綠色技術創新、綠色金融政策與綠色發展

柳劍平 黃鷺

摘要：研究基于中國31個省份2010—2021年面板數據，運用固定效應模型分析綠色技術創新對綠色發展的影響，以及綠色金融政策對此影響的調節作用。然后通過面板門檻模型檢驗綠色金融政策調節效應的變化特征，同時構建面板向量自回歸模型，分別檢驗綠色技術創新及綠色金融政策的調節作用對綠色發展的沖擊效應和長期影響。結果表明：綠色技術創新對綠色發展具有促進作用，此作用存在綠色金融政策的雙門檻效應，綠色金融政策反向調節這一促進影響，并存在“U型”調節特征。長期來看綠色技術創新及其與綠色金融政策的協調配合對綠色發展具有顯著的促進作用。

關鍵詞：綠色金融政策；綠色技術創新；綠色發展；U型調節

中圖分類號：F062.2 ? ? ? 文獻標識碼：A ? ? ?文章編號：1003-8477（2024）03-0094-12

改革開放初期，中國的經濟發展主要依賴資源要素的投入，著重于生產規模的擴大，在經濟快速增長的同時也使得生態環境付出了很高的代價，對社會的可持續發展形成了嚴重挑戰，因此，走綠色發展道路成為了中國實現全方位均衡發展，進而踏上實現社會主義現代化新征程道路的重要途徑。2019年1月，中央全面深化改革委員會第六次會議審議通過的《關于構建市場導向的綠色技術創新體系的指導意見》，強調綠色技術創新有利于解決中國經濟面臨的發展困境，并激發出推動經濟發展綠色轉型的動力，是綠色發展的重要支撐。[1]（p133-147）黨的十九大報告提出：綠色技術創新體系的構建，需要通過綠色金融來發展擁有節能環保、清潔能源、清潔生產等屬性的綠色產業。綠色金融作為金融機構為企業節能環保項目的融資所提供的金融服務，是解決企業綠色技術創新資金匱乏問題的重要途徑。綠色金融政策在綠色技術創新影響綠色發展的過程中起到什么作用，如何利用綠色金融政策放大綠色技術創新對綠色發展的正向影響，這些都是中國在實現綠色發展道路上需要探討的重要問題。

學者們從定性分析和定量分析兩方面對綠色技術創新影響綠色發展進行了許多研究，大部分學者都認為綠色技術創新可以促進綠色發展。在定性分析方面，王旭等、[2]（p26-29）袁銘陽、[3]（p89-92）莫冬明[4]（p119-121）從不同的角度，闡明了綠色技術創新是促進綠色發展的重要支撐。在定量分析上，陸凱、[5]王曉紅等、[6]（p1-9）李吉祥等[7]（p72-80）運用長江經濟帶和黃河流域各省份的數據，采用隨機效應模型、固定效應模型、中介效應模型和雙重差分模型驗證了綠色技術創新對綠色發展的促進作用。此外，一些學者還對綠色技術創新促進綠色發展的影響因素進行研究。周鵬飛等[8]（p100-113）通過面板固定效應模型和中介效應模型探討不同類型的環境規制對綠色技術創新促進工業綠色發展的影響，結果顯示公眾參與型和市場激勵型環境規制工具能夠對綠色技術創新促進工業綠色發展發揮積極作用，而行政命令型環境規制工具還不能對綠色技術創新促進工業綠色發展發揮積極作用。李吉祥等[7]（p72-80）搭建金融門檻檢驗綠色技術創新對綠色經濟增長的促進作用，發現綠色技術創新對綠色經濟增長的推動存在金融發展的雙重門檻效應，隨著金融發展水平的提高，綠色技術創新的促進作用呈現先增強后減弱的變化特征。

隨著綠色金融政策體系的完善，學者們開始關注綠色金融政策對綠色技術創新和綠色發展的影響。孫瑩等[9]（p126-138）利用2014—2019年滬深兩市A股上市公司的樣本數據，采用雙重差分模型的實證驗證結論顯示，綠色金融政策能激勵企業綠色技術創新，且對國有企業、重污染行業企業的綠色技術創新的促進作用更為明顯。唐祥[10]以原銀監會2012年頒布的《綠色信貸指引》為準自然實驗建立雙重差分模型，研究表明綠色信貸政策對高污染企業綠色技術創新具有顯著的正向影響，其正向影響存在企業所有權性質、地區經濟發展水平和綠色專利類型異質性。范德成等[11]（p55-61）實證分析了中國綠色金融改革創新對高排放企業碳減排的影響路徑，證明了綠色金融政策能夠提升企業的技術創新能力，從而提升高排放企業的碳減排能力。趙禹程等[12]（p14-17）從2020—2022年的國家級、省級和地市級綠色金融政策出發，探究綠色金融政策助力鋼鐵行業低碳轉型的路徑，提出要充分利用綠色金融政策幫助鋼鐵行業綠色轉型，盡快實現低碳發展。陳國進等[13]（p75-95）將綠色金融政策和綠色轉型納入可持續投資資產定價模型，分別從企業綠色創新和企業融資成本兩個方面檢驗了綠色金融政策對企業綠色轉型的影響。

綜上所述，學者們更關注綠色技術創新對綠色發展的影響，有關綠色技術創新促進綠色發展的影響因素的研究文獻較少，僅有的幾篇文獻只涉及環境規制和金融發展兩個因素；關于綠色金融政策的經濟效應的研究雖然也較多，但主要是分別研究其對綠色技術創新和綠色發展的影響，尚缺乏將綠色技術創新、綠色金融政策與綠色發展歸于同一分析體系中來研究綠色金融政策在綠色技術創新影響綠色發展的過程中起到何種作用的文獻。本文通過理論分析與實證研究相結合的方法，先驗證綠色技術創新對綠色發展的影響，在此基礎上重點研究綠色金融政策在綠色技術創新促進綠色發展過程中所起到的調節作用，并進一步分析這一調節作用的特征和變化趨勢。文章的邊際貢獻：第一，分析并梳理綠色金融政策、綠色技術創新和綠色發展三者之間的關系，通過理論分析和實證研究探討綠色技術創新影響綠色發展以及綠色金融政策對這一影響產生的調節作用；第二，運用調節效應模型探究綠色金融政策在綠色技術創新促進綠色發展過程中起到的調節作用；第三，運用門檻效應模型和脈沖響應函數詳細地探討綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展產生的調節作用的特征與變化趨勢。

一、理論分析和研究假設

（一）綠色技術創新對綠色發展的促進作用

綠色技術創新主要從節能減排、產業結構綠色轉型和綠色生態意識三個方面促進綠色發展。

節能減排方面可從節約資源和減少排放兩個角度分析。從節約資源角度來看，以資源節約為目的的綠色技術創新可以在維持資源成本投入和產出水平不變的情況下顯著提高資源利用效率，從而有效減少資源消耗。具體表現為企業通過綠色技術創新對現有資源技術進行改造，同時開發新的替代能源技術，促進節能技術和新能源技術的應用，從而提高資源的利用率。此外，綠色技術創新顯著地減少了企業對資源的需求，降低資源消耗，促進綠色發展。從減少排放角度來看，綠色技術創新通過改善資源消費結構，減少污染排放，促進綠色發展。隨著綠色技術創新水平的提升，生產設備的改良使企業的綠色生產能力不斷提高，資源系統向智能化、數字化、網格化、自動化不斷升級，有助于淘汰技術陳舊、生產污染嚴重、資源依賴度過高的落后產能，有效緩解生產環節的環境負外部性問題，節省企業的環境成本，減少污染排放，從而促進綠色發展。

從產業結構綠色轉型方面來看，綠色技術創新通過促進產業結構升級驅動綠色發展。產業生產模式中的資源消耗與污染物排放在一定程度上是由產業結構決定的，產業結構的綠色轉型既要優化資源在不同行業間的配置，又要著力于降低資源消耗，減少污染物的排放。綠色技術創新通過提高資源利用效率和減少污染排放實現資源優化配置，能有效減少污染密集型行業在產業結構中的比重，有助于“兩高一剩”企業綠色轉型，逐步淘汰落后產能，加快產業結構綠色化進程，進而引導并激勵相關產業通過技術改造和產品升級獲得更多融資機會，積極向清潔產業和綠色產業靠攏，從而促進綠色發展。

從綠色生態意識方面來看，引導生產和生活模式向“綠色”轉變，才能讓綠色發展理念得到更好的推廣。綠色技術創新不僅能夠引導產業進行綠色生產，還能激勵產品的綠色創新，減少對環境的破壞和資源的浪費，有利于推動綠色發展。對于消費者來說，綠色技術創新不僅能夠實現產品的綠色化，滿足人們對美好生活的需求，還能夠促進節能、可循環、可再生的環保產品的生產和使用，有利于釋放節能減排的信號，激發社會“綠色”轉變積極性，促進綠色發展。對于生產者來說，社會綠色生態意識的提高能夠有效引導企業的綠色生產，企業為保證市場份額與競爭優勢逐漸開展與綠色產品、綠色生產有關的創新活動，從而傳遞出綠色技術治理與環境保護信號，減少生產過程中的污染排放，降低了資源的利用成本，促進綠色發展。綜合上述分析，提出假設1。

H1：綠色技術創新可以促進綠色發展。

（二）綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節作用

根據陶然、[14]（p62-72）邢瀚文[15]（p47-49）等學者的研究，綠色金融具有資源配置、信息披露和風險分配三大功能，本文從這三個方面分析綠色金融政策在綠色技術創新影響綠色發展過程中的調節作用。

綠色金融政策可以發揮資源配置功能，對綠色技術創新影響綠色發展的過程進行調節。綠色金融政策在制定時，會在考察體系中加入生態環境因素，綜合經濟和環境兩個方面引導資金的重新分配，推動產業結構綠色轉型。一方面，對于環境記錄良好和注重綠色技術創新的企業，金融機構根據國家綠色金融政策的規定以低利率為綠色企業提供資金并增加融資額度，內化其綠色技術創新帶來的環境改善的正外部性，引導更多的社會資金流入節能環保企業，支持其通過綠色生產實現綠色發展。另一方面，對于高污染、高能耗企業，綠色金融政策為了減少企業污染環境的負外部性，提高“兩高一剩”企業的融資難度，抑制其發展。商業銀行根據綠色金融政策要求嚴格控制污染企業的貸款申請，對于不符合環保政策相關規定的企業進行逆向信貸懲罰。同時，由于碳排放標準和碳排放權交易制度的建立，高污染企業每年不得不支付高額的費用購買綠色保險、碳排放權和碳排量，增加了企業的生產經營成本。為了規避綠色金融政策給企業帶來的額外融資成本和經營成本，企業被“倒逼”進行綠色生產，提高綠色生產技術、發現綠色能源、研發綠色設備。“倒逼”效應加強了通過綠色生產實現產業結構綠色轉型的動機，高污染企業的比重越來越少，進而推動產業結構綠色轉型。但相對應地，“強硬”的綠色金融政策也可能引發“擠出”效應，高額的生產經營成本不僅擠占了產業轉型過程中用于綠色技術創新研發的經費投入，還限制了“兩高一剩”企業對于綠色技術創新成果的轉化和運用，使其不能很好地實現其節能減排效益，不利于綠色發展。

綠色金融政策可以發揮其信息披露功能，對綠色技術創新影響綠色發展的過程進行調節。一方面，綠色金融政策的信息披露功能幫助投資者和金融機構篩選出綠色企業，既減少了信息的獲得成本，也讓社會資源能及時流向真正需要支持的綠色技術創新企業。另一方面，綠色金融政策要求上市公司定期披露與環境保護相關的信息，有利于投資者和消費者感受到企業的綠色文化，了解企業開展的綠色活動。在資本市場上，愿意披露生態環境責任信息以及開展綠色生產活動的企業，會得到股民更多的認可和支持，在籌措到更多融資的同時還有助于企業綠色形象的建立和提升。在綠色金融政策的激勵下，企業有充足的動力通過綠色生產的方式提升公司的綠色形象，為公司帶來更多的關注度和正面評價，提升其市場競爭力，從而獲得更多的市場份額，掌握更多的主動權和話語權，以綠色競爭促進綠色發展。

綠色金融政策可以發揮其風險分配功能，對綠色技術創新影響綠色發展的過程進行調節。金融發展注重安全性和穩定性，而綠色技術產業屬于新興產業，在研究創新和生產運營過程中存在著成本和收益不匹配、創新周期長等問題，其風險要高于傳統產業，這不僅會阻礙金融機構對開展綠色技術研發活動的企業的放貸，還會對企業的綠色技術研發投入和生產運營方式產生影響。隨著綠色金融政策體系的調整和完善，綠色金融交易市場和評估系統越來越成熟，綠色金融機構通過金融體系分擔長期風險，有效降低了企業在開展綠色技術研發和生產運營過程中所承擔的風險。同時，綠色金融政策還會重新調整企業結構和資本布局，利用風險管控對綠色技術創新成果給予更多支持，為企業綠色生產運營過程中的各個環節提供保障，有助于綠色技術創新對綠色發展的促進作用的發揮。但相對應地，如果企業為了滿足綠色金融政策的要求，不顧企業在綠色技術研發和生產運營過程中的實際風險承受能力，開展了與自身能力不匹配或者與生產規劃方向不相符的綠色技術創新和生產運營活動，即使企業因此籌集到了相應資金，也會產生綠色技術創新項目無法完成或者難以將創新成果融入到綠色生產之中等問題，從而減弱了綠色技術創新對綠色發展的正向影響。

綜上所述，綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節效應存在著正向和負向兩種情況，其綜合調節方向由正向調節和負向調節的相對大小決定。因此，提出假設2和假設3。

H2：綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展存在正向調節作用。

H3：綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展存在負向調節作用。

（三）綠色金融政策調節作用的基本特征

在綠色金融政策發展初期，金融市場中綠色金融工具種類較少，供給方面缺少綠色資金，且由于存在信息不對稱和資金安全等問題，金融機構更愿意將資源分配給大型企業，體量小但數量多的中小企業則難以獲得資金支持，從而導致綠色資金的供給出現短缺和失衡，限制了綠色企業的技術研發和生產運營。需求方面，中國產業結構在早期多為密集型產業，與綠色發展匹配度不高，綠色金融政策的“擠出”效應以及政策從頒布實施到產生效果之間的政策“滯后性”也影響了企業對綠色技術研發和生產運營的投入，抑制了綠色發展。隨著綠色金融政策體系的完善，綠色金融發展水平不斷提高，多樣化的綠色金融產品大大提升了綠色項目資金的籌集效率，有助于降低企業綠色技術研發和生產運營的成本，促進綠色發展。總體來看，綠色金融政策在早期會抑制綠色技術創新對綠色發展的促進作用; 超過某一閾值時，綠色金融政策水平的提升會正向調節綠色技術創新對綠色發展的促進作用，整個調節過程呈現出動態變化。據此，提出假設4和假設5。

H4：綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節作用具有“U”型特征。

H5：綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節作用具有動態變化特征。

企業在進行綠色技術研發和生產運營過程中，需要充足的資金支持。在綠色金融政策發展初期，綠色金融市場的活躍度、流動性較低，綠色產品種類較少，企業還未完全熟悉綠色金融交易的相關產品和流程規則。一方面，綠色企業由于自身資本積累的不足以及信貸配給的限制達不到開放資本市場的平均融資門檻水平而得不到足夠規模的資本投入。另一方面，企業綠色技術創新達到技術壁壘時，需要更有針對性、更加完善的綠色金融政策來激勵并幫助企業突破壁壘，為其提供更多的宣傳優勢和融資渠道。當綠色金融政策發展到一定的水平后，綠色金融產品的種類不斷增加，綠色企業的審核標準更加完善，各級政府通過對綠色項目貼綠標、提高環境標準和要求、綠色項目杠桿率等手段，提高企業綠色金融的進入門檻，使綠色金融政策真正適用于綠色技術研發和生產運營。在綠色金融政策的驅動下，綠色企業不僅獲得了足夠的綠色資金，還能更快地打破技術壁壘，從而促進綠色企業節能減排，實現綠色發展。即綠色金融政策通過門檻效應機制影響企業的技術研發和綠色生產，從而對綠色技術創新促進綠色發展的過程進行調節，故提出假設6。

H6：綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節作用存在門檻效應。

二、模型設定與變量選取

（一） 模型設定

1.基本模型

本文構建基礎模型（1），考察綠色技術創新對綠色發展的影響。同時，考慮到遺漏變量可能使結論產生偏誤，在模型（1）基礎上將影響綠色發展的重要因素：產業結構（[ind]）、對外開放水平（[open]）、經濟發展水平（[pgdp]）、城鎮化水平（[urban]）、政府財政支出（[gov]）、人力資本水平（[hum]）引入方程構建模型（2），具體模型如下：

[lnGDLit=α0+α1lnpolicyit+α2lnGTIit+μi+δt+εit#] ? （1）[lnGDLit=α0+α1lnpolicyit+α2lnGTIit+αnControlsit+μi+δt+εit#]（2）

其中，[GDLit]是第[i]個省份在第[t]年的綠色發展水平，[policyit]表示綠色金融政策水平，[GTIit]為綠色技術創新水平，[Controlsit]為影響綠色發展的控制變量的集合，用以減少經濟環境的異質性帶來的影響。[αi]是各變量系數，[μi]表示省份固定效應，[δt]表示時間固定效應，[εit]是隨機擾動項。

2.調節效應模型

為進一步分析綠色金融政策是否在綠色技術創新促進綠色發展的過程中發揮調節作用，并且驗證正負調節作用的相對大小，本文在模型（2）的基礎上引入綠色技術創新和綠色金融政策一次項的交乘項，構建模型（3），用來檢驗綠色金融政策在綠色技術創新促進綠色發展的過程中的線性調節作用，并引入綠色技術創新和綠色金融政策二次項的交乘項，構建模型（4），用來檢驗綠色金融政策在綠色技術創新促進綠色發展的過程中的非線性調節作用。模型如下：

[lnGDLit=α0+α1lnpolicyit+α2lnGTIit+α3lnpolicyit×lnGTIit+αnControlsit+μi+δt+εit#] （3）

[lnGDLit=α0+α1lnpolicyit+α2lnGTIit+α3lnpolicyit×lnGTIit+α4ln2policyit×lnGTIit+αnControlsit+μi+δt+εit#] （4）

3.門檻模型

綠色金融政策水平不同，各省份綠色技術研發和生產運營過程中創新主體融資規模與融資強度不同，可能會使綠色技術創新對綠色發展的影響呈現非線性變化。根據假設6的分析，以綠色金融政策為門檻構建面板門檻模型（5）如下：

[lnGDLit=α0+α1lnGTIit?Ilnpolicyit≤c+α2lnGTIit?Ilnpolicyit>c+αnControlsit+εit#] （5）

其中，[c]為綠色金融政策門檻值，[I?]為指示函數，括號內條件成立時示性函數取值為1，反之則為0，其他變量解釋同上。

4.動態效應模型

運用面板向量自回歸模型（[PVAR]）研究綠色金融政策在綠色技術創新促進綠色發展過程中調節作用的演化特征，動態展現三者之間的關系和影響。[PVAR]模型具有時序短、界面大的特點，由于使用多維度面板數據，并同時固定地區效應和時間效應，[PVAR]模型可以通過對個體時間表現的描繪形成各省份經濟差異，使預測的結果更為穩定和可靠。[PVAR]模型構建如下：

[Yit=inajYt， t-j+μi+δt+εit#] （6）

其中，[Yit]為內生變量，包括綠色發展水平（[GDL]）、綠色金融政策水平（[policy]）和綠色技術創新水平（[GTI]），[j]為滯后期數，其他變量解釋同上。

（二）變量選取和數據說明

1.被解釋變量

綠色發展水平（[GDL]）：本文使用人均綠色[GDP]表示綠色發展水平。借鑒沈曉燕等、[16]（p1639-1650）王燕等[17]（p136-145）的做法，以聯合國[SEEA]（2012）核算體系為框架，基于中國新時代發展的真實情況，將環境資源收益作為增加項，并減去因為環境質量下降造成的損失和因為資源消耗帶來的成本。詳細的綠色[GDP]和人均綠色[GDP]的核算公式為：

綠色[GDP]=傳統[GDP]+環境資源收益-環境質量損失-資源消耗成本=傳統[GDP]+環境資源收益-環境治理成本-環境污染損失-資源消耗成本人均綠色[GDP]=綠色[GDP]/當年地區常住人口

其中，資源消耗成本部分，考慮到國內外資源分類標準存在差異，結合中國自然資源特征把自然資源分為耕地資源、水資源、能源資源、森林資源四部分。環境質量損失由兩方面構成：一是環境治理成本，包含虛擬治理成本和實際治理成本；二是環境污染損失，包含固定環境退化損失、資產加速折舊損失、地質災害損失和自然災害損失。環境資源收益從園林綠地生態效益和森林資源生態效益兩個部分進行核算，其中，園林綠地生態效益方面分成固碳釋氧經濟價值、吸收[SO2]價值、調節氣候經濟價值和城市滯塵經濟價值四個方面衡量。人均綠色[GDP]越高表明該地區國民經濟在增長過程中對生態環境的負面影響越低。數據來源于《中國統計年鑒》《中國國土資源統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》，以及各省份相關統計公報、統計年鑒。

2.核心解釋變量

綠色技術創新水平（[GTI]）：本文借鑒齊紹洲等[18]（p129-143）的研究，采用2010—2021年各省份綠色專利數衡量綠色技術創新水平。數據來源于國家知識產權信息服務平臺，以[WIPO]的國際專利分類綠色清單為標準查找。由于專利申請周期較長，在申請過程中綠色專利可能已經開始對生產生活造成影響，故采用專利申請數表征綠色技術創新水平，并采用專利授權數進行穩定性檢驗，對專利申請數和授權數加1后取自然對數。

3.調節變量

綠色金融政策水平（[policy]）：本文借鑒朱向東等[19]（p3247-3260）的做法，從《北大法寶法律數據庫》中選取綠色金融政策數據，截至2021年12月31日，該數據庫收錄綠色金融相關的地方政策性文件共3838篇，為了保持統計口徑的一致性和可比性，以地方規范性文件（1206篇）和地方工作文件（2632篇）作為統計對象，表示各省份綠色金融政策水平，回歸時將數據進行對數處理。

4.控制變量

為確保估計結果的穩健性，本文根據已有的對綠色發展影響因素研究的成果，選取以下控制變量：（1）產業結構（[ind]），采用第三產業增加值與第二產業增加值之比衡量。（2）對外開放水平（[open]），采用地區進出口總額占地區[GDP]的比重衡量。（3）經濟發展水平（[pgdp]），采用人均地區[GDP]作為衡量。（4）城鎮化水平（[urban]），采用城鎮人口密度衡量。（5）政府財政支出（[gov]），采用政府財政支出占地區[GDP]的比重衡量。（6）人力資本水平（[hum]），采用6歲以上人口平均受教育年限衡量，按照中國各階段學制情況計算，即文盲為0年，小學6年，初中9年，高中12年，大專及以上文化程度按16年計算，以此為權重對6歲以上各學歷人口數進行加權平均。

（三）樣本選取和描述性統計

本文選取中國31個省份（未包含港澳臺地區）2010—2021年面板數據，運用stata16進行實證分析。根據《北大法寶法律數據庫》的綠色金融政策數據，大多數省份的綠色金融政策數據是從2010年開始產生，故選擇2010年作為實證分析的起始點，共12年的數據保證了樣本數據的連續性、平穩性和一致性。除綠色發展水平、綠色技術創新水平和綠色金融政策水平外，其他數據均來源于國家統計局官網、各省份統計年鑒和統計公報。對于個別缺失的數據，采用線性插值法進行補充。表1為原始數據描述性統計。

三、實證結果與分析

（一）基準回歸

由表2可知，Hausman檢驗P值小于0.01，即在1%的置信水平上拒絕隨機效應模型的原假設，使用固定效應模型更為合適。表2中，列（1）和列（2）分別為模型（1）和模型（2）的實證結果。結果顯示，綠色技術創新對綠色發展的影響系數均為正且均在1%水平上顯著，證明綠色技術創新可以明顯提升綠色發展水平，驗證了假說1。

（二）調節效應分析

通過表2的列（3）和列（4），綠色技術創新與綠色金融政策一次項交互項的估計系數均在1%水平上顯著為負，說明現階段中國綠色金融政策的調節作用表現為抑制，驗證了假說3。綠色技術創新與綠色金融政策二次項交互項的估計系數在1%水平上顯著為正。此結果表示，綠色金融政策對綠色技術創新促進綠色發展的調節作用具有明顯的 “U型”變化特征，驗證了假說4。

（三）門檻效應分析

為了研究調節作用的具體變化情況，本部分借鑒Hansen[20]提出的門檻模型，以綠色金融政策為門檻變量，檢驗其對綠色技術創新促進綠色發展過程的門檻效應。門檻回歸可以在一定程度上解決模型（3）和模型（4）在檢驗調節效應變化形式時加入交互項所產生的外生給定問題。具體結果如下：

1.門檻效應檢驗及門檻值確定

表3結果顯示：綠色金融政策在1%水平上顯著通過了單門檻和雙門檻檢驗，即存在雙重門檻，門檻值分別為[μ1]=0.301、[μ2]=1.556，對應的估計檢驗如圖1、圖2所示。

2.參數估計與結果分析

表4雙重門檻的實證結果顯示：隨著門檻變量值的增加，不同門檻區間的綠色技術創新的系數均為正且呈現先減小后增大的趨勢，說明綠色技術創新對綠色發展始終具有促進作用，且隨著綠色金融政策水平的提升，促進作用先減小后增加。當綠色金融政策水平低于第一門檻值0.301時，綠色技術創新對綠色發展的估計系數為0.047，當綠色金融政策水平介于0.301與第二門檻值1.556之間時，綠色技術創新對綠色發展的估計系數減小為0.044。主要原因可能在于，此階段綠色金融政策水平較低，綠色金融還沒有形成完善的市場體系和監管體系，難以實現政策制定時想要達成的發展目標，甚至由于綠色融資限制對一些綠色技術創新能力較低的污染企業產生了“擠占”效應等不利于企業發展的影響，從而抑制了綠色技術創新對綠色發展的正向促進。當綠色金融政策水平突破1.556時，綠色技術創新對綠色發展的估計系數增加到0.056，說明隨著綠色金融政策水平的提升，綠色金融政策的抑制作用不斷減小，成熟的綠色項目評估體系解決了綠色企業融資難的問題。當綠色金融政策水平達到一定高度后，憑借大數據、云計算等區塊鏈底層核心技術的發展，綠色金融通過信貸與投資功能極大緩解了創新主體的資金需求，整合了較多社會資源，綠色金融政策對綠色技術創新的正向調節作用得到強化。整個門檻效應的變化過程驗證了假說6，與上文“U型”調節檢驗的結果相對應，進一步提升了上文調節效應結果的穩健性。

（四）動態效應分析

引入綠色金融政策、綠色技術創新和兩者交乘項探究綠色金融政策、綠色技術創新及綠色金融政策的調節效應對綠色發展的沖擊效應和長期影響。首先，依次采用LLC、IPC和Hadri LM三種方法對變量的平穩性進行檢驗。表5顯示：三種方法下，各變量均在1%的水平上顯著，即不存在單位根，通過平穩性檢驗。然后使用AIC、BIC和HQIC三種方法確定最優滯后階數，并使用前向差分Hermlet轉換法減少地區效應和時間效應以及各變量間存在的內生性問題。表6顯示：綠色金融政策定為2階，綠色技術創新為2階，交互項（調節效應）為3階。

表5 平穩性檢驗結果

[檢驗方法 △y △x1 △x2 △x1*x2 LLC -9.304*** -8.335*** -6.868*** -8.820*** IPC -3.330*** -5.467*** -2.767*** -4.895*** Hadri LM 10.025*** 7.149*** 7.007*** 6.936*** ]

注：*p< 0.1， **p< 0.05， ***p< 0.01；LLC檢驗結果為t值，IPS和Hadri LM檢驗的結果為z值。

圖3為運用Stata17，以蒙特卡羅法模擬出的相關變量在20期內對綠色發展的脈沖響應函數圖。其中，縱軸為脈沖響應強度、橫軸為滯后期數、上下兩側為95%的置信區間、中間線脈沖響應函數程度。圖3（a）顯示，綠色發展對自身的沖擊影響一直為正并逐漸趨于0。圖3（b）顯示，綠色金融政策整體上對綠色發展產生正向沖擊，沖擊效果在第三期左右達到最高值，之后也逐漸趨于0。圖3（c）顯示，綠色技術創新對綠色發展的沖擊也呈現先升后降的趨勢，但一直顯著為正，說明綠色技術創新對綠色發展有持續促進作用。圖3（d）顯示，綠色技術創新和綠色金融政策的交互項對綠色發展的沖擊在第4期前為負，之后變為正且在18期后逐漸放緩趨于零軸，這表明綠色金融政策對綠色技術創新與綠色發展的影響有一個從負到正的過程，從一開始的負向影響逐漸向正向變化，這一結論驗證了假說5，與之前調節效應和門檻效應表現出的變化趨勢基本一致，再次提升了不同實證模型結果的關聯性和穩健性。

四、內生性問題與穩健性檢驗

（一）內生性問題

在上述回歸過程中，雖然已經控制了部分影響綠色發展的因素，但模型還可能存在雙向因果問題，即“聯立方程偏差”。綠色技術創新水平會影響該地區的綠色發展水平，相反，綠色發展水平也會對該地區綠色技術創新產生影響，故變量的獨立性、外生性無法保證。因此，為解決變量中可能存在的內生性問題，本文使用綠色發展的滯后一期和綠色金融政策作為工具變量進行SYS-GMM估計。實證結果如表7第（1）列所示，AR（1）、AR（2）和Hansen檢驗的P值分別為0.009、0.670和0.150，表明擾動項沒有二階自相關，且所有工具變量不存在過度識別，都是外生有效的。系統廣義矩估計的回歸結果與前文基本相同，綠色技術創新的回歸系數顯著為正，說明綠色技術創新能促進綠色發展。綠色技術創新和綠色金融政策的交互項系數不顯著，但依然為負，可以在一定程度上說明綠色金融政策的負向調節作用。綠色技術創新與綠色金融政策平方的交互項系數仍然顯著為正，綠色金融政策存在“U”型調節特征。另外，綠色發展的一階滯后項在1%的水平下顯著為正，說明了綠色發展具有正向滯后性，與前文結論一致。

（二）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量

本文以單位[GDP]耗電量替換人均綠色[GDP]來衡量綠色發展水平，然后對模型進行重新估計。由于綠色[GDP]值越大，表示綠色發展水平越高，而單位[GDP]耗電量越低，表示綠色發展水平越高，如果實證結果穩健，變量的系數應與之前的研究結果相反。實證結果見表7第（2）列所示，相關變量系數都如預測的一樣，與之前研究相對應的回歸系數方向相反，且都在1%水平上顯著，說明實證結果與之前的研究結果相同，模型是穩健的。

2.更換解釋變量

本文借鑒陳喆等[21]（p43-58）的做法，考慮到綠色專利申請數在反映各省份實際綠色技術水平上存在的偏差，進一步采用綠色專利授權數進行穩健性檢驗，實證結果見表7第（3）列所示。更換解釋變量后，綠色技術創新和綠色金融政策的交互項系數在1%水平上顯著為負，綠色技術創新和綠色金融政策平方的交互項系數在1%水平上顯著為正，實證結果與基準回歸結果基本保持一致。

3.剔除部分樣本

北京、天津、上海和重慶這四個直轄市具有明顯的經濟政治優勢和區位優勢，并且根據羅煜等[22]（p118-131）的說法，在直轄市上任的官員領導可能具有更強的管理能力和更獨特的眼光，在制定和實行各項政策時能夠更好地完成政策的目標和發展規劃。據此，表7第（4）列在去除四個直轄市的數據后重新進行模型估計。結果顯示上述結論并未發生改變，實證結果穩健。

五、研究結論和政策啟示

（一）研究結論

綠色技術創新可以有效促進綠色發展。在考察期內，無論是基礎面板回歸模型和調節效應模型，還是用于探究調節效應特征的門檻效應模型和[PVAR]模型，綠色技術創新的系數都顯著為正，均顯著促進綠色發展。

目前綠色技術創新對綠色發展的促進作用受到綠色金融政策的負向調節，并存在先抑制后促進的“U型”調節特征。中國還處在“U型”變化的下降階段，只有通過綠色金融政策的調節作用盡快通過拐點，才能最終推動經濟綠色發展。

綠色金融政策對綠色技術創新影響綠色發展的過程存在的雙門檻效應，在綠色金融政策發展初期，其對綠色技術創新促進綠色發展起負向調節作用，在突破門檻值后阻礙作用逐漸削弱，進而轉向正向調節。同時，綠色金融政策的調節效應是一個動態變化的過程。綠色技術創新、綠色金融政策及綠色發展自身從長期來看都將推動綠色發展，而綠色金融政策的調節效應會經歷一個由抑制到促進的過程，這也與“U型”調節特征相對應。

（二）政策啟示

加強綠色金融政策頂層設計。首先，以國家發布的推進生態文明建設綱要為指導，遵循綠色金融和綠色技術發展的客觀規律，從國家戰略高度加強綠色金融政策的統籌規劃，確保自然生態和經濟建設和諧發展。其次，要健全和完善綠色金融法律體系，明確對環境破壞和環境污染行為的責任追究范圍，明確國家、社會、企業和個人在參與綠色金融活動時對于生態和環境所承擔的義務和責任，制定出相關法律法規以規范綠色金融市場。再次，綠色金融政策應針對重污染行業制定明確的指導方案，結合行業特點考察指標和審核制度，促進技術綠色轉型方案，倡導綠色生產，減少“擠占”效應帶來的效率損失。最后，鼓勵相關金融機構針對綠色技術創新開展投融資聯動業務，激發企業綠色技術研發和生產運營的動力，助力行業淘汰落后產能，實現綠色發展。

保障綠色金融的三大功能的實現。綠色金融政策要發揮資金配置功能，將綠色資金審核與綠色技術創新、綠色生產相匹配，多元化綠色金融體系，改變資源配置，解決綠色技術企業融資難的問題，進而實現產業結構綠色轉型。綠色金融政策要完善風險分配功能，鼓勵保險公司對接信用信息體系，推出支持綠色技術創新和綠色產品開發的保險產品，對綠色技術創新企業提供擔保或者其他類型的補償，明確擔保期限和周期、保費定價和補貼、股權及風險對價安排等，從而降低企業開展綠色技術創新的風險。綠色金融政策要加強信息披露功能，借助大數據、云計算、區塊鏈等科技手段在綠色金融領域的應用，加快建設環境信息和綠色技術信息共享平臺，采取較為靈活的評估指標以提高綠色項目收益率，不僅能提升綠色技術創新企業的社會公眾透明度，還能幫助完善金融機構綠色企業、綠色項目上的審核和評估能力，從而提高綠色技術創新成果轉化率，促進企業通過綠色技術研發和生產運營實現綠色發展。

完善綠色金融政策的監督機制與反饋機制。政府要明確自身與市場的關系，要形成“政府引導，市場主導”的發展模式，通過綠色金融政策向社會釋放綠色生態信號，搭建社會資金與綠色項目、綠色技術的連接平臺，為企業綠色技術研發和生產運營提供資金保障。一方面，要加強綠色金融政策的監督機制，確保資金能真正有助于企業的綠色技術研發和生產運營，全方位、全覆蓋地對綠色金融資金的動向進行公開和監督。另一方面，政府要重視政策的及時反饋，并及時根據企業和市場所給出的反饋信息調整已經實施的綠色金融政策，并修改正在制定或將要實施的政策，實現綠色金融政策與綠色發展之間動態提升。

加強社會綠色生態意識。從生產者角度來說，要加快對綠色產品的種類、質量、渠道、環保標志的認證，針對綠色產品減免企業相關運營費用，降低企業綠色技術研發和生產運營的非必要成本。從消費者角度來說，加強消費者的綠色意識，需要了解消費者的綠色消費偏好和影響綠色消費行為的因素，可以向社會發放專用于綠色產品和綠色消費的綠色金融產品，營造良好的綠色消費環境，推動綠色發展。

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責任編輯 ? 郁之行

收稿日期：2024-01-07

作者簡介：柳劍平（1961—），男，經濟學博士，湖北大學商學院教授，博士生導師（湖北武漢，430062）；黃鷺（2000—），男，通訊作者，湖北大學商學院博士研究生（湖北武漢，430062）。

基金項目：國家社會科學基金重點項目“綠色技術創新促進長江經濟帶綠色發展的機制與政策研究”（19AJL004）。