■李星星

（安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院金融科技學(xué)院，安徽 蕪湖 241002）

習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，“新時代新階段的發(fā)展必須貫徹新發(fā)展理念，必須是高質(zhì)量發(fā)展”“必須把發(fā)展質(zhì)量問題擺在更為突出的位置，著力提升發(fā)展質(zhì)量和效益”。同時，黨的二十大指出“貫徹新發(fā)展理念是新時代我國發(fā)展壯大的必由之路”?！熬G色創(chuàng)新”代表著創(chuàng)新驅(qū)動和綠色發(fā)展戰(zhàn)略的結(jié)合，已成為克服資源和環(huán)境瓶頸的必然選擇[1]。同時，綠色經(jīng)濟(jì)的增長依賴于綠色創(chuàng)新，綠色創(chuàng)新能力的建設(shè)是創(chuàng)新管理的必然趨勢。因此，探究綠色創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，具有重要的理論價值和現(xiàn)實(shí)意義[2]。

綠色創(chuàng)新能力要想激發(fā)出更大的提升潛力，需要綠色金融的大力支持。然而，通過對所搜集和整理的文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于綠色金融、綠色創(chuàng)新能力的研究種類豐富多樣，但是對綠色金融和綠色創(chuàng)新能力的關(guān)系研究相對較少?？v觀已有研究，學(xué)者從利益相關(guān)者[3]、開放經(jīng)濟(jì)因素[4]、產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚[5]、環(huán)保輿論壓力[6]、環(huán)境規(guī)制[7]、企業(yè)家人力資本[8]、財政信息透明度[9]、對外直接投資[10]等角度入手探索其對綠色創(chuàng)新能力的影響效果。而綠色金融發(fā)展后的經(jīng)濟(jì)收益主要體現(xiàn)在微觀主體和宏觀層面上。對于宏觀層面，主要是綠色金融與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的探討，包括正向影響[11-13]和負(fù)向影響[14]。對于微觀主體，綠色金融發(fā)展后的經(jīng)濟(jì)收益研究集中在對個人[15]、金融機(jī)構(gòu)[16-17]、企業(yè)[18-19]等微觀市場主體的影響。

雖然有關(guān)綠色金融和綠色創(chuàng)新能力的單獨(dú)實(shí)證研究成果頗為豐富，但卻忽略了對綠色金融是否能夠影響綠色創(chuàng)新能力進(jìn)行研究，如果影響，是起何種效果，其內(nèi)部關(guān)聯(lián)機(jī)制又是怎樣。這些在以往文獻(xiàn)中都未找到明確答案。有鑒于此，本文運(yùn)用省級面板數(shù)據(jù)，對綠色金融影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力進(jìn)行實(shí)證研究，通過將技術(shù)進(jìn)步要素納入探索綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響，有助于厘清綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力影響的作用機(jī)制，為綠色金融實(shí)現(xiàn)其正外部性提供更多思路。根據(jù)研究結(jié)論，針對性提出具體的政策建議，為相關(guān)部門制定政策提供參考，使綠色金融發(fā)揮更大效用，引導(dǎo)社會更多關(guān)注技術(shù)進(jìn)步，努力實(shí)現(xiàn)“碳中和”目標(biāo)。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）區(qū)域綠色創(chuàng)新能力

綠色創(chuàng)新能力是能夠幫助地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的能力，區(qū)域是綠色創(chuàng)新的載體。研究并有效提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)地區(qū)可持續(xù)、高質(zhì)量發(fā)展，具有十分重要的意義。通過現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，不同的學(xué)者對綠色創(chuàng)新能力的定義是依據(jù)其研究的角度，主要分為宏觀層面、中觀層面以及微觀層面。宏觀層面，主要強(qiáng)調(diào)的是經(jīng)濟(jì)增長，認(rèn)為綠色創(chuàng)新能力就是在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的同時降低環(huán)境承載的壓力[20]。中觀層面，基于行業(yè)角度，將環(huán)境污染與能源消耗的指標(biāo)納入考量體系的構(gòu)建中，以此來表現(xiàn)綠色創(chuàng)新能力[21]。微觀層面，基于企業(yè)視角，更多是從企業(yè)的個體行為或者企業(yè)群體的角度出發(fā)去定義，即降低污染、減少能源消耗的技術(shù)與創(chuàng)新實(shí)力[22]。而對綠色創(chuàng)新能力的指標(biāo)評價方面，當(dāng)前研究主要聚集在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)以及企業(yè)3 個方面。省級方面：共線性-變異系數(shù)方法[21]、SBM 模型和GML 指數(shù)[23]、Super-SBM模型[9]。產(chǎn)業(yè)方面：DEA-SBM模型[24]、遺傳算法的投影尋蹤模型[25]。企業(yè)方面：支持向量機(jī)[26]、熵權(quán)TOPSIS 法[27-28]。除此之外，目前國內(nèi)外學(xué)者對綠色創(chuàng)新能力的后效研究不多，且主要集中在企業(yè)層面，例如，可持續(xù)競爭[29]、企業(yè)環(huán)境績效[30]、企業(yè)可持續(xù)性[31]等。

（二）綠色金融、技術(shù)進(jìn)步與區(qū)域綠色創(chuàng)新能力

綠色金融能有效推動技術(shù)進(jìn)步，主要通過降低信息交易成本、增加融資渠道以及加強(qiáng)風(fēng)險管理。首先，從降低信息交易成本角度出發(fā)，綠色金融體系可以對綠色相關(guān)信息進(jìn)行有效地收集和處理，降低各經(jīng)濟(jì)主體間的交易成本。其次，從增加融資渠道角度出發(fā)，技術(shù)進(jìn)步包含研發(fā)、創(chuàng)新、應(yīng)用及推廣等一系列過程，每一步都需要投入大量的資金。同時，研發(fā)和創(chuàng)新具有不確定性、耗時長和風(fēng)險高等不利因素，更會致使資金匱乏。而受到政策扶持的綠色金融體系能為技術(shù)進(jìn)步提供資金支持，從而鼓勵區(qū)域創(chuàng)新并推動技術(shù)進(jìn)步。最后，從加強(qiáng)風(fēng)險管理角度出發(fā)，雖然研發(fā)與創(chuàng)新的不確定性決定了其成功率低、投資風(fēng)險性高的特征，但綠色金融能幫助降低或轉(zhuǎn)移研發(fā)與創(chuàng)新過程中的風(fēng)險。縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，大多學(xué)者也認(rèn)為綠色金融能促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步[32-34]。

技術(shù)進(jìn)步能有效提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力，主要是通過抑制環(huán)境污染、減低二氧化碳的排放以及節(jié)約能耗。首先，擁有良好的技術(shù)進(jìn)步機(jī)制，新出現(xiàn)的綠色技術(shù)使得生產(chǎn)過程中的資源得到充分利用，從而有助于降低環(huán)境污染，達(dá)到提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的目的。其次，技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)節(jié)能減排的關(guān)鍵驅(qū)動力。采取主要包括清潔能源替代技術(shù)、可再生能源替代技術(shù)和新能源技術(shù)等替代技術(shù)來提高能源效率，能效技術(shù)不僅能通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓發(fā)揮更大的潛力，還能降低能源利用率和減少二氧化碳的排放。雖然，目前直接探討技術(shù)進(jìn)步影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的研究較少，但已有研究證明了技術(shù)進(jìn)步能抑制環(huán)境污染[35-36]、減低二氧化碳的排放[37]、節(jié)約能耗[38-39]，而區(qū)域綠色創(chuàng)新能力即抑制環(huán)境污染、減低二氧化碳的排放、節(jié)約能耗的能力。據(jù)此，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步能有效提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力。

綠色金融通過技術(shù)進(jìn)步提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力，這種機(jī)制可能并非線性。在技術(shù)進(jìn)步水平較低的情況下，綠色金融會在很大程度上提升技術(shù)進(jìn)步水平，進(jìn)而提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力；當(dāng)技術(shù)進(jìn)步達(dá)到一定水平時，綠色金融仍舊會提升技術(shù)進(jìn)步水平，進(jìn)而提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力，但是這種效果顯得并不那么重要。因此，在不同的技術(shù)進(jìn)步水平下，綠色金融影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的作用程度不同，即綠色金融影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力存在門檻效應(yīng)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)。

H1：綠色金融通過技術(shù)進(jìn)步提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力。

H2：綠色金融在不同的技術(shù)進(jìn)步水平下對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響程度不同，隨著水平的不斷提升，其影響逐漸變小。

二、變量、數(shù)據(jù)和模型

（一）變量和數(shù)據(jù)

1.被解釋變量。區(qū)域綠色創(chuàng)新能力（CGI），即創(chuàng)新能力綠色化程度。本文參考孫振清和聶文鈺（2021）[9]構(gòu)建的指標(biāo)體系，包括投入、產(chǎn)出（期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出）等指標(biāo)。其中，投入指標(biāo)中人力投入用從事科技活動以及水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理的就業(yè)人員總數(shù)表示、資本投入由節(jié)能環(huán)保支出表示、能源投入由區(qū)域能源消費(fèi)總量表示；產(chǎn)出指標(biāo)由期望產(chǎn)出（GDP）和非期望產(chǎn)出兩部分構(gòu)成。本文結(jié)合前人研究與我國當(dāng)前環(huán)境污染現(xiàn)狀，認(rèn)為化學(xué)需氧量COD和SO2排放量更能代表我國當(dāng)前生產(chǎn)中產(chǎn)生的非期望產(chǎn)出[40]。本研究選擇了基于非期望產(chǎn)出的SBM-DEA 測算區(qū)域綠色創(chuàng)新能力，利用MATLABr2020 軟件估算我國30 個省份（不包含西藏）在2009—2020 年期間CGI 的變化趨勢。指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于2009—2020 年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，缺失數(shù)據(jù)采用平滑指數(shù)法填補(bǔ)。具體指標(biāo)見表1。

表1 區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的指標(biāo)體系

2.核心解釋變量。綠色金融（GF）。參考政府的政策，本文以綠色信貸、綠色投資、綠色保險及政府支持作為一級指標(biāo)，中國30 個省份（不包含西藏）的綠色金融數(shù)據(jù)，采用熵值法構(gòu)建綠色金融指數(shù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份《統(tǒng)計年鑒》以及《中國保險年鑒》。具體指標(biāo)見附表1。

附表1 綠色金融發(fā)展評價指標(biāo)體系

4.控制變量。區(qū)域綠色創(chuàng)新水平的影響因素眾多，借鑒羅澄宇（2019）[42]的研究，控制變量包括：區(qū)域城鎮(zhèn)化水平、區(qū)域人口規(guī)模、區(qū)域外商投資環(huán)境。（1）區(qū)域城鎮(zhèn)化水平（U）：城鎮(zhèn)化水平提高有利于推進(jìn)技術(shù)革新，因此，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛閰^(qū)域城鎮(zhèn)化水平的代理變量。（2）區(qū)域自然資源稟賦（NRE）：水資源作為衡量一個地區(qū)自然資源稟賦的重要指標(biāo)，能夠準(zhǔn)確反映區(qū)域的自然環(huán)境，因此以水資源總量作為區(qū)域自然資源稟賦的代理變量。（3）區(qū)域外商投資環(huán)境（FDI）：外商直接投資對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新能力提升有重要影響，因此，以外商直接投資人民幣額衡量區(qū)域外商投資環(huán)境。以上控制變量數(shù)據(jù)均來源于2009—2020 年《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量描述性統(tǒng)計見附表2。

附表2 變量說明及描述性統(tǒng)計

（二）基準(zhǔn)回歸面板模型

為考察綠色金融與區(qū)域綠色創(chuàng)新能力之間的相關(guān)關(guān)系，得出基本計量模型。

其中，下標(biāo)中的“it”表示第i 個省份在第t 年的觀測值。CGI 代表區(qū)域綠色創(chuàng)新能力、GF 代表綠色金融；K 代表控制變量包括區(qū)域城鎮(zhèn)化水平（U）、區(qū)域自然資源稟賦（NRE）、區(qū)域外商投資環(huán)境（FDI），Uit代表隨機(jī)誤差項。

（三）中介效應(yīng)模型構(gòu)建

為考察綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響是否有中介變量，研究擬構(gòu)建以技術(shù)進(jìn)步為中介變量的中介效應(yīng)模型。利用逐步回歸法進(jìn)行驗(yàn)證，聯(lián)立方程組為：

其中，下標(biāo)中的“it”表示第i 個省份在第t 年的觀測值。α0、β0、γ0代表常數(shù)項，α1、α2、β0、β1、γ1、γ2、γ3代表待估參數(shù)，μ1it、μ2it、μ3it代表隨機(jī)誤差項。

（四）門檻效應(yīng)模型構(gòu)建

本文以綠色金融與技術(shù)進(jìn)步為門檻變量對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力進(jìn)行門檻回歸，探究在綠色金融與技術(shù)進(jìn)步的不同水平下綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的作用。門檻模型的具體形式分別為：

其中，下標(biāo)中的“it”表示第i 個省份在第t 年的觀測值。計量模型（5）、（6）中的變量與模型（4）中變量具有相同含義。此外，δ 為特定門檻值，j1和j2是虛擬變量，GF（TP）＜δ，j1=1 或0；GF（TP）≥δ，j2=1 或0，μ4it、μ5it代表隨機(jī)誤差項。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了縮小數(shù)據(jù)的絕對數(shù)值，消除數(shù)據(jù)的異方差，將所用控制變量皆進(jìn)行取對數(shù)處理。利用Stata16.0 進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的識別。從檢驗(yàn)結(jié)果可知，豪斯曼檢驗(yàn)的卡方值為4.940，檢驗(yàn)P 值（0.423）大于10%，顯示不顯著，說明固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果沒有系統(tǒng)性差別。

為了實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響。模型1 僅放入綠色金融這一核心解釋變量并控制了年份，模型2 在模型1 的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入控制變量。模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上控制地區(qū)。回歸結(jié)果如附表3所示。首先，從模型1 和模型2 結(jié)果對比可以看出，模型1 中綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響系數(shù)為1.066，并在1%的水平上顯著。模型2 加入控制變量后綠色金融的系數(shù)值變?yōu)?.688。而對時間和地區(qū)同時控制時，模型3 結(jié)果顯示，綠色金融的回歸系數(shù)為0.788，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。由此，可以推出綠色金融越高越有利于促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的提升。其次，控制變量對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力也有不同的影響。在模型2 和模型3中，區(qū)域城鎮(zhèn)化水平對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力有顯著正向影響，即隨著時間發(fā)展，一個地區(qū)城鎮(zhèn)化水平越高，越能促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的提升；而區(qū)域人口規(guī)模并不能顯著影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力。外商投資環(huán)境的估計系數(shù)為-0.0108，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明外商直接投資的提高對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的提升起著抑制作用。主要是由于外資帶來的技術(shù)并非是對發(fā)展有利的核心技術(shù)，而多存在“污染避難所”效應(yīng)。

附表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）中介效應(yīng)模型結(jié)果

附表3 中的回歸結(jié)果驗(yàn)證了綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力有顯著正向影響，為進(jìn)一步研究綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的內(nèi)在作用機(jī)制，引入技術(shù)進(jìn)步作為中介變量，利用逐步回歸法驗(yàn)證中介效應(yīng)是否存在。

首先，考慮綠色金融的內(nèi)生性問題。綠色金融和技術(shù)進(jìn)步之間會存在互相影響。一方面，綠色金融越高越能為地區(qū)發(fā)展提供更多的資金保障，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步水平提升；另一方面，隨著地區(qū)的不斷發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步水平對金融服務(wù)的需求更高，促使金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新更多綠色金融服務(wù)。可以推出綠色金融和技術(shù)進(jìn)步互相促進(jìn)，兩者互為因果。因此，綠色金融可能具有內(nèi)生性，故引入IV-Regress 模型進(jìn)行回歸。其次，利用綠色金融滯后三期作為工具變量。一方面，綠色金融滯后三期與綠色金融當(dāng)期存在正向聯(lián)系，影響當(dāng)期綠色金融的變化，符合工具變量的相關(guān)性要求；另一方面，綠色金融滯后三期對當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步水平提升難以產(chǎn)生影響，符合工具變量的排他性要求。最后，對工具變量進(jìn)行Wald 檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計量為3143.79，且在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了原假設(shè)，這證實(shí)了綠色金融具有內(nèi)生性。附表4 根據(jù)逐步回歸法驗(yàn)證了綠色金融的中介效應(yīng)。模型3 匯報的結(jié)果與附表3 中的模型3 匯報的結(jié)果一致，不做過多贅述。模型4 中匯報了兩階段中第一階段的回歸結(jié)果，工具變量的估計系數(shù)為1.205，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明所選取的工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，說明工具變量有良好的性質(zhì)。模型5 中綠色金融的回歸系數(shù)為1.013，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明綠色金融對技術(shù)進(jìn)步有顯著正向影響。即綠色金融越高，技術(shù)進(jìn)步水平越高。模型5 和模型6 中結(jié)果顯示，有一個系數(shù)是不顯著的，還需要進(jìn)一步做bootstrap 檢驗(yàn)確認(rèn)技術(shù)進(jìn)步是否是綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力影響的中介變量。樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1000 次Bootstrap 抽樣，結(jié)果為：bs2（直接效應(yīng)）：置信區(qū)間為（0.079，0.707）不含有0，說明綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力有影響且在95%水平上顯著，效應(yīng)值為0.393；bs1（間接效應(yīng)）：置信區(qū)間為（0.144，0.436）不含有0，認(rèn)為中介效應(yīng)存在，效應(yīng)值為0.290。通過計算表明綠色金融會通過技術(shù)進(jìn)步這一中介變量作用于CGI 上，對CGI 產(chǎn)生顯著正向影響。由此，驗(yàn)證了H1。

附表4 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

（三）門檻效應(yīng)模型結(jié)果

借助面板門檻模型的檢驗(yàn)，驗(yàn)證綠色金融和技術(shù)進(jìn)步對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力是否存在門檻效應(yīng)，進(jìn)一步判斷綠色金融和技術(shù)進(jìn)步在多少范圍內(nèi)正向促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的提升。

首先，當(dāng)綠色金融作為門檻變量時，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行300 次Bootstrap 抽樣，結(jié)果如附表5 和附表6 所示，單門檻在1%的統(tǒng)計水平下顯著，由此可判斷綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力存在門檻效應(yīng)且為單一門檻效應(yīng)。在單一門檻模型下，綠色金融的門檻值為0.246，即門檻值0.246 將綠色金融分為了兩個區(qū)間，第一個區(qū)間是綠色金融低于0.246 時，綠色金融每提升1 個單位，區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升0.875，影響效果顯著；第二個區(qū)間是綠色金融超過0.246，綠色金融每提升1 個單位，區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升0.424，影響效果依舊顯著，但較之前有所降低，即隨著綠色金融的不斷提高，其對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響仍舊顯著為正，但影響程度逐漸降低。其次，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步作為門檻變量時，通過附表5 和附表6 顯示，可判斷技術(shù)進(jìn)步對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力存在門檻效應(yīng)且為單一門檻效應(yīng)。在單一門檻模型下，技術(shù)進(jìn)步的門檻值為0.264，即門檻值0.264 將技術(shù)進(jìn)步分為了兩個區(qū)間，第一個區(qū)間是技術(shù)進(jìn)步低于0.264 時，綠色金融每提升1 個單位，區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升0.525，影響效果顯著；第二個區(qū)間是技術(shù)進(jìn)步超過0.264，綠色金融每提升1 個單位，區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升0.253。該門檻模型說明，在不同的技術(shù)進(jìn)步水平下，綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響程度不同。隨著技術(shù)進(jìn)步水平不斷提高，綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的影響仍舊為顯著正向，但影響程度逐漸減小，這表明技術(shù)進(jìn)步在綠色金融推動區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升過程中呈現(xiàn)非線性減弱作用。技術(shù)進(jìn)步水平過高使得要素資源集中于研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入中，產(chǎn)生的“擠出”效應(yīng)不利于要素資源的合理化和高效化配置，因此綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用削弱，H2 成立。

附表5 門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

附表6 門檻效應(yīng)模型結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

有可能存在一些尚未考慮的問題，導(dǎo)致上述的回歸結(jié)果不可靠。因此，有必要進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，包括了中介模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。關(guān)于中介模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采用重新測算因變量的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的構(gòu)建指標(biāo)不變，將采用熵值法對其進(jìn)行測算?；貧w結(jié)果如附表7 中模型1、模型2、模型3 所示。模型1 中綠色金融的回歸系數(shù)為0.777，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；模型2 和模型3 中有一個系數(shù)不顯著，進(jìn)一步做bootstrap 檢驗(yàn)確認(rèn)技術(shù)進(jìn)步是否是綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力影響的中介變量。樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1000 次Bootstrap 抽樣，結(jié)果為：bs_2（直接效應(yīng)）：置信區(qū)間為（0.057，0.701）不含有0，說明綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力有影響且在95%水平上顯著，效應(yīng)值為0.379；bs_1（間接效應(yīng)）：置信區(qū)間為（0.198，0.416）不含有0，認(rèn)為中介效應(yīng)存在，效應(yīng)值為0.307?？梢钥闯?，中介模型的系數(shù)、顯著性水平以及中介效應(yīng)均沒有發(fā)生顯著變化，可以認(rèn)為中介效應(yīng)模型具有穩(wěn)健性。同樣，進(jìn)行門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如附表7 中模型4、模型5 所示。重新測量了區(qū)域綠色創(chuàng)新能力后，綠色金融和技術(shù)進(jìn)步的門檻值均沒有發(fā)生顯著變化，并且在門檻區(qū)間內(nèi)，綠色金融的系數(shù)及顯著程度也沒有發(fā)生顯著的變化，因此，可以認(rèn)為門檻效應(yīng)模型具有穩(wěn)健性。

附表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論和建議

本文以2009—2020 年我國30 個省份面板數(shù)據(jù)為研究對象，采用中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)模型檢驗(yàn)綠色金融和區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的關(guān)系發(fā)現(xiàn)：一是綠色金融能夠直接提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力；二是綠色金融通過提升技術(shù)進(jìn)步水平進(jìn)而提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力；三是隨著技術(shù)進(jìn)步水平的提升，綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力仍然有促進(jìn)作用，但影響程度逐步減少，即存在單一門檻效應(yīng)；四是綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力具有單一門檻效應(yīng)，隨著門檻值的提升，綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新能力雖仍具有正效應(yīng)，但其作用程度減弱。

鑒于以上發(fā)現(xiàn)，提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力有以下建議。

第一，合理提升綠色金融水平。首先，完善綠色金融政策制度的頂層設(shè)計，加快綠色化改造傳統(tǒng)金融工具，如股票、債券等。積極引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加大綠色投資力度，通過綠色金融業(yè)的業(yè)績評估、貼息鼓勵等政策，逐步完善激勵與約束雙機(jī)制。具體明確金融機(jī)構(gòu)的社會責(zé)任，嚴(yán)格把控其資金動向，拓寬綠色金融的覆蓋面，以此提高綠色金融對區(qū)域綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響力。其次，切忌盲目發(fā)展綠色金融，造成潛在金融風(fēng)險，進(jìn)而影響區(qū)域綠色創(chuàng)新能力提升。需協(xié)同國家發(fā)展戰(zhàn)略，全方位推進(jìn)綠色金融發(fā)展的監(jiān)管機(jī)制。在金融產(chǎn)品體系建設(shè)中，需要進(jìn)一步提高綠色金融產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模的同時，建立專項約束機(jī)制，推進(jìn)特許經(jīng)營權(quán)質(zhì)押、綠色擔(dān)?；鸬冉鹑诠ぞ叩膽?yīng)用。最后，金融決策部門要加強(qiáng)綠色金融培訓(xùn)，搭建專業(yè)的學(xué)科和培養(yǎng)體系。支持高校申請設(shè)立綠色金融專業(yè)碩士學(xué)位，鼓勵開展綠色金融學(xué)、碳中和經(jīng)濟(jì)學(xué)等相關(guān)課程建設(shè)，提高復(fù)合型人才培養(yǎng)的數(shù)量和質(zhì)量。

第二，鼓勵全社會廣泛使用綠色金融產(chǎn)品。首先，提高綠色金融產(chǎn)品多樣性，開發(fā)更多面向消費(fèi)端的綠色金融產(chǎn)品，能夠有效提升綠色消費(fèi)需求，并與供給端綠色金融形成合力，共同促進(jìn)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型。面向消費(fèi)端的綠色金融作為一種有效的激勵機(jī)制，可以引導(dǎo)個人增加綠色行為，帶動更多人選擇綠色方式。其次，鼓勵綠色金融產(chǎn)品制造機(jī)構(gòu)加強(qiáng)產(chǎn)品推廣力度，營造綠色消費(fèi)氛圍，推動形成綠色價值取向、綠色思維方式和綠色生活方式。倡導(dǎo)政府機(jī)構(gòu)發(fā)揮示范帶頭作用，在推廣使用綠色金融產(chǎn)品方面率先垂范。倡導(dǎo)消費(fèi)者在消費(fèi)時選擇特色生態(tài)信貸產(chǎn)品、綠色資產(chǎn)支持證券以及綠色保險產(chǎn)品等綠色金融產(chǎn)品，維護(hù)網(wǎng)絡(luò)交易秩序，規(guī)范綠色金融交易行為，保障交易各方主體合法權(quán)益，推動綠色金融高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而提升區(qū)域綠色創(chuàng)新能力。

第三，堅持推進(jìn)提升技術(shù)進(jìn)步水平。首先，本文研究表明，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的貢獻(xiàn)份額較小，說明這一傳導(dǎo)機(jī)制目前并不順暢。可通過優(yōu)化金融資源配置提高技術(shù)進(jìn)步水平，引導(dǎo)金融資源向高附加值的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)流動，以緩解技術(shù)進(jìn)步的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)綠色創(chuàng)新能力水平的提升。其次，政府應(yīng)通過加強(qiáng)對企業(yè)創(chuàng)新活動的補(bǔ)貼等形式鼓勵企業(yè)積極開展自主創(chuàng)新活動?？赏ㄟ^人才、財稅、采購等政策支持企業(yè)研發(fā)，并加大對知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度，健全援助機(jī)制，豐富糾紛解決渠道，營造自主創(chuàng)新的良好環(huán)境，解決企業(yè)的擔(dān)憂問題，激發(fā)其創(chuàng)新熱情。最后，統(tǒng)籌兼顧，推動企業(yè)自主創(chuàng)新與技術(shù)引進(jìn)的協(xié)調(diào)發(fā)展。政府應(yīng)努力搭建國內(nèi)外企業(yè)交流與合作平臺，加強(qiáng)國際技術(shù)合作，或合理引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)。為避免企業(yè)盲目引進(jìn)外部技術(shù)現(xiàn)象的發(fā)生，政府應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)夭煌袠I(yè)中企業(yè)的實(shí)際情況，編制先進(jìn)技術(shù)引進(jìn)指南，引導(dǎo)企業(yè)理性引進(jìn)，進(jìn)而有效提高區(qū)域綠色創(chuàng)新能力。