綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的非線性異質(zhì)調(diào)節(jié)研究

陳聞君 熊林波

1（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，烏魯木齊 830012）2（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)絲路經(jīng)濟(jì)與管理研究院，烏魯木齊 830012）

引 言

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持高速增長(zhǎng)。然而，在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展進(jìn)程中，傳統(tǒng)粗放式、外延式發(fā)展模式導(dǎo)致巨大資源耗費(fèi)和碳排放，使我國(guó)面臨著嚴(yán)峻氣候變化挑戰(zhàn)。黨的十九大報(bào)告明確提出要大力推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，全面貫徹“綠水青山就是金山銀山” 的綠色發(fā)展理念。而隨著“十四五” 規(guī)劃的再次提及，加快促進(jìn)綠色低碳進(jìn)程成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的當(dāng)務(wù)之急。隨著綠色低碳發(fā)展理念不斷深入，綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的關(guān)系也日益引人注目。發(fā)展綠色金融能實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的“雙贏”，不僅可以改善人居環(huán)境和氣候質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)碧水藍(lán)天的美景，還能為低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供有力支持。對(duì)于企業(yè)、個(gè)人、金融機(jī)構(gòu)以及整個(gè)社會(huì)而言，發(fā)展綠色金融具有積極效應(yīng)。因此，我國(guó)綠色金融發(fā)展現(xiàn)狀以及綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響成為新時(shí)期我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展值得深入研究的主題。但可惜的是，當(dāng)前相關(guān)研究仍然稀缺，尚未有文獻(xiàn)揭示綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系及其異質(zhì)調(diào)節(jié)機(jī)制。與該研究直接相關(guān)的文獻(xiàn)很少，主要集中在探討低碳全要素生產(chǎn)率提升過(guò)程中綠色金融的“賦能”效應(yīng)，卻普遍忽視綠色金融可能帶來(lái)的“負(fù)能” 效應(yīng)問(wèn)題。

實(shí)際上，綠色金融是一種將綠色低碳環(huán)保理念融入傳統(tǒng)金融運(yùn)營(yíng)全過(guò)程的新興實(shí)踐。因此，它具備環(huán)境規(guī)制性、外部性以及綠色低碳性特征。然而，大多數(shù)文獻(xiàn)過(guò)于關(guān)注綠色金融在賦能綠色低碳發(fā)展和綠色低碳轉(zhuǎn)型方面的功能，而忽視了綠色金融可能帶來(lái)的企業(yè)規(guī)制成本和擠出效應(yīng)。在“理性人” 假設(shè)下，這可能導(dǎo)致企業(yè)“飄綠” 和“洗綠” 的行為，最終會(huì)阻滯綠色金融功能的有效發(fā)揮。因此，若僅關(guān)注綠色金融的綠色低碳特征，很可能會(huì)忽略綠色金融存在“負(fù)能” 效應(yīng)的事實(shí)?；诖?，本文創(chuàng)新性地將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市化水平、外商直接投資、低碳技術(shù)創(chuàng)新水平、金融監(jiān)管和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)納入綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率影響的研究框架，并基于省域樣本，采用面板門檻方法，充分揭示了綠色金融發(fā)展對(duì)我國(guó)區(qū)域低碳全要素生產(chǎn)率具有“負(fù)能” 和“賦能” 雙重效應(yīng)，并且異質(zhì)性顯著存在。這對(duì)于更好地利用綠色金融的“賦能” 效應(yīng)、規(guī)避綠色金融的“負(fù)能” 效應(yīng)，最大化實(shí)現(xiàn)碳減排和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)同推進(jìn)，為早日實(shí)現(xiàn)“雙碳” 目標(biāo)具有極其重要的意義。

1 文獻(xiàn)綜述

既有研究大量聚焦綠色金融與碳減排的關(guān)系，對(duì)綠色金融影響低碳全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究才剛起步，因此直接相關(guān)文獻(xiàn)并不多，但間接相關(guān)文獻(xiàn)較多，也得出了比較豐富的結(jié)論。（1） 大量國(guó)內(nèi)外研究從綠色全要素生產(chǎn)率視角分析綠色金融的影響效應(yīng)，均得出正向作用結(jié)論［1－3］。如下文獻(xiàn)則從綠色金融功能發(fā)揮存在不足為視角進(jìn)行研究。學(xué)者通過(guò)理論分析指出，綠色金融只有更好發(fā)揮低碳功能才能對(duì)低碳清潔的技術(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正面影響［4］。與此同時(shí)，綠色金融標(biāo)準(zhǔn)缺乏、技術(shù)和人才支持不足、環(huán)境信息披露水平低、激勵(lì)約束機(jī)制不強(qiáng)等，會(huì)使綠色金融的低碳功能弱化甚至受阻［5］。梁琳和林善浪［6］也得出，我國(guó)金融體系還沒(méi)有對(duì)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型起到積極推動(dòng)作用；（2） 從綠色金融的分維度即綠色信貸、綠色投資和綠色債券等視角出發(fā)的相關(guān)文獻(xiàn)也得出了比較豐碩的成果。學(xué)者發(fā)現(xiàn)一定程度的綠色信貸政策可以帶來(lái)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境“雙贏”，但如果力度不夠或過(guò)大，結(jié)果會(huì)適得其反［7］。與此類似的是，綠色信貸政策面臨執(zhí)行風(fēng)險(xiǎn)，綠色信貸資金沒(méi)有真正用于環(huán)保產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)和環(huán)境沒(méi)有實(shí)現(xiàn)“雙贏”［8］。后續(xù)研究也得出同樣結(jié)論［9］。也有文獻(xiàn)從綠色信貸參與主體出發(fā)分析，認(rèn)為企業(yè)和商業(yè)銀行參與綠色信貸的激勵(lì)約束不足，會(huì)導(dǎo)致綠色信貸的環(huán)境和經(jīng)濟(jì)效果不佳［10］。目前，金融機(jī)構(gòu)仍然提供大量非綠色信貸，并因非低碳企業(yè)“飄綠” 與“洗綠”行為使得綠色信貸資源部分流向非低碳型企業(yè)［11］。正如Wang［12］所指出的，綠色債券具有投資和環(huán)保雙重屬性，但“飄綠” 與“洗綠” 現(xiàn)象使其無(wú)法有效支持環(huán)保項(xiàng)目發(fā)展。曾勝和張明龍［13］基于綠色投資視角，發(fā)現(xiàn)綠色投資對(duì)碳強(qiáng)度有非線性影響特性。

前述探討表明，現(xiàn)有關(guān)于綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的研究還較為有限，且都是探討綠色金融的“賦能” 特征即正向線性影響，很少文獻(xiàn)基于省級(jí)視角探析綠色金融在其它變量制衡下是否會(huì)呈現(xiàn)“負(fù)能” 效應(yīng)問(wèn)題。據(jù)此缺憾，本文摒棄線性思維，從非線性角度全面剖析綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的“賦能” 和“負(fù)能” 效應(yīng)；根據(jù)外部環(huán)境的制約作用，從多個(gè)角度解構(gòu)綠色金融應(yīng)當(dāng)怎樣才能更有效“賦能” 低碳全要素生產(chǎn)率以及使“負(fù)能” 效應(yīng)最小化，為二者深度融合提供一定參考； 同時(shí)從區(qū)域異質(zhì)性角度解構(gòu)非線性影響特征，以期提出更具針對(duì)性的建議。本文研究結(jié)果對(duì)新時(shí)代下我國(guó)加快實(shí)現(xiàn)“雙碳” 目標(biāo)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展和低碳全要素生產(chǎn)率的“雙贏” 具有一定的政策指導(dǎo)意義。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 非線性影響及空間異質(zhì)性分析

一般而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與綠色金融呈現(xiàn)正向互促關(guān)系，低碳全要素生產(chǎn)率受到環(huán)境污染的負(fù)向影響。根據(jù)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，可以推斷綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率存在“U” 型關(guān)系。該推論得到以下文獻(xiàn)間接驗(yàn)證。

綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響在不同階段呈現(xiàn)出不同的效果［2］。當(dāng)綠色金融發(fā)展水平較低時(shí)不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，綠色金融發(fā)展處于較高水平則有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展［14］，這與華怡婷和石寶峰［15］的研究結(jié)論類似。因此，綠色金融發(fā)展初期會(huì)不利于低碳全要素生產(chǎn)率進(jìn)步而中后期影響方向會(huì)逆轉(zhuǎn)。（1） 綠色金融旨在支持低碳環(huán)保型產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)多為資本密集和技術(shù)密集型，需要大量資金投入和資本支持，產(chǎn)出周期較長(zhǎng)，短時(shí)間很難產(chǎn)生效果，投入加大，產(chǎn)出減小，降低低碳全要素生產(chǎn)率； （2） 綠色金融的綠色低碳功能在初期難以有效實(shí)現(xiàn)，如金融機(jī)構(gòu)仍然提供大量的非綠色資金，導(dǎo)致企業(yè)投融資中“飄綠” 和“洗綠” 問(wèn)題嚴(yán)重［11］。這無(wú)法有效支持低碳環(huán)保項(xiàng)目發(fā)展［12］； （3） 金融行業(yè)在開(kāi)展綠色金融服務(wù)時(shí)會(huì)提高貸款門檻，增加較多環(huán)保要求，迫使企業(yè)投入資金購(gòu)置新設(shè)備或提升生產(chǎn)技術(shù)用于環(huán)境污染治理和節(jié)能減排以適應(yīng)低碳發(fā)展要求，這些費(fèi)用在短期內(nèi)會(huì)加重企業(yè)負(fù)擔(dān)，對(duì)產(chǎn)品產(chǎn)量產(chǎn)生擠出效應(yīng)，使企業(yè)生產(chǎn)效率降低。

隨著綠色金融服務(wù)范圍不斷擴(kuò)大，企業(yè)在進(jìn)行技術(shù)水平改造和提升低碳發(fā)展水平后能夠獲得更多資金支持。使企業(yè)越來(lái)越重視低碳發(fā)展，更積極采用低碳技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)。資金和技術(shù)優(yōu)勢(shì)大大提升企業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)而提高低碳全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，隨著綠色金融不斷發(fā)展和完善，企業(yè)“飄綠” 和“洗綠” 現(xiàn)象得到遏制，大量綠色金融資源被投入到低碳產(chǎn)業(yè)和技術(shù)領(lǐng)域； 同時(shí)，低碳產(chǎn)業(yè)在整個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中所占份額不斷提高，企業(yè)適應(yīng)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力也隨之提升，使綠色金融規(guī)制不僅不會(huì)對(duì)產(chǎn)品產(chǎn)生擠出效應(yīng)，反而增加了低碳環(huán)保產(chǎn)品市場(chǎng)需求； 隨著低碳技術(shù)進(jìn)步，有利于扭轉(zhuǎn)綠色金融初期投入大產(chǎn)出小的不利局面，直接促進(jìn)低碳全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

我國(guó)各區(qū)域之間的發(fā)展存在顯著不平衡，上述分析涉及的因素在不同地區(qū)存在差距。（1） 綠色金融自身的發(fā)展水平呈現(xiàn)東、中、西部遞減的趨勢(shì)，導(dǎo)致不同區(qū)域綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的關(guān)系處于不同水平； （2） 東、中、西部地區(qū)企業(yè)的“飄綠” 和“洗綠” 程度存在差異，影響綠色金融低碳功能發(fā)揮； （3） 東、中、西部地區(qū)的低碳型產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段、企業(yè)適應(yīng)低碳發(fā)展的能力以及低碳技術(shù)等差異會(huì)導(dǎo)致綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響在不同地區(qū)存在分化； （4） 朱蘭和郭熙保［5］指出，綠色金融標(biāo)準(zhǔn)缺乏、技術(shù)和人才支持不足、環(huán)境信息披露水平低、激勵(lì)約束機(jī)制不強(qiáng)等，都可能導(dǎo)致綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的促進(jìn)作用減弱甚至抑制。而這些制約因素在東、中、西部地區(qū)差異顯著。綜上可得如下假設(shè)：

H1： 綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響具有“U” 型非線性特性。

H2： 綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型關(guān)系在東、中、西部地區(qū)出現(xiàn)分異。

2.2 非線性異質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

一般而言，只有處于較良好發(fā)展?fàn)顟B(tài)的綠色金融才能最大程度發(fā)揮“賦能” 綠色低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效能［16］。然而，這種效能的發(fā)揮程度受制于綠色金融發(fā)展的外部環(huán)境。只有在與外部環(huán)境協(xié)調(diào)耦合下，綠色金融才能最大限度實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)功能。值得注意的是，外部環(huán)境與綠色金融發(fā)展處于動(dòng)態(tài)變化，因此外部環(huán)境變量與綠色金融的耦合協(xié)調(diào)水平也發(fā)生動(dòng)態(tài)變化。這最終在綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響中表現(xiàn)為非線性異質(zhì)調(diào)節(jié)現(xiàn)象。那么，外部環(huán)境變量的確定就顯得尤為關(guān)鍵。本文對(duì)外部環(huán)境變量的選擇邏輯為：（1） 從影響低碳全要素生產(chǎn)率的因素中選擇控制變量； （2） 結(jié)合綠色金融功能理論，分析哪些控制變量對(duì)綠色金融低碳功能的發(fā)揮產(chǎn)生制約。在低碳全要素生產(chǎn)率的控制變量方面，參考尹子擘等［16］、劉贏時(shí)等［17］的選取經(jīng)驗(yàn)，本文最終選擇以下變量作為控制變量。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面，Zhou 等［18］實(shí)證表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接影響綠色金融改善環(huán)境質(zhì)量的程度。有學(xué)者從理論模型角度探討綠色金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)階段引入的合適性［19］。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定程度，才能促進(jìn)綠色金融低碳功能的發(fā)揮。

金融監(jiān)管方面，缺乏嚴(yán)格的金融監(jiān)管可能導(dǎo)致大量資源流向傳統(tǒng)技術(shù)。由于技術(shù)進(jìn)步具有路徑依賴，短期內(nèi)難以扭轉(zhuǎn)，投入的資源往往成為沉默成本，從而難以促進(jìn)低碳全要素生產(chǎn)率提高。且企業(yè)為獲得補(bǔ)貼和優(yōu)惠，往往采取策略性創(chuàng)新而非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新［20］，導(dǎo)致浪費(fèi)大量綠色資源，阻礙企業(yè)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，擠占生產(chǎn)性投入資金，損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)。因此，適度的金融監(jiān)管可更好促進(jìn)綠色金融對(duì)低碳產(chǎn)業(yè)和技術(shù)創(chuàng)新的支持，有利于提高低碳全要素生產(chǎn)率。

外商直接投資（FDI）方面，F(xiàn)DI 對(duì)碳排放的影響具有復(fù)雜性，這被多項(xiàng)研究所證實(shí)。如有研究發(fā)現(xiàn)FDI 抑制了低碳全要素生產(chǎn)率的提升［21］，宋文飛［22］則認(rèn)為FDI 可能既促進(jìn)又抑制碳生產(chǎn)率。綜上，綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率存在關(guān)聯(lián)，而FDI 對(duì)其也具有相關(guān)性。因此，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響可能受到FDI 調(diào)節(jié)。

城市化方面，低碳式城市化和科學(xué)合理的城市規(guī)劃，是我國(guó)提高低碳全要素生產(chǎn)率的必由之路［23］。相關(guān)研究也揭示了在推進(jìn)城市化過(guò)程中，城市化對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響［24］。從互動(dòng)的角度看，城市化和綠色金融都對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，由計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識(shí)，在不控制城市化變量的時(shí)候，就會(huì)引致城市化和和綠色金融有一個(gè)相關(guān)關(guān)系，因此城市化在綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響中也扮演一定的角色。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，綠色金融通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級(jí)，有利于提高低碳全要素生產(chǎn)率［2，25］。研究還指出，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整可以促進(jìn)本地和空間關(guān)聯(lián)地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率的改善［26］。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮了直接和間接的作用，具有制約作用。

低碳技術(shù)方面，綠色信貸對(duì)低碳技術(shù)進(jìn)步的影響呈現(xiàn)“U” 型特征［27］，然而，低碳技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)低碳全要素生產(chǎn)率的提高［28］。因此，可推知低碳技術(shù)在綠色信貸與低碳全要素生產(chǎn)率的影響關(guān)系中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。綠色信貸是我國(guó)綠色金融最重要的組成部分，所以，低碳技術(shù)也理應(yīng)調(diào)節(jié)著綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。綜上，可得如下假設(shè)：

H3： 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資、城市化水平、金融監(jiān)管、低碳技術(shù)異質(zhì)調(diào)節(jié)著綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系。

綜合上理論分析，可得如圖1 所示的邏輯分析框架。

圖1 邏輯分析框架

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量選取

（1） 解釋變量： 綠色金融發(fā)展水平（gf）。采用相關(guān)研究的測(cè)度方法［16，29］，選取綠色信貸、綠色證券、綠色保險(xiǎn)、綠色投資4 個(gè)一級(jí)指標(biāo)測(cè)度，具體指標(biāo)詳見(jiàn)表1。為消除不同計(jì)量單位帶來(lái)的誤差，采用極值法對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)無(wú)量綱處理。

表1 綠色金融發(fā)展水平指標(biāo)體系

（2） 被解釋變量： 低碳全要素生產(chǎn)率（lctfp）。借鑒Qin 等［30］、Chung 等［31］的方法，用Slacks－Based Measure（SBM）方向性距離函數(shù)的Global Malmquist－Luenberger（GML）指數(shù)測(cè)度。其中對(duì)CO2排放量的測(cè)度借鑒田云和陳池波［32］的方法，運(yùn)用碳排放系數(shù)法（見(jiàn)表2）計(jì)算各地區(qū)能源消費(fèi)的CO2排放總量。其中，具體的投入產(chǎn)出指標(biāo)說(shuō)明如下： 期望產(chǎn)出為GDP（億元），非期望產(chǎn)出是前述測(cè)得的CO2排放量（萬(wàn)噸），投入為資本存量（億元）、就業(yè)人數(shù)（萬(wàn)人）和標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量（萬(wàn)噸）。資本存量用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算［33］。以2008年為基期進(jìn)行累乘，得到低碳全要素生產(chǎn)率實(shí)際水平。所有涉及名義貨幣的變量都以2008 年為基期折算成實(shí)際值。

表2 碳排放與標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)

（3） 控制變量。為盡量減少研究結(jié)果由遺漏變量造成偏差，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)并考慮數(shù)據(jù)的可得性和質(zhì)量，選擇以下變量進(jìn)行分析。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比率表示。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnpgdp）用各?。▍^(qū)、市）人均GDP的對(duì)數(shù)表示。城市化率（ul）用城市人口與總?cè)丝诘谋嚷屎饬?。外?guó)直接投資（fdi）用各?。▍^(qū)、市）GDP 中利用外資的比例衡量。金融監(jiān)管（fr）用各?。▍^(qū)、市）金融監(jiān)管支出與金融業(yè)增加值的比率表示。低碳技術(shù)創(chuàng)新（lct）用低碳全要素生產(chǎn)率分解的低碳技術(shù)進(jìn)步指數(shù)代理［30］。

3.2 模型設(shè)定

為驗(yàn)證H1，本文在線性面板模型基礎(chǔ)上加入綠色金融二次項(xiàng)，構(gòu)建非線性面板模型，如式（1）。

其中，lctfpit、gfit、μi、λt和εit分別是低碳全要素生產(chǎn)率、綠色金融、個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)干擾項(xiàng)，向量X為一系列控制變量。

當(dāng)影響低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的外部環(huán)境變量處于不同水平，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型非線性影響是否存在異質(zhì)性？ 另外，雖然用加入綠色金融二次項(xiàng)的模型驗(yàn)證兩者“U”型非線性關(guān)系，但兩者關(guān)系或許有更細(xì)致的“U”型或“N” 型特征。帶著這兩個(gè)問(wèn)題，該研究以模型（1） 里的綠色金融與控制變量即外部環(huán)境變量依次作為門檻變量，構(gòu)建如式（2） 所示的面板多門檻模型。

其中，qit是閾值變量，γn是具體的閾值，I（·）是示顯函數(shù)，如果滿足相應(yīng)的條件，取值為1，否則為0，其他變量的含義同式（1）。

3.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

我國(guó)綠色金融的實(shí)踐真正意義上始于2007年，但由于2008 年爆發(fā)金融危機(jī)，為排除異常事件的干擾，本文研究時(shí)間范圍定為2009 ～2022 年。數(shù)據(jù)來(lái)源包括歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)保險(xiǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》 等。對(duì)個(gè)別缺失值，采用估計(jì)的方式進(jìn)行填補(bǔ)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證分析

4.1 分步實(shí)證結(jié)果分析

如表4 所示，在將控制變量逐步納入模型中，可決系數(shù)不斷增大。方程的聯(lián)合參數(shù)檢驗(yàn)始終通過(guò)1%的顯著性水平。綠色金融一次項(xiàng)系數(shù)始終顯著為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)始終顯著為正。這表明模型總體上可行，并在一定程度上穩(wěn)健地驗(yàn)證了綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率之間顯著的“U” 型非線性關(guān)系，證實(shí)了H1。然而，綠色金融一次項(xiàng)和二次項(xiàng)之間的強(qiáng)相關(guān)性可能會(huì)導(dǎo)致多重共線性，從而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)偏差。因此，本文使用門檻模型重新檢驗(yàn)H1。

表4 分步估計(jì)結(jié)果

分析控制變量加入時(shí)拐點(diǎn)值的變化，城市化和外商直接投資加入會(huì)導(dǎo)致拐點(diǎn)值向右移動(dòng)。加入其他控制變量會(huì)導(dǎo)致拐點(diǎn)值反向移動(dòng)。這表明，（1） 當(dāng)前我國(guó)城市化仍處于粗放擴(kuò)張階段，城市化對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率尚未表現(xiàn)促進(jìn)作用。但隨著集約型新型城鎮(zhèn)化推進(jìn)，促進(jìn)作用有望顯現(xiàn)。我國(guó)目前環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低，外商投資帶來(lái)一定程度的環(huán)境污染，不利于低碳全要素生產(chǎn)率的提高。但是，隨著我國(guó)環(huán)境監(jiān)管力度的加大，以及引資質(zhì)量和結(jié)構(gòu)的改善，這種不利局面將會(huì)得到扭轉(zhuǎn)； （2） 低碳技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升、金融監(jiān)管加強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，會(huì)促使綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的正向影響提早到來(lái)，縮短綠色金融的詛咒區(qū)間。此外，還可以提出，如果這些外部環(huán)境變量處于不同階段，它們?cè)诰G色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的拐點(diǎn)關(guān)系中如何發(fā)揮異質(zhì)調(diào)節(jié)作用？ 本文通過(guò)構(gòu)建面板門檻模型對(duì)此進(jìn)行深入探討。

4.2 綠色金融門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

綠色金融功能發(fā)揮受到外部環(huán)境變量動(dòng)態(tài)變化的影響。這種動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)在全國(guó)、東部、中部和西部地區(qū)存在顯著差異。因此，分別對(duì)全國(guó)和東、中、西部地區(qū)實(shí)施綠色金融門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。表5 顯示，在1%的顯著性水平下，全國(guó)和東、中部地區(qū)通過(guò)綠色金融單門檻統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，西部地區(qū)通過(guò)雙門檻檢驗(yàn)。與此同時(shí)，對(duì)穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)的變量也進(jìn)行門檻檢驗(yàn)。具體而言，（1） 綠色金融滯后1 期與主成分分析法衡量的綠色金融作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)1 與2； （2） 根據(jù)工具變量的外生性和相關(guān)性特點(diǎn)，選擇綠色金融的二階滯后項(xiàng)（gfit－2）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)1，并使用同期鄰近?。▍^(qū)、市）綠色金融的平均值（mcf）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)2。表5 顯示，各結(jié)果均通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 綠色金融門檻檢驗(yàn)結(jié)果

4.3 基準(zhǔn)回歸門檻實(shí)證結(jié)果分析

為緩解異方差帶來(lái)的估計(jì)偏誤，如無(wú)特別提示，均用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)。基于全國(guó)估計(jì)結(jié)果可知，表6 中綠色金融系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正且均在1%水平上顯著，表明考察期內(nèi)綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的階段性“負(fù)能效應(yīng)” 和“賦能效應(yīng)”。具體而言，當(dāng)綠色金融小于0.536，綠色金融在1%水平下顯著不利于低碳全要素生產(chǎn)率提升； 當(dāng)綠色金融大于0.536，綠色金融在1%水平下顯著促進(jìn)低碳全要素生產(chǎn)率的提高。另外，從穩(wěn)健性實(shí)證結(jié)果看，結(jié)論也基本一致。此外，表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩個(gè)工具變量在不同分組樣本區(qū)間內(nèi)都通過(guò)弱工具變量、過(guò)度和不可識(shí)別檢驗(yàn)，證明工具變量的合理性。具體而言，內(nèi)生性檢驗(yàn)1 和2 在低區(qū)間的綠色金融回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，在高區(qū)間的估計(jì)系數(shù)都顯著為正。這充分說(shuō)明在緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)論仍然成立。

表6 基準(zhǔn)門檻和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“U” 型非線性特征，原因可能在于： （1） 在發(fā)展綠色金融早期階段，我國(guó)標(biāo)準(zhǔn)綠色金融體系、低碳產(chǎn)業(yè)統(tǒng)一認(rèn)定以及綠色金融資源投向監(jiān)督與管理等方面尚未健全完善，這為企業(yè)“飄綠” 與“染綠” 行為提供廣泛施展空間，嚴(yán)重影響和制約綠色金融實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和碳排放“雙贏” 的功能； （2）企業(yè)在金融監(jiān)管強(qiáng)度較低背景下被動(dòng)響應(yīng)政府的低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型號(hào)召，積極投入“尋租” 活動(dòng)，扭曲綠色金融的功能，對(duì)生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生擠兌現(xiàn)象，影響了低碳全要素生產(chǎn)率； （3） 隨著綠色金融不斷發(fā)展，上述阻礙綠色金融功能正常發(fā)揮的現(xiàn)象和因素逐漸減少，從而驅(qū)動(dòng)綠色金融的低碳全要素生產(chǎn)率“賦能” 效應(yīng)占主導(dǎo)地位。

4.4 空間異質(zhì)性分析

從表6 分區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果看，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)存在明顯空間差異。對(duì)東部地區(qū)，當(dāng)綠色金融小于0.836，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率具有明顯積極影響。當(dāng)綠色金融跨越0.836，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)效果持續(xù)增強(qiáng)。因此，綠色金融對(duì)東部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率非線性影響具有顯著正向且邊際效率遞增特征。對(duì)中部地區(qū)，當(dāng)綠色金融小于0.641，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率負(fù)向影響不顯著。當(dāng)綠色金融高于0.641，綠色金融“賦能”效應(yīng)開(kāi)始顯著存在。因此，綠色金融對(duì)中部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著正向線性規(guī)律。對(duì)西部地區(qū)，綠色金融雙門檻值是0.325 和0.507，當(dāng)綠色金融小于0.325，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著負(fù)向影響。當(dāng)綠色金融跨過(guò)0.507，綠色金融“賦能” 效應(yīng)由不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著。因此，綠色金融對(duì)西部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著“倒梯型” 特征。

4.5 非線性異質(zhì)調(diào)節(jié)分析

4.5.1 外部環(huán)境變量門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

“U” 型非線性演化特征是否意味著綠色金融跨過(guò)門檻值就會(huì)自動(dòng)促進(jìn)低碳全要素生產(chǎn)率呢？以及綠色金融處于門檻值之前的低水平區(qū)間就具有“負(fù)能效應(yīng)” 呢？ 綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響不僅受綠色金融自身發(fā)展的影響，更可能存在其他方面的異質(zhì)調(diào)節(jié)機(jī)制。為客觀地揭示潛在異質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期釋放綠色金融“賦能”低碳全要素生產(chǎn)率紅利，擬基于外部環(huán)境變量進(jìn)一步闡釋。

表8 門檻檢驗(yàn)結(jié)果和門檻值估計(jì)結(jié)果表明，低碳技術(shù)創(chuàng)新、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及利用外資水平具有單一門檻效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化具有雙重門檻效應(yīng)。這說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、低碳技術(shù)、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化以及外商直接投資等地區(qū)特征要素是影響綠色金融作用效果的關(guān)鍵要素，其發(fā)展程度的不同會(huì)導(dǎo)致綠色金融影響效果的差異。

表8 門檻檢驗(yàn)結(jié)果

4.5.2 非線性異質(zhì)調(diào)節(jié)結(jié)果分析

如表9 所示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、低碳技術(shù)、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和外商直接投資對(duì)綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率“U” 型非線性關(guān)系產(chǎn)生異質(zhì)的顯著正向調(diào)節(jié)作用。將表6 估計(jì)結(jié)果與表9比較，可以得出以下結(jié)論。（1） “負(fù)能效應(yīng)” 階段，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、低碳技術(shù)、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和外商直接投資等調(diào)節(jié)下，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率負(fù)向作用普遍減弱； “賦能效應(yīng)”階段，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率正向作用普遍增大。但是，變小和變大的幅度具有異質(zhì)性；（2） 綠色金融“賦能” 低碳全要素生產(chǎn)率的區(qū)間所含?。▍^(qū)、市）增加，“負(fù)能效應(yīng)” 區(qū)間所含?。▍^(qū)、市）減少。這意味著這些外部環(huán)境變量不僅能正向調(diào)節(jié)綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響，甚至還具有由負(fù)促正的明顯效果； （3） 當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市化處于第一門檻區(qū)間，綠色金融有“負(fù)能效應(yīng)”； 當(dāng)處于第二、第三區(qū)間，綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率滿足“梅特卡夫法則”。當(dāng)?shù)吞技夹g(shù)、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和外商直接投資處于低水平區(qū)間，綠色金融有“負(fù)能效應(yīng)”； 但處于高水平區(qū)間，綠色金融只具有“賦能效應(yīng)”，不具有前述的“梅特卡夫法則”。

表9 不同門檻變量參數(shù)估計(jì)結(jié)果

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

該研究重點(diǎn)考察綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率非線性影響效應(yīng)及異質(zhì)調(diào)節(jié)機(jī)制。實(shí)證發(fā)現(xiàn)：（1） 綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率有顯著“U”型非線性影響； （2） 東部綠色金融始終有“賦能效應(yīng)”，滿足“梅特卡夫法則”； 中部綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率有顯著線性促進(jìn)作用，負(fù)向作用不顯著； 西部綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響為顯著“倒梯型” 特征，且有“中等綠色金融發(fā)展水平陷阱”； （3） 經(jīng)濟(jì)發(fā)展、低碳技術(shù)、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和外商直接投資對(duì)綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型非線性關(guān)系存在異質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)。

5.2 對(duì)策建議

（1） 強(qiáng)化綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的“賦能” 效應(yīng)和削弱其“負(fù)能” 效應(yīng)。各地政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)綠色信貸審批和投資的金融監(jiān)管，防止出現(xiàn)“洗綠” 和“尋租” 等現(xiàn)象。同時(shí)建立市場(chǎng)化的激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)更多金融機(jī)構(gòu)積極投資低碳項(xiàng)目，并完善綠色證券市場(chǎng)的市場(chǎng)監(jiān)管和保持低碳信號(hào)傳遞機(jī)制的暢通，以提高綠色金融配置低碳資源的效率。還可以通過(guò)各種優(yōu)惠政策和限制性措施，鼓勵(lì)和倒逼有碳排放風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)投資低碳保險(xiǎn)，并建立一個(gè)有效的低碳私募股權(quán)退出機(jī)制。同時(shí)，各地區(qū)應(yīng)以綠色金融發(fā)展為契機(jī)，加快出臺(tái)差異化的低碳全要素生產(chǎn)率提升戰(zhàn)略，轉(zhuǎn)變思維拓寬低碳創(chuàng)新的投資、引資和融資渠道，盡可能加快釋放綠色金融低碳功能的溢出紅利。

（2） 與理論拐點(diǎn)值和最優(yōu)區(qū)間相比，現(xiàn)階段三大地區(qū)綠色金融對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率的影響均存在明顯的提升和轉(zhuǎn)化空間。這意味著推動(dòng)綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率融合的政策應(yīng)具有持續(xù)性和長(zhǎng)周期性。政府可通過(guò)加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì)的導(dǎo)引功能，通過(guò)制定專門的綠色金融發(fā)展規(guī)劃，明確綠色金融賦能低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的近期和遠(yuǎn)期目標(biāo)、重點(diǎn)任務(wù)等核心內(nèi)容，來(lái)持續(xù)引導(dǎo)更多的綠色金融資本高效率、廣覆蓋、高強(qiáng)度流入低碳創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，使更多的?。▍^(qū)、市）跨過(guò)拐點(diǎn)步入“賦能” 區(qū)間并不斷激發(fā)綠色金融在低碳全要素生產(chǎn)率過(guò)程中的“梅特卡夫法則”。未來(lái)也應(yīng)實(shí)施動(dòng)態(tài)化和差異化的綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率協(xié)同政策，積極避免一刀切、靜態(tài)化政策。

（3） 要有效提升低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展過(guò)程中的綠色金融“賦能效應(yīng)”，現(xiàn)階段還需要在持續(xù)加快城市化進(jìn)程、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、增強(qiáng)金融監(jiān)管強(qiáng)度、提高外商投資質(zhì)量和優(yōu)化引資結(jié)構(gòu)，以及加強(qiáng)低碳技術(shù)創(chuàng)新力度和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面下功夫。不同省（區(qū)、市）亦應(yīng)根據(jù)自身發(fā)展實(shí)際，科學(xué)選擇最佳的綠色金融融合政策，進(jìn)一步最大化綠色金融的低碳全要素生產(chǎn)率提升效果。因此，“十四五” 時(shí)期政府應(yīng)積極推動(dòng)綠色金融與上述因素的深度融合，盡可能激發(fā)低碳全要素生產(chǎn)率提高過(guò)程中綠色金融賦能的政策協(xié)同效應(yīng)。