原油和天然气资源税改革的绿色发展效应分析.docx

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原油和天然气资源税改革的绿色发展效应分析

一、引言与文献述评

绿色发展是高质量发展的一个重要特征，也是正确把握、处理经济发展与资源高效利用、生态环境保护关系的基本价值理念。

我国“十二五”规划纲要将资源税列为税制改革重要内容，明确提出“全面推进资源税改革，适当提高资源税税负，完善计征方式，由从量定额征收改为从价定率征收，促进资源合理开发利用”；“十三五”规划纲要进一步把加强自然资源节约和管理作为资源税制度改革的重要目标；2020年9月1日实施的《资源税法》强调了资源税在促进资源节约集约利用、加强生态环境保护方面的职能；《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》明确指出，要把新发展理念贯穿发展全过程和各领域，能源资源配置更加合理、利用效率大幅提高，主要污染物排放总量持续减少，生态环境持续改善。

随着资源税在节约资源和保护环境方面职能的不断强化，对资源税改革的绿色发展效应的研究也日益被学者们关注。

本文主要分析原油和天然气资源税从价计征改革（以下简称“油气资源税改革”）的绿色发展效应。

我国资源税从价计征改革首先从原油和天然气开始。

2010年6月，油气资源税改革在新疆试点，同年12月试点范围扩大至西部12省（自治区、直辖市），2011年在全国推行。

油气资源税改革的收入效应明显。

2010～2018年全国油气资源税收入占资源税总收入的比重分别为15.26%、27.74%、39.8%、36.99%、38.37%，28.08%、22.94%、20.07%和20.14%，而这一指标2009年为12.88%。

那么，油气资源税改革是否带来了绿色发展效应，需要深入研究。

一些学者研究认为，油气资源税改革能够促进资源的合理利用，提高资源使用效率，有利于降低能耗、减少污染和保护环境（刘植才，2014；曾先峰等，2019）。

但也有学者持不同的观点。

比如，杨志勇（2011）认为由于没有相应的资源价格形成机制的改革配套，油气资源税改革的资源综合利用和节能减排目标至少暂时没有达到；周莉等（2013）认为油气资源税改革并未激发生产企业降低成本、技术创新和管理创新的动力，降低成本的动力不足，促进资源节约、节能减排的效果尚未显现出来；李一花等（2016）认为资源税从价计征改革后资源开采量和资源消费量相对于资源税的弹性都比改革前减弱，说明通过提高企业的资源税负限制企业过度开采和过度浪费的效果不明显；刘建徽等（2018）认为由于油气企业实际税率偏低，造成油气资源配置效率下降，大大降低了资源税从价计征改革的效应。

综上可以发现，现有文献从多个维度阐释了油气资源税改革的绿色发展效应及其影响因素，但未达成共识，特别是对于油气资源税改革与绿色发展之间的定量研究有待深入。

为此，本文基于2005～2015年我国30个省份面板数据，以油气资源税改革为准自然实验，利用多期双重差分法实证分析油气资源税改革的绿色发展效应及其地区差异性，从而更加全面地测度和评价油气资源税改革的绿色发展效应。

本文的边际贡献主要体现在两个方面：

一是基于经济高质量发展、资源节约和环境保护的价值理念，选取绿色全要素生产率指标刻画油气资源税改革的绿色发展效应，拓展了油气资源税改革绿色发展效应的测度指标体系，一定程度上对油气资源利用效率、环境保护和经济增长的分别研究提供了有益的补充，较好地体现了绿色发展效应研究的综合性；二是使用多期双重差分法进行了一系列稳健性检验，为资源税改革的绿色发展效应研究填充油气资源税的新证据，可为油气资源税制的进一步完善提供经验实证和决策参考。

二、制度背景与研究设计

（一）制度背景

1993年出台的《资源税暂行条例》对资源税政策进行了较大调整，将征税范围扩大到原油、天然气等七大类，并全部实行从量计征。

鉴于从量课征不能建立起单位税额与应税产品价格之间的联动机制（刘植才，2014），油气资源税对油气价格缺乏弹性，难以充分发挥油气资源税实现资源的优化配置和节约利用（刘慧等，2013），而从价计征能够反映稀缺资源的完全真实价值，实现资源税收入与资源市场价格的接轨（陈招娣，2018），我国2010年6月1日在新疆实行油气资源税改革。

2010年12月1日，改革扩大到内蒙古、甘肃、四川、青海、贵州、宁夏等12个西部省（自治区、直辖市）；2011年11月1日，进一步推广至全国范围。

这一改革初衷在于更好地鼓励油气开采企业提高开采效率和开采水平，合理高效地开采原油和天然气资源，鼓励企业提高油气资源的使用效率（邵珠琼等，2018）。

（二）实证研究设计

1.双重差分模型的设定。

在时间维度差分的基础上，通过进一步加入个体对照组，双重差分法能够减少影响政策评估的因素，进而解决公共政策评估过程中的内生性问题，因而得到了非常广泛的应用（周茂等，2018）。

油气资源税改革是一项分批在试点地区实施的公共政策，为本文采用双重差分法提供了一个良好的准自然实验。

但是由于不同省份油气资源税改革的时间点不同，先后顺序不同，因此不适合运用标准的双重差分方法。

为此，本文使用多期双重差分法，以解决政策实施时间点不一致问题。

基本思路是将已经进行油气资源税改革的观测值作为实验组，尚未进行油气资源税改革的观测值作为对照组。

即使最终油气资源税改革在全国推广，也可以将未进行油气资源税改革之时的观测值作为对照组。

依此本文构建如下的多期双重差分模型：

在模型

（1）中，被解释变量GTFPi,t表示t年i省份的绿色发展。

核心解释变量为Treati和Posti,t的交互项。

估计系数α用以识别油气资源税改革对绿色发展的影响，如果α<0且显著，则表明油气资源税改革降低了绿色发展，反之则提高了绿色发展。

Xi,t为控制变量，具体包括人口密度、产业结构、外商直接投资和城市化水平。

μi表示省份固定效应，控制不随时间变化的省份特征因素。

λt表示时间固定效应，用以控制时间维度的宏观经济冲击。

εi,t表示随机误差项。

2.变量定义。

（1）被解释变量。

被解释变量为绿色发展水平（GTFP，用来衡量绿色发展效应）。

绿色发展是在生态环境容量和资源承载能力的制约下，通过保护生态环境实现经济社会发展与环境资源协调共进的一种新型可持续发展模式（马勇等，2017）。

绿色发展意味着在促进经济增长的同时需要减少污染排放以及资源消耗。

实现环境改善、资源节约和经济增长是绿色发展的最终目的。

绿色全要素生产率能全面反映资源消耗、经济增长和环境污染之间的关系，提高绿色全要素生产率是经济绿色可持续发展的重要保障，由此可以用绿色全要素生产率衡量一个区域的绿色发展水平。

借鉴Chung等（1997）和Oh（2010）的研究，绿色全要素生产率用全局生产技术条件下Malmquist-Luenberge指数（GML）表示，其数值越高，说明绿色发展水平越高。

期望产出变量用地区生产总值表示，非期望产出变量用工业废水、工业二氧化硫和工业烟粉尘排放量表示，投入变量用劳动投入、资本投入和能源投入表示，采用方向距离函数方法进行测度。

具体投入产出数据及相关说明见表1（略）。

（2）核心解释变量。

核心解释变量是Treati和Posti,t的交互项。

其中，Treati是反映i省份是否进行油气资源税改革的虚拟变量，若i省份进行油气资源税改革，则取1，否则为0。

由于油气资源税改革在全国推行，因此本文的Treati全部取值为1。

Posti,t是用来识别进行油气资源税改革时间的虚拟变量，若i省份在t年进行了油气资源税改革，取值为1，否则为0。

由于油气资源税改革是分地区进行试点和推广的，除新疆外其他地区油气资源税改革的时间均已接近年底，这可能导致改革效果在改革当年无法显现。

因此，考虑到政策的滞后效应，除新疆外其他各省份的改革时间均滞后一年，即新疆油气资源税改革时间为2010年，西部其余11个省份的改革时间为2011年，余下省份的改革时间为2012年。

（3）控制变量。

本文选取了影响绿色发展的重要因素作为控制变量，其中主要包括：

产业结构（Ind），用各地区第三产业产值占地区生产总值的比重衡量，单位为%；外商直接投资（Fdi），用各地区实际利用外商直接投资额占地区生产总值的比重衡量，单位为%；人口密度（Den），用各地区每平方公里人口数的自然对数衡量，单位为人/平方公里；城镇化水平（Urb），用各地区城镇人口占各地区总人口的比重衡量，单位为%。

3.数据来源。

本文选取2005～2015年我国30个省份数据为研究样本。

数据来源于《中国统计年鉴》和各省相关年份的统计年鉴，个别缺失数据用线性插值法补充。

各变量的描述性统计分析结果见表2（略）。

三、实证结果分析（略）

四、异质性分

经济发展水平的差异使得各省份在科技储备以及财力规模等方面存在较大差异，这种差异是否会导致油气资源税改革对绿色发展的影响不同呢？

为此，本文从经济发展水平方面进一步进行异质性分析。

经济发展水平用人均实际GDP的自然对数衡量，人均GDP以2005年为基期，经过价格指数调整后得到人均实际GDP。

经济发展水平高于平均值的为经济发展水平高的地区，反之则为经济发展水平低的地区。

具体回归结果见表6（略）。

从第

（1）列可以发现，交互项的系数在5%的显著性水平上显著为负，表明在经济发展水平低的省份，油气资源税改革对绿色发展产生了负向作用；对比第

（2）列可以看出，交互项的系数在10%的显著性水平上显著为正，表明在经济发展水平高的省份，油气资源税改革有利于绿色发展水平的提高。

油气资源税改革的绿色经济发展水平在不同地区存在差异。

出现这种结果的可能原因是，经济发展水平高的省份，科技储备水平较高，技术创新能力较强，财力较为充足。

油气资源税改革大大增强了企业技术创新的激励，因此企业可以加大技术创新资金投入，加快环保生产设备的更新换代。

而对于经济发展水平低的省份而言，资金相对缺乏，科学技术创新能力不足，使得企业技术创新投入受到较大限制，同时再加上初期技术创新缺乏规模经济效应和风险大，企业不愿承担巨大风险进行设备升级改造。

结合数据看，在经济发展水平高的省份，人均实际GDP的均值为39541元，每万人的专利申请受理数的均值为15件；而在经济发展水平低的省份，人均实际GDP的均值为17932元，每万人的专利申请受理数的均值为3件。

对比可以发现，经济发展水平不同的省份在技术创新以及经济实力方面存在较大的差异。

五、影响机制分析

油气资源税改革的绿色发展效应借助中介因素的传导体现，由此需要分析改革→中介效应→绿色发展效应之间的影响关系。

前文实证研究了油气资源税改革对绿色发展的效应，并验证了这一结论的稳健性，接下来有必要进一步对这一影响机制进行分析。

本文认为，油气资源税改革可能会挤出研发投入，进而降低企业的技术创新能力，最终不利于绿色发展。

一是油气资源税改革增加了企业税负，降低了企业利润，可能造成企业对技术创新研发投入的减少。

二是在企业研发投入预算一定的约束下，可能优先投入有利于提高经营利润的项目，而对有助于绿色发展的研发投入相对不足。

这些因素的综合性影响，使得油气资源税改革没有发挥出绿色发展效应。

本文使用中介效应模型进一步对影响机制展开实证分析。

选取技术创新作为中介变量，并且用每万人专利申请受理数的自然对数衡量。

参考温忠麟等（2004）的研究，建立如下三个递归检验模型：

其中，RD反映中介变量技术创新，其他变量和模型

（1）一致。

根据Sobel检验的原理，中介效应由系数决定。

若上述3个模型的系数均通过显著性检验，则中介效应成立，即油气资源税改革引发的技术创新问题影响了绿色发展。

鉴于模型（3）与前述模型

（1）相同，且通过了显著性检验，所以，下面只要检验φ和ω两个系数的显著性即可。

若φ和ω的系数估计值全部显著，则表明中介效应显著，无须进行Sobel检验；若φ和ω的系数估计值有一个不显著，则需要进行Sobel检验。

若Sobel检验显著，表明中介效应显著。

表7（略）第

（1）列是对模型（3）的回归结果，通过了显著性检验，意味着油气资源税改革对绿色发展的影响存在中介效应；第

（2）