風(fēng)險(xiǎn)投資賦能綠色發(fā)展了嗎？

摘要：風(fēng)險(xiǎn)投資在謀求利益最大化的同時(shí)，能否成為綠色發(fā)展新的增長(zhǎng)極是目前學(xué)界關(guān)注的重要議題。在要素配置效率視角下，通過運(yùn)用SBM-DEA測(cè)度2004—2022年省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率以衡量綠色發(fā)展水平，并構(gòu)建空間計(jì)量模型考察風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：時(shí)空視閾下，技術(shù)進(jìn)步是綠色全要素生產(chǎn)率提升的主要來源，且綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間差異性；風(fēng)險(xiǎn)投資可以通過綠色創(chuàng)新推進(jìn)綠色發(fā)展效應(yīng)，對(duì)鄰近地區(qū)存在空間外溢作用，此結(jié)果在更換核心解釋變量、剔除直轄市和改變動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型后均得以驗(yàn)證；考慮區(qū)域異質(zhì)性和規(guī)模異質(zhì)性特征，東部和風(fēng)投規(guī)模大的地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展效應(yīng)更為顯著；此外，良好的制度環(huán)境構(gòu)建能夠有效催化風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險(xiǎn)投資；綠色發(fā)展；空間效應(yīng)；綠色創(chuàng)新；制度環(huán)境

中圖分類號(hào)：F832.48" " " "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" " " 文章編號(hào)：1003-8477（2024）11-0078-12

引言

在全球氣溫持續(xù)升高、資源短缺和環(huán)境污染問題成為人類社會(huì)發(fā)展重大挑戰(zhàn)的背景下，全球各經(jīng)濟(jì)體對(duì)氣候變化風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)不斷增強(qiáng)，為了實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展目標(biāo)而競(jìng)相努力。[1]綠色發(fā)展追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境可持續(xù)之間的平衡，[2]（p1-12）一方面可以通過綠色技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)以減少全球環(huán)境中碳的總體含量而實(shí)現(xiàn)，[3]（p110774）另一方面通過發(fā)展可再生能源產(chǎn)生對(duì)化石能源的替代效應(yīng)來取得進(jìn)展。[4]（p1082-1088）由于綠色發(fā)展目標(biāo)存在持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)、覆蓋范圍廣泛，信貸融資難以滿足其資金需求等特征，①針對(duì)綠色發(fā)展的激勵(lì)匱乏，綠色效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于需求。在綠色效率評(píng)價(jià)方面，要素配置的投入產(chǎn)出效率是重要考量部分，學(xué)界往往引入非期望產(chǎn)出的DEA方法分析綠色全要素生產(chǎn)率。[5]（p21-30）現(xiàn)有研究也多從政府行為、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)集聚等角度探究綠色發(fā)展的現(xiàn)實(shí)路徑。[6]（p142-157）[7]（p119-132）[8]（p44-59）然而，為了促進(jìn)清潔能源技術(shù)和可再生能源供應(yīng)可持續(xù)發(fā)展，需要大量的公共開支和私人投資對(duì)研究和開發(fā)的平行支持，因此，資本要素規(guī)模的擴(kuò)大、要素配置效率的提升仍是綠色發(fā)展的主引擎。

作為直接金融工具的風(fēng)險(xiǎn)投資具有支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的天然屬性，宏觀層面，完備的風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)將促進(jìn)金融部門的發(fā)展，并通過投資信息技術(shù)、高端制造、生物醫(yī)藥等戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，緩解科技創(chuàng)新這一重要掣肘，[9]（p313-333）繼而優(yōu)化生產(chǎn)要素配置提升生產(chǎn)力水平；[10]（p2233-2246）中觀層面，風(fēng)險(xiǎn)投資助力新興產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和合理化，[11]（p102-112）成為破除地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展桎梏的動(dòng)力源；[12]（p140-149）微觀層面，初創(chuàng)企業(yè)融資具有風(fēng)險(xiǎn)高、投資周期長(zhǎng)的特點(diǎn)，面臨融資難題，而風(fēng)險(xiǎn)資本的資金配置方式可以良好應(yīng)對(duì)此類創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，進(jìn)而彌補(bǔ)資本市場(chǎng)的部分缺失功能。[13]（p180-192）風(fēng)險(xiǎn)資本通過專業(yè)化投資為企業(yè)提供密集的監(jiān)督和增值服務(wù)，其中，降低雙邊道德風(fēng)險(xiǎn)、提升公司治理效應(yīng)是重要的機(jī)制路徑。[14]（p91-109）[15]（p121-139）風(fēng)險(xiǎn)資本對(duì)于支持新興行業(yè)的成效顯著，隨著投資者對(duì)綠色項(xiàng)目關(guān)注度的提升，全球綠色風(fēng)險(xiǎn)投資總額劇增，1但我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)起步相對(duì)較晚，無論從行業(yè)覆蓋還是地理區(qū)位角度，對(duì)綠色項(xiàng)目投資力度都還不足，因此，探究風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展能否緩解亟待解決的資金缺口問題，風(fēng)險(xiǎn)投資能否發(fā)揮金融要素作用有效驅(qū)動(dòng)綠色發(fā)展有一定現(xiàn)實(shí)意義。

基于此，在要素配置效率和空間溢出視角下，本文測(cè)算2004—2022年省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率，運(yùn)用空間計(jì)量模型考察風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色發(fā)展的影響，可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，從投入產(chǎn)出的視角評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有助于分析風(fēng)險(xiǎn)投資的宏觀經(jīng)濟(jì)特征，豐富了風(fēng)險(xiǎn)投資的研究視角，為拓寬綠色發(fā)展的金融渠道提供相關(guān)實(shí)證研究支持；第二，針對(duì)區(qū)域發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)問題，從空間區(qū)域異質(zhì)性角度探究風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色效率，填補(bǔ)了相關(guān)領(lǐng)域的空白；第三，將綠色創(chuàng)新納入理論機(jī)制研究范疇，完善風(fēng)險(xiǎn)投資綠色發(fā)展效應(yīng)的研究路徑；第四，從制度環(huán)境視角探討風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的調(diào)節(jié)機(jī)制，試圖厘清在優(yōu)化制度環(huán)境的背景下金融供給實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的演繹邏輯。

本文余下部分安排如下：第二部分為理論機(jī)制與研究假說；第三部分構(gòu)建指標(biāo)和實(shí)證模型；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析；第五部分進(jìn)行機(jī)制分析；第六部分為全文結(jié)論并提出對(duì)策建議。

二、理論機(jī)制與研究假說

綠色發(fā)展的難點(diǎn)在于投資周期與金融市場(chǎng)的投資偏好不匹配，從而引發(fā)市場(chǎng)失靈現(xiàn)象。然而，風(fēng)險(xiǎn)投資具有耐心資本特性，在環(huán)境規(guī)制約束日漸趨緊的背景下，逐漸成為政策制定者實(shí)現(xiàn)綠色公共政策目標(biāo)的有效手段。[16]（p32-46）一方面，風(fēng)險(xiǎn)投資流向環(huán)保、新能源和新材料等產(chǎn)業(yè)的比重加大，技術(shù)密集型和知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)占比的上升將帶來生產(chǎn)效率的改善，進(jìn)而滿足綠色發(fā)展對(duì)于生態(tài)效益和社會(huì)效益的要求。另一方面，風(fēng)險(xiǎn)投資具有信號(hào)效應(yīng)，基于風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)自身的信息和資源優(yōu)勢(shì)對(duì)綠色項(xiàng)目進(jìn)行甄別，投資過程便為該綠色項(xiàng)目進(jìn)行信用背書，同時(shí)也向外部投資者傳遞對(duì)綠色低碳產(chǎn)業(yè)的傾向性，進(jìn)一步吸引社會(huì)資本。[17]（p1-17）基于此，本文提出假說1。

假說1：風(fēng)險(xiǎn)投資可以提升綠色全要素生產(chǎn)率，具有綠色發(fā)展效應(yīng)。

綠色技術(shù)創(chuàng)新是風(fēng)險(xiǎn)投資破解治理轉(zhuǎn)型“波特假說之謎”的重要機(jī)制。初創(chuàng)企業(yè)的綠色項(xiàng)目往往面臨資金短缺、抵押物不足等財(cái)務(wù)困境，而風(fēng)險(xiǎn)投資相比銀行貸款對(duì)于抵押擔(dān)保的要求更低，降低了實(shí)體產(chǎn)業(yè)的綠色創(chuàng)新門檻。[18]（p31-41）同時(shí)，股權(quán)激勵(lì)是綠色風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目吸引人才和技術(shù)資源向清潔部門轉(zhuǎn)移的重要手段。[19]（p35-44）具體而言，綠色創(chuàng)新的技術(shù)化一方面通過循環(huán)使用化石能源提升能源效率，另一方面支持清潔能源生產(chǎn)存儲(chǔ)和碳捕獲封存技術(shù)轉(zhuǎn)化成果，以減少大氣中碳含量，以助推碳中和的實(shí)現(xiàn)，[20]綠色創(chuàng)新平衡粗放經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和綠色生態(tài)治理目標(biāo)，從而抑制碳排放量的提升。[21]而風(fēng)險(xiǎn)資本的進(jìn)入使得初創(chuàng)公司擴(kuò)大商業(yè)規(guī)模，合理利用資源配置效應(yīng)以增加綠色創(chuàng)新活動(dòng)，有助于減少環(huán)境污染，優(yōu)化自然資源的利用，提高要素生產(chǎn)率和能源效率，并提供新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來源， 對(duì)綠色增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型做出重要貢獻(xiàn)。據(jù)此，提出本文的假說2。

假說2：風(fēng)險(xiǎn)投資通過推動(dòng)綠色創(chuàng)新進(jìn)而提升綠色全要素生產(chǎn)率，發(fā)揮綠色發(fā)展效應(yīng)。

為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)投資前的逆向選擇和投資后的道德風(fēng)險(xiǎn)問題，[22]（p195-208）風(fēng)險(xiǎn)投資的地理特征表現(xiàn)出高度的地理鄰近性和空間集聚性，[23]（p26-41）資源能力和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為，企業(yè)自身競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)是風(fēng)險(xiǎn)資本流動(dòng)的基礎(chǔ)，風(fēng)險(xiǎn)投資是附加以風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和資源的過程。[24]（p82-103+187-188）中國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資活動(dòng)呈現(xiàn)以北京、上海和廣東等地為中心，并逐步向中、西部擴(kuò)散的發(fā)展規(guī)律。風(fēng)險(xiǎn)投資傾向選擇金融活動(dòng)相對(duì)活躍的中心城市作為核心節(jié)點(diǎn)集聚形成投資網(wǎng)絡(luò)，以此緊密聯(lián)結(jié)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)要素的深度和廣度。[25]（p1148-1157）地理鄰近性的產(chǎn)生大大縮小了創(chuàng)新成果擴(kuò)散和知識(shí)技術(shù)溢出的成本，[26]（p77-83）這種外溢循環(huán)，引發(fā)知識(shí)循環(huán)效應(yīng)，主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)上，從而更加提升了區(qū)域間的關(guān)聯(lián)度。隨著風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色產(chǎn)業(yè)的關(guān)注度提升，風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色創(chuàng)新成果一定程度上抑制了環(huán)境污染帶來的負(fù)外部性。[27]（p122-138）同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資空間布局存在集聚性，一方面可以整合要素資源，優(yōu)化配置效率，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但另一方面加劇了區(qū)域發(fā)展的動(dòng)態(tài)失衡和差異性，[28]（p117-131）這也緣于區(qū)域間對(duì)競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)資本的政策激勵(lì)不同。[29]（p59-67）具體而言，風(fēng)險(xiǎn)投資的區(qū)域差異性是通過創(chuàng)新資源優(yōu)勢(shì)的吸納效應(yīng)、空間鄰近效應(yīng)形成的，從而導(dǎo)致創(chuàng)新活動(dòng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡。[30]（p112-115）柴娟娟等[31]（p179-184）通過驗(yàn)證2011—2020年省級(jí)數(shù)據(jù)認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)資本主要對(duì)研發(fā)人力資本和科技成果商業(yè)化進(jìn)行支持，且得到對(duì)東中部地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的整體影響多來自空間溢出效應(yīng)的結(jié)論。而交通網(wǎng)絡(luò)、區(qū)域協(xié)同政策是緩解區(qū)域差異的良方。[32]基于此，本文提出假說3。

假說3：風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有空間外溢效應(yīng)，且存在區(qū)域異質(zhì)性。

風(fēng)險(xiǎn)資本要素在進(jìn)行綠色產(chǎn)品和服務(wù)轉(zhuǎn)化時(shí)面臨著雙重外部性挑戰(zhàn)，其一是環(huán)境污染的社會(huì)成本與私人回報(bào)非對(duì)稱所導(dǎo)致的負(fù)外部性，其二體現(xiàn)在綠色技術(shù)創(chuàng)新外溢，社會(huì)邊際收益高于私人邊際收益， [33]市場(chǎng)缺位和制度管理體系滯后是雙重外部性消減風(fēng)險(xiǎn)投資效率的主要誘因。[34]（p73-92）在新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)中，制度環(huán)境被認(rèn)為是生產(chǎn)、交換與分配過程中政治、社會(huì)和法律規(guī)則的基礎(chǔ)。[35]（p131-149）根本性制度環(huán)境包含以市場(chǎng)化程度為主的競(jìng)爭(zhēng)性市場(chǎng)制度環(huán)境和以知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)為代表的激勵(lì)性產(chǎn)權(quán)制度環(huán)境，一方面，市場(chǎng)可以對(duì)污染有效定價(jià)，繼而實(shí)現(xiàn)負(fù)外部性內(nèi)部化，[36]（p127-145）同時(shí)市場(chǎng)化程度的提升削弱信息壁壘，緩解資本要素的錯(cuò)配；另一方面，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于提升綠色技術(shù)進(jìn)步和綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的私人回報(bào)，產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平高的地區(qū)形成風(fēng)險(xiǎn)資本集聚的引力作用，促使綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

假說4：制度環(huán)境在風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響中具有調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）相關(guān)變量及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率與傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的主要差異在于是否引入資源能源消耗和環(huán)境污染等非期望產(chǎn)出，考慮到傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data Envelopment Analysis，DEA）模型徑向和角度的測(cè)度偏差，本文采用Tone提出的基于松弛變量且納入非期望產(chǎn)出的效率測(cè)度模型，[37]即基于松弛測(cè)度（Slack-based Measure，SBM）模型，表示為式（1）。

[ρ=minSx，Sy，Sb，λ1-1Nn=1NSxnxkn1+1M+1（m=1MSymykm+i=1ISbibki）]

[S.t.xkn=k=1Kλkxkn+Sxn，?n;ykm=k=1Kλkykm-Sym，?m]；

[bki=k=1Kλkbki+Sbi，?i; Sxn≥0，Sym≥0，Sbi≥0，λk≥0]

（1）

其中，K是決策單元個(gè)數(shù)，xkn、ykm、bki分別是投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出矩陣中的元素，松弛變量S即代表欲達(dá)到最優(yōu)生產(chǎn)，需要同時(shí)減少投入要素和非期望產(chǎn)出的數(shù)量且增加期望產(chǎn)出的數(shù)量，在此基礎(chǔ)上得到效率值ρ，并由此計(jì)算出相鄰參比下t期到t+1期的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，以此表示每個(gè)決策單元的綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP），具體公式如式（2）：

[GTFP（xt+1，yt+1，bt+1，xt，yt，bt）]

[=ρt（xt+1，yt+1，bt+1）ρt（xt，yt，bt）×ρt+1（xt+1，yt+1，bt+1）ρt+1（xt，yt，bt）]

=[ρt+1（xt+1，yt+1，bt+1）ρt（xt，yt，bt）]

[×ρt（xt，yt，bt）ρt+1（xt，yt，bt）×ρt（xt+1，yt+1，bt+1）ρt+1（xt+1，yt+1，bt+1）]

=EC×TC （2）

Fare等[38]（p85-101）將Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解為兩個(gè)方面的變化：一是兩個(gè)時(shí)期內(nèi)決策單元技術(shù)效率的變化（Efficiency Change，EC）；二是兩個(gè)時(shí)期內(nèi)決策單元生產(chǎn)技術(shù)的變化（Technological Change，TC）。

GTFP測(cè)算的投入及產(chǎn)出指標(biāo)方面，借鑒陳詩(shī)一、王兵等的做法，[39]（p21-34+58）[40]（p57-69）投入指標(biāo)包括勞動(dòng)、資本和能源，分別由年末就業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資和能源消耗量所衡量。①產(chǎn)出指標(biāo)包含代表期望產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，代表非期望產(chǎn)出的工業(yè)固體廢棄物、廢水、廢氣和二氧化碳排放量。

2.主要解釋變量

核心解釋變量。本文選用各地區(qū)獲得的風(fēng)險(xiǎn)投資額占同年GDP比例作為衡量風(fēng)險(xiǎn)投資活動(dòng)的指標(biāo)，以剔除經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

調(diào)節(jié)變量和中介變量。為考察制度環(huán)境在風(fēng)險(xiǎn)投資與綠色全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，采用市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)度兩個(gè)指標(biāo)衡量，本文參考樊綱等的做法，[41]（p4-16）選取市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)度市場(chǎng)化程度，技術(shù)合同交易額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值測(cè)度知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度。中介變量則參考宋德勇等使用地區(qū)綠色專利申請(qǐng)量以衡量綠色創(chuàng)新。[42]（p134-145）

空間權(quán)重矩陣。本文構(gòu)建了 3 種空間權(quán)重矩陣，分別為0—1鄰接矩陣（W1）、經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W2）和地理與經(jīng)濟(jì)距離嵌套權(quán)重矩陣（W3）。

3.控制變量

本文引入控制變量以對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行綜合評(píng)估。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占省份GDP的比重來衡量省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平；教育水平，以教育支出占省份GDP的比重衡量教育水平；城鎮(zhèn)化程度，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤饬?；環(huán)境治理，采用單位GDP工業(yè)污染治理投資額衡量。

考慮到西藏的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文的研究對(duì)象為2004—2022年中國(guó)30個(gè)省份，使用的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、清科私募通數(shù)據(jù)庫(kù)、歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)、各省市區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、CnOpenData數(shù)據(jù)庫(kù)和CEADs數(shù)據(jù)庫(kù)。具體指標(biāo)和變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建

1.傳統(tǒng)面板模型

首先采用面板模型分析風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，模型如式（3）：

[GTFPit=α0+α1VCit+α2Controlsit+μi+γt+εit]

（3）

其中，被解釋變量[GTFPit]為綠色全要素生產(chǎn)率，核心變量[VCit]為風(fēng)險(xiǎn)投資，[Controlsit]為控制變量，[μi]和[γt]分別為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。

2.空間計(jì)量模型

由于變量間可能同時(shí)存在的空間自相關(guān)性和溢出效應(yīng)，為避免遺漏變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)的影響，本文采用空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸：

[GTFPit=α1GTFPi，t-1+ρj=1nwij×GTFPjt+α2VCit+δj=1nwij×VCjt+α3Controlsit+ζj=1nwij×Controlsjt+μi+γt+εit] （4）

[εit=λw′iεt+vit] （5）

其中，[w′i]為空間權(quán)重矩陣第i行，[ρj=1nwij×GTFPjt]為綠色全要素生產(chǎn)率的空間滯后項(xiàng)，[δj=1nwij×VCjt]為風(fēng)險(xiǎn)投資的空間滯后項(xiàng)，[ζj=1nwij×Controlsjt]為控制變量的空間滯后項(xiàng)，[μi]和[γt]分別為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。當(dāng)[λ=0]時(shí)，則考慮解釋變量和因變量的空間滯后項(xiàng)，設(shè)定為空間杜賓模型（SDM）；當(dāng)[α1=0]，且[δ=0]時(shí)，僅考慮誤差項(xiàng)滯后項(xiàng)，設(shè)定為空間誤差模型（SEM）；當(dāng)[λ=0]且[δ=0]，則僅考慮被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，為空間自回歸模型（SAR）。經(jīng)檢驗(yàn)，本文的空間計(jì)量模型選擇如表2。

基于傳統(tǒng)面板模型基礎(chǔ)，Hausman檢驗(yàn)可知固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，并在0—1鄰接矩陣（W1）、經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W2）和嵌套矩陣（W3）下采用LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)，得到拒絕空間杜賓模型（SDM）退化為空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的結(jié)論，因此本文選用空間時(shí)間雙向固定效應(yīng)下的空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度結(jié)果

本文應(yīng)用Matlab軟件，通過非徑向非角度的SBM方向性距離函數(shù)，計(jì)算得到規(guī)模報(bào)酬不變下的ML指數(shù)及其分解得到的技術(shù)進(jìn)步（TC）和技術(shù)效率改善（EC）。由于GTFP指數(shù)及其分解的研究十分豐富，囿于篇幅，本文僅分析GTFP總體和分地區(qū)的動(dòng)態(tài)變化?？傮w變化如圖1所示。

從整體來看，2004—2022年省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)較為穩(wěn)進(jìn)，技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率具有一定波動(dòng)，但始終大于1，而技術(shù)效率增長(zhǎng)率圍繞1略有起伏，證明技術(shù)進(jìn)步是綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要貢獻(xiàn)來源。從時(shí)間維度來看，GTFP上升趨勢(shì)明顯，可能源于近年中國(guó)環(huán)保政策法規(guī)相繼出臺(tái)，如《新環(huán)保法》《大氣污染防治法》《水污染防治法（修訂草案）》等，框定了環(huán)境規(guī)制力度，增強(qiáng)地方政府和公眾的環(huán)保意識(shí)，但2020年經(jīng)濟(jì)社會(huì)面臨新冠疫情重大沖擊，要素投入和產(chǎn)出效率走低，GTFP下降。

從省份個(gè)體來看，如圖2，我國(guó)省域綠色全要素生產(chǎn)率整體平穩(wěn)向上，少數(shù)省份出現(xiàn)下滑。其中，北京、上海、天津的GTFP增長(zhǎng)趨勢(shì)尤為明顯，而新疆、廣西、山西等地則呈現(xiàn)波折下降趨勢(shì)，區(qū)域間綠色發(fā)展情況空間差異性顯著。

（二）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)，考慮到我國(guó)不同區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率存在較強(qiáng)空間關(guān)聯(lián)性，故借助全局Moran指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)（見表3）?？梢钥闯?，三種權(quán)重矩陣檢驗(yàn)下，全局Moran指數(shù)基本顯著，意味著我國(guó)省域綠色全要素生產(chǎn)率具有較強(qiáng)空間關(guān)聯(lián)性。本文同時(shí)進(jìn)行了局部相關(guān)性檢驗(yàn)，全國(guó)30個(gè)省份綠色全要素生產(chǎn)率的Moran指數(shù)散點(diǎn)圖主要在第一象限與第三象限集聚，呈現(xiàn)“高高—低低”態(tài)勢(shì)，空間關(guān)聯(lián)性得以進(jìn)一步驗(yàn)證。①

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，本文應(yīng)用模型（3）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)，以探究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，得到結(jié)果如表4（1）所示，表明存在顯著正向影響關(guān)系，假說1得以驗(yàn)證。但傳統(tǒng)面板計(jì)量模型會(huì)忽略地區(qū)間的空間溢出效應(yīng)，造成結(jié)果偏誤，因此本文進(jìn)一步應(yīng)用模型（4）—（5）以考察空間關(guān)系。如表4（2）—（4）可知，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)所在省份及鄰近省份的綠色全要素生產(chǎn)率均存在顯著正向影響。究其原因，其一，風(fēng)險(xiǎn)投資不僅為中小企業(yè)解決融資難題，也為企業(yè)提供管理支持和增值服務(wù)，從而提升企業(yè)價(jià)值，進(jìn)而激活本地經(jīng)濟(jì)活力；其二，風(fēng)險(xiǎn)投資促進(jìn)企業(yè)知識(shí)積累、技術(shù)進(jìn)步，從而優(yōu)化人力資本和物質(zhì)資本的資源配置效率，有效提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量；其三，近年來，包含清潔、新能源、環(huán)保等行業(yè)的綠色風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模大幅度增加，清潔能源技術(shù)水平提升，從根源抑制廢氣、廢水等多種非期望產(chǎn)出的形成。同時(shí)，由于區(qū)域協(xié)同和信息共享等合作戰(zhàn)略，綠色全要素生產(chǎn)率可輻射、擴(kuò)散，進(jìn)而風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展效應(yīng)具有顯著的正向空間外溢性。

控制變量方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正。這源于近年來的居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)加速，而非期望產(chǎn)出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重中，第二產(chǎn)業(yè)占比較高，附加值高且污染少的三產(chǎn)占比提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)降低了工業(yè)污染物排放規(guī)模，從而有益于綠色全要素生產(chǎn)率的提升；教育水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)，與預(yù)期情況相反，可能與地區(qū)間教育發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展匹配失衡有關(guān)；由于地方政府出于政治錦標(biāo)賽考慮快速推進(jìn)城鎮(zhèn)化水平，反映了粗放式增長(zhǎng)的社會(huì)現(xiàn)狀，僅僅注重量的擴(kuò)張忽略質(zhì)的提升，與此同時(shí)環(huán)境問題加劇，因此城鎮(zhèn)化水平的提升反而抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)；環(huán)境治理對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，表明環(huán)境治理強(qiáng)度的提升有利于改善地區(qū)發(fā)展中的環(huán)境問題，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，本文參考Lesage的偏微分方程方法進(jìn)一步將總效應(yīng)分成直接效應(yīng)和間接效應(yīng)以考察本地和鄰地的影響程度，[43]結(jié)果如表5所示。在三種空間權(quán)重矩陣下，風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色增長(zhǎng)效應(yīng)無論在本地還是鄰地均正向顯著，尤其在鄰接矩陣中，間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，證明鄰地風(fēng)險(xiǎn)投資的增加能夠完成綠色創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展以及生態(tài)污染的治理，成果的擴(kuò)散效應(yīng)能夠持續(xù)輻射帶動(dòng)周邊地區(qū)，同時(shí)鞏固本地的環(huán)境保護(hù)建設(shè)，有利于進(jìn)一步優(yōu)化相鄰地區(qū)的要素分配。

（四）穩(wěn)健性分析

為了增強(qiáng)研究結(jié)論的說服力，本文進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。第一，本文借鑒董靜等的研究，[24]將核心解釋變量風(fēng)險(xiǎn)投資衡量指標(biāo)由風(fēng)險(xiǎn)投資額替換為地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)投資案例數(shù)，并在三種空間矩陣下進(jìn)行模型估計(jì)，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸無異；第二，由于不同空間發(fā)展差異顯著，本文剔除直轄市樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果無顯著差別；第三，從長(zhǎng)期視角，本文納入滯后一期的被解釋變量，采用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型檢驗(yàn)得以進(jìn)一步證實(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資提升綠色全要素生產(chǎn)率的結(jié)果具備穩(wěn)健性。

（五）異質(zhì)性分析

由于不同區(qū)位省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展明顯有異，本文區(qū)分東部、中部和西部子樣本在嵌套矩陣下分析區(qū)域異質(zhì)性下的風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素增長(zhǎng)率的影響。結(jié)果如表7中（1）—（3）所示，風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色增長(zhǎng)效應(yīng)在東部尤為顯著，中部地區(qū)的風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的估計(jì)系數(shù)在10%的水平下顯著，ρ值并不顯著，而西部地區(qū)并未發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。究其原因，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較高，并且高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，具有轉(zhuǎn)化創(chuàng)新成果的良好環(huán)境土壤，在此基礎(chǔ)上，風(fēng)險(xiǎn)投資效率高，生態(tài)環(huán)保治理效果好；同時(shí)，東部區(qū)域間形成密切合作關(guān)系，長(zhǎng)三角一體化、京津冀城市群形成東部區(qū)域發(fā)展的增長(zhǎng)極，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。中部地區(qū)以高污染重工業(yè)發(fā)展模式為主，造成長(zhǎng)期“碳鎖定”效應(yīng)，以至于風(fēng)險(xiǎn)投資并未產(chǎn)生積極的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用，且區(qū)域間合作并未十分緊密，空間外溢性并不顯著。而西部地區(qū)資源稟賦較高且開發(fā)成本低，但缺乏完備的營(yíng)商環(huán)境以及綠色發(fā)展配套設(shè)施，風(fēng)險(xiǎn)投資的成果轉(zhuǎn)換效率不高，同時(shí)，西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，存在高排放、高污染企業(yè)入駐，政府的環(huán)境規(guī)制未見成效，因此風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展作用并未凸顯。據(jù)此，驗(yàn)證了本文的假說3。

此外，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平階段不同，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資引力存在差異，本文求得各地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)投資相對(duì)值的年平均值，以其中位數(shù)作為劃分標(biāo)準(zhǔn)（0.187%），若省份風(fēng)投規(guī)模大于或等于中位數(shù)，則認(rèn)為是風(fēng)投高規(guī)模的省份，否則認(rèn)為是風(fēng)投低規(guī)模省份。經(jīng)嵌套矩陣下的綠色發(fā)展效應(yīng)檢驗(yàn)得知，風(fēng)投高規(guī)模省份的綠色增長(zhǎng)效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為0.036，在1%的水平下顯著，而風(fēng)投低規(guī)模的省份未顯現(xiàn)綠色增長(zhǎng)效應(yīng)。這緣于在風(fēng)投低規(guī)模地區(qū)，資本要素配置效率激發(fā)所需的創(chuàng)新環(huán)境、財(cái)稅政策等配套服務(wù)體系不夠完善，新增風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色成果轉(zhuǎn)化效率較低。

五、機(jī)制分析

（一）中介效應(yīng)分析

由上文分析發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，除了直接影響外，還可能存在中介傳導(dǎo)機(jī)制作用，由于綠色創(chuàng)新與綠色發(fā)展的因果關(guān)系已被大量文獻(xiàn)證實(shí)，[44]（p1-17）[45]（p94-105）因此，本部分借鑒江艇的中介機(jī)制模型研究方法，[46]（p100-120）構(gòu)建如下模型（6）—（7），僅需檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色創(chuàng)新的作用，即可達(dá)到探究風(fēng)險(xiǎn)投資能否通過綠色創(chuàng)新水平（Gpatent）提升綠色全要素生產(chǎn)率的目的。結(jié)果如表8（1）所示，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)中介變量綠色創(chuàng)新的作用無論在本地直接效應(yīng)，抑或是鄰地間接效應(yīng)均顯著為正。風(fēng)險(xiǎn)投資作為一種中長(zhǎng)期權(quán)益投資，為企業(yè)提供資源和資金支持，綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平為其間影響機(jī)制，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)需要通過“選擇效應(yīng)”實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資綠色化，為綠色企業(yè)和非綠色高污染企業(yè)提供資金并作用于綠色創(chuàng)新活動(dòng)推動(dòng)綠色發(fā)展。風(fēng)險(xiǎn)投資不僅在本地形成了資本積累，同時(shí)資本轉(zhuǎn)化成綠色成果，進(jìn)一步惠及鄰近地區(qū)。因此，本文認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)投資可以通過綠色創(chuàng)新提升綠色全要素生產(chǎn)率，假說2證實(shí)。

[GPATENTit=α1GPATENTi，t-1]

[+ρj=1nwjt?GPATENTjt+α2VCit+δj=1nwij?VCjt]

[+α3Controlsit+ζj=1nwij?Controlsjt+μi+γi+εit] （6）

[εit=λw′iεt+vit] （7）

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

前文研究證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不僅局限于本地區(qū)，同時(shí)會(huì)外溢至鄰近地區(qū)。進(jìn)一步分析制度環(huán)境在風(fēng)險(xiǎn)投資影響綠色全要素生產(chǎn)率過程中能否產(chǎn)生調(diào)節(jié)催化效果，本文在模型（4）中引入代表制度環(huán)境的變量以及其與風(fēng)險(xiǎn)投資的交乘項(xiàng)，構(gòu)建如下空間計(jì)量模型：

[GTFPit=α1GTFPi，t-1+ρj=1nwij×GTFPjt+α2VCit+δj=1nwij×VCjt+α3Insit+φj=1nwij×Insjt+α4VCit×Insit+ηj=1nwij×VCjt×Insjt+α5Controlsit+ζj=1nwij×Controlsjt+μi+γi+εit] （8）

[εit=λw′iεt+vit] （9）

其中，[Insit=Marketit，Ippit]，表示市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)兩個(gè)維度的制度環(huán)境變量。調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果如表8（2）—（3）所示，可以發(fā)現(xiàn)，列（2）中風(fēng)險(xiǎn)投資和市場(chǎng)化程度交乘項(xiàng)系數(shù)與模型主效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，表明市場(chǎng)化程度高強(qiáng)化了風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展效應(yīng)，此間本地直接效應(yīng)的作用明顯。一方面，市場(chǎng)化水平良好的地區(qū)籌資機(jī)制較為完善，法律制度與豐富的信息披露渠道協(xié)同作用，為風(fēng)險(xiǎn)投資決策提供保障；另一方面，透明的市場(chǎng)環(huán)境有利于提升風(fēng)險(xiǎn)資本利用效率，綠色科技成果得以市場(chǎng)化轉(zhuǎn)化，從而服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。列（3）總效應(yīng)中風(fēng)險(xiǎn)投資和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交乘項(xiàng)系數(shù)同樣顯著為正，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)起到正向調(diào)節(jié)作用，假說4得以驗(yàn)證?；诰G色技術(shù)創(chuàng)新的非競(jìng)爭(zhēng)、非排他性質(zhì)，其私人回報(bào)常常遠(yuǎn)低于社會(huì)最低水平，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)是對(duì)外部性定價(jià)的過程，地區(qū)保護(hù)程度是對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)作用的反映。在間接效應(yīng)中制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不明顯，可能是源于我國(guó)整體制度環(huán)境建設(shè)較為匱乏，無法提供健全的監(jiān)管以降低信息的不對(duì)稱性，區(qū)域間的合作與交流面臨障礙，綠色發(fā)展輻射效果甚微。

六、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用SBM-DEA模型測(cè)度省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率，基于空間計(jì)量模型，探析風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色發(fā)展的直接影響，并搭建綠色創(chuàng)新為中介變量的機(jī)制路徑。研究結(jié)果表明，首先，風(fēng)險(xiǎn)投資可以通過綠色創(chuàng)新推進(jìn)綠色發(fā)展空間效應(yīng)，此結(jié)果在更換核心解釋變量和剔除直轄市后均得以檢驗(yàn)。其次，區(qū)域異質(zhì)性方面，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)東部地區(qū)的綠色發(fā)展效應(yīng)正向顯著，溢出效應(yīng)明顯，對(duì)中部地區(qū)綠色發(fā)展效應(yīng)較弱，且并不存在外溢性，西部地區(qū)并未顯現(xiàn)正向綠色發(fā)展效應(yīng)；規(guī)模異質(zhì)性方面，風(fēng)投規(guī)模大的地區(qū)，風(fēng)險(xiǎn)投資綠色發(fā)展效應(yīng)更為顯著。最后，將制度環(huán)境納入調(diào)節(jié)效應(yīng)模型中，經(jīng)模型檢驗(yàn)可知市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)兩方面制度環(huán)境的優(yōu)化均強(qiáng)化了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率提升的激勵(lì)作用。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，針對(duì)綠色項(xiàng)目、清潔技術(shù)行業(yè)，公共部門應(yīng)增加風(fēng)險(xiǎn)投資供給，并出臺(tái)合規(guī)性激勵(lì)政策吸引私人部門的風(fēng)險(xiǎn)資本，深化投資者綠色發(fā)展理念，突破綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展桎梏。第二，發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)投資核心節(jié)點(diǎn)的增長(zhǎng)極作用，加強(qiáng)區(qū)域間聯(lián)動(dòng)，破除區(qū)域間知識(shí)壁壘，使得邊緣地區(qū)亦能享受溢出紅利，進(jìn)而推進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)投資的綠色發(fā)展效應(yīng)覆蓋范圍更為廣泛。第三，優(yōu)化地區(qū)制度環(huán)境，提供公平有序的市場(chǎng)條件作為風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)揮綠色發(fā)展增值作用的支撐和保障，一方面，深耕市場(chǎng)化改革，探索市場(chǎng)化機(jī)制，激勵(lì)風(fēng)險(xiǎn)資本在資本市場(chǎng)與產(chǎn)品市場(chǎng)的中介橋梁作用；另一方面，獎(jiǎng)罰多措并舉，完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，驅(qū)動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)資本要素的綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化效率。

參考文獻(xiàn)：

[1]Abolhosseini S， Heshmati A， Altmann J. A Review of Renewable Energy Supply and Energy Efficiency Technologies[J]. IZA Discussion Papers， 2014.

[2]Huisingh D， Zhang Z， Moore J C， et al. Recent Advances in Carbon Emissions Reduction： Policies， Technologies， Monitoring， Assessment and Modeling [J].Journal of Cleaner Production， 2015， 103（9）.

[3]SU C， Naqvi B， SHAO X， et al. Trade and Technological Innovation： The Catalysts for Climate Change and Way Forward for COP21[J].Journal of Environmental Management， 2020， 269.

[4]Evans A， Strezov V， Evans T J. Assessment of Sustainability Indicators for Renewable Energy Technologies[J]. Renewable amp; Sustainable Energy Reviews 2009， （05）.

[5]何愛平，安夢(mèng)天.地方政府競(jìng)爭(zhēng)、環(huán)境規(guī)制與綠色發(fā)展效率[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2019，（03）.

[6]李子豪，毛軍. 地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與中國(guó)區(qū)域綠色發(fā)展[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2018，（12）.

[7]林伯強(qiáng)，譚睿鵬. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)效率[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2019，（02）.

[8]王慶喜，胡安，辛月季. 數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)綠色發(fā)展嗎？——基于節(jié)能、減排、增效機(jī)制的實(shí)證檢驗(yàn)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2022，（11）.

[9]Pradhan R P， Arvin M B， Nair M， et al. Venture Capital Investment， Financial Development， and Economic Growth： the Case of European Single Market Countries[J]. Venture Capital， 2017， （04）.

[10]丁學(xué)謙，吳群，劉向南，等.土地利用、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展與碳排放耦合協(xié)調(diào)度及影響因素——來自中國(guó)282個(gè)地級(jí)市的經(jīng)驗(yàn)研究[J].資源科學(xué)，2022，（11）.

[11]陳鑫，陳德棉，葉江峰.風(fēng)險(xiǎn)投資、空間溢出與異質(zhì)創(chuàng)新[J].管理評(píng)論，2021，（04）.

[12]馬銘晨，呂拉昌.風(fēng)險(xiǎn)投資與區(qū)域創(chuàng)新：機(jī)制、路徑與異質(zhì)性——基于中國(guó)29個(gè)省的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2023，（03）.

[13]黃福廣，彭濤，田利輝.風(fēng)險(xiǎn)資本對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)投資行為的影響[J].金融研究，2013，（08）.

[14]胡劉芬，周澤將.風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股能夠緩解企業(yè)后續(xù)融資約束嗎？——來自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)管理，2018，（07）.

[15]潘越，劉承翊，林淑萍，等.風(fēng)險(xiǎn)資本的治理效應(yīng)：來自IPO暫停的證據(jù)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022，（05）.

[16]余琰，羅煒，李怡宗，等.國(guó)有風(fēng)險(xiǎn)投資的投資行為和投資成效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，（02）.

[17]安夢(mèng)天，李雪嬌.有為政府、金融引導(dǎo)與碳減排——來自綠色政府引導(dǎo)基金的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2024，（05）.

[18]WEI Z， JIN Y， WANG J. Greenization of Venture Capital and Green Innovation of Chinese Entity Industry[J]. Ecological Indicators， 2015， （04）.

[19]單志誠(chéng)，賀炎林.風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響——來自中國(guó)A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融論壇，2022，（06）.

[20]Dalla Fontana S， Nanda R. Innovating to net zero： can venture capital and start-ups play a meaningful role？[J]. Entrepreneurship and Innovation Policy and the Economy， 2023， 2（1）.

[21]LIN B，MA R. Green technology innovations， urban innovation environment and CO2 emission reduction in China： Fresh evidence from a partially linear functional-coefficient panel model[J]. Technological Forecasting and Social Change， 2022， 176.

[22]龍玉，趙海龍，張新德，等.時(shí)空壓縮下的風(fēng)險(xiǎn)投資——高鐵通車與風(fēng)險(xiǎn)投資區(qū)域變化[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017，（04）.

[23]杜江，孟佳，袁昌菊.我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資空間分布與退出績(jī)效[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2019，（08）.

[24]董靜，汪江平，翟海燕，等.服務(wù)還是監(jiān)控：風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)的管理——行業(yè)專長(zhǎng)與不確定性的視角[J].管理世界，2017，（06）.

[25]CHENG C， YUE H， TAN D D. Spatial dynamics and determinants of sustainable finance： Evidence from venture capital investment in China[J]. Journal of Cleaner Production， 2019， （09）.

[26]王崇鋒.知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)機(jī)制[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2015，（07）.

[27]趙亞雄，王修華，劉錦華.綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)效果評(píng)估——基于綠色經(jīng)濟(jì)效率視角[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2023，（02）.

[28]汪明峰，魏也華，邱娟.中國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資活動(dòng)的空間集聚與城市網(wǎng)絡(luò)[J].財(cái)經(jīng)研究，2014，（04）.

[29]金永紅，蔣宇思，奚玉芹.風(fēng)險(xiǎn)投資參與、創(chuàng)新投入與企業(yè)價(jià)值增值[J].科研管理，2016，（09）.

[30]佘金鳳，湯兵勇.風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展區(qū)域分布不平衡的形成機(jī)理研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2007，（03）.

[31]柴娟娟，施子楊，方來.風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2022，（17）.

[32]DUAN L， SUN W， ZHENG S. Transportation Network and Venture Capital Mobility： An Analysis of Air Travel and High-Speed Rail in China[J].Journal of Transport Geography， 2020， （88）.

[33][美]威廉·諾德豪斯.綠色經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].李志青，李傳軒，李瑾，譯. 北京：中信出版社，2022.

[34]左弈，周衍平.“一帶一路”沿線省份專利密集型產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新時(shí)空演化及空間效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2023，（01）.

[35]Davis L， North D. Institutional Change and American Economic Growth： A First Step towards A Theory of Institutional Innovation[J]. The Journal of Economic History， 1970， （01）.

[36]袁禮，周正.環(huán)境權(quán)益交易市場(chǎng)與企業(yè)綠色專利再配置[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022，（12）.

[37]Tone K. Dealing with undesirable outputs in DEA： A slacks-based measure （SBM） approach[J]. GRIPS Discussion Papers， 2003.

[38]F?re R， Grosskopf S， Lindgren B， et al. Productivity changes in Swedish pharamacies 1980–1989： A non-parametric Malmquist approach[J]. Journal of productivity Analysis， 1992， 3（1）.

[39]陳詩(shī)一.中國(guó)的綠色工業(yè)革命：基于環(huán)境全要素生產(chǎn)率視角的解釋（1980—2008）[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（11）.

[40]王兵，劉光天.節(jié)能減排與中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于全要素生產(chǎn)率的視角[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015，（05）.

[41]樊綱，王小魯，馬光榮. 中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（09）.

[42]宋德勇，陳梅，朱文博. 用能權(quán)交易制度是否實(shí)現(xiàn)了環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的雙贏？[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2022，（11）.

[43]Lesage J P， Pace R K. Introduction to Spatial Econometrics[M]. Boca Raton： CRC Press， 2009.

[44]文書洋，劉浩，王慧.綠色金融、綠色創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].金融研究，2022，（08）.

[45]柳劍平，黃鷺.綠色技術(shù)創(chuàng)新、綠色金融政策與綠色發(fā)展[J].湖北社會(huì)科學(xué)，2024，（03）.

[46]江艇. 因果推斷經(jīng)驗(yàn)研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022，（05）.

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