中國金融包容性發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放

朱東波+任力+劉玉

摘要改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，為中國崛起提供了重要的物質(zhì)基礎(chǔ)與保障。然而，粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式也導(dǎo)致嚴(yán)重的資源環(huán)境問題。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展核心，實現(xiàn)中國綠色低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開金融支持。本文首先在分析金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的作用機(jī)制基礎(chǔ)上，提出以下研究假說：①金融發(fā)展對碳排放存在正、負(fù)兩種效應(yīng)，其綜合效應(yīng)的大小取決于兩種效應(yīng)的相對大小。②環(huán)境庫茲涅茲曲線假說并不是穩(wěn)健的，其成立與計量方法、研究區(qū)域等選取有關(guān)。③金融發(fā)展對碳排放的影響在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與金融發(fā)展水平下存在門檻效應(yīng)。④空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系存在顯著影響。隨后構(gòu)建動態(tài)面板模型與面板門檻模型，應(yīng)用系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)等多種估計方法，在核算中國各省份金融包容性發(fā)展指數(shù)與碳排放基礎(chǔ)上，結(jié)合省級面板數(shù)據(jù)，并分東、中、西區(qū)域，對以上假說進(jìn)行實證檢驗與分析。得出以下結(jié)論：①中國金融包容性發(fā)展呈現(xiàn)區(qū)域性差異，東部金融發(fā)展明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。②當(dāng)前中國金融發(fā)展有利于減少碳排放，促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。③當(dāng)以金融發(fā)展為門檻變量時，金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸弱化的。④當(dāng)以經(jīng)濟(jì)增長作為門檻變量時，金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸增強(qiáng)的。⑤空間異質(zhì)性影響金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系——中西部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展有利于減少碳排放；東部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展卻導(dǎo)致碳排放增加。最后，本文從強(qiáng)化金融在綠色低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用、創(chuàng)新開放格局等方面提出政策建議。

關(guān)鍵詞金融包容性發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；綠色經(jīng)濟(jì)；面板門檻模型；空間異質(zhì)性

中圖分類號F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2018）02-0066-11DOI：10.12062/cpre.20171018

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，為中國崛起提供了重要的物質(zhì)基礎(chǔ)與保障。然而，粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式也導(dǎo)致嚴(yán)重的資源環(huán)境問題。2014年，據(jù)荷蘭環(huán)境評估局，中國為碳排放最多經(jīng)濟(jì)體，排放總量為105.41億t，全球占比為29.79%，約為第二位美國碳排放的2倍； 2015年，中國人均廢水排放、二氧化硫排放、煙（粉）塵排放分別高達(dá)53.49 t、135.24 kg、111.89 kg。有鑒于此，十八屆五中全會之后，中央將“綠色發(fā)展”作為五大發(fā)展理念之一，提升至國家發(fā)展戰(zhàn)略層面。通常來說，金融發(fā)展能夠有效引導(dǎo)社會經(jīng)濟(jì)資源、資金等從高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)流向環(huán)保產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。本文探究金融發(fā)展對碳排放的影響，尤其在資源環(huán)境日益束緊背景下，一方面揭示金融發(fā)展與綠色低碳經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，為推動經(jīng)濟(jì)綠色化提供新的證據(jù)，另一方面為構(gòu)建綠色金融體系提供政策建議，具有重要的現(xiàn)實意義。

1文獻(xiàn)綜述

早期碳排放類文獻(xiàn)主要從經(jīng)濟(jì)增長的視角，集中于對環(huán)境庫茲涅茲曲線（Environmental Kuznets Curve，EKC）的理論分析與實證研究，最新研究開始考慮金融發(fā)展等因素對碳排放的影響。EKC假說可追溯至20世紀(jì)90年代Grossman & Krueger的一篇工作論文，Grossman & Krueger[1]在探究北美自由貿(mào)易協(xié)定對環(huán)境的潛在影響時，證實環(huán)境指標(biāo)同經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系。之所以命名為庫茲涅茲曲線，源于Kuznets[2]關(guān)于收入分配與經(jīng)濟(jì)增長的一項研究，證實收入不平等同人均收入存在倒U型曲線關(guān)系，進(jìn)一步地，Panayotou[3]將經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的類似曲線命名為環(huán)境庫茲涅茲曲線或EKC。自EKC假說提出后，研究工作從理論與實證兩個方向展開，詳見綜述論文Dinda[4]等。

也有研究對EKC假說提出質(zhì)疑，如Harbaugh， et al[5]認(rèn)為EKC假說僅適用于部分空氣污染物，如二氧化硫、粉塵的研究，而在水污染、固體廢棄物污染實證上則得不到證實，即EKC假說成立有局限性。

最新研究開始將金融發(fā)展作為環(huán)境質(zhì)量的影響因素，研究其與環(huán)境之間的關(guān)系。Claessens[6]研究證實金融發(fā)展有助于降低交易成本、信息成本，利于貸款與投資，包括對環(huán)境友好型項目投資，從而對環(huán)境產(chǎn)生影響。Tamazian et al[7]開創(chuàng)性地探究金融發(fā)展同環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系，將股票市場總量、存貸款總額等作為衡量金融發(fā)展指標(biāo)，證實金融發(fā)展有利于減少污染物排放，改善環(huán)境。隨后，Tamazian & Rao[8]、Shahbaz， et al[9]、Salahuddin et al[10]等研究再次證實金融發(fā)展能夠減少CO2排放，改善環(huán)境。與上述研究結(jié)論相反，Boutabba[11]對印度的一項實證研究，證實金融發(fā)展導(dǎo)致污染物排放增加，加劇環(huán)境惡化。得到類似結(jié)論的研究還包括Shahzad， et al[12]、Javid & Sharif[13]、Ali， et al[14]等。但目前針對中國金融發(fā)展與碳排放之間的關(guān)系卻鮮有人研究，就現(xiàn)有可獲取的文獻(xiàn)來說，我們僅發(fā)現(xiàn)Jalil & Feridum[15]，Zhang[16]，顧紅梅、何彬[17]，嚴(yán)成樑等[18]等數(shù)篇文獻(xiàn)，且研究結(jié)論大相徑庭——Jalil & Feridum、顧紅梅與何彬等證實中國金融發(fā)展能夠減少污染排放，改善環(huán)境；Zhang的實證結(jié)果表明金融發(fā)展導(dǎo)致碳排放增加；嚴(yán)成樑等則證實金融發(fā)展與碳排放之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

基于以上文獻(xiàn)回顧，已有研究初步分析了金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系，認(rèn)為其是碳排放的重要影響因素，但對其環(huán)境效應(yīng)的認(rèn)識仍存在很大爭議?，F(xiàn)有研究存在以下待拓展空間：一是已有研究多局限于金融發(fā)展與碳排放的線性關(guān)系，忽略了金融發(fā)展影響碳排放的門檻效應(yīng)的存在；二是針對中國金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系探討較少。尤其在當(dāng)前世界積極應(yīng)對全球氣候變化、中國作為最大碳排放經(jīng)濟(jì)體與面臨資源環(huán)境約束日益束緊等多重背景下，為此，本文首先從金融包容性的視角，聯(lián)系中國金融體系結(jié)構(gòu)與指標(biāo)數(shù)據(jù)可獲取性，構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)體系與金融包容性指數(shù)（Index of Financial Inclusion，IFI）[19]。隨后，基于理論機(jī)制分析與研究假說，構(gòu)建計量模型，采用省級動態(tài)面板估計方法與面板門檻模型等，并結(jié)合混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)等多個計量模型對假說進(jìn)行檢驗與分析。與現(xiàn)有研究相比，本文從以下三個方面豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)：一是從理論上闡明已有研究對兩者之間認(rèn)識存在爭議的原因在于金融發(fā)展對碳排放存在正、負(fù)兩種效應(yīng)，并將金融包容性引入金融發(fā)展與碳排放的分析中，深化了對兩者之間關(guān)系的認(rèn)識；二是分析了金融發(fā)展影響碳排放的門檻效應(yīng)，提供了從非線性的視角理解兩者之間關(guān)系的新的視角；三是探究并分析空間異質(zhì)性對兩者之間關(guān)系的影響，從而為科學(xué)有效地制定碳減排政策提供了理論依據(jù)。endprint

2 機(jī)制分析與研究假說

2.1金融發(fā)展與碳排放

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的核心，其發(fā)展有助于提高金融資源的配置效率，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長等，勢必會對低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響，尤其是，伴隨近年來強(qiáng)調(diào)普惠金融、金融包容性發(fā)展。金融包容性（Financial Inclusion）發(fā)展最初是作為金融排斥（Financial Exclusion）的對立概念加以使用的，Chakravarty & Pal[20]認(rèn)為金融包容性發(fā)展指的是，金融資源與服務(wù)供給在合意成本上的可獲取性，強(qiáng)調(diào)的是不論政府、企業(yè)、消費(fèi)者等不同經(jīng)濟(jì)個體均能夠享受到金融資源與服務(wù)以及其發(fā)展帶來的收益。這樣，金融包容性發(fā)展有利于緩解生產(chǎn)商的資金預(yù)算約束瓶頸，增加技術(shù)研發(fā)投入或擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模等，從而對碳排放產(chǎn)生影響；同時，也解決消費(fèi)者一定的收入預(yù)算問題，增加需求與消費(fèi)，尤其大宗消費(fèi)品消費(fèi)，如購置房產(chǎn)等，從而對碳排放產(chǎn)生影響。具體來說，金融發(fā)展對碳排放存在正、負(fù)兩種作用機(jī)制。其正向機(jī)制指的是，金融發(fā)展導(dǎo)致碳排放增加，加劇環(huán)境退化。金融發(fā)展對碳排放的正向機(jī)制主要體現(xiàn)在以下三個方面：①從消費(fèi)者層面來看，金融發(fā)展可以通過低成本、有效率的金融中介使得消費(fèi)者更容易獲取資金用于大宗（或耐用）商品（例如空調(diào)、洗衣機(jī)、手機(jī)等）的消費(fèi)與購買，結(jié)果需求增加刺激企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模與供給的增加，而生產(chǎn)擴(kuò)大必然消耗更多原材料、能源等，從而導(dǎo)致碳排放增加。②從公司層面來看，金融發(fā)展減少公司摩擦成本與交易成本等，從而使公司能夠以更低的成本獲取資金、資本，鼓勵企業(yè)增加投資、擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，從而導(dǎo)致能源消費(fèi)增加，尤其在當(dāng)前中國欠完善的環(huán)境規(guī)制體系與較低的節(jié)能減排技術(shù)水平下，將進(jìn)一步導(dǎo)致污染排放增加。③從國家層面來看，金融發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這將增加能源消耗的壓力，而在當(dāng)前以煤炭為主能源結(jié)構(gòu)下勢必導(dǎo)致碳排放增加。另外，短期來看，環(huán)境保護(hù)產(chǎn)生一定的減排投入與治污成本，將不利于生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大與投資，更容易被選擇性忽視。金融發(fā)展對碳排放的負(fù)向機(jī)制指的是，金融發(fā)展有利于降低碳排放，改善環(huán)境質(zhì)量，主要體現(xiàn)在以下三個方面：一是穩(wěn)定良好的金融發(fā)展水平有助于形成穩(wěn)定的投資環(huán)境，進(jìn)而吸引外資與引進(jìn)環(huán)境友好型技術(shù)等；開放經(jīng)濟(jì)條件下，外商直接投資也是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要方式，以外資形式推動的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與技術(shù)溢出為促進(jìn)東道主國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提供動力。換句話說，金融發(fā)展促進(jìn)外資引進(jìn)，有助于提高發(fā)展中國家節(jié)能減排技術(shù)與綠色生產(chǎn)技術(shù)的水平，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由依托資源型向依托創(chuàng)新技術(shù)型的轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)保護(hù)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展。二是金融發(fā)展使得企業(yè)更容易獲取用于研發(fā)投入的資本，減小其研發(fā)風(fēng)險，提高生產(chǎn)技術(shù)，尤其是節(jié)能減排技術(shù)水平與能源利用效率，促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與早日實現(xiàn)。三是高科技、效率高的企業(yè)普遍表現(xiàn)出較高的環(huán)保意識，而金融發(fā)展則進(jìn)一步刺激該類公司的表現(xiàn)而減少能源消費(fèi)和碳排放等。由于金融發(fā)展對碳排放同時存在以上兩種效應(yīng)，因而，其綜合影響取決于兩種作用機(jī)制相對大小?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僬f1：

H1：金融發(fā)展對碳排放存在正、負(fù)兩種效應(yīng)，其綜合效應(yīng)取決于兩種效應(yīng)的相對大小。

2.2經(jīng)濟(jì)增長與碳排放

一般地說，影響碳排放的路徑主要分為以下三個方面：經(jīng)濟(jì)規(guī)模變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動以及技術(shù)水平增進(jìn)?；谝陨先N路徑，學(xué)術(shù)界對EKC假說解釋，總體上可以歸納以下三類：一是初期，物質(zhì)消費(fèi)相對貧乏，產(chǎn)品的邊際效用較高，因此優(yōu)先物質(zhì)生產(chǎn)，而后期，人們更注重生活條件、環(huán)境質(zhì)量，此時增加環(huán)境投資與減排投入，淘汰或轉(zhuǎn)移高污染產(chǎn)業(yè)等減少污染。二是環(huán)境質(zhì)量，伴隨經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)由農(nóng)業(yè)化向工業(yè)化轉(zhuǎn)變而退化，之后由于工業(yè)化深化發(fā)展，產(chǎn)業(yè)由能源密集型向知識技術(shù)密集型轉(zhuǎn)化而得到改善。三是經(jīng)濟(jì)增長使得國家有更多的資本用于研發(fā)、節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新等，促進(jìn)低效率、高能耗技術(shù)向高效率低能耗綠色技術(shù)升級。隨著理論界對經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間關(guān)系研究的深化，部分研究對EKC假說提出質(zhì)疑，認(rèn)為EKC假說并不是穩(wěn)健的。Dinda[4]認(rèn)為EKC假說沒有穩(wěn)健的計量基礎(chǔ)，同時進(jìn)一步指出已有研究中普遍存在異方差、變量有偏等問題。為此，本文提出以下假說：

H2：環(huán)境庫茲涅茲曲線假說并不是穩(wěn)健的，其成立與計量模型、區(qū)域等選取相關(guān)。

2.3金融發(fā)展影響碳排放門檻效應(yīng)與空間異質(zhì)性分析

伴隨經(jīng)濟(jì)增長與收入水平的提高，消費(fèi)者對環(huán)保產(chǎn)品與環(huán)境公共品的需求與偏好也將隨之提高。金融發(fā)展也將促進(jìn)金融體系的進(jìn)一步完善，并緩解金融資源在不同產(chǎn)業(yè)間分配不均衡的現(xiàn)狀。對碳排放的微觀主體企業(yè)來說，需求與偏好是企業(yè)生產(chǎn)的導(dǎo)向，為適應(yīng)需求與偏好的改變部分企業(yè)將會改變投資決策與策略，將金融資源用于對傳統(tǒng)生產(chǎn)模式的升級，以增加綠色產(chǎn)品供給，滿足消費(fèi)需求與偏好的轉(zhuǎn)變。同時，伴隨收入水平與公眾環(huán)保意識的提高，環(huán)境治理水平與環(huán)境規(guī)制體系也將隨之完善與提高。這也激勵、倒逼企業(yè)等排污主體將金融資源用于污染尾端治理等。穩(wěn)定的金融發(fā)展環(huán)境有利于降低融資成本，降低企業(yè)技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的風(fēng)險，鼓勵企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新支出，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，提高生產(chǎn)效率，降低單位產(chǎn)出能耗，或者使用替代性清潔能源與生產(chǎn)替代性清潔產(chǎn)品等，從而減少污染排放，改善環(huán)境質(zhì)量。也就是說，隨著經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展水平的提高，消費(fèi)者對環(huán)境的重視程度也將隨之提高，這將改變金融資源與服務(wù)在環(huán)保產(chǎn)業(yè)的投放，進(jìn)而影響到研發(fā)投入、綠色生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)，從而減少碳排放，改善環(huán)境質(zhì)量等。因此，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與金融發(fā)展水平下，金融發(fā)展同碳排放之間關(guān)系可能發(fā)生變化，即金融發(fā)展同碳排放之間關(guān)系在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與金融發(fā)展水平下可能存在門檻效應(yīng)。

同時，考慮到中國地域廣闊，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)、資源稟賦優(yōu)勢、文化風(fēng)俗習(xí)慣、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度等均存在異質(zhì)性。不同地區(qū)環(huán)保意識、金融發(fā)展水平也可能存在較大差距。不同金融包容性發(fā)展水平下，地區(qū)之間企業(yè)、公司、消費(fèi)者不同經(jīng)濟(jì)主體獲取金融服務(wù)的難易程度、借貸成本等可能存在很大差異。這些差異將影響企業(yè)生產(chǎn)決策、消費(fèi)者偏好等，從而間接地對碳排放產(chǎn)生影響。因此，空間異質(zhì)性可能對金融包容性發(fā)展與碳排放之間關(guān)系存在顯著影響?；谝陨戏治?，本文提出研究假說3、假說4：endprint

H3：在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與金融發(fā)展水平下，金融發(fā)展同碳排放之間為非線性關(guān)系。

H4：空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系存在顯著影響。

3實證設(shè)計：模型、變量與數(shù)據(jù)

3.1計量模型構(gòu)建

本文主要考察的是金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間關(guān)系，結(jié)合以上分析，同時考慮到二氧化碳排放可能存在時間滯后性等，構(gòu)建如下動態(tài)面板計量模型：

CO2it=α0+δ1CO2it-1+α1fdit+α2gdpit+α2gdp2it+βX+Vi+εit （1）

式中，i，t分別表示中國各?。ɑ蚴械貐^(qū)）、年份。被解釋變量為CO2，本文選取人均CO2排放表示，并用碳排放強(qiáng)度作穩(wěn)健性檢驗。fd表示金融發(fā)展，為本文的核心解釋變量，本文采用金融包容性指數(shù)（IFI）衡量，具體原理與測算結(jié)果見下文。gdp表示經(jīng)濟(jì)增長，采用以1994年為基年的人均實際GDP表示，加入其平方項用以考察環(huán)境庫茲涅茲曲線假說。X表示控制變量組，主要包括能源消費(fèi)（EC）、對外貿(mào)易（TRA）、外商直接投資（FDI）、工業(yè)化（IND）、城鎮(zhèn)化（URB）等。其中，能源消費(fèi)，本文采用人均值表示；對外貿(mào)易采用貿(mào)易依存度表示，即地區(qū)進(jìn)出口總額與當(dāng)年GDP之比，美元換算人民幣時采用當(dāng)年年均匯率值；外商直接投資采用實際利用的外資額與地區(qū)GDP之比表示，計算時采用年均美元匯率換算，主要考察污染者天堂假說是否在中國成立；工業(yè)化采用工業(yè)增加值在當(dāng)年GDP的比重表示；城鎮(zhèn)化率則用城鎮(zhèn)人口與地區(qū)常住人口之比表示。Vi表示個體固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)誤差項。需要說明的是，為控制異方差，根據(jù)模型（1）回歸時，二氧化碳、金融發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)增長等變量采用自然對數(shù)形式。

進(jìn)一步地，為檢驗研究假說2，本文采用Hansen[21]提出的面板門檻模型。對于某個門檻值λi，構(gòu)成兩個不同的分段區(qū)間，如果當(dāng)門檻變量在大于λi與小于λi時，核心解釋變量的回歸系數(shù)發(fā)生顯著變化，則說明金融發(fā)展對碳排放的影響并非是簡單線性關(guān)系，而是非線性關(guān)系。具體如下：

CO2it=β0+βi1FDit×I（qit≤λi）+βi2FDit×I（qit>λi）+γXit+Vi+εit （2）

式（2）中其他變量含義同（1）式。這里q表示門檻變量，根據(jù)前述機(jī)制分析部分，經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展水平的不同可能導(dǎo)致金融發(fā)展對碳排放的影響產(chǎn)生非線性變化，為此，本文分別將經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展設(shè)定為門檻變量q，分別采用人均實際GDP與下文測算的金融包容性發(fā)展指數(shù)衡量。I（*）表示示性函數(shù)，即當(dāng)滿足括號內(nèi)條件時為1，否則為0。如果選擇合理的門檻變量，且門檻估計值通過顯著性檢驗，則βi1，βi2會顯著不同。以上分析是以單門檻為例，多門檻分析與之類似，這里不再贅述。具體操作時，本文使用Stata14.0，借鑒Wang[22]提出的固定效應(yīng)面板門檻模型操作方法。

3.2變量指標(biāo)構(gòu)建與核算

3.2.1二氧化碳排放核算

本文借鑒杜立民[23]，即采取如下公式計算CO2排放量：

CO2=∑7k=1Ek×CFk×CCk×COFk×44/12+m0·Q （3）

式（3）中，Ek表示第k種能源消費(fèi)量；CFk表示對應(yīng)第k種能源的發(fā)熱值；CCk則表示第k種能源的碳含量；COFk則表示第k種能源的氧化因子；44/12表示CO2與C的相對分子量之比。Q表示水泥生產(chǎn)量，m0表示水泥生產(chǎn)過程中的碳排放系數(shù)。根據(jù)碳含量（CC）等相關(guān)數(shù)值，可根據(jù)公式Ek×CFk×CCk×COFk×44/12計算k種能源的二氧化碳排放系數(shù)。具體來說，焦炭、煤炭、煤油、柴油、汽油、燃料油及天然氣等7種化石燃料的CFj、CCj、COFj與水泥生產(chǎn)的CO2排放系數(shù)分別為2.848 1、1.647 0、3.174 2、3.150 0、3.045 1、3.064 2、21.670 4、0.527 1。

3.2.2金融發(fā)展指數(shù)核算

本文構(gòu)建金融包容性發(fā)展指數(shù)衡量中國金融綜合發(fā)展水平，主要借鑒Sarma[24]和Pravat & Arindam[25]的構(gòu)建方法。Sarma較早提出其金融包容性指標(biāo)公式是主要依據(jù)聯(lián)合國采用的人力發(fā)展指數(shù)。Sarma提出的金融包容性指數(shù)基本公式為：

IFI-1-∑ki=1[（Mi-di）/（Mi-mi）]2/k（4）

式（4）中，k為所采用的維度個數(shù)，Mi為i維度數(shù)據(jù)最大值，mi為i維度最小值，di則為對應(yīng)i維度值。Pravat & Arindam在Sarma所構(gòu)建金融包容性指數(shù)的公式基礎(chǔ)上，取k=3時即采取三個維度指標(biāo)來衡量印度各個邦省地區(qū)金融發(fā)展情況。本研究則擴(kuò)展上述兩項研究，結(jié)合中國金融相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲取性，引入以下8個維度指標(biāo)來構(gòu)建作為衡量中國金融包容性發(fā)展的金融包容性指數(shù)。這8個維度分別為人均存貸款余額、存貸款同GDP之比、金融機(jī)構(gòu)地理分布、金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)的人均分布、保險密度、保險深度、金融業(yè)從業(yè)人數(shù)的人口分布與金融業(yè)從業(yè)人數(shù)的地域分布。本文選取上述8個指標(biāo)基于衡量金融發(fā)展三個方面即金融發(fā)展深度（如存貸款余額同GDP之比、保險深度、人均存貸款等），金融服務(wù)的易獲取程度（金融機(jī)構(gòu)營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)的地域分布，金融業(yè)從業(yè)人數(shù)的地域分布等）以及金融活躍度（通過考察金融業(yè)過去一年間獲益人群受益以及其對應(yīng)產(chǎn)業(yè)增加值人口密度）等的考量。表1匯報了中國省域金融包容性指數(shù)核算體系。

結(jié)合《區(qū)域金融運(yùn)行報告》與《中國金融年鑒》等相關(guān)資料，根據(jù)公式（4）與上述中國金融包容性發(fā)展指標(biāo)體系，本文核算了中國金融包容性發(fā)展指數(shù)。進(jìn)一步地，本文繪制了2004—2014年間中國東、中、西地區(qū)省域金融包容性發(fā)展年均值表2?？偟膩砜矗?004—2014年間，東部地區(qū)金融包容性發(fā)展水平（省均值為0.291 4）遠(yuǎn)高于中部（省均值為0.095 5）、西部（省均值為0.117 9）地區(qū)。具體來說，中國金融包容性發(fā)展水平居于前10的省份中，東部區(qū)域占7個，中西部省份占3個。其中，居于前6位的均endprint

為東部省份，從高到低依次為北京、上海、天津、浙江、廣東、江蘇。這些數(shù)據(jù)表明，中國區(qū)域金融發(fā)展呈現(xiàn)出區(qū)域性差異的特點(diǎn)，即東部地區(qū)金融包容性發(fā)展水平遠(yuǎn)高于中西地區(qū)。其原因可能在于，東部省市地區(qū)或為政治中心（北京），或為沿海經(jīng)濟(jì)中心（上海、廣州等），天然占據(jù)著中國政治優(yōu)勢與經(jīng)濟(jì)區(qū)位優(yōu)勢。相較于中西部內(nèi)陸地區(qū)，東部地區(qū)一方面存在特有的金融政策優(yōu)勢，另一方面較為完善的市場制度也有利于該區(qū)域的金融發(fā)展。而金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心，是依附與服務(wù)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。因此，東部較發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)地區(qū)伴隨有較高的金融發(fā)展水平。

3.3數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性特征

CO2計算時涉及到的汽油、煤炭、天然氣等能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫（CEIC）、《中國能源統(tǒng)計年鑒》等。核心解釋變量金融發(fā)展分指標(biāo)如營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)量、存貸款、金融資產(chǎn)總額、金融機(jī)構(gòu)營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)、金融業(yè)從業(yè)人數(shù)、保險密度、保險深度等來源于各省份2004—2015年的《區(qū)域金融運(yùn)行報告》、Wind數(shù)據(jù)庫與《中國金融年鑒》等。本研究中地區(qū)生產(chǎn)總值以1994年為基期的實際GDP作為衡量指標(biāo)，考慮各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大差異，引入人均實際GDP；能源消費(fèi)數(shù)據(jù)采用轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)煤之后能源消費(fèi)進(jìn)行估算的，數(shù)據(jù)來源于CEIC；外商直接投資（FDI）則是通過當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣之后再同當(dāng)?shù)谿DP相除得到，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫；外貿(mào)開放度（TRA）則是通過當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣之后的進(jìn)出口總額，再同GDP相除得到的，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局網(wǎng)站，匯率數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫；工業(yè)化 （IND）則是直接用各?。ɑ蚴?、地區(qū)）工業(yè)增加值同當(dāng)?shù)谿DP相除得到，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)庫；城鎮(zhèn)化率（URB）則是根據(jù)城鎮(zhèn)人口同常住人口之比得到，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。結(jié)合金融發(fā)展各分指標(biāo)以及能源消費(fèi)等數(shù)據(jù)可獲取性，本文將實證研究的時間跨度設(shè)定為2004—2014年。由于西藏地區(qū)行業(yè)等數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文將其剔除，得到30個省市地區(qū)（不包括港澳臺、西藏）2004—2014年間的面板數(shù)據(jù)庫。

4實證結(jié)果與分析

4.1金融包容性發(fā)展影響碳排放的基本分析

由于模型（1）中包含被解釋變量滯后項，回歸估計可能存在內(nèi)生性問題，如果采用一般面板回歸方法可能導(dǎo)致估計結(jié)果有偏與非一致。為此，本文采取由Arellano and Bover[26]提出的系統(tǒng)廣義矩估計方法（SYSGMM），用變量滯后項作為工具變量來解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題。此外，考慮到兩步系統(tǒng)GMM模型更適用于有限樣本估計，且對序列相關(guān)與異方差問題的處理效果好于一步系統(tǒng)GMM模型，這里分析主要以兩步系統(tǒng)GMM模型為主。同時，為進(jìn)一步檢驗金融發(fā)展對碳排放的影響及系統(tǒng)GMM方法估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也采用混合回歸（POLS）、固定效應(yīng)（FE）、隨機(jī)效應(yīng)（RE）、差分GMM（DIFFGMM）等方法對模型（1）進(jìn)行估計。表3匯報了金融發(fā)展影響碳排放的估計結(jié)果。實證分析中系統(tǒng)GMM等估計方法需要通過兩個檢驗：一是檢驗工具變量的選取是否存在過度識別；二是檢驗差分方程的隨機(jī)擾動項是否存在二階序列相關(guān)。本文檢驗結(jié)果表明：Sargan檢驗表明整體來看，模型總體矩條件是成立的，所選擇的工具變量也是有效的；在1%顯著性水平下， AR（2）不顯著，即該模型不存在二階自相關(guān)。因此，系統(tǒng)GMM模型是適用的。

根據(jù)回歸結(jié)果，模型（1）中金融發(fā)展的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，以SYSGMM2為例，金融發(fā)展增加1%，將減少0.519 4%的二氧化碳排放。這說明中國金融發(fā)展的“負(fù)向”環(huán)境效應(yīng)大于“正向”環(huán)境效應(yīng)，已初步表現(xiàn)出“綠色低碳”發(fā)展的性質(zhì)，即金融發(fā)展有利于減少碳排放，改善環(huán)境質(zhì)量，證實研究假說H1。其背后的原因可能在于：一是粗放型發(fā)展模式導(dǎo)致資源環(huán)境約束日益束緊，在此經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整與發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型迫切需要金融的支持，政府開始強(qiáng)調(diào)將金融資源與服務(wù)向綠色化方向宏觀調(diào)控，引導(dǎo)資金流向節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)和生態(tài)保護(hù)

產(chǎn)業(yè)。二是工業(yè)產(chǎn)能嚴(yán)重過剩，實體經(jīng)濟(jì)利潤率較低，這導(dǎo)致大量金融資本、資源流向虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，并擠壓實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而實體經(jīng)濟(jì)，尤其工業(yè)為當(dāng)前碳排放與污染的主要來源。因此，一定程度上，大量金融資本的“脫實向虛”發(fā)展減少了能源消費(fèi)與污染排放。三是金融業(yè)所屬服務(wù)業(yè)，其發(fā)展帶有清潔、低耗能、少污染等特點(diǎn)，其進(jìn)一步發(fā)展也可能減少污染排放?；谝陨戏治?，當(dāng)前金融發(fā)展影響二氧化碳排放的“負(fù)向”效應(yīng)可能大于“正向”效應(yīng)。也就是說，整體來看，金融包容性發(fā)展有利于減少碳排放，改善環(huán)境質(zhì)量。

為進(jìn)一步檢驗金融發(fā)展對碳排放的影響及系統(tǒng)GMM方法估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用如下兩個方法：一是混合回歸（P-OLS）、固定效應(yīng)（FE）、隨機(jī)效應(yīng)（RE）、差分GMM（DIFF-GMM）等方法對模型（1）進(jìn)行再估計，回歸結(jié)果見表3；二是將碳排放強(qiáng)度，即單位產(chǎn)出的碳排

放作為被解釋變量進(jìn)行再回歸，回歸結(jié)果見表4。對面板數(shù)據(jù)模型而言，通常采用隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)型或混合數(shù)據(jù)普通最小二乘法，但需要進(jìn)行篩選。本文用Hausman檢驗比較、篩選固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)；用F檢驗比較、選擇固定效應(yīng)模型與混合回歸模型；用LM檢驗比較、篩選隨機(jī)效應(yīng)與混合回歸。結(jié)果表明：對該面板數(shù)據(jù)模型來說，固定效應(yīng)模型（FE）優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型（RE），混合OLS居于最后。根據(jù)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，金融發(fā)展的回歸系數(shù)分別為-0.307 3，且在1%水平下顯著，這再次證實理論假說H1，也說明了前述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。另外，差分GMM估計結(jié)果同樣證實了金融發(fā)展對碳排放的綜合效應(yīng)為負(fù)。當(dāng)以碳排放強(qiáng)度作為被解釋變量時，金融發(fā)展的回歸系數(shù)均為負(fù)，且至少在5%水平下顯著，詳細(xì)結(jié)果見表4，這里不再一一分析。

經(jīng)濟(jì)增長與碳排放。本文發(fā)現(xiàn)，無論是以人均碳排放還是以碳排放強(qiáng)度作為被解釋變量，GDP及其平方系數(shù)并非總是為正、負(fù)，也就是說經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的倒U型關(guān)系并不是穩(wěn)健，證實本文前述理論分析中的研究假說H2，即環(huán)境庫茲涅茲曲線假說結(jié)論并不是穩(wěn)健的，其成立有賴于控制變量以及計量模型的選取等。另外，聯(lián)系后文中分東、中、西區(qū)域的估計結(jié)果——區(qū)域?qū)用娼?jīng)濟(jì)增長同碳排放為線性關(guān)系，且影響不同，說明空間異質(zhì)性顯著地改變經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間關(guān)系，再次得出EKC假說并不穩(wěn)健的結(jié)論。endprint

其他控制變量。能源消費(fèi)與碳排放之間呈現(xiàn)穩(wěn)健的正向關(guān)系，這可能同中國以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)有關(guān)。根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，2013年中國煤炭消費(fèi)所占比重高達(dá)66%，同期石油、天然氣、非化石能源等消費(fèi)僅分別占比18.4%、5.8%、9.8%。一個有意思的發(fā)現(xiàn)是同為對外開放度衡量指標(biāo)的對外貿(mào)易與外商直接投資卻表現(xiàn)出相反的作用——對外貿(mào)易趨于增加碳排放，外商直接投資則減少碳排放。這可能因為，由外資、技術(shù)所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)促進(jìn)東道國產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與升級，從而提高生產(chǎn)效率，降低能源消費(fèi)與污染排放等；對外貿(mào)易反映出的是中國作為世界產(chǎn)品“生產(chǎn)商”，處于價值鏈低端的尷尬地位，而中國粗放型的生產(chǎn)模式導(dǎo)致高耗能、低效率、高排放，從而對外貿(mào)易出口的增加導(dǎo)致碳排放增加。當(dāng)前中國工業(yè)化進(jìn)程導(dǎo)致碳排放增加，這反映了當(dāng)前中國工業(yè)依然是較為粗放的發(fā)展模式，其發(fā)展有賴于資源消耗與資本，仍處于資本密集型階段的發(fā)展現(xiàn)實。而接下來的一個努力方向是推動工業(yè)發(fā)展由原先依賴資本逐漸轉(zhuǎn)向依賴技術(shù)與知識。城鎮(zhèn)化的回歸結(jié)果表明，當(dāng)前城鎮(zhèn)化的推進(jìn)初步顯示出減少碳排放的趨勢，但由于城鎮(zhèn)化質(zhì)量不高導(dǎo)致對環(huán)境質(zhì)量的改善并未形成顯著影響。

4.2中國金融包容性發(fā)展影響碳排放的門檻效應(yīng)分析

為檢驗假說H3，本文采用Hansen[21]提出的面板門檻模型，使用省級面板數(shù)據(jù)對模型（2）進(jìn)行估計。根據(jù)門檻模型的原理，門檻變量既可以是回歸模型中的解釋變量，

也可以是其他的控制變量。聯(lián)系前述機(jī)制分析，本文將衡量金融發(fā)展指標(biāo)FD與經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)人均實際GDP分別作為門檻變量進(jìn)行回歸。使用面板門檻模型之前需要進(jìn)行門檻檢驗。表5匯報了分別以FD與人均實際GDP作為門檻變量的門檻檢驗結(jié)果與相應(yīng)的門檻值。

當(dāng)以金融發(fā)展作為門檻變量時，通過單門檻模型顯著性檢驗，Bootstrap-P值為0.073 3，但未通過雙門檻顯著性檢驗，此時Bootstrap-P值為0.276 7，說明金融發(fā)展存在單門檻閥值效應(yīng)。當(dāng)以人均實際GDP作為門檻變量時，通過單門檻檢驗，此時Bootstrap-P值分別為0.033 3，但未通過雙門檻檢驗，對應(yīng)的Bootstrap-P值為0.296 7，說明人均實際GDP同樣存在單門檻效應(yīng)。初步證實了本文前述分析伴隨經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展水平的提高，金融發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)發(fā)生變化的可能性。進(jìn)一步地，本文分別選取FD、GDP等作為門檻變量，構(gòu)造單門檻模型，實證探究不同經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展水平下，金融發(fā)展環(huán)境效應(yīng)可能存在的門檻效應(yīng)。另外，表5匯報了FD與GDP對應(yīng)的門檻值，分別為-3.153 6、0.993 0。如果回歸結(jié)果表明，在相應(yīng)門檻變量的門檻值前后，金融發(fā)展的回歸系數(shù)發(fā)生顯著的變化，則說明金融發(fā)展隨門檻變量的變化，對碳排放的影響也隨之發(fā)生變化。表6匯報了金融發(fā)展影響碳排放的面板門檻模型估計結(jié)果。

當(dāng)以金融發(fā)展為門檻變量時，中國金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸弱化的。具體來說，以人均碳排放作為被解釋變量時，如果金融包容性發(fā)展指數(shù)的對數(shù)值小于-3.153 6，此時金融發(fā)展增加1%，碳排放則減少0.377 9%；如果金融包容性發(fā)展指數(shù)的對數(shù)值大于-3.153 6，此時金融發(fā)展增加1%，碳排放的減少則由0.377 9%縮減至0.185 8%。其原因可能在于金融發(fā)展對碳排放的影響存在兩面性：當(dāng)金融適度發(fā)展時，金融業(yè)能夠支持環(huán)保產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級，例如通過降低借貸成本，以支持其環(huán)保與綠色生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)等，從而實現(xiàn)降低風(fēng)險；但當(dāng)金融過度發(fā)展時，也即大量資本在金融領(lǐng)域流轉(zhuǎn)，這可能會擠壓環(huán)保產(chǎn)業(yè)等實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，反而不利于環(huán)境質(zhì)量的改善。當(dāng)以人均實際GDP作為門檻

變量時，本文發(fā)現(xiàn)，伴隨中國經(jīng)濟(jì)增長，金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸增強(qiáng)的。具體來說，以人均碳排放作為被解釋變量時，如果人均實際GDP的對數(shù)值小于0.993 0，此時金融發(fā)展增加1%，碳排放則減少0.260 9%；如果人均實際GDP的對數(shù)值大于0.993 0，此時金融發(fā)展增加1%，碳排放的減少則由0.260 9%增加至0.414 3%。其原因可能是，伴隨經(jīng)濟(jì)增長與消費(fèi)者收入水平的提高，環(huán)保產(chǎn)品的偏好也隨著增強(qiáng)。從宏觀視角來說，為進(jìn)一步滿足消費(fèi)者需求，緩解生產(chǎn)過?，F(xiàn)狀，實現(xiàn)供需匹配、均衡發(fā)展，政府將引導(dǎo)金融資源流向環(huán)保產(chǎn)業(yè)，并促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，這也是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的題中之意。從微觀角度來看，需求決定了企業(yè)生產(chǎn)的方向，環(huán)保產(chǎn)品偏好與需求的增加將引導(dǎo)企業(yè)將金融資源用于環(huán)保技術(shù)與綠色生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)與生產(chǎn)等，從而實現(xiàn)金融發(fā)展促進(jìn)碳排放減少。

以上分析表明，金融發(fā)展對碳排放的影響在不同金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，表現(xiàn)出非線性特征，證實研究假說H3。該結(jié)論不同于現(xiàn)有研究中大多將金融發(fā)展對碳排放的影響作為線性來討論，證實了金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系非線性的可能性，一定程度上豐富了對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系的認(rèn)識。

4.3空間異質(zhì)性對金融包容性發(fā)展與碳排放之間關(guān)系的影響

為探究空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系的影響，實證檢驗研究假說H4，本文進(jìn)一步分東部與中西部兩個面板，采用動態(tài)面板模型與系統(tǒng)GMM估計方法，實

①根據(jù)國家統(tǒng)計局相關(guān)資料，東部省份包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東、海南等11個政治中心或沿海省、市；中西部省份則包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等19個內(nèi)陸省、市、地區(qū)。

證分析金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系①。表7匯報了分別以人均碳排放與碳排放強(qiáng)度作為被解釋變量時，東部與中西部兩個區(qū)域的估計結(jié)果。Sargan檢驗與AR（2）檢驗結(jié)果表明，工具變量的選取是有效的，且不存在二階自相關(guān)，因此系統(tǒng)GMM方法是適用的。

實證結(jié)果證實，空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系產(chǎn)生重要影響。具體表現(xiàn)為，東部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展導(dǎo)致碳排放增加，金融發(fā)展增進(jìn)1%，人均碳排放則增加0.453 4%；而中西部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展卻有利于減少碳排放，其增進(jìn)1%，人均碳排放減少0.097 5%。不同區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展對碳排放的影響迥異的原因，可能同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)與國家政策導(dǎo)向有關(guān)。改革開放以來，自身區(qū)位優(yōu)勢與率先開放的政策導(dǎo)向，導(dǎo)致東部地區(qū)市場制度更加完善，政治環(huán)境也相對寬松，再加上歷史形成的外向型風(fēng)俗文化以及大量來自于中西部地區(qū)的廉價勞動力優(yōu)勢等，與其他中西部地區(qū)相比較，東部地區(qū)對外資更具有吸引力，也更能吸引國外產(chǎn)業(yè)，尤其加工制造業(yè)的選址。良好的金融發(fā)展水平將促進(jìn)工業(yè)發(fā)展，但在當(dāng)前節(jié)能減排技術(shù)水平較低，且工業(yè)多以低端加工制造業(yè)為主的國情下，容易導(dǎo)致能源，尤其煤炭消耗，進(jìn)而碳排放增加。而中西部區(qū)域內(nèi)，金融發(fā)展卻表現(xiàn)出顯著的碳減排效應(yīng)。這可能因為，一方面中西部區(qū)域內(nèi)自然條件惡劣，再加上地理區(qū)位、交通條件與人力資本等劣勢，導(dǎo)致流入外資較少，且多集中endprint

在輕工業(yè)、旅游業(yè)等，金融發(fā)展對碳排放的不利影響相對較??；另一方面，自2000年實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境建設(shè)和保護(hù)一直是重要切入點(diǎn)，外資、產(chǎn)業(yè)流入有較高的門檻等。

基于以上分析，本文發(fā)現(xiàn)空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系產(chǎn)生重要影響：東部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展導(dǎo)致碳排放增加，中西部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展則有利于減少碳排放，即證實研究假說H4。該發(fā)現(xiàn)具有以下啟示：空間異質(zhì)性特點(diǎn)決定了中國通過金融發(fā)展制促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展時，應(yīng)因地制宜，根據(jù)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)、資源稟賦優(yōu)勢等，制定綠色金融發(fā)展政策。具體來說，東部區(qū)域內(nèi)應(yīng)適當(dāng)引導(dǎo)金融資源流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、環(huán)保產(chǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)等低碳產(chǎn)業(yè)，以減少碳排放，促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展；中西部區(qū)域內(nèi)則應(yīng)結(jié)合社會資本，打造發(fā)展綠色金融的“PPP”新模式，以此支持實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。

5結(jié)論與政策建議

本文首先從理論上分析了金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間關(guān)系，得到相應(yīng)理論假說。隨后在核算各省份金融包容性發(fā)展指數(shù)與碳排放基礎(chǔ)上，構(gòu)建動態(tài)面板模型與面板門檻模型，運(yùn)用系統(tǒng)GMM與固定效應(yīng)模型等多種估計方法，對假說進(jìn)行實證檢驗。研究表明：①中國金融包容性發(fā)展呈現(xiàn)出區(qū)域性特點(diǎn)，即東部區(qū)域金融發(fā)展明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。②中國金融發(fā)展有利于減少碳排放，促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。③當(dāng)以金融發(fā)展為門檻變量時，中國金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸弱化的；當(dāng)以經(jīng)濟(jì)增長作為門檻變量時，金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)是逐漸增強(qiáng)的。④空間異質(zhì)性對金融發(fā)展與碳排放之間關(guān)系產(chǎn)生重要影響——東部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展導(dǎo)致碳排放增加；中西部區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展則有利于減少碳排放?；谝陨辖Y(jié)論，本文從如下兩個方面提出政策建議：

第一，充分發(fā)揮金融發(fā)展在推動綠色低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。適度引導(dǎo)金融資本與服務(wù)轉(zhuǎn)向環(huán)保產(chǎn)業(yè)，并重點(diǎn)支持傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的綠色低碳改造與轉(zhuǎn)型升級，有利于減少碳排放，為促進(jìn)中國低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供新的思路。本文研究表明，當(dāng)前中國包容性發(fā)展有利于減少碳排放。為此，建議采取以下措施：一是銀行信貸應(yīng)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)保友好型企業(yè)發(fā)展，通過金融發(fā)展加快產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級；二是由于清潔技術(shù)面臨市場前景未知、技術(shù)能否突破、盈利周期較長等風(fēng)險，融資信貸約束較大，政府應(yīng)鼓勵金融機(jī)構(gòu)加大對清潔技術(shù)的資金支持，推進(jìn)清潔技術(shù)的研發(fā)、應(yīng)用與推廣，大力促進(jìn)清潔型技術(shù)投資，緩解綠色技術(shù)融資約束；三是制定綠色金融政策時，應(yīng)因地制宜，結(jié)合本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)與資源稟賦優(yōu)勢等，實施符合地方發(fā)展、帶有地方特色的綠色金融發(fā)展政策。但值得注意的是，“適度”的金融發(fā)展能夠更好的發(fā)揮碳減排作用，而金融的過度發(fā)展反而可能降低碳減排效應(yīng)。

第二，創(chuàng)新對開放格局，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級。實證結(jié)果顯示，外商直接投資等是減少碳排放的重要途徑。進(jìn)一步擴(kuò)大開放，以外資形式推動的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與技術(shù)溢出為促進(jìn)東道主國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提供動力，有助于盡快實現(xiàn)中國技術(shù)，進(jìn)而產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級。為此，政府應(yīng)鼓勵、促進(jìn)高碳排放產(chǎn)業(yè)企業(yè)與發(fā)達(dá)國家企業(yè)的交流、學(xué)習(xí)與協(xié)作，積極參與國際減排協(xié)作制度建設(shè)，并引進(jìn)國外先進(jìn)的低碳環(huán)保技術(shù)與知識。但也要認(rèn)清，從人均排放量以及歷史累計的角度來看，發(fā)達(dá)國家則應(yīng)對當(dāng)前全球的碳排放負(fù)有更大的責(zé)任，而中國碳排放仍處于生存發(fā)展階段；而從全球一體化與國際產(chǎn)品分工的視角來看，中國依然處于產(chǎn)品價值鏈低端，生產(chǎn)并出口大量高耗能、高碳排放的低廉產(chǎn)品，承擔(dān)大量本應(yīng)由合作貿(mào)易伙伴國（主要是美歐日等發(fā)達(dá)國家）完成的碳排放量。所以，中國應(yīng)在堅持“共同但有差別的責(zé)任”條件下，充分利用當(dāng)前國際上清潔發(fā)展機(jī)制、多國基金機(jī)制以及坎昆會議提出的綠色基金機(jī)制，尋求更多的國際低碳技術(shù)轉(zhuǎn)移與資金支持，提升本國技術(shù)水平，盡快實現(xiàn)中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。

（編輯：于杰）

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AbstractSince the reform and opening up policy was adopted，China has experienced a booming economic growth， which provides a important material basis for the development. However， the noneffective development of economy has led to a serious environmental concern. As the core of modern economic development， finance is a necessary support for lowcarbon economy in China. Based on investigating the mechanism of financial inclusive development and economic growth on carbon emissions， this paper puts forward four hypotheses：① there may exist two possible effects（positive or negative） of financial inclusive development on carbon emissions， the final effect depends on the relative size of the two effects；② the environmental kuznets curve hypothesis is not robust， which is associated the selection of method of measurement and research areas； ③ there may exist threshold effect on the impact of financial inclusive development on carbon emissions at different stages of economic development； ④ spatial heterogeneity has a significant effect on the relationship between financial development and carbon emissions. Based on the calculation of financial inclusion development index and carbon emissions， this paper constructed dynamic panel model and panel threshold model and applied estimation methods such as system GMM， fixed effect and random effect using provincial panel data. We tested the proposed hypothesis within the east， central and west China respectively. The following conclusions are obtained：① Chinas financial development shows regional characteristics and financial development in the east China is clearly superior to that of the west and central；② Chinas current financial development has a contribution to reducing emission and promotes the development of lowcarbon economy；③ the emission reduction effect of financial development is gradually weakened when financial development is the threshold variable；④ the emission reduction effect of financial development is gradually increased when economic growth is a threshold variable；⑤ Spatial heterogeneity can impact the relationship between financial development and carbon emissions： financial inclusive development contributes to reducing emission in central and west China， but leads to increased emission in the east China. At last， we give policy suggestions on strengthening the role of finance in the lowcarbon economy development.

Key wordsfinancial inclusive development； economic growth； lowcarbon economy； panel threshold model； spatial heterogeneityendprint