環境稅征收對企業綠色技術創新的影響研究

許丹丹 上官鳴

[摘要]2018年施行的《中華人民共和國環境保護稅法》是我國稅制改革的一項重大舉措。為探討其實施的微觀經濟后果，以“排污費改稅”為研究背景，采用雙重差分模型（DID）探討環境稅征收對企業綠色技術創新的影響機制。研究發現，排污費改稅政策的施行顯著促進了企業的綠色技術創新水平，且該效應對實用新型綠色技術創新的提升更加明顯;融資約束對排污費改稅政策下的綠色技術創新具有負向調節作用，即企業融資約束水平越低，環境稅征收對企業綠色技術創新的促進作用越強。進一步研究表明，排污費改稅政策對企業綠色技術創新的激勵作用主要體現在國有企業、大規模企業、市場競爭程度高的企業中。研究結論為排污費改稅的政策效果以及綠色技術創新驅動因素提供了經驗證據。

[關鍵詞]環境稅;排污費改稅;融資約束;R&D投入;綠色技術創新

一、 引言

當前，我國經濟已從高速增長階段轉向高質量發展階段，但環境污染問題仍比較嚴峻。改革開放四十余年，“高投入、高耗能、高污染”的粗放式經濟發展方式在帶來產值的同時，也帶來了嚴重的資源耗費和環境污染等問題。為實現經濟綠色可持續發展，黨中央和國務院不斷制定并完善相關環保政策，其中稅收在環境保護方面的作用得以凸顯。為加強污染防治和生態建設，我國不斷對排污費制度進行改革，于2016年12月25日立法通過《中華人民共和國環境保護稅法》1（下文簡稱《環保稅法》），并于2018年1月1日起正式實施?！董h保稅法》主要將規定的大氣污染物、水污染物、固定廢物和噪聲這四類應稅污染物的收費方式由排污費調整為環境保護稅（下文簡稱“環境稅”），總體體現了從排污收費到環境征稅“整體平移”特征，但與原排污費制度相比，環境稅制度的法律層級更高，征收主體獨立性更強，對過度排污具有更強的約束作用[1]。環境問題是影響我國經濟健康發展的關鍵因素之一，而有效推動企業綠色技術創新是解決環境問題的必然途徑，2018年正式實施的環境稅政策作為我國“稅制綠化”改革的一項重大舉措，其實施能否帶動企業綠色技術創新水平的提升，加快企業綠色轉型升級，以實現經濟綠色可持續發展值得學界關注。

基于此，本文基于2018年實施的《環保稅法》作為準自然實驗，構建雙重差分模型探究排污費改稅政策對企業綠色技術創新的影響機理，并考察融資約束對上述關系的調節效用，又進一步區分企業的產權性質、規模以及市場競爭程度，探究排污費改稅政策的實施對企業綠色技術創新的異質性影響，以期為相關部門優化完善環境稅收體系和推動我國經濟綠色發展提供微觀基礎和經驗證據。

二、 文獻綜述、理論分析與研究假設

1. 文獻綜述

（1）環境稅制度背景及相關研究

環境稅的研究最早可追溯到英國經濟學家庇古（Pigou）提出的“庇古稅理論”，他認為國家要根據污染的危害程度對排污企業征稅，用稅收來彌補排污企業生產的私人成本和社會成本的差距，將環境污染內化為排污企業的內部成本，以解決經濟發展中的負外部性問題[2]。我國環境稅是由排污費制度改革而來。為節約資源、治理污染，我國于1979年9月通過《中華人民共和國環境保護法（試行）》確立了排污費制度;1982年2月和7月國務院相繼發布《征收排污費暫行辦法》和《污染源治理專項基金有償使用暫行辦法》，主要集中對廢水、廢氣、廢渣等進行治理，標志著我國排污收費制度正式建立;2003年1月國務院頒布《排污費征收使用管理條例》，進一步規范了對排污費征收和使用的管理，形成了較為完善的排污收費制度體系;2015年6月，國務院法制辦首次公布《環境保護稅法》（征求意見稿），2016年12月25日，第十二屆全國人大常委會第二十五次會議通過了《中華人民共和國環境保護稅法》，并于2018年1月1日正式施行。由此，我國將污染防治上升至法律層級，以期通過法制手段解決環境污染問題。

現有文獻對環境稅的研究可以劃分為宏觀和微觀兩個層面。從宏觀層面來看，環境稅的研究主要集中于“雙重紅利”假說。Jaume研究發現環境稅制度不僅對環境保護具有積極作用，還對經濟發展有正面影響[3];牛歡等發現適度的排污收費能夠實現“降污染、去錯配、增福利”三重福利，從而促進經濟高質量發展[4];但李香菊等學者則認為由于原排污費制度存在行政干預過多、收費結構不合理等方面的制度缺陷，對經濟發展的促進作用相對有限[5]。從微觀層面來看，由于環境稅制度帶來的處罰壓力和稅收負擔，會倒逼企業主動節約能源、減少污染排放，生產綠色產品[6]。另外，牛曉葉等認為排污費改稅政策主要通過排污費率的提高與征管執法的增強來顯著提升企業的環保投入，從而帶來環境績效提高[7]。

（2）綠色技術創新影響因素的相關研究

綠色技術創新最早是指減輕環境污染、提高原料和能源使用效率的技術、工藝或產品的總稱。而Agui-lera-Caracuel等認為綠色技術創新還應該包含綠色產品設計和企業綠色管理[8]。影響企業綠色技術創新的因素研究豐富，研發投入強度[9] 、環境規制[10]及良性的地區競爭[5]等均對企業綠色技術創新產生顯著積極影響，而企業環保戰略則對綠色技術創新存在“U”型作用，對企業綠色技術創新水平的影響具有拐點效應[11]。

（3）環境稅與企業綠色技術創新的相關研究

目前，關于環境稅對企業綠色技術創新影響的實證研究相對較少，大多以原排污費制度為依據，就企業技術創新展開研究。相關研究表明，綠色技術創新作為一項高風險、高投入、周轉期長的活動，難以自發形成，需要環境規制等外部激勵措施督促企業提升綠色技術創新水平[9]。異質性環境規制工具會對各企業綠色技術創新活動產生不同的效應，當企業資源基礎雄厚時，排污費制度能夠顯著促進企業的綠色技術創新產出，而環保補助則會在一定程度上使企業綠色技術創新產生“擠出效應”[12]。另外，孫鈺鵬等研究發現排污費作為一種市場激勵型環境規制工具可以通過增加企業的成本倒逼企業加強環?；a，通過技術創新投入實現企業綠色轉型升級[13]。楊飛則研究得出我國環境稅的征收顯著抑制了清潔技術創新[14]。

綜上所述，鮮有文獻從環境稅制度改革角度入手研究對綠色技術創新的影響?！芭盼圪M改稅”作為我國環境稅制的一項重要改革，綠色技術創新是綠色經濟發展戰略中不可或缺的一部分，與傳統技術創新相比，更強調“綠色發展”的生態理念。本文旨在研究兩者關系對擴展排污費改稅政策的微觀經濟后果及實現經濟綠色可持續發展具有的重要的現實意義。

2. 理論分析與研究假設

（1）環境稅征收與綠色技術創新

根據“波特假說”，合理且嚴格的環境政策可促使企業主動進行技術創新活動，實現經濟與環境的雙贏[15]。原排污費制度作為一種市場激勵型的環境政策，屬于一種行政監管行為，并未納入稅法管理體系，雖然在一定程度上起到了內化排污成本、激發企業防污治污的效果，但由于排污費費率設置偏低、征管隨意性大、污染防治成本高、缺乏執行力和監督力等問題，實施效果大打折扣[7]。在排污費制度下，基于利潤最大化的考慮，企業通常會選擇支付較低的環境處罰成本而非投入較高的研發成本進行綠色技術創新活動，企業開展綠色技術創新活動的意愿薄弱。排污費改稅政策實施后，“環保檢測、稅務征收”的稅款聯合征管模式更具執法剛性和法律權威，降低了企業繳費尋租的可能性[16]。因此，面對更為嚴格化和規范化的環境稅制度的壓力，企業在利潤最大化的驅使下，更有動力加快傳統生產工藝向綠色生產工藝的轉變，以應對環境執法的壓力。另外，考慮到實用新型綠色技術創新具有開發難度低、實用價值大等特點，較技術要求更高、開發難度更大的發明型綠色技術創新，企業更傾向于采取實用新型綠色技術創新的措施來應對環境稅的征收?；诖?，本文提出如下假設：

H1：排污費改稅政策促進了企業綠色技術創新水平，且相較于發明型綠色技術創新，排污費改稅政策對實用新型綠色技術創新的激勵效果更顯著。

（2）機制檢驗

熊彼特創新理論認為創新的實質是通過對生產要素的重新組合再建立新的生產函數，從而創造出新工藝、新產品等的過程[17]。相關研究表明，R&D投入作為企業自主創新能力的決定性因素之一，涵蓋了物質、資金以及人力等在內的多種要素，與綠色技術創新存在密切關系，能夠通過作用于產品生產、技術開發等各個環節實現技術創新能力的轉化[18];另外，環境稅作為市場激勵型的環境規制工具能夠依托市場信號，通過涉及污染企業為污染損失付費的途徑引導企業減少污染物排放行為，同時基于成本—效益的考慮，企業往往更有可能采取相應的環境研發手段來轉變企業的非綠色行為，即通過增強企業R&D投入水平激勵綠色技術創新水平的提升。鑒于此，本文認為，企業R&D投入強度在環境稅征收與綠色技術創新之間具有中介效應，正是由于各企業R&D投入存在差異，最終在環境稅征收的重壓下導致了不同程度的綠色技術創新水平。因此，本文提出如下假設：

H2：企業R&D投入在排污費改稅政策與綠色技術創新之間具有中介作用。

（3）融資約束的調節效應

根據Kaplan等的觀點，融資約束是由于不完善的資本市場中存在信息不對稱和代理成本，導致企業內外源融資成本具有差異，企業無法支付過高的外源融資成本而形成的一種約束[19]。關于融資約束狀況與企業綠色技術創新的研究中，國內外大多數學者普遍認為高融資約束會顯著降低企業進行創新活動的可能性[20-21]。綠色技術創新離不開充足的資金支持，由于綠色技術創新活動前期投入金額高且投資回報少，當企業融資約束程度較高時，企業很難獲取充足的現金流來維持綠色技術創新活動，從而會削弱企業開展綠色技術創新活動的意識。因此，本文認為由于企業面臨的融資約束程度存在差異，通過實施排污費改稅政策提升企業綠色技術創新水平的這種改善效應會受到自身融資約束狀況的影響，較高的融資約束會削弱排污費改稅政策對企業綠色技術創新的激勵作用?；诖?，本文提出如下假設：

H3：企業融資約束程度對排污費改稅政策效果具有負向調節作用。

三、 研究設計

1. 樣本選取與數據來源

本文選取受排污費改稅政策沖擊較大的重污染企業作為實驗組，受政策影響較小的非重污染企業為控制組。重污染企業的界定依據國家環保部出臺的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》（環辦函〔2008〕373號）1，將火電、鋼鐵等在內的16個行業界定為重污染行業。本文以2015—2020年滬深A股上市公司為研究樣本并做如下處理：（1）剔除金融、保險類上市公司;（2）剔除ST、*ST、PT公司樣本;（3）剔除相關變量數據缺失的研究樣本;通過篩選最終共得到4010家公司，18675個觀測值。本文數據來源于國家知識產權局專利數據庫、中國研究數據服務平臺及CSMAR數據庫。同時，為避免極端值影響，對所有連續變量均進行1%和99%的縮尾處理。數據處理主要通過Stata15.0完成。

2. 變量設計

（1）被解釋變量：綠色技術創新（GI）?，F有研究對企業綠色技術創新的測度方法主要有創新投入和創新產出角度，考慮到綠色技術創新活動從投入到產出需要一定時間，且創新過程具有較高風險性和不確定性，借鑒李依等[22]的研究，從綠色技術創新產出角度出發，選擇以企業綠色專利申請數據代表企業綠色技術創新產出水平，并作對數化處理。為進一步考察綠色技術創新的異質性，本文依據創新難度選取綠色發明專利和綠色實用新型專利分別測度發明型綠色技術創新（GI_IA）和實用新型綠色技術創新（GI_NA）。

（2）解釋變量：依據政策評估的反事實框架，選取重污染企業為實驗組，非重污染企業為對照組，分別構建排污費改稅分組虛擬變量（Treat）、時間虛擬變量（Period）及政策變量交互項（Treat×Period）。分組虛擬變量（Treat）表示重污染企業取值為1，否則為0;時間虛擬變量（Period）表示年份屬于排污費改稅政策實施當年及以后賦值為1，否則為0。

（3）中介變量：R&D投入強度（R&D）。為排除規模差異，選取企業R&D投入與營業收入的比值作為R&D投入強度的衡量指標。

（4）調節變量：融資約束（FC）。已有研究對融資約束的測度方法，主要有KZ指數、WW指數及SA指數。其中SA指數=-0.073×Size+0.043×Size2-0.04×Age。由于SA指數沒有包含內生性特征的融資變量且易于計算，本文使用SA指數衡量企業的融資約束程度。

3. 模型構建

為考察排污費改稅對企業綠色技術創新的影響機制，構建如下雙重差分模型：

GI[it]=[α][0]+[α1]Treat[i]+[α2]Period[t]+[α3]Treat[i][×]Period[t]+[α4]Controls[it]+[γ][i]+[μ][t]+[ε][it] （1）

R&D[it]=[α][0]+[α1]Treat[i]+[α2]Period[t]+[α3]Treat[i][×]Period[t]+[α4]Controls[it]+[γ][i]+[μ][t]+[ε][it] （2）

GI[it]=[α][0]+[α1]Treat[i]+[α2]Period[t]+[α3]Treat[i][×]Period[t]+[α4]R&D[it]+[α5]Controls[it]+[γ][i]+[μ][t]+[ε][it] （3）

為進一步考察融資約束對排污費改稅與企業綠色技術創新的調節效應，構建如下模型：

GI[it]=[β][0]+[β1]Treat[i]+[β2]Period[t]+[β3]Treat[i][×]Period[t]+[β4]FC[it]+[β5]Treat[i][×]Period[t][×]FC[it]+[β6]Controls[it]+[γ][i]+[μ][t]+[ε][it] （4）

其中，GIit表示企業i第t年的企業綠色技術創新水平。模型中交互項（Treat×Period）的系數為雙重差分法估計的排污費改稅政策凈效應;模型（4）中融資約束與排污費改稅政策效果的交互項（Treat[i][×]Period[t][×]FC），用以檢驗融資約束對排污費改稅和企業綠色技術創新的調節效應。另外，γ表示個體固定效應，μ是時間固定效應，?為隨機誤差項。

四、 實證結果與分析

1. 描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。結果顯示，觀測期內GI的最小值和最大值分別是0和4.317，均值為0.936，中位數為0.693，表明我國各企業綠色技術創新水平差異化明顯，綠色技術創新發展狀況不平衡。其中，GI_IA的最大值為3.829，最小值為0，GI_NA的最大值為3.526，最小值為0，說明我國各企業之間的發明型綠色技術創新水平和實用新型綠色技術創新水平存在差異性。FC的中位數及最大值分別為3.939和13.29，表明在樣本期內各企業面臨的財務資金短缺壓力具有顯著差別。Treat分組虛擬變量的均值為0.256，表明樣本中有25.6%的企業為受排污費改稅政策沖擊較大的重污染企業。其他變量的描述性統計結果與現有研究結果基本一致，不再贅述。

2. 基準回歸結果

（1）環境稅征收與企業綠色技術創新

表3列（1）至列（3）報告了假設H1的回歸結果。列（1）結果顯示，交互項系數在5%的水平上顯著為正，表明排污費改稅政策施行能顯著提升重污染企業的綠色技術創新水平;列（2）結果表明，當發明型綠色技術創新為被解釋變量時，交互項系數在10%的水平上顯著為正，列（3）結果表明，當實用新型綠色技術創新為被解釋變量時，交互項系數在5%的水平上顯著為正。即從列（2）至列（3）可知，排污費改稅政策的實施同時誘發了發明型綠色技術創新和實用新型綠色技術創新，但相較于發明型綠色技術創新，企業更青睞于創新難度低、投入少、實用價值高的實用新型綠色技術創新活動。綜上，一方面，從排污費制度過渡到環境稅制度，行政收費改為依法征稅，排污費改稅政策實施能夠通過強制性手段增加企業環境成本，促使排污企業加大綠色技術創新力度，另一方面，考慮到發明型綠色技術創新開發難度高、投入周期長等特點，排污費改稅政策實施對實用新型綠色技術創新的促進效果更顯著。假設H1得證。

（2）機制檢驗

假設H2的檢驗結果如表4所示。列（1）中交互項的系數為0.215，在1%的水平上顯著為正，表明排污費改稅政策實施后，重污染企業的R&D投入強度顯著增加;列（2）至列（4）中企業R&D投入與綠色技術創新的系數均在1%的水平上顯著正相關。表明排污費改稅政策實施后，重污染企業通過加強企業R&D投入提升了綠色技術創新水平，即企業R&D投入在環境稅征收與綠色技術創新之間具有部分中介效應，假設H2得證。

（3）融資約束的調節效應

表3列（4）至列（6）為假設H3的檢驗結果。列（4）結果顯示，綠色技術創新作為被解釋變量時，排污費改稅政策實施效果與融資約束交互項的系數為-0.309，在1%的水平上顯著為負，說明融資約束對排污費改稅政策的實施效果具有負向調節作用，企業面臨較高的融資約束壓力時會削弱排污費改稅對綠色技術創新的促進作用。列（5）和列（6）表明發明型綠色技術創新和實用新型綠色技術創新作為被解釋變量時，交互項的系數分別為-0.165和-0.203，均在1%的水平上顯著負相關，且前者絕對值小于后者，說明企業面臨的融資約束壓力越低，實施排污費改稅政策對實用新型綠色技術創新的促進作用更顯著。綜上所述，企業面臨的融資約束壓力會減弱排污費改稅對綠色技術創新的激勵作用，起到負向調節作用，假設H3得證。

3. 穩健性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

政策實施前實驗組與對照組在解釋變量上具有平行趨勢是DID模型有效的主要前提。本文估計排污費改稅政策的動態效應，構建如下檢驗模型：

GI[it]=[ρ][0]+[ρ1]Policy-2+[ρ2]Policy-1+[ρ3]Policy0[+ρ4]Policy1+[ρ5]Policy2+[ρ6]Controls[it]+[γ][i]+[μ][t]+[ε][it] （5）

其中，Policyi表示虛擬變量，若處于政策沖擊第i年且為實驗組，則賦值為1，否則為0。表5報告了平行趨勢檢驗的結果，列（1）至Policy-2列（3）與Policy-1的系數均不顯著，表明在排污費改稅政策施行前，實驗組與對照組不存在明顯差異，本研究滿足平行趨勢檢驗。發明型綠色技術創新在Policy0和Policy1時回歸系數不顯著，而在Policy2時回歸系數在5%的水平上正向顯著，表明排污費改稅政策在實施兩年后提升發明型綠色技術創新的效果才會趨于穩定。另外，與發明型綠色技術創新不同，實用新型綠色技術創新中Policy0的系數在10%的水平上顯著為正，Policy1和Policy2的系數在1%的水平上正向顯著，這表明排污費改稅政策實施后會顯著提升企業的實用新型綠色技術創新水平，且該政策對實用新型綠色技術創新的促進效果持續增強。這也進一步驗證了本文的H1。

（2）傾向得分匹配雙重差分（PSM-DID）檢驗

為解決實驗組與對照組因樣本選擇偏誤導致的內生性問題，利用PSM-DID做穩健性檢驗。采用Logit模型選擇無放回的1∶1近鄰匹配進行傾向值匹配，匹配協變量為現有控制變量。經過匹配處理所有協變量（除Lev）標準偏差顯著降低，偏差的絕對值均在5%以內，表明匹配后實驗組與對照組的可觀測變量不存在顯著差異，匹配結果有效。同時，得出傾向得分匹配后排污費改稅對企業綠色技術創新的影響結果，表明經匹配處理后結果依然穩健。限于文章篇幅，傾向得分匹配平衡性檢驗結果和PSM-DID回歸結果未列示。

（3）安慰劑檢驗

為檢驗企業綠色技術創新水平的提升不是由其他重要的環境、經濟、政治等不可觀測因素導致的，進行安慰劑檢驗。將政策發生時間提前至2017年，并重新進行回歸，回歸結果見表6列（1）至列（3），交互項的回歸系數均不顯著，這表明企業綠色技術創新水平的提升確實是由排污費改稅政策的實施帶來的，而非其他因素所致，再次驗證了文章結論的穩健性。

（4）替換綠色技術創新指標

為了進一步驗證排污費改稅政策對企業綠色技術創新的促進效應，采用上市公司“綠色專利申請數量/專利申請總數”替換綠色專利申請數的自然對數作為綠色技術創新的代理變量，重新對結論進行檢驗。檢驗結果如表6第列（4）至列（6）所示，交互項的系數仍顯著為正。這表明替換綠色技術創新的衡量指標后，結論仍保持穩健。

五、 異質性研究

本文從產權性質、企業規模、市場競爭程度3個方面進行分組回歸分析，檢驗排污費改稅政策對企業綠色技術創新的異質性影響。

1. 企業產權異質性

表7列（1）和列（2）報告了產權性質的分組檢驗結果。結果顯示，交互項系數在國有企業的樣本中為0.069，在10%的水平上顯著為正，而在非國有企業的樣本中不顯著。這表明，排污費改稅政策的實施對國有重污染企業綠色技術創新水平的促進作用更明顯。主要是因為國有企業與政府存有某種天然的政治關聯，使其在積極協助政府承擔社會責任和政治任務中更易獲得某些隱性優惠，從而促使其整合更多的資源來開展綠色技術創新活動。

2. 企業規模異質性

熊彼特創新理論指出，大規模企業在規模經濟、風險分擔以及融資渠道等方面擁有相對優勢，較小規模企業有更強的技術創新能力[17]。根據企業總資產規模的中位數將樣本劃分為小規模企業和大規模企業。分組檢驗結果如表7列（3）和列（4）所示。結果顯示，交互項的系數在大規模企業樣本中為0.056，在10%的水平上顯著為正，而在小規模企業中不顯著。這表明排污費改稅政策的實施能夠顯著促進大規模企業的綠色技術創新水平，而對小規模企業促進作用并不明顯。這主要是由于小規模企業受人才、技術、資金等因素的制約，在嚴格的環境政策下更傾向于減少其他開支來增強末端治理，從而表現為綠色技術創新意愿不足。

3. 市場競爭程度異質性

按照衡量市場競爭程度的指標——赫芬達爾指數（HHI）的中位數對樣本進行分組。表7列（5）和列（6）報告了市場競爭程度的檢驗結果。結果顯示，在高市場競爭組，交互項的系數為0.080，在5%的水平上顯著，表明環境稅政策的實施，使得處于市場競爭激烈的企業通過實施綠色技術創新活動來提升競爭優勢，搶占市場份額。主要原因可能是市場競爭是推動企業創新的最根本力量，在高市場競爭程度下，企業想要存活發展需主動進行技術創新，降低被市場淘汰的可能性，通過開發新工藝、研發新產品等技術創新活動累積競爭優勢來鞏固和搶占市場份額，提升企業競爭力。

六、 結論與建議

本文基于排污費改稅制度這一準自然實驗，借助雙重差分法從發明型綠色專利和實用新型綠色專利兩個角度探討環境稅征收對企業綠色創新的政策凈效應。研究結果表明，第一，排污費改稅政策的實施顯著提升了重污染企業的綠色技術創新水平，且對實用新型綠色技術創新的促進作用強于發明型綠色技術創新。第二，企業R&D投入在環境稅征收與綠色技術創新中具有部分中介效應。第三，融資約束對排污費改稅政策效果具有負向調節作用，企業融資約束壓力越低，環境稅征收對企業綠色技術創新水平的激勵作用越明顯。另外，在企業面臨融資壓力時，會更傾向于創新難度低、投入少、實用價值高的實用新型綠色技術創新活動。第四，異質性研究表明排污費改稅政策對于國有企業、大規模企業及市場競爭程度高的企業綠色技術創新水平的激勵作用更顯著。

基于上述分析，本文提出以下建議：第一，優化環境稅制結構，構建更為科學合理的環境稅體系。針對環境稅稅制存在的較為粗陋、差異化不足等問題，相關部門需加強環境稅稅率、征收范圍、計稅標準、征管模式等方面的優化，夯實排污費改稅政策的執行效果，并進一步制定差異化的環境稅制度，構建更為科學、合理的環境稅體系，克服因企業產權性質、規模差異等帶來的政策負效應，整體提升企業綠色技術創新水平，從根本上解決環境污染問題。第二，規范和完善企業綠色技術創新的融資機制，緩解企業融資困境。企業綠色技術創新需要穩定且持續的資金流支持，政府相關部門可以利用政府補助、稅收優惠、金融扶持等手段優化企業綠色技術創新的融資機制，緩解企業綠色轉型升級過程中的資金需求問題，激發企業創新活力。第三，企業應樹立“綠色”生產理念，實施綠色技術創新戰略。在綠色發展的背景下，企業要順應國家發展趨勢，將環境保護納入企業的決策要素，樹立“綠色”生產的理念;主動調整企業經營戰略，自主開展綠色技術創新實踐活動并做好未來的綠色發展規劃，提升自身核心競爭力的同時實現經濟綠色高質量發展的目標。

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作者簡介：許丹丹（1996-），女，陜西科技大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向為財務管理、區域經濟;上官鳴（1968-），男，陜西科技大學經濟與管理學院教授、碩士生導師，研究方向為財務管理、區域經濟。

（收稿日期：2021-12-05? 責任編輯：殷 ?。?/p>