張中巖 李富有

1 引 言

近年來，各地區(qū)、各部門以習近平新時代中國特色社會主義思想為指導，全面落實習近平生態(tài)文明思想，堅持以改善生態(tài)環(huán)境質量為核心，推動污染防治攻堅戰(zhàn)，取得關鍵進展。根據(jù)中國生態(tài)環(huán)境部門最新發(fā)布的《2019年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》，全國生態(tài)環(huán)境質量總體趨于改善。2019年，全國337個地級及以上城市平均優(yōu)良天數(shù)比例為82.0%。PM2.5年平均濃度為36微克/立方米，同比持平。全國地表水Ⅰ～Ⅲ類優(yōu)良水質斷面比例為74.9%，同比上升3.9個百分點；劣Ⅴ類斷面比例為3.4%，同比下降3.3個百分點。不可否認，環(huán)境質量的變化與我國的財政金融體制改革密切相關。為響應《中共中央國務院關于全面加強生態(tài)環(huán)境保護堅決打好污染防治攻堅戰(zhàn)的意見》的要求，貫徹節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，必須加大節(jié)能環(huán)保支出。因此，如何通過財政金融體制改革有效引導經濟資本從高污染、高能耗的產業(yè)流向環(huán)保產業(yè)，是當下研究的首要任務。目前，較多學者已經分別從財政體制和金融體制的角度研究環(huán)境污染問題（蔡昉，2008［1］；譚志雄和張陽陽，2015［2］；朱歡，2018［3］；胡宗義和李毅，2019［4］），研究結果也日趨成熟；但少有學者從財政金融的聯(lián)合視角出發(fā)探究環(huán)境質量問題。為此，本文結合理論探討與實證研究進一步揭示財政分權與金融發(fā)展對環(huán)境污染的聯(lián)合作用機制，為改善環(huán)境質量提供新的思路。

針對財政分權對環(huán)境污染作用的研究較為豐富，但研究結果呈現(xiàn)差異化，主要存在“促進論”和“抑制論”兩種觀點。支持“促進論”的研究者認為，財政分權會產生“逐底競爭”效應和“搭便車”行為，即地方政府為吸引投資，放松監(jiān)管，縱容企業(yè)排污（Kunce和Shogren，2007［5］；張彩云和陳岑，2018［6］）。而且，財政分權水平越高，地方政府越偏向生產性投資支出，減少環(huán)境治理支出和創(chuàng)新支出（吳延兵，2017［7］；辛沖沖和周全林，2018［8］）。然而，主張分權“抑制論”的學者認為，財政分權程度的提高不僅給予了地方政府充足的環(huán)境治理資金（譚志雄和張陽陽，2015［2］），還通過轉移支付制度向地方政府傳導了中央政府的環(huán)境治理理性（薛鋼和潘孝珍，2012［9］）。地方政府財政自主權提升的同時，按照財政收支額度調整環(huán)保政策，通過對排污企業(yè)進行政策性約束，提高企業(yè)對清潔技術的研發(fā)和使用，最終通過長期的技術效應抵消治污的成本效應（Hottenrott和Rexhauser，2015［10］）。此外，劉建民（2015）［11］基于中國2003-2012年的地級市面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)財政分權與環(huán)境污染之間的非線性效應。

關于金融發(fā)展對環(huán)境質量作用效果的研究雖然取得了一系列的成果，但并未取得一致共識。Tamazian等（2009）［12］開創(chuàng)性地研究金融發(fā)展對環(huán)境質量的影響，認為金融發(fā)展會支持節(jié)能技術的創(chuàng)新，減少能源消耗與二氧化碳排放。Shahbaz等（2013）［13］和Lee等（2015）［14］等學者的研究也都支持金融發(fā)展會促進環(huán)境質量改善的結論。但是，Boutabba（2014）［15］和Ali等（2015）［16］分別以印度和巴基斯坦為例進行實證研究，卻發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展促進了企業(yè)排污數(shù)量的增加，加劇了環(huán)境惡化。此外，Ziaei（2015）［17］以國內私人部門的信貸和股票市場的周轉率作為金融發(fā)展指標與環(huán)境污染進行回歸，卻得到一個矛盾的結論。Zhao等（2019）［18］利用空間經濟學方法研究發(fā)現(xiàn)，金融深度和金融效率對環(huán)境污染的直接影響分別是負向和正向的。此外，這兩個指標對技術進步和產業(yè)結構影響環(huán)境污染的結果具有不同的調節(jié)作用。與上述線性研究結論不同，有學者發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展與環(huán)境質量之間的非線性效應。嚴成樑（2016）［19］將金融發(fā)展，創(chuàng)新以及二氧化碳強度引入內生增長模型，從理論上得出金融發(fā)展對二氧化碳強度的倒U型影響。Charfeddine和Khediri（2016）［20］利用UAE國家的1975-2011年的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，證實了倒U型關系的存在。金融發(fā)展作為經濟增長的重要驅動力，其與環(huán)境污染之間很有可能遵循環(huán)境庫茲涅茲曲線的軌跡，其潛在效應尚需我們進一步挖掘。

綜合上述文獻，現(xiàn)有關于財政分權與環(huán)境污染以及金融發(fā)展與環(huán)境污染的研究均未達成統(tǒng)一的結論，而且尚無從二者關聯(lián)角度去分析環(huán)境污染問題的研究。Zhang和Jin（2006）［21］曾經提出國內學者在研究經濟增長問題時只是單純的從財政分權或金融發(fā)展的角度，應該在財政分權和金融發(fā)展之間建立起聯(lián)系；陳寶東和鄧曉蘭（2017）［22］強調財政和金融在宏觀經濟體中是密不可分的，并基于財政金融關聯(lián)視角研究地方政府債務增長問題。本文認為，在環(huán)境污染問題的研究上亦應如此。大多數(shù)學者把財政分權與金融發(fā)展割裂開來探討環(huán)境污染問題，雖然這種方法比較容易得出清晰的結論并且避免內生性問題，但研究結果卻可能有失偏頗，因為在中國“粗放型”增長過程中同時存在著財權博弈與金融資源博弈。因此，本文試圖從理論和實證兩個方面研究財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項對環(huán)境污染的影響。

本文的邊際貢獻在于：第一，從財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合視角出發(fā)分析環(huán)境污染的成因，拓展了現(xiàn)有領域的研究成果，為探索環(huán)境污染的治理提供了一個新的研究視角。第二，構造出財政分權、金融發(fā)展作用于環(huán)境質量的內生增長理論框架，求解環(huán)境污染動態(tài)均衡解，豐富環(huán)境污染相關理論分析。第三，近年來，水污染治理成效顯著，以水污染為例進行實證檢驗財政分權和金融發(fā)展對環(huán)境污染影響效果更具可信度，力圖使省際層面環(huán)境治理相關政策更具有針對性和科學性。

2 理論模型

本文借鑒Davoodi和Zou（1998）［23］的研究，將環(huán)境污染強度和環(huán)境質量引入內生增長模型，構建一個環(huán)境動態(tài)變化的經濟框架。探究在中央和地方兩級政府模型下金融發(fā)展以及財政分權參數(shù)對環(huán)境質量的影響。首先，代表性廠商的生產函數(shù)采用Cobb-Douglas生產函數(shù)形式，生產函數(shù)是由四部分生產要素構成，k是物質資本存量，f和s分別代表中央政府支出和地方政府支出，是環(huán)境污染強度，產出水平為：

其中，A表示技術進步率；α，β，γ為各要素的彈性系數(shù)。

家庭在現(xiàn)有預算約束下選擇合理的消費路徑，以最大化總效用。最大化效用Ω為：

其中，ρ>0為時間偏好率；c代表性家庭的消費，e是環(huán)境質量；u(c,e)為消費者的效用函數(shù)：

其中，σ為風險規(guī)避系數(shù)，?是環(huán)境意識參數(shù)，σ>1。

關于消費者預算約束，根據(jù)Pagano（1993）［24］關于金融發(fā)展的經典設定，儲蓄轉化為投資的程度與金融發(fā)展水平θ呈正相關關系，且θ∈(0,1)。消費者預算約束就是在一定的金融發(fā)展水平下，稅后收入減去消費后的剩余部分轉化為資本積累：

根據(jù)Aghion和Howitt（1988）［25］的研究，環(huán)境質量e與產出污染排放和環(huán)境再生能力有關，我們用環(huán)境質量的實際值與上限值之差來表示，則環(huán)境質量的動態(tài)變化方程為：

其中，ψ表示污染水平指數(shù)，η表示環(huán)境再生速度。

關于政府預算約束，有：

其中，τ表示政府征稅稅率，g表示政府總支出，且g=f+s。

綜合以上因素，代表性消費者的決策是一個如下的動態(tài)最優(yōu)化問題：

對式（7）構造Hamiltonian函數(shù)：

式（8）中，是Hamiltonian乘子，分別為和的影子價格，最優(yōu)化一階條件：

結合（1）、（6）、（9）可得均衡路徑上的經濟增長率：

可以看出，金融發(fā)展能夠促進經濟增長。

由式（5）可得：

對式（12）求關于的偏導，發(fā)現(xiàn)?e??θ>0，表明金融發(fā)展與與環(huán)境質量呈正相關關系。

隨著關聯(lián)項水平的提高，環(huán)境質量先逐漸下降。這是因為：起初財政分權程度比較低，中央政府對地方政府權利和義務的約束比較松軟，地方政府優(yōu)先考慮發(fā)展經濟，而金融市場的資本積累則催化了經濟發(fā)展，二者的交互效應對環(huán)境質量具有負向影響。當關聯(lián)項超過一定臨界值后，環(huán)境質量會上升。這是因為：分權程度較高時，中央政府對地方政府權利和義務的約束越來越剛性，地方政府必須統(tǒng)籌規(guī)劃經濟增長與環(huán)境保護兩個目標，金融發(fā)展水平的提高則能夠使得地方政府兼顧環(huán)境支出與生產支出。

3 實證模型與變量選擇

3.1 計量模型初步構建

在第三部分，本文已經從內生增長的角度分析了財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項與環(huán)境質量的理論關系。不同于前文理論模型中用環(huán)境質量表示環(huán)境狀況，在實證部分我們采用環(huán)境污染來反向衡量環(huán)境狀況。本文設置如下基本回歸方程：

其中，i和t分別表示省份和年份；pol表示環(huán)境污染；finance表示金融發(fā)展水平；fd表示財政分權；X是控制變量的集合；α，β和δ是方程的回歸系數(shù)；ci表示省份固定效應；ut表示時間固定效應；εit是隨機擾動項。

3.2 變量選擇

被解釋變量：本文以水污染為例，從水污染的角度來詮釋財政分權與金融發(fā)展的關聯(lián)項對環(huán)境質量的影響。采用化學需氧量排放水平（pol1，用單位GDP工業(yè)化學需氧量排放量表示）與氨氮排放水平（pol2，用單位GDP工業(yè)氨氮排放量表示）兩個指標來衡量水污染。

核心解釋變量：財政分權指標，分稅制改革以來我國的分權體制并不平衡，即松散管理支出權，嚴格控制收入權，支出分權更能體現(xiàn)分權效果。所以本文以支出分權來代表財政分權水平，借鑒Davoodi和Zou（1998）［23］的研究，用地方人均財政支出占全國人均財政支出的比重來表示。金融發(fā)展指標，嚴成樑（2016）［19］從信貸規(guī)模、外資規(guī)模、股票市場發(fā)展、金融業(yè)市場化以及金融業(yè)競爭指數(shù)等五個方面來衡量金融發(fā)展水平。在理論分析中，金融發(fā)展水平代表儲蓄轉化為投資的程度，金融機構的貸款發(fā)放在一定程度上反映了儲蓄轉化為投資的規(guī)模。所以本文從信貸規(guī)模的視角來度量金融發(fā)展，采用金融機構貸款總額占GDP的比例來表示。

控制變量：本文主要從以下三個角度選取控制變量：（1）經濟發(fā)展：由理論結果可知，環(huán)境質量會受到人均資本水平k的直接影響，而且王敏和黃瀅（2015）［26］、Lin等（2017）［27］也認為經濟發(fā)展水平和貿易開放度是影響環(huán)境污染的兩個重要因素。（2）政府調控：地方政府通過稅收可以影響企業(yè)的投資，而支出的偏向也決定了環(huán)境質量的改善或惡化。（3）城市擴張：城鎮(zhèn)化進程中，地方政府的基礎設施投資需求增高，機動車數(shù)量增加過快，能源消費過快，環(huán)境污染排放高。如表3-1所示，我們給出了各控制變量指標的測定方法。

表3-1 控制變量及其指標測定

3.3 數(shù)據(jù)來源與預處理

本文采用2009-2019年30個省、直轄市（除西藏）的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。其中，兩種水污染數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于各省市統(tǒng)計年鑒；支出分權數(shù)據(jù)自《中國財政年鑒》整理而得；其余的控制變量均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》等年鑒。此外，我們還對實證所用數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理以防止異方差、多重共線性等問題的出現(xiàn)。表3-2所列為實證所用變量的描述性統(tǒng)計分析。

表3-2 變量的描述性統(tǒng)計分析

3.4 平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸情況的出現(xiàn)，我們對變量進行三種不同性質的單位根檢驗，通過觀察LLC-t統(tǒng)計量、Fisher ADF-χ2統(tǒng)計量和Fisher PP-χ2統(tǒng)計量的p值來判斷變量是否平穩(wěn)。同時為了后續(xù)的計量方便，我們在此也對金融發(fā)展與財政分權的聯(lián)合項及其平方項進行單位根檢驗。檢驗結果如表3-3所示，除了部分變量的原變量在共同單位根方面呈現(xiàn)出矛盾性結論外，其他變量的原變量均存在單位根，為非平穩(wěn)過程，但所有變量的一階差分變量均顯著為一階單整過程。如果各變量之間具有協(xié)整性，則使用原變量進行回歸分析的結果仍然可信，因為其反映的是變量之間的長期關系。為了驗證協(xié)整關系是否存在，本文將在下一步進行協(xié)整檢驗。

表3-3 變量的平穩(wěn)性檢驗結果

續(xù)表

4 實證分析

4.1 財政分權與金融發(fā)展影響環(huán)境污染的初步分析

本文選取了兩種水污染指標，設立以下六個回歸模型：模型（1）、（4）作為對照組，模型（2）、（5）是水污染對財政分權的回歸，模型（3）、（6）是水污染對金融發(fā)展的回歸。Hausman檢驗表明采用固定效應模型進行回歸。F檢驗顯示六個回歸方程都是顯著的。Kao-ADF結果表明方程中各變量之間存在協(xié)整關系，不存在偽回歸的問題。

表4-1 面板數(shù)據(jù)模型固定效應估計結果（不含關聯(lián)項）

觀察具體的回歸結果。首先，在模型（2）和模型（5）中，兩種污染排放指標與財政分權變量都在1%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關關系，說明分權程度的提高會促使工業(yè)化學需氧量和工業(yè)氨氮排放量增多，這可能是因為財政分權產生了“逐底競爭”效應，地方政府一方面放松對環(huán)境污染的監(jiān)管以吸引投資，另一方面偏向支持生產性投資，加速能源消費與污染排放。在模型（3）和模型（6）中，金融發(fā)展對兩種水污染排放物的影響并不顯著，而且影響方向也不一致。原因可能是由于遺漏解釋變量而產生的內生性問題，在接下來的回歸中我們會將財政分權和金融發(fā)展一起加入回歸方程來觀測金融發(fā)展對水污染的確切影響。

4.2 財政分權與金融發(fā)展影響環(huán)境污染的關聯(lián)視角分析

從前文的理論分析和初步回歸結果可知，財政分權解釋了污染排放增加的原因，而金融發(fā)展由于涉及到信貸資源的分配，既可能催化環(huán)境質量下降，也可能成為環(huán)保技術創(chuàng)新的重要載體。因此，有必要檢驗兩種變量對環(huán)境污染的共同作用，為此，我們在原來設定的模型中引入了兩種核心解釋變量的關聯(lián)項?；镜姆治鏊悸啡缦拢航鹑诎l(fā)展對環(huán)境污染的影響并不確定，規(guī)模擴張效應會加重污染排放，而技術提升效應則會改善環(huán)境質量，關鍵在于金融資源在產業(yè)間的分配。財政分權給了地方政府較大的自主管理權，其中就包括干預金融機構信貸資源配置的權利，在這種情況下，地方政府的政策傾向就決定了金融資源在產業(yè)間的投向，因而對環(huán)境質量會產生較大影響。模型設定如下：

我們對金融發(fā)展、財政分權以及二者的關聯(lián)項做中心化處理，以此來避免引入關聯(lián)項帶來的多重共線性問題。如表4-2所示，F(xiàn)檢驗表明四個回歸模型均顯著，Kao-ADF檢驗表明在加入財政分權與金融發(fā)展的關聯(lián)項后，回歸中的各變量是協(xié)整的?；貧w（7）和（9）是不加入關聯(lián)項指標的回歸結果，兩個回歸中金融發(fā)展和財政分權的指標都顯著，與初步回歸結果不同的是，金融發(fā)展與工業(yè)化學需氧量的排放呈顯著的正相關關系，這表明在排除內生性影響后，金融發(fā)展對兩種水污染排放指標具有一致的正向影響。

表4-2 面板數(shù)據(jù)模型固定效應估計結果（包含關聯(lián)項）

續(xù)表

由模型（8）和（10）可知，財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項的一次項和二次項的系數(shù)分別顯著為正和負，表明二者的聯(lián)合項與環(huán)境污染呈顯著的倒U型關系，即污染排放量隨著財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項的增加先上升后下降。分權的初始階段，地方政府只以經濟增長為目標，“逐底競爭”效應便應運而生。在地方政府的引領下，全社會具有“重生產，輕創(chuàng)新”的偏向性投資傾向，金融發(fā)展的規(guī)模擴張效應勢必會大于技術提升效應，污染排放加?。欢S著財政權利的持續(xù)下放，地方政府能夠兼顧經濟增長與環(huán)境保護兩個目標。在產業(yè)結構轉型以及綠色發(fā)展的潮流中，地方政府“重生態(tài)，穩(wěn)生產”，而金融發(fā)展會通過資源配置功能與技術創(chuàng)新功能促進產業(yè)結構轉移，財政分權與金融發(fā)展的這種交互效應使得污染排放逐漸減少。

繼續(xù)觀察控制變量，貿易開放水平(open)對兩種水污染指標顯著為負，原因可能是對外開放通過引進先進技術以及技術外溢效應提高了要素生產率并減少能耗，從而降低污染物的排放。人均實際GDP（pgdp）與兩種污染排放均呈顯著的負相關關系，這說明隨著經濟發(fā)展水平的提高，國家重視環(huán)境保護，在治理污水方面取得較大進展；政府支出（expendi）與污染排放呈顯著的負相關關系，也從側面說明了國家加大了環(huán)境治理支出，努力改善環(huán)境。而城鎮(zhèn)化（urban）和宏觀稅負（tax）兩個控制變量并不是始終顯著。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本文選擇系統(tǒng)GMM方法對模型（7）-（10）進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結果如表4-3，財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)分別顯著為正和負，與固定效應回歸結果相同，金融發(fā)展和財政分權各自的系數(shù)符號和顯著性也未發(fā)生明顯變化。AR(2)檢驗結果表明殘差不存在二階序列相關，Sargan檢驗數(shù)值結果表明不存在工具變量的過度識別問題，因此模型設定正確且估計結果是有效的。因此，本文的回歸結果是穩(wěn)健的。

表4-3 穩(wěn)健性檢驗結果（包含關聯(lián)項）

續(xù)表

5 結論與政策建議

基于國家環(huán)境保護要求，本文從財政金融關聯(lián)體制的視角出發(fā)分析財政分權與金融發(fā)展對環(huán)境質量的影響。最初我們在內生增長理論框架下討論了財政分權、金融發(fā)展與環(huán)境質量的動態(tài)增長均衡，通過建立Hamiltonian函數(shù)推導出關于財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項與環(huán)境質量關系的顯式解，并通過求偏導數(shù)發(fā)現(xiàn)二者的聯(lián)合項與環(huán)境質量呈正U型關系。接下來我們利用中國2009-2019年30個省市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，結果表明財政分權與金融發(fā)展的聯(lián)合項與水污染排放指標呈現(xiàn)倒U型關系，這一結論與理論結果相互契合。

財政分權與金融發(fā)展的關聯(lián)項與環(huán)境污染呈倒U型關系。起初，隨著關聯(lián)項水平的提高，污染排放逐漸增多。分權程度較低的時候，中央政府對地方政府權利和義務的約束比較松軟，地方政府優(yōu)先考慮發(fā)展經濟，而且金融市場的資本積累以及更高的流動性為企業(yè)生產規(guī)模的擴大提供了支持，污染排放便會增多。當關聯(lián)項超過一定臨界值后，污染排放與關聯(lián)項便呈現(xiàn)負相關關系。這是因為隨著分權程度的提高，中央政府對地方政府權利和義務的約束越來越剛性。地方政府必須統(tǒng)籌規(guī)劃經濟增長與環(huán)保兩個目標，引導金融資源流入服務型、清潔型行業(yè)，促進產業(yè)結構轉型和經濟可持續(xù)發(fā)展。

財政分權與金融發(fā)展的模式選擇是一個相互配合、動態(tài)變化的過程，金融發(fā)展與財政分權的聯(lián)合項對環(huán)境質量的改變有一種雙刃劍效應。基于此，本文提出如下政策建議：

第一，中央和地方應充分認識到財政分權的適度性對地方政府的激勵性，更要意識到金融發(fā)展對地方政府行為的放大作用。在持續(xù)放權的同時輔之以相配套的權利義務約束機制。中央政府厘清各級政府對環(huán)境污染的權責關系，統(tǒng)籌聯(lián)防治理和政策協(xié)同等相關工作，優(yōu)化環(huán)境制度頂層設計，規(guī)范聯(lián)防治理政策要求。適當提高環(huán)境治理、生態(tài)保護等績效在政績指標中的比重，加強環(huán)境治理問責機制的改革，激勵地方政府轉變支出目標函數(shù)。同時，中央政府應優(yōu)化財政支出結構，加大綠色創(chuàng)新技術支付在轉移支付中所占比例彌補地方政府環(huán)保支出的不足，同時確保地方政府環(huán)境治理類財政資金的合規(guī)使用，使地方政府在環(huán)境治理上從“攫取之手”向“援助之手”轉變，最終減少環(huán)境污染。地方政府應建立合適的財政獎勵機制，引導企業(yè)和相關科研機構加大對環(huán)境友好型創(chuàng)新技術的研發(fā)和使用，重點對綠色節(jié)能企業(yè)進行財政扶持。加大對高污染排放企業(yè)的整改力度和處罰力度，以保證協(xié)同治理的執(zhí)行，最終通過內外聯(lián)動杜絕環(huán)境污染轉移的“公地悲劇”。

第二，中央和地方應充分認識到財政分權帶來的經濟和行政權力對于金融資源的引導作用。通過制定合理的財稅政策、信貸政策和產業(yè)政策，引導行業(yè)間金融資源偏向流動，銀行信貸向綠色低碳型企業(yè)傾斜，尤其是鼓勵支持資源節(jié)約型、環(huán)境友好型企業(yè)發(fā)展，通過金融發(fā)展加快產業(yè)綠色轉型升級。大力推動綠色債券、綠色保險、綠色信貸等的發(fā)展，設計、發(fā)行綠色股票指數(shù)，推動機構投資者開展綠色指數(shù)投資應用。構建市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系，充分發(fā)揮技術創(chuàng)新的生態(tài)效應和市場配置綠色技術創(chuàng)新資源的導向作用，政府應鼓勵金融機構加大對清潔技術的資金支持，推進清潔技術的研發(fā)、應用與推廣，大力促進清潔型技術投資，緩解綠色技術融資約束。