綠色金融發展的非線性經濟增長效應研究

陳曈洋 左心悅

（江蘇大學財經學院，江蘇 鎮江 212013）

一、引言

改革開放以來，我國經濟增長迅速，大力發展低碳環保的綠色經濟已經成為當前形勢所趨。習近平總書記在講話中多次強調綠色發展的重要性。綠色金融不僅可以推動生態環保建設,還可以引導社會資源流向理念、技術先進的產業或部門，在經濟結構調整和發展方式轉變關鍵時期起到重要作用。截至2018年底，我國共發行綠色債券超過2800億元，全國銀行業金融機構綠色信貸余額為8.23萬億元，綠色企業上市融資和再融資合計224.2億元，綠色金融已成為支持我國生態文明建設和綠色發展轉型的核心力量。綠色金融在經濟研究領域的影響力和關注度逐漸提高，目前有關綠色金融的學術研究主要概括為兩個方面：一是從微觀上分析綠色金融對綠色產業的積極作用以及對商業銀行財務績效的影響；二是從宏觀上分析綠色金融發展邏輯和演進路徑、政策體系的評價和完善。

二、文獻綜述

隨著相關理論不斷發展，國內外學者對綠色金融發展以及其與經濟增長間關系進行了探索，論證了綠色金融發展的重要性、綠色金融與經濟發展的關系，并針對目前所存在的結構、政策等方面的問題提出了建議。Manmohan Vyas（2017）認為，面對目前經濟發展所帶來的環境污染問題，印度應發展綠色銀行，鼓勵資助環保和可持續投資。Yao Wang(2016)從市場機制和政策兩個方面分析綠色金融在環境保護中的作用，認為綠色金融可以實現對環境風險的有效管理，實現環境資源和社會資源的優化配置。

關于綠色金融與經濟增長的實證研究。王衍行等（2013）認為在環境污染的下降速度一定時，最快的社會資產增長率取決于投向投資回報率最高的投入和治理環境污染投入的比例，并不完全取決于綠色信貸投入的比例。Josephine K.Musango（2014）利用南非定制的綜合系統動力學模型進行分析，認為綠色經濟干預措施對選定的跨部門主要指標產生了積極影響以及促進可持續地利用自然資源。寧偉，佘金花（2014）基于協整檢驗和向量誤差修正模型(VECM)研究發現，由于我國的相關體系不夠完善，從長期上看綠色金融發展會對經濟增長產生負面影響。裴育等（2018）以浙江省湖州市為例，采用PVAR模型進行研究，認為綠色信貸可以對經濟增長和綠色產業發展帶來積極作用。Sachs等(2019)提出綠色銀行和綠色債券在幫助清潔能源融資方面有一定的潛力。謝婷婷等（2019）采用動態面板的系統GMM模型實證分析，認為綠色信貸對綠色經濟增長具有明顯的正向促進作用，且主要通過提升技術進步來實現。

學者們對綠色金融及其與經濟增長聯系的研究頗豐，雖然實證分析和線性理論發展得較早，但從近幾年的研究可得出兩點：一是綠色金融與經濟增長間存在密切的關系，二是綠色金融的經濟增長效應并非簡單的線性關系。目前多數學者討論的是綠色金融發展對經濟增長單方面作用機制，針對以往未主要研究的方向，本文利用面板平滑轉換模型（PSTR），研究多因素下的經濟增長效應。

三、理論分析

（一）綠色金融對經濟增長的作用機制

1.通過完善資源配置促進經濟增長

一是綠色金融能為環保企業提供更多的發展資金，支持其研發創新，鼓勵更多的企業在環保、綠色、低碳等領域進行科技創新，促進該類企業持續發展，帶動整體經濟發展。二是降低融資成本。綠色金融相關的融資成本要低于傳統銀行的融資成本，能為綠色企業和綠色產業的綠色項目創新研發持續提供長期可供使用的較低成本。三是能夠擴寬融資渠道，緩解環保企業內部融資的約束，突破固有的融資界限，為經濟增長提供穩定的資本基礎和良好的金融環境。

2.通過調整產業結構促進經濟增長

綠色金融可以促進金融手段介入環境保護方面，從而推動經濟的綠色可持續發展。綠色債券和綠色信貸構成了綠色金融兩大主要的融資工具，它們優先支持附加值高、能耗低的產業發展，同時由于政策扶持等，使得投資者們更青睞于綠色類企業，從而環保節能型企業獲得充裕資金不斷發展壯大，這種資本流動能夠阻礙兩高一剩產業的發展，而促進環保產業發展，促進經濟高質量增長。

3.通過影響技術進步促進經濟增長

一是政府主導推動建設綠色金融體系，擁有獲取信息的優勢，可以降低各經濟主體間的交易成本。同時，金融機構基于綠色指標和盈利需要，通過擇優篩選符合要求的投資項目，提升技術水平，降低投資者搜索項目的成本。二是隨著綠色金融得到進一步重視，綠色金融工具種類豐富，能夠為不同期限的項目提供融資，降低流動性風險，相關部門鼓勵生產企業進行科技創新，幫助降低或轉移技術創新過程中的風險，使得企業在研究發展中得到一定的保護，優化社會產業結構，促進經濟增長。

四、實證分析

（一）模型構建

考慮到綠色金融的經濟增長效應可能具有非線性轉換機制，本文選擇PSTR模型進行構建，含有一個轉換函數的基本面板平滑轉換模型設定如下：

其中yit表示被解釋變量，xit表示解釋變量，g(qit;γ,c)是一個連續有界的函數，取值介于（0,1）間，εit表示隨機擾動項，γ 為＞0的斜率系數，決定轉換速度，c=（c1,…,cm），為轉換發生的位置參數,即門檻值。轉換函數通常采用邏輯函數表示：

其中γ ＞0，且c1≤c2≤…≤cm。

值得注意的是，當g(qit;γ,c)=0時,相應的模型稱為低體制(lowregime);當g(qit;γ,c)=1時稱為高體制(highregime)，轉換函數值在0與1間平滑轉換,使得模型以高低制為界在其間平滑轉換。

一般情況下，PSTR模型為包含兩個及以上的轉換模型，即：

其中j=1,2,…,r為模型所包含的轉換函數的個數。在式（3）中，xit對yit的邊際效應可以表示為：

因為gj(q(j)it;γ,c)的值在（0,1）間變動，且eit為β0和β1,β2,…,βr的加權平均值，即解釋變量xit對被解釋變量yit的邊際效應處于（β0,β1+β2+…+βr)間。

（二）變量與數據

1.數據來源

考慮到數據的可得性和樣本容量的充足性，本文選取2000—2016年我國31個省市以及自治區的面板數據資料，所有使用的數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》和各省統計年鑒以及國家統計局等。

2.變量選取

（1）被解釋變量：經濟增長（RGDP）。本文采用各省市以1993年為基期計算所得出的實際GDP同比增長率來表示經濟增長。

（2）轉換變量和解釋變量：綠色金融（GF）。本文的研究樣本是基于中國31個省市區，考慮到數據的完整性以及可獲取性，借鑒前人的普遍做法，選取各省六大高耗能產業利息支出占工業產業利息總支出的比率作為反向指標來表示。

（3）控制變量：選取影響經濟增長的因素作為控制變量。其中，國有化程度（OWN），采用規模以上國有工業企業產值與規模以上工業企業產值的比值來表示；投資（INV），采用固定資產投資占地區生產總值比重來表示；是政府規模（GOV），采用財政支出占區域生產總值的比重來表示。

分別對變量的數據匯總進行統計性描述，各變量的基本情況如表1所示：

表1 數據統計性描述

（三）模型檢驗和估計

1.模型構建

由于綠色金融發展對綠色金融本身以及對經濟增長的影響顯著，所以在本文構建的PSTR模型中，將綠色金融作為解釋變量和轉換變量，另外考慮到影響經濟增長的必要因素，還將國有化程度、投資和政府規模作為控制變量一同納入該模型中，最后設立的面板平滑轉換模型基本形式為：

2.模型檢驗

（1）序貫檢驗

首先，即檢驗假設H0：此模型為不含有異質性的線性模型，H1：此模型為至少含有一個未知參數的非線性面板平滑轉換模型。為充分檢驗模型的異質性，本文采用了沃爾德檢驗和費雪檢驗兩種方法進行檢驗，結果如表2所示。

表2 序貫檢驗結果

檢驗結果如表2所示，在5%水平下H0*通過了顯著性檢驗，并且兩種檢驗方法所得出的結果一致，即拒絕原假設，選擇面板平滑轉換模型，這表明面板數據具有明確的異質性，此結果說明綠色金融對經濟增長的非線性效應是存在的，采用綠色金融作為轉換變量估計的PSTR模型是合適的，且通過上述進一步檢驗可得出m=1為該PSTR模型中轉換函數的最優階數，即為最優位置參數為1個的非線性的PSTR模型。

（2）無剩余異質性檢驗

建立以上PSTR模型后，進一步進行無剩余異質性檢驗，其結果如表3。

表3 檢驗結果

檢驗結果如表3所示，按本次研究設定的在2.5%水平下，應接受無剩余異質性的假設，結論為最后確定了本次研究的為m=1,r=1的PSTR模型。

3.參數估計

在參數估計過程中，NLS中的數值優化通過網格搜索算法等多次迭代計算，

圖1

最后得到(γ,c)=(296.746,0.312），轉換函數g值的表達式為：

圖1中轉換函數g值的變化趨勢

結果如圖1所示，說明了綠色金融發展水平的逐步提高所引起的轉換函數g值相應的變化趨勢。結合轉換函數g值的計算結果和圖1，發現當綠色金融發展低于0.293時g(GFit;γ,c)的函數值趨于0；當綠色金融發展高于0.331時，g(GFit;γ,c)的函數值趨為1；當綠色金融發展處于（0.293,0.331）間時，g(GFit;γ,c)的函數值在0至1之間平滑轉換。

模型的參數估計結果如表4所示：

表4 參數估計結果

根據表4中參數估計結果可得出，在1%水平下，β01，β11和β04通過了顯著性檢驗，在5%水平下，β03通過了顯著性檢驗，此結果說明綠色金融發展的非線性經濟增長效應是存在的。

（四）邊際效應分析

將得到的相關估計值帶入式（4）中，進行邊際效應分析，通過計算得到各省份每年的綠色金融對經濟增長的邊際效應估計值序列并作圖，如圖2所示。

圖2 綠色金融偏效應系數估計值變化趨勢

結合計算結果來看，當綠色金融低于0.79時，金融發展邊際效應系數估計值為負，即對經濟增長無促進作用；當綠色金融在0.79與1.13之間時，綠色金融的邊際效應系數從負值變為正值，并上升到最高值，此時綠色金融對經濟增長的積極效應顯著，并且隨著綠色金融的提高其對經濟增長的促進作用也在相應增強；當在1.13和1.87之間時，綠色金融邊際效應系數估計值由最高點再下落，此時綠色金融對經濟增長仍產生促進效應，但效應逐步減弱；當綠色金融高于1.87時，此時綠色金融邊際效應估計值逐漸趨于平穩且維持在較低水平，效應趨向穩定。

五、結論和建議

綠色金融對經濟增長為非線性效應，與實際相符。綜合理論和實證分析可看出，綠色金融的經濟增長效應具有規模性，即在初步發展階段，綠色金融對經濟增長的促進效應快速增強，當達到一定的水平后，根據邊際效應分析可知，綠色金融的經濟增長促進作用會逐漸下降，但并不會低至阻礙水平，即會落到一個新的相對穩定的平衡狀態。我國綠色金融市場正逐步完善，金融機構在以利潤最大化為經營目標的同時注重高質量可持續發展，更多的高科技綠色企業得到了發展所需的資金支持，綠色金融發展將對經濟增長產生促進作用。

綠色增長是未來全球經濟增長的方向，通過分析可看出，綠色金融的發展對經濟增長具有重要的積極意義，所以針對發展綠色金融，提出以下建議：

第一，建全支持高科技環保產業發展的激勵機制。節能環保產業是目前我國經濟保持高質量增長的重中之重。因此要想綠色金融良好發展則需要建立與此相對應較優的綠色市場環境，應鼓勵高科技企業創新，通過發揮綠色信貸的差別對待，引導資金流入節能環保的綠色產業，對這類企業的可持續穩定發展提供支持和幫助，建立完整的激勵機制，實現綠色發展。

第二，加強綠色金融國際間合作。綠色發展是全球各國的一致目標，因此我國應積極參與國際上各類綠色融資項目，充分把握“一帶一路”的倡議機遇，更多地參與國際綠色金融相關領域上的研究和探討，吸取實踐經驗，并加強與周邊各國和地區的綠色合作。

第三，鼓勵綠色金融產品升級和服務創新。在繼續促進綠色金融發展水平提高的同時應尋求其高質量發展，即在綠色金融發展中避免低水平的簡單模仿，增強綠色金融的商業可持續性，避免金融工具單一化使得綠色金融市場化程度不高，應不斷創新綠色債券、綠色股票、綠色保險市場發展，盡力將目前的大數據、“互聯網+”等技術融入到綠色金融工具中，增強其時代性和先進性。