綠色技術創新、金融門檻與綠色經濟增長
——基于沿黃生態經濟帶的實證研究

李吉祥，高 山

（中國人民銀行 白銀市中心支行，甘肅 白銀 730900）

一、引言

與已有研究相比，本文的邊際貢獻在于研究方法和指標選取上。首先，在研究方法上，本文采用了門檻模型。與已有研究模型相比，門檻模型可以搜尋到金融發展的門檻值，探討在何種程度下的金融發展水平可以更為有效地配置資源從而支持綠色技術創新發展進而促進綠色經濟增長。其次，在指標選取上，本文將金融發展作為門檻變量納入實證模型中，討論了金融發展在綠色經濟增長中起到的作用，豐富了沿黃生態經濟帶綠色發展理論。

二、文獻綜述

（一）黃河流域生態保護

現有文獻對黃河流域生態保護的研究不是很多，絕大多數研究都是從2019 年以后開始的，主要是從理論分析與實證討論兩個方面展開。（1）理論分析層面。肖金成等（2021）從優化空間布局的角度探討了黃河流域高質量發展的設想，指出要以城市群、都市圈和區域性中心城市為引領，協同推進黃河流域經濟社會聯動發展，形成優勢互補、高質量發展的區域經濟格局。黃曉榮等（2008）從保護黃河角度出發，提出要合理開發黃河流域水資源，優化水資源配置。徐世龍等（2021）從戰略、環境、資源、產業方面闡述了黃河流域生態保護的緊迫性，探討了生態脆弱地區的綠色金融支持機制。（2）實證層面。曾剛等（2021）通過實證分析發現，技術創新對沿黃九?。▍^）城市綠色發展呈現非線性關系，技術創新促進本省份發展，但對鄰省份有抑制作用。李小建（2020）等、李夢程（2022）等分別從地理視角和人地協調角度出發，論證了黃河流域正面臨人地資源緊張和經濟發展瓶頸，而突破瓶頸的關鍵因素是技術創新。劉琳軻等（2021）運用VAR面板模型檢驗了黃河流域生態保護和高質量發展的交互關系，并分區域討論了省域層面生態保護和高質量發展的耦合協調關系。

（二）綠色技術創新與綠色經濟增長

綠色技術概念是由國外學者Braun 和Wield最先提出的，指出綠色技術是減少環境污染、降低能源及原材料消耗的技術、工藝或產品的總稱，對改進環境質量有著不可替代的作用，它是一種借鑒并利用現代科學技術力量的技術。我國學者在此基礎上也進行了大量研究。何智勵等（2021）以長江經濟帶為研究對象，實證研究發現綠色技術創新可以推動經濟高質量發展。李青原等（2020）運用微觀數據并基于異質性視角開展了研究，認為在不同環境規制下綠色技術創新對企業綠色發展影響不同。武義青等（2022）構建了綠色全要素生產率模型用以衡量綠色經濟增長，并指出全國綠色發展極不均衡，且認為技術創新可以促進綠色經濟增長，但是技術創新受到管理效率、技術差距的影響，進而可能會影響綠色經濟增長。郝淑雙等（2019）采用2006—2014 年的省域數據研究了區域綠色發展的影響因素，指出技術進步可以推動綠色發展，但技術進步在中東部省份會受到FDI 和環境規制的影響。張小筠等（2020）從微觀視角研究了制造業行業的綠色發展，認為綠色技術創新可以驅動制造業綠色發展，但高競爭制造業與低競爭制造業存在差異；環境規制對制造業綠色發展存在U 型轉變過程。

（三）金融發展與綠色經濟增長

關于金融發展與綠色經濟增長的研究文獻并不多。Goldsmith（1969）指出，金融行業發展能夠促進經濟增長，而且作用非常大。但是在實際經濟體系中，大樣本與金融發展水平都具有異質性特征。Ibrahim 等（2018）利用29 個非洲國家34 年數據研究發現，不同的金融發展水平對經濟增長的影響不同。董曉紅等（2018）采用耦合的方式論證了綠色金融和綠色經濟協調發展已成必然趨勢，但在全國層面存在異質性，中西部省份由于金融不發達，耦合程度較低。盡管金融發展可以使資源優化配置達到帕累托最優，但是如果金融進一步深化也可能會阻礙經濟發展，導致非對稱現象發生。Saint-Paul（1992）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。顯然，這個最優規模的存在將影響到綠色發展系統，產生綠色發展狀態的“非對稱性”。楊嵩等（2019）認為金融發展與經濟增長存在顯著的非線性關系，通過進一步異質性分析可以得出東北和西南地區金融發展對經濟增長的影響不顯著。Acemoglu 等（1997）認為任何投資都要有一個最小規模，投資規模化的產業可以較大概率帶來高回報。因此，企業不得不籌集資金來達到這個門檻，正是這個壁壘的存在才使得金融發展對綠色經濟的影響不是呈現對稱性。

綜上所述，已有研究特別是基于調查的實證研究在數據選取、指標確定、研究設計等方面都積累了大量成果。結合已有研究和區域考慮，本文認為：第一，綠色技術創新在綠色經濟發展中可以起到巨大作用，但有部分學者認為外貿投資和環境規制會影響綠色技術創新促進綠色經濟發展的作用機制，由于異質性的存在，在不同行業中，行政環境規制和市場環境規制以及外貿投資都會對綠色技術創新產生不同的影響。因此本文將環境規制和外貿投資進行了控制，有效避免了內生性對回歸結果的干擾。第二，大多數學者認為金融發展可以促進綠色經濟增長，同時多數學者認為金融發展存在門檻，使得金融發展和綠色經濟存在非對稱現象。由于黃河流域沿途?。▍^）情況各不相同，經濟發展差距大，與長江經濟帶沿途省情截然不同，為此，基于沿黃九?。▍^）數據，驗證金融發展在綠色技術創新促進綠色經濟增長中是否存在門檻值，以便為下一步有效引導金融投資綠色技術創新進而促進沿黃生態經濟帶綠色經濟增長就顯得尤為迫切和重要。

三、理論機制與研究假設

通過上述文獻梳理可以得出，綠色技術創新可以促進綠色經濟增長。一方面，基于“波特假說理論”，企業可以采取綠色創新行為進行產業結構升級，從而倒逼“兩高一?！逼髽I轉型，淘汰落后產能，積極向清潔、綠色產業靠攏，進而促進綠色經濟增長。另一方面，由于目前全球極端氣候頻發，逐漸惡化的環境已經實質性地影響到人們日常的生活，選擇綠色的經濟生產方式已經迫在眉睫。而發展綠色經濟的方式在于“綠色創新”，通過技術的迭代升級可以有效保證經濟綠色增長，這也是第五次工業革命變革的主題。因此，本文提出假設1。

H1：綠色技術創新可以促進綠色經濟增長。

金融機構可以將資金投資到科創企業，來幫助企業進行綠色技術研發進而促進綠色經濟增長。金融發展以它獨有的信息處理、風險分散、清算支付、資源配置和監控激勵來促進綠色經濟增長。因此，金融體系可以通過將社會閑散資金有效引導到綠色產業上來帶動綠色經濟增長。但是，金融發展不能過高也不能過低。過低的金融發展會導致金融機構不完善、制度不健全，從而對綠色技術創新的支持極為有限，進而影響綠色經濟發展。而當金融發展水平較高時，會存在“金融異化”現象，即金融偏離服務實體經濟的本質屬性，轉向周期短、資產回報率高的虛擬產業，從而導致科研企業融資渠道堵塞，綠色技術研發緩慢，對綠色經濟增長和高質量發展造成沖擊。因此，為進一步探究不同金融發展水平下綠色技術創新對綠色經濟增長的影響，本文提出假設2。

H2：金融發展存在門檻效應，可以有效引導綠色技術創新促進綠色經濟增長。

四、變量說明與模型設定

（一）變量選擇

本文選取2000—2019 年黃河流域沿途九?。▍^）20 年數據，運用Stata15 進行實證分析。以綠色經濟增長作為被解釋變量，綠色技術創新作為解釋變量，金融發展作為門檻變量，論證黃河沿岸省份金融發展和科技創新對綠色經濟增長有無影響。數據來源于《中國統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國環境經濟核算指南》等。

1.被解釋變量

以綠色經濟增長Y 作為因變量。參考已有研究綠色經濟增長的核算方式，綠色GDP=GDP-資源耗竭價值-環境污染損失價值。其中，資源耗竭是指在工業經濟中消耗的那些永久不可再生的自然資源，結合黃河流域經濟帶的生態特征，本文主要考慮化石能源和水資源并通過相關指數調整得到其價格。環境污染損失價值主要考慮實際治理成本，實際治理成本通過各?。▍^）在環保方面的支出體現。GDP 以2000 年為基期，考慮到歷年通貨膨脹的影響，本文對其進行指數平減。

2.解釋變量

用GTI 代表綠色技術創新。借鑒賈軍等（2014）的研究，采用2000—2019 年沿黃九?。▍^）各?。▍^）綠色技術發明專利和實用新型專利之和衡量綠色技術創新。數值越大，代表綠色技術創新水平越高。為使綠色技術創新符合正態分布，本文對綠色技術創新進行了對數化處理。

3.門檻變量

以金融發展（FDS）作為門檻變量。采用金融機構存款總額與貸款總額的比值衡量金融發展水平，比值越大說明金融發展水平越高。

4.控制變量

參考現有研究，選取環境規制（ER）、物質資本（K）、人力資本水平（H）、城鎮化率（URBAN）、外貿依存度（FDI）作為控制變量。本文研究中物質資本存量的度量采用永續盤存法。選取6 歲以上人口受教育年限平均值表示人力資本水平。采用常住人口城鎮化率表示城鎮化指標。外貿依存度用各?。▍^）進出口總額除以實際GDP 表示。環境規制用GDP 除以能源消費總量表示。具體變量設定如表1 所示。

表1 變量設定

（二）模型設定

1.固定效應模型

考慮到本文的研究對象以及數據特點，選擇構建時間固定效應模型，具體為：

其中，LNY 為綠色經濟增長水平，LNGTI 為綠色技術創新，Col 為控制變量，a為待估計的系數，γ代表時間固定效應，u為截距項，ε代表隨機誤差項。

2.門檻模型

為進一步討論不同金融發展水平下，綠色技術創新對綠色經濟增長的影響，以LNFDS 為門檻變量構建門檻效應模型。

其中，β為待估計系數，γ為門檻值，ε代表隨機誤差項，I 為知識函數，當括號里的條件滿足取1，否則為0。

五、實證分析

（一）描述性統計

由表2 可知，被解釋變量綠色經濟增長最大值為11.21，最小值為5.575，說明沿黃九?。▍^）綠色經濟發展差距較大，各個省份發展極不均衡且處于較落后階段，有必要進一步加快發展綠色經濟，這也是提出黃河流域生態保護和高質量發展的原因之一。解釋變量綠色技術創新指標最大值為9.870，最小值為0.693，均值為6.085，說明綠色技術創新整體指數不高，西部省份受地理因素和經濟條件限制，綠色技術創新投入不夠，整體拖累了沿黃生態經濟帶的綠色技術創新指數，所以要加快綠色技術創新投入。門檻變量金融發展最大值為1.545，最小值為0.008，均值為0.686，說明沿黃九省（區）金融發展極不均衡，金融發展合作水平遠遠落后于“長江經濟帶”和“珠三角”地區，需要國家層面統籌規劃，合理調配資源，以促進沿黃九省（區）金融發展。此外，人力資本、外貿依存度、城鎮化率、物質資本存量最大值和最小值之間也有較大差距，符合我國區域經濟走勢，同時也說明我國地區發展不均衡，有必要加快沿黃生態經濟帶建設步伐。

（二）平穩性檢驗

為避免出現單位根，導致數據不平穩從而出現偽回歸現象，本文進行了平穩性檢驗。通過LLC、IPS、Breitung、Fisher-ADF 和Fisher-PP 檢驗方法對核心變量進行單位根檢驗，結果如表2 所示。結果顯示，原序列并未全部通過單位根檢驗，而一階差分序列都在1%和5%的水平下顯著，表明LNY和LNGTI 服從I（1）分布。

表2 描述性統計

表3 單位根檢驗

（三）回歸分析

為進一步檢驗模型回歸方式采用固定效應還是隨機效應，本文進行了豪斯曼檢驗，檢驗結果為9.98 且在5%的水平上顯著，說明拒絕原假設，采用固定效應模型。分別構建混合回歸模型、個體固定回歸模型、時間固定回歸模型和時間個體雙固定回歸模型，回歸結果見表4。

從表4 列（1）~列（4）可以看出，綠色技術創新對綠色經濟增長的回歸系數分別為0.547、0.318、0.629 和0.633，且都在1%水平顯著，說明綠色技術創新可以促進綠色經濟增長。受限于沿黃九?。▍^）綠色技術創新水平較低，其對綠色經濟增長的促進不是很高。模型擬合優度R均超過0.85，最大達到0.91，說明模型擬合較好，有足夠強的解釋力度，假設1 得到了驗證。以發明和實用新型專利形式存在的綠色技術創新成果，一方面能夠促使重工業企業加快產業升級，獲取新的利潤增長點；另一方面，通過發展綠色技術可以降低全球碳濃度，減緩極端氣候發生，為我國全面實行碳達峰和碳中和奠定基礎。

（四）門檻效應模型

由前期理論機制分析可知，在不同金融發展水平下，綠色技術創新對綠色經濟發展的影響不同。為探究在何種程度金融發展水平下，綠色技術創新可以更好地促進綠色經濟增長，本文構建門檻效應模型，進行迭代次數為1000，網格數為400 的門檻效應檢驗，結果如表5 所示。

表4 混合回歸結果

表5 門檻效應估計結果

表5 結果顯示，以金融發展作為門檻變量時，綠色技術創新對綠色經濟增長的影響通過了雙重門檻檢驗，門檻值分別為0.7048 和1.468，均通過了1%的顯著性檢驗，說明存在雙重門檻，模型成立。由回歸結果可知，當金融發展水平低于0.7048時，綠色技術創新對綠色經濟增長的影響系數為0.096 且不顯著，說明當金融發展程度較低時，金融發展對綠色技術創新影響有限，進而影響到綠色經濟發展水平。當金融發展水平介于0.7048 和1.468之間時，回歸系數為0.526 且在1%的水平上顯著，說明金融發展在這一水平內，綠色技術創新可以更有效地促進綠色經濟增長。當金融發展水平高于1.468 時，回歸系數為0.424 且在1%的水平下顯著，說明金融發展在這一水平下，綠色技術創新也可以促進綠色經濟增長，但影響程度變小。這說明金融發展水平過高時，資本的趨利性會導致流向綠色技術產業的資金變少。由于可獲得資金減少，科創企業會減少綠色技術產業的研發力度，反而不利于綠色經濟增長，假設2 得到驗證。當金融發展水平與綠色技術創新達到最佳協調值時，可以最大程度拉升綠色經濟增長，此時達到帕累托最優。若金融發展進一步提高，就會影響到綠色技術創新水平，綠色經濟增長也會受到影響。從沿黃九省（區）金融發展水平的樣本統計量來看，當期沿黃九?。▍^）金融發展程度均值為0.686，低于第一門限值，說明沿黃九?。▍^）金融發展水平較低，對綠色技術創新的支持力度不夠，所以綠色經濟水平增長緩慢。因此要加快沿黃生態經濟帶建設，擴大金融發展規模，盤活現有閑置資源，提升市場活力，并通過政策引導將有效資金投向綠色產業，促進綠色技術創新，進而促進綠色經濟增長。

（五）穩健性檢驗

為了驗證回歸模型是否穩健，本文通過增減控制變量，并將解釋變量綠色技術創新更改量化方式來進行穩健性檢驗。將其更改為用科技成果創收率、技術市場成交率、發明專利產出率來衡量，檢驗結果如表6 所示。

表6 中，列（1）為更改了綠色技術創新量化方式的回歸結果，列（2）為增加控制變量金融發展的回歸結果，列（3）為更改金融發展量化方式的回歸結果。在三個結果中，綠色技術創新系數均為正且分析在1%和5%的水平上顯著，與上文回歸結果基本一致，說明模型穩健，構建合理。

六、結論和建議

（一）研究結論

本文基于沿黃生態經濟帶九個?。▍^）2000—2019 年省域數據，通過構建混合回歸模型、門檻模型實證檢驗基于金融門檻下的綠色技術創新對綠色經濟增長的影響，得出以下結論：

表6 穩健性檢驗

第一，綠色技術創新可以有效促進綠色經濟增長。各模型回歸結果均顯示綠色技術創新的回歸系數為正且顯著，說明綠色技術創新在綠色經濟增長中發揮著重要作用。通過內生增長理論可知，技術進步對經濟發展至關重要。綠色技術創新通過淘汰落后產業、聚焦綠色產業和提升生產效率來降低企業碳排放，進而提高綠色經濟增長水平。

第二，在沿黃九?。▍^）中，綠色技術創新對綠色經濟增長的推動作用存在金融發展的雙重門檻效應。當金融發展水平較低時，市場上投融資渠道建設不健全，大量資金無法投資到實體產業中，造成了資源的嚴重錯配，對綠色技術的發展極為不利。有效資金不能投資到綠色產業也限制了綠色經濟的發展。而當金融發展水平過高時，二級市場極度發達繁榮就會導致金融異化現象發生。市場上大量資金都流向了投資回報率高、投資周期短的虛擬產業。由于綠色技術創新研發周期長并且需要很高的容錯空間，大量投資者不僅不愿意將資金投向綠色技術研發領域，而且還可能將現有資金抽離，這會威脅到綠色技術的發展，拖慢綠色經濟發展進度。另外，資金都集中在短平快的產業，很容易造成資本投機炒作，形成金融泡沫，對良好的經濟環境造成嚴重威脅。因此，存在一種最為合理的金融發展水平，在這一水平下，綠色技術創新可以得到更好的資金扶持，從而促進綠色經濟增長。

（二）對策建議

第一，激發綠色技術創新活力，促進綠色經濟增長。綠色技術創新的成果可以直接轉換應用到生產實踐中，為綠色經濟提供助力。沿黃九?。▍^）要加大科技合作，構建區域合作平臺，借助“黃河流域生態保護和高質量發展”這一國家戰略提升沿黃九?。▍^）的綠色技術研發水平。同時要進一步與高校、科研機構積極對接，產學研相結合，避免研究成果無法轉換為實際產品，為綠色經濟發展帶來切實收益。

第二，完善金融市場體制，深化金融市場改革，提升投融資效率。當前沿黃九省（區）金融發展水平較低，無法推動有效資金進入綠色產業。一方面，政府層面要積極出臺專項政策支持金融發展，通過貨幣政策和財政政策有效引導資金投入綠色產業。貨幣政策方面，積極探索各類貨幣政策工具在激勵金融發展中的應用，通過再貸款、再貼現、發行綠色債券等方法引導資金進入綠色產業。財政政策方面，要充分發揮財政資金的“杠桿撬動”作用。通過貼息、風險補償等措施降低綠色項目融資成本，為金融機構分擔貸款風險，激發企業轉型積極性。另一方面，要強化金融風險監管。從上述實證結果可以看出，過度發展金融不利于綠色經濟的發展。因此，要合理規劃金融市場建設，避免資本的無序擴張，各級監管部門應該建立金融風險防范機制，健全問責制度，制定投融資風險考核機制，加強金融機構的風險監管，始終堅持金融服務實體經濟的本質。

第三，加強區域合作，促進人才和資本合理流動。從描述性統計可以看出，沿黃九?。▍^）人力資本儲備和技術水平差異過大，這主要是由地理環境和技術壁壘造成的。要摒棄地方保護主義思想，打破技術壁壘，促進人才合理流動。現階段，國家正在大力推進沿黃生態經濟帶建設。通過搭建區域對話機制，建立區域人才庫可以更好地保證各個省份以長補短，促進綠色經濟均衡發展，這也是建設沿黃生態經濟帶的初衷所在。