劉耀彬+胡凱川+喻群

摘要 在綠色發(fā)展的過(guò)程中，金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系中必不可少的一環(huán)正扮演著越來(lái)越重要的角色。從一般的理論認(rèn)知和實(shí)踐而言，可從金融的深化和廣化兩個(gè)角度來(lái)看待金融發(fā)展。相對(duì)金融廣化而言，金融深化更能體現(xiàn)金融對(duì)于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過(guò)程，它通過(guò)引導(dǎo)投資邊際收益率促進(jìn)綠色發(fā)展的效率，進(jìn)而影響整個(gè)綠色經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率。本文通過(guò)構(gòu)建一個(gè)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)模型來(lái)檢驗(yàn)金融深化對(duì)綠色發(fā)展的影響效應(yīng)，以2003—2014年中國(guó)280個(gè)地級(jí)單元的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用面板門檻模型分析其內(nèi)在作用的非對(duì)稱性。結(jié)果表明：① 模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，金融深化作用在不同生產(chǎn)部門所占份額的配置未達(dá)到最優(yōu)時(shí)，金融深化對(duì)綠色發(fā)展存在門檻效應(yīng)，即金融深化對(duì)綠色發(fā)展作用存在可能的非對(duì)稱性；否則，二者以近似對(duì)數(shù)函數(shù)的關(guān)系相互作用。②實(shí)證發(fā)現(xiàn)，金融深化對(duì)綠色發(fā)展在中國(guó)地級(jí)層面存在一重門檻效應(yīng)，似然比檢驗(yàn)結(jié)果表明該門檻效應(yīng)在1%的臨界值下顯著，并且其門檻值大小為0.635 5，門限回歸結(jié)果顯示金融深化對(duì)綠色發(fā)展在門限值前后的偏效應(yīng)系數(shù)分別為-0.056 8和0.129 9，說(shuō)明中國(guó)金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨曲線的倒U形形狀。③穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，控制變量對(duì)金融深化導(dǎo)致的綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的擾動(dòng)僅體現(xiàn)在P值的變化范圍之內(nèi)且變化幅度較小，門限值的大小及置信區(qū)間不會(huì)發(fā)生明顯變化，反映中國(guó)金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系結(jié)構(gòu)依然穩(wěn)健。顯然，應(yīng)當(dāng)大力推進(jìn)金融深化過(guò)程，突破“門檻效應(yīng)”的制約，充分發(fā)揮金融深化對(duì)資本的配置效應(yīng)，從而推動(dòng)中國(guó)綠色發(fā)展進(jìn)程。

關(guān)鍵詞 金融深化；綠色發(fā)展；面板門檻模型；穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中圖分類號(hào) F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1002-2104（2017）09-0205-07DOI：10.12062/cpre.20170366

隨著生態(tài)環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束效應(yīng)愈發(fā)明顯，綠色發(fā)展已成為許多國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)理念。因此，綠色發(fā)展水平影響因素的研究逐步成為學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)[1]。事實(shí)上，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者早就關(guān)注了綠色發(fā)展問(wèn)題，綠色發(fā)展是怎樣發(fā)展，其狀態(tài)和水平怎樣評(píng)估以及哪些因素影響綠色發(fā)展等，這些主題正成為學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)，在綠色發(fā)展過(guò)程中，除了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民綠色意識(shí)以及環(huán)境政策等眾多影響因素中，由于金融具有強(qiáng)大的資源配置能力使其成為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中不可或缺的一部分[2]。由此，金融發(fā)展如何影響綠色發(fā)展水平以及通過(guò)什么途徑來(lái)影響綠色發(fā)展過(guò)程正引起了一些學(xué)者的濃厚興趣，如Cowan指出綠色金融主要指采用綠色經(jīng)濟(jì)資金融通來(lái)解決經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展與金融的融合[3]；李中認(rèn)為綠色金融可以影響資金流動(dòng)并導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)，由此從綠色金融如何防范環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的作用四個(gè)方面闡述了綠色金融對(duì)于中國(guó)綠色發(fā)展的作用[4]；黃建歡和呂海龍指出金融主要通過(guò)資本支持、資本配置、企業(yè)監(jiān)督和綠色金融四種效應(yīng)對(duì)綠色發(fā)展水平產(chǎn)生影響[5]。

一般而言，可以從金融深化和金融廣化兩個(gè)方面來(lái)看待金融發(fā)展[6-7]。相對(duì)金融廣化，金融深化更能體現(xiàn)金融對(duì)于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過(guò)程，它主要表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過(guò)儲(chǔ)蓄、投資、就業(yè)、收入分配等效應(yīng)不斷促進(jìn)金融業(yè)的發(fā)展，這種良性循環(huán)進(jìn)而持續(xù)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程[7-8]。盡管有學(xué)者提出金融配置效應(yīng)對(duì)綠色發(fā)展的影響作用問(wèn)題[5]，但是更多的文獻(xiàn)依然集中在金融深化如何影響碳排放上面：如顧洪梅和何彬建立PVAR模型研究了中國(guó)區(qū)域金融發(fā)展與碳排放之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展的深化對(duì)人均碳排放具有顯著的抑制作用[9]；陳碧瓊和張梁梁運(yùn)用空間系統(tǒng)GMM方法發(fā)現(xiàn)，我國(guó)碳排放和金融效率存在顯著的空間相關(guān)性[10]；嚴(yán)成樑和李濤等構(gòu)建了一個(gè)包含金融發(fā)展、 創(chuàng)新和二氧化碳排放的內(nèi)生增長(zhǎng)模型考察了金融發(fā)展對(duì)二氧化碳強(qiáng)度的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與二氧化碳強(qiáng)度之間存在倒U 型關(guān)系[11]。事實(shí)上，相對(duì)于金融廣化而言，金融深化對(duì)投資的導(dǎo)向性作用可以更有效地促使資本從高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)流向高新技術(shù)和綠色化產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為綠色投資，進(jìn)而提高企業(yè)對(duì)資源的利用技術(shù)。同時(shí)，金融深化還可以促使金融體系的不斷完善而發(fā)揮金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)行為的監(jiān)督效應(yīng)，減少企業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境系統(tǒng)產(chǎn)生的負(fù)外部性，從而促進(jìn)區(qū)域的綠色發(fā)展水平的提升[5]。盡管金融深化會(huì)不斷優(yōu)化資源配置，但是這種優(yōu)化作用并不總是維持線性變化的，在特定情況下會(huì)出現(xiàn)“非對(duì)稱性”現(xiàn)象。如Saint和Paul認(rèn)為金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙重均衡。因此，對(duì)于金融產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，就可能存在一個(gè)最優(yōu)發(fā)展規(guī)模[12]。顯然，這個(gè)最優(yōu)規(guī)模的存在必將影響到綠色發(fā)展系統(tǒng)，產(chǎn)生綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)的“非對(duì)稱性”。Acemoglu和Zilibotti認(rèn)為高回報(bào)率與投資項(xiàng)目是密不可分，且投資項(xiàng)目有一個(gè)最小規(guī)模的要求。因此，企業(yè)不得不通過(guò)金融部門的融資來(lái)達(dá)到這個(gè)門檻[13]，正因?yàn)檫@個(gè)門檻效應(yīng)的存在使得金融深化對(duì)綠色發(fā)展的作用并“非對(duì)稱”。

鑒于考慮金融深化對(duì)綠色發(fā)展可能存在的“非對(duì)稱性”假設(shè)考慮，本文通過(guò)在理論上構(gòu)建一個(gè)兩部門的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，來(lái)討論金融深化對(duì)綠色發(fā)展的“門檻效應(yīng)”存在的可能性，并以中國(guó)280個(gè)地級(jí)市2003—2014年的面板數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)各地級(jí)市層面的“門檻效應(yīng)”及其條件，由此提出相關(guān)政策建議。

1 模型方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 理論模型

為了證實(shí)金融深化對(duì)于綠色發(fā)展水平門檻效應(yīng)存在的可能性，本部分將通過(guò)內(nèi)生增長(zhǎng)分析框架來(lái)說(shuō)明。假設(shè)一般消費(fèi)者服從CARR形式的效用函數(shù)：

其中，ρ是主觀折現(xiàn)率，eρt是主觀折現(xiàn)因子，反應(yīng)消費(fèi)者對(duì)未來(lái)消費(fèi)的重視程度，θ為邊際效用彈性，同時(shí)將人口總數(shù)L標(biāo)準(zhǔn)化為1。綠色發(fā)展主要包括實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗與污染物排放之間的“脫鉤”和綠色增長(zhǎng)促進(jìn)綠色財(cái)富的積累和綠色福利的提升兩大方面[1]。根據(jù)此綠色發(fā)展含義，本文主要從實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)低污染物排放的視角考慮，運(yùn)用單位污染物所換來(lái)的產(chǎn)出作為綠色發(fā)展的代理變量，并將此變量記為YG，在含有污染物排放要素的生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時(shí)除以污染物排放P的得到關(guān)于綠色發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)[14]：endprint

uY表示參與產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動(dòng)力份額，N為生產(chǎn)所投入的自然資源，P為污染排放且P=μN(yùn)，同時(shí)滿足μ，>0。

假設(shè)儲(chǔ)蓄并不能完全轉(zhuǎn)化為有效投資而是與儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化效率B有關(guān)，因此，投資的狀態(tài)方程可以寫成以下形式：

其中，δ1為資本的折舊率。

技術(shù)研發(fā)部門產(chǎn)品的增量可寫成下面的狀態(tài)方程：

χ為技術(shù)研發(fā)部門的生產(chǎn)效率且其值大于0，uA為技術(shù)研發(fā)部門所占用的勞動(dòng)力比重，F(xiàn)為金融深化變量，τ、0、ν均為大于0小于1的參數(shù)，為各要素在生產(chǎn)中所占份額。

根據(jù)Mackinnom等的金融深化理論可知，金融深化的過(guò)程將使得投資儲(chǔ)蓄的轉(zhuǎn)化效率有效提升，因此，在L Arnold和U Walz提出的銀行生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上[15]，將其狀態(tài)方程改為：其中，η為銀行存貸部門的生產(chǎn)效率且其值大于0，uB為銀行從業(yè)人員在勞動(dòng)力中所占比重，ε、ψ、ω均為大于0小于1的參數(shù)。

資源存量的狀態(tài)方程為：S·=VS-N（6）

S為自然資源存量，V為自然資源的可再生率，N為自然資源的消耗量。

借鑒R Lucas的思路，將人力資源的狀態(tài)方程設(shè)置為：

φ為人力資本的利用效率，δ2為人力資本的折舊率。

記g*.為各變量的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率，根據(jù)（1）—（7）構(gòu)建Hamiliton函數(shù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)最優(yōu)化方法求均衡解，并結(jié)合穩(wěn)態(tài)定義可得：

根據(jù)g*A、g*B的定義并結(jié)合（8b）和（4）、（5）兩式整理后可得：

從（9）式中可以看出，金融深化作用主要通過(guò)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步即（9）式總的第一項(xiàng)，和拉動(dòng)投資儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化率即（9）式中的第二項(xiàng)影響綠色發(fā)展的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)路徑即g*Yc，且由于0<ν<1，0<ω<1，說(shuō)明金融深化F對(duì)于綠色發(fā)展的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)路徑的作用是非線性的，也就意味著金融深化對(duì)綠色發(fā)展作用存在可能的非對(duì)稱性。同時(shí)，從（9）式中可以發(fā)現(xiàn)，綠色發(fā)展的變化會(huì)受到人力資本和自然資源消耗的影響，說(shuō)明金融深化與綠色發(fā)展之間是有條件的非對(duì)稱性關(guān)系。

進(jìn)一步地，為了研究金融深化對(duì)綠色發(fā)展的偏效應(yīng)，關(guān)于本文核心變量F對(duì)（9）式求偏導(dǎo)數(shù)可得：

根據(jù)函數(shù)取極值的一階條件，令（10）式為0。首先，設(shè)ν<ω，并且由于式中各參數(shù)均為不為0的正數(shù)，將（10）式整理后可得：

下面將分成方程（11）是否存在正實(shí)根，即門檻值是否存在兩種情況討論。

情況一：因?yàn)槟Ｐ透鲄?shù)均為正，所以（11）式右邊為負(fù)；且ω、ν均為大于0小于1的參數(shù)，所以-1<ω-ν<1。因?yàn)槿我馕挥?1至1之間的數(shù)均可以表示成一個(gè)真分?jǐn)?shù)的形式，所以，當(dāng)分子為偶數(shù)時(shí)，根據(jù)冪函數(shù)的性質(zhì)，方程（11）存在正實(shí)根，即存在多組ω、ν使得g*Yc關(guān)于F的函數(shù)在正實(shí)數(shù)域存在駐點(diǎn)，表明金融深化對(duì)綠色發(fā)展的影響可能存在門檻效應(yīng)。

若ω、ν可以使方程（11）存在正實(shí)數(shù)解，此解可以寫為如下形式：

為了進(jìn)一步判斷形如（12）式的解是否是門檻值，對(duì)（10）求二階導(dǎo)數(shù)可得：

將（12）式代入（13）式可得：

由于0<β<1，0<ν<1，0<ω<1，在定義域內(nèi)（14）式的取值恒不為0，因此，在F到達(dá)（12）式代表的值前后，F(xiàn)關(guān)于g*Yc的變化率是不同的，根據(jù)門檻效應(yīng)的定義，形如（12）式的解是門檻值，說(shuō)明金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系可能存在有偏的庫(kù)茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

情況二：因方程（11）右邊為負(fù)，當(dāng)可以表示ω-ν取值的真分?jǐn)?shù)分子為奇數(shù)，將可能使得方程（11）的解為虛根或存在負(fù)實(shí)根，此類解不具有經(jīng)濟(jì)含義，即金融深化對(duì)綠色發(fā)展不存在門檻效應(yīng)。且從（9）式中可以看出，此時(shí)金融深化將以近似指數(shù)函數(shù)的形式推動(dòng)綠色發(fā)展水平的提升。

綜上所述，金融深化對(duì)于綠色發(fā)展是否存在門檻效應(yīng)，取決于ν、ω的取值，即金融深化作用在技術(shù)生產(chǎn)部門和金融銀行部門的生產(chǎn)中所占份額的大小。若ν、ω的取值使得方程（11）存在正實(shí)根，則金融深化對(duì)綠色發(fā)展存在門檻效應(yīng)；若ν、ω的取值使得方程（11）無(wú)正實(shí)根，則金融深化對(duì)綠色發(fā)展沒(méi)有門檻效應(yīng)，金融深化會(huì)通過(guò)技術(shù)進(jìn)步和投資儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化率的提升以近似指數(shù)形式作用于綠色發(fā)展。因此，金融深化在不同生產(chǎn)部門之間份額的分配存在著最優(yōu)比例的問(wèn)題，若比例得當(dāng)則金融深化將始終促進(jìn)綠色發(fā)展，否則可能出現(xiàn)門檻效應(yīng)，且這種最優(yōu)比例和非最優(yōu)比例均不唯一。這一結(jié)論與SaintPaul的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的“雙重均衡”理論類似[12]。

同時(shí)需要指出的是，這種“門檻效應(yīng)”的討論依賴于模型本身的形式和參數(shù)的設(shè)定，若模型形式和參數(shù)發(fā)生變化，門檻效應(yīng)存在性的討論也會(huì)發(fā)生改變。

1.2 計(jì)量模型的設(shè)定

為了研究金融深化水平的不同階段對(duì)綠色發(fā)展水平影響的數(shù)量上的具體關(guān)系，本部分將通過(guò)Hansen的面板門限模型分析金融深化對(duì)綠色發(fā)展的影響以及可能存在的門檻效應(yīng)。

首先，記為綠色發(fā)展水平，表示第i個(gè)城市在第t期的綠色發(fā)展水平，為模型中的被解釋變量，以單位污染物排放換來(lái)的GDP作為其代理變量；記金融深化水平作為核心解釋變量，本文選取King和Levine使用的代理變量地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)GDP的比值作為本文研究金融深化的指標(biāo)[16]；其余控制變量首先應(yīng)當(dāng)考慮理論模型中所探討的影響金融深化門檻值的人力資本因素，同時(shí)，從（9）式中發(fā)現(xiàn)能源消耗也會(huì)對(duì)綠色發(fā)展水平產(chǎn)生影響，因此，將能源消耗也作為控制變量處理。為了更好地控制其他影響綠色發(fā)展的因素，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、 fdi作為控制變量加入模型[17]。因此，一重門檻模型可寫為：

αit為個(gè)體效應(yīng)向量，控制變量向量Xit則主要包括：人力資本、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、 fdi；μit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，I（·）為指示函數(shù)，當(dāng)小括號(hào)內(nèi)條件得到滿足時(shí)函數(shù)值取1，否則，函數(shù)值取0，括號(hào)中的γ為待估計(jì)的門檻值。多重門檻模型可以此類推。endprint

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2003—2014年中國(guó)280個(gè)地級(jí)市建立面板數(shù)據(jù)樣本。為了凸顯不同區(qū)域之間的區(qū)域差異特征，本文選取樣本城市分別來(lái)自于中國(guó)的東部、中部和西部（受數(shù)據(jù)來(lái)源限制不包括西藏、香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)）。本文所有數(shù)據(jù)均依據(jù)中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒整理計(jì)算而得。

依據(jù)以上理論推導(dǎo)所闡釋，本文采用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的綠色化度即單位污染所創(chuàng)造的GDP表示綠色發(fā)展，鑒于中國(guó)70%的工業(yè)污染物為二氧化硫排放[18]，實(shí)證部分將采用GDP和工業(yè)二氧化硫排放的比值作為核心被解釋變量。

控制變量中人力資本的衡量在實(shí)證中通常因數(shù)據(jù)的易得性而采用受教育年限法[19]，參考此方法，本文以接受過(guò)大專以上教育的人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛榇碜兞?，記為humanit；而能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和fdi代理變量的選擇采用《中國(guó)綠色發(fā)展指數(shù)報(bào)告2014》中關(guān)于工業(yè)聚集和綠色發(fā)展的研究中的做法：能源消耗以工業(yè)用電量和工業(yè)GDP的比值為代理變量，記為electricit；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來(lái)衡量，記為percit；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度采用工業(yè)二氧化硫去除量和工業(yè)二氧化硫排放量來(lái)衡量，記為regulatit，fdi以外商投資額與工業(yè)GDP的比值為代理變量，記為fdiit[18]。

對(duì)以上指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)單地描述性統(tǒng)計(jì)（見(jiàn)表1），可以發(fā)現(xiàn)：①數(shù)據(jù)相對(duì)比較穩(wěn)定；②離差幅度不大，表明數(shù)據(jù)波動(dòng)不顯著。

2 實(shí)證研究

2.1 數(shù)據(jù)的初步觀察

為了探究在中國(guó)地級(jí)城市層面金融深化對(duì)綠色發(fā)展水平的“非對(duì)稱性”關(guān)系，本部分將通過(guò)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，初步觀察金融深化與綠色發(fā)展水平的相關(guān)關(guān)系。將金融深化和綠色發(fā)展水平相關(guān)數(shù)據(jù)繪制成散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖1）。從圖1中不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)金融深化指標(biāo)達(dá)到1附近時(shí)，金融深化與綠色發(fā)展有很明顯的正相關(guān)關(guān)系，而在1以前，散點(diǎn)呈現(xiàn)無(wú)規(guī)則的堆積分布，說(shuō)明在這種狀態(tài)下，金融深化與綠色發(fā)展并沒(méi)有顯著的線性相關(guān)關(guān)系?？梢?jiàn)，需要通過(guò)進(jìn)一步數(shù)據(jù)分析來(lái)揭示其內(nèi)在的不確定性關(guān)系。

2.2 門檻檢驗(yàn)

為了對(duì)金融深化對(duì)綠色發(fā)展水平是否存在門檻效應(yīng)

進(jìn)行研究，首先需要確定門檻變量及其可能的門檻數(shù)量，以此確定模型的形式。選擇金融深化作為門檻變量，而確定門檻數(shù)量的主要方法是采用似然比檢驗(yàn)，其中，一重門檻檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：β1=β2，備擇假設(shè)為H1：β1≠β2 ；雙重門檻檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：γ1=γ2，備擇假設(shè)為H1：γ1≠γ2，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量分別為F1=s0-s1（γ^）σ2，F(xiàn)2=s1（γ^1）-s1（γ^2）σ2。利用實(shí)證數(shù)據(jù)和Stata 12.0軟件可以得出F統(tǒng)計(jì)量值和p值，具體值見(jiàn)表2。

從表2中可以看出，金融單一門檻效應(yīng)F值為9.873 4，在1%的臨界值下顯著，二重門檻效應(yīng)F值僅為0.000 1，十分不顯著。因此，可以認(rèn)為金融對(duì)綠色發(fā)展存在單一門檻效應(yīng)，因此，本文采用單一門檻模型。門檻值的估計(jì)主要對(duì)門檻變量的取值進(jìn)行排序然后選擇能使得殘差平方和最小的值，即[20]：

γ^=argminS1（γ）（16）

借助Stata軟件，算出門檻的估計(jì)值為0.635 5，門檻值95%的置信區(qū)間為[0.635 5，0.635 9]。似然比函數(shù)圖像有助于體現(xiàn)置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程（見(jiàn)圖2）。門檻值將金融對(duì)綠色發(fā)展的作用區(qū)分兩個(gè)階段，顯示在地級(jí)層面中國(guó)金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

2.3 門限回歸

為了檢驗(yàn)控制變量對(duì)于金融深化對(duì)綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的擾動(dòng)，分別將finance*it、human*it、elcetric*it、perc*it、regulat*it、 fdi*it這幾個(gè)變量加入模型進(jìn)行6組回歸分析（見(jiàn)表3）。為了避免回歸中可能存在的異方差問(wèn)題，本文采用FGLS方法進(jìn)行回歸。

從表3可以發(fā)現(xiàn)，觀察6組回歸的偏效應(yīng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，金融深化對(duì)綠色發(fā)展都呈現(xiàn)倒“U型”庫(kù)茲涅茨曲線的關(guān)系。進(jìn)一步地，當(dāng)金融深化水平超過(guò)門檻值時(shí)，金融深化水平對(duì)于綠色發(fā)展水平的邊際影響始終為正，其值分別為0.129 9、0.108 9、0.101 2、0.092 6、0.087 9、0.087 2、0.091 3、0.091 3，且該參數(shù)的t值水平始終在1%顯著水平下顯著；當(dāng)超過(guò)門檻值時(shí)，金融深化水平對(duì)于綠色發(fā)展水平有較為顯著的推進(jìn)效果，加快金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有助于提高當(dāng)?shù)鼐G色發(fā)展總體水平。而在門檻值以下，即其值小于0.758 8時(shí)，其邊際作用小于0，但其t值除了在最后一組回歸中在5%的顯著水平下，并且其余都不顯著，這說(shuō)明當(dāng)金融深化水平未達(dá)到門檻值之前，其對(duì)綠色發(fā)展的推動(dòng)作用不顯著，金融深化對(duì)于推動(dòng)綠色化發(fā)展的作用十分有限。該數(shù)據(jù)分析進(jìn)一步說(shuō)明了金融深化對(duì)綠色發(fā)展存在“非對(duì)稱”的現(xiàn)象。另外，觀察偏效應(yīng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)人力資本水平對(duì)綠色發(fā)展的邊際作用很大，且其t值始終在5%的置信水平下顯著，說(shuō)明人力資本對(duì)于綠色發(fā)展的推動(dòng)作用明顯。

2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探究金融深化對(duì)綠色發(fā)展門檻是否穩(wěn)健，本節(jié)將通過(guò)逐步加入各個(gè)控制變量分別估計(jì)金融深化門檻值的大小及其顯著性，從而研究控制變量對(duì)這一門檻的影響，估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。從表4觀察可知，不同控制變量組合主要對(duì)門檻值的顯著性即P值產(chǎn)生影響，但影響不大，僅在加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境規(guī)制變量時(shí)，金融深化對(duì)綠色發(fā)展的門檻在5%的顯著水平下顯著，其余控制變量組合均在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明金融深化對(duì)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)較為顯著，且十分穩(wěn)健，控制變量對(duì)其擾動(dòng)性不大。

3 結(jié)論與政策啟示

3.1 主要結(jié)論

通過(guò)構(gòu)建一個(gè)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)模型來(lái)檢驗(yàn)金融深化對(duì)綠色發(fā)展的影響效應(yīng)，以2003—2014年中國(guó)280個(gè)地級(jí)單元的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用面板門檻模型分析其內(nèi)在作用的非對(duì)稱性。通過(guò)模型分析和實(shí)證得出了以下結(jié)論：endprint

（1）模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)金融深化對(duì)綠色發(fā)展作用存在“非對(duì)稱性”，即所謂數(shù)據(jù)表現(xiàn)上的門檻效應(yīng)。進(jìn)一步討論發(fā)展，門檻效應(yīng)是否存在與金融深化作用在不同生產(chǎn)部門中所占的份額大小有關(guān)，即金融深化在不同生產(chǎn)部門中的分配存在著“最優(yōu)比例”的問(wèn)題。

（2）采用中國(guó)280個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，金融深化對(duì)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)確實(shí)存在，其平均約為0.635 5，這說(shuō)明當(dāng)金融深化水平?jīng)]有達(dá)到這一門檻值之前，金融深化對(duì)綠色發(fā)展的推進(jìn)作用并不顯著，而當(dāng)金融深化水平超越這一門檻值時(shí)，金融深化將顯著推動(dòng)綠色發(fā)展，說(shuō)明中國(guó)金融深化與綠色發(fā)展的關(guān)系呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

（3）通過(guò)門檻方程的穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，控制變量對(duì)金融深化對(duì)綠色發(fā)展作用的門檻效用的擾動(dòng)不大，這一門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)始終顯著，說(shuō)明金融深化對(duì)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)在中國(guó)地級(jí)面板中是穩(wěn)健的。可見(jiàn)，金融深化作用在中國(guó)各地級(jí)市各生產(chǎn)部門中作用的比例并未達(dá)到最佳的狀態(tài)。

3.2 政策啟示

（1）由于金融深化對(duì)資源的配置會(huì)產(chǎn)生門檻效應(yīng)，因此，應(yīng)當(dāng)大力發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)，完善金融體系，加速金融深化的過(guò)程，使金融深化對(duì)資源的配置作用突破門檻效應(yīng)的制約。

（2）由于金融深化對(duì)綠色發(fā)展門檻效應(yīng)的出現(xiàn)與金融深化作用在不同生產(chǎn)部門所占份額有關(guān)，故應(yīng)當(dāng)合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，特別是應(yīng)當(dāng)重視技術(shù)研發(fā)部門和金融創(chuàng)新部門等創(chuàng)新部門的發(fā)展，從而避免金融深化對(duì)綠色發(fā)展出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

（3）從本文的實(shí)證結(jié)果上看，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新對(duì)綠色發(fā)展的偏效應(yīng)較大，說(shuō)明科技創(chuàng)新對(duì)綠色發(fā)展的推動(dòng)很顯著。因此，各地區(qū)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步加大對(duì)科技創(chuàng)新的投入力度。

參考文獻(xiàn)（References）

[1]胡鞍鋼，周紹杰. 綠色發(fā)展：功能界定、機(jī)制分析與發(fā)展戰(zhàn)略[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2014，24（1）：14-20.[HU Angang， ZHOU Shaojie. Green development：functional definition， mechanism analysis and developmet strategy[J]. China population，resources and environment， 2014， 24（1）：14-20.]

[2]西南財(cái)經(jīng)大學(xué)發(fā)展研究院環(huán)保部環(huán)境與經(jīng)濟(jì)政策研究中心課題組.綠色金融與可持續(xù)發(fā)展[J].金融論壇，2015（10）：30-40.[The Study Group of Development Research Insititute of Southwestern University of Finance & Economics and Research Center for Environment and Economic Policy. Green finance and sustainable development[J]. Finance forum， 2015（10）：30-40.]

[3]COWAN E. Topical issues in environmental finance[R]. Asia Branch of the Canadian International Development Agency， 1999.

[4]李中.綠色金融創(chuàng)新與我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型問(wèn)題研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2011（4）：6-8.[LI Zhong. Research on green finance innovation and industry tranformation of China[J]. Contemporary economics， 2011（4）：6-8.]

[5]黃建歡，呂海龍，王良健.金融發(fā)展影響區(qū)域綠色發(fā)展的機(jī)理[J].地理研究，2014，33（3）：532-545.[HUANG Jianhuan， LV Hailong， WANG Liangjian. Mechanism of financial development influencing regional green development[J]. Geographical research， 2014， 33（3）：532-545.]

[6]MISHKIN F. Economics of money， banking and financial markets[M]. Pearson Publishing Company， 2012.

[7]ROWNALD M. Money and capital in economic development[R]. Brookings Institute， 1973.

[8]SHAW E S. Financial deepening in economic development[M]. Oxford：Oxford University Press， 1973.

[9]顧洪梅，何彬.中國(guó)省域金融發(fā)展與碳排放研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，22（8）：22-27.[GU Hongmei， HE Bing.Study on Chinese financial development and carbon emission[J]. China population，resources and environment， 2012， 22（8）：22-27. ]

[10]陳碧瓊，張梁梁. 動(dòng)態(tài)空間視角下金融發(fā)展對(duì)碳排放的影響力分析[J].軟科學(xué)，2014，28（7）：140-144.[CHEN Biqiong， ZHANG Liangliang. The impact of financial development to carbon emissions from the perspective from dynamic spatial[J]. Soft science， 2014， 28（7）：140-144.]endprint

[11]嚴(yán)成樑，李濤，蘭偉. 金融發(fā)展、創(chuàng)新與二氧化碳排放[J].金融研究，2016（1）：14-30.[YAN Chengliang， LI Tao， LAN Wei.Financial development， innovation and carbon emission[J]. Journal of financial research， 2016（1）：14-30.]

[12]SAINTPAUL G. Technological choice， financial markets and economic development[J]. European economic review， 1992， 36（4）：763-781.

[13]ACEMOGLU D，ZILIBOTTI F. Was prometheus unbounded by chance？ risk， diversification and growth[J]. Journal of political economy， 1997， 105（4）：705-779.

[14]劉耀彬，楊新梅.基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的城市化進(jìn)程中資源環(huán)境“尾效”分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011，21（2）：24-30.[LIU Yaobin， YANG Xinmei. Analysis on resources consumption drag of urbanization based on endogenous growth model[J]. China population， resources and environment， 2011， 21（2）：24-30.]

[15]ARNOLD L ，WALZ U. Financial regimes， capital structure， and growth[J]. European journal of political economy， 2000， 16：491-508.

[16]KING R， LEVINE R. Finance and growth： Schumpeter might be right[J]. Quarterly journal of economics， 1993， 108（3）：717-737.

[17]GROSSMAN G M， KRUEGER A B. Economic growth and environment[J]. The quarterly journal of economics， 1995， 110（2）：211-224.

[18]北京師范大學(xué)科學(xué)發(fā)展觀與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展研究基地，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)綠色經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展研究基地，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測(cè)中心.2014中國(guó)綠色發(fā)展指數(shù)年度報(bào)告[M].北京：北京師范大學(xué)出版社，2015.[The Research Base for Scientific Outlook on Development and Sustainable Development of Economic of Beijing Normal University， The Research Base for Green Economy and Sustainable Development of Economic of Southwestern University of Finance and Economics， China Economic Monitoring & Analysis Center of National Bereau of Statistics. China green development index report 2014[M]. Beijing：Beijing Normanl University Publishing House， 2015.]

[19]詹新宇.市場(chǎng)化、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)[J].中國(guó)軟科學(xué)，2012（8）：166-177[ZHAN Xinyu. Marketization， human capital and economic growth effect[J]. China soft science， 2012（8）：166-177.]

[20]HANSEN B. Threshold effects in nondynamics panels： estimation， testing and inference[J]. Journal of econometrics， 1999，93：345-368.endprint