綠色金融、空間外溢與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展
——兼論市場化的門檻效應(yīng)

宋玉茹

（中共中央黨校研究生院，北京 100091）

引言

自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)歷經(jīng)多年高速增長已經(jīng)碩果累累。我國經(jīng)濟(jì)總量穩(wěn)居世界第二，人均收入也逐漸步入全球高收入經(jīng)濟(jì)體行列。當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展已邁入新時(shí)代，正在向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型，黨中央多次強(qiáng)調(diào)要通過多種途徑來提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。金融業(yè)作為一國經(jīng)濟(jì)的“助推器”和“潤滑劑”，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心動(dòng)能之一。近年來，我國綠色金融發(fā)展驀然興起，其作為可持續(xù)發(fā)展的重要著力點(diǎn)之一，頻頻受到社會(huì)各界的重點(diǎn)關(guān)注。在我國，綠色金融被定義為以支持環(huán)境改善、應(yīng)對氣候變化和資源節(jié)約高效利用的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即對環(huán)保、節(jié)能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領(lǐng)域的項(xiàng)目投融資、項(xiàng)目運(yùn)營、風(fēng)險(xiǎn)管理等所提供的金融服務(wù)[1]。相較于傳統(tǒng)金融而言，綠色金融更加強(qiáng)調(diào)生存環(huán)境利益而非自身盈利能力，更加注重通過自身活動(dòng)維持自然生態(tài)平衡，講究金融活動(dòng)與環(huán)境保護(hù)相統(tǒng)一，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展為己任。綠色金融伴隨“綠色發(fā)展”應(yīng)運(yùn)而生，綠色金融不僅是我國金融發(fā)展的新道路，也代表著國際金融領(lǐng)域發(fā)展的新趨勢之一。當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，國內(nèi)綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色改造對金融業(yè)的需求日漸增長，綠色金融發(fā)展也接連取得重大進(jìn)展，綠色基金、綠色保險(xiǎn)、綠色信托等新產(chǎn)品紛至沓來。種種研究表明，發(fā)展綠色金融是我國實(shí)現(xiàn)新時(shí)代高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑之一。綠色金融發(fā)展能否有效帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，市場化改革推進(jìn)能否助力經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升，是目前各界都在關(guān)注的焦點(diǎn)問題之一。本文對當(dāng)下綠色金融和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究成果做出了一定完善，希望拋磚引玉，對以后的相關(guān)研究有所啟發(fā)。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）綠色金融發(fā)展政策梳理

發(fā)展綠色金融離不開完善、牢靠的政策體系作為支撐。盡管綠色金融在我國的發(fā)展熱度是從近年來才開始，但是自20世紀(jì)80年代以來，我國就實(shí)施了相應(yīng)的生態(tài)環(huán)境保護(hù)金融政策。1981年2月，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于在國民經(jīng)濟(jì)調(diào)整時(shí)期加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)工作的決定》，此次決定在信貸管理中首次將環(huán)境因素考慮入內(nèi)；2012年，“生態(tài)文明建設(shè)”這一概念在十八大報(bào)告中得到了清晰闡釋，并正式進(jìn)入了黨章；2015年9月，“建設(shè)綠色金融體系”在中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《生態(tài)文明體制改革總體方案》中鮮明列出，由此，“綠色金融”正式作為國家戰(zhàn)略進(jìn)入大眾視野；2016年3月，“十三五”規(guī)劃綱要落成，綱要中明確指出要“建立綠色金融體系，發(fā)展綠色信貸、綠色債券，設(shè)立綠色發(fā)展基金”；2016年8月，《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》發(fā)布后，作為綠色金融發(fā)展的頂層設(shè)計(jì)，我國“綠色金融體系”的演進(jìn)得到了國家層面的總體規(guī)劃；2020年3月，“十四五”規(guī)劃和2035 遠(yuǎn)景目標(biāo)發(fā)布，其中明確指出要“大力發(fā)展綠色金融”。至此，發(fā)展綠色金融已成為我國生態(tài)建設(shè)工作的重要著力點(diǎn)；2021年3月，《深圳經(jīng)濟(jì)特區(qū)綠色金融條例》正式實(shí)施，作為我國第一部綠色金融相關(guān)法律法規(guī)，它標(biāo)志著我國綠色金融發(fā)展的制度保障首次從政策規(guī)定上升到法律約束的層面之上，也昭示著此后各地綠色金融發(fā)展的規(guī)范性、嚴(yán)謹(jǐn)性趨勢。截至目前，我國已擁有較為完善的綠色金融政策體系，位居全球先列[2]。

（二）綠色金融相關(guān)研究

當(dāng)前，國內(nèi)外關(guān)于綠色金融的研究成果已初具規(guī)模，本文主要從綠色金融的概念界定、效用價(jià)值以及發(fā)展測度三個(gè)方面對其進(jìn)行梳理。謝旭升、嚴(yán)思屏（2021）[3]稱綠色金融為“環(huán)境金融”或“可持續(xù)金融”；Cowan E（1999）[4]認(rèn)為綠色金融屬于環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)與金融學(xué)的交叉學(xué)科，旨在應(yīng)對生態(tài)環(huán)境保護(hù)的花費(fèi)問題；Salazar J（1998）[5]認(rèn)為綠色金融本質(zhì)上是一種金融創(chuàng)新，同時(shí)也是在金融領(lǐng)域與環(huán)境保護(hù)之間溝通的橋梁。不同地區(qū)對綠色金融往往有不同的理解，發(fā)達(dá)國家更傾向于關(guān)注氣候變化以及綠色技術(shù)在生態(tài)保護(hù)層面上的創(chuàng)新和應(yīng)用，而發(fā)展中國家則更關(guān)注減少能耗的金融投資[6]。

當(dāng)前，我國綠色金融發(fā)展方興未艾，各方面都與國外差異明顯[7]，對綠色金融發(fā)展效用價(jià)值的探索亟待深入。而國內(nèi)外關(guān)于綠色金融效用價(jià)值的評價(jià)角度傾向于多元化。Soundarrajan P、Vivek N（2016）[8]指出，綠色金融首先作為生態(tài)建設(shè)衍生手段，不僅會(huì)助力于自然環(huán)境改善，還與金融領(lǐng)域自身發(fā)展建設(shè)以及整體國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展都密不可分；王康仕（2019）[9]從微觀角度研究得出，綠色金融發(fā)展水平越高，對微觀企業(yè)綠色投資的帶動(dòng)效應(yīng)越明顯，也會(huì)拉動(dòng)企業(yè)的整體投資水平；李朋林、葉靜童（2019）[10]從綠色金融政策制定與實(shí)施出發(fā)，認(rèn)為我國綠色金融發(fā)展一向?qū)儆谑苷鲗?dǎo)的“自上而下”發(fā)展模式；魏麗莉、楊穎（2020）[11]指出，綠色金融發(fā)展政策效力較強(qiáng)，一般可以帶來正向的環(huán)境效應(yīng)，綠色金融發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級、生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)章制度的完善化與嚴(yán)格化，都可以為環(huán)境改善帶來積極作用。

目前關(guān)于綠色金融的測度問題尚處于探索階段，大多采取構(gòu)建綠色金融發(fā)展指標(biāo)的方式對其進(jìn)行評價(jià)。王鳳榮（2018）[12]采用政策供給端的定量指標(biāo)來對綠色金融發(fā)展進(jìn)行測度；Li W（2014）[13]采取商業(yè)銀行的赤道原則比例、綠色信貸發(fā)放量等作為描述指標(biāo)；胡夢達(dá)（2020）[14]認(rèn)為單一指標(biāo)往往無法準(zhǔn)確測量綠色金融的發(fā)展水平，應(yīng)構(gòu)建綜合指標(biāo)來衡量綠色金融發(fā)展以及相關(guān)指數(shù)；劉娜（2015）[15]則基于東部、中部、西部的發(fā)展差異展開關(guān)于區(qū)域綠色金融的研究?？偨Y(jié)來看，構(gòu)建起科學(xué)、準(zhǔn)確的衡量指標(biāo)體系進(jìn)而展開研究是當(dāng)下亟須解決的問題之一。

（三）經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)研究

當(dāng)前，我國主要矛盾已轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡、不充分發(fā)展之間的矛盾[16]，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展也逐漸由追求數(shù)量增長轉(zhuǎn)型到謀求質(zhì)量提高?！敖?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”這一理念提出之后便受到各界廣泛關(guān)注。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵如何準(zhǔn)確界定？如何準(zhǔn)確測度我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平？經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展會(huì)受到哪些因素影響？這些問題方興未艾，百家爭鳴，值得進(jìn)一步深入探討。

從內(nèi)涵出發(fā)，任保平（2018）[17]指出，所謂“高質(zhì)量發(fā)展”不僅僅局限于數(shù)量增加，更重要的是質(zhì)量優(yōu)化，高質(zhì)量發(fā)展要兼顧質(zhì)量與數(shù)量，要達(dá)到數(shù)量與質(zhì)量的有機(jī)統(tǒng)一，“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”是一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的高級階段與最優(yōu)狀態(tài)。逄錦聚[18]認(rèn)為，“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”就“經(jīng)濟(jì)增長”“經(jīng)濟(jì)發(fā)展”而言是相對獨(dú)立的概念，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不同于以往的經(jīng)濟(jì)增長，它的核心在于激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力、提高經(jīng)濟(jì)本身的創(chuàng)新水平從而優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長效率，實(shí)現(xiàn)“有效率”的經(jīng)濟(jì)增長。馬茹和羅暉（2019）[19]則指出，在當(dāng)前國內(nèi)外風(fēng)雨如磐的嚴(yán)峻形勢下，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不僅是一種新的發(fā)展態(tài)勢，還是我國當(dāng)前所面對的重大道路選擇，也是質(zhì)量更高、效率更優(yōu)、更加穩(wěn)定、更加開放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方略?？傮w而言，各界對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的界定較為清晰，都強(qiáng)調(diào)發(fā)展質(zhì)量、發(fā)展效率，而不僅僅局限于數(shù)量增加。

關(guān)于對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度，當(dāng)前眾多研究中都傾向于構(gòu)建評價(jià)指標(biāo)體系對高質(zhì)量發(fā)展水平或者“發(fā)展質(zhì)量”進(jìn)行測度[20]。這類指標(biāo)評價(jià)體系有些基于五大發(fā)展理念展開[21]，也有些學(xué)者將體系研究進(jìn)一步細(xì)化。魏敏和李書昊（2018）[22]的測度體系將經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、基礎(chǔ)設(shè)施完善等涵蓋入內(nèi)。任保顯（2020）[23]則基于生產(chǎn)、分配、流通和消費(fèi)及其外部性展開構(gòu)建指標(biāo)體系，測度省級經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的評價(jià)范圍一般分為國家層面[24-25]、省級層面[26-27]、縣市層面[28]以及各類區(qū)域[29-30]、行業(yè)部門層面[31-32]。學(xué)者們在關(guān)注省級經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度時(shí)，往往也會(huì)研究到我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量空間分布不平衡性問題[33]。但是當(dāng)前對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量測度的綜合指標(biāo)尚未有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，也有學(xué)者出于對指標(biāo)體系的主觀性懷疑，采取單一指標(biāo)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平[34-35]。總體而言，從廣義角度出發(fā)，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不應(yīng)僅僅囿于經(jīng)濟(jì)范疇之中，政治、社會(huì)、文化、生態(tài)文明等方面的因素都應(yīng)該加以考量。盡管當(dāng)前衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)的評價(jià)體系依舊處于籌備發(fā)展?fàn)顟B(tài)，并且單一指標(biāo)更為簡潔，但是構(gòu)建完善的指標(biāo)體系是目前對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展量化研究的主要手段，因此本文認(rèn)為構(gòu)建指標(biāo)體系更具信服力。

當(dāng)前研究結(jié)果能夠達(dá)成的共識(shí)是，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量應(yīng)得到進(jìn)一步提升，區(qū)域間發(fā)展不平衡問題也亟待解決[36]。在有關(guān)影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展因素的探討中，城鎮(zhèn)化水平[37]、經(jīng)濟(jì)開放程度[38]、財(cái)政支出[39]、外資水平[40]等都是帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要力量。除此之外，金融結(jié)構(gòu)[41]、產(chǎn)業(yè)集聚[42]、金融集聚[43]、科技創(chuàng)新[44]、金融效率[45]、全要素生產(chǎn)率[46]等也是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的主要因素。近年來，關(guān)于綠色金融[47]、數(shù)字經(jīng)濟(jì)[48]、科技金融[49]等金融發(fā)展主題對高質(zhì)量發(fā)展影響與作用機(jī)制的研究也多有呈現(xiàn)，探析我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響因素以及提升路徑具有重要的實(shí)踐意義。

（四）綠色金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展

當(dāng)前國內(nèi)關(guān)于綠色金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間聯(lián)系的研究方興未艾，而學(xué)者們常?；谑〖壝姘鍞?shù)據(jù)對兩者展開研究。雷漢云（2020）[50]基于31 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，得出了綠色金融發(fā)展可以通過改善生態(tài)環(huán)境助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的結(jié)論；董曉紅（2018）[51]則同樣基于省份面板數(shù)據(jù)，印證了我國綠色金融與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高度協(xié)調(diào)耦合狀態(tài)；周琛影等（2022）[52]采用主成分分析法分別合成綠色金融發(fā)展綜合指數(shù)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)，研究結(jié)果認(rèn)為綠色金融可以提升經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展綜合水平，但是綠色金融在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展的同時(shí)卻會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展；張芳等（2020）[53]則指出，金融機(jī)構(gòu)綠色金融投放可以優(yōu)化資金配置、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級從而影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是其中重要的中介路徑。理清綠色金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的作用機(jī)理是開展研究的前提，綠色金融不僅關(guān)乎我國國計(jì)民生，也是綠色金融連接金融機(jī)構(gòu)與綠色發(fā)展之間的“潤滑劑”和“助力器”，是深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、加快新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換、引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑[54]。目前的研究成果主要認(rèn)為綠色金融助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)現(xiàn)路徑主要在于從企業(yè)、公眾乃至國家層面上加快引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化調(diào)整，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

而當(dāng)前隨著我國市場化改革不斷深入，資源配置方式由起初的“市場為輔”逐漸演變?yōu)椤笆袌鲋鲗?dǎo)”[55]，而綠色金融是目前我國金融機(jī)構(gòu)開展差異化經(jīng)營的新興領(lǐng)域，也是金融機(jī)構(gòu)履行社會(huì)責(zé)任與實(shí)現(xiàn)自身盈利的最佳結(jié)合點(diǎn)[56]?？梢哉f，綠色金融本身就是以市場化改革為背景所推行的國家發(fā)展戰(zhàn)略。我國金融業(yè)發(fā)展本身就具有一定的市場化傾向，并且市場化進(jìn)程不僅能夠促使形成更為統(tǒng)一與規(guī)范的競爭秩序，還會(huì)放大市場化競爭[57]，市場競爭到達(dá)一定程度時(shí)還會(huì)優(yōu)化技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量[58]。除此之外，在金融數(shù)字化的背景下，較高的市場化水平會(huì)降低金融主體的參與門檻，加速信息多維流動(dòng)，從而達(dá)到提高金融業(yè)發(fā)展質(zhì)量的目的[59]。但是市場化改革的推進(jìn)也可能會(huì)經(jīng)歷市場基礎(chǔ)設(shè)施配置不完善、政府調(diào)控與市場調(diào)節(jié)失衡的階段，在這種形勢下可能反倒對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升產(chǎn)生一定阻礙[60]。

基于整體研究綜述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：綠色金融發(fā)展會(huì)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量帶來正向作用。

假設(shè)2：市場化推進(jìn)有利于增強(qiáng)綠色金融對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升效應(yīng)。

二、指標(biāo)選擇、模型設(shè)定以及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說明

本文選取2011—2019年我國各省份（西藏除外）年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，所使用的數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、各省統(tǒng)計(jì)年鑒以及Wind 數(shù)據(jù)庫。各個(gè)變量的定義與選擇如下：

1.被解釋變量?？紤]指標(biāo)體系構(gòu)建的完整度，本文借鑒孫豪等（2020）[61]的研究方法，從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五個(gè)角度構(gòu)建我國省級經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價(jià)指標(biāo)體系，具體變量選擇如表1所示。

表1 經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展評價(jià)指標(biāo)體系

本文采用熵值法對2011—2019年我國各省份（西藏除外）經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行測度，計(jì)算結(jié)果如圖1所示。由圖1可見，我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在較大的區(qū)域不平衡性，諸如北京、天津、上海、廣東等經(jīng)濟(jì)領(lǐng)跑地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平相對較高，整體而言西部遜于東中部，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)省份的發(fā)展質(zhì)量一般也較高。

圖1 各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量

2.解釋變量。本文核心解釋變量為綠色金融發(fā)展指數(shù)。由于目前綠色金融發(fā)展尚未形成系統(tǒng)的評價(jià)方法，學(xué)術(shù)界一般通過構(gòu)建指標(biāo)體系的方式對其進(jìn)行衡量。本文借鑒李曉西（2014）[62]、高錦杰等（2021）[63]的研究成果，從綠色信貸、綠色證券、綠色保險(xiǎn)、綠色投資和碳金融五個(gè)維度出發(fā)對我國各省綠色金融發(fā)展水平進(jìn)行衡量，并運(yùn)用熵值法進(jìn)行指標(biāo)合成。具體指標(biāo)選擇如表2所示。

表2 綠色金融發(fā)展指數(shù)評價(jià)指標(biāo)體系

3.控制變量。綜合現(xiàn)有研究成果，本文選取各省政府規(guī)模（政府財(cái)政支出/地區(qū)生產(chǎn)總值）、全要素生產(chǎn)率、失業(yè)水平、金融集聚水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值）、城鎮(zhèn)化水平作為控制變量。這些變量都是在以往研究中被證實(shí)對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量有所影響的變量。其中，由于政府支出的擠出效應(yīng)會(huì)隨著規(guī)模不同產(chǎn)生不同影響，本文加入政府規(guī)模的二次項(xiàng)作為控制變量。

4.門檻變量。當(dāng)前，我國市場化改革涉及經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等方方面面，本文選取王小魯?shù)龋?019）[64]測算出的省級市場化指數(shù)作為衡量市場化程度的指標(biāo)。市場化指數(shù)越大，意味著該省市場化程度越高。

本文各個(gè)變量的定義與符號如表3所示。

表3 變量定義

（二）模型設(shè)定

1.空間面板模型。本文采用空間面板模型來探究區(qū)域綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響，首先引入莫蘭指數(shù)來檢驗(yàn)兩個(gè)變量的空間依賴性。地理學(xué)第一定律（Tobler's First Law of Geography)曾指出：“一切事物之間都是存在相關(guān)關(guān)系的，并且當(dāng)其位置相近時(shí)，這種關(guān)聯(lián)會(huì)表現(xiàn)得更加緊密”。[65]莫蘭指數(shù)（Moran's I）是空間計(jì)量學(xué)中用來度量空間自相關(guān)性的指數(shù)[66]，本文分析所使用的是全局莫蘭指數(shù)（Global Moran's I），計(jì)算公式如式（1）所示。

以綠色金融發(fā)展指數(shù)為例，其中n為計(jì)算所涉及的區(qū)域總數(shù)，本文選取30 個(gè)省份作為計(jì)算基礎(chǔ)，即n=30；Xi表示當(dāng)年份某地區(qū)的具體觀測值，即該省份的綠色金融發(fā)展指數(shù)，W 則代表計(jì)算所需要的空間權(quán)重矩陣。本文分別選取地理距離權(quán)重矩陣（W1）、空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W2）、地理與經(jīng)濟(jì)距離嵌套矩陣（W3）來計(jì)算莫蘭指數(shù)。其中，在W1中，Wij表示i、j兩個(gè)地區(qū)之間地理距離絕對值的倒數(shù)；W2將各個(gè)地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間自相關(guān)性加以考量，其矩陣中Wij代表i、j 兩個(gè)地區(qū)之間人均GDP 差值絕對值的倒數(shù)；而W3則將地理距離與經(jīng)濟(jì)距離綜合考慮，W3=kW1+(1-k)W2，k的取值位于[0，1]之間，本文參考邵帥等（2016）[67]的研究成果，取k值為0.5。

本文運(yùn)用stata 軟件計(jì)算出我國2011-2019年30 個(gè)省份綠色金融發(fā)展指數(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的莫蘭指數(shù)。莫蘭指數(shù)取值范圍位于[-1，1]之間，數(shù)值越大，說明空間正相關(guān)性越強(qiáng)[68]。

基于空間自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果，本文進(jìn)一步構(gòu)建空間計(jì)量模型，對不同省份之間各個(gè)要素的空間效應(yīng)進(jìn)行定量分析。在模型設(shè)定之前先假設(shè)本文所采取的最優(yōu)空間計(jì)量回歸模型為空間杜賓模型（SDM），具體回歸選擇將依照后文的診斷性檢驗(yàn)結(jié)果而定。具體形式如下：

在式（2）中，Xcontrol為系列控制變量的統(tǒng)寫，α0為常數(shù)項(xiàng)，ρ代表空間自回歸系數(shù)，W 代表標(biāo)準(zhǔn)化之后的空間權(quán)重矩陣，δ代表解釋變量空間滯后項(xiàng)的影響系數(shù)向量，μi和φi分別代表時(shí)間效應(yīng)和空間效應(yīng)，εit則為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

除此之外，一方面為了緩解內(nèi)生性問題的影響，另一方面也將各個(gè)省份前期行為對空間依存關(guān)系的影響加以考量，本文進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型如下所示：

相較于式（2），式（3）中加入了被解釋變量的一階滯后項(xiàng)。為了更加準(zhǔn)確地對單個(gè)觀測單元的某一因素對鄰近單元所產(chǎn)生的空間效應(yīng)進(jìn)行觀測，本文進(jìn)一步對式（3）采用偏微分矩陣運(yùn)算，將其改寫為：

在式（4）中，I為單位矩陣，R 代表誤差項(xiàng)、截距項(xiàng)、時(shí)間效應(yīng)以及空間效應(yīng)的綜合項(xiàng)。進(jìn)行偏微分矩陣運(yùn)算之后，得到被解釋變量的第k個(gè)解釋變量的偏導(dǎo)矩陣如下：

空間溢出效應(yīng)代表其他省份綠色金融發(fā)展對i地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量所產(chǎn)生的影響。

2.門限回歸模型。本文引入門限回歸模型對不同市場化程度下綠色金融發(fā)展對省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的作用效果，模型構(gòu)建如下：

在式（6）中，Mar 表示門檻變量市場化水平，γ代表門限值。假設(shè)虛擬變量I(γ) =(Marit≤γ)，I{· }為伯努利變量，若Marit≤γ，則I=1，反之I=0。式（6）為僅包含單一門限值的基本回歸方程式，當(dāng)存在多個(gè)門限值時(shí)，模型設(shè)定為：

在式（7）中，γ1＜γ2。當(dāng)回歸模型中存在雙門限時(shí)，一般假設(shè)之前所估計(jì)的單一門限值為已知，同時(shí)也需要對第一個(gè)門限值加以檢驗(yàn)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

在回歸之前，應(yīng)先對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，以便對其直觀了解，結(jié)果如表4所示。

本文中各項(xiàng)指標(biāo)分別包含270個(gè)原始數(shù)據(jù)，由表4結(jié)果可見各個(gè)變量的異常值并不明顯。進(jìn)行回歸之前還要對各個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，以初步判斷假設(shè)的合理性，囿于篇幅本文不再使用表格匯報(bào)。根據(jù)stata 相關(guān)性分析的結(jié)果來看，綠色金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，各個(gè)變量之間兩兩相關(guān)系數(shù)基本上都小于0.5，并且大多數(shù)小于0.3，可以判斷本文的解釋變量之間并不存在多重共線性問題。為了保證模型滿足古典假設(shè)，進(jìn)一步對兩模型進(jìn)行VIF檢驗(yàn)，得出模型中VIF檢驗(yàn)結(jié)果為7.47，遠(yuǎn)小于10，可以認(rèn)為本文模型并不存在多重共線性問題。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

表5匯總了運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)對我國各省綠色金融發(fā)展指數(shù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量分別進(jìn)行的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，在三類權(quán)重矩陣之下，兩個(gè)變量的全局莫蘭指數(shù)均為正值，表明我國各省綠色金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量都呈現(xiàn)正向的空間相關(guān)性特征。總體來看，在W2權(quán)重之下，綠色金融發(fā)展指數(shù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的莫蘭指數(shù)普遍大于在W1和W3權(quán)重之下的結(jié)果，這就意味著經(jīng)濟(jì)因素和地理距離在影響綠色金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的正向空間依賴性層面上，分別發(fā)揮著助長與縮小兩種效應(yīng)。

表5 全局莫蘭指數(shù)表

（二）空間計(jì)量結(jié)果分析

1.診斷性檢驗(yàn)。在對模型進(jìn)行空間計(jì)量回歸之前，需要先進(jìn)行診斷性檢驗(yàn)，表6匯總了診斷性檢驗(yàn)的結(jié)果。由表6的LM 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在三種權(quán)重矩陣之下，LM 統(tǒng)計(jì)量基本通過了顯著性檢驗(yàn)，且針對空間滯后模型穩(wěn)健LM檢驗(yàn)值的顯著性明顯優(yōu)于空間誤差模型，所以，相對而言空間滯后模型比空間誤差模型更適用于本文研究。由豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果來看，固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。Wald 檢驗(yàn)結(jié)果則表明，在三種權(quán)重矩陣之下，空間杜賓模型（SDM）無法向空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM）轉(zhuǎn)化。結(jié)合所有LR 統(tǒng)計(jì)量都通過了顯著性檢驗(yàn)來看，可以將本文研究模型擴(kuò)展為雙向固定效應(yīng)模型。綜上，本文最終選擇雙向固定效應(yīng)下的空間杜賓模型來檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間作用效果。

表6 空間計(jì)量模型診斷性檢驗(yàn)

2.空間杜賓模型計(jì)量結(jié)果。表7匯總了空間杜賓模型的回歸結(jié)果。其中（1）（3）（5）為三類空間權(quán)重矩陣之下靜態(tài)空間杜賓模型回歸結(jié)果，（2）（4）（6）中則納入了被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，作為相應(yīng)的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在W1、W2、W3三種空間權(quán)重之下，無論是靜態(tài)模型還是動(dòng)態(tài)模型中，綠色金融發(fā)展水平指數(shù)的系數(shù)均為正值且都在1%的水平下顯著，表明綠色金融發(fā)展能夠顯著地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升，由此假說1便得到了驗(yàn)證。深化綠色金融發(fā)展是新時(shí)代金融發(fā)展的必經(jīng)之路，是關(guān)乎國計(jì)民生的發(fā)展戰(zhàn)略，也是關(guān)乎生態(tài)環(huán)境保護(hù)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要手段之一，提升綠色金融發(fā)展水平能夠有效帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

表7 空間面板模型回歸結(jié)果

此外，本文將滯后項(xiàng)納入模型中所構(gòu)成的動(dòng)態(tài)空間模型，不僅可以有效緩解內(nèi)生性問題，還可以更加準(zhǔn)確地衡量模型中空間溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化。由表7可見，空間滯后系數(shù)、時(shí)間滯后系數(shù)以及時(shí)空滯后系數(shù)均顯著為正。因而可以得出：第一，在空間維度上，相鄰省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平能夠?qū)Ρ臼〗?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量做出正向預(yù)測，進(jìn)一步證實(shí)了我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間集聚性，符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)；第二，在時(shí)間維度上，我國各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量呈現(xiàn)出明顯的路徑依賴性特征，當(dāng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平能夠正向預(yù)測下一期發(fā)展質(zhì)量，這意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升不是一蹴而就的，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展需要一個(gè)長期積累的過程；第三，綜合時(shí)間、空間雙維度來看，對上一期中較為臨近或經(jīng)濟(jì)條件相似的省份而言，其較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量也會(huì)對本省份當(dāng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升具有顯著的推動(dòng)作用，本文認(rèn)為這可以歸因于相鄰省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“溢出效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是我國新時(shí)代的重要任務(wù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量較高的省份能起到很好的帶頭示范作用，使鄰近省份不僅可以承接其發(fā)展外溢的效用，還可以效仿其發(fā)展路徑，更好地助力于自身發(fā)展質(zhì)量的提升。

就控制變量而言，結(jié)果顯示，在三種空間權(quán)重矩陣之下，政府支出規(guī)模、失業(yè)水平、金融集聚水平、城鎮(zhèn)化水平都一致表現(xiàn)出顯著影響，而其他變量則并不一致顯著。政府支出規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量呈現(xiàn)顯著的倒“U”形影響，即隨著政府支出規(guī)模的提高，其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響是先促進(jìn)后拖累。這是因?yàn)樵谡С鲆?guī)模較低時(shí)，適當(dāng)提高財(cái)政投入會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)政府支出過度時(shí)，會(huì)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，從而抑制市場投資活力，拖累經(jīng)濟(jì)發(fā)展。失業(yè)水平系數(shù)均為負(fù)值，說明地區(qū)失業(yè)率上升會(huì)拖累經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，這與眾多理論研究成果相一致。城鎮(zhèn)化水平系數(shù)均為正值，說明進(jìn)一步提升城鎮(zhèn)化率可以有效驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。金融集聚水平系數(shù)均為正值，說明提升區(qū)域金融集聚程度是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑。

3.綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間效應(yīng)分解。當(dāng)區(qū)域之間存在空間溢出效應(yīng)時(shí)，某個(gè)變量的變化不僅會(huì)對本省經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量造成影響，還會(huì)影響到鄰近省份或經(jīng)濟(jì)條件類似省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。為此，本文將綠色金融和控制變量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)以進(jìn)一步分析。

表8匯總了SDM模型空間效應(yīng)分解結(jié)果。從綠色金融發(fā)展指數(shù)來看，在不同的空間權(quán)重矩陣之下各類影響的表現(xiàn)略有不同，但各個(gè)系數(shù)均為正值，由此假設(shè)1再次得到驗(yàn)證。同時(shí)，在三類空間權(quán)重矩陣之下，各個(gè)影響系數(shù)短期大于長期，直接大于間接，因此可以認(rèn)為綠色金融發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響多在短期，并且不以空間溢出為主。進(jìn)一步觀察系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，短期由經(jīng)濟(jì)條件類似所帶來的空間溢出效應(yīng)大于地理位置鄰近所帶來的空間溢出效應(yīng)，長期則與之相反。究其原因，主要是目前我國綠色金融發(fā)展存在一定的區(qū)域不平衡性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，綠色金融推進(jìn)也較快，故在短期內(nèi)，本地區(qū)綠色金融發(fā)展水平的提升更容易在基礎(chǔ)設(shè)施相近、市場狀況類似的地區(qū)產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)，而在長期內(nèi)，這種外溢更易到達(dá)鄰近地區(qū)。

表8 綠色金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的分解結(jié)果

從控制變量來看，政府支出在長期和短期內(nèi)的直接影響中均表現(xiàn)出顯著的倒“U”形特征，并且系數(shù)相差不大，但空間外溢效應(yīng)并不顯著。失業(yè)水平對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著的負(fù)向拖累作用，且短期大于長期、直接大于間接。究其原因，在經(jīng)濟(jì)條件相似的兩個(gè)省份之中，由于人才結(jié)構(gòu)、市場基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、資金流動(dòng)所表現(xiàn)出的相似性，所以一個(gè)省份失業(yè)水平提升可能意味著另一個(gè)省份就業(yè)條件惡化，從而引起經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量一定程度的削弱。在三類權(quán)重矩陣之下，城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量均具有明顯的直接影響，且長期大于短期，說明在我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的道路上，城鎮(zhèn)化水平這一因素一直發(fā)揮著重要作用，進(jìn)一步提高城鎮(zhèn)化率可以有效促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。金融集聚水平對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響也主要體現(xiàn)為直接影響，且這種影響的系數(shù)在短期和長期內(nèi)相當(dāng)。

（三）門限回歸分析

為了對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，本文引入門限回歸模型，運(yùn)用Bootstrap 反復(fù)抽樣法檢驗(yàn)市場化指標(biāo)（Mar）的門檻特征。從表9的檢驗(yàn)結(jié)果來看，市場化水平雙門檻特征顯著，兩個(gè)門檻值依次為4.4200和8.9478，由此可以將樣本劃分為（2.371852，4.4200］、（4.4200，8.9478］ 和 （8.9478，11.10926］三個(gè)區(qū)間。

表9 市場化的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表10匯總了根據(jù)模型（7）所構(gòu)建的雙門限面板模型的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在對地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)控制之后，綠色金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響表現(xiàn)出明顯的市場化異質(zhì)性特征，由此假設(shè)2得到驗(yàn)證。在區(qū)間（4.4200，8.9478］之內(nèi)，綠色金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展表現(xiàn)出顯著的正向影響，在其他區(qū)間內(nèi)這種影響并不明顯。究其原因，綠色金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生提升效應(yīng)既需要一定的市場化環(huán)境，又不能過度依賴市場調(diào)節(jié)。在市場化程度不高的階段中，資源配置以政府調(diào)控為主，市場為輔，但綠色金融本身就偏政策化，并不是市場經(jīng)濟(jì)條件下的產(chǎn)物，其發(fā)展并不能按照市場經(jīng)濟(jì)條件下的均衡模型來定奪。發(fā)展綠色金融要以保護(hù)生態(tài)環(huán)境為導(dǎo)向，而并非以利益為導(dǎo)向，因此高度市場化競爭的條件其實(shí)并不利于綠色金融發(fā)展，在市場化水平較高的區(qū)間內(nèi)，發(fā)展綠色金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升效應(yīng)也未必會(huì)高。換言之，更好地發(fā)展綠色金融離不開政府的適當(dāng)調(diào)控。

表10 市場化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

四、結(jié)論與對策建議

本文立足于綠色金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵，構(gòu)建我國綠色金融發(fā)展水平評價(jià)指標(biāo)體系，對綠色金融發(fā)展水平進(jìn)行衡量，選取2011—2019年省級面板數(shù)據(jù)，引入空間計(jì)量模型檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響，隨后對這種影響進(jìn)行了效應(yīng)分解，最后又引入門限回歸模型，檢驗(yàn)市場化指標(biāo)的門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，我國綠色金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展都存在一定的正向空間溢出效應(yīng)；第二，綠色金融發(fā)展能夠顯著提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，表明綠色金融發(fā)展能夠成為提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要路徑，并且在綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升中空間溢出效應(yīng)比直接效應(yīng)更明顯；第三，在差異性市場化水平之下，綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，具有顯著的市場化門檻特征。由此，本文提出以下對策建議：

1.推進(jìn)生態(tài)環(huán)保新技術(shù)研發(fā)與應(yīng)用，提高綠色金融技術(shù)創(chuàng)新水平。當(dāng)前，我國與發(fā)達(dá)國家綠色金融發(fā)展水平尚存差距，其中一個(gè)重要原因就是我國綠色生態(tài)技術(shù)發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及對方。因此，我國應(yīng)進(jìn)一步建立綠色生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)綠色產(chǎn)業(yè)與相關(guān)研發(fā)機(jī)構(gòu)積極創(chuàng)新改良，從技術(shù)層面推進(jìn)我國綠色金融發(fā)展。

2.加大對落后區(qū)域的扶持力度，推進(jìn)綠色金融發(fā)展水平逐漸提升。經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平往往也比較低迷。結(jié)合我國綠色金融發(fā)展明顯的空間外溢性特征來看，政府應(yīng)充分考慮區(qū)域間綠色金融發(fā)展的空間聯(lián)動(dòng)性，盡量確保各地發(fā)展條件優(yōu)質(zhì)化、均等化。對我國中西部地區(qū)進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼邇A斜，注重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本扶持，不斷改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)條件，從而促進(jìn)中西部地區(qū)綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并以此推進(jìn)綠色金融發(fā)展水平逐漸提升。

3.完善政府干預(yù)機(jī)制，提升對綠色金融發(fā)展的宏觀調(diào)控質(zhì)量。文中回歸結(jié)果表明，過度市場化競爭并不有利于發(fā)揮綠色金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升效應(yīng)。綠色金融發(fā)展具有一定的政策導(dǎo)向性，良好的政策制度體系也是促使綠色金融發(fā)揮最大效用的保障。因此，各省應(yīng)加快建立完善、協(xié)調(diào)的綠色金融發(fā)展體系，為保障綠色金融發(fā)展效力。