企業(yè)碳減排、綠色金融與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系研究
——基于面板向量自回歸模型的實(shí)證分析

李镕妗

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué),安徽 合肥 230036)

引言

自“雙碳”目標(biāo)提出以來,我國2020年碳排放強(qiáng)度比2015年下降18.2%,比2005年下降48.1%,碳減排工作卓有成效。其中,企業(yè)的碳減排行為做出重要貢獻(xiàn),在助力“雙碳”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的過程中發(fā)揮著不可替代的作用。企業(yè)的綠色行動(dòng)離不開綠色金融的支持,綠色金融的激勵(lì)、約束制度引導(dǎo)資金逐步轉(zhuǎn)入綠色、低污染項(xiàng)目,推動(dòng)企業(yè)綠色技術(shù)升級(jí),為碳減排創(chuàng)造條件(江世銀等,2022)[1]。同時(shí),綠色金融的發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)息息相關(guān),綠色金融的發(fā)展喚醒了市場的綠色環(huán)保意識(shí),刺激了綠色消費(fèi),為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了動(dòng)力,顯著促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(傅亞平等,2020)[2]。由此可知,企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)之間密不可分,環(huán)環(huán)相扣,不過已有研究大多單獨(dú)討論其中兩者間的單向關(guān)系,沒有將三者納入到一個(gè)框架中進(jìn)行分析。因此,本文利用面板向量自回歸模型實(shí)證分析企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)三者間相互影響的動(dòng)態(tài)演變過程,這是實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的關(guān)鍵,有助于后續(xù)有關(guān)政策的制定和優(yōu)化。

一、文獻(xiàn)綜述

企業(yè)行為、綠色金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長三者之間的關(guān)系,是理論研究與政策制定者關(guān)注的重點(diǎn)。現(xiàn)有研究主要關(guān)注企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)三者中兩者間的關(guān)系,且不同學(xué)者觀點(diǎn)不同,具體研究如下。

(一)企業(yè)碳減排與綠色金融

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從單方面分析綠色金融對企業(yè)碳減排的影響,目前還沒有一致性結(jié)論,主要存在兩種看法。一些學(xué)者認(rèn)為綠色金融有助于企業(yè)碳減排,其影響路徑主要有兩個(gè),一是綠色金融政策會(huì)對高碳排放企業(yè)產(chǎn)生資金約束,限制高污染企業(yè)發(fā)展,倒逼其進(jìn)行碳減排。2012年原銀監(jiān)會(huì)出臺(tái)的《綠色信貸指引》限制了“兩高一剩”行業(yè)的企業(yè)貸款額度,同時(shí)對其實(shí)行懲罰性高利率(陳琪,2019)[3]。綠色金融政策實(shí)施后,高碳排放企業(yè)的貸款規(guī)模顯著下降,融資成本顯著上升,新增投資顯著減少(蘇冬蔚等,2018)[4]。當(dāng)融資受到約束時(shí),高污染企業(yè)的生產(chǎn)能力會(huì)下降,能源消耗減少,污染物排放降低,進(jìn)而碳排放也會(huì)降低(范德成等,2022)[5]。二是綠色金融市場能為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新方面提供資金支持,正向鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行碳減排。綠色企業(yè)會(huì)得到更多的政府和社會(huì)資本的支持,拓寬了資金來源,企業(yè)會(huì)加大研發(fā)投入,推動(dòng)低碳技術(shù)創(chuàng)新(高原等,2022)[6]。技術(shù)創(chuàng)新一方面能夠提高能源利用率,從而節(jié)約生產(chǎn)投入端的能源消耗,另一方面可以促進(jìn)能源技術(shù)裝備不斷改良升級(jí),進(jìn)而減少產(chǎn)出段的污染排放(李蘭冰等,2021)[7]。綠色金融政策的實(shí)施推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行低碳技術(shù)創(chuàng)新,生產(chǎn)技術(shù)的改善能夠同時(shí)減少投入和產(chǎn)出兩端的碳排放。

還有一些學(xué)者認(rèn)為綠色金融與碳排放存在“倒U型”關(guān)系,綠色金融在前期會(huì)加速碳排放,不利于碳減排。以綠色投資這一綠色金融產(chǎn)品為例,曾勝、張明龍(2021)運(yùn)用空間杜賓模型和半?yún)?shù)面板空間滯后模型分析得出綠色投資對碳排放強(qiáng)度存在“倒 U 型”或“倒 N 型”非線性關(guān)系[8]。綠色金融在初期階段規(guī)模較小,對企業(yè)的技術(shù)研發(fā)促進(jìn)不大,且因?yàn)橘Y金不能投入生產(chǎn)經(jīng)營這一特殊性,在其他條件不變的情況下,企業(yè)為實(shí)現(xiàn)短期利潤最大化,可能會(huì)加大能源的投入,從而導(dǎo)致企業(yè)前期碳排放增長(曾詩鴻等,2022)[9]。

(二)綠色金融與地區(qū)經(jīng)濟(jì)

目前關(guān)于綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的研究,主要觀點(diǎn)是綠色金融能夠顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。劉傳江等(2022)從理論層面分析了綠色金融影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)理,即在需求側(cè)綠色金融通過擴(kuò)大綠色消費(fèi)、吸引綠色投資、提高政府購買力、增加凈出口,推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展;在供給側(cè)通過促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、加強(qiáng)對專業(yè)性人才的培養(yǎng),提升勞動(dòng)力水平,推動(dòng)了資本要素的積累,從而影響經(jīng)濟(jì)增長[10]。裴育等(2018)以浙江省湖州市綠色金融實(shí)踐為例,利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)從實(shí)證角度定量分析,研究發(fā)現(xiàn)綠色信貸投入這一金融產(chǎn)品可以直接促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[11],且地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是綠色信貸發(fā)展的重要依托(Li X et al., 2021)[12]。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)綠色金融對經(jīng)濟(jì)的影響在不同地區(qū)存在顯著差異,東部地區(qū)發(fā)展綠色金融對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最明顯,西部地區(qū)促進(jìn)作用較小,中部地區(qū)作用最不明顯,這可能是因?yàn)榈貐^(qū)間的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有所不同(劉霞等,2019)[13]。現(xiàn)有文獻(xiàn)還分析了綠色金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響路徑,綠色金融可以通過增加綠色技術(shù)研發(fā)投入,提高企業(yè)生產(chǎn)效率,推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化,從而給經(jīng)濟(jì)增長施加正向影響(丁攀等,2021)[14]。

(三)企業(yè)碳減排與地區(qū)經(jīng)濟(jì)

目前直接研究企業(yè)碳減排行為對地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響的研究較少,大多學(xué)者認(rèn)為企業(yè)碳減排顯著推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。馬文杰等(2022)認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行綠色低碳化改造,可增加綠色就業(yè)機(jī)會(huì),且有利于企業(yè)樹立積極履行社會(huì)責(zé)任的形象,從而更容易招聘并留住優(yōu)秀的人才,提高企業(yè)競爭力,創(chuàng)造新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn),推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展[15]。另外,從消費(fèi)的角度來看,消費(fèi)者更傾向于選擇購買對環(huán)境有益的產(chǎn)品,而社會(huì)責(zé)任感越強(qiáng)的企業(yè)的客戶忠誠度越高(劉西林,2022)[16],所以企業(yè)通過實(shí)施碳減排承擔(dān)社會(huì)責(zé)任,有利于促進(jìn)消費(fèi),擴(kuò)大內(nèi)需,從而帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(Zhang A et al., 2022)[17]。

綜上,雖然國內(nèi)外在碳減排方面的研究已經(jīng)有了許多重要的成果,但有關(guān)企業(yè)碳減排對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的直接影響的研究較少,且極少有研究將企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)三者納入同一個(gè)系統(tǒng),進(jìn)行綜合分析。因此,本文基于2008-2020年我國31個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù),借助面板向量自回歸模型,厘清上述變量間的相互影響機(jī)理,在一定程度上彌補(bǔ)三者綜合研究方面的空白,這對處理經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)間的矛盾具有現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

二、樣本選擇、變量定義與模型設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇及變量定義

選取2008-2020年存在實(shí)施碳減排的滬深A(yù)股上市公司的31個(gè)地級(jí)市作為研究樣本,借鑒潘健平等(2021)的做法[18],將某個(gè)地級(jí)市內(nèi)實(shí)施碳減排的上市公司數(shù)量作為衡量地區(qū)企業(yè)碳減排規(guī)模(cernum)的指標(biāo);參考余佳杰(2022)等的做法[19],選取綠色信貸規(guī)模作為衡量綠色金融(lngf)的指標(biāo)。本文用間接估算法測算地區(qū)綠色信貸規(guī)模(李健等,2015)[20],具體計(jì)算公式為:

(1)

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)利用人均GDP的對數(shù)值來衡量。數(shù)據(jù)來源是國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和中國統(tǒng)計(jì)年鑒。為了消除極端數(shù)據(jù)帶來的影響,本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了前后1%的Winsorize處理。

(二)模型設(shè)計(jì)

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法不能較好地論證出變量間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系,且模型中存在的內(nèi)生性問題常常讓人對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生懷疑,因此本文選擇構(gòu)建PVAR模型來研究企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)三者間的關(guān)系。面板向量自回歸模型(PVAR)不僅可以解決變量內(nèi)生性問題,還能彌補(bǔ)傳統(tǒng)VAR模型的不足,更加適用于分析面板數(shù)據(jù)。建立的模型如下:

(2)

其中,i代表地區(qū);t代表年份;p代表模型的滯后階數(shù);yit包含三個(gè)核心變量,即企業(yè)碳減排、綠色金融、地區(qū)經(jīng)濟(jì);α0是截距項(xiàng);Aj是回歸系數(shù)矩陣;γi表示個(gè)體效應(yīng)量;θt表示時(shí)間效應(yīng)量;εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示,企業(yè)碳減排(cernum)的最大值與最小值之間差距較大,說明各地區(qū)間實(shí)施碳減排的企業(yè)數(shù)量差異較大,均值為3.270,說明目前我國實(shí)施碳減排的企業(yè)數(shù)量不是很多。觀察綠色金融(lngf)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果,同樣發(fā)現(xiàn)各地區(qū)間的綠色金融水平存在差異,但均值較高,說明我國綠色金融發(fā)展較為良好。地區(qū)人均GDP差距不是很大,說明樣本地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為接近。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)數(shù)據(jù)及模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn),本文采用IPS檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)、Fisher ADF檢驗(yàn)和Fisher PP檢驗(yàn)四種檢驗(yàn)方法,來檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性(結(jié)果見表2)。由表2可知,變量lngf和lnpdgp的原數(shù)據(jù)未能全部通過四種檢驗(yàn),但一階差分后,所有變量都是平穩(wěn)的,說明各變量同階單整,滿足協(xié)整分析的條件,可以建立PVAR模型。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

在進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析、方差分解和格蘭杰因果檢驗(yàn)之前,對構(gòu)建的PVAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn),該模型共有12個(gè)特征根,檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示,所有特征根都落在單位圓內(nèi),由此可知,構(gòu)建的滯后4期的面板向量自回歸模型是穩(wěn)定的,可以對其進(jìn)行進(jìn)一步分析。

圖1 單位根檢驗(yàn)

(三)脈沖響應(yīng)分析

對企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)間進(jìn)行500次蒙特卡洛模擬得到的滯后8期的正交化脈沖響應(yīng)關(guān)系圖,結(jié)果如圖2所示。圖2中,橫坐標(biāo)表示滯后期數(shù),縱坐標(biāo)表示響應(yīng)值,每張圖的中間線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),上下兩條線表示95%置信區(qū)間的上下界,每張圖上方標(biāo)注了具體的響應(yīng)雙方,如IRF ofdcernumtodlngf表示變量dcernum受到dlngf的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)所做出的響應(yīng)。具體分析如下:

圖2 脈沖響應(yīng)注:中間曲線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線,其外側(cè)兩條曲線表示置信區(qū)間

圖2中的a、b、c分別反映了企業(yè)碳減排(cernum)給自身、綠色金融(lngf)以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)帶來的沖擊響應(yīng)。企業(yè)碳減排受到自身沖擊時(shí),短時(shí)間內(nèi)形成正向響應(yīng),且在當(dāng)期達(dá)到最大值,而后隨著時(shí)間的推移正向影響在減弱,在滯后1期時(shí)達(dá)到最小值,出現(xiàn)負(fù)向影響,后又慢慢上升,滯后3期開始出現(xiàn)較為穩(wěn)定的正向影響,說明企業(yè)碳減排行為存在一定的慣性,愿意碳減排的企業(yè)會(huì)持續(xù)選擇進(jìn)行減排行為。企業(yè)碳減排對于地區(qū)綠色金融的影響波動(dòng)較大,滯后1-3期負(fù)向沖擊較為明顯,滯后4期時(shí)呈現(xiàn)出最大的正向影響,而滯后5-8期,企業(yè)碳減排對綠色金融的影響趨近于零,說明企業(yè)碳減排對綠色金融的影響不顯著,可能是因?yàn)榫G色金融受政策影響更大。受到企業(yè)碳減排的沖擊后,地區(qū)經(jīng)濟(jì)在當(dāng)期沒有響應(yīng),滯后2期時(shí)達(dá)到正向最大值,雖然滯后3期時(shí)出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng),但很快呈穩(wěn)步上升的正向趨勢,說明長期而言,企業(yè)碳減排有利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長,與已有文獻(xiàn)結(jié)果一致。

圖2中的d、e、f分別反映了綠色金融(lngf)對企業(yè)碳減排(cernum)、自身以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)的影響。綠色金融對企業(yè)碳減排的影響一直都是正向的,說明綠色金融水平的提升增強(qiáng)了企業(yè)實(shí)施碳減排的動(dòng)力。對自身的沖擊響應(yīng)波動(dòng)較大,長期來看會(huì)產(chǎn)生正向影響。接著,地區(qū)經(jīng)濟(jì)對來自綠色金融的沖擊反應(yīng)迅速,有所波動(dòng),前4期為正,雖然滯后5期時(shí)下降為負(fù)向響應(yīng),但第7期開始上升并穩(wěn)定于較低水平的正向反應(yīng)。由此可知,綠色金融的發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用短期較為顯著,后期促進(jìn)作用明顯下降。

圖2中的g、h、i顯示了當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)作為沖擊變量時(shí),企業(yè)碳減排(cernum)、綠色金融(lngf)以及自身做出的響應(yīng)。企業(yè)碳減排對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的沖擊一直做出正向響應(yīng),說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步積極推動(dòng)企業(yè)實(shí)施碳減排。地區(qū)經(jīng)濟(jì)對綠色金融的沖擊響應(yīng)在前4期為正,之后降為負(fù),第8期趨于零,說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)可以給綠色金融帶來正向的沖擊,但并不穩(wěn)定,還可能出現(xiàn)抑制作用。綠色金融對自身的影響,呈現(xiàn)出“正-負(fù)-正”的趨勢,且遠(yuǎn)期趨向于0,說明其在短期內(nèi)存在較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)慣性和自我增強(qiáng)效應(yīng),但持續(xù)時(shí)間并不長。

總的來說,綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都能顯著促進(jìn)企業(yè)碳減排,說明企業(yè)的綠色低碳行為離不開宏觀經(jīng)濟(jì)和金融工具的支持;同時(shí)企業(yè)碳減排有益于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長,而綠色金融對企業(yè)碳減排沖擊的響應(yīng)波動(dòng)較大,說明綠色金融的發(fā)展與企業(yè)碳減排行為的關(guān)聯(lián)度不大;綠色金融短期顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長,但長期促進(jìn)作用會(huì)逐步減弱,可能是因?yàn)榫G色金融開展時(shí)間較短,還存在較多問題,有待完善。

(四)方差分解

為了準(zhǔn)確了解企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)之間的影響程度,本文進(jìn)一步利用方差分解的方法衡量每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。表3展示了各變量滯后1、5、10、20期的方差分解結(jié)果。觀察發(fā)現(xiàn),三個(gè)變量之間的方差分解結(jié)果在第10個(gè)預(yù)測期和第20個(gè)預(yù)測期基本一致,由此可知,在第10個(gè)預(yù)測期后,各變量之間的貢獻(xiàn)度基本穩(wěn)定。各變量方差分解結(jié)果的具體分析如下:

表3 各變量方差分解結(jié)果

企業(yè)碳減排在第1個(gè)預(yù)測期僅受到自身沖擊的影響,在之后的預(yù)測期中,自身的貢獻(xiàn)率有所下降,同時(shí)綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度緩慢上升,且上升幅度有限,在滯后20期時(shí),綠色金融的貢獻(xiàn)度為5%,高于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度(0.5%)。因此,相比地區(qū)經(jīng)濟(jì),企業(yè)碳減排行為更依賴綠色金融的發(fā)展水平,但總的來說,企業(yè)碳減排受其他變量的影響較小,主要受自身影響,說明企業(yè)是否進(jìn)行碳減排與自身的選擇關(guān)系更為密切。

綠色金融對自身的方差貢獻(xiàn)率高達(dá)85%左右,但隨著滯后期數(shù)的增加,企業(yè)碳減排與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度都在增加,地區(qū)經(jīng)濟(jì)的上升幅度為19%,大于企業(yè)碳減排的幅度(1.1%),說明綠色金融的發(fā)展除了受自身的影響,還有部分受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。

在地區(qū)經(jīng)濟(jì)的變化中,來自自身的沖擊一直在75%以上,說明經(jīng)濟(jì)增長存在正反饋現(xiàn)象,過去的經(jīng)濟(jì)能夠充分解釋未來的經(jīng)濟(jì)增長。在第20個(gè)預(yù)測期,綠色金融的貢獻(xiàn)度達(dá)到14.5%,說明綠色金融在一定程度上推動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

綜合上述分析可知,三者之間存在一定的相互促進(jìn)作用,其中綠色金融與地區(qū)經(jīng)濟(jì)之間的相互影響更為明顯。但三者都受自身的影響最大,說明企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都存在較強(qiáng)的慣性。

(五)格蘭杰因果檢驗(yàn)

上文已證實(shí)構(gòu)建的PVAR模型是穩(wěn)定的,因此可以進(jìn)一步對企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行滯后階數(shù)為4階的格蘭杰因果檢驗(yàn),所得結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明:

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

綠色金融(lngf)是企業(yè)碳減排(cernum)的格蘭杰因,而地區(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)不是企業(yè)碳減排(cernum)的格蘭杰因,與上文方差分解結(jié)果的分析較為一致,綠色金融水平對企業(yè)碳減排行為的影響更為顯著。

企業(yè)碳減排(cernum)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)的單向格蘭杰因,進(jìn)一步說明企業(yè)的碳減排行為是有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。而企業(yè)碳減排(cernum)不是綠色金融(lngf)的格蘭杰因,說明碳減排企業(yè)數(shù)量的變化不能解釋綠色金融水平的變化,可能是因?yàn)槟壳熬G色金融水平受相關(guān)政策的影響更大。

綠色金融(lngf)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)(lnpgdp)之間存在雙向格蘭杰因果,說明目前綠色金融與地區(qū)經(jīng)濟(jì)間互動(dòng)效應(yīng)明顯。

四、結(jié)論與建議

本文以2008-2020年31個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),運(yùn)用面板向量自回歸模型對企業(yè)碳減排、綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,得到如下結(jié)論:第一,企業(yè)碳減排顯著推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長,而對綠色金融的影響不顯著。第二,綠色金融和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都能促進(jìn)企業(yè)碳減排,其中綠色金融的推動(dòng)作用更為顯著,說明企業(yè)的綠色低碳行為離不開宏觀經(jīng)濟(jì)和金融工具的支持。第三,地區(qū)經(jīng)濟(jì)與綠色金融之間相互促進(jìn),但這種促進(jìn)作用會(huì)隨著時(shí)間的推移逐漸減弱,說明二者間的積極影響持續(xù)性不強(qiáng),可能是因?yàn)榫G色金融開展時(shí)間較短,還存在較多問題,有待完善。

根據(jù)上述研究結(jié)論,提出如下對策建議:第一,政府應(yīng)該給予減排企業(yè)更多的政策扶持,大力推動(dòng)企業(yè)積極實(shí)施綠色行動(dòng)。節(jié)能減排政策不會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長,企業(yè)的綠色行為不僅有利于生態(tài)環(huán)境的改善,還能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二,綠色金融政策體系應(yīng)該進(jìn)一步完善,引導(dǎo)市場資金支持企業(yè)綠色發(fā)展,要做到精準(zhǔn)識(shí)“綠”,用心助“綠”,耐心護(hù)“綠”,助力“雙碳”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。第三,地區(qū)應(yīng)持續(xù)保持經(jīng)濟(jì)增長,為企業(yè)減排行為以及綠色金融的健康發(fā)展提供物質(zhì)保障,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高,有益于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化升級(jí),實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。