胡文濤 孫俊娜 陳亮

基金項目：國家社會科學基金重大項目《習近平經濟思想對馬克思主義政治經濟學發(fā)展的原創(chuàng)性貢獻》（22ZDA003）；教育部人文社會科學重點研究基地重大項目《產業(yè)結構演化視角下的中國生態(tài)文明與綠色發(fā)展研究》（18JJD790016）。

作者簡介：胡文濤（1993—），男，江西南昌人，博士，中國社會科學院生態(tài)文明研究所助理研究員，主要研究方向為綠色金融、綠色技術進步、環(huán)境政策；孫俊娜（1992—），女，山東青島人，博士，中國農業(yè)科學院農業(yè)經濟與發(fā)展研究所助理研究員，主要研究方向為農村發(fā)展與反貧困、畜牧業(yè)經濟；陳亮（1971—），男，安徽阜陽人，本文通訊作者，博士，中國人民大學中國經濟改革與發(fā)展研究院、中國人民大學全國中國特色社會主義政治經濟學研究中心研究員，中國人民大學經濟學院碩士生導師，主要研究方向為綠色發(fā)展、政治經濟學。

［摘 要］文章基于2011—2020年省際面板數據，構造了衡量綠色金融與綠色發(fā)展的綜合指數，采用固定效應和門檻回歸方法，從產業(yè)結構生態(tài)化轉型視角分析了綠色金融與地區(qū)綠色發(fā)展二者之間關系，研究表明：綠色金融能顯著推動地區(qū)綠色發(fā)展，這主要表現為地區(qū)環(huán)境治理水平提高與地區(qū)環(huán)境質量提升。分組回歸檢驗發(fā)現：綠色金融對綠色發(fā)展推動作用在產業(yè)結構生態(tài)化程度較高且位于東部的省份表現地更為顯著。門檻檢驗發(fā)現：以產業(yè)結構生態(tài)化水平為門檻變量，存在著雙重門檻效應，只有當產業(yè)結構生態(tài)化水平提高到一定水平才能充分體現出綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的推動作用。據此，應該進一步完善綠色金融激勵約束體制，充分發(fā)揮綠色金融支持綠色發(fā)展的資源配置功能。

［關鍵詞］綠色金融；產業(yè)結構生態(tài)化；地區(qū)綠色發(fā)展；門檻回歸

［中圖分類號］F832；F121.3［文獻標識碼］A［文章編號］1673-0461（2023）05-0088-09

改革開放以來，中國經濟建設取得了舉世矚目的成就，但資源環(huán)境承載能力逼近極限，高投入、高耗能、高污染粗放型經濟發(fā)展模式難以為繼，發(fā)展綠色金融，推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，加快形成綠色低碳的生產生活方式已勢在必行。綠色是高質量發(fā)展的底色，是推動高質量發(fā)展的內在要求，發(fā)展綠色金融是轉變經濟增長模式、推動資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設的重要方式［1］。從污染防治攻堅到“雙碳”目標的設定，政府在推動國內經濟實現綠色轉型方面的決心和力度不斷增強。經濟的綠色轉型也離不開大量的資金投入，有研究指出，按與《綠色產業(yè)目錄》相一致的“報告口徑”測算，中國未來三十年的綠色低碳投資累計需求將達487萬億元人民幣（按2018年不變價計） ［2］。黨的二十大報告明確指出要加快發(fā)展方式綠色轉型，加快推動產業(yè)結構的調整優(yōu)化，完善支持綠色發(fā)展的財稅、金融、投資、價格體系，健全資源環(huán)境要素市場化配置體系。發(fā)展綠色金融，構建綠色金融體系，發(fā)揮金融體系在支持綠色發(fā)展方面資源配置功能的實現，已經成為重要的國家戰(zhàn)略。綠色金融可以通過支持綠色技術研發(fā)，促進生態(tài)產品價值實現，引導資金流向等方式來推動企業(yè)綠色轉型，進而推動綠色發(fā)展。綠色金融這些功能的實現離不開產業(yè)結構轉型，作用效果受當地產業(yè)結構生態(tài)化水平的影響。在中國以綠色發(fā)展為導向的背景下，從產業(yè)結構生態(tài)化轉型的視角去探討綠色金融對綠色發(fā)展的作用機理，發(fā)揮綠色金融支持綠色發(fā)展的關鍵性作用，成為新時代生態(tài)文明建設亟須解決的重要問題。

一、文獻綜述

綠色發(fā)展的基礎是綠色經濟增長模式，強調經濟系統、社會系統與自然系統的共生性（Symbiosis） 和發(fā)展目標的多元化，同時強調全球治理的重要性［3］。對綠色發(fā)展地區(qū)研究的尺度范圍分布很廣，包括“一帶一路”沿線國家，中國城市群、省份、城市等［4-7］。綠色發(fā)展內涵具有很強的包容性，影響綠色發(fā)展的因素有很多，學者從不同角度對此展開了分析。曾剛等［8］研究發(fā)現技術對城市綠色發(fā)展存在著“回彈效應”。有研究發(fā)現專業(yè)化產業(yè)集聚對地區(qū)綠色發(fā)展具有促進作用，多樣化產業(yè)集聚則相反［9］。還有學者研究發(fā)現數字經濟能夠顯著促進城市綠色發(fā)展［10］。綠色發(fā)展的測度是綠色發(fā)展影響因素分析的基礎，目前主要的測算方法可以分為以下三類，一是構建綠色發(fā)展綜合評價體系，如人類綠色發(fā)展指數、綠色指數、城市綠色發(fā)展指數等［11-13］；二是將單個指標作為綠色發(fā)展的代理變量，如萬元GDP能耗［14］；三是通過測算綠色發(fā)展效率，如城市綠色發(fā)展效率［15］。

金融是現代經濟體系資源配置的中心，其對社會經濟資源配置方向的引導作用，越來越受到綠色發(fā)展領域的學者注意。事實上，金融發(fā)展能否促進綠色發(fā)展，學術界對此的認識尚有一定分歧，有些學者認為金融可優(yōu)化資源配置效率［16］，提高技術水平，促進產業(yè)結構升級［17］，進而推動綠色經濟發(fā)展。而有些學者研究發(fā)現金融發(fā)展增加地區(qū)二氧化碳排放［18］，抑制了綠色TFP［18-19］。還有學者直接指出，銀行主導型金融結構是引發(fā)粗放式增長和環(huán)境問題的重要原因［20］。傳統金融組織體系和金融結構難以滿足當前綠色發(fā)展的需要，綠色金融開始受到社會各界重視并高速發(fā)展。綠色金融研究主要可以分為三類，一是探究綠色金融的理論基礎［21］；二是討論綠色金融對現有金融體系的影響［22］；三是綠色金融對經濟、社會與生態(tài)環(huán)境的影響?，F有研究發(fā)現綠色金融能夠改善企業(yè)環(huán)境社會責任水平［23］，促進企業(yè)的環(huán)境投資，激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，促進企業(yè)綠色轉型［24-26］。但也有學者指出綠色金融政策對企業(yè)的生產率和績效產生了抑制作用［27-28］。

綜上所述，現有文獻從微觀和宏觀等不同方面討論了綠色金融對社會經濟的影響，然而由于數據和方法的限制，目前對綠色金融整體上如何影響地區(qū)綠色發(fā)展的評估，二者之間的內在關系等問題的研究還需要進一步加強。在現有研究基礎之上，本文的主要邊際貢獻為： ①構造了能夠較為準確反映綠色金融與綠色發(fā)展的綜合指數，實證分析了綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的整體影響，補充了現有綠色發(fā)展影響機制的定量研究。 ②從產業(yè)結構生態(tài)化轉型的角度出發(fā)，分析了綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的作用機理，深化了對綠色金融支持綠色發(fā)展資源配置功能的理解，拓展了地區(qū)綠色發(fā)展實現機制研究，也為日后如何進一步推動中國綠色發(fā)展提供了經驗上的借鑒。

二、機理分析

（一）綠色金融與綠色發(fā)展

從金融功能理論視角來看，綠色金融在支持綠色發(fā)展方面具有資源配置、風險管理和市場定價這三大功能［29］。不同于傳統金融體系，綠色金融是一種新的金融發(fā)展范式，綠色金融在資源配置方面除了強調效率，還關注資源配置的綠色性。在綠色金融監(jiān)管政策的規(guī)制下，依托于綠色信貸、綠色債券、環(huán)境信息披露等產品與服務創(chuàng)新，綠色金融資源配置的綠色性主要體現在兩個方面：一方面，綠色金融引導和撬動社會經濟資源流向節(jié)能環(huán)保、清潔生產、清潔能源、生態(tài)環(huán)境等綠色產業(yè)，來降低社會整體的污染排放，提高資源利用效率。具體來說，銀行可以通過發(fā)放綠色信貸的方式向綠色企業(yè)提供優(yōu)惠利率貸款，支持綠色企業(yè)進行研發(fā)投資。政府也可以通過設立綠色發(fā)展基金的方式來支持相應企業(yè)的發(fā)展，以及支持生態(tài)環(huán)境保護。另一方面，綠色金融通過對綠色資產和棕色資產的區(qū)分和風險權重等方式來抑制資金流向高污染、高耗能的企業(yè)，“倒逼”這些企業(yè)進行綠色技術研發(fā)，實現綠色轉型［26］。

引導資源進行綠色配置是綠色金融推動綠色發(fā)展的核心功能。此外，綠色金融還從風險管理和市場定價這兩個方面對綠色發(fā)展產生了直接推動作用。早在2003年，一些國際上領先的銀行如巴克萊銀行、花旗銀行，嘗試將環(huán)境與社會風險納入到判斷、評估和管理項目融資，宣布并采納赤道原則。綠色金融的興起也讓國內金融機構和投資人意識到管理環(huán)境災難和極端氣候帶來環(huán)境風險的重要性，綠色保險等綠色金融工具創(chuàng)新使得環(huán)境責任主體有了更多手段去應對環(huán)境氣候變化帶來的挑戰(zhàn)。綠色金融風險管理功能的實現，可以提高金融中介和相關企業(yè)的社會責任意識，促使他們履行相關的環(huán)境責任，將外部的環(huán)境風險內部化為社會生產成本，也為綠色發(fā)展注入新的動力。價格發(fā)現是綠色金融助推綠色發(fā)展另一重要功能。在市場經濟條件下，社會資源配置離不開價格信號。解決環(huán)境問題的一個難點就是：由于外部性的存在，污染帶來的損失以及生態(tài)環(huán)境產品帶來的收益得不到市場正確的定價而獲得足夠補償。通過建立綠色金融市場與創(chuàng)新綠色金融產品，可以在推動外部污染排放成本內部化為環(huán)境責任主體的生產經營成本，也可以幫助生態(tài)環(huán)境產品進行價值實現，真正踐行綠色青山就是金山銀山的綠色發(fā)展理念。其中典型的代表之一就是碳金融交易市場，現有研究表明：碳交易能夠顯著激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，實現企業(yè)綠色效率和企業(yè)效益雙贏，降低地區(qū)碳排放，促進綠色經濟增長［30-33］。

（二）綠色金融、產業(yè)結構生態(tài)化轉型與地區(qū)綠色發(fā)展

地區(qū)綠色發(fā)展的實現離不開經濟發(fā)展方式的轉變和產業(yè)結構轉型升級，而產業(yè)發(fā)展具有一定的路徑依賴。產業(yè)結構生態(tài)化水平越高，意味著當地具有相對更好的綠色產業(yè)發(fā)展基礎，綠色金融更能夠發(fā)揮出其資源配置的杠桿作用來支持當地綠色發(fā)展。產業(yè)結構生態(tài)化，從廣義來看，也包含了產業(yè)結構升級與協調帶來的效率提升和資源節(jié)約。為了和產業(yè)結構升級和合理化等概念區(qū)分，本文中的產業(yè)結構生態(tài)化從狹義上指的是產業(yè)結構環(huán)境效率，通過單位GDP污染物排放總量來衡量。產業(yè)結構生態(tài)化水平直接體現了經濟體系清潔生產程度，生態(tài)化水平越高意味著現有產業(yè)生產體系對環(huán)境負面影響就越少。在產業(yè)結構生態(tài)化更高的地區(qū)，綠色金融對綠色發(fā)展推動作用實現受到的阻礙就越小。

綠色金融的主體是各種提供綠色金融服務和產品的金融中介，這些主體不參與實體經濟生產，對生態(tài)環(huán)境直接影響很小，但由于金融杠桿的存在，綠色金融對生態(tài)環(huán)境具有很大的間接影響。要發(fā)揮綠色金融對綠色發(fā)展的促進作用，就需要實現綠色金融對實體企業(yè)綠色轉型切實推動作用，但這種作用實現受到地區(qū)產業(yè)結構清潔化程度的影響。由于環(huán)境外部性的存在，綠色產業(yè)的投資面臨著周期長、收益低、風險高的困境，相關投資回報率往往低于市場平均回報率。綠色投資得不到足夠的市場補償，綠色領域相關項目也備受“歧視”。從產業(yè)結構來看，中國資本密集型且污染密集型產業(yè)仍占據主導地位［34］。中國綠色產業(yè)仍處于起步階段，還沒有形成足夠大的規(guī)模，在這種情況下，如果當地產業(yè)結構清潔化程度較高，就能在一定程度上降低綠色金融的投資風險，減少綠色金融功能實現面臨的困難。因此，要發(fā)揮綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的推動作用，就必須同步的推動產業(yè)結構沿著綠色化、生態(tài)化方向演進。產業(yè)結構生態(tài)化水平的高低很大程度上決定了綠色金融對綠色發(fā)展的促進效果。否者，單純的綠色金融規(guī)模增長很可能只是在綠色標簽下的虛擬資產膨脹，而沒有對綠色發(fā)展起到實際的推動作用。

三、樣本、變量與模型設定

（一）樣本和數據

根據數據可得性，本文選取2011—2020年除港澳臺、西藏以外的30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）作為研究樣本。其中計算綠色發(fā)展指數的數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國衛(wèi)生年鑒》、各省（直轄市、自治區(qū)）統計年鑒和統計公報、《中國保險年鑒》、地方政府官方網站、EPS數據庫等。綠色信貸、綠色投資、綠色保險和碳金融的數據源于EPS數據庫，綠色證券數據來源于Wind數據庫。計算產業(yè)結構的相關數據來源于CNRDS數據庫。經濟發(fā)展水平、外商直接投資、金融發(fā)展程度、環(huán)境基礎設施投資、技術進步、政府干預等指標數據來源于CNRDS數據庫、《中國環(huán)境統計年鑒》、Wind數據庫。部分缺失的數據用線性差值法進行補齊。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文核心的被解釋變量為綠色發(fā)展，通過構造綠色發(fā)展指數的方式來衡量綠色發(fā)展。參照國家發(fā)展改革委、國家統計局、環(huán)境保護部、中央組織部2016年編制的《綠色發(fā)展指標體系》、李曉西［35］以及《中國綠色指數年度報告——地區(qū)比較》等研究成果，遵照系統性原則、科學性原則、可操作性原則，統計綠色發(fā)展相關指標，再根據相關理論和咨詢專家建議，最終形成資源利用、環(huán)境治理、環(huán)境質量、生態(tài)保護、增長質量、綠色生活6個一級指標、43個二級指標。本文的一級指標權重設置與《綠色發(fā)展指標體系》相同，將減少的二級指標權重，根據剩余二級指標的重要程度，按同樣的3∶2∶1原則分攤到同一一級指標下其他二級指標上。具體見表1。

2.核心解釋變量

本文核心的解釋變量為綠色金融，參考郭希宇［36］、周琛影等［37］、高錦杰等［38］等研究，考慮到指標設置的完整性及數據的可獲得性，基于綠色金融的內涵和服務類型，將解釋變量綠色金融分為綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險、政府支出5個維度的指標，并將這5個維度用主成分分析法合成1個綠色金融發(fā)展綜合水平指標，具體見表2。

門檻變量。本文從產業(yè)結構生態(tài)化轉型的視角來考察綠色金融促進綠色發(fā)展的機制，因而產業(yè)結構生態(tài)化轉型是本文核心關注變量之一。參考呂明元和陳磊（2016）［39］的做法用環(huán)境效率指標來衡量產業(yè)結構生態(tài)化水平（TE），計算公式如下：

其中，pii表示i類污染物的單位GDP排放總量，n表示指標數，PI表示單位GDP污染物排放總量指標。在其他條件不變情況下，TE的值越大，產業(yè)結構生態(tài)化程度越高，反之，產業(yè)結構生態(tài)化程度越低。

控制變量。參考現有研究，控制下列變量，具體包括：經濟發(fā)展水平，以2010為基期的實際人均GDP取對數來衡量；外商直接投資（FDI），衡量方式為實際使用外商直接投資與

GDP之比。外商直接投資的原始統計單位為美元，按照美元與人民幣之間的年度均價進行數據轉換。金融發(fā)展程度（Finde）：參考張成思和朱越騰（2017）的做法用各省金融機構貸款余額占該省GDP的比重 （貸款余額/名義GDP）來作為代理變量［40］；環(huán)境基礎設施投資（GI），用各省份城鎮(zhèn)單位企業(yè)環(huán)境基礎設施建設投資額來衡量；技術進步（patent），用各省專利授權數來衡量；政府干預（govn），用政府支出占地區(qū)生產總值的比重作為代理變量。

（三）模型設定

1.固定效應模型設定

為驗證綠色金融對綠色發(fā)展的影響，本文首先設置以下交互固定效應模型：

其中，i、t分別表示地區(qū)和年份，β0為常數項，εit為隨機誤差項。被解釋變量GDit表示地區(qū)i在t年的綠色發(fā)展，解釋變量GFit表示地區(qū)i在t年的綠色金融，二者均通過構造相應的指數來衡量。GFjt前的系數β1反映了綠色金融對綠色發(fā)展影響的總效應，是本文最為關注的系數。Xit表示控制變量，包括人均地區(qū)生產總值（GDP）、外商直接投資（FDI）、政府干預（govn）等。λr 表示地區(qū)固定效應，用以控制地區(qū)層面不隨時間變化的因素對估計結果的影響；λt表示年份固定效應，用以控制各年度可能存在的時間沖擊對估計結果的影響，如國際金融危機、重大自然災害。其中，trendpt為省份與年份交互固定效應，用以控制因省份而異的時間趨勢對本文估計結果造成的偏誤。

2.門檻回歸設定

為了驗證綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的促進作用是否受到地區(qū)產業(yè)結構生態(tài)化轉型程度的門檻效應影響，本文采用固定效應面板門檻模型進行

估計。門限自回歸模型基于已有樣本數據特征，利用門限變量的觀察值來估計出具體的門檻值，并可以對門檻數量（存在性）及其顯著性程度（P值）進行檢驗［41］，從而可以有效地避免由于門檻值主觀劃定所帶來的估計偏誤?；贖ANSEN（1999） ［42］，構建如下方程：

根據HANSEN （1999），使用2SLS方法估計，在假定的門限值下，通過不斷篩選估計后的殘差平方和，來獲取最優(yōu)的門限值。確定了門限值后，就可以利用 γ^值來估計模型中不同區(qū)間（Regime）的系數，并進一步檢驗門檻值存在的顯著性。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表3展示了本文主要變量的描述性統計結果。從中可以看到，本文的核心被解釋變量綠色發(fā)展 （GDI）最小值77.46，最大值84.49，而且中位數是80.74小于其均值80.82，說明綠色發(fā)展程度在地區(qū)之間的分布存在著不平衡、不充分的問題。同樣的，本文的核心解釋變量綠色金融（GFID）最小值只有0.11而最大值為0.80，中位數0.27也小于其均值0.30，因而也存在較為明顯地區(qū)分化。其余變量也或多或少的呈現出這樣的特征。

（二）基準回歸結果

以式（1）的雙重固定效應模型為基礎，表4展示了綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展影響的回歸結果，其中第（1）列、第（2）列以綠色發(fā)展綜合指數值作為被解釋變量，第（3）列與第（4）列被解釋變量EP表示的是綠色發(fā)展分項指數-環(huán)境治理，第（5）列與第（6）列中的EZ則表示的綠色發(fā)展分項指數-環(huán)境質量。

表4的第（1）列的回歸結果顯示：GFID前的回歸系數為正，且均在1%的水平上保持顯著。這說明綠色金融在總體上促進了地區(qū)綠色發(fā)展水平的提高。綠色金融指數每提高1個單位會使得綠色發(fā)展指數提高將近2.3個單位。第（2）列則是在第（1）列的基礎上進一步加入控制變量，回歸結果顯示，GFID前的回歸系數依然為正，且保持了1%的顯著性水平。本文中的綠色發(fā)展指數包含了資源利用、環(huán)境治理、環(huán)境質量、生態(tài)保護、增長質量、綠色生活這6項分項指標，分別用將其作為被解釋變量進行了回歸，發(fā)現只有環(huán)境治理與環(huán)境質量回歸結果是顯著的，相關回歸結果報告在第（3）列到第（6）列，其余回歸結果由于篇幅所限并未展示。從第（3）列到第（6）列的回歸結果可以發(fā)現：綠色金融顯著提升了地區(qū)的環(huán)境治理水平，使得地區(qū)環(huán)境質量得到改善。

然而，綠色金融對地區(qū)的資源利用效率、生態(tài)保護、增長質量、綠色生活卻沒有顯著的促進作用。由此，可以發(fā)現：綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的促進作用，主要體現在地區(qū)環(huán)境治理水平提高，地區(qū)環(huán)境質量進一步改善。其中的原因可能是：相比于資源利用效率提高、生態(tài)保護提升、經濟質量改善、綠色生活改變，綠色金融對環(huán)境治理和環(huán)境質量的促進作用能夠在較短時間內表現出顯著效果。同時，相比于其他環(huán)境領域，在綠色金融發(fā)展初期可能更為關注環(huán)境治理、環(huán)境質量，而這2項指標更容易被公眾和政府所感知，容易取得更好的投資效果，降低綠色投資風險。

（三）基于地區(qū)差異的分組回歸結果

中國區(qū)域發(fā)展并不均衡，各個地區(qū)資源稟賦條件存在較大的差異，其中，地區(qū)產業(yè)生態(tài)化水平差異很大程度上影響了綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的推動作用。表5的第（1）到（4）列均以綠色發(fā)展綜合指數值（GDI）作為被解釋變量，其中第（1）到（2）列以產業(yè)結構生態(tài)化水平（TE）作為分組變量，回歸結果顯示：在TE低的分組樣本里，綠色金融對區(qū)域綠色發(fā)展的促進效果不顯著，相反在TE高的分組樣本里綠色金融卻展現出非常顯著的效果。這意味著：綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的促進作用在一定程度上依賴于當地的產業(yè)結構生態(tài)化水平。表5第（3）到（4）列則是東中西部地理位置的劃分作為分組變量，從回歸結果可以看到：綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的促進作用在東部地區(qū)表現出了十分顯著的效果，相反在中西部則不顯著。這里可能的原因：一方面，相比于中西部，東部的綠色金融發(fā)展水平較高，地方政府更加重視生態(tài)環(huán)境，公眾的環(huán)保意識也較強。另一方面，由于產業(yè)的疏解和遷移，東部省份產業(yè)組成中第三產業(yè)占比更高，相對而言，產業(yè)結構生態(tài)化水平也就更高。這也間接佐證了產業(yè)結構生態(tài)化的地區(qū)，綠色金融對綠色發(fā)展的促進作用就更顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了緩解測量偏差對估計結果造成的偏誤，本文參考尹子擘［43］等做法，構造了新的綠色金融發(fā)展指數（GFID1），回歸結果如表6第（1）到（2）列所示，GFID1前的回歸系數在5%水平保持顯著。此外，本文使用歷年《中國綠色發(fā)展指數報告——地區(qū)比較》中的綠色發(fā)展總指數作為綠色發(fā)展新的代理指標，表6第（3）到（4）列展示了回歸結果，結果顯示GFID前的系數在5%水平保持顯著，進一步加入控制變量，顯著性水平進一步提高，這意味著綠色發(fā)展衡量方式的改變并未影響本文假設1 的成立，即綠色金融能夠顯著地促進地區(qū)綠色發(fā)展。

五、進一步研究

（一）門檻效應分析

為了進一步研究地區(qū)產業(yè)結構生態(tài)化轉型的程度差異是如何影響綠色金融推動區(qū)域綠色發(fā)展的效果，本文通過使用門檻模型來進行檢驗。

1.估計門檻值

在進行門檻回歸之前，首先要估計門檻值，本文將產業(yè)結構生態(tài)化轉型（TE）作為本文的門檻變量，使用網格搜索法來確定產業(yè)結構生態(tài)化轉型門檻值，其原理為，在利用γ進行門檻回

歸估計時，會得到該方程的殘差平方和S1（γ），而S1（γ）的大小只決定于γ，S1（γ）越小則說明方程設定與真實數據關系越接近。因此，可以通過對候選門檻值γ的連續(xù)設定，并進一步觀察S1（γ）的變化，直至發(fā)現S1（γ）最小值，其對應位置的γ即所需要尋找的真實門檻值。雖然假設門檻效應存在，最后還需要借鑒HANSEN（1996）［44］利用“自體抽樣法”（Bootstrap）來模擬似然比檢驗的漸進分布，構造似然比統計量對門檻效應是否存在進行假設檢驗。

本文參考WANG（2015） ［45］并使用xthreg命令進行門檻效應估計，具體估計步驟如下：第一步，確定門檻的個數，具體來說，分別假設模型是單一門檻、雙重門檻、三重門檻，利用“循環(huán)法”來搜尋門檻值，對于多重門檻模型，則在逐步固定已確定門檻值的基礎上來搜尋剩下的門檻值；第二步，對確定門檻值的基礎上，進行假設檢驗，從而確定本文門檻回歸設定形式是單門檻、雙門檻還是三門檻；第三步，基于已經確定好的門檻值，設定相應門檻回歸模型，進行門檻回歸，獲取本文所需要的估計參數。

分別將綠色金融（GFID）、產業(yè)結構高級化量（TS1）與質（TS2）、產業(yè)結構合理化（TL）、產業(yè)結構生態(tài)化（TE）作為門檻變量，檢驗結果如表7。從表7的第4列的P值中可以看出，除了產業(yè)結構生態(tài)化具有雙重門檻值效應外，其余變量均不存在顯著的門檻值。產業(yè)結構生態(tài)化雙重門檻值分別為0.682、1.386。

2.門檻回歸結果分析

基于上文門檻效應檢驗的結果，設置以下雙重門檻模型：

其中第一個門檻值γ1=0.682，第二個門檻值γ2=1.386，I（·）為指示函數，以這兩門檻值為分界點，來設置“0～1”虛擬變量I1、I2、I3，當qit≤γ1時，I1=1，否者I1=0；當γ2>qit時，I3=1，否者I3=0。GFIDitI1、GFIDitI2、GFIDitI3前的系數β1、β2、β3就分別反映了綠色金融在產業(yè)結構生態(tài)化的不同發(fā)展階段對于綠色發(fā)展影響的大小。

表8展示了門檻模型的參數估計結果，其中第（1）列、第（2）列被解釋變量均為綠色發(fā)展（GDI），第（2）列則在第（1）列的基礎上進一

步加入控制變量。回歸結果顯示：GFIDit×I1、GFIDit×I2、GFIDit×I3前的系數β1、β2、β3分別為-0.792、-0.484、0.316，且至少在10%水平上保持顯著，加入控制變量之后，回歸系數有所增大，但未改變其影響方向。從中可以看到，β1、β2、β3的系數經歷了由小變大、由負變正的階段。β3的系數為正而且β1、β2、β3的系數隨著產業(yè)結構生態(tài)化水平值增大而增大，這表明綠色金融對綠色發(fā)展的影響受到產業(yè)結構生態(tài)化調整程度影響，產業(yè)結構沿著生態(tài)化方向調整程度越高，綠色金融對綠色發(fā)展的正向促進作用就越顯著。在產業(yè)結構生態(tài)化水平值小于第二個門檻值1.386階段，綠色金融對綠色發(fā)展具有負面作用。這一結果意味著：只有在產業(yè)結構實現足夠程度的生態(tài)化轉型時，綠色金融才能真正推動地區(qū)綠色發(fā)展，這也進一步加強了之前分組回歸時的判斷。如果產業(yè)結構生態(tài)化轉型不到位，綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展不僅起不到正向推動的作用，反而會阻礙綠色發(fā)展。這里背后的原因是：綠色金融本質上是通過相應的金融政策和綠色金融工具，基于特定的制度設計，抑制社會資源流入高污染、高耗能以及產能過剩等，同時將資金導入綠色產業(yè)。綠色金融對資源配置方向綠色化功能的實現，在綠色產業(yè)未發(fā)展起來以及產業(yè)結構生態(tài)化未調整到位之前，必然會對當地經濟發(fā)展產生一定的負面沖擊，這樣會使得地方政府為了保證經濟目標的實現，而在其他領域放松相應環(huán)境規(guī)制，從而不利于綠色發(fā)展的實現。

六、結論與政策建議

本文從產業(yè)結構轉型升級的視角出發(fā)，基于我國30個省市區(qū)2011—2020年的面板數據，實證檢驗了綠色金融發(fā)展對綠色發(fā)展的影響。主要結論如下：①綠色金融能夠有效提升地區(qū)總體的綠色發(fā)展水平。進一步研究后發(fā)現，綠色金融的促進作用主要體現為對地區(qū)環(huán)境治理水平和環(huán)境質量的提升，而對資源利用、生態(tài)保護、增長質量、綠色生活沒有顯著的影響。②基于地區(qū)差異進行分組回歸后發(fā)現，綠色金融對綠色發(fā)展的推動作用在產業(yè)結構生態(tài)化程度較高且位于東部的省份表現更為顯著。③以產業(yè)結構生態(tài)化水平為門檻變量進行門檻回歸，發(fā)現存在著雙重門檻效應，只有當產業(yè)結構生態(tài)化水平提高到一定水平才能充分體現出綠色金融對地區(qū)綠色發(fā)展的推動作用。

據此，得出政策啟示如下：①綠色金融是推動地區(qū)綠色發(fā)展的有力工具，政府要重視綠色金融發(fā)展，充分發(fā)揮綠色金融的資源配置、生態(tài)產品價格發(fā)現以及環(huán)境風險管理等功能。此外，要進一步擴大綠色金融支持范圍，強化綠色金融對各領域的資源綠色化配置支持，除了關注環(huán)境治理和環(huán)境治理，綠色發(fā)展的其他領域如資源利用、生態(tài)保護等也應予以重視。②政府在制定并實施綠色金融政策時，要結合所在地區(qū)的資源稟賦條件和產業(yè)發(fā)展現狀，因地制宜地選好政策執(zhí)行的重點和方向。綠色金融對產業(yè)結構轉型升級推動作用要予以重點關注，借助綠色金融工具進一步推動產業(yè)結構沿著生態(tài)化方向演進，充分發(fā)揮綠色金融對綠色產業(yè)的支持作用，同時支持傳統企業(yè)的升級改造與節(jié)能減排，推動清潔生產技術的應用與綠色產品的研發(fā)，從而不斷提升產業(yè)結構生態(tài)化水平。③總體來看，在部分地區(qū)綠色金融對綠色發(fā)展的推動作用貢獻率還較低，綠色金融助推綠色發(fā)展的長效機制還沒有真正建立起來，綠色金融在引導資源進行綠色化配置、激勵傳統污染型企業(yè)進行綠色轉型方面還有巨大潛力可以被挖掘，這是未來進一步完善綠色金融政策體系需要關注的重點。

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Abstract： Based on the provincial panel data from 2011 to 2020， this paper constructs a comprehensive index of green finance and green development， and analyzes the relationship between green finance and regional green development from the perspective of ecological transformation of industrial structure by using the fixed effect and threshold regression method. The research shows that green finance can significantly promote regional green development， which is mainly manifested in the improvement of regional environmental governance level and regional environmental quality. The regression test shows that the promotion of green finance to green development is more obvious in the provinces with higher industrial structure ecologization and located in the East. The threshold test shows that： taking the ecologization level of industrial structure as the threshold variable， there is a double threshold effect. Only when the ecologization level of industrial structure is raised to a certain level can the green finance fully promote the regional green development. Accordingly， we should further improve the incentive and restraint system of green finance and give full play to the resource allocation function of green finance to support green development.

Key words：green finance; ecological industrial structure; regional green development; threshold regression

（責任編輯：蔡曉芹）