金融支持與低碳經(jīng)濟發(fā)展的關系與措施研究

摘 要：為提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平，本文通過構建一元線性回歸模型，探尋金融支持與低碳經(jīng)濟發(fā)展的關系，并進行平穩(wěn)性檢驗。結果表明，金融支持可通過降低碳排放強度，進而提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平，這也驗證了金融支持促進低碳經(jīng)濟的發(fā)展。最后，本文提出促進低碳經(jīng)濟發(fā)展的相關金融措施和建議，從而更好地促進我國低碳經(jīng)濟的發(fā)展。

關鍵詞：低碳經(jīng)濟；金融支持；線性回歸模型；平穩(wěn)性檢驗

本文索引：謝健.<變量 2>[J].中國商論，2023（06）：-107.

中圖分類號：F833 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）03（b）--03

綠色經(jīng)濟的快速發(fā)展代表著我國經(jīng)濟發(fā)展正向高質(zhì)量綠色經(jīng)濟發(fā)展模式轉變。低碳經(jīng)濟是綠色經(jīng)濟中的重要一環(huán)，低碳經(jīng)濟與金融支持關系密切，許多學者對兩者間的關系進行了研究，吳朝霞等（2022）通過分析綠色金融支持低碳經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀及其存在的問題提出了相關建議，更好地實現(xiàn)了綠色金融助力低碳經(jīng)濟發(fā)展[1]；王建民等（2022）通過灰色關聯(lián)度等方法分析了綠色金融和低碳經(jīng)濟的發(fā)展關系，得出了從綠色金融產(chǎn)品創(chuàng)新、政策引導與激勵和普惠化發(fā)展三個方面進行兩者融合，對綠色金融與低碳經(jīng)濟融合有一定的參考價值[2]；郭希宇（2022）通過建立空間聯(lián)立方程模型，對綠色金融與低碳經(jīng)濟的內(nèi)生關系進行了研究并提出了相應的政策建議，該研究對于我國綠色經(jīng)濟的發(fā)展有一定的借鑒意義[3]。上述研究在進行低碳經(jīng)濟與金融支持之間的關系的確定中，缺少對于關鍵指標的設定研究，因此在得出關系結論時嚴謹性不足。本文將對低碳經(jīng)濟與金融支持對應的水平指標間的關系進行研究，并建立回歸模型進行兩者間具體關系的驗證。

1 金融支持與低碳經(jīng)濟簡述

1.1 基本概念

低碳經(jīng)濟是一種基于可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟發(fā)展模式。作為經(jīng)濟發(fā)展模式，低碳經(jīng)濟糅合了理念、技術和制度等方面的創(chuàng)新元素，同時反對以犧牲環(huán)境來實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展。發(fā)展低碳經(jīng)濟的目的是為了實現(xiàn)經(jīng)濟的綠色發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)保護雙贏，進而推動人類社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。低碳經(jīng)濟的特點可從宏觀和微觀兩方面進行總結：從宏觀角度看，低碳經(jīng)濟具有“三低”和“三高”的特點，分別對應污染、排放以及能耗的維持較低水平和效益、效率以及效能維持高水平，以制度和技術創(chuàng)新為主要方法，構建溫室氣體低排放的經(jīng)濟發(fā)展模式；從微觀角度看，低碳經(jīng)濟以新能源為主要消耗，直接起到減緩溫室效應的作用，以此構建一種低消耗、高效能、低碳排放的經(jīng)濟模式。

碳金融作為近年來興起的創(chuàng)新發(fā)展模式，主要著眼于可持續(xù)發(fā)展，其結構和制度經(jīng)過了不斷完善，體現(xiàn)的是一種綠色發(fā)展模式。碳金融可通過多種手段來限制溫室氣體的排放，包括銀行綠色信貸、碳排放權指標交易等，其中還包括低碳項目的投融資活動、碳金融產(chǎn)品及其衍生品的交易等。作為一種綠色發(fā)展模式，碳金融發(fā)展秉承著環(huán)境保護與經(jīng)濟快速發(fā)展相結合的理念，最終形成一種經(jīng)濟快速發(fā)展型、環(huán)境友好型、資源節(jié)約型的可持續(xù)發(fā)展模式。

1.2 金融支持與低碳經(jīng)濟的關系

低碳經(jīng)濟的發(fā)展與金融支持密不可分。一方面，低碳經(jīng)濟的實質(zhì)是創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，在這兩點的實現(xiàn)上，必不可少的因素是金融資源的風險管理以及合理分配。金融支持對低碳經(jīng)濟的發(fā)展方式是通過影響清潔能源的技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。另一方面，低碳經(jīng)濟的高速高質(zhì)量發(fā)展同樣能為金融支持助力。由此可知，金融支持與低碳經(jīng)濟之間密不可分，因此在進行低碳經(jīng)濟發(fā)展的研究時，應將金融支持作為第一要素。

2 數(shù)據(jù)來源與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲聯(lián)性和合理性，本文選取了某市2008—2020年的年鑒統(tǒng)計數(shù)據(jù)，包括該市歷年的碳排放數(shù)據(jù)以及全部金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例。

碳排放的主要來源為天然氣、石油、水核電以及煤等能源的大規(guī)模使用，因此在進行碳排放量的計算時可選擇各能源的比例和消費總量作為計算依據(jù)，計算公式為：

式中：

——隨機能源消費的碳排放量估計值；

Ｃ——碳排放總量（ｔ）的估計值；

——隨機能源的消費量；

——隨機能源碳排放系數(shù)，即單位排放量。

其中Eg、Ep、Ee、Ec分別為四種能源的消費量，而相對應的系數(shù)為μg、μp、μe、μc。

在進行碳排放系數(shù)的確定時，由于現(xiàn)存的確定標準不盡相同，本文選擇將各能源機構給定的系數(shù)進行平均計算，最終的所得值作為研究選擇的碳排放系數(shù)。

2.2 研究方法

本文選取Eviews6.0作為基礎工具對數(shù)據(jù)進行處理。在進行模型構建前將X設定為衡量金融支持的指標，即某市全部金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例；將Y設定為衡量低碳經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，即該市單位GDP碳排放量[4-6]。為消除模型構建過程中可能出現(xiàn)的較大異方差，將設置的兩個指標分別取對數(shù)，得到對應的自變量為，因變量為。根據(jù)自變量和因變量的關系，構建一元線性回歸模型，如式：

式中：——全部金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例；

——單位GDP碳排放量；

——隨機變量，指影響值的其他因素。

3 金融支持與低碳經(jīng)濟的關系實證

3.1 實例驗證與分析

由于時間序列數(shù)據(jù)可能存在虛假回歸問題，為確認回歸模型回歸的是否正常，可通過對模型進行平穩(wěn)性驗證來確保模型能夠正常投入實驗使用。回歸模型主要的平穩(wěn)性檢驗分為三部分：

（1）為確保自變量與因變量之間存在協(xié)整關系進而為兩變量建立長期的協(xié)整關系，選擇EG檢驗法進行檢驗。

（2）在進行時間序列平穩(wěn)性的驗證時可以選擇單位根檢驗（ADF檢驗）。

（3）格蘭杰因果關系檢驗。

3.1.1 EG協(xié)證檢驗

EG協(xié)整檢驗分為兩步：

（1）在滿足單整階相同的前提下，使用OLS對兩個變量進行計算，以獲取回歸方程的殘差；

（2）將獲取到的殘差進行平穩(wěn)性檢測，當檢驗結果證明該值平穩(wěn)時，則表示兩變量之間存在協(xié)整關系，否則就表示兩個變量之間不存在函數(shù)關系，無法互相解釋，不存在協(xié)整關系。

在本文的驗證實驗中，兩個變量的單整階數(shù)相同，表示其滿足檢驗條件。式（3）為OLS回歸分析，同時對式（2）進行估計，可得：

由式（3）可得

對步驟（1）中所得的殘差進行單位根檢驗，結果如表1所示。

由表1可知，殘差在給定5%的顯著性水平下，殘差序列拒絕原假設，也就表明序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此，自變量和因變量之間存在長期的協(xié)整關系。

3.1.2 單位根檢驗

本文通過Eviews6.0軟件實現(xiàn)對變量lnX和lnY的單位根檢驗。根據(jù)檢驗結果可以得出兩個變量對應的時間序列是否存在協(xié)整關系，相同即存在可能性，不同則可能性不存在，檢驗結果如表2、表3所示。

從檢驗結果中可以看出，在實驗給定的顯著性水平下，根據(jù)P值可接受原假設可知，兩個變量所對應的原序列不能拒絕原假設，表明原序列為非平穩(wěn)序列，存在單位根。對兩個變量分別進行一階和二階的差分處理，處理結果如表4所示。

3.1.3 格蘭杰因果關系檢驗

為保證兩個變量之間的關系更為清晰，本文選用不同的滯后期對兩個變量進行格蘭杰因果關系檢驗P值的不同會帶來變量之間因果關系的不同，在檢驗實驗中，P值小于0.05時，對應的變量能夠拒絕原假設，若大于0.05則不能。從檢驗結果可以看出，在給定的顯著性水平下，lnX均是引起lnY的原因。換而言之，在選擇的城市中，金融支持的指標影響著碳經(jīng)濟發(fā)展水平指標，也能在一定程度上說明金融支持對低碳經(jīng)濟有影響。

3.1.4 誤差修正模型

在兩個變量進行回歸模型的構建時，回歸結果存在一定的偏差，本文以誤差修正模型對兩個變量lnX和lnY進行一節(jié)回歸模型的均衡修正：

式（5）中，設定，再對式（5）進行OLS估計：

根據(jù)計算結果可得，金融支持能夠提升指標水平，也就是提高金融機構貸款余額占全市GDP的比例來降低單位GDP的碳排放量，進而提升低碳經(jīng)濟的發(fā)展水平。

3.1.5 實證結果分析

本文通過多種平穩(wěn)性檢驗以及模型修正后，可以對自變量lnY和因變量lnX做出相應判斷，進而得出全市金融機構貸款余額占全市GDP的比例與單位GDP碳排放量之間的關系，最后得出金融支持與低碳經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關系。通過驗證和修正可以得出：

（1）變量對應的序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。

（2）通過差分處理后，變量對應序列趨于平穩(wěn)。

（3）兩個變量之間存在長期的協(xié)整關系。

（4）金融支持能夠通過提升指標水平來降低碳排放強度，進而提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平。

4 金融支持低碳模式的具體措施

根據(jù)本文的研究成果可知，金融支持指標與低碳經(jīng)濟發(fā)展水平呈正相關關系。由此可以得出，要提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平，離不開金融支持指標的促進。在低碳經(jīng)濟發(fā)展下，要大力加強金融支持的方式，加大全市金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例。在全市總產(chǎn)值持續(xù)增長的情況下，增大金融機構貸款余額的規(guī)模可提高該比例。

（1）大力開展“綠色政府補貼”和鼓勵“綠色信貸”，以增大金融支持的規(guī)模，即增大全部金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例，該比例的增大會使碳排放強度降低，進而提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平。

（2）信貸部門優(yōu)化貸款管理機制，為難以獲得達標的信用評級的中小型企業(yè)提高信貸支持。信貸政策向中小型企業(yè)的延伸，可以擴大全部金融機構貸款余額占全市總產(chǎn)值的比例，進而提升低碳經(jīng)濟發(fā)展水平。

5 結語

綜上所述，本文對構建的一元線性回歸模型進行平穩(wěn)性檢驗和修正，可以得出在構建的模型中金融支持能夠?qū)Φ吞冀?jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生影響，也證明了可以通過金融支持提升低碳經(jīng)濟水平，構建金融支持低碳經(jīng)濟模式是合理的。

參考文獻

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