創(chuàng)新型城市建設如何推動綠色金融發(fā)展？

摘"要：為探討創(chuàng)新型城市建設的綠色金融效益，文章基于2007—2019年全國284個地級市的城市面板數(shù)據(jù)，以創(chuàng)新型城市建設為準自然實驗，運用多期DID方法聚焦創(chuàng)新型城市建設對綠色金融的直接影響及傳導路徑。結果表明：創(chuàng)新型城市建設對試點城市綠色金融發(fā)展具有正向促進作用；產業(yè)結構高級化、人力資源集聚和綠色技術效率提高是潛在影響渠道；大城市和非自然資源型城市試點政策對綠色金融發(fā)展的正向影響更為顯著。因此，要因地制宜加快創(chuàng)新型城市建設，推動城市產業(yè)資源優(yōu)化配置和創(chuàng)新技術發(fā)展更新迭代，并建立健全綠色金融監(jiān)管。

關鍵詞：創(chuàng)新型城市建設；綠色金融；合成雙重差分法

中圖分類號：F224文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2025）15-0025-05

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2025.15.007

1"引言

中國式現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化。綠色金融以加快發(fā)展方式綠色轉型，促進可持續(xù)健康發(fā)展為目的，致力于推動經濟高質量發(fā)展。作為金融供給側結構性改革的重要內容，它既能重新配置在各個部門的金融資源，又能通過金融機構市場化運行促進綠色產業(yè)的創(chuàng)新及發(fā)展[1]。黨的二十大報告提出“加快發(fā)展方式綠色轉型”，隨著我國2030年前碳達峰、2060年前碳中和的“雙碳”目標的提出，大力發(fā)展綠色金融、加快綠色技術創(chuàng)新，進而促進經濟社會低碳化、綠色化轉型勢在必行。創(chuàng)新型城市建設旨在開展城市創(chuàng)新活動，提高城市創(chuàng)新能力，以符合國家創(chuàng)新驅動的發(fā)展愿景，而綠色發(fā)展才是經濟高質量發(fā)展的目的[2]。然而，比較方案的范圍及其對城市綠色金融發(fā)展的影響尚未得到充分探討。文章旨在探討創(chuàng)新型城市建設對城市綠色金融的影響及其機制路徑。

2"文獻綜述

2.1"創(chuàng)新型城市建設與綠色金融發(fā)展

結合現(xiàn)有研究可知，創(chuàng)新型城市建設依托政策激勵效應[3]、加大研發(fā)投入、人才聚集效應[4]和加速金融數(shù)字化轉型[5]促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，進一步促進綠色金融發(fā)展。王仁曾等（2023）認為，金融科技對綠色金融發(fā)展具有促進作用，同時存在空間溢出效應[6]；馬玉華（2025）也得出，金融科技對綠色金融發(fā)展具有顯著正向作用以及在“雙碳”目標背景下布局綠色金融已成為金融業(yè)戰(zhàn)略轉型的重要方向之一的結論[7]。由此，創(chuàng)新型城市建設可以通過產業(yè)結構升級、高人才集聚和技術外溢等方面推動城市綠色金融發(fā)展。根據(jù)基本原理，文章提出以下假設。假設1：創(chuàng)新型城市建設推動試點城市綠色金融發(fā)展。

2.2"創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展的影響機制

文章還探討了創(chuàng)新型城市建設影響試點城市綠色金融發(fā)展的三種機制：產業(yè)高級化、人力資源聚集、綠色技術效率，并總結了這些機制背后的理論原理。

創(chuàng)新型城市建設以增加創(chuàng)新投資，改善城市創(chuàng)新環(huán)境，并為推動產業(yè)高級化提供強有力的外部激勵[8]。因此，創(chuàng)新型城市建設推動的體制改革和資源管理模式探索有效激發(fā)了試點城市產業(yè)結構的活力，促進了技術型、服務型第三產業(yè)的發(fā)展。因此，文章提出以下假設。假設2：創(chuàng)新型城市建設通過產業(yè)高極化推動綠色金融發(fā)展。

勞動力作為技術載體，通過知識溢出、模仿學習等渠道完善現(xiàn)有技術庫，實現(xiàn)對更先進技術的開發(fā)和吸收[9]。同樣，人力資本通過與創(chuàng)新技能的互動具有顯著的“知識溢出”效應[10]。擁有專業(yè)知識的人越多，就越有可能建立起金融發(fā)展環(huán)境。假設3：創(chuàng)新型城市建設通過人力資源集聚來促進綠色金融發(fā)展。

創(chuàng)新型城市建設的主要任務是通過有效促進企業(yè)研發(fā)活動和專利等相關產出，提高試點城市企業(yè)的創(chuàng)新能力。補貼和稅收優(yōu)惠降低了高新技術企業(yè)的新產品成本，是區(qū)域綠色金融創(chuàng)新發(fā)展的驅動力之一[11]。技術創(chuàng)新可以通過提高金融中介機構服務強度等途徑對企業(yè)創(chuàng)新活動起到激勵與保障作用[12]。張杰等發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新驅動促進了區(qū)域綠色金融發(fā)展，對鄰近地區(qū)的綠色金融發(fā)展產生了正向溢出效應[13]。假設4：創(chuàng)新型城市建設通過提高綠色技術效率，推動綠色金融發(fā)展。

3"研究設計

3.1"模型構建

（1）基準模型。準自然實驗通常用于估計政策效果，可以減輕估計政策效果的內生性和選擇偏差[14]。文章將創(chuàng)新型城市建設的實施視為準自然實驗，采用多期雙重差分法，結合試點城市和年份的創(chuàng)新型城市建設變化，并使用含虛擬變量DID的面板雙向固定效應模型估計創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展的影響。多期"DID"基準模型設定如下：

Yit=α1+β1Treat_timeit+∑Kk=1c1kXkit+δi+σt+εit（1）

式中：下標i和t分別表示第i個地區(qū)和第t年，Yit是t年i市綠色金融發(fā)展水平及其分解項。Treat_timeit"是"Treat和time的交互項，其中Treat是城市虛擬變量，time是時間虛擬變量。Xkit"是t年影響城市i的綠色金融發(fā)展的第k個控制變量。δi是城市i的固定效應。σt表示t年的固定效應。εit是回歸誤差項。估計參數(shù)β1度量了創(chuàng)新型城市試點政策實施產生的綠色經濟效應。

（2）機制分析模型。為了驗證假設2至假設4，根據(jù)現(xiàn)有研究，使用機制檢驗的中介效應模型[15]。等式（2）至（4）指定了模型。

h－levelit=α2+β2Treat_timeit+∑Kk=1c2kXkit+ζi+ψt+ξit（2）

Humanit=α3+β3Treat_timeit+∑Kk=1c3kXkit+ωi+νt+τit（3）

ECit=α4+β4Treat_timeit+∑Kk=1c4kXkit++σt+ρit（4）

h_level、Human和EC分別代表的是產業(yè)高級化、人力資源聚集和綠色技術效率的中介變量。ζ、ω和是城市固定效應。ψ、υ和σ是年份固定效應。ξ、τ和ρ是一組誤差項。其他變量的定義與式（1）相同。

3.2"數(shù)據(jù)說明

文章從2007年至2019年中國293個地級市的平衡面板數(shù)據(jù)集開始。在刪除數(shù)據(jù)不可用和嚴重缺失的地級市后，最終可供分析的地級市數(shù)量為284個。樣本包括2008—2018年分批建設的78個創(chuàng)新型試點城市，它們被設定為本次準自然實驗的實驗組。其余206個城市作為對照組。使用平均插值方法替換了一些年份的缺失數(shù)據(jù)，共產生3627個觀測值。所有所需數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》，檢驗創(chuàng)新型建設政策頒布前后城市綠色金融發(fā)展變化，研究創(chuàng)新型城市建設是否可以對綠色金融發(fā)展產生激勵效果。

3.3"變量解釋

（1）被解釋變量：綠色金融。通過借鑒現(xiàn)有文獻的理論框架及其拓展理論，并結合綠色金融發(fā)展特點，文章測度綠色信貸[16]、綠色投資[17]和綠色債券[18]的發(fā)展來表征綠色金融發(fā)展水平。

（2）核心解釋變量：創(chuàng)新型城市建設。文章選取我國2007—2019年分批建設的78個創(chuàng)新型試點城市為本次準自然實驗的實驗組，其余206個城市作為對照組。為保持分批次設立創(chuàng)新型試點城市的動態(tài)變化，將實驗組城市設立創(chuàng)新型城市試點之前的Treat設為0，設立當年及以后為1，在時間跨度內該城市不是創(chuàng)新型試點城市則time一直為0，并以其交互項Treat_time為最終核心解釋變量。

（3）控制變量。根據(jù)先前的研究[19]，還納入了控制變量來估計創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展的凈影響。在回顧相關文獻后，文章確定了以下控制變量：經濟發(fā)展水平（gdp）、教育水平（edu）、nbsp;金融發(fā)展水平（fin）、城市人口密度（pop）、政府干預程度（gov）。文章將這些控制變量對數(shù)變換以消除異方差。

（4）中介變量。為了檢驗假設2到假設4關于創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展影響的驅動機制的假設，納入了三個中介變量：產業(yè)高極化（h_level）[20]、人力資源集聚（Human）[10]、綠色技術效率（EC）[21]。表1提供了文章中使用的所有變量的描述性統(tǒng)計。

4"實證結果

4.1"基準回歸結果

創(chuàng)新型城市建設的效應估計結果如表2所示。結果顯示，Treat_time均對綠色信貸、綠色投資和綠色債券產生至少5%水平上顯著的正向影響，表明創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展有強烈的促進作用?？偟膩砜矗诹校?）、列（4）和列（6）加入各種控制變量后的結果仍然表明創(chuàng)新型城市建設至少在5%的水平上顯著促進了其發(fā)展。因此，顯著支持假設1。

4.2"機制分析

文章進一步考察了創(chuàng)新型城市建設是否通過上述假設2至假設4的三條機制路徑影響試點城市的綠色金融發(fā)展。表3列示了其估計結果。

關于“產業(yè)高級化”機制，第（1）欄的結果表明，Treat_time系數(shù)在5%水平上顯著，表明創(chuàng)新型城市建設的實施顯著提高了試點城市的產業(yè)高級化。第（2）列的結果與表2的結果進行比較，其系數(shù)在量級和統(tǒng)計學意義上變弱，這表明產業(yè)高級化對政策變量與綠色金融發(fā)展之間的聯(lián)系具有中介作用。綜合結果表明，這些結果支持假設2。第（2）列顯示了人力資源聚集的機制分析結果。Treat_time在1%水平上顯著為正，表明實施創(chuàng)新型城市建設促進了人力資源聚集。總體結果表明，人力資源聚集是創(chuàng)新型城市建設影響試點城市綠色金融發(fā)展的機制之一。因此，這些結果支持假設3。關于“綠色技術效率”機制，第（3）欄的結果顯示Treat_time在5%水平上顯著且具有統(tǒng)計學意義，這表明創(chuàng)新型城市建設顯著提高了試點城市的綠色技術效率。因此，這些結果表明，創(chuàng)新型城市建設通過提高綠色技術效率影響了試點城市的綠色金融發(fā)展，從而支持了假設4。

4.3"異質性分析

（1）城市資源的異質性。按照2013年《國務院關于印發(fā)全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃的通知》，將樣本分為資源型城市和非資源型城市，探討資源稟賦的異質性。表4顯示，資源型城市的Treat_time系數(shù)不顯著，而非資源型城市的系數(shù)為正且顯著，水平為1%。結果表明，在非資源型城市，創(chuàng)新型城市建設對綠色金融的促進作用更為突出。

（2）城市規(guī)模的異質性。根據(jù)國務院2014年《關于調整城市規(guī)模劃分標準的通知》，將樣本分為小城市（50萬人口以下）、中型城市（50萬～100萬人口）和大城市（300萬人口以上）三個子樣本。表5的估計回歸結果表明，在第（3）列、第（6）列、第（8）列和第（9）列Treat_time系數(shù)為正，并具有統(tǒng)計學意義，表明創(chuàng)新型城市建設顯著助力了大城市的綠色金融進步。相比之下，小城市的Treat_time系數(shù)為負且具有統(tǒng)計學意義，表明對小城市的綠色金融發(fā)展有顯著抑制作用。這一結果支持了“集聚效應”理論。

5"合成差分法（SDID）

5.1"合成差分模型設定

現(xiàn)根據(jù)已有文獻[16]，在確定存在個體固定效應和時間固定效應的基礎上，現(xiàn)將合成雙重差分方法（SDID）的模型設定如下：

Yit=δi+σt+γivTt+κTreat－timeit+εit（5）

其中：γi為個體特性的向量；vTt為對應的參數(shù)向量，也就是允許個體特性的影響隨時間變化；估計參數(shù)κ測量了創(chuàng)新型城市建設實施產生的綠色金融效應。其他變量的定義與式（1）相同。

5.2"實證結果

表6的回歸結果顯示，Treat_time的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，進一步說明創(chuàng)新型城市建設對城市綠色金融的正向影響顯著，證明了文章成果的穩(wěn)健性。

6"穩(wěn)健性檢驗

6.1"平行趨勢檢驗

應用漸近"DID"估計的先決條件是必須滿足平行趨勢假設。文章借鑒了已有研究，并使用事件研究方法來測試研究樣本是否表現(xiàn)出平行趨勢[16]。制定的模型如下：

Yit=β0+β1Treat_time－4it+β2Treat_time－3it+…+β6Treat_time1it+∑Kk=1βkXkit+li+ηt+γit（6）

測試結果如圖1所示，在政策實施前期，-4到-1的回歸系數(shù)在接近零附近，對試點城市的綠色金融發(fā)展影響不大。政策生效后，1的系數(shù)呈上升趨勢，置信區(qū)間在0以上，顯著為正。該研究的"DID"估計成功通過了平行趨勢測試。

6.2"安慰劑檢驗

安慰劑檢驗可以研究是否有任何其他任意因素有助于創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展的正向影響。圖2表明Treat_time系數(shù)具有以"0"為中心的正態(tài)分布，表明數(shù)據(jù)通過了安慰劑檢驗，結果是有效的。

6.3"PSM-DID"方法

文章應用了傾向得分匹配"（PSM）"技術來減輕隨機性對模型估計的影響。表7的結果顯示，Treat_time系數(shù)顯著且接近多周期DID模型，表明研究結果具有穩(wěn)健性。

7"研究結論及政策啟示

創(chuàng)新型城市建設極大地促進了試點城市綠色金融發(fā)展;創(chuàng)新型城市建設對綠色金融發(fā)展的正向影響在大城市和非自然資源型城市更為顯著;創(chuàng)新型城市建設促進綠色金融發(fā)展的機制有三種，分別是產業(yè)高級化、人力資源集聚、綠色技術效率。文章有助于闡明創(chuàng)新對綠色金融發(fā)展的因果影響及其可能的異質性和作用機制。研究結果為監(jiān)管機構提供了政策啟示。由于創(chuàng)新型城市建設對中小城市和資源型城市綠色金融發(fā)展的影響不顯著，建議政府注重試點工作的經驗總結、分享和推廣。創(chuàng)新城市政策對綠色金融發(fā)展的影響因城市而異，因此要堅持本地化、逐個城市、逐個站點的原則；充分發(fā)揮地方政府的領導和行政作用；加強政策實施的包容性。通過機理分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新型城市建設通過推動產業(yè)高級化、促進人力資源集聚和提高綠色技術效率，促進了城市綠色金融發(fā)展，凸顯了探索創(chuàng)新型城市建設多維度途徑以推動城市綠色金融發(fā)展的重要性。

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