空間視角下綠色金融對共同富裕的影響機制及路徑研究

摘" "要：綠色金融作為破解金融排斥困境與助推共同富裕的核心動能，其普惠價值尚未得到充分探討。本文基于2006—2022年30個省份面板數據，運用空間杜賓模型與偏微分分解法，從時空維度考察綠色金融對共同富裕的影響規模、范圍及傳導路徑。研究發現：綠色金融通過本地效應與空間溢出效應雙路徑驅動共同富裕，其傳導機制為綠色技術創新與產業結構升級。進一步研究表明，發展綠色金融可以顯著拉動后富地區富裕水平，但這種拉動作用存在衰減特征，其中150km和550km分別為空間溢出效應密集區和溢出效應邊界的半徑距離。因此，在利用綠色金融賦能共同富裕的過程中需要明晰各地區所處的發展階段，健全綠色產業體系，著力解決地區間發展不平衡問題，探索差異化致富路徑。

關鍵詞：綠色金融；綠色技術創新；產業結構高級化；共同富裕；空間杜賓模型

中圖分類號：F832" "文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）06-0052-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.06.006

一、引言與文獻綜述

黨的二十大報告指出“實現全體人民共同富裕”和“促進人與自然和諧共生”，這是中國式現代化的本質要求（陳曄婷等，2024）[1]。當前城鄉資源配置失衡矛盾突顯、東西部綠色信貸占比差距大、城鄉綠色基礎設施投資比例失衡嚴重制約廣大低收入群體共享生態紅利，阻礙共同富裕進程。在此背景下，傳統金融體系在生態價值轉化與財富分配調節方面嚴重失靈，其發展模式既難以契合 “生態富民” 的底層邏輯，也無法滿足人類需求結構向更高層次躍遷的時代要求（李蘇和郭遠通，2024）[2]。綠色金融是注重生態效益和經濟效益的一種新金融發展模式，通過優化產業結構，推動技術進步，促進經濟向高質量發展模式轉變，從而實現綠色致富。因此，探索共同富裕實現的綠色動能，研究其政策優化路徑，既可以拓展綠色金融的研究范疇，也是實現“做大蛋糕”和“分好蛋糕”的實際需要，具有重要的理論意義和實踐價值。

既有文獻主要從兩方面研究綠色金融與共同富裕的因果效應。在價值層面，既有研究聚焦于矯正傳統金融體系的缺陷，認為傳統金融過度追求利潤和效率，對中小微企業、農村地區和中低收入群體的支持力度不足，導致地區發展不平衡、不充分以及生態與經濟發展不協調等問題，嚴重阻礙共同富裕的進程（李曉龍等，2023；武宵旭等，2023）[3，4]。與傳統金融發展模式相比，綠色金融具有一定的普惠性質（秦丁和陳博，2024）[5]，以多形式金融服務提高資金的配置和資源使用效率（龔斯聞等，2019）[6]，緩解部分中小微企業、農戶等弱勢群體的融資需求，增強金融服務的均衡性和可及性（劉霄雅和張穎，2024）[7]。可見，綠色金融的目標和價值取向與共同富裕一致（方世南和韓葉，2023）[8]，是推進共同富裕的重要動能之一（秦丁和陳博，2024；孟科學和孫嘉偉，2024）[5，9]。在機制層面，研究聚焦綠色資本市場化配置效能，強調推動國內外市場和資源聯動，引導資金流向綠色行業，提升綠色技術創新水平（彭長生等，2024）[10]，促進產業鏈高級化（申韜和曹夢真，2020）[11]。在實證層面，研究多采用傳統的計量模型，如完全修正最小二乘法、矩分位數法、主成分分析法和調節模型等（劉霄雅和張穎，2024；Mihaela和Beáta，2023）[7，12]。

綜上所述，現有文獻對綠色金融與共同富裕之間關系的研究已取得一定成果，為本文研究提供了思路，但研究仍有不足。第一，從指標體系上看，雖然共同富裕水平涉及經濟發展、收入均等化等方面，但部分文獻僅以單一的人均GDP、居民收入差距或收入基尼系數作為代理變量（Mihaela和Beáta，2023）[12]，共同富裕的可持續性沒有得到體現。第二，研究視角局限在技術創新、產業結構升級、ESG評價等單一層面。事實上這些單一因素的可持續競爭優勢不大，必須與綠色資源進行整合才能實現高質量轉型升級（Khin和Ho，2019）[13]，推動共同富裕向更高層次發展。第三，研究方法多局限于定性分析，定量實證研究較為匱乏。李云燕和張碩（2023）[14]指出，綠色金融具有較強的空間溢出效應，但鮮有文獻從空間溢出視角探討“先富帶動后富”的綠色致富路徑，更缺乏對其溢出的密集區域和衰減邊界的考慮。

相對于既往研究，本文主要從以下幾個方面進行拓展：第一，已有文獻集中討論共同富裕的內涵、特征等方面，而有關綠色金融賦能共同富裕的研究較少，本文實證檢驗了綠色金融的綠色致富效應及其傳導機制，對綠色金融的經濟效應進行了拓展。第二，文章從產業結構優化和綠色技術創新兩個路徑系統地探討綠色致富的實現機制，為進一步完善綠色金融發展傳導路徑，推動共同富裕的實現提供有益借鑒。第三，從“先富帶動后富”的視角出發定量識別綠色金融推動共同富裕的空間溢出效應及衰減邊界，有利于進一步深化對二者關系的認識，為政策制定提供理論支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）綠色金融對共同富裕的本地效應

共同富裕是發展性、共享性和可持續性的統一（陳麗君等，2021）[15]，綠色金融發揮其資本配置、普惠性與風險定價等三重屬性推動共同富裕。在發展性維度，一方面，綠色金融發揮資本分配的功能，引導資金向高效、綠色和創新等領域聚集，激發科技進步，改善工藝生產流程、管理流程，由此驅動生產力向新的能級躍遷，為實現共同富裕提供物質基礎。另一方面，綠色金融具有一定的普惠性質，能將資金拓展到更廣泛的“長尾”群體，如通過定向為農村產業提供資金，緩解農村地區融資難、融資貴等問題（李蘇等，2023）[16]，為縮小人群、產業和地區之間的不均等發揮積極作用。在共享性維度，綠色金融通過開發普惠型綠色金融產品，支持農村、欠發達地區的清潔能源、生態農業等項目，讓低收入群體和弱勢群體共享綠色發展帶來的就業機會、收入增長及環境改善成果，促進財富分配公平與共享。在可持續性維度，綠色金融通過風險管理功能，建立低碳市場化補償機制，吸引企業對綠色產業進行投資，并引導消費觀念向綠色轉變，從供需兩端推動實現共同富裕的可持續性。因此，本文提出假說H1。

H1：綠色金融對共同富裕具有本地影響效應。

（二）綠色金融對共同富裕的空間溢出效應

根據新經濟地理學理論，地區之間存在著頻繁的生產要素流動和緊密的經濟活動聯系，因此，在探討綠色金融賦能共同富裕時不能忽視地區間協同發展和相互影響的作用。主要表現在以下幾個方面：第一，綠色金融資源在金融市場上跨區域流動，突破地理空間約束（田嘉莉等，2022）[17]，從而降低跨區域交易信息摩擦和資本錯配風險，增強區域間經濟關聯的深度和廣度。第二，綠色金融的相關知識和綠色技術具有較強的外溢性，通過合作交流的方式（李蘇等，2023）[16]，加速創新要素在區域間的傳播與共享。第三，綠色金融在支持綠色產業和民生工程項目發展的同時，會形成產業擴散效應。當一個地區發展某種綠色產業時，會拉動上游原材料的生產需求，推動下游產業轉移吸收綠色產品供應，形成區域范圍內產業鏈聯動。因此，本文提出假說H2。

H2：綠色金融賦能共同富裕的實現存在空間溢出效應。

（三）綠色金融對共同富裕的傳導機制

綠色金融對共同富裕的賦能源自其將更多資金引導至綠色產業、綠色消費等領域。在綠色技術創新方面，綠色金融通過“激勵—約束”雙重機制破解研發融資困境。一方面，借助風險溢價補償機制分散技術創新長周期風險（韓科振，2020）[18]，形成研發投入的乘數效應；另一方面，發展綠色金融可以獲得“綠色溢價”收益，降低綠色企業的融資成本（龔斯聞等，2019）[6]，提升企業投身于綠色技術研發的意愿。綠色技術創新水平的提升可以優化資源配置效率與單位產出率，驅動社會生產力與生產模式向更高的能級躍遷，為實現共同富裕提供有力支撐（王中偉等，2023）[19]。在產業結構升級方面，綠色金融依托“破舊立新”的方式優化經濟結構。一方面，根據“結構紅利假說”，產業結構升級意味著效率低的產業向效率較高的產業躍遷，由此推動社會整體生產率提升和經濟增長，為實現共同富裕“做大蛋糕”奠定基礎。另一方面，產業結構升級會使得區域主導產業不斷升級，催化出大量的高技術、高附加值的新興產業，通過產業關聯效應、技術擴散效應，降低區域間生產成本，縮小行業發展差距，為實現共同富裕“分配好蛋糕”提供保障。可見，發展綠色金融可以促進產業結構升級，推動綠色技術進步，從而賦能共同富裕。因此，提出假說H3。

H3：在綠色金融賦能共同富裕的過程中存在產業結構升級、綠色技術進步的傳導機制。

（四）綠色金融對共同富裕的空間溢出效應距離衰減特征

由于金融資源供給活動總是離不開非標準化信息的收集和信用體系的建設，結合地理學第一定律假說，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應在區域間不可能是均勻的，而是隨著地理距離的增加存在衰減現象和地理邊界（袁華錫和劉耀彬，2019）[20]。從信息維度上看，信貸活動源于復雜和密集的契約安排和信息收集與交換。一方面，金融機構比較傾向于在本地或者距離較近的范圍內開展高頻率的金融活動，從而減少因信用主體的逆向選擇和道德風險而造成的損失，因而表現出較強的區域黏性。另一方面，金融機構為了提升盈利水平，需要掌握更多、更準確的非標準化信息，這就意味著距離信息源越近就越有利于收集信息，距離越遠越會增加信息傳遞摩擦程度，從而形成以金融機構為核心的本地化信息優勢圈層（Ghoul等，2011）[21]。從制度維度上看，財政分權框架下的地方政府行為邏輯催生金融資源屬地化傾向（趙奇偉，2009）[22]，通過設立隱性交易壁壘，阻斷要素自由流動，構建起基于行政邊界的金融分割體系。基于此，提出假說H4。

H4：綠色金融對共同富裕的空間溢出效應具有空間衰減特征。

三、實證研究設計

（一）模型構建

1.綠色金融對共同富裕的空間溢出效應。由于我國綠色金融和共同富裕的發展具有顯著的區域聚集性（秦丁和陳博，2024；李云燕和張碩，2023）[5，14]，各區域差距較大，因此，采用空間計量模型來探討綠色致富的實現路徑，具體模型如下：

[Cowit=α0+ρWCowit+β1Gfit+β2Xit+θ1WGFit+θ2WXit+ρi+σt+εit]

[εit=λWεit+μit]" " " " " " " " " " （1）

式中，[i]和[t]分別表示省份和年份； [Cowit]、[Gfit]和[Xit]分別代表共同富裕水平、綠色金融發展水平和控制變量組。[α]、[β]、[ρ]和[θ]均為待估系數；[λ]代表空間誤差系數；[μit]表示誤差項；[εit]表示空間誤差項；[σt]和[ρi]分別表示時間效應和個體效應。

2. 綠色金融對共同富裕的傳導機制。為了進一步測算綠色金融對共同富裕的傳導機制，參考田嘉莉等（2022）[17]和邵帥（2010）[23]的研究，采用綠色技術創新和產業結構高級化作為傳導變量，構建如下空間杜賓模型：

[Zit=αWZit+β0+β1Gfit+θ1WGfit+βnXit+θnWXit+ρi+σt+εit]

[εit=λWεit+μit] （2）

公式（2）中，[Zit]為傳導變量，[Xit]為控制變量，其余變量與公式（1）一致。

3. 綠色金融空間溢出效應的地理距離衰減。金融活動在本地區或者相近的區域才能有效發揮溢出效應，因此，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應可能會因地理距離的增加而呈現衰減特征。借鑒袁華錫和劉耀彬（2019）[20]的研究，將兩地之間的距離設定為[dmin，dmax]，以50km和100km分別作為遞進距離和省際最短距離，矩陣公式如下：

[Wij= 1dij，dij≥d 0，dijlt;d]" " （3）

式中，[d]指設定的地理距離閾值，[dij]表示[i]省和[j]省的距離。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為共同富裕水平（Cow），借鑒陳曄婷等（2024）[1]和陳麗君等（2021）[15]的研究，構建了包含3個維度的共同富裕綜合指標體系（見表1）。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為綠色金融發展水平（Gf），參考李云燕和張碩（2023）[14]、李蘇（2023）[16]的研究，構建了包含5個維度的綠色金融評價指標體系（見表2）。

3.機制變量。本文選取產業結構高級化（INS）和綠色技術創新（GTI）作為機制變量。參考彭長生等（2024）[10]、申韜和曹夢真（2020）[11]的研究，產業結構高級化采用實際第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量，綠色創新水平（GTI）采用綠色發明專利授權數的對數來衡量。

4. 控制變量：參考陳曄婷等（2024）[1]、孟科學和孫嘉偉（2024）[9] 的研究，本文控制了可能影響共同富裕的其他因素，具體包括交通基礎設施水平（TIL）、對外開放水平（OPEN）、市場化水平（MAL）、政府支持（GOV）和經濟發展水平（ECO）。其中，交通基礎設施水平采用公路里程與行政區域面積之比來衡量；將對外進出口總額轉換為以人民幣為計價單位，然后進行取對數處理來衡量對外開放水平；采取樊綱的上市公司市場化指數來衡量市場化水平；采取實際政府一般預算支出額的對數來衡量政府支持；采用實際人均GDP取對數來衡量經濟發展水平。

（三）樣本選擇與數據來源

本文選取我國2006—2022年除西藏自治區及港澳臺地區以外的30個省（自治區、直轄市，以下簡稱省份）的面板數據作為研究對象。主要數據來源于相關年份的《中國水利投資年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國林業和草原年鑒》《中國統計年鑒》和達爾豪斯大學大氣成分分析組、EPS數據庫。本文對數據做了以下處理：第一，對于個別缺失的數據采用插值法進行補充。第二，為了解決量綱的問題，采用極差標準化法對各變量進行了標準化處理，以保證回歸結果的準確性。第三，考慮到物價的影響，文中所有涉及貨幣單位的變量，均以2006年為基期進行平減處理。由表3可知，2006—2022年我國各省份的綠色金融和共同富裕水平均值分別為0.20、0.29，90分位數是10分位數的幾倍，說明我國綠色金融和共同富裕發展不充分不平衡的問題客觀存在。

四、實證結果與分析

（一）空間自相關檢驗

為檢驗空間計量模型的有效性，構建地理距離矩陣（W1），采用莫蘭指數法測算共同富裕的空間相關性。為了使結果更為穩健，同時將經濟地理距離矩陣（W2）和經濟距離矩陣（W3）的估計結果列出，經濟特征值采用2006—2022年的人均GDP來衡量。測算結果見表4，2006—2022年我國共同富裕水平在三種空間權重矩陣下的全局莫蘭指數均顯著為正，表明共同富裕發展水平并非隨機分布，而是存在一定的空間正向關聯性，說明在探討共同富裕的實現路徑時考慮空間屬性是正確的。

基于地理距離矩陣，選取2006和2022年的數據繪制共同富裕的莫蘭散點圖，如圖1所示。不管是2006年（左圖）還是2022年（右圖），我國各省份共同富裕水平均主要聚集在第一和第三象限。其中，共同富裕指數落在第一象限的多為北京、江蘇、天津等東部先富地區，形成“高—高”集聚狀態。而位于第三象限的多數是廣西、山西、甘肅等中西部后富地區，形成“低—低”集聚狀態。這表明共同富裕發展水平空間聚集特征存在顯著的“東強西弱”區域異質性。因此，本文在探析綠色金融驅動實現共同富裕的過程中引入空間計量模型是科學且必要的。

（二）空間面板模型選擇

本文構建三種空間權重矩陣，分別對研究樣本進行LM、LR、Wald和Hausman等檢驗來選取最合適的空間計量模型，檢驗結果見表5。

在三種空間權重矩陣下，根據LM檢驗結果初步判定了檢驗綠色金融對共同富裕空間外溢效應的模型，LR檢驗和Wald檢驗結果支撐了文章選取SDM模型進行回歸實證是準確的。通過Hausman檢驗和時間空間固定效應的LR檢驗結果可知，本文應拒絕隨機效應的原假設，采用控制省份和時間雙固定效應的SDM模型。

（三）空間杜賓模型的回歸分析

Lesage和Pace（2008）[24]指出，采用求解偏導數的方法可以更準確地測度綠色金融對共同富裕的空間效應影響，結果見表6。

由表6可知，在三種空間權重矩陣下，各變量系數的顯著性水平和符號基本保持一致，表明實證結論是穩健和可靠的。此外，共同富裕的空間滯后系數ρ分別為0.548、0.874和0.810且均通過了1%的顯著性水平檢驗，再次印證了省際層面共同富裕發展水平具有空間自相關性，先富地區可以通過這種正向的空間溢出效應拉動后富地區。

從本地效應來看，在三種空間權重矩陣下，綠色金融對共同富裕的影響均顯著為正，表明綠色金融在發展過程中對本省份共同富裕的實現具有顯著的驅動作用。究其原因：第一，發揮資金分配效應，提升了金融服務效率。通過定向信貸投放提升綠色資本配置效率（龔斯聞等，2019）[6]，同時借助綠色債券等工具降低企業融資成本（李蘇等，2023）[16]，形成生產端效率改進的乘數效應。第二，發揮綠色紅利效應，提高居民幸福感。綠色金融倡導減少對自然資源的消耗，強調人造資本的服務效率，而人造資本服務效率的提高則要求生態自然資源的公平分配，發展具有共享性的公共服務，而不是少數人的奢侈服務（諸大建，2012）[25]。第三，綠色金融發揮資源配置作用，促進經濟可持續發展。綠色金融通過提高“兩高”行業融資門檻，迫使傳統產業進行綠色改造投資，釋放要素配置空間。綜上，假說H1得到了驗證。

從溢出效應來看，在三種空間權重矩陣下，綠色金融對共同富裕的溢出效應顯著為正，表明本地區綠色金融對毗鄰地區共同富裕水平拉動作用顯著。其原因主要是要素勢差與制度學習效應。從要素流動視角看，發達地區集聚的綠色技術人才密度與發達的綠色信貸資源形成要素勢能差，通過多種要素的跨域再配置作用，構建起以產業鏈關聯和技術擴散為紐帶的協同網絡，帶動后富地區發展。從制度視角來看，后富地區通過政策模仿學習機制，提升環境信息披露質量，并建立跨區域綠色認證體系，進一步提高綠色技術轉移效率，從而提高整體富裕水平。綜上，假說H2得到了驗證。

（四）綠色金融對共同富裕的傳導機制檢驗

由表7可知，綠色金融對綠色技術創新水平的本地效應和空間溢出效應系數均顯著為正。原因是：一方面，在綠色政策的指引下，傳統金融也逐漸向綠色金融轉型，為企業的綠色研發投入奠定基礎。另一方面，在經濟高質量發展階段，輿論壓力倒逼高排放企業轉型升級，促使其更注重綠色技術創新效率的提升。由于技術具有高度的外向性和復刻性，綠色技術突破會進一步促進地區間、產業間的綠色技術創新交流合作。結合綠色技術創新對共同富裕的促進作用（彭長生等，2024）[11]，可認為綠色金融通過促進綠色技術創新來促進共同富裕。

綠色金融對產業結構高級化的本地效應系數顯著為正，原因可能是：綠色金融本身就具有調節綠色要素資源分配的功能，通過差異化的貸款利率將資金引導至綠色和高科技行業，使得大量的人才、技術等要素向清潔產業轉移，推動產業結構向高級化發展。但綠色金融的空間溢出效應系數不顯著，這與假說預期不符合，原因可能是綠色金融對產業聯動等的溢出效應尚未顯現。結合產業結構高級化對共同富裕的促進作用（申韜和曹夢真，2020）[11]，可認為綠色金融通過促進產業結構高級化提高共同富裕水平。

（五）異質性分析

由前文分析可知，共同富裕的空間集聚特征存在“東強西弱”的區域差異性，為了進一步探究綠色金融對共同富裕影響的地理區域異質性，文章基于地理距離空間權重矩陣，運用SDM模型分別對我國東部和中西部兩大區域再次進行回歸，結果見表8。

從本地效應結果來看，其影響系數分別為0.322、0.043，且通過了顯著性水平檢驗，東部先富地區遠大于中西部后富地區。究其原因：一方面，中西部地區由于地理環境相對惡劣，產業結構不合理，面臨著較為嚴峻的經濟與生態發展不協調問題；另一方面，中西部地區金融機構的風控和經營能力相對弱。因此，在中西部地區綠色金融對共同富裕的直接促進作用較小。

從溢出效應系數來看，東部地區的空間溢出效應顯著為正，中西部地區不顯著。究其原因：東部地區的綠色金融發展水平較高，擁有更多的專業技術人才，為東部地區綠色金融的溢出效應奠定了堅實基礎。

（六）進一步分析：空間外溢效應衰減邊界

基于前文分析結果，為驗證綠色金融對共同富裕的空間衰減性特征，本文基于公式（3）測算出的不同閾值地理距離矩陣進行連續回歸，結果如圖2所示。由于超過600km后，空間溢出效應系數不再顯著，因此，本文記錄了550km以內的結果。從圖2可以看出，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應系數的曲線總體上隨著地理距離的增加而呈現衰減趨勢，從100km的1.383下降到550km的0.0198。其中，在100km到150km的距離范圍內，空間溢出效應較為密集，溢出系數主要在1.4上下波動。該距離一般對應一到兩個省的范圍，說明先富地區的綠色金融對后富地區共同富裕的溢出密集區域主要分布在省內及周邊相鄰省份。在地理距離較近的地區，金融機構便于審查資金流向，貸款人的“道德風險”和“違約風險”大大降低，綠色金融資源加速流動。150km—550km的距離范圍內，綠色金融依然能夠對共同富裕產生顯著的空間溢出效應，但隨著距離不斷增大，空間溢出效應系數不斷減小，呈現出顯著的衰減特征，大約在330km范圍處出現“半衰”現象。這說明綠色信息傳遞所引發的市場摩擦會因地理距離的增大而變得不對稱，金融機構的放貸成本上升，借貸意愿不強。超出550km后，綠色金融對共同富裕的空間溢出效應不顯著，這一距離一般對應著我國4個省份以上的距離，由于跨度較大，區域內部協同難度變高，溢出作用很難被這個距離以外的地區吸收。綜上，假設H4得到了驗證。

（七）穩健性檢驗

為了提高文章結果的可靠性，參考有關文獻的做法，采取剔除異常年份、改變樣本容量、更換被解釋變量和核心解釋變量等四種方法進行穩健性檢驗，結果如表9所示。可以看到，在進行了一系列穩健性檢驗后，綠色金融對共同富裕的本地效應和空間溢出效應與表6保持一致，證明了結論的穩健性。

（八）內生性檢驗

為緩解內生性干擾，本文進一步使用工具變量方法進行檢驗。參考Dell等（2008）[26]和柴正猛等（2024）[27]的研究，使用各省年降水量取對數和滯后一期的綠色金融作為工具變量（IV）。前者通過影響綠色政策需求產生關聯，且外生于經濟系統；后者與當期綠色金融高度相關且不直接影響共同富裕。二者均滿足工具變量的相關性與外生性要求。表10展示了兩種工具變量的結果，在考慮綠色金融與共同富裕之間可能存在的內生性問題后，綠色金融對共同富裕的影響系數依然為正，表明本文結果較為可靠。

五、研究結果與啟示

本文將綠色金融與共同富裕納入同一分析框架，采用空間杜賓模型探討其本地效應和空間溢出效應及溢出效應邊界，進一步探討其區域異質性，得出以下研究結論：第一，共同富裕水平存在顯著的空間正相關性。從時間視角上看，在三種空間權重矩陣下，共同富裕的空間相關性即莫蘭指數總體上呈上升趨勢。從空間角度看，我國各省份共同富裕水平主要聚集在第一和第三象限，呈現出“東強西弱”的空間格局。第二，綠色金融對共同富裕的促進作用兼具本地效應和溢出效應，說明實現共同富裕不僅與本地的綠色金融發展水平相關，還依賴于毗鄰省份。此外，東部地區綠色金融對共同富裕的直接促進作用和空間溢出效應均比中西部地區強，印證了共同富裕的實現需要區域層面的綠色金融支持和制度設計。第三，綠色金融促進共同富裕的實現存在綠色技術創新和產業結構高級化的傳導機制，但產業結構高級化對共同富裕的空間溢出效應不顯著。第四，綠色金融對共同富裕的溢出效應存在地理衰減特征，空間溢出密度較大的區域主要在本省份和鄰近省份，溢出的最大范圍為550km。

研究結果對于綠色金融發揮一定的普惠效應、緩解農村地區和邊遠地區及中小微企業等弱勢群體的融資難和融資貴問題，加速推動全體人民走向共同富裕提供了有益啟示。第一，明確了綠色金融對共同富裕的推動作用。金融機構要明晰政府的綠色發展規劃，拓寬綠色市場規模，同時加強區域合作，形成“先富帶后富”的聯動局面。第二，明晰了綠色技術創新與產業結構優化對共同富裕的推動作用。實現產業結構優化和綠色技術創新水平提升需要大量的人才、資金和技術等生產要素，應制定更完善的綠色金融發展戰略，鼓勵社會資本涌入綠色領域，為實現共同富裕吸納更多的資金支持。第三，明確了綠色金融對共同富裕的拉動作用存在地理衰減特征。綠色金融要與區塊鏈、大數據、云計算等數字技術有效結合，利用其信息安全、去中心化和低成本化等優勢，破除因距離導致的溢出效應減弱問題。

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