區(qū)域金融水平與綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)研究

■ 庹林華 陳 濤

（沈陽化工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 遼寧沈陽 110000）

引 言

全面推動(dòng)綠色發(fā)展是我國(guó)以人民為中心的新發(fā)展理念的核心要義之一，綠色發(fā)展不僅關(guān)系到我國(guó)人民的福祉，同時(shí)也事關(guān)全球發(fā)展問題。綠色發(fā)展是以協(xié)調(diào)為核心的可持續(xù)發(fā)展，在全球氣候問題突出的當(dāng)下，綠色發(fā)展已經(jīng)成為許多國(guó)家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要方向之一。中國(guó)經(jīng)濟(jì)的綠色轉(zhuǎn)型不僅是中國(guó)特色社會(huì)主義新發(fā)展理念的具體實(shí)踐和高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，而且也是推動(dòng)我國(guó)綠色工業(yè)革命的重要目標(biāo)。

從金融層面上看，由于金融自身強(qiáng)大的資源配置能力，對(duì)綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)出兩極分化形勢(shì)。一方面，金融發(fā)展可以通過推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新來減少污染物排放。金融機(jī)構(gòu)也可通過將資金配置給環(huán)保企業(yè)的方式進(jìn)一步減少環(huán)境污染，但另一方面，金融機(jī)構(gòu)也可能將金融資源配置給低成本高回報(bào)的高污染企業(yè)，使得企業(yè)污染排放物進(jìn)一步增加。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)區(qū)域金融發(fā)展與綠色發(fā)展關(guān)系的探討主要有兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為二者間存在線性關(guān)系。如黃建歡等（2014）發(fā)現(xiàn)金融資本配置效應(yīng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐G色發(fā)展的積極影響顯著，并在金融危機(jī)后得到加強(qiáng)，但沒有產(chǎn)生明顯的空間溢出效應(yīng)。葛鵬飛等（2018）以“一帶一路”沿線國(guó)家為樣本，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與綠色TFP 呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，并且在創(chuàng)新異質(zhì)性下進(jìn)而表現(xiàn)出U 型、N 型等非線性關(guān)系。周五七和朱亞男（2018）以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)為研究對(duì)象，從金融深化和金融效率視角探究金融發(fā)展與綠色TFP 增長(zhǎng)間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融深化對(duì)綠色TFP 增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用并存在地區(qū)異質(zhì)性，金融效率也對(duì)綠色TFP 增長(zhǎng)有促進(jìn)作用但不存在地區(qū)異質(zhì)性。胡宗義和李毅（2019）研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)污染物排放存在門檻效應(yīng)，金融發(fā)展水平低時(shí)能促進(jìn)污染物排放減少，金融發(fā)展水平高時(shí)則相反。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為二者存在非線性關(guān)系，比如尹子擘等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，綠色金融發(fā)展水平與綠色發(fā)展呈現(xiàn)U 型關(guān)系，并且該關(guān)系還存在空間溢出效應(yīng)。王星和趙文娜（2022）研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率存在非線性關(guān)系，并且該非線性關(guān)系具有地區(qū)異質(zhì)性。程思進(jìn)和任曉聰（2022）則認(rèn)為綠色投資與碳排放存在倒U 型關(guān)系，二者之間還存在外商投資的門檻效應(yīng)。

上述的研究表明，金融發(fā)展對(duì)綠色發(fā)展具有一定的影響，但國(guó)內(nèi)關(guān)于二者間關(guān)系的研究，是存在線性關(guān)系還是非線性關(guān)系尚未形成共識(shí)。為了豐富該理論研究，本文從實(shí)證角度出發(fā)，參考現(xiàn)有研究，選擇門檻變量，探究區(qū)域金融水平對(duì)綠色發(fā)展是否存在非線性的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)

根據(jù)指標(biāo)數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性，本文以2012～2018年為研究時(shí)限，以全國(guó)30 個(gè)省份（除西藏及港澳臺(tái)）為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局曾按“七五”計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展水平和地理位置相結(jié)合的原則，將我國(guó)劃分為三大經(jīng)濟(jì)地帶。后經(jīng)過微調(diào)，劃分為東部經(jīng)濟(jì)地區(qū)（含北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南），中部經(jīng)濟(jì)地區(qū)（含黑龍江、吉林、山西、安徽、河南、湖北、湖南、江西），西部經(jīng)濟(jì)地區(qū)（含廣西、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、重慶、四川、云南、貴州、內(nèi)蒙古）。

（二）變量選取

被解釋變量：綠色發(fā)展效率（Y），本文以上述30 個(gè)省份作為決策單元，通過超效率SBM 模型，以投入-產(chǎn)出的視角計(jì)算各省份的綠色發(fā)展效率。根據(jù)《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》的記錄指標(biāo)及指標(biāo)含義，投入變量選擇環(huán)境污染治理投資總額、第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，產(chǎn)出變量選取工業(yè)固體廢物綜合利用量、工業(yè)廢氣治理設(shè)施處理能力、工業(yè)廢水治理設(shè)施處理能力和公園綠地面積。

解釋變量：區(qū)域金融發(fā)展水平（X1），由于樣本量涉及30 個(gè)省份，為了確保數(shù)據(jù)收集的可得性和完整性，本文以金融業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例代表該省份的金融發(fā)展水平。

門檻變量：參考現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)綠色發(fā)展效率的研究，本文的門檻效應(yīng)將分別從經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)高級(jí)化、科研投入、政府財(cái)政支持、對(duì)外開放程度五個(gè)方面逐一地進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。人均GDP 代表經(jīng)濟(jì)水平（X2）、第三產(chǎn)業(yè)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值代表產(chǎn)業(yè)高級(jí)化水平（X3）、R&D 經(jīng)費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值代表科研投入（X4）、一般公共預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值代表政府財(cái)政支持（X5）、外貿(mào)依存度代表對(duì)外開放程度（X6）。其中，變量X2 數(shù)據(jù)是絕對(duì)量，進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，減小其波動(dòng)幅度。

（三）門檻模型

借鑒美國(guó)學(xué)者Hansen 的門檻回歸模型，并結(jié)合本文研究設(shè)計(jì)，構(gòu)建如下模型：

其中，i、t 分別代表第i 個(gè)省份和第t 年度，Control 為控制變量，θn代表不同水平下的門檻值、Q 為門檻變量，μ 隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由表1 可知，在綠色發(fā)展效率方面，三個(gè)地區(qū)的最大值與最小值都相差較大，尤其是中部地區(qū)，說明三個(gè)地區(qū)內(nèi)的綠色發(fā)展效率均存在較大差異。比較標(biāo)準(zhǔn)差可知，西部地區(qū)內(nèi)的綠色發(fā)展效率變化比東、中部地區(qū)更加平穩(wěn)。在金融發(fā)展水平方面，東部地區(qū)的差異大于中、西部地區(qū)，最小值為0.006，最大值為0.196。經(jīng)濟(jì)水平方面，中部地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)差明顯小于東、西部地區(qū)，說明中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平變化更加平穩(wěn)。產(chǎn)業(yè)高級(jí)化方面，東部地區(qū)的均值高于中、西部地區(qū)?？蒲型度敕矫?，西部地區(qū)的均值明顯高于東、中部地區(qū)，這與我國(guó)各種支持西部的政策有很大關(guān)系。政府財(cái)政支持方面，東部地區(qū)均值顯著高于中、西部地區(qū)，說明東部地區(qū)的政府財(cái)政支持力度更大。對(duì)外開放程度方面，東、中部地區(qū)發(fā)展情況相差不大，從均值上看，且均好于西部地區(qū)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）單位根檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)

本文研究數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，故采用ht 檢驗(yàn)。東部地區(qū)研究變量X2、X5 的結(jié)果P 值分別為0.1209 和0.8598，沒有通過單位根檢驗(yàn)。分別采取一階差分后則通過了ht 檢驗(yàn)，最后對(duì)所有變量進(jìn)行Westerlund 協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果P 值為0.0000，拒絕原假設(shè)，即存在協(xié)整關(guān)系，因此可用原數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸模擬。中部地區(qū)、西部地區(qū)單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)步驟與東部地區(qū)相同，結(jié)果均是通過Westerlund協(xié)整檢驗(yàn)。此外，對(duì)東、中、西部地區(qū)的變量進(jìn)行多重共線性的VIF 檢驗(yàn)。東部地區(qū)VIF 值最大為9.15，最小為3.22；中部地區(qū)VIF 值最大為3.84，最小為1.54；西部地區(qū)VIF值最大為2.54，最小為1.45。三個(gè)地區(qū)VIF 值均滿足小于10，因此不存在多重共線性。

（三）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文對(duì)經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)高級(jí)化、科研投入、政府財(cái)政支持、對(duì)外開放程度五個(gè)方面的變量分別進(jìn)行門檻效應(yīng)自舉抽樣檢驗(yàn)，每次自抽樣數(shù)均為300。由于檢驗(yàn)的門檻變量較多，本文結(jié)果僅展示通過了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的變量及其檢驗(yàn)結(jié)果。

由東、中、西部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）可知，東部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中，政府財(cái)政支持（X5）通過單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量為18.003，在1%水平上顯著，而對(duì)外開放程度（X6）也在1%的顯著水平上通過單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。由表3 可知，政府財(cái)政支持（X5）的單一門檻值為0.47，置信區(qū)間為[0.317,0.470]，對(duì)外開放程度（X6）的單一門檻值為0.012，置信區(qū)間為[0.009,0.021]，二者均將采用單一門檻回歸模型。中部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中，只有政府財(cái)政支持（X5）在5%的顯著性水平上通過了雙門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，其F 統(tǒng)計(jì)量為10.667。并且根據(jù)表3，第一、二門檻值分別為0.089 和0.13，后續(xù)將采用雙門檻回歸模型進(jìn)行分析。西部地區(qū)結(jié)果中，經(jīng)濟(jì)水平（X2）、政府財(cái)政支持（X5）、對(duì)外開放程度（X6）均通過雙門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，而產(chǎn)業(yè)高級(jí)化水平（X3）、科研投入（X4）通過單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，其對(duì)應(yīng)的門檻值及置信區(qū)間如表3 所示。

表2 門檻效果自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

表3 門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

（四）門檻模型回歸結(jié)果

根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)各個(gè)門檻變量按照對(duì)應(yīng)的門檻回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，東、中、西部地區(qū)的門檻回歸結(jié)果如表4 所示。

表4 門檻回歸估計(jì)結(jié)果

東部地區(qū)的門檻回歸結(jié)果顯示，當(dāng)政府財(cái)政支持程度X5 ≤0.47 時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率在1%的顯著性水下呈正向作用，相關(guān)系數(shù)為8.173。而超過該門檻值后，其正向作用則不顯著；當(dāng)對(duì)外開放程度X6 ≤0.012 時(shí)，金融水平對(duì)綠色發(fā)展的正向促進(jìn)作用明顯，相關(guān)系數(shù)為7.851并在5%的水平上顯著。超過0.012 的單一門檻值后，其促進(jìn)作用則不明顯。由模型（2）可知，控制變量科研投入X4 在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，表明東部地區(qū)的科研投入水平會(huì)對(duì)綠色發(fā)展產(chǎn)生阻礙作用，但模型（1）的阻礙作用又不顯著，說明該估計(jì)結(jié)果并不穩(wěn)定，可能是由于樣本數(shù)據(jù)的不足所導(dǎo)致。

中部地區(qū)的門檻回歸結(jié)果顯示，以政府財(cái)政支持程度X5 為門檻變量時(shí)，中部地區(qū)金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展存在雙門檻效應(yīng)。當(dāng)政府財(cái)政支持程度X5 ≤0.089 時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率在1%水平上產(chǎn)生正向影響；當(dāng)政府財(cái)政支持程度X5 的值在0.089 至0.13 之間時(shí)，其正向影響顯著增強(qiáng)，相關(guān)系數(shù)上升為37.94。政府財(cái)政支持程度X5 的值超過0.13 時(shí)，其正向影響不顯著。同時(shí)，控制變量科研投入X4 對(duì)綠色發(fā)展在1%水平下產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，表明中部地區(qū)的科研投入水平對(duì)其綠色發(fā)展有一定的阻礙作用。

西部地區(qū)的門檻回歸結(jié)果顯示，模型（4）經(jīng)濟(jì)水平X2 的雙門檻效應(yīng)和模型（7）政府財(cái)政支持X5 的雙門檻效應(yīng)回歸模型雖然P 值均通過了有效性檢驗(yàn)，但回歸結(jié)果并不顯著，可能是由于樣本數(shù)據(jù)的不足所致。模型（5）中以產(chǎn)業(yè)高級(jí)化水平X3 為門檻變量,呈現(xiàn)出單門檻效應(yīng)，當(dāng)產(chǎn)業(yè)高級(jí)化水平X3 ≤0.481 時(shí)，西部地區(qū)金融水平對(duì)綠色發(fā)展在10%顯著水平下產(chǎn)生正向作用，其系數(shù)為5.074。模型（6）中，當(dāng)科研投入X4 ≤0.348 時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展在10%水平下呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)。模型（6）控制變量經(jīng)濟(jì)水平X2 在1%的水平下對(duì)綠色發(fā)展有顯著的正向作用，表明經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展有助于促進(jìn)綠色發(fā)展。但西部地區(qū)其他門檻回歸模型中該控制變量的正向作用并不明顯，說明經(jīng)濟(jì)水平對(duì)綠色發(fā)展的正向影響效果并不穩(wěn)定。模型（8）中，當(dāng)對(duì)外開放程度X6 ≤0.004 時(shí)，金融水平對(duì)綠色發(fā)展的正向作用并不顯著，該值在0.004～0.006 之間時(shí)，其正向作用在10%水平下顯著。超過0.006 時(shí)，其正向作用又不顯著。說明以對(duì)外開放程度為門檻變量時(shí)，金融水平對(duì)綠色發(fā)展存在較弱的正向影響。

結(jié)合東、中、西部地區(qū)的門檻回歸結(jié)果來看，總體上金融發(fā)展水平跟綠色發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系。不同的門檻變量下，其正向影響的顯著性有所不同。具體而言，表5 是分別按照單、雙門檻效應(yīng)劃分對(duì)應(yīng)省份，括號(hào)內(nèi)表示在該門檻值范圍內(nèi)金融發(fā)展與綠色發(fā)展的顯著關(guān)系，以各省份相應(yīng)門檻變量的年平均值為劃分依據(jù)。由表5 可知，目前東部地區(qū)以政府財(cái)政支持程度X5 為門檻變量時(shí)，僅有天津、河北、福建、山東、海南、遼寧的金融發(fā)展水平對(duì)其綠色發(fā)展具有顯著正向影響，而北京、上海、江蘇、浙江、廣東的正向效果不顯著，說明五個(gè)省份若想使二者關(guān)系顯著，則需要控制其政府財(cái)政支持程度至單一門檻值以下。其余門檻變量的結(jié)果分析類似，在此不再贅述。

表5 按單、雙門檻效應(yīng)劃分省份

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否穩(wěn)健，本文以金融業(yè)產(chǎn)值占第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比例（X7）代替核心解釋變量X1，從而檢驗(yàn)各門檻變量是否還存在相同的門檻效果（見表6）。從表6可知，各地區(qū)的門檻檢驗(yàn)效果與表2 的檢驗(yàn)效果一致，雖然顯著性有所變化，但檢驗(yàn)出的每個(gè)門檻變量所對(duì)應(yīng)的門檻數(shù)是相同的，說明各地區(qū)所檢驗(yàn)出的門檻效應(yīng)較為穩(wěn)健。

表6 門檻效果穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論

本文以2012～2018 年我國(guó)30 個(gè)省份為研究樣本，對(duì)金融發(fā)展水平與綠色發(fā)展效率之間的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證探究，并得出以下結(jié)論：東部地區(qū)研究以政府財(cái)政支持程度、對(duì)外開放程度分別為門檻變量時(shí)，均存在單門檻效應(yīng)。且在沒有超過單一門檻值時(shí)，金融發(fā)展水平均對(duì)綠色發(fā)展效率存在顯著正向作用，若超過了單一門檻值，則正向作用不明顯；中部地區(qū)研究以政府財(cái)政支持程度為門檻變量時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率存在雙門檻效應(yīng)，同時(shí)其正向作用隨著門檻值的跨越而越來越顯著；西部地區(qū)研究以產(chǎn)業(yè)高級(jí)化水平為門檻變量時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率存在單門檻效應(yīng)，低于單門檻值時(shí)呈現(xiàn)顯著的正向作用，若超過后則正向作用不明顯。以科研投入水平為門檻變量時(shí)，顯示為單門檻效應(yīng)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率具有顯著負(fù)向作用。以對(duì)外開放程度為門檻變量時(shí)，則存在雙門檻效應(yīng)。低于第一門檻值時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展效率具有顯著的正向作用，但超過第一門檻值后的正向作用均不明顯?？刂谱兞拷Y(jié)果顯示，東部地區(qū)和中部地區(qū)的科研投入對(duì)綠色發(fā)展效率存在負(fù)向作用，西部地區(qū)的科研投入與經(jīng)濟(jì)水平對(duì)綠色發(fā)展效率存在正向作用。

東、中、西部地區(qū)的實(shí)證結(jié)果總體表明，金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展既會(huì)產(chǎn)生正向影響，但也可能產(chǎn)生負(fù)向影響。不同的門檻變量下，顯示出的作用效果不同。東部地區(qū)應(yīng)繼續(xù)優(yōu)化政府財(cái)政支持，加強(qiáng)對(duì)外開放。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，隨著政府財(cái)政支持力度的增強(qiáng)和地區(qū)對(duì)外開放合作的擴(kuò)大，加上我國(guó)目前倡導(dǎo)以人為中心的新發(fā)展理念，多因素促使東部地區(qū)在打造吸引外資的經(jīng)濟(jì)環(huán)境外，也必須考慮地區(qū)的生態(tài)環(huán)境。中部地區(qū)同樣在加大地區(qū)政府的財(cái)政支持外，需要考慮地區(qū)生態(tài)環(huán)境的影響。由于東部地區(qū)和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，對(duì)改善自然環(huán)境最直接有效的方式是加大金融資金投入，充分利用其相較西部地區(qū)而言的良好金融市場(chǎng)，發(fā)展綠色金融，深化金融與綠色二者的關(guān)系。西部地區(qū)的金融發(fā)展水平對(duì)綠色發(fā)展的作用效果較為不穩(wěn)定，既存在顯著的正向影響，也存在顯著的負(fù)向影響。在深化金融與綠色的關(guān)系方面，西部地區(qū)還需繼續(xù)加強(qiáng)綠色金融體系的構(gòu)建，協(xié)調(diào)好科研投入與二者間的關(guān)系，以及提升產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和對(duì)外開放對(duì)二者關(guān)系的促進(jìn)作用。