綠色金融政策與綠色企業全要素生產率
——基于《綠色信貸指引》實施的經驗證據

陳小運，黃 婉

(1.中共安徽省委黨校鄉村振興教研部，安徽 合肥 230022；2.安徽大學博士后流動站，安徽 合肥 230601；3.四川大學商學院，四川 成都 610065)

生態環境問題是制約我國經濟高質量發展的關鍵因素之一。大力發展綠色金融是正確處理經濟發展和環境保護之間的關系，從而推動高質量發展的內在要求和必然選擇。近年來，我國政府推動的、以綠色信貸為主的綠色金融發展取得了顯著成效，綠色金融標準體系建設也步入了以國內統一、國際接軌為構建方向的新階段。截至2020年末，我國綠色貸款余額超過12萬億元，位居世界第一，我國金融機構和企業在境內外資本市場累計發行的綠色債券超過1.4萬億元，位居世界第二。那么，綠色行業能否因勢發展從而促進經濟高質量發展，這是政策制定者、市場參與者關注的重點問題。

已有關于綠色金融的文獻，一方面從外部環境角度分析了影響綠色金融發展的因素，如法治水平[1]、金融數字化[2]、信息披露[3]等，并闡釋了綠色金融發展的宏觀經濟后果，即對銀行風險控制、環境問題解決、綠色經濟發展以及發展中國家綠色轉型的重要作用[4][5]；另一方面則集中探討了綠色金融政策的微觀實施效果，大多以重污染企業為研究對象，考察綠色金融政策對企業環境信息披露[6]、投融資活動[7][8][9]和產出[10]的影響。由此可見，關于我國綠色金融政策實施效果的議題得到了一定的關注，但政策評價的研究維度較為單一，側重于探討綠色金融政策對污染企業的“懲罰效應”，較少關注綠色金融政策對綠色企業的“支持效應”。實際上，綠色金融政策引導資金從“兩高一剩”行業流向低碳、循環行業，這不僅會對污染企業產生影響，綠色企業也會受到一定影響。另外，不同于企業某一具體的經濟活動，全要素生產率從整體上反映企業投入轉化為最終產出的總體效率，是表征實體經濟發展質量的核心因素[11][12]，被視為經濟長期持續增長的源泉。因此，本文關注綠色企業，從全要素生產率的角度，考察綠色信貸政策實施對綠色企業經營發展的影響，這對更為全面地評價綠色金融政策實施效果，并進一步完善我國綠色金融政策以促進經濟高質量發展具有重要現實意義。

2012年2月《綠色信貸指引》(銀監發〔2012〕4號)的頒布實施為本文研究提供了良好的自然實驗場景，《綠色信貸指引》明確要求金融機構在信貸決策時優先支持節能環保、新能源、新能源汽車等綠色行業，減少、控制對重污染企業的貸款支持，表明綠色信貸政策“支持效應”的實施對象僅為綠色行業。因此，本文將節能環保、新能源、新能源汽車這類綠色企業作為實驗組，綠色信貸限制企業和綠色企業以外的普通企業作為對照組，使用雙重差分模型考察綠色信貸政策對企業全要素生產率的影響。通過一系列的實證檢驗，發現綠色信貸政策實施后，綠色企業的全要素生產率得到顯著提升，表明綠色金融發展對于綠色企業確實具有積極的生產率促進效應。

本文的貢獻主要體現為：第一，借助《綠色信貸指引》實施這一外生事件，考察了綠色金融發展對綠色企業生產率的影響及其內在作用機制，為政府部門評估綠色金融推動綠色行業發展以促進經濟高質量發展提供了微觀經驗證據與政策啟示。第二，以往有關綠色信貸政策實施效果的文獻集中探討其對污染企業投融資等活動的影響，對綠色企業可能受到綠色信貸政策的積極影響關注不足。本文則從全要素生產率切入，關注綠色信貸政策對綠色企業發展的影響，拓寬了已有相關文獻的研究維度。第三，從綠色金融發展的角度，研究了宏觀制度對企業全要素生產率的提升作用，豐富了企業生產率水平的外部環境影響因素文獻，也為我國政府大力發展綠色金融體系以提升綠色經濟整體效率提供一些參考和借鑒。

一、理論分析與研究假設

全要素生產率反映企業投入轉化為最終產出的總體效率[12]，已有文獻表明，提高企業全要素生產率在很大程度上依賴技術進步與資本配置效率的提升[13][14]。發展中國家的金融市場發育相對滯后、金融結構不夠合理、要素市場存在扭曲現象，導致資本配置效率不高[13][15]，突出表現為企業面臨嚴重的融資約束[16]，抑制了企業的研發投入[17]，最終阻礙企業全要素生產率的提高。

不同于傳統產業，綠色產業的投資項目具有準公共品、信息不透明度高的特征，這些固有特征會導致綠色企業陷入更為嚴重的生存、發展困境。具體來說，一方面，由于綠色企業與外部投資者之間存在嚴重的信息不對稱，使得外部投資者面臨逆向選擇問題，從而導致綠色企業難以獲得外部融資并承擔較高的資金成本。綠色企業為了持續經營不得不放棄一些投資額大但有價值的生產投資活動，進而抑制了全要素生產率的增長[18][19]。另一方面，綠色企業的經營發展在很大程度上依賴新興技術的研發，研發活動的高風險、長期限、收益不確定等特征加劇了管理層和投資者之間的信息不對稱[20]，從而帶來委托代理問題，為管理層的機會主義行為提供了空間，這會導致生產要素偏離最優水平的配置和使用，不利于全要素生產率的提升。

作為綠色金融的主要構成之一，綠色信貸將經濟可持續發展和金融工具創新性地結合在一起，不僅要求金融機構在融資業務中減少對環境的影響，還要積極為綠色企業和綠色技術提供融資服務，進而提高低碳、循環經濟效率[21]。在銀行占主導的金融體系中，信貸資金是企業生產經營的重要資金來源，這決定了綠色信貸在綠色企業經營發展中的重要地位，從而會對綠色企業的全要素生產率產生重要影響。綠色信貸政策可能通過以下兩種途徑作用于綠色企業全要素生產率。

其一，綠色信貸政策的實施能夠有效緩解綠色企業融資難、融資貴的困境，提高綠色企業的資本配置效率，從而提升全要素生產率。如前文所述，《綠色信貸指引》明確要求金融機構在信貸決策時優先支持節能環保、新能源、新能源汽車等綠色行業，旨在引導信貸資金從污染企業流向綠色企業，形成發展綠色產業所必需的綠色金融資本。因此，綠色信貸政策的實施有利于提高綠色企業外部融資的可獲得性并降低其外部融資成本，這將極大程度地緩解綠色企業融資約束。融資約束緩解后，一方面，綠色企業能夠避免因資金緊張而放棄有利投資機會所造成的資源配置扭曲、生產率水平下降的負面影響[18]；另一方面，綠色資金支持綠色企業的研發活動，降低了研發項目被中斷的可能性，能夠激勵管理層積極進行研發創新，更好整合資源以維持核心競爭力，從而促進全要素生產率的提升。此外，在綠色信貸資金支持下，綠色企業研發創新所帶來的綠色投資結構優化與綠色產品升級還有利于企業未來再次獲得綠色信貸資金，這一正反饋效應也有助于全要素生產率的不斷提高。

其二，綠色信貸政策的實施強化了銀行的監督功能，有助于抑制綠色企業管理層的機會主義行為，降低要素資源配置和使用過程中的代理成本，從而促進全要素生產率的提升。《綠色信貸指引》明確規定了銀行配置綠色信貸資源的范圍，并將企業的環境和社會風險作為銀行評級和信貸發放的重要依據，同時為銀行實施綠色信貸提供了更詳細具體的政策、程序、標準和方法，并強調銀行董事會、管理層在貫徹實施綠色信貸工作中應承擔的責任機制。這一綠色金融政策無疑會使得銀行對綠色企業施加更嚴格的監督，充分發揮其治理效應，更有效地抑制綠色企業管理層的機會主義傾向和行為，降低由此導致的資源配置扭曲、投資效率低下等代理成本，從而提高全要素生產率。此外，綠色信貸政策的監督功能還有助于緩解綠色企業管理層在研發創新活動中為避免失敗或追求私有收益的代理問題，能夠更有效地督促和激勵管理層開展有價值、高質量的實質性創新活動，進而提高全要素生產率。

圖1 影響機制

基于上述分析，本文認為綠色信貸政策的實施能夠緩解綠色企業的融資約束、降低綠色企業的代理成本，進而對全要素生產率產生積極影響。由此，本文提出如下假設：

H1：綠色信貸政策的實施有助于提升綠色企業的全要素生產率。

需要注意的是，綠色信貸政策的實施效果會直接受到外部環境的影響，本文從地方經濟發展壓力、金融契約執行效率以及企業所處產品市場競爭的角度，進一步分析綠色信貸政策對綠色企業全要素生產率影響的異質性。

首先，從地方經濟發展壓力角度來看，在我國特殊的制度體系下，金融機構承擔了社會資金配置的主要功能，往往也被地方政府作為推動當地經濟發展的重要工具之一。地方政府在追求以地方經濟發展為主導的政績時，會以犧牲環境為代價來支持當地經濟體量大、收益穩定卻產生高污染的制造業企業，從而干預當地銀行的信貸資金配置活動，使當地銀行的大量貸款流向高污染的制造業企業。綠色信貸政策的目的是減少銀行對“兩高一剩”行業提供貸款，加大對節能環保、新能源、新能源汽車等綠色行業的信貸支持力度，引導信貸資金從污染行業轉移到綠色行業。依據政策，在綠色信貸政策出臺之后，當地的金融資源應從高污染行業向綠色行業轉移。不同于高污染行業，綠色行業的投資項目風險較高，未來收益的不確定性也較高，且投資期限較長，很難在短期內產生豐厚利潤。此時，當地經濟發展壓力將直接影響綠色信貸政策的實施效果。一般來說，在地方經濟發展壓力較小的情況下，地方政府干預銀行信貸資金配置的動機較弱，從而綠色信貸政策對綠色企業全要素生產率的促進效應更為明顯；反之，在地方經濟發展壓力較大的情況下，綠色信貸政策的實施很可能讓位于經濟增長的首要目標，這會削弱綠色信貸政策對綠色企業生產率的促進效應。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2a：相對于經濟發展壓力大的地區，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的提升作用在經濟發展壓力小的地區更為明顯。

其次，從金融契約執行效率角度來看，銀行對綠色信貸政策的落實及相關活動的有效開展，需要良好的金融契約執行環境作為保障。我國各地區地理環境、經濟發展水平存在較大差異，使得各地區的市場化進程處在不同階段，金融契約執行效率等制度環境也不盡相同。一般來說，在金融契約執行效率高的地區，銀行能較快建立與綠色信貸政策相關的信息系統，獲取企業信息，并將信貸資金合理、高效地配置到綠色企業，從而提高綠色信貸政策的作用。反之，在金融契約執行效率低的地區，銀行配置信貸資金的市場化程度較低，綠色信貸政策難以在當地銀行的信貸資金配置中發揮實質性影響，因而綠色企業得到信貸支持的可能性較低。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2b：相對于金融契約執行效率低的地區，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的提升作用在金融契約執行效率高的地區更為明顯。

最后，從產品市場競爭角度來看，綠色企業所處的產品市場競爭強度不同，綠色信貸政策實施在綠色企業中發揮的效應也將產生差異。Gilbert和Zhao(2017)認為綠色金融產品能帶動私人資本進入節能環保領域，但環境信息披露不足使“漂綠”事件頻發，抑制了綠色金融發展[3]。產品市場競爭對企業管理層具有監督效應[22]，激烈的市場競爭不僅能夠降低企業管理層與股東之間的信息不對稱程度，使得公司決策信息更加透明[23]，同時也會增加管理層實施機會主義行為的成本，從而使管理層減少自利行為，轉而尋求提高產品和服務質量以獲得市場競爭優勢[24]。因此，就處于產品市場競爭激烈的企業而言，管理層受到的監督力度相對較強，有助于提高企業相關綠色項目的信息透明度，這在一定程度上加大了企業實施“漂綠”行為的難度，從而能夠有效提高綠色信貸資金的使用效率，使得綠色信貸政策發揮良好的生產率促進效應。由此，本文提出如下假設：

H2c：相對于產品市場競爭弱的行業，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的提升作用在產品市場競爭強的行業更為明顯。

二、研究設計

(一)樣本與數據

本文選取2008—2018年A股上市企業作為研究樣本，按照雙重差分模型的原理構造實驗組和對照組。具體地，根據《綠色信貸指引》中明確指出的綠色行業，將屬于節能環保、新能源、新能源汽車三大類行業的企業定義為綠色信貸政策支持的綠色企業，作為實驗組。參考王馨和王營(2021)[25]的做法，將環境和社會風險為 A 類的企業所屬行業定義為綠色信貸限制行業(1)A 類企業所屬行業包括核力發電、水力發電、水利和內河港口工程建筑、煤炭開采和洗選業、石油和天然氣開采業、黑色金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、非金屬礦采選業、其他采礦業等 9個行業。。將不屬于上述兩類企業的其他企業，即非綠色信貸支持和非綠色信貸限制行業的企業作為對照組。本文剔除了ST和PT類企業、交叉上市企業、金融行業企業以及財務數據缺失的企業。此外，為避免極端值的影響，對所有連續變量在1%和99%水平上進行winsorize處理。本文綠色企業數據來自Wind數據庫，財務數據來源于CSMAR數據庫。

(二)模型設定

本文運用如下雙重差分模型，考察《綠色信貸指引》政策如何影響綠色企業的全要素生產率：

TFPit=a0+a1Treati+a2Aftert+a3Treati×Aftert+a4Controlit-1+FixedEffect+εit

(1)

其中，TFPit是企業i在t年的全要素生產率。Treati是虛擬變量，如果企業屬于綠色信貸政策支持的綠色行業，為實驗組，取值為1，否則為對照組，取值為0。Aftert是事件發生時間虛擬變量，2012年及以后取值為1，否則取值為0。Controlit-1是一系列企業層面的控制變量，為緩解內生性問題，除年齡(Age)、所有權性質(State)外的控制變量均取滯后一期數值。同時，對檢驗結果的標準差在企業層面進行聚類調整，還分別控制了年度、行業、個體固定效應(FixedEffect)。εit為殘差項。

(三)主要變量定義

本文主要被解釋變量為全要素生產率(TFP)。借鑒相關文獻[26][27]，通過估計如下柯布道格拉斯生產函數，計算出殘差來測度企業全要素生產率：

lnYijt=β0+β1lnKijt+β2lnLijt+β3lnMijt+εijt

(2)

其中，Yijt為行業j中的企業i在t年的營業收入加存貨變動凈額之和，Kijt是企業固定資產凈值，Lijt是企業員工總數。Mijt是購買商品、接受勞務支付的金額，用來衡量中間投入。εijt為殘差項。

控制變量方面，本文控制了企業規模(Size)、盈利能力(Roa)、資產負債率(Lev)、有形資產占比(Tang)、現金持有量(Cash)、成長性(Tbq)、所有權性質(State)、年齡(Age)。主要變量說明及描述性統計結果見表1。

表1 主要變量說明及描述性統計

表1結果顯示，全要素生產率(TFP)的均值為0.011，標準差為0.359，最小值為-0.979，最大值為1.247，表明企業全要素生產率存在較大差異。實驗組(Treat)的均值為0.146，說明綠色企業約占總樣本的15%。其他變量分布均在合理范圍之內，不再贅述。

三、實證結果與分析

(一)綠色信貸政策實施與綠色企業全要素生產率

1.單變量雙重差分檢驗。表2結果顯示，對照組企業的全要素生產率均值在綠色信貸政策實施前為0.020，在綠色信貸政策實施后減少了0.024；相反，實驗組企業在綠色信貸政策實施前，全要素生產率均值為0.005，在綠色信貸政策實施后增加了0.024，這一效應在1%的水平上顯著。總體而言，相對于非綠色企業，綠色信貸政策的實施使得受政策支持的綠色企業的全要素生產率得到明顯提升，政策效應為0.048，且在1%的水平上顯著。這一結果初步支持了本文的假設H1。

表2 單變量雙重差分檢驗

2.多變量雙重差分檢驗。表3第(1)和(2)列Treat×After的系數均在1%的水平上顯著；第(3)和(4)列Treat×After的系數均在1%的水平上顯著。以上結果表明，綠色信貸政策的實施顯著提高了綠色企業的全要素生產率，本文假設H1得到支持。

表3 多變量雙重差分檢驗

(二)異質性分析

接下來，分別從地方經濟發展壓力、金融契約執行效率以及企業所處產品市場競爭角度，檢驗綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率影響的截面差異。首先，借鑒相關文獻[28]，以某省份當年GDP排名與上年GDP排名的差值構建地方經濟發展壓力，該指標是反向指標，差值越大表明地方政府的經濟發展壓力越小。在此基礎上，根據地方經濟發展壓力的年度均值將樣本分為地方經濟發展壓力大和小兩組，進行分組回歸。其次，參考李俊青等(2017)[29]，采用《中國分省份市場化指數報告(2016)》中的分項“市場中介組織的發育和法治環境”指數作為金融契約執行效率的替代變量，并根據該指數的年度中位數將樣本分為金融契約執行效率高和低兩組，進行分組回歸。最后，以企業銷售額占行業銷售額的赫芬達爾指數來衡量企業所在行業的產品市場競爭程度，該指數越大，表明企業面臨的產品市場競爭越弱。在此基礎上，根據產品市場競爭的年度中位數將樣本分為產品市場競爭強和弱兩組，進行分組回歸。

表4第(1)和(2)列的結果表明，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的促進作用，對于地方經濟發展壓力較小的地區企業更為明顯，支持了本文假設H2a。第(3)和(4)列的結果表明，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的促進效應，對在金融契約執行效率較高地區的企業更為明顯，驗證了本文假設H2b。第(5)和(6)列的結果表明，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率發揮的作用在處于產品市場競爭強的行業中更為明顯，本文假設H2c得到了支持。

(三)影響機制檢驗

1.緩解融資約束機制。本文借鑒既有文獻[30]，以KZ指數衡量企業面臨的融資約束，并根據該變量的年度行業中位數將樣本分為融資約束高和低兩組，進行分組回歸。表5第(1)和(2)列結果顯示，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的促進作用在融資約束高的企業中更為明顯，表明綠色信貸政策的實施能夠通過緩解融資約束提升綠色企業全要素生產率。進一步地，從企業債務融資數量、債務成本角度為綠色信貸政策實施緩解綠色企業融資約束提供更為直接的證據支持。已有文獻表明，我國企業存在以短期資金支持長期投資的資源配置扭曲，不利于企業長期發展以及宏觀經濟持續增長。因此，這里主要考察綠色企業長期債務水平、債務成本的變化，并分別以長期負債/總資產、財務費用/負債合計來度量。第(3)和(4)列結果顯示，綠色信貸政策的實施有效緩解了綠色企業融資約束，主要體現為長期債務水平增加和債務成本降低。

2.降低代理成本機制。已有研究表明，機構投資者可以憑借自身的專業素養、信息以及資金等方面的優勢監督企業管理層的各類經營活動，進而起到緩解管理層與股東代理沖突、降低企業代理成本的作用[31][32]。因此，本文根據機構投資者持股比例的年度行業中位數將樣本分為機構持股比例高和低兩組，進行分組回歸。若降低代理成本機制成立，則預期綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的促進作用在代理成本較高的企業中更為明顯，即在機構持股比例低的企業中更加顯著。表6第(1)和(2)列結果顯示，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的積極影響在機構持股比例低的樣本中更為明顯，且組間系數差異在5%的水平上顯著(p值=0.042)，這與本文預期相符。進一步從第一類代理成本角度為綠色信貸政策實施能夠有效抑制管理層機會主義行為提供證據支持。借鑒相關文獻[33]，以管理費用率和資產周轉率衡量企業第一類代理成本，前者是第一類代理成本的正向指標，后者是反向指標。第(3)和(4)列結果顯示，綠色信貸政策的實施降低了綠色企業管理費用率，提高了資產周轉率，表明綠色信貸政策的實施降低了綠色企業代理成本。

表6 影響機制檢驗——降低代理成本

(四)拓展性分析

提供綠色產品和服務是綠色企業的主營業務，研發創新是其核心競爭力所在。然而，由于我國要素市場扭曲，資本配置效率不高，企業的研發活動受到融資約束的限制和管理層機會主義的影響，導致研發創新投入不足，實質性創新較少[34]。綠色信貸政策的實施改善了綠色企業所處的市場環境和融資環境，有助于推動綠色企業選擇實質性創新策略，加大研發投入，提升創新質量以保持市場競爭力。鑒于此，本文將考察綠色信貸政策實施對綠色企業創新活動的影響。參考相關文獻[34]，采用研發支出/營業收入衡量研發投入，發明專利申請數(取自然對數)衡量實質性創新，并分別以實用新型專利申請數(取自然對數)和外觀設計專利申請數(取自然對數)反映策略性創新。表7結果顯示，綠色信貸政策的實施有效激發了綠色企業研發投入和實質性創新活動。

表7 拓展性分析——企業研發創新

(五)穩健性檢驗

為保證實證結果的穩健性，本文做了如下檢驗：(1)替換被解釋變量衡量方式。參考相關文獻[35]，全要素生產率的計算公式更換為lnYijt=δ0+δ1lnKijt+δ2lnLijt+δ3lnMijt+εijt，其中Y為企業營業收入，其余變量與式(2)相同。通過對樣本按照上述模型進行分年度和分行業分組回歸，計算出殘差以衡量企業全要素生產率。(2)平行趨勢檢驗與動態效應。借鑒蘇冬蔚和連莉莉(2018)[7]的做法，發現綠色企業和非綠色企業的全要素生產率在綠色信貸政策實施前不存在顯著差異，滿足平行趨勢假定。從政策的動態效應來看，綠色信貸政策實施對綠色企業全要素生產率的促進作用在前期較為平穩，后兩年略有下降。(3)使用傾向得分匹配法(PSM)。由于受綠色信貸政策支持的綠色企業與不屬于綠色信貸政策支持的企業存在多方面的差異，本文采用一比一無放回和卡尺匹配的方法篩選出PSM樣本，重新對研究模型進行雙重差分回歸檢驗。(4)排除同期其他環境污染和政策影響。參考相關文獻[25]，在回歸模型中引入三個變量以消除其他環境因素對估計結果的影響。一是根據所在城市是否實施了《環境空氣質量標準》(GB 3095—2012)設置虛擬變量(若是，取值為1，否則取值為0)；二是采用公眾環境研究中心(IPE)公布的年度 PITI 指數衡量公司注冊地的污染源監管信息公開程度；三是采用地市級 PM2.5 年均濃度衡量企業注冊地的霧霾污染程度。(5)安慰劑檢驗。為排除其他事件的影響，本文還進行了安慰劑檢驗，將綠色信貸政策實施年度設置為實際年度的前三年，重新進行回歸檢驗。(6)引入時間與行業的交互固定效應。考慮到時間趨勢在行業間的異質性，引入時間和行業的交互固定效應進行穩健性檢驗，以控制隨時間變化的行業特征因素。以上穩健性檢驗結果與本文研究結論基本一致，限于篇幅未列示，作者備索。

四、結論與政策啟示

大力發展綠色金融是促進經濟可持續發展的重要手段。本文從全要素生產率的角度，以2012 年《綠色信貸指引》實施為外生事件，實證檢驗了綠色信貸政策對綠色企業發展的影響，以考察綠色金融發展是否促進了綠色企業生產率進而助力經濟高質量發展。結果發現，綠色信貸政策的實施顯著提升了綠色企業全要素生產率，體現了綠色信貸政策的生產率“支持效應”。進一步研究發現，綠色信貸政策的實施對綠色企業全要素生產率的提升作用在地方經濟發展壓力小、金融契約執行效率高的地區以及產品市場競爭強的行業中更為明顯。機制分析發現，綠色信貸政策實施后，綠色企業的融資約束得到緩解，同時降低了管理層的代理成本，從而促進全要素生產率的提升。此外，本文還發現綠色信貸政策的實施能夠有效激勵、監督企業管理層開展實質性創新活動，增加企業研發投入并提升創新質量。

本文的研究結論具有以下幾點政策啟示：第一，綠色企業受惠于綠色信貸政策，提升了全要素生產率，因此商業銀行應不斷擴展綠色金融客戶覆蓋面，優化綠色金融產品服務，繼續為綠色產業的可持續發展注入“血液”。第二，綠色信貸政策應落實到地方政府，建議在政績考核制度中提高綠色經濟效率的比重。第三，綠色信貸政策積極效應的發揮需要良好的契約環境作為支撐，應進一步完善法律制度，提高中介組織發育程度，為政府部門實施綠色金融政策提供重要基礎條件，從而更好促進綠色信貸政策助力實體經濟轉型升級。