李曉龍，蔡云龍，袁帥強(qiáng)

［貴州財經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院（貴陽大數(shù)據(jù)金融學(xué)院），貴州 貴陽 550025］

一、引言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是大勢所趨。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境之間的關(guān)系，著力提升農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率被視為在給定物質(zhì)要素投入下，以最少的農(nóng)業(yè)生態(tài)負(fù)面影響實現(xiàn)最多的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（王寶義和張衛(wèi)國，2016）[1]，能夠客觀地反映農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平。已有研究表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（侯孟陽和姚順波，2018）[2]、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合（胡平波和鐘漪萍，2019）[3]、農(nóng)村人口老齡化（李露和徐維祥，2021）[4]等均是影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率及演進(jìn)變動的重要因素。但是，鮮少有研究關(guān)注綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響。事實上，綠色金融發(fā)展通過擴(kuò)大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的綠色投資規(guī)模，推動農(nóng)業(yè)領(lǐng)域綠色資本的優(yōu)化配置，提供更多的資金支持農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，不僅可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益增長，而且能夠維護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境平衡，最終有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。此外，由于我國地域遼闊，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的作用效應(yīng)還可能受到區(qū)域異質(zhì)性因素和空間相關(guān)性因素的共同影響。綜上，本文將重點考察綠色金融發(fā)展是否對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生影響，并檢驗綠色金融發(fā)展通過何種效應(yīng)影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，與本文主題相關(guān)的研究主要聚焦在兩個方面。一是探討綠色金融對生態(tài)環(huán)境的作用，該作用主要體現(xiàn)在企業(yè)微觀層面和區(qū)域宏觀 層 面。 例 如Tamazian 等（2009）[5]、Richardson（2014）[6]、Gianfrate 和Peri（2019）[7]等學(xué)者利用企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，綠色金融發(fā)展顯著促進(jìn)了企業(yè)污染減排。劉莎和劉明（2020）[8]研究指出，綠色金融對區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的正向效應(yīng)較弱，未來應(yīng)降低綠色金融門檻，加快構(gòu)建區(qū)域綠色金融體系。杜莉和鄭立純（2019）[9]、魏麗莉和楊穎（2020）[10]利用雙重差分方法檢驗發(fā)現(xiàn)，綠色金融政策有利于減少環(huán)境污染排放，試點區(qū)域污染排放量的增長趨勢明顯低于非試點區(qū)域。二是考察金融發(fā)展對生態(tài)效率的影響，該影響主要體現(xiàn)在普通線性效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)兩個維度。如黃建歡等（2014）[11]認(rèn)為，金融發(fā)展主要通過資本配置效應(yīng)和企業(yè)監(jiān)督效應(yīng)兩種機(jī)制正向影響區(qū)域生態(tài)效率。何宜慶等（2017）[12]研究發(fā)現(xiàn)，金融集聚發(fā)展和生態(tài)效率在地理空間上存在一定的空間正相關(guān)性。姚惠澤和石磊（2019）[13]證實，金融發(fā)展空間影響力的不斷擴(kuò)大有利于提升生態(tài)效率。龐慶華和陳隆緣（2021）[14]則指出，金融發(fā)展勢能不僅有利于提高本地生態(tài)效率，而且對周邊地區(qū)生態(tài)效率提升也存在顯著的空間溢出效應(yīng)。

以上文獻(xiàn)為本文研究提供了邏輯起點和經(jīng)驗借鑒，然而其研究對象多集中于區(qū)域?qū)用娴纳鷳B(tài)效率，尚未從農(nóng)業(yè)層面考察綠色金融發(fā)展對生態(tài)效率的作用效果，更未從門檻效應(yīng)與空間效應(yīng)的雙重視角探究綠色金融發(fā)展如何影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。相比于已有文獻(xiàn)，本文邊際貢獻(xiàn)在于：首先，基于門檻效應(yīng)與空間效應(yīng)雙重視角，梳理分析綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的內(nèi)在機(jī)理，發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用同時存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)和空間效應(yīng)，該結(jié)論有利于拓展和完善金融發(fā)展與生態(tài)效率關(guān)系的理論體系；其次，基于我國省域?qū)用鏀?shù)據(jù)，構(gòu)建面板空間門檻計量模型，實證檢驗綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響，發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在空間溢出效應(yīng)，但該效應(yīng)僅在農(nóng)村人力資本水平較高的省份顯著，上述結(jié)論可以為完善我國農(nóng)村綠色金融體系與推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供政策啟示。

二、理論分析與研究假說

（一）綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的內(nèi)在機(jī)理分析

綠色金融的本質(zhì)是在金融服務(wù)中根植綠色發(fā)展理念。綠色金融發(fā)展通過發(fā)揮金融的資本形成、資本配置以及創(chuàng)新激勵等核心功能，顯著擴(kuò)大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的綠色投資規(guī)模，優(yōu)化農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的綠色資本配置，并為農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提供資金支持，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)開發(fā)、農(nóng)業(yè)環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的有機(jī)協(xié)同，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的平衡發(fā)展，最終提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。首先，金融市場是資金的“蓄水池”，綠色金融市場的快速發(fā)展可以發(fā)揮資金“蓄水池”作用，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的綠色投資規(guī)模，提供充足資金用于農(nóng)業(yè)污染治理與生態(tài)環(huán)境建設(shè)，不斷改善農(nóng)業(yè)環(huán)境效益，從而提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。其次，完善的綠色金融體系有助于引導(dǎo)資金向綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域傾斜，降低綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的融資成本，激勵農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體創(chuàng)造綠色財富和生態(tài)福利，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。再次，綠色金融發(fā)展有利于農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新獲得更多的資金支持，加速有害生物綠色防控技術(shù)、農(nóng)業(yè)廢棄物循環(huán)利用技術(shù)以及高效節(jié)水灌溉技術(shù)等的研發(fā)與應(yīng)用，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的自然資源消耗與生態(tài)環(huán)境破壞問題，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升。由此，本文提出如下研究假說。

假說1：綠色金融發(fā)展有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

（二）綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的門檻效應(yīng)分析

前文論述表明，綠色金融發(fā)展有助于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。然而，該論斷是基于“區(qū)域同質(zhì)性”假設(shè)的分析結(jié)果，忽略了我國區(qū)域間資源稟賦的異質(zhì)性，也尚未考慮作為綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)需求主體的農(nóng)村人力資本在區(qū)域間的差異性。事實上，綠色金融業(yè)務(wù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的滲透與應(yīng)用主要依賴于農(nóng)村勞動力，不同區(qū)域之間農(nóng)村勞動力所擁有的人力資本水平不同，導(dǎo)致綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的作用存在差異。換言之，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響可能受到農(nóng)村人力資本水平的制約而呈現(xiàn)出非線性門檻效應(yīng)。在農(nóng)村人力資本水平較低（尚未跨越農(nóng)村人力資本門檻）的地區(qū)，由于文化程度不高，農(nóng)村勞動力的金融素養(yǎng)較為缺乏，這不僅會阻礙綠色金融理念在農(nóng)村地區(qū)的廣泛普及，也不利于綠色金融業(yè)務(wù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的深層次應(yīng)用，從而難以發(fā)揮綠色金融對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用。相反，在農(nóng)村人力資本水平較高（跨越農(nóng)村人力資本門檻）的地區(qū)，農(nóng)村勞動力的金融素養(yǎng)整體水平較高，其對綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)的理解能力與應(yīng)用能力較強(qiáng)，有助于充分發(fā)揮綠色金融對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用。由此，本文提出如下研究假說。

假說2：綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)。

（三）綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間效應(yīng)分析

上述理論分析表明，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)。然而，該結(jié)論還應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)活動之間的空間相關(guān)性（即地理位置鄰近的空間區(qū)域，其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面通常會表現(xiàn)出相似的特征），以避免低估綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的實際作用效果。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展背景下，綠色金融要素的空間集聚與空間擴(kuò)散加快，綠色金融的部分功能突破空間限制，實現(xiàn)了綠色金融資源的跨區(qū)域配置，鄰近地區(qū)的綠色金融發(fā)展也呈現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性。與此同時，地區(qū)之間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境存在的鄰里效應(yīng)也會導(dǎo)致鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率在空間上呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性（侯孟陽和姚順波，2019）[15]。因此，有必要將空間效應(yīng)納入綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的理論分析框架。本文所說的空間效應(yīng)包括空間溢出效應(yīng)和空間競爭效應(yīng)，前者是指地區(qū)綠色金融發(fā)展不僅有利于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)效率，還能夠帶動鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的協(xié)同提升；后者是指地區(qū)綠色金融發(fā)展有利于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)效率，但對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升存在負(fù)面影響。

綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間溢出效應(yīng)具體表現(xiàn)在以下幾方面。首先，綠色金融發(fā)展可以促使以綠色信貸和綠色債券為代表的綠色資本在金融市場上自由流動，實現(xiàn)綠色資本要素的跨地區(qū)配置。在此作用下，綠色金融資源會向綠色金融發(fā)展水平較低、農(nóng)業(yè)生態(tài)化發(fā)展滯后的鄰近地區(qū)溢出，從而為鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)化發(fā)展提供充足的資金保障，有利于提升其農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。其次，當(dāng)一個地區(qū)綠色金融發(fā)展對生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升產(chǎn)生良好成效后，其綠色金融發(fā)展模式將會通過空間溢出效應(yīng)對鄰近地區(qū)產(chǎn)生“示范引領(lǐng)效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)模仿效應(yīng)”，綠色金融發(fā)展的空間擴(kuò)散有利于帶動鄰近地區(qū)不斷完善綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)，從而更好地支持農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升。綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間競爭效應(yīng)主要體現(xiàn)為：由于地區(qū)之間在金融資源方面存在競爭行為，當(dāng)一個地區(qū)的綠色金融得到快速發(fā)展，其對綠色金融資源的需求會增加，并吸引鄰近地區(qū)綠色金融資源流入。但是，過度競爭所產(chǎn)生的“負(fù)外部性”也容易造成綠色金融發(fā)展“以鄰為壑”的結(jié)果，從而對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升產(chǎn)生不利影響。由此，本文提出如下研究假說。

假說3：綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在空間溢出效應(yīng)。

假說4：綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在空間競爭效應(yīng)。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

（一）變量選擇

1.被解釋變量：農(nóng)業(yè)生態(tài)效率

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的評價研究普遍將農(nóng)業(yè)碳排放作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“負(fù)向”產(chǎn)出（胡平波和鐘漪萍，2019；李露和徐維祥，2021）[3-4]，并未考慮農(nóng)業(yè)兼具碳排放與碳匯的雙重功能特點，將農(nóng)業(yè)碳匯納入農(nóng)業(yè)生態(tài)效率綜合評價體系，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的評價結(jié)果缺乏系統(tǒng)性和完整性。為此，本文將農(nóng)業(yè)凈碳匯（農(nóng)業(yè)碳匯量減去農(nóng)業(yè)碳源量的差額）作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境產(chǎn)出，以土地、勞動力、機(jī)械動力、農(nóng)膜、農(nóng)藥、化肥以及灌溉為農(nóng)業(yè)投入，以農(nóng)業(yè)增加值和農(nóng)業(yè)凈碳匯①本文依據(jù)李波等（2019）[16]的研究思路測算農(nóng)業(yè)凈碳匯量。為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，構(gòu)建農(nóng)業(yè)生態(tài)效率綜合評價指標(biāo)體系。在此基礎(chǔ)上，利用基于徑向距離函數(shù)的投入型Malmquist 指數(shù)（MI）對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行綜合測算。t 到t+1 時期的投入型MI 用距離函數(shù)表示如下：

式中，x 和y 分別表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入向量和產(chǎn)出向量。MI＜1表示t到t+1時期農(nóng)業(yè)生態(tài)效率降低，同理MI＞1、MI=1 分別表示農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提高和不變。由于MI為環(huán)比改進(jìn)指數(shù)，無法直接進(jìn)行回歸分析，為此，本文借鑒李曉龍和冉光和（2021）[17]的做法，將其換算成定比改進(jìn)指數(shù)，即令2007 年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率為1，用2007—2008年的MI乘以2007年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率表示2008 年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，以此類推計算2009—2020年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

2.核心解釋變量：綠色金融發(fā)展

本文借鑒李曉西和夏光（2014）[18]、高錦杰和張偉偉（2021）[19]等學(xué)者的做法，基于綠色金融的服務(wù)范圍層面構(gòu)建綠色金融發(fā)展水平評價指標(biāo)體系（見表1），從綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險以及碳金融五個維度綜合衡量綠色金融發(fā)展水平。其中，綠色信貸水平以高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占比反映，綠色證券水平用環(huán)保企業(yè)市值占比和高耗能產(chǎn)業(yè)市值占比衡量，綠色投資水平以環(huán)保公共支出占比和污染治理投資占比反映，綠色保險水平用農(nóng)業(yè)保險規(guī)模占比衡量，碳金融水平以金融低碳度表征。在構(gòu)建評價指標(biāo)體系基礎(chǔ)上，本文借鑒傅亞平和彭政欽（2020）[20]的做法，利用熵值賦權(quán)法對2008—2020年我國綠色金融發(fā)展水平綜合指數(shù)進(jìn)行測度。

表1 綠色金融發(fā)展水平評價指標(biāo)體系

3.其余變量：門檻變量與控制變量

本文門檻變量為農(nóng)村人力資本，以中央財經(jīng)大學(xué)人力資本與勞動經(jīng)濟(jì)研究中心測算的農(nóng)村實際人力資本（萬元）來衡量①該數(shù)據(jù)基于J-F 收入法通過預(yù)期終生收入現(xiàn)值測算人力資本水平，綜合考慮了教育、健康、干中學(xué)等多種人力資本要素。而傳統(tǒng)采用人均受教育年限衡量人力資本水平的做法，忽略了知識累積效應(yīng)以及技能水平提升等作用，進(jìn)而可能低估人力資本。。具體而言，分別選取農(nóng)村實際人均人力資本（AHU）與農(nóng)村實際人均勞動力人力資本（LHU）兩類指標(biāo)對比考察。本文控制變量包括：（1）農(nóng)業(yè)機(jī)械化投入力度（AMI），以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)作物總播種面積的比值（千瓦/公頃）衡量；（2）財政支農(nóng)投入力度（FAI），以地方財政農(nóng)林水事務(wù)支出占地方財政一般預(yù)算支出的比重表示；（3）農(nóng)業(yè)受災(zāi)率（DIS），用農(nóng)作物受災(zāi)面積占農(nóng)作物總播種面積的比重反映；（4）工業(yè)化水平（IND），以工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；（5）信息化程度（IFM），以農(nóng)村每戶移動電話機(jī)擁有量（部）衡量。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文研究樣本包括2008—2020 年我國30 個省份（不含西藏和港、澳、臺地區(qū)），相關(guān)數(shù)據(jù)來自各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國保險年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒以及國泰君安數(shù)據(jù)庫。為了保證研究數(shù)據(jù)的可比性，本文對所有涉及價格因素的變量均以2008年為基期進(jìn)行平減處理。表2為本文主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值為1.1648，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2441，這表明我國各省份農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的差異較大。綠色金融發(fā)展均值為0.4471，反映出樣本期間我國綠色金融發(fā)展水平整體較低，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效應(yīng)有待進(jìn)一步的實證驗證。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

1.基準(zhǔn)模型構(gòu)建

本文首先檢驗綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的基準(zhǔn)影響，并構(gòu)建如下面板固定效應(yīng)模型：

式中，AEE 為農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，i、t 分別表示省份和年份，α 為常數(shù)項，GFD 為綠色金融發(fā)展，AHU 為農(nóng)村實際人均人力資本，LHU 為農(nóng)村實際人均勞動力人力資本，X 為控制變量，μi為個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

2.基準(zhǔn)模型回歸

表3 的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果顯示，在不包含控制變量和包含控制變量兩種情況下，核心解釋變量綠色金融發(fā)展（GFD）對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響系數(shù)均顯著為正，且至少通過5%的顯著性水平檢驗，這表明綠色金融發(fā)展有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，從而驗證了本文研究假說1。如前文所述，綠色金融發(fā)展通過影響農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的綠色投資規(guī)模、綠色資本配置以及綠色研發(fā)創(chuàng)新，不僅可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益增長，還能夠維護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境平衡，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升產(chǎn)生積極作用。以農(nóng)村實際人均人力資本（AHU）和農(nóng)村實際人均勞動力人力資本（LHU）作為農(nóng)村人力資本的衡量指標(biāo)時，其對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這說明農(nóng)村人力資本作為促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵要素，是有效提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的重要動力。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

根據(jù)控制變量回歸結(jié)果，農(nóng)業(yè)機(jī)械化投入力度（AMI）對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響系數(shù)顯著為負(fù)，這說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化投入力度的增強(qiáng)雖然提升了農(nóng)業(yè)勞動效率，但也帶來了化石能源在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的大規(guī)模使用，由此產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)污染排放阻礙了農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升。財政支農(nóng)投入力度（FAI）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明財政支農(nóng)投入力度不足抑制了其對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的正向促進(jìn)作用。工業(yè)化水平（IND）對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響系數(shù)同樣顯著為負(fù)，這說明在工業(yè)化水平越高的地區(qū)，以工業(yè)化方式發(fā)展農(nóng)業(yè)的程度越高，由此加劇了污染排放且不利于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升。信息化程度（IFM）有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，這表明農(nóng)業(yè)信息化程度越高的地區(qū)，對農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)、引進(jìn)與吸收越充分，有助于增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益和減少農(nóng)業(yè)污染排放。此外，農(nóng)業(yè)受災(zāi)率（DIS）的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，但未能通過顯著性水平檢驗，這表明農(nóng)業(yè)受災(zāi)率對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效果尚不明顯。

（二）門檻效應(yīng)檢驗

在實證檢驗綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)前，需要驗證該門檻效應(yīng)的存在性。為此，本文借鑒Hansen（1999）[21]的研究思路，首先通過識別門檻值的數(shù)量以確定面板門檻模型的具體形式。分別假定存在1 個門檻值（單一門檻）、2 個門檻值（雙重門檻）和3 個門檻值（三重門檻）三種情況，采用Bootstrap 方法進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表4。根據(jù)表中不同情況所對應(yīng)的F 統(tǒng)計值與P 值結(jié)果，農(nóng)村實際人均人力資本（AHU）和農(nóng)村實際人均勞動力人力資本（LHU）均通過了單一門檻效應(yīng)檢驗，這表明以農(nóng)村實際人均人力資本和農(nóng)村實際人均勞動力人力資本作為門檻變量時，需要構(gòu)建面板單一門檻回歸模型。

表4 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

在確定面板門檻模型具體形式后，通過繪制似然比函數(shù)圖，借助最小殘差平方和（即LR 圖中的最低點）估計不同門檻變量對應(yīng)的門檻值，結(jié)果如圖1和圖2 所示。其中，農(nóng)村實際人均人力資本（AHU）的單一門檻估計值為14.1720，農(nóng)村實際人均勞動力人力資本（LHU）的單一門檻估計值為10.8230。與此同時，上述兩個門檻估計值對應(yīng)的LR統(tǒng)計值均明顯小于臨界值7.3500（圖中的虛線），且通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明本文估計的門檻值真實有效。

圖1 AHU門檻值的LR圖

圖2 LHU門檻值的LR圖

（三）空間自相關(guān)性檢驗

在實證檢驗綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間效應(yīng)前，必須確保被解釋變量（農(nóng)業(yè)生態(tài)效率）具有空間自相關(guān)性。為此，本文借鑒陳強(qiáng)（2014）[22]的做法，設(shè)定鄰接空間權(quán)重矩陣和反距離空間權(quán)重矩陣①鄰接空間權(quán)重矩陣的設(shè)定方法為：當(dāng)省域單位相鄰時，權(quán)重取值為1，否則為0。該矩陣目前應(yīng)用最廣泛，能夠反映周邊相鄰省域?qū)Ρ臼∮虻目臻g效應(yīng)，但無法體現(xiàn)其他非相鄰省域的空間效應(yīng)。為此，本文進(jìn)一步設(shè)定反距離空間權(quán)重矩陣以檢驗結(jié)果穩(wěn)健性，該矩陣假定省域間的空間效應(yīng)取決于地理距離，并隨距離增大而遞減。反距離空間權(quán)重矩陣采用基于省會城市間球面距離平方的倒數(shù)表示。，利用Moran’s I 指數(shù)檢驗我國省域?qū)用孓r(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間自相關(guān)性，結(jié)果如表5 所示。其中，在采用鄰接空間權(quán)重矩陣的情形下，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的Moran’s I 指數(shù)在樣本期間均大于0，指數(shù)數(shù)值在0.1630—0.2700 之間波動，除2019 年外其他年份至少通過10%的顯著性水平檢驗，這表明農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在正向空間自相關(guān)性。與此同時，在采用反距離空間權(quán)重矩陣的情形下，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的Moran’s I指數(shù)在絕大部分年份亦顯著為正，指數(shù)數(shù)值在0.0100—0.0900 之間波動，再次印證農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在顯著的正向空間自相關(guān)性。由此可知，我國農(nóng)業(yè)生態(tài)效率在省域?qū)用娴目臻g分布并非隨機(jī)生成，而是具有顯著的空間集聚特征，該結(jié)論為后文構(gòu)建面板空間計量模型實證檢驗綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間效應(yīng)提供了數(shù)據(jù)支撐。

表5 2008—2020年我國農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的Moran’s I檢驗結(jié)果

（四）空間門檻模型回歸分析

1.空間門檻模型構(gòu)建

根據(jù)農(nóng)村人力資本的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果，為了科學(xué)探究綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響，本文將門檻效應(yīng)和空間效應(yīng)納入統(tǒng)一檢驗框架，在式（2）基礎(chǔ)上構(gòu)建如下面板空間門檻模型：

式中，ρ 為空間自相關(guān)系數(shù)；W 為空間權(quán)重矩陣（鄰接空間權(quán)重矩陣和反距離空間權(quán)重矩陣）。根據(jù)表4 的檢驗結(jié)果，農(nóng)村人力資本存在單一門檻值，為此，本文將農(nóng)村人力資本的較低水平設(shè)為基期，引入虛擬變量D，構(gòu)建綠色金融發(fā)展（GFD）與虛擬變量D的交叉項GFD×D，分析農(nóng)村人力資本較高水平下綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響。根據(jù)農(nóng)村人力資本的衡量指標(biāo)，虛擬變量D 具體分為D1 和D2 兩類：

2.空間門檻模型回歸

根據(jù)Hausman 檢驗、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）與自然對數(shù)似然函數(shù)值（Log likelihood）檢驗結(jié)果，本文選擇空間固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果詳見表6。其中，基于鄰接空間權(quán)重矩陣和反距離空間權(quán)重矩陣的空間門檻模型回歸結(jié)果總體差異較小，這表明模型非常穩(wěn)健。在兩種空間權(quán)重矩陣下，分別以農(nóng)村實際人均人力資本（AHU）和農(nóng)村實際人均勞動力人力資本（LHU）作為門檻變量時，空間自相關(guān)系數(shù)ρ均在1%的水平上顯著為正，再次證實我國省域?qū)用孓r(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有顯著的空間自相關(guān)性，即省域農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升會受到鄰近省域農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的積極影響。綠色金融發(fā)展（GFD）的回歸系數(shù)在所有模型中均不顯著，這表明在農(nóng)村人力資本水平較低的省份，綠色金融發(fā)展未能有效提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率；與此同時，綠色金融發(fā)展（GFD）與虛擬變量D1 和D2 的交叉項（GFD×D1、GFD×D2）的回歸系數(shù)在鄰接空間權(quán)重矩陣和反距離空間權(quán)重矩陣下均顯著為正，這表明在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。上述結(jié)果證實本文研究假說2 成立，即綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)。

表6 空間門檻模型回歸結(jié)果

（五）空間門檻模型的空間效應(yīng)分解

為了準(zhǔn)確測度綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間效應(yīng)，本文借鑒LeSage 和Pace（2009）[23]的做法，將面板空間門檻模型的回歸系數(shù)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，其中，間接效應(yīng)為正表明存在空間溢出效應(yīng)，相反則存在空間競爭效應(yīng)。表7為鄰接空間權(quán)重矩陣和反距離空間權(quán)重矩陣下的空間效應(yīng)分解結(jié)果。

表7 空間效應(yīng)分解結(jié)果

首先，根據(jù)直接效應(yīng)估計結(jié)果，綠色金融發(fā)展（GFD）的系數(shù)并不顯著，綠色金融發(fā)展與虛擬變量D1 和D2 交叉項（GFD×D1、GFD×D2）的回歸系數(shù)顯著為正，這表明在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升，再次驗證了本文研究假說2。其次，根據(jù)間接效應(yīng)估計結(jié)果，綠色金融發(fā)展與虛擬變量D1 和D2 的交叉項（GFD×D1、GFD×D2）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展對鄰近省域農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升具有顯著的空間溢出效應(yīng)，從而驗證了本文研究假說3。相比于鄰接空間權(quán)重矩陣，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間溢出效應(yīng)在反距離空間權(quán)重矩陣下更為顯著。一方面，各省域的地理范圍差異較大，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間溢出效應(yīng)更加依賴于實際地理距離而非省域鄰接狀況；另一方面，在合理度量空間距離并且納入空間效應(yīng)的情形下，綠色金融發(fā)展對周邊省域產(chǎn)生更為強(qiáng)烈的空間溢出效應(yīng)，有助于提升鄰近省域農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。綠色金融發(fā)展（GFD）的系數(shù)在鄰接空間權(quán)重矩陣下為負(fù)，但并未通過顯著性水平檢驗，這表明在農(nóng)村人力資本水平較低的省份，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間競爭效應(yīng)并不顯著，即本文研究假說4不成立。再次，根據(jù)總效應(yīng)估計結(jié)果，綠色金融發(fā)展與虛擬變量D1 和D2 交叉項（GFD×D1、GFD×D2）的回歸系數(shù)顯著為正，這說明考慮本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)后，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用依舊存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)，即在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展整體上有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

五、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

第一，門檻效應(yīng)與空間效應(yīng)是綠色金融發(fā)展影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率過程中不可忽略的重要因素。綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在基于農(nóng)村人力資本的單門檻特征；農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在正向的空間自相關(guān)性，其在省域?qū)用娴目臻g分布并非隨機(jī)生成，而是具有顯著的空間集聚特征。

第二，考慮空間因素后，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在農(nóng)村人力資本門檻效應(yīng)。在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率；在農(nóng)村人力資本水平較低的省份，綠色金融發(fā)展未能提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

第三，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在空間溢出效應(yīng)而非空間競爭效應(yīng)。在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用存在空間溢出效應(yīng)，即綠色金融發(fā)展不僅有利于提升本地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，而且促進(jìn)了鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升；在農(nóng)村人力資本水平較低的省份，綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間競爭效應(yīng)并不顯著。

（二）政策啟示

首先，著力加強(qiáng)綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)供給，滿足農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)發(fā)展的多樣化綠色金融需求。積極創(chuàng)新適合農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)發(fā)展的綠色融資方式，促進(jìn)綠色信貸、綠色債券等快速發(fā)展，構(gòu)建多層次的綠色金融融資體系，不斷擴(kuò)大綠色資金來源；持續(xù)探索排污權(quán)質(zhì)押、農(nóng)業(yè)保單質(zhì)押、土地承包經(jīng)營權(quán)抵押、大型農(nóng)機(jī)具抵押、農(nóng)民住房抵押等抵質(zhì)押方式，滿足農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)發(fā)展項目的融資抵押擔(dān)保需求；集中優(yōu)勢綠色金融資源，支持農(nóng)業(yè)園區(qū)循環(huán)化改造以及生態(tài)農(nóng)業(yè)示范區(qū)建設(shè)，不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)發(fā)展空間。

其次，加快提升農(nóng)村人力資本水平，為綠色金融發(fā)展支持農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升創(chuàng)造有利條件。加大農(nóng)村人力資本投資力度，制定詳細(xì)的農(nóng)村人力資源開發(fā)政策，建立健全針對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體及廣大農(nóng)戶的教育培訓(xùn)體系，提升農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)；依托涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)推動金融知識下鄉(xiāng)，加強(qiáng)對農(nóng)村居民金融知識的普及，提升其金融資源配置能力和金融風(fēng)險識別防范能力；暢通城鎮(zhèn)人力資源下鄉(xiāng)通道，“以城帶鄉(xiāng)”促進(jìn)農(nóng)村教育事業(yè)發(fā)展，加速提高農(nóng)村教育水平，努力縮小城鄉(xiāng)人力資本差距。

再次，因地制宜完善綠色金融發(fā)展措施，因勢利導(dǎo)加強(qiáng)區(qū)域綠色金融合作。針對農(nóng)村人力資本水平較低的省份，要進(jìn)一步加速農(nóng)村人力資本積累，一方面為本地區(qū)綠色金融發(fā)展提供智力支撐，另一方面為吸納鄰近省份的綠色金融資源流入營造良好環(huán)境；在農(nóng)村人力資本水平較高的省份，應(yīng)防止“虹吸效應(yīng)”導(dǎo)致綠色金融資源極化現(xiàn)象發(fā)生，注重引導(dǎo)綠色金融資源的合理流動與優(yōu)化配置，強(qiáng)化綠色金融發(fā)展的跨區(qū)域合作，充分發(fā)揮綠色金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間溢出效應(yīng)，輻射帶動鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的有效提升。