綠色金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)研究

陳曈洋 左心悅

（江蘇大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013）

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟增長迅速，大力發(fā)展低碳環(huán)保的綠色經(jīng)濟已經(jīng)成為當前形勢所趨。習(xí)近平總書記在講話中多次強調(diào)綠色發(fā)展的重要性。綠色金融不僅可以推動生態(tài)環(huán)保建設(shè),還可以引導(dǎo)社會資源流向理念、技術(shù)先進的產(chǎn)業(yè)或部門，在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變關(guān)鍵時期起到重要作用。截至2018年底，我國共發(fā)行綠色債券超過2800億元，全國銀行業(yè)金融機構(gòu)綠色信貸余額為8.23萬億元，綠色企業(yè)上市融資和再融資合計224.2億元，綠色金融已成為支持我國生態(tài)文明建設(shè)和綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型的核心力量。綠色金融在經(jīng)濟研究領(lǐng)域的影響力和關(guān)注度逐漸提高，目前有關(guān)綠色金融的學(xué)術(shù)研究主要概括為兩個方面：一是從微觀上分析綠色金融對綠色產(chǎn)業(yè)的積極作用以及對商業(yè)銀行財務(wù)績效的影響；二是從宏觀上分析綠色金融發(fā)展邏輯和演進路徑、政策體系的評價和完善。

二、文獻綜述

隨著相關(guān)理論不斷發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)者對綠色金融發(fā)展以及其與經(jīng)濟增長間關(guān)系進行了探索，論證了綠色金融發(fā)展的重要性、綠色金融與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，并針對目前所存在的結(jié)構(gòu)、政策等方面的問題提出了建議。Manmohan Vyas（2017）認為，面對目前經(jīng)濟發(fā)展所帶來的環(huán)境污染問題，印度應(yīng)發(fā)展綠色銀行，鼓勵資助環(huán)保和可持續(xù)投資。Yao Wang(2016)從市場機制和政策兩個方面分析綠色金融在環(huán)境保護中的作用，認為綠色金融可以實現(xiàn)對環(huán)境風險的有效管理，實現(xiàn)環(huán)境資源和社會資源的優(yōu)化配置。

關(guān)于綠色金融與經(jīng)濟增長的實證研究。王衍行等（2013）認為在環(huán)境污染的下降速度一定時，最快的社會資產(chǎn)增長率取決于投向投資回報率最高的投入和治理環(huán)境污染投入的比例，并不完全取決于綠色信貸投入的比例。Josephine K.Musango（2014）利用南非定制的綜合系統(tǒng)動力學(xué)模型進行分析，認為綠色經(jīng)濟干預(yù)措施對選定的跨部門主要指標產(chǎn)生了積極影響以及促進可持續(xù)地利用自然資源。寧偉，佘金花（2014）基于協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型(VECM)研究發(fā)現(xiàn)，由于我國的相關(guān)體系不夠完善，從長期上看綠色金融發(fā)展會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。裴育等（2018）以浙江省湖州市為例，采用PVAR模型進行研究，認為綠色信貸可以對經(jīng)濟增長和綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來積極作用。Sachs等(2019)提出綠色銀行和綠色債券在幫助清潔能源融資方面有一定的潛力。謝婷婷等（2019）采用動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM模型實證分析，認為綠色信貸對綠色經(jīng)濟增長具有明顯的正向促進作用，且主要通過提升技術(shù)進步來實現(xiàn)。

學(xué)者們對綠色金融及其與經(jīng)濟增長聯(lián)系的研究頗豐，雖然實證分析和線性理論發(fā)展得較早，但從近幾年的研究可得出兩點：一是綠色金融與經(jīng)濟增長間存在密切的關(guān)系，二是綠色金融的經(jīng)濟增長效應(yīng)并非簡單的線性關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者討論的是綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟增長單方面作用機制，針對以往未主要研究的方向，本文利用面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR），研究多因素下的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

三、理論分析

（一）綠色金融對經(jīng)濟增長的作用機制

1.通過完善資源配置促進經(jīng)濟增長

一是綠色金融能為環(huán)保企業(yè)提供更多的發(fā)展資金，支持其研發(fā)創(chuàng)新，鼓勵更多的企業(yè)在環(huán)保、綠色、低碳等領(lǐng)域進行科技創(chuàng)新，促進該類企業(yè)持續(xù)發(fā)展，帶動整體經(jīng)濟發(fā)展。二是降低融資成本。綠色金融相關(guān)的融資成本要低于傳統(tǒng)銀行的融資成本，能為綠色企業(yè)和綠色產(chǎn)業(yè)的綠色項目創(chuàng)新研發(fā)持續(xù)提供長期可供使用的較低成本。三是能夠擴寬融資渠道，緩解環(huán)保企業(yè)內(nèi)部融資的約束，突破固有的融資界限，為經(jīng)濟增長提供穩(wěn)定的資本基礎(chǔ)和良好的金融環(huán)境。

2.通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進經(jīng)濟增長

綠色金融可以促進金融手段介入環(huán)境保護方面，從而推動經(jīng)濟的綠色可持續(xù)發(fā)展。綠色債券和綠色信貸構(gòu)成了綠色金融兩大主要的融資工具，它們優(yōu)先支持附加值高、能耗低的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時由于政策扶持等，使得投資者們更青睞于綠色類企業(yè)，從而環(huán)保節(jié)能型企業(yè)獲得充裕資金不斷發(fā)展壯大，這種資本流動能夠阻礙兩高一剩產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進經(jīng)濟高質(zhì)量增長。

3.通過影響技術(shù)進步促進經(jīng)濟增長

一是政府主導(dǎo)推動建設(shè)綠色金融體系，擁有獲取信息的優(yōu)勢，可以降低各經(jīng)濟主體間的交易成本。同時，金融機構(gòu)基于綠色指標和盈利需要，通過擇優(yōu)篩選符合要求的投資項目，提升技術(shù)水平，降低投資者搜索項目的成本。二是隨著綠色金融得到進一步重視，綠色金融工具種類豐富，能夠為不同期限的項目提供融資，降低流動性風險，相關(guān)部門鼓勵生產(chǎn)企業(yè)進行科技創(chuàng)新，幫助降低或轉(zhuǎn)移技術(shù)創(chuàng)新過程中的風險，使得企業(yè)在研究發(fā)展中得到一定的保護，優(yōu)化社會產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟增長。

四、實證分析

（一）模型構(gòu)建

考慮到綠色金融的經(jīng)濟增長效應(yīng)可能具有非線性轉(zhuǎn)換機制，本文選擇PSTR模型進行構(gòu)建，含有一個轉(zhuǎn)換函數(shù)的基本面板平滑轉(zhuǎn)換模型設(shè)定如下：

其中yit表示被解釋變量，xit表示解釋變量，g(qit;γ,c)是一個連續(xù)有界的函數(shù)，取值介于（0,1）間，εit表示隨機擾動項，γ 為＞0的斜率系數(shù)，決定轉(zhuǎn)換速度，c=（c1,…,cm），為轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù),即門檻值。轉(zhuǎn)換函數(shù)通常采用邏輯函數(shù)表示：

其中γ ＞0，且c1≤c2≤…≤cm。

值得注意的是，當g(qit;γ,c)=0時,相應(yīng)的模型稱為低體制(lowregime);當g(qit;γ,c)=1時稱為高體制(highregime)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值在0與1間平滑轉(zhuǎn)換,使得模型以高低制為界在其間平滑轉(zhuǎn)換。

一般情況下，PSTR模型為包含兩個及以上的轉(zhuǎn)換模型，即：

其中j=1,2,…,r為模型所包含的轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)。在式（3）中，xit對yit的邊際效應(yīng)可以表示為：

因為gj(q(j)it;γ,c)的值在（0,1）間變動，且eit為β0和β1,β2,…,βr的加權(quán)平均值，即解釋變量xit對被解釋變量yit的邊際效應(yīng)處于（β0,β1+β2+…+βr)間。

（二）變量與數(shù)據(jù)

1.數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和樣本容量的充足性，本文選取2000—2016年我國31個省市以及自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)資料，所有使用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計局等。

2.變量選取

（1）被解釋變量：經(jīng)濟增長（RGDP）。本文采用各省市以1993年為基期計算所得出的實際GDP同比增長率來表示經(jīng)濟增長。

（2）轉(zhuǎn)換變量和解釋變量：綠色金融（GF）。本文的研究樣本是基于中國31個省市區(qū)，考慮到數(shù)據(jù)的完整性以及可獲取性，借鑒前人的普遍做法，選取各省六大高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占工業(yè)產(chǎn)業(yè)利息總支出的比率作為反向指標來表示。

（3）控制變量：選取影響經(jīng)濟增長的因素作為控制變量。其中，國有化程度（OWN），采用規(guī)模以上國有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值的比值來表示；投資（INV），采用固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來表示；是政府規(guī)模（GOV），采用財政支出占區(qū)域生產(chǎn)總值的比重來表示。

分別對變量的數(shù)據(jù)匯總進行統(tǒng)計性描述，各變量的基本情況如表1所示：

表1 數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

（三）模型檢驗和估計

1.模型構(gòu)建

由于綠色金融發(fā)展對綠色金融本身以及對經(jīng)濟增長的影響顯著，所以在本文構(gòu)建的PSTR模型中，將綠色金融作為解釋變量和轉(zhuǎn)換變量，另外考慮到影響經(jīng)濟增長的必要因素，還將國有化程度、投資和政府規(guī)模作為控制變量一同納入該模型中，最后設(shè)立的面板平滑轉(zhuǎn)換模型基本形式為：

2.模型檢驗

（1）序貫檢驗

首先，即檢驗假設(shè)H0：此模型為不含有異質(zhì)性的線性模型，H1：此模型為至少含有一個未知參數(shù)的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換模型。為充分檢驗?zāi)Ｐ偷漠愘|(zhì)性，本文采用了沃爾德檢驗和費雪檢驗兩種方法進行檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 序貫檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果如表2所示，在5%水平下H0*通過了顯著性檢驗，并且兩種檢驗方法所得出的結(jié)果一致，即拒絕原假設(shè)，選擇面板平滑轉(zhuǎn)換模型，這表明面板數(shù)據(jù)具有明確的異質(zhì)性，此結(jié)果說明綠色金融對經(jīng)濟增長的非線性效應(yīng)是存在的，采用綠色金融作為轉(zhuǎn)換變量估計的PSTR模型是合適的，且通過上述進一步檢驗可得出m=1為該PSTR模型中轉(zhuǎn)換函數(shù)的最優(yōu)階數(shù)，即為最優(yōu)位置參數(shù)為1個的非線性的PSTR模型。

（2）無剩余異質(zhì)性檢驗

建立以上PSTR模型后，進一步進行無剩余異質(zhì)性檢驗，其結(jié)果如表3。

表3 檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果如表3所示，按本次研究設(shè)定的在2.5%水平下，應(yīng)接受無剩余異質(zhì)性的假設(shè)，結(jié)論為最后確定了本次研究的為m=1,r=1的PSTR模型。

3.參數(shù)估計

在參數(shù)估計過程中，NLS中的數(shù)值優(yōu)化通過網(wǎng)格搜索算法等多次迭代計算，

圖1

最后得到(γ,c)=(296.746,0.312），轉(zhuǎn)換函數(shù)g值的表達式為：

圖1中轉(zhuǎn)換函數(shù)g值的變化趨勢

結(jié)果如圖1所示，說明了綠色金融發(fā)展水平的逐步提高所引起的轉(zhuǎn)換函數(shù)g值相應(yīng)的變化趨勢。結(jié)合轉(zhuǎn)換函數(shù)g值的計算結(jié)果和圖1，發(fā)現(xiàn)當綠色金融發(fā)展低于0.293時g(GFit;γ,c)的函數(shù)值趨于0；當綠色金融發(fā)展高于0.331時，g(GFit;γ,c)的函數(shù)值趨為1；當綠色金融發(fā)展處于（0.293,0.331）間時，g(GFit;γ,c)的函數(shù)值在0至1之間平滑轉(zhuǎn)換。

模型的參數(shù)估計結(jié)果如表4所示：

表4 參數(shù)估計結(jié)果

根據(jù)表4中參數(shù)估計結(jié)果可得出，在1%水平下，β01，β11和β04通過了顯著性檢驗，在5%水平下，β03通過了顯著性檢驗，此結(jié)果說明綠色金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)是存在的。

（四）邊際效應(yīng)分析

將得到的相關(guān)估計值帶入式（4）中，進行邊際效應(yīng)分析，通過計算得到各省份每年的綠色金融對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)估計值序列并作圖，如圖2所示。

圖2 綠色金融偏效應(yīng)系數(shù)估計值變化趨勢

結(jié)合計算結(jié)果來看，當綠色金融低于0.79時，金融發(fā)展邊際效應(yīng)系數(shù)估計值為負，即對經(jīng)濟增長無促進作用；當綠色金融在0.79與1.13之間時，綠色金融的邊際效應(yīng)系數(shù)從負值變?yōu)檎?，并上升到最高值，此時綠色金融對經(jīng)濟增長的積極效應(yīng)顯著，并且隨著綠色金融的提高其對經(jīng)濟增長的促進作用也在相應(yīng)增強；當在1.13和1.87之間時，綠色金融邊際效應(yīng)系數(shù)估計值由最高點再下落，此時綠色金融對經(jīng)濟增長仍產(chǎn)生促進效應(yīng)，但效應(yīng)逐步減弱；當綠色金融高于1.87時，此時綠色金融邊際效應(yīng)估計值逐漸趨于平穩(wěn)且維持在較低水平，效應(yīng)趨向穩(wěn)定。

五、結(jié)論和建議

綠色金融對經(jīng)濟增長為非線性效應(yīng)，與實際相符。綜合理論和實證分析可看出，綠色金融的經(jīng)濟增長效應(yīng)具有規(guī)模性，即在初步發(fā)展階段，綠色金融對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)快速增強，當達到一定的水平后，根據(jù)邊際效應(yīng)分析可知，綠色金融的經(jīng)濟增長促進作用會逐漸下降，但并不會低至阻礙水平，即會落到一個新的相對穩(wěn)定的平衡狀態(tài)。我國綠色金融市場正逐步完善，金融機構(gòu)在以利潤最大化為經(jīng)營目標的同時注重高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展，更多的高科技綠色企業(yè)得到了發(fā)展所需的資金支持，綠色金融發(fā)展將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。

綠色增長是未來全球經(jīng)濟增長的方向，通過分析可看出，綠色金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長具有重要的積極意義，所以針對發(fā)展綠色金融，提出以下建議：

第一，建全支持高科技環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展的激勵機制。節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)是目前我國經(jīng)濟保持高質(zhì)量增長的重中之重。因此要想綠色金融良好發(fā)展則需要建立與此相對應(yīng)較優(yōu)的綠色市場環(huán)境，應(yīng)鼓勵高科技企業(yè)創(chuàng)新，通過發(fā)揮綠色信貸的差別對待，引導(dǎo)資金流入節(jié)能環(huán)保的綠色產(chǎn)業(yè)，對這類企業(yè)的可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展提供支持和幫助，建立完整的激勵機制，實現(xiàn)綠色發(fā)展。

第二，加強綠色金融國際間合作。綠色發(fā)展是全球各國的一致目標，因此我國應(yīng)積極參與國際上各類綠色融資項目，充分把握“一帶一路”的倡議機遇，更多地參與國際綠色金融相關(guān)領(lǐng)域上的研究和探討，吸取實踐經(jīng)驗，并加強與周邊各國和地區(qū)的綠色合作。

第三，鼓勵綠色金融產(chǎn)品升級和服務(wù)創(chuàng)新。在繼續(xù)促進綠色金融發(fā)展水平提高的同時應(yīng)尋求其高質(zhì)量發(fā)展，即在綠色金融發(fā)展中避免低水平的簡單模仿，增強綠色金融的商業(yè)可持續(xù)性，避免金融工具單一化使得綠色金融市場化程度不高，應(yīng)不斷創(chuàng)新綠色債券、綠色股票、綠色保險市場發(fā)展，盡力將目前的大數(shù)據(jù)、“互聯(lián)網(wǎng)+”等技術(shù)融入到綠色金融工具中，增強其時代性和先進性。