● 吴秉昊，马润平
（兰州财经大学 金融学院，甘肃 兰州 730020）
党的十八大以来，我国产业转型升级成效显著，不断推进能源生产和消费方式绿色低碳变革，资源利用效率得到有效提升，促进了新产业、新业态、新模式蓬勃发展。二十大报告中提到，我国要进一步加快经济发展方式绿色转型，推动产业结构、能源结构、交通运输结构等调整优化，构建一批新能源、绿色环保等战略性新兴产业增长引擎。在当前“双碳”目标的背景下，地方政府也在积极发展绿色金融，将环境成本和环境效益纳入国民经济核算体系，增强政府和企业减碳的动力，促进产业结构转型升级。
甘肃省是国家生态安全屏障的综合试验区和国家级循环经济示范区，对绿色金融需求规模大、期限长，发展绿色产业的潜力大。2017 年甘肃省印发《关于推进绿色金融工程的意见》（以下简称为《意见》），在全省范围组织开展“绿色金融工程”工作，并设立武威市为绿色金融创新试点，明确绿色金融发展的目标和重点。近年甘肃省不断探索绿色金融支持产业结构升级路径，生态产业发展取得了成效，但仍面临一些亟需解决的现实问题：一方面甘肃省“碳达峰、碳中和”任务艰巨，传统高能耗产业碳排放下降空间有限，先进制造、信息技术、生物医药等低能耗、高附加值的新兴产业培育和成长不足，依靠以往二产为主的高碳经济结构难以实现2060 年碳中和目标。另一方面省内生态环境问题突出，受气候条件、生态环境、国土绿化等因素限制，长期依赖物质投入、大量消耗资源的粗放发展模式，生态环境状况急需改善。
鉴于此，本文分析了绿色金融对产业结构升级的影响机理，基于2012—2021 年省级面板数据，以《意见》颁布为准自然实验，利用合成控制法评估甘肃省绿色金融政策效果，并挖掘其作用机制。
（一）绿色金融的作用效果
绿色金融是推动绿色经济发展、产业结构转型不可或缺的金融制度安排[1-2]。绿色金融的作用效果大体包含两层内涵：一是弥补绿色投资缺口。绿色产业项目往往具有建设周期长、前期投入高等特点，对于社会资本来说具有较高的风险特征。绿色金融政策发挥“自上而下”的信号传递功能，绿色产业项目得到政府力量的支持，可以降低社会资本的风险厌恶，促进社会资本的跟投，引导和撬动资金进入碳减排领域[3]。绿色金融通过金融手段促进地方绿色发展和结构转型，使得金融资源配置、信贷投向、融资结构更加绿色化和实体化，例如绿色金融业绩评价、贴息奖补等政策，可以引导金融机构增加绿色资产配置，提升绿色金融支持产业结构升级的能力。金融机构在绿色金融政策的约束下积极开展绿色投资业务，主动为优质碳减排企业和项目提供资金支持。二是支持绿色低碳产业发展。绿色金融以保护、节约资源为出发点，引导生产要素从能源消耗型产业流向环境友好型产业，实现行业优胜劣汰，改良经济的发展模式。同时企业能够以此为契机，获得更多的资金和机会寻求能源技术升级，进而提高能源使用效率，促进产业结构调整[4]。绿色信贷、绿色债券等绿色金融工具约束污染企业的市场行为，保障产业结构适应性不断上升，降低产业发展风险进而推动产业转型升级[5]。此外，绿色金融政策会改变企业的投资方向，促使企业投资逐渐倾向于绿色领域，为绿色产业项目注入动能。完善的绿色金融产品体系可以使金融资源向低碳项目、绿色转型项目、碳捕集与封存等绿色创新项目倾斜，进而优化资源配置。绿色金融的实施能够给金融市场提供未来技术路线变化的明确预期，降低在新能源、碳减排、碳捕集等领域投资的不确定性。特别是以中国为代表的后发国家，微观主体的绿色转型意识较弱，绿色金融的发展能够为水资源治理、空气污染防治、生物多样性保护等绿色产业领域带来新的发展契机[6]。
（二）产业结构升级的影响因素
产业结构升级指在节约资源及保护生态环境的导向下，通过技术创新走新型工业化道路，从而实现产业发展的绿色化及工业增长的可持续性，达到经济发展与环境保护协同的目的[7]。产业结构升级是推动产业发展由不可持续向可持续发展的过程，通过降低工业资源消耗、减少污染排放以及提升经济效益的方式实现产业绿色转型。自从绿色发展理念提出后，如何实现产业结构升级受到学者们的广泛关注。现有研究表明，技术创新、环境规制、产业转移、FDI 溢出和城镇化水平显著影响了地区产业结构优化升级。刘洋[8]认为数字经济可以突破创新瓶颈、优化供应链效应，通过数字产业化、产业数字化、数字化治理、数据价值化四种渠道推动产业结构转型升级。李晓英[9]考察了FDI 和环境规制的交互作用对我国区域产业结构的影响，认为引进外商直接投资弥补了企业存量创新技术不足和金融信贷市场不完善的缺陷，进而促进产业结构合理化。随着我国环境问题的日益凸显，学者们也在研究环境规制对于产业结构升级的影响。环境规制一方面推动了企业绿色技术创新，提升了资源的利用效率，产生正向的“创新补偿”效用[10]。另一方面环境规制通过对污染密集度不同的产业施加不同的影响，污染密集度低的产业将会获得更大的发展空间，促进产业结构向高技术、高附加值、低污染方向升级。产业升级离不开人力资源和物质资源的有效支撑，而城镇化提高了要素在各区域之间的自由调整配置以及产业研发创新的能效，因此也有学者探讨城镇化对于产业结构升级的影响。张木林等[11]认为城镇化水平的提升有助于实现资源的有效配置，深化中心城市与其周边领域产业分工合作的深度与广度，由产业间分工向产业内分工、产业链分工转化，推动实现城镇体系结构优化，提高产业全要素生产率。新型城镇化的发展方式是由增量扩张向存量挖掘转变，在绿色城镇布局上实现产业绿色升级，这有助于解决资源环境瓶颈和高消耗高碳排放等问题，进而培育绿色经济增长极。
（三）绿色金融与产业结构升级的关系
学者们采用“耦合”的概念来解释绿色金融发展和产业结构升级之间的相互作用机制，其含义是绿色金融与产业结构二者之间存在相互作用、相互制约的动态发展关系[12-13]。一方面绿色金融引导社会资源合理配置，为产业结构升级提供支持；
另一方面完善的产业结构保障了经济活动的有序进行，又能支持绿色金融内容的不断更新。绿色金融与产业结构升级之间的作用关系在不同的经济发展水平下会存在差异，李毓等[14]研究发现绿色金融对产业结构升级存在正向影响效应，但对东部和中西部的影响存在显著差异。钱水土等[15]认为区域发展不平衡会影响绿色金融对产业结构的作用关系，实证研究得出绿色信贷对产业结构优化的效应在经济相对落后的区域表现更为明显，且影响程度更深。刘霞等[5]分析了绿色金融对中部地区经济发展产生的效应，结果显示随着产业结构调整和逐渐升级过程中，发展绿色金融对当地的经济发展促进效应越来越强。
学者们在研究绿色金融促进产业结构升级的实现路径方面取得了诸多成效，例如王梓利[16]等对绿色金融试验区发展经验进行了总结，认为绿色金融应从基础设施和市场发展两方面同步推进，为产业高质量发展提供制度保障。Gang Yang等[17]认为绿色金融助推产业发展要从提高绿色发展意识、扩大绿色金融规模、加强绿色新基建等方面着手。也有学者基于不同的视角分析绿色金融支持产业结构升级的路径，傅京燕等[18]基于“供需均衡发展”的新视角，认为商业银行要不断扩大绿色金融产品的供给，并且刺激绿色金融产品需求，通过绿色产业投资组合敦促产业升级。绿色信贷等绿色金融工具能够约束银行在贷款审批时考虑企业所处环境以及社会责任，通过影响企业债务融资水平进而影响绿色创新活动[19]。邵雪峰等[20]基于“新制度经济学视角”提出要因地制宜制定区域化的产业政策和绿色金融政策，使绿色金融的发展具有普惠性。当前我国已经建立了较为完善的绿色金融体系，应该进一步细化绿色金融支持“碳达峰、碳中和”目标的具体路径、服务对象以及阶段性目标，将产业政策与现有的制度体系有效结合[12]。
通过对现有文献的梳理发现，目前关于绿色金融对产业结构升级作用效果的实证分析研究较少，此外绿色金融对产业结构升级的影响机制值得进一步研究。本文的边际贡献在于：第一，从实证的角度分析了绿色金融对产业结构的影响机理及作用渠道，对绿色金融助推产业结构升级提供了扎实的经验证据。第二，使用更为科学的合成控制法来评价政策效应，相较于以往学者使用的双重差分法[21-22]，合成控制法能够通过加权方法合成虚拟对照组，减少了主观选择的误差，避免了政策内生性问题，评价结果更为精确。第三，本研究将为甘肃省加快推进绿色金融改革试验区建设，促进甘肃省传统产业转型升级提供参考与借鉴。
（一）绿色金融对产业结构升级的影响机理
产业结构升级的过程是各产业之间协调性的增强和关联度的提升，使产业结构发展与国民经济增长相匹配[15]。绿色金融相关的创新融资工具引导资本投入绿色产业，优化生产要素配置，推进产业结构趋于合理化。绿色金融引导资源从高污染、高能耗产业流向理念、技术先进的部门，相关绿色产业能够享受到低成本融资等优惠服务，加快了产业绿色转型的步伐。绿色金融对产业结构升级的影响主要体现在三个方面：一是资金支持。高污染、低效率产业转向绿色高效率产业是一个复杂且漫长的过程，而且需要投入大量的资金支持，尤其是一些新产业研发等高风险初创项目建设周期长，难以在短期实现回报，产业转型的绿色资金缺口较大。而金融市场本身就具备资源配置功能，绿色金融将社会存量资本引入高新技术行业，促进人力、资本、技术等要素向绿色产业聚集，为地区产业结构升级提供要素支撑[7]。二是技术要素驱动，科技创新所引发的技术革新为产业结构升级带来机遇。由于绿色金融业务在项目选择、风险评估和效果验证方面与传统金融业务差异性较大，且对数据应用需求较大，云计算、大数据、区块链等金融科技手段能够更精确地筛选出有绿色资金需求的企业，推动资源向知识密集型产业转移。同时金融科技赋予的创新产品能够改善企业融资约束问题，缓解金融抑制对经济结构转型的阻碍[22]。三是引导企业绿色转型。商业银行等金融机构在生态保护、节能减排等绿色产业领域开发了诸多产品，例如能效融资业务、碳资产质押授信业务及未来收益权质押融资业务等，将业务范围转向绿色环保行业，向市场释放绿色发展信号，引导企业关注绿色行业。同时商业银行在绿色信贷过程中，将企业生产建设对能源消耗、碳排放及生态环境的影响纳入考核，审批流程实行“环保一票否决制”，倒逼企业实现绿色转型[19]。
（二）绿色金融对产业结构升级的影响渠道
绿色投资等金融工具有助于提升地区金融对外开放水平，推进了绿色资金的跨境流动，引导外资流入支持绿色产业的发展，服务绿色低碳项目的建设以及区域贸易的绿色升级[23]。为应对气候变化以及完成碳减排目标，绿色金融的跨境合作日益频繁，涉及领域涵盖国际绿色融资工具的发行、海外绿色产业项目的投融资、跨境环境信息的共享等。对外开放对产业结构升级的影响效应主要有两个：一是资本形成效应。对外开放带来的外商直接投资作为一种资金提供方式，弥补产业转型资本缺口。绿色投资具有目的性、针对性的特点，更强调应对气候变化和低碳转型，可支持国内碳密集、高污染的经济活动沿着清晰路径向低碳和零碳过渡，更好满足中国大规模的产业结构转型投资需求。二是技术转移与溢出效应。技术进步和创新是产业结构升级的重要动力，对外开放促进国际双方在绿色技术层面的交流，通过专利出售、许可证、技术援助以及合作开发等途径与传统产业相连接，直接带来技术的跨越，促进产业全要素生产率的提升。此外，也有部分学者认为对外开放对产业结构升级存在消极影响。随着对外开放程度的加深，可能会带来金融风险，给经济发展带来不确定性因素[24]。例如外资流入国内通常会享受到更为优惠的政策，这在一定程度上加剧了国内企业与外资企业生产成本的差距，削弱了国内企业的竞争力，降低了企业生产技术改进和生产效率优化的积极性[25]。同时绿色先进技术的引入可能会导致对国外生产技术的严重依赖，削弱国内企业的研发创新能力，最终抑制绿色经济效率的提升[26]。
（一）变量选取
产业结构升级是一个动态的过程，体现的是产业结构根据地区经济发展以及政策走向从低级状态向高级状态演进的过程。本文借鉴袁航等[27]、唐雨娣等[28]的研究，采用产业结构层次系数来衡量产业结构升级指数。计算方式如下：
式中，γimt表示第i地区在t时刻第m产业产值占生产总值的比重。
控制变量选取方面，本文参照张婷等[7]做法，选取技术发展水平、人力资本水平、城镇化率。其中技术发展水平（lnrd）用地区R&D 经费支出取对数值来表示，人力资本水平（edu）用普通高等院校在校学生数占地区人口比重来表示；
参照李毓等[14]做法选取政府参与（gov），用地区当年财政支出占生产总值比重表示；
参照唐雨娣等[28]做法选取基础设施水平和人均GDP，基础设施水平（road）用人均道路面积表示；
参照邵雪峰等[20]选取绿色投资水平（inv），用节能环保财政支出占比表示。
本文选取2012—2021 年省级面板数据，同时将2017 年设立绿色金融试验区的浙江省、广东省、贵州省、江西省、新疆维吾尔自治区五个省份剔除，避免影响“反事实”对照组的准确性，西藏自治区因为数据缺失严重也被剔除。数据来源为《中国统计年鉴》、Wind 以及各省份年度统计公报。
表1 变量的描述性统计
（二）研究方法
1.合成控制法
本文借鉴Abadie 等[29]提出的合成控制法（synthetic control method, SCM）来评估甘肃省实施绿色金融政策对产业结构升级的影响。其关键在于构造一个“反事实”对照组，用来模拟未实施绿色金融政策时甘肃省产业结构升级变化情况。假定给出J+ 1 个省份T期面板数据，令表示省份i在t时期没有实施绿色金融政策时的产业结构升级情况，isadit表示省份i在t时期绿色金融政策影响产业结构的真实情况，其中i=1,2,…,J+ 1,t= 1,2,…,T+ 1。假设i省在T0时刻开始实施绿色金融政策，其中T0∈[1,T]，可以推出当t∈[1,T0)时，；
而当t＞T0时，即政策效果开始显现，那么绿色金融政策对产业结构升级效应。由于i省份没有实施绿色金融政策的产业结构升级指数isadN it是无法真实观察到的，构建一个“反事实”对照组，用因子模型来表示：
其中，δt为影响全部地区产业结构升级的时间趋势项，Zi为控制变量，θt为控制变量的估计系数，μi表示个体固定效应，λt为不可观测变量的待估参数，εit表示无法观测到且均值为0 的瞬时冲击。
进一步，设甘肃省(i= 1)为试点省份，选取其他省份构造(J× 1) 维的权重向量W=(ω2,…,ωJ+1)，而且各省份权重之和相加为1。则合成控制的结果变量为：
绿色金融政策这项准自然实验发生时间较长情况下，等式右边应等于0，即是的无偏估计量[30-31]，因此绿色金融政策影响产业结构升级的估计值为
2.Bootstrap中介效应模型的构建与设定
为进一步分析绿色金融政策实施对产业结构升级的影响机制，本文选取产业结构升级指数isad为被解释变量，对外开放水平open为中介变量，用实际利用外商直接投资额取对数来表示[7]。gfp为政策虚拟变量，若i地区在t时刻开始实施绿色金融政策，则该值设为1，其余为0。本文设立的中介效应基本模型为：
式中，Controls为控制变量，μ为随机误差项，下标i表示省份，t表示年份。
本文借鉴温忠麟等[32]的研究，采用更为理想的Bootstrap 方法进行中介效应的检验。Bootstrap方法对样本进行反复抽样，计算所抽样本的系数乘积估计值，将数值按照从大到小的规则排序，那么2.5%和97.5%两个分位点就构成估计值置信度为95% 的置信区间。如果该置信区间内不包括0，则说明中介效应显著。
（一）政策效应评估
参照Abadie 等[29]的做法将被解释变量纳入权重组合中提高模型拟合度。表2 报告了对照组各变量的拟合结果，其中R2为0.997，表明拟合效果较好，利用合成控制法生成的对照组各个变量结果与真实结果较为接近，虽然变量gov 误差绝对值相对于其他变量较大，但仍低于平均控制组各变量的误差值，说明利用合成控制法生成的合成值能够较好的反映真实值情况。如图1 所示，合成控制组各变量的误差值分布在0 值附近，相较于对照组取平均值的结果更加精确。
图1 合成变量的误差分布图
表2 各变量的权重及合成情况
图2 报告了实验组与对照组的产业结构升级变化的对比情况，为了避免遮挡处理期数据将图中竖直虚线设立在处理期的前一期。图中实线是甘肃2012—2021 年真实的产业结构升级变化情况，虚线是利用其他24 个省份2012—2021 年的数据合成的对照组未实施绿色金融政策下产业结构升级的情况。从图中可以看出在2016 年之前两条曲线的变化趋势非常接近，表明对照组较好的拟合出实际情况下甘肃的产业结构升级变化情况。但是在2016 年之后，两条曲线发生了明显分离，实验组的产业结构升级指数始终大于对照组。虽然绿色金融政策实施期是在2017 年，但前期甘肃省也在绿色金融方面做了诸多铺垫，例如从2016 年开始，甘肃省对列入重点监控的企业首先开展环境污染责任险试点，涉及重金属、石化、危险化学品、电力、医药等多个行业，将绿色保险作为构建全方位多层次绿色金融体系的重要一环。
图2 实验组与对照组的产业结构升级指数
进一步计算出政策实施前后实验组与对照组的产业结构升级的差值。图3 所示，政策实施前期实验组与对照组的产业结构升级指数差值在0值线附近波动，随后实验组与对照组的产业结构升级指数差值显著变大，可以推断出甘肃省绿色金融政策对产业结构升级的促进作用较为明显。
图3 实验组与对照组的产业结构升级差值
合成控制法的基本思想是通过对照组省份加权平均所构造出的“虚拟”甘肃来模拟未实施绿色金融政策时甘肃的产业结构升级情况，并与实际甘肃实施绿色金融政策进行比较，进而分析政策对产业结构升级的影响。各省份构成的权重组合情况见表3，且5 个省份所占权重之和为1。
表3 对照组的权重构成
（二）安慰剂检验
1.更换处理组检验
为了进一步证明甘肃省产业结构升级确实源于绿色金融政策的实施而非其他偶然因素，借鉴刘甲炎等[33]的安慰剂检验方法，其方法是选择一个没有实施绿色金融政策的省份进行同样流程的分析，如果该省份的真实产业结构升级指数与合成样本产业结构升级指数存在较大的差异，那么就无法说明甘肃省绿色金融政策对产业结构升级的影响是有效的。因此本文选择对照组中所占权重最大和所占权重为0 的两个省份进行分析，分别为云南省（0.340）和陕西省（0）。如图4 所示，分别为对云南省和陕西省的安慰剂检验结果。可以看出云南在2017 年之前实验组与对照组的产业结构指数走势较为相似，但2017 年之后两条曲线相互交错，并没有出现类似甘肃省的政策效应。尤其是对于陕西省，2017 年之后真实陕西的产业结构升级指数在大部分年份中低于合成陕西的值，再次能够证明是因为甘肃省2017 年实施的绿色金融政策推动了产业结构升级。
图4 更换处理组检验
2.排列检验
虽然上述估计中发现甘肃省绿色金融政策促进了产业结构升级，但并不清楚这种效应在统计学上是否具有显著性，因此借鉴Abadie 等[29]提出的类似统计中秩检验的排列检验方法。具体操作为将没有进行类似甘肃省实施绿色金融政策的对照组省份分别采用合成控制法构造反事实情况，逐一构造相应的合成对象，并用真实产业结构升级指数减去合成产业结构升级指数。如果绿色金融政策的实施对甘肃省产业结构升级的干预效果与其他对照组随机产生的效应差距足够大，那么就可以认为实验组的评估效果在统计上显著，结果是稳健的。本文将结果展示在图5 中，并将平均预测误差（MSPE）值高于甘肃省5 倍的省份剔除，即剔除政策干预前产业结构升级拟合效果较差的省份。在2017 年政策实施后，甘肃的政策效果要明显大于对照组样本，表明甘肃省绿色金融政策对于产业结构升级的促进效应要优于其他地区。可以推出甘肃省实施的政策效果在10% 的临界值水平上显著，即可以在90%的概率下认为甘肃省2017 年实施的绿色金融政策促进了产业结构升级。
图5 排列检验
3.混合安慰剂检验
本文将甘肃省实施绿色金融政策的年份从2017 年提前至2015 年，且变换处理组进行安慰剂检验，即用“假”时间和“假”地区进行模拟实验，用以证明并不是因为时间或空间上的某种偶然性导致的产业结构升级。如图6 所示，可以看出在“虚假”时间政策实施之前两条曲线拟合效果良好，并且与真实情况2017 年实施的绿色金融政策作用的效果基本吻合，表明利用合成控制法得出的甘肃省绿色金融政策效应不会因为2017 年之前的其他政策而受到影响。此外，如表4 所示，2017 年之前年份政策处理效应的P 值并不显著，说明2017 年之前年份没有对产业结构升级产生较为明显的影响。
表4 混合安慰剂检验效果的P值
图6 混合安慰剂检验结果
（三）机制检验
对外开放中介效应检验结果如表5 所示。根据公式（6）—（8），回归系数γ1和φ2分别为-3.085 和-0.018，且都在1% 的显著性水平下通过检验。γ1×φ2为0.057 与直接效应φ1同号，且Bootstrap 抽样计算得到的95% 置信区间不包含0，可以判断对外开放发挥部分中介作用，中介效应占比为0.343。对外开放对产业结构升级产生的抑制作用可以解释为发达经济体为了规避高额的环保成本以及严厉的污染惩罚，倾向于将资源消耗型产业转移到环境门槛低的地区，这增加了东道地区环境承载负担，阻碍了产业绿色转型的进程。另一方面，发达经济体凭借领先的行业技术在供应链体系中占据主导地位，将东道地区锁定在低附加值生产环节，迫使东道地区不断引进先进技术。这种做法削弱了东道地区自主创新的能力，导致地区产业结构相似或趋同，不利于产业多样化发展。
表5 对外开放的中介效应检验结果
（一）结论
基于2012—2021 年省级面板数据，采用合成控制法构造了甘肃省的“反事实”对照组，以此对比产业结构升级的效果。实证结果表明甘肃省实施绿色金融政策显著促进了产业结构升级，这一结论通过了更换处理组检验、排序检验和混合安慰剂检验，在统计意义上具有一定的显著性。机制检验表明，对外开放在绿色金融与产业结构升级中发挥部分中介作用，中介效应占比为0.343，对产业结构升级起到了一定抑制作用，说明仍需进一步完善绿色金融对外开放方面的制度体系。
（二）政策建议
1.协同“双碳”目标加强绿色金融顶层设计
甘肃省可把握国家在政策规划中对中西部地区绿色金融发展的支持，利用“一带一路”建设、西部大开发、黄河流域高质量发展等领域资金建设需求，形成地方基金和国家基金为配合的产业资源支持模式。进一步完善多层次的绿色金融体系，明确区域内绿色金融发展方向，细化落实地方绿色金融的部署和安排。加快制定绿色金融发展规划、转型金融行动计划、金融机构环境信息披露标准以及财政优惠补贴等政策，并与地方“双碳”目标相结合，推动兰州新区构建碳排放、碳足迹核查制度，为甘肃省实现低碳发展提供数据支撑，形成具有本地特色的绿色金融政策体系，促进地方绿色金融更好更快发展。
2.推进绿色金融产品创新
在兰州新区以及其他各地区现有业务基础上，发挥转型金融的创新优势，进一步提升绿色金融产品创新的广度和深度，鼓励更多的金融机构为绿色企业提供绿色信贷服务，开发新型信贷产品，如绿色开发贷、绿色按揭贷等，通过差异化的产品激发市场主体创新积极性。探索发展转型信贷、转型基金、转型债券等金融产品和服务，助推甘肃省实现经济结构调整和产业绿色转型。
3.提升绿色金融对外开放质量
地方政府应严格把控绿色投资产生的环境效益，注重对外开放从“数量”向“质量”转变。一方面,政府应有选择性地引进高质量的绿色投资,并引导其投向绿色环保产业和战略性新兴产业,支持地方企业通过绿色投资参与全球价值链研发,提高绿色投资项目对产业链上下游的辐射功能。加快推进战略性新兴产业、先进制造业、现代服务业发展壮大,推动“中国制造”向“中国创造”和“中国服务”迈进,实现跨越式产业升级。另一方面,地方政府应结合当地资源禀赋、环境承载力以及产业需求,严格落实环保负面清单制度,引进绿色投资,并有效发挥其“污染光环”效应。增强企业对跨国公司的技术转移和溢出的消化吸收再创新能力，敦促企业注意学习和吸收外来先进技术，提升自身创新水平，改进传统落后生产技术，提高资源利用效率与治污技术水平。
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