长江经济带绿色金融对经济高质量发展的影响

潘海英，张 倩

(1.河海大学商学院，江苏 南京 211100；2.江苏长江保护与高质量发展研究基地，江苏 南京 211100；3.长江保护与绿色发展研究院，江苏 南京 210098)

改革开放以来，依托丰富的自然资源，借力迅猛发展的科技以及适时有效的政府引导，我国经济实现了持续、高速增长，但同时也面临着资源过度利用、环境污染严重等问题。在经济结构转型期，我国经济增长数量与质量之间不平衡、不协调的态势越发凸显并引起了各级政府的密切关注。党的十七大、十八大和十八届三中全会均提出通过转变经济发展方式来提升经济发展质量，强调经济增长应注重生态性、长期性和可持续性。2017年10月，习近平总书记在十九大报告中进一步作出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段”的重要论断。2018年中央经济工作会议则对全面推进经济高质量发展作出了战略部署。因此，如何提升经济发展质量和效益已成为当下和未来较长时期我国经济社会领域亟待研究的重大课题。

本文基于金融发展理论，尝试从绿色金融视角对经济高质量发展展开研究。在经济高质量转型过程中，绿色金融通过引导资金合理配置，助力传统产业绿色化转型以维持环境资源存量，同时通过加大对绿色产业的投资以提升环境效益。自《关于运用绿色信贷促进环保工作的通知》发布以来，我国绿色金融发展以政策为导向，不断推进经济社会全面绿色转型，现阶段顶层设计已逐步落地并取得显著成效。根据Wind数据库数据，截至2021年6月，我国21家主要银行绿色信贷规模达12.5万亿元，48家基金公司发行了111只泛ESG公募基金，试点碳市场累计配额交易量4.8亿t。由此可见，我国绿色金融致力于缓解企业融资约束、减少环境污染，是新时期实现经济高质量发展的重要手段。

面对经济高质量发展新要求，我国重提长江经济带发展战略，着力打造长江经济带这一新的经济支撑点，该战略布局将对改善东中西部合作互动格局、引领生态文明建设、转变经济增长动能和推动全国经济提质增效具有重要意义。因此，本文以长江经济带为研究对象，考察绿色金融对经济高质量发展效应，为实现长江经济带经济高质量发展提供理论依据，并为其他地区乃至全国经济发展质量的提升拓宽新的思路。

1 文献综述

经济高质量发展是能够更好满足人民不断增长的真实需要的经济发展方式、结构和动力状态[1]。目前，围绕如何推动经济高质量发展的研究成果逐渐丰富且不断深化，众多学者主要从政府作用[2]、城镇化[3]、技术创新[4]、环境规制[5]、产业集聚[6]、财政支出[7]和人力资本[8]等视角对此展开研究。基于金融在经济发展中的核心作用并随着经济高质量发展战略的提出，部分学者突破了已有金融与经济发展领域的研究范畴，转而关注金融与经济高质量发展的关系且在研究中与时俱进地引入科技金融、数字金融、绿色金融等概念，进一步拓宽了经济高质量发展的研究边界[9-11]。

近些年来，绿色金融的经济效应引发了学术界的广泛关注。微观层面上，已有研究主要聚焦于绿色信贷对企业投融资[12]、财务绩效[13]、绿色技术创新[10]和社会责任[14-15]的影响。宏观层面上，学者们开始关注绿色金融与经济高质量发展之间的关系并形成了以下3种观点：①绿色金融有助于推进经济高质量发展，主要表现为绿色金融在缓解融资约束、推动产业结构升级，以及提升环境和社会绩效等方面的贡献[16-18]。王遥等[18]基于我国金融发展特征构建包含银行部门的DSGE模型，探讨了绿色信贷政策在提升经济总量、优化经济结构等方面发挥的作用，同时证明了推行绿色信贷政策有助于实现经济发展与环境保护的协同共赢。②绿色金融在一定程度上阻碍了经济发展质量的提升，主要表现为缺乏对绿色项目的有效甄别和监督，进一步导致资本配置效率低下。宁伟等[19]研究发现绿色金融对宏观经济增长存在抑制作用，从深层次发现并揭示了早期我国绿色金融内在的资源错配现象。③绿色金融与经济发展质量之间呈非线性关系，不同阶段的绿色金融对经济发展质量的影响有所不同，具体表现为发展初期绿色金融挤占了实体经济的生产性资金，不利于经济发展质量的提升，但长期来看，绿色金融的规模效应有助于提升绿色技术创新效率，进而不断增强经济高质量发展效应[20-21]。综上，已有研究侧重于分析绿色金融的微观经济后果，围绕绿色金融对经济高质量发展效应的研究结论也存在分歧。同时，绿色金融作为金融创新产品之一，由市场还是政府主导尚未定论，且现有文献缺乏市场机制、政府干预等经验数据支撑。此外，有些文献分析了绿色技术创新的中介效应，但未能充分讨论技术创新的异质性作用，而对该异质性传导机制的探讨有助于更深层次地剖析绿色金融对经济高质量发展的作用路径。

基于此，本文在考察绿色金融对经济高质量发展影响效应的基础上，围绕市场化、政府干预的调节作用以及异质性技术创新的中介效应展开分析。

2 理论分析与研究假设

在绿色金融发展初期，长江经济带绿色信贷占比较低，供给端资金保障不足，且由于信息不对称问题的存在，金融机构倾向于为大型企业分配资源，而作为提升经济发展质量中坚力量的中小企业则难以筹措到绿色资金，由此所导致的绿色资金供给失衡与错配限制了企业绿色技术创新的开展。从需求端来看，早期长江经济带产业多为资源和劳动力密集型，对经济高质量发展关注度较低，绿色金融的成本负向效应抑制了经济发展质量的提升。随着长江大保护战略的提出，政府先后出台相关政策，积极推进绿色金融改革创新建设，使得长江经济带绿色金融发展水平不断提高，绿色信贷等金融产品为绿色项目融通资金的效率也随之提升，有助于解决资金供给与需求的匹配性问题，降低企业绿色发展的成本，进而促进经济高质量发展。据此，本文提出以下假设：

假设1绿色金融与经济高质量发展之间的关系呈“U”型，即初期经济发展质量随着绿色金融发展水平的提升而下降；超过某一阈值时，绿色金融发展水平的提升对经济发展质量具有促进作用。

樊纲等[22]指出，市场化包含了经济、社会和法律等层面的变革。近年来长江经济带市场化水平不断提高，经济秩序更为完善，有助于适应经济发展新要求，进而增进经济高质量发展内生动力。当绿色金融发展水平较低时，市场机制与绿色金融市场不相匹配，在一定程度上降低了资金融通效率，不利于激发企业绿色发展的动力，无法推动经济高质量发展；随着绿色金融发展水平的不断提升，长江经济带公开透明的市场竞争环境能有效降低企业融资成本，形成良性竞争氛围，增进绿色技术创新并提高企业风险管理水平，进而提升经济发展质量。

经济高质量发展战略的提出促使长江经济带地方政府大力推进相关政策法规建设，健全环境监管体系，不断增强绿色金融市场流动性，提高企业、金融机构和个人等不同主体的积极性。当绿色金融发展水平较低时，绿色金融发展所需资金来源仅凭市场力量难以为继，政府干预可能会产生金融市场扭曲，进一步滋生寻租和腐败行为，从而导致经济发展质量的下降；随着绿色金融发展水平的不断提高，政府“有形之手”可以促进绿色金融市场更稳健更透明，有效缓解绿色金融市场的信息不对称现象，实现绿色金融资源的科学合理配置，此时绿色金融对经济高质量发展的促进效应进一步增强。据此，本文提出以下假设：

假设2市场化、政府干预对绿色金融的经济高质量发展效应均存在正向调节作用，即强化了绿色金融与经济高质量发展之间的“U”型关系。

内生增长理论认为技术创新是经济可持续增长的重要源泉，而金融体系能为技术创新提供资金支持，进而为经济高质量发展注入持久动力。带有环境约束的经济增长理论认为技术创新具有一定的特征和偏好[23]。根据不同的发展目标，技术创新分为传统技术创新和绿色技术创新两类[24-25]。

长江经济带作为我国最重要的工业走廊之一，节能减排压力倒逼企业采取绿色技术创新。由于绿色技术创新具有高风险、正外部性、公共产品和信息不对称的特征，企业绿色技术创新受到较强的融资约束，传统金融无法满足其融资需求，需要绿色金融提供与之相匹配的资金供给。当绿色金融发展水平较低时，长江经济带绿色技术创新效率不断下降，进而无法发挥绿色技术创新对环境保护的正向效应，不利于经济高质量发展；随着绿色金融发展水平的不断提高，长江经济带大力发展绿色经济，为环保产业提供更多的绿色发展资金，进一步激发企业采取绿色技术创新的动力，进而实现经济与生态的协同演进。

绿色金融的快速发展有助于缓解企业融资约束并增加研发投入，进而提升技术创新水平。在研发资金的配置上，相较于具有高风险、长周期特征的绿色技术创新，长江经济带中游地区主要依赖于重工业拉动经济发展，可能会将部分绿色资金投入到传统技术创新中以获取更高利润。但传统技术创新以提高生产效率为目标，在追逐经济效益的过程中可能会消耗大量稀缺资源且容易形成新的污染源，不利于提升经济发展质量。因此，当绿色金融发展水平较低时，传统技术创新水平也随之降低，削弱了绿色金融对经济高质量发展的抑制效应；当绿色金融发展水平较高时，传统技术创新水平对环境污染的负向作用逐渐凸显，在一定程度上抑制了绿色金融对经济高质量发展的正向效应。据此，本文提出以下假设：

假设3绿色技术创新在绿色金融与经济高质量发展之间发挥中介作用，而传统技术创新在一定程度上掩盖了绿色金融对经济高质量发展的真实作用。

3 研究设计

3.1 变量选取与数据来源

a.被解释变量：经济高质量发展(G)。为更好地把握经济发展方式的转变，借鉴上官绪明等[26]的做法，选用绿色全要素生产率来衡量经济高质量发展。目前学界一般选用DEA或SBM模型测算绿色全要素生产率，其中DEA模型要求投入、产出按相同比例变化，假设条件较为苛刻且在处理非期望产出时存在一定偏差；以SBM模型为代表的非径向模型允许投入、产出自由变化，但损失了原始比例信息。为克服上述缺陷，选用Tone等[27]提出的EBM模型来测算绿色全要素生产率。在投入、产出指标的选取方面，考虑到经济发展与能源消耗的矛盾日益突出，选取劳动力、资本和能源作为投入指标，以地区GDP、CO2排放量分别作为期望、非期望产出指标。其中，劳动力、能源投入分别采用各省(市)年末就业人数、能源消费总量来衡量；资本投入采用永续盘存法计算得到的资本存量来表示；对于CO2排放量，借鉴陶长琪等[28]的做法，利用各省(市)能源消费量乘以二氧化碳排放系数进行测算。

b.核心解释变量：绿色金融(F)。本文在已有研究的基础上兼顾数据可得性，从绿色信贷、绿色证券、绿色投资、绿色保险、碳金融5个维度构建绿色金融指标体系。具体来说，绿色信贷以绿色信贷余额、六大高耗能工业产业利息支出来衡量；绿色证券选取六大高耗能行业总市值，以及环保企业总市值来表示；绿色投资、绿色保险分别以污染治理投资额、上市险种数量来反映；碳金融采用碳排放量与贷款余额的比值来度量，其中碳排放量基于IPCC提出的计算方法来测算。同时，为避免主观因素带来的偏差，采用熵值法确定各指标权重，进而测算各省(市)的绿色金融发展水平。

c.调节变量。选取市场化(M)、政府干预(Z)作为调节变量。其中，2010—2016年的市场化水平采用王小鲁等[29]测算的市场化指数来衡量，2017—2019年的市场化水平以非国有企业占工业总产值比重为基础进行调整和估算。关于政府干预的度量，借鉴罗富政等[30]的研究成果，采用地区财政支出占GDP的比重表示。

d.控制变量：①城镇化(U)，用城镇人口占总人口的比重表示；②产业结构(I)，借鉴徐德云[31]的做法，采用各产业产值所占比重的加权平均值表示；③对外开放(O)，采用进出口总额占地区GDP比重来衡量；④人力资本(E)，采用平均受教育年限(年)表示，以小学、初中、高中、本科和研究生的教育年限为标准，并根据人口占比取加权平均。

在我国现有的绿色金融工具中，绿色信贷占比90%以上，选取《商业银行社会责任报告》中的绿色信贷余额数据能更准确地反映绿色金融发展水平。由于《商业银行社会责任报告》中数据范围的限制，并基于数据的可得性与完整性，本文以长江经济带11个省(市)为研究对象，利用2010—2019年面板数据探究绿色金融与经济高质量发展的关系。其中，经济高质量发展相关数据来源于《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》；绿色金融相关数据来源于《中国工业统计年鉴》《地方绿色金融发展指数与评估报告(2019)》《商业银行社会责任报告》《中国经济普查年鉴》，以及CSMAR数据库；市场化、政府干预、城镇化、产业结构、对外开放和人力资本相关数据来源于《中国分省份市场化指数报告(2018)》和国家统计局网站。针对样本中缺失的数据，采用插值法补齐，并以2000年为基期对以货币价值表示的相关数据进行GDP指数平减处理。各变量的描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

3.2 模型设定

由于EBM模型测算得出的绿色全要素生产率数据范围为(0，+∞)，采用传统回归方法无法得到一致的估计值，而Tobit模型基于最大似然函数能得到更加精确的结果。同时，根据前文假设，为检验绿色金融对经济高质量发展的非线性效应，本文在Tobit模型中加入绿色金融平方项，基本模型设定如下：

(1)

式中：Gi,t、Fi,t分别为省(市)i在t年的经济高质量发展和绿色金融发展水平；α为弹性系数；Xi,t为一组影响经济高质量发展的控制变量；μi为个体固定效应；ηt年为份固定效应；εi,t为随机扰动项。

为检验绿色金融与经济高质量发展之间是否存在市场化、政府干预的调节效应，借鉴王亚妮等[32]的做法，在模型(1)中分别引入市场化、政府干预及其与绿色金融平方项的交互项，具体模型如下：

(2)

(3)

式中:Mi,t、Zi,t分别为省(市)i在t年的市场化水平和政府干预程度;β、γ分别为对应的弹性系数。

4 实证结果与分析

4.1 长江经济带测算结果分析

表2显示了2010—2019年长江经济带11个省(市)的绿色金融发展水平均值及排名情况。从中可以发现，长江经济带整体绿色金融发展水平均值为0.1328，而高于整体绿色金融发展水平均值的仅有3个省份，且全位于长江经济带下游，地区间差距明显，呈现出较大的发展空间。该测算结果与《中国地方绿色金融发展报告(2021)》结果一致，从侧面验证了本文绿色金融评价指标选择的合理性。

表2 长江经济带绿色金融发展水平均值及排名

图1展示了绿色全要素生产率(A)、技术效率(B)和规模效率(C)的变动趋势。总体来看，2010—2019年长江经济带绿色全要素生产率较为平稳，未表现出明显的波动趋势。从分解角度来看，规模效率始终高于技术效率，说明当前长江经济带绿色全要素生产率的提升主要来源于规模效率的提高。然而，样本期内规模效率整体呈下降趋势，技术效率整体呈上升趋势，这意味着依靠规模拉动的经济发展模式是不可持续的，技术进步才是促进绿色全要素生产率提高的正确选择。因此，未来应进一步提高科技创新水平，促进新旧动能的更迭进而实现经济提效和环境增质。

图1 绿色全要素生产率的变动趋势及其分解

4.2 基准回归结果分析

表3为长江经济带绿色金融对经济高质量发展的Tobit回归分析结果，其中列(1)和列(2)分别表示未纳入控制变量和纳入控制变量时的回归结果。黄远浙等[33]指出判断变量间是否存在“U”型关系，较为科学合理的依据是检验二次项系数是否显著、端点系数与“U”型两端系数是否相符，以及临界值是否位于样本区间内。从表3的列(2)可以看出，绿色金融一次项、平方项的回归系数分别为-0.439 5和1.436 2，且均在1%水平上显著，这一结果表明长江经济带绿色金融与经济高质量发展之间存在“U”型效应，假设1得到了验证。以列(2)的回归结果为基准，测算得到这一“U”型拐点为0.153 0，说明在绿色金融发展水平达到0.153 0之前，会对经济高质量发展产生抑制作用；一旦超过该临界水平，将有助于经济发展质量提升且边际贡献不断递增。依据前文测算数据，样本期内长江经济带仅有3个省份的绿色金融发展水平位于拐点右侧，这意味着在该区域绿色金融拥有广阔的发展空间，进一步提升绿色金融发展水平将有助于实现经济高质量发展。可能的原因在于：早期长江经济带绿色金融发展水平较低，对原有生产资金表现为“挤出效应”，不利于企业经济效益的提高，难以实现能耗降低和环境友好目标；随着经济高质量发展战略的提出，长江经济带不断出台相关政策助力绿色金融发展，增强其资金融通、风险管理等功能，规模效应凸显且对长江经济带高质量发展表现为逐步增强的正向作用。控制变量的系数表明，仅城镇化对经济高质量发展具有抑制效应但不显著，意味着城镇化对经济高质量发展的抑制作用较弱，这可能是由于早期长江经济带城镇化战略以人口占比的不断上升为目标，忽略了配套产业和公共服务的支撑，难以充分发挥城镇化的经济效应；随着新型城镇化战略的提出，长江经济带由关注城镇化的“高速发展”转向“高质量发展”，因而城镇化对经济高质量发展的抑制作用被削弱。

表3 基准回归结果

4.3 调节效应分析

表4检验了市场化、政府干预对长江经济带绿色金融与经济高质量发展之间关系的调节作用，列(1)和列(3)分别表示未纳入控制变量时市场化和政府干预的调节作用，列(2)和列(4)为纳入控制变量时市场化和政府干预的调节效应检验结果。根据表4中列(2)可知，市场化与绿色金融平方项的交互项系数显著为正，且绿色金融平方项系数本身也为正，这表明市场化对长江经济带绿色金融与经济高质量发展的非线性关系具有正向调节作用。主要原因在于：长江经济带经济发展水平较高，市场机制不断完善，有助于生产要素的多向流动，增加了长江经济带内环保企业获取资源的可能性和规模，同时居民环保意识的不断加强，倒逼企业关注社会责任履行，激发企业绿色技术创新动力，进而实现经济发展质量的进一步提升。

表4 市场化、政府干预调节效应检验结果

由表4中列(4)可知，政府干预与绿色金融平方项的交互项系数为0.809 5，且通过了10%水平的显著性检验，这说明政府干预正向调节长江经济带绿色金融与经济高质量发展之间的关系。综合前文分析，假设2得到了验证。这可能是由于经济高质量发展战略的提出，长江经济带地方政府致力于实现经济发展与环境保护的动态平衡，为绿色金融发展提供政策支持，提高企业绿色项目的融资效率，进而提高企业绿色技术创新水平，在一定程度上增强了绿色金融对经济高质量发展的正向效应。从控制变量的系数来看，仅人力资本的系数为负但不显著，这可能是由于长江经济带人力资本存量的提升空间较小，需通过发展创新教育才能整体改善人力资本质量，进而有效促进技术升级以实现经济高质量发展。

图2和图3为市场化和政府干预的调节效应示意图。由图2可知，随着市场化水平的不断提高，绿色金融与经济高质量发展之间“U”型关系的开口越小，两侧越陡峭，即市场化强化了绿色金融与经济高质量发展之间的非线性关系。图3显示在政府干预的作用下，二者之间“U”型关系的开口越来越小，即绿色金融对经济高质量发展的作用效应得到加强。

图2 市场化调节效应示意图

图3 政府干预调节效应示意图

4.4 稳健性检验

为验证研究结论的稳健性，进行了如下检验：①内生性控制。考虑到绿色金融与经济高质量发展可能存在双向因果关系，本文以绿色金融的滞后一期(L)作为工具变量，采用IV-GMM模型进行实证分析，检验结果列(1)与前文实证结果一致。②更换核心解释变量。本文借鉴高锦杰等[34]的做法，采用节能环保支出占比来衡量绿色金融发展水平并基于Tobit模型进行实证，检验结果列(2)显示绿色金融对经济高质量发展的作用依旧呈现为“U”型特征，与原有结果保持一致。具体检验结果见表5。

表5 稳健性检验

5 异质性技术创新的中介效应检验

5.1 模型设定与变量选取

部分文献围绕绿色金融影响经济高质量发展的作用机制进行了探讨，但大多聚焦于绿色技术创新、产业结构升级等方面，如王修华等[35]研究发现，绿色金融有助于缓解企业融资约束，从而增加研发投入以实现绿色化转型；刘华珂等[36]研究指出，绿色金融通过增进绿色技术创新、引导居民绿色消费、推动产业结构升级等途径促进经济发展质量的提升。目前鲜有文献讨论异质性技术创新在绿色金融与经济高质量发展之间的作用机制，那么是否如前文所言，绿色金融通过技术创新作用于经济高质量发展且不同类型的技术创新存在异质效应？为此，本文采用逐步回归法分别检验绿色技术创新、传统技术创新的中介效应，具体模型如下：

(4)

Si,t=a0+aFi,t+a1Fi,t+μi+ηt+εi,t

(5)

(6)

(7)

(8)

式中：Si,t、Ti,t分别为绿色技术创新和传统技术创新;a、b、c分别为对应的弹性系数矩阵。本文借鉴曾玲玲等[37]、Acemoglu 等[38]的研究成果，分别选取绿色专利授权量、专利总授权量与绿色专利授权量的差值作为代理变量。

5.2 作用机制检验

依据前文设定的研究模型，本文对异质性技术创新的中介效应进行检验，结果如表6所示。其中，列(1)～(3)报告了绿色技术创新作为中介变量的估计结果。从列(1)可以看出绿色金融一次项、平方项系数均在1%水平上显著，这说明长江经济带绿色金融与经济高质量发展之间存在总效应。列(2)中绿色金融对绿色技术创新的影响系数显著为正，列(3)中绿色金融一次项、平方项和绿色技术创新系数均显著，表明绿色技术创新起到了部分中介作用。可见，绿色金融可以通过缓解绿色技术创新的融资约束进一步提高经济发展质量，且约有9.46%的中介作用通过绿色技术创新实现。这可能是由于当绿色金融发展处于早期阶段，长江经济带配套设施尚未完善，无法实现绿色金融供给与绿色技术创新需求的匹配，不利于经济发展质量的提升；而随着长江经济带实施环境规制力度的不断加强，绿色金融的资产定价功能倒逼企业加大绿色技术创新投入，进而促进长江经济带高质量发展。

表6中列(4)～(6)对应的是传统技术创新的中介效应检验结果。从列(5)可以发现，长江经济带绿色金融对传统技术创新的影响系数为1.523 4，且通过10%的显著性水平检验。列(6)中绿色金融一次项、平方项系数均在1%水平上显著，传统技术创新对经济高质量发展的回归系数显著为正。对比列(4)和列(6)的回归结果，可以发现绿色金融一次项系数从-0.417 4下降到-0.600 4，平方项系数从0.782 5 增加到1.058 8，说明传统技术创新在绿色金融影响经济高质量发展的过程中表现为遮掩效应，效应值为-0.040 1，上述分析结果验证了假设3的相关推断。究其原因，可能是由于在长江经济带绿色金融通过缓解企业融资约束，为传统技术创新提供资金保障，而传统技术创新注重生产水平的提高，忽略了生产过程所带来的资源浪费和环境污染，在一定程度上掩盖了绿色金融对经济高质量发展的真实作用。

表6 异质性技术创新的中介效应检验结果

6 结论与建议

本文以长江经济带11个省(市)为研究对象，利用2010—2019年面板数据重点考察绿色金融对经济高质量发展的非线性效应，并进一步探讨市场化、政府干预的调节作用以及异质性技术创新的中介效应。研究发现：①绿色金融对经济高质量发展的作用呈“U”型，即绿色金融发展初期存在“挤出”效应不利于经济高质量发展，当达到一定程度时，绿色金融对经济高质量发展表现为促进作用；②市场化、政府干预均能正向调节绿色金融对经济高质量发展的非线性效应；③绿色技术创新在绿色金融与经济高质量发展的关系中发挥中介效应，而传统技术创新在一定程度上抑制了经济发展质量的提升。

依据研究结论，笔者提出以下政策建议：①建立绿色金融激励机制。基于绿色金融与经济高质量发展之间的阈值效应，政府应充分发挥财税政策的支持作用，综合采用财政补贴、税收优惠等手段促进绿色金融高效发展，从而跨过阈值实现对经济高质量发展的推动作用。在总结绿色金融改革试点区建设经验的基础上，加快推进绿色金融市场建设，充分调动企业和个人的积极性，从而提高绿色金融市场活跃度；②有为政府与有效市场协同发力。各地政府可依据当地特征因地制宜制定发展策略，在价格信号失灵、市场体制不完善的地区，政府在充分发挥补助功能的同时应加强基础设施和制度环境的建设。而在市场化较高地区，政府也应充分发挥支持和引导作用，从而实现资源更有效的配置、促进经济更高效的增长；③完善绿色金融监管机制。监管部门应完善环境信息披露机制，加强对绿色金融资源错配现象的预防、监测和整治。同时，利用数字技术将各种场景中获取的大数据与之前积累的基础数据进行有效整合，构建数字信用体系[39]。企业自身应健全内部监管机制，坚持以绿色为导向，加大对绿色技术创新的资金投入，同时还应发挥媒体外部监管者的作用，倒逼企业采取绿色生产技术，实现“绿色金融-绿色技术创新-经济高质量发展”的作用路径。