金融深化對綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)分析

劉耀彬+胡凱川+喻群

摘要 在綠色發(fā)展的過程中，金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟體系中必不可少的一環(huán)正扮演著越來越重要的角色。從一般的理論認知和實踐而言，可從金融的深化和廣化兩個角度來看待金融發(fā)展。相對金融廣化而言，金融深化更能體現(xiàn)金融對于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過程，它通過引導(dǎo)投資邊際收益率促進綠色發(fā)展的效率，進而影響整個綠色經(jīng)濟系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率。本文通過構(gòu)建一個經(jīng)濟內(nèi)生增長模型來檢驗金融深化對綠色發(fā)展的影響效應(yīng)，以2003—2014年中國280個地級單元的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用面板門檻模型分析其內(nèi)在作用的非對稱性。結(jié)果表明：① 模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，金融深化作用在不同生產(chǎn)部門所占份額的配置未達到最優(yōu)時，金融深化對綠色發(fā)展存在門檻效應(yīng)，即金融深化對綠色發(fā)展作用存在可能的非對稱性；否則，二者以近似對數(shù)函數(shù)的關(guān)系相互作用。②實證發(fā)現(xiàn)，金融深化對綠色發(fā)展在中國地級層面存在一重門檻效應(yīng)，似然比檢驗結(jié)果表明該門檻效應(yīng)在1%的臨界值下顯著，并且其門檻值大小為0.635 5，門限回歸結(jié)果顯示金融深化對綠色發(fā)展在門限值前后的偏效應(yīng)系數(shù)分別為-0.056 8和0.129 9，說明中國金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫茲涅茨曲線的倒U形形狀。③穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，控制變量對金融深化導(dǎo)致的綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的擾動僅體現(xiàn)在P值的變化范圍之內(nèi)且變化幅度較小，門限值的大小及置信區(qū)間不會發(fā)生明顯變化，反映中國金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系結(jié)構(gòu)依然穩(wěn)健。顯然，應(yīng)當大力推進金融深化過程，突破“門檻效應(yīng)”的制約，充分發(fā)揮金融深化對資本的配置效應(yīng)，從而推動中國綠色發(fā)展進程。

關(guān)鍵詞 金融深化；綠色發(fā)展；面板門檻模型；穩(wěn)健性檢驗

中圖分類號 F062.2

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）09-0205-07DOI：10.12062/cpre.20170366

隨著生態(tài)環(huán)境對經(jīng)濟增長的約束效應(yīng)愈發(fā)明顯，綠色發(fā)展已成為許多國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的主導(dǎo)理念。因此，綠色發(fā)展水平影響因素的研究逐步成為學者們關(guān)注的焦點[1]。事實上，國內(nèi)外很多學者早就關(guān)注了綠色發(fā)展問題，綠色發(fā)展是怎樣發(fā)展，其狀態(tài)和水平怎樣評估以及哪些因素影響綠色發(fā)展等，這些主題正成為學者們關(guān)注的焦點，在綠色發(fā)展過程中，除了經(jīng)濟增長、居民綠色意識以及環(huán)境政策等眾多影響因素中，由于金融具有強大的資源配置能力使其成為現(xiàn)代經(jīng)濟系統(tǒng)中不可或缺的一部分[2]。由此，金融發(fā)展如何影響綠色發(fā)展水平以及通過什么途徑來影響綠色發(fā)展過程正引起了一些學者的濃厚興趣，如Cowan指出綠色金融主要指采用綠色經(jīng)濟資金融通來解決經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展與金融的融合[3]；李中認為綠色金融可以影響資金流動并導(dǎo)致風險，由此從綠色金融如何防范環(huán)境風險的作用四個方面闡述了綠色金融對于中國綠色發(fā)展的作用[4]；黃建歡和呂海龍指出金融主要通過資本支持、資本配置、企業(yè)監(jiān)督和綠色金融四種效應(yīng)對綠色發(fā)展水平產(chǎn)生影響[5]。

一般而言，可以從金融深化和金融廣化兩個方面來看待金融發(fā)展[6-7]。相對金融廣化，金融深化更能體現(xiàn)金融對于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過程，它主要表現(xiàn)在經(jīng)濟的發(fā)展通過儲蓄、投資、就業(yè)、收入分配等效應(yīng)不斷促進金融業(yè)的發(fā)展，這種良性循環(huán)進而持續(xù)推動經(jīng)濟增長的過程[7-8]。盡管有學者提出金融配置效應(yīng)對綠色發(fā)展的影響作用問題[5]，但是更多的文獻依然集中在金融深化如何影響碳排放上面：如顧洪梅和何彬建立PVAR模型研究了中國區(qū)域金融發(fā)展與碳排放之間的動態(tài)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展的深化對人均碳排放具有顯著的抑制作用[9]；陳碧瓊和張梁梁運用空間系統(tǒng)GMM方法發(fā)現(xiàn)，我國碳排放和金融效率存在顯著的空間相關(guān)性[10]；嚴成樑和李濤等構(gòu)建了一個包含金融發(fā)展、 創(chuàng)新和二氧化碳排放的內(nèi)生增長模型考察了金融發(fā)展對二氧化碳強度的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與二氧化碳強度之間存在倒U 型關(guān)系[11]。事實上，相對于金融廣化而言，金融深化對投資的導(dǎo)向性作用可以更有效地促使資本從高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)流向高新技術(shù)和綠色化產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)儲蓄轉(zhuǎn)化為綠色投資，進而提高企業(yè)對資源的利用技術(shù)。同時，金融深化還可以促使金融體系的不斷完善而發(fā)揮金融機構(gòu)對企業(yè)生產(chǎn)行為的監(jiān)督效應(yīng)，減少企業(yè)生產(chǎn)對環(huán)境系統(tǒng)產(chǎn)生的負外部性，從而促進區(qū)域的綠色發(fā)展水平的提升[5]。盡管金融深化會不斷優(yōu)化資源配置，但是這種優(yōu)化作用并不總是維持線性變化的，在特定情況下會出現(xiàn)“非對稱性”現(xiàn)象。如Saint和Paul認為金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在雙重均衡。因此，對于金融產(chǎn)業(yè)來說，就可能存在一個最優(yōu)發(fā)展規(guī)模[12]。顯然，這個最優(yōu)規(guī)模的存在必將影響到綠色發(fā)展系統(tǒng)，產(chǎn)生綠色發(fā)展狀態(tài)的“非對稱性”。Acemoglu和Zilibotti認為高回報率與投資項目是密不可分，且投資項目有一個最小規(guī)模的要求。因此，企業(yè)不得不通過金融部門的融資來達到這個門檻[13]，正因為這個門檻效應(yīng)的存在使得金融深化對綠色發(fā)展的作用并“非對稱”。

鑒于考慮金融深化對綠色發(fā)展可能存在的“非對稱性”假設(shè)考慮，本文通過在理論上構(gòu)建一個兩部門的內(nèi)生增長模型，來討論金融深化對綠色發(fā)展的“門檻效應(yīng)”存在的可能性，并以中國280個地級市2003—2014年的面板數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗中國各地級市層面的“門檻效應(yīng)”及其條件，由此提出相關(guān)政策建議。

1 模型方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 理論模型

為了證實金融深化對于綠色發(fā)展水平門檻效應(yīng)存在的可能性，本部分將通過內(nèi)生增長分析框架來說明。假設(shè)一般消費者服從CARR形式的效用函數(shù)：

其中，ρ是主觀折現(xiàn)率，eρt是主觀折現(xiàn)因子，反應(yīng)消費者對未來消費的重視程度，θ為邊際效用彈性，同時將人口總數(shù)L標準化為1。綠色發(fā)展主要包括實現(xiàn)經(jīng)濟增長與資源消耗與污染物排放之間的“脫鉤”和綠色增長促進綠色財富的積累和綠色福利的提升兩大方面[1]。根據(jù)此綠色發(fā)展含義，本文主要從實現(xiàn)經(jīng)濟增長低污染物排放的視角考慮，運用單位污染物所換來的產(chǎn)出作為綠色發(fā)展的代理變量，并將此變量記為YG，在含有污染物排放要素的生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時除以污染物排放P的得到關(guān)于綠色發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)[14]：endprint

uY表示參與產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動力份額，N為生產(chǎn)所投入的自然資源，P為污染排放且P=μN，同時滿足μ，>0。

假設(shè)儲蓄并不能完全轉(zhuǎn)化為有效投資而是與儲蓄投資轉(zhuǎn)化效率B有關(guān)，因此，投資的狀態(tài)方程可以寫成以下形式：

其中，δ1為資本的折舊率。

技術(shù)研發(fā)部門產(chǎn)品的增量可寫成下面的狀態(tài)方程：

χ為技術(shù)研發(fā)部門的生產(chǎn)效率且其值大于0，uA為技術(shù)研發(fā)部門所占用的勞動力比重，F(xiàn)為金融深化變量，τ、0、ν均為大于0小于1的參數(shù)，為各要素在生產(chǎn)中所占份額。

根據(jù)Mackinnom等的金融深化理論可知，金融深化的過程將使得投資儲蓄的轉(zhuǎn)化效率有效提升，因此，在L Arnold和U Walz提出的銀行生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上[15]，將其狀態(tài)方程改為：其中，η為銀行存貸部門的生產(chǎn)效率且其值大于0，uB為銀行從業(yè)人員在勞動力中所占比重，ε、ψ、ω均為大于0小于1的參數(shù)。

資源存量的狀態(tài)方程為：S·=VS-N（6）

S為自然資源存量，V為自然資源的可再生率，N為自然資源的消耗量。

借鑒R Lucas的思路，將人力資源的狀態(tài)方程設(shè)置為：

φ為人力資本的利用效率，δ2為人力資本的折舊率。

記g*.為各變量的穩(wěn)態(tài)增長率，根據(jù)（1）—（7）構(gòu)建Hamiliton函數(shù)，運用動態(tài)最優(yōu)化方法求均衡解，并結(jié)合穩(wěn)態(tài)定義可得：

根據(jù)g*A、g*B的定義并結(jié)合（8b）和（4）、（5）兩式整理后可得：

從（9）式中可以看出，金融深化作用主要通過促進技術(shù)進步即（9）式總的第一項，和拉動投資儲蓄轉(zhuǎn)化率即（9）式中的第二項影響綠色發(fā)展的穩(wěn)態(tài)增長路徑即g*Yc，且由于0<ν<1，0<ω<1，說明金融深化F對于綠色發(fā)展的穩(wěn)態(tài)增長路徑的作用是非線性的，也就意味著金融深化對綠色發(fā)展作用存在可能的非對稱性。同時，從（9）式中可以發(fā)現(xiàn)，綠色發(fā)展的變化會受到人力資本和自然資源消耗的影響，說明金融深化與綠色發(fā)展之間是有條件的非對稱性關(guān)系。

進一步地，為了研究金融深化對綠色發(fā)展的偏效應(yīng)，關(guān)于本文核心變量F對（9）式求偏導(dǎo)數(shù)可得：

根據(jù)函數(shù)取極值的一階條件，令（10）式為0。首先，設(shè)ν<ω，并且由于式中各參數(shù)均為不為0的正數(shù)，將（10）式整理后可得：

下面將分成方程（11）是否存在正實根，即門檻值是否存在兩種情況討論。

情況一：因為模型各參數(shù)均為正，所以（11）式右邊為負；且ω、ν均為大于0小于1的參數(shù)，所以-1<ω-ν<1。因為任意位于-1至1之間的數(shù)均可以表示成一個真分數(shù)的形式，所以，當分子為偶數(shù)時，根據(jù)冪函數(shù)的性質(zhì)，方程（11）存在正實根，即存在多組ω、ν使得g*Yc關(guān)于F的函數(shù)在正實數(shù)域存在駐點，表明金融深化對綠色發(fā)展的影響可能存在門檻效應(yīng)。

若ω、ν可以使方程（11）存在正實數(shù)解，此解可以寫為如下形式：

為了進一步判斷形如（12）式的解是否是門檻值，對（10）求二階導(dǎo)數(shù)可得：

將（12）式代入（13）式可得：

由于0<β<1，0<ν<1，0<ω<1，在定義域內(nèi)（14）式的取值恒不為0，因此，在F到達（12）式代表的值前后，F(xiàn)關(guān)于g*Yc的變化率是不同的，根據(jù)門檻效應(yīng)的定義，形如（12）式的解是門檻值，說明金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系可能存在有偏的庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

情況二：因方程（11）右邊為負，當可以表示ω-ν取值的真分數(shù)分子為奇數(shù)，將可能使得方程（11）的解為虛根或存在負實根，此類解不具有經(jīng)濟含義，即金融深化對綠色發(fā)展不存在門檻效應(yīng)。且從（9）式中可以看出，此時金融深化將以近似指數(shù)函數(shù)的形式推動綠色發(fā)展水平的提升。

綜上所述，金融深化對于綠色發(fā)展是否存在門檻效應(yīng)，取決于ν、ω的取值，即金融深化作用在技術(shù)生產(chǎn)部門和金融銀行部門的生產(chǎn)中所占份額的大小。若ν、ω的取值使得方程（11）存在正實根，則金融深化對綠色發(fā)展存在門檻效應(yīng)；若ν、ω的取值使得方程（11）無正實根，則金融深化對綠色發(fā)展沒有門檻效應(yīng)，金融深化會通過技術(shù)進步和投資儲蓄轉(zhuǎn)化率的提升以近似指數(shù)形式作用于綠色發(fā)展。因此，金融深化在不同生產(chǎn)部門之間份額的分配存在著最優(yōu)比例的問題，若比例得當則金融深化將始終促進綠色發(fā)展，否則可能出現(xiàn)門檻效應(yīng)，且這種最優(yōu)比例和非最優(yōu)比例均不唯一。這一結(jié)論與SaintPaul的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的“雙重均衡”理論類似[12]。

同時需要指出的是，這種“門檻效應(yīng)”的討論依賴于模型本身的形式和參數(shù)的設(shè)定，若模型形式和參數(shù)發(fā)生變化，門檻效應(yīng)存在性的討論也會發(fā)生改變。

1.2 計量模型的設(shè)定

為了研究金融深化水平的不同階段對綠色發(fā)展水平影響的數(shù)量上的具體關(guān)系，本部分將通過Hansen的面板門限模型分析金融深化對綠色發(fā)展的影響以及可能存在的門檻效應(yīng)。

首先，記為綠色發(fā)展水平，表示第i個城市在第t期的綠色發(fā)展水平，為模型中的被解釋變量，以單位污染物排放換來的GDP作為其代理變量；記金融深化水平作為核心解釋變量，本文選取King和Levine使用的代理變量地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額與地區(qū)GDP的比值作為本文研究金融深化的指標[16]；其余控制變量首先應(yīng)當考慮理論模型中所探討的影響金融深化門檻值的人力資本因素，同時，從（9）式中發(fā)現(xiàn)能源消耗也會對綠色發(fā)展水平產(chǎn)生影響，因此，將能源消耗也作為控制變量處理。為了更好地控制其他影響綠色發(fā)展的因素，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、 fdi作為控制變量加入模型[17]。因此，一重門檻模型可寫為：

αit為個體效應(yīng)向量，控制變量向量Xit則主要包括：人力資本、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、 fdi；μit表示隨機擾動項，I（·）為指示函數(shù)，當小括號內(nèi)條件得到滿足時函數(shù)值取1，否則，函數(shù)值取0，括號中的γ為待估計的門檻值。多重門檻模型可以此類推。endprint

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文以2003—2014年中國280個地級市建立面板數(shù)據(jù)樣本。為了凸顯不同區(qū)域之間的區(qū)域差異特征，本文選取樣本城市分別來自于中國的東部、中部和西部（受數(shù)據(jù)來源限制不包括西藏、香港、澳門、臺灣地區(qū)）。本文所有數(shù)據(jù)均依據(jù)中國城市統(tǒng)計年鑒整理計算而得。

依據(jù)以上理論推導(dǎo)所闡釋，本文采用經(jīng)濟增長的綠色化度即單位污染所創(chuàng)造的GDP表示綠色發(fā)展，鑒于中國70%的工業(yè)污染物為二氧化硫排放[18]，實證部分將采用GDP和工業(yè)二氧化硫排放的比值作為核心被解釋變量。

控制變量中人力資本的衡量在實證中通常因數(shù)據(jù)的易得性而采用受教育年限法[19]，參考此方法，本文以接受過大專以上教育的人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛榇碜兞?，記為humanit；而能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制強度和fdi代理變量的選擇采用《中國綠色發(fā)展指數(shù)報告2014》中關(guān)于工業(yè)聚集和綠色發(fā)展的研究中的做法：能源消耗以工業(yè)用電量和工業(yè)GDP的比值為代理變量，記為electricit；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量，記為percit；環(huán)境規(guī)制強度采用工業(yè)二氧化硫去除量和工業(yè)二氧化硫排放量來衡量，記為regulatit，fdi以外商投資額與工業(yè)GDP的比值為代理變量，記為fdiit[18]。

對以上指標進行簡單地描述性統(tǒng)計（見表1），可以發(fā)現(xiàn)：①數(shù)據(jù)相對比較穩(wěn)定；②離差幅度不大，表明數(shù)據(jù)波動不顯著。

2 實證研究

2.1 數(shù)據(jù)的初步觀察

為了探究在中國地級城市層面金融深化對綠色發(fā)展水平的“非對稱性”關(guān)系，本部分將通過統(tǒng)計數(shù)據(jù)，初步觀察金融深化與綠色發(fā)展水平的相關(guān)關(guān)系。將金融深化和綠色發(fā)展水平相關(guān)數(shù)據(jù)繪制成散點圖（見圖1）。從圖1中不難發(fā)現(xiàn)，當金融深化指標達到1附近時，金融深化與綠色發(fā)展有很明顯的正相關(guān)關(guān)系，而在1以前，散點呈現(xiàn)無規(guī)則的堆積分布，說明在這種狀態(tài)下，金融深化與綠色發(fā)展并沒有顯著的線性相關(guān)關(guān)系?？梢姡枰ㄟ^進一步數(shù)據(jù)分析來揭示其內(nèi)在的不確定性關(guān)系。

2.2 門檻檢驗

為了對金融深化對綠色發(fā)展水平是否存在門檻效應(yīng)

進行研究，首先需要確定門檻變量及其可能的門檻數(shù)量，以此確定模型的形式。選擇金融深化作為門檻變量，而確定門檻數(shù)量的主要方法是采用似然比檢驗，其中，一重門檻檢驗的原假設(shè)H0：β1=β2，備擇假設(shè)為H1：β1≠β2 ；雙重門檻檢驗的原假設(shè)為H0：γ1=γ2，備擇假設(shè)為H1：γ1≠γ2，F(xiàn)統(tǒng)計量分別為F1=s0-s1（γ^）σ2，F(xiàn)2=s1（γ^1）-s1（γ^2）σ2。利用實證數(shù)據(jù)和Stata 12.0軟件可以得出F統(tǒng)計量值和p值，具體值見表2。

從表2中可以看出，金融單一門檻效應(yīng)F值為9.873 4，在1%的臨界值下顯著，二重門檻效應(yīng)F值僅為0.000 1，十分不顯著。因此，可以認為金融對綠色發(fā)展存在單一門檻效應(yīng)，因此，本文采用單一門檻模型。門檻值的估計主要對門檻變量的取值進行排序然后選擇能使得殘差平方和最小的值，即[20]：

γ^=argminS1（γ）（16）

借助Stata軟件，算出門檻的估計值為0.635 5，門檻值95%的置信區(qū)間為[0.635 5，0.635 9]。似然比函數(shù)圖像有助于體現(xiàn)置信區(qū)間的構(gòu)造過程（見圖2）。門檻值將金融對綠色發(fā)展的作用區(qū)分兩個階段，顯示在地級層面中國金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

2.3 門限回歸

為了檢驗控制變量對于金融深化對綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的擾動，分別將finance*it、human*it、elcetric*it、perc*it、regulat*it、 fdi*it這幾個變量加入模型進行6組回歸分析（見表3）。為了避免回歸中可能存在的異方差問題，本文采用FGLS方法進行回歸。

從表3可以發(fā)現(xiàn)，觀察6組回歸的偏效應(yīng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，金融深化對綠色發(fā)展都呈現(xiàn)倒“U型”庫茲涅茨曲線的關(guān)系。進一步地，當金融深化水平超過門檻值時，金融深化水平對于綠色發(fā)展水平的邊際影響始終為正，其值分別為0.129 9、0.108 9、0.101 2、0.092 6、0.087 9、0.087 2、0.091 3、0.091 3，且該參數(shù)的t值水平始終在1%顯著水平下顯著；當超過門檻值時，金融深化水平對于綠色發(fā)展水平有較為顯著的推進效果，加快金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有助于提高當?shù)鼐G色發(fā)展總體水平。而在門檻值以下，即其值小于0.758 8時，其邊際作用小于0，但其t值除了在最后一組回歸中在5%的顯著水平下，并且其余都不顯著，這說明當金融深化水平未達到門檻值之前，其對綠色發(fā)展的推動作用不顯著，金融深化對于推動綠色化發(fā)展的作用十分有限。該數(shù)據(jù)分析進一步說明了金融深化對綠色發(fā)展存在“非對稱”的現(xiàn)象。另外，觀察偏效應(yīng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)人力資本水平對綠色發(fā)展的邊際作用很大，且其t值始終在5%的置信水平下顯著，說明人力資本對于綠色發(fā)展的推動作用明顯。

2.4 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步探究金融深化對綠色發(fā)展門檻是否穩(wěn)健，本節(jié)將通過逐步加入各個控制變量分別估計金融深化門檻值的大小及其顯著性，從而研究控制變量對這一門檻的影響，估計和檢驗結(jié)果見表4。從表4觀察可知，不同控制變量組合主要對門檻值的顯著性即P值產(chǎn)生影響，但影響不大，僅在加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境規(guī)制變量時，金融深化對綠色發(fā)展的門檻在5%的顯著水平下顯著，其余控制變量組合均在1%的顯著性水平下顯著，說明金融深化對綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)較為顯著，且十分穩(wěn)健，控制變量對其擾動性不大。

3 結(jié)論與政策啟示

3.1 主要結(jié)論

通過構(gòu)建一個經(jīng)濟內(nèi)生增長模型來檢驗金融深化對綠色發(fā)展的影響效應(yīng)，以2003—2014年中國280個地級單元的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用面板門檻模型分析其內(nèi)在作用的非對稱性。通過模型分析和實證得出了以下結(jié)論：endprint

（1）模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)金融深化對綠色發(fā)展作用存在“非對稱性”，即所謂數(shù)據(jù)表現(xiàn)上的門檻效應(yīng)。進一步討論發(fā)展，門檻效應(yīng)是否存在與金融深化作用在不同生產(chǎn)部門中所占的份額大小有關(guān)，即金融深化在不同生產(chǎn)部門中的分配存在著“最優(yōu)比例”的問題。

（2）采用中國280個地級市的面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，金融深化對綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)確實存在，其平均約為0.635 5，這說明當金融深化水平?jīng)]有達到這一門檻值之前，金融深化對綠色發(fā)展的推進作用并不顯著，而當金融深化水平超越這一門檻值時，金融深化將顯著推動綠色發(fā)展，說明中國金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

（3）通過門檻方程的穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，控制變量對金融深化對綠色發(fā)展作用的門檻效用的擾動不大，這一門檻效應(yīng)的檢驗始終顯著，說明金融深化對綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)在中國地級面板中是穩(wěn)健的。可見，金融深化作用在中國各地級市各生產(chǎn)部門中作用的比例并未達到最佳的狀態(tài)。

3.2 政策啟示

（1）由于金融深化對資源的配置會產(chǎn)生門檻效應(yīng)，因此，應(yīng)當大力發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)，完善金融體系，加速金融深化的過程，使金融深化對資源的配置作用突破門檻效應(yīng)的制約。

（2）由于金融深化對綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的出現(xiàn)與金融深化作用在不同生產(chǎn)部門所占份額有關(guān)，故應(yīng)當合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，特別是應(yīng)當重視技術(shù)研發(fā)部門和金融創(chuàng)新部門等創(chuàng)新部門的發(fā)展，從而避免金融深化對綠色發(fā)展出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

（3）從本文的實證結(jié)果上看，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新對綠色發(fā)展的偏效應(yīng)較大，說明科技創(chuàng)新對綠色發(fā)展的推動很顯著。因此，各地區(qū)應(yīng)當進一步加大對科技創(chuàng)新的投入力度。

參考文獻（References）

[1]胡鞍鋼，周紹杰. 綠色發(fā)展：功能界定、機制分析與發(fā)展戰(zhàn)略[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014，24（1）：14-20.[HU Angang， ZHOU Shaojie. Green development：functional definition， mechanism analysis and developmet strategy[J]. China population，resources and environment， 2014， 24（1）：14-20.]

[2]西南財經(jīng)大學發(fā)展研究院環(huán)保部環(huán)境與經(jīng)濟政策研究中心課題組.綠色金融與可持續(xù)發(fā)展[J].金融論壇，2015（10）：30-40.[The Study Group of Development Research Insititute of Southwestern University of Finance & Economics and Research Center for Environment and Economic Policy. Green finance and sustainable development[J]. Finance forum， 2015（10）：30-40.]

[3]COWAN E. Topical issues in environmental finance[R]. Asia Branch of the Canadian International Development Agency， 1999.

[4]李中.綠色金融創(chuàng)新與我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型問題研究[J].當代經(jīng)濟，2011（4）：6-8.[LI Zhong. Research on green finance innovation and industry tranformation of China[J]. Contemporary economics， 2011（4）：6-8.]

[5]黃建歡，呂海龍，王良健.金融發(fā)展影響區(qū)域綠色發(fā)展的機理[J].地理研究，2014，33（3）：532-545.[HUANG Jianhuan， LV Hailong， WANG Liangjian. Mechanism of financial development influencing regional green development[J]. Geographical research， 2014， 33（3）：532-545.]

[6]MISHKIN F. Economics of money， banking and financial markets[M]. Pearson Publishing Company， 2012.

[7]ROWNALD M. Money and capital in economic development[R]. Brookings Institute， 1973.

[8]SHAW E S. Financial deepening in economic development[M]. Oxford：Oxford University Press， 1973.

[9]顧洪梅，何彬.中國省域金融發(fā)展與碳排放研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，22（8）：22-27.[GU Hongmei， HE Bing.Study on Chinese financial development and carbon emission[J]. China population，resources and environment， 2012， 22（8）：22-27. ]

[10]陳碧瓊，張梁梁. 動態(tài)空間視角下金融發(fā)展對碳排放的影響力分析[J].軟科學，2014，28（7）：140-144.[CHEN Biqiong， ZHANG Liangliang. The impact of financial development to carbon emissions from the perspective from dynamic spatial[J]. Soft science， 2014， 28（7）：140-144.]endprint

[11]嚴成樑，李濤，蘭偉. 金融發(fā)展、創(chuàng)新與二氧化碳排放[J].金融研究，2016（1）：14-30.[YAN Chengliang， LI Tao， LAN Wei.Financial development， innovation and carbon emission[J]. Journal of financial research， 2016（1）：14-30.]

[12]SAINTPAUL G. Technological choice， financial markets and economic development[J]. European economic review， 1992， 36（4）：763-781.

[13]ACEMOGLU D，ZILIBOTTI F. Was prometheus unbounded by chance？ risk， diversification and growth[J]. Journal of political economy， 1997， 105（4）：705-779.

[14]劉耀彬，楊新梅.基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的城市化進程中資源環(huán)境“尾效”分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，21（2）：24-30.[LIU Yaobin， YANG Xinmei. Analysis on resources consumption drag of urbanization based on endogenous growth model[J]. China population， resources and environment， 2011， 21（2）：24-30.]

[15]ARNOLD L ，WALZ U. Financial regimes， capital structure， and growth[J]. European journal of political economy， 2000， 16：491-508.

[16]KING R， LEVINE R. Finance and growth： Schumpeter might be right[J]. Quarterly journal of economics， 1993， 108（3）：717-737.

[17]GROSSMAN G M， KRUEGER A B. Economic growth and environment[J]. The quarterly journal of economics， 1995， 110（2）：211-224.

[18]北京師范大學科學發(fā)展觀與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展研究基地，西南財經(jīng)大學綠色經(jīng)濟與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展研究基地，國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心.2014中國綠色發(fā)展指數(shù)年度報告[M].北京：北京師范大學出版社，2015.[The Research Base for Scientific Outlook on Development and Sustainable Development of Economic of Beijing Normal University， The Research Base for Green Economy and Sustainable Development of Economic of Southwestern University of Finance and Economics， China Economic Monitoring & Analysis Center of National Bereau of Statistics. China green development index report 2014[M]. Beijing：Beijing Normanl University Publishing House， 2015.]

[19]詹新宇.市場化、人力資本與經(jīng)濟增長效應(yīng)[J].中國軟科學，2012（8）：166-177[ZHAN Xinyu. Marketization， human capital and economic growth effect[J]. China soft science， 2012（8）：166-177.]

[20]HANSEN B. Threshold effects in nondynamics panels： estimation， testing and inference[J]. Journal of econometrics， 1999，93：345-368.endprint