長江經(jīng)濟帶綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響

潘海英，張 倩

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100；2.江蘇長江保護與高質量發(fā)展研究基地，江蘇 南京 211100；3.長江保護與綠色發(fā)展研究院，江蘇 南京 210098)

改革開放以來，依托豐富的自然資源，借力迅猛發(fā)展的科技以及適時有效的政府引導，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)、高速增長，但同時也面臨著資源過度利用、環(huán)境污染嚴重等問題。在經(jīng)濟結構轉型期，我國經(jīng)濟增長數(shù)量與質量之間不平衡、不協(xié)調(diào)的態(tài)勢越發(fā)凸顯并引起了各級政府的密切關注。黨的十七大、十八大和十八屆三中全會均提出通過轉變經(jīng)濟發(fā)展方式來提升經(jīng)濟發(fā)展質量，強調(diào)經(jīng)濟增長應注重生態(tài)性、長期性和可持續(xù)性。2017年10月，習近平總書記在十九大報告中進一步作出“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段”的重要論斷。2018年中央經(jīng)濟工作會議則對全面推進經(jīng)濟高質量發(fā)展作出了戰(zhàn)略部署。因此，如何提升經(jīng)濟發(fā)展質量和效益已成為當下和未來較長時期我國經(jīng)濟社會領域亟待研究的重大課題。

本文基于金融發(fā)展理論，嘗試從綠色金融視角對經(jīng)濟高質量發(fā)展展開研究。在經(jīng)濟高質量轉型過程中，綠色金融通過引導資金合理配置，助力傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色化轉型以維持環(huán)境資源存量，同時通過加大對綠色產(chǎn)業(yè)的投資以提升環(huán)境效益。自《關于運用綠色信貸促進環(huán)保工作的通知》發(fā)布以來，我國綠色金融發(fā)展以政策為導向，不斷推進經(jīng)濟社會全面綠色轉型，現(xiàn)階段頂層設計已逐步落地并取得顯著成效。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，截至2021年6月，我國21家主要銀行綠色信貸規(guī)模達12.5萬億元，48家基金公司發(fā)行了111只泛ESG公募基金，試點碳市場累計配額交易量4.8億t。由此可見，我國綠色金融致力于緩解企業(yè)融資約束、減少環(huán)境污染，是新時期實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要手段。

面對經(jīng)濟高質量發(fā)展新要求，我國重提長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略，著力打造長江經(jīng)濟帶這一新的經(jīng)濟支撐點，該戰(zhàn)略布局將對改善東中西部合作互動格局、引領生態(tài)文明建設、轉變經(jīng)濟增長動能和推動全國經(jīng)濟提質增效具有重要意義。因此，本文以長江經(jīng)濟帶為研究對象，考察綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展效應，為實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟高質量發(fā)展提供理論依據(jù)，并為其他地區(qū)乃至全國經(jīng)濟發(fā)展質量的提升拓寬新的思路。

1 文獻綜述

經(jīng)濟高質量發(fā)展是能夠更好滿足人民不斷增長的真實需要的經(jīng)濟發(fā)展方式、結構和動力狀態(tài)[1]。目前，圍繞如何推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究成果逐漸豐富且不斷深化，眾多學者主要從政府作用[2]、城鎮(zhèn)化[3]、技術創(chuàng)新[4]、環(huán)境規(guī)制[5]、產(chǎn)業(yè)集聚[6]、財政支出[7]和人力資本[8]等視角對此展開研究?；诮鹑谠诮?jīng)濟發(fā)展中的核心作用并隨著經(jīng)濟高質量發(fā)展戰(zhàn)略的提出，部分學者突破了已有金融與經(jīng)濟發(fā)展領域的研究范疇，轉而關注金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系且在研究中與時俱進地引入科技金融、數(shù)字金融、綠色金融等概念，進一步拓寬了經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究邊界[9-11]。

近些年來，綠色金融的經(jīng)濟效應引發(fā)了學術界的廣泛關注。微觀層面上，已有研究主要聚焦于綠色信貸對企業(yè)投融資[12]、財務績效[13]、綠色技術創(chuàng)新[10]和社會責任[14-15]的影響。宏觀層面上，學者們開始關注綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關系并形成了以下3種觀點：①綠色金融有助于推進經(jīng)濟高質量發(fā)展，主要表現(xiàn)為綠色金融在緩解融資約束、推動產(chǎn)業(yè)結構升級，以及提升環(huán)境和社會績效等方面的貢獻[16-18]。王遙等[18]基于我國金融發(fā)展特征構建包含銀行部門的DSGE模型，探討了綠色信貸政策在提升經(jīng)濟總量、優(yōu)化經(jīng)濟結構等方面發(fā)揮的作用，同時證明了推行綠色信貸政策有助于實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的協(xié)同共贏。②綠色金融在一定程度上阻礙了經(jīng)濟發(fā)展質量的提升，主要表現(xiàn)為缺乏對綠色項目的有效甄別和監(jiān)督，進一步導致資本配置效率低下。寧偉等[19]研究發(fā)現(xiàn)綠色金融對宏觀經(jīng)濟增長存在抑制作用，從深層次發(fā)現(xiàn)并揭示了早期我國綠色金融內(nèi)在的資源錯配現(xiàn)象。③綠色金融與經(jīng)濟發(fā)展質量之間呈非線性關系，不同階段的綠色金融對經(jīng)濟發(fā)展質量的影響有所不同，具體表現(xiàn)為發(fā)展初期綠色金融擠占了實體經(jīng)濟的生產(chǎn)性資金，不利于經(jīng)濟發(fā)展質量的提升，但長期來看，綠色金融的規(guī)模效應有助于提升綠色技術創(chuàng)新效率，進而不斷增強經(jīng)濟高質量發(fā)展效應[20-21]。綜上，已有研究側重于分析綠色金融的微觀經(jīng)濟后果，圍繞綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展效應的研究結論也存在分歧。同時，綠色金融作為金融創(chuàng)新產(chǎn)品之一，由市場還是政府主導尚未定論，且現(xiàn)有文獻缺乏市場機制、政府干預等經(jīng)驗數(shù)據(jù)支撐。此外，有些文獻分析了綠色技術創(chuàng)新的中介效應，但未能充分討論技術創(chuàng)新的異質性作用，而對該異質性傳導機制的探討有助于更深層次地剖析綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用路徑。

基于此，本文在考察綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響效應的基礎上，圍繞市場化、政府干預的調(diào)節(jié)作用以及異質性技術創(chuàng)新的中介效應展開分析。

2 理論分析與研究假設

在綠色金融發(fā)展初期，長江經(jīng)濟帶綠色信貸占比較低，供給端資金保障不足，且由于信息不對稱問題的存在，金融機構傾向于為大型企業(yè)分配資源，而作為提升經(jīng)濟發(fā)展質量中堅力量的中小企業(yè)則難以籌措到綠色資金，由此所導致的綠色資金供給失衡與錯配限制了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的開展。從需求端來看，早期長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)多為資源和勞動力密集型，對經(jīng)濟高質量發(fā)展關注度較低，綠色金融的成本負向效應抑制了經(jīng)濟發(fā)展質量的提升。隨著長江大保護戰(zhàn)略的提出，政府先后出臺相關政策，積極推進綠色金融改革創(chuàng)新建設，使得長江經(jīng)濟帶綠色金融發(fā)展水平不斷提高，綠色信貸等金融產(chǎn)品為綠色項目融通資金的效率也隨之提升，有助于解決資金供給與需求的匹配性問題，降低企業(yè)綠色發(fā)展的成本，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設1綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關系呈“U”型，即初期經(jīng)濟發(fā)展質量隨著綠色金融發(fā)展水平的提升而下降；超過某一閾值時，綠色金融發(fā)展水平的提升對經(jīng)濟發(fā)展質量具有促進作用。

樊綱等[22]指出，市場化包含了經(jīng)濟、社會和法律等層面的變革。近年來長江經(jīng)濟帶市場化水平不斷提高，經(jīng)濟秩序更為完善，有助于適應經(jīng)濟發(fā)展新要求，進而增進經(jīng)濟高質量發(fā)展內(nèi)生動力。當綠色金融發(fā)展水平較低時，市場機制與綠色金融市場不相匹配，在一定程度上降低了資金融通效率，不利于激發(fā)企業(yè)綠色發(fā)展的動力，無法推動經(jīng)濟高質量發(fā)展；隨著綠色金融發(fā)展水平的不斷提升，長江經(jīng)濟帶公開透明的市場競爭環(huán)境能有效降低企業(yè)融資成本，形成良性競爭氛圍，增進綠色技術創(chuàng)新并提高企業(yè)風險管理水平，進而提升經(jīng)濟發(fā)展質量。

經(jīng)濟高質量發(fā)展戰(zhàn)略的提出促使長江經(jīng)濟帶地方政府大力推進相關政策法規(guī)建設，健全環(huán)境監(jiān)管體系，不斷增強綠色金融市場流動性，提高企業(yè)、金融機構和個人等不同主體的積極性。當綠色金融發(fā)展水平較低時，綠色金融發(fā)展所需資金來源僅憑市場力量難以為繼，政府干預可能會產(chǎn)生金融市場扭曲，進一步滋生尋租和腐敗行為，從而導致經(jīng)濟發(fā)展質量的下降；隨著綠色金融發(fā)展水平的不斷提高，政府“有形之手”可以促進綠色金融市場更穩(wěn)健更透明，有效緩解綠色金融市場的信息不對稱現(xiàn)象，實現(xiàn)綠色金融資源的科學合理配置，此時綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進效應進一步增強。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設2市場化、政府干預對綠色金融的經(jīng)濟高質量發(fā)展效應均存在正向調(diào)節(jié)作用，即強化了綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的“U”型關系。

內(nèi)生增長理論認為技術創(chuàng)新是經(jīng)濟可持續(xù)增長的重要源泉，而金融體系能為技術創(chuàng)新提供資金支持，進而為經(jīng)濟高質量發(fā)展注入持久動力。帶有環(huán)境約束的經(jīng)濟增長理論認為技術創(chuàng)新具有一定的特征和偏好[23]。根據(jù)不同的發(fā)展目標，技術創(chuàng)新分為傳統(tǒng)技術創(chuàng)新和綠色技術創(chuàng)新兩類[24-25]。

長江經(jīng)濟帶作為我國最重要的工業(yè)走廊之一，節(jié)能減排壓力倒逼企業(yè)采取綠色技術創(chuàng)新。由于綠色技術創(chuàng)新具有高風險、正外部性、公共產(chǎn)品和信息不對稱的特征，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新受到較強的融資約束，傳統(tǒng)金融無法滿足其融資需求，需要綠色金融提供與之相匹配的資金供給。當綠色金融發(fā)展水平較低時，長江經(jīng)濟帶綠色技術創(chuàng)新效率不斷下降，進而無法發(fā)揮綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境保護的正向效應，不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展；隨著綠色金融發(fā)展水平的不斷提高，長江經(jīng)濟帶大力發(fā)展綠色經(jīng)濟，為環(huán)保產(chǎn)業(yè)提供更多的綠色發(fā)展資金，進一步激發(fā)企業(yè)采取綠色技術創(chuàng)新的動力，進而實現(xiàn)經(jīng)濟與生態(tài)的協(xié)同演進。

綠色金融的快速發(fā)展有助于緩解企業(yè)融資約束并增加研發(fā)投入，進而提升技術創(chuàng)新水平。在研發(fā)資金的配置上，相較于具有高風險、長周期特征的綠色技術創(chuàng)新，長江經(jīng)濟帶中游地區(qū)主要依賴于重工業(yè)拉動經(jīng)濟發(fā)展，可能會將部分綠色資金投入到傳統(tǒng)技術創(chuàng)新中以獲取更高利潤。但傳統(tǒng)技術創(chuàng)新以提高生產(chǎn)效率為目標，在追逐經(jīng)濟效益的過程中可能會消耗大量稀缺資源且容易形成新的污染源，不利于提升經(jīng)濟發(fā)展質量。因此，當綠色金融發(fā)展水平較低時，傳統(tǒng)技術創(chuàng)新水平也隨之降低，削弱了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的抑制效應；當綠色金融發(fā)展水平較高時，傳統(tǒng)技術創(chuàng)新水平對環(huán)境污染的負向作用逐漸凸顯，在一定程度上抑制了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向效應。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設3綠色技術創(chuàng)新在綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間發(fā)揮中介作用，而傳統(tǒng)技術創(chuàng)新在一定程度上掩蓋了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的真實作用。

3 研究設計

3.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

a.被解釋變量：經(jīng)濟高質量發(fā)展(G)。為更好地把握經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變，借鑒上官緒明等[26]的做法，選用綠色全要素生產(chǎn)率來衡量經(jīng)濟高質量發(fā)展。目前學界一般選用DEA或SBM模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，其中DEA模型要求投入、產(chǎn)出按相同比例變化，假設條件較為苛刻且在處理非期望產(chǎn)出時存在一定偏差；以SBM模型為代表的非徑向模型允許投入、產(chǎn)出自由變化，但損失了原始比例信息。為克服上述缺陷，選用Tone等[27]提出的EBM模型來測算綠色全要素生產(chǎn)率。在投入、產(chǎn)出指標的選取方面，考慮到經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗的矛盾日益突出，選取勞動力、資本和能源作為投入指標，以地區(qū)GDP、CO2排放量分別作為期望、非期望產(chǎn)出指標。其中，勞動力、能源投入分別采用各省(市)年末就業(yè)人數(shù)、能源消費總量來衡量；資本投入采用永續(xù)盤存法計算得到的資本存量來表示；對于CO2排放量，借鑒陶長琪等[28]的做法，利用各省(市)能源消費量乘以二氧化碳排放系數(shù)進行測算。

b.核心解釋變量：綠色金融(F)。本文在已有研究的基礎上兼顧數(shù)據(jù)可得性，從綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險、碳金融5個維度構建綠色金融指標體系。具體來說，綠色信貸以綠色信貸余額、六大高耗能工業(yè)產(chǎn)業(yè)利息支出來衡量；綠色證券選取六大高耗能行業(yè)總市值，以及環(huán)保企業(yè)總市值來表示；綠色投資、綠色保險分別以污染治理投資額、上市險種數(shù)量來反映；碳金融采用碳排放量與貸款余額的比值來度量，其中碳排放量基于IPCC提出的計算方法來測算。同時，為避免主觀因素帶來的偏差，采用熵值法確定各指標權重，進而測算各省(市)的綠色金融發(fā)展水平。

c.調(diào)節(jié)變量。選取市場化(M)、政府干預(Z)作為調(diào)節(jié)變量。其中，2010—2016年的市場化水平采用王小魯?shù)萚29]測算的市場化指數(shù)來衡量，2017—2019年的市場化水平以非國有企業(yè)占工業(yè)總產(chǎn)值比重為基礎進行調(diào)整和估算。關于政府干預的度量，借鑒羅富政等[30]的研究成果，采用地區(qū)財政支出占GDP的比重表示。

d.控制變量：①城鎮(zhèn)化(U)，用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重表示；②產(chǎn)業(yè)結構(I)，借鑒徐德云[31]的做法，采用各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占比重的加權平均值表示；③對外開放(O)，采用進出口總額占地區(qū)GDP比重來衡量；④人力資本(E)，采用平均受教育年限(年)表示，以小學、初中、高中、本科和研究生的教育年限為標準，并根據(jù)人口占比取加權平均。

在我國現(xiàn)有的綠色金融工具中，綠色信貸占比90%以上，選取《商業(yè)銀行社會責任報告》中的綠色信貸余額數(shù)據(jù)能更準確地反映綠色金融發(fā)展水平。由于《商業(yè)銀行社會責任報告》中數(shù)據(jù)范圍的限制，并基于數(shù)據(jù)的可得性與完整性，本文以長江經(jīng)濟帶11個省(市)為研究對象，利用2010—2019年面板數(shù)據(jù)探究綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系。其中，經(jīng)濟高質量發(fā)展相關數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》；綠色金融相關數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《地方綠色金融發(fā)展指數(shù)與評估報告(2019)》《商業(yè)銀行社會責任報告》《中國經(jīng)濟普查年鑒》，以及CSMAR數(shù)據(jù)庫；市場化、政府干預、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構、對外開放和人力資本相關數(shù)據(jù)來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。針對樣本中缺失的數(shù)據(jù)，采用插值法補齊，并以2000年為基期對以貨幣價值表示的相關數(shù)據(jù)進行GDP指數(shù)平減處理。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

3.2 模型設定

由于EBM模型測算得出的綠色全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)范圍為(0，+∞)，采用傳統(tǒng)回歸方法無法得到一致的估計值，而Tobit模型基于最大似然函數(shù)能得到更加精確的結果。同時，根據(jù)前文假設，為檢驗綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的非線性效應，本文在Tobit模型中加入綠色金融平方項，基本模型設定如下：

(1)

式中：Gi,t、Fi,t分別為省(市)i在t年的經(jīng)濟高質量發(fā)展和綠色金融發(fā)展水平；α為彈性系數(shù)；Xi,t為一組影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的控制變量；μi為個體固定效應；ηt年為份固定效應；εi,t為隨機擾動項。

為檢驗綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間是否存在市場化、政府干預的調(diào)節(jié)效應，借鑒王亞妮等[32]的做法，在模型(1)中分別引入市場化、政府干預及其與綠色金融平方項的交互項，具體模型如下：

(2)

(3)

式中:Mi,t、Zi,t分別為省(市)i在t年的市場化水平和政府干預程度;β、γ分別為對應的彈性系數(shù)。

4 實證結果與分析

4.1 長江經(jīng)濟帶測算結果分析

表2顯示了2010—2019年長江經(jīng)濟帶11個省(市)的綠色金融發(fā)展水平均值及排名情況。從中可以發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶整體綠色金融發(fā)展水平均值為0.1328，而高于整體綠色金融發(fā)展水平均值的僅有3個省份，且全位于長江經(jīng)濟帶下游，地區(qū)間差距明顯，呈現(xiàn)出較大的發(fā)展空間。該測算結果與《中國地方綠色金融發(fā)展報告(2021)》結果一致，從側面驗證了本文綠色金融評價指標選擇的合理性。

表2 長江經(jīng)濟帶綠色金融發(fā)展水平均值及排名

圖1展示了綠色全要素生產(chǎn)率(A)、技術效率(B)和規(guī)模效率(C)的變動趨勢?？傮w來看，2010—2019年長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率較為平穩(wěn)，未表現(xiàn)出明顯的波動趨勢。從分解角度來看，規(guī)模效率始終高于技術效率，說明當前長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的提升主要來源于規(guī)模效率的提高。然而，樣本期內(nèi)規(guī)模效率整體呈下降趨勢，技術效率整體呈上升趨勢，這意味著依靠規(guī)模拉動的經(jīng)濟發(fā)展模式是不可持續(xù)的，技術進步才是促進綠色全要素生產(chǎn)率提高的正確選擇。因此，未來應進一步提高科技創(chuàng)新水平，促進新舊動能的更迭進而實現(xiàn)經(jīng)濟提效和環(huán)境增質。

圖1 綠色全要素生產(chǎn)率的變動趨勢及其分解

4.2 基準回歸結果分析

表3為長江經(jīng)濟帶綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的Tobit回歸分析結果，其中列(1)和列(2)分別表示未納入控制變量和納入控制變量時的回歸結果。黃遠浙等[33]指出判斷變量間是否存在“U”型關系，較為科學合理的依據(jù)是檢驗二次項系數(shù)是否顯著、端點系數(shù)與“U”型兩端系數(shù)是否相符，以及臨界值是否位于樣本區(qū)間內(nèi)。從表3的列(2)可以看出，綠色金融一次項、平方項的回歸系數(shù)分別為-0.439 5和1.436 2，且均在1%水平上顯著，這一結果表明長江經(jīng)濟帶綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間存在“U”型效應，假設1得到了驗證。以列(2)的回歸結果為基準，測算得到這一“U”型拐點為0.153 0，說明在綠色金融發(fā)展水平達到0.153 0之前，會對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生抑制作用；一旦超過該臨界水平，將有助于經(jīng)濟發(fā)展質量提升且邊際貢獻不斷遞增。依據(jù)前文測算數(shù)據(jù)，樣本期內(nèi)長江經(jīng)濟帶僅有3個省份的綠色金融發(fā)展水平位于拐點右側，這意味著在該區(qū)域綠色金融擁有廣闊的發(fā)展空間，進一步提升綠色金融發(fā)展水平將有助于實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展?？赡艿脑蛟谟冢涸缙陂L江經(jīng)濟帶綠色金融發(fā)展水平較低，對原有生產(chǎn)資金表現(xiàn)為“擠出效應”，不利于企業(yè)經(jīng)濟效益的提高，難以實現(xiàn)能耗降低和環(huán)境友好目標；隨著經(jīng)濟高質量發(fā)展戰(zhàn)略的提出，長江經(jīng)濟帶不斷出臺相關政策助力綠色金融發(fā)展，增強其資金融通、風險管理等功能，規(guī)模效應凸顯且對長江經(jīng)濟帶高質量發(fā)展表現(xiàn)為逐步增強的正向作用?？刂谱兞康南禂?shù)表明，僅城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有抑制效應但不顯著，意味著城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟高質量發(fā)展的抑制作用較弱，這可能是由于早期長江經(jīng)濟帶城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略以人口占比的不斷上升為目標，忽略了配套產(chǎn)業(yè)和公共服務的支撐，難以充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟效應；隨著新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的提出，長江經(jīng)濟帶由關注城鎮(zhèn)化的“高速發(fā)展”轉向“高質量發(fā)展”，因而城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟高質量發(fā)展的抑制作用被削弱。

表3 基準回歸結果

4.3 調(diào)節(jié)效應分析

表4檢驗了市場化、政府干預對長江經(jīng)濟帶綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間關系的調(diào)節(jié)作用，列(1)和列(3)分別表示未納入控制變量時市場化和政府干預的調(diào)節(jié)作用，列(2)和列(4)為納入控制變量時市場化和政府干預的調(diào)節(jié)效應檢驗結果。根據(jù)表4中列(2)可知，市場化與綠色金融平方項的交互項系數(shù)顯著為正，且綠色金融平方項系數(shù)本身也為正，這表明市場化對長江經(jīng)濟帶綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的非線性關系具有正向調(diào)節(jié)作用。主要原因在于：長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展水平較高，市場機制不斷完善，有助于生產(chǎn)要素的多向流動，增加了長江經(jīng)濟帶內(nèi)環(huán)保企業(yè)獲取資源的可能性和規(guī)模，同時居民環(huán)保意識的不斷加強，倒逼企業(yè)關注社會責任履行，激發(fā)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新動力，進而實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展質量的進一步提升。

表4 市場化、政府干預調(diào)節(jié)效應檢驗結果

由表4中列(4)可知，政府干預與綠色金融平方項的交互項系數(shù)為0.809 5，且通過了10%水平的顯著性檢驗，這說明政府干預正向調(diào)節(jié)長江經(jīng)濟帶綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關系。綜合前文分析，假設2得到了驗證。這可能是由于經(jīng)濟高質量發(fā)展戰(zhàn)略的提出，長江經(jīng)濟帶地方政府致力于實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的動態(tài)平衡，為綠色金融發(fā)展提供政策支持，提高企業(yè)綠色項目的融資效率，進而提高企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平，在一定程度上增強了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向效應。從控制變量的系數(shù)來看，僅人力資本的系數(shù)為負但不顯著，這可能是由于長江經(jīng)濟帶人力資本存量的提升空間較小，需通過發(fā)展創(chuàng)新教育才能整體改善人力資本質量，進而有效促進技術升級以實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

圖2和圖3為市場化和政府干預的調(diào)節(jié)效應示意圖。由圖2可知，隨著市場化水平的不斷提高，綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間“U”型關系的開口越小，兩側越陡峭，即市場化強化了綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的非線性關系。圖3顯示在政府干預的作用下，二者之間“U”型關系的開口越來越小，即綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用效應得到加強。

圖2 市場化調(diào)節(jié)效應示意圖

圖3 政府干預調(diào)節(jié)效應示意圖

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究結論的穩(wěn)健性，進行了如下檢驗：①內(nèi)生性控制。考慮到綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展可能存在雙向因果關系，本文以綠色金融的滯后一期(L)作為工具變量，采用IV-GMM模型進行實證分析，檢驗結果列(1)與前文實證結果一致。②更換核心解釋變量。本文借鑒高錦杰等[34]的做法，采用節(jié)能環(huán)保支出占比來衡量綠色金融發(fā)展水平并基于Tobit模型進行實證，檢驗結果列(2)顯示綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用依舊呈現(xiàn)為“U”型特征，與原有結果保持一致。具體檢驗結果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗

5 異質性技術創(chuàng)新的中介效應檢驗

5.1 模型設定與變量選取

部分文獻圍繞綠色金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用機制進行了探討，但大多聚焦于綠色技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級等方面，如王修華等[35]研究發(fā)現(xiàn)，綠色金融有助于緩解企業(yè)融資約束，從而增加研發(fā)投入以實現(xiàn)綠色化轉型；劉華珂等[36]研究指出，綠色金融通過增進綠色技術創(chuàng)新、引導居民綠色消費、推動產(chǎn)業(yè)結構升級等途徑促進經(jīng)濟發(fā)展質量的提升。目前鮮有文獻討論異質性技術創(chuàng)新在綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的作用機制，那么是否如前文所言，綠色金融通過技術創(chuàng)新作用于經(jīng)濟高質量發(fā)展且不同類型的技術創(chuàng)新存在異質效應？為此，本文采用逐步回歸法分別檢驗綠色技術創(chuàng)新、傳統(tǒng)技術創(chuàng)新的中介效應，具體模型如下：

(4)

Si,t=a0+aFi,t+a1Fi,t+μi+ηt+εi,t

(5)

(6)

(7)

(8)

式中：Si,t、Ti,t分別為綠色技術創(chuàng)新和傳統(tǒng)技術創(chuàng)新;a、b、c分別為對應的彈性系數(shù)矩陣。本文借鑒曾玲玲等[37]、Acemoglu 等[38]的研究成果，分別選取綠色專利授權量、專利總授權量與綠色專利授權量的差值作為代理變量。

5.2 作用機制檢驗

依據(jù)前文設定的研究模型，本文對異質性技術創(chuàng)新的中介效應進行檢驗，結果如表6所示。其中，列(1)～(3)報告了綠色技術創(chuàng)新作為中介變量的估計結果。從列(1)可以看出綠色金融一次項、平方項系數(shù)均在1%水平上顯著，這說明長江經(jīng)濟帶綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間存在總效應。列(2)中綠色金融對綠色技術創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正，列(3)中綠色金融一次項、平方項和綠色技術創(chuàng)新系數(shù)均顯著，表明綠色技術創(chuàng)新起到了部分中介作用?？梢?，綠色金融可以通過緩解綠色技術創(chuàng)新的融資約束進一步提高經(jīng)濟發(fā)展質量，且約有9.46%的中介作用通過綠色技術創(chuàng)新實現(xiàn)。這可能是由于當綠色金融發(fā)展處于早期階段，長江經(jīng)濟帶配套設施尚未完善，無法實現(xiàn)綠色金融供給與綠色技術創(chuàng)新需求的匹配，不利于經(jīng)濟發(fā)展質量的提升；而隨著長江經(jīng)濟帶實施環(huán)境規(guī)制力度的不斷加強，綠色金融的資產(chǎn)定價功能倒逼企業(yè)加大綠色技術創(chuàng)新投入，進而促進長江經(jīng)濟帶高質量發(fā)展。

表6中列(4)～(6)對應的是傳統(tǒng)技術創(chuàng)新的中介效應檢驗結果。從列(5)可以發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶綠色金融對傳統(tǒng)技術創(chuàng)新的影響系數(shù)為1.523 4，且通過10%的顯著性水平檢驗。列(6)中綠色金融一次項、平方項系數(shù)均在1%水平上顯著，傳統(tǒng)技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正。對比列(4)和列(6)的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)綠色金融一次項系數(shù)從-0.417 4下降到-0.600 4，平方項系數(shù)從0.782 5 增加到1.058 8，說明傳統(tǒng)技術創(chuàng)新在綠色金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的過程中表現(xiàn)為遮掩效應，效應值為-0.040 1，上述分析結果驗證了假設3的相關推斷。究其原因，可能是由于在長江經(jīng)濟帶綠色金融通過緩解企業(yè)融資約束，為傳統(tǒng)技術創(chuàng)新提供資金保障，而傳統(tǒng)技術創(chuàng)新注重生產(chǎn)水平的提高，忽略了生產(chǎn)過程所帶來的資源浪費和環(huán)境污染，在一定程度上掩蓋了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的真實作用。

表6 異質性技術創(chuàng)新的中介效應檢驗結果

6 結論與建議

本文以長江經(jīng)濟帶11個省(市)為研究對象，利用2010—2019年面板數(shù)據(jù)重點考察綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的非線性效應，并進一步探討市場化、政府干預的調(diào)節(jié)作用以及異質性技術創(chuàng)新的中介效應。研究發(fā)現(xiàn)：①綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用呈“U”型，即綠色金融發(fā)展初期存在“擠出”效應不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展，當達到一定程度時，綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展表現(xiàn)為促進作用；②市場化、政府干預均能正向調(diào)節(jié)綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的非線性效應；③綠色技術創(chuàng)新在綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮中介效應，而傳統(tǒng)技術創(chuàng)新在一定程度上抑制了經(jīng)濟發(fā)展質量的提升。

依據(jù)研究結論，筆者提出以下政策建議：①建立綠色金融激勵機制?；诰G色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的閾值效應，政府應充分發(fā)揮財稅政策的支持作用，綜合采用財政補貼、稅收優(yōu)惠等手段促進綠色金融高效發(fā)展，從而跨過閾值實現(xiàn)對經(jīng)濟高質量發(fā)展的推動作用。在總結綠色金融改革試點區(qū)建設經(jīng)驗的基礎上，加快推進綠色金融市場建設，充分調(diào)動企業(yè)和個人的積極性，從而提高綠色金融市場活躍度；②有為政府與有效市場協(xié)同發(fā)力。各地政府可依據(jù)當?shù)靥卣饕虻刂埔酥贫òl(fā)展策略，在價格信號失靈、市場體制不完善的地區(qū)，政府在充分發(fā)揮補助功能的同時應加強基礎設施和制度環(huán)境的建設。而在市場化較高地區(qū)，政府也應充分發(fā)揮支持和引導作用，從而實現(xiàn)資源更有效的配置、促進經(jīng)濟更高效的增長；③完善綠色金融監(jiān)管機制。監(jiān)管部門應完善環(huán)境信息披露機制，加強對綠色金融資源錯配現(xiàn)象的預防、監(jiān)測和整治。同時，利用數(shù)字技術將各種場景中獲取的大數(shù)據(jù)與之前積累的基礎數(shù)據(jù)進行有效整合，構建數(shù)字信用體系[39]。企業(yè)自身應健全內(nèi)部監(jiān)管機制，堅持以綠色為導向，加大對綠色技術創(chuàng)新的資金投入，同時還應發(fā)揮媒體外部監(jiān)管者的作用，倒逼企業(yè)采取綠色生產(chǎn)技術，實現(xiàn)“綠色金融-綠色技術創(chuàng)新-經(jīng)濟高質量發(fā)展”的作用路徑。