綠色金融能夠促進綠色技術創新嗎？

中圖分類號：F425；F832 文獻標識碼：A

文章編號：1003-9031（2025）08-0042-14

一、引言及文獻綜述

科技創新是發展新質生產力的核心要素，而綠色發展是高質量發展的底色，堅持創新驅動是推動綠色發展的重要內容，能夠為發展新質生產力注人源源不斷的新動能。在經濟社會發展全面轉型的背景下，制約綠色發展的因素仍然存在，如能源消耗、產業結構、技術水平等多種因素。結合環境保護與技術創新的綠色技術創新能夠成為推動綠色發展的核心力量和重要支撐，然而，綠色技術創新具有前期高投入、獲利周期長以及風險難評估的特征，外部資金支持對其至關重要。綠色金融通過各類綠色金融工具引導資金流向綠色環保企業，為企業的綠色技術創新提供外部資金。綠色金融的發展為提高我國綠色技術創新水平提供了新的機遇，能夠有效推動經濟綠色發展。

綠色金融是賦能綠色技術創新發展、推進我國經濟結構綠色低碳轉型的新力量（何德旭和程貴，2022）。2007年，首次提出“綠色金融”概念，綠色金融開始逐步發展。2016年，為探索綠色金融發展途徑，中國政府明確出臺政策支持“綠色金融體系\"的建設。2017年，國務院決定在浙江、江西、廣東、貴州、新疆\"五省八地\"設立綠色金融改革創新試驗區，標志著我國綠色金融發展邁人了自上而下的頂層設計和自下而上的區域探索相結合的新發展階段;2019年，蘭州新區獲批成為綠色金融改革創新試驗區，進一步拓展了試點布局，為西部地區樹立綠色、可持續發展典范;2022年，綠色金融改革創新試驗區在重慶市設立，進一步推動綠色金融改革創新由區域試點向縱深推進?！熬G色金融改革創新試驗區\"試點作為綠色金融領域的一項重大實踐，是推動綠色金融的新嘗試，為全國進一步發展綠色金融積累實際經驗、探索有效路徑，對推動經濟社會綠色低碳轉型發揮了重要作用。

現有文獻對綠色金融相關工具的研究主要集中于綠色信貸（劉靖宇等，2015;Liu et al.，2024）和綠色債券（陳國進等，2024；朱俊明等，2020）的影響。綠色信貸或綠色債券單一維度考察綠色金融對綠色技術創新的促進作用無法完整、準確、全面地反映中國綠色金融的影響（Huangetal.，2022）。綠色金融改革創新試驗區是為了完善綠色金融服務體系，推動當地綠色金融發展、助力經濟發展綠色轉型而分批推進的試點改革，為探討綠色金融的整體影響效果提供了理想的準自然實驗。關于綠色金融改革創新試驗區的研究，部分學者針對綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新的影響進行了分析。綠色金融改革創新試驗區政策從質與量兩方面對企業綠色技術創新具有促進作用，但存在約束效應大于激勵效應的情況（時省和張亞，2024;王修華等，2021）。綠色金融改革創新試驗區試點政策的實施已初見成效，然而現有相關文獻尚未系統研究綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新的影響，綠色金融對綠色技術創新的作用機制還有待進一步分析。因此，本文將綠色金融改革創新試驗區的設立作為外生因素，采用雙重差分模型，從宏觀層面探討綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新的影響，并進一步探討其影響綠色技術創新的區域差異與作用路徑。

二、理論分析與研究假設

（一）綠色金融對綠色技術創新的影響

綠色金融改革創新試驗區是推動綠色金融的新嘗試，有利于促進城市綠色技術創新水平，推動經濟綠色轉型升級（Zhang etal.，2024）。具體而言，綠色金融改革創新試驗區實施的措施包括強化綠色金融激勵約束、創新多元化綠色金融產品和服務、發展綠色金融國際合作、完善綠色金融的專業智庫支持機制等，這一系列措施為綠色技術創新發展提供良好的條件。首先，試驗區通過多元化的綠色產品，如綠色信貸、綠色證券、碳金融等，直接引導相應資金流向綠色企業，緩解企業的資金壓力，滿足其綠色創新需求;其次，試驗區為綠色消費發展提供資金支持和金融服務，以更加優惠的利率、更加靈活的還款方式降低綠色消費成本，能夠緩解使用者在投資和消費間的轉換限制，釋放社會綠色消費潛力，進而倒逼企業進行綠色技術創新。

最后，試驗區的國際化和智庫發展能夠使綠色企業產生產業集聚效應，為企業綠色技術創新帶來綠色資源，助力城市綠色技術創新水平得到更好的發展。這一系列措施能夠提高試驗區綠色金融的服務性，為城市綠色技術創新發展提供綠色金融激勵。

基于以上分析，本文提出假設H1：綠色金融改革創新試驗區能夠提高城市綠色技術創新水平。

（二）綠色金融促進綠色技術創新的作用機理

1.增加政府財政投入

資源補償假說認為，政府補貼會促進綠色技術創新，政府可以通過增加研發補貼將創新的正外部效應內部化（Shaoetal.，2022）。試點城市通過設立節能減排專項資金和財政補貼，以及資金配套、直接獎勵等途徑激勵生產企業進行綠色技術研發和改造（黃秀路等，2023）。相對于傳統的技術創新，綠色技術創新的一系列不確定特征意味著其需要更多的資金投入，在綠色金融改革創新試驗區，政府能夠通過推動財政支持為綠色技術創新提供具有官方、綠色性質的資金支持，這在一定程度上解決綠色技術創新面臨的金融市場不完善、環境外部性等市場問題，從而鼓勵綠色技術創新活動的開展。

2.緩解融資約束

熊彼得創新理論認為，資源的可獲得性在技術創新中發揮了重要的作用。由于創新活動存在風險大、回報不確定、資金需求大等特點，面臨嚴重的外部融資約束。為推動綠色技術創新發展，必須輔以一定的資金扶持，然而傳統的融資渠道往往難以承擔這樣的風險。綠色金融作為一種綠色低碳的融資途徑，為綠色技術創新發展提供了良好的外部條件（徐佳和崔靜波，2020）。一方面，綠色金融改革創新試驗區建設符合綠色項目融資特點的綠色金融服務體系，為城市綠色技術創新提供良好的金融環境，有效緩解了企業創新可能面臨的融資約束。另一方面，試驗區設立的獎懲機制限制了高排放、高耗能企業貸款額度，拓寬綠色產業和綠色項目的融資渠道，這為低碳企業提供融資便利。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H2a：綠色金融改革創新試驗區可以通過增加財政投入推動城市綠色技術創新發展。

H2b：綠色金融改革創新試驗區可以通過緩解融資約束推動城市綠色技術創新發展。

三、研究設計

（一）模型構建

首先，為了檢驗綠色金融改革創新試驗區對城市綠色技術創新的影響，本文構建雙重差分模型進行檢驗：

GTI_i=α₀+α₁GFRI_i，t+Σα_jControls_i，t+μ_i+λ_t+ε_it

其中，雙重差分項 GFRI_i，t 的系數 α_α1 是本文解釋變量綠色金融改革創新試驗區的虛擬變量，GTI為本文被解釋變量城市綠色技術創新水平，Controls包含一系列控制變量， μ_i，λ_i 分別為控制個體固定效應和時間固定效應， ε_it 為隨機誤差項。

其次，為了驗證財政投入與融資約束等外部機制的作用，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2015）的做法，構建如下模型進行檢驗：

M_it=B₀+β₁GFRI_i，t+Σβ_jControls_i，t+μ_i+λ_i+ε_ii

其中，M代表中介變量，其余變量設置同式（1），通過觀察GFRI .M 的系數值和顯著性水平，考察前文提出的中介機制是否存在。

（二）變量說明

1.被解釋變量

GTI_it 是第i個城市在第t年的綠色技術創新水平，考慮到城市規模的差異，本文參考宋德勇等（2021）的處理方式，采用每萬人綠色專利申請數量衡量綠色創新技術水平。此外，采用綠色發明專利申請量（ RGTI_it 衡量實質性綠色技術創新，使用綠色實用新型專利申請量（ SGTI_it ）衡量策略性綠色技術創新，并對數據同樣進行均值化處理，從質量和數量兩方面檢驗綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新的影響。

2.解釋變量

GFRI_it 是綠色金融改革創新試驗區虛擬變量，如果城市i在t時間是綠色金融改革創新試驗區，該變量取值為1，否則為0。2017年首批8個綠色金融改革創新試驗區在浙江、江西、廣東、貴州、新疆啟動，2019年新增甘肅省蘭州新區為綠色金融改革創新試驗區，2022年新增重慶為綠色金融改革創新試驗區，但由于其設立時間較短，政策效應可能還未完全顯現，故本文只考察了前兩批綠色金融改革創新實驗區的政策效應。

3.控制變量

借鑒相關研究本文選用以下影響城市綠色技術創新的因素作為控制變量：經濟發展水平（GDP），用地區年度生產總值GDP衡量，并取對數;產業結構高級化（High），用產業結構升級指數 來衡量;外商直接投資（FDI），用地區外商直接投資量占GDP之比衡量;互聯網普及程度（Net），用每萬人移動電話擁有量來衡量;政府干預（Govern），用地區公共財政支出占GDP的比重衡量;地方環境規制（Sul），用地區工業二氧化硫排放量的對數來衡量。

4.中介變量

本文采用政府財政投入與地方融資約束作為機制變量。政府財政投入（Science）采用地區科學技術財政支出占財政總支出的比例來衡量。融資約束采用吉瑞等（2015）的做法，以地區金融機構貸款總額占GDP的比重來衡量。

（三）數據來源

本文以2003—2021年中國內地284個城市為研究樣本，原始數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）《中國城市統計年鑒》和地方政府統計公報。在剔除嚴重數據缺失的樣本后，2003年至2021年的有效觀測值為5396個，各變量的描述性統計結果如表1所示。

四、實證分析

（一）基準回歸

為了檢驗研究假設，考察綠色金融改革創新試驗區是否對城市綠色技術創新產生顯著促進效應，對式（1）進行回歸，具體結果如表2所示。由表2的列（1）、列（2）可知，無論是否加入控制變量，核心解釋變量GFRI的回歸系數顯著為正，表明綠色金融改革創新試驗區與城市綠色技術創新之間存在顯著正相關關系，即綠色金融改革創新試驗區的設立能夠促進城市綠色技術創新發展。本文進一步將綠色技術創新分解為實質性綠色技術創新和策略性綠色技術創新兩部分，由表2列（3）—列（6）可知，綠色金融改革創新試驗區對策略性和實質性綠色技術創新都有正向的促進效應，并且都通過了顯著性檢驗，表明綠色金融改革創新試驗區不僅顯著增加城市綠色技術創新數量，而且提升了綠色技術創新質量。因此，假設H1得到驗證。

表1描述性統計結果

表2基準回歸結果

注：*、**和***分別表示在 10%.5% 和 1% 的水平上顯著，括號內為穩健標準誤（下同）。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文以政策實施前一年為基期，對政策實施前實驗組與對照組綠色技術創新水平是否具有相同變化趨勢進行驗證（見圖1）。在政策實施之前，試點城市與非試點城市的綠色技術創新水平基本一致，但這之后兩者的綠色技術創新水平有明顯差異。政策實施后產生的下降趨勢是由于2017年國家知識產權局發布《關于規范專利申請行為的若干規定》，這項規定打擊“泡沫專利”，嚴格專利審批流程，導致專利申請量有明顯的下降。以上分析表明，本文的雙重差分模型的平行趨勢假定得到了支持。

圖1平行趨勢檢驗結果

2.預期效應檢驗

為了檢驗城市綠色技術創新是否對綠色金融改革創新試驗區建設產生預期，同時為了排除試點城市與非試點城市在試驗區建設前存在的差異以及由于不可觀測的其他變量對研究結果的影響，本文參考崔惠玉等（2023）的做法，將政策實施年份分別提前至2016年、2015年和2014年，并依次回歸。如表3所示，在三組回歸中，GFRI的回歸系數都不再顯著，表明在綠色金融改革創新試驗區建設之前，試點城市未出現提升城市綠色技術創新的預期，進一步驗證了本文結論的穩健性。

表3預期效應檢驗

3.安慰劑檢驗

為避免遺漏其他重要變量導致估計結果偏差，本文借鑒周茂等（2018）的做法，從樣本中隨機選取城市作為虛擬實驗組，生成偽虛擬政策的變量進行安慰劑實驗，重新對式（1）進行500次隨機重復抽樣進行安慰劑檢驗。由圖2安慰劑結果可知，GFRI的估計系數呈以0為中心的正態分布，與基準回歸系數有較大差距，說明遺漏變量和不可觀測因素對GFRI的政策效果沒有實質性影響，研究結論穩健。

圖2安慰劑檢驗

4.更換被解釋變量

考慮到變量測度誤差導致的估計結果偏差，本文將進一步采取更換被解釋變量的方法進行穩健性檢驗。專利申請意味著對應的技術方案已經完成并投入使用，但國家知識產權局并不公示專利申請，只公示專利授權信息，這會導致專利申請量可能存在統計誤差（方先明和那晉領，2022）。為了解決這個問題，本文將因變量的測量方法從每萬人綠色專利申請量改為每萬人綠色專利申請授權量。由表4列（1）可知，在替換被解釋變量后，GFRI的系數在 1% 顯著性水平上仍然顯著為正，表明本文結果是穩健的。

表4穩健性檢驗結果

5.改變估計方法

（1）傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）

考慮到準自然實驗數據實際上來自非隨機觀察研究，如果實驗組和對照組的城市特征不完全相同，就可能存在選擇偏差問題。為了緩解樣本選擇偏差問題，保證匹配結果的穩健性，本文使用傾向得分匹配雙重差分法進行穩健性檢驗，采用0.05卡尺內的進行1：1近鄰匹配。經過傾向得分匹配處理后的回歸結果如表4列（2）所示，綠色金融改革創新試驗區仍對綠色技術創新水平具有正向影響，且GFRI的系數估計值通過了顯著性檢驗，這與基準回歸結果一致，進一步驗證了本文結論的穩健性。

（2）合成雙重差分法（SDID）

考慮到試點城市的分布在地區與時間上并不是隨機出現的，為同時考慮個體權重與時間權重，本文參考Arkhangelskyetal.（2021）做法，使用合成雙重差分方法進行穩健性檢驗。由表4列（3）可知，GFRI的系數仍顯著為正，這與基準回歸結果一致。圖3為SDID模型下，實驗組和對照組的隨年份變化的綠色技術創新發展趨勢。其中，實線為處于綠色金融改革創新試驗區的實驗組，虛線為不處于綠色金融改革創新試驗區的對照組，綠色三角部分為時間權重。由圖3可知，設立綠色金融改革創新試驗區之前，綠色技術創新水平在實驗組與對照組并無顯著差異，滿足平行趨勢假設;設立綠色金融改革創新試驗區后，實驗組城市的綠色技術創新水平明顯高于對照組，這表明試驗區對綠色技術創新發展的積極效應，進一步驗證了本文結論的穩健性。

圖3合成雙重差分效應

6.剔除新冠疫情的沖擊

新冠疫情沖擊了城市的創新發展，疫情來臨時實施的一系列防控措施會導致環境規制成本制約加強，城市財政供給水平與資本配置效率下降，從而降低城市綠色創新水平。故本文剔除了2020年和2021年的樣本數據重新進行回歸，檢驗結果如表4列（4）所示，GFRI仍然在1% 的顯著性水平上產生正向效應，進一步驗證了本文結論的穩健性。

7.排除同期其他政策的干擾

2003—2021年間地方政府實施的其他環境政策和創新政策也可能影響綠色技術創新，從而導致試驗區的設立效果不易識別，估計結果存在偏差。為避免這個問題，本文選取以下三項具有代表性的相關政策：節能減排示范城市政策（ESER）創新型城市建設政策（Innovative）和智慧城市建設（Smartcity）。我們在基準回歸模型的基礎上分別加入了這三項政策的虛擬變量，回歸結果如表5列（1）—列（3）所示，GFRI的系數和顯著性并未發生較大變化，進一步驗證了本文結論的穩健性。

表5排除同期其他政策的干擾

（三）異質性分析

1.城市等級的異質性

不同等級的城市在經濟發展、社會結構、資源配置等多個方面存在著顯著差異。本文將直轄市、省會城市和計劃單列市劃分為高等級城市，其他城市定義為低等級城市。由表6列（1）—列（2）可知，在高等級城市中，GFRI的系數顯著為正。相較于其他城市，高等級城市便捷的行政資源意味著強大的資源調度能力，能夠吸引高素質人才與綠色產業集聚，更好地支持綠色金融改革創新試驗區發展，從而為綠色技術創新活動提供動力源泉。

表6異質性分析結果

2.城市資源依賴性

資源依賴型城市在產業結構、經濟發展階段等多方面存在顯著差異。本文以國務院發布的《全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020年）》為劃分依據，將284個城市分為資源型城市與非資源型城市兩種類型。由表6列（3）列（4）可知，綠色金融改革創新試驗區建設在資源型城市和非資源型城市都有正向的促進作用，但在非資源型城市，GFRI的系數更大。資源型城市的資源型產業具有典型的高耗能、高排放特征，其經濟發展更加依賴原先的資源路徑（李虹等，2018），而非資源型城市具有生態環境友好型的產業結構，能夠更加積極響應試驗區的號召，推動城市綠色技術創新水平進一步提升。

3.城市地理區位的異質性

考慮到地理區位導致地域發展的差異性，本文根據地域將284個城市劃分為東部和中西部，探究綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新影響的差異。表6列（5）列（6）為中西部地區和東部地區的回歸結果，結果表明綠色金融改革創新試驗區對中西部地區產生顯著的正向影響?？赡茉蚴?，中西部地區綠色發展資源較東部更為滯后，綠色金融改革創新試驗區的設立對中西部地區來說有著更大的技術提升空間;而東部地區有豐富的人力、資本、技術等綠色資源要素，這使通過政策性支持而提高綠色技術創新的積極性下降。這也驗證了綠色金融的良好的地域穿透性，為解決更多地區發展差距問題提供了有益思路。

五、機制檢驗及進一步分析

（一）中介機制檢驗

1.增加財政投入

綠色金融改革創新試驗區要求政府強化對綠色金融發展的財政支持，設立綠色金融發展專項基金，財政科技支出是政府財政支持城市綠色技術創新發展的最直觀途徑。試驗區設立對財政投入的影響如表7列（2）列（3）所示，結果顯示兩者顯著正相關，這說明試驗區對財政投入存在正向影響，試驗區通過增加財政投人，為城市綠色技術創新提供官方的資金支持，從而推動城市綠色技術創新發展。上述分析驗證了假設 H2a 。

2.緩解融資約束

綠色金融改革創新試驗區為試點城市綠色技術創新的發展提供大量的綠色金融資源支持，可以緩解企業可能面臨的融資約束，為企業的綠色技術創新提供便利的融資渠道。試驗區設立對融資約束的影響如表7列（4）、列（5）所示，GFRI的系數顯著為正，說明試驗區緩解了融資約束，為綠色技術創新發展提供了融資便利，從而推動綠色技術創新發展。上述分析驗證了假設 H2b 。

（二）綠色金融改革創新試驗區與低碳城市政策協同效應

在穩健性檢驗中，已經考慮到與試驗區同期進行的創新政策、環境規制政策會影響城市綠色技術創新發展。但更值得關注的問題是：綠色金融改革創新試驗區能否與其他環境規制政策形成協同效應，進一步推動城市綠色技術創新發展？

低碳城市試點政策是為了落實中國氣候行動目標，組織建設一批低碳城市試點的環境規制政策（徐佳和崔靜波，2020）。2017年，國家發展改革委發布《關于開展第三批國家低碳城市試點工作的通知》，在45個城市（區、縣）開展第三批低碳城市試點，與第一批綠色金融改革創新試驗區設立時點相近。本文參考張振華等（2024）的做法，將只人選第一批試驗區或只入選第三批低碳城市試點的城市作為對照組，將既人選第一批試驗區又人選第三批低碳城市試點的城市作為實驗組，進而構建DID模型，回歸結果如表8所示。其中，LowGfri為兩個政策同時作用的虛擬變量，在一系列回歸檢驗中，其系數顯著為正，說明兩個政策同時執行的城市具有更強的綠色技術創新效應，即綠色金融改革創新試驗區與低碳城市在綠色技術創新方面存在顯著的正向協同效應。

表7機制分析結果

表8環境規制的政策協同效應

（三）綠色技術創新的經濟影響

當前，中國正處于向經濟高質量發展戰略性轉型的關鍵時期，更加強調綠色全要素生產率能夠作為內生驅動推動經濟高質量發展，而綠色全要素生產率正是綠色技術進步對經濟發展作用的綜合體現（張娟等，2019）。本文參考葡鵬和孟娜娜（2021）的方法，基于SBM模型構造綠色全要素生產率，運用綠色全要素生產率衡量經濟發展的綠色生產力水平。檢驗綠色金融改革創新試驗區能否在促進綠色技術創新的基礎上，推動綠色生產力發展。由表9可知，綠色金融改革創新試驗區與綠色技術創新水平發展均顯著能推動綠色全要素生產率發展，這說明試驗區政策能在促進綠色技術創新的基礎上，使得綠色全要素生產率得到提高。

表9綠色技術創新對綠色生產力的影響

六、結論與政策建議

（一）結論

本文利用2003年至2021年中國284個城市的數據，運用雙重差分法檢驗綠色金融改革創新試驗區設立對城市綠色技術創新的影響及作用機制。得出以下結論：一是綠色金融改革創新試驗區對城市綠色技術創新的促進效應顯著，具體表現在顯著提升了實質性綠色技術創新與策略性綠色技術創新。該結論在經過一系列穩健性檢驗后，依然穩健。二是綠色金融改革創新試驗區對綠色技術創新的作用由于城市差異存在不同，在高等級城市、非資源型城市、中西部城市具有更強的促進作用。此外，綠色金融改革創新試驗區能與低碳城市試點政策對綠色技術創新產生正向的協同作用。三是綠色金融改革創新試驗區通過增加財政投入與緩解融資約束這兩條途徑來提高城市綠色技術創新水平。

（二）政策建議

第一，優化綠色金融改革創新試驗區的政策體系，擴大綠色金融改革創新試驗區的試點范圍。創新是城市發展的關鍵因素，試驗區對綠色技術創新的促進作用顯著，為城市綠色技術創新發展帶來新的機遇。具體來說，首先，制定具體的綠色金融標準與完善綠色金融的政策體系，為綠色技術創新提供保障機制。其次，引導綠色金融加大對綠色技術創新的支持程度，推動綠色金融產品創新、完善綠色金融市場，使得更多資本流向綠色領域，緩解綠色技術創新時可能遇到的融資約束。最后，貫徹落實政府出臺的綠色金融相關政策，通過政府引導財政投入綠色技術創新，在實踐中形成“政策—資金一創新\"的閉環驅動，進一步為新質生產力提供推力。

第二，充分關注城市差異，完善頂層設計與配套機制。綠色金融改革創新試驗區的發展需結合地方經濟結構、資源稟賦，制定差異化發展戰略。就城市地理區位來說，東部地區經濟發達、金融資源集聚，綠色產業基礎較好，可重點探索高標準綠色金融、推動綠色金融產品創新。中部地區傳統產業比重較高，清潔能源和生態資源豐富，應推動支持高碳行業綠色化改造，并探索生態產品價值實現機制。西部地區生態環境脆弱但可再生能源潛力大，綠色金融基礎較弱，應優先支持清潔能源基礎設施、生態保護項目，并探索“綠色金融 + 生態補償”協同機制。通過差異化發展戰略，因地制宜構建綠色金融改革創新試驗區，更好地利用綠色金融推動綠色技術創新發展。

第三，重視綠色金融改革創新試驗區與其他環境規制政策的協同整合。實施綠色金融改革創新試驗區與低碳城市試點雙重政策的城市，呈現出更為顯著的正向綠色技術創新協同效應，發揮其城市示范引領作用，系統總結其在政策協同、機制創新與技術轉化方面的成功經驗，形成可復制、可推廣的協同創新模式，為其他面臨“創新難\"的城市提供路徑借鑒，助力城市提升新質生產力水平，推動高質量發展。

（責任編輯：張恩娟）

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