◆于佳曦

一、引言

黨的十九大報告提出，建設生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計。而資源綜合利用是對不能重復使用的產(chǎn)品做資源化處理，使其還原成再生資源。一方面，減少對原生資源的依賴；另一方面，將廢物進行最終的無害化處理，把對環(huán)境的影響降至最低。

從稅收政策看，我國在增值稅促進資源綜合利用上實施較早，1995年財政部和國家稅務總局就發(fā)布了《財政部 國家稅務總局關于對部分資源綜合利用產(chǎn)品免征增值稅的通知》（財稅字〔1995〕44號），至今經(jīng)過6次調(diào)整和完善，目前在促進資源綜合利用的增值稅政策中，以2008年發(fā)布的《財政部 國家稅務總局關于資源綜合利用及其他產(chǎn)品增值稅政策的通知》（財稅〔2008〕156號）和2011年發(fā)布的《關于調(diào)整完善資源綜合利用產(chǎn)品及勞務增值稅政策的通知》（財稅〔2011〕115號）為主要基礎。2015年財政部和國家稅務總局聯(lián)合發(fā)布《關于印發(fā)〈資源綜合利用產(chǎn)品和勞務增值稅優(yōu)惠目錄＞的通知》（財稅〔2015〕78號），將近年來發(fā)布的增值稅資源綜合利用政策進行整合歸一，統(tǒng)一實行即征即退方式。企業(yè)所得稅對于資源綜合利用的優(yōu)惠政策，以2008年國家發(fā)展改革委、財政部、國家稅務總局聯(lián)合發(fā)布的《資源綜合利用企業(yè)所得稅優(yōu)惠目錄（2008年版）》為準，自2008年1月1日起施行。

從現(xiàn)有文獻看，研究大多集中在對現(xiàn)行稅收政策的評價上。姜坤（2014）通過問卷調(diào)查，了解我國當前再生資源產(chǎn)業(yè)稅收政策的實施效果，認為政府通過稅式支出方式對再生資源回收利用加以引導，不僅可以加速再生資源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高資源綜合利用效率，而且可以保護地方自然環(huán)境。汪洋（2013）提出，資源綜合利用對社會和經(jīng)濟發(fā)展都具有正外部性，稅式支出作為公共財政手段，對資源綜合利用產(chǎn)業(yè)具有導向作用。梁志騰和彭月蘭（2015）分析了我國現(xiàn)行稅收政策對資源綜合利用的促進作用及其存在不足，建議擴大享受增值稅資源綜合利用優(yōu)惠的企業(yè)范圍、把資源綜合利用類企業(yè)納入到企業(yè)所得稅的“三免三減半”之中。

現(xiàn)有文獻缺少對資源綜合利用稅收政策效果的實證分析。本文試圖通過面板數(shù)據(jù)模型檢驗資源綜合利用稅收優(yōu)惠政策對資源綜合利用量是否有促進作用，并以“全國固體廢物綜合利用總量”作為資源綜合利用量的代表。由于無法取得各個省份各年度的增值稅和企業(yè)所得稅資源綜合利用減免額數(shù)據(jù)，不能通過資源綜合利用量對稅收減免金額進行回歸的方式來考察政策效果。但基于上述政策分析，2008年是資源綜合利用企業(yè)所得稅減免政策覆蓋面及減免力度跳躍式增加的一年。因此，通過考察該政策前后資源綜合利用量是否顯著增加，間接檢驗稅收優(yōu)惠政策對資源綜合利用量的影響。同時，考慮到政策的時滯性（例如企業(yè)擴大資源綜合利用產(chǎn)能需要時間），本文以2008年①增值稅大部分資源綜合利用產(chǎn)品的優(yōu)惠時間從2008年7月1日開始，企業(yè)所得稅政策優(yōu)惠統(tǒng)一從2008年1月1日開始。為政策分界時點，考察2009年前后綜合利用量是否有顯著增加。假設有顯著提高，說明稅收優(yōu)惠政策有效果，否則，說明沒有顯著效果。

二、模型設定與數(shù)據(jù)來源

為了考察稅收優(yōu)惠政策對資源綜合利用的效果，本文運用2000年至2015年30個省份“固體廢物綜合利用量”的面板數(shù)據(jù)，建立以下兩個模型：

模型1和模型2中，yit是第i個省份第t年的固體廢物綜合利用量；t為時間趨勢變量，t=2009，...，2015；d09為時間虛擬變量，當t≥2009時，d09=1，否則d09=0；year1—year7分別為2009—2015年的7個年度虛擬變量，例如，當t=2009時，year1=1，否則year1=0，當t=2010時，year2=1，否則year2=0，以此類推；yit-j為滯后被解釋變量，j為滯后階數(shù)；ui為不隨時間變化的省份不可觀測變量；itε為隨機干擾項。

模型1和模型2的區(qū)別在于時間虛擬變量不同，模型1中加入了“d09”時間虛擬變量，而模型2中同時加入了“year1—year7”7個時間虛擬變量。模型1中，如果變量“d09”的系數(shù)γ的估計值為正，且通過顯著性檢驗，則說明稅收優(yōu)惠政策對促進資源綜合利用有效果。模型2中，如果變量“year1—year7”的系數(shù)γ1，…，,γ7估計值全部或大部分為正，且通過聯(lián)合顯著性檢驗，則說明稅收優(yōu)惠政策對促進資源綜合利用有效果。

模型1和模型2中，時間趨勢變量t和滯后被解釋變量yit-j是控制變量。時間趨勢變量t是為了控制各省份固體廢棄物綜合利用量的時間趨勢，而加入滯后被解釋變量yit-j，一方面是為了控制被解釋變量的高階自相關，使得殘差盡可能接近“白噪聲”；另一方面，滯后被解釋變量包含了相應滯后期影響資源消耗量的所有解釋變量的歷史信息，有助于控制過去的解釋變量。滯后被解釋變量的滯后階數(shù)，需要通過對模型的估計及檢驗后確定，確定的原則是從大到小的“t法則”，即從一個較大的滯后階數(shù)開始，進行變量顯著性的t檢驗，如果通過了檢驗，則該階數(shù)即為最佳滯后階數(shù)，否則逐漸降低滯后階數(shù)，進行t檢驗直至通過為止。

本文收集了除了西藏（因數(shù)據(jù)缺失）以外的中國內(nèi)地30個省份2000—2015年的“全國固體廢物綜合利用量”的480個面板數(shù)據(jù)觀測值。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國經(jīng)濟年鑒》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

三、實證分析

（一）模型選擇

由于本文利用面板數(shù)據(jù)建模，所以需要確定最佳回歸模型，即需要在“混合回歸模型”“固定效應模型”和“隨機效應模型”之間進行選擇。選擇分為以下兩個步驟：

第一步,在“混合回歸模型”和“面板回歸模型”之間進行選擇。選擇的依據(jù)是檢驗模型1及模型2中各省份的ui是否相等，如果各省份ui均相等，則選擇混合回歸模型，即將面板數(shù)據(jù)看成橫截面數(shù)據(jù)，進行OLS回歸；如果各省份ui不全相等，則需進行面板回歸。檢驗結果見表1。

表1中，L1.、L2.和L3.分別表示被解釋變量的1至3階滯后值。由于表中最后一行的F統(tǒng)計值為2.47，對應右側概率為0.0001，小于0.01，因此在1%顯著性水平上拒絕了“所有省份的不可觀測效應ui均相等”的原假設。所以，認為混合回歸模型不合適，應選擇面板回歸模型。

第二步，在“固定效應模型”和“隨機效應模型”之間進行選擇，選擇的依據(jù)是計算Hausman檢驗統(tǒng)計量，模型估計結果見表2。

表2 Hausman檢驗結果

由表2可以看出，Hausman檢驗統(tǒng)計值為62.97，伴隨概率為0.0000，小于0.05，因此在5%的顯著性水平下拒絕了“ui與解釋變量不相關”的原假設，所以應該選擇固定效應模型，將ui差分掉。

（二）稅收優(yōu)惠政策效果檢驗

通過上述檢驗選擇了固定效應模型，進一步對模型1和模型2進行固定效應回歸，并對時間虛擬變量的系數(shù)進行顯著性檢驗，即檢驗稅收優(yōu)惠政策對固體廢物綜合利用是否有促進效果。

對模型1的回歸結果見表3，該表中變量d09的系數(shù)估計值為正的559.8795，且相應的t值為3.33，對應的概率（P值）為0.001，在1%顯著性水平下通過了顯著性檢驗。因此，檢驗結果表明，2009年以后固體廢物綜合利用量有顯著增加。同時，由于控制了相關變量，可以認為，以2008年為政策時點的資源綜合利用稅收優(yōu)惠政策，尤其是2008年1月1日開始施行的資源綜合利用企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策，對資源綜合利用量有顯著的促進作用。

表3 模型1估計結果

對模型2的回歸結果見表4，該表中變量year10—year16分別表示2009年至2015年的年份虛擬變量。對這7個年份虛擬變量系數(shù)進行聯(lián)合顯著性檢驗，結果見表5。表5中的F檢驗值為10.38，對于概率為0.0000，拒絕了“2009年前后固體廢物綜合利用量相同”的原假設，因此模型2的估計結果也說明2009年以后固體廢物綜合利用量確實有了顯著的變化。

表4 模型2估計結果

表5 年份虛擬變量聯(lián)合檢驗結果

四、結論與建議

本文以“全國固體廢物綜合利用總量”作為資源綜合利用量的代表，通過建立兩個面板數(shù)據(jù)模型，使用我國2000年至2015年30個省份固體廢棄物利用量的面板數(shù)據(jù)，考察政策時點2008年前后固體廢棄物綜合利用量的變化情況，從而檢驗政策效果。政策產(chǎn)生變化以后，固體廢物利用量比政策變化前有了顯著的增加，這并且是在控制了時間趨勢及慣性（滯后被解釋變量）的條件下得出的結論。這說明增值稅和企業(yè)所得稅資源綜合利用稅收優(yōu)惠政策對促進固體廢棄物資源化作用顯著，有效推動了循環(huán)經(jīng)濟資源化的進程。

需要注意的是，增值稅優(yōu)惠政策降低了資源綜合利用企業(yè)的稅負，但由于增值稅“購進抵扣”的特性，加之企業(yè)所處的生產(chǎn)環(huán)節(jié)、稅收優(yōu)惠方式、產(chǎn)品適用稅率、產(chǎn)品價格和原料價格比例、與下游企業(yè)的關系等因素差異，增值稅優(yōu)惠所產(chǎn)生的制度效果并不相同。為保持增值稅的中性特征，建議稅收優(yōu)惠政策向企業(yè)所得稅傾斜，使優(yōu)惠范圍合理化、優(yōu)惠方式科學化、優(yōu)惠標準理性化。

（一）延長企業(yè)所得稅優(yōu)惠期限

為了防止企業(yè)追求短期經(jīng)濟利益，而轉向低成本利用原生材料生產(chǎn)的模式，對于符合循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)營內(nèi)容，應給予較長的企業(yè)所得稅優(yōu)惠期限。例如，對實施節(jié)能效益分享型合同能源管理項目的節(jié)能服務企業(yè)、對企業(yè)投資采用清潔生產(chǎn)技術生產(chǎn)的產(chǎn)品或綠色環(huán)保產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)營所得稅，至少給予10年的減免稅優(yōu)惠期限，確保企業(yè)擁有較長的投資回收期限，在滿足企業(yè)追求經(jīng)濟利益的前提下保障其擁有足夠財力、物力按照循環(huán)經(jīng)濟模式運營。

（二）放寬企業(yè)所得稅優(yōu)惠條件

一方面，降低高新技術企業(yè)的認定標準，將認定的重點放在企業(yè)主營業(yè)務是否屬于高新技術行業(yè)，生產(chǎn)工藝、生產(chǎn)技術、生產(chǎn)產(chǎn)品是否符合高新科技的要求，而減少對財務指標、經(jīng)營時間、專利數(shù)量、科技成果轉化數(shù)的限定要求。另一方面，取消加計扣除項目領域限制，拓寬研發(fā)費用對應的技術領域范圍，使加計扣除成為一項通用的、基本的優(yōu)惠措施。例如，針對節(jié)能減排產(chǎn)品或節(jié)水設備以及節(jié)能減排項目服務企業(yè)，對研發(fā)費用投入進行加計扣除，鼓勵企業(yè)技術創(chuàng)新。

（三）協(xié)調(diào)企業(yè)所得稅優(yōu)惠方式

直接優(yōu)惠與間接優(yōu)惠的重心不同，直接優(yōu)惠側重對成功者、對結果的事后獎勵，而間接優(yōu)惠主要對創(chuàng)新成本與風險的分擔，是對發(fā)展過程的直接鼓勵。因此，間接優(yōu)惠更能降低企業(yè)改革的資金成本與風險。因此，應當在直接優(yōu)惠的基礎上，更多采用投資抵免、加速折舊等間接優(yōu)惠的制度安排。例如，針對使用清潔能源生產(chǎn)或投資于節(jié)能減排技術研發(fā)的企業(yè)，允許實行加速折舊或縮短折舊年限的政策優(yōu)惠；針對企業(yè)購買的、為防治污染和節(jié)約能源服務的專利技術，允許企業(yè)一次性攤銷成本；針對用稅后利潤再投資于節(jié)能環(huán)保產(chǎn)品生產(chǎn)的企業(yè)，可以享受再投資退稅優(yōu)惠。

[1]Mikael Skou Andersen .An Introductory Note on the Environmental Economics of the Circular Economy[J]. Sustainable Science,2007,(2).

[2]陳秀鳳，陳寶峰.完善節(jié)能減排企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策之思考[J].財會月刊,2012,(35).

[3]韓靈麗，黃冠豪.促進科技創(chuàng)新的企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策分析[J].浙江學刊,2014,(2).

[4]梁騰智，彭月蘭.促進資源綜合利用的稅收政策分析[J].經(jīng)濟與管理研究,2015,(12).

[5]汪 洋.我國引導資源綜合利用稅式支出政策研究[D].上海：上海交通大學,2013.

[6]姜 坤.我國再生資源產(chǎn)業(yè)的稅收政策研究[D].濟南：山東財經(jīng)大學,2014.