綠色金融、空間外溢與經濟高質量發展
——兼論市場化的門檻效應

宋玉茹

（中共中央黨校研究生院，北京 100091）

引言

自1978年改革開放以來，中國經濟歷經多年高速增長已經碩果累累。我國經濟總量穩居世界第二，人均收入也逐漸步入全球高收入經濟體行列。當前，我國經濟發展已邁入新時代，正在向高質量發展轉型，黨中央多次強調要通過多種途徑來提高經濟發展質量。金融業作為一國經濟的“助推器”和“潤滑劑”，是促進經濟高質量發展的核心動能之一。近年來，我國綠色金融發展驀然興起，其作為可持續發展的重要著力點之一，頻頻受到社會各界的重點關注。在我國，綠色金融被定義為以支持環境改善、應對氣候變化和資源節約高效利用的經濟活動，即對環保、節能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領域的項目投融資、項目運營、風險管理等所提供的金融服務[1]。相較于傳統金融而言，綠色金融更加強調生存環境利益而非自身盈利能力，更加注重通過自身活動維持自然生態平衡，講究金融活動與環境保護相統一，以實現經濟社會可持續發展為己任。綠色金融伴隨“綠色發展”應運而生，綠色金融不僅是我國金融發展的新道路，也代表著國際金融領域發展的新趨勢之一。當前，我國正處于經濟結構調整和發展方式轉變的關鍵時期，國內綠色產業發展以及傳統產業綠色改造對金融業的需求日漸增長，綠色金融發展也接連取得重大進展，綠色基金、綠色保險、綠色信托等新產品紛至沓來。種種研究表明，發展綠色金融是我國實現新時代高質量發展的重要路徑之一。綠色金融發展能否有效帶動區域經濟高質量發展，市場化改革推進能否助力經濟發展質量提升，是目前各界都在關注的焦點問題之一。本文對當下綠色金融和經濟高質量發展的研究成果做出了一定完善，希望拋磚引玉，對以后的相關研究有所啟發。

一、文獻綜述

（一）綠色金融發展政策梳理

發展綠色金融離不開完善、牢靠的政策體系作為支撐。盡管綠色金融在我國的發展熱度是從近年來才開始，但是自20世紀80年代以來，我國就實施了相應的生態環境保護金融政策。1981年2月，國務院發布《關于在國民經濟調整時期加強環境保護工作的決定》，此次決定在信貸管理中首次將環境因素考慮入內；2012年，“生態文明建設”這一概念在十八大報告中得到了清晰闡釋，并正式進入了黨章；2015年9月，“建設綠色金融體系”在中共中央、國務院印發的《生態文明體制改革總體方案》中鮮明列出，由此，“綠色金融”正式作為國家戰略進入大眾視野；2016年3月，“十三五”規劃綱要落成，綱要中明確指出要“建立綠色金融體系，發展綠色信貸、綠色債券，設立綠色發展基金”；2016年8月，《關于構建綠色金融體系的指導意見》發布后，作為綠色金融發展的頂層設計，我國“綠色金融體系”的演進得到了國家層面的總體規劃；2020年3月，“十四五”規劃和2035 遠景目標發布，其中明確指出要“大力發展綠色金融”。至此，發展綠色金融已成為我國生態建設工作的重要著力點；2021年3月，《深圳經濟特區綠色金融條例》正式實施，作為我國第一部綠色金融相關法律法規，它標志著我國綠色金融發展的制度保障首次從政策規定上升到法律約束的層面之上，也昭示著此后各地綠色金融發展的規范性、嚴謹性趨勢。截至目前，我國已擁有較為完善的綠色金融政策體系，位居全球先列[2]。

（二）綠色金融相關研究

當前，國內外關于綠色金融的研究成果已初具規模，本文主要從綠色金融的概念界定、效用價值以及發展測度三個方面對其進行梳理。謝旭升、嚴思屏（2021）[3]稱綠色金融為“環境金融”或“可持續金融”；Cowan E（1999）[4]認為綠色金融屬于環境經濟學與金融學的交叉學科，旨在應對生態環境保護的花費問題；Salazar J（1998）[5]認為綠色金融本質上是一種金融創新，同時也是在金融領域與環境保護之間溝通的橋梁。不同地區對綠色金融往往有不同的理解，發達國家更傾向于關注氣候變化以及綠色技術在生態保護層面上的創新和應用，而發展中國家則更關注減少能耗的金融投資[6]。

當前，我國綠色金融發展方興未艾，各方面都與國外差異明顯[7]，對綠色金融發展效用價值的探索亟待深入。而國內外關于綠色金融效用價值的評價角度傾向于多元化。Soundarrajan P、Vivek N（2016）[8]指出，綠色金融首先作為生態建設衍生手段，不僅會助力于自然環境改善，還與金融領域自身發展建設以及整體國民經濟發展都密不可分；王康仕（2019）[9]從微觀角度研究得出，綠色金融發展水平越高，對微觀企業綠色投資的帶動效應越明顯，也會拉動企業的整體投資水平；李朋林、葉靜童（2019）[10]從綠色金融政策制定與實施出發，認為我國綠色金融發展一向屬于受政府主導的“自上而下”發展模式；魏麗莉、楊穎（2020）[11]指出，綠色金融發展政策效力較強，一般可以帶來正向的環境效應，綠色金融發展過程中產業結構調整升級、生態環境保護規章制度的完善化與嚴格化，都可以為環境改善帶來積極作用。

目前關于綠色金融的測度問題尚處于探索階段，大多采取構建綠色金融發展指標的方式對其進行評價。王鳳榮（2018）[12]采用政策供給端的定量指標來對綠色金融發展進行測度；Li W（2014）[13]采取商業銀行的赤道原則比例、綠色信貸發放量等作為描述指標；胡夢達（2020）[14]認為單一指標往往無法準確測量綠色金融的發展水平，應構建綜合指標來衡量綠色金融發展以及相關指數；劉娜（2015）[15]則基于東部、中部、西部的發展差異展開關于區域綠色金融的研究。總結來看，構建起科學、準確的衡量指標體系進而展開研究是當下亟須解決的問題之一。

（三）經濟高質量發展相關研究

當前，我國主要矛盾已轉化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡、不充分發展之間的矛盾[16]，我國經濟發展也逐漸由追求數量增長轉型到謀求質量提高?！敖洕哔|量發展”這一理念提出之后便受到各界廣泛關注。經濟高質量發展的內涵如何準確界定？如何準確測度我國經濟高質量發展水平？經濟高質量發展會受到哪些因素影響？這些問題方興未艾，百家爭鳴，值得進一步深入探討。

從內涵出發，任保平（2018）[17]指出，所謂“高質量發展”不僅僅局限于數量增加，更重要的是質量優化，高質量發展要兼顧質量與數量，要達到數量與質量的有機統一，“經濟高質量發展”是一國經濟發展質量的高級階段與最優狀態。逄錦聚[18]認為，“經濟高質量發展”就“經濟增長”“經濟發展”而言是相對獨立的概念，經濟高質量發展不同于以往的經濟增長，它的核心在于激發經濟活力、提高經濟本身的創新水平從而優化經濟增長效率，實現“有效率”的經濟增長。馬茹和羅暉（2019）[19]則指出，在當前國內外風雨如磐的嚴峻形勢下，經濟高質量發展不僅是一種新的發展態勢，還是我國當前所面對的重大道路選擇，也是質量更高、效率更優、更加穩定、更加開放的經濟發展方略?？傮w而言，各界對經濟高質量發展的界定較為清晰，都強調發展質量、發展效率，而不僅僅局限于數量增加。

關于對經濟高質量發展水平的測度，當前眾多研究中都傾向于構建評價指標體系對高質量發展水平或者“發展質量”進行測度[20]。這類指標評價體系有些基于五大發展理念展開[21]，也有些學者將體系研究進一步細化。魏敏和李書昊（2018）[22]的測度體系將經濟結構優化、基礎設施完善等涵蓋入內。任保顯（2020）[23]則基于生產、分配、流通和消費及其外部性展開構建指標體系，測度省級經濟高質量發展水平。對經濟高質量發展的評價范圍一般分為國家層面[24-25]、省級層面[26-27]、縣市層面[28]以及各類區域[29-30]、行業部門層面[31-32]。學者們在關注省級經濟高質量發展水平的測度時，往往也會研究到我國經濟發展質量空間分布不平衡性問題[33]。但是當前對經濟發展質量測度的綜合指標尚未有統一標準，也有學者出于對指標體系的主觀性懷疑，采取單一指標衡量經濟發展質量水平[34-35]?？傮w而言，從廣義角度出發，經濟高質量發展不應僅僅囿于經濟范疇之中，政治、社會、文化、生態文明等方面的因素都應該加以考量。盡管當前衡量經濟發展指標的評價體系依舊處于籌備發展狀態，并且單一指標更為簡潔，但是構建完善的指標體系是目前對經濟高質量發展量化研究的主要手段，因此本文認為構建指標體系更具信服力。

當前研究結果能夠達成的共識是，我國經濟發展質量應得到進一步提升，區域間發展不平衡問題也亟待解決[36]。在有關影響經濟高質量發展因素的探討中，城鎮化水平[37]、經濟開放程度[38]、財政支出[39]、外資水平[40]等都是帶動經濟高質量發展的重要力量。除此之外，金融結構[41]、產業集聚[42]、金融集聚[43]、科技創新[44]、金融效率[45]、全要素生產率[46]等也是影響經濟發展質量的主要因素。近年來，關于綠色金融[47]、數字經濟[48]、科技金融[49]等金融發展主題對高質量發展影響與作用機制的研究也多有呈現，探析我國經濟發展質量的影響因素以及提升路徑具有重要的實踐意義。

（四）綠色金融與經濟高質量發展

當前國內關于綠色金融與經濟高質量發展之間聯系的研究方興未艾，而學者們常常基于省級面板數據對兩者展開研究。雷漢云（2020）[50]基于31 個省份的面板數據，得出了綠色金融發展可以通過改善生態環境助力經濟高質量發展的結論；董曉紅（2018）[51]則同樣基于省份面板數據，印證了我國綠色金融與綠色經濟發展的高度協調耦合狀態；周琛影等（2022）[52]采用主成分分析法分別合成綠色金融發展綜合指數和經濟高質量發展綜合指數，研究結果認為綠色金融可以提升經濟高質量發展綜合水平，但是綠色金融在促進經濟綠色發展、經濟結構優化、經濟創新發展的同時卻會抑制經濟穩定發展；張芳等（2020）[53]則指出，金融機構綠色金融投放可以優化資金配置、促進產業結構升級從而影響經濟高質量發展，并且產業結構升級是其中重要的中介路徑。理清綠色金融與經濟高質量發展之間的作用機理是開展研究的前提，綠色金融不僅關乎我國國計民生，也是綠色金融連接金融機構與綠色發展之間的“潤滑劑”和“助力器”，是深化供給側結構性改革、加快新舊動能轉換、引領經濟高質量發展的重要途徑[54]。目前的研究成果主要認為綠色金融助力經濟高質量發展的實現路徑主要在于從企業、公眾乃至國家層面上加快引導產業結構進一步優化調整，促進區域經濟與生態環境的協調發展。

而當前隨著我國市場化改革不斷深入，資源配置方式由起初的“市場為輔”逐漸演變為“市場主導”[55]，而綠色金融是目前我國金融機構開展差異化經營的新興領域，也是金融機構履行社會責任與實現自身盈利的最佳結合點[56]?？梢哉f，綠色金融本身就是以市場化改革為背景所推行的國家發展戰略。我國金融業發展本身就具有一定的市場化傾向，并且市場化進程不僅能夠促使形成更為統一與規范的競爭秩序，還會放大市場化競爭[57]，市場競爭到達一定程度時還會優化技術創新，進一步提高經濟發展質量[58]。除此之外，在金融數字化的背景下，較高的市場化水平會降低金融主體的參與門檻，加速信息多維流動，從而達到提高金融業發展質量的目的[59]。但是市場化改革的推進也可能會經歷市場基礎設施配置不完善、政府調控與市場調節失衡的階段，在這種形勢下可能反倒對經濟發展質量的提升產生一定阻礙[60]。

基于整體研究綜述，本文提出如下假設：

假設1：綠色金融發展會對經濟發展質量帶來正向作用。

假設2：市場化推進有利于增強綠色金融對區域經濟發展質量的提升效應。

二、指標選擇、模型設定以及描述性統計

（一）指標選擇與數據說明

本文選取2011—2019年我國各省份（西藏除外）年度經濟數據為樣本，所使用的數據均來源于國泰安數據庫、各省統計年鑒以及Wind 數據庫。各個變量的定義與選擇如下：

1.被解釋變量?？紤]指標體系構建的完整度，本文借鑒孫豪等（2020）[61]的研究方法，從創新、協調、綠色、開放、共享五個角度構建我國省級經濟發展質量評價指標體系，具體變量選擇如表1所示。

表1 經濟高質量發展評價指標體系

本文采用熵值法對2011—2019年我國各省份（西藏除外）經濟發展質量進行測度，計算結果如圖1所示。由圖1可見，我國經濟高質量發展存在較大的區域不平衡性，諸如北京、天津、上海、廣東等經濟領跑地區的經濟發展質量水平相對較高，整體而言西部遜于東中部，經濟較發達省份的發展質量一般也較高。

圖1 各省份經濟發展質量

2.解釋變量。本文核心解釋變量為綠色金融發展指數。由于目前綠色金融發展尚未形成系統的評價方法，學術界一般通過構建指標體系的方式對其進行衡量。本文借鑒李曉西（2014）[62]、高錦杰等（2021）[63]的研究成果，從綠色信貸、綠色證券、綠色保險、綠色投資和碳金融五個維度出發對我國各省綠色金融發展水平進行衡量，并運用熵值法進行指標合成。具體指標選擇如表2所示。

表2 綠色金融發展指數評價指標體系

3.控制變量。綜合現有研究成果，本文選取各省政府規模（政府財政支出/地區生產總值）、全要素生產率、失業水平、金融集聚水平、產業結構（第三產業產值/第一產業產值）、城鎮化水平作為控制變量。這些變量都是在以往研究中被證實對地方經濟發展質量有所影響的變量。其中，由于政府支出的擠出效應會隨著規模不同產生不同影響，本文加入政府規模的二次項作為控制變量。

4.門檻變量。當前，我國市場化改革涉及經濟、社會等方方面面，本文選取王小魯等（2019）[64]測算出的省級市場化指數作為衡量市場化程度的指標。市場化指數越大，意味著該省市場化程度越高。

本文各個變量的定義與符號如表3所示。

表3 變量定義

（二）模型設定

1.空間面板模型。本文采用空間面板模型來探究區域綠色金融發展對經濟發展質量的影響，首先引入莫蘭指數來檢驗兩個變量的空間依賴性。地理學第一定律（Tobler's First Law of Geography)曾指出：“一切事物之間都是存在相關關系的，并且當其位置相近時，這種關聯會表現得更加緊密”。[65]莫蘭指數（Moran's I）是空間計量學中用來度量空間自相關性的指數[66]，本文分析所使用的是全局莫蘭指數（Global Moran's I），計算公式如式（1）所示。

以綠色金融發展指數為例，其中n為計算所涉及的區域總數，本文選取30 個省份作為計算基礎，即n=30；Xi表示當年份某地區的具體觀測值，即該省份的綠色金融發展指數，W 則代表計算所需要的空間權重矩陣。本文分別選取地理距離權重矩陣（W1）、空間經濟距離權重矩陣（W2）、地理與經濟距離嵌套矩陣（W3）來計算莫蘭指數。其中，在W1中，Wij表示i、j兩個地區之間地理距離絕對值的倒數；W2將各個地區之間經濟發展水平的空間自相關性加以考量，其矩陣中Wij代表i、j 兩個地區之間人均GDP 差值絕對值的倒數；而W3則將地理距離與經濟距離綜合考慮，W3=kW1+(1-k)W2，k的取值位于[0，1]之間，本文參考邵帥等（2016）[67]的研究成果，取k值為0.5。

本文運用stata 軟件計算出我國2011-2019年30 個省份綠色金融發展指數與經濟發展質量的莫蘭指數。莫蘭指數取值范圍位于[-1，1]之間，數值越大，說明空間正相關性越強[68]。

基于空間自相關的檢驗結果，本文進一步構建空間計量模型，對不同省份之間各個要素的空間效應進行定量分析。在模型設定之前先假設本文所采取的最優空間計量回歸模型為空間杜賓模型（SDM），具體回歸選擇將依照后文的診斷性檢驗結果而定。具體形式如下：

在式（2）中，Xcontrol為系列控制變量的統寫，α0為常數項，ρ代表空間自回歸系數，W 代表標準化之后的空間權重矩陣，δ代表解釋變量空間滯后項的影響系數向量，μi和φi分別代表時間效應和空間效應，εit則為隨機誤差項。

除此之外，一方面為了緩解內生性問題的影響，另一方面也將各個省份前期行為對空間依存關系的影響加以考量，本文進一步構建動態空間面板模型如下所示：

相較于式（2），式（3）中加入了被解釋變量的一階滯后項。為了更加準確地對單個觀測單元的某一因素對鄰近單元所產生的空間效應進行觀測，本文進一步對式（3）采用偏微分矩陣運算，將其改寫為：

在式（4）中，I為單位矩陣，R 代表誤差項、截距項、時間效應以及空間效應的綜合項。進行偏微分矩陣運算之后，得到被解釋變量的第k個解釋變量的偏導矩陣如下：

空間溢出效應代表其他省份綠色金融發展對i地區經濟發展質量所產生的影響。

2.門限回歸模型。本文引入門限回歸模型對不同市場化程度下綠色金融發展對省域經濟發展質量的作用效果，模型構建如下：

在式（6）中，Mar 表示門檻變量市場化水平，γ代表門限值。假設虛擬變量I(γ) =(Marit≤γ)，I{· }為伯努利變量，若Marit≤γ，則I=1，反之I=0。式（6）為僅包含單一門限值的基本回歸方程式，當存在多個門限值時，模型設定為：

在式（7）中，γ1＜γ2。當回歸模型中存在雙門限時，一般假設之前所估計的單一門限值為已知，同時也需要對第一個門限值加以檢驗。

（三）描述性統計

在回歸之前，應先對變量進行描述性統計，以便對其直觀了解，結果如表4所示。

本文中各項指標分別包含270個原始數據，由表4結果可見各個變量的異常值并不明顯。進行回歸之前還要對各個變量進行相關性分析，以初步判斷假設的合理性，囿于篇幅本文不再使用表格匯報。根據stata 相關性分析的結果來看，綠色金融發展與經濟發展質量之間存在顯著正相關關系，各個變量之間兩兩相關系數基本上都小于0.5，并且大多數小于0.3，可以判斷本文的解釋變量之間并不存在多重共線性問題。為了保證模型滿足古典假設，進一步對兩模型進行VIF檢驗，得出模型中VIF檢驗結果為7.47，遠小于10，可以認為本文模型并不存在多重共線性問題。

表4 描述性統計

三、實證結果與分析

（一）空間自相關性檢驗

表5匯總了運用全局莫蘭指數對我國各省綠色金融發展指數和經濟發展質量分別進行的空間自相關性檢驗結果。結果顯示，在三類權重矩陣之下，兩個變量的全局莫蘭指數均為正值，表明我國各省綠色金融發展和經濟發展質量都呈現正向的空間相關性特征?？傮w來看，在W2權重之下，綠色金融發展指數和經濟發展質量的莫蘭指數普遍大于在W1和W3權重之下的結果，這就意味著經濟因素和地理距離在影響綠色金融發展和經濟發展質量的正向空間依賴性層面上，分別發揮著助長與縮小兩種效應。

表5 全局莫蘭指數表

（二）空間計量結果分析

1.診斷性檢驗。在對模型進行空間計量回歸之前，需要先進行診斷性檢驗，表6匯總了診斷性檢驗的結果。由表6的LM 檢驗結果可以看出，在三種權重矩陣之下，LM 統計量基本通過了顯著性檢驗，且針對空間滯后模型穩健LM檢驗值的顯著性明顯優于空間誤差模型，所以，相對而言空間滯后模型比空間誤差模型更適用于本文研究。由豪斯曼檢驗結果來看，固定效應優于隨機效應。Wald 檢驗結果則表明，在三種權重矩陣之下，空間杜賓模型（SDM）無法向空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM）轉化。結合所有LR 統計量都通過了顯著性檢驗來看，可以將本文研究模型擴展為雙向固定效應模型。綜上，本文最終選擇雙向固定效應下的空間杜賓模型來檢驗綠色金融發展對經濟發展質量的空間作用效果。

表6 空間計量模型診斷性檢驗

2.空間杜賓模型計量結果。表7匯總了空間杜賓模型的回歸結果。其中（1）（3）（5）為三類空間權重矩陣之下靜態空間杜賓模型回歸結果，（2）（4）（6）中則納入了被解釋變量的一階滯后項，作為相應的動態空間杜賓模型回歸結果。結果顯示，在W1、W2、W3三種空間權重之下，無論是靜態模型還是動態模型中，綠色金融發展水平指數的系數均為正值且都在1%的水平下顯著，表明綠色金融發展能夠顯著地促進區域經濟發展質量提升，由此假說1便得到了驗證。深化綠色金融發展是新時代金融發展的必經之路，是關乎國計民生的發展戰略，也是關乎生態環境保護、實現經濟高質量發展的重要手段之一，提升綠色金融發展水平能夠有效帶動區域經濟發展質量。

表7 空間面板模型回歸結果

此外，本文將滯后項納入模型中所構成的動態空間模型，不僅可以有效緩解內生性問題，還可以更加準確地衡量模型中空間溢出效應的動態變化。由表7可見，空間滯后系數、時間滯后系數以及時空滯后系數均顯著為正。因而可以得出：第一，在空間維度上，相鄰省份的經濟發展質量水平能夠對本省經濟發展質量做出正向預測，進一步證實了我國經濟高質量發展的空間集聚性，符合經濟發展質量的空間溢出效應；第二，在時間維度上，我國各省經濟發展質量呈現出明顯的路徑依賴性特征，當期經濟發展質量水平能夠正向預測下一期發展質量，這意味著經濟發展質量提升不是一蹴而就的，實現經濟高質量發展需要一個長期積累的過程；第三，綜合時間、空間雙維度來看，對上一期中較為臨近或經濟條件相似的省份而言，其較高的經濟發展質量也會對本省份當期經濟發展質量提升具有顯著的推動作用，本文認為這可以歸因于相鄰省份經濟發展的“溢出效應”和“示范效應”。經濟高質量發展是我國新時代的重要任務，經濟發展質量較高的省份能起到很好的帶頭示范作用，使鄰近省份不僅可以承接其發展外溢的效用，還可以效仿其發展路徑，更好地助力于自身發展質量的提升。

就控制變量而言，結果顯示，在三種空間權重矩陣之下，政府支出規模、失業水平、金融集聚水平、城鎮化水平都一致表現出顯著影響，而其他變量則并不一致顯著。政府支出規模對經濟發展質量呈現顯著的倒“U”形影響，即隨著政府支出規模的提高，其對經濟發展質量的影響是先促進后拖累。這是因為在政府支出規模較低時，適當提高財政投入會刺激經濟增長，但當政府支出過度時，會產生“擠出效應”，從而抑制市場投資活力，拖累經濟發展。失業水平系數均為負值，說明地區失業率上升會拖累經濟發展質量，這與眾多理論研究成果相一致。城鎮化水平系數均為正值，說明進一步提升城鎮化率可以有效驅動經濟高質量發展。金融集聚水平系數均為正值，說明提升區域金融集聚程度是實現經濟高質量發展的重要路徑。

3.綠色金融發展對經濟發展質量的空間效應分解。當區域之間存在空間溢出效應時，某個變量的變化不僅會對本省經濟發展質量造成影響，還會影響到鄰近省份或經濟條件類似省份的經濟發展質量。為此，本文將綠色金融和控制變量對經濟發展質量的空間效應分解為直接效應和間接效應以進一步分析。

表8匯總了SDM模型空間效應分解結果。從綠色金融發展指數來看，在不同的空間權重矩陣之下各類影響的表現略有不同，但各個系數均為正值，由此假設1再次得到驗證。同時，在三類空間權重矩陣之下，各個影響系數短期大于長期，直接大于間接，因此可以認為綠色金融發展對區域經濟發展質量的影響多在短期，并且不以空間溢出為主。進一步觀察系數可以發現，短期由經濟條件類似所帶來的空間溢出效應大于地理位置鄰近所帶來的空間溢出效應，長期則與之相反。究其原因，主要是目前我國綠色金融發展存在一定的區域不平衡性，經濟發展水平較高的地區，綠色金融推進也較快，故在短期內，本地區綠色金融發展水平的提升更容易在基礎設施相近、市場狀況類似的地區產生空間外溢效應，而在長期內，這種外溢更易到達鄰近地區。

表8 綠色金融對經濟發展質量影響的分解結果

從控制變量來看，政府支出在長期和短期內的直接影響中均表現出顯著的倒“U”形特征，并且系數相差不大，但空間外溢效應并不顯著。失業水平對經濟高質量發展產生顯著的負向拖累作用，且短期大于長期、直接大于間接。究其原因，在經濟條件相似的兩個省份之中，由于人才結構、市場基礎設施、產業構成、資金流動所表現出的相似性，所以一個省份失業水平提升可能意味著另一個省份就業條件惡化，從而引起經濟發展質量一定程度的削弱。在三類權重矩陣之下，城鎮化水平對經濟發展質量均具有明顯的直接影響，且長期大于短期，說明在我國實現經濟高質量發展目標的道路上，城鎮化水平這一因素一直發揮著重要作用，進一步提高城鎮化率可以有效促進區域經濟發展質量提升。金融集聚水平對經濟高質量發展的影響也主要體現為直接影響，且這種影響的系數在短期和長期內相當。

（三）門限回歸分析

為了對假設2進行檢驗，本文引入門限回歸模型，運用Bootstrap 反復抽樣法檢驗市場化指標（Mar）的門檻特征。從表9的檢驗結果來看，市場化水平雙門檻特征顯著，兩個門檻值依次為4.4200和8.9478，由此可以將樣本劃分為（2.371852，4.4200］、（4.4200，8.9478］ 和 （8.9478，11.10926］三個區間。

表9 市場化的門檻效應檢驗結果

表10匯總了根據模型（7）所構建的雙門限面板模型的回歸結果。結果顯示，在對地區效應和時間效應控制之后，綠色金融對經濟發展質量的影響表現出明顯的市場化異質性特征，由此假設2得到驗證。在區間（4.4200，8.9478］之內，綠色金融對經濟高質量發展表現出顯著的正向影響，在其他區間內這種影響并不明顯。究其原因，綠色金融對經濟高質量發展產生提升效應既需要一定的市場化環境，又不能過度依賴市場調節。在市場化程度不高的階段中，資源配置以政府調控為主，市場為輔，但綠色金融本身就偏政策化，并不是市場經濟條件下的產物，其發展并不能按照市場經濟條件下的均衡模型來定奪。發展綠色金融要以保護生態環境為導向，而并非以利益為導向，因此高度市場化競爭的條件其實并不利于綠色金融發展，在市場化水平較高的區間內，發展綠色金融對經濟發展質量的提升效應也未必會高。換言之，更好地發展綠色金融離不開政府的適當調控。

表10 市場化對經濟發展質量的門檻效應回歸結果

四、結論與對策建議

本文立足于綠色金融與經濟高質量發展的內涵，構建我國綠色金融發展水平評價指標體系，對綠色金融發展水平進行衡量，選取2011—2019年省級面板數據，引入空間計量模型檢驗綠色金融發展對經濟發展質量的影響，隨后對這種影響進行了效應分解，最后又引入門限回歸模型，檢驗市場化指標的門檻效應。研究結果表明：第一，我國綠色金融發展與經濟高質量發展都存在一定的正向空間溢出效應；第二，綠色金融發展能夠顯著提升本地區經濟發展質量，表明綠色金融發展能夠成為提高經濟發展質量的重要路徑，并且在綠色金融發展對經濟發展質量的提升中空間溢出效應比直接效應更明顯；第三，在差異性市場化水平之下，綠色金融發展對經濟發展質量表現出明顯的異質性，具有顯著的市場化門檻特征。由此，本文提出以下對策建議：

1.推進生態環保新技術研發與應用，提高綠色金融技術創新水平。當前，我國與發達國家綠色金融發展水平尚存差距，其中一個重要原因就是我國綠色生態技術發展遠遠不及對方。因此，我國應進一步建立綠色生態技術創新激勵機制，鼓勵綠色產業與相關研發機構積極創新改良，從技術層面推進我國綠色金融發展。

2.加大對落后區域的扶持力度，推進綠色金融發展水平逐漸提升。經濟欠發達地區的綠色金融發展水平往往也比較低迷。結合我國綠色金融發展明顯的空間外溢性特征來看，政府應充分考慮區域間綠色金融發展的空間聯動性，盡量確保各地發展條件優質化、均等化。對我國中西部地區進行適當的政策傾斜，注重基礎設施建設和人力資本扶持，不斷改善經濟發展的基礎條件，從而促進中西部地區綠色產業發展，并以此推進綠色金融發展水平逐漸提升。

3.完善政府干預機制，提升對綠色金融發展的宏觀調控質量。文中回歸結果表明，過度市場化競爭并不有利于發揮綠色金融對經濟發展質量的提升效應。綠色金融發展具有一定的政策導向性，良好的政策制度體系也是促使綠色金融發揮最大效用的保障。因此，各省應加快建立完善、協調的綠色金融發展體系，為保障綠色金融發展效力。