綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率：環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)下的碳減排效應(yīng)

周亞軍 ，陳豐澤

（1.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012；2.新疆財(cái)政與金融協(xié)同創(chuàng)新研究中心，新疆 烏魯木齊 830012）

全要素生產(chǎn)率直接反映了一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力，一直被廣為重視。過(guò)去中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)主要依賴要素驅(qū)動(dòng)，存在高投入、低產(chǎn)出的問(wèn)題[1]，目前這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式已不再適用。習(xí)近平總書記在黨的二十大報(bào)告中指出，我們要統(tǒng)籌產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、污染治理、生態(tài)保護(hù)、應(yīng)對(duì)氣候變化，協(xié)同推進(jìn)降碳、減污、擴(kuò)綠、增長(zhǎng)，推進(jìn)生態(tài)優(yōu)先、節(jié)約集約、綠色低碳發(fā)展?，F(xiàn)代社會(huì)面臨環(huán)境污染嚴(yán)重、資源配置低效等嚴(yán)峻形勢(shì)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型勢(shì)在必行，黨和國(guó)家高度重視環(huán)境保護(hù)和生態(tài)文明建設(shè)問(wèn)題，大力推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。綠色發(fā)展的本質(zhì)是要綜合考慮節(jié)能減排、能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等關(guān)鍵因素[2]，綠色全要素生產(chǎn)率在綠色經(jīng)濟(jì)時(shí)代應(yīng)運(yùn)而生。

為了踐行綠色發(fā)展理念，《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出“碳達(dá)峰”和“碳中和”目標(biāo)，謀求經(jīng)濟(jì)發(fā)展“質(zhì)”與“量”雙驅(qū)并駕，推動(dòng)了中國(guó)生態(tài)文明建設(shè)步伐向前邁進(jìn)，彰顯出中國(guó)為應(yīng)對(duì)全球氣候變化做出重大貢獻(xiàn)的決心與擔(dān)當(dāng)。生態(tài)環(huán)境部于2020 年12 月25 日審議通過(guò)《碳排放權(quán)交易管理辦法（試行）》，碳交易在一定條件下能夠?qū)崿F(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率提升[3]。值得注意的是，隨著中央政府采取的環(huán)境規(guī)制政策越來(lái)越嚴(yán)格，地方政府為了防止財(cái)政收入減少至侵害自身利益，對(duì)中央下達(dá)的環(huán)保法規(guī)敷衍執(zhí)行甚至拒絕執(zhí)行，導(dǎo)致各地方出現(xiàn)“逐底競(jìng)賽”現(xiàn)象[4]。不少學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策在降污減排中起到不可忽視的作用，因此是學(xué)術(shù)界當(dāng)下關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。研究自愿型環(huán)境規(guī)制如何對(duì)高質(zhì)量與低碳“雙贏”發(fā)展產(chǎn)生協(xié)同治理效果，對(duì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、提高綠色全要素生產(chǎn)率具有重要的理論指導(dǎo)意義。

綠色金融是綠色發(fā)展理念下的產(chǎn)物，要達(dá)成綠色經(jīng)濟(jì)與綠色金融良性互動(dòng)，可通過(guò)擴(kuò)展綠色信貸業(yè)務(wù)范圍等舉措，實(shí)現(xiàn)最大效率的資源配置。且區(qū)域綠色發(fā)展與綠色金融發(fā)展有很強(qiáng)的協(xié)調(diào)性，“雙碳”目標(biāo)也將催生巨大的綠色投融資資金需求，在未來(lái)大有可觀。在當(dāng)前綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率的研究成果中，鮮有學(xué)者將碳排放強(qiáng)度納入其中，探討與自愿型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)下的碳減排效應(yīng)有關(guān)的文獻(xiàn)更是少見。本文以2014—2020 年我國(guó)的30 個(gè)省份（不包括西藏及港澳臺(tái)地區(qū)，下同）為研究對(duì)象，構(gòu)建一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，以及在自愿型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)下的碳減排效應(yīng)。

本文對(duì)以往研究可能的增益在于：一方面，已有文獻(xiàn)研究了綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率提升的有效性，卻缺乏對(duì)其傳導(dǎo)路徑的深入探討。本文引入了碳排放強(qiáng)度與自愿型環(huán)境規(guī)制，創(chuàng)新性地通過(guò)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，探查碳排放強(qiáng)度在綠色金融影響綠色全要素生產(chǎn)率過(guò)程中的中介機(jī)制以及自愿型環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了補(bǔ)充和深化。另一方面，自愿型環(huán)境規(guī)制不同于命令型環(huán)境規(guī)制[5]，它是衡量公眾參與環(huán)境規(guī)制的重要指標(biāo)。本文不再拘泥于從政府干涉角度出發(fā)研究對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響，而是從公眾參與環(huán)境規(guī)制的視角出發(fā)研究碳減排效應(yīng)，將可持續(xù)動(dòng)力注入經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程中。這不僅能夠?yàn)榫G色金融助力企業(yè)的低碳發(fā)展、實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)提供參考，而且對(duì)政府引導(dǎo)消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為有重要意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率

中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)伴隨著嚴(yán)重的環(huán)境污染和資源浪費(fèi)，因此，我們要審視環(huán)境問(wèn)題。綠色金融作為橋梁連接環(huán)境產(chǎn)業(yè)與金融產(chǎn)業(yè)[6]，是支持環(huán)保的必要手段。鑒于此，探究綠色金融如何對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響，就尤為重要。結(jié)合現(xiàn)有研究結(jié)果來(lái)看，學(xué)術(shù)界對(duì)綠色金融如何影響綠色全要素生產(chǎn)率并未達(dá)成共識(shí)。

史代敏等[7]綜合考慮了碳金融、綠色信貸、綠色保險(xiǎn)、綠色證券和綠色投資這五個(gè)維度，構(gòu)建了綠色金融發(fā)展水平指標(biāo)，認(rèn)為綠色金融發(fā)展水平的提高能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，但二者呈非線性關(guān)系，存在門限效應(yīng)。有學(xué)者在研究時(shí)使用空間杜賓模型，針對(duì)綠色金融發(fā)展水平和綠色全要素生產(chǎn)率展開分析，認(rèn)為二者呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，且有“西低”“東高”“中平”的分布格局[8]。

綠色信貸政策作為綠色金融政策體系中規(guī)模最大且發(fā)展最成熟的組成部分，已經(jīng)有不少學(xué)者對(duì)其展開研究。一方面，綠色信貸與環(huán)境規(guī)制的交互作用可以顯著提升工業(yè)增長(zhǎng)績(jī)效[9]，綠色信貸政策激勵(lì)效應(yīng)不僅可以幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展[10]，還可以通過(guò)信貸傾斜等方式實(shí)施具有差別化的貨幣金融政策，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集聚更多綠色資本要素[11]。另一方面，中小企業(yè)面臨融資困境是當(dāng)下亟待解決的問(wèn)題，能夠通過(guò)綠色信貸獲得技術(shù)研發(fā)資金進(jìn)而緩解困境，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用[12]?；谝陨涎芯浚岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：發(fā)展綠色金融能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

1.2 碳排放強(qiáng)度在綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介作用

2022 年6 月，生態(tài)環(huán)境部等聯(lián)合印發(fā)了《減污降碳協(xié)同增效實(shí)施方案》，這是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型的重要抓手。經(jīng)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)擴(kuò)大是由于某地區(qū)的碳排放增長(zhǎng)，這不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升，綠色全要素生產(chǎn)率與當(dāng)?shù)氐臏p排技術(shù)正相關(guān)[13]。彭倩妮等[14]認(rèn)為碳減排通過(guò)提升能源效率促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率。王留鑫等[15]卻認(rèn)為各地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度與綠色全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)。綠色金融相較于傳統(tǒng)金融在結(jié)構(gòu)和功能效率方面得到提升，使用非化石能源以及深化綠色金融發(fā)展均有助于降低碳排放強(qiáng)度[16]，碳排放強(qiáng)度衡量一個(gè)國(guó)家碳排放增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，該值較低就意味著該國(guó)家的低碳發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式同時(shí)得以實(shí)現(xiàn)。綜合以上內(nèi)容，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：碳排放強(qiáng)度在綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響中起中介作用。

1.3 自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色金融與碳排放強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用

已有研究雖未針對(duì)自愿型環(huán)境規(guī)制是否可以調(diào)節(jié)綠色金融與碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系給出明確統(tǒng)一的結(jié)論，但為本文奠定了良好的研究基礎(chǔ)。有學(xué)者根據(jù)企業(yè)對(duì)環(huán)境問(wèn)題的被動(dòng)和主動(dòng)反應(yīng)，將企業(yè)環(huán)境責(zé)任劃分為前瞻型和反應(yīng)型，其中碳績(jī)效與反應(yīng)型企業(yè)環(huán)境責(zé)任的關(guān)系、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響都受到環(huán)境規(guī)制的正向調(diào)節(jié)[17-18]。徐盈之等[19]也認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的碳減排效應(yīng)是否顯著，與當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制水平密切相關(guān)。

環(huán)境規(guī)制一般分為自愿參與型、命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型，“先污染、后治理”是市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的弊病。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，命令型和激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制并非直接影響碳排放[20]，市場(chǎng)激勵(lì)型的政策工具比命令控制型的政策工具調(diào)節(jié)效應(yīng)更顯著[21]。梳理已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，自愿型環(huán)境規(guī)制的相關(guān)研究比較匱乏，主要因?yàn)樵诋?dāng)前的經(jīng)濟(jì)社會(huì)背景下，我國(guó)使用純粹政府規(guī)制工具的傳統(tǒng)由來(lái)已久，但自愿型環(huán)境規(guī)制在國(guó)內(nèi)的實(shí)踐相對(duì)欠缺。

近年來(lái)，綠色金融逐漸融入低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略中，可以在很大程度上減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)之間的沖突。自愿型環(huán)境規(guī)制是否可以調(diào)節(jié)綠色金融對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響呢？李楠博等[22]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制為綠色金融提供了政策指引，這種政策指引可以加快綠色金融的碳減排進(jìn)程，不斷供應(yīng)的金融資源是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型的根本保障，尤其是金融系統(tǒng)和環(huán)境保護(hù)相融合之后的綠色金融[23]。鑒于此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：自愿型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)綠色金融—碳排放強(qiáng)度—綠色全要素生產(chǎn)率的前半路徑，即自愿型環(huán)境規(guī)制水平越高的地區(qū)綠色金融抑制碳排放強(qiáng)度的作用效果越顯著。

根據(jù)以上研究假設(shè)，在厘清綠色金融、碳排放強(qiáng)度、自愿型環(huán)境規(guī)制以及綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，邏輯機(jī)理如圖1 所示。

圖1 綠色金融影響綠色全要素生產(chǎn)率的邏輯機(jī)理

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

《中國(guó)綠色金融報(bào)告2014》是由李曉西等編制的我國(guó)第一部全面介紹綠色金融的年度報(bào)告，因此，本文以2014—2020 年我國(guó)30 個(gè)省份為樣本進(jìn)行綠色金融的相關(guān)研究。其他數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒以及《中國(guó)保險(xiǎn)年鑒》。自愿型環(huán)境規(guī)制指標(biāo)中各年份15 歲以下人口數(shù)據(jù)存在缺失值，為保證數(shù)據(jù)的完整性，缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)根據(jù)各地級(jí)市公報(bào)和統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)充完整。

2.2 模型構(gòu)建

借鑒曹景林等[24]將碳排放強(qiáng)度作為中介變量構(gòu)建模型的方法，本文構(gòu)建模型（1）～（3），依次驗(yàn)證前兩個(gè)假設(shè)。

式（1）～（3）中：i代表區(qū)域省份，t代表時(shí)間年份，C代表截距項(xiàng)，θj為省份固定效應(yīng)，δt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。被解釋變量GTFPit表示綠色全要素生產(chǎn)率，解釋變量表示綠色金融發(fā)展水平，中介變量CEIit表示碳排放強(qiáng)度，Controlit是控制變量，包括老齡化程度、外商直接投資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。其中，若α11、α21、α32顯著且α31不顯著，此時(shí)碳排放強(qiáng)度為完全中介效應(yīng)，若α11、α21、α32顯著且α31顯著，此時(shí)碳排放強(qiáng)度為部分中介效應(yīng)，且部分中介效應(yīng)大小為此時(shí)可以驗(yàn)證假設(shè)2。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介路徑檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）～（6）驗(yàn)證假設(shè)3。

式（4）～（6）中：EVRit是本文的調(diào)節(jié)變量，表示自愿型環(huán)境規(guī)制，其他變量含義與前文一致。首先檢驗(yàn)綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)，若模型（4）中調(diào)節(jié)變量與綠色金融的交乘項(xiàng)α43系數(shù)顯著，則主效應(yīng)受到調(diào)節(jié)。若主效應(yīng)未受到調(diào)節(jié)，則繼續(xù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）～（6），若α53、α62均顯著，則證明自愿型環(huán)境規(guī)制可以調(diào)節(jié)綠色金融—碳排放強(qiáng)度—綠色全要素生產(chǎn)率的前半路徑。

2.3 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.3.1 被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）：本文參考學(xué)者尹子擘等[8]的方法，以2014 年為基期，采用非徑向非角度的SBM 模型，具體見表1。

表1 指標(biāo)體系表

2.3.2 解釋變量

綠色金融（GRFR）：本文借鑒學(xué)者郭希宇[25]構(gòu)建中國(guó)30 個(gè)省份（不包含西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū)）綠色金融指標(biāo)的方法，采用熵值法進(jìn)行測(cè)算，指標(biāo)體系見表1。

2.3.3 中介變量

碳排放強(qiáng)度（CEI）：簡(jiǎn)稱碳強(qiáng)度（萬(wàn)噸/億元），本文參考李治國(guó)等[26]的研究，采用政府間氣候變化專門委員會(huì)（IPCC）報(bào)告中的碳排放方法計(jì)算。將規(guī)定的8 種能源，首先采用折標(biāo)煤系數(shù)將能源消費(fèi)量單位轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)煤，其次根據(jù)碳排放系數(shù)進(jìn)行碳排放量的計(jì)算，最后將各種能源的碳排放量（CE）進(jìn)行加總求和。計(jì)算公式為：其中，Ei為第i種能源的標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量，θi代表第i種能源的碳排放系數(shù)，碳排放強(qiáng)度用碳排放量與GDP 之比表示。具體能源種類、能源折標(biāo)煤系數(shù)和碳排放系數(shù)見表2。

表2 碳排放系數(shù)

2.3.4 調(diào)節(jié)變量

自愿型環(huán)境規(guī)制（VER）：學(xué)術(shù)界關(guān)于非正式環(huán)境規(guī)制并未形成統(tǒng)一的度量，GOLDAR 等[27]以議會(huì)選舉的投票率和受教育程度作為非正式規(guī)制強(qiáng)度的代理變量，也有學(xué)者用污染事件的媒體曝光率來(lái)衡量非正式規(guī)制強(qiáng)度[28]。然而，非正式環(huán)境規(guī)制的核心是環(huán)境保護(hù)意識(shí)，用單一指標(biāo)過(guò)于片面。因此本文借鑒PARGAL 等[29]的方法，選取一系列的指標(biāo)，如年齡結(jié)構(gòu)、受教育程度、收入水平和人口密集度等，用熵值法測(cè)度各省的非正式環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，作為自愿型環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)。具體解釋如下：（1）年齡結(jié)構(gòu)。青年人口比例越高的地區(qū)，環(huán)境意識(shí)和環(huán)保活動(dòng)的參與程度越高。（2）受教育程度。受教育程度越高，環(huán)境保護(hù)意識(shí)越強(qiáng)，對(duì)環(huán)境質(zhì)量的重視程度也越高，在非正式環(huán)境規(guī)制中的影響力也更大。（3）收入水平。一般來(lái)說(shuō)，該地區(qū)的收入水平越高，公眾對(duì)環(huán)境的要求越高。（4）人口密度。人口密度越高，受環(huán)境污染負(fù)外部影響的人群越多，參與非正式環(huán)境規(guī)制的人群也越多。

2.3.5 其他控制變量

（1）老齡化程度（Old）。最新的人口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示近年來(lái)人口增長(zhǎng)不如預(yù)期，人力資源對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響十分重要，老齡化程度越高，可能不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。本文借鑒都陽(yáng)和封永剛[30]的方法，以65 歲以上的人口數(shù)占20 歲以上人口數(shù)的比重衡量老齡化程度。（2）外商直接投資水平（FDI）。外商直接投資可能會(huì)通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)影響國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)，在一定程度上促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率。本文借鑒劉榮增等[31]的做法構(gòu)建指標(biāo)。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（IS3）。Kuznets 事實(shí)闡述了三大產(chǎn)業(yè)在結(jié)構(gòu)變遷中的變化規(guī)律，認(rèn)為其附加值依次在增加，尤其是逐漸向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。因此，本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比值來(lái)衡量該指標(biāo)。所有變量指標(biāo)說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源見表1。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

在進(jìn)行回歸之前，經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)的卡方值為45.83，伴隨概率為0.000 0，因此，使用固定效應(yīng)面板模型分析。為了解樣本數(shù)據(jù)的整體特征、避免多重共線性造成模型估計(jì)失真，對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，見表3。將綠色金融發(fā)展水平按照東部、中部、西部地區(qū)劃分①本文對(duì)東部、中部、西部地區(qū)的劃分參照中國(guó)1986 年“七五”計(jì)劃所劃分。東部地區(qū)包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊等11省份；中部地區(qū)包括晉、蒙、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘、桂等10 省份；西部地區(qū)包括渝、川、貴、云、藏、陜、甘、青、寧、新等10 省份。，可以看到無(wú)論是均值還是最大值，西部地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平整體要低于東部地區(qū)。為與綠色全要素生產(chǎn)率形成對(duì)比，表3 中加入了傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，可以看到綠色全要素生產(chǎn)率在考慮了環(huán)境因素之后反而高于全要素生產(chǎn)率?！安ㄌ丶僬f(shuō)”可以解釋這個(gè)結(jié)論，即：受到環(huán)境規(guī)制的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新后有助于提高生產(chǎn)力，從而在抵消了環(huán)境保護(hù)成本的同時(shí)提升盈利能力與產(chǎn)品質(zhì)量，有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

為了初步驗(yàn)證提出的相關(guān)假設(shè)，本文計(jì)算了核心解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量以及控制變量之間的方差膨脹因子和相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示各變量方差膨脹因子（VIF）均小于10，所有變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7，可見變量之間的多重共線性問(wèn)題并不存在，可以進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

3.2 綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸分析

本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表4 第（1）列所示，無(wú)論加入控制變量與否，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，發(fā)展綠色金融能顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率，證明了本文的假設(shè)1。對(duì)于其他控制變量，人口老齡化程度在全國(guó)樣本下回歸結(jié)果并不顯著，綠色全要素生產(chǎn)率與外商直接投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這是因?yàn)殡m然外商投資有技術(shù)溢出效應(yīng)，若國(guó)外企業(yè)將大量高污染、高能耗企業(yè)轉(zhuǎn)移到中國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)，則不利于我國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。有學(xué)者認(rèn)為結(jié)構(gòu)失衡會(huì)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生不利影響，相反產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有益于綠色全要素生產(chǎn)率[32]，但本文中的回歸結(jié)果并不顯著。

表4 基準(zhǔn)回歸與正式制度異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

3.3 異質(zhì)性分析

由于我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡以及各地區(qū)市場(chǎng)化程度不同，金融發(fā)展水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也可能不盡一致，本文參考肖紅軍等[33]的方法，基于市場(chǎng)化程度的中位數(shù)作為分組變量，并將全部樣本按照東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)一步考察區(qū)域異質(zhì)性與制度環(huán)境異質(zhì)性下綠色金融與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系[34]。

3.3.1 制度環(huán)境異質(zhì)性

表4 第（2）～（3）列分別為市場(chǎng)化程度高與低的情形下各地區(qū)的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要比市場(chǎng)化程度低的地區(qū)更明顯。這得益于政府以市場(chǎng)化方式動(dòng)員各部門拿出資金支持綠色金融發(fā)展，激發(fā)企業(yè)活力助推高質(zhì)量發(fā)展。

3.3.2 區(qū)域異質(zhì)性

將全樣本按照東、中、西部分組之后進(jìn)行檢驗(yàn)，由表5 第（1）～（3）列回歸結(jié)果可知，在東部地區(qū)，綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用反而要比西部地區(qū)弱。結(jié)合表3 中描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，我國(guó)綠色金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升程度與地區(qū)綠色金融發(fā)展水平呈反比例關(guān)系?？赡艿脑蛟谟冢何覈?guó)東部與中西部金融市場(chǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用渠道有明顯的差異[35]，東部地區(qū)對(duì)環(huán)境保護(hù)問(wèn)題相較于西部地區(qū)更加重視，且東部是最先落實(shí)發(fā)展綠色金融的地區(qū)。綠色金融作為金融發(fā)展與環(huán)境相結(jié)合的產(chǎn)物，東部地區(qū)的綠色金融發(fā)展空間與經(jīng)濟(jì)效益可能呈現(xiàn)邊際遞減趨勢(shì)。因此，發(fā)展綠色金融對(duì)東部地區(qū)的政策沖擊比西部地區(qū)小。西部地區(qū)聚集了大量重污染企業(yè)，經(jīng)濟(jì)效益極易受到綠色金融發(fā)展水平提高的影響，更加需要綠色金融服務(wù)政策、綠色研發(fā)資金以及更完善的資源配置，以此提升綠色金融服務(wù)效率，促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升。各地區(qū)需結(jié)合自身發(fā)展特征因地制宜發(fā)展綠色金融，“一刀切”式政策并不可取。

表5 區(qū)域異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

3.4 內(nèi)生性問(wèn)題

內(nèi)生性問(wèn)題主要有以下兩方面。一方面，高水平的綠色全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的表現(xiàn)，將在一定程度上促進(jìn)綠色金融發(fā)展，逆向因果關(guān)系會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。另一方面，雖然可觀測(cè)變量以核心解釋變量和控制變量的形式進(jìn)入模型，但仍然存在與綠色全要素生產(chǎn)率相關(guān)的不可觀測(cè)因素，因此遺漏偏誤也可能會(huì)帶來(lái)內(nèi)生性問(wèn)題。本文采取以下方法解決內(nèi)生性問(wèn)題，回歸結(jié)果見表6。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4.1 使用2SLS估計(jì)

本文選取綠色金融發(fā)展水平的一期滯后項(xiàng)為工具變量進(jìn)行回歸，解決由逆向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問(wèn)題，第（1）～（2）列回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。

3.4.2 控制固定效應(yīng)

對(duì)綠色金融發(fā)展水平取滯后一期作為工具變量回歸能夠在一定程度上降低內(nèi)生性，這種做法的作用仍然是有限的[36-37]。因此，本文在前文設(shè)定省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，設(shè)定省份與年份的交互效應(yīng)，以緩解綠色金融發(fā)展可能帶來(lái)的宏觀系統(tǒng)性環(huán)境變化。第（3）～（4）列回歸表明，假設(shè)1 結(jié)論穩(wěn)健。

3.4.3 系統(tǒng)GMM

由于系統(tǒng)GMM 估計(jì)能夠克服差分GMM 估計(jì)存在的“弱工具變量”問(wèn)題[38]，減少潛在偏誤并修正未觀察到的個(gè)體異質(zhì)性、遺漏變量偏差和測(cè)量誤差等問(wèn)題，所以本文使用該方法對(duì)基準(zhǔn)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板回歸模型，將綠色全要素生產(chǎn)率的滯后一期項(xiàng)納入方程進(jìn)行回歸。擾動(dòng)項(xiàng)二階差分不存在自相關(guān)，要求AR(2)的P值大于0.1；Hansen 檢驗(yàn)的P值是1.000，大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，即不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，滿足系統(tǒng)GMM 使用條件。第（5）列回歸結(jié)果表明綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)在10%的顯著性水平上為正，且提升地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率是一項(xiàng)長(zhǎng)期性、連續(xù)性的工作，再次驗(yàn)證了前文的假設(shè)1。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.5.1 使用分位數(shù)回歸模型重新估計(jì)

借鑒徐宏等[39]的做法，將整個(gè)樣本以不同分位數(shù)確定子樣本進(jìn)行回歸，分析不同分位點(diǎn)下樣本的系數(shù)差異。如表7 第（1）～（3）列分別為25%、50%、75%分位點(diǎn)上的回歸結(jié)果，表明綠色金融水平在各個(gè)分位點(diǎn)上的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且隨著分位數(shù)水平的提高，綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)逐漸提高，再次證明了基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.5.2 重新測(cè)算綠色金融指標(biāo)

將綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險(xiǎn)、碳金融五大綠色金融工具納入指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，重新測(cè)算各地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平，實(shí)證結(jié)果見表7 第（4）列，與前文假設(shè)1 一致。

3.5.3 剔除直轄市

考慮到北京等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位于前列的城市對(duì)環(huán)保更是慎重其事，可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。剔除四大直轄市樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果仍與前文一致，見表7第（5）列。

3.5.4 增加控制變量

在前文控制變量的基礎(chǔ)上加入對(duì)外開放程度進(jìn)行回歸，用進(jìn)出口總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量。比值越大越能夠說(shuō)明該行為會(huì)引來(lái)大量外資進(jìn)駐，對(duì)于國(guó)內(nèi)的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能也會(huì)帶來(lái)影響。為了縮小數(shù)據(jù)之間的絕對(duì)差異，保持?jǐn)?shù)據(jù)的平滑性，本文將其進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理?；貧w結(jié)果如表7 第（6）列所示，綠色金融（GRFR）的符號(hào)與顯著性均未發(fā)生變化，證明了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4.1 碳排放強(qiáng)度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文研究碳排放強(qiáng)度在綠色金融影響綠色全要素生產(chǎn)率路徑中發(fā)揮的作用，并進(jìn)一步探究自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)這一路徑的影響，回歸結(jié)果見表8。首先對(duì)模型（1）～（3）進(jìn)行回歸，第（1）列回歸結(jié)果的符號(hào)及顯著性與模型（1）均一致。第（2）列回歸結(jié)果中，綠色金融對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)為-2.220，且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明發(fā)展綠色金融可以降低碳排放強(qiáng)度。從第（3）列回歸結(jié)果可以看出，無(wú)論加入控制變量與否，綠色金融均對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，碳排放強(qiáng)度與綠色全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)。進(jìn)一步對(duì)比第（1）列、第（3）列綠色金融的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，加入控制變量后，系數(shù)由15.04 變?yōu)?4.40，說(shuō)明回歸之后自變量對(duì)因變量的作用會(huì)變小，碳排放強(qiáng)度在綠色金融促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升過(guò)程中的中介效應(yīng)顯著存在。進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)之后得到的Sobel 統(tǒng)計(jì)量為2.975，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，表明中介效應(yīng)是存在的，且中介效應(yīng)占比為4.24%，證明了假設(shè)2。

表8 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

4.2 自愿型環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表9 報(bào)告了自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色金融—碳排放強(qiáng)度—綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。首先檢驗(yàn)自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色金融影響綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)，如第（1）列所示，交乘項(xiàng)系數(shù)即模型（4）中系數(shù)α43并不顯著，說(shuō)明自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用并不顯著。分別對(duì)模型（5）～（6）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果在第（2）～（3）列。模型（5）中交乘項(xiàng)系數(shù)α53為-3.240，并且在5%的水平上顯著，模型（6）中碳排放強(qiáng)度的系數(shù)α62為-0.347 且在5%的水平上顯著。綜上，自愿型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)綠色金融—碳排放強(qiáng)度—綠色全要素生產(chǎn)率的前半路徑，即：隨著自愿型環(huán)境規(guī)制水平的提高，綠色金融對(duì)碳排放強(qiáng)度的抑制作用就越強(qiáng)，從而更利于促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

表9 有調(diào)節(jié)的中介路徑檢驗(yàn)結(jié)果

出現(xiàn)這一結(jié)果可能的原因主要有以下三方面：其一，自愿型環(huán)境規(guī)制由社會(huì)媒介、公眾主導(dǎo)，公眾通過(guò)媒介產(chǎn)生的社會(huì)輿論勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)形象造成較強(qiáng)的負(fù)面影響。企業(yè)為改善這一現(xiàn)象會(huì)主動(dòng)開展綠色產(chǎn)品革新和綠色技術(shù)研發(fā)活動(dòng)[40]，有利于降低碳排放強(qiáng)度；其二，命令型環(huán)境規(guī)制針對(duì)違反規(guī)定的企業(yè)進(jìn)行叫?；蛘咛幜P，這顯然會(huì)增加生產(chǎn)者服從管制的成本，不利于碳減排工作的順利進(jìn)行，最終反而會(huì)損害經(jīng)濟(jì)發(fā)展[41]，局限性日益顯現(xiàn)。自愿型環(huán)境規(guī)制則沒(méi)有這些弊端；其三，我國(guó)實(shí)施政府節(jié)能采購(gòu)政策，這也是自愿型環(huán)境規(guī)制的重要表現(xiàn)形式，再配合綠色金融的各項(xiàng)政策，能夠有效降低能耗水平，最終實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)的目標(biāo)[42]。本文的研究假設(shè)3得以驗(yàn)證。

5 結(jié)論與政策建議

5.1 研究結(jié)論

綠色金融在綠色低碳發(fā)展中發(fā)揮關(guān)鍵作用，在自愿型環(huán)境規(guī)制協(xié)助下發(fā)展綠色金融，可以使綠色全要素生產(chǎn)率明顯提高，助推經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，是未來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的大勢(shì)所趨。本文利用2014—2020 年我國(guó)30 個(gè)省份的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，進(jìn)一步檢驗(yàn)碳排放強(qiáng)度的中介效應(yīng)及自愿型環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果表明：（1）發(fā)展綠色金融可以顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率，且這一影響有制度環(huán)境異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性，在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)提升程度更大，對(duì)西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果要強(qiáng)于東部地區(qū)。（2）發(fā)展綠色金融可以抑制碳排放強(qiáng)度進(jìn)而提升綠色全要素生產(chǎn)率，碳排放強(qiáng)度的部分中介作用占比為4.24%。（3）引入了調(diào)節(jié)變量——自愿型環(huán)境規(guī)制，它可以調(diào)節(jié)中介路徑的前半路徑，綠色金融抑制碳排放強(qiáng)度的效果隨著自愿型環(huán)境規(guī)制水平的提高而提升。

5.2 政策建議

（1）增強(qiáng)綠色金融對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用，以市場(chǎng)化方式長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃綠色金融發(fā)展。在制度層面上，繼續(xù)完善綠色信貸、綠色保險(xiǎn)等政策，政府要鼓勵(lì)綠色金融向中西部地區(qū)提供項(xiàng)目支持。實(shí)現(xiàn)國(guó)土均衡發(fā)展目標(biāo)，就要依靠市場(chǎng)力量和國(guó)家規(guī)劃引導(dǎo)，建設(shè)更多清潔能源產(chǎn)業(yè)基地與低碳產(chǎn)業(yè)園等，不可盲目實(shí)施一刀切政策。

（2）推動(dòng)碳金融市場(chǎng)建設(shè)與綠色金融產(chǎn)品多元化進(jìn)程，開拓綠色金融服務(wù)低碳經(jīng)濟(jì)的深度與廣度。綠色保險(xiǎn)、綠色基金等雖然具有節(jié)能環(huán)保特性，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)金融產(chǎn)品的不足，但種類依舊不夠豐富。未來(lái)需要將綠色金融產(chǎn)品與科技、企業(yè)碳信用結(jié)合，推出數(shù)字化綠色金融產(chǎn)品和碳信用綠色金融產(chǎn)品等衍生品，才能更好地適應(yīng)多元化市場(chǎng)需求，加快經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（3）采用新型高效的自愿型環(huán)境規(guī)制政策工具引導(dǎo)消費(fèi)者綠色消費(fèi)，打破傳統(tǒng)命令型環(huán)境規(guī)制局限性。政府要完善節(jié)能采購(gòu)政策，調(diào)動(dòng)企業(yè)主動(dòng)改變生產(chǎn)行為的積極性，自愿型環(huán)境規(guī)制旨在強(qiáng)調(diào)企業(yè)要樹立環(huán)保意識(shí)，加強(qiáng)對(duì)自身的監(jiān)督。政府由傳統(tǒng)的管理型向服務(wù)型轉(zhuǎn)變，倡導(dǎo)居民綠色消費(fèi)，讓公眾樹立產(chǎn)品環(huán)保意識(shí)，既可以實(shí)現(xiàn)對(duì)社會(huì)公眾的服務(wù)，也可以促使企業(yè)減污降碳工作順利進(jìn)行。

（4）自愿型環(huán)境規(guī)制政策要服務(wù)于綠色金融市場(chǎng)的建設(shè)，以此提高綠色金融市場(chǎng)資源配置效率。要實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，資源配置不僅要向綠色低碳企業(yè)傾斜，更要向高污染高能耗企業(yè)傾斜，此時(shí)企業(yè)不僅要與公眾建立良好的伙伴關(guān)系，引導(dǎo)公眾行使外部監(jiān)督權(quán)力，更要與媒體建立良好的溝通機(jī)制，避免在出現(xiàn)經(jīng)營(yíng)危機(jī)時(shí)承擔(dān)過(guò)大輿論壓力而對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)造成負(fù)面影響，影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性。