税制改革对企业环境的影响

摘要：以２０１８年《环境保护税法》实施为契机，基于２０１３～２０１９年Ａ股工业企业的经验数据，使用双重差分法探究绿色税制改革对企业环境绩效的影响。研究发现，绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效，且随着时间的推移，这种提升作用在不断增强。对市场制度和环境制度的检验发现，当市场制度较差、政府监管较强、媒体监督较强时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效。对影响机制的探索发现，绿色税制改革提升企业环境绩效的机制，在于促进企业环保投资和企业绿色创新，且与促进企业环保投资这种短期方式相比，促进企业绿色创新这种长期方式的机制效应更显著。

关键词：绿色税制改革；环境绩效；环保投资；绿色创新

１研究背景

为持续改善环境质量，我国正在加快建立健全生态文明制度体系。２０１９年１０月，《中共中央关于坚持和完善中国特色社会主义制度、推进国家治理体系和治理能力现代化若干重大问题的决定》指出“坚持和完善生态文明制度体系，促进人与自然和谐共生”。其中，生态环境保护制度是生态文明制度体系的重要基石。但是，长期以来我国生态环境保护制度以命令型环境制度为主，存在治理成本较高、治理效率较低等缺陷，严重制约了生态文明建设。与命令型环境制度相比，经济型环境制度能够发挥市场在资源配置中的决定性作用来约束和激励企业环境行为［１，２］，督促企业改善环境绩效，是当前我国生态文明制度体系建设的重要内容。排污费制度作为一种命令型环境制度，在实践中面临着严峻的挑战。根据原环保部公布的数据显示，２０１４年和２０１５年全国分别有４４７家、６６２家国家重点监控企业欠缴排污费，金额分别达到３．０９亿元、６．９６亿元。这些挑战导致排污费制度的环境效应有限［３］。为此，２０１８年我国进行了绿色税制改革，由命令型的排污费制度转向经济型的环境税制度。发达国家的经验证据表明，环境税制度更能发挥市场的资源配置作用来促进污染减排［４，５］。然而，我国作为一个市场相对还不成熟的发展中经济体，环境税制度能否取得预期的环境效应，学者们对此存在争议［６，７］。因此，本研究以《环境保护税法》实施为契机，探讨绿色税制改革对企业环境绩效的影响，旨在为政府部门完善绿色税制提供经验参考。本研究可能的边际贡献在于：①绿色税制改革能否借助市场力量来督促企业履行环境责任，学者们还存在争议。本研究选取企业环境绩效作为落脚点，探究绿色税制改革的环境效应，能够从企业环境绩效层面揭示绿色税制改革的环境有效性。②提升企业环境绩效的关键在于促进企业环保投资和企业绿色创新，其中企业环保投资是一种短期方式，企业绿色创新是一种长期方式。本研究选取绿色税制改革作为切入点，探究绿色税制改革下企业如何权衡环保投资决策和绿色创新决策，以提升企业环境绩效，能够拓展企业环境绩效的影响因素研究，揭示绿色税制改革下的企业环境行为决策。③要想充分发挥绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用，需要协同不同类型的经济制度和环境制度，实现制度组合的整体最优化。本研究通过探究绿色税制改革对企业环境绩效的影响是否存在市场制度、政府监管、媒体监督的异质性，能够明晰绿色税制改革与市场制度、环境制度的关系，明晰绿色税制改革的制度边界。

２理论分析与研究假设

２.1绿色税制改革与企业环境绩效

学者们主要使用合法性理论来解释环境制度压力下的企业环境行为及其环境绩效［８］。根据ＳＵＣＨＭＡＮ［９］的观点，合法性是指企业行为符合社会所构建的规范、价值观、信念和规定。其中，规制合法是合法性的重要方面［１０］。规制合法来源于制度管制的强制约束，包括经济约束和环境约束两个方面。随着各方利益相关者对环境问题的关注度日益提高［１１，１２］，环境合法的重要性不断凸显。因此，当环境合法压力提升时，企业有动力提升环境绩效。绿色税制改革，标志着由命令型的排污费制度转向经济型的环境税制度，能够从以下两个方面来提高企业环境合法压力。一方面，环境执法力度层面，由于排污费制度的征收依据是《排污费征收使用管理条例》，征收部门是环保部门，因此排污费制度受到的行政干预较强，环境执法力度较低。然而，环境税制度的征收依据是《环境保护税法》，征收部门是税务部门［１３］，致使环境税制度受到的行政干预较弱，环境执法力度较强。同时，排污费收入由中央与地方共享，环境税收入全部归地方，因而税务部门更有动力征收环境税。另一方面，环境税费压力层面，由于排污费制度的收费标准较低［３］，设置固定费率，费率弹性较低，因而排污费制度的环境税费压力较低。然而，环境税制度的税负标准较高，设置浮动税率，税率弹性较高，致使环境税制度的环境税费压力较高。当环境合法压力提升时，企业有动力进行环保投资和绿色创新来提升企业环境绩效。一方面，经营风险层面，环境税费会使得环境成本内在化，降低企业利润空间［６］，而企业通过提升环境绩效能够有效降低绿色税制改革带来的环境税额增加，提高企业市场竞争力。同时，当企业不缴纳或者不按时缴纳环境税时，企业将面临税收滞纳金甚至罚款，纳税信用等级下降，而企业通过提升环境绩效能够有效降低这些经营风险。另一方面，资源获取层面，环境责任履行较好的企业能够获得更多的机构持股［１１］、政府补助［１４］、债务融资［１２］等利益相关者资源，而企业通过提升环境绩效能够获取更多的外部资源，降低环保投资和绿色创新对经营资源的占用。由此，提出以下假设：假设１绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效。

２.2绿色税制改革、市场制度与企业环境绩效

理论上，绿色税制改革能够弥补市场制度的不足，更好地促进企业提升环境绩效。当市场制度较差时，一方面，政府的行政干预较强［１５］。当面对经济下行压力时，地方政府会强化对企业行为的干预［１６，１７］，通过降低排污费制度的环境执法力度来刺激企业扩大污染投资规模，导致企业改善环境绩效的压力不足。绿色税制改革通过强化环境执法力度能够降低政府行政干预，更好地提升企业环境绩效。另一方面，政府的资源配置较强［１５］。面对环境税费压力时，企业更倾向于进行寻租以获取更多的政府资源，而不是降低环境税费以获取更多的市场资源，导致企业改善环境绩效的动力不足。绿色税制改革通过提高环境税费压力能够优化政府资源配置，更好地提升企业环境绩效。由此，提出以下假设：假设２当市场制度较差时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效。

２.3绿色税制改革、环境制度与企业环境绩效

理论上，政府监管作为一种重要的正式制度，能够强化绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用。现有研究发现，政府监管对促进企业环境责任履行的作用至关重要［１８］。当政府监管较强时，一方面，政府通过频率更高的突击检查、建立环境监测平台等方式，能够发现更多的企业违规排污行为，帮助税务部门发现企业逃避缴纳环境税额的情况，从而督促企业按照规定及时缴纳环境税额，提高税务部门的环境执法效率，对企业施加更强的环境合法压力，表现为政府监管的信息效应。另一方面，政府会更加倾向于将资源优先分配给环境绩效较好的企业［１４］，因而为了获得更多的政府资源（如政府补助、税收优惠等），企业更有动力提升环境绩效来响应绿色税制改革，表现为政府监管的资源效应。由此，提出以下假设：假设３当政府监管较强时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效。理论上，媒体监督作为一种重要的非正式制度，能够强化绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用。现有研究发现，媒体监督在促进企业履行环境责任的过程中发挥着重要作用［１９，２０］。当媒体监督较强时，一方面，媒体通过实地调研、实地采访等方式能够发现更多的企业违规排污行为，为税务部门提供更多的征税信息，帮助税务部门提高环境执法效率，对企业施加更强的环境合法压力，表现为媒体监督的信息效应。另一方面，媒体通过报道企业环境负面新闻可以吸引更多的公众参与环境监督，借助公众的力量发现更多的企业环境违法行为，提高税务部门的环境税收征收效率，强化企业环境合法压力，表现为媒体监督的公众效应。由此，本研究提出以下假设：假设４当媒体监督较强时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效。

３研究设计

３.1样本选择与数据来源

本研究利用沪深Ａ股工业企业２０１３～２０１９年的经验数据，并剔除ＳＴ、ＳＴ等特殊情形、数据缺失的样本，最终获得１４８８个观测值。本研究数据来源如下：企业环境绩效衡量过程中环境税费数据源于企业财务报表附注之营业税金及附加明细和管理费用明细，营业收入数据源于利润表；绿色税制改革测度过程中实验组界定标准源于《上市公司环境信息披露指南》（征求意见稿）；控制变量数据源于国泰安数据库。本研究对连续变量进行上下１％的缩尾处理。

３.2实证模型

为分析绿色税制改革对企业环境绩效的影响，本研究构建如下双重差分模型：犈犘犻狋＝α０＋β１犜犚犻狋＋β２犘犗犻狋＋β３犜犚犻狋×犘犗犻狋＋γ犆犞狊犻狋＋犢犈＋犐犖＋ε犻狋，（１）式中，犻为企业；狋为年份；α０为常数项；β１～β３、γ为回归系数；犈犘为企业环境绩效；犜犚为分组变量；犘犗为时间变量；犜犚×犘犗为绿色税制改革；犆犞狊为控制变量；犢犈为年度效应；犐犖为行业效应；ε为随机扰动项。

３.3变量定义

为探讨绿色税制改革对企业环境绩效的影响，本研究进行如下的变量定义。（１）因变量本研究因变量为企业环境绩效（犈犘）。现有文献主要使用综合指标法［２１，２２］、污染排放法［２３］、环境税费法［２４，２５］等方法衡量企业环境绩效。通过比较可以发现，综合指标法涉及主观打分，可能存在主观性偏差，而污染排放法的数据不易获得。因此，本研究参考张兆国等［２４］、于连超等［２５］的研究方法，使用万元单位营业收入环境税费金额（２０１８年之前称作“排污费”）作为企业环境绩效（犈犘）的指标，并＋１取自然对数，使之更加符合正态分布假设。上述指标为逆指标，当万元单位营业收入环境税费金额越多时，企业环境绩效越差，反之亦然。值得说明的是，环境税制度的前身是排污费制度，致使排污费与环境税的征收对象是一致的，因而在衡量企业环境绩效时，２０１８年之前使用排污费数据，２０１８年及其之后年份使用环境税数据。（２）自变量本研究自变量为绿色税制改革（犜犚×犘犗）。参考于连超等［６］的研究思路，本研究将实验组设定为重污染企业，控制组设定为非重污染企业，据此评估绿色税制改革的环境效应。本研究构建以下３个变量：①分组变量（犜犚），是指当企业为重污染企业时１，否则取０；②时间变量（犘犗），是指当时间为《环境保护税法》实施当年及以后年份时取１，否则取０；③绿色税制改革（犜犚×犘犗），是指分组变量与时间变量的交乘项。（３）控制变量参考既有文献［２３，２５，２６］，本研究控制以下变量：企业规模（犛犣），即对数化的年末总资产；资产负债率（犔犈），即年末总负债占总资产的比率；资产收益率（犚犗），即净利润占平均总资产的比率；企业成长性（犌犚），即营业收入增加额除以上期营业收入；企业年龄（犃犌），即对数化的当年年份与成立年份之差；产权性质（犛犜），即国有企业取１，否则取０；董事会规模（犇犛），即对数化的董事会人数；监事会规模（犛犛），即对数化的监事会人数；独立董事比例（犐犇），即独立董事人数占董事会总人数的比例；两职合一（犇犔），即由一人同时兼任董事长和总经理时取１，否则取０，以及年度效应（犢犈）和行业效应（犐犖）。

４实证结果与分析

４.1描述性统计

描述性统计结果见表１。由表１可知，实验组犈犘的平均值为２．４８７，中位数为２．５７０；控制组犈犘的平均值为１．７６８，中位数为１．５９５，可见企业环境绩效近似符合正态分布假设，且实验组的企业环境绩效低于控制组。实验组的样本量为９１２，控制组的样本量为５７６，可见实验组的样本占比约为６１．３％。其余变量统计特征符合预期，故不再赘述。

４.2基本回归分析

绿色税制改革与企业环境绩效的基准回归结果见表２。表２列（１）～列（３）显示，犜犚的估计系数分别为０．６４８、０．７０６、０．６８４，均通过显著性检验，可见与控制组的企业相比，实验组的企业环境绩效较差；犜犚×犘犗的估计系数分别为－０．３６１、－０．３７３、－０．３８６，均通过显著性检验，可见绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效。平均来说，绿色税制改革之后，实验组的企业环境绩效比控制组提升０．３８６个单位。由此，假设１成立。

４.3动态效应分析

接下来，本研究进一步考察绿色税制改革对企业环境绩效的动态影响，构建以下变量：犜犚×犅犈４、犜犚×犅犈３、犜犚×犅犈２、犜犚×犅犈１、犜犚×犆犝、犜犚×犃犉１分别是指当企业为实验组且时间分别为绿色税制改革的前四年、前三年、前两年、前一年、当年、后一年时取１，否则取０。绿色税制改革与企业环境绩效的动态效应回归结果见表３。由表３可知，犜犚×犅犈４、犜犚×犅犈３、犜犚×犅犈２、犜犚×犅犈１的估计系数分别为０．１３６、０．２０４、０．００１、－０．１５５，均未通过显著性检验，说明实验组和控制组的企业环境绩效在绿色税制改革之前的变化趋势一致。犜犚×犆犝、犜犚×犃犉１的估计系数为－０．３２０、－０．４０７，均通过显著性检验，说明绿色税制改革之后，与控制组的企业相比，实验组的企业环境绩效明显提升，且这种提升作用随着时间的推移而逐步增强。由此，本研究满足平行趋势假设，且随着时间的推移，绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用逐步增强

４.4影响机制分析

结合理论分析可知，绿色税制改革提升企业环境绩效的机制在于环保投资机制和绿色创新机制。其中，环保投资机制是一种短期方式，绿色创新机制是一种长期方式。为探究绿色税制改革下企业如何权衡环保投资决策和绿色创新决策以提升企业环境绩效，本研究使用逐步法进行分析，构建如下模型：犕犞犻狋＝α０＋β１犜犚犻狋＋β２犘犗犻狋＋β３犜犚犻狋×犘犗犻狋＋γ犆犞狊犻狋＋犢犈＋犐犖＋ε犻狋；（２）犈犘犻狋＝α０＋β１犜犚犻狋＋β２犘犗犻狋＋β３犜犚犻狋×犘犗犻狋＋β４犕犞＋γ犆犞狊犻狋＋犢犈＋犐犖＋ε犻狋，（３）式中，犕犞为中介变量；β４为回归系数。企业环保投资（犈犐）参考黎文靖等［１１］的研究方法，使用企业环境保护方面的资本投资金额衡量，并＋１取自然对数，数据来自企业财务报表附注之在建工程明细。企业绿色创新（犌犐）参考齐绍洲等［１］的研究方法，使用企业绿色专利申请量＋１的自然对数衡量，数据来自中国研究数据服务平台（ＣＮＲＤＳ）。环保投资机制和绿色创新机制的回归结果分别见表４和表５。（１）环保投资机制表４列（１）显示，犜犚×犘犗的估计系数为－０．３８６，统计显著，说明绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效。列（２）显示，犜犚×犘犗的估计系数为０．４３３，统计显著，说明绿色税制改革能够显著促进企业环保投资。列（３）显示，犈犐的估计系数为－０．０２６，统计显著，说明企业环保投资能够显著提升企业环境绩效；犜犚×犘犗的估计系数依然显著为负。经计算，企业环保投资的中介效应占比为２．８５％。结果表明，环保投资机制得到证明，即绿色税制改革能够通过促进企业环保投资来提升企业环境绩效。（２）绿色创新机制表５列（１）显示，犜犚×犘犗的估计系数为－０．３８６，统计显著，说明绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效。列（２）显示，犜犚×犘犗的估计系数为０．１４５，统计显著，说明绿色税制改革能够显著促进企业绿色创新。列（３）显示，犌犐的估计系数为－０．１２２，统计显著，说明企业绿色创新能够显著提升企业环境绩效；犜犚×犘犗的估计系数依然显著为负。经计算，企业绿色创新的中介效应占比为４．４０％。结果表明，绿色创新机制得到证明，即绿色税制改革能够通过促进企业绿色创新来提升企业环境绩效。由上可见，绿色税制改革能够通过环保投资机制和绿色创新机制来提升企业环境绩效，且与环保投资机制这种短期方式相比，绿色创新机制这种长期方式的机制效应更显著。

４.5市场制度分析

绿色税制改革，标志着由政府主导的排污费制度转向市场主导的环境税制度，能够弥补市场制度的不足，更好地提升企业环境绩效。为此，本研究检验绿色税制改革与市场制度的关系。市场制度（犕犛）的衡量方法使用王小鲁等［１５］构建的市场化指数。市场制度的回归结果见表６。表６列（１）和列（２）显示，犜犚×犘犗的估计系数分别为－０．６１２、－０．２６９，前者统计显著，且组间系数差异为－０．３４３（＝市场制度较差组－市场制度较好组），通过显著性检验（狆＝０．０００）。结果表明，当市场制度较差时，绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用更显著。经分析发现，当市场制度较差时，一方面，政府行政干预较强，致使政府为了追求短期经济增长会降低环境执法力度，而绿色税制改革通过提高环境执法力度，能够有效促进企业提升环境绩效；另一方面，政府主导资源配置，致使企业对环境税费压力的反应不敏感，而绿色税制改革通过强化环境税费压力，能够有效促进企业改善环境绩效。由此，假设２成立。

４.6环境制度分析

政府监管作为一种正式环境制度，媒体监督作为一种非正式环境制度，能够强化绿色税制改革对企业环境绩效的正向作用。为此，本研究检验绿色税制改革与政府监管、媒体监督的关系。政府监管（犌犛）的衡量方法参考毕茜等［２７］的研究，使用环境法律法规综合得分指标，其数值等于地方有效的环境法律法规与其影响力乘积之和，其中地方环境法规的影响力为３，地方环境规章的影响力为２，地方环境标准的影响力为１。媒体监督（犕犛）的衡量方法参考王云等［１９］的研究，使用环境方面的媒体负面报道数量＋１的自然对数指标。在界定媒体负面环境报道时，本研究通过检索媒体报道内容中是否包括环境污染、排放超标、环境事故、环境处罚等负面环境词汇。政府监管、媒体监督的回归结果见表７。（１）政府监管表７列（１）和列（２）显示，犜犚×犘犗的估计系数分别为－０．２４９、－０．４５３，后者统计显著，且组间系数差异为－０．２０４（＝政府监管较强组－政府监管较弱组），通过显著性检验（狆＝０．０３４）。结果表明，当政府监管较强时，绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用更显著。经过分析后发现：①政府监管能够为税务部门征收环境税提供环境信息，强化绿色税制改革的环境合法压力，促使企业提升环境绩效；②政府监管能够通过政府资源配置来降低企业调整成本，强化绿色税制改革的资源获取效应，激励企业提升环境绩效。由此，假设３成立。（２）媒体监督表７列（３）和列（４）显示，犜犚×犘犗的估计系数分别为－０．２２７、－０．５６９，后者统计显著，且组间系数差异为－０．３４２（＝媒体监督较强组－媒体监督较弱组），通过显著性检验（狆＝０．０００）。结果表明，当媒体监督较强时，绿色税制改革对企业环境绩效的提升作用更显著。经过分析后发现：①媒体监督能够为税务部门征收环境税提供环境信息，提高绿色税制改革的环境合法压力，督促企业提升环境绩效；②媒体监督能够吸引更多的公众参与环境监督，借助公众的力量来纠正企业环境违法行为，强化绿色税制改革的环境合法压力，促使企业提升环境绩效。由此，假设４成立。

４.7稳健性检验

本研究的稳健性检验如下。

（１）倾向得分匹配法＋双重差分法本研究使用ＰＳＭ＋ＤＩＤ，旨在克服实验组和控制组之间可能存在的系统性差异，采取最近邻匹配法来寻找实验组的配对样本，结果见表８列（１）。

（２）安慰剂检验本研究使用安慰剂检验，旨在排除绿色税制改革之后其他因素可能带来的干扰，主要思路为：随机分配实验组和控制组，进行回归分析，并重复５００次。犜犚×犘犗在１０％水平上统计显著的次数为５２，占比为１０．４％，为小概率事件，印证了研究结论的可靠性。

（３）控制个体效应本研究控制个体效应，旨在剔除个体不随时间变化因素可能带来的噪音，结果见表８列（２）。犜犚×犘犗的估计系数为－０．３３３，通过显著性检验，与研究结论一致。

（４）更换因变量本研究更换因变量，旨在克服因变量衡量偏误的影响，使用和讯网公布的环境责任评分作为指标，并＋１取自然对数，结果见表８列（３）。犜犚×犘犗的估计系数为０．０７７，通过显著性检验，印证了研究结论具有稳健性。

（５）调整样本期间本研究调整样本期间，旨在降低政策评估的干扰因素，设定窗口期间为［－２，＋２］（２０１６～２０１９年），结果见表８列（４）。犜犚×犘犗的估计系数为－０．３４１，通过显著性检验，表明研究结论不受样本期间的影响。

（６）排除其他影响本研究排除其他影响，旨在降低其他因素对实证结果的干扰，控制离任审计政策（犇犝×犇犜），构建如下指标：犇犝×犇犜是指企业注册地位于试点地区且时间属于成为试点地区当年及以后年份时取１，否则取０，结果见表８列（５）。犇犝×犇犜的估计系数为－０．１６５，通过显著性检验，说明离任审计政策能够显著提升企业环境绩效；犜犚×犘犗的估计系数为－０．３８１，通过显著性检验，说明研究结论不受离任审计政策影响。

（７）控制地区因素本研究控制地区因素，旨在排除税务部门在进行税收征管时地域特征的影响，构建如下指标：地区ＧＤＰ增长率（犌犌），是指剔除物价因素的ＧＤＰ增量占上年ＧＤＰ的比重；地区财政收入（犐犆），是指地方一般性财政收入＋１的自然对数；地方官员任期（犜犈），是指地方省委书记的任期时间＋１的自然对数；地方资源禀赋（犉犚），是指地方森林覆盖率，结果见表８列（６）。犜犚×犘犗的估计系数为－０．３６８，通过显著性检验，表明研究结论不受地区因素影响。

５结语

本研究以２０１３～２０１９年Ａ股工业企业为研究对象，使用双重差分法探究了绿色税制改革对企业环境绩效的影响及其影响机制。研究结论如下：①绿色税制改革能够显著提升企业环境绩效，且随着时间的推移，这种提升作用在不断增强；②绿色税制改革主要通过环保投资机制和绿色创新机制来提升企业环境绩效，且与环保投资机制这种短期方式相比，绿色创新机制这种长期方式的机制效应更显著；③当市场制度较差时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效，可见绿色税制改革与市场制度呈现出替代关系；④当政府监管较强、媒体监督较强时，绿色税制改革更能提升企业环境绩效，可见绿色税制改革与政府监管、媒体监督等环境制度呈现出互补关系。根据以上研究结论，提出以下研究启示：①持续推进绿色税制改革，有效发挥绿色税制改革的环保投资机制和绿色创新机制。既要优化绿色税制改革的征收程序，提高环境执法力度，又要优化绿色税制改革的税制要素，提高环境税费压力，倒逼企业提高环保投资和进行绿色创新，促使企业承担环境治理的主体责任，释放更多的环境红利。②针对市场制度较差地区，积极推进绿色税制改革的落地实施。绿色税制改革能够克服市场制度较差地区的行政干预过高、资源分配不均等弊端，更好地促进企业提升环境绩效。因而，需要通过给予政策支持、进行有效监管等措施，积极推进市场制度较差地区的绿色税制改革，弥补市场制度的不足，推进生态文明建设。③逐步强化政府监管，充分发挥其与绿色税制改革之间的互补作用。政府监管作为一种重要的正式制度，能够通过发挥信息效应和资源效应来强化绿色税制改革的环境合法压力，更好地提升企业环境绩效。因而，需要通过建立依托“互联网＋”的环境监管平台、提高环境违法的惩罚力度等措施，为绿色税制改革发挥环境效应营造良好的政府监管环境，促进企业绿色发展。④不断优化媒体监督，充分发挥其与绿色税制改革之间的互补作用。媒体监督作为一种重要的非正式制度，能够通过发挥信息效应和公众效应来强化绿色税制改革的环境合法压力，更好地提升企业环境绩效。因而，需要通过拓宽媒体监督的渠道、提高媒体监督的独立性等措施，为绿色税制改革发挥环境效应营造良好的媒体监督环境，促进企业可持续发展。本研究不足之处在于：①研究对象层面，仅关注了绿色税制改革对上市公司环境绩效的影响，但对非上市公司环境绩效的影响如何，对此关注不足；②研究视角层面，仅关注了绿色税制改革的环境效应，其经济效应如何，对此分析不够。未来研究可从以下两个方面展开：①针对非上市公司进行调查研究，探究面对绿色税制改革的环境合法压力，非上市公司是选择履行更多的环境责任还是选择逃避履行环境责任；②拓展研究视角，探究绿色税制改革的经济效应，如劳动力雇佣、劳动力成本等，为推进绿色税制改革提供经验证据。

参考文献

［１］齐绍洲，林磆，崔静波．环境权益交易市场能否诱发绿色创新？———基于我国上市公司绿色专利数据的证据［Ｊ］．经济研究，２０１８，５３（１２）：１２９１４３．

［２］斯丽娟，曹昊煜．排污权交易制度下污染减排与工业

［１１］黎文靖，路晓燕．机构投资者关注企业的环境绩效吗？———来自我国重污染行业上市公司的经验证据［Ｊ］．金融研究，２０１５（１２）：９７１１２．

［１２］唐松，施文，孙安其．环境污染曝光与公司价值———理论机制与实证检验［Ｊ］．金融研究，２０１９（８）：１３３１５０．

［１３］金友良，谷钧仁，曾辉祥．“环保费改税”会影响企业绩效吗？［Ｊ］．会计研究，２０２０（５）：１１７１３３．

［１４］姚圣，周敏．政策变动背景下企业环境信息披露的权衡：政府补助与违规风险规避［Ｊ］．财贸研究，２０１７，２８（７）：９９１１０．

［１５］王小鲁，樊纲，胡李鹏．中国分省份市场化指数报告（２０１８）［Ｍ］．北京：社会科学文献出版社，２０１９

［１７］徐业坤，马光源．地方官员变更与企业产能过剩［Ｊ］．经济研究，２０１９，５４（５）：１２９１４５．

［１８］于连超，董晋亭，张卫国，等．ＩＳＯ１４００１环境认证对企业全要素生产率的影响研究［Ｊ］．管理学报，２０２２，１９（９）：１２８０１２８７．

［１９］王云，李延喜，马壮，等．媒体关注、环境规制与企业环保投资［Ｊ］．南开管理评论，２０１７，２０（６）：８３９４．

［２０］张玉明，邢超，张瑜．媒体关注对重污染企业绿色技术创新的影响研究［Ｊ］．管理学报，２０２１，１８（４）：５５７５６８．

［２１］卢洪友，刘明，徐欣欣，等．环境保护税能实现“减污”和“增长”么？———基于中国排污费征收标准变迁视角［Ｊ］．中国人口·资源与环境，２０１９，２９（６）：１３０１３７．

［２２］金基瑶，杜建国．中国ＦＤＩ企业环境绩效的影响机理研究———不同环境创新行为的双重中介模型［Ｊ］．管理评论，２０２１，３３（１）：６８７９．

作者:于连超 耿弘基 毕茜 单位:兰州大学管理学院 西南大学经济管理学院