金融深化对绿色发展的门槛效应分析

刘耀彬+胡凯川+喻群

摘要 在绿色发展的过程中，金融作为现代经济体系中必不可少的一环正扮演着越来越重要的角色。从一般的理论认知和实践而言，可从金融的深化和广化两个角度来看待金融发展。相对金融广化而言，金融深化更能体现金融对于资本的配置功能和金融体系不断完善的过程，它通过引导投资边际收益率促进绿色发展的效率，进而影响整个绿色经济系统的全要素生产率。本文通过构建一个经济内生增长模型来检验金融深化对绿色发展的影响效应，以2003—2014年中国280个地级单元的面板数据为样本，采用面板门槛模型分析其内在作用的非对称性。结果表明：① 模型推导发现，金融深化作用在不同生产部门所占份额的配置未达到最优时，金融深化对绿色发展存在门槛效应，即金融深化对绿色发展作用存在可能的非对称性；否则，二者以近似对数函数的关系相互作用。②实证发现，金融深化对绿色发展在中国地级层面存在一重门槛效应，似然比检验结果表明该门槛效应在1%的临界值下显著，并且其门槛值大小为0.635 5，门限回归结果显示金融深化对绿色发展在门限值前后的偏效应系数分别为-0.056 8和0.129 9，说明中国金融深化与绿色发展的关系呈现库兹涅茨曲线的倒U形形状。③稳健性检验发现，控制变量对金融深化导致的绿色发展门槛效应的扰动仅体现在P值的变化范围之内且变化幅度较小，门限值的大小及置信区间不会发生明显变化，反映中国金融深化与绿色发展的关系结构依然稳健。显然，应当大力推进金融深化过程，突破“门槛效应”的制约，充分发挥金融深化对资本的配置效应，从而推动中国绿色发展进程。

关键词 金融深化；绿色发展；面板门槛模型；稳健性检验

中图分类号 F062.2

文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）09-0205-07DOI：10.12062/cpre.20170366

随着生态环境对经济增长的约束效应愈发明显，绿色发展已成为许多国家和地区经济发展的主导理念。因此，绿色发展水平影响因素的研究逐步成为学者们关注的焦点[1]。事实上，国内外很多学者早就关注了绿色发展问题，绿色发展是怎样发展，其状态和水平怎样评估以及哪些因素影响绿色发展等，这些主题正成为学者们关注的焦点，在绿色发展过程中，除了经济增长、居民绿色意识以及环境政策等众多影响因素中，由于金融具有强大的资源配置能力使其成为现代经济系统中不可或缺的一部分[2]。由此，金融发展如何影响绿色发展水平以及通过什么途径来影响绿色发展过程正引起了一些学者的浓厚兴趣，如Cowan指出绿色金融主要指采用绿色经济资金融通来解决经济可持续发展与金融的融合[3]；李中认为绿色金融可以影响资金流动并导致风险，由此从绿色金融如何防范环境风险的作用四个方面阐述了绿色金融对于中国绿色发展的作用[4]；黄建欢和吕海龙指出金融主要通过资本支持、资本配置、企业监督和绿色金融四种效应对绿色发展水平产生影响[5]。

一般而言，可以从金融深化和金融广化两个方面来看待金融发展[6-7]。相对金融广化，金融深化更能体现金融对于资本的配置功能和金融体系不断完善的过程，它主要表现在经济的发展通过储蓄、投资、就业、收入分配等效应不断促进金融业的发展，这种良性循环进而持续推动经济增长的过程[7-8]。尽管有学者提出金融配置效应对绿色发展的影响作用问题[5]，但是更多的文献依然集中在金融深化如何影响碳排放上面：如顾洪梅和何彬建立PVAR模型研究了中国区域金融发展与碳排放之间的动态关系，发现区域金融发展的深化对人均碳排放具有显著的抑制作用[9]；陈碧琼和张梁梁运用空间系统GMM方法发现，我国碳排放和金融效率存在显著的空间相关性[10]；严成樑和李涛等构建了一个包含金融发展、 创新和二氧化碳排放的内生增长模型考察了金融发展对二氧化碳強度的影响，发现金融发展与二氧化碳强度之间存在倒U 型关系[11]。事实上，相对于金融广化而言，金融深化对投资的导向性作用可以更有效地促使资本从高污染、高能耗的产业流向高新技术和绿色化产业，引导储蓄转化为绿色投资，进而提高企业对资源的利用技术。同时，金融深化还可以促使金融体系的不断完善而发挥金融机构对企业生产行为的监督效应，减少企业生产对环境系统产生的负外部性，从而促进区域的绿色发展水平的提升[5]。尽管金融深化会不断优化资源配置，但是这种优化作用并不总是维持线性变化的，在特定情况下会出现“非对称性”现象。如Saint和Paul认为金融发展和经济增长之间存在双重均衡。因此，对于金融产业来说，就可能存在一个最优发展规模[12]。显然，这个最优规模的存在必将影响到绿色发展系统，产生绿色发展状态的“非对称性”。Acemoglu和Zilibotti认为高回报率与投资项目是密不可分，且投资项目有一个最小规模的要求。因此，企业不得不通过金融部门的融资来达到这个门槛[13]，正因为这个门槛效应的存在使得金融深化对绿色发展的作用并“非对称”。

鉴于考虑金融深化对绿色发展可能存在的“非对称性”假设考虑，本文通过在理论上构建一个两部门的内生增长模型，来讨论金融深化对绿色发展的“门槛效应”存在的可能性，并以中国280个地级市2003—2014年的面板数据为样本，实证检验中国各地级市层面的“门槛效应”及其条件，由此提出相关政策建议。

1 模型方法与数据来源

1.1 理论模型

为了证实金融深化对于绿色发展水平门槛效应存在的可能性，本部分将通过内生增长分析框架来说明。假设一般消费者服从CARR形式的效用函数：

其中，ρ是主观折现率，eρt是主观折现因子，反应消费者对未来消费的重视程度，θ为边际效用弹性，同时将人口总数L标准化为1。绿色发展主要包括实现经济增长与资源消耗与污染物排放之间的“脱钩”和绿色增长促进绿色财富的积累和绿色福利的提升两大方面[1]。根据此绿色发展含义，本文主要从实现经济增长低污染物排放的视角考虑，运用单位污染物所换来的产出作为绿色发展的代理变量，并将此变量记为YG，在含有污染物排放要素的生产函数两边同时除以污染物排放P的得到关于绿色发展的生产函数[14]：endprint

uY表示参与产品生产的劳动力份额，N为生产所投入的自然资源，P为污染排放且P=μN，同时满足μ，>0。

假设储蓄并不能完全转化为有效投资而是与储蓄投资转化效率B有关，因此，投资的状态方程可以写成以下形式：

其中，δ1为资本的折旧率。

技术研发部门产品的增量可写成下面的状态方程：

χ为技术研发部门的生产效率且其值大于0，uA为技术研发部门所占用的劳动力比重，F为金融深化变量，τ、0、ν均为大于0小于1的参数，为各要素在生产中所占份额。

根据Mackinnom等的金融深化理论可知，金融深化的过程将使得投资储蓄的转化效率有效提升，因此，在L Arnold和U Walz提出的银行生产函数的基础上[15]，将其状态方程改为：其中，η为银行存贷部门的生产效率且其值大于0，uB为银行从业人员在劳动力中所占比重，ε、ψ、ω均为大于0小于1的参数。

资源存量的状态方程为：S·=VS-N（6）

S为自然资源存量，V为自然资源的可再生率，N为自然资源的消耗量。

借鉴R Lucas的思路，将人力资源的状态方程设置为：

φ为人力资本的利用效率，δ2为人力资本的折旧率。

记g*.为各变量的稳态增长率，根据（1）—（7）构建Hamiliton函数，运用动态最优化方法求均衡解，并结合稳态定义可得：

根据g*A、g*B的定义并结合（8b）和（4）、（5）两式整理后可得：

从（9）式中可以看出，金融深化作用主要通过促进技术进步即（9）式总的第一项，和拉动投资储蓄转化率即（9）式中的第二项影响绿色发展的稳态增长路径即g*Yc，且由于0<ν<1，0<ω<1，说明金融深化F对于绿色发展的稳态增长路径的作用是非线性的，也就意味着金融深化对绿色发展作用存在可能的非对称性。同时，从（9）式中可以发现，绿色发展的变化会受到人力资本和自然资源消耗的影响，说明金融深化与绿色发展之间是有条件的非对称性关系。

进一步地，为了研究金融深化对绿色发展的偏效应，关于本文核心变量F对（9）式求偏导数可得：

根据函数取极值的一阶条件，令（10）式为0。首先，设ν<ω，并且由于式中各参数均为不为0的正数，将（10）式整理后可得：

下面将分成方程（11）是否存在正实根，即门槛值是否存在两种情况讨论。

情况一：因为模型各参数均为正，所以（11）式右边为负；且ω、ν均为大于0小于1的参数，所以-1<ω-ν<1。因为任意位于-1至1之间的数均可以表示成一个真分数的形式，所以，当分子为偶数时，根据幂函数的性质，方程（11）存在正实根，即存在多组ω、ν使得g*Yc关于F的函数在正实数域存在驻点，表明金融深化对绿色发展的影响可能存在门槛效应。

若ω、ν可以使方程（11）存在正实数解，此解可以写为如下形式：

为了进一步判断形如（12）式的解是否是门槛值，对（10）求二阶导数可得：

将（12）式代入（13）式可得：

由于0<β<1，0<ν<1，0<ω<1，在定义域内（14）式的取值恒不为0，因此，在F到达（12）式代表的值前后，F关于g*Yc的变化率是不同的，根据门槛效应的定义，形如（12）式的解是门槛值，说明金融深化与绿色发展的关系可能存在有偏的库兹涅茨曲线的倒“U型”形状。

情况二：因方程（11）右边为负，当可以表示ω-ν取值的真分数分子为奇数，将可能使得方程（11）的解为虚根或存在负实根，此类解不具有经济含义，即金融深化对绿色发展不存在门槛效应。且从（9）式中可以看出，此时金融深化将以近似指数函数的形式推动绿色发展水平的提升。

综上所述，金融深化对于绿色发展是否存在门槛效应，取决于ν、ω的取值，即金融深化作用在技术生产部门和金融银行部门的生产中所占份额的大小。若ν、ω的取值使得方程（11）存在正实根，则金融深化对绿色发展存在门槛效应；若ν、ω的取值使得方程（11）无正实根，则金融深化对绿色发展没有门槛效应，金融深化会通过技术进步和投资储蓄转化率的提升以近似指数形式作用于绿色发展。因此，金融深化在不同生产部门之间份额的分配存在着最优比例的问题，若比例得当则金融深化将始终促进绿色发展，否则可能出现门槛效应，且这种最优比例和非最优比例均不唯一。这一结论与SaintPaul的金融发展与经济增长之间的“双重均衡”理论类似[12]。

同时需要指出的是，这种“门槛效应”的讨论依赖于模型本身的形式和参数的设定，若模型形式和参数发生变化，门槛效应存在性的讨论也会发生改变。

1.2 计量模型的设定

为了研究金融深化水平的不同阶段对绿色发展水平影响的数量上的具体关系，本部分将通过Hansen的面板门限模型分析金融深化对绿色发展的影响以及可能存在的门槛效应。

首先，记为绿色发展水平，表示第i个城市在第t期的绿色发展水平，为模型中的被解释变量，以单位污染物排放换来的GDP作为其代理变量；记金融深化水平作为核心解释变量，本文选取King和Levine使用的代理变量地区金融机构贷款余额与地区GDP的比值作为本文研究金融深化的指标[16]；其余控制变量首先应当考虑理论模型中所探讨的影响金融深化门槛值的人力资本因素，同时，从（9）式中发现能源消耗也会对绿色发展水平产生影响，因此，将能源消耗也作为控制变量处理。为了更好地控制其他影响绿色发展的因素，将产业结构、环境规制、 fdi作为控制变量加入模型[17]。因此，一重门槛模型可写为：

αit为个体效应向量，控制变量向量Xit则主要包括：人力资本、能源消耗、产业结构、环境规制、 fdi；μit表示随机扰动项，I（·）为指示函數，当小括号内条件得到满足时函数值取1，否则，函数值取0，括号中的γ为待估计的门槛值。多重门槛模型可以此类推。endprint

1.3 数据来源

本文以2003—2014年中国280个地级市建立面板数据样本。为了凸显不同区域之间的区域差异特征，本文选取样本城市分别来自于中国的东部、中部和西部（受数据来源限制不包括西藏、香港、澳门、台湾地区）。本文所有数据均依据中国城市统计年鉴整理计算而得。

依据以上理论推导所阐释，本文采用经济增长的绿色化度即单位污染所创造的GDP表示绿色发展，鉴于中国70%的工业污染物为二氧化硫排放[18]，实证部分将采用GDP和工业二氧化硫排放的比值作为核心被解释变量。

控制变量中人力资本的衡量在实证中通常因数据的易得性而采用受教育年限法[19]，参考此方法，本文以接受过大专以上教育的人口占总人口的比重作为代理变量，记为humanit；而能源消耗、产业结构、环境规制强度和fdi代理变量的选择采用《中国绿色发展指数报告2014》中关于工业聚集和绿色发展的研究中的做法：能源消耗以工业用电量和工业GDP的比值为代理变量，记为electricit；产业结构以第三产业产值占GDP的比重来衡量，记为percit；环境规制强度采用工业二氧化硫去除量和工业二氧化硫排放量来衡量，记为regulatit，fdi以外商投资额与工业GDP的比值为代理变量，记为fdiit[18]。

对以上指标进行简单地描述性统计（见表1），可以发现：①数据相对比较稳定；②离差幅度不大，表明数据波动不显著。

2 实证研究

2.1 数据的初步观察

为了探究在中国地级城市层面金融深化对绿色发展水平的“非对称性”关系，本部分将通过统计数据，初步观察金融深化与绿色发展水平的相关关系。将金融深化和绿色发展水平相关数据绘制成散点图（见图1）。从图1中不难发现，当金融深化指标达到1附近时，金融深化与绿色发展有很明显的正相关关系，而在1以前，散点呈现无规则的堆积分布，说明在这种状态下，金融深化与绿色发展并没有显著的线性相關关系。可见，需要通过进一步数据分析来揭示其内在的不确定性关系。

2.2 门槛检验

为了对金融深化对绿色发展水平是否存在门槛效应

进行研究，首先需要确定门槛变量及其可能的门槛数量，以此确定模型的形式。选择金融深化作为门槛变量，而确定门槛数量的主要方法是采用似然比检验，其中，一重门槛检验的原假设H0：β1=β2，备择假设为H1：β1≠β2 ；双重门槛检验的原假设为H0：γ1=γ2，备择假设为H1：γ1≠γ2，F统计量分别为F1=s0-s1（γ^）σ2，F2=s1（γ^1）-s1（γ^2）σ2。利用实证数据和Stata 12.0软件可以得出F统计量值和p值，具体值见表2。

从表2中可以看出，金融单一门槛效应F值为9.873 4，在1%的临界值下显著，二重门槛效应F值仅为0.000 1，十分不显著。因此，可以认为金融对绿色发展存在单一门槛效应，因此，本文采用单一门槛模型。门槛值的估计主要对门槛变量的取值进行排序然后选择能使得残差平方和最小的值，即[20]：

γ^=argminS1（γ）（16）

借助Stata软件，算出门槛的估计值为0.635 5，门槛值95%的置信区间为[0.635 5，0.635 9]。似然比函数图像有助于体现置信区间的构造过程（见图2）。门槛值将金融对绿色发展的作用区分两个阶段，显示在地级层面中国金融深化与绿色发展的关系呈现库兹涅茨曲线的倒“U型”形状。

2.3 门限回归

为了检验控制变量对于金融深化对绿色发展门槛效应的扰动，分别将finance*it、human*it、elcetric*it、perc*it、regulat*it、 fdi*it这几个变量加入模型进行6组回归分析（见表3）。为了避免回归中可能存在的异方差问题，本文采用FGLS方法进行回归。

从表3可以发现，观察6组回归的偏效应系数发现，金融深化对绿色发展都呈现倒“U型”库兹涅茨曲线的关系。进一步地，当金融深化水平超过门槛值时，金融深化水平对于绿色发展水平的边际影响始终为正，其值分别为0.129 9、0.108 9、0.101 2、0.092 6、0.087 9、0.087 2、0.091 3、0.091 3，且该参数的t值水平始终在1%显著水平下显著；当超过门槛值时，金融深化水平对于绿色发展水平有较为显著的推进效果，加快金融产业的发展有助于提高当地绿色发展总体水平。而在门槛值以下，即其值小于0.758 8时，其边际作用小于0，但其t值除了在最后一组回归中在5%的显著水平下，并且其余都不显著，这说明当金融深化水平未达到门槛值之前，其对绿色发展的推动作用不显著，金融深化对于推动绿色化发展的作用十分有限。该数据分析进一步说明了金融深化对绿色发展存在“非对称”的现象。另外，观察偏效应系数发现人力资本水平对绿色发展的边际作用很大，且其t值始终在5%的置信水平下显著，说明人力资本对于绿色发展的推动作用明显。

2.4 稳健性检验

为了进一步探究金融深化对绿色发展门槛是否稳健，本节将通过逐步加入各个控制变量分别估计金融深化门槛值的大小及其显著性，从而研究控制变量对这一门槛的影响，估计和检验结果见表4。从表4观察可知，不同控制变量组合主要对门槛值的显著性即P值产生影响，但影响不大，仅在加入产业结构和环境规制变量时，金融深化对绿色发展的门槛在5%的显著水平下显著，其余控制变量组合均在1%的显著性水平下显著，说明金融深化对绿色发展的门槛效应较为显著，且十分稳健，控制变量对其扰动性不大。

3 结论与政策启示

3.1 主要结论

通过构建一个经济内生增长模型来检验金融深化对绿色发展的影响效应，以2003—2014年中国280个地级单元的面板数据为样本，采用面板门槛模型分析其内在作用的非对称性。通过模型分析和实证得出了以下结论：endprint

（1）模型推导发现金融深化对绿色发展作用存在“非对称性”，即所谓数据表现上的门槛效应。进一步讨论发展，门槛效应是否存在与金融深化作用在不同生产部门中所占的份额大小有关，即金融深化在不同生产部门中的分配存在着“最优比例”的问题。

（2）采用中国280个地级市的面板数据实证分析发现，金融深化对绿色发展的门槛效应确实存在，其平均约为0.635 5，这说明当金融深化水平没有达到这一门槛值之前，金融深化对绿色发展的推进作用并不显著，而当金融深化水平超越这一门槛值时，金融深化将显著推动绿色发展，说明中国金融深化与绿色发展的关系呈现库兹涅茨曲线的倒“U型”形状。

（3）通过门槛方程的稳健性检验发现，控制变量对金融深化对绿色发展作用的门槛效用的扰动不大，这一门槛效应的检验始终显著，说明金融深化对绿色发展的门槛效应在中国地级面板中是稳健的。可见，金融深化作用在中国各地级市各生产部门中作用的比例并未达到最佳的状态。

3.2 政策启示

（1）由于金融深化對资源的配置会产生门槛效应，因此，应当大力发展金融产业，完善金融体系，加速金融深化的过程，使金融深化对资源的配置作用突破门槛效应的制约。

（2）由于金融深化对绿色发展门槛效应的出现与金融深化作用在不同生产部门所占份额有关，故应当合理规划产业结构，特别是应当重视技术研发部门和金融创新部门等创新部门的发展，从而避免金融深化对绿色发展出现门槛效应。

（3）从本文的实证结果上看，发现科技创新对绿色发展的偏效应较大，说明科技创新对绿色发展的推动很显著。因此，各地区应当进一步加大对科技创新的投入力度。

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