長江經濟帶綠色金融對經濟高質量發展的影響

潘海英，張 倩

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100；2.江蘇長江保護與高質量發展研究基地，江蘇 南京 211100；3.長江保護與綠色發展研究院，江蘇 南京 210098)

改革開放以來，依托豐富的自然資源，借力迅猛發展的科技以及適時有效的政府引導，我國經濟實現了持續、高速增長，但同時也面臨著資源過度利用、環境污染嚴重等問題。在經濟結構轉型期，我國經濟增長數量與質量之間不平衡、不協調的態勢越發凸顯并引起了各級政府的密切關注。黨的十七大、十八大和十八屆三中全會均提出通過轉變經濟發展方式來提升經濟發展質量，強調經濟增長應注重生態性、長期性和可持續性。2017年10月，習近平總書記在十九大報告中進一步作出“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”的重要論斷。2018年中央經濟工作會議則對全面推進經濟高質量發展作出了戰略部署。因此，如何提升經濟發展質量和效益已成為當下和未來較長時期我國經濟社會領域亟待研究的重大課題。

本文基于金融發展理論，嘗試從綠色金融視角對經濟高質量發展展開研究。在經濟高質量轉型過程中，綠色金融通過引導資金合理配置，助力傳統產業綠色化轉型以維持環境資源存量，同時通過加大對綠色產業的投資以提升環境效益。自《關于運用綠色信貸促進環保工作的通知》發布以來，我國綠色金融發展以政策為導向，不斷推進經濟社會全面綠色轉型，現階段頂層設計已逐步落地并取得顯著成效。根據Wind數據庫數據，截至2021年6月，我國21家主要銀行綠色信貸規模達12.5萬億元，48家基金公司發行了111只泛ESG公募基金，試點碳市場累計配額交易量4.8億t。由此可見，我國綠色金融致力于緩解企業融資約束、減少環境污染，是新時期實現經濟高質量發展的重要手段。

面對經濟高質量發展新要求，我國重提長江經濟帶發展戰略，著力打造長江經濟帶這一新的經濟支撐點，該戰略布局將對改善東中西部合作互動格局、引領生態文明建設、轉變經濟增長動能和推動全國經濟提質增效具有重要意義。因此，本文以長江經濟帶為研究對象，考察綠色金融對經濟高質量發展效應，為實現長江經濟帶經濟高質量發展提供理論依據，并為其他地區乃至全國經濟發展質量的提升拓寬新的思路。

1 文獻綜述

經濟高質量發展是能夠更好滿足人民不斷增長的真實需要的經濟發展方式、結構和動力狀態[1]。目前，圍繞如何推動經濟高質量發展的研究成果逐漸豐富且不斷深化，眾多學者主要從政府作用[2]、城鎮化[3]、技術創新[4]、環境規制[5]、產業集聚[6]、財政支出[7]和人力資本[8]等視角對此展開研究。基于金融在經濟發展中的核心作用并隨著經濟高質量發展戰略的提出，部分學者突破了已有金融與經濟發展領域的研究范疇，轉而關注金融與經濟高質量發展的關系且在研究中與時俱進地引入科技金融、數字金融、綠色金融等概念，進一步拓寬了經濟高質量發展的研究邊界[9-11]。

近些年來，綠色金融的經濟效應引發了學術界的廣泛關注。微觀層面上，已有研究主要聚焦于綠色信貸對企業投融資[12]、財務績效[13]、綠色技術創新[10]和社會責任[14-15]的影響。宏觀層面上，學者們開始關注綠色金融與經濟高質量發展之間的關系并形成了以下3種觀點：①綠色金融有助于推進經濟高質量發展，主要表現為綠色金融在緩解融資約束、推動產業結構升級，以及提升環境和社會績效等方面的貢獻[16-18]。王遙等[18]基于我國金融發展特征構建包含銀行部門的DSGE模型，探討了綠色信貸政策在提升經濟總量、優化經濟結構等方面發揮的作用，同時證明了推行綠色信貸政策有助于實現經濟發展與環境保護的協同共贏。②綠色金融在一定程度上阻礙了經濟發展質量的提升，主要表現為缺乏對綠色項目的有效甄別和監督，進一步導致資本配置效率低下。寧偉等[19]研究發現綠色金融對宏觀經濟增長存在抑制作用，從深層次發現并揭示了早期我國綠色金融內在的資源錯配現象。③綠色金融與經濟發展質量之間呈非線性關系，不同階段的綠色金融對經濟發展質量的影響有所不同，具體表現為發展初期綠色金融擠占了實體經濟的生產性資金，不利于經濟發展質量的提升，但長期來看，綠色金融的規模效應有助于提升綠色技術創新效率，進而不斷增強經濟高質量發展效應[20-21]。綜上，已有研究側重于分析綠色金融的微觀經濟后果，圍繞綠色金融對經濟高質量發展效應的研究結論也存在分歧。同時，綠色金融作為金融創新產品之一，由市場還是政府主導尚未定論，且現有文獻缺乏市場機制、政府干預等經驗數據支撐。此外，有些文獻分析了綠色技術創新的中介效應，但未能充分討論技術創新的異質性作用，而對該異質性傳導機制的探討有助于更深層次地剖析綠色金融對經濟高質量發展的作用路徑。

基于此，本文在考察綠色金融對經濟高質量發展影響效應的基礎上，圍繞市場化、政府干預的調節作用以及異質性技術創新的中介效應展開分析。

2 理論分析與研究假設

在綠色金融發展初期，長江經濟帶綠色信貸占比較低，供給端資金保障不足，且由于信息不對稱問題的存在，金融機構傾向于為大型企業分配資源，而作為提升經濟發展質量中堅力量的中小企業則難以籌措到綠色資金，由此所導致的綠色資金供給失衡與錯配限制了企業綠色技術創新的開展。從需求端來看，早期長江經濟帶產業多為資源和勞動力密集型，對經濟高質量發展關注度較低，綠色金融的成本負向效應抑制了經濟發展質量的提升。隨著長江大保護戰略的提出，政府先后出臺相關政策，積極推進綠色金融改革創新建設，使得長江經濟帶綠色金融發展水平不斷提高，綠色信貸等金融產品為綠色項目融通資金的效率也隨之提升，有助于解決資金供給與需求的匹配性問題，降低企業綠色發展的成本，進而促進經濟高質量發展。據此，本文提出以下假設：

假設1綠色金融與經濟高質量發展之間的關系呈“U”型，即初期經濟發展質量隨著綠色金融發展水平的提升而下降；超過某一閾值時，綠色金融發展水平的提升對經濟發展質量具有促進作用。

樊綱等[22]指出，市場化包含了經濟、社會和法律等層面的變革。近年來長江經濟帶市場化水平不斷提高，經濟秩序更為完善，有助于適應經濟發展新要求，進而增進經濟高質量發展內生動力。當綠色金融發展水平較低時，市場機制與綠色金融市場不相匹配，在一定程度上降低了資金融通效率，不利于激發企業綠色發展的動力，無法推動經濟高質量發展；隨著綠色金融發展水平的不斷提升，長江經濟帶公開透明的市場競爭環境能有效降低企業融資成本，形成良性競爭氛圍，增進綠色技術創新并提高企業風險管理水平，進而提升經濟發展質量。

經濟高質量發展戰略的提出促使長江經濟帶地方政府大力推進相關政策法規建設，健全環境監管體系，不斷增強綠色金融市場流動性，提高企業、金融機構和個人等不同主體的積極性。當綠色金融發展水平較低時，綠色金融發展所需資金來源僅憑市場力量難以為繼，政府干預可能會產生金融市場扭曲，進一步滋生尋租和腐敗行為，從而導致經濟發展質量的下降；隨著綠色金融發展水平的不斷提高，政府“有形之手”可以促進綠色金融市場更穩健更透明，有效緩解綠色金融市場的信息不對稱現象，實現綠色金融資源的科學合理配置，此時綠色金融對經濟高質量發展的促進效應進一步增強。據此，本文提出以下假設：

假設2市場化、政府干預對綠色金融的經濟高質量發展效應均存在正向調節作用，即強化了綠色金融與經濟高質量發展之間的“U”型關系。

內生增長理論認為技術創新是經濟可持續增長的重要源泉，而金融體系能為技術創新提供資金支持，進而為經濟高質量發展注入持久動力。帶有環境約束的經濟增長理論認為技術創新具有一定的特征和偏好[23]。根據不同的發展目標，技術創新分為傳統技術創新和綠色技術創新兩類[24-25]。

長江經濟帶作為我國最重要的工業走廊之一，節能減排壓力倒逼企業采取綠色技術創新。由于綠色技術創新具有高風險、正外部性、公共產品和信息不對稱的特征，企業綠色技術創新受到較強的融資約束，傳統金融無法滿足其融資需求，需要綠色金融提供與之相匹配的資金供給。當綠色金融發展水平較低時，長江經濟帶綠色技術創新效率不斷下降，進而無法發揮綠色技術創新對環境保護的正向效應，不利于經濟高質量發展；隨著綠色金融發展水平的不斷提高，長江經濟帶大力發展綠色經濟，為環保產業提供更多的綠色發展資金，進一步激發企業采取綠色技術創新的動力，進而實現經濟與生態的協同演進。

綠色金融的快速發展有助于緩解企業融資約束并增加研發投入，進而提升技術創新水平。在研發資金的配置上，相較于具有高風險、長周期特征的綠色技術創新，長江經濟帶中游地區主要依賴于重工業拉動經濟發展，可能會將部分綠色資金投入到傳統技術創新中以獲取更高利潤。但傳統技術創新以提高生產效率為目標，在追逐經濟效益的過程中可能會消耗大量稀缺資源且容易形成新的污染源，不利于提升經濟發展質量。因此，當綠色金融發展水平較低時，傳統技術創新水平也隨之降低，削弱了綠色金融對經濟高質量發展的抑制效應；當綠色金融發展水平較高時，傳統技術創新水平對環境污染的負向作用逐漸凸顯，在一定程度上抑制了綠色金融對經濟高質量發展的正向效應。據此，本文提出以下假設：

假設3綠色技術創新在綠色金融與經濟高質量發展之間發揮中介作用，而傳統技術創新在一定程度上掩蓋了綠色金融對經濟高質量發展的真實作用。

3 研究設計

3.1 變量選取與數據來源

a.被解釋變量：經濟高質量發展(G)。為更好地把握經濟發展方式的轉變，借鑒上官緒明等[26]的做法，選用綠色全要素生產率來衡量經濟高質量發展。目前學界一般選用DEA或SBM模型測算綠色全要素生產率，其中DEA模型要求投入、產出按相同比例變化，假設條件較為苛刻且在處理非期望產出時存在一定偏差；以SBM模型為代表的非徑向模型允許投入、產出自由變化，但損失了原始比例信息。為克服上述缺陷，選用Tone等[27]提出的EBM模型來測算綠色全要素生產率。在投入、產出指標的選取方面，考慮到經濟發展與能源消耗的矛盾日益突出，選取勞動力、資本和能源作為投入指標，以地區GDP、CO2排放量分別作為期望、非期望產出指標。其中，勞動力、能源投入分別采用各省(市)年末就業人數、能源消費總量來衡量；資本投入采用永續盤存法計算得到的資本存量來表示；對于CO2排放量，借鑒陶長琪等[28]的做法，利用各省(市)能源消費量乘以二氧化碳排放系數進行測算。

b.核心解釋變量：綠色金融(F)。本文在已有研究的基礎上兼顧數據可得性，從綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險、碳金融5個維度構建綠色金融指標體系。具體來說，綠色信貸以綠色信貸余額、六大高耗能工業產業利息支出來衡量；綠色證券選取六大高耗能行業總市值，以及環保企業總市值來表示；綠色投資、綠色保險分別以污染治理投資額、上市險種數量來反映；碳金融采用碳排放量與貸款余額的比值來度量，其中碳排放量基于IPCC提出的計算方法來測算。同時，為避免主觀因素帶來的偏差，采用熵值法確定各指標權重，進而測算各省(市)的綠色金融發展水平。

c.調節變量。選取市場化(M)、政府干預(Z)作為調節變量。其中，2010—2016年的市場化水平采用王小魯等[29]測算的市場化指數來衡量，2017—2019年的市場化水平以非國有企業占工業總產值比重為基礎進行調整和估算。關于政府干預的度量，借鑒羅富政等[30]的研究成果，采用地區財政支出占GDP的比重表示。

d.控制變量：①城鎮化(U)，用城鎮人口占總人口的比重表示；②產業結構(I)，借鑒徐德云[31]的做法，采用各產業產值所占比重的加權平均值表示；③對外開放(O)，采用進出口總額占地區GDP比重來衡量；④人力資本(E)，采用平均受教育年限(年)表示，以小學、初中、高中、本科和研究生的教育年限為標準，并根據人口占比取加權平均。

在我國現有的綠色金融工具中，綠色信貸占比90%以上，選取《商業銀行社會責任報告》中的綠色信貸余額數據能更準確地反映綠色金融發展水平。由于《商業銀行社會責任報告》中數據范圍的限制，并基于數據的可得性與完整性，本文以長江經濟帶11個省(市)為研究對象，利用2010—2019年面板數據探究綠色金融與經濟高質量發展的關系。其中，經濟高質量發展相關數據來源于《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》；綠色金融相關數據來源于《中國工業統計年鑒》《地方綠色金融發展指數與評估報告(2019)》《商業銀行社會責任報告》《中國經濟普查年鑒》，以及CSMAR數據庫；市場化、政府干預、城鎮化、產業結構、對外開放和人力資本相關數據來源于《中國分省份市場化指數報告(2018)》和國家統計局網站。針對樣本中缺失的數據，采用插值法補齊，并以2000年為基期對以貨幣價值表示的相關數據進行GDP指數平減處理。各變量的描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

3.2 模型設定

由于EBM模型測算得出的綠色全要素生產率數據范圍為(0，+∞)，采用傳統回歸方法無法得到一致的估計值，而Tobit模型基于最大似然函數能得到更加精確的結果。同時，根據前文假設，為檢驗綠色金融對經濟高質量發展的非線性效應，本文在Tobit模型中加入綠色金融平方項，基本模型設定如下：

(1)

式中：Gi,t、Fi,t分別為省(市)i在t年的經濟高質量發展和綠色金融發展水平；α為彈性系數；Xi,t為一組影響經濟高質量發展的控制變量；μi為個體固定效應；ηt年為份固定效應；εi,t為隨機擾動項。

為檢驗綠色金融與經濟高質量發展之間是否存在市場化、政府干預的調節效應，借鑒王亞妮等[32]的做法，在模型(1)中分別引入市場化、政府干預及其與綠色金融平方項的交互項，具體模型如下：

(2)

(3)

式中:Mi,t、Zi,t分別為省(市)i在t年的市場化水平和政府干預程度;β、γ分別為對應的彈性系數。

4 實證結果與分析

4.1 長江經濟帶測算結果分析

表2顯示了2010—2019年長江經濟帶11個省(市)的綠色金融發展水平均值及排名情況。從中可以發現，長江經濟帶整體綠色金融發展水平均值為0.1328，而高于整體綠色金融發展水平均值的僅有3個省份，且全位于長江經濟帶下游，地區間差距明顯，呈現出較大的發展空間。該測算結果與《中國地方綠色金融發展報告(2021)》結果一致，從側面驗證了本文綠色金融評價指標選擇的合理性。

表2 長江經濟帶綠色金融發展水平均值及排名

圖1展示了綠色全要素生產率(A)、技術效率(B)和規模效率(C)的變動趨勢。總體來看，2010—2019年長江經濟帶綠色全要素生產率較為平穩，未表現出明顯的波動趨勢。從分解角度來看，規模效率始終高于技術效率，說明當前長江經濟帶綠色全要素生產率的提升主要來源于規模效率的提高。然而，樣本期內規模效率整體呈下降趨勢，技術效率整體呈上升趨勢，這意味著依靠規模拉動的經濟發展模式是不可持續的，技術進步才是促進綠色全要素生產率提高的正確選擇。因此，未來應進一步提高科技創新水平，促進新舊動能的更迭進而實現經濟提效和環境增質。

圖1 綠色全要素生產率的變動趨勢及其分解

4.2 基準回歸結果分析

表3為長江經濟帶綠色金融對經濟高質量發展的Tobit回歸分析結果，其中列(1)和列(2)分別表示未納入控制變量和納入控制變量時的回歸結果。黃遠浙等[33]指出判斷變量間是否存在“U”型關系，較為科學合理的依據是檢驗二次項系數是否顯著、端點系數與“U”型兩端系數是否相符，以及臨界值是否位于樣本區間內。從表3的列(2)可以看出，綠色金融一次項、平方項的回歸系數分別為-0.439 5和1.436 2，且均在1%水平上顯著，這一結果表明長江經濟帶綠色金融與經濟高質量發展之間存在“U”型效應，假設1得到了驗證。以列(2)的回歸結果為基準，測算得到這一“U”型拐點為0.153 0，說明在綠色金融發展水平達到0.153 0之前，會對經濟高質量發展產生抑制作用；一旦超過該臨界水平，將有助于經濟發展質量提升且邊際貢獻不斷遞增。依據前文測算數據，樣本期內長江經濟帶僅有3個省份的綠色金融發展水平位于拐點右側，這意味著在該區域綠色金融擁有廣闊的發展空間，進一步提升綠色金融發展水平將有助于實現經濟高質量發展。可能的原因在于：早期長江經濟帶綠色金融發展水平較低，對原有生產資金表現為“擠出效應”，不利于企業經濟效益的提高，難以實現能耗降低和環境友好目標；隨著經濟高質量發展戰略的提出，長江經濟帶不斷出臺相關政策助力綠色金融發展，增強其資金融通、風險管理等功能，規模效應凸顯且對長江經濟帶高質量發展表現為逐步增強的正向作用。控制變量的系數表明，僅城鎮化對經濟高質量發展具有抑制效應但不顯著，意味著城鎮化對經濟高質量發展的抑制作用較弱，這可能是由于早期長江經濟帶城鎮化戰略以人口占比的不斷上升為目標，忽略了配套產業和公共服務的支撐，難以充分發揮城鎮化的經濟效應；隨著新型城鎮化戰略的提出，長江經濟帶由關注城鎮化的“高速發展”轉向“高質量發展”，因而城鎮化對經濟高質量發展的抑制作用被削弱。

表3 基準回歸結果

4.3 調節效應分析

表4檢驗了市場化、政府干預對長江經濟帶綠色金融與經濟高質量發展之間關系的調節作用，列(1)和列(3)分別表示未納入控制變量時市場化和政府干預的調節作用，列(2)和列(4)為納入控制變量時市場化和政府干預的調節效應檢驗結果。根據表4中列(2)可知，市場化與綠色金融平方項的交互項系數顯著為正，且綠色金融平方項系數本身也為正，這表明市場化對長江經濟帶綠色金融與經濟高質量發展的非線性關系具有正向調節作用。主要原因在于：長江經濟帶經濟發展水平較高，市場機制不斷完善，有助于生產要素的多向流動，增加了長江經濟帶內環保企業獲取資源的可能性和規模，同時居民環保意識的不斷加強，倒逼企業關注社會責任履行，激發企業綠色技術創新動力，進而實現經濟發展質量的進一步提升。

表4 市場化、政府干預調節效應檢驗結果

由表4中列(4)可知，政府干預與綠色金融平方項的交互項系數為0.809 5，且通過了10%水平的顯著性檢驗，這說明政府干預正向調節長江經濟帶綠色金融與經濟高質量發展之間的關系。綜合前文分析，假設2得到了驗證。這可能是由于經濟高質量發展戰略的提出，長江經濟帶地方政府致力于實現經濟發展與環境保護的動態平衡，為綠色金融發展提供政策支持，提高企業綠色項目的融資效率，進而提高企業綠色技術創新水平，在一定程度上增強了綠色金融對經濟高質量發展的正向效應。從控制變量的系數來看，僅人力資本的系數為負但不顯著，這可能是由于長江經濟帶人力資本存量的提升空間較小，需通過發展創新教育才能整體改善人力資本質量，進而有效促進技術升級以實現經濟高質量發展。

圖2和圖3為市場化和政府干預的調節效應示意圖。由圖2可知，隨著市場化水平的不斷提高，綠色金融與經濟高質量發展之間“U”型關系的開口越小，兩側越陡峭，即市場化強化了綠色金融與經濟高質量發展之間的非線性關系。圖3顯示在政府干預的作用下，二者之間“U”型關系的開口越來越小，即綠色金融對經濟高質量發展的作用效應得到加強。

圖2 市場化調節效應示意圖

圖3 政府干預調節效應示意圖

4.4 穩健性檢驗

為驗證研究結論的穩健性，進行了如下檢驗：①內生性控制。考慮到綠色金融與經濟高質量發展可能存在雙向因果關系，本文以綠色金融的滯后一期(L)作為工具變量，采用IV-GMM模型進行實證分析，檢驗結果列(1)與前文實證結果一致。②更換核心解釋變量。本文借鑒高錦杰等[34]的做法，采用節能環保支出占比來衡量綠色金融發展水平并基于Tobit模型進行實證，檢驗結果列(2)顯示綠色金融對經濟高質量發展的作用依舊呈現為“U”型特征，與原有結果保持一致。具體檢驗結果見表5。

表5 穩健性檢驗

5 異質性技術創新的中介效應檢驗

5.1 模型設定與變量選取

部分文獻圍繞綠色金融影響經濟高質量發展的作用機制進行了探討，但大多聚焦于綠色技術創新、產業結構升級等方面，如王修華等[35]研究發現，綠色金融有助于緩解企業融資約束，從而增加研發投入以實現綠色化轉型；劉華珂等[36]研究指出，綠色金融通過增進綠色技術創新、引導居民綠色消費、推動產業結構升級等途徑促進經濟發展質量的提升。目前鮮有文獻討論異質性技術創新在綠色金融與經濟高質量發展之間的作用機制，那么是否如前文所言，綠色金融通過技術創新作用于經濟高質量發展且不同類型的技術創新存在異質效應？為此，本文采用逐步回歸法分別檢驗綠色技術創新、傳統技術創新的中介效應，具體模型如下：

(4)

Si,t=a0+aFi,t+a1Fi,t+μi+ηt+εi,t

(5)

(6)

(7)

(8)

式中：Si,t、Ti,t分別為綠色技術創新和傳統技術創新;a、b、c分別為對應的彈性系數矩陣。本文借鑒曾玲玲等[37]、Acemoglu 等[38]的研究成果，分別選取綠色專利授權量、專利總授權量與綠色專利授權量的差值作為代理變量。

5.2 作用機制檢驗

依據前文設定的研究模型，本文對異質性技術創新的中介效應進行檢驗，結果如表6所示。其中，列(1)～(3)報告了綠色技術創新作為中介變量的估計結果。從列(1)可以看出綠色金融一次項、平方項系數均在1%水平上顯著，這說明長江經濟帶綠色金融與經濟高質量發展之間存在總效應。列(2)中綠色金融對綠色技術創新的影響系數顯著為正，列(3)中綠色金融一次項、平方項和綠色技術創新系數均顯著，表明綠色技術創新起到了部分中介作用。可見，綠色金融可以通過緩解綠色技術創新的融資約束進一步提高經濟發展質量，且約有9.46%的中介作用通過綠色技術創新實現。這可能是由于當綠色金融發展處于早期階段，長江經濟帶配套設施尚未完善，無法實現綠色金融供給與綠色技術創新需求的匹配，不利于經濟發展質量的提升；而隨著長江經濟帶實施環境規制力度的不斷加強，綠色金融的資產定價功能倒逼企業加大綠色技術創新投入，進而促進長江經濟帶高質量發展。

表6中列(4)～(6)對應的是傳統技術創新的中介效應檢驗結果。從列(5)可以發現，長江經濟帶綠色金融對傳統技術創新的影響系數為1.523 4，且通過10%的顯著性水平檢驗。列(6)中綠色金融一次項、平方項系數均在1%水平上顯著，傳統技術創新對經濟高質量發展的回歸系數顯著為正。對比列(4)和列(6)的回歸結果，可以發現綠色金融一次項系數從-0.417 4下降到-0.600 4，平方項系數從0.782 5 增加到1.058 8，說明傳統技術創新在綠色金融影響經濟高質量發展的過程中表現為遮掩效應，效應值為-0.040 1，上述分析結果驗證了假設3的相關推斷。究其原因，可能是由于在長江經濟帶綠色金融通過緩解企業融資約束，為傳統技術創新提供資金保障，而傳統技術創新注重生產水平的提高，忽略了生產過程所帶來的資源浪費和環境污染，在一定程度上掩蓋了綠色金融對經濟高質量發展的真實作用。

表6 異質性技術創新的中介效應檢驗結果

6 結論與建議

本文以長江經濟帶11個省(市)為研究對象，利用2010—2019年面板數據重點考察綠色金融對經濟高質量發展的非線性效應，并進一步探討市場化、政府干預的調節作用以及異質性技術創新的中介效應。研究發現：①綠色金融對經濟高質量發展的作用呈“U”型，即綠色金融發展初期存在“擠出”效應不利于經濟高質量發展，當達到一定程度時，綠色金融對經濟高質量發展表現為促進作用；②市場化、政府干預均能正向調節綠色金融對經濟高質量發展的非線性效應；③綠色技術創新在綠色金融與經濟高質量發展的關系中發揮中介效應，而傳統技術創新在一定程度上抑制了經濟發展質量的提升。

依據研究結論，筆者提出以下政策建議：①建立綠色金融激勵機制。基于綠色金融與經濟高質量發展之間的閾值效應，政府應充分發揮財稅政策的支持作用，綜合采用財政補貼、稅收優惠等手段促進綠色金融高效發展，從而跨過閾值實現對經濟高質量發展的推動作用。在總結綠色金融改革試點區建設經驗的基礎上，加快推進綠色金融市場建設，充分調動企業和個人的積極性，從而提高綠色金融市場活躍度；②有為政府與有效市場協同發力。各地政府可依據當地特征因地制宜制定發展策略，在價格信號失靈、市場體制不完善的地區，政府在充分發揮補助功能的同時應加強基礎設施和制度環境的建設。而在市場化較高地區，政府也應充分發揮支持和引導作用，從而實現資源更有效的配置、促進經濟更高效的增長；③完善綠色金融監管機制。監管部門應完善環境信息披露機制，加強對綠色金融資源錯配現象的預防、監測和整治。同時，利用數字技術將各種場景中獲取的大數據與之前積累的基礎數據進行有效整合，構建數字信用體系[39]。企業自身應健全內部監管機制，堅持以綠色為導向，加大對綠色技術創新的資金投入，同時還應發揮媒體外部監管者的作用，倒逼企業采取綠色生產技術，實現“綠色金融-綠色技術創新-經濟高質量發展”的作用路徑。