說明環境規制與綠色轉型的非線性關系，本文采用面板門檻模型檢驗環境規制和經濟發展對綠色轉型的門檻效應，當環境規制和經濟發展水平分別作為門檻變量時，處在低區間的環境規制對綠色轉型的正向促進作用更強。

本文的政策建議主要有：(1)當前中國環境規制水平偏低，適度提高環境規制強度能夠推動綠色轉型，地方政府要結合當地產業結構特點及企業的要素稟賦，統籌差異化的環境規制政策和以環保稅為主的綠色財稅體系，因地制宜實施兼顧效率與公平的環境規制強度。通過融合環保稅與消費稅、車船稅、資源稅等稅種對污染企業施加成本壓力，以價格機制限制污染型企業的污染行為，同時完善清潔生產過程中的環保稅抵扣鏈條，制定包括稅額抵免、延遲繳稅等多形式的稅收優惠政策，以政府綠色財稅帶動企業資金參與到環境治理中，激發清潔型企業的生產積極性。(2)地方政府要繼續加大在環境保護方面的財政投入。本文測算得到2007—2020年省級綠色財稅支出占GDP的平均比例為5.82%，這說明地方政府的綠色財稅支出仍有待提高。地方政府要進一步增加生態環保和治理的資金預算，加大政府采購中綠色產品的預算占比，采用稅收補貼、減免等多種方式降低綠色消費成本，建立公共綠色消費平臺創造綠色消費環境，為消費者和企業提供更優質的環境公共產品。(3)中央政府應深入轉變對地方政府的考核評價體系，提高環保指標在考核中的比重，強化地方政府的環保意識，完善財稅部門與環保部門的聯動機制，以恰當的政策工具引導地方財稅向“軟公共品”傾斜，形成穩定增長的環境保護稅收籌資體系和合理有效的環境保護支出結構，最終引導資本、勞動力等要素流入清潔部門。(4)城市經濟發展水平、產業結構和企業異質性均會影響環境規制對綠色轉型的正向效應。中央政府在推動綠色轉型過程中要針對經濟欠發達地區提供中央轉移支付和生態保護補償，落實2023年全國生態環境保護工作會議提出的“開展中央財政資金項目監督幫扶”，同時分類分層地設計符合地區發展的環境規制政策，采取隨城市和企業發展狀況變化的差別環境規制，鼓勵經濟發展相對落后的城市和企業轉變生產模式并培養綠色增長點。