金融發(fā)展會(huì)加劇環(huán)境污染嗎？基于Hansen門檻模型的檢驗(yàn)

(南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

1 引言

改革開(kāi)放近40年里我國(guó)經(jīng)歷了高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和快速的金融發(fā)展，尤其是新世紀(jì)以來(lái)金融體制大規(guī)模的改革帶動(dòng)了金融業(yè)的蓬勃發(fā)展，社會(huì)融資規(guī)模從2005年的3.00萬(wàn)億元上升到2016年的17.82萬(wàn)億元。在金融發(fā)展的作用下同期的經(jīng)濟(jì)規(guī)模也得到了高速增長(zhǎng)，人均GDP從2005年的14368元，增長(zhǎng)到2016年的53935元。但是，與此伴隨的是嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題，《2016年中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》顯示2016年全國(guó)僅有84個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)，254個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo)。日益惡化的環(huán)境不僅對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)造成巨大損失，而且也對(duì)居民健康帶來(lái)威脅。面對(duì)經(jīng)濟(jì)金融高速增長(zhǎng)而環(huán)境不斷惡化的“窘境”，一個(gè)重要的研究問(wèn)題應(yīng)運(yùn)而生，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間究竟有怎樣的關(guān)聯(lián)，金融發(fā)展與環(huán)境惡化是否存在長(zhǎng)期關(guān)系，金融的不斷完善與發(fā)展是否有利于改變經(jīng)濟(jì)—環(huán)境之間的“窘境”。

近年來(lái)，我國(guó)采取了多種環(huán)境規(guī)制手段來(lái)緩解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的矛盾，其中不乏綠色金融政策。在生態(tài)文明頂層設(shè)計(jì)推出的背景下綠色信貸和綠色債券等金融手段所帶來(lái)的環(huán)境效益日益顯現(xiàn)，根據(jù)銀監(jiān)會(huì)報(bào)告顯示截至2016年，我國(guó)21家銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)的綠色信貸余額達(dá)75046.87億元，預(yù)計(jì)節(jié)約標(biāo)準(zhǔn)煤1.88億噸，節(jié)水6.02億噸，減排二氧化碳、化學(xué)需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物分別為4.27億噸、271.46萬(wàn)噸、35.89萬(wàn)噸、488.27萬(wàn)噸和282.69萬(wàn)噸。因此研究金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系有著重要的實(shí)踐意義。

隨著金融不斷深化以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)發(fā)展，研究者逐步關(guān)注到金融發(fā)展強(qiáng)化環(huán)境影響的關(guān)聯(lián)性，越來(lái)越多的研究將金融因素納入到環(huán)境問(wèn)題中予以考慮。一方面，通過(guò)構(gòu)建內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型論證金融發(fā)展與環(huán)境污染內(nèi)在關(guān)聯(lián)，在動(dòng)態(tài)最優(yōu)化下金融發(fā)展通過(guò)提高人力資本積累和技術(shù)創(chuàng)新效率降低污染物的排放強(qiáng)度[1,2]；另一方面，從金融功能視角研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的關(guān)系，具體而言，金融的融資功能為環(huán)保項(xiàng)目提供較低的融資成本，激勵(lì)企業(yè)采用低碳技術(shù)和清潔生產(chǎn)工藝，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展[3]；信息傳遞功能有助于企業(yè)披露其環(huán)境績(jī)效[4]，一旦企業(yè)被納入環(huán)境污染的“黑名單”，股票價(jià)格下跌，市場(chǎng)價(jià)值明顯下降，從而倒逼企業(yè)進(jìn)行有效的環(huán)境管理[5]；金融集聚功能通過(guò)資源供給和技術(shù)支持減少污染排放[6]，還能夠直接促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，且存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)[7]。通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的實(shí)證研究主要圍繞國(guó)家宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)和我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)展開(kāi)相關(guān)研究。Jalil和Feridun[8]利用我國(guó)54年的宏觀數(shù)據(jù)采用自回歸滯后分布模型得出我國(guó)的金融發(fā)展有助于改善環(huán)境問(wèn)題；Tamazian和Bhaskara[9]通過(guò)24個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家面板數(shù)據(jù)也得到上述結(jié)論；我國(guó)學(xué)者基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)采用向量自回歸模型[10]、系統(tǒng)GMM模型[11]、門檻模型[12]等研究了金融發(fā)展和FDI與環(huán)境污染、碳排放之間的關(guān)系，并得出金融發(fā)展有助于減少污染的結(jié)論。

相較于以往研究，本文可能有以下幾點(diǎn)創(chuàng)新：一是在研究?jī)?nèi)容上大多數(shù)學(xué)者研究了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系，但對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的研究并沒(méi)有受到很多關(guān)注。雖然近期也有一些研究采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析金融發(fā)展與環(huán)境污染的相關(guān)性，但對(duì)于金融發(fā)展如何影響環(huán)境污染問(wèn)題缺乏必要的分析。因此本文結(jié)合金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染，試圖厘清這三者之間的作用機(jī)理。二是考慮到地區(qū)之間的異質(zhì)性以及研究的時(shí)效性，本文實(shí)證部分采用我國(guó)267個(gè)地級(jí)以上城市2005～2016年的平衡面板數(shù)據(jù)。三是在研究方法上將金融發(fā)展作為門檻值，采用Hansen門檻回歸方法分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的非線性關(guān)系，門檻值由樣本內(nèi)生設(shè)定。

2 金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的理論框架

2.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染

現(xiàn)有文獻(xiàn)中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染有關(guān)問(wèn)題的研究較為深入，以Grossman和Krueger[13]提出的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EKC)為代表，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染存在“倒U型”關(guān)系。具體而言，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)加劇環(huán)境污染；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展跨過(guò)某個(gè)門檻后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)緩解環(huán)境壓力?；诖?，大量研究將生態(tài)環(huán)境等同于勞動(dòng)和資本生產(chǎn)要素納入生產(chǎn)函數(shù)、等同于一般消費(fèi)品納入消費(fèi)者效用函數(shù)，在有限的環(huán)境存量約束下通過(guò)消費(fèi)者和企業(yè)的選擇行為得出經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系[14]。另一方面也有實(shí)證文獻(xiàn)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)聯(lián)，如：包群和彭水軍[15]利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析得出我國(guó)存在EKC曲線；王銘利[16]基于我國(guó)2000～2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)人均GDP與工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)固體廢棄物排放量具有“倒U型”關(guān)系。由此，本文研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染存在非線性關(guān)系。

2.2 金融發(fā)展與環(huán)境污染

金融發(fā)展一方面提高融資的便利性影響消費(fèi)者和企業(yè)的行為進(jìn)而增加社會(huì)能源消費(fèi)和污染排放，另一方面，金融自由化和金融深化通過(guò)吸引FDI和研發(fā)投資提高能源使用效率，從而減少能源消費(fèi)和污染排放，最終這兩種機(jī)制的凈效應(yīng)有助于減緩環(huán)境壓力[17]。任力和朱東波[18]認(rèn)為我國(guó)的金融發(fā)展是綠色的，主要在于金融發(fā)展通過(guò)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，更具體而言，金融發(fā)展有助于企業(yè)增加研發(fā)投入和提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而弱化其經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境影響程度，同時(shí)，金融發(fā)展還有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。此外，金融發(fā)展是環(huán)境規(guī)制的重要一環(huán)，尤其是在綠色金融理念引導(dǎo)下，企業(yè)融資過(guò)程中實(shí)行“環(huán)保一票否決制”，從而激勵(lì)企業(yè)綠色創(chuàng)新，從源頭上杜絕環(huán)境污染。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2金融發(fā)展與環(huán)境污染存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.3 金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)作用

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究可以追溯到Shaw提出的金融深化理論[19]，即金融體制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在相互推動(dòng)和相互制約的關(guān)系，功能健全的金融體系能夠加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反之，扭曲的金融市場(chǎng)會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。根據(jù)Mckinnon[20]和Shaw的理論，金融深化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極作用。Jerzmanowski[21]對(duì)美國(guó)1970～2000年數(shù)據(jù)的分析得出金融發(fā)展通過(guò)人力資本的積累和全要素生產(chǎn)率的提高來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

“金融發(fā)展”和“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”均對(duì)環(huán)境產(chǎn)生影響，并且這兩種機(jī)制存在交互作用。賀祥民和賴永劍[22]研究認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展增加了二氧化硫排放量，但通過(guò)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)又減少了二氧化硫排放。從長(zhǎng)期來(lái)看，一個(gè)國(guó)家或區(qū)域，要實(shí)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量由惡化轉(zhuǎn)向改善，就必須達(dá)到一定的人均GDP水平，同時(shí)還要滿足實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)折的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級(jí)、金融發(fā)展完善、生態(tài)文明理念的樹(shù)立和環(huán)境治理努力程度等相應(yīng)制度條件。尤其是當(dāng)金融發(fā)展跨過(guò)一定門檻后會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極作用[23]，完善的金融體系能夠與環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策形成互補(bǔ)，如環(huán)保財(cái)政稅收和碳排放權(quán)交易等，從而進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展[24]。由此，本文研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源是2006年至2017年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，價(jià)格處理變量來(lái)自于相應(yīng)時(shí)期的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且本模型中的數(shù)據(jù)構(gòu)成平衡面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為2005～2016年，截面單位為我國(guó)267個(gè)地級(jí)以上城市。本文的計(jì)量模型變量包括環(huán)境污染、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放度、技術(shù)進(jìn)步和人口密度等。公式中下標(biāo)i表示地級(jí)市及其以上城市的行政區(qū)域，t表示年份。變量的具體設(shè)定如下：

(1)被解釋變量：Pollutionit表示環(huán)境污染指標(biāo)。目前我國(guó)環(huán)境污染指標(biāo)數(shù)據(jù)大體有兩類：一是根據(jù)環(huán)境保護(hù)部數(shù)據(jù)中心公布的空氣污染指數(shù)API來(lái)表征城市大氣的污染狀況，但2013年以后統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，統(tǒng)計(jì)的指標(biāo)變?yōu)锳QI并且統(tǒng)計(jì)的城市在不斷增加；二是統(tǒng)計(jì)年鑒中工業(yè)污染物排放量，如工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)煙粉塵排放量等。Hansen門檻方法適用于平衡面板數(shù)據(jù)，并依據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文采用第二種指標(biāo)來(lái)表征環(huán)境污染狀況，城市實(shí)際估計(jì)的模型中采用平均每萬(wàn)人工業(yè)二氧化硫排放量的對(duì)數(shù)來(lái)表示。

(2)核心解釋變量：FDit表示金融發(fā)展水平。借鑒楊友才[23]的研究，本文采用年末金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP比值作為金融發(fā)展的代理變量。為了進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，又參考了沈軍和白欽先[25]的做法，從金融規(guī)模上考察金融發(fā)展，因此又提出了金融發(fā)展的另一指標(biāo)FD2it，即金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員與全社會(huì)從業(yè)人數(shù)的比值。Pgdpit表示實(shí)際人均GDP反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以2005年為基期進(jìn)行折算。

(3)控制變量X：Sit表示經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)占GDP比值來(lái)表示；FDIit表示對(duì)外開(kāi)放程度，將實(shí)際利用外資額按照當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)換成人民幣并取自然對(duì)數(shù)而得；TEit表示技術(shù)進(jìn)步，用政府財(cái)政支出中的科技支出占比來(lái)衡量；POPit表示人口密度，用年末總?cè)丝谂c全市面積之比來(lái)表征。

3.2 基準(zhǔn)回歸模型

根據(jù)上文研究假設(shè)，建立如下3個(gè)回歸模型

lnpollutionit=α0+α1lnPgdpit+

(1)

β3FDit+φX+μt+εit

(2)

γ4FDit×lnPgdpit+φX+μt+εit

(3)

表1 基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表1

注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05；括號(hào)內(nèi)為t值或z值。下同。

本文進(jìn)行逐步回歸，具體的結(jié)果參見(jiàn)表1，其中(1)、(3)、(5)列采用固定效應(yīng)，(2)、(4)、(6)列采用隨機(jī)效應(yīng)。上述分析結(jié)果表明了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的影響，整體上金融發(fā)展有助于降低二氧化硫排放量，驗(yàn)證本文的假設(shè)2，并且根據(jù)實(shí)際人均GDP及其平方項(xiàng)的系數(shù)表明EKC假說(shuō)成立，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間存在先增加后減少的“倒U型”關(guān)系，驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。最后采用交乘項(xiàng)分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果顯示金融發(fā)展能夠調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染兩者的關(guān)系，并從整體來(lái)看金融發(fā)展會(huì)減弱經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)環(huán)境的影響力。

4 門檻回歸及其實(shí)證結(jié)果分析

4.1 模型設(shè)定

為了進(jìn)一步考察金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的影響，本文對(duì)全樣本進(jìn)行分組分析，采用Hansen門檻回歸方法并以金融發(fā)展為門檻變量論證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染之間存在非線性特征關(guān)系且受到金融發(fā)展的影響。這樣做可以克服分組設(shè)定的人為因素，并且Hansen門檻模型通過(guò)對(duì)樣本重復(fù)抽樣找到門檻值。于是，設(shè)定如下回歸模型

lnpollutionit=θ1lnPgdpitI(FD≤γ1)+

θ2lnPgdpitI(γ1

θnlnPgdpitI(FD≤γn)+δ1FDit+

δX+ui+γt+εit

(4)

其中I(·)為指標(biāo)函數(shù)，相應(yīng)的條件成立時(shí)，取值為1，否則為0，設(shè)定本文的門檻變量為金融發(fā)展指標(biāo)FD；ui表示未觀測(cè)到的區(qū)域固定效應(yīng)；γt是t年份的虛擬變量，在t年份設(shè)為1，在其他年份均設(shè)為0；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文使用Stata14.0軟件并以金融發(fā)展為門檻變量進(jìn)行了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。首先，要檢驗(yàn)是否存在門檻，如果存在門檻效應(yīng)那么需要進(jìn)一步估計(jì)門檻水平；其次，檢驗(yàn)門檻值是否等于真實(shí)值，主要依據(jù)似然比(LR)檢驗(yàn)。在本文中設(shè)置150個(gè)網(wǎng)絡(luò)搜尋點(diǎn)，并進(jìn)行500次“Bootstrap”重復(fù)。以年末貸款余額占GDP比值表征的金融發(fā)展FD作為門檻值搜尋結(jié)果見(jiàn)表2和表3。

表2 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

表3 門檻模型自抽樣檢驗(yàn)

注：p值和F值均為采用“Bootstrap”抽樣500次得到的結(jié)果。

通過(guò)表2和表3的結(jié)果顯示在單一門檻中，存在一個(gè)門檻值為1.602；在雙重門檻中存在兩個(gè)門檻值，分別為0.508和1.602；在三重門檻中F值和p值均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此不存在三重門檻。基于此，采用雙重門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表4報(bào)告門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果，其中(7)、(9)列采用固定效應(yīng)，(8)、(10)列采用隨機(jī)效應(yīng)，且(7)、(8)列以FD為解釋變量和門檻變量，(9)、(10)列作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)以FD2為解釋變量和門檻變量，經(jīng)檢驗(yàn)FD2亦存在雙重門檻，分別為2.713和3.334，在(4)式基礎(chǔ)上的估計(jì)結(jié)果，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，本文對(duì)固定效應(yīng)回歸結(jié)果進(jìn)行討論說(shuō)明。

表4 門檻模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表4

4.2 回歸分析及結(jié)果討論

表4(7)、(8)列報(bào)告了以FD為門檻變量的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間存在先遞增后遞減的“倒U型”關(guān)系，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)大體一致。當(dāng)金融發(fā)展低于第一個(gè)門檻值(0.508)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染呈正相關(guān)關(guān)系且系數(shù)為0.010，表明在金融發(fā)展低水平階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)應(yīng)的每萬(wàn)人均二氧化硫排放量增加0.010個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)金融發(fā)展水平位于第一二門檻之間(0.508～1.602)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.497；當(dāng)金融發(fā)展水平超過(guò)第二個(gè)門檻值(1.602)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染呈負(fù)相關(guān)關(guān)系且系數(shù)為-0.027，表明在金融發(fā)展高水平階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)應(yīng)的污染量下降0.027個(gè)百分點(diǎn)。表4(9)、(10)列報(bào)告了以FD2為門檻變量的回歸結(jié)果，與上述結(jié)論基本一致，即當(dāng)金融發(fā)展水平較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染正相關(guān)；當(dāng)金融發(fā)展水平高時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染負(fù)相關(guān)，這均驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)3，表明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。這一結(jié)論背后的可能解釋是在金融發(fā)展的早期階段金融機(jī)構(gòu)注重規(guī)模擴(kuò)張，信貸資金主要流向資源密集型行業(yè)，尤其是商業(yè)銀行在貸款決策中較少考慮環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和生態(tài)因素，從而在粗放式的發(fā)展模式下引致相關(guān)企業(yè)的高耗能和地區(qū)的高污染；而當(dāng)金融發(fā)展跨過(guò)一定門檻達(dá)到高水平階段時(shí)，在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加大和環(huán)境成本提升的背景下，金融市場(chǎng)重視金融效率的提升，將資源配置到低耗能、低污染領(lǐng)域，使得經(jīng)濟(jì)趨向綠色發(fā)展，有助于緩解環(huán)境壓力?；谏鲜龇治觯?dāng)以金融發(fā)展為門檻變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于環(huán)境污染的影響存在明顯的“雙門檻效應(yīng)”，隨著金融市場(chǎng)的不斷完備，通過(guò)貨幣信貸的綠色引致效應(yīng)和綠色示范效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)健康發(fā)展。

從表4(7)、(8)、(9)、(10)列的結(jié)果可以看出，金融發(fā)展的回歸系數(shù)為負(fù)，表明金融發(fā)展與環(huán)境污染存在負(fù)向關(guān)系，金融發(fā)展有助于減少污染物的排放。金融業(yè)的發(fā)達(dá)程度與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)工藝升級(jí)有著密切的關(guān)系，完備的金融市場(chǎng)，能夠降低企業(yè)的融資成本、減少市場(chǎng)摩擦成本，增加信息的透明度來(lái)促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)，推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，從而降低對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響。

從其他的控制變量來(lái)看，表4給出的回歸結(jié)果大體一致，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為正，表明第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重越高，該地區(qū)環(huán)境污染越嚴(yán)重，第二產(chǎn)業(yè)中較多的是采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃?xì)庖约敖ㄖI(yè)等具有高污染高耗能的特點(diǎn)，所以第二產(chǎn)業(yè)的占比越高造成的環(huán)境污染問(wèn)題就越嚴(yán)重，這與我國(guó)的實(shí)際情況相符合；技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步對(duì)于抑制環(huán)境污染具有顯著的作用；實(shí)際利用外資的回歸系數(shù)為負(fù)，表明FDI的流入并沒(méi)有造成我國(guó)污染的增加；人口密度的回歸系數(shù)為負(fù)且在統(tǒng)計(jì)上顯著。

5 研究結(jié)論與啟示

5.1 研究結(jié)論

我國(guó)在過(guò)去40年經(jīng)濟(jì)金融快速發(fā)展的同時(shí)，也因?yàn)榇址攀降陌l(fā)展模式產(chǎn)生了一系列嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題，而金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系中發(fā)揮著舉足輕重的作用。一方面，基于金融深化理論，金融發(fā)展能夠調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境影響強(qiáng)度；另一方面，在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加大和環(huán)境成本提高的背景下，金融發(fā)展通過(guò)信貸資源分配，選擇環(huán)境影響程度不同的部門進(jìn)行配置，進(jìn)而改進(jìn)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境影響。本文利用我國(guó)267個(gè)地級(jí)以上城市2005～2016年的平衡面板數(shù)據(jù)采用Hansen門檻面板回歸模型，以金融發(fā)展水平為門檻變量對(duì)我國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)研究。結(jié)果表明：當(dāng)以金融發(fā)展為門檻變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的影響存在“雙門檻效應(yīng)”，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染呈現(xiàn) “倒U型”的非線性關(guān)系；整體上金融發(fā)展顯著減少了環(huán)境污染。

5.2 研究啟示

首先，上述分析結(jié)果顯示金融發(fā)展系數(shù)為負(fù)，表明：2005年以來(lái)，我國(guó)的金融發(fā)展并沒(méi)有以犧牲環(huán)境為代價(jià)，反而在一定程度上降低了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境影響程度，發(fā)達(dá)的金融機(jī)構(gòu)在企業(yè)減排中發(fā)揮重要作用。因此，政策制定者應(yīng)采取必要行動(dòng)來(lái)促進(jìn)金融市場(chǎng)的進(jìn)一步發(fā)展，金融市場(chǎng)的發(fā)展并不意味著鼓勵(lì)由實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向虛擬經(jīng)濟(jì)，而是在發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)中運(yùn)用金融手段，如綠色信貸、綠色證券、綠色保險(xiǎn)以及碳金融等機(jī)制促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型，通過(guò)金融資源的配置使資源由環(huán)境效率低的部門流向環(huán)境效率高的部門，積極發(fā)揮金融市場(chǎng)優(yōu)化資源配置的作用。

其次，在以金融發(fā)展為門檻變量時(shí)，結(jié)果證明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染存在“雙門檻效應(yīng)”。進(jìn)一步結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，我國(guó)絕大多數(shù)城市尚未跨越金融發(fā)展的第一門檻，因此有必要在重視環(huán)境影響的前提下進(jìn)一步擴(kuò)大金融規(guī)模，提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力和效率，轉(zhuǎn)變我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，依托金融資源來(lái)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型，有力促進(jìn)我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展，完善差異化綠色信貸政策，優(yōu)先支持環(huán)保、節(jié)能產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境三位一體的可持續(xù)發(fā)展。

最后，基于金融發(fā)展視角，在討論金融如何在保護(hù)環(huán)境中發(fā)揮積極作用時(shí)，應(yīng)鼓勵(lì)發(fā)展綠色債券市場(chǎng)和多層次資本市場(chǎng)。由于環(huán)保項(xiàng)目前期投資大，周期長(zhǎng)，資金回流期限長(zhǎng)，而傳統(tǒng)商業(yè)銀行更偏好于投資短期項(xiàng)目，因此存在期限錯(cuò)配問(wèn)題，而債券市場(chǎng)和資本市場(chǎng)恰可以為環(huán)保項(xiàng)目提供長(zhǎng)期資金。同時(shí)進(jìn)一步完善企業(yè)環(huán)境信息披露制度和環(huán)保信息共享協(xié)作制度，金融機(jī)構(gòu)可以通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實(shí)時(shí)了解企業(yè)環(huán)境信息，從而更好地為其制定可行、有效的綠色金融方案。

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