◆于佳曦 ◆李 新

內(nèi)容提要：文章基于我國2005—2015年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)建立模型，利用排污費(fèi)滯后一期作為工具變量，實(shí)證分析排污費(fèi)的政策效果，并以之作為預(yù)測(cè)環(huán)保稅政策效果的參照。結(jié)果表明，征收環(huán)境保護(hù)稅可以減少單位GDP二氧化硫、單位GDP廢水的排放量，但對(duì)抑制單位GDP固體廢物排放方面的政策效果不顯著，建議逐步擴(kuò)大環(huán)保稅的征收范圍，增加稅目，提高稅額，促進(jìn)企業(yè)主動(dòng)減排。

環(huán)境保護(hù)是當(dāng)代社會(huì)普遍關(guān)心的問題，它不僅關(guān)系當(dāng)代人的幸福生活，而且與子孫后代的生活息息相關(guān)。自“庇古稅”提出以來，環(huán)境保護(hù)稅的環(huán)境效應(yīng)得到廣泛認(rèn)同。作為保護(hù)環(huán)境的主要行政調(diào)控手段之一，環(huán)保稅很早就在歐洲國家得到廣泛實(shí)施。我國作為最大的發(fā)展中國家，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，環(huán)境污染問題日益嚴(yán)重，征收環(huán)保稅的呼聲也越來越高。2016年12月25日，第十二屆全國人大常委會(huì)第二十五次會(huì)議上表決通過《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)稅法》（簡(jiǎn)稱“環(huán)保稅”），按照“稅負(fù)平移”原則將排污費(fèi)改為環(huán)保稅，并于2018年1月1日起施行。環(huán)保稅是我國第一部推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的單行稅法，其立法目的是為了保護(hù)和改善環(huán)境，減少污染物排放。然而，征收環(huán)保稅能否有效的降低污染排放？能否達(dá)成保護(hù)環(huán)境的立法目的？回答這些問題，對(duì)完善我國環(huán)保稅制度及相關(guān)政策調(diào)整有著重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

一、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

由于我國2018年才開始征收環(huán)保稅，目前，還難以直接利用環(huán)保稅數(shù)據(jù)檢驗(yàn)環(huán)保稅政策效果。但由于我國的環(huán)保稅源于排污費(fèi)制度的平移，基本保持了原來的政策規(guī)定。因此，可利用排污費(fèi)的政策效果檢驗(yàn)作為預(yù)測(cè)環(huán)保稅政策效果的參照。

在不同國家或地區(qū)排污費(fèi)制度（環(huán)境保護(hù)稅）對(duì)于減排的效果不盡相同，國外專家學(xué)者對(duì)此持不同觀點(diǎn)。Brown和Bressers（1986）實(shí)證研究了荷蘭的排污收費(fèi)政策效果，結(jié)果顯示，起初作為財(cái)源募集手段引入荷蘭的排污收費(fèi)制度，對(duì)削減污染物排放起到了很大作用；Dasgupta等（2002）的研究也證實(shí)，征收排污費(fèi)可將化學(xué)需氧量和懸浮物引起的水污染水平降低約0.4%～1.18%。Wang和Wheeler（2005）研究了中國的排污費(fèi)減排效果，結(jié)果表明，對(duì)大氣污染和水污染收取排污費(fèi)，能顯著地促進(jìn)企業(yè)減少污染物排放。然而，Brown和Johnson（1984）的研究表明，作為減排政策引入的德國排污費(fèi)制度，沒有充分發(fā)揮削減污染排放的作用。

國內(nèi)學(xué)者也采取了多種方法研究了排污費(fèi)（環(huán)保稅）政策的實(shí)施效果。張國友（2004）利用一般均衡模型，分析了排污費(fèi)對(duì)行業(yè)產(chǎn)出影響的不確定性。伍世安（2007)認(rèn)為排污費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)偏低、排污費(fèi)可以轉(zhuǎn)移且使用不規(guī)范、多部門重復(fù)收費(fèi)等問題的存在,使排污費(fèi)政策未能真正起到遏制環(huán)境惡化的作用。王德高和陳思霞（2009）運(yùn)用1986—2007年時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，表明征收排污費(fèi)可以顯著抑制工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢棄物的排放量，但對(duì)工業(yè)廢氣的減排效果不明顯。王超和湯霽雯（2014）基于浙江省排污費(fèi)數(shù)據(jù)，分析了排污收費(fèi)政策的成效。得出以下結(jié)論：浙江省排污收費(fèi)與單位GDP能耗、單位GDP廢水排放量之間存在長期負(fù)相關(guān)，排污費(fèi)每增加一個(gè)百分點(diǎn)，單位GDP廢水排放量減少59%，單位GDP能耗減少了36%，而與單位GDP廢氣排放量不存在長期均衡關(guān)系。劉曄和張訓(xùn)常（2018）采用了2003—2015年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，考察了排污費(fèi)的減排效果，以及排污費(fèi)減排效應(yīng)是否存在區(qū)域差異性。結(jié)果表明，提高二氧化硫排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)可以使工業(yè)二氧化硫的排放量顯著降低，排污收費(fèi)制度對(duì)于減少污染物排放有效。

在國內(nèi)以往的文獻(xiàn)中，對(duì)于排污費(fèi)的減排效果往往是基于排污費(fèi)與排放物之間建立的面板數(shù)據(jù)模型，用以檢驗(yàn)排污費(fèi)對(duì)于減排的影響。由于排污費(fèi)與排放量之間呈相關(guān)關(guān)系，排污費(fèi)作為解釋變量存在內(nèi)生性，因此，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的內(nèi)生解釋變量偏誤問題。本文為了解決這一問題，為排污費(fèi)選擇了一個(gè)工具變量，即排污費(fèi)的滯后一期，并分別對(duì)這一變量的適合性進(jìn)行了外生性和相關(guān)性性檢驗(yàn)。運(yùn)用二階段最小二乘法（2SLS）對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)排污費(fèi)對(duì)單位GDP的SO2排放、廢水排放有顯著的抑制效果，但對(duì)單位GDP固體廢物排放的抑制效果不顯著。從而檢驗(yàn)了排污費(fèi)制度在我國的有效性，這也充分肯定了環(huán)保稅對(duì)降低污染排放，提升環(huán)境質(zhì)量的積極作用。

二、模型設(shè)定與變量選取

（一）模型設(shè)定

本文利用我國30個(gè)省份（西藏?cái)?shù)據(jù)缺失）2005—2015年的排污費(fèi)數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，檢驗(yàn)環(huán)境保護(hù)稅（排污費(fèi)）的政策減排效果。模型中的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫》。模型設(shè)定如下：

其中，yitj為污染物排放量，iu為不隨時(shí)間變化的各省份的不可觀測(cè)效應(yīng)，i tε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，i表示省份，t表示年份，j表示3種污染物。

（二）變量說明

本文選取了“單位GDP的SO2排放量（y1）”“單位GDP廢水排放量（y2）”和“單位GDP固體廢物排放量（y3）”作為污染物排放量指標(biāo)（被解釋變量）。為解釋變量矩陣，包括影響排放量的4個(gè)主要因素，分別為“排污費(fèi)（x1）”“第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（x2）”“專利授權(quán)數(shù)（x3）”“單位GDP污染治理投資額（x4）”。在這4個(gè)影響因素中，主要考察“排污費(fèi)（x1）”對(duì)污染物排放量的影響效果，其他3個(gè)因素作為控制變量，基于以下考慮：第一，通常第二產(chǎn)業(yè)比重越高，污染物排放越大，因此，用“第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（x2）”表示第二產(chǎn)業(yè)對(duì)排放量的影響；第二，通過改進(jìn)技術(shù)、改良設(shè)備可以減少污染物排放量。因此，用“專利授權(quán)數(shù)（x3）”表示技術(shù)進(jìn)步帶來的減排效果；第三，增加對(duì)污染物的治理投入，也可以減少排放。因此，用“單位GDP污染治理投資額（x4）表示污染治理投入。

為避免變量間的數(shù)量級(jí)差過于懸殊，導(dǎo)致計(jì)算機(jī)運(yùn)算的較大誤差，對(duì)選取的變量單位進(jìn)行了適當(dāng)調(diào)整。各變量詳情見表1。

表1 變量定義

?解釋變量x1 排污費(fèi)額 萬元x2 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重 %x3 專利授權(quán)數(shù) 個(gè)x4 污染治理投資額 萬元

三、工具變量的選取與有效性檢驗(yàn)

正如前文提到，以往的實(shí)證研究忽視了污染物排放量與排污費(fèi)（環(huán)保稅）收取之間的正相關(guān)關(guān)系，通常污染物排放量越大，收取的排污費(fèi)（環(huán)保稅）越高。此時(shí)，如果直接用OLS方法進(jìn)行回歸，會(huì)導(dǎo)致排污費(fèi)（環(huán)保稅）的系數(shù)估計(jì)量非一致，因此，首先需要檢驗(yàn)排污費(fèi)作為解釋變量是否具有內(nèi)生性。如果排污費(fèi)是內(nèi)生解釋變量，需要為其尋找工具變量，并利用工具變量法進(jìn)行回歸，從而得到一致估計(jì)量。需要注意的是，尋找的工具變量是否為排污費(fèi)的有效工具變量，仍需進(jìn)行相關(guān)性和外生性檢驗(yàn)。

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

運(yùn)用“豪斯曼檢驗(yàn)”，檢驗(yàn)排污費(fèi)與誤差項(xiàng)是否相關(guān)，如果相關(guān)即說明排污費(fèi)是內(nèi)生解釋變量。對(duì)三個(gè)污染物排放量分別建立回歸方程：

并對(duì)每一個(gè)回歸方程進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 解釋變量內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

表2中，“y1模型”“y2模型”和“y3模型”分別表示單位GDP的SO2排放量模型、單位GDP的廢水排放量模型和單位GDP的固體廢物排放量模型；b為工具變量（IV）法的系數(shù)估計(jì)量向量；B為普通最小二乘法（OLS）的系數(shù)估計(jì)量向量。從表2中可以看出，三個(gè)模型的Hausman檢驗(yàn)值分別為41.67、38.96和57.52，對(duì)應(yīng)的P值均為0.0000。表明三個(gè)模型均在5%顯著性水平上拒絕了排污費(fèi)為外生變量的原假設(shè)，即三個(gè)模型中的排污費(fèi)變量都是內(nèi)生解釋變量。

（二）工具變量的選取與相關(guān)性檢驗(yàn)

本文嘗試選擇各省份“排污費(fèi)收費(fèi)人員數(shù)量”和“污染物監(jiān)測(cè)設(shè)備數(shù)量”作為排污費(fèi)的工具變量，經(jīng)過二階段最小二乘估計(jì)（2SLS）和廣義矩估計(jì)（GMM），檢驗(yàn)結(jié)果表明上述兩個(gè)工具變量無效。最后選擇排污費(fèi)的滯后一期作為排污費(fèi)的工具變量，并對(duì)其進(jìn)行相關(guān)性和外生性檢驗(yàn)。

本文分別應(yīng)用工具變量相關(guān)性檢驗(yàn)的以下四種方法，對(duì)工具變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，利用2SLS估計(jì)的第一階段的內(nèi)生解釋變量對(duì)工具變量的估計(jì)結(jié)果，檢驗(yàn)工具變量的系數(shù)是否通過顯著性檢驗(yàn)，如果通過則說明工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)。第二，計(jì)算工具變量與內(nèi)生解釋變量之間的偏可決系數(shù)，分別將內(nèi)生解釋變量和工具變量對(duì)所有的外生解釋變量進(jìn)行回歸，得到各自殘差，然后將其中的一個(gè)殘差對(duì)另一個(gè)殘差進(jìn)行OLS回歸，得到的可決系數(shù)就是內(nèi)生解釋變量和工具變量之間的偏可決系數(shù)。如果偏可決系數(shù)較大，說明工具變量是強(qiáng)工具變量，反之，說明該工具變量是弱工具變量。第三，將內(nèi)生解釋變量對(duì)所有的外生解釋變量和所有的工具變量進(jìn)行OLS回歸，然后對(duì)所有工具變量系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，得到F檢驗(yàn)值。如果F值大于10，則認(rèn)為工具變量為強(qiáng)工具變量，否則，為弱工具變量。第四，將內(nèi)生解釋變量對(duì)所有的外生解釋變量和所有的工具變量進(jìn)行OLS回歸，然后對(duì)所有工具變量系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，得到F檢驗(yàn)值。查表得到F值對(duì)應(yīng)的P值，在5%的名義顯著性水平上檢驗(yàn)“所有的工具變量的系數(shù)同時(shí)為0”的原假設(shè)是否成立。如果接受原假設(shè)，說明工具變量是弱工具變量，否則是強(qiáng)工具變量。結(jié)果見表3及表4。

表3 工具變量相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

表4 2SLS名義顯著性水平為5%的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果

表3與表4顯示，第一，“L.x1”為排污費(fèi)的滯后一期變量，是排污費(fèi)的工具變量。變量L.x1系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值為3.42，對(duì)應(yīng)的雙側(cè)P值為0.001，表明在1%的顯著性水平下，通過了顯著性檢驗(yàn)，說明工具變量（L.x1）和內(nèi)生解釋變量（x1）相關(guān)。第二，Shea's偏R2為工具變量L.x1和排污費(fèi)x1的偏可決系數(shù)，其值為0.845，說明變量L.x1是變量x1的強(qiáng)工具變量。第三，對(duì)“所有工具變量與內(nèi)生解釋變量不相關(guān)”的聯(lián)合檢驗(yàn)的F值為316.808，遠(yuǎn)大于10，說明變量L.x1是變量x1的強(qiáng)工具變量。第四，對(duì)“所有工具變量與內(nèi)生解釋變量不相關(guān)”的聯(lián)合檢驗(yàn)的F值所對(duì)應(yīng)的P值為0.000，并且從表3最小特征值統(tǒng)計(jì)量1596.79與表4的臨界值比較可以看出，實(shí)際顯著性水平小于10%，是可以接受的。因此，可以認(rèn)為在5%的名義顯著性水平下，拒絕“所有工具變量的系數(shù)同時(shí)為0”的原假設(shè)，說明工具變量L.x1與內(nèi)生解釋變量x1相關(guān)。

綜合考量以上相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，確認(rèn)工具變量L.x1是內(nèi)生解釋變量x1的強(qiáng)工具變量，滿足相關(guān)性要求。

（三）工具變量的外生性檢驗(yàn)

工具變量的外生性檢驗(yàn)就是檢驗(yàn)工具變量與誤差項(xiàng)是否相關(guān)（正交）。首先，利用2SLS法進(jìn)行工具變量回歸，得到殘差序列；其次，將殘差對(duì)所有的外生解釋變量及工具變量進(jìn)行回歸；最后，對(duì)工具變量的系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。如果接受“工具變量的系數(shù)=0”的原假設(shè)，則說明工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)，工具變量滿足外生性假設(shè)，否則不滿足。檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 工具變量外生性檢驗(yàn)結(jié)果

x3 -4.46E-09 1.000 -1.08E-08 1.000 2.61E-08 1.000 x4 1.16E-08 1.000 -3.98E-09 1.000 3.43E-09 1.000 L.x1 3.81E-09 1.000 2.16E-09 1.000 -2.4E-08 1.000常數(shù)項(xiàng) -1.29E-08 1.000 -2.37E-08 1.000 -3.2E-08 1.000

表5說明，三個(gè)模型中工具變量L.x1的系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值分別為3.81×10-9、2.16×10-9和-2.4×10-8，對(duì)應(yīng)的P值均為1。因此，三個(gè)模型都接受了“工具變量L.x1的系數(shù)=0”的原假設(shè)，說明工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)，工具變量滿足外生性假設(shè)。

綜上，三個(gè)模型的排污費(fèi)變量x1均為內(nèi)生解釋變量。選取排污費(fèi)滯后一期（L.x1）作為排污費(fèi)（x1）工具變量，經(jīng)檢驗(yàn)其滿足相關(guān)性和外生性假設(shè)，即該工具變量有效。

四、實(shí)證分析

（一）模型選擇

由于本文利用面板數(shù)據(jù)建模，需要為三個(gè)回歸方程在“混合回歸模型”、“固定效應(yīng)模型”和“隨機(jī)效應(yīng)模型”之間選擇最優(yōu)模型。

1.固定效應(yīng)模型與混合回歸模型的選擇。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈魇》莶浑S時(shí)間變化的不可觀測(cè)個(gè)體效應(yīng)ui是否全部相等，如果全部相等，則應(yīng)選擇混合回歸模型，否則選擇固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，三個(gè)模型的F值分別為13.41、15.35和4.56，對(duì)應(yīng)的P值均為0.000，說明對(duì)于三個(gè)模型均在1%顯著性水平上拒絕了“所有省份ui全部相等”的原假設(shè)，顯示存在省份個(gè)別效應(yīng)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

表6 F檢驗(yàn)結(jié)果

2.隨機(jī)效應(yīng)模型與混合回歸模型的選擇。檢驗(yàn)方法是Breusch和Pagan（1980）提出的LM檢驗(yàn)，其原假設(shè)是“H0∶=0”,對(duì)立假設(shè)是“H1∶≠ 0”。如果拒絕H0，則說明原模型中應(yīng)該有一個(gè)反映個(gè)體特征的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ui，而不應(yīng)該使用混合回歸。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，三個(gè)模型的rho值分別為0.536、0.527和0.249，表明ui的方差占ui方差和σε方差之和的比重較大。同時(shí)，三個(gè)模型LM檢驗(yàn)值分別為340.820、291.720和72.090，對(duì)應(yīng)的P值均為0.000，說明三個(gè)模型均在1%的顯著性水平上拒絕了“H0∶= 0”的原假設(shè)，因此，三個(gè)模型均應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表7 LM檢驗(yàn)結(jié)果

3.固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇。選擇的依據(jù)是計(jì)算Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。表8顯示，三個(gè)模型Hausman檢驗(yàn)值分別為15.71、30.93和9.48，對(duì)應(yīng)的P值分別為0.0279、0.0001和0.2199。說明模型1和模型2在5%的顯著性水平上拒絕了“H0:ui與所有解釋變量不相關(guān)”的原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。模型3在5%的顯著性水平下接受了“H0:ui與所有解釋變量不相關(guān)”的原假設(shè)，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表8 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

（二）回歸結(jié)果分析

通過上述分析，三個(gè)模型的排污費(fèi)作為解釋變量具有內(nèi)生性，選取排污費(fèi)滯后一期經(jīng)過相關(guān)性和外生性檢驗(yàn)作為有效工具變量。確定y1、y2模型選擇固定效應(yīng)模型，y3模型選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，運(yùn)用面板工具變量法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表9。

表9 模型回歸結(jié)果

表9顯示，對(duì)于y1模型和y2模型，排污費(fèi)變量x1系數(shù)的估計(jì)值分別為-10.75和-0.42，變量顯著性檢驗(yàn)的t值分別為-3.49和-2.44，對(duì)應(yīng)的P值分別為0.00和0.02，表明在5%的顯著性水平上，均拒絕了“x1的系數(shù)=0”的原假設(shè)。由于這兩個(gè)模型x1的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，且通過了顯著性檢驗(yàn)，可以認(rèn)為排污費(fèi)對(duì)單位GDP的SO2排放量（y1）和單位GDP的廢水排放量（y2）具有顯著的負(fù)的影響，表明征收排污費(fèi)（環(huán)保稅）對(duì)y1和y2有顯著的抑制作用。對(duì)于y3模型，排污費(fèi)變量x1系數(shù)的估計(jì)值為-0.40，變量顯著性檢驗(yàn)的t值為-0.17，對(duì)應(yīng)的P值為0.87，說明在5%的顯著性水平下，接受了“x1的系數(shù)=0”的原假設(shè)。由于y3沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可以認(rèn)為征收排污費(fèi)（環(huán)保稅）對(duì)單位GDP的固體廢物排放量（y3）的影響不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是控制經(jīng)濟(jì)周期。為了避免經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)可能帶來的不利影響，比如失業(yè)率的攀升、企業(yè)生產(chǎn)萎縮、關(guān)停企業(yè)的增多等，通過控制經(jīng)濟(jì)周期，排除第二產(chǎn)業(yè)的衰退可能帶來工業(yè)企業(yè)排污的減少。二是控制年月固定效應(yīng)。目前我國環(huán)境政策多元化，影響減排的政策并不只限于環(huán)境保護(hù)稅，為能確保本文的檢驗(yàn)結(jié)果是環(huán)境保護(hù)稅政策起作用，不被其他環(huán)境保護(hù)政策掣肘，本文控制了年月固定效應(yīng)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上述結(jié)論基本一致，征收排污費(fèi)（環(huán)保稅）可以抑制單位GDP的SO2排放量（y1）、單位GDP的廢水排放量（y2）。

五、結(jié)論與建議

本文利用全國30個(gè)省份（除去西藏）2005年—2015年之間的面板數(shù)據(jù)建立模型，利用排污費(fèi)滯后一期作為工具變量，并通過相關(guān)性和外生性檢驗(yàn)驗(yàn)證該工具變量的有效性，解決了排污費(fèi)作為解釋變量存在的內(nèi)生性問題。最后利用面板工具變量法，對(duì)排污費(fèi)（環(huán)保稅）的減排效果進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明征收排污費(fèi)（環(huán)保稅）對(duì)單位GDP的SO2排放量（y1）、單位GDP的廢水排放量（y2）具有顯著的抑制作用，征收排污費(fèi)（環(huán)保稅）對(duì)單位GDP固體廢物排放量（y3）效果不顯著。即征收環(huán)保稅難以完全達(dá)成立法目的，尤其是環(huán)保稅對(duì)抑制固體廢物排放方面的政策效果。

針對(duì)以上結(jié)論，一是建議逐步擴(kuò)大環(huán)保稅的征收范圍，增加稅目。按照統(tǒng)籌規(guī)劃、全面設(shè)計(jì)、穩(wěn)步推進(jìn)的思路，將污染物全部納入環(huán)境保護(hù)稅的征收范圍。先選擇急需治理的，技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)成熟的稅目開征，再逐步擴(kuò)大征稅范圍。比如，對(duì)二氧化碳今后可根據(jù)我國應(yīng)對(duì)氣候變化的需要和國際氣候談判的形勢(shì)擇機(jī)開征，并與主體稅種減稅相配合，不增加宏觀稅負(fù)。二是建議逐步提高稅額，因?yàn)槲覈沫h(huán)保稅遵循的是“稅負(fù)平移”原則，稅額和污染物治理成本之間仍存在較大差距，企業(yè)主動(dòng)治理的動(dòng)力不足。提高稅額一方面可以彌補(bǔ)治理成本；另一方面，可以對(duì)高污染高排放行業(yè)構(gòu)成足夠的稅負(fù)壓力倒逼其綠色轉(zhuǎn)型。提升環(huán)保稅在治污減排中的力度，充分發(fā)揮其在建設(shè)美麗中國中的作用。