金融深化對綠色發展的門檻效應分析

劉耀彬+胡凱川+喻群

摘要 在綠色發展的過程中，金融作為現代經濟體系中必不可少的一環正扮演著越來越重要的角色。從一般的理論認知和實踐而言，可從金融的深化和廣化兩個角度來看待金融發展。相對金融廣化而言，金融深化更能體現金融對于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過程，它通過引導投資邊際收益率促進綠色發展的效率，進而影響整個綠色經濟系統的全要素生產率。本文通過構建一個經濟內生增長模型來檢驗金融深化對綠色發展的影響效應，以2003—2014年中國280個地級單元的面板數據為樣本，采用面板門檻模型分析其內在作用的非對稱性。結果表明：① 模型推導發現，金融深化作用在不同生產部門所占份額的配置未達到最優時，金融深化對綠色發展存在門檻效應，即金融深化對綠色發展作用存在可能的非對稱性；否則，二者以近似對數函數的關系相互作用。②實證發現，金融深化對綠色發展在中國地級層面存在一重門檻效應，似然比檢驗結果表明該門檻效應在1%的臨界值下顯著，并且其門檻值大小為0.635 5，門限回歸結果顯示金融深化對綠色發展在門限值前后的偏效應系數分別為-0.056 8和0.129 9，說明中國金融深化與綠色發展的關系呈現庫茲涅茨曲線的倒U形形狀。③穩健性檢驗發現，控制變量對金融深化導致的綠色發展門檻效應的擾動僅體現在P值的變化范圍之內且變化幅度較小，門限值的大小及置信區間不會發生明顯變化，反映中國金融深化與綠色發展的關系結構依然穩健。顯然，應當大力推進金融深化過程，突破“門檻效應”的制約，充分發揮金融深化對資本的配置效應，從而推動中國綠色發展進程。

關鍵詞 金融深化；綠色發展；面板門檻模型；穩健性檢驗

中圖分類號 F062.2

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）09-0205-07DOI：10.12062/cpre.20170366

隨著生態環境對經濟增長的約束效應愈發明顯，綠色發展已成為許多國家和地區經濟發展的主導理念。因此，綠色發展水平影響因素的研究逐步成為學者們關注的焦點[1]。事實上，國內外很多學者早就關注了綠色發展問題，綠色發展是怎樣發展，其狀態和水平怎樣評估以及哪些因素影響綠色發展等，這些主題正成為學者們關注的焦點，在綠色發展過程中，除了經濟增長、居民綠色意識以及環境政策等眾多影響因素中，由于金融具有強大的資源配置能力使其成為現代經濟系統中不可或缺的一部分[2]。由此，金融發展如何影響綠色發展水平以及通過什么途徑來影響綠色發展過程正引起了一些學者的濃厚興趣，如Cowan指出綠色金融主要指采用綠色經濟資金融通來解決經濟可持續發展與金融的融合[3]；李中認為綠色金融可以影響資金流動并導致風險，由此從綠色金融如何防范環境風險的作用四個方面闡述了綠色金融對于中國綠色發展的作用[4]；黃建歡和呂海龍指出金融主要通過資本支持、資本配置、企業監督和綠色金融四種效應對綠色發展水平產生影響[5]。

一般而言，可以從金融深化和金融廣化兩個方面來看待金融發展[6-7]。相對金融廣化，金融深化更能體現金融對于資本的配置功能和金融體系不斷完善的過程，它主要表現在經濟的發展通過儲蓄、投資、就業、收入分配等效應不斷促進金融業的發展，這種良性循環進而持續推動經濟增長的過程[7-8]。盡管有學者提出金融配置效應對綠色發展的影響作用問題[5]，但是更多的文獻依然集中在金融深化如何影響碳排放上面：如顧洪梅和何彬建立PVAR模型研究了中國區域金融發展與碳排放之間的動態關系，發現區域金融發展的深化對人均碳排放具有顯著的抑制作用[9]；陳碧瓊和張梁梁運用空間系統GMM方法發現，我國碳排放和金融效率存在顯著的空間相關性[10]；嚴成樑和李濤等構建了一個包含金融發展、 創新和二氧化碳排放的內生增長模型考察了金融發展對二氧化碳強度的影響，發現金融發展與二氧化碳強度之間存在倒U 型關系[11]。事實上，相對于金融廣化而言，金融深化對投資的導向性作用可以更有效地促使資本從高污染、高能耗的產業流向高新技術和綠色化產業，引導儲蓄轉化為綠色投資，進而提高企業對資源的利用技術。同時，金融深化還可以促使金融體系的不斷完善而發揮金融機構對企業生產行為的監督效應，減少企業生產對環境系統產生的負外部性，從而促進區域的綠色發展水平的提升[5]。盡管金融深化會不斷優化資源配置，但是這種優化作用并不總是維持線性變化的，在特定情況下會出現“非對稱性”現象。如Saint和Paul認為金融發展和經濟增長之間存在雙重均衡。因此，對于金融產業來說，就可能存在一個最優發展規模[12]。顯然，這個最優規模的存在必將影響到綠色發展系統，產生綠色發展狀態的“非對稱性”。Acemoglu和Zilibotti認為高回報率與投資項目是密不可分，且投資項目有一個最小規模的要求。因此，企業不得不通過金融部門的融資來達到這個門檻[13]，正因為這個門檻效應的存在使得金融深化對綠色發展的作用并“非對稱”。

鑒于考慮金融深化對綠色發展可能存在的“非對稱性”假設考慮，本文通過在理論上構建一個兩部門的內生增長模型，來討論金融深化對綠色發展的“門檻效應”存在的可能性，并以中國280個地級市2003—2014年的面板數據為樣本，實證檢驗中國各地級市層面的“門檻效應”及其條件，由此提出相關政策建議。

1 模型方法與數據來源

1.1 理論模型

為了證實金融深化對于綠色發展水平門檻效應存在的可能性，本部分將通過內生增長分析框架來說明。假設一般消費者服從CARR形式的效用函數：

其中，ρ是主觀折現率，eρt是主觀折現因子，反應消費者對未來消費的重視程度，θ為邊際效用彈性，同時將人口總數L標準化為1。綠色發展主要包括實現經濟增長與資源消耗與污染物排放之間的“脫鉤”和綠色增長促進綠色財富的積累和綠色福利的提升兩大方面[1]。根據此綠色發展含義，本文主要從實現經濟增長低污染物排放的視角考慮，運用單位污染物所換來的產出作為綠色發展的代理變量，并將此變量記為YG，在含有污染物排放要素的生產函數兩邊同時除以污染物排放P的得到關于綠色發展的生產函數[14]：endprint

uY表示參與產品生產的勞動力份額，N為生產所投入的自然資源，P為污染排放且P=μN，同時滿足μ，>0。

假設儲蓄并不能完全轉化為有效投資而是與儲蓄投資轉化效率B有關，因此，投資的狀態方程可以寫成以下形式：

其中，δ1為資本的折舊率。

技術研發部門產品的增量可寫成下面的狀態方程：

χ為技術研發部門的生產效率且其值大于0，uA為技術研發部門所占用的勞動力比重，F為金融深化變量，τ、0、ν均為大于0小于1的參數，為各要素在生產中所占份額。

根據Mackinnom等的金融深化理論可知，金融深化的過程將使得投資儲蓄的轉化效率有效提升，因此，在L Arnold和U Walz提出的銀行生產函數的基礎上[15]，將其狀態方程改為：其中，η為銀行存貸部門的生產效率且其值大于0，uB為銀行從業人員在勞動力中所占比重，ε、ψ、ω均為大于0小于1的參數。

資源存量的狀態方程為：S·=VS-N（6）

S為自然資源存量，V為自然資源的可再生率，N為自然資源的消耗量。

借鑒R Lucas的思路，將人力資源的狀態方程設置為：

φ為人力資本的利用效率，δ2為人力資本的折舊率。

記g*.為各變量的穩態增長率，根據（1）—（7）構建Hamiliton函數，運用動態最優化方法求均衡解，并結合穩態定義可得：

根據g*A、g*B的定義并結合（8b）和（4）、（5）兩式整理后可得：

從（9）式中可以看出，金融深化作用主要通過促進技術進步即（9）式總的第一項，和拉動投資儲蓄轉化率即（9）式中的第二項影響綠色發展的穩態增長路徑即g*Yc，且由于0<ν<1，0<ω<1，說明金融深化F對于綠色發展的穩態增長路徑的作用是非線性的，也就意味著金融深化對綠色發展作用存在可能的非對稱性。同時，從（9）式中可以發現，綠色發展的變化會受到人力資本和自然資源消耗的影響，說明金融深化與綠色發展之間是有條件的非對稱性關系。

進一步地，為了研究金融深化對綠色發展的偏效應，關于本文核心變量F對（9）式求偏導數可得：

根據函數取極值的一階條件，令（10）式為0。首先，設ν<ω，并且由于式中各參數均為不為0的正數，將（10）式整理后可得：

下面將分成方程（11）是否存在正實根，即門檻值是否存在兩種情況討論。

情況一：因為模型各參數均為正，所以（11）式右邊為負；且ω、ν均為大于0小于1的參數，所以-1<ω-ν<1。因為任意位于-1至1之間的數均可以表示成一個真分數的形式，所以，當分子為偶數時，根據冪函數的性質，方程（11）存在正實根，即存在多組ω、ν使得g*Yc關于F的函數在正實數域存在駐點，表明金融深化對綠色發展的影響可能存在門檻效應。

若ω、ν可以使方程（11）存在正實數解，此解可以寫為如下形式：

為了進一步判斷形如（12）式的解是否是門檻值，對（10）求二階導數可得：

將（12）式代入（13）式可得：

由于0<β<1，0<ν<1，0<ω<1，在定義域內（14）式的取值恒不為0，因此，在F到達（12）式代表的值前后，F關于g*Yc的變化率是不同的，根據門檻效應的定義，形如（12）式的解是門檻值，說明金融深化與綠色發展的關系可能存在有偏的庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

情況二：因方程（11）右邊為負，當可以表示ω-ν取值的真分數分子為奇數，將可能使得方程（11）的解為虛根或存在負實根，此類解不具有經濟含義，即金融深化對綠色發展不存在門檻效應。且從（9）式中可以看出，此時金融深化將以近似指數函數的形式推動綠色發展水平的提升。

綜上所述，金融深化對于綠色發展是否存在門檻效應，取決于ν、ω的取值，即金融深化作用在技術生產部門和金融銀行部門的生產中所占份額的大小。若ν、ω的取值使得方程（11）存在正實根，則金融深化對綠色發展存在門檻效應；若ν、ω的取值使得方程（11）無正實根，則金融深化對綠色發展沒有門檻效應，金融深化會通過技術進步和投資儲蓄轉化率的提升以近似指數形式作用于綠色發展。因此，金融深化在不同生產部門之間份額的分配存在著最優比例的問題，若比例得當則金融深化將始終促進綠色發展，否則可能出現門檻效應，且這種最優比例和非最優比例均不唯一。這一結論與SaintPaul的金融發展與經濟增長之間的“雙重均衡”理論類似[12]。

同時需要指出的是，這種“門檻效應”的討論依賴于模型本身的形式和參數的設定，若模型形式和參數發生變化，門檻效應存在性的討論也會發生改變。

1.2 計量模型的設定

為了研究金融深化水平的不同階段對綠色發展水平影響的數量上的具體關系，本部分將通過Hansen的面板門限模型分析金融深化對綠色發展的影響以及可能存在的門檻效應。

首先，記為綠色發展水平，表示第i個城市在第t期的綠色發展水平，為模型中的被解釋變量，以單位污染物排放換來的GDP作為其代理變量；記金融深化水平作為核心解釋變量，本文選取King和Levine使用的代理變量地區金融機構貸款余額與地區GDP的比值作為本文研究金融深化的指標[16]；其余控制變量首先應當考慮理論模型中所探討的影響金融深化門檻值的人力資本因素，同時，從（9）式中發現能源消耗也會對綠色發展水平產生影響，因此，將能源消耗也作為控制變量處理。為了更好地控制其他影響綠色發展的因素，將產業結構、環境規制、 fdi作為控制變量加入模型[17]。因此，一重門檻模型可寫為：

αit為個體效應向量，控制變量向量Xit則主要包括：人力資本、能源消耗、產業結構、環境規制、 fdi；μit表示隨機擾動項，I（·）為指示函數，當小括號內條件得到滿足時函數值取1，否則，函數值取0，括號中的γ為待估計的門檻值。多重門檻模型可以此類推。endprint

1.3 數據來源

本文以2003—2014年中國280個地級市建立面板數據樣本。為了凸顯不同區域之間的區域差異特征，本文選取樣本城市分別來自于中國的東部、中部和西部（受數據來源限制不包括西藏、香港、澳門、臺灣地區）。本文所有數據均依據中國城市統計年鑒整理計算而得。

依據以上理論推導所闡釋，本文采用經濟增長的綠色化度即單位污染所創造的GDP表示綠色發展，鑒于中國70%的工業污染物為二氧化硫排放[18]，實證部分將采用GDP和工業二氧化硫排放的比值作為核心被解釋變量。

控制變量中人力資本的衡量在實證中通常因數據的易得性而采用受教育年限法[19]，參考此方法，本文以接受過大專以上教育的人口占總人口的比重作為代理變量，記為humanit；而能源消耗、產業結構、環境規制強度和fdi代理變量的選擇采用《中國綠色發展指數報告2014》中關于工業聚集和綠色發展的研究中的做法：能源消耗以工業用電量和工業GDP的比值為代理變量，記為electricit；產業結構以第三產業產值占GDP的比重來衡量，記為percit；環境規制強度采用工業二氧化硫去除量和工業二氧化硫排放量來衡量，記為regulatit，fdi以外商投資額與工業GDP的比值為代理變量，記為fdiit[18]。

對以上指標進行簡單地描述性統計（見表1），可以發現：①數據相對比較穩定；②離差幅度不大，表明數據波動不顯著。

2 實證研究

2.1 數據的初步觀察

為了探究在中國地級城市層面金融深化對綠色發展水平的“非對稱性”關系，本部分將通過統計數據，初步觀察金融深化與綠色發展水平的相關關系。將金融深化和綠色發展水平相關數據繪制成散點圖（見圖1）。從圖1中不難發現，當金融深化指標達到1附近時，金融深化與綠色發展有很明顯的正相關關系，而在1以前，散點呈現無規則的堆積分布，說明在這種狀態下，金融深化與綠色發展并沒有顯著的線性相關關系。可見，需要通過進一步數據分析來揭示其內在的不確定性關系。

2.2 門檻檢驗

為了對金融深化對綠色發展水平是否存在門檻效應

進行研究，首先需要確定門檻變量及其可能的門檻數量，以此確定模型的形式。選擇金融深化作為門檻變量，而確定門檻數量的主要方法是采用似然比檢驗，其中，一重門檻檢驗的原假設H0：β1=β2，備擇假設為H1：β1≠β2 ；雙重門檻檢驗的原假設為H0：γ1=γ2，備擇假設為H1：γ1≠γ2，F統計量分別為F1=s0-s1（γ^）σ2，F2=s1（γ^1）-s1（γ^2）σ2。利用實證數據和Stata 12.0軟件可以得出F統計量值和p值，具體值見表2。

從表2中可以看出，金融單一門檻效應F值為9.873 4，在1%的臨界值下顯著，二重門檻效應F值僅為0.000 1，十分不顯著。因此，可以認為金融對綠色發展存在單一門檻效應，因此，本文采用單一門檻模型。門檻值的估計主要對門檻變量的取值進行排序然后選擇能使得殘差平方和最小的值，即[20]：

γ^=argminS1（γ）（16）

借助Stata軟件，算出門檻的估計值為0.635 5，門檻值95%的置信區間為[0.635 5，0.635 9]。似然比函數圖像有助于體現置信區間的構造過程（見圖2）。門檻值將金融對綠色發展的作用區分兩個階段，顯示在地級層面中國金融深化與綠色發展的關系呈現庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

2.3 門限回歸

為了檢驗控制變量對于金融深化對綠色發展門檻效應的擾動，分別將finance*it、human*it、elcetric*it、perc*it、regulat*it、 fdi*it這幾個變量加入模型進行6組回歸分析（見表3）。為了避免回歸中可能存在的異方差問題，本文采用FGLS方法進行回歸。

從表3可以發現，觀察6組回歸的偏效應系數發現，金融深化對綠色發展都呈現倒“U型”庫茲涅茨曲線的關系。進一步地，當金融深化水平超過門檻值時，金融深化水平對于綠色發展水平的邊際影響始終為正，其值分別為0.129 9、0.108 9、0.101 2、0.092 6、0.087 9、0.087 2、0.091 3、0.091 3，且該參數的t值水平始終在1%顯著水平下顯著；當超過門檻值時，金融深化水平對于綠色發展水平有較為顯著的推進效果，加快金融產業的發展有助于提高當地綠色發展總體水平。而在門檻值以下，即其值小于0.758 8時，其邊際作用小于0，但其t值除了在最后一組回歸中在5%的顯著水平下，并且其余都不顯著，這說明當金融深化水平未達到門檻值之前，其對綠色發展的推動作用不顯著，金融深化對于推動綠色化發展的作用十分有限。該數據分析進一步說明了金融深化對綠色發展存在“非對稱”的現象。另外，觀察偏效應系數發現人力資本水平對綠色發展的邊際作用很大，且其t值始終在5%的置信水平下顯著，說明人力資本對于綠色發展的推動作用明顯。

2.4 穩健性檢驗

為了進一步探究金融深化對綠色發展門檻是否穩健，本節將通過逐步加入各個控制變量分別估計金融深化門檻值的大小及其顯著性，從而研究控制變量對這一門檻的影響，估計和檢驗結果見表4。從表4觀察可知，不同控制變量組合主要對門檻值的顯著性即P值產生影響，但影響不大，僅在加入產業結構和環境規制變量時，金融深化對綠色發展的門檻在5%的顯著水平下顯著，其余控制變量組合均在1%的顯著性水平下顯著，說明金融深化對綠色發展的門檻效應較為顯著，且十分穩健，控制變量對其擾動性不大。

3 結論與政策啟示

3.1 主要結論

通過構建一個經濟內生增長模型來檢驗金融深化對綠色發展的影響效應，以2003—2014年中國280個地級單元的面板數據為樣本，采用面板門檻模型分析其內在作用的非對稱性。通過模型分析和實證得出了以下結論：endprint

（1）模型推導發現金融深化對綠色發展作用存在“非對稱性”，即所謂數據表現上的門檻效應。進一步討論發展，門檻效應是否存在與金融深化作用在不同生產部門中所占的份額大小有關，即金融深化在不同生產部門中的分配存在著“最優比例”的問題。

（2）采用中國280個地級市的面板數據實證分析發現，金融深化對綠色發展的門檻效應確實存在，其平均約為0.635 5，這說明當金融深化水平沒有達到這一門檻值之前，金融深化對綠色發展的推進作用并不顯著，而當金融深化水平超越這一門檻值時，金融深化將顯著推動綠色發展，說明中國金融深化與綠色發展的關系呈現庫茲涅茨曲線的倒“U型”形狀。

（3）通過門檻方程的穩健性檢驗發現，控制變量對金融深化對綠色發展作用的門檻效用的擾動不大，這一門檻效應的檢驗始終顯著，說明金融深化對綠色發展的門檻效應在中國地級面板中是穩健的?？梢?，金融深化作用在中國各地級市各生產部門中作用的比例并未達到最佳的狀態。

3.2 政策啟示

（1）由于金融深化對資源的配置會產生門檻效應，因此，應當大力發展金融產業，完善金融體系，加速金融深化的過程，使金融深化對資源的配置作用突破門檻效應的制約。

（2）由于金融深化對綠色發展門檻效應的出現與金融深化作用在不同生產部門所占份額有關，故應當合理規劃產業結構，特別是應當重視技術研發部門和金融創新部門等創新部門的發展，從而避免金融深化對綠色發展出現門檻效應。

（3）從本文的實證結果上看，發現科技創新對綠色發展的偏效應較大，說明科技創新對綠色發展的推動很顯著。因此，各地區應當進一步加大對科技創新的投入力度。

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