綠色技術創(chuàng)新、金融門檻與綠色經濟增長
——基于沿黃生態(tài)經濟帶的實證研究

李吉祥，高 山

（中國人民銀行 白銀市中心支行，甘肅 白銀 730900）

一、引言

與已有研究相比，本文的邊際貢獻在于研究方法和指標選取上。首先，在研究方法上，本文采用了門檻模型。與已有研究模型相比，門檻模型可以搜尋到金融發(fā)展的門檻值，探討在何種程度下的金融發(fā)展水平可以更為有效地配置資源從而支持綠色技術創(chuàng)新發(fā)展進而促進綠色經濟增長。其次，在指標選取上，本文將金融發(fā)展作為門檻變量納入實證模型中，討論了金融發(fā)展在綠色經濟增長中起到的作用，豐富了沿黃生態(tài)經濟帶綠色發(fā)展理論。

二、文獻綜述

（一）黃河流域生態(tài)保護

現(xiàn)有文獻對黃河流域生態(tài)保護的研究不是很多，絕大多數(shù)研究都是從2019 年以后開始的，主要是從理論分析與實證討論兩個方面展開。（1）理論分析層面。肖金成等（2021）從優(yōu)化空間布局的角度探討了黃河流域高質量發(fā)展的設想，指出要以城市群、都市圈和區(qū)域性中心城市為引領，協(xié)同推進黃河流域經濟社會聯(lián)動發(fā)展，形成優(yōu)勢互補、高質量發(fā)展的區(qū)域經濟格局。黃曉榮等（2008）從保護黃河角度出發(fā)，提出要合理開發(fā)黃河流域水資源，優(yōu)化水資源配置。徐世龍等（2021）從戰(zhàn)略、環(huán)境、資源、產業(yè)方面闡述了黃河流域生態(tài)保護的緊迫性，探討了生態(tài)脆弱地區(qū)的綠色金融支持機制。（2）實證層面。曾剛等（2021）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新對沿黃九?。▍^(qū)）城市綠色發(fā)展呈現(xiàn)非線性關系，技術創(chuàng)新促進本省份發(fā)展，但對鄰省份有抑制作用。李小建（2020）等、李夢程（2022）等分別從地理視角和人地協(xié)調角度出發(fā)，論證了黃河流域正面臨人地資源緊張和經濟發(fā)展瓶頸，而突破瓶頸的關鍵因素是技術創(chuàng)新。劉琳軻等（2021）運用VAR面板模型檢驗了黃河流域生態(tài)保護和高質量發(fā)展的交互關系，并分區(qū)域討論了省域層面生態(tài)保護和高質量發(fā)展的耦合協(xié)調關系。

（二）綠色技術創(chuàng)新與綠色經濟增長

綠色技術概念是由國外學者Braun 和Wield最先提出的，指出綠色技術是減少環(huán)境污染、降低能源及原材料消耗的技術、工藝或產品的總稱，對改進環(huán)境質量有著不可替代的作用，它是一種借鑒并利用現(xiàn)代科學技術力量的技術。我國學者在此基礎上也進行了大量研究。何智勵等（2021）以長江經濟帶為研究對象，實證研究發(fā)現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新可以推動經濟高質量發(fā)展。李青原等（2020）運用微觀數(shù)據(jù)并基于異質性視角開展了研究，認為在不同環(huán)境規(guī)制下綠色技術創(chuàng)新對企業(yè)綠色發(fā)展影響不同。武義青等（2022）構建了綠色全要素生產率模型用以衡量綠色經濟增長，并指出全國綠色發(fā)展極不均衡，且認為技術創(chuàng)新可以促進綠色經濟增長，但是技術創(chuàng)新受到管理效率、技術差距的影響，進而可能會影響綠色經濟增長。郝淑雙等（2019）采用2006—2014 年的省域數(shù)據(jù)研究了區(qū)域綠色發(fā)展的影響因素，指出技術進步可以推動綠色發(fā)展，但技術進步在中東部省份會受到FDI 和環(huán)境規(guī)制的影響。張小筠等（2020）從微觀視角研究了制造業(yè)行業(yè)的綠色發(fā)展，認為綠色技術創(chuàng)新可以驅動制造業(yè)綠色發(fā)展，但高競爭制造業(yè)與低競爭制造業(yè)存在差異；環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色發(fā)展存在U 型轉變過程。

（三）金融發(fā)展與綠色經濟增長

關于金融發(fā)展與綠色經濟增長的研究文獻并不多。Goldsmith（1969）指出，金融行業(yè)發(fā)展能夠促進經濟增長，而且作用非常大。但是在實際經濟體系中，大樣本與金融發(fā)展水平都具有異質性特征。Ibrahim 等（2018）利用29 個非洲國家34 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，不同的金融發(fā)展水平對經濟增長的影響不同。董曉紅等（2018）采用耦合的方式論證了綠色金融和綠色經濟協(xié)調發(fā)展已成必然趨勢，但在全國層面存在異質性，中西部省份由于金融不發(fā)達，耦合程度較低。盡管金融發(fā)展可以使資源優(yōu)化配置達到帕累托最優(yōu)，但是如果金融進一步深化也可能會阻礙經濟發(fā)展，導致非對稱現(xiàn)象發(fā)生。Saint-Paul（1992）認為金融發(fā)展和經濟增長之間存在雙重均衡。因此，對于金融產業(yè)來說，就可能存在一個最優(yōu)發(fā)展規(guī)模。顯然，這個最優(yōu)規(guī)模的存在將影響到綠色發(fā)展系統(tǒng)，產生綠色發(fā)展狀態(tài)的“非對稱性”。楊嵩等（2019）認為金融發(fā)展與經濟增長存在顯著的非線性關系，通過進一步異質性分析可以得出東北和西南地區(qū)金融發(fā)展對經濟增長的影響不顯著。Acemoglu 等（1997）認為任何投資都要有一個最小規(guī)模，投資規(guī)模化的產業(yè)可以較大概率帶來高回報。因此，企業(yè)不得不籌集資金來達到這個門檻，正是這個壁壘的存在才使得金融發(fā)展對綠色經濟的影響不是呈現(xiàn)對稱性。

綜上所述，已有研究特別是基于調查的實證研究在數(shù)據(jù)選取、指標確定、研究設計等方面都積累了大量成果。結合已有研究和區(qū)域考慮，本文認為：第一，綠色技術創(chuàng)新在綠色經濟發(fā)展中可以起到巨大作用，但有部分學者認為外貿投資和環(huán)境規(guī)制會影響綠色技術創(chuàng)新促進綠色經濟發(fā)展的作用機制，由于異質性的存在，在不同行業(yè)中，行政環(huán)境規(guī)制和市場環(huán)境規(guī)制以及外貿投資都會對綠色技術創(chuàng)新產生不同的影響。因此本文將環(huán)境規(guī)制和外貿投資進行了控制，有效避免了內生性對回歸結果的干擾。第二，大多數(shù)學者認為金融發(fā)展可以促進綠色經濟增長，同時多數(shù)學者認為金融發(fā)展存在門檻，使得金融發(fā)展和綠色經濟存在非對稱現(xiàn)象。由于黃河流域沿途?。▍^(qū)）情況各不相同，經濟發(fā)展差距大，與長江經濟帶沿途省情截然不同，為此，基于沿黃九?。▍^(qū)）數(shù)據(jù)，驗證金融發(fā)展在綠色技術創(chuàng)新促進綠色經濟增長中是否存在門檻值，以便為下一步有效引導金融投資綠色技術創(chuàng)新進而促進沿黃生態(tài)經濟帶綠色經濟增長就顯得尤為迫切和重要。

三、理論機制與研究假設

通過上述文獻梳理可以得出，綠色技術創(chuàng)新可以促進綠色經濟增長。一方面，基于“波特假說理論”，企業(yè)可以采取綠色創(chuàng)新行為進行產業(yè)結構升級，從而倒逼“兩高一?！逼髽I(yè)轉型，淘汰落后產能，積極向清潔、綠色產業(yè)靠攏，進而促進綠色經濟增長。另一方面，由于目前全球極端氣候頻發(fā)，逐漸惡化的環(huán)境已經實質性地影響到人們日常的生活，選擇綠色的經濟生產方式已經迫在眉睫。而發(fā)展綠色經濟的方式在于“綠色創(chuàng)新”，通過技術的迭代升級可以有效保證經濟綠色增長，這也是第五次工業(yè)革命變革的主題。因此，本文提出假設1。

H1：綠色技術創(chuàng)新可以促進綠色經濟增長。

金融機構可以將資金投資到科創(chuàng)企業(yè)，來幫助企業(yè)進行綠色技術研發(fā)進而促進綠色經濟增長。金融發(fā)展以它獨有的信息處理、風險分散、清算支付、資源配置和監(jiān)控激勵來促進綠色經濟增長。因此，金融體系可以通過將社會閑散資金有效引導到綠色產業(yè)上來帶動綠色經濟增長。但是，金融發(fā)展不能過高也不能過低。過低的金融發(fā)展會導致金融機構不完善、制度不健全，從而對綠色技術創(chuàng)新的支持極為有限，進而影響綠色經濟發(fā)展。而當金融發(fā)展水平較高時，會存在“金融異化”現(xiàn)象，即金融偏離服務實體經濟的本質屬性，轉向周期短、資產回報率高的虛擬產業(yè)，從而導致科研企業(yè)融資渠道堵塞，綠色技術研發(fā)緩慢，對綠色經濟增長和高質量發(fā)展造成沖擊。因此，為進一步探究不同金融發(fā)展水平下綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的影響，本文提出假設2。

H2：金融發(fā)展存在門檻效應，可以有效引導綠色技術創(chuàng)新促進綠色經濟增長。

四、變量說明與模型設定

（一）變量選擇

本文選取2000—2019 年黃河流域沿途九?。▍^(qū)）20 年數(shù)據(jù)，運用Stata15 進行實證分析。以綠色經濟增長作為被解釋變量，綠色技術創(chuàng)新作為解釋變量，金融發(fā)展作為門檻變量，論證黃河沿岸省份金融發(fā)展和科技創(chuàng)新對綠色經濟增長有無影響。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境經濟核算指南》等。

1.被解釋變量

以綠色經濟增長Y 作為因變量。參考已有研究綠色經濟增長的核算方式，綠色GDP=GDP-資源耗竭價值-環(huán)境污染損失價值。其中，資源耗竭是指在工業(yè)經濟中消耗的那些永久不可再生的自然資源，結合黃河流域經濟帶的生態(tài)特征，本文主要考慮化石能源和水資源并通過相關指數(shù)調整得到其價格。環(huán)境污染損失價值主要考慮實際治理成本，實際治理成本通過各?。▍^(qū)）在環(huán)保方面的支出體現(xiàn)。GDP 以2000 年為基期，考慮到歷年通貨膨脹的影響，本文對其進行指數(shù)平減。

2.解釋變量

用GTI 代表綠色技術創(chuàng)新。借鑒賈軍等（2014）的研究，采用2000—2019 年沿黃九省（區(qū)）各?。▍^(qū)）綠色技術發(fā)明專利和實用新型專利之和衡量綠色技術創(chuàng)新。數(shù)值越大，代表綠色技術創(chuàng)新水平越高。為使綠色技術創(chuàng)新符合正態(tài)分布，本文對綠色技術創(chuàng)新進行了對數(shù)化處理。

3.門檻變量

以金融發(fā)展（FDS）作為門檻變量。采用金融機構存款總額與貸款總額的比值衡量金融發(fā)展水平，比值越大說明金融發(fā)展水平越高。

4.控制變量

參考現(xiàn)有研究，選取環(huán)境規(guī)制（ER）、物質資本（K）、人力資本水平（H）、城鎮(zhèn)化率（URBAN）、外貿依存度（FDI）作為控制變量。本文研究中物質資本存量的度量采用永續(xù)盤存法。選取6 歲以上人口受教育年限平均值表示人力資本水平。采用常住人口城鎮(zhèn)化率表示城鎮(zhèn)化指標。外貿依存度用各省（區(qū)）進出口總額除以實際GDP 表示。環(huán)境規(guī)制用GDP 除以能源消費總量表示。具體變量設定如表1 所示。

表1 變量設定

（二）模型設定

1.固定效應模型

考慮到本文的研究對象以及數(shù)據(jù)特點，選擇構建時間固定效應模型，具體為：

其中，LNY 為綠色經濟增長水平，LNGTI 為綠色技術創(chuàng)新，Col 為控制變量，a為待估計的系數(shù)，γ代表時間固定效應，u為截距項，ε代表隨機誤差項。

2.門檻模型

為進一步討論不同金融發(fā)展水平下，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的影響，以LNFDS 為門檻變量構建門檻效應模型。

其中，β為待估計系數(shù)，γ為門檻值，ε代表隨機誤差項，I 為知識函數(shù)，當括號里的條件滿足取1，否則為0。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表2 可知，被解釋變量綠色經濟增長最大值為11.21，最小值為5.575，說明沿黃九省（區(qū)）綠色經濟發(fā)展差距較大，各個省份發(fā)展極不均衡且處于較落后階段，有必要進一步加快發(fā)展綠色經濟，這也是提出黃河流域生態(tài)保護和高質量發(fā)展的原因之一。解釋變量綠色技術創(chuàng)新指標最大值為9.870，最小值為0.693，均值為6.085，說明綠色技術創(chuàng)新整體指數(shù)不高，西部省份受地理因素和經濟條件限制，綠色技術創(chuàng)新投入不夠，整體拖累了沿黃生態(tài)經濟帶的綠色技術創(chuàng)新指數(shù)，所以要加快綠色技術創(chuàng)新投入。門檻變量金融發(fā)展最大值為1.545，最小值為0.008，均值為0.686，說明沿黃九省（區(qū)）金融發(fā)展極不均衡，金融發(fā)展合作水平遠遠落后于“長江經濟帶”和“珠三角”地區(qū)，需要國家層面統(tǒng)籌規(guī)劃，合理調配資源，以促進沿黃九?。▍^(qū)）金融發(fā)展。此外，人力資本、外貿依存度、城鎮(zhèn)化率、物質資本存量最大值和最小值之間也有較大差距，符合我國區(qū)域經濟走勢，同時也說明我國地區(qū)發(fā)展不均衡，有必要加快沿黃生態(tài)經濟帶建設步伐。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)單位根，導致數(shù)據(jù)不平穩(wěn)從而出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文進行了平穩(wěn)性檢驗。通過LLC、IPS、Breitung、Fisher-ADF 和Fisher-PP 檢驗方法對核心變量進行單位根檢驗，結果如表2 所示。結果顯示，原序列并未全部通過單位根檢驗，而一階差分序列都在1%和5%的水平下顯著，表明LNY和LNGTI 服從I（1）分布。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 單位根檢驗

（三）回歸分析

為進一步檢驗模型回歸方式采用固定效應還是隨機效應，本文進行了豪斯曼檢驗，檢驗結果為9.98 且在5%的水平上顯著，說明拒絕原假設，采用固定效應模型。分別構建混合回歸模型、個體固定回歸模型、時間固定回歸模型和時間個體雙固定回歸模型，回歸結果見表4。

從表4 列（1）~列（4）可以看出，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的回歸系數(shù)分別為0.547、0.318、0.629 和0.633，且都在1%水平顯著，說明綠色技術創(chuàng)新可以促進綠色經濟增長。受限于沿黃九?。▍^(qū)）綠色技術創(chuàng)新水平較低，其對綠色經濟增長的促進不是很高。模型擬合優(yōu)度R均超過0.85，最大達到0.91，說明模型擬合較好，有足夠強的解釋力度，假設1 得到了驗證。以發(fā)明和實用新型專利形式存在的綠色技術創(chuàng)新成果，一方面能夠促使重工業(yè)企業(yè)加快產業(yè)升級，獲取新的利潤增長點；另一方面，通過發(fā)展綠色技術可以降低全球碳濃度，減緩極端氣候發(fā)生，為我國全面實行碳達峰和碳中和奠定基礎。

（四）門檻效應模型

由前期理論機制分析可知，在不同金融發(fā)展水平下，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟發(fā)展的影響不同。為探究在何種程度金融發(fā)展水平下，綠色技術創(chuàng)新可以更好地促進綠色經濟增長，本文構建門檻效應模型，進行迭代次數(shù)為1000，網格數(shù)為400 的門檻效應檢驗，結果如表5 所示。

表4 混合回歸結果

表5 門檻效應估計結果

表5 結果顯示，以金融發(fā)展作為門檻變量時，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的影響通過了雙重門檻檢驗，門檻值分別為0.7048 和1.468，均通過了1%的顯著性檢驗，說明存在雙重門檻，模型成立。由回歸結果可知，當金融發(fā)展水平低于0.7048時，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的影響系數(shù)為0.096 且不顯著，說明當金融發(fā)展程度較低時，金融發(fā)展對綠色技術創(chuàng)新影響有限，進而影響到綠色經濟發(fā)展水平。當金融發(fā)展水平介于0.7048 和1.468之間時，回歸系數(shù)為0.526 且在1%的水平上顯著，說明金融發(fā)展在這一水平內，綠色技術創(chuàng)新可以更有效地促進綠色經濟增長。當金融發(fā)展水平高于1.468 時，回歸系數(shù)為0.424 且在1%的水平下顯著，說明金融發(fā)展在這一水平下，綠色技術創(chuàng)新也可以促進綠色經濟增長，但影響程度變小。這說明金融發(fā)展水平過高時，資本的趨利性會導致流向綠色技術產業(yè)的資金變少。由于可獲得資金減少，科創(chuàng)企業(yè)會減少綠色技術產業(yè)的研發(fā)力度，反而不利于綠色經濟增長，假設2 得到驗證。當金融發(fā)展水平與綠色技術創(chuàng)新達到最佳協(xié)調值時，可以最大程度拉升綠色經濟增長，此時達到帕累托最優(yōu)。若金融發(fā)展進一步提高，就會影響到綠色技術創(chuàng)新水平，綠色經濟增長也會受到影響。從沿黃九?。▍^(qū)）金融發(fā)展水平的樣本統(tǒng)計量來看，當期沿黃九省（區(qū)）金融發(fā)展程度均值為0.686，低于第一門限值，說明沿黃九省（區(qū)）金融發(fā)展水平較低，對綠色技術創(chuàng)新的支持力度不夠，所以綠色經濟水平增長緩慢。因此要加快沿黃生態(tài)經濟帶建設，擴大金融發(fā)展規(guī)模，盤活現(xiàn)有閑置資源，提升市場活力，并通過政策引導將有效資金投向綠色產業(yè)，促進綠色技術創(chuàng)新，進而促進綠色經濟增長。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證回歸模型是否穩(wěn)健，本文通過增減控制變量，并將解釋變量綠色技術創(chuàng)新更改量化方式來進行穩(wěn)健性檢驗。將其更改為用科技成果創(chuàng)收率、技術市場成交率、發(fā)明專利產出率來衡量，檢驗結果如表6 所示。

表6 中，列（1）為更改了綠色技術創(chuàng)新量化方式的回歸結果，列（2）為增加控制變量金融發(fā)展的回歸結果，列（3）為更改金融發(fā)展量化方式的回歸結果。在三個結果中，綠色技術創(chuàng)新系數(shù)均為正且分析在1%和5%的水平上顯著，與上文回歸結果基本一致，說明模型穩(wěn)健，構建合理。

六、結論和建議

（一）研究結論

本文基于沿黃生態(tài)經濟帶九個?。▍^(qū)）2000—2019 年省域數(shù)據(jù)，通過構建混合回歸模型、門檻模型實證檢驗基于金融門檻下的綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的影響，得出以下結論：

表6 穩(wěn)健性檢驗

第一，綠色技術創(chuàng)新可以有效促進綠色經濟增長。各模型回歸結果均顯示綠色技術創(chuàng)新的回歸系數(shù)為正且顯著，說明綠色技術創(chuàng)新在綠色經濟增長中發(fā)揮著重要作用。通過內生增長理論可知，技術進步對經濟發(fā)展至關重要。綠色技術創(chuàng)新通過淘汰落后產業(yè)、聚焦綠色產業(yè)和提升生產效率來降低企業(yè)碳排放，進而提高綠色經濟增長水平。

第二，在沿黃九省（區(qū)）中，綠色技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的推動作用存在金融發(fā)展的雙重門檻效應。當金融發(fā)展水平較低時，市場上投融資渠道建設不健全，大量資金無法投資到實體產業(yè)中，造成了資源的嚴重錯配，對綠色技術的發(fā)展極為不利。有效資金不能投資到綠色產業(yè)也限制了綠色經濟的發(fā)展。而當金融發(fā)展水平過高時，二級市場極度發(fā)達繁榮就會導致金融異化現(xiàn)象發(fā)生。市場上大量資金都流向了投資回報率高、投資周期短的虛擬產業(yè)。由于綠色技術創(chuàng)新研發(fā)周期長并且需要很高的容錯空間，大量投資者不僅不愿意將資金投向綠色技術研發(fā)領域，而且還可能將現(xiàn)有資金抽離，這會威脅到綠色技術的發(fā)展，拖慢綠色經濟發(fā)展進度。另外，資金都集中在短平快的產業(yè)，很容易造成資本投機炒作，形成金融泡沫，對良好的經濟環(huán)境造成嚴重威脅。因此，存在一種最為合理的金融發(fā)展水平，在這一水平下，綠色技術創(chuàng)新可以得到更好的資金扶持，從而促進綠色經濟增長。

（二）對策建議

第一，激發(fā)綠色技術創(chuàng)新活力，促進綠色經濟增長。綠色技術創(chuàng)新的成果可以直接轉換應用到生產實踐中，為綠色經濟提供助力。沿黃九?。▍^(qū)）要加大科技合作，構建區(qū)域合作平臺，借助“黃河流域生態(tài)保護和高質量發(fā)展”這一國家戰(zhàn)略提升沿黃九?。▍^(qū)）的綠色技術研發(fā)水平。同時要進一步與高校、科研機構積極對接，產學研相結合，避免研究成果無法轉換為實際產品，為綠色經濟發(fā)展帶來切實收益。

第二，完善金融市場體制，深化金融市場改革，提升投融資效率。當前沿黃九?。▍^(qū)）金融發(fā)展水平較低，無法推動有效資金進入綠色產業(yè)。一方面，政府層面要積極出臺專項政策支持金融發(fā)展，通過貨幣政策和財政政策有效引導資金投入綠色產業(yè)。貨幣政策方面，積極探索各類貨幣政策工具在激勵金融發(fā)展中的應用，通過再貸款、再貼現(xiàn)、發(fā)行綠色債券等方法引導資金進入綠色產業(yè)。財政政策方面，要充分發(fā)揮財政資金的“杠桿撬動”作用。通過貼息、風險補償?shù)却胧┙档途G色項目融資成本，為金融機構分擔貸款風險，激發(fā)企業(yè)轉型積極性。另一方面，要強化金融風險監(jiān)管。從上述實證結果可以看出，過度發(fā)展金融不利于綠色經濟的發(fā)展。因此，要合理規(guī)劃金融市場建設，避免資本的無序擴張，各級監(jiān)管部門應該建立金融風險防范機制，健全問責制度，制定投融資風險考核機制，加強金融機構的風險監(jiān)管，始終堅持金融服務實體經濟的本質。

第三，加強區(qū)域合作，促進人才和資本合理流動。從描述性統(tǒng)計可以看出，沿黃九省（區(qū)）人力資本儲備和技術水平差異過大，這主要是由地理環(huán)境和技術壁壘造成的。要摒棄地方保護主義思想，打破技術壁壘，促進人才合理流動?，F(xiàn)階段，國家正在大力推進沿黃生態(tài)經濟帶建設。通過搭建區(qū)域對話機制，建立區(qū)域人才庫可以更好地保證各個省份以長補短，促進綠色經濟均衡發(fā)展，這也是建設沿黃生態(tài)經濟帶的初衷所在。