空間視角下綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響

蔡強　王旭旭

摘要：綠色金融是金融理論與社會需求的結合體，是社會經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，也是為解決環(huán)境制約等問題而衍生出來的新概念。結合2011—2019年中國30個省、市、區(qū)的數(shù)據(jù)，通過構建地理相鄰權重矩陣與經(jīng)濟距離權重矩陣進行空間計量分析，發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生了顯著的正向作用，且在控制科技創(chuàng)新水平、信息化程度、人力資本水平、吸引外資能力等變量時結論依然成立。在空間溢出效應的視角下，研究結果表明綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的影響顯著為正，且系數(shù)明顯大于基準回歸系數(shù)。為了更好地推動經(jīng)濟高質量發(fā)展，應構建統(tǒng)一開放的現(xiàn)代化綠色金融平臺，完善綠色金融體系，使綠色金融發(fā)展趨向標準化、規(guī)范化;通過綠色金融對金融資本流向的調控，逐步降低高耗能產(chǎn)業(yè)在整體產(chǎn)業(yè)結構中的地位，以增加高污染產(chǎn)業(yè)成本的方式來限制其對環(huán)境的破壞;通過綠色投資，加大對清潔能源開發(fā)的支持力度，提高能源利用效率;充分依托“互聯(lián)網(wǎng)+”強化綠色金融產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動，大力創(chuàng)新綠色金融工具和產(chǎn)品，拓寬綠色金融上下游建設渠道。

關鍵詞：綠色金融;綠色投資;產(chǎn)業(yè)結構;金融產(chǎn)業(yè);高質量發(fā)展;熵權法

中圖分類號：F830? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2022）06-0021-08

一、引言與文獻綜述

黨的十九大明確提出我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，正處在轉變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉換增長動力的攻關期，強調要把“發(fā)展綠色金融”作為推進綠色發(fā)展的路徑之一。黨的十九屆六中全會通過的《中共中央關于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》再次強調高質量發(fā)展是生態(tài)優(yōu)先的綠色發(fā)展，指明高質量發(fā)展必須堅持創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享發(fā)展相統(tǒng)一。由于長期采用高投入、高消耗、高排放的發(fā)展模式，我國資源供給日趨緊張，環(huán)境壓力不斷增大。為了實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，滿足人們對美好生態(tài)環(huán)境的向往，必須推進綠色發(fā)展①。作為發(fā)展綠色經(jīng)濟的一個重要環(huán)節(jié)，綠色金融的工具很多，包括股權產(chǎn)品、債券產(chǎn)品、私慕股權資金基金、風險投資基金，將很多的金融資源引導過來，減少碳排放，去實現(xiàn)未來的碳中和。② 在探索可持續(xù)高質量發(fā)展的道路上，世界各國都作出了不懈的努力。1992年，聯(lián)合國環(huán)境署（UNEP）發(fā)布的《銀行和保險業(yè)關于環(huán)境可持續(xù)發(fā)展聲明》首次提出了綠色金融的相關概念，《京都議定書》簽訂后，綠色金融在全球范圍內(nèi)進一步發(fā)展。2002年，國際金融公司（IFC）等共同提出了“赤道原則”。這一原則將評判綠色金融的環(huán)境標準和社會標準具體化，為金融業(yè)的可持續(xù)發(fā)展指明了方向。③ 在經(jīng)過近30年的發(fā)展后，綠色金融雖然存在“漂綠”、原則模糊等問題，但總體看來已取得了卓越的成效。作為一種環(huán)境保護型的金融方式，綠色金融通過調整不同產(chǎn)業(yè)的貸款政策、融資規(guī)模、資金流向等加大對綠色產(chǎn)業(yè)的扶持，促進了經(jīng)濟健康發(fā)展。因此，從制度層面厘清中國綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系，闡釋其空間效應的作用機制，通過綠色金融對金融資本流向的調控，逐步降低高耗能產(chǎn)業(yè)在整體產(chǎn)業(yè)結構中的地位，切實提高能源利用效率都具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

綠色金融是金融理論與社會需求的結合體，是社會經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，也是為解決現(xiàn)實面臨的環(huán)境制約等問題而在傳統(tǒng)金融理論的基礎上衍生出來的新概念。④ 綠色金融理論誕生至今，經(jīng)過國內(nèi)外專家學者的持續(xù)深化研究，已有了較為豐富的理論和實踐成果。Cowan等認為，綠色金融是傳統(tǒng)金融與新興綠色經(jīng)濟業(yè)態(tài)融合的產(chǎn)物，在環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的過程中起到橋梁紐帶的作用。⑤ Marcel等結合理論和實際分析樣本，合理構建了綠色金融測度體系，從不同維度考察了北美及亞太地區(qū)的綠色金融發(fā)展情況。⑥ 安國俊從碳中和的角度出發(fā)，分析了我國綠色金融體系目前存在的問題，并結合實際情況探討了綠色金融體系的創(chuàng)新路徑。⑦ 喬琴等測度了“一帶一路”沿線省域綠色金融發(fā)展水平，并對影響綠色金融發(fā)展的因素進行評估，認為綠色金融發(fā)展存在顯著的區(qū)域異質性。⑧ 張岳、周應恒對日本綠色金融的發(fā)展狀況進行研究，分析了該國出現(xiàn)嚴重“漂綠”問題的真實原因，并結合我國情況提出了相應的政策建議。⑨

國內(nèi)學界對于經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究較為廣泛，但目前還未形成較為權威的高質量發(fā)展測度體系。楊虎濤認為，高質量經(jīng)濟活動是實現(xiàn)高質量發(fā)展的保障，而發(fā)現(xiàn)結構性缺陷并進行針對性調整，推進供給側結構性改革，是促進和保障高質量經(jīng)濟活動從而推動高質量發(fā)展的關鍵所在。⑩ 任保平、李禹墨則認為，經(jīng)濟高質量發(fā)展指標應建立在經(jīng)濟增速、經(jīng)濟結構、科技創(chuàng)新、可持續(xù)發(fā)展四個維度上。{11} 魏敏、李書昊從創(chuàng)新驅動發(fā)展、市場機制完善、區(qū)域協(xié)調共享、生態(tài)文明建設等十個方面評價了經(jīng)濟高質量發(fā)展的水平。{12} 楊沫等根據(jù)五大發(fā)展理念的內(nèi)涵構建了經(jīng)濟高質量發(fā)展的測度指標，重點是對經(jīng)濟發(fā)展質量進行評估，強調我國經(jīng)濟發(fā)展質量存在顯著的不平衡問題。{13}

此外，學界對影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的因素也作了大量研究，但涉及綠色金融如何影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究鮮見。田惠敏從綠色金融的理論框架出發(fā)，分析了我國綠色金融發(fā)展的內(nèi)在邏輯及其對經(jīng)濟發(fā)展的作用機制。{14} 傅京燕、劉映萍對粵港澳大灣區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展情況進行分析，厘清了當?shù)鼐G色金融對經(jīng)濟發(fā)展質量產(chǎn)生影響的內(nèi)在機制。{15} 喻平、張敬佩測算了各地區(qū)綠色金融和經(jīng)濟高質量發(fā)展的關聯(lián)度和協(xié)調度，認為綠色金融對高質量發(fā)展的影響存在閾值效應，超過閾值后，綠色金融能顯著推動經(jīng)濟發(fā)展。{16} 劉華珂、何春研究了綠色金融與城市經(jīng)濟發(fā)展的關系，認為綠色經(jīng)濟顯著促進了城市經(jīng)濟高質量發(fā)展，但同時也存在顯著的區(qū)域異質性。{17}

綜上所述，隨著綠色金融的發(fā)展與成熟，其對當前我國經(jīng)濟發(fā)展的影響也日益增強，從另一個角度來看，綠色金融的發(fā)展也是經(jīng)濟高質量發(fā)展的實現(xiàn)路徑和必然要求，因此，全面厘清綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的內(nèi)在關系是很有必要的。已有研究更多著眼于理論分析，或針對某地區(qū)作案例分析?；诖耍疚目赡艿膭?chuàng)新點在于，在綜合各維度構建合理評價指標的基礎上，采用空間杜賓模型分析綠色金融對我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響機制問題。2963F254-61B5-4028-9950-5DA5FCA65EBF

二、研究設計

（一）計量模型設定

1. 綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的基準模型

為定量分析綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，首先進行基準回歸分析。借鑒雷漢云等（2020）{18}、宋蘭旗等（2021）{19} 的研究方法，構建如下面板模型：

Yit=α0+β1GF+β2X+idi+tt+εit（1）

在公式（1）中，Y表示被解釋變量，即經(jīng)濟高質量發(fā)展水平指標;α0表示模型中的常數(shù)項系數(shù);GF表示核心解釋變量，即綠色金融發(fā)展水平指標;β1表示綠色金融發(fā)展水平指標的系數(shù);X表示控制變量，包括科技創(chuàng)新水平、信息化程度、人力資本水平、吸引外資能力等影響因素;β2表示控制變量的系數(shù);id代表個體固定效應;t代表時間固定效應;ε表征誤差擾動項。此外，式中下標i表示省份，下標t表示年份。

2. 綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的空間杜賓模型

在基準回歸的基本假定中，通常認為各省變量相互獨立，但實際上，各省的經(jīng)濟指標往往存在空間上的關系。由于基準回歸并沒有考慮到截面數(shù)據(jù)中隱含的空間依賴性與空間異質性，故可以在面板數(shù)據(jù)的基礎上加入空間信息，構建新的空間模型并對此進行回歸。我國幅員遼闊，各省之間的相關性必然因為省際距離、省際接鄰等方面的不同特點而產(chǎn)生差異。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平的差距也會使得各省間相互影響的程度有所不同。因此，為了更準確地判斷綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系，可以加入地理以及經(jīng)濟空間矩陣的方法，通過空間模型來檢驗綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。

根據(jù)空間交互效應的不同，大致可以將空間模型分為空間誤差模型、空間滯后模型以及空間杜賓模型。相較而言，空間杜賓模型考慮了變量間同時出現(xiàn)內(nèi)生及外生交互效應的可能性，也考慮了誤差項存在自相關的可能性。{20} 基于具體檢驗過程的穩(wěn)健性與有效性，本文采用空間杜賓模型來進行后續(xù)檢驗。我們參考余馮堅和徐楓（2019）{21}、郭新茹和陳天宇（2021）{22} 的做法構建如下空間計量模型：

Yit=λWnitYit+γ1GF+γ2X+ΣWnitZδ+idi+tt+εit（2）

公式（2）中，λ表示空間效應系數(shù);W表示空間權重矩陣，上標n表示不同的空間權重;γ表示解釋變量相關系數(shù);Z表示綠色金融指標、科技創(chuàng)新水平、信息化程度、人力資本水平、吸引外資能力共同構成的列向量;δ是相應的系數(shù)向量。

本文選取了兩組空間權重矩陣分別構建模型。首先從自然地理角度考慮，以各個省份是否相鄰作為標準來構建空間權重矩陣，當省份相鄰時，記為1，相隔則記為0，以此考察自然地理位置的空間影響。此外，考慮到各省經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，選取人均GDP和各省距離共同構建經(jīng)濟距離空間權重矩陣。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

根據(jù)高質量發(fā)展的內(nèi)涵和外延，本文在構建經(jīng)濟高質量發(fā)展指標（Y）時，主要參考楊新洪（2017）{23}、孫豪等（2020）{24} 的做法，將創(chuàng)新發(fā)展、協(xié)調發(fā)展、綠色發(fā)展、開放發(fā)展、共享發(fā)展作為測度經(jīng)濟高質量發(fā)展的二級指標，其中，二級指標中的創(chuàng)新發(fā)展主要由3個三級指標構成，分別是GDP增長率、研發(fā)投入強度、技術交易活躍度。GDP增長率表征經(jīng)濟發(fā)展的速度，這也是經(jīng)濟高質量發(fā)展的先決條件。隨著創(chuàng)新驅動經(jīng)濟發(fā)展的機制日益成熟，研發(fā)投入也成為衡量經(jīng)濟發(fā)展的關鍵指標。此外，隨著技術性市場的發(fā)展和完善，技術交易活躍度指標也能夠很好地反映技術發(fā)展的水平。二級指標中的協(xié)調發(fā)展由三級指標需求結構、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結構高級化水平構成，主要從居民消費結構、城鄉(xiāng)發(fā)展結構、產(chǎn)業(yè)升級優(yōu)化角度來評估經(jīng)濟發(fā)展是否均衡。同時，選取單位GDP能耗、單位GDP產(chǎn)生的廢氣、污染治理投資作為三級指標來評價綠色發(fā)展水平。單位GDP能耗能夠反映能源利用效率，單位GDP產(chǎn)生的廢氣主要用來測度經(jīng)濟發(fā)展所造成的環(huán)境損失水平，污染治理投資代表了政府對生態(tài)環(huán)境的保護力度。二級指標中的開放發(fā)展著眼于發(fā)展內(nèi)外聯(lián)動的問題，因此，選取三級指標對外貿(mào)易依存度，從對外貿(mào)易角度進行估計;選取三級指標實際利用外資水平，從外商直接投資角度進行評估;選取三級指標金融發(fā)展程度，從金融市場角度進行評估。最后一個二級指標是共享發(fā)展水平，主要從社會公平正義的維度對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平進行測度，選取財政支出水平、就業(yè)水平作為三級指標進行計算分析。具體計算方法見表1。

對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平指標的測算，目前主流的研究方法有Delphi法、層次分析法、主成分分析法、變異系數(shù)法、熵權法等，本文選用熵權法進行計算，并將得到的結果進行標準化處理。

2. 核心解釋變量

根據(jù)中國人民銀行發(fā)布的《關于構建綠色金融體系的指導意見》，參考李曉西和夏光（2014）{25}、尹子擘等（2021）{26} 的研究方法，選取綠色信貸、綠色證券、綠色保險、綠色投資、碳金融5個二級指標對綠色金融發(fā)展水平（GF）進行測度，其中涵蓋了9個三級指標，分別是綠色信貸水平、高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出、環(huán)保企業(yè)市值、高耗能行業(yè)市值、農(nóng)業(yè)保險規(guī)模、農(nóng)業(yè)保險賠付率、節(jié)能環(huán)保支出、環(huán)境污染治理以及碳排放，從過程以及結果兩個維度對一級指標進行估計。具體情況詳見表2。根據(jù)指標測度體系，對相應的數(shù)據(jù)進行標準化處理，同樣運用熵權法確定各項指標的權重，綜合計算出各省份歷年綠色金融發(fā)展水平的值。

3. 控制變量

本文選取科技創(chuàng)新水平（TI）、信息化程度（INF）、人力資本水平（H）、吸引外資能力（FDI）作為經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的控制變量。具體測算思路如下：根據(jù)專利申請情況判斷科技創(chuàng)新水平，將各省專利申請授權數(shù)取對數(shù)后的值作為科技創(chuàng)新水平指標;用各省移動電話普及率（每百人擁有的移動電話部數(shù)）取對數(shù)之后的結果來表示信息化程度;將各省大專及以上學歷勞動力所占比例作為人力資本水平指標;吸引外資的能力則用實際利用外資額所占比例進行表征。2963F254-61B5-4028-9950-5DA5FCA65EBF

（三）數(shù)據(jù)說明

由于缺乏西藏自治區(qū)以及港澳臺地區(qū)的部分關鍵數(shù)據(jù)，考慮到部分數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的變化，為保證數(shù)據(jù)的可靠性與完整性，本文選取了2011—2019年我國30個省域的相關數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，并對各變量進行相應的數(shù)學處理。數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒、各省統(tǒng)計年鑒、wind數(shù)據(jù)庫、中國歷年保險數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒、中國保險統(tǒng)計年鑒、中國人民銀行官網(wǎng)等，個別缺失值通過估計的方式進行填補。各變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。

三、實證分析

（一）基準回歸分析

在對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，首先應對最優(yōu)效應模型進行選擇。根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗的結果，我們認為固定效應模型比隨機效應模型和混合效應模型更加適合。在固定效應模型的基礎上，對個體固定效應、時間固定效應和雙向固定效應分別進行比較，本文選擇雙向固定效應進行研究分析?；鶞驶貧w結果見表4。

根據(jù)表4，發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展水平顯著影響經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，且具有正效應，這說明在其他控制變量不變的情況下，綠色金融發(fā)展水平每上升一個百分點，經(jīng)濟高質量發(fā)展水平就能提高0.089個百分點，表明綠色金融的發(fā)展能夠有效地提高經(jīng)濟發(fā)展的品質，推動經(jīng)濟由高速發(fā)展向高質量發(fā)展的轉變。INF和FDI的P值均小于0.01，且系數(shù)均為正，說明在1%的置信水平上，信息化程度和外商直接投資水平均能對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生顯著正向作用，即信息化程度、吸引外資能力的提高能夠促進經(jīng)濟體系中創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享等發(fā)展維度的進步。而TI的P值為0.103，略微大于0.1，并不能顯著影響經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，這可能是目前我國科技創(chuàng)新格局不均衡所導致的。開展一項創(chuàng)新型項目，一般存在周期長、結構不平衡、前期投入大、更新維護難等問題，在整體的科技基礎建設、科技人才數(shù)量未達到一定規(guī)模時，科技創(chuàng)新水平的提高并不能有效地促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。同時，人力資本水平的提高也不能顯著影響經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，這可能是由于我國人口基數(shù)大，各地區(qū)教育資源也存在一定差距，高質量人才的數(shù)量一直偏低且增長緩慢，因此，不能有效發(fā)揮人才占比提高所帶來的潛在紅利。

為保證評價方法和指標解釋能力的有效性，對上述回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。一般可采取替代變量法、改變檢驗區(qū)間、剔除特殊單元等方法進行穩(wěn)健性檢驗，根據(jù)本文數(shù)據(jù)的特征，選擇剔除特殊單元干擾的方法進行檢驗。檢驗后回歸結果的顯著性未發(fā)生明顯變化，系數(shù)也沒有發(fā)生正負變動，可以認為通過了穩(wěn)健性檢驗，回歸結果穩(wěn)定。

（二）空間杜賓模型分析

1. 空間相關性

在進行空間檢驗之前，首先要對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平是否存在空間關聯(lián)性進行判斷，一般通過莫蘭指數(shù)（Morans I）來評估變量的空間關聯(lián)水平。莫蘭指數(shù)的計算公式如下：

其中，n表示省份數(shù)，wij表示空間權重，x表示自變量，x表示自變量的均值。本文選擇地理相鄰權重矩陣（W1）和經(jīng)濟距離權重矩陣（W2）作為空間權重分別構建模型，記為模型1、模型2。

（1）全局自相關檢驗。經(jīng)濟高質量發(fā)展水平全局莫蘭指數(shù)計算結果見表5。表中模型1和模型2分別表示運用W1和W2作為空間矩陣進行的檢驗，I值表示莫蘭指數(shù)，E值表示莫蘭指數(shù)的期望值，z即為z得分。根據(jù)表5可知，對模型1來說，自相關性均在1%的水平上顯著，且系數(shù)均為正，z得分均大于2，這表明我國經(jīng)濟高質量發(fā)展水平在地理相鄰權重分布上具有顯著的正向空間聚集效應。同時可以看到，其I值雖有波動，但整體呈上升趨勢，可以認為其空間效應逐年增強。對模型2來說，其p值均小于0.001，系數(shù)也均為正值，且2011—2015年z值得分均大于4，2016—2019年的z值也大于3，表明經(jīng)濟高質量發(fā)展在經(jīng)濟距離空間上更偏向于集中分布。因此，在對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平進行分析時，應充分考慮其空間特性。

（2）局域自相關檢驗。通過分析全局自相關的結果，可以證明全國范圍內(nèi)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的確存在空間聚集，但并未說明各省之間的關聯(lián)程度，因此，需要進一步計算局部莫蘭指數(shù)，計算結果見圖1。圖1中（A）、（B）分別為2011年模型1和模型2所得出的局域莫蘭散點圖，（C）、（D）則為2019年的計算結果。根據(jù)空間關聯(lián)程度，可以將各省份之間的空間關系劃分為四種類型：LL（低—低）、LH（低—高）、HL（高—低）和HH（高—高）。根據(jù)圖1可以看到，在模型1中，2011年、2019年的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平均存在明顯的聚集現(xiàn)象，且主要集中在第一、第二、第三象限，即H-H型、H-L型、L-L型。第一象限的省份（H-H型）較少，主要為北京、上海、廣東等經(jīng)濟較為發(fā)達的省市。此外，對比2011年，2019年的聚集水平明顯增強。在模型2中，空間聚集主要集中在第一、三象限，表明存在顯著的正向空間關聯(lián)，且呈現(xiàn)了更加集中的趨勢。因此，從全局和局域來看，經(jīng)濟高質量發(fā)展水平均存在顯著的較強的空間關聯(lián)特征，應采取空間計量的方法來檢驗綠色金融對其的影響。

2. 計量模型的選擇

對空間面板數(shù)據(jù)進行檢驗，以確定最優(yōu)的空間模型。常見的空間計量模型有空間杜賓模型（SDM）、空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）。通過LM檢驗，發(fā)現(xiàn)SAR、SEM模型均通過了顯著性檢驗，因此應選擇SDM模型。結合Wald檢驗和LR檢驗結果，發(fā)現(xiàn)均可以在1%的置信水平上拒絕原假設，即SDM模型既不可以退化為SAR模型，也不可以退化為SEM模型。因此，可以確定SDM模型為最優(yōu)模型。在SDM模型的基礎上，對固定效應、隨機效應、混合效應進行檢驗，結合F檢驗以及Hausman檢驗結果，應采取雙向固定效應SDM模型進行計量分析。

3. 實證結果分析

雙向固定效應空間杜賓模型的回歸結果見表6。根據(jù)表6，對于模型1，可以看到Log-likelihood值為459.709，且R-square結果為0.652，可知模型擬合度良好。GF的系數(shù)在1%的水平上顯著，數(shù)值為0.169，明顯高于基準回歸模型中的系數(shù)0.089，說明簡單面板模型明顯低估了綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，而綠色金融的優(yōu)勢通過空間相關性被顯著地放大了，這說明了綠色金融發(fā)展水平的提高能夠顯著提升經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。而W×GF的系數(shù)為0.034，且p值小于0.1，意味著在空間溢出效應下，綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平具有顯著的空間傳導作用，即本地區(qū)的綠色金融的發(fā)展能夠顯著促進地理相鄰省份經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的提高。這是因為我國綠色金融流動性較為良好，但其發(fā)展依舊存在較為明顯的不均衡問題，綠色金融發(fā)展態(tài)勢較為良好的省份能夠拉動周邊省份的經(jīng)濟發(fā)展，使鄰近省份的經(jīng)濟發(fā)展質量得到改善。而隨著綠色金融體系的不斷完善，各省的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平也會隨之提升。2963F254-61B5-4028-9950-5DA5FCA65EBF

就控制變量而言，不同于基準回歸結果，可以看到技術創(chuàng)新和信息化程度不能對經(jīng)濟高質量發(fā)展形成顯著影響。這表明傳統(tǒng)的面板模型放大了技術創(chuàng)新與信息化的作用，同時，W×TI與W×INF均不顯著，說明其影響不能很好地輻射到相鄰地區(qū)。人力資本水平H在1%的水平上顯著為正，但W×H并不顯著，這說明人才的聚集會對本地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生顯著影響，但高質量勞動力聚集有明顯的地域化特征，并不具備地理上的傳遞性，因此，不會從空間接鄰的維度對周邊地區(qū)產(chǎn)生影響。而FDI的系數(shù)顯著為正，說明隨著外商投資的增長，經(jīng)濟高質量發(fā)展水平也會提高。但W×FDI系數(shù)顯著為負，表示隨著外商投資的增長，相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平反而會降低。這是因為吸引外資能力存在集聚效應，一地吸引外資能力越高，就越能吸引勞動力、資本等要素的流入，而此時地理位置上的臨近反而會加劇周邊地區(qū)資源的流出，從而降低周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質量。

對于模型2，Log-likelihood值為460.711，R-square結果為0.678，模型可信度較高。GF的系數(shù)為0.139，在5%的水平上顯著，且明顯高于基準回歸模型中的系數(shù)，說明在經(jīng)濟距離作為權重的空間溢出效應下，綠色金融發(fā)展水平能夠更有效地影響經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。W×GF在10%的置信水平上顯著，系數(shù)為0.036，表示GF能夠通過空間溢出效應對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平產(chǎn)生影響。這是因為綠色金融對經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的提升作用，而在經(jīng)濟距離維度上的經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的空間相關性，因此，綠色金融的發(fā)展能夠顯著提高經(jīng)濟距離相關省份的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。

就控制變量而言，可以看到TI并不顯著，但W×TI顯著為正，這說明本地區(qū)的科技發(fā)展可以顯著促進經(jīng)濟相關省份的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。這顯然與模型1的結果有較大區(qū)別。這是因為技術創(chuàng)新的發(fā)展水平并不依賴于地理位置的遠近，而是更依賴于相近地域的經(jīng)濟發(fā)展，因此，在經(jīng)濟距離的權重下，科技創(chuàng)新具有明顯的空間溢出效應。INF與W×INF均不顯著，說明在考慮到空間因素的情況下，信息化程度對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的影響較弱。人力資本水平H與W×H均顯著為正，這說明勞動力素質的提高不但會正向影響本地經(jīng)濟發(fā)展的質量，并且還可以對經(jīng)濟距離相關的地域產(chǎn)生顯著正向作用。FDI的系數(shù)顯著為正，說明擴大外商投資對經(jīng)濟高質量發(fā)展會產(chǎn)生正向影響，而W×FDI系數(shù)不顯著，表明一地外商投資水平的變動不會影響其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質量。

四、研究結論與政策啟示

本文運用熵權法構建綠色金融發(fā)展水平指標以及經(jīng)濟高質量發(fā)展水平指標評估體系，選取我國30個省、市、區(qū)2011—2019年期間的數(shù)據(jù)，來考察綠色金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響及其空間效應。主要結論如下：（1）在控制科技創(chuàng)新水平、信息化程度、人力資本水平、吸引外資能力等變量后，綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響顯著為正，這意味著綠色金融具有明顯的正向推動力。（2）根據(jù)地理相鄰構建空間權重矩陣進行檢驗，發(fā)現(xiàn)在考慮到空間因素的情況下，綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響顯著為正，且影響系數(shù)明顯大于基準回歸系數(shù)。另外，空間交互項系數(shù)也顯著為正，表明本地區(qū)綠色金融發(fā)展能夠有效地促進空間相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展。（3）選取經(jīng)濟距離矩陣作為空間矩陣時，綠色金融發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平產(chǎn)生了顯著正向影響，且影響大于基準回歸所得結果，并且，本地區(qū)綠色金融發(fā)展對經(jīng)濟距離相鄰地區(qū)也能產(chǎn)生顯著的推動作用。

上述研究結論的政策啟示意義主要體現(xiàn)在這樣幾個方面：

首先，應構建統(tǒng)一開放的現(xiàn)代化綠色金融平臺，完善綠色金融體系，全面促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。目前，綠色金融渠道較少且較為松散，相關信息公布也不夠詳盡，無法發(fā)揮綠色金融應有的潛在能動性，因此，應加快構建統(tǒng)一的開放性綠色金融平臺，豐富綠色金融工具，增強綠色金融服務，完善綠色金融體系，以促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

其次，盡快完善綠色金融法律法規(guī)體系，使綠色金融發(fā)展趨向標準化、規(guī)范化。現(xiàn)行的涉及綠色金融的法律法規(guī)不夠完善，很難有效地規(guī)制當下日益發(fā)展壯大的綠色金融行業(yè)，因此，應加強綠色金融的上層設計，從法律角度建立綠色金融標準，簡化綠色金融流程，厘清綠色金融程序，明確行為人的權力責任，強化監(jiān)督體系，完善反饋機制。同時，應從政策層面加強對綠色金融產(chǎn)業(yè)的扶持，擴大綠色金融產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，減輕綠色金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展的阻力，使綠色金融穩(wěn)定、安全、規(guī)范地發(fā)展，進而穩(wěn)步推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。

再次，充分發(fā)揮綠色金融對綠色經(jīng)濟的助推作用，從綠色入手來推動經(jīng)濟的可持續(xù)高質量發(fā)展。應通過綠色金融對金融資本流向的調控，逐步降低高耗能產(chǎn)業(yè)在整體產(chǎn)業(yè)結構中的地位，以增加高污染產(chǎn)業(yè)成本的方式來限制其對環(huán)境的破壞。同時，應通過綠色投資，加大對清潔能源的支持，并通過技術革新等方式提高能源利用效率，促進經(jīng)濟、生態(tài)、環(huán)境的協(xié)調發(fā)展。

最后，深化綠色金融同其它領域的深度結合，由點及面發(fā)展綠色經(jīng)濟，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。要充分依托“互聯(lián)網(wǎng)+”，加強綠色金融產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動，大力創(chuàng)新綠色金融工具和產(chǎn)品，拓寬綠色金融上下游渠道。同時，要根據(jù)實際情況因地制宜地改革綠色金融機制，并全面鋪設綠色金融基礎設施，打通綠色金融產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合的渠道。

注釋：

① 張中華、劉澤圻：《論高質量發(fā)展階段的投資結構優(yōu)化》，《中南財經(jīng)政法大學學報》2022年第1期。

② 周小川：《綠色金融最重要的作用是改變未來資源配置》，中國新聞網(wǎng)2021年5月20日。

③ 殷劍峰、王增武：《中國的綠色金融之路》，《經(jīng)濟社會體制比較》2016年第6期。

④ J. Salazar， Environmental Finance： Linking Two World， In A Workshop on Financial Innovations for Biodiversity Bratislava， 1998， pp.2-18.2963F254-61B5-4028-9950-5DA5FCA65EBF

⑤ E. Cowan， Topical Issues in Environmental Finance， Asia Branch of the Canadian International Development Agency， 1999， pp.1-20.

⑥ Marcel Jeucken， Sustainable Finance and Banking： The Financial Sector and the Future of the Planet， London： Earthscan Publications Ltd， 2001， p.256.

⑦ 安國?。骸短贾泻湍繕讼碌木G色金融創(chuàng)新路徑探討》，《南方金融》2021年第2期。

⑧ 喬琴、樊杰、孫勇、宋邱惠：《“一帶一路”沿線省域綠色金融測度及影響因素研究》，《工業(yè)技術經(jīng)濟》2021年第7期。

⑨ 張岳、周應恒：《綠色金融“漂綠”現(xiàn)象的成因與防范：來自日本的經(jīng)驗啟示》，《現(xiàn)代日本經(jīng)濟》2021年第5期。

⑩ 楊虎濤：《以高質量經(jīng)濟活動推進高質量發(fā)展》，《光明日報》2019年10月6日。

{11} 任保平、李禹墨：《新時代我國高質量發(fā)展評判體系的構建及其轉型路徑》，《陜西師范大學學報》（哲學社會科學版）2018年第3期。

{12} 魏敏、李書昊：《新時代中國經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的測度研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2018年第11期。

{13} 楊沫、朱美麗、尹婷婷：《中國省域經(jīng)濟高質量發(fā)展評價及不平衡測算研究》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟評論》2021年第5期。

{14} 田惠敏：《綠色金融助力經(jīng)濟高質量發(fā)展》，《中國科技論壇》2018年第4期。

{15} 傅京燕、劉映萍：《綠色金融促進粵港澳大灣區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的機制分析》，《環(huán)境保護》2019年第24期。

{16} 喻平、張敬佩：《區(qū)域綠色金融與高質量發(fā)展的耦合協(xié)調評價》，《統(tǒng)計與決策》2021年第24期。

{17} 劉華珂、何春：《綠色金融促進城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的機制與檢驗——來自中國272個地級市的經(jīng)驗證據(jù)》，《投資研究》2021年第7期。

{18} 雷漢云、王旭霞：《環(huán)境污染、綠色金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展》，《統(tǒng)計與決策》2020年第15期。

{19} 宋蘭旗、季宇、唐志武：《吉林省綠色金融發(fā)展問題研究》，《稅務與經(jīng)濟》2021年第4期。

{20} J. P. Elhorst， Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models， International Regional Science Review， 2016， 26（3）， pp.244-268.

{21} 余馮堅、徐楓：《空間視角下廣東省綠色金融發(fā)展及其影響因素——基于固定效應空間杜賓模型的實證研究》，《科技管理研究》2019年第15期。

{22} 郭新茹、陳天宇：《文化產(chǎn)業(yè)集聚、空間溢出與經(jīng)濟高質量發(fā)展》，《現(xiàn)代經(jīng)濟探討》2021年第2期。

{23} 楊新洪：《“五大發(fā)展理念”統(tǒng)計評價指標體系構建——以深圳市為例》，《調研世界》2017年第7期。

{24} 孫豪、桂河清、楊冬：《中國省域經(jīng)濟高質量發(fā)展的測度與評價》，《浙江社會科學》2020年第8期。

{25} 李曉西、夏光：《中國綠色金融報告2014》，中國金融出版社2014年版，第39—46頁。

{26} 尹子擘、孫習卿、邢茂源：《綠色金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究》，《統(tǒng)計與決策》2021年第3期。

作者簡介：蔡強，吉林財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院教授，吉林長春，130000;王旭旭，吉林財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，吉林長春，130000。

（責任編輯? 陳孝兵）2963F254-61B5-4028-9950-5DA5FCA65EBF