陳聞君 熊林波

1（新疆財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，烏魯木齊 830012）2（新疆財經(jīng)大學絲路經(jīng)濟與管理研究院，烏魯木齊 830012）

引 言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟一直保持高速增長。然而，在經(jīng)濟高速發(fā)展進程中，傳統(tǒng)粗放式、外延式發(fā)展模式導致巨大資源耗費和碳排放，使我國面臨著嚴峻氣候變化挑戰(zhàn)。黨的十九大報告明確提出要大力推進生態(tài)文明建設，全面貫徹“綠水青山就是金山銀山” 的綠色發(fā)展理念。而隨著“十四五” 規(guī)劃的再次提及，加快促進綠色低碳進程成為我國經(jīng)濟發(fā)展的當務之急。隨著綠色低碳發(fā)展理念不斷深入，綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的關系也日益引人注目。發(fā)展綠色金融能實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟的“雙贏”，不僅可以改善人居環(huán)境和氣候質量，實現(xiàn)碧水藍天的美景，還能為低碳經(jīng)濟發(fā)展提供有力支持。對于企業(yè)、個人、金融機構以及整個社會而言，發(fā)展綠色金融具有積極效應。因此，我國綠色金融發(fā)展現(xiàn)狀以及綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率增長的影響成為新時期我國經(jīng)濟發(fā)展值得深入研究的主題。但可惜的是，當前相關研究仍然稀缺，尚未有文獻揭示綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的非線性關系及其異質調節(jié)機制。與該研究直接相關的文獻很少，主要集中在探討低碳全要素生產(chǎn)率提升過程中綠色金融的“賦能”效應，卻普遍忽視綠色金融可能帶來的“負能” 效應問題。

實際上，綠色金融是一種將綠色低碳環(huán)保理念融入傳統(tǒng)金融運營全過程的新興實踐。因此，它具備環(huán)境規(guī)制性、外部性以及綠色低碳性特征。然而，大多數(shù)文獻過于關注綠色金融在賦能綠色低碳發(fā)展和綠色低碳轉型方面的功能，而忽視了綠色金融可能帶來的企業(yè)規(guī)制成本和擠出效應。在“理性人” 假設下，這可能導致企業(yè)“飄綠” 和“洗綠” 的行為，最終會阻滯綠色金融功能的有效發(fā)揮。因此，若僅關注綠色金融的綠色低碳特征，很可能會忽略綠色金融存在“負能” 效應的事實?；诖?，本文創(chuàng)新性地將經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化水平、外商直接投資、低碳技術創(chuàng)新水平、金融監(jiān)管和產(chǎn)業(yè)結構納入綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率影響的研究框架，并基于省域樣本，采用面板門檻方法，充分揭示了綠色金融發(fā)展對我國區(qū)域低碳全要素生產(chǎn)率具有“負能” 和“賦能” 雙重效應，并且異質性顯著存在。這對于更好地利用綠色金融的“賦能” 效應、規(guī)避綠色金融的“負能” 效應，最大化實現(xiàn)碳減排和經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同推進，為早日實現(xiàn)“雙碳” 目標具有極其重要的意義。

1 文獻綜述

既有研究大量聚焦綠色金融與碳減排的關系，對綠色金融影響低碳全要素生產(chǎn)率的相關研究才剛起步，因此直接相關文獻并不多，但間接相關文獻較多，也得出了比較豐富的結論。（1） 大量國內(nèi)外研究從綠色全要素生產(chǎn)率視角分析綠色金融的影響效應，均得出正向作用結論［1－3］。如下文獻則從綠色金融功能發(fā)揮存在不足為視角進行研究。學者通過理論分析指出，綠色金融只有更好發(fā)揮低碳功能才能對低碳清潔的技術與產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生正面影響［4］。與此同時，綠色金融標準缺乏、技術和人才支持不足、環(huán)境信息披露水平低、激勵約束機制不強等，會使綠色金融的低碳功能弱化甚至受阻［5］。梁琳和林善浪［6］也得出，我國金融體系還沒有對經(jīng)濟低碳轉型起到積極推動作用；（2） 從綠色金融的分維度即綠色信貸、綠色投資和綠色債券等視角出發(fā)的相關文獻也得出了比較豐碩的成果。學者發(fā)現(xiàn)一定程度的綠色信貸政策可以帶來經(jīng)濟和環(huán)境“雙贏”，但如果力度不夠或過大，結果會適得其反［7］。與此類似的是，綠色信貸政策面臨執(zhí)行風險，綠色信貸資金沒有真正用于環(huán)保產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟和環(huán)境沒有實現(xiàn)“雙贏”［8］。后續(xù)研究也得出同樣結論［9］。也有文獻從綠色信貸參與主體出發(fā)分析，認為企業(yè)和商業(yè)銀行參與綠色信貸的激勵約束不足，會導致綠色信貸的環(huán)境和經(jīng)濟效果不佳［10］。目前，金融機構仍然提供大量非綠色信貸，并因非低碳企業(yè)“飄綠” 與“洗綠”行為使得綠色信貸資源部分流向非低碳型企業(yè)［11］。正如Wang［12］所指出的，綠色債券具有投資和環(huán)保雙重屬性，但“飄綠” 與“洗綠” 現(xiàn)象使其無法有效支持環(huán)保項目發(fā)展。曾勝和張明龍［13］基于綠色投資視角，發(fā)現(xiàn)綠色投資對碳強度有非線性影響特性。

前述探討表明，現(xiàn)有關于綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的研究還較為有限，且都是探討綠色金融的“賦能” 特征即正向線性影響，很少文獻基于省級視角探析綠色金融在其它變量制衡下是否會呈現(xiàn)“負能” 效應問題。據(jù)此缺憾，本文摒棄線性思維，從非線性角度全面剖析綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的“賦能” 和“負能” 效應；根據(jù)外部環(huán)境的制約作用，從多個角度解構綠色金融應當怎樣才能更有效“賦能” 低碳全要素生產(chǎn)率以及使“負能” 效應最小化，為二者深度融合提供一定參考； 同時從區(qū)域異質性角度解構非線性影響特征，以期提出更具針對性的建議。本文研究結果對新時代下我國加快實現(xiàn)“雙碳” 目標、促進經(jīng)濟環(huán)境協(xié)調發(fā)展和低碳全要素生產(chǎn)率的“雙贏” 具有一定的政策指導意義。

2 理論分析與研究假設

2.1 非線性影響及空間異質性分析

一般而言，經(jīng)濟發(fā)展水平與綠色金融呈現(xiàn)正向互促關系，低碳全要素生產(chǎn)率受到環(huán)境污染的負向影響。根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線，可以推斷綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率存在“U” 型關系。該推論得到以下文獻間接驗證。

綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響在不同階段呈現(xiàn)出不同的效果［2］。當綠色金融發(fā)展水平較低時不利于經(jīng)濟發(fā)展，綠色金融發(fā)展處于較高水平則有利于經(jīng)濟發(fā)展［14］，這與華怡婷和石寶峰［15］的研究結論類似。因此，綠色金融發(fā)展初期會不利于低碳全要素生產(chǎn)率進步而中后期影響方向會逆轉。（1） 綠色金融旨在支持低碳環(huán)保型產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)多為資本密集和技術密集型，需要大量資金投入和資本支持，產(chǎn)出周期較長，短時間很難產(chǎn)生效果，投入加大，產(chǎn)出減小，降低低碳全要素生產(chǎn)率； （2） 綠色金融的綠色低碳功能在初期難以有效實現(xiàn)，如金融機構仍然提供大量的非綠色資金，導致企業(yè)投融資中“飄綠” 和“洗綠” 問題嚴重［11］。這無法有效支持低碳環(huán)保項目發(fā)展［12］； （3） 金融行業(yè)在開展綠色金融服務時會提高貸款門檻，增加較多環(huán)保要求，迫使企業(yè)投入資金購置新設備或提升生產(chǎn)技術用于環(huán)境污染治理和節(jié)能減排以適應低碳發(fā)展要求，這些費用在短期內(nèi)會加重企業(yè)負擔，對產(chǎn)品產(chǎn)量產(chǎn)生擠出效應，使企業(yè)生產(chǎn)效率降低。

隨著綠色金融服務范圍不斷擴大，企業(yè)在進行技術水平改造和提升低碳發(fā)展水平后能夠獲得更多資金支持。使企業(yè)越來越重視低碳發(fā)展，更積極采用低碳技術進行生產(chǎn)。資金和技術優(yōu)勢大大提升企業(yè)生產(chǎn)效率，進而提高低碳全要素生產(chǎn)率。同時，隨著綠色金融不斷發(fā)展和完善，企業(yè)“飄綠” 和“洗綠” 現(xiàn)象得到遏制，大量綠色金融資源被投入到低碳產(chǎn)業(yè)和技術領域； 同時，低碳產(chǎn)業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)結構中所占份額不斷提高，企業(yè)適應低碳經(jīng)濟發(fā)展的能力也隨之提升，使綠色金融規(guī)制不僅不會對產(chǎn)品產(chǎn)生擠出效應，反而增加了低碳環(huán)保產(chǎn)品市場需求； 隨著低碳技術進步，有利于扭轉綠色金融初期投入大產(chǎn)出小的不利局面，直接促進低碳全要素生產(chǎn)率增長。

我國各區(qū)域之間的發(fā)展存在顯著不平衡，上述分析涉及的因素在不同地區(qū)存在差距。（1） 綠色金融自身的發(fā)展水平呈現(xiàn)東、中、西部遞減的趨勢，導致不同區(qū)域綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的關系處于不同水平； （2） 東、中、西部地區(qū)企業(yè)的“飄綠” 和“洗綠” 程度存在差異，影響綠色金融低碳功能發(fā)揮； （3） 東、中、西部地區(qū)的低碳型產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段、企業(yè)適應低碳發(fā)展的能力以及低碳技術等差異會導致綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響在不同地區(qū)存在分化； （4） 朱蘭和郭熙保［5］指出，綠色金融標準缺乏、技術和人才支持不足、環(huán)境信息披露水平低、激勵約束機制不強等，都可能導致綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的促進作用減弱甚至抑制。而這些制約因素在東、中、西部地區(qū)差異顯著。綜上可得如下假設：

H1： 綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響具有“U” 型非線性特性。

H2： 綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型關系在東、中、西部地區(qū)出現(xiàn)分異。

2.2 非線性異質調節(jié)效應分析

一般而言，只有處于較良好發(fā)展狀態(tài)的綠色金融才能最大程度發(fā)揮“賦能” 綠色低碳經(jīng)濟發(fā)展的效能［16］。然而，這種效能的發(fā)揮程度受制于綠色金融發(fā)展的外部環(huán)境。只有在與外部環(huán)境協(xié)調耦合下，綠色金融才能最大限度實現(xiàn)低碳經(jīng)濟功能。值得注意的是，外部環(huán)境與綠色金融發(fā)展處于動態(tài)變化，因此外部環(huán)境變量與綠色金融的耦合協(xié)調水平也發(fā)生動態(tài)變化。這最終在綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響中表現(xiàn)為非線性異質調節(jié)現(xiàn)象。那么，外部環(huán)境變量的確定就顯得尤為關鍵。本文對外部環(huán)境變量的選擇邏輯為：（1） 從影響低碳全要素生產(chǎn)率的因素中選擇控制變量； （2） 結合綠色金融功能理論，分析哪些控制變量對綠色金融低碳功能的發(fā)揮產(chǎn)生制約。在低碳全要素生產(chǎn)率的控制變量方面，參考尹子擘等［16］、劉贏時等［17］的選取經(jīng)驗，本文最終選擇以下變量作為控制變量。

經(jīng)濟發(fā)展方面，Zhou 等［18］實證表明，經(jīng)濟發(fā)展水平直接影響綠色金融改善環(huán)境質量的程度。有學者從理論模型角度探討綠色金融在經(jīng)濟發(fā)達階段引入的合適性［19］。這表明，經(jīng)濟發(fā)展達到一定程度，才能促進綠色金融低碳功能的發(fā)揮。

金融監(jiān)管方面，缺乏嚴格的金融監(jiān)管可能導致大量資源流向傳統(tǒng)技術。由于技術進步具有路徑依賴，短期內(nèi)難以扭轉，投入的資源往往成為沉默成本，從而難以促進低碳全要素生產(chǎn)率提高。且企業(yè)為獲得補貼和優(yōu)惠，往往采取策略性創(chuàng)新而非實質性創(chuàng)新［20］，導致浪費大量綠色資源，阻礙企業(yè)低碳經(jīng)濟轉型，擠占生產(chǎn)性投入資金，損害經(jīng)濟增長和環(huán)境保護。因此，適度的金融監(jiān)管可更好促進綠色金融對低碳產(chǎn)業(yè)和技術創(chuàng)新的支持，有利于提高低碳全要素生產(chǎn)率。

外商直接投資（FDI）方面，F(xiàn)DI 對碳排放的影響具有復雜性，這被多項研究所證實。如有研究發(fā)現(xiàn)FDI 抑制了低碳全要素生產(chǎn)率的提升［21］，宋文飛［22］則認為FDI 可能既促進又抑制碳生產(chǎn)率。綜上，綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率存在關聯(lián)，而FDI 對其也具有相關性。因此，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響可能受到FDI 調節(jié)。

城市化方面，低碳式城市化和科學合理的城市規(guī)劃，是我國提高低碳全要素生產(chǎn)率的必由之路［23］。相關研究也揭示了在推進城市化過程中，城市化對低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響［24］。從互動的角度看，城市化和綠色金融都對低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，由計量經(jīng)濟學的知識，在不控制城市化變量的時候，就會引致城市化和和綠色金融有一個相關關系，因此城市化在綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響中也扮演一定的角色。

產(chǎn)業(yè)結構方面，綠色金融通過促進產(chǎn)業(yè)結構的轉型和升級，有利于提高低碳全要素生產(chǎn)率［2，25］。研究還指出，經(jīng)濟結構的優(yōu)化調整可以促進本地和空間關聯(lián)地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率的改善［26］。因此，產(chǎn)業(yè)結構在綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮了直接和間接的作用，具有制約作用。

低碳技術方面，綠色信貸對低碳技術進步的影響呈現(xiàn)“U” 型特征［27］，然而，低碳技術創(chuàng)新能夠促進低碳全要素生產(chǎn)率的提高［28］。因此，可推知低碳技術在綠色信貸與低碳全要素生產(chǎn)率的影響關系中發(fā)揮著調節(jié)作用。綠色信貸是我國綠色金融最重要的組成部分，所以，低碳技術也理應調節(jié)著綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率之間的關系。綜上，可得如下假設：

H3： 經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、外商直接投資、城市化水平、金融監(jiān)管、低碳技術異質調節(jié)著綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的非線性關系。

綜合上理論分析，可得如圖1 所示的邏輯分析框架。

圖1 邏輯分析框架

3 研究設計

3.1 變量選取

（1） 解釋變量： 綠色金融發(fā)展水平（gf）。采用相關研究的測度方法［16，29］，選取綠色信貸、綠色證券、綠色保險、綠色投資4 個一級指標測度，具體指標詳見表1。為消除不同計量單位帶來的誤差，采用極值法對指標數(shù)據(jù)無量綱處理。

表1 綠色金融發(fā)展水平指標體系

（2） 被解釋變量： 低碳全要素生產(chǎn)率（lctfp）。借鑒Qin 等［30］、Chung 等［31］的方法，用Slacks－Based Measure（SBM）方向性距離函數(shù)的Global Malmquist－Luenberger（GML）指數(shù)測度。其中對CO2排放量的測度借鑒田云和陳池波［32］的方法，運用碳排放系數(shù)法（見表2）計算各地區(qū)能源消費的CO2排放總量。其中，具體的投入產(chǎn)出指標說明如下： 期望產(chǎn)出為GDP（億元），非期望產(chǎn)出是前述測得的CO2排放量（萬噸），投入為資本存量（億元）、就業(yè)人數(shù)（萬人）和標準煤消耗量（萬噸）。資本存量用永續(xù)盤存法進行核算［33］。以2008年為基期進行累乘，得到低碳全要素生產(chǎn)率實際水平。所有涉及名義貨幣的變量都以2008 年為基期折算成實際值。

表2 碳排放與標準煤折算系數(shù)

（3） 控制變量。為盡量減少研究結果由遺漏變量造成偏差，根據(jù)現(xiàn)有文獻并考慮數(shù)據(jù)的可得性和質量，選擇以下變量進行分析。產(chǎn)業(yè)結構（is）用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比率表示。經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpgdp）用各省（區(qū)、市）人均GDP的對數(shù)表示。城市化率（ul）用城市人口與總人口的比率衡量。外國直接投資（fdi）用各省（區(qū)、市）GDP 中利用外資的比例衡量。金融監(jiān)管（fr）用各?。▍^(qū)、市）金融監(jiān)管支出與金融業(yè)增加值的比率表示。低碳技術創(chuàng)新（lct）用低碳全要素生產(chǎn)率分解的低碳技術進步指數(shù)代理［30］。

3.2 模型設定

為驗證H1，本文在線性面板模型基礎上加入綠色金融二次項，構建非線性面板模型，如式（1）。

其中，lctfpit、gfit、μi、λt和εit分別是低碳全要素生產(chǎn)率、綠色金融、個體固定效應、時間固定效應和隨機干擾項，向量X為一系列控制變量。

當影響低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的外部環(huán)境變量處于不同水平，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型非線性影響是否存在異質性？ 另外，雖然用加入綠色金融二次項的模型驗證兩者“U”型非線性關系，但兩者關系或許有更細致的“U”型或“N” 型特征。帶著這兩個問題，該研究以模型（1） 里的綠色金融與控制變量即外部環(huán)境變量依次作為門檻變量，構建如式（2） 所示的面板多門檻模型。

其中，qit是閾值變量，γn是具體的閾值，I（·）是示顯函數(shù)，如果滿足相應的條件，取值為1，否則為0，其他變量的含義同式（1）。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

我國綠色金融的實踐真正意義上始于2007年，但由于2008 年爆發(fā)金融危機，為排除異常事件的干擾，本文研究時間范圍定為2009 ～2022 年。數(shù)據(jù)來源包括歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局、CSMAR 數(shù)據(jù)庫、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《中國保險統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》 等。對個別缺失值，采用估計的方式進行填補。各變量的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計結果

4 實證分析

4.1 分步實證結果分析

如表4 所示，在將控制變量逐步納入模型中，可決系數(shù)不斷增大。方程的聯(lián)合參數(shù)檢驗始終通過1%的顯著性水平。綠色金融一次項系數(shù)始終顯著為負，二次項系數(shù)始終顯著為正。這表明模型總體上可行，并在一定程度上穩(wěn)健地驗證了綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率之間顯著的“U” 型非線性關系，證實了H1。然而，綠色金融一次項和二次項之間的強相關性可能會導致多重共線性，從而導致參數(shù)估計偏差。因此，本文使用門檻模型重新檢驗H1。

表4 分步估計結果

分析控制變量加入時拐點值的變化，城市化和外商直接投資加入會導致拐點值向右移動。加入其他控制變量會導致拐點值反向移動。這表明，（1） 當前我國城市化仍處于粗放擴張階段，城市化對低碳全要素生產(chǎn)率尚未表現(xiàn)促進作用。但隨著集約型新型城鎮(zhèn)化推進，促進作用有望顯現(xiàn)。我國目前環(huán)境規(guī)制強度較低，外商投資帶來一定程度的環(huán)境污染，不利于低碳全要素生產(chǎn)率的提高。但是，隨著我國環(huán)境監(jiān)管力度的加大，以及引資質量和結構的改善，這種不利局面將會得到扭轉； （2） 低碳技術進步、產(chǎn)業(yè)結構提升、金融監(jiān)管加強、經(jīng)濟發(fā)展水平提高，會促使綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的正向影響提早到來，縮短綠色金融的詛咒區(qū)間。此外，還可以提出，如果這些外部環(huán)境變量處于不同階段，它們在綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的拐點關系中如何發(fā)揮異質調節(jié)作用？ 本文通過構建面板門檻模型對此進行深入探討。

4.2 綠色金融門檻效應檢驗

綠色金融功能發(fā)揮受到外部環(huán)境變量動態(tài)變化的影響。這種動態(tài)變化趨勢在全國、東部、中部和西部地區(qū)存在顯著差異。因此，分別對全國和東、中、西部地區(qū)實施綠色金融門檻效應檢驗。表5 顯示，在1%的顯著性水平下，全國和東、中部地區(qū)通過綠色金融單門檻統(tǒng)計檢驗，西部地區(qū)通過雙門檻檢驗。與此同時，對穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗的變量也進行門檻檢驗。具體而言，（1） 綠色金融滯后1 期與主成分分析法衡量的綠色金融作為穩(wěn)健性檢驗1 與2； （2） 根據(jù)工具變量的外生性和相關性特點，選擇綠色金融的二階滯后項（gfit－2）進行內(nèi)生性檢驗1，并使用同期鄰近省（區(qū)、市）綠色金融的平均值（mcf）進行內(nèi)生性檢驗2。表5 顯示，各結果均通過穩(wěn)健性檢驗。

表5 綠色金融門檻檢驗結果

4.3 基準回歸門檻實證結果分析

為緩解異方差帶來的估計偏誤，如無特別提示，均用異方差穩(wěn)健標準差估計。基于全國估計結果可知，表6 中綠色金融系數(shù)由負轉正且均在1%水平上顯著，表明考察期內(nèi)綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的階段性“負能效應” 和“賦能效應”。具體而言，當綠色金融小于0.536，綠色金融在1%水平下顯著不利于低碳全要素生產(chǎn)率提升； 當綠色金融大于0.536，綠色金融在1%水平下顯著促進低碳全要素生產(chǎn)率的提高。另外，從穩(wěn)健性實證結果看，結論也基本一致。此外，表7 內(nèi)生性檢驗結果顯示，兩個工具變量在不同分組樣本區(qū)間內(nèi)都通過弱工具變量、過度和不可識別檢驗，證明工具變量的合理性。具體而言，內(nèi)生性檢驗1 和2 在低區(qū)間的綠色金融回歸系數(shù)都顯著為負，在高區(qū)間的估計系數(shù)都顯著為正。這充分說明在緩解內(nèi)生性問題后，基準實證結論仍然成立。

表6 基準門檻和穩(wěn)健性檢驗結果

表7 內(nèi)生性檢驗結果

綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“U” 型非線性特征，原因可能在于： （1） 在發(fā)展綠色金融早期階段，我國標準綠色金融體系、低碳產(chǎn)業(yè)統(tǒng)一認定以及綠色金融資源投向監(jiān)督與管理等方面尚未健全完善，這為企業(yè)“飄綠” 與“染綠” 行為提供廣泛施展空間，嚴重影響和制約綠色金融實現(xiàn)經(jīng)濟和碳排放“雙贏” 的功能； （2）企業(yè)在金融監(jiān)管強度較低背景下被動響應政府的低碳經(jīng)濟轉型號召，積極投入“尋租” 活動，扭曲綠色金融的功能，對生產(chǎn)活動產(chǎn)生擠兌現(xiàn)象，影響了低碳全要素生產(chǎn)率； （3） 隨著綠色金融不斷發(fā)展，上述阻礙綠色金融功能正常發(fā)揮的現(xiàn)象和因素逐漸減少，從而驅動綠色金融的低碳全要素生產(chǎn)率“賦能” 效應占主導地位。

4.4 空間異質性分析

從表6 分區(qū)域檢驗結果看，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響效應存在明顯空間差異。對東部地區(qū)，當綠色金融小于0.836，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率具有明顯積極影響。當綠色金融跨越0.836，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的驅動效果持續(xù)增強。因此，綠色金融對東部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率非線性影響具有顯著正向且邊際效率遞增特征。對中部地區(qū)，當綠色金融小于0.641，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率負向影響不顯著。當綠色金融高于0.641，綠色金融“賦能”效應開始顯著存在。因此，綠色金融對中部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著正向線性規(guī)律。對西部地區(qū)，綠色金融雙門檻值是0.325 和0.507，當綠色金融小于0.325，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著負向影響。當綠色金融跨過0.507，綠色金融“賦能” 效應由不顯著轉變?yōu)轱@著。因此，綠色金融對西部地區(qū)低碳全要素生產(chǎn)率具有顯著“倒梯型” 特征。

4.5 非線性異質調節(jié)分析

4.5.1 外部環(huán)境變量門檻效應檢驗

“U” 型非線性演化特征是否意味著綠色金融跨過門檻值就會自動促進低碳全要素生產(chǎn)率呢？以及綠色金融處于門檻值之前的低水平區(qū)間就具有“負能效應” 呢？ 綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響不僅受綠色金融自身發(fā)展的影響，更可能存在其他方面的異質調節(jié)機制。為客觀地揭示潛在異質調節(jié)效應，以期釋放綠色金融“賦能”低碳全要素生產(chǎn)率紅利，擬基于外部環(huán)境變量進一步闡釋。

表8 門檻檢驗結果和門檻值估計結果表明，低碳技術創(chuàng)新、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構以及利用外資水平具有單一門檻效應，經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化具有雙重門檻效應。這說明，經(jīng)濟發(fā)展、低碳技術、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化以及外商直接投資等地區(qū)特征要素是影響綠色金融作用效果的關鍵要素，其發(fā)展程度的不同會導致綠色金融影響效果的差異。

表8 門檻檢驗結果

4.5.2 非線性異質調節(jié)結果分析

如表9 所示，經(jīng)濟發(fā)展、低碳技術、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化和外商直接投資對綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率“U” 型非線性關系產(chǎn)生異質的顯著正向調節(jié)作用。將表6 估計結果與表9比較，可以得出以下結論。（1） “負能效應” 階段，在經(jīng)濟發(fā)展、低碳技術、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化和外商直接投資等調節(jié)下，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率負向作用普遍減弱； “賦能效應”階段，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率正向作用普遍增大。但是，變小和變大的幅度具有異質性；（2） 綠色金融“賦能” 低碳全要素生產(chǎn)率的區(qū)間所含省（區(qū)、市）增加，“負能效應” 區(qū)間所含?。▍^(qū)、市）減少。這意味著這些外部環(huán)境變量不僅能正向調節(jié)綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響，甚至還具有由負促正的明顯效果； （3） 當經(jīng)濟發(fā)展和城市化處于第一門檻區(qū)間，綠色金融有“負能效應”； 當處于第二、第三區(qū)間，綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率滿足“梅特卡夫法則”。當?shù)吞技夹g、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構和外商直接投資處于低水平區(qū)間，綠色金融有“負能效應”； 但處于高水平區(qū)間，綠色金融只具有“賦能效應”，不具有前述的“梅特卡夫法則”。

表9 不同門檻變量參數(shù)估計結果

5 結論與建議

5.1 結論

該研究重點考察綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率非線性影響效應及異質調節(jié)機制。實證發(fā)現(xiàn)：（1） 綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率有顯著“U”型非線性影響； （2） 東部綠色金融始終有“賦能效應”，滿足“梅特卡夫法則”； 中部綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率有顯著線性促進作用，負向作用不顯著； 西部綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響為顯著“倒梯型” 特征，且有“中等綠色金融發(fā)展水平陷阱”； （3） 經(jīng)濟發(fā)展、低碳技術、金融監(jiān)管、產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化和外商直接投資對綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率的“U” 型非線性關系存在異質調節(jié)效應。

5.2 對策建議

（1） 強化綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的“賦能” 效應和削弱其“負能” 效應。各地政府應加強對綠色信貸審批和投資的金融監(jiān)管，防止出現(xiàn)“洗綠” 和“尋租” 等現(xiàn)象。同時建立市場化的激勵機制，鼓勵更多金融機構積極投資低碳項目，并完善綠色證券市場的市場監(jiān)管和保持低碳信號傳遞機制的暢通，以提高綠色金融配置低碳資源的效率。還可以通過各種優(yōu)惠政策和限制性措施，鼓勵和倒逼有碳排放風險的企業(yè)投資低碳保險，并建立一個有效的低碳私募股權退出機制。同時，各地區(qū)應以綠色金融發(fā)展為契機，加快出臺差異化的低碳全要素生產(chǎn)率提升戰(zhàn)略，轉變思維拓寬低碳創(chuàng)新的投資、引資和融資渠道，盡可能加快釋放綠色金融低碳功能的溢出紅利。

（2） 與理論拐點值和最優(yōu)區(qū)間相比，現(xiàn)階段三大地區(qū)綠色金融對低碳全要素生產(chǎn)率的影響均存在明顯的提升和轉化空間。這意味著推動綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率融合的政策應具有持續(xù)性和長周期性。政府可通過加強頂層設計的導引功能，通過制定專門的綠色金融發(fā)展規(guī)劃，明確綠色金融賦能低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展的近期和遠期目標、重點任務等核心內(nèi)容，來持續(xù)引導更多的綠色金融資本高效率、廣覆蓋、高強度流入低碳創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)領域，使更多的?。▍^(qū)、市）跨過拐點步入“賦能” 區(qū)間并不斷激發(fā)綠色金融在低碳全要素生產(chǎn)率過程中的“梅特卡夫法則”。未來也應實施動態(tài)化和差異化的綠色金融與低碳全要素生產(chǎn)率協(xié)同政策，積極避免一刀切、靜態(tài)化政策。

（3） 要有效提升低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)展過程中的綠色金融“賦能效應”，現(xiàn)階段還需要在持續(xù)加快城市化進程、提升經(jīng)濟發(fā)展水平、增強金融監(jiān)管強度、提高外商投資質量和優(yōu)化引資結構，以及加強低碳技術創(chuàng)新力度和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構等方面下功夫。不同?。▍^(qū)、市）亦應根據(jù)自身發(fā)展實際，科學選擇最佳的綠色金融融合政策，進一步最大化綠色金融的低碳全要素生產(chǎn)率提升效果。因此，“十四五” 時期政府應積極推動綠色金融與上述因素的深度融合，盡可能激發(fā)低碳全要素生產(chǎn)率提高過程中綠色金融賦能的政策協(xié)同效應。