張梓榆， 陳辰， 易紅， 令狐煜婷

1. 貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴陽 550025；2. 西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，成都 611130；3.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，貴陽 550025

改革開放以來“高投入” “高耗能”的粗放型發(fā)展方式, 雖然帶動了我國經(jīng)濟(jì)的快速增長, 但隨之衍生出的碳排放高企等污染問題也對人類賴以生存的資源和環(huán)境造成了嚴(yán)重破壞, 威脅經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展． 截至2021年底, 我國碳排放量達(dá)到105.23億t, 占全球總量的28.99%, 在一定程度上加劇了溫室效應(yīng)． 鑒于碳排放對中國及世界可持續(xù)發(fā)展帶來的巨大壓力, 國家高度重視碳減排工作．

要實(shí)現(xiàn)綠色低碳的生產(chǎn)和生活方式, 必須依靠對低碳技術(shù)進(jìn)行長期、 大量的投資來改變碳排放背后的產(chǎn)業(yè)和技術(shù)路徑, 實(shí)現(xiàn)發(fā)展方式的綠色轉(zhuǎn)型． 為此, 充分發(fā)揮綠色金融對生產(chǎn)方式的引導(dǎo)作用, 在增強(qiáng)高排放企業(yè)融資約束的同時(shí)為低碳技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用提供資金支持, 成為了減少碳排放的重要舉措[1]． 綠色金融發(fā)展, 一方面可以對低碳技術(shù)融資產(chǎn)生“補(bǔ)貼效應(yīng)”, 緩解相關(guān)企業(yè)的融資約束, 增加其研發(fā)投入, 進(jìn)而提供更多的綠色產(chǎn)品或服務(wù); 另一方面會對高排放企業(yè)融資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”, 迫使其進(jìn)行技術(shù)改造升級或縮減生產(chǎn)規(guī)模[2], 進(jìn)而降低碳排放．

通過發(fā)揮金融在資源配置中的核心作用, 引導(dǎo)企業(yè)綠色生產(chǎn)從而降低碳排放已得到學(xué)界的廣泛關(guān)注和認(rèn)可[3]． 同時(shí), 政府制定相應(yīng)的環(huán)境政策與法規(guī)來確保上述機(jī)制的順利運(yùn)行至關(guān)重要[4]． 首先, 環(huán)境規(guī)制的提升會強(qiáng)化綠色金融對高排放企業(yè)融資的“擠出效應(yīng)”, 防范這類企業(yè)通過洗綠、 末端治理等手段攫取綠色金融資金[5]． 其次, 環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)還會促進(jìn)綠色金融的技術(shù)創(chuàng)新“補(bǔ)償效應(yīng)”超過“遵循成本”, 倒逼高排放企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)型, 實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展[6]． 鑒于此, 本文在環(huán)境規(guī)制視角下探討綠色金融的碳減排效應(yīng), 對發(fā)揮綠色金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)低碳發(fā)展的核心作用, 多維度構(gòu)建低碳發(fā)展的制度保障, 助推發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型等方面具有重要意義．

本文運(yùn)用中國2003-2021年省級面板數(shù)據(jù), 構(gòu)建系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型, 就綠色金融發(fā)展對碳排放的影響進(jìn)行檢驗(yàn), 并對環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行探索． 可能的貢獻(xiàn)在于: ① 在研究視角上, 本文通過時(shí)滯效應(yīng)分析探討了綠色金融發(fā)展與碳排放的長期關(guān)系, 為保持綠色金融政策的連貫性和穩(wěn)定性提供了實(shí)證基礎(chǔ)． ② 在研究方法上, 由于目前學(xué)界尚未找到合適的工具變量, 本文采用了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法來解決綠色金融發(fā)展與碳排放之間的內(nèi)生性問題． ③ 在研究內(nèi)容上, 將異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制工具納入調(diào)節(jié)效應(yīng)分析, 為更加全面地理解不同環(huán)境規(guī)制工具的作用, 進(jìn)一步優(yōu)化環(huán)境規(guī)制工具組合提供了有益借鑒．

1 機(jī)制與研究假設(shè)

1.1 綠色金融對碳排放的作用機(jī)制

綠色金融能夠內(nèi)部化高排放企業(yè)的環(huán)境負(fù)外部性, 按照資金配置環(huán)保原則, 引導(dǎo)市場上的資金流向更為綠色環(huán)保的行業(yè)領(lǐng)域, 從而加速產(chǎn)業(yè)清潔轉(zhuǎn)型, 實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排[7]． 目前的研究主要是將綠色金融發(fā)展的碳減排機(jī)制歸納為“補(bǔ)貼效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”兩個(gè)渠道． 持“補(bǔ)貼效應(yīng)”觀點(diǎn)的研究認(rèn)為, 綠色金融發(fā)展需要實(shí)施差別化的融資政策, 即對清潔行業(yè)企業(yè)采取資金支持和優(yōu)惠利率政策, 引導(dǎo)市場中的資金流向更環(huán)保、 更綠色的行業(yè), 在保證企業(yè)有足夠資金擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的基礎(chǔ)上進(jìn)一步對綠色技術(shù)研發(fā)進(jìn)行投資, 實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展[8]． 持“擠出效應(yīng)”觀點(diǎn)的學(xué)者則認(rèn)為, 綠色金融中限制融資額度和懲罰性高利率政策的實(shí)施, 顯著增加了高排放企業(yè)的融資成本與約束, 對傳統(tǒng)融資產(chǎn)生了擠出效應(yīng), 而融資約束則會倒逼它們進(jìn)行技術(shù)改造、 產(chǎn)品升級, 進(jìn)而降低對自然資源的消耗, 減少碳排放[9]． 由此可見, 綠色金融發(fā)展不僅可以通過融資約束機(jī)制限制高排放企業(yè)的發(fā)展, 而且能夠鼓勵(lì)綠色技術(shù)創(chuàng)新及生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)型, 達(dá)到節(jié)能減排的效果．

有兩項(xiàng)綠色金融政策對金融市場與相關(guān)企業(yè)影響較深． 2007年, 原國家環(huán)境保護(hù)總局、 中國人民銀行和原中國銀行監(jiān)督管理委員會共同推出了《關(guān)于落實(shí)環(huán)保政策法規(guī)防范信貸風(fēng)險(xiǎn)的意見》(以下簡稱《意見》), 旨在發(fā)展綠色信貸以實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和節(jié)能減排． 2012年, 銀監(jiān)會頒布的《綠色信貸指引》(以下簡稱《指引》), 更加明確地指出對高排放企業(yè)實(shí)施限制貸款額度和懲罰性高利率, 以期通過提高其融資準(zhǔn)入門檻和成本, 有效刺激高排放企業(yè)的低碳創(chuàng)新投資動力[10]． 陸菁等[9]發(fā)現(xiàn)《意見》的實(shí)施具有顯著的正向市場選擇效應(yīng)和市場份額再配置效應(yīng), 從而加劇了高污染行業(yè)企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)． 王馨等[11]、 Yu等[12]采用雙重差分法對《指引》實(shí)施前后企業(yè)的創(chuàng)新行為進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn), 作為綠色金融體系的重要組成部分, 綠色信貸對推動企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新, 構(gòu)建以市場為導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系發(fā)揮了至關(guān)重要的驅(qū)動作用． 謝喬昕等[13]發(fā)現(xiàn)《指引》的頒布強(qiáng)化了綠色金融發(fā)展背景下金融機(jī)構(gòu)對資金使用方的監(jiān)督功能, 進(jìn)而有效提升了企業(yè)的綠色創(chuàng)新技術(shù)投資效率, 加速推動了我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整, 促進(jìn)了綠色低碳發(fā)展． 綜上, 本文提出假設(shè)1a和假設(shè)1b．

假設(shè)1a: 綠色金融發(fā)展對碳排放存在抑制作用;

假設(shè)1b: 綠色金融政策的實(shí)施會強(qiáng)化綠色金融的碳減排效應(yīng)．

1.2 環(huán)境規(guī)制對碳排放的作用機(jī)制

隨著粗放式增長帶來的生態(tài)壓力逐漸增大, 政府會通過法律法規(guī)的制定要求企業(yè)履行環(huán)境社會責(zé)任． 在此背景下, 環(huán)境規(guī)制便成為了推動實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要工具及平衡經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)關(guān)系的重要手段． 通過提升企業(yè)排放成本, 環(huán)境規(guī)制能夠?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)方式和規(guī)模產(chǎn)生干預(yù)進(jìn)而影響碳排放． 對于高排放企業(yè)而言, 環(huán)境規(guī)制會增加他們的遵循成本, 進(jìn)而迫使他們縮減生產(chǎn)規(guī)模, 而伴隨環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的進(jìn)一步提升, 污染治理成本會最終超過綠色技術(shù)創(chuàng)新成本, 在外部成本壓力迫使下, 企業(yè)不得不通過成本內(nèi)部化方式進(jìn)行環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新或使用, 以實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)方式的低碳轉(zhuǎn)型[6]． 而對于低排放企業(yè)而言, 環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)則有利于它們獲取政策、 資金等方面的支持, 一方面促進(jìn)其加大低碳技術(shù)創(chuàng)新投入, 促進(jìn)生產(chǎn)工藝綠色轉(zhuǎn)型, 抑或通過提高生產(chǎn)工藝水平, 提升自身綠色全要素生產(chǎn)率; 另一方面有利于自身擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模及對低碳技術(shù)的應(yīng)用, 實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)經(jīng)營的可持續(xù)性[14]．

自改革開放以來, 我國逐步構(gòu)建起直接管制型、 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型和公眾參與型“三位一體”的環(huán)境政策工具體系． 直接管制型規(guī)制由環(huán)保行政部門依據(jù)相關(guān)的法律法規(guī)、 標(biāo)準(zhǔn)技術(shù)對生產(chǎn)行為進(jìn)行管制和強(qiáng)制監(jiān)督, 能夠?qū)h(huán)保事項(xiàng)前置, 且具有強(qiáng)制性和及時(shí)性, 執(zhí)行成本低, 有利于對環(huán)境污染源進(jìn)行控制, 是目前公認(rèn)最為有效的政策工具[15]． 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制通過收費(fèi)或補(bǔ)貼的方式, 推動企業(yè)在排污成本和收益之間進(jìn)行自主選擇, 決定企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平和排污量． 由于需要兼顧“減排”與“增長”雙重目的, 一方面企業(yè)在遵循成本低于收益時(shí)會大概率維持當(dāng)前高排放生產(chǎn)方式; 另一方面環(huán)保部門在執(zhí)行經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制的過程中難免導(dǎo)致目標(biāo)沖突, 進(jìn)而出現(xiàn)重“增長”而輕“減排”的現(xiàn)象, 這種局面在經(jīng)濟(jì)增長壓力較大的地區(qū)尤為明顯[16]． 公眾參與型規(guī)制主要通過社會公共輿論等措施間接推動相關(guān)的環(huán)保法律法規(guī)、 技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)得到更嚴(yán)格的落實(shí)和執(zhí)行, 對于地方治理績效具有顯著的正向作用, 并且在政府行政干預(yù)不足的地方, 公眾訴求的重要性更加突出[17]． 綜上, 本文提出假設(shè)2．

假設(shè)2: 環(huán)境規(guī)制對碳排放具有抑制作用, 但不同工具之間可能存在異質(zhì)性．

1.3 環(huán)境規(guī)制背景下綠色金融對碳排放的作用機(jī)制

綠色金融發(fā)展能夠優(yōu)化資金在不同企業(yè)間的配置, 通過“擠出效應(yīng)”和“補(bǔ)貼效應(yīng)”加速企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型, 減少碳排放． 然而, 目前我國綠色金融發(fā)展仍處于起步階段, 與之配套的相關(guān)法律法規(guī)體系尚不完善, 因此上述機(jī)制的實(shí)現(xiàn)亟須加強(qiáng)制度保障[18]． 一方面從投資者角度來看, 盡管企業(yè)環(huán)境績效與機(jī)構(gòu)投資者持股比例之間存在正相關(guān)關(guān)系, 但這種關(guān)系僅僅體現(xiàn)在長期投資者的持股比例上． 考慮到我國金融市場中絕大多數(shù)投資者過分追求短期利益, 加之綠色投資融資償付期限和投資回報(bào)期限錯(cuò)配嚴(yán)重阻礙了金融市場上的分散資金流向綠色環(huán)保領(lǐng)域[19], 無疑會制約綠色投資規(guī)模的擴(kuò)大． 另一方面從企業(yè)角度來看, 綠色創(chuàng)新技術(shù)投資周期長、 投資收益不確定等因素極有可能誘導(dǎo)企業(yè)采取更低成本、 低效率洗綠、 末端治理等行為來掩蓋生產(chǎn)活動的環(huán)境負(fù)外部性[20], 阻礙技術(shù)進(jìn)步, 從而無法真正降低企業(yè)的碳排放．

鑒于此, 從環(huán)境規(guī)制層面為綠色金融發(fā)展提供制度保障, 強(qiáng)化綠色金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)便尤為重要[13]． 首先, 環(huán)境規(guī)制可以直接改善綠色金融的資金配置效率． 通過構(gòu)建綠色資本流動載體, 以環(huán)境規(guī)制作為政策支持, 形成環(huán)保政策體系與綠色金融協(xié)同支持低碳發(fā)展的新模式, 在提高金融資源綠色配置積極性的同時(shí), 有利于引導(dǎo)社會分散資金流向綠色領(lǐng)域, 打破綠色投資單一的局限性[21]． 其次, 環(huán)境規(guī)制能夠間接提升綠色創(chuàng)新技術(shù)的投資效率． 盡管企業(yè)可能會選擇易模仿、 低成本的末端治理技術(shù)躲避寬松的環(huán)境規(guī)制, 但當(dāng)環(huán)境規(guī)制足夠嚴(yán)格時(shí), 上述行為會面臨金融機(jī)構(gòu)終止授信等融資困境[22]． 因此, 企業(yè)的理性選擇是切實(shí)提高綠色投資效率, 創(chuàng)新綠色技術(shù)以緩解融資約束, 從根本上實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型[23]． 環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)不僅能夠有效改善綠色金融的資金配置效率, 而且能夠提升綠色技術(shù)投資效率, 進(jìn)而促進(jìn)環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新, 減少碳排放． 綜上, 本文提出假設(shè)3．

假設(shè)3: 環(huán)境規(guī)制對綠色金融的碳減排效應(yīng)存在調(diào)節(jié)作用．

2 實(shí)證設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取中國30個(gè)省份(不包含中國香港、 中國澳門、 中國臺灣、 西藏)2003-2021年的面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析． 其中, 碳排放數(shù)據(jù)源于中國碳核算(CEADs)數(shù)據(jù)庫(該數(shù)據(jù)庫對于中國省級層面碳排放只披露到2019年, 本文運(yùn)用灰色預(yù)測模型進(jìn)行補(bǔ)全, 所有省份灰色預(yù)測模型的后驗(yàn)差比C值均在0.35以內(nèi), 表明預(yù)測效果很好, 模型精度等級非常高); 綠色金融指數(shù)源于2004-2022年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國保險(xiǎn)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、 Wind數(shù)據(jù)庫; 環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)源于EPS(Easy Professional Superior)數(shù)據(jù)庫; 其余數(shù)據(jù)源于《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、 國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及政府報(bào)告． 主要變量定義及統(tǒng)計(jì)特征如表1所示．

表1 主要變量定義及統(tǒng)計(jì)特征

2.2 模型設(shè)定

首先設(shè)置基本計(jì)量方程進(jìn)行基準(zhǔn)回歸:

Carboni=α0+α1Index+α2Cons+ε0

(1)

式(1)中,Carboni為因變量碳排放,i=1,2分別對應(yīng)碳排放強(qiáng)度Intensity和人均碳排放P-capita, 具體含義見表1．Index為綠色金融指數(shù),α0為常數(shù)項(xiàng),α1、α2為回歸系數(shù),Cons為控制變量,ε0為擾動項(xiàng)．

2.3 變量選取

因變量: 碳排放強(qiáng)度和人均碳排放． 相較于碳排放總量, 碳排放強(qiáng)度和人均碳排放指標(biāo)針對不同經(jīng)濟(jì)規(guī)模區(qū)域的樣本更具可比性． 因此, 借鑒邵帥等[24]的方法, 采用碳排放強(qiáng)度和人均碳排放作為因變量進(jìn)行研究．

自變量: 綠色金融指數(shù)． 本文借鑒Chen等[7]的方法, 根據(jù)中國金融學(xué)會綠色金融專業(yè)委員會提出的綠色信貸、 綠色證券、 綠色投資、 綠色保險(xiǎn)4個(gè)維度, 利用熵值法構(gòu)建綠色金融發(fā)展綜合指數(shù), 較為全面地衡量了各省份綠色金融發(fā)展?fàn)顩r．

調(diào)節(jié)變量: 環(huán)境規(guī)制． 本文參照趙玉民等[25]的劃分原則, 結(jié)合國內(nèi)環(huán)境規(guī)制政策體系, 將直接管制型、 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型及公眾參與型3類工具納入調(diào)節(jié)效應(yīng)模型中進(jìn)行論證, 并通過各地區(qū)環(huán)保系統(tǒng)工作人員數(shù)量、 各地區(qū)工業(yè)治理投資完成額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值, 以及各地區(qū)環(huán)境信訪上訪批次進(jìn)行度量．

控制變量: 考慮到我國各省份之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、 人力資本及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間存在顯著差異, 在借鑒Dong等[26]方法的基礎(chǔ)上, 本文選取城鎮(zhèn)化率、 萬人有效發(fā)明專利數(shù)、 貿(mào)易開放度、 產(chǎn)業(yè)升級、 人均能源消費(fèi)作為控制變量．

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

鑒于實(shí)證分析采用面板數(shù)據(jù), 本文首先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)確定回歸模型, 模型(1)-模型(6)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均在p<1%水平具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義, 拒絕原假設(shè), 因此本文采用固定效應(yīng)模型對方程進(jìn)行回歸, 結(jié)果如表2所示． 模型(1)和模型(2)展示了在未添加控制變量的情況下, 綠色金融指數(shù)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放的回歸結(jié)果, 二者回歸系數(shù)分別為-0.38和-0.46, 均顯著, 說明綠色金融發(fā)展有效降低了碳排放強(qiáng)度和人均碳排放． 一方面綠色金融發(fā)展對環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新存在“補(bǔ)貼效應(yīng)”, 金融機(jī)構(gòu)在綠色發(fā)展導(dǎo)向下會對采用清潔生產(chǎn)技術(shù)、 節(jié)能減排的企業(yè)提供融資便利, 促進(jìn)資本、 勞動力、 技術(shù)等要素發(fā)生轉(zhuǎn)移和重組, 加速企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型; 另一方面綠色金融發(fā)展通過金融產(chǎn)品定價(jià)存在“擠出效應(yīng)”, 金融機(jī)構(gòu)通過把碳排放的環(huán)境成本納入金融產(chǎn)品價(jià)格, 增加高排放企業(yè)融資成本, 倒逼其對生產(chǎn)改造升級或退出市場, 上述結(jié)果也證明了假設(shè)1a的正確性． 模型(3)和模型(4)則展示了添加控制變量之后的結(jié)果, 二者回歸系數(shù)分別為-0.16和-0.25, 均在p<1%水平具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義, 說明在考慮控制變量之后, 綠色金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)仍然存在, 只是程度有所下降, 其原因在于模型(1)和模型(2)將控制變量的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在了自變量中． 在模型(5)和模型(6)中, 本文進(jìn)一步引入滯后一階綠色金融指數(shù), 再次對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放進(jìn)行回歸, 發(fā)現(xiàn)滯后一階的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù), 僅略小于自變量當(dāng)期的回歸系數(shù), 表明綠色金融發(fā)展對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放的作用存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)． 可能的原因有以下幾點(diǎn): ① 金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用需要一定的周期才能由金融系統(tǒng)傳遞到企業(yè)、 居民等部門; ② 綠色金融項(xiàng)目通常實(shí)施周期較長, 減排效果要在一定時(shí)間之后才能體現(xiàn); ③ 從結(jié)構(gòu)來看, 綠色信貸是綠色金融的最大組成部分, 而信貸對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用具有顯著的時(shí)滯效應(yīng)[27]．

表2 綠色金融發(fā)展與碳減排: 基準(zhǔn)回歸

從控制變量的情況來看, 城鎮(zhèn)化率對碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生了顯著的負(fù)效應(yīng), 其原因可能是因?yàn)槿丝诩鬯a(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)能夠有效促進(jìn)能源的集約使用, 并引起碳排放強(qiáng)度下降; 然而, 城鎮(zhèn)化進(jìn)程并不能改變?nèi)丝诳傮w規(guī)模, 因而無法對人均碳排放產(chǎn)生顯著影響[24]． 貿(mào)易開放度對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響, 貿(mào)易開放在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)也有助于引進(jìn)更多的環(huán)保技術(shù), 推動經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型, 有效降低碳排放強(qiáng)度和人均碳排放． 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放均產(chǎn)生了顯著的正向影響, 可能的原因在于一方面我國的工業(yè)對化石能源有著強(qiáng)烈的依賴, 另一方面我國工業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型目前尚處于起步階段, 工業(yè)占國民經(jīng)濟(jì)的比例越大, 碳排放越高． 人均能源消費(fèi)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放均產(chǎn)生了顯著的正向影響, 由于化石能源消費(fèi)占我國能源總消費(fèi)的比例高達(dá)95%以上(由2004-2021年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中能源消費(fèi)及構(gòu)成數(shù)據(jù)計(jì)算而得), 因此能源消費(fèi)越多, 碳排放量越大, 碳排放強(qiáng)度和人均碳排放也相應(yīng)越高．

3.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到綠色金融與碳排放之間可能存在雙向因果關(guān)系, 以及遺漏變量會在一定程度上導(dǎo)致方程存在內(nèi)生性, 造成回歸系數(shù)存在偏差． 為此, 本文采用Blundell等[28]提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法來消除模型的內(nèi)生性, 并基于Hendry等[29]從一般到特殊的建模方法, 選取因變量滯后一階作為解釋變量． 為驗(yàn)證檢驗(yàn)結(jié)果的有效性, 本文對模型進(jìn)行隨機(jī)誤差項(xiàng)的二階序列自相關(guān)檢驗(yàn)和模型過度識別約束有效的Sargan檢驗(yàn)． 結(jié)果顯示, AR(2)檢驗(yàn)值和Sargan檢驗(yàn)值均大于0.1, 即模型不存在過度認(rèn)別和自相關(guān), 說明檢驗(yàn)有效．

系統(tǒng)穩(wěn)健性的回歸結(jié)果如表3所示． 從表3中可以看出, 無論是否控制其他反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與能源稟賦水平的變量, 綠色金融指數(shù)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放的回歸系數(shù)均顯著為負(fù), 且滯后一階綠色金融指數(shù)的回歸結(jié)果與上述基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致． 說明在考慮內(nèi)生性的情況下, 綠色金融發(fā)展仍然能夠?qū)μ寂欧牌鸬揭种谱饔茫?同時(shí), 對比基準(zhǔn)回歸和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn), 綠色金融回歸系數(shù)出現(xiàn)了明顯的下降, 表明在未考慮內(nèi)生性的情況下, 綠色金融發(fā)展對碳排放的抑制作用會在一定程度上被高估．

表3 綠色金融發(fā)展與碳減排: 系統(tǒng)廣義矩估計(jì)

3.3 政策效應(yīng)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證假設(shè)1b, 本文以2007年《意見》頒布和2012年《指引》頒布為分界點(diǎn), 將樣本按時(shí)間劃分為2003-2007年、 2008-2012年和2013-2021年3個(gè)子區(qū)間, 對政策效果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn), 結(jié)果如表4所示．

表4 綠色金融發(fā)展與碳減排: 政策效應(yīng)

從回歸系數(shù)來看, 在2003-2007年區(qū)間, 綠色金融指數(shù)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放的系數(shù)分別為-0.02和0.04, 均不顯著． 在2008-2012年區(qū)間, 綠色金融發(fā)展開始對碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響, 對人均碳排放強(qiáng)度仍然不顯著． 而在2013-2021年區(qū)間, 綠色金融指數(shù)對碳排放強(qiáng)度和人均碳排放的系數(shù)分別為-0.05和-0.07, 均顯著, 說明綠色金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)在綠色信貸政策調(diào)整前后存在明顯的差異: 在2007年《意見》頒布之前, 綠色金融發(fā)展并未有效地降低碳排放; 在2007年綠色信貸政策頒布之后, 2012年《指引》頒布之前, 綠色金融發(fā)展顯著地抑制了碳排放強(qiáng)度, 但對人均碳排放沒有產(chǎn)生顯著影響． 其原因可能在于差別化的綠色信貸政策有助于加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級, 推動產(chǎn)業(yè)技術(shù)雙重優(yōu)化[30], 進(jìn)而有效降低生產(chǎn)活動所產(chǎn)生的碳排放, 而相較于碳排放強(qiáng)度, 反映消費(fèi)行為的人均碳排放更難進(jìn)行調(diào)控, 故不顯著; 在《指引》頒布之后, 綠色金融發(fā)展均顯著抑制了碳排放強(qiáng)度和人均碳排放, 表明《指引》頒布之后實(shí)施的一系列政策措施不僅制約了重污染行業(yè)企業(yè)的規(guī)模和產(chǎn)能, 更是傳遞出國家大力發(fā)展綠色金融的“信號”, 這種“信號”產(chǎn)生的示范效應(yīng)有效地引導(dǎo)了更多的資金退出“兩高一?！鳖I(lǐng)域, 流向“兩低”領(lǐng)域, 從而對生產(chǎn)活動和消費(fèi)行為所產(chǎn)生的碳排放, 即碳排放強(qiáng)度和人均碳排放起到了顯著的抑制作用[31], 從而驗(yàn)證了假設(shè)1b的準(zhǔn)確性．

3.4 機(jī)制分析

為驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng), 本文設(shè)置如下的計(jì)量方程:

Carboni=β0+β1Index+β2Regulationj+β3(Index×Regulationj)+β4Cons+γ0

(2)

式(2)中,Carboni為因變量碳排放,i=1, 2分別對應(yīng)碳排放強(qiáng)度Intensity和人均碳排放P-captia．Index為綠色金融發(fā)展指數(shù),Regulationj為環(huán)境規(guī)制,j=1,2,3,4分別對應(yīng)環(huán)境規(guī)制總指數(shù)和3類環(huán)境規(guī)制工具．β0為常數(shù)項(xiàng),β1,β2,β3,β4為回歸系數(shù),Cons為控制變量,γ0為擾動項(xiàng)．

表5展示了調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果, 其中模型(1)和模型(2)展示了環(huán)境規(guī)制的回歸結(jié)果, 模型(3)和模型(4)展示了直接管制型工具的回歸結(jié)果, 模型(5)和模型(6)展示了經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型工具的回歸結(jié)果, 模型(7)和模型(8)展示了公眾參與型工具的回歸結(jié)果． 從表5可知, 環(huán)境規(guī)制總體對碳排放的兩個(gè)代理變量均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響, 且二者與綠色金融指數(shù)的乘積則對碳排放的兩個(gè)代理變量產(chǎn)生了顯著的正向影響, 說明從整體來看, 環(huán)境規(guī)制對碳排放產(chǎn)生了抑制作用, 且對綠色金融的碳減排效應(yīng)產(chǎn)生了正向調(diào)節(jié)作用． 分類型來看, 直接管制型工具和公眾參與型工具對碳排放的兩個(gè)代理變量均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響, 且二者與綠色金融指數(shù)的乘積則對碳排放的兩個(gè)代理變量產(chǎn)生了顯著的正向影響, 說明直接管制型工具與公眾參與型工具均對碳排放產(chǎn)生了抑制作用, 且對綠色金融的碳減排效應(yīng)產(chǎn)生了正向調(diào)節(jié)作用． 與此同時(shí), 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型工具沒有對碳排放產(chǎn)生顯著的抑制作用, 且對綠色金融的碳減排效應(yīng)不存在調(diào)節(jié)作用．

表5 綠色金融發(fā)展與碳減排: 調(diào)節(jié)效應(yīng)

對直接管制型工具而言, 環(huán)境規(guī)制力度增強(qiáng)會直接縮減高排放企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模, 甚至迫使其退出生產(chǎn), 降低碳排放． 環(huán)境規(guī)制力度增強(qiáng)也會強(qiáng)化綠色金融發(fā)展的“擠出效應(yīng)”和“補(bǔ)貼效應(yīng)”, 金融機(jī)構(gòu)在環(huán)境政策引導(dǎo)下, 一方面會減少對高排放企業(yè)的資金支持, 增加高排放企業(yè)的“遵循成本”, 甚至拒絕為其提供資金, 迫使這類企業(yè)必須縮減生產(chǎn)規(guī)模, 降低碳排放; 另一方面會加大對環(huán)保企業(yè)的支持力度, 鼓勵(lì)它們對綠色創(chuàng)新技術(shù)投資, 促進(jìn)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)型, 實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展． 對經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型工具而言, 受制于不完善的制度基礎(chǔ)及較大的市場激勵(lì)標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行差異, 導(dǎo)致污染項(xiàng)目收益仍大于激勵(lì)政策紅利, 其激勵(lì)作用被大幅度弱化, 未能有效降低碳排放[32]． 同時(shí), 金融機(jī)構(gòu)對企業(yè)貸款發(fā)放主要依據(jù)其抵押資產(chǎn)質(zhì)量, 而不是其生產(chǎn)方式的綠色程度, 加之自身與環(huán)保部門之間沒有形成有效聯(lián)動, 不能及時(shí)獲取相關(guān)環(huán)保處罰信息, 進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制不能有效增強(qiáng)綠色金融發(fā)展的碳減排效應(yīng)． 對公眾參與型工具而言, 公眾對企業(yè)生產(chǎn)活動的施壓力度和監(jiān)督力度會隨著環(huán)保意識的增強(qiáng)而不斷增強(qiáng), 直接扭轉(zhuǎn)企業(yè)低成本洗綠、 末端治理行為, 降低碳排放． 此外, 社會輿論的發(fā)酵也會強(qiáng)化綠色金融發(fā)展, 通過資金的環(huán)保配置, 倒逼企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型進(jìn)而減少碳排放． 因此, 直接管制型和公眾參與型工具都會在一定程度上抑制碳排放并惡化高排放企業(yè)的融資環(huán)境, 削減其生產(chǎn)規(guī)模乃至倒逼它們對綠色低碳技術(shù)進(jìn)行投資, 實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)型, 強(qiáng)化綠色金融發(fā)展的碳減排效應(yīng), 而經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具尚未表現(xiàn)出抑制和調(diào)節(jié)作用． 上述結(jié)果說明了假設(shè)2和假設(shè)3的正確性．

3.5 異質(zhì)性分析

雖然環(huán)境規(guī)制對綠色金融的碳減排效應(yīng)存在正向調(diào)節(jié)作用, 但考慮到地方政府在經(jīng)濟(jì)體制改革和資源配置調(diào)控方面具有很大的影響力, 進(jìn)而可以直接或間接地對地方環(huán)保政策的實(shí)施力度產(chǎn)生影響, 本文進(jìn)一步對不同增長壓力地區(qū)環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性進(jìn)行分析． 采用王賢彬等[33]的方法, 選用地區(qū)當(dāng)年預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與上一年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長速度的比值(比值大于1表明該地區(qū)面臨較大的經(jīng)濟(jì)增長壓力, 反之則經(jīng)濟(jì)增長壓力較小)來衡量經(jīng)濟(jì)增長壓力, 并將樣本區(qū)分為高增長壓力地區(qū)和低增長壓力地區(qū), 回歸結(jié)果如表6所示．

表6 異質(zhì)性分析

從高增長壓力地區(qū)的結(jié)果來看, 環(huán)境規(guī)制沒有對碳排放產(chǎn)生顯著的抑制作用, 且對綠色金融的碳減排效應(yīng)不存在調(diào)節(jié)效應(yīng); 而從低增長壓力地區(qū)的結(jié)果來看, 環(huán)境規(guī)制對碳排放產(chǎn)生了明顯的抑制作用, 且對綠色金融的碳減排效應(yīng)產(chǎn)生了正向調(diào)節(jié)作用． 在不同的經(jīng)濟(jì)增長壓力情況下, 地方政府和官員所采取的環(huán)保政策力度往往不同, 較低的經(jīng)濟(jì)增長壓力可能會激勵(lì)地方政府更加重視綠色發(fā)展, 嚴(yán)格執(zhí)行環(huán)保政策; 過高的經(jīng)濟(jì)增長壓力可能會扭曲地方政府的環(huán)保政策取向, 為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高速增長而遲滯綠色發(fā)展步伐．

4 結(jié)論與啟示

本文基于2003-2021年省際面板數(shù)據(jù), 就綠色金融對碳排放的影響及環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn), 并得出以下結(jié)論: ① 綠色金融發(fā)展對碳排放產(chǎn)生了顯著的抑制作用, 且存在時(shí)滯效應(yīng), 這一結(jié)論在考慮內(nèi)生性的情況下依然成立． ② 以2007年和2012年為節(jié)點(diǎn)對3個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn), 綠色金融政策的實(shí)施能夠顯著提高綠色金融的碳減排效應(yīng)． ③ 整體來看, 環(huán)境規(guī)制對綠色金融的碳減排效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用; 分類型來看, 直接管制型工具、 公眾參與型工具對綠色金融的碳減排效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用, 而經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型工具目前并沒有產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用． 鑒于此, 本文提出如下建議:

1) 推動綠色金融長期穩(wěn)定發(fā)展． 考慮到低碳項(xiàng)目往往具有資金需求量大、 期限長的特點(diǎn), 加之金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響存在時(shí)滯效應(yīng), 有必要構(gòu)建與低碳項(xiàng)目發(fā)展匹配的綠色金融體系． 一方面政府可以通過對綠色融資工具進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)貼、 收稅優(yōu)惠等措施促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展綠色金融, 推動綠色信貸、 綠色證券、 綠色投資、 綠色保險(xiǎn)等金融工具的多元發(fā)展; 另一方面還可以通過貼息等手段鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)設(shè)計(jì)長周期的綠色金融產(chǎn)品, 為低碳技術(shù)的研發(fā)和采用提供資金支持．

2) 加快綠色金融的立法進(jìn)程． 以強(qiáng)調(diào)企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任為出發(fā)點(diǎn), 將金融產(chǎn)品的綠色導(dǎo)向法制化． 對于高排放企業(yè), 應(yīng)當(dāng)以立法的形式進(jìn)一步壓縮其融資空間, 禁止金融機(jī)構(gòu)違規(guī)為其提供金融服務(wù), 進(jìn)而倒逼其放棄當(dāng)前高污染的生產(chǎn)方式, 實(shí)現(xiàn)低碳轉(zhuǎn)型． 對于從事低碳技術(shù)研發(fā)或生產(chǎn)的企業(yè), 應(yīng)當(dāng)在制度層面予以支持, 鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)承擔(dān)環(huán)境社會責(zé)任, 為其提供融資便利．

3) 強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制與綠色金融的協(xié)同效應(yīng)． ① 加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行力度, 加大對污染企業(yè)的處罰, 讓遵循成本超過其利潤． ② 持續(xù)改善各類環(huán)境規(guī)制工具的優(yōu)化組合與創(chuàng)新, 不斷完善直接管制型、 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型及公眾參與型環(huán)境規(guī)制政策工具體系, 促進(jìn)各形式工具間優(yōu)勢互補(bǔ)． ③ 調(diào)整地方政府政績考核體系, 適當(dāng)弱化增長速度目標(biāo), 構(gòu)建以綠色可持續(xù)發(fā)展為導(dǎo)向的考核體系． ④ 促進(jìn)環(huán)境規(guī)制與綠色金融實(shí)現(xiàn)協(xié)同, 加大環(huán)境規(guī)制對洗綠、 末端治理等攫取綠色資金行為的懲罰力度, 更加支持遵守環(huán)境規(guī)制企業(yè)綠色金融發(fā)展．