綠色金融驅動產業結構升級

摘要：“雙碳”目標背景下，產業結構升級成為突破資源約束的關鍵路徑，綠色金融在其中作用重大。文章選取2014-2023年國內31個省份面板數據，運用固定效應模型，探究綠色金融驅動產業結構升級機制與效果。研究發現，綠色金融能顯著促進產業結構升級，結果在經穩健性與內生性檢驗后依舊可靠。異質性分析顯示，東部地區賦能效果最佳，西部次之，中部因樣本量影響在5%的顯著性水平下顯著。進一步中介效應檢驗表明，技術創新和綠色產業投資是綠色金融驅動產業結構升級的重要路徑，為“雙碳”目標下推動產業結構升級提供了理論依據。

關鍵詞：綠色金融；產業結構升級；固定效應模型

“雙碳”目標背景下，產業結構升級已經成為我國突破資源約束的核心路徑。對于傳統產業的粗放型增長模式難以為繼，而新型綠色產業發展又需系統性金融的支持。綠色金融憑借其的資源約束、風險定價功能成為產業結構升級的關鍵杠桿。綠色金融賦能產業結構升級不僅是經濟高質量發展的必然選擇，更是向生態文明跨越的金融實踐注解。

現有關于產業結構升級的研究，主要涵蓋兩個方面：第一，人才引進對產業升級所產生的影響效應。徐培等（2022）以62個人才安居和創新型雙試點城市為對象，研究發現，人才引進政策的實施顯著促進了產業結構整體化和高級化。夏長杰等（2024）研究發現，引進海外科技創新人才是實現創新驅動產業升級的重要力量。楊永聰等（2022）以291個地級市的面板數據進行實證研究發現，人才政策對于地區產業結構轉型升級具有顯著提升作用。第二，數字經濟對產業升級的影響效應。吳雪萍等（2024）通過實證分析發現，數字經濟發展能有效促進產業結構高級化、合理化和生態化。鄭雪平等（2024）發現，數字金融憑借其普惠性、創新性、協同性等優勢，對產業結構升級具有明顯的正向推動作用。

雖然現有研究對于產業結構升級的研究為本文提供了參考價值，但是對于綠色金融賦能產業結構升級的研究相對缺乏，仍存在提升空間。基于此，本文選取2014-2023年國內31個省份的面板數據，分析綠色金融賦能產業結構升級效應機制。考慮到省情的差異，故運用面板固定效應模型來處理省份個體和時間的差異。

一、理論分析與研究假設

（一）直接效應

綠色金融推動產業結構升級的邏輯體現在兩個維度：首先，綠色金融通過差異化的信貸政策、碳金融工具等市場化手段，有助于促進資金從高耗能產業轉向清潔能源、節能環保等戰略性新興產業。其次，借助ESG體系與信息披露機制，倒逼全產業鏈的綠色技術革新與效率提升。為了促進傳統產業綠色轉型，需要提高整個產業體系的綠色發展標準，從而推動產業向更高層次發展。因此，提出假設1。

H1：綠色金融能夠有效促進產業結構升級。

（二）間接效應

在金融工具的應用上，綠色金融通過風險投資和綠色債券等手段，為新興的綠色產業提供了融資渠道，從而促進了新能源和環保科技等戰略性新興產業的發展。另外，綠色金融通過政策導向和市場運作機制，促進了產業結構向高附加值、低能耗和低污染的方向調整，從而實現了經濟與環境的和諧發展。通過技術創新，現代化產業體系的構建可以得到大力推進，為其提供了強大的推動力。因此，提出假設2。

H2：技術創新是綠色金融推動產業結構升級的關鍵路徑之一。

綠色金融憑借其獨有的操作方式，并結合綠色產業投資，為產業結構的進一步升級提供了強大的后盾。在資金的分配過程中，綠色金融采用了多種金融工具，并與相關政策結合，以吸引資金流向新能源、資源回收和利用等綠色產業領域，從而提高了綠色低碳產業在整體產業結構中的比重，實現了資源的優化配置。在技術革新的領域，綠色金融為公司的研發活動注入了資金，幫助它們在環境保護、清潔能源等關鍵技術上實現重大突破。通過投資綠色產業，企業可以有效地規避因環境問題導致的法律糾紛、監管處罰和聲譽損害等風險，確保企業的穩定運營，并為產業結構的升級奠定堅實的基礎。為了鼓勵金融機構增加對綠色產業的投資，政府采取稅收減免和財政補助等綠色金融措施，向市場發出支持綠色發展的明確信號。基于此，提出假設3。

H3：綠色產業投資是綠色金融驅動產業結構升級的關鍵路徑之一。

二、研究設計

（一） 變量選取

1. 被解釋變量為產業結構升級（Lsu）。產業結構不僅可以直觀地展示一個地區在經濟和金融方面的發展水平，還能從中洞察其未來可能的發展前景，這也是綠色金融創新所追求的主要目標之一。在研究產業結構升級時，傳統方法往往是基于克拉克定律，并使用非農業生產總值的比例來評估產業結構的提升。基于信息革命對產業結構產生的巨大沖擊，這種度量方法已經不再適用。鑒于上述情況，本研究借鑒了于春暉等（2011）的研究方法，使用三產與二產的比值作為評估產業結構升級的指標。這種度量方法可以明確地揭示經濟結構向服務化方向發展，特別是當Ts值顯示上漲趨勢時，這意味著經濟正在向服務化的趨勢前進，而產業結構也正在經歷升級的過程。

2. 核心解釋變量為綠色金融（Gf）。參考現有文獻中關于綠色金融的研究成果，并考慮到數據的可獲取性，構建綠色金融指標體系（表1）并運用熵值法進行測算。

3. 中介變量：選擇技術創新（ti）與綠色產業投資（giv）作為中介變量。本文借鑒盛巧燕（2024）等學者的研究，選擇各地區綠色專利申請量作為技術創新水平，考慮到數據的可得性，選擇生態環保財政支出作為綠色產業投資水平。

4. 控制變量：研發能力（rdc），采用研究與試驗發展經費投入強度的對數（以10為底）表示；金融發展水平（fd），用各省份金融機構的不良貸款率表示；政府干預程度（gid），用地區財政支出/GDP表示；金融市場化（fm），用各地區股票市場市值占GDP比重衡量。

（二）模型構建

為了檢驗產業結構升級與綠色金融之間的關系，采用固定效應模型進行實證分析。模型建設如下：

Lsuit=β0+β1Gfit+∑βjXit+μi+εit（1）

在式（1）中，i代表省份，t代表時間，Lsuit表示被解釋變量產業結構升級水平，Gfit表示核心解釋變量綠色金融，Xit為控制變量，省份固定效應為μi，εit為隨便擾動項。

在式（1）的基礎上，構建中介效應模型：

Mit=λ0+λ1Gfit+∑λjXit+μi+ψit （2）

Lsuit=γ0+γ1Gfit+γ2Mit+∑γjXit+μi+ξit（3）

在式（2）、（3）中，Mit代表中介變量，包括技術創新和綠色產業投資兩個變量；λ、γ表示變量回歸系數；ψit、ξit為隨機擾動項；其他變量含義與式（1）相同。

（三）數據來源

本文選取2014-2023年國內31個省級的面板數據作為研究樣本。原始數據的來源為各省區市統計局和國家統計局當地調查總隊發布的每年國民經濟和社會發展統計公報及各省份財政決算報告。對于某些缺失的數據，使用線性插值方法進行了補全處理。

三、實證分析

（一）基準回歸分析

鑒于各個省份的省情差異較大，選擇固定效應模型作為檢驗工具，基準回歸結果見表2。（1）列表示在未加入研發能力、金融發展水平、政府干預程度、金融自由化等控制變量的條件下綠色金融對于產業結構升級的回歸結果，系數為1.501并且在1%的水平下顯著；（2）列表示加入這些控制變量時的回歸結果，回歸系數為1.021，在1%的顯著性水平下顯著。綜合來看，是否加入控制變量都不影響綠色金融對產業結構升級明顯的促進作用，假設1得到驗證。

（二）穩健性檢驗

為排除潛在偏誤，提高研究結果的可靠性，對基準回歸結果進行穩健性檢驗。一是處理可能干擾回歸結果的極端值。對產業結構升級和綠色金融分別在 1%和 99%水平進行雙側縮尾，消除異常數據對回歸的影響。結果見表 3列1。二是更換研究模型進一步驗證穩健性。更換為面板Tobit模型和隨機效應模型來檢驗穩健性。列2為面板Tobit模型回歸結果，列3為隨機效應模型結果，回歸系數均在1%的顯著性水平上顯著，這進一步證實了本研究的基準回歸結果是穩健的，并且研究結論具有很高的可信度。

（三）內生性討論

為了防止產業結構升級對綠色金融潛在的影響，從而確保估計結果的無偏與一致，提升研究結論的可信度，采用工具變量法來緩解內生性問題。為滿足工具變量外生性要求，選擇滯后一期的綠色金融作為工具變量。采用兩階段系統GMM法對模型內生性進行討論。

表4列1為工具變量法的估計結果。系數為0.456，并且工具變量是外生的，F統計量遠大于臨界值10，說明工具變量非弱工具變量，提高了研究結果的可靠性。列2是兩階段系統GMM的估計結果。AR（1）值為0.01，AR（2）值為0.63，說明模型存在一階序列相關，但是不存在二階序列相關。Hansen檢驗值為0.951gt;0.1，說明工具變量是有效的，無過度識別問題，模型在內生性檢驗之后，確保了估計結果與基準回歸的一致性和無偏性。

（四）異質性檢驗

將全國的31個省份劃分為東部、中部和西部三個區域樣本進行回歸，探討不同地區產業結構升級相對于綠色金融的影響效應，結果見表5。列1到列3分別表示東部、中部和西部的回歸結果。結果表明這種促進作用在東部和西部地區尤為顯著，東部地區回歸系數為1.893，相比于西部地區東部地區賦能效果更好，可能的原因在于東部地區開放的經濟環境和政策支持。而在中部地區，受樣本數據量相對較少的影響，這種促進作用僅在 5%的顯著性水平下體現。深入分析發現，東部、中部和西部在綠色金融發展基礎、產業結構特征及科技創新能力等方面存在顯著差異，這些差異深刻影響著綠色金融對產業結構升級的作用效果。

從綠色金融發展基礎來看，東部地區金融市場成熟度高，金融機構數量多且創新能力強。西部地區金融市場相對欠發達，金融機構數量較少，綠色金融產品種類單一，限制了綠色金融對產業結構升級的推動作用。中部地區金融市場發展水平介于兩者之間，但在綠色金融創新方面仍有待提高。

在產業結構特征上，東部地區以高端制造業、現代服務業為主導，產業關聯度高，綠色金融投入能夠迅速在產業鏈中傳導，帶動上下游產業綠色升級。西部地區以資源型產業和傳統制造業為主，產業結構偏重，綠色轉型難度較大，但也為綠色金融支持產業結構調整提供了廣闊空間。中部地區產業結構較為均衡，但缺乏具有核心競爭力的綠色產業集群，在利用綠色金融促進產業結構升級方面缺乏明顯優勢。

科技創新能力方面，東部地區科研投入大，高校和科研機構眾多，人才儲備豐富。西部地區雖然資源豐富，但科技創新投入相對不足，人才流失問題較為嚴重，制約了綠色技術的研發和應用，影響了綠色金融對產業結構升級的促進作用。中部地區科技創新能力處于中等水平，但在科技創新成果轉化方面存在不足，未能充分發揮綠色金融對技術創新的支持作用，進而影響了產業結構升級的速度和質量。

（五）進一步分析：中介效應

根據式（2）與式（3）的模型，對中介變量技術創新和綠色產業投資進行中介效應檢驗。結果見表6。根據結果來看，綠色金融對技術創新的回歸系數為1.353，在1%的顯著性水平上顯著。加入技術創新變量以后，綠色金融對產業結構升級的回歸系數為1.234并且同樣顯著。說明了綠色金融可以通過技術創新進而促進產業結構升級，假設2得到驗證；綠色金融對綠色產業投資的回歸系數為0.86，并且在1%的顯著性水平下顯著。引入中介變量綠色產業投資后，回歸系數為0.802，并且十分顯著。表明了綠色金融可以通過綠色產業投資這一路徑促進產業結構升級，假設3得到驗證。

四、結論與政策建議

綠色金融賦能產業結構升級不僅符合經濟高質量發展的必然要求，更是人類文明從工業文明向生態文明跨越的金融實踐注解。本文通過31個省級面板數據進行實證分析，綠色金融可以有效賦能產業結構升級，在通過穩健性檢驗和內生性檢驗后結果依然顯著。異質性分析表明：東部地區賦能效果最好，西部地區次之，可能的原因在于更加開放的經濟和政策。中部地區可能由于數據量少的原因僅僅在5%的水平下顯著。通過中介效應檢驗，技術創新和綠色產業投資是綠色金融賦能產業結構升級的兩個重要中介指標，可以通過促進技術創新和提高綠色產業投資進而推動產業結構升級，助力實現“雙碳”目標。

鑒于以上研究結論，為更好發揮綠色金融驅動產業結構升級作用，助力實現“雙碳”目標，提出以下政策建議：第一，強化綠色金融政策支持。政府應當進一步完善綠色金融政策體系，加大對綠色金融工具的創新力度。簡化綠色債券發行流程，提高其市場吸引力，引導資金流向綠色產業領域，促進產業結構升級；第二，推動區域協調發展。由于東部地區綠色金融賦能產業結構升級的效果更好，所以應加強東西部地區的合作交流。同時，中部地區也應結合自身資源優勢，制定適合本地的綠色金融發展策略。第三，加強技術創新。鼓勵高校、科研機構與企業合作，加大對綠色技術的投入，開展綠色技術創新項目。政府通過稅收優惠、財政補貼等方式，引導企業增加研發投入，提高綠色專利申請數量和質量。

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（作者單位：中共陜西省委黨校）