長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化影響研究*

王玉梅，段廣茹

(安徽財經(jīng)大學)

0 引言

長江經(jīng)濟帶包括上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、江西省、湖北省、湖南省、重慶市、四川省、云南省、貴州省等11省市，橫跨中國東中西三大區(qū)域，是中央重點實施的“三大戰(zhàn)略”之一，在協(xié)調東中西三大板塊發(fā)展、促進沿海沿江沿邊對內對外開放、推動生態(tài)文明建設等方面具有重要的推進和引領作用.2016年9月，正式印發(fā)的《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》首次將改善長江生態(tài)環(huán)境放在首要位置；十四五綱要中也提出，要發(fā)揮產(chǎn)業(yè)協(xié)同聯(lián)動整體優(yōu)勢，構建綠色產(chǎn)業(yè)體系.綠色信貸作為目前綠色金融中最主要的部分，能夠為生態(tài)保護、生態(tài)建設、綠色產(chǎn)業(yè)融資提供信貸支持.長江經(jīng)濟帶面臨日益嚴峻的環(huán)境承載壓力，在綠色信貸發(fā)展方面仍處于積極探索的起步階段，但具備一定的發(fā)展優(yōu)勢.長江經(jīng)濟帶如何利用好自身綠色信貸發(fā)展優(yōu)勢來促進經(jīng)濟發(fā)展綠色轉型，通過綠色經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構進行優(yōu)化調整，從而緩解長江流域資源環(huán)境制約，加速經(jīng)濟轉型升級，推動長江經(jīng)濟帶協(xié)調發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實意義.

該文擬在文獻梳理的基礎上，對長江經(jīng)濟帶綠色信貸與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化進行測度，利用空間面板模型對長江經(jīng)濟帶綠色信貸與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的關系進行綜合分析，以此探討長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響.

1 文獻綜述

已有文獻關于綠色信貸與產(chǎn)業(yè)結構關系的研究主要體現(xiàn)在綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構的單向影響上，現(xiàn)有研究根據(jù)內容大體上可分為兩大類：一是綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構的影響機理，二是綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構的具體作用.

關于綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構影響機理的研究方面，李忠認為綠色信貸能夠聚集社會閑散資金并將這部分資金向節(jié)能環(huán)保進行投放，還能通過轉變人們的消費觀念來更加廣泛地傳播綠色發(fā)展理念，從而擴大綠色消費市場，便可以起到促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用[1]；中國人民銀行黔西南州中心支行課題組認為綠色信貸具有引導資金來源、資金導向和資金杠桿等作用，可通過這些方面來調整產(chǎn)業(yè)結構[2]；梁玉和趙洋分析認為綠色信貸可通過資源引導、信息傳遞、創(chuàng)新激勵和風險管控等4個方面對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響[3]；沈翠芝認為主要可以從資本的形成和導向、產(chǎn)業(yè)整合、風險分配等方面對兩者間的影響機制進行分析[4].關于綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構具體作用的研究方面，在國外的研究中，綠色信貸也常被稱作環(huán)境金融或者可持續(xù)金融，Labatt等研究發(fā)現(xiàn)，實施環(huán)境金融能夠促使環(huán)保產(chǎn)業(yè)貫徹并深化環(huán)保理念，對于實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展意義重大[5]；Fangmin認為以綠色信貸為代表的綠色金融的發(fā)展，對于綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構綠色升級、經(jīng)濟高效發(fā)展具有重要的引導和促進作用[6]；Anderson研究提出環(huán)境金融能夠促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，而這需要通過有效控制高污染項目、正確引導可替代能源發(fā)展、不斷創(chuàng)新金融工具來實現(xiàn)[7].在國內的研究中，鄧常春認為以綠色信貸為代表的綠色金融對產(chǎn)業(yè)結構有優(yōu)化作用，它是一種創(chuàng)新工具[8]；梁玉和趙洋通過建立灰色關聯(lián)度模型，發(fā)現(xiàn)綠色信貸與第三產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度最高，綠色信貸能夠促使產(chǎn)業(yè)結構向合理化程度發(fā)展[3]；錢水土等利用中國省際面板數(shù)據(jù)分區(qū)域、分階段進行了面板回歸分析發(fā)現(xiàn)，綠色信貸對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有促進作用[9]；李毓等將綠色信貸政策作為虛擬變量，構建固定效應面板回歸模型，對綠色信貸與中國產(chǎn)業(yè)結構升級的關系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)綠色信貸能夠明顯促進中國產(chǎn)業(yè)結構升級[10].

該文擬在已有研究的基礎上，以長江經(jīng)濟帶為研究對象，采取空間計量方法來探討綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構影響的空間效應，豐富地域性產(chǎn)業(yè)研究理論.

2 長江經(jīng)濟帶綠色信貸與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的測度

2.1 綠色信貸的測度

2.1.1 指標選取

該文從對六大高耗能產(chǎn)業(yè)(石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)；化學原料及化學制品制造業(yè)；非金屬礦物制品業(yè)；黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè))的信貸限制角度，用“六大高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利息支出的比重”作為綠色信貸反向衡量指標.這主要基于三方面原因：一是綠色信貸政策的主要出發(fā)點就是對高耗能高污染產(chǎn)業(yè)進行限制，而六大高耗能產(chǎn)業(yè)在其中占據(jù)突出位置，據(jù)此可將銀行的信貸投向簡單區(qū)分為六大高耗能產(chǎn)業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)；二是各大銀行間貸款利率差異不大，利息支出占比基本能夠代表貸款規(guī)模的比重；三是考慮到數(shù)據(jù)的可得性.

由于六大高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占比是反向指標，為研究方便，該文用1減去上述反向指標，將其轉化為正向指標，利用該正向指標對綠色信貸進行測度，見公式(1).

(1)

2.1.2 數(shù)據(jù)來源

由于2007年7月之后綠色信貸才開始正式在中國實施，因此該文以長江經(jīng)濟帶11省市的面板數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)區(qū)間為2007～2018年，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.

2.1.3 綠色信貸的測度

根據(jù)所選定的指標數(shù)據(jù)，利用公式(1)可計算出長江經(jīng)濟帶11省市2007～2018年的綠色信貸測度值，測度結果見表1.其值越大，代表綠色信貸規(guī)模越大，發(fā)展程度相對越好.由于文章篇幅的限制，該文僅展示各省市偶數(shù)年份的測度值.

由表1可知，長江經(jīng)濟帶11省市的綠色信貸測度值在2007～2018年絕大多數(shù)呈上升趨勢，綠色信貸發(fā)展勢頭整體向好.綠色信貸年均增長率最高是湖南省，達到4.57%，最低的是云南省，為-0.21%.雖然云南省的綠色信貸年均增長率為負(增長為負值的還有浙江省，為-0.16%)，但兩省綠色信貸測度值的絕對值相差很小，在研究期間變動不大，表明綠色信貸政策對綠色信貸發(fā)展的推動作用是比較穩(wěn)定的.

表1 長江經(jīng)濟帶11省市2007～2018年綠色信貸測度值

2.2 產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的測度

為測度長江經(jīng)濟帶11省市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化狀況，該文選取產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構綠色化3個指標，利用熵值法賦權匯總得到產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)，以此指數(shù)反映長江經(jīng)濟帶各省市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的綜合水平.

2.2.1 指標的選取

(1)產(chǎn)業(yè)結構合理化(is1)

產(chǎn)業(yè)結構合理化是指在遵循產(chǎn)業(yè)演化規(guī)律的基礎上，各產(chǎn)業(yè)內部以及各產(chǎn)業(yè)之間保持一定的內部聯(lián)系、相互聯(lián)系與協(xié)調發(fā)展，是產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)調性和資源利用高效性的體現(xiàn).該文借鑒袁航和朱承亮的做法，選取泰爾指數(shù)(TL)對產(chǎn)業(yè)結構合理化進行測度[11].由于泰爾指數(shù)是反向指標，為研究方便，該文對其進行取倒數(shù)處理，計算公式為：

(2)

(2)產(chǎn)業(yè)結構高級化(is2)

產(chǎn)業(yè)結構高級化建立在產(chǎn)業(yè)結構合理化的基礎之上，其特點主要是產(chǎn)業(yè)重點在三次產(chǎn)業(yè)間依次轉移，各種要素密集度和產(chǎn)品形態(tài)也在三次產(chǎn)業(yè)間依次轉移，其中，第二、三產(chǎn)業(yè)的變化是產(chǎn)業(yè)結構高級化的直接表現(xiàn).該文借鑒干春暉等的研究，選取第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值作為產(chǎn)業(yè)結構高級化的衡量指標[12]，計算公式為：

(3)

is2表示產(chǎn)業(yè)結構高級化水平，這一指標能夠代表產(chǎn)業(yè)結構由工業(yè)型向服務型轉變的程度.is2的值越大，表明產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高；反之，則產(chǎn)業(yè)結構高級化水平較低.

(3)產(chǎn)業(yè)結構綠色化(is3)

產(chǎn)業(yè)結構綠色化是指一個地區(qū)工業(yè)三廢的處理情況和環(huán)保投資情況.該文選取二氧化硫排放量與地區(qū)生產(chǎn)總值的之比作為產(chǎn)業(yè)結構綠色化的衡量指標，計算公式為：

(4)

is3表示產(chǎn)業(yè)結構綠色化水平，該指標可以衡量地區(qū)污染防治狀況，揭示產(chǎn)業(yè)結構的綠色環(huán)保程度.它是一個反向指標，其值越小，代表產(chǎn)業(yè)結構綠色化水平越高.

2.2.2 數(shù)據(jù)來源

以上涉及到的各個指標，其數(shù)據(jù)均來源國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和各省市統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)區(qū)間為2007～2018年.

2.2.3 指標權重的確定

該文利用熵值法確定各指標的權重.熵值法是依據(jù)各指標所能提供的信息的大小對各指標進行賦權，屬于客觀賦權方法，具有避免主觀影響的優(yōu)點.根據(jù)熵值法得到各指標的權重見表2.

2.2.4 產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的測度

根據(jù)表2各指標權重值，對標準化后的各指標進行線性加權，得到長江經(jīng)濟帶各省市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)，見表3.

表2 長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)的各變量權重

表3 長江經(jīng)濟帶11省市2007～2018年產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)

由表3數(shù)據(jù)可知，長江經(jīng)濟帶11省市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)測度值在2007～2018年呈現(xiàn)出不斷增長的態(tài)勢，年均增長率全部為正.貴州省增速最高，年均增長8.88%，湖南省最慢，為2.89%.長江經(jīng)濟帶省市間產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平相差較大.從上中下游區(qū)域觀察，三大區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)整體上呈上升趨勢，下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)測度值處于曲折上升狀態(tài)，且整體遠高于中上游地區(qū).

3 長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化影響的實證分析

前面對綠色信貸和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化指數(shù)進行了測度，為深入探討綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化在空間上的影響，該文構建空間面板模型對兩者間的關系進行實證分析.

3.1 模型的設定

該文設定空間面板模型研究綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化在空間上的影響.

首先，判斷產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是否存在著空間效應，需要進行空間相關性的檢驗，如存在空間相關性，應當考慮加入空間矩陣構建的空間面板模型.該文采用“莫蘭指數(shù)I”(Moran’sI)檢驗面板數(shù)據(jù)的空間相關性，其表達式見公式(5).

(5)

接著，構建空間面板模型考察變量間的空間依賴性.一般的空間面板模型見公式(6).

(6)

3.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

3.2.1 變量選取

結合前文分析，選取產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(is0)作為被解釋變量，以產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)進行衡量.核心解釋變量為綠色信貸(gc).為減少變量遺漏，確保模型估計結果更加準確，該文借鑒馮芳芳和蒲勇健、劉婷、梁樹廣、錢水土和周永濤、張翠菊和張宗益等學者的研究[13-17]，引入對外開放(open)、創(chuàng)新能力(inn)、投資水平(inv)、人力資本(hr)、城鎮(zhèn)化水平(ur)等作為控制變量.各變量的說明見表4.

表4 各變量的具體說明

3.2.2 數(shù)據(jù)說明

以上數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和各省市統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)區(qū)間為2007～2018年.其中，對于作為對外開放(open)的衡量指標中用到的“進出口總額”數(shù)據(jù)，該文按照各年份的人民幣對美元平均匯率將其換算成人民幣單位.為消除可能的異方差影響，在模型估計時對所有變量取對數(shù)處理.

3.3 模型估計

根據(jù)空間面板模型分析步驟，首先對被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(is0)進行空間自相關檢驗，之后對面板模型進行估計.

3.3.1 空間自相關檢驗

表5中展示了加入0-1空間矩陣后，用Stata15測算的長江經(jīng)濟帶11個省市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(is0)的全局自相關檢驗結果.

表5 產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(is0)的全局莫蘭指數(shù)檢驗結果

由表5中的Moran’sI指數(shù)、z統(tǒng)計量及p值可以看到，Moran’sI在(0,1]，p值顯著，故長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(is0)值存在明顯的正空間自相關，驗證了長江經(jīng)濟帶各省市之間的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化指數(shù)在空間上存在相關性.因此，該文采用空間計量進一步分析綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響是更為合理準確的.

3.3.2 模型估計

在構建空間面板模型的過程中，模型的選擇至關重要.模型選取的判斷標準一般為LM檢驗：LM-Error、Robust LM-Error可用來檢驗研究對象之間是否存在空間誤差相關，LM-Lag、Robust LM-Lag可用來檢驗研究對象之間是否存在空間滯后相關，利用stata15進行檢驗，結果見表6.

表6 空間面板模型的檢驗結果

從表6中可以看到，LM-Error和Robust LM-Error統(tǒng)計量的值均在1%的水平下顯著，表示存在空間誤差效應，建立空間誤差模型是可以接受的；LM-Lag和Robust LM-Lag統(tǒng)計量的值均在1%的水平下顯著，表示存在空間自回歸效應，建立空間自回歸模型也是可以接受的.此時，該文預設空間杜賓模型.從Wald和LR統(tǒng)計量的檢驗結果來看，對于空間自回歸模型和空間誤差模型，兩者的統(tǒng)計量值均在1%的水平下顯著，分別拒絕了θ=0和θ=-βρ的原假設，表明空間杜賓模型不能退化以上兩種模型，因此，空間杜賓模型(SDM)適用于該研究.Hausman檢驗的p值為0.000，表明選擇固定效應模型.綜合以上檢驗分析，該文選取雙固定空間杜賓模型(SDM)進行建模分析，利用stata15軟件，得到模型估計結果見表7.

表7 空間杜賓模型(SDM)的估計結果

從表7中可以看到，空間杜賓模型(SDM)的空間自回歸系數(shù)為0.3021，其值為正，且通過1%顯著性檢驗，表明長江經(jīng)濟帶11省市的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化呈現(xiàn)出正向的空間相關性，區(qū)域內的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平具有明顯的空間集聚效應.模型的擬合優(yōu)度R2值為0.7438，說明空間杜賓模型(SDM)的擬合效果較好.

核心解釋變量綠色信貸(gc)的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，說明長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有顯著的促進作用，隨著綠色信貸規(guī)模的擴大，長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平也將進一步提升.

控制變量中投資水平(inv)和城鎮(zhèn)化水平(ur)兩個變量通過了顯著性檢驗，其中，城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為正，地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高能夠推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化與升級，使得產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平升高；而投資水平系數(shù)為負，對長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化表現(xiàn)出一定的負向影響.對外開放(open)、創(chuàng)新能力(inn)和人力資本(hr)未能通過顯著性檢驗，表明在樣本區(qū)間內這三個變量對長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化無明顯的效應.

3.3.3 空間效應分解

由于空間計量模型中，某個解釋變量對被解釋變量的總效應與其系數(shù)大小并不相等，難以直接通過空間面板模型的回歸系數(shù)來度量這種影響的大小關系.為了解決這一問題，LeSage和Pace(2009)提出直接效應、間接效應和總效應，可利用效應分解來分析某地區(qū)自變量分別對本地區(qū)因變量、鄰近地區(qū)因變量和所有地區(qū)因變量的具體影響，其中，自變量對鄰近地區(qū)因變量的影響是間接效應，又稱為空間溢出效應.因此，長江經(jīng)濟帶各變量對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的具體影響程度和影響機制還需通過效應分解來進一步判斷.表8是利用空間杜賓模型(SDM)計算的直接效應、間接效應和總效應值.

表8 空間杜賓模型(SDM)的直接效應、間接效應和總效應

表8結果顯示了核心解釋變量和各控制變量對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的直接效應、間接效應和總效應.

核心解釋變量綠色信貸的直接效應、間接效應和總效應均通過顯著性檢驗.從直接效應來看，長江經(jīng)濟帶11省市綠色信貸對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響系數(shù)為0.3373，且在1%的水平下顯著，即綠色信貸規(guī)模的擴大，將會使本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平提高.從這種影響的機制上來說，長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有正向的反饋效應，當長江經(jīng)濟帶某省市的綠色信貸規(guī)模擴大時，不僅直接帶動本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平的提升，還會對臨近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化帶來促進作用，這種作用又反過來給本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展帶來正向影響，推動本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級.從間接效應來看，長江經(jīng)濟帶11省市綠色信貸對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響系數(shù)為1.8094，在1%的水平下顯著，表明綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響具備明顯的空間溢出效應，且這種效應的影響比直接效應要大.具體來說，對于某省市而言，其相鄰省市綠色信貸規(guī)模的增加會對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響，帶動本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平提升；同樣地，提升本地區(qū)綠色信貸規(guī)模，也會相應地促進相鄰省市產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展，提高相鄰省市的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平.從總效應來看，長江經(jīng)濟帶11省市綠色信貸對整體區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響系數(shù)為2.1467，且在1%的水平下顯著，表明個體綠色信貸對整體區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有明顯的正向影響.對于長江經(jīng)濟帶某省市來說，本地區(qū)綠色信貸規(guī)模的擴大，在平均意義上會導致區(qū)域整體的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平上升，推動所有地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構進一步優(yōu)化升級.

從控制變量對外開放、創(chuàng)新能力、投資水平、人力資本、城鎮(zhèn)化水平的效應分解結果中可以看到，直接效應中，投資水平和城鎮(zhèn)化水平通過了顯著性檢驗；間接效應中對外開放、投資水平和城鎮(zhèn)化水平通過了顯著性檢驗；總效應中，投資水平和城鎮(zhèn)化水平通過了顯著性檢驗.總體而言，在控制變量中，長江經(jīng)濟帶11省市的投資水平和城鎮(zhèn)化水平對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響顯著，兩者都既存在對本地區(qū)的直接效應，也存在對鄰近省市的空間溢出效應.其中，投資水平具有負向效應，這一方面與資金投向的產(chǎn)業(yè)分布不夠協(xié)調有關，導致固定資產(chǎn)投資的方向與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的方向不相適應；另一方面與企業(yè)的投資決策以及政府相關投資政策實施的滯后性有關，導致固定資產(chǎn)投資對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的促進效果沒能立竿見影.城鎮(zhèn)化水平具有正向效應，城市化進程的加速能夠創(chuàng)造就業(yè)機會、密切城鄉(xiāng)交流、促進人口轉化，從而對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平的提升有顯著的正向推動作用.

4 結論與建議

該文在對綠色信貸與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化綜合指數(shù)進行測算的基礎上，通過構建空間面板模型探討了綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的具體影響.結果發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶綠色信貸對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有顯著的推動作用，這種影響是對于自身正向的直接效應和對于鄰近地區(qū)的正向空間溢出效應“雙管齊下”的結果，即某地區(qū)綠色信貸規(guī)模的擴大，既能直接提升本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平，也能提升鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平.

為了切實提升長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平，長江經(jīng)濟帶應當制定系統(tǒng)性的綠色發(fā)展框架，設立嚴格的環(huán)境準入門檻，深化“綠色發(fā)展理念”，全面推動金融層面的供給側結構性改革，為長江經(jīng)濟帶綠色信貸發(fā)展提供不竭動力和健康的市場環(huán)境；要充分發(fā)揮綠色信貸在資本形成和信息傳導方面的特殊功能，滿足長江經(jīng)濟帶各省市在向綠色經(jīng)濟轉型過程中的大量資金需求，大力推動長三角、長江中游、成渝等城市群的綠色經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)向綠色城市群轉型，從而間接促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；注重產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的層次性，以長江經(jīng)濟帶“一軸、兩翼、三極、多點”的發(fā)展新格局作為重要依托，充分發(fā)揮重點地區(qū)的經(jīng)濟輻射作用，系統(tǒng)性提升區(qū)域整體的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，促進區(qū)域內各省市間的生產(chǎn)要素流動，強化區(qū)域聯(lián)動性，實現(xiàn)優(yōu)勢互補.