梁曉童

青海民族大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院,青海 西寧 810007

0 引言

我國政府對環(huán)境污染防治工作高度重視。浙江省作為長江經(jīng)濟帶和沿海經(jīng)濟帶的結(jié)合部,由于地理位置優(yōu)越,自改革開放以來,經(jīng)濟實現(xiàn)了跨越式發(fā)展。但在高速發(fā)展的過程中,一些高能耗和高污染企業(yè)也使得環(huán)境問題凸顯,導(dǎo)致水質(zhì)惡化、資源浪費、生態(tài)功能退化等,環(huán)境治理面臨著較大困難和挑戰(zhàn)。綠色金融是金融部門以環(huán)境保護為目標,引導(dǎo)社會資源從高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)流向綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)的一種金融創(chuàng)新手段。2017年,國務(wù)院提出將在浙江、廣東、江西、新疆及貴州等5省(區(qū))建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),探索可以借鑒的經(jīng)驗。浙江省作為綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),綠色金融發(fā)展水平位居全國前列,因此,深入探討綠色金融如何改善環(huán)境污染這一問題,對于浙江省協(xié)同推進降碳、減污、擴綠、增長,創(chuàng)建國家生態(tài)文明試驗區(qū),推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展提供“浙江樣板”具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

1.1 文獻綜述

Tamazian et al.[1]最先開展關(guān)于金融發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的研究,結(jié)果表明,污染企業(yè)融資受限,抑制了生產(chǎn)規(guī)模的擴大,從而降低污染物排放;Mara et al.[2]實證分析顯示,綠色金融政策能為環(huán)保技術(shù)的發(fā)展提供資金支持,從而促進環(huán)境質(zhì)量的改善;徐新擴 等[3]基于2011—2018年我國30個省市的數(shù)據(jù),實證考察了綠色金融對我國省域空氣質(zhì)量的影響,研究表明,擴大綠色金融規(guī)?？梢杂行p少污染排放,提升空氣質(zhì)量;朱向東 等[4]研究顯示綠色金融能夠與環(huán)境規(guī)制協(xié)同互補,以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升技術(shù)水平的方式促成霧霾治理;王馨 等[5]研究發(fā)現(xiàn),綠色信貸政策能顯著促進上市公司的綠色創(chuàng)新,而綠色創(chuàng)新能顯著提升環(huán)境績效;陳艷華 等[6]運用2003—2021年省級面板數(shù)據(jù),研究綠色金融對空氣污染的直接和間接效應(yīng),發(fā)現(xiàn)綠色金融能夠顯著改善本地區(qū)的空氣污染,且通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級和綠色技術(shù)創(chuàng)新2個傳導(dǎo)機制間接影響空氣污染。

綜上所述,以往研究主要圍繞全國或經(jīng)濟帶展開,鮮少從被設(shè)為綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的省份開展研究。鑒于此,本文以2012—2021年浙江省11個城市的數(shù)據(jù)為樣本,采用中介效應(yīng)模型探究綠色金融對浙江省環(huán)境污染的作用機制,以期為改善浙江省環(huán)境污染和為綠色金融在其他區(qū)域的實施和發(fā)展提供借鑒。

1.2 研究假設(shè)

綠色投資具有前期投入大、回報周期長以及投資風險高的特點,使得企業(yè)在綠色轉(zhuǎn)型的過程中面臨巨大的資金壓力。但是綠色金融具有優(yōu)化資源配置的功能,能夠引導(dǎo)資源向節(jié)能環(huán)保和綠色產(chǎn)業(yè)傾斜,從而抑制了污染企業(yè)的融資,限制生產(chǎn)規(guī)模的擴大,降低污染物的排放,有效促進環(huán)境質(zhì)量改善。基于上述分析,提出本文假設(shè)1。

H1：綠色金融具有正向環(huán)境效益,發(fā)展綠色金融能夠減少浙江省污染物的排放。

一方面,由于綠色技術(shù)的研發(fā)投入成本高,容易受到融資的限制,綠色環(huán)保企業(yè)面臨融資難的困境。但是在綠色金融資金導(dǎo)向功能的作用下,能夠?qū)崿F(xiàn)資金的優(yōu)化配置,引導(dǎo)資金流向綠色項目,為企業(yè)研發(fā)綠色技術(shù)提供資金支持;另一方面,由于高污染、高耗能企業(yè)在融資的過程中,面臨較強的金融歧視,獲得資金的成本高,從而迫使高污染、高耗能企業(yè)進行綠色環(huán)保技術(shù)改造,減少污染物的排放?；诖?提出本文假設(shè)2。

H2：綠色金融能通過綠色技術(shù)創(chuàng)新促進浙江省環(huán)境質(zhì)量改善。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為環(huán)境污染(Ypollute),參考王真 等[7]的做法,選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙粉塵排放量,采用熵值法構(gòu)建環(huán)境污染指數(shù)。

2.1.2 解釋變量

綠色金融(Xgf)為本文的解釋變量,借鑒謝東江 等[8]的做法,用城市金融發(fā)展與城市綠色發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度來度量城市綠色金融發(fā)展水平,耦合協(xié)調(diào)度的計算公式為：

(0.5Dfina,it+0.5Ggreen,it)

(1)

式中：Dfina,it表示第i個城市第t年的金融發(fā)展水平,本文借鑒李博 等[9]的做法,采用城市金融機構(gòu)存款余額與GDP的比值來衡量城市金融發(fā)展,并對該指標進行標準化處理;Ggreen,it表示第i個城市第t年的綠色水平,借鑒劉錫良 等[10]的做法,采取城市單位GDP污染物排放衡量城市綠色發(fā)展。

Fgdp,it=(Wwater,it+Sso2,it+Edust,it)/GDP

(2)

式中：Fgdp,it表示第i個城市第t年的單位GDP污染物排放量,Wwater,it表示第i個城市第t年的工業(yè)廢水排放量,Sso2,it表示第i個城市第t年的工業(yè)二氧化硫排放量,Edust,it表示第i個城市第t年的工業(yè)粉塵排放量,并對該指標進行標準化處理。

2.1.3 中介變量

本文的中介變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新(Zlngtp)?，F(xiàn)有研究主要用綠色專利申請數(shù)或授權(quán)數(shù)衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。專利申請數(shù)并不表示實際技術(shù)水平的提升。因此,本文選取綠色專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。

2.1.4 控制變量

分別選取GDP增速(Agdprate)、城鎮(zhèn)化率(Burban)和固定資產(chǎn)投資增長率(Cinvrate)作為控制變量。其中,GDP增速衡量經(jīng)濟發(fā)展水平,城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?固定資產(chǎn)投資增長率衡量固定資產(chǎn)投資水平。

2.1.5 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2021年浙江省11個地級市的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《浙江省統(tǒng)計年鑒》和各地級市統(tǒng)計年鑒。部分缺失數(shù)據(jù)用插值法填補。

2.2 模型構(gòu)建

根據(jù)假設(shè)1,本文研究綠色金融對浙江省環(huán)境污染的影響,構(gòu)建以下的模型。

Ypollute,it=?0+?1Xgf,it+?2Agdprate,it+?3Burban,it+?4Cinvrate,it+εit

(3)

式中：Ypollute,it表示i城市在t年環(huán)境污染程度;Xgf,it表示i城市在t年綠色金融水平;Agdprate,it、Burban,it和Cinvrate,it分別表示i城市在t年的GDP增速、城鎮(zhèn)化率和固定資產(chǎn)投資增長率;?0為常數(shù)項;?1為綠色金融的待估參數(shù);?2?3和?4分別表示GDP增速、城鎮(zhèn)化率和固定資產(chǎn)增長率的待值參數(shù);εit表示隨機擾動項。

根據(jù)假設(shè)2,本文參考溫忠麟 等[11]的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗方法,將地級市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平作為中介變量納入回歸模型中,探究綠色金融對浙江省環(huán)境污染的作用機制。具體的模型構(gòu)建如下。

Zlngtp,it=b0+b1Xgf,it+b2Agdprate,it+b3Burban,it+b4Cinvrate,it+εit

(4)

Ypollute,it=c0+c1Xgf,it+c2Agdprate,it+c3Burban,it+c4Cinvrate,it+c5Zlngtp,it+εit

(5)

式中：Zlngtp代表浙江省各地級市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平,下標i表示地區(qū),t表示時間;b0和c0均表示常數(shù)項;b1和c1均表示綠色金融的待估參數(shù);b2和c2均表示GDP增速的待估參數(shù);b3和c3均表示城鎮(zhèn)化率的待估參數(shù);b4和c4均表示固定資產(chǎn)投資增長率的待估參數(shù);c5表示綠色技術(shù)創(chuàng)新的待估參數(shù);εit表示為隨機擾動項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

在回歸分析前,對所有數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析(見表1),綠色金融水平的均值為0.448,標準差為0.189;環(huán)境污染程度的均值為0.18,標準差為0.144;綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的均值為6.429,標準差為1.062,數(shù)據(jù)分散程度較大,其他變量的結(jié)果表明不存在極端異常值。從描述性統(tǒng)計的總體情況來看,樣本數(shù)據(jù)的選擇較為合理,不會對后續(xù)的分析產(chǎn)生影響。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 相關(guān)性分析

變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均在0.680 1以下(見表2),一般認為相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.8,則認為2個變量之間存在嚴重的多重共線性,由于本文的相關(guān)系數(shù)絕對值均小于0.8,則可初步判斷不存在多重共線性問題。

表2 相關(guān)性分析

3.3 多重共線性檢驗

本文采用方差膨脹因子法進一步判斷是否存在多重共線性(見表3)。結(jié)果表明：方差膨脹因子均值為1.62,變量不存在多重共線。

表3 多重共線性檢驗

3.4 F檢驗和豪斯曼檢驗

對面板數(shù)據(jù)進行F檢驗和豪斯曼檢驗,篩選回歸模型類型。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 F檢驗和豪斯曼檢驗結(jié)果

F檢驗是用于比較混合回歸與固定效應(yīng)。在F檢驗中,得到p值為0.000 0,強烈拒絕原假設(shè),固定效應(yīng)模型更優(yōu)。豪斯曼檢驗用于比較固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)。在豪斯曼檢驗中,p值為0.000 0,拒絕原假設(shè),表明固定效應(yīng)更優(yōu),因此本文采用固定效應(yīng)模型。

3.5 基準回歸分析

本文使用Stata 16對模型進行基準回歸分析,回歸結(jié)果如表5所示。

表5 基準回歸結(jié)果

列(1)未加入控制變量,列(2)加入了控制變量。由結(jié)果可知,綠色金融的回歸系數(shù)顯著為負,說明綠色金融的發(fā)展能降低浙江省環(huán)境污染;將控制變量納入回歸分析后,綠色金融的回歸系數(shù)有所變小但仍顯著為負,揭示綠色金融對浙江省具有正向的環(huán)境效應(yīng),假設(shè)1成立。

3.6 中介效應(yīng)回歸分析

通過前文分析可知,綠色金融能通過綠色技術(shù)創(chuàng)新降低浙江省環(huán)境污染。采用中介效應(yīng)模型探究綠色技術(shù)創(chuàng)新水平是否是中介變量,回歸結(jié)果如表6所示。

表6 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

參考上文構(gòu)建的模型,由表6可知,表格第2列中的環(huán)境污染水平對綠色金融的總效應(yīng)a1是顯著的,因此可以確定存在中介效應(yīng);從表格第3列和第4列可以看出,綠色技術(shù)創(chuàng)新水平對綠色金融的系數(shù)b1和環(huán)境污染水平對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的系數(shù)c5都是顯著的,則說明間接效應(yīng)顯著;表格第4列中環(huán)境污染對綠色金融的系數(shù)c1也是顯著的,說明直接效應(yīng)成立;并且由于系數(shù)b1×c5和系數(shù)c1的符號是同號的,因此可以認為是部分中介,且中介效應(yīng)占比為b1×c5/a1=30.68%。證明假設(shè)2成立。

3.7 穩(wěn)健性檢驗

本文通過更改核心解釋變量來進行穩(wěn)健性檢驗。使用存貸比度量地區(qū)金融發(fā)展水平,再計算與城市綠色發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度來衡量各地級市綠色金融水平。回歸結(jié)果見表7。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

由表7可知,在重新度量綠色金融指標后,綠色金融不僅能降低浙江省環(huán)境污染,還能通過綠色技術(shù)創(chuàng)新這一作用機制促進浙江省環(huán)境質(zhì)量的改善。其結(jié)論與核心實證部分結(jié)論一致。

4 相關(guān)建議

1)引導(dǎo)企業(yè)自覺公開環(huán)保信息,為綠色金融發(fā)展營造良好的環(huán)境。當前環(huán)保信息披露仍存在不足,因此要建設(shè)第三方環(huán)保公共信息服務(wù)平臺,引導(dǎo)企業(yè)自覺公開環(huán)保信息,加強企業(yè)對生態(tài)環(huán)保信息的披露,建立健全政府、銀行與客戶數(shù)據(jù)之間的聯(lián)系,能夠有效降低因環(huán)保信息不對稱造成的負面影響,提高企業(yè)的環(huán)保意識,踐行綠色發(fā)展理念,從而為綠色金融發(fā)展營造良好的信息環(huán)境。

2)持續(xù)推進綠色金融實施,加強環(huán)境治理力度。實證結(jié)果表明綠色金融能顯著促進環(huán)境質(zhì)量改善,因此要持續(xù)推進浙江省各地級市綠色金融發(fā)展,充分發(fā)揮綠色金融的資金導(dǎo)向作用,支持和引導(dǎo)資金流向綠色產(chǎn)業(yè),對綠色環(huán)保企業(yè)給予一定的利率優(yōu)惠和信貸支持,提高污染企業(yè)的貸款門檻,增加其融資成本,限制生產(chǎn)規(guī)模的擴大,以此倒逼污染企業(yè)整改原有的生產(chǎn)工藝,使之符合綠色環(huán)保要求,從而降低污染物的排放,促進環(huán)境質(zhì)量的改善。

3)貫徹落實綠色發(fā)展理念,加大綠色技術(shù)創(chuàng)新力度。綠色金融能通過綠色技術(shù)創(chuàng)新降低環(huán)境污染。因此地方政府部門要出臺相關(guān)的優(yōu)惠政策,鼓勵中小企業(yè)大力開展綠色技術(shù)創(chuàng)新,對其給予一定的補貼和獎勵,并引導(dǎo)企業(yè)樹立綠色發(fā)展理念。同時嚴厲禁止非綠色環(huán)保產(chǎn)品進入市場,增強消費者對綠色產(chǎn)品的消費需求,進而激勵企業(yè)加大對綠色商品的制造,有效推動行業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。

5 結(jié)束語

本文通過對浙江省11個地級市進行實證研究,得出綠色金融能夠有效降低浙江省環(huán)境污染這一結(jié)論。研究還發(fā)現(xiàn),綠色金融能通過綠色技術(shù)創(chuàng)新機制促進浙江省環(huán)境質(zhì)量的改善,為實施相關(guān)措施提供了理論支持。