財政補貼、政策組合與資源型企業創新產出
——基于創新產出異質性視角

成瓊文，丁紅乙

(中南大學商學院，湖南 長沙 410083)

0 引言

資源型企業是經濟社會發展和國防科技工業建設的重要力量，其可持續發展關乎國家高質量發展戰略目標的實現。創新是企業保持核心競爭力的源泉，因而激勵資源型企業不同類型的創新產出，并利用創新成果的價值轉化驅動其可持續發展是當前的重要課題。政策激勵是企業創新的重要外部動力，財政補貼作為創新政策工具箱中的重要組成部分，關于“補貼是否可以激勵企業創新？”這一基本問題，學術界已經進行了充分論證，形成了補貼的創新激勵觀[1-3]、創新抑制觀[4]和不確定觀[5-7]。事實上，對補貼政策有效性進行廣泛探討有極大的理論和現實意義，但現有文獻對于補貼政策有效性的條件機制、補貼政策與其他創新政策的組合效果、補貼激勵下創新成果價值轉化等關鍵問題，還沒有給予足夠重視，這與經濟高質量發展的現實需求并不匹配。有鑒于此，本研究從財政補貼政策著手，旨在為設計積極有效的創新政策及組合、提升資源型企業創新產出、促進企業創新成果轉化提供理論依據，為了達到這一研究目標，重點解決以下三個科學問題：一是財政補貼對綠色創新和傳統創新產出的激勵效果有怎樣的差異體現？二是如何恰當選取其他不同偏向性的創新政策，并與財政補貼科學組合，充分發揮政策組合的互補相容特征，更有效地促進異質性創新產出？三是在補貼規模日益增加的背景下，資源型企業綠色創新和傳統創新成果是否成功實現了價值轉化，進而促進企業經濟績效與環境效益的協調發展？

本研究可能的邊際貢獻有：第一，研究并比較財政補貼對傳統和綠色創新產出的不同影響，是對補貼政策的創新激勵效應、補貼強度有效區間、企業綠色創新驅動因素文獻的豐富和補充；第二，將稅收優惠、環境規制納入財政補貼影響企業創新的研究框架，探索政策組合效果，不僅對補貼、稅收和規制三種不同創新政策的偏向性有更深入理解，也是對創新政策組合選取和效果檢驗研究的深化與拓展，為設計積極有為、互補相容的創新政策組合提供實證經驗支撐；第三，基于經濟績效與環境效益協調發展視角，進一步探索創新產出的價值轉化成效，回答補貼政策是否具備創新驅動效應這一關鍵問題，為優化創新驅動發展模式提供理論依據，同時也為后續政策評估與企業創新交叉領域的研究提供邏輯框架參考。

1 理論基礎與研究假設

1.1 財政補貼與企業創新產出

(1)財政補貼對企業創新產出的平均影響。財政補貼特指通過政府支出的方式直接增加企業收入，主要包括物價補貼、研發補貼、企業虧損補貼等，不含稅收優惠部分[8]?？紤]到創新資源投入力度大、創新結果不確定程度高以及技術和知識外溢等因素，企業常常缺乏創新實踐的內生動力，而財政補貼可以緩解企業創新的融資壓力，促進企業加大研發投入強度[9]。獲得補貼的企業向外界傳遞出其創新能力、盈利能力、成長能力較好的信號，這有利于企業吸引社會資金[1]，進而加大創新實踐的投入。企業創新與風險承擔能力息息相關，風險承擔處于適度狀態可以增強企業競爭力[10]，然而風險承擔具有較強的資源依賴性特征，財政補貼作為重要的社會資源配置舉措，可以增加企業的可支配資源，提升企業風險承擔水平[2]，從而刺激企業創新意愿。根據上述分析，財政補貼主要可以通過緩解融資壓力、信號傳遞效應、風險補償效應等渠道促進企業創新產出。據此提出假設H1：財政補貼可以有效激勵資源型企業創新產出。

(2)創新產出異質性視角下的補貼效果。資源型企業創新可以細分為傳統創新和綠色創新，相比傳統創新，綠色創新更加追求經濟效益和環境質量的統一，突破了傳統創新著重以經濟增長作為目標的局限，是實現綠色發展和高質量發展的關鍵驅動力。但是綠色創新難度更大，且面臨的不確定性和風險程度也更高，對于以營業利潤為基本目標，且資源、資金有限的多數企業而言，對開展綠色創新實踐會表現出更加謹慎的態度。因此在財政補貼的激勵下，資源型企業可能傾向于將有限資金投入傳統創新項目。有學者認為補貼雖然有助于激勵綠色創新，但是其環境質量的優化效應短期內不明顯[11]。據此提出假設H2：相比綠色創新產出，財政補貼對傳統創新產出的激勵效果更顯著。

(3)財政補貼對異質性創新產出的非線性影響。盡管財政補貼的激勵效應已經得到大量文獻的驗證，但也有部分研究表明補貼會導致激勵扭曲，反而抑制企業創新。這是因為財政補貼可能引致企業的尋租動機，即企業以數量化或速度化的創新成果騙補[12]。并且企業在爭取財政補貼時，為了避免知識技術外溢，會隱藏內部信息，在信息不對稱的情形下，容易滋生逆向選擇與道德風險問題[13-14]。隨著研究的深入，也有學者綜合考慮財政補貼對企業創新的促進效應和抑制效應，認為在兩種力量的作用下，補貼強度與企業創新呈現出非線性的形態結構特征[6]，補貼強度只有達到一定的臨界閾值才能顯著促進企業創新，甚至存在補貼強度的有效區間[5]。而當考慮不同類型的創新產出時，由于綠色創新要兼顧經濟效益和環境質量，其技術難度更大、風險更高、不確定性更強，因此相比傳統創新，可能需要更大的補貼強度來促進企業綠色創新產出。據此提出假設H3：隨著補貼強度的變化，財政補貼對企業創新產出的影響呈現出非線性形態結構特征，只有達到一定的補貼強度閾值才能激勵企業創新產出。并且相比傳統創新，激勵綠色創新產出需要達到更大的補貼強度閾值

1.2 不同類型創新政策的組合效應

現有研究重點考察單一政策的實施效果，卻忽略了不同類型創新政策的偏向性，以及異質性政策的組合效果。有鑒于此，本文重點關注財政補貼與稅收優惠、環境規制政策的組合效應。

(1)財政補貼與稅收優惠的組合效應。稅收優惠政策是指對企業應納稅款給予部分減少或全部免除，多以“事后扶持”為主。對于稅收優惠的政策效果，多數研究肯定其積極效應，一是稅收優惠直接減輕了企業的納稅負擔，有利于企業穩定地進行創新投入[15-16]；二是相比財政補貼政策，稅收優惠能夠避免多數的交易費用，對市場競爭機制的破壞較小[8]。理論上，補貼和稅收優惠的雙重激勵疊加會更大程度緩解融資約束，從而使企業更有動力開展創新實踐。然而，兩種政策的組合也極有可能無法激勵企業創新，原因在于，其一，當補貼與稅收優惠配合實施時，企業可能會因生存與發展的壓力減小而調整經營策略，出現明顯的創新惰性現象，由于信息不對稱，政府難以及時調整激勵對象或方式，導致“逆向選擇”風險被強化，最終無法促進創新產出；二是補貼與稅收優惠的組合實施也可能會強化資源型企業的尋租動機，誘發擠占企業創新投入的行為，或者降低創新資源配置效率[17]。根據上述分析，當財政補貼與稅收優惠配合實施時，基于稅收優惠對補貼效果的調節視角，考慮到強化的“逆向選擇”風險和尋租動機，本文提出假設H4：財政補貼與稅收優惠組合實施時，無法發揮政策協同效應，表現出稅收優惠對財政補貼激勵創新產出的調節效應不明顯，或者負向調節補貼的政策效果。

(2)財政補貼與環境規制的組合效應。關于環境規制對企業創新的影響，多數研究支持波特假說，認為環境規制會深刻影響企業的環境認知和行為，不僅可以促進企業創新，長期來看有利于提升企業競爭優勢[18]。但隨著研究深入，有文獻發現環境規制政策具有偏向性和側重點，僅是促進了那些環境友好的創新產出。這就表明，環境規制影響了企業創新決策，使得有限資源流向綠色創新實踐[19]。而當補貼政策與環境規制政策配合實施時，理論上存在一定的互補協同效應。一方面，地方政府部門可能會根據企業的環境效益，判斷是否給企業持續補貼的機會，因此企業會傾向于遵循環境規制，在綠色創新方面投入更多資源。另一方面，資源型企業在環境規制壓力下，很有可能在節能減排、清潔生產、末端治理等方面投入更多資源，環境治理下的遵循成本會對經營績效沖擊明顯，而政府補貼有助于緩解企業環境治理與企業創新間的資源競爭，既保證了環境效益提升，也能維持持續創新[20]。根據上述分析，當財政補貼與環境規制配合實施時，考慮到環境規制偏向于環境效益的政策特點，以及環境規制與財政補貼潛在的耦合關系，基于環境規制對補貼效果的調節視角，本文提出假設H5：財政補貼與環境規制的政策組合效應顯著，主要表現為環境規制可以正向調節補貼的創新激勵效果，但這種正向調節效應主要是針對補貼激勵下的綠色創新產出。

2 研究設計

2.1 變量定義

(1)被解釋變量：企業創新產出(Innovation)。專利產出是企業創新成果的直接體現，因此大量研究采用專利申請數據衡量企業創新，但考慮到相比實用新型和外觀設計專利，發明專利具有審核標準嚴格、審核周期長、具備實質審查流程等特征，代表了企業高質量的創新成果，因此本文采用發明專利的年度申請數量來衡量資源型企業的整體創新產出(Tpatent)[12]。將整體創新產出細分為綠色創新產出(Gpatent)和傳統創新產出(Bpatent)兩種類型，其中綠色創新產出主要是指有利于資源利用效率提升、節能減排、清潔生產等的環境友好型成果，本文基于企業申請的發明專利，參考Lim等[21]的研究，提煉出包括環保、節能、減排、低碳、清潔、循環、可持續等反映企業綠色創新內涵的關鍵詞，利用關鍵詞檢索手工整理出綠色發明專利，以此度量綠色創新產出。而傳統創新產出具體的計算方式為發明專利總量減去綠色發明專利數量。本文對發明專利申請數據進行了對數化處理。

(2)解釋變量：財政補貼(sub)。財政補貼是指政府對企業的直接補助金額，參考柳光強[4]、周燕等[8]的研究，查詢企業年度報告營業外收入欄目的“政府補助”金額，并減去企業所收到的所有稅費返還等稅收優惠性補助，用剩余金額的自然對數衡量財政補貼強度。

(3)調節變量：稅收優惠(tax)、環境規制(supervise)。對于稅收優惠，本文參考柳光強[4]的研究，采用稅費返還/(稅費返還+企業支付的各項稅費)的計算方式予以衡量。至于環境規制變量，本研究從污染治理費用角度衡量某地區的環境規制強度，具體計算方式為企業所在省份或直轄市環境污染治理投資占GDP的比重。

(4)控制變量。本文主要根據現有財政補貼與企業創新的相關文獻，選擇研發投入、融資約束、風險承擔、企業規模等可能影響企業創新產出的重要因素作為控制變量。

上述相關變量的定義及計算方式如表1所示。

表1 關鍵變量定義及計算方式

2.2 基準計量模型構建

(1)基準面板線性回歸模型如下：

Innovationi,t=α0+α1subi,t+αnXi,t+εi,t

(3)

利用基準模型(3)檢驗財政補貼對資源型企業創新產出的平均影響，其中Innovation包含TPatent、GPatent和BPatent，α1的估計結果是我們重點關注的內容，ε為隨機擾動項。

(2)基準面板門限模型如下：

Innovationi,t=γ1subi,tI(σi,t≤ω)+γ2subi,t×

I(σi,t>ω)+γnXi,t+εi,t

(4)

基于補貼強度的異質性視角，建立面板門限模型(4)，探索財政補貼對資源型企業創新產出的非線性影響。其中，I(.)為指示函數，當括號中的條件滿足時，I值為1，否則為0；σ為門限變量，本文中的門限變量與核心解釋變量都為財政補貼；ω為門限值，需要說明的是，盡管基準模型是單門限回歸模型的情形，但ω的個數實際上并不確定。需要利用自助抽樣法(bootstrap)和似然比(LR)檢驗法分別明確門限效應的顯著性和門限值的真實性，最終根據檢驗結果設定門限回歸模型的具體形式。

2.3 樣本選取與數據來源

(1)樣本選取。本研究聚焦中國資源型企業，參考現有研究，本文將其界定為開發與加工能源與礦產資源為主業，依賴資源的獨占獲取形成競爭優勢的企業[7]。根據資源型企業的定義，結合證監會2012年的分類標準，本研究樣本包含采礦業和資源加工業，采礦業主要有煤炭開采和洗選業、石油和天然氣開采業、黑金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、非金屬礦采選業；資源加工業主要包括石油加工基煉焦業、化學原料和化學制品制造業、非金屬礦物制品業、黑金屬冶煉和壓延加工業、有色金屬冶煉和壓延加工業、金屬制品業、電力和熱力生產供應業。剔除觀測期內出現ST、*ST及缺失核心變量觀測數據的樣本后，剩余202家樣本企業，本研究時間跨度為2013—2019年，總共1414個觀測值。

(2)數據來源。專利數據來源于國家知識產權局官網，財政補貼、企業研發、稅費返還等數據來源于企業年度報告，環境治理投資的數據來源于《中國環境統計年鑒》。目前《中國環境統計年鑒》更新到2018年，實際觀測數據截止到2017年，其余企業特征、財務數據、公司治理等觀測數據均來源于國泰安數據庫(CSMAR)和銳思數據庫(RESSET)。本研究主要利用stata軟件作為實證分析工具。

3 實證結果分析

3.1 關鍵變量描述性統計

圖1所示為資源型企業發明專利申請量均值的年度變化情況。發明專利和非綠色發明專利的變化趨勢在不同年份間存在一定波動，但是綠色發明專利曲線變動較為平緩。不難發現，綠色創新在整體創新產出中的占比仍然不高。關鍵變量的描述性統計特征如表2所示。

圖1 資源型企業發明專利申請年度變化

表2 關鍵變量描述性統計特征

3.2 財政補貼對資源型企業創新產出的平均影響效應

本文首先采用OLS方法進行系數估計，回歸結果見表3。第(1)列的回歸結果表明，財政補貼(sub)的估計系數在1%的水平顯著為正。經過F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗后，進一步采用固定效應模型(FE)進行系數估計，第(2)列中sub的系數估計結果為0.012，達到5%的顯著性水平，表明財政補貼顯著激勵資源型企業整體創新產出。

一般而言，地方政府傾向于將有限資金補貼給先前創新成果更豐碩的企業，原因是這些企業傳遞出了創新能力更強的信號，而這種因果反向的內生性問題會導致估計結果不一致，因此本文采用工具變量法(IV)緩解潛在的內生性問題。現有研究表明，具備政治關聯背景(politic)的企業更有可能獲得補貼等政府支持[7]，因而本文將企業的政治關聯背景特征作為財政補貼的工具變量之一。本文認為國有資源型企業和高管(董事長和總經理)曾任或現任政府官員、人大代表、政協委員的民營資源型企業具備政治關聯背景，politic賦值為1，其余民營資源型企業不具備政治關聯，politic賦值為0，將politic滯后一期處理。此外，我們采用財政補貼的滯后一期作為其本身的又一個工具變量。表3第(3)列是工具變量兩階段最小二乘法(2SLS)的系數估計結果，sub的系數估計結果仍在1%的水平顯著為正。并且，聯合F統計量數值為143.243，遠大于10的臨界值，而Hansen J統計量的數值為3.827，p值為0.147，表明工具變量滿足相關性和外生性的前提條件?？傊?，在緩解了潛在的內生性問題后，H1仍然成立。

對于不同類型的創新產出而言，表3第(6)列結果顯示財政補貼對綠色創新產出的激勵效果并不明顯；然而當被解釋變量為傳統創新產出時，第(7)列的結果顯示sub的估計系數在1%的水平顯著為正，即財政補貼對傳統創新產出產生明顯的促進效應。不難發現，盡管整體而言，補貼對企業創新產出有顯著的激勵效應，但是這種激勵效果主要針對傳統創新產出，即回歸結果支持H2。

表3 財政補貼對企業創新產出的平均激勵效應

3.3 財政補貼對異質性創新產出的非線性影響分析

本文利用門限回歸模型考察補貼對企業創新產出的非線性影響，并嘗試探尋補貼強度的有效區間。首先進行門限效應的顯著性檢驗，單門限效應的F統計量數值為9.847，達到1%的顯著性水平，而雙重門限效應的F值為4.195，達到5%的顯著性水平，具體檢驗結果如表4所示。其次檢驗門限值的真實性，表5結果顯示門限估計值分別為15.287、19.388，根據門限值95%的置信區間，兩個門限值都在可接受范圍之內，因此我們構建雙重門限模型進行回歸分析。

表4 門限效應顯著性檢驗結果

表5 門限值真實性檢驗結果

表6第(1)列的系數估計結果表明，當補貼強度小于15.287時，補貼的政策效果并不明顯，而當補貼強度超過15.287的強度閾值時，補貼對企業創新產出產生明顯的激勵效應。細分綠色創新和傳統創新產出類型，經過門限效應顯著性和門限值真實性檢驗后，都建立雙重門限效應模型進行回歸分析。第(2)列結果顯示補貼強度處于(17.303，17.928)區間，可以對綠色創新產生明顯的激勵效應，而當補貼強度小于17.303或者大于17.928的強度閾值時，補貼政策的效果并不顯著。第(3)列結果表明補貼強度若小于15.704或者大于17.720，補貼政策都處于無效狀態，只有當補貼強度處于(15.704，17.720)區間，財政補貼才可以對傳統創新發揮明顯的激勵效應。根據門限效應的回歸結果，不難發現，補貼強度必須達到一定的閾值才能發揮創新激勵效應，否則會由于激勵不足導致政策無效，并且相比傳統創新產出，激勵綠色創新產出需要達到更大的補貼強度。但是當補貼強度過高時，尋租與套利行為同樣會導致政策無效?？傊琀3通過驗證，并且門限回歸結果可以對H2進行必要的解釋。

表6 補貼強度的異質性效應分析

3.4 穩健性檢驗

(1)Heckman兩階段模型修正樣本選擇偏差問題。由于本研究存在沒有獲得財政補貼的企業樣本，因此不排除樣本選擇偏差導致回歸結果失真的風險?；诖?，我們采用Heckman兩階段模型修正樣本選擇偏差問題。根據表7的Heckman兩階段模型回歸結果，當被解釋變量為整體創新產出(列1)以及傳統創新產出(列3)時，lambda的系數估計結果達到1%的顯著性水平，表明存在一定的樣本選擇偏差問題，但是經過Heckman兩階段模型修正偏差后，sub的估計系數仍然在1%的水平顯著為正，即支持財政補貼的創新激勵效應，而對于綠色創新產出而言(列2)，lambda的估計系數不顯著，即并不存在樣本選擇偏差問題。

表7 Heckman兩階段模型回歸結果

(2)面板分位數回歸。本文采用面板分位數模型進行回歸分析，研究在10%、30%、50%、70%和95%的補貼強度分位點財政補貼創新激勵效果的差異。表8所示為面板分位數模型的回歸結果，只有當補貼強度在30%、50%、70%分位點時，補貼才會對企業創新產出發揮顯著激勵效應，否則補貼效果并不顯著。細分為傳統創新和綠色創新產出類型后，結果都表明有效的補貼強度處于中間位置。

表8 財政補貼對企業創新產出的面板分位數回歸

4 創新政策組合效應

4.1 財政補貼與稅收優惠政策的組合效應

為了考察財政補貼與稅收優惠的政策組合效應，本文在基準模型(3)的基礎上引入稅收優惠，以及交互項(sub×tax)。表9列(2)、列(4)、列(6)的回歸結果表明，稅收優惠對財政補貼影響整體創新、綠色創新和傳統創新產出的調節效應都不明顯，回歸結果支持假設H4，可能的原因在于補貼疊加減稅的強激勵反而誘發企業的尋租動機，導致企業并非致力于產出以發明專利為代表的高質量創新成果。

表9 財政補貼與稅收優惠的政策組合效應

4.2 財政補貼與環境規制的政策組合效應

為了考察財政補貼與環境規制的政策組合效應。本文在模型(3)的基礎上引入環境規制，以及兩種政策的交互項(sub×supervise)。由表10列(1)、列(2)的回歸結果可以發現，環境規制對整體創新產出的直接影響以及對補貼效果的調節影響都不明顯。細分創新產出類型后，列(3)、列(4)揭示了環境規制對綠色創新產出的影響效應，列(4)中交互項的系數在5%的水平顯著為正，即環境規制正向調節補貼對綠色創新產出的影響效應。而當被解釋變量為傳統創新產出時，列(6)結果顯示交互項的系數在10%的水平顯著為負，即環境規制弱化補貼對傳統創新的激勵效果。因此，財政補貼與環境規制政策的組合效應明顯，但環境規制卻充當了“雙刃劍”作用，既正向調節補貼對綠色創新產出的激勵效果，同時又弱化補貼的傳統創新激勵效應。表明相比財政補貼，環境規制政策的著力點在于促進環境友好型的創新成果產出，H5通過實證檢驗。

表10 財政補貼與環境規制的政策組合效應

5 進一步研究：補貼激勵下資源型企業創新產出的價值轉化

本文重點考察補貼激勵下，異質性創新產出是否推動了資源型企業經濟績效與環境績效的協調發展，以明晰創新成果的價值轉化成效。

5.1 補貼激勵下企業創新產出對經濟績效的驅動效應

對于企業經濟績效，考慮到本研究的企業樣本都是上市公司，且會計指標易受到企業管理者會計行為的操縱，因此采用市場型指標托賓Q值予以衡量，其具體計算方式為企業市場價值與資產總計的比值，數據來源于國泰安數據庫。根據表11的回歸結果，結合補貼對創新產出影響效應的回歸結果(見表3)，不難發現，財政補貼不僅可以直接促進資源型企業經濟績效，也能通過創新成果的價值轉化驅動企業經濟績效提升，但主要是傳統創新成果的驅動作用。這是因為相比綠色創新的雙重任務，傳統創新成果的主要目的是獲取競爭優勢，推動企業經濟利潤增長。

表11 財政補貼激勵下企業創新產出驅動經濟績效

5.2 補貼激勵下企業創新產出對環境績效的驅動效應

對于企業環境績效，本文參考于連超等[23]的生態效益法，采用企業營業收入自然對數與環境影響自然對數的比值予以衡量，環境影響包括排污費、環保稅、資源稅等的總額，企業營業收入和環境影響的觀測數據來源于企業年度報告。根據表12的回歸結果，Tpatent、Gpatent、Bpatent的系數估計結果都未能達到顯著性水平，表明補貼背景下創新產出尤其是綠色創新成果對環境績效的驅動效應并不顯著。我們認為主要原因在于資源型企業綠色創新產出仍然較低，并且綠色創新成果的環境價值轉化需要一定的時間窗口，目前資源型企業的綠色成果還未能充分釋放其價值。

表12 財政補貼激勵下企業創新產出驅動環境績效

6 結論與建議

本文利用資源型企業2013—2019年的觀測數據，遵循創新動力—創新產出—創新價值的基本邏輯，研究財政補貼對異質性創新產出的激勵效果，以及補貼與稅收優惠、環境規制的政策組合效應。在此基礎上，進一步檢驗補貼激勵下企業創新產出對資源型企業經濟和環境績效的驅動效應，研究結論如下：①就平均效應而言，財政補貼可以明顯激勵資源型企業創新產出，但這種激勵效果主要是針對傳統創新產出，相比傳統創新，激勵綠色創新產出需要達到更大的強度閾值。②當財政補貼與環境規制政策配合實施時，環境規制發揮了“雙刃劍”作用，既正向調節了補貼對綠色創新產出的影響效應，同時也弱化了補貼對傳統創新的激勵效果，這也證實了環境規制政策的側重點在于提升環境效益，而補貼政策更偏向經濟利潤。但財政補貼與稅收優惠的政策組合極易誘發企業的尋租動機，無法促進以發明專利為代表的高質量創新產出。③補貼激勵下企業創新產出可以有效驅動企業經濟績效提升，但主要是傳統創新成果的驅動效果。此外，創新產出對環境績效的促進作用不明顯，揭示了資源型企業綠色創新成果的價值還未能充分釋放。

根據上述研究結論，本文為財政補貼的精準有效設計、發揮創新政策“組合拳”作用、促進創新成果價值轉化提供以下建議：①財政補貼政策有效的前提是精準設計，所以應針對不同類型的創新項目設計差異化的補貼強度，尤其對于高附加值的綠色創新項目，應適當加大補貼力度，這不僅有利于企業可持續發展，也能推動整個社會經濟的綠色發展。②選取互補相容的創新政策并予以科學組合，發揮政策“組合拳”的協同激勵效應。本文建議構建財稅政策與環境政策的協同機制，完善綠色產業政策體系。例如在利用財政補貼激勵企業創新的同時也應該施加一定的環境規制壓力，這會使資源型企業同時有足夠的意愿和能力開展綠色創新實踐。③推動創新成果價值轉化需要政府和企業的共同推進。一方面，構建創新成果價值轉化的評估機制，地方政府可組織專家學者對創新成果價值進行評估，并以評估結果為標準實施相應的獎懲措施；另一方面，資源型企業應深化實施創新驅動發展戰略，塑造企業創新的內生動力，尤其應致力于釋放綠色創新成果的價值效應。