空間視角下綠色金融對共同富裕的影響機(jī)制及路徑研究

摘" "要：綠色金融作為破解金融排斥困境與助推共同富裕的核心動能，其普惠價值尚未得到充分探討。本文基于2006—2022年30個省份面板數(shù)據(jù)，運用空間杜賓模型與偏微分分解法，從時空維度考察綠色金融對共同富裕的影響規(guī)模、范圍及傳導(dǎo)路徑。研究發(fā)現(xiàn)：綠色金融通過本地效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)雙路徑驅(qū)動共同富裕，其傳導(dǎo)機(jī)制為綠色技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。進(jìn)一步研究表明，發(fā)展綠色金融可以顯著拉動后富地區(qū)富裕水平，但這種拉動作用存在衰減特征，其中150km和550km分別為空間溢出效應(yīng)密集區(qū)和溢出效應(yīng)邊界的半徑距離。因此，在利用綠色金融賦能共同富裕的過程中需要明晰各地區(qū)所處的發(fā)展階段，健全綠色產(chǎn)業(yè)體系，著力解決地區(qū)間發(fā)展不平衡問題，探索差異化致富路徑。

關(guān)鍵詞：綠色金融；綠色技術(shù)創(chuàng)新；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；共同富裕；空間杜賓模型

中圖分類號：F832" "文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）06-0052-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.06.006

一、引言與文獻(xiàn)綜述

黨的二十大報告指出“實現(xiàn)全體人民共同富?！焙汀按龠M(jìn)人與自然和諧共生”，這是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求（陳曄婷等，2024）[1]。當(dāng)前城鄉(xiāng)資源配置失衡矛盾突顯、東西部綠色信貸占比差距大、城鄉(xiāng)綠色基礎(chǔ)設(shè)施投資比例失衡嚴(yán)重制約廣大低收入群體共享生態(tài)紅利，阻礙共同富裕進(jìn)程。在此背景下，傳統(tǒng)金融體系在生態(tài)價值轉(zhuǎn)化與財富分配調(diào)節(jié)方面嚴(yán)重失靈，其發(fā)展模式既難以契合 “生態(tài)富民” 的底層邏輯，也無法滿足人類需求結(jié)構(gòu)向更高層次躍遷的時代要求（李蘇和郭遠(yuǎn)通，2024）[2]。綠色金融是注重生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益的一種新金融發(fā)展模式，通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，從而實現(xiàn)綠色致富。因此，探索共同富裕實現(xiàn)的綠色動能，研究其政策優(yōu)化路徑，既可以拓展綠色金融的研究范疇，也是實現(xiàn)“做大蛋糕”和“分好蛋糕”的實際需要，具有重要的理論意義和實踐價值。

既有文獻(xiàn)主要從兩方面研究綠色金融與共同富裕的因果效應(yīng)。在價值層面，既有研究聚焦于矯正傳統(tǒng)金融體系的缺陷，認(rèn)為傳統(tǒng)金融過度追求利潤和效率，對中小微企業(yè)、農(nóng)村地區(qū)和中低收入群體的支持力度不足，導(dǎo)致地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分以及生態(tài)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)等問題，嚴(yán)重阻礙共同富裕的進(jìn)程（李曉龍等，2023；武宵旭等，2023）[3，4]。與傳統(tǒng)金融發(fā)展模式相比，綠色金融具有一定的普惠性質(zhì)（秦丁和陳博，2024）[5]，以多形式金融服務(wù)提高資金的配置和資源使用效率（龔斯聞等，2019）[6]，緩解部分中小微企業(yè)、農(nóng)戶等弱勢群體的融資需求，增強(qiáng)金融服務(wù)的均衡性和可及性（劉霄雅和張穎，2024）[7]?？梢姡G色金融的目標(biāo)和價值取向與共同富裕一致（方世南和韓葉，2023）[8]，是推進(jìn)共同富裕的重要動能之一（秦丁和陳博，2024；孟科學(xué)和孫嘉偉，2024）[5，9]。在機(jī)制層面，研究聚焦綠色資本市場化配置效能，強(qiáng)調(diào)推動國內(nèi)外市場和資源聯(lián)動，引導(dǎo)資金流向綠色行業(yè)，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平（彭長生等，2024）[10]，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈高級化（申韜和曹夢真，2020）[11]。在實證層面，研究多采用傳統(tǒng)的計量模型，如完全修正最小二乘法、矩分位數(shù)法、主成分分析法和調(diào)節(jié)模型等（劉霄雅和張穎，2024；Mihaela和Beáta，2023）[7，12]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對綠色金融與共同富裕之間關(guān)系的研究已取得一定成果，為本文研究提供了思路，但研究仍有不足。第一，從指標(biāo)體系上看，雖然共同富裕水平涉及經(jīng)濟(jì)發(fā)展、收入均等化等方面，但部分文獻(xiàn)僅以單一的人均GDP、居民收入差距或收入基尼系數(shù)作為代理變量（Mihaela和Beáta，2023）[12]，共同富裕的可持續(xù)性沒有得到體現(xiàn)。第二，研究視角局限在技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、ESG評價等單一層面。事實上這些單一因素的可持續(xù)競爭優(yōu)勢不大，必須與綠色資源進(jìn)行整合才能實現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型升級（Khin和Ho，2019）[13]，推動共同富裕向更高層次發(fā)展。第三，研究方法多局限于定性分析，定量實證研究較為匱乏。李云燕和張碩（2023）[14]指出，綠色金融具有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，但鮮有文獻(xiàn)從空間溢出視角探討“先富帶動后富”的綠色致富路徑，更缺乏對其溢出的密集區(qū)域和衰減邊界的考慮。

相對于既往研究，本文主要從以下幾個方面進(jìn)行拓展：第一，已有文獻(xiàn)集中討論共同富裕的內(nèi)涵、特征等方面，而有關(guān)綠色金融賦能共同富裕的研究較少，本文實證檢驗了綠色金融的綠色致富效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制，對綠色金融的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了拓展。第二，文章從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新兩個路徑系統(tǒng)地探討綠色致富的實現(xiàn)機(jī)制，為進(jìn)一步完善綠色金融發(fā)展傳導(dǎo)路徑，推動共同富裕的實現(xiàn)提供有益借鑒。第三，從“先富帶動后富”的視角出發(fā)定量識別綠色金融推動共同富裕的空間溢出效應(yīng)及衰減邊界，有利于進(jìn)一步深化對二者關(guān)系的認(rèn)識，為政策制定提供理論支撐。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）綠色金融對共同富裕的本地效應(yīng)

共同富裕是發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性的統(tǒng)一（陳麗君等，2021）[15]，綠色金融發(fā)揮其資本配置、普惠性與風(fēng)險定價等三重屬性推動共同富裕。在發(fā)展性維度，一方面，綠色金融發(fā)揮資本分配的功能，引導(dǎo)資金向高效、綠色和創(chuàng)新等領(lǐng)域聚集，激發(fā)科技進(jìn)步，改善工藝生產(chǎn)流程、管理流程，由此驅(qū)動生產(chǎn)力向新的能級躍遷，為實現(xiàn)共同富裕提供物質(zhì)基礎(chǔ)。另一方面，綠色金融具有一定的普惠性質(zhì)，能將資金拓展到更廣泛的“長尾”群體，如通過定向為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)提供資金，緩解農(nóng)村地區(qū)融資難、融資貴等問題（李蘇等，2023）[16]，為縮小人群、產(chǎn)業(yè)和地區(qū)之間的不均等發(fā)揮積極作用。在共享性維度，綠色金融通過開發(fā)普惠型綠色金融產(chǎn)品，支持農(nóng)村、欠發(fā)達(dá)地區(qū)的清潔能源、生態(tài)農(nóng)業(yè)等項目，讓低收入群體和弱勢群體共享綠色發(fā)展帶來的就業(yè)機(jī)會、收入增長及環(huán)境改善成果，促進(jìn)財富分配公平與共享。在可持續(xù)性維度，綠色金融通過風(fēng)險管理功能，建立低碳市場化補(bǔ)償機(jī)制，吸引企業(yè)對綠色產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資，并引導(dǎo)消費觀念向綠色轉(zhuǎn)變，從供需兩端推動實現(xiàn)共同富裕的可持續(xù)性。因此，本文提出假說H1。

H1：綠色金融對共同富裕具有本地影響效應(yīng)。

（二）綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，地區(qū)之間存在著頻繁的生產(chǎn)要素流動和緊密的經(jīng)濟(jì)活動聯(lián)系，因此，在探討綠色金融賦能共同富裕時不能忽視地區(qū)間協(xié)同發(fā)展和相互影響的作用。主要表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，綠色金融資源在金融市場上跨區(qū)域流動，突破地理空間約束（田嘉莉等，2022）[17]，從而降低跨區(qū)域交易信息摩擦和資本錯配風(fēng)險，增強(qiáng)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)的深度和廣度。第二，綠色金融的相關(guān)知識和綠色技術(shù)具有較強(qiáng)的外溢性，通過合作交流的方式（李蘇等，2023）[16]，加速創(chuàng)新要素在區(qū)域間的傳播與共享。第三，綠色金融在支持綠色產(chǎn)業(yè)和民生工程項目發(fā)展的同時，會形成產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散效應(yīng)。當(dāng)一個地區(qū)發(fā)展某種綠色產(chǎn)業(yè)時，會拉動上游原材料的生產(chǎn)需求，推動下游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移吸收綠色產(chǎn)品供應(yīng)，形成區(qū)域范圍內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈聯(lián)動。因此，本文提出假說H2。

H2：綠色金融賦能共同富裕的實現(xiàn)存在空間溢出效應(yīng)。

（三）綠色金融對共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制

綠色金融對共同富裕的賦能源自其將更多資金引導(dǎo)至綠色產(chǎn)業(yè)、綠色消費等領(lǐng)域。在綠色技術(shù)創(chuàng)新方面，綠色金融通過“激勵—約束”雙重機(jī)制破解研發(fā)融資困境。一方面，借助風(fēng)險溢價補(bǔ)償機(jī)制分散技術(shù)創(chuàng)新長周期風(fēng)險（韓科振，2020）[18]，形成研發(fā)投入的乘數(shù)效應(yīng)；另一方面，發(fā)展綠色金融可以獲得“綠色溢價”收益，降低綠色企業(yè)的融資成本（龔斯聞等，2019）[6]，提升企業(yè)投身于綠色技術(shù)研發(fā)的意愿。綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升可以優(yōu)化資源配置效率與單位產(chǎn)出率，驅(qū)動社會生產(chǎn)力與生產(chǎn)模式向更高的能級躍遷，為實現(xiàn)共同富裕提供有力支撐（王中偉等，2023）[19]。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面，綠色金融依托“破舊立新”的方式優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。一方面，根據(jù)“結(jié)構(gòu)紅利假說”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級意味著效率低的產(chǎn)業(yè)向效率較高的產(chǎn)業(yè)躍遷，由此推動社會整體生產(chǎn)率提升和經(jīng)濟(jì)增長，為實現(xiàn)共同富裕“做大蛋糕”奠定基礎(chǔ)。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會使得區(qū)域主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不斷升級，催化出大量的高技術(shù)、高附加值的新興產(chǎn)業(yè)，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，降低區(qū)域間生產(chǎn)成本，縮小行業(yè)發(fā)展差距，為實現(xiàn)共同富?！胺峙浜玫案狻碧峁┍Ｕ??？梢?，發(fā)展綠色金融可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推動綠色技術(shù)進(jìn)步，從而賦能共同富裕。因此，提出假說H3。

H3：在綠色金融賦能共同富裕的過程中存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、綠色技術(shù)進(jìn)步的傳導(dǎo)機(jī)制。

（四）綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)距離衰減特征

由于金融資源供給活動總是離不開非標(biāo)準(zhǔn)化信息的收集和信用體系的建設(shè)，結(jié)合地理學(xué)第一定律假說，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)在區(qū)域間不可能是均勻的，而是隨著地理距離的增加存在衰減現(xiàn)象和地理邊界（袁華錫和劉耀彬，2019）[20]。從信息維度上看，信貸活動源于復(fù)雜和密集的契約安排和信息收集與交換。一方面，金融機(jī)構(gòu)比較傾向于在本地或者距離較近的范圍內(nèi)開展高頻率的金融活動，從而減少因信用主體的逆向選擇和道德風(fēng)險而造成的損失，因而表現(xiàn)出較強(qiáng)的區(qū)域黏性。另一方面，金融機(jī)構(gòu)為了提升盈利水平，需要掌握更多、更準(zhǔn)確的非標(biāo)準(zhǔn)化信息，這就意味著距離信息源越近就越有利于收集信息，距離越遠(yuǎn)越會增加信息傳遞摩擦程度，從而形成以金融機(jī)構(gòu)為核心的本地化信息優(yōu)勢圈層（Ghoul等，2011）[21]。從制度維度上看，財政分權(quán)框架下的地方政府行為邏輯催生金融資源屬地化傾向（趙奇?zhèn)ィ?009）[22]，通過設(shè)立隱性交易壁壘，阻斷要素自由流動，構(gòu)建起基于行政邊界的金融分割體系?；诖耍岢黾僬fH4。

H4：綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)具有空間衰減特征。

三、實證研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

1.綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)。由于我國綠色金融和共同富裕的發(fā)展具有顯著的區(qū)域聚集性（秦丁和陳博，2024；李云燕和張碩，2023）[5，14]，各區(qū)域差距較大，因此，采用空間計量模型來探討綠色致富的實現(xiàn)路徑，具體模型如下：

[Cowit=α0+ρWCowit+β1Gfit+β2Xit+θ1WGFit+θ2WXit+ρi+σt+εit]

[εit=λWεit+μit]" " " " " " " " " " （1）

式中，[i]和[t]分別表示省份和年份； [Cowit]、[Gfit]和[Xit]分別代表共同富裕水平、綠色金融發(fā)展水平和控制變量組。[α]、[β]、[ρ]和[θ]均為待估系數(shù)；[λ]代表空間誤差系數(shù)；[μit]表示誤差項；[εit]表示空間誤差項；[σt]和[ρi]分別表示時間效應(yīng)和個體效應(yīng)。

2. 綠色金融對共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制。為了進(jìn)一步測算綠色金融對共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制，參考田嘉莉等（2022）[17]和邵帥（2010）[23]的研究，采用綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化作為傳導(dǎo)變量，構(gòu)建如下空間杜賓模型：

[Zit=αWZit+β0+β1Gfit+θ1WGfit+βnXit+θnWXit+ρi+σt+εit]

[εit=λWεit+μit] （2）

公式（2）中，[Zit]為傳導(dǎo)變量，[Xit]為控制變量，其余變量與公式（1）一致。

3. 綠色金融空間溢出效應(yīng)的地理距離衰減。金融活動在本地區(qū)或者相近的區(qū)域才能有效發(fā)揮溢出效應(yīng)，因此，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)可能會因地理距離的增加而呈現(xiàn)衰減特征。借鑒袁華錫和劉耀彬（2019）[20]的研究，將兩地之間的距離設(shè)定為[dmin，dmax]，以50km和100km分別作為遞進(jìn)距離和省際最短距離，矩陣公式如下：

[Wij= 1dij，dij≥d 0，dijlt;d]" " （3）

式中，[d]指設(shè)定的地理距離閾值，[dij]表示[i]省和[j]省的距離。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為共同富裕水平（Cow），借鑒陳曄婷等（2024）[1]和陳麗君等（2021）[15]的研究，構(gòu)建了包含3個維度的共同富裕綜合指標(biāo)體系（見表1）。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為綠色金融發(fā)展水平（Gf），參考李云燕和張碩（2023）[14]、李蘇（2023）[16]的研究，構(gòu)建了包含5個維度的綠色金融評價指標(biāo)體系（見表2）。

3.機(jī)制變量。本文選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（INS）和綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）作為機(jī)制變量。參考彭長生等（2024）[10]、申韜和曹夢真（2020）[11]的研究，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化采用實際第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來衡量，綠色創(chuàng)新水平（GTI）采用綠色發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)來衡量。

4. 控制變量：參考陳曄婷等（2024）[1]、孟科學(xué)和孫嘉偉（2024）[9] 的研究，本文控制了可能影響共同富裕的其他因素，具體包括交通基礎(chǔ)設(shè)施水平（TIL）、對外開放水平（OPEN）、市場化水平（MAL）、政府支持（GOV）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）。其中，交通基礎(chǔ)設(shè)施水平采用公路里程與行政區(qū)域面積之比來衡量；將對外進(jìn)出口總額轉(zhuǎn)換為以人民幣為計價單位，然后進(jìn)行取對數(shù)處理來衡量對外開放水平；采取樊綱的上市公司市場化指數(shù)來衡量市場化水平；采取實際政府一般預(yù)算支出額的對數(shù)來衡量政府支持；采用實際人均GDP取對數(shù)來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國2006—2022年除西藏自治區(qū)及港澳臺地區(qū)以外的30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市，以下簡稱省份）的面板數(shù)據(jù)作為研究對象。主要數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《中國水利投資年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國林業(yè)和草原年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和達(dá)爾豪斯大學(xué)大氣成分分析組、EPS數(shù)據(jù)庫。本文對數(shù)據(jù)做了以下處理：第一，對于個別缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。第二，為了解決量綱的問題，采用極差標(biāo)準(zhǔn)化法對各變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，以保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性。第三，考慮到物價的影響，文中所有涉及貨幣單位的變量，均以2006年為基期進(jìn)行平減處理。由表3可知，2006—2022年我國各省份的綠色金融和共同富裕水平均值分別為0.20、0.29，90分位數(shù)是10分位數(shù)的幾倍，說明我國綠色金融和共同富裕發(fā)展不充分不平衡的問題客觀存在。

四、實證結(jié)果與分析

（一）空間自相關(guān)檢驗

為檢驗空間計量模型的有效性，構(gòu)建地理距離矩陣（W1），采用莫蘭指數(shù)法測算共同富裕的空間相關(guān)性。為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，同時將經(jīng)濟(jì)地理距離矩陣（W2）和經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W3）的估計結(jié)果列出，經(jīng)濟(jì)特征值采用2006—2022年的人均GDP來衡量。測算結(jié)果見表4，2006—2022年我國共同富裕水平在三種空間權(quán)重矩陣下的全局莫蘭指數(shù)均顯著為正，表明共同富裕發(fā)展水平并非隨機(jī)分布，而是存在一定的空間正向關(guān)聯(lián)性，說明在探討共同富裕的實現(xiàn)路徑時考慮空間屬性是正確的。

基于地理距離矩陣，選取2006和2022年的數(shù)據(jù)繪制共同富裕的莫蘭散點圖，如圖1所示。不管是2006年（左圖）還是2022年（右圖），我國各省份共同富裕水平均主要聚集在第一和第三象限。其中，共同富裕指數(shù)落在第一象限的多為北京、江蘇、天津等東部先富地區(qū)，形成“高—高”集聚狀態(tài)。而位于第三象限的多數(shù)是廣西、山西、甘肅等中西部后富地區(qū)，形成“低—低”集聚狀態(tài)。這表明共同富裕發(fā)展水平空間聚集特征存在顯著的“東強(qiáng)西弱”區(qū)域異質(zhì)性。因此，本文在探析綠色金融驅(qū)動實現(xiàn)共同富裕的過程中引入空間計量模型是科學(xué)且必要的。

（二）空間面板模型選擇

本文構(gòu)建三種空間權(quán)重矩陣，分別對研究樣本進(jìn)行LM、LR、Wald和Hausman等檢驗來選取最合適的空間計量模型，檢驗結(jié)果見表5。

在三種空間權(quán)重矩陣下，根據(jù)LM檢驗結(jié)果初步判定了檢驗綠色金融對共同富?？臻g外溢效應(yīng)的模型，LR檢驗和Wald檢驗結(jié)果支撐了文章選取SDM模型進(jìn)行回歸實證是準(zhǔn)確的。通過Hausman檢驗和時間空間固定效應(yīng)的LR檢驗結(jié)果可知，本文應(yīng)拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，采用控制省份和時間雙固定效應(yīng)的SDM模型。

（三）空間杜賓模型的回歸分析

Lesage和Pace（2008）[24]指出，采用求解偏導(dǎo)數(shù)的方法可以更準(zhǔn)確地測度綠色金融對共同富裕的空間效應(yīng)影響，結(jié)果見表6。

由表6可知，在三種空間權(quán)重矩陣下，各變量系數(shù)的顯著性水平和符號基本保持一致，表明實證結(jié)論是穩(wěn)健和可靠的。此外，共同富裕的空間滯后系數(shù)ρ分別為0.548、0.874和0.810且均通過了1%的顯著性水平檢驗，再次印證了省際層面共同富裕發(fā)展水平具有空間自相關(guān)性，先富地區(qū)可以通過這種正向的空間溢出效應(yīng)拉動后富地區(qū)。

從本地效應(yīng)來看，在三種空間權(quán)重矩陣下，綠色金融對共同富裕的影響均顯著為正，表明綠色金融在發(fā)展過程中對本省份共同富裕的實現(xiàn)具有顯著的驅(qū)動作用。究其原因：第一，發(fā)揮資金分配效應(yīng)，提升了金融服務(wù)效率。通過定向信貸投放提升綠色資本配置效率（龔斯聞等，2019）[6]，同時借助綠色債券等工具降低企業(yè)融資成本（李蘇等，2023）[16]，形成生產(chǎn)端效率改進(jìn)的乘數(shù)效應(yīng)。第二，發(fā)揮綠色紅利效應(yīng)，提高居民幸福感。綠色金融倡導(dǎo)減少對自然資源的消耗，強(qiáng)調(diào)人造資本的服務(wù)效率，而人造資本服務(wù)效率的提高則要求生態(tài)自然資源的公平分配，發(fā)展具有共享性的公共服務(wù)，而不是少數(shù)人的奢侈服務(wù)（諸大建，2012）[25]。第三，綠色金融發(fā)揮資源配置作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。綠色金融通過提高“兩高”行業(yè)融資門檻，迫使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行綠色改造投資，釋放要素配置空間。綜上，假說H1得到了驗證。

從溢出效應(yīng)來看，在三種空間權(quán)重矩陣下，綠色金融對共同富裕的溢出效應(yīng)顯著為正，表明本地區(qū)綠色金融對毗鄰地區(qū)共同富裕水平拉動作用顯著。其原因主要是要素勢差與制度學(xué)習(xí)效應(yīng)。從要素流動視角看，發(fā)達(dá)地區(qū)集聚的綠色技術(shù)人才密度與發(fā)達(dá)的綠色信貸資源形成要素勢能差，通過多種要素的跨域再配置作用，構(gòu)建起以產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)聯(lián)和技術(shù)擴(kuò)散為紐帶的協(xié)同網(wǎng)絡(luò)，帶動后富地區(qū)發(fā)展。從制度視角來看，后富地區(qū)通過政策模仿學(xué)習(xí)機(jī)制，提升環(huán)境信息披露質(zhì)量，并建立跨區(qū)域綠色認(rèn)證體系，進(jìn)一步提高綠色技術(shù)轉(zhuǎn)移效率，從而提高整體富裕水平。綜上，假說H2得到了驗證。

（四）綠色金融對共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗

由表7可知，綠色金融對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均顯著為正。原因是：一方面，在綠色政策的指引下，傳統(tǒng)金融也逐漸向綠色金融轉(zhuǎn)型，為企業(yè)的綠色研發(fā)投入奠定基礎(chǔ)。另一方面，在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段，輿論壓力倒逼高排放企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促使其更注重綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升。由于技術(shù)具有高度的外向性和復(fù)刻性，綠色技術(shù)突破會進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)間、產(chǎn)業(yè)間的綠色技術(shù)創(chuàng)新交流合作。結(jié)合綠色技術(shù)創(chuàng)新對共同富裕的促進(jìn)作用（彭長生等，2024）[11]，可認(rèn)為綠色金融通過促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新來促進(jìn)共同富裕。

綠色金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的本地效應(yīng)系數(shù)顯著為正，原因可能是：綠色金融本身就具有調(diào)節(jié)綠色要素資源分配的功能，通過差異化的貸款利率將資金引導(dǎo)至綠色和高科技行業(yè)，使得大量的人才、技術(shù)等要素向清潔產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展。但綠色金融的空間溢出效應(yīng)系數(shù)不顯著，這與假說預(yù)期不符合，原因可能是綠色金融對產(chǎn)業(yè)聯(lián)動等的溢出效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對共同富裕的促進(jìn)作用（申韜和曹夢真，2020）[11]，可認(rèn)為綠色金融通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化提高共同富裕水平。

（五）異質(zhì)性分析

由前文分析可知，共同富裕的空間集聚特征存在“東強(qiáng)西弱”的區(qū)域差異性，為了進(jìn)一步探究綠色金融對共同富裕影響的地理區(qū)域異質(zhì)性，文章基于地理距離空間權(quán)重矩陣，運用SDM模型分別對我國東部和中西部兩大區(qū)域再次進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8。

從本地效應(yīng)結(jié)果來看，其影響系數(shù)分別為0.322、0.043，且通過了顯著性水平檢驗，東部先富地區(qū)遠(yuǎn)大于中西部后富地區(qū)。究其原因：一方面，中西部地區(qū)由于地理環(huán)境相對惡劣，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，面臨著較為嚴(yán)峻的經(jīng)濟(jì)與生態(tài)發(fā)展不協(xié)調(diào)問題；另一方面，中西部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)控和經(jīng)營能力相對弱。因此，在中西部地區(qū)綠色金融對共同富裕的直接促進(jìn)作用較小。

從溢出效應(yīng)系數(shù)來看，東部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著為正，中西部地區(qū)不顯著。究其原因：東部地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平較高，擁有更多的專業(yè)技術(shù)人才，為東部地區(qū)綠色金融的溢出效應(yīng)奠定了堅實基礎(chǔ)。

（六）進(jìn)一步分析：空間外溢效應(yīng)衰減邊界

基于前文分析結(jié)果，為驗證綠色金融對共同富裕的空間衰減性特征，本文基于公式（3）測算出的不同閾值地理距離矩陣進(jìn)行連續(xù)回歸，結(jié)果如圖2所示。由于超過600km后，空間溢出效應(yīng)系數(shù)不再顯著，因此，本文記錄了550km以內(nèi)的結(jié)果。從圖2可以看出，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)系數(shù)的曲線總體上隨著地理距離的增加而呈現(xiàn)衰減趨勢，從100km的1.383下降到550km的0.0198。其中，在100km到150km的距離范圍內(nèi)，空間溢出效應(yīng)較為密集，溢出系數(shù)主要在1.4上下波動。該距離一般對應(yīng)一到兩個省的范圍，說明先富地區(qū)的綠色金融對后富地區(qū)共同富裕的溢出密集區(qū)域主要分布在省內(nèi)及周邊相鄰省份。在地理距離較近的地區(qū)，金融機(jī)構(gòu)便于審查資金流向，貸款人的“道德風(fēng)險”和“違約風(fēng)險”大大降低，綠色金融資源加速流動。150km—550km的距離范圍內(nèi)，綠色金融依然能夠?qū)餐辉．a(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)，但隨著距離不斷增大，空間溢出效應(yīng)系數(shù)不斷減小，呈現(xiàn)出顯著的衰減特征，大約在330km范圍處出現(xiàn)“半衰”現(xiàn)象。這說明綠色信息傳遞所引發(fā)的市場摩擦?xí)虻乩砭嚯x的增大而變得不對稱，金融機(jī)構(gòu)的放貸成本上升，借貸意愿不強(qiáng)。超出550km后，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)不顯著，這一距離一般對應(yīng)著我國4個省份以上的距離，由于跨度較大，區(qū)域內(nèi)部協(xié)同難度變高，溢出作用很難被這個距離以外的地區(qū)吸收。綜上，假設(shè)H4得到了驗證。

（七）穩(wěn)健性檢驗

為了提高文章結(jié)果的可靠性，參考有關(guān)文獻(xiàn)的做法，采取剔除異常年份、改變樣本容量、更換被解釋變量和核心解釋變量等四種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表9所示?？梢钥吹?，在進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗后，綠色金融對共同富裕的本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)與表6保持一致，證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

（八）內(nèi)生性檢驗

為緩解內(nèi)生性干擾，本文進(jìn)一步使用工具變量方法進(jìn)行檢驗。參考Dell等（2008）[26]和柴正猛等（2024）[27]的研究，使用各省年降水量取對數(shù)和滯后一期的綠色金融作為工具變量（IV）。前者通過影響綠色政策需求產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，且外生于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)；后者與當(dāng)期綠色金融高度相關(guān)且不直接影響共同富裕。二者均滿足工具變量的相關(guān)性與外生性要求。表10展示了兩種工具變量的結(jié)果，在考慮綠色金融與共同富裕之間可能存在的內(nèi)生性問題后，綠色金融對共同富裕的影響系數(shù)依然為正，表明本文結(jié)果較為可靠。

五、研究結(jié)果與啟示

本文將綠色金融與共同富裕納入同一分析框架，采用空間杜賓模型探討其本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)及溢出效應(yīng)邊界，進(jìn)一步探討其區(qū)域異質(zhì)性，得出以下研究結(jié)論：第一，共同富裕水平存在顯著的空間正相關(guān)性。從時間視角上看，在三種空間權(quán)重矩陣下，共同富裕的空間相關(guān)性即莫蘭指數(shù)總體上呈上升趨勢。從空間角度看，我國各省份共同富裕水平主要聚集在第一和第三象限，呈現(xiàn)出“東強(qiáng)西弱”的空間格局。第二，綠色金融對共同富裕的促進(jìn)作用兼具本地效應(yīng)和溢出效應(yīng)，說明實現(xiàn)共同富裕不僅與本地的綠色金融發(fā)展水平相關(guān)，還依賴于毗鄰省份。此外，東部地區(qū)綠色金融對共同富裕的直接促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng)均比中西部地區(qū)強(qiáng)，印證了共同富裕的實現(xiàn)需要區(qū)域?qū)用娴木G色金融支持和制度設(shè)計。第三，綠色金融促進(jìn)共同富裕的實現(xiàn)存在綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的傳導(dǎo)機(jī)制，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對共同富裕的空間溢出效應(yīng)不顯著。第四，綠色金融對共同富裕的溢出效應(yīng)存在地理衰減特征，空間溢出密度較大的區(qū)域主要在本省份和鄰近省份，溢出的最大范圍為550km。

研究結(jié)果對于綠色金融發(fā)揮一定的普惠效應(yīng)、緩解農(nóng)村地區(qū)和邊遠(yuǎn)地區(qū)及中小微企業(yè)等弱勢群體的融資難和融資貴問題，加速推動全體人民走向共同富裕提供了有益啟示。第一，明確了綠色金融對共同富裕的推動作用。金融機(jī)構(gòu)要明晰政府的綠色發(fā)展規(guī)劃，拓寬綠色市場規(guī)模，同時加強(qiáng)區(qū)域合作，形成“先富帶后富”的聯(lián)動局面。第二，明晰了綠色技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對共同富裕的推動作用。實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升需要大量的人才、資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素，應(yīng)制定更完善的綠色金融發(fā)展戰(zhàn)略，鼓勵社會資本涌入綠色領(lǐng)域，為實現(xiàn)共同富裕吸納更多的資金支持。第三，明確了綠色金融對共同富裕的拉動作用存在地理衰減特征。綠色金融要與區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)、云計算等數(shù)字技術(shù)有效結(jié)合，利用其信息安全、去中心化和低成本化等優(yōu)勢，破除因距離導(dǎo)致的溢出效應(yīng)減弱問題。

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