綠色風(fēng)險(xiǎn)投資抑制了碳排放嗎？
——基于綠色技術(shù)創(chuàng)新視角的實(shí)證研究

邵興宇，范德勝

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 北京 102488； 2.北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院， 北京 100081)

一、引言

改革開放40多年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速增長(zhǎng)，但高投資、高能耗和高排放的粗放型增長(zhǎng)方式也讓我們付出了巨大的環(huán)境代價(jià)，環(huán)境問(wèn)題已然對(duì)我國(guó)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展形成資源和環(huán)境約束。在這種情況下，2020年9月，習(xí)近平主席在第75屆聯(lián)合國(guó)大會(huì)一般性辯論上向全世界做出“碳達(dá)峰”和“碳中和”的莊嚴(yán)承諾，這一承諾無(wú)疑向全世界展現(xiàn)了我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的決心和雄心。

碳減排目標(biāo)的提出意味著經(jīng)濟(jì)社會(huì)向綠色低碳轉(zhuǎn)型，而綠色技術(shù)創(chuàng)新正是推動(dòng)這種轉(zhuǎn)型的基礎(chǔ)和關(guān)鍵。與此同時(shí)，綠色革命作為新一輪的技術(shù)革命，其發(fā)展也同樣離不開金融資本的支持。易綱認(rèn)為綠色金融的重點(diǎn)在于通過(guò)“市場(chǎng)+政府支持”的機(jī)制，動(dòng)員更多私人、民營(yíng)資本加入綠色產(chǎn)業(yè)的融資行為[1]。綠色風(fēng)險(xiǎn)投資是社會(huì)各界積極應(yīng)對(duì)環(huán)境變化、推動(dòng)綠色技術(shù)發(fā)展的重要抓手。據(jù)新浪科技報(bào)道，由比爾蓋茨等科技大亨發(fā)起的風(fēng)險(xiǎn)投資計(jì)劃已經(jīng)完成對(duì)45家創(chuàng)業(yè)企業(yè)共計(jì)10億美元的投資，專門用于清潔能源技術(shù)開發(fā)。在國(guó)內(nèi)，綠色技術(shù)也同樣是風(fēng)險(xiǎn)投資的熱門領(lǐng)域。但是與實(shí)踐相比，目前學(xué)界對(duì)于綠色風(fēng)險(xiǎn)投資的研究還十分匱乏。那么綠色風(fēng)險(xiǎn)投資能否降低碳排放？綠色風(fēng)險(xiǎn)投資又是否促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步？這正是本文嘗試解答的問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

(一)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放

現(xiàn)有研究將綠色領(lǐng)域定義為：以知識(shí)為基礎(chǔ)的，能夠改善操作業(yè)績(jī)、提高生產(chǎn)力、增加效益，同時(shí)減少成本、原料、能源消耗、廢物及污染的任何一種產(chǎn)品或服務(wù)。廣義講，綠色領(lǐng)域包括所有能夠減少?gòu)U物，提高效益的科技、創(chuàng)新、產(chǎn)品、生產(chǎn)方式等等[2]。所謂的綠色風(fēng)險(xiǎn)投資，指的就是投向綠色領(lǐng)域的風(fēng)險(xiǎn)投資。從理論上看，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色產(chǎn)業(yè)存在天然契合。不同于傳統(tǒng)污染型企業(yè)，環(huán)境友好型企業(yè)代表了未來(lái)綠色發(fā)展的方向，有相當(dāng)比例正處于初創(chuàng)階段，運(yùn)營(yíng)能力往往還不夠成熟，具有成長(zhǎng)階段企業(yè)的普遍特征[3]。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，作為綠色金融的一個(gè)重要組成部分，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資也被普遍認(rèn)為架起了金融資本與綠色企業(yè)之間合作的橋梁[4]，并直接促進(jìn)了碳排放的減少[5]。

具體來(lái)講，一方面，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資的引入增加了綠色行業(yè)金融資源供給，并通過(guò)促進(jìn)綠色產(chǎn)品供給擴(kuò)大，實(shí)現(xiàn)碳排放減少[6]。綠色風(fēng)險(xiǎn)投資本身就是綠色金融的一種形態(tài)，作為一種金融資源，其加大投入直接促進(jìn)了綠色產(chǎn)品的供給[7]。與此同時(shí)，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色行業(yè)的金融支持也帶來(lái)了“信號(hào)”效應(yīng)。由于風(fēng)險(xiǎn)投資往往要求較高的回報(bào)率，風(fēng)險(xiǎn)投資的介入往往意味著被投資企業(yè)表現(xiàn)出健康的運(yùn)行狀態(tài)。綠色風(fēng)險(xiǎn)投資向綠色行業(yè)的投資可以被視為一種“信號(hào)”，吸引更多其他資本形式流向綠色行業(yè)，從而進(jìn)一步放大對(duì)碳排放的影響[8]。

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與單位碳排放呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著綠色風(fēng)險(xiǎn)投資提高，碳排放水平降低。

(二)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色技術(shù)創(chuàng)新

在經(jīng)典理論當(dāng)中，關(guān)于金融與技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究已經(jīng)相當(dāng)多，一系列研究總體上認(rèn)為金融加快了技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)程[9]。近年來(lái)興起的綠色革命很大程度上也是由綠色技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)的。綠色創(chuàng)新被定義為有助于提高環(huán)境可持續(xù)性的創(chuàng)新，是防止環(huán)境惡化的重要戰(zhàn)略[10]。然而，綠色創(chuàng)新需要長(zhǎng)期的戰(zhàn)略投資和大量的資金支持[11]。風(fēng)險(xiǎn)投資提供資金和資源，且投資周期往往較長(zhǎng)，因此在促成綠色技術(shù)創(chuàng)新上扮演了重要角色[12]。具體來(lái)看，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資至少在3個(gè)層面促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新：

第一，引入綠色風(fēng)險(xiǎn)投資緩解了融資約束，為創(chuàng)新提供了資金支持。通常來(lái)講，創(chuàng)業(yè)企業(yè)往往具有經(jīng)營(yíng)不穩(wěn)定、風(fēng)險(xiǎn)較高等特征，且往往缺乏足值抵押物，因此導(dǎo)致企業(yè)在傳統(tǒng)融資模式下難以獲取金融支持。風(fēng)險(xiǎn)投資本身就具有風(fēng)險(xiǎn)偏好較高的特點(diǎn)，其投資著眼于企業(yè)未來(lái)的發(fā)展前景而非企業(yè)固定資產(chǎn)，通過(guò)提供資金推動(dòng)企業(yè)進(jìn)一步創(chuàng)新[13-14]。

第二，引入綠色風(fēng)險(xiǎn)投資有助于完善公司治理結(jié)構(gòu)，為創(chuàng)新提供組織支持。創(chuàng)業(yè)企業(yè)通常缺乏相關(guān)資源和商業(yè)經(jīng)驗(yàn)，內(nèi)部組織架構(gòu)不健全，公司治理結(jié)構(gòu)不完善，極大制約了技術(shù)研發(fā)[15]。對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資而言，投資人與被投資企業(yè)之間形成了委托代理關(guān)系，有必要強(qiáng)化對(duì)被投資企業(yè)的監(jiān)督。與此同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資本身也寄希望于通過(guò)被投資企業(yè)的穩(wěn)步發(fā)展來(lái)推動(dòng)完成IPO，從而獲得較高收益并順利退出，而這也要求風(fēng)險(xiǎn)投資主動(dòng)改善被投資企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)[16]。

第三，引入綠色風(fēng)險(xiǎn)投資為創(chuàng)新搭建了信息交流的平臺(tái)，為創(chuàng)新提供了平臺(tái)支持。通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)所構(gòu)建的網(wǎng)絡(luò)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)可以從外界獲取資金、信息、知識(shí)、技術(shù)、信任等發(fā)展所必需的資源[17]。

基于以上研究情況，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件相同的情況下，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色技術(shù)創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系，即隨著綠色風(fēng)險(xiǎn)投資提高，綠色技術(shù)進(jìn)步水平提高。

(三)綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳排放

綠色技術(shù)創(chuàng)新作為實(shí)現(xiàn)生態(tài)文明和綠色轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵途徑,與其他技術(shù)相比更具創(chuàng)新性和可持續(xù)性。人們很早就注意到技術(shù)創(chuàng)新在實(shí)現(xiàn)碳減排中的作用，1992年聯(lián)合國(guó)舉行的環(huán)境與發(fā)展大會(huì)中通過(guò)了《21世紀(jì)議程》,其中就明確強(qiáng)調(diào)了綠色技術(shù)的重要性[18]。技術(shù)進(jìn)步同樣也是我國(guó)近年來(lái)碳排放減少最為重要的推動(dòng)力量[19]。綠色技術(shù)水平的提高直接提升了現(xiàn)有能源的利用效率，綠色技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)現(xiàn)有能源循環(huán)利用提高了能源效率，使得單位GDP產(chǎn)出所需要的化石能源大大減少，進(jìn)而達(dá)到了減少碳排放的目的[20]。同時(shí)，技術(shù)進(jìn)步也使核能、風(fēng)能、生物能、地?zé)崮艿雀黝惽鍧嵞茉串a(chǎn)出增加，改變了傳統(tǒng)化石能源與新興清潔能源的比價(jià)關(guān)系，從而使得新能源成為能源供給的潛在替代選項(xiàng)，通過(guò)減少化石能源的使用，改變了現(xiàn)有能源結(jié)構(gòu)[21]。更重要的是，綠色技術(shù)創(chuàng)新的誕生和推廣改善了綠色產(chǎn)品供給，率先實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步的行業(yè)因其在高技術(shù)要素含量等方面的優(yōu)勢(shì)，自身獲利能力增強(qiáng)，進(jìn)而對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響[22]；同時(shí)需求方面，綠色技術(shù)也促使綠色產(chǎn)品價(jià)格降低，從而改變了傳統(tǒng)產(chǎn)品與綠色產(chǎn)品之間的比價(jià)關(guān)系，由此改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并最終實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)[23]。

結(jié)合假設(shè)1和假設(shè)2的論證，不難看到綠色風(fēng)險(xiǎn)投資、綠色技術(shù)進(jìn)步與碳排放之間的密切聯(lián)系。其一，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放存在直接影響，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)擴(kuò)大綠色產(chǎn)品供給和“信號(hào)”效應(yīng)直接促進(jìn)碳減排；其二，綠色技術(shù)創(chuàng)新在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放之間發(fā)揮中介效應(yīng)，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新間接影響了碳排放。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：綠色技術(shù)創(chuàng)新在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放之間發(fā)揮了中介效應(yīng)。

總結(jié)上述理論機(jī)制分析，我們利用機(jī)制路線圖(圖1)來(lái)更加清晰地展示綠色風(fēng)險(xiǎn)投資、綠色技術(shù)創(chuàng)新和碳排放三者之間的關(guān)系。

圖1 理論機(jī)制路線

三、數(shù)據(jù)來(lái)源和計(jì)量模型設(shè)定

(一)變量定義與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.核心被解釋變量

本文核心被解釋變量為碳排放強(qiáng)度的對(duì)數(shù)值。碳排放強(qiáng)度是碳排放與實(shí)際GDP的比值，表示單位產(chǎn)出對(duì)應(yīng)的碳排放量。到目前為止，各省份碳排放強(qiáng)度仍然缺乏官方數(shù)據(jù)。本文采用聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)(IPCC)提供的方法，根據(jù)如下公式計(jì)算獲得各省份二氧化碳排放強(qiáng)度：

(1)

式(1)中，C是碳排放強(qiáng)度，n表示各類不同能源，參考聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)的研究方法，本文將終端能源消費(fèi)劃分為煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種,En為第n種能源消費(fèi)量，數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，βn為第n種能源碳排放系數(shù)，具體數(shù)值參考IPCC相關(guān)指南[24]，αn是能源的標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)，12/44是碳乘數(shù)因子。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模的對(duì)數(shù)值。目前國(guó)內(nèi)關(guān)于綠色金融的研究大多局限于綠色信貸和綠色債券等，對(duì)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資研究較為薄弱的一個(gè)重要原因是研究數(shù)據(jù)的匱乏。本文參考江紅莉等[7]的研究方法，將綠色風(fēng)險(xiǎn)投資定義為投向新能源、新材料和環(huán)保3個(gè)行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)投資總額，其中新能源包括太陽(yáng)能、風(fēng)能和生物能等，環(huán)保包括水污染治理、大氣污染治理、固廢處理利用、環(huán)保產(chǎn)品和環(huán)境服務(wù)等，新材料包括膜材料、環(huán)保設(shè)備等。綠色風(fēng)險(xiǎn)投資的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于清科集團(tuán)的私募通數(shù)據(jù)庫(kù)(PEDATA)，將新能源、新材料、環(huán)保3個(gè)行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)投資額依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)投資事件發(fā)生的年份和被投資企業(yè)注冊(cè)地分別匹配到不同年份和省份，并取對(duì)數(shù)。

3.中介變量

綠色技術(shù)進(jìn)步。現(xiàn)有研究分別從綠色技術(shù)創(chuàng)新的投入、產(chǎn)出和績(jī)效3個(gè)維度入手，分別形成了R&D投入、專利申請(qǐng)和獲取、全要素生產(chǎn)率三類指標(biāo)。但是 R&D投資和綠色生產(chǎn)率的獲取往往受限于數(shù)據(jù)可得性，數(shù)據(jù)質(zhì)量難以保證。目前看，綠色技術(shù)進(jìn)步最為直接的體現(xiàn)是專利的獲得情況，使用綠色專利來(lái)評(píng)估綠色技術(shù)進(jìn)步具有一定的優(yōu)勢(shì)。鑒于此，本文整理了中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)局公布的有效專利申請(qǐng)信息，并結(jié)合世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)公布的環(huán)境友好型技術(shù)界定標(biāo)準(zhǔn)，從專利申請(qǐng)信息中篩選出各省份各個(gè)年度綠色專利和全部專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)。本文利用專利數(shù)據(jù)，參考王班班等[25]的研究方法，構(gòu)造了兩類指標(biāo)：(1)綠色專利申請(qǐng)規(guī)模，反映綠色技術(shù)創(chuàng)新的規(guī)模；(2)綠色專利申請(qǐng)占比，即綠色專利申請(qǐng)量占全部專利申請(qǐng)量的比例，反映技術(shù)創(chuàng)新方向。

4.控制變量

考慮到碳排放強(qiáng)度還受到其他眾多因素的影響，本文選取如下控制變量：(1) 人均GDP的對(duì)數(shù)值及人均GDP對(duì)數(shù)值的平方，用以刻畫人均GDP對(duì)碳排放可能存在的倒“U”型影響，即環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)(EKC假說(shuō))；(2) 城鎮(zhèn)化率，定義為城鎮(zhèn)人口占常住人口的比率；(3) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，定義為第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重；(4) 人口密度，定義為每平方公里人口數(shù)的對(duì)數(shù)值；(5) 貿(mào)易開放度，定義為進(jìn)出口總額占GDP的比重。以上數(shù)據(jù)全部取自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

通過(guò)以上步驟，整合《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、私募通數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局專利數(shù)據(jù)等，剔除寧夏、新疆、西藏等樣本嚴(yán)重缺失的地區(qū)后，獲得了28個(gè)省份2006—2019年的非平衡面板數(shù)據(jù)，對(duì)上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。其中，碳排放強(qiáng)度取對(duì)數(shù)后均值為0.581，同時(shí)極值間差距較大，表明我國(guó)省級(jí)碳排放強(qiáng)度整體偏高且不同區(qū)域間差距明顯；綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模對(duì)數(shù)后均值為2.992，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資平均規(guī)模仍相對(duì)較小，但標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到2.075，反映出各省份綠色風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展上存在巨大差異；綠色專利申請(qǐng)規(guī)模取對(duì)數(shù)后同樣標(biāo)準(zhǔn)差較大，同時(shí)綠色專利申請(qǐng)占比兩個(gè)極值間差距明顯，反映出各省份綠色技術(shù)進(jìn)步水平的不均衡。控制變量方面，人均GDP在樣本期間內(nèi)穩(wěn)步上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均值為0.429，第二產(chǎn)業(yè)仍在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中占有較大比重；我國(guó)當(dāng)前城鎮(zhèn)化進(jìn)程穩(wěn)步推進(jìn)，但西部地區(qū)稍有落后，人口密度取對(duì)數(shù)后均值達(dá)到7.927，反映了我國(guó)人口相對(duì)稠密的特點(diǎn)，同時(shí)也與新疆、西藏等部分西部省份樣本缺失有關(guān)，貿(mào)易開放度東西部之間差距明顯。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)模型設(shè)定

1.散點(diǎn)圖

為直觀觀測(cè)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度、綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比的關(guān)系，畫出散點(diǎn)圖(圖2～圖4)。從圖中不難看到，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與綠色專利申請(qǐng)規(guī)模、綠色專利申請(qǐng)占比均呈正相關(guān)關(guān)系，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升可能導(dǎo)致碳排放強(qiáng)度下降，假設(shè)1符合散點(diǎn)圖直觀觀察。同時(shí)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升促使綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和申請(qǐng)占比上升，表明假設(shè)2也很可能是成立的，但要得到精確的結(jié)論還需要進(jìn)行更嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。

圖2 綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度散點(diǎn)

圖4 綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色專利申請(qǐng)占比散點(diǎn)

2.模型構(gòu)建

基于本文提出的研究假設(shè)，首先設(shè)定如下基準(zhǔn)模型：

Ln(C/GDP)it=α0+α1*LnGreenVCit+α2*Controlsit+μi+υt+εit

(2)

其中，下標(biāo)i代表不同省份，下標(biāo)t代表不同年份，Ln(C/GDP)it為被解釋變量，表示在時(shí)期t的第i個(gè)省份碳排放強(qiáng)度的對(duì)數(shù)值。核心解釋變量LnGreenVCit為i省份在時(shí)期t的綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模的對(duì)數(shù)值。控制變量組包括人均GDP對(duì)數(shù)值、人均GDP對(duì)數(shù)平方、城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度對(duì)數(shù)值、貿(mào)易開放度，αi為待估參數(shù)，μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，υt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

同時(shí)，為檢驗(yàn)假設(shè)2提出的綠色風(fēng)險(xiǎn)投資影響碳排放強(qiáng)度的具體機(jī)制，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

(3)

(4)

本文采用逐步回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，詳細(xì)檢驗(yàn)過(guò)程為：首先對(duì)基準(zhǔn)方程(2)進(jìn)行回歸，如果核心解釋變量系數(shù)顯著，則表明綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度存在總體效應(yīng)，進(jìn)一步進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)。其次，以綠色技術(shù)水平的j維度(綠色專利申請(qǐng)規(guī)模、綠色專利占比)作為被解釋變量，檢驗(yàn)回歸方程(3)，驗(yàn)證綠色風(fēng)險(xiǎn)投資是否影響了綠色技術(shù)水平。最后，以碳排放強(qiáng)度為被解釋變量，將綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色技術(shù)水平第j個(gè)維度同時(shí)納入模型，檢驗(yàn)回歸方程(4)。如果回歸方程(4)中回歸系數(shù)δj與回歸方程(3)中系數(shù)θj同時(shí)顯著，則表明綠色技術(shù)水平第j個(gè)維度存在中介效應(yīng)；若系數(shù)δj與系數(shù)θj當(dāng)中至少存在一個(gè)變量不顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)；若檢驗(yàn)結(jié)果顯著，則存在中介效應(yīng)，反之，則不存在中介效應(yīng)。

四、直接效應(yīng)分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為防止計(jì)量結(jié)果出現(xiàn)偽回歸，在實(shí)證開始前先進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。由于使用的數(shù)據(jù)樣本是非平衡面板，采用面板Fisher型單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，結(jié)果顯示面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以對(duì)面板進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

本文首先使用全樣本研究綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響。對(duì)回歸方程(2)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果報(bào)告在表3的(1)～(4)列。表3的(1)列首先報(bào)告了不納入控制變量下核心解釋變量綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)數(shù)值與被解釋變量碳排放強(qiáng)度間雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，對(duì)全樣本而言，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。隨后(2)列將控制變量組加入回歸，同時(shí)仍然控制個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，核心解釋變量同樣保持1%水平上顯著。為了便于比較分析，表3第(3)列～(4)列分別匯報(bào)了使用混合最小二乘法(Pooled Least Square)和隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，在所有回歸結(jié)果中，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，且系數(shù)值為-0.319～-0.187。此外，觀察控制變量，人均GDP回歸系數(shù)全部顯著為正，且人均GDP的平方項(xiàng)均顯著為負(fù)，表明對(duì)本文樣本而言，伴隨著人均GDP的上升，碳排放強(qiáng)度先上升后下降，即二者之間呈現(xiàn)倒“U”型，這與現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)的研究是契合的；城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口密度系數(shù)全部為正，這也與現(xiàn)有研究結(jié)論保持一致[26]。上述結(jié)果說(shuō)明，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度具有顯著負(fù)向作用，初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

表3 綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放的直接效應(yīng)回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量替換

為檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)一步考察綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響，首先考慮替換被解釋變量，以消除單一變量測(cè)度對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生的潛在影響。本文借鑒胡海峰等[9]及Xiaoyan等[27]的研究方法，用人均碳排放和PM2.5替換碳排放強(qiáng)度，并繼續(xù)用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。其中，人均碳排放定義為各省份當(dāng)年碳排放總量除以常住人口規(guī)模后取對(duì)數(shù)，PM2.5使用華盛頓大學(xué)Atmospheric Composition Analysis Group提供的各省區(qū)地表PM2.5年均濃度?；貧w結(jié)果分別匯報(bào)在表4的第(1)和第(2)列。從回歸結(jié)果看，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)人均碳排放和PM2.5的回歸系數(shù)分別為-0.186和-0.171，與綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的回歸系數(shù)較為接近，且回歸系數(shù)均在1%水平下顯著。此外，控制變量組與基準(zhǔn)回歸結(jié)果正負(fù)號(hào)方向及顯著性也仍保持一致，這初步證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為可信。

2.子樣本回歸

在基準(zhǔn)分析的基礎(chǔ)上，各省區(qū)按照地理位置劃分為東中西部地區(qū)，并使用雙向固定效應(yīng)模型分別進(jìn)行回歸，以考察綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度在不同地區(qū)間可能存在的異質(zhì)性。表4的第(3)～(5)列分別匯報(bào)了東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，對(duì)不同地區(qū)而言，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的回歸系數(shù)處于-0.171到-0.197之間，與全樣本回歸-0.187的回歸結(jié)果大致接近，且仍然保持1%水平下顯著。其中，東部地區(qū)回歸系數(shù)絕對(duì)值最小，中部地區(qū)最大，這表明綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升對(duì)中部地區(qū)碳排放強(qiáng)度降低的作用作為明顯，西部地區(qū)其次，東部地區(qū)作用最小。

表4 變量替換及子樣本回歸結(jié)果

3.內(nèi)生性處理

對(duì)于本文實(shí)證結(jié)果的一個(gè)擔(dān)憂來(lái)自于變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題。盡管面板固定效應(yīng)模型可以在一定程度上解決回歸模型存在的內(nèi)生性問(wèn)題，但嚴(yán)格的實(shí)證結(jié)論仍需要對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行進(jìn)一步研究討論。就本文而言，內(nèi)生性問(wèn)題的潛在來(lái)源主要是核心被解釋變量碳排放強(qiáng)度與核心解釋變量綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模之間可能存在的反向因果關(guān)系和遺漏變量。為此，借鑒江紅莉等[7]的研究思路，在基準(zhǔn)模型(1)的基礎(chǔ)上，提出如下回歸：

Ln(C/GDP)it=α0+ξ*Ln(C/GDP)it-1+α1*LnGreenVCit+α2*Controlsit+μi+υt+ειt

(5)

引入滯后變量ξLn(C/GDP)it-1涵蓋了其他可能對(duì)碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生影響的因素，在很大程度上緩解模型遺漏變量的問(wèn)題，從而降低計(jì)量設(shè)定可能存在的設(shè)定偏誤。另外，考慮到綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模與碳排放強(qiáng)度之間可能存在的內(nèi)生變量問(wèn)題，采用兩步系統(tǒng)GMM方法(two step sys-GMM)進(jìn)行估計(jì)，將ξLn(C/GDP)it-1及LnGreenVCit視為內(nèi)生變量，并將這些變量的兩階及更高階滯后變量作為工具變量。這一回歸的結(jié)果分別報(bào)告在表5的第(3)列。

表5 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

但是在有限樣本的條件下，兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)仍然有可能造成估計(jì)系數(shù)向下偏倚的問(wèn)題?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，混合OLS通常會(huì)高估被解釋變量滯后一階的回歸系數(shù)，與之相反，使用固定效應(yīng)模型回歸時(shí)則往往會(huì)造成被解釋變量滯后一階系數(shù)被低估。為此，參考Bond等[28]的檢驗(yàn)法則，這一法則提出，如果GMM對(duì)被解釋變量滯后一階的估計(jì)系數(shù)介于固定效應(yīng)與OLS估計(jì)值之間，那么GMM的估計(jì)結(jié)果就相對(duì)較為可靠。為此，表5第(1)列和第(2)列分別提供了帶有滯后項(xiàng)的混合OLS 模型估計(jì)值和固定效應(yīng)模型估計(jì)值。

從回歸結(jié)果看，3種方法估計(jì)一階滯后項(xiàng)系數(shù)分別為0.799、0.626和0.656，其中GMM估計(jì)值大于固定效應(yīng)估計(jì)值而小于混合OLS 估計(jì)值，滿足Bond等[28]提出的經(jīng)驗(yàn)法則，可以認(rèn)為系統(tǒng)GMM方法的估計(jì)結(jié)果是有效的。此外，Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)的結(jié)果P值分別為0.999和0.696，均明顯高于0.1，即工具變量的選擇是有效的。同時(shí)殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)顯示AR(2)的P值大于0.1，表明差分后殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性問(wèn)題。從實(shí)證結(jié)果看，核心解釋變量與被解釋變量之間回歸系數(shù)仍然保持1%水平下顯著性，同時(shí)系統(tǒng)GMM估計(jì)顯示回歸系數(shù)為-0.048 9，二者之間仍然存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響在統(tǒng)計(jì)上是穩(wěn)健的。

五、中介效應(yīng)分析

(一)綠色技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)分析

以上實(shí)證結(jié)果表明綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升降低了碳排放強(qiáng)度。為進(jìn)一步討論綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的具體影響機(jī)制，本文將綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比納入回歸，對(duì)回歸方程(3)和回歸方程(4)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 綠色專利申請(qǐng)規(guī)模及申請(qǐng)占比中介效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表(表6)

在表6的第(1)和第(2)列，首先使用雙向固定效應(yīng)分別對(duì)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色專利申請(qǐng)規(guī)模、申請(qǐng)占比的關(guān)系進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果顯示，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模對(duì)綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比回歸系數(shù)均在1%水平下顯著，且回歸系數(shù)為正，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模的上升促進(jìn)了綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比上升，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表6的第(3)和第(4)列匯報(bào)了使用雙向固定效應(yīng)模型對(duì)回歸方程(4)的檢驗(yàn)結(jié)果。從回歸結(jié)果看，綠色專利申請(qǐng)規(guī)模及綠色專利申請(qǐng)占比的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明綠色專利申請(qǐng)規(guī)模及申請(qǐng)占比的上升抑制了碳排放強(qiáng)度。與此同時(shí)，在對(duì)方程(4)的檢驗(yàn)中，核心解釋變量綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模的回歸系數(shù)仍然保持顯著為負(fù)。綜合考慮回歸方程(3)和回歸方程(4)的檢驗(yàn)結(jié)果，綠色專利申請(qǐng)規(guī)模及綠色專利申請(qǐng)占比均在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度的關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，假設(shè)3得到驗(yàn)證，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)了碳排放強(qiáng)度下降。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為證明本文結(jié)論的可靠性，同時(shí)進(jìn)一步深入討論綠色技術(shù)進(jìn)步在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度間的中介作用，將中介變量替換為綠色專利獲得規(guī)模及綠色專利在全部獲得專利中的占比，同時(shí)繼續(xù)使用雙向固定效應(yīng)模型，再次對(duì)方程(3)和方程(4)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 綠色專利獲得規(guī)模及獲得占比中介效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表(表7)

表7的第(1)和第(2)列匯報(bào)了綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色專利獲得規(guī)模和獲得占比的檢驗(yàn)結(jié)果。與使用綠色專利申請(qǐng)規(guī)模及占比回歸得到的結(jié)果類似，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色專利獲得規(guī)模和綠色專利獲得占比的回歸系數(shù)仍為正，且保持一定顯著性。同時(shí)，將綠色專利獲得規(guī)模及綠色專利獲得占比納入方程(4)，檢驗(yàn)結(jié)果匯報(bào)在表7第(3)和第(4)列。結(jié)果表明綠色專利獲得規(guī)模及綠色專利獲得占比均對(duì)碳排放強(qiáng)度存在負(fù)向作用，同時(shí)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資回歸系數(shù)保持顯著為負(fù)，即綠色專利獲得規(guī)模和綠色專利獲得占比均在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度的關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果表明中介效應(yīng)回歸結(jié)果較為可信。

六、結(jié)論及政策建議

本文利用2006—2019年28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型，實(shí)證研究了綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模變動(dòng)對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響。研究結(jié)果表明：(1)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升顯著抑制了碳排放強(qiáng)度；(2)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資上升顯著提高了綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比，即綠色風(fēng)險(xiǎn)投資促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步；(3)綠色專利申請(qǐng)規(guī)模和綠色專利申請(qǐng)占比均在綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與碳排放強(qiáng)度的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模上升促進(jìn)了綠色技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)了碳排放強(qiáng)度下降。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

(1)支持綠色風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展，通過(guò)綠色投資促進(jìn)碳減排。在以政府為主導(dǎo)的綠色金融供給之外，通過(guò)發(fā)展綠色風(fēng)險(xiǎn)投資，將民間資本匯集于綠色產(chǎn)業(yè)中?？紤]適當(dāng)放寬綠色風(fēng)險(xiǎn)投資資金來(lái)源，降低綠色風(fēng)險(xiǎn)投資相關(guān)稅費(fèi)。同時(shí)通過(guò)多層次資本市場(chǎng)建設(shè)，進(jìn)一步完善風(fēng)險(xiǎn)投資退出機(jī)制，最終實(shí)現(xiàn)綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良性互動(dòng)。

(2)加快綠色技術(shù)自主創(chuàng)新研發(fā)，用創(chuàng)新的方式完成我國(guó)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型。作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的供給方，企業(yè)部門特別是新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)部門需要成為政策保護(hù)和支持的重點(diǎn)。未來(lái)仍需要繼續(xù)著眼于綠色技術(shù)的研發(fā)和普及，積極促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合，提高企業(yè)創(chuàng)新的規(guī)模和質(zhì)量，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新予以鼓勵(lì)，提高企業(yè)部門創(chuàng)新的積極性。

(3)強(qiáng)化綠色金融體系建設(shè)與綠色技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同性。以綠色風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展為抓手，促進(jìn)綠色金融資源與綠色技術(shù)創(chuàng)新相融合。用金融提升創(chuàng)新，以創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)減碳，完善綠色金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)低碳化三者之間的協(xié)作機(jī)制。建議在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)探索綠色風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同推進(jìn)的新路徑，盡快形成可復(fù)制、可推廣的協(xié)同發(fā)展經(jīng)驗(yàn)。