稅制改革對企業環境的影響

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摘要：以２０１８年《環境保護稅法》實施為契機，基于２０１３～２０１９年Ａ股工業企業的經驗數據，使用雙重差分法探究綠色稅制改革對企業環境績效的影響。研究發現，綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效，且隨著時間的推移，這種提升作用在不斷增強。對市場制度和環境制度的檢驗發現，當市場制度較差、政府監管較強、媒體監督較強時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效。對影響機制的探索發現，綠色稅制改革提升企業環境績效的機制，在于促進企業環保投資和企業綠色創新，且與促進企業環保投資這種短期方式相比，促進企業綠色創新這種長期方式的機制效應更顯著。

關鍵詞：綠色稅制改革；環境績效；環保投資；綠色創新

１研究背景

為持續改善環境質量，我國正在加快建立健全生態文明制度體系。２０１９年１０月，《中共中央關于堅持和完善中國特色社會主義制度、推進國家治理體系和治理能力現代化若干重大問題的決定》指出“堅持和完善生態文明制度體系，促進人與自然和諧共生”。其中，生態環境保護制度是生態文明制度體系的重要基石。但是，長期以來我國生態環境保護制度以命令型環境制度為主，存在治理成本較高、治理效率較低等缺陷，嚴重制約了生態文明建設。與命令型環境制度相比，經濟型環境制度能夠發揮市場在資源配置中的決定性作用來約束和激勵企業環境行為［１，２］，督促企業改善環境績效，是當前我國生態文明制度體系建設的重要內容。排污費制度作為一種命令型環境制度，在實踐中面臨著嚴峻的挑戰。根據原環保部公布的數據顯示，２０１４年和２０１５年全國分別有４４７家、６６２家國家重點監控企業欠繳排污費，金額分別達到３．０９億元、６．９６億元。這些挑戰導致排污費制度的環境效應有限［３］。為此，２０１８年我國進行了綠色稅制改革，由命令型的排污費制度轉向經濟型的環境稅制度。發達國家的經驗證據表明，環境稅制度更能發揮市場的資源配置作用來促進污染減排［４，５］。然而，我國作為一個市場相對還不成熟的發展中經濟體，環境稅制度能否取得預期的環境效應，學者們對此存在爭議［６，７］。因此，本研究以《環境保護稅法》實施為契機，探討綠色稅制改革對企業環境績效的影響，旨在為政府部門完善綠色稅制提供經驗參考。本研究可能的邊際貢獻在于：①綠色稅制改革能否借助市場力量來督促企業履行環境責任，學者們還存在爭議。本研究選取企業環境績效作為落腳點，探究綠色稅制改革的環境效應，能夠從企業環境績效層面揭示綠色稅制改革的環境有效性。②提升企業環境績效的關鍵在于促進企業環保投資和企業綠色創新，其中企業環保投資是一種短期方式，企業綠色創新是一種長期方式。本研究選取綠色稅制改革作為切入點，探究綠色稅制改革下企業如何權衡環保投資決策和綠色創新決策，以提升企業環境績效，能夠拓展企業環境績效的影響因素研究，揭示綠色稅制改革下的企業環境行為決策。③要想充分發揮綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用，需要協同不同類型的經濟制度和環境制度，實現制度組合的整體最優化。本研究通過探究綠色稅制改革對企業環境績效的影響是否存在市場制度、政府監管、媒體監督的異質性，能夠明晰綠色稅制改革與市場制度、環境制度的關系，明晰綠色稅制改革的制度邊界。

２理論分析與研究假設

２.1綠色稅制改革與企業環境績效

學者們主要使用合法性理論來解釋環境制度壓力下的企業環境行為及其環境績效［８］。根據ＳＵＣＨＭＡＮ［９］的觀點，合法性是指企業行為符合社會所構建的規范、價值觀、信念和規定。其中，規制合法是合法性的重要方面［１０］。規制合法來源于制度管制的強制約束，包括經濟約束和環境約束兩個方面。隨著各方利益相關者對環境問題的關注度日益提高［１１，１２］，環境合法的重要性不斷凸顯。因此，當環境合法壓力提升時，企業有動力提升環境績效。綠色稅制改革，標志著由命令型的排污費制度轉向經濟型的環境稅制度，能夠從以下兩個方面來提高企業環境合法壓力。一方面，環境執法力度層面，由于排污費制度的征收依據是《排污費征收使用管理條例》，征收部門是環保部門，因此排污費制度受到的行政干預較強，環境執法力度較低。然而，環境稅制度的征收依據是《環境保護稅法》，征收部門是稅務部門［１３］，致使環境稅制度受到的行政干預較弱，環境執法力度較強。同時，排污費收入由中央與地方共享，環境稅收入全部歸地方，因而稅務部門更有動力征收環境稅。另一方面，環境稅費壓力層面，由于排污費制度的收費標準較低［３］，設置固定費率，費率彈性較低，因而排污費制度的環境稅費壓力較低。然而，環境稅制度的稅負標準較高，設置浮動稅率，稅率彈性較高，致使環境稅制度的環境稅費壓力較高。當環境合法壓力提升時，企業有動力進行環保投資和綠色創新來提升企業環境績效。一方面，經營風險層面，環境稅費會使得環境成本內在化，降低企業利潤空間［６］，而企業通過提升環境績效能夠有效降低綠色稅制改革帶來的環境稅額增加，提高企業市場競爭力。同時，當企業不繳納或者不按時繳納環境稅時，企業將面臨稅收滯納金甚至罰款，納稅信用等級下降，而企業通過提升環境績效能夠有效降低這些經營風險。另一方面，資源獲取層面，環境責任履行較好的企業能夠獲得更多的機構持股［１１］、政府補助［１４］、債務融資［１２］等利益相關者資源，而企業通過提升環境績效能夠獲取更多的外部資源，降低環保投資和綠色創新對經營資源的占用。由此，提出以下假設：假設１綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效。

２.2綠色稅制改革、市場制度與企業環境績效

理論上，綠色稅制改革能夠彌補市場制度的不足，更好地促進企業提升環境績效。當市場制度較差時，一方面，政府的行政干預較強［１５］。當面對經濟下行壓力時，地方政府會強化對企業行為的干預［１６，１７］，通過降低排污費制度的環境執法力度來刺激企業擴大污染投資規模，導致企業改善環境績效的壓力不足。綠色稅制改革通過強化環境執法力度能夠降低政府行政干預，更好地提升企業環境績效。另一方面，政府的資源配置較強［１５］。面對環境稅費壓力時，企業更傾向于進行尋租以獲取更多的政府資源，而不是降低環境稅費以獲取更多的市場資源，導致企業改善環境績效的動力不足。綠色稅制改革通過提高環境稅費壓力能夠優化政府資源配置，更好地提升企業環境績效。由此，提出以下假設：假設２當市場制度較差時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效。

２.3綠色稅制改革、環境制度與企業環境績效

理論上，政府監管作為一種重要的正式制度，能夠強化綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用。現有研究發現，政府監管對促進企業環境責任履行的作用至關重要［１８］。當政府監管較強時，一方面，政府通過頻率更高的突擊檢查、建立環境監測平臺等方式，能夠發現更多的企業違規排污行為，幫助稅務部門發現企業逃避繳納環境稅額的情況，從而督促企業按照規定及時繳納環境稅額，提高稅務部門的環境執法效率，對企業施加更強的環境合法壓力，表現為政府監管的信息效應。另一方面，政府會更加傾向于將資源優先分配給環境績效較好的企業［１４］，因而為了獲得更多的政府資源（如政府補助、稅收優惠等），企業更有動力提升環境績效來響應綠色稅制改革，表現為政府監管的資源效應。由此，提出以下假設：假設３當政府監管較強時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效。理論上，媒體監督作為一種重要的非正式制度，能夠強化綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用。現有研究發現，媒體監督在促進企業履行環境責任的過程中發揮著重要作用［１９，２０］。當媒體監督較強時，一方面，媒體通過實地調研、實地采訪等方式能夠發現更多的企業違規排污行為，為稅務部門提供更多的征稅信息，幫助稅務部門提高環境執法效率，對企業施加更強的環境合法壓力，表現為媒體監督的信息效應。另一方面，媒體通過報道企業環境負面新聞可以吸引更多的公眾參與環境監督，借助公眾的力量發現更多的企業環境違法行為，提高稅務部門的環境稅收征收效率，強化企業環境合法壓力，表現為媒體監督的公眾效應。由此，本研究提出以下假設：假設４當媒體監督較強時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效。

３研究設計

３.1樣本選擇與數據來源

本研究利用滬深Ａ股工業企業２０１３～２０１９年的經驗數據，并剔除ＳＴ、ＳＴ等特殊情形、數據缺失的樣本，最終獲得１４８８個觀測值。本研究數據來源如下：企業環境績效衡量過程中環境稅費數據源于企業財務報表附注之營業稅金及附加明細和管理費用明細，營業收入數據源于利潤表；綠色稅制改革測度過程中實驗組界定標準源于《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿）；控制變量數據源于國泰安數據庫。本研究對連續變量進行上下１％的縮尾處理。

３.2實證模型

為分析綠色稅制改革對企業環境績效的影響，本研究構建如下雙重差分模型：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，犻為企業；狋為年份；α０為常數項；β１～β３、γ為回歸系數；犈犘為企業環境績效；犜犚為分組變量；犘犗為時間變量；犜犚×犘犗為綠色稅制改革；犆犞狊為控制變量；犢犈為年度效應；犐犖為行業效應；ε為隨機擾動項。

３.3變量定義

為探討綠色稅制改革對企業環境績效的影響，本研究進行如下的變量定義。（１）因變量本研究因變量為企業環境績效（犈犘）。現有文獻主要使用綜合指標法［２１，２２］、污染排放法［２３］、環境稅費法［２４，２５］等方法衡量企業環境績效。通過比較可以發現，綜合指標法涉及主觀打分，可能存在主觀性偏差，而污染排放法的數據不易獲得。因此，本研究參考張兆國等［２４］、于連超等［２５］的研究方法，使用萬元單位營業收入環境稅費金額（２０１８年之前稱作“排污費”）作為企業環境績效（犈犘）的代理指標，并＋１取自然對數，使之更加符合正態分布假設。上述指標為逆指標，當萬元單位營業收入環境稅費金額越多時，企業環境績效越差，反之亦然。值得說明的是，環境稅制度的前身是排污費制度，致使排污費與環境稅的征收對象是一致的，因而在衡量企業環境績效時，２０１８年之前使用排污費數據，２０１８年及其之后年份使用環境稅數據。（２）自變量本研究自變量為綠色稅制改革（犜犚×犘犗）。參考于連超等［６］的研究思路，本研究將實驗組設定為重污染企業，控制組設定為非重污染企業，據此評估綠色稅制改革的環境效應。本研究構建以下３個變量：①分組變量（犜犚），是指當企業為重污染企業時１，否則取０；②時間變量（犘犗），是指當時間為《環境保護稅法》實施當年及以后年份時取１，否則取０；③綠色稅制改革（犜犚×犘犗），是指分組變量與時間變量的交乘項。（３）控制變量參考既有文獻［２３，２５，２６］，本研究控制以下變量：企業規模（犛犣），即對數化的年末總資產；資產負債率（犔犈），即年末總負債占總資產的比率；資產收益率（犚犗），即凈利潤占平均總資產的比率；企業成長性（犌犚），即營業收入增加額除以上期營業收入；企業年齡（犃犌），即對數化的當年年份與成立年份之差；產權性質（犛犜），即國有企業取１，否則取０；董事會規模（犇犛），即對數化的董事會人數；監事會規模（犛犛），即對數化的監事會人數；獨立董事比例（犐犇），即獨立董事人數占董事會總人數的比例；兩職合一（犇犔），即由一人同時兼任董事長和總經理時取１，否則取０，以及年度效應（犢犈）和行業效應（犐犖）。

４實證結果與分析

４.1描述性統計

描述性統計結果見表１。由表１可知，實驗組犈犘的平均值為２．４８７，中位數為２．５７０；控制組犈犘的平均值為１．７６８，中位數為１．５９５，可見企業環境績效近似符合正態分布假設，且實驗組的企業環境績效低于控制組。實驗組的樣本量為９１２，控制組的樣本量為５７６，可見實驗組的樣本占比約為６１．３％。其余變量統計特征符合預期，故不再贅述。

４.2基本回歸分析

綠色稅制改革與企業環境績效的基準回歸結果見表２。表２列（１）～列（３）顯示，犜犚的估計系數分別為０．６４８、０．７０６、０．６８４，均通過顯著性檢驗，可見與控制組的企業相比，實驗組的企業環境績效較差；犜犚×犘犗的估計系數分別為－０．３６１、－０．３７３、－０．３８６，均通過顯著性檢驗，可見綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效。平均來說，綠色稅制改革之后，實驗組的企業環境績效比控制組提升０．３８６個單位。由此，假設１成立。

４.3動態效應分析

接下來，本研究進一步考察綠色稅制改革對企業環境績效的動態影響，構建以下變量：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分別是指當企業為實驗組且時間分別為綠色稅制改革的前四年、前三年、前兩年、前一年、當年、后一年時取１，否則取０。綠色稅制改革與企業環境績效的動態效應回歸結果見表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的估計系數分別為０．１３６、０．２０４、０．００１、－０．１５５，均未通過顯著性檢驗，說明實驗組和控制組的企業環境績效在綠色稅制改革之前的變化趨勢一致。犜犚×犆犝、犜犚×犃犉１的估計系數為－０．３２０、－０．４０７，均通過顯著性檢驗，說明綠色稅制改革之后，與控制組的企業相比，實驗組的企業環境績效明顯提升，且這種提升作用隨著時間的推移而逐步增強。由此，本研究滿足平行趨勢假設，且隨著時間的推移，綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用逐步增強

４.4影響機制分析

結合理論分析可知，綠色稅制改革提升企業環境績效的機制在于環保投資機制和綠色創新機制。其中，環保投資機制是一種短期方式，綠色創新機制是一種長期方式。為探究綠色稅制改革下企業如何權衡環保投資決策和綠色創新決策以提升企業環境績效，本研究使用逐步法進行分析，構建如下模型：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，犕犞為中介變量；β４為回歸系數。企業環保投資（犈犐）參考黎文靖等［１１］的研究方法，使用企業環境保護方面的資本投資金額衡量，并＋１取自然對數，數據來自企業財務報表附注之在建工程明細。企業綠色創新（犌犐）參考齊紹洲等［１］的研究方法，使用企業綠色專利申請量＋１的自然對數衡量，數據來自中國研究數據服務平臺（ＣＮＲＤＳ）。環保投資機制和綠色創新機制的回歸結果分別見表４和表５。（１）環保投資機制表４列（１）顯示，犜犚×犘犗的估計系數為－０．３８６，統計顯著，說明綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效。列（２）顯示，犜犚×犘犗的估計系數為０．４３３，統計顯著，說明綠色稅制改革能夠顯著促進企業環保投資。列（３）顯示，犈犐的估計系數為－０．０２６，統計顯著，說明企業環保投資能夠顯著提升企業環境績效；犜犚×犘犗的估計系數依然顯著為負。經計算，企業環保投資的中介效應占比為２．８５％。結果表明，環保投資機制得到證明，即綠色稅制改革能夠通過促進企業環保投資來提升企業環境績效。（２）綠色創新機制表５列（１）顯示，犜犚×犘犗的估計系數為－０．３８６，統計顯著，說明綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效。列（２）顯示，犜犚×犘犗的估計系數為０．１４５，統計顯著，說明綠色稅制改革能夠顯著促進企業綠色創新。列（３）顯示，犌犐的估計系數為－０．１２２，統計顯著，說明企業綠色創新能夠顯著提升企業環境績效；犜犚×犘犗的估計系數依然顯著為負。經計算，企業綠色創新的中介效應占比為４．４０％。結果表明，綠色創新機制得到證明，即綠色稅制改革能夠通過促進企業綠色創新來提升企業環境績效。由上可見，綠色稅制改革能夠通過環保投資機制和綠色創新機制來提升企業環境績效，且與環保投資機制這種短期方式相比，綠色創新機制這種長期方式的機制效應更顯著。

４.5市場制度分析

綠色稅制改革，標志著由政府主導的排污費制度轉向市場主導的環境稅制度，能夠彌補市場制度的不足，更好地提升企業環境績效。為此，本研究檢驗綠色稅制改革與市場制度的關系。市場制度（犕犛）的衡量方法使用王小魯等［１５］構建的市場化指數。市場制度的回歸結果見表６。表６列（１）和列（２）顯示，犜犚×犘犗的估計系數分別為－０．６１２、－０．２６９，前者統計顯著，且組間系數差異為－０．３４３（＝市場制度較差組－市場制度較好組），通過顯著性檢驗（狆＝０．０００）。結果表明，當市場制度較差時，綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用更顯著。經分析發現，當市場制度較差時，一方面，政府行政干預較強，致使政府為了追求短期經濟增長會降低環境執法力度，而綠色稅制改革通過提高環境執法力度，能夠有效促進企業提升環境績效；另一方面，政府主導資源配置，致使企業對環境稅費壓力的反應不敏感，而綠色稅制改革通過強化環境稅費壓力，能夠有效促進企業改善環境績效。由此，假設２成立。

４.6環境制度分析

政府監管作為一種正式環境制度，媒體監督作為一種非正式環境制度，能夠強化綠色稅制改革對企業環境績效的正向作用。為此，本研究檢驗綠色稅制改革與政府監管、媒體監督的關系。政府監管（犌犛）的衡量方法參考畢茜等［２７］的研究，使用環境法律法規綜合得分指標，其數值等于地方有效的環境法律法規與其影響力乘積之和，其中地方環境法規的影響力為３，地方環境規章的影響力為２，地方環境標準的影響力為１。媒體監督（犕犛）的衡量方法參考王云等［１９］的研究，使用環境方面的媒體負面報道數量＋１的自然對數指標。在界定媒體負面環境報道時，本研究通過檢索媒體報道內容中是否包括環境污染、排放超標、環境事故、環境處罰等負面環境詞匯。政府監管、媒體監督的回歸結果見表７。（１）政府監管表７列（１）和列（２）顯示，犜犚×犘犗的估計系數分別為－０．２４９、－０．４５３，后者統計顯著，且組間系數差異為－０．２０４（＝政府監管較強組－政府監管較弱組），通過顯著性檢驗（狆＝０．０３４）。結果表明，當政府監管較強時，綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用更顯著。經過分析后發現：①政府監管能夠為稅務部門征收環境稅提供環境信息，強化綠色稅制改革的環境合法壓力，促使企業提升環境績效；②政府監管能夠通過政府資源配置來降低企業調整成本，強化綠色稅制改革的資源獲取效應，激勵企業提升環境績效。由此，假設３成立。（２）媒體監督表７列（３）和列（４）顯示，犜犚×犘犗的估計系數分別為－０．２２７、－０．５６９，后者統計顯著，且組間系數差異為－０．３４２（＝媒體監督較強組－媒體監督較弱組），通過顯著性檢驗（狆＝０．０００）。結果表明，當媒體監督較強時，綠色稅制改革對企業環境績效的提升作用更顯著。經過分析后發現：①媒體監督能夠為稅務部門征收環境稅提供環境信息，提高綠色稅制改革的環境合法壓力，督促企業提升環境績效；②媒體監督能夠吸引更多的公眾參與環境監督，借助公眾的力量來糾正企業環境違法行為，強化綠色稅制改革的環境合法壓力，促使企業提升環境績效。由此，假設４成立。

４.7穩健性檢驗

本研究的穩健性檢驗如下。

（１）傾向得分匹配法＋雙重差分法本研究使用ＰＳＭ＋ＤＩＤ，旨在克服實驗組和控制組之間可能存在的系統性差異，采取最近鄰匹配法來尋找實驗組的配對樣本，結果見表８列（１）。

（２）安慰劑檢驗本研究使用安慰劑檢驗，旨在排除綠色稅制改革之后其他因素可能帶來的干擾，主要思路為：隨機分配實驗組和控制組，進行回歸分析，并重復５００次。犜犚×犘犗在１０％水平上統計顯著的次數為５２，占比為１０．４％，為小概率事件，印證了研究結論的可靠性。

（３）控制個體效應本研究控制個體效應，旨在剔除個體不隨時間變化因素可能帶來的噪音，結果見表８列（２）。犜犚×犘犗的估計系數為－０．３３３，通過顯著性檢驗，與研究結論一致。

（４）更換因變量本研究更換因變量，旨在克服因變量衡量偏誤的影響，使用和訊網公布的環境責任評分作為代理指標，并＋１取自然對數，結果見表８列（３）。犜犚×犘犗的估計系數為０．０７７，通過顯著性檢驗，印證了研究結論具有穩健性。

（５）調整樣本期間本研究調整樣本期間，旨在降低政策評估的干擾因素，設定窗口期間為［－２，＋２］（２０１６～２０１９年），結果見表８列（４）。犜犚×犘犗的估計系數為－０．３４１，通過顯著性檢驗，表明研究結論不受樣本期間的影響。

（６）排除其他影響本研究排除其他影響，旨在降低其他因素對實證結果的干擾，控制離任審計政策（犇犝×犇犜），構建如下指標：犇犝×犇犜是指企業注冊地位于試點地區且時間屬于成為試點地區當年及以后年份時取１，否則取０，結果見表８列（５）。犇犝×犇犜的估計系數為－０．１６５，通過顯著性檢驗，說明離任審計政策能夠顯著提升企業環境績效；犜犚×犘犗的估計系數為－０．３８１，通過顯著性檢驗，說明研究結論不受離任審計政策影響。

（７）控制地區因素本研究控制地區因素，旨在排除稅務部門在進行稅收征管時地域特征的影響，構建如下指標：地區ＧＤＰ增長率（犌犌），是指剔除物價因素的ＧＤＰ增量占上年ＧＤＰ的比重；地區財政收入（犐犆），是指地方一般性財政收入＋１的自然對數；地方官員任期（犜犈），是指地方省委書記的任期時間＋１的自然對數；地方資源稟賦（犉犚），是指地方森林覆蓋率，結果見表８列（６）。犜犚×犘犗的估計系數為－０．３６８，通過顯著性檢驗，表明研究結論不受地區因素影響。

５結語

本研究以２０１３～２０１９年Ａ股工業企業為研究對象，使用雙重差分法探究了綠色稅制改革對企業環境績效的影響及其影響機制。研究結論如下：①綠色稅制改革能夠顯著提升企業環境績效，且隨著時間的推移，這種提升作用在不斷增強；②綠色稅制改革主要通過環保投資機制和綠色創新機制來提升企業環境績效，且與環保投資機制這種短期方式相比，綠色創新機制這種長期方式的機制效應更顯著；③當市場制度較差時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效，可見綠色稅制改革與市場制度呈現出替代關系；④當政府監管較強、媒體監督較強時，綠色稅制改革更能提升企業環境績效，可見綠色稅制改革與政府監管、媒體監督等環境制度呈現出互補關系。根據以上研究結論，提出以下研究啟示：①持續推進綠色稅制改革，有效發揮綠色稅制改革的環保投資機制和綠色創新機制。既要優化綠色稅制改革的征收程序，提高環境執法力度，又要優化綠色稅制改革的稅制要素，提高環境稅費壓力，倒逼企業提高環保投資和進行綠色創新，促使企業承擔環境治理的主體責任，釋放更多的環境紅利。②針對市場制度較差地區，積極推進綠色稅制改革的落地實施。綠色稅制改革能夠克服市場制度較差地區的行政干預過高、資源分配不均等弊端，更好地促進企業提升環境績效。因而，需要通過給予政策支持、進行有效監管等措施，積極推進市場制度較差地區的綠色稅制改革，彌補市場制度的不足，推進生態文明建設。③逐步強化政府監管，充分發揮其與綠色稅制改革之間的互補作用。政府監管作為一種重要的正式制度，能夠通過發揮信息效應和資源效應來強化綠色稅制改革的環境合法壓力，更好地提升企業環境績效。因而，需要通過建立依托“互聯網＋”的環境監管平臺、提高環境違法的懲罰力度等措施，為綠色稅制改革發揮環境效應營造良好的政府監管環境，促進企業綠色發展。④不斷優化媒體監督，充分發揮其與綠色稅制改革之間的互補作用。媒體監督作為一種重要的非正式制度，能夠通過發揮信息效應和公眾效應來強化綠色稅制改革的環境合法壓力，更好地提升企業環境績效。因而，需要通過拓寬媒體監督的渠道、提高媒體監督的獨立性等措施，為綠色稅制改革發揮環境效應營造良好的媒體監督環境，促進企業可持續發展。本研究不足之處在于：①研究對象層面，僅關注了綠色稅制改革對上市公司環境績效的影響，但對非上市公司環境績效的影響如何，對此關注不足；②研究視角層面，僅關注了綠色稅制改革的環境效應，其經濟效應如何，對此分析不夠。未來研究可從以下兩個方面展開：①針對非上市公司進行調查研究，探究面對綠色稅制改革的環境合法壓力，非上市公司是選擇履行更多的環境責任還是選擇逃避履行環境責任；②拓展研究視角，探究綠色稅制改革的經濟效應，如勞動力雇傭、勞動力成本等，為推進綠色稅制改革提供經驗證據。

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作者:于連超 耿弘基 畢茜 單位:蘭州大學管理學院 西南大學經濟管理學院