綠色金融、技術(shù)創(chuàng)新與綠色發(fā)展效率

摘 要：基于2006—2019年長江經(jīng)濟帶107個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)模型探究綠色金融對綠色發(fā)展效率的影響。結(jié)果表明：①綠色金融能夠顯著提高綠色發(fā)展效率；②綠色金融對長江經(jīng)濟帶不同地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響大小表現(xiàn)出地區(qū)異質(zhì)性，表現(xiàn)為長江下游（0.628 8）gt;長江中游（0.454 1）gt;長江上游（0.380 2）；③技術(shù)創(chuàng)新在其中起到部分中介效應(yīng)，效應(yīng)大小為11.81%。基于上述研究結(jié)論，提出建議：①繼續(xù)擴大綠色金融政策的覆蓋面，鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入力度，進行技術(shù)創(chuàng)新；②限制污染企業(yè)發(fā)展，加強對綠色金融和技術(shù)創(chuàng)新的信息披露和監(jiān)管，提高綠色發(fā)展效率；③提高綠色金融資本的流動性，綠色金融政策應(yīng)向欠發(fā)達地區(qū)傾斜。

關(guān)鍵詞：綠色金融；綠色發(fā)展效率；雙向固定效應(yīng)；技術(shù)創(chuàng)新；長江經(jīng)濟帶

中圖分類號：F1243；F832" " " " " " " " " " " " " " " " " "文獻標志碼：A

0 引 言

改革開放四十年來，我國經(jīng)濟突飛猛進，經(jīng)濟總量連上新臺階，世界排名穩(wěn)步提升，創(chuàng)造了人類經(jīng)濟史上的發(fā)展奇跡。但是，傳統(tǒng)以重工業(yè)為主的經(jīng)濟發(fā)展方式也帶來了生態(tài)環(huán)境的退化與自然資源的過度消耗。黨的十九大報告指出，我國要貫徹新發(fā)展理念，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。大力發(fā)展綠色金融，提升綠色發(fā)展效率已成為社會各界的普遍共識。

長江經(jīng)濟帶橫跨我國東、中、西三大區(qū)域，擁有豐富的自然資源與人力資源，是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎。作為拉動我國經(jīng)濟增長的三大支撐帶之一，長江經(jīng)濟帶是推動綠色發(fā)展、提高金融創(chuàng)新的重要力量。2012年，湖北便成立了碳排放權(quán)交易中心，而后，上海于2017年成立了“陸家嘴綠色金融發(fā)展中心”與“陸家嘴金融城理事會綠色金融專業(yè)委員會”兩大平臺；其他城市也都在為綠色金融的發(fā)展出臺相關(guān)政策、創(chuàng)新金融產(chǎn)品。長江是中國民族的母親河，長江流域面積約占我國國土面積的18.8%，是我國經(jīng)濟最為發(fā)達、人口最為密集的地區(qū)之一。堅持長江經(jīng)濟帶的生態(tài)發(fā)展、綠色發(fā)展，關(guān)乎百年大計、民生福祉。習近平總書記在長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會上指出要“共抓大保護，不搞大開發(fā)”。因此，綠色發(fā)展、金融創(chuàng)新理應(yīng)成為推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。

推動長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展需要大量資金的扶持，由于“外部性”的存在，傳統(tǒng)的金融模式很難誘導大量資金配置到初期投入高、回報慢的綠色項目上，需要金融創(chuàng)新來彌補資金缺口，推動企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新以提升綠色發(fā)展效率，進而實現(xiàn)綠色發(fā)展。綠色金融的發(fā)展正好順應(yīng)這一需求，因此，研究長江經(jīng)濟帶綠色金融、技術(shù)創(chuàng)新與綠色發(fā)展效率之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

早期一些專家學者多是就綠色金融的內(nèi)涵、綠色金融與傳統(tǒng)金融的區(qū)別進行研究，隨著碳減排、可持續(xù)發(fā)展理念的深化，近年來學術(shù)界對于綠色金融的研究更加深入。部分學者從不同的角度研究綠色發(fā)展效率提高的不同動因。還有部分學者將綠色金融與綠色經(jīng)濟、經(jīng)濟發(fā)展等結(jié)合起來進行研究。以下從綠色金融、綠色發(fā)展效率、綠色金融與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系三個方面對現(xiàn)有文獻進行梳理。

1.1 綠色金融研究

文書洋等[1]從基礎(chǔ)理論研究出發(fā)，深入探討各個國家選擇金融系統(tǒng)而非公共部門來發(fā)展綠色金融背后的經(jīng)濟學原理，采用31個國家的上市公司數(shù)據(jù)，實證分析得出綠色金融對經(jīng)濟長期增長起到顯著的促進作用，并進一步構(gòu)建理論模型證明綠色金融的成本分攤與風險分擔兩大功能使其成為經(jīng)濟發(fā)展的必然選擇，回答了“為什么需要綠色金融？”這一問題。一些學者采用雙重差分法，以《綠色信貸指引》作為準自然實驗，研究綠色信貸政策對企業(yè)、社會產(chǎn)生的影響。例如，金祥義等[2]、王鑫等[3]、斯麗娟等[4]分別研究發(fā)現(xiàn)綠色信貸政策能夠顯著促進我國出口貿(mào)易的發(fā)展、綠色創(chuàng)新、企業(yè)環(huán)境社會責任的改善。還有一些學者認為綠色金融對能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化、企業(yè)綠色創(chuàng)新等產(chǎn)生正向影響[5-6]。

1.2 綠色發(fā)展效率研究

周亮等[7]通過使用SBM-Undesirable模型、空間馬爾科夫鏈等方法測度與刻畫了2005—2015年我國城市綠色發(fā)展效率的時空演變特征，發(fā)現(xiàn)在此期間我國城市綠色發(fā)展效率平穩(wěn)提升了10%，東部、中部、西部呈現(xiàn)出階梯狀遞減的區(qū)域異質(zhì)性規(guī)律，且空間集聚特征顯著，高效率城市存在正向溢出效應(yīng)，低效率城市存在負向溢出影響。張可云等[8]研究發(fā)現(xiàn)城市群多中心性主要通過知識溢出、科技創(chuàng)新和人力資本水平對城市綠色發(fā)展效率產(chǎn)生“倒U型”影響。安夢天等[9]研究發(fā)現(xiàn)地方政府預期經(jīng)濟目標會通過一系列內(nèi)在機制影響政府行為，進而抑制綠色發(fā)展效率，但是在2014年后發(fā)生逆轉(zhuǎn)。

1.3 綠色金融與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究

史代敏等[10]運用全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，用主成分綜合得分衡量綠色金融發(fā)展水平，認為提高綠色金融發(fā)展水平能夠促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，且呈非線性關(guān)系并存在門限效應(yīng)，進一步研究發(fā)現(xiàn)，我國大多數(shù)省份的綠色金融發(fā)展水平均低于門限值。文書洋等[11]構(gòu)建了一個含有金融部門的并將綠色技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生化的可持續(xù)增長模型，并以我國省級面板數(shù)據(jù)為例進行檢驗，研究表明綠色金融能夠通過促進綠色創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。周新苗等[12]提出綠色金融發(fā)展的三個方面的驅(qū)動機制，其中市場需求驅(qū)動能夠正向較持久地拉動整個宏觀經(jīng)濟及其可持續(xù)性，政府引導驅(qū)動短期內(nèi)具有較強的波動性，金融行業(yè)本身的“綠色化”則對宏觀經(jīng)濟起到明顯的長期向好作用。

綜上所述，可知現(xiàn)有文獻缺乏對綠色金融與綠色發(fā)展效率之間關(guān)系的直接研究，更缺乏綠色金融是如何通過技術(shù)創(chuàng)新這一機制對綠色發(fā)展效率產(chǎn)生影響的研究。因此本文以長江經(jīng)濟帶城市為例，直接研究綠色金融對城市綠色發(fā)展效率的影響，為綠色金融的發(fā)展提供更加豐富的理論依據(jù)，為政策落實提供有針對性的建議。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 綠色金融與綠色發(fā)展效率

從文獻[13]～文獻[15]可知，綠色金融對于綠色發(fā)展效率的影響主要存在三大效應(yīng)：第一，資金支持效應(yīng)。綠色金融通過創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，為綠色經(jīng)濟的發(fā)展提供資金支持。這些資金可以用于支持可再生能源、清潔生產(chǎn)等綠色項目，促進污染企業(yè)融資，促進更多企業(yè)向綠色環(huán)保型企業(yè)轉(zhuǎn)型，同時也能夠緩解綠色企業(yè)的融資約束。長期專項資金的支持也能夠推動企業(yè)清潔技術(shù)的研發(fā)，實現(xiàn)提高產(chǎn)出效率與降低環(huán)境污染的統(tǒng)一。第二，資本配置效應(yīng)。傳統(tǒng)金融的資本配置功能對于綠色金融也同樣存在，綠色金融政策的實施使得銀行等金融機構(gòu)更偏向投資綠色企業(yè)綠色項目，將原本打算投放給效率低、污染高的高耗能產(chǎn)業(yè)的資金投向高效率、低污染的綠色企業(yè)，將資本配置到更有效率、更加環(huán)保的地方，倒逼重污染企業(yè)進行節(jié)能減排、提高生產(chǎn)效率。第三，反融資約束效應(yīng)。在傳統(tǒng)金融活動中，資金更加偏向于流向周期短、回報高的項目，導致綠色企業(yè)資金供給不足，存在融資難的問題。而在綠色金融的加持下，綠色信貸政策將很好地緩解綠色企業(yè)的融資壓力。不僅如此，綠色信貸的增加，還將推動綠色企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模、改進生產(chǎn)技術(shù)，進一步提升其融資能力，形成可持續(xù)的良性循環(huán)。康雯等[15]研究認為，綠色金融主要通過門檻效應(yīng)、資本效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)來實現(xiàn)反融資約束效應(yīng)。融資約束的寬松，能夠提高企業(yè)的研發(fā)投入和協(xié)同研發(fā)投入[16]，進而提高企業(yè)的發(fā)展效率與可持續(xù)發(fā)展能力。

基于以上理論分析，提出如下假設(shè)H1：綠色金融能夠促進綠色發(fā)展效率。

2.2 技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

綠色金融的資金支持、資本配置以及反融資約束三大效應(yīng)均會使得綠色環(huán)保企業(yè)獲得更多的資金用于研發(fā)投入、改進技術(shù)，更換更加環(huán)保高效的生產(chǎn)設(shè)備，以進行綠色技術(shù)方面的創(chuàng)新。綠色金融政策本身亦能夠提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的活躍度[17]，而綠色創(chuàng)新能夠顯著提高企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效[18-19]，故技術(shù)創(chuàng)新也是實現(xiàn)綠色經(jīng)濟與可持續(xù)發(fā)展的重要手段，通過技術(shù)創(chuàng)新，可以提高資源利用效率、減少環(huán)境污染、提高碳排放效率[20]。一方面，技術(shù)創(chuàng)新可以開發(fā)新的綠色技術(shù)和產(chǎn)品，提高資源利用效率和生產(chǎn)效率。例如，智能節(jié)能技術(shù)、再生能源技術(shù)等，可以降低能源消耗和碳排放，提高生產(chǎn)效率和環(huán)境效益。另一方面，技術(shù)創(chuàng)新可以推動循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展，減少資源的浪費和環(huán)境污染。例如，生物降解材料、廢棄物再利用等技術(shù)，可以實現(xiàn)資源的再生利用和循環(huán)利用。基于此，提出假設(shè)H2：綠色金融能夠通過技術(shù)創(chuàng)新提高綠色發(fā)展效率。

2.3 區(qū)位異質(zhì)性分析

長江經(jīng)濟帶橫跨我國東、中、西三大區(qū)域，上游地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南四省市，中游地區(qū)包括江西、湖北、湖南三省，下游地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、安徽四省市。由于東中西地區(qū)的發(fā)展速度不同，長江經(jīng)濟帶內(nèi)部各省市的地區(qū)經(jīng)濟存在明顯體量差異。據(jù)《長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展報告》，以2019年為例，東部較發(fā)達的長江經(jīng)濟帶下游地區(qū)經(jīng)濟總量占長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟總量的51.8%，中部的長江經(jīng)濟帶中游地區(qū)、上游地區(qū)占比均為24.1%。由于不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境保護力度的不同，綠色金融發(fā)展狀況在不同地區(qū)有所差異[21]，導致綠色金融對不同地區(qū)的綠色發(fā)展效率表現(xiàn)出異質(zhì)性。基于此，提出假設(shè)H3：綠色金融對長江經(jīng)濟帶城市不同地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響具有顯著的異質(zhì)性，且對長江下游地區(qū)的影響要顯著高于長江中游及上游地區(qū)。

3 實證研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

選擇長江經(jīng)濟帶11個省市107個地級市（剔除缺失值較多的普洱市、畢節(jié)市、銅仁市）作為研究對象，樣本選取區(qū)間為2006—2019年，數(shù)據(jù)來源于我國各省市統(tǒng)計年鑒、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》等，部分缺失值采用線性插值法補齊。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

選擇綠色發(fā)展效率（GDE）作為被解釋變量，引入資本投入、勞動力投入、資源投入、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，采用超效率SBM模型并參考李根等[21]的計算方法對長江經(jīng)濟帶地級及以上城市綠色發(fā)展效率進行測度。其中資本投入使用固定資產(chǎn)投資額，勞動力投入使用年末從業(yè)人員數(shù)，資源投入采用供水量、城市建成區(qū)面積核算，期望產(chǎn)出使用GDP，非期望產(chǎn)出使采用工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量與工業(yè)煙塵排放量核算。

3.2.2 核心解釋變量

選擇綠色金融（GF）作為核心解釋變量。現(xiàn)有研究多采用多種指標綜合加權(quán)的方法對綠色金融進行測度，本文綜合借鑒文書洋等[11]、蔡強等[23]的方法，選用綠色信貸、綠色投資、綠色保險、綠色債券、綠色支持、綠色基金、綠色權(quán)益7個二級指標以及對應(yīng)的7個三級指標來構(gòu)建綠色金融一級指標，并采用熵值法測算長江經(jīng)濟帶各城市綠色金融發(fā)展水平。具體指標構(gòu)建體系見表1。

3.2.3 控制變量

本文借鑒于波等[24]、文書洋等[11]的做法，選取經(jīng)濟發(fā)展水平（Lnpgdp）、資本投入（Capical）、政府干預（Gov）、外商投資水平（FDI）以及人力資本水平（Lnavgpay）作為控制變量。

經(jīng)濟發(fā)展水平：一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平顯然與該地區(qū)經(jīng)濟效率息息相關(guān)，本文采用人均GDP取對數(shù)來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平。

資本投入：資本投入的多少反映了當?shù)氐钠髽I(yè)發(fā)展狀況，本文采用地區(qū)固定資產(chǎn)投資額與GDP之比來衡量資本投入。

政府干預：政府多采用經(jīng)濟干預的方式對地區(qū)經(jīng)濟社會的發(fā)展進行調(diào)節(jié)和控制[25]，本文采用政府支出與GDP之比來衡量政府干預。

外商投資水平：外商投資反映了一個地區(qū)的對外開放程度、發(fā)展前景，也會影響該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，本文采用外商直接投資與GDP之比來衡量外商投資水平。

人力資本水平：人力資本水平能夠反映出一個地區(qū)的工資水平，本文采用地區(qū)平均工資取對數(shù)來衡量人力資本水平。

3.2.4 中介變量

本文采用技術(shù)創(chuàng)新（Inno）作為中介變量，用當年的專利申請量取對數(shù)來衡量。

3.3 模型構(gòu)建

為實證檢驗長江經(jīng)濟帶各城市綠色金融對綠色發(fā)展效率的影響，設(shè)計如下計量模型：

式中：GDEi，t表示第i個城市第t年的綠色發(fā)展效率；GFi，t是對綠色金融水平的度量；Xi，t表示綠色發(fā)展效率的控制變量；λi和μt分別表示個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)；εi，t代表隨機誤差項；α0、α1、α2分別表示常數(shù)項、自變量的系數(shù)、控制變量的系數(shù)。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

4.2 基準回歸分析

選擇雙向固定模型進行回歸分析，結(jié)果見表3。（1）列為未添加控制變量時綠色金融對城市綠色發(fā)展效率的影響，綠色金融的回歸系數(shù)為0.695 2，且在1%的水平上顯著，說明綠色金融對綠色發(fā)展效率起到顯著的促進作用，（2）—（6）列為依次添加經(jīng)濟發(fā)展水平、資本投入、政府干預、外商投資水平以及人力資本水平作為控制變量后的回歸結(jié)果。可知，綠色金融的系數(shù)依舊在1%的水平上顯著為正，說明綠色金融能夠顯著提高綠色發(fā)展效率，假設(shè)H1成立。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為提高回歸模型的可靠性與準確性，從以下4個方面進行穩(wěn)健性檢驗（見表4）。

（1）縮尾處理。異常值可能導致回歸系數(shù)估計值和標準誤差失真，進而導致回歸結(jié)果不準確或偏誤。為減少或消除異常值對回歸結(jié)果的影響，提高回歸結(jié)果的準確性和可靠性，將小于1%和大于99%分位值的樣本城市縮尾處理后再進行回歸分析。

（2）增加期望產(chǎn)出度量指標。用GDP加上城市綠地面積重新度量期望產(chǎn)出指標，再次測算綠色發(fā)展效率。

（3）縮短樣本區(qū)間。為消除2008年全球金融危機對各項指標的影響，將樣本區(qū)間縮短至2009—2019年再進行回歸分析。

（4）替換回歸方法。首先，采用熵值法測度綠色金融時可能會出現(xiàn)測量誤差而導致內(nèi)生性問題。其次，本文的解釋變量與被解釋變量均為綜合性變量，使用綜合性變量對綜合性變量進行回歸時會出現(xiàn)較大偏誤，進而導致內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM是廣義矩法的一種變體，通過利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)中的時間序列和橫截面信息來提高參數(shù)估計的效率。系統(tǒng)GMM利用滯后變量的差分來減輕序列相關(guān)性的影響，并引入儀器變量來解決內(nèi)生性問題。因此，本文進一步使用包含被解釋變量滯后一期項的系統(tǒng)GMM方法進行穩(wěn)健性檢驗。AR（1）與AR（2）的檢驗結(jié)果說明存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，符合系統(tǒng)GMM的要求，Hansen的檢驗結(jié)果也說明所選取的工具變量是有效的。

4種檢驗均表明綠色金融能夠顯著促進綠色發(fā)展效率，與基準回歸得出的一致，說明上述結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.4 異質(zhì)性分析

為驗證假設(shè)H3，繼續(xù)使用雙向固定效應(yīng)模型分別實證檢驗綠色金融對長江上、中、下游地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響，回歸結(jié)果見表5。可知，綠色金融對長江上、中、下游地區(qū)綠色發(fā)展效率均表現(xiàn)出顯著的正向促進效應(yīng)，但是綠色金融的系數(shù)是遞增的，這說明綠色金融對長江下游地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響大于長江中游地區(qū)，對長江中游地區(qū)的影響又大于長江上游地區(qū)，從而說明假設(shè)H3成立。

4.5 作用機制檢驗

為驗證技術(shù)創(chuàng)新在綠色金融與綠色發(fā)展效率中的中介效應(yīng)，借鑒溫忠麟等[26]的研究思路，設(shè)計如下中介效應(yīng)模型來檢驗技術(shù)創(chuàng)新中介作用是否成立。

式中：Innoi，t表示i城市t年的技術(shù)創(chuàng)新水平；β0、β1、β2分別表示模型（2）常數(shù)項、自變量的系數(shù)、控制變量的系數(shù)；φ0、φ1、φ2分別表示模型（3）常數(shù)項、自變量的系數(shù)、控制變量的系數(shù)；η0、η1、η2、η3分別表示模型（4）常數(shù)項、自變量的系數(shù)、控制變量的系數(shù)。

回歸結(jié)果見表6。可知，模型（2）中綠色金融的回歸系數(shù)β1的值為0.621 9，且在1%的水平上顯著；在以技術(shù)創(chuàng)新為被解釋變量的模型（3）中，綠色金融的回歸系數(shù)φ1的值為2.024 1，且在1%的水平上顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新與綠色金融呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，模型（4）中技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)η1的值為0.036 3，綠色金融的回歸系數(shù)η2的值為0.548 3，且均在1%的水平上顯著。另外，模型（2）中綠色金融的回歸系數(shù)相較于模型（4）也有所下降，故技術(shù)創(chuàng)新為部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)大小為11.81%（φ1η1/β1），即綠色金融能夠通過促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，進而提升綠色發(fā)展效率水平，從而驗證了假設(shè)H2。

為進一步檢驗技術(shù)創(chuàng)新中介作用是否成立，進行了sobel檢驗和bootstrap檢驗，前者回歸結(jié)果見表6，后者回歸結(jié)果見表7。sobel檢驗的Z統(tǒng)計量為3.993，且在1%的水平上顯著，表明中介效應(yīng)成立。bootstrap檢驗間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的Z值分別為3.04與7.33，95%的置信區(qū)間分別為[0.026 1，0.120 9]與[0.401 7，0.695 0]，均不包含0，進一步表明技術(shù)創(chuàng)新部分中介效應(yīng)成立，且綠色金融對綠色發(fā)展效率的直接作用也顯著，假設(shè)H2成立。

5 結(jié)論與建議

基于2006—2019年長江經(jīng)濟帶107個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了綠色金融對綠色發(fā)展效率的影響及作用機制。主要結(jié)論如下。

（1）綠色金融能夠顯著提高長江經(jīng)濟帶城市綠色發(fā)展效率，且依次添加各控制變量后，該結(jié)論依然顯著成立。綠色金融每上升1個百分點，綠色發(fā)展效率將上升0.621 9個百分點。

（2）通過縮尾處理，增加期望產(chǎn)出度量指標、縮短樣本區(qū)間、替換回歸方法進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論仍與基準回歸結(jié)果一致。

（3）經(jīng)過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)綠色金融對長江經(jīng)濟帶不同地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響均在1%水平上顯著，但是大小不同，其中長江下游（0.628 8）gt;長江中游（0.454 1）gt;長江上游（0.380 2），即綠色金融對發(fā)達地區(qū)綠色發(fā)展效率的影響要明顯高于欠發(fā)達地區(qū)。

（4）綠色金融通過技術(shù)創(chuàng)新這一部分中介效應(yīng)提高綠色發(fā)展效率，中介效應(yīng)大小為11.81%，并通過了sobel與bootstrap檢驗。

據(jù)此，提出以下建議。

（1）繼續(xù)擴大綠色金融政策的覆蓋面。使更多地區(qū)、更多企業(yè)享受該政策帶來的紅利，鼓勵企業(yè)利用綠色專項資金、稅收優(yōu)惠等政策加大研發(fā)投入力度，加強技術(shù)創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力和熱情，以提高投入產(chǎn)出比，進而提高綠色發(fā)展效率。

（2）堅持貫徹“綠水青山就是金山銀山”的綠色發(fā)展理念。地方政府在追求GDP增長的同時應(yīng)持續(xù)關(guān)注綠色發(fā)展效率的提高，加大對污染企業(yè)的監(jiān)管力度，限制污染企業(yè)發(fā)展，加強對綠色金融和技術(shù)創(chuàng)新的信息披露和監(jiān)管，提高市場的透明度和規(guī)范性，防范市場風險和環(huán)境風險。

（3）提高綠色金融資本的流動性。實現(xiàn)共同富裕需要各地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，目前，欠發(fā)達地區(qū)綠色金融對綠色發(fā)展效率的影響要明顯低于發(fā)達地區(qū)，綠色金融政策應(yīng)向欠發(fā)達地區(qū)傾斜，大力扶持欠發(fā)達地區(qū)的綠色金融發(fā)展，實現(xiàn)資源的有序流動和合理配置。

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收稿日期：2023-05-15

作者簡介：杜紅軍，男，副教授，博士，主要研究方向為金融風險管理。E-mail：493330410@qq.com

通信作者：張國勝，男，碩士研究生，主要研究方向為綠色金融。E-mail：2998572437@qq.com

Green Finance，Technological Innovation and Green Development Efficiency：

A Case Study on Yangtze River Economic Belt

DU Hongjun，ZHANG Guosheng

（School of Business，Hubei University，Wuhan 430062，China）

Abstract：Based on the panel data of 107 prefecture-level-and-above cities in the Yangtze River Economic Belt from 2006 to 2019，we established a bidirectional fixed-effects model to explore the impact of green finance on the efficiency of green development. The findings are as follows：1） Green finance significantly improves green development efficiency. 2） The impact of green finance on green development efficiency exhibits regional heterogeneity within the Yangtze River Economic Belt，with the downstream region （0.6288） gt; the middle reaches （0.454 1） gt; the upstream region （0.380 2）. 3） Technological innovation plays a partially mediating role，accounting for 11.81%. Based on the above conclusions，we offer the following suggestions：1） Continue to expand the coverage of green finance policies，encourage enterprises to increase Ramp;D investment and engage in technological innovation. 2） Restrict the expansion of polluting enterprises，strengthen information disclosure and supervision of green finance and technological innovation，and improve green development efficiency. 3） Enhance the liquidity of green finance capital，and direct green finance policies towards underdeveloped regions.

Key words：green finance；green development efficiency；bidirectional fixed-effects；technological innovation