金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率

倪瑛 陳柏云 王憶雯

摘 要：選擇2006～2015年中國內(nèi)地30個(gè)省、直轄市、自治區(qū)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用DEA-BCC模型、熵值法測算綠色全要素生產(chǎn)率，采用空間杜賓模型研究金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明：（1）中國省域綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展會(huì)促進(jìn)周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率;（2）單一的金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有一定的促進(jìn)作用;（3）現(xiàn)階段，“金融發(fā)展-環(huán)境規(guī)制”相結(jié)合的模式抑制了綠色全要素生產(chǎn)率。為此，應(yīng)不斷深化金融體制改革，優(yōu)化金融發(fā)展成效;完善環(huán)境規(guī)制體系，合理進(jìn)行污染治理投資;制定適宜環(huán)境規(guī)制政策，結(jié)合考慮金融發(fā)展。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展;環(huán)境規(guī)制;綠色全要素生產(chǎn)率;空間杜賓模型

文章編號(hào)：2095-5960（2020）03-0012-10;中圖分類號(hào)：F127，F(xiàn)832，X321;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了長達(dá)30多年的高速增長，GDP的年均增速超過了10%，然而，高投入、高消耗、高污染、低質(zhì)量、低效益、低產(chǎn)出的粗放型增長模式已使得中國可持續(xù)發(fā)展面臨沉重的負(fù)擔(dān)。目前，我國進(jìn)入增速換擋期、調(diào)整陣痛期和前期政策消化期“三期疊加”階段，面臨著結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)和新舊動(dòng)能持續(xù)轉(zhuǎn)換兩大難題，為了堅(jiān)持綠色發(fā)展路線，現(xiàn)階段我國必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量增長。由此誕生了綜合考慮能源消耗和污染排放等因素的綠色全要素生產(chǎn)率，它是綠色發(fā)展的本質(zhì)，也是實(shí)現(xiàn)我國節(jié)能減排和經(jīng)濟(jì)增長雙贏發(fā)展的關(guān)鍵所在。

金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系較早受到國外學(xué)界關(guān)注，從最初的金融結(jié)構(gòu)觀到后來的金融功能觀， 逐漸重視金融發(fā)展的質(zhì)量，認(rèn)為金融發(fā)展主要通過信貸配給、資源配置、風(fēng)險(xiǎn)分散等方面為投資者提供有效信息，改善信息不對(duì)稱問題，從而有利于資金配置效率的提高，促進(jìn)創(chuàng)新型、高效率的企業(yè)的發(fā)展，從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。[1][2]伴隨著中國金融體制改革和金融發(fā)展，國內(nèi)近幾年也有學(xué)者關(guān)注金融發(fā)展對(duì)中國綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響，張帆（2017）[3]通過構(gòu)建一個(gè)包含金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率的熊特內(nèi)生增長模型，在同一個(gè)理論框架下對(duì)比研究了全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率，研究結(jié)果表明金融發(fā)展能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長。葛鵬飛等（2018）[4]使用“一帶一路”跨國面板數(shù)據(jù)以創(chuàng)新為門檻變量構(gòu)建門限模型來探究金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)負(fù)相關(guān)，創(chuàng)新異質(zhì)性的渠道效應(yīng)顯著。

環(huán)境規(guī)制作為解決污染外部性的一種非市場干預(yù)，對(duì)滿足人們?nèi)找婷篮蒙鷳B(tài)環(huán)境需求以及實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的長期目標(biāo)意義重大。然而環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，尤其是對(duì)生產(chǎn)率的影響，仍未達(dá)成一致的口徑。反對(duì)者認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對(duì)生態(tài)效率的改進(jìn)和經(jīng)濟(jì)增長沒有明顯的促進(jìn)作用[5-7];支持者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制有利于技術(shù)創(chuàng)新，提高環(huán)境質(zhì)量[8][9]，原毅軍、謝榮輝（2015）[10]從生態(tài)效率的角度驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，這一結(jié)果支持了“波特假說”。也有學(xué)者認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素之間不是簡單了線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)“倒U型關(guān)系”[11-13]。鮮有學(xué)者研究金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率三者關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)。王偉和孫芳城（2018）[14]以長江經(jīng)濟(jì)帶107個(gè)城市2003～2015年面板數(shù)據(jù)為樣本，基于動(dòng)態(tài)面板模型研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制顯著地促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率增長，且金融發(fā)展與環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了協(xié)同影響。

縱觀上述國內(nèi)外文獻(xiàn)，盡管已有研究在相關(guān)領(lǐng)域得出了較為豐富的結(jié)論，并為新時(shí)代促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率奠定了良好的基礎(chǔ)，但仍存在如下問題有待深入研究：金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制是否能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率，是否存在空間溢出效應(yīng)，是否需要進(jìn)一步考慮金融發(fā)展或其他中介變量相互作用對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響？從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，從單一視角對(duì)區(qū)域展開的研究較多，關(guān)于金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率三者相互關(guān)系的探討較少，且鮮有考慮空間溢出效應(yīng)。因此，本文在借鑒現(xiàn)有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上：首先，構(gòu)建0-1鄰接空間權(quán)重矩陣，結(jié)合空間杜賓模型對(duì)金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行分析;第二，采用空間計(jì)量模型偏微分方法進(jìn)行效應(yīng)分解， 得到直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，更為全面地得到本地區(qū)金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)對(duì)周邊地區(qū)綠色算要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響， 以期為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供有價(jià)值的參考和建議。

二、理論分析

綠色全要素生產(chǎn)率的提高是實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的關(guān)鍵，而金融體系的發(fā)展可以優(yōu)化資源配置和促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，無疑對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提高具有影響。各地區(qū)間均存在著某種競爭與合作并存的金融活動(dòng)，并且這種金融活動(dòng)的空間關(guān)聯(lián)程度日漸加強(qiáng)，也就是存在著空間關(guān)聯(lián)性，并且會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生一定程度的溢出效應(yīng)。金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)及其溢出效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)依賴于空間基礎(chǔ)，即鄰近地區(qū)間具有金融溢出的天然優(yōu)勢。當(dāng)邊緣地區(qū)的金融資源都向某一中心地區(qū)集中時(shí)，會(huì)使該中心地區(qū)的金融快速發(fā)展。為了追求綠色發(fā)展，這就要求金融機(jī)構(gòu)在資源配置過程中降低甚至限制資源向高污染行業(yè)及企業(yè)的流動(dòng)。在信貸配給方面，發(fā)達(dá)的金融體系有利于改善資金需求雙方的信息不對(duì)稱。例如在貸前審查時(shí)，傾向于將資金流入污染小的清潔型企業(yè);在事后監(jiān)督時(shí)，可以防止企業(yè)將資金用于高污染項(xiàng)目的投資，降低企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)。并且隨著技術(shù)水平的提高，綠色全要素生產(chǎn)率將會(huì)逐步提升。在風(fēng)險(xiǎn)分散方面，發(fā)達(dá)的金融體系能提供更大規(guī)模的融資，保證企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的可持續(xù)性，從而提高綠色全要素生產(chǎn)率。短時(shí)間內(nèi)邊緣地區(qū)的金融發(fā)展由于資源流失而發(fā)展緩慢，但長期來看，金融發(fā)展水平較高的中心地區(qū)通過向邊緣地區(qū)設(shè)立分支機(jī)構(gòu)、輸送技術(shù)和管理人才等帶動(dòng)邊緣地區(qū)金融發(fā)展，同樣進(jìn)一步地影響到綠色全要素生產(chǎn)率的提升，產(chǎn)生一定的空間溢出效應(yīng)，逐步縮小中心地區(qū)與邊緣地區(qū)的差距。

目前，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究有兩個(gè)方面。一是“循序成本效應(yīng)”，由新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派提出，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制必然會(huì)導(dǎo)致企業(yè)增加額外成本，并且制約企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，從而抑制綠色全要生產(chǎn)率。二是“技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”（波特假說）認(rèn)為嚴(yán)格且合理的環(huán)境規(guī)制可以激發(fā)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而能夠部分甚至完全抵消企業(yè)的“遵循成本”。環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)及其溢出效應(yīng)，在短期內(nèi)體現(xiàn)為企業(yè)會(huì)由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度而導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升，進(jìn)而采取縮減規(guī)模、降低勞動(dòng)力投入等措施，使得勞動(dòng)力向外流動(dòng)，但是從長期來看，環(huán)境規(guī)制能夠倒逼高污染企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，即采用清潔技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，這種創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)會(huì)使得企業(yè)加大對(duì)清潔技術(shù)的研發(fā)和投入，吸引高技能人員投入技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)該地區(qū)企業(yè)的技術(shù)優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)一步影響綠色全要素生產(chǎn)力。

由于環(huán)境規(guī)制會(huì)增加企業(yè)的污染治理支出和新技術(shù)研發(fā)投入，企業(yè)必然增加融資需求，所以借助于發(fā)達(dá)的金融體系，企業(yè)更容易獲得大量融資，企業(yè)可以借助這筆資金度過技術(shù)滯后階段，有利于企業(yè)的長期發(fā)展。也就是說，合理的環(huán)境規(guī)制配合金融發(fā)展的調(diào)節(jié)能夠?qū)崿F(xiàn)污染治理與技術(shù)創(chuàng)新之間的“共贏”。并且，環(huán)境規(guī)制能夠?yàn)榻鹑跈C(jī)構(gòu)甄別潛在產(chǎn)出大的企業(yè)，優(yōu)化金融機(jī)構(gòu)的資源配置效率。但是評(píng)判一個(gè)地區(qū)金融體系的發(fā)達(dá)程度不是一個(gè)決定化標(biāo)準(zhǔn)，如何制定與地區(qū)金融發(fā)展水平相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，從而使得金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制協(xié)調(diào)影響綠色全要素生產(chǎn)率是一個(gè)難題。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

本研究選取中國內(nèi)地30個(gè)省、直轄市、自治區(qū)（由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，故剔除西藏地區(qū)）2006～2015年的面板數(shù)據(jù)。變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。本文采用DEA-BCC測算綠色全要素生產(chǎn)率。BCC模型在數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的基礎(chǔ)上，將CCR模型規(guī)模報(bào)酬固定假設(shè)改為可變（VRS），將技術(shù)效率分解為純技術(shù)效率與規(guī)模效率的乘積，來衡量決策單元（DMU）的技術(shù)效率與規(guī)模效率。假設(shè)一共有n個(gè)決策單元，每個(gè)DMU的輸入有m種，輸出有s種，其公式可表示如下：

式中，Xij為第j個(gè)DMU對(duì)第i種類型輸入的投入總量;Yrj為第j個(gè)DMU對(duì)第r種類型輸出的產(chǎn)出總量;ε為阿基米德數(shù);θ為DMU的有效值;λj為決策變量;S-i和S+r分別為輸入和輸出的松弛變量;Xi0和Yr0為DMU0對(duì)應(yīng)的輸入值和輸出值。

傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率主要以資本和勞動(dòng)作為投入要素，而綠色全要素生產(chǎn)率則增加了能源投入和環(huán)境污染要素，以學(xué)者的研究為基礎(chǔ)，本研究以資本、勞動(dòng)和能源消費(fèi)作為投入要素，以經(jīng)過環(huán)境污染指數(shù)調(diào)整的“綠色產(chǎn)出”[15]作為產(chǎn)出要素。具體投入和產(chǎn)出要素的處理情況如下：①投入指標(biāo)。勞動(dòng)投入采用各省歷年就業(yè)人員數(shù)來表示;資本投入用固定資產(chǎn)存量衡量，此數(shù)據(jù)無法直接獲得，需要進(jìn)行計(jì)算，本文主要借鑒張軍（2004）[16]采用的永續(xù)盤存法：Kit=Kit-1（1-δit）+Iit，其中Kit為研究樣本i地區(qū)t時(shí)期的固定資本存量，Kit-1為i地區(qū)t-1時(shí)期的資本存量，δ表示固定資本折舊率（取值9.6%），Iit為樣本i地區(qū)第t期的實(shí)際固定資本形成總額;能源投入采用能源消耗總量表示。②產(chǎn)出指標(biāo)。通過熵值法構(gòu)建環(huán)境污染指數(shù)EPI來表示非期望產(chǎn)出部分，在此基礎(chǔ)上用期望產(chǎn)出GDP（以2006年為基期進(jìn)行平減處理）減去環(huán)境污染的產(chǎn)出部分，得到綠色產(chǎn)出EDP。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，參考胡曉珍等人（2011）[17]選取工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量，工業(yè)煙（粉）塵排放量代表非期望產(chǎn)出的指標(biāo)。

2.解釋變量：環(huán)境規(guī)制（REG）。目前衡量環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的方法沒有統(tǒng)一，其中運(yùn)用最多的分別是：一是使用單一污染物的治理效果衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[18];二是運(yùn)用熵值法構(gòu)建綜合指數(shù)評(píng)價(jià)環(huán)境規(guī)制水平[19][20];三是利用各種污染物排放數(shù)據(jù)，測算綜合污染強(qiáng)度作為環(huán)境規(guī)制的代理變量[21];四是采用污染治理費(fèi)用占行業(yè)總產(chǎn)值或者總費(fèi)用的比重來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[22][23]。由于前三種衡量環(huán)境規(guī)制的方法以利用線性標(biāo)準(zhǔn)化為主，會(huì)喪失不同時(shí)期環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的可比性，因此本研究采用第四種方法作為衡量環(huán)境規(guī)制的指標(biāo)，即采用治理工業(yè)污染項(xiàng)目投資額占工業(yè)增加值的比重衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

3.調(diào)節(jié)變量：金融發(fā)展（FIN）。本研究采用金融集聚水平作為金融發(fā)展的代理變量，通過區(qū)位熵計(jì)算各省份金融集聚指數(shù)，公式為：LQij=（qij/pij）/（qj/pj）。LQij就是i地區(qū)金融業(yè)在j時(shí)期的區(qū)位熵，qij為i地區(qū)金融業(yè)j時(shí)期的金融業(yè)生產(chǎn)總值，pij為i地區(qū)j時(shí)期的總?cè)丝跀?shù)，qj為全國金融業(yè)j時(shí)期的金融業(yè)生產(chǎn)總值;pj為全國j時(shí)期的總?cè)丝跀?shù)。

4.控制變量。參考已有研究成果，本研究選取的控制變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本狀況、基礎(chǔ)設(shè)施、能源結(jié)構(gòu)等。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）：合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的技術(shù)進(jìn)步將有助于綠色全要素生產(chǎn)率的提升，反之亦然。選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)值的比重表示，預(yù)期不確定。人力資本（HC）：人力資本是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要因素之一，可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步，從而為綠色全要素生產(chǎn)率提升提供支撐。使用就業(yè)人員受教育程度表示人力資本，用HC=6×E1+9×E2+12×E3+16×E4來計(jì)算，其中E1、E2、E3和E4分別表示各省就業(yè)人口中的小學(xué)、初中、高中、大專及以上畢業(yè)人數(shù)就業(yè)比例，預(yù)期為正?；A(chǔ)設(shè)施（INF）：基礎(chǔ)設(shè)施的改善能為經(jīng)濟(jì)增長提供便利的外部環(huán)境，從而降低經(jīng)濟(jì)運(yùn)行成本，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，間接地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。選取公路和鐵路的總里程除以省域面積來表示，預(yù)期為正。能源消耗水平（EC）：隨著工業(yè)化進(jìn)程的加快，以能源消耗為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是破壞生態(tài)環(huán)境的主要方式，減少能源消耗是可持續(xù)性發(fā)展的必經(jīng)之路。選取地區(qū)能源消耗量取對(duì)數(shù)表示，預(yù)期為負(fù)。

（二）模型構(gòu)建

綠色全要素生產(chǎn)率在我國呈現(xiàn)出空間分布現(xiàn)象，即本地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率受到周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，各地區(qū)之間的綠色全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)。因此，可借助空間地理因素建立模型，探究金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在的空間關(guān)聯(lián)性，并且整個(gè)區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率還會(huì)隨區(qū)域間的相互影響發(fā)生變化，具有一定的空間動(dòng)態(tài)性特征。

1.空間計(jì)量模型?？臻g杜賓模型（SDM）綜合了空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM）的優(yōu)點(diǎn)，既能夠考慮被解釋變量和解釋變量的空間依賴性，又能夠考慮隨機(jī)誤差沖擊的空間影響。因此，本研究選取空間杜賓模型，以便很好地反映綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的空間溢出效應(yīng)。SDM模型設(shè)定如下：

式中，ρ為本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率對(duì)周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)。當(dāng)ρ>0時(shí)，表明相鄰地區(qū)間存在空間溢出效應(yīng);當(dāng)ρ<0時(shí)，表明相鄰地區(qū)間存在空間負(fù)效應(yīng)。X包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施和能源結(jié)構(gòu)等控制變量;φi和νt分別表示地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng);ψ表示殘差之間的空間相關(guān)性;εit為隨機(jī)誤差項(xiàng);i和t表示地區(qū)個(gè)體和時(shí)間維度。若ρ≠0、θ=0、ψ=0，則上式為空間滯后模型（SLM）;若ρ=0、θ=0、ψ≠0，則上式為空間誤差模型（SEM）;若ρ≠0、θ≠0、ψ=0，則上式為空間杜賓模型（SDM）。同時(shí)，采用Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)對(duì) SLM、SEM、SDM 進(jìn)行篩選，如果檢驗(yàn)都拒絕H0：θ=0和H0：θ+ρβ=0的原假設(shè)，則選擇SDM;若接受其中一個(gè)原假設(shè)，則在SLM、SEM之間進(jìn)行選擇。

為考察金融發(fā)展對(duì)環(huán)境規(guī)制促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)，本研究在上式模型的基礎(chǔ)上引入金融發(fā)展與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)REGit×FINit，反映環(huán)境規(guī)制通過金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

如果REGit×FINit的回歸系數(shù)不顯著，說明交互作用沒有顯著影響綠色全要素生產(chǎn)率;如果環(huán)境規(guī)劃REGit的回歸系數(shù)不顯著或顯著為負(fù)，而REGit×FINit的回歸系數(shù)顯著，說明環(huán)境規(guī)制對(duì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率作用不明顯，需與金融發(fā)展相結(jié)合才能產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用;如果金融發(fā)展FINit的回歸系數(shù)不顯著，而REGit×FINit的回歸系數(shù)顯著，則說明環(huán)境規(guī)制能夠直接促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率，不需依賴金融發(fā)展。

2.直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。許多實(shí)證研究使用一個(gè)或者多個(gè)空間回歸模型的點(diǎn)估計(jì)來檢驗(yàn)是否存在空間溢出效應(yīng)。然而，LeSage和Pace[24]認(rèn)為利用點(diǎn)估計(jì)檢驗(yàn)溢出效應(yīng)可能存在偏誤，而且不同模型設(shè)定中變量的變化影響了偏微分方程。因此，為準(zhǔn)確估計(jì)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度，LeSage和Pace通過偏微分方法將SDM模型中的參數(shù)向量θ分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)?？臻g杜賓模型的向量形式可以表示為：

3.空間相關(guān)性分析。本研究采用Morans I指數(shù)來檢驗(yàn)變量是否存在區(qū)域關(guān)聯(lián)性與空間依賴性，Morans I指數(shù)計(jì)算公式為：

其中S2=12∑ni=1（Yi-Y）2;Y=1n∑ni=1Yi;Yi為第i個(gè)地區(qū)的指標(biāo)值，n為地區(qū)總數(shù)，Wij為0-1鄰接空間權(quán)重矩陣，如果兩地區(qū)相鄰，則權(quán)重值為1;如果兩地區(qū)不相鄰，則權(quán)重值為0，最后將其標(biāo)準(zhǔn)化。一般來說，Morans I指數(shù)的取值范圍為[-1，1]，大于0時(shí)表明變量在空間上表現(xiàn)出正相關(guān)，小于0時(shí)表明變量在空間上表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)，等于0時(shí)表明變量在空間上表現(xiàn)出隨機(jī)性，不存在空間相關(guān)性。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

利用MATLAB按照Morans I指數(shù)定義公式分別計(jì)算2006～2015年金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制、綠色全要素生產(chǎn)率Morans I指數(shù)，并得出相應(yīng)的Z值表1所示。從表1可知，2006～2015年金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率的Morans I指數(shù)均為正值且通過統(tǒng)計(jì)顯著性水平，這表明金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率在空間范圍內(nèi)存在顯著正向空間相關(guān)性，具有空間集聚特征。因此，構(gòu)建金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率影響模型時(shí)應(yīng)考慮空間效應(yīng)才符合客觀事實(shí)。

空間聯(lián)系局部相關(guān)性的Morans I指數(shù)散點(diǎn)圖作為衡量觀測單元屬性與周邊單元相近或差異程度的一種方法，為了體現(xiàn)簡單的對(duì)比分析，本文僅給出2006年和2015年各省綠色全要素生產(chǎn)率局部空間散點(diǎn)圖，如圖1所示。

1.金融發(fā)展。金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著的正向直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)，金融發(fā)展不但能顯著提升本地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，而且能通過空間溢出效應(yīng)，提升周邊地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。一般而言，金融發(fā)展水平每提高1%，將會(huì)提升本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率0.0418%，同時(shí)提升周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率0.1674%，對(duì)本地區(qū)和周邊地區(qū)的總提升效率為0.2092%。事實(shí)上，金融發(fā)展一方面通過“資本支持效應(yīng)”“資本配置效應(yīng)”“風(fēng)險(xiǎn)分散效應(yīng)”“企業(yè)監(jiān)督效應(yīng)”和“綠色金融效應(yīng)”支持本地區(qū)低污染產(chǎn)業(yè)和企業(yè)發(fā)展，以及支持綠色技術(shù)創(chuàng)新，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步來提高綠色全要素生產(chǎn)率，從而達(dá)到減少環(huán)境污染的效果;另一方面金融發(fā)展可通過“磁鐵效應(yīng)”“擴(kuò)散效應(yīng)”和“外部效應(yīng)”形成金融資源數(shù)量增加、質(zhì)量提升的內(nèi)在機(jī)制，推動(dòng)形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)經(jīng)濟(jì)等發(fā)展格局，從而達(dá)到提升周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率。

2.環(huán)境規(guī)制。環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)通過1%顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了積極影響，這主要是由于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將促使地區(qū)產(chǎn)業(yè)率先發(fā)展與環(huán)境相兼容的創(chuàng)新技術(shù)并且促使傳統(tǒng)生產(chǎn)工藝向環(huán)保型、節(jié)能型新型生產(chǎn)工藝轉(zhuǎn)型，達(dá)到環(huán)境清潔與經(jīng)濟(jì)增長的雙贏，這就驗(yàn)證“波特假說”的存在性，在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展體系下，環(huán)境規(guī)制能夠促使一個(gè)地區(qū)從長遠(yuǎn)發(fā)展考慮主動(dòng)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。環(huán)境規(guī)制的間接效應(yīng)顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度具有明顯外溢效應(yīng)。

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