马杰，李梦莲，李会娟，刘璐
（东华理工大学 经济与管理学院，江西 南昌 330013）
伴随着我国资源型产业生产规模达到峰值并陷入产能严重过剩和有效供给不足的双重困境，目前资源型产业的粗放型增长方式已难以为继，促进技术向环保方向创新进而实现绿色转型成为企业向前发展的必然之路，且在中国实现经济绿色转型的号令之下，资源型产业推动绿色转型也已然成为其中的关键要点[1]。绿色税收作为一种倡导环境保护、合理开发和利用自然资源、推进绿色生产与消费的生态税收规范体系，主要以对不可再生的能源与矿产资源开采加工为基本方式的资源型企业为征收对象，在资源型产业的绿色创新之路上扮演着极其重要的角色。
对于资源型企业而言，从长远来看，进行绿色创新将会使得其减少的税收远大于初期付出的绿色创新成本，但同时由于回报周期过长，会使得企业在进行绿色转型时面临较高的绿色创新成本从而阻碍其绿色转型的脚步。绿色税收作为国家激励资源型产业绿色转型的关键调控手段，资源型企业的绿色转型能否有效实现直接映射出它的作用和效果。因此，深入完善绿色税收的调控功能有助于突破资源型产业发展道路上的瓶颈与桎梏[2]，推动资源型产业绿色转型的全面构建，对于保障环境、经济和社会的协调统一，具有重要的理论和现实意义。
关于绿色税收的研究起源于外部性理论和庇古税理论。外部性的概念由经济学家马歇尔[3]提出，他指出环境污染是由于经济活动的外部性引发的，外部性的存在使得资源配置难以实现帕累托最优，外部性理论是绿色税收产生的前提。马歇尔的学生剑桥经济学家庇古在此基础上进一步发展了外部性理论，他在著作《福利经济学》中首次提出了庇古税，认为外部性的存在使得私人边际成本与社会边际成本不一致，进而难以达到最优的社会产出。因此政府应向排污者征税，增加私人成本以使其等于社会成本。庇古税的本质在于通过政府干预，将外部不经济所带来的外部成本内部化。庇古税的提出拉开了环境税的序幕，为各国开征绿色税种提供了充分的理论支持。
OECD组织对各成员国的环境税实施情况进行调查，对于设计原则、实施效果等多项指标进行评价，为其他国家绿色税收制度的构建和改革提供了宝贵的经验借鉴[4]。随着绿色税收在各国陆续开征，相关实施效应与改革已然成了近年来学者们的研究重点。刘凤良和吕志华[5]构建了考虑环境质量及环境税的内生增长模型，对我国绿色税收及配套措施的运行效果进行模拟运算以预测其对中国经济的影响。Castellacci & Lie[6]通过对韩国企业的创新调查数据的研究发现，环境税有利于韩国企业的绿色创新驱动，进而有助于改善环境质量。卢洪友和朱耘婵[7]在三重红利假设的基础之上对我国环境税费政策进行效应分析，认为我国应改革碎片化的融入型环境税费制度，确立以环境保护税为主体税种的环境税收体系，并扩大环境保护税的课税范围，优化税率设计。Fotis &Polemis[8]通过对2005—2013年34个欧盟国家的调研数据构建动态GMM模型进行分析，建议应尽早对污染型工业征税以有助于空气质量的改善，促进可持续发展。近年来，我国部分学者通过将绿色税收分为广义、中义和狭义三种口径，分别研究了不同口径的绿色税收对企业绿色转型和绿色创新的影响。贺娜和李香菊[9]发现狭义环保税虽然对企业技术创新数量的增加有显著的促进作用，但是却对技术创新质量的提升没有益处。何吾洁等[10]认为广义或中义绿色税收对绿色转型有显著直接促进作用，且中义绿色税收与绿色转型的相关性更强，而狭义绿色税收的作用并未在企业的绿色转型中得到体现。
国外对于绿色税收的研究，无论是基础理论体系还是政策效应的理论与实证分析都已经十分成熟，形成了较为完整的分析框架，其研究成果及先进的实践经验为我国环境保护税的开征、环境税收政策的改革与完善都提供了理论支撑与经验借鉴。但是国外的研究是基于自身国情，且部分研究成果还处于争议之中，如若照搬其全部理论与经验必然不可行，需结合我国国情加以转化运用。国内对于绿色税收的研究虽然起步较晚，但已取得很大进展。国内学者结合我国国情对环境税收的理论进行梳理，运用科学数据对环境保护相关税费的政策效果进行实证分析，为我国独立的绿色税收的开征奠定了坚实的基础，也为今后绿色税收政策的完善提供了方向[11]。
近年来，我国绿色税制建设不断完善，环保税等绿色税制的积极影响、叠加减税降费效应、税收红利等正推动企业加大环保投入，提升企业实现绿色转型的速度。企业的绿色转型活动具有较高的正外部性，可以促进绿色生产方式和生活方式的形成，增加产品的科技和绿色含量，推动企业高质量发展。但是在这个过程中企业要增加一系列必要的支出以实现绿色转型，如研发运营成本，人力、物力、财力支出等，这些付出的成本能否在短时间内给企业带来相应的回报是一个未知数，可能会影响企业的发展。企业要面临当前利益与长远利益的抉择，是否要进行绿色转型升级很大程度上是要根据这一活动所能带来的投资回报率来决定的，如果入不敷出，那么企业很有可能不会选择转型升级。所以，在这个过程中，政府就担任了十分重要的角色，需要同时兼顾社会收益和企业利益，通过补贴等方式鼓励企业转型升级。今年是“十四五”开局之年，“做好碳达峰、碳中和工作”是主抓的重点任务之一，这对企业而言，既是发展的重要挑战，更是企业绿色转型的重要机遇。
2018年1月1日我国首部“绿色税法”——《环境保护税法》的实施，对企业造成了排多少缴多少的正向激励和反向制约作用。何吾洁和陈含桦[12]研究发现，广义和中义的绿色税收能促进绿色全要素生产率的提升，推动制造业绿色转型。毕茜和李虹媛[1]指出，绿色税收优惠对企业绿色转型具有正向激励效应。高蒙[13]分析后发现，绿色税收对制造业绿色转型效率具有显著的正向影响作用，可以推动制造业的绿色转型。近年来，国家构建了以环境保护税为主体，以资源税、耕地占用税为重点，以车船税、车辆购置税、增值税、消费税、企业所得税等税种为辅助，涵盖资源开采、生产、流通、消费、排放五大环节八个税种的生态税收体系，各个地方的税务部门也积极采取行动，落实各项税收优惠政策，帮助企业优化产业结构，走向绿色发展的道路。资源型产业属于传统高能耗产业，与生态环保的新能源等产业相比，排放的污染物更多，资源的转化利用效率更低。在全球绿色低碳发展的背景下，传统资源型产业亟须抓住绿色低碳发展趋势所带来的机遇，实现产业转型升级，降低碳排放。而绿色税收政策的出台，给企业带来了实现绿色转型的良好机会。在企业转型的关键时期，国家出台的各项税费减免政策都给企业带来了实实在在的好处，使企业可以把资金等资源更多地投入绿色发展，实现产业绿色发展体系，真正把资源优势转化为产业优势和发展胜势。因此，本文提出以下主假设：
主假设：绿色税收显著促进资源型企业绿色转型。
3.1 样本数据
根据《国民经济行业分类》标准及数据的可获取性，本文将资源型企业具体划分为15个行业①15个资源型产业细分行业分别为：石油和天然气开采业、煤炭开采和洗选业、有色金属矿采选业、黑色金属矿采选业、石油加工炼焦和核燃料加工业、非金属矿采选业、非金属矿物制品业、有色金属冶炼和压延加工业、金属制品业、黑色金属冶炼和压延加工业、燃气生产和供应业、水的生产和供应业、电力热力生产和供应业、废弃资源综合利用业、化学原料和化学制品制造业。，由于相关数据仅更新到2019年，故选取相关行业2010—2019年所有上市公司作为研究对象，并进行如下筛选：①剔除ST、*ST公司的样本；
②剔除企业绿色转型相关数据不完整的样本；
③剔除控制变量存在缺失的样本。经过以上筛选，最终保留了393家资源型上市公司的样本数据，共计3 930个有效观测值。本文数据来源如下：①资源型企业绿色转型数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》、CSMAR和中经网统计数据库；
②绿色税收数据主要来源于中国税务年鉴、Wind和中经网统计数据库；
③控制变量均来源于CSMAR数据库。本文对于少量样本的数据缺失采用手工计算获得，同时为了尽量减少异常值的影响，相关连续变量均在1%和99%分位数上进行了极端值的缩尾处理。
3.2 变量的选择与度量
3.2.1 企业绿色转型
（1）指标选取与测算方法。资源型企业绿色转型的研究重点在于“绿色”二字，为了综合测度企业绿色转型程度，本文采用考虑了环境污染因素的绿色全要素生产率（GTFP）对资源型企业绿色转型效率进行度量。同时，考虑到非期望产出及时间连续性问题，本文构建了计算GTFP的投入与产出指标体系[14-15]（表1），并基于超效率SBM模型和GML指数法对其进行测算。
表1 GTFP的投入与产出指标体系
具体方法如下：假设每个企业都是一个生产决策单元，即DMUj(j=1, 2, …,n)，每个生产决策单元都包括投入x、期望产出y1、非期望产出y2三个向量，由此定义出以下有限生产可能性集：
现假设有u种投入，x∈Ru，m1种期望产出，y∈Rm1，以及m2种非期望产出，y∈Rm2，且这三个变量的松弛变量分别为m—、m1、m2，则考虑了非期望产出的超效率SBM模型如下：
式中：β为目标效率值，λ表示权重，下标k为被评价的决策单元。β关于m—、m1、m2严格单调递减，且满足0＜β＜1。对于特定的决策单元而言，当且仅当β=1且m—、m1、m2均等于0时，该决策单元有效。求解当期生产可能性集合下的超效率SBM模型可得：
由上述超效率SBM所得出的方向性距离函数，可知t期到t+1期的GML指数为：
现将GML指数分解为技术效率变化指数EC及技术进步变化指数TC：
其中，GML指数表示绿色转型效率GTFP，EC指数全面反映内部制度及管理方式等因素的改变，TC指数综合体现生产技术和工艺水平的突破完善。如若上述指数大于1，说明绿色转型效率比上一期有所提升。
（2）测算结果与现状分析。本文基于2010—2019年393家资源型企业投入与产出数据，采用超效率SBM模型和GML指数法计算出反映GTFP变动的GML指数，测算结果共计3 930组。由于数据过多，此处将资源型企业进行行业分类，并得出各行业GTFP均值进行结果展示（表2）。其中，由于非金属矿采选业企业数据缺失被剔除，故此处仅列出其余14个行业分类测算结果。如表2所示，首先，2010—2019年资源型产业393家企业总体GML指数为1.654，说明全体资源型企业的平均绿色全要素生产率水平在不断提高，且从分解项来看（EC的平均值为1.734，TC的平均值为1.699），绿色全要素生产率的提升主要源于企业技术效率的提高，表明在我国资源型企业绿色转型的过程中，人力、资本和能源等的技术效率投入是起关键作用的。其次，从分行业的结果来看，所有行业的GML指数均大于1，说明资源型产业各个行业的绿色全要素生产率水平都有所提高。不难发现，燃气生产和供应业的绿色全要素生产率水平居第一，黑色金属矿采选业次之，其原因可能是这些行业就污染排放总量而言均不属于高污染行业[16-17]，绿色转型所需投入的人力物力等技术改进资源相对较少，产出也更多集中于经济效益而非环境污染物等非期望产出，绿色全要素生产率水平自然也就会居高。
表2 资源型企业绿色全要素生产率测算结果
3.2.2 绿色税收
基于数据获取可行性，本文选取具有绿色调节性质的六种税种（具体包括资源税、城市维护建设税、城镇土地使用税、车船税、耕地占用税和增值税）及排污费（2018年以后由于排污费改征环保税，故选用环保税代之）组成绿色税收体系。同时，借鉴贺娜和李香菊[9]的研究方法，采用资源型企业所在省份的绿色税率量化其税收绿化程度，且该绿色税率由绿色税收总额与国内生产总值（GDP）的比值计算得出。
3.2.3 控制变量
借鉴许月朦[18]、毕茜和李虹媛[1]的研究，本文选取如下控制变量：资产负债率（lev）、企业业绩（roa）、销售能力（esa）、企业成长性（gro）、企业规模（size）、企业现金流（cash）、投资额（inv）、独立董事比例（indr）、监事会规模（spv）、企业盈亏性质（pl）和地区经济发展水平（area），具体变量说明见表3。
表3 主要变量说明
3.3 模型构建
为了研究绿色税收对资源型企业绿色转型的影响，本文基于上述变量设计建立了如下模型：
式中：Yit表示i企业第t年的绿色全要素生产率、技术效率和技术进步变动（即绿色转型程度），β0为常数项，gtrit表示i企业第t年的绿色税率，β1表示绿色税率对因变量所产生的作用方向，ControlVariables表示一系列协变量的数值，γ为对应协变量的效果方向，εit为随机扰动项。
4.1 描述性统计
主要变量的描述性统计如表4所示。首先，企业绿色转型（GTFP、EC、TC）的平均值均大于1，说明资源型产业的企业总体绿色转型效果较好，但是否由绿色税收所导致还有待进一步实证研究。其次，绿色税率（gtr）的均值为0.035，最小值和最大值分别为0.016和0.082，说明企业间的税率差异较小且变动平稳，这与标准差0.014反映的结果一致。最后，对于控制变量而言，除了企业规模（size）和监事会规模（spv）的标准差大于1以外，其余控制变量的标准差均小于1，波动幅度较小。
表4 变量描述性统计
4.2 相关性分析
主要变量的相关性分析结果如表5所示。资源型企业绿色税率（gtr）与绿色全要素生产率（GTFP）之间的相关系数为0.111，表明绿色税收对资源型企业绿色转型具有一定的正向影响，验证了本文的主假设。由统计学观点以及多数学者的经验可知，相关系数的临界值为0.7，超过0.7则认为变量间存在共线情况。从表中不难看出，除了企业业绩（roa）和销售能力（esa）的相关系数大于0.7以外，其他变量间的相关系数均较小，因此可以判断变量间不存在严重的多重共线性问题。
表5 变量相关系数表
4.3 绿色税收与资源型企业绿色转型
绿色税收与资源型企业绿色转型的回归结果如表6所示，绿色全要素生产率（GTFP）的回归系数是7.581，且在1%的统计性水平上显著，表明绿色税收能显著激励资源型企业绿色转型。就技术效率变化（EC）和技术进步变化（TC）而言，回归结果分别在1%和10%的水平上表现为显著负相关，说明技术效率及技术进步不是促使资源型企业绿色转型的主要因素，其内在作用机制还有待后文探析。在控制变量方面，显著结果中除了企业规模（size）和投资额（inv）结果为负相关以外，其余变量系数均为正，说明企业规模越大、投资于长期资产的现金越多，绿色转型程度越低。
表6 绿色税收与资源型产业绿色转型
4.4 绿色税收对资源型企业绿色转型影响的异质性分析
绿色税收对资源型企业绿色转型的效应受到产权性质、区域经济发展水平和企业规模的影响。第一，产权性质差异。一般认为，国有企业在政治取向、资金支持和社会信任度等方面具有“先天优势”，因而绿色税收将会对其产生更为显著的绿色转型效应[1,19]。然而正是出于缺乏基础优势的考虑，非国有企业会更为主动地承担社会责任，通过在绿色税收上积极敏锐的表现以获取更多的政府支持，同时提升在客户、供应商以及公众面前的企业形象，更有助于降低来自债权人的融资约束[20]。第二，区域经济差异。不同经济发展水平地区通常会存在区域开放程度、创新投入和信息人才等的差异[21]。与中西部地区相比，东部地区的区位条件、制度环境以及法制化、市场化水平更为优越，企业则更愿意根据制度预期承担绿色税费从而促进其绿色转型[1]。第三，企业规模差异。由于企业绿色转型需要承担较高的绿色创新成本及风险，这就导致资源丰富的大规模企业具有先天转型优势。但与此同时，企业规模越大也会产生更多的技术和环保投入，且出于社会责任考虑，大规模企业往往更有意向政府进行“寻租”，这将会更多地占用企业资金从而大大削弱其资金和规模优势[22]。相反，小规模企业为了享受政策支持和实现未来远景发展目标，更愿意选择承担绿色税费，增加技术投入进而推进绿色转型。
4.4.1 产权性质、绿色税收与资源型企业绿色转型
为了探究不同产权性质下绿色税收对资源型企业绿色转型的影响是否存在差异，本文将研究样本按照国有企业和非国有企业进行分组回归，回归结果见表7。结果显示，国有企业和非国有企业的回归系数都在1%的水平上显著为正，且非国有企业的回归系数略高于国有企业，表明绿色税收对不同产权性质的资源型企业的绿色转型都能起到显著的激励作用，但在非国有企业中的表现更为突出。正如前文分析，在国有企业的先天优势压力下，非国有企业为了获取更多的政府支持、树立良好的社会形象、减轻债权人的融资约束，更愿意积极承担社会责任、实现绿色技术升级从而加快其绿色转型进程。
表7 产权性质、绿色税收与资源型产业绿色转型
4.4.2 区域经济、绿色税收与资源型企业绿色转型
为了研究绿色税收对资源型企业绿色转型效应是否会受到区域经济发展水平差异的影响，本文将研究样本分为东部地区和中西部地区进行回归，回归结果见表8。结果显示，东部地区的回归系数为12.730，且在1%的水平上显著，中西部地区的回归系数为2.232，在10%的水平上显著。结果表明，绿色税收对不同区域经济发展水平的资源型企业绿色转型都具有促进作用，但该作用在东部地区的表现尤为可观，这一现象主要得益于东部地区先天的地缘优势、完善的制度建设和开放的市场化水平。
表8 区域经济、绿色税收与资源型产业绿色转型
4.4.3 企业规模、绿色税收与资源型企业绿色转型
为了研究不同企业规模下绿色税收对资源型企业绿色转型的影响是否存在差异，本文按照企业总资产自然对数的中位数将研究样本分为小规模企业和大规模企业分别进行回归分析。回归结果如表9所示，大、小规模企业的回归系数均在1%的水平上显著为正，且数值差异不大，小规模企业稍高。结果表明，绿色税收对各个规模的资源型企业绿色转型都具有显著的促进作用。正如前文所述，小规模企业系数稍高的原因可能是其承担社会责任所需支付的技术及环保投入相对较低，且从长远规划来看，选择承担绿色税费、增加技术投入进而推动绿色转型的效益更为可观。
表9 企业规模、绿色税收与资源型产业绿色转型
绿色税收体系确立了“多排多征、少排少征、不排不征”和“高危多征、低危少征”的正向减排激励机制，引导企业加大节能减排力度，调整产业结构，推进产品转型升级，从而减少税收成本，为企业创造更高的收益。绿色税收体系的实施会使企业增加一系列的支出成本，为了避免缴纳更多的税金，企业会采取措施减少污染物的排放。更加先进的生产技术将会提高单位要素的产出，在减少污染排放的同时也降低了环保税金的支出，降低了企业的生产成本，进而提高企业的经济效益，推动企业绿色转型，实现点“绿”成“金”。何吾洁等[10]在研究绿色税收对制造业绿色转型的效应的过程中，发现企业利润增值在不同口径的绿色税收与绿色转型中发挥了不完全中介作用，说明企业利润的增加是绿色税收促进绿色转型的一个重要渠道。
综上，本文认为对企业而言，绿色税收会推动企业进行技术、设备等的转型升级，降低企业的生产成本，提高经济效益即利润创收，从而使企业实现绿色转型。利润创收在绿色税收对企业绿色转型的激励效应中可能发挥了中介效应，即绿色税收在转型过程中能够通过提高企业的利润进而促进绿色转型。
本文借鉴温忠麟等[23]介绍的经典中介效应三步检验法，检验利润创收在绿色税收促进企业绿色转型过程中是否发挥了中介效应。参考学者们的研究，构建以下回归模型：
其中，中介效应由β×δ=α-α＇衡量。β0为常数项；
α、β、α＇、δ、γ分别是各项变量前的系数；
绿色税收（gtr）是中介效应检验的解释变量；
利润创收（Profit）是中介变量，用企业利润总额来衡量；
ControlVariables为控制变量；
εit是随机扰动项。在处理中介变量原始数据的时候，为了削弱模型中可能产生的共线性、异方差性等问题，对数据进行了取对数处理，观测值为负数或零而不能取对数的，均以零代替。
利润创收的中介效应检验结果如表10所示。第一个回归结果是未加入中介变量前绿色转型效率GTFP与绿色税收的回归结果，绿色税收前的系数为13.913，显著为正。第二个回归是中介变量与绿色税收的回归结果，绿色税收前的系数为10.841且显著。第三个回归是加入中介变量后绿色转型效率GTFP和绿色税收的回归结果，绿色税收与中介变量前的系数同样显著为正，分别为13.534、0.035。利润创收、绿色税收均与资源型产业绿色转型呈正相关，且均通过了显著性检验。根据中介效应理论可知，自变量与因变量间存在中介效应，且为部分中介效应。也就是说，利润创收在绿色税收对资源型产业绿色转型的促进过程中作为中介变量存在部分中介效应而非完全中介效应，并且中介效应占总效应的比值为2.73%。具体而言，企业越积极地响应绿色税收政策，技术革新效率越高，利润提升越显著，绿色转型程度越高。综上所述，基于中介效应的实证结果表明绿色税收对企业绿色转型的促进过程中，以利润创收为中介变量的中介效应效果显著，说明利润创收是激励企业绿色转型中重要的一角，并且绿色税收能够提高利润创收的促进作用。
表10 利润创收的中介效应回归结果
6.1 转换绿色税收的衡量方法
正文中以“六税一费”为基础度量绿色税收，此处可以将其理解为广义的绿色税收体系，为了检验实证分析结果的稳健性，借鉴梁晓源和谭跃[24]、于连超等[19]的方法，仅选取排污费作为狭义的绿色税收重新进行实证分析。回归结果如表11所示，排污费（pwf）的回归系数在5%的水平上显著为正，与本文研究结论一致。
表11 变量替换：绿色税收与资源型企业绿色转型
6.2 缩短研究期间
正文中对样本的研究期间为2010—2019年，但由于2018年正式开始实施排污费改征环境保护税，两者统计口径等方面或存在不一致，可能对实证结果准确性产生影响，故本文剔除2018年及以后样本，缩短研究期间以验证实证结果的稳健性。回归结果如表12所示，绿色税收（gtr）的回归系数为12.4，且通过了显著性检验，故本文的研究结论仍旧成立。
表12 2010—2017年：绿色税收与资源型企业绿色转型
6.3 剔除亏损年份样本
由于企业绿色转型具有历时长且收益不确定的特点，因此持续稳定的资金支持将为其绿色转型保驾护航，亏损企业则无法为技术创新、体制改善等绿色活动的开展提供充足的资金支持，增加了其转型滞后甚至失败的风险。因此，本文剔除了资源型企业中当年净利润为负的样本，并重新进行回归分析。回归结果如表13所示，绿色税收（gtr）的回归系数为8.004，且在1%的水平上显著，故本文的研究结论依然不变。
表13 剔除亏损：绿色税收与资源型企业绿色转型
本文以2010—2019年我国资源型沪深上市公司为研究样本，运用超效率SBM模型及GML指数法测算了企业的绿色全要素生产率，并在此基础上研究了绿色税收对资源型企业绿色转型的影响及其机制。研究发现：绿色税收能够显著促进资源型企业的绿色转型，但技术效率及技术进步不是促使其绿色转型的主要因素。进一步探索绿色税收对资源型企业绿色转型影响的异质性后发现：第一，绿色税收对国有和非国有企业的绿色转型都具有显著的激励作用，但在非国有企业中的表现更为突出；
第二，绿色税收对东部和中西部地区企业的绿色转型都起到了促进作用，但该作用在东部地区的表现更为可观；
第三，绿色税收对不同规模的企业绿色转型都能起到显著的推动作用，但小规模企业的影响系数稍高。在对影响机制的探析中发现：利润创收在绿色税收与资源型企业绿色转型之间发挥了部分中介效应，即企业越积极地响应绿色税收政策，利润提升越显著，绿色转型程度也就越高。最后，研究结论在经过一系列稳健性检验后依然成立。
根据以上研究结论，本文提出下述对策建议：
第一，健全绿色税收制度，刚柔并济推进企业绿色转型。由前文分析可知，绿色税收对资源型产业绿色转型具有显著的促进作用。即便如此，相比于我国近年来卓越的经济发展速度，绿色税收体系的建设仍旧远远无法满足环保需求。作为环境规制的重要一环，政府应当合理统筹刚性征税政策和柔性优惠补贴。一方面，应当加强税收强制性，对企业涉及环境污染的行为及产品征收特定的污染税，对环境标准、排放限额、产品禁令等规制内容进行更为详细且可实施的界定。另一方面，应当形成更加体系化的税收优惠项目，依据《环境保护税法》征收税目，设计与企业所得税和增值税对应的配套税收优惠品目，对《环境保护税法》未涉及的其他排污行为的规范给予相应的企业所得税和增值税等政策优惠。
第二，制订更为合理的区域差异化绿色税收政策。针对前文分析结果，不同区域经济发展水平下的绿色税收对资源型产业绿色转型的影响程度不同，故政府应当根据不同区位的经济发展水平因地制宜地制订绿色税收政策。对于东部地区而言，由于企业的经济承受能力相对较强，绿色税收已经成为促进工业绿色发展的重要途径，政府应当以治污为目的，采取直接强制性征税的方式促进企业绿色转型。对于中西部地区而言，出于绿色税收存在“挤出效应”的考虑，政府应当实施以优惠补贴为主的绿色税收政策，提高企业吸收先进治污技术的积极性，通过引进创新技术人才逐步提高企业绿色技术创新能力，将绿色税收的“挤出效应”转化为“创新效应”，从而促进区域工业绿色发展水平的提升。
第三，针对产权性质不同的企业实施不同的绿色税收政策。结合前文分析结果，非国有企业在绿色税收对资源型产业绿色转型的作用中表现更为突出，所以政府应当“对症下药”，针对产权性质不同的企业实施不同的税收政策。和国有企业相比，要重点支持民营和中小企业，给予他们更多税收优惠，把各类支持企业绿色发展的税收政策落到实处，为其提供一个更友好的发展环境，为企业的绿色转型提供更可靠的资金及政策保障，鼓励企业进行研发创新，让这些企业在实现绿色转型的同时既可以提高经济效益又可以提高环境效益，实现可持续发展和生态环保双赢的局面。
第四，支持资源型产业绿色转型，加快企业利润增速。由前文研究结果可知，在剔除亏损年份样本后，绿色税收的回归系数更大且同样显著为正，这说明利润增值是促进企业绿色转型的重要因素之一，是绿色税收促进资源型产业转型升级的一个关键中介渠道。因此，政府应该大力支持企业绿色转型，创造良好的环境条件，促进资源型产业利润创收。首先，政府可以制定财税扶持政策，对于环境友好型企业予以支持，适当降低税负水平，实施轻税减税政策，同时鼓励各大商业银行放宽贷款条件，调低贷款利息，支持企业转型升级，为这些企业提供更宽松友好的融资环境等；
其次，政府部门可以有针对性地帮助企业寻找绿色先进的生产技术设备，并且企业能够借助国际性展览会等活动，了解先进的节能环保和绿色生产技术，通过进口设备、引进技术等多种方式提高自身技术水平，从而实现利润增收；
最后，加大对人才资本的投入，与研发机构合作或者建立自己的研发机构，在研发方面加大投入，促进技术创新成果转移转化，将科创优势充分转化为产业优势进而形成发展胜势，实现增值创收。