閆海春

(內(nèi)蒙古大學(xué) 滿洲里學(xué)院,內(nèi)蒙古 滿洲里 021400)

內(nèi)蒙古自治區(qū)作為民族經(jīng)濟的重要組成部分,也是北方生態(tài)安全屏障的重要組成部分,其經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)狀況關(guān)系社會穩(wěn)定和國家生態(tài)安全。然而,長期建立在“羊煤土氣”基礎(chǔ)上的粗放型經(jīng)濟增長模式不僅技術(shù)含量低、經(jīng)濟效率差,而且資源和環(huán)境代價巨大,經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護嚴(yán)重失調(diào),經(jīng)濟增長陷入困局。內(nèi)蒙古自治區(qū)亟需加快經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、貫徹綠色發(fā)展理念,探尋一條經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)的綠色高質(zhì)量發(fā)展道路,提升綠色全要素生產(chǎn)率成為不二之選。綠色全要素生產(chǎn)率的提升離不開金融系統(tǒng)的有效支持,然而內(nèi)蒙古地理位置偏僻且地域遼闊,金融發(fā)展整體水平落后于沿海發(fā)達地區(qū),各地市金融發(fā)展水平又參差不齊,金融發(fā)展能否助力內(nèi)蒙古綠色全要素生產(chǎn)率的提升，其空間溢出效應(yīng)如何，本文將圍繞上述問題展開研究。

一、文獻綜述

目前,有關(guān)綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要集中于其測度和影響因素分析兩個方面。Pittman最先將這種綜合考慮資源、環(huán)境約束的生產(chǎn)率,稱之為環(huán)境全要素生產(chǎn)率(ETFP)或綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)[1],以區(qū)別傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率。關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的測度,一些學(xué)者把污染物排放看作是未支付的投入,與資本、勞動和能源一起引入生產(chǎn)函數(shù)進行估算[2-3],但是將具有產(chǎn)出特性的污染物排放作為投入要素計算顯然不太合理。另一些學(xué)者在方向性距離函數(shù)的基礎(chǔ)上將污染物排放作為非期望產(chǎn)出并分別通過曼奎斯特指數(shù)、Malmquist-Luenberger(ML)指數(shù)以及Global-Malmquist-Luenberger(GML)指數(shù)估算綠色全要素生產(chǎn)率,得出了真正意義上的綠色全要素生產(chǎn)率[4-6]。此后,國內(nèi)外大量學(xué)者在測度綠色全要素生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)上,對綠色全要素生產(chǎn)率演化的時空特征,綠色全要素生產(chǎn)率對可持續(xù)發(fā)展的影響以及綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素展開了深入分析[7-9]。在綠色全要素生產(chǎn)率的諸多影響因素中,金融發(fā)展是學(xué)者們關(guān)注的一個熱點,Zhou等基于省級面板數(shù)據(jù),運用閾值回歸方法實證分析了金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響及其閾值效應(yīng)：以金融發(fā)展為門檻因變量,金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率具有非線性、雙門檻效應(yīng),且邊際效率遞減；金融發(fā)展水平的提升有助于吸引高質(zhì)量、低污染的外國直接投資(FDI)流入,并通過外國直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)[10]。Zhong和Li采用基于SBM-DDF的GML指數(shù)方法和空間杜賓模型(SDM)揭示了1996―2015年中國省級綠色全要素生產(chǎn)率空間分布和金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響：1996―2015年,我國省級GTFP均值呈U型曲線變化；我國省級金融發(fā)展通過創(chuàng)新渠道促進了綠色全要素生產(chǎn)率的增長；提高周邊地區(qū)的金融發(fā)展水平,將抑制當(dāng)?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率[11]。徐璋勇、朱睿采用熵值法從金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率三個維度構(gòu)建金融發(fā)展指數(shù),并以西部地區(qū)2006―2018年省際面板數(shù)據(jù)為例,實證分析金融發(fā)展及其三個衡量維度對綠色全要素生產(chǎn)率的影響及路徑：金融發(fā)展及其三個衡量維度均顯著促進了綠色全要素生產(chǎn)率的提高；綠色技術(shù)效率與綠色技術(shù)進步是促進作用實現(xiàn)的兩條路徑[12]。Li 和Liao考察了1991―2014年40個國家金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響,從銀行、證券和保險三個方面進行了描述：在發(fā)展中國家,無論是銀行發(fā)展、證券發(fā)展還是保險發(fā)展,金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間都存在倒U型關(guān)系；在發(fā)達國家,銀行和保險的發(fā)展往往會對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響,而證券的發(fā)展則一直對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響,證券發(fā)展比銀行發(fā)展更有利于提高綠色全要素生產(chǎn)率[13]。

綜上所述,關(guān)于金融發(fā)展影響綠色全要素生產(chǎn)率的研究,理論分析較少,實證研究相對較多。對于實證研究而言,目前基本都是分析金融結(jié)構(gòu)、金融效率、金融規(guī)模等某個指標(biāo)或指標(biāo)體系,對綠色全要素生產(chǎn)率總體或其分項指標(biāo)如資源配置效率、技術(shù)進步和技術(shù)效率的影響。就研究地域而言,大多研究對象為宏觀層面的國家、經(jīng)濟帶或省域,關(guān)于民族區(qū)域地級市的研究較為鮮見；就研究方法而言,實證研究居多,大多忽視了金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率影響機制的分析。而對于實證研究方法選擇,普通面板回歸模型、門檻面板回歸模型以及動態(tài)面板回歸模型等面板數(shù)據(jù)模型運用較多,采用空間計量模型的相對較少,因而忽視了綠色全要素生產(chǎn)率自身與其影響因素的空間溢出效應(yīng),也就無法更全面地反映兩者之間的關(guān)系。因此,本文在厘清金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率影響機制的基礎(chǔ)上,采用空間計量模型,以內(nèi)蒙古自治區(qū)地級市為研究對象,實證分析民族地區(qū)金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

二、金融發(fā)展影響綠色全要素生產(chǎn)率的機制分析

金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心,在經(jīng)濟增長與社會發(fā)展中占據(jù)十分重要的地位,不僅影響經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟增長速度,更影響經(jīng)濟增長質(zhì)量和效率。綠色全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量和效率的常用工具,相較于傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率,兼顧了能源消耗與環(huán)境污染因素,因此,金融發(fā)展影響綠色全要素生產(chǎn)率的機制也更為復(fù)雜,厘清金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制十分必要。

目前,關(guān)于金融發(fā)展的概念,學(xué)術(shù)界并無統(tǒng)一的認(rèn)識。綜合戈德史密斯、博迪、麥金農(nóng)、肖等學(xué)者的觀點[14-17],本文將金融發(fā)展界定為金融規(guī)模的擴大、金融效率的提升以及金融監(jiān)管制度的完善。因此,金融發(fā)展影響綠色全要素生產(chǎn)率的機制分析主要通過以下三個方面展開。

(一)金融規(guī)模擴大對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

金融體系可以通過動員儲蓄、集聚社會閑散資金,形成較大的資金規(guī)模。伴隨著金融規(guī)模的擴大,金融工具更加多樣化,融資渠道更加廣泛,金融中介服務(wù)更為便捷。金融發(fā)展可以為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供更為充足的資金支持和更完善的金融服務(wù),加快企業(yè)技術(shù)進步水平。龐大的金融規(guī)模和多樣化的金融工具,還可以降低與分散風(fēng)險,保證企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的可持續(xù)性。金融發(fā)展可以幫助企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟與范圍經(jīng)濟,以更少的投入獲得更多的產(chǎn)出,從而提高全要素生產(chǎn)率。同時,龐大的金融規(guī)模既可以為環(huán)保設(shè)備生產(chǎn)及環(huán)境治理提供資金支持,達到節(jié)能減排的目的,又可以為綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供金融支持,從而促進綠色生產(chǎn)水平的提升。

(二)金融效率提升對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

金融效率通常指金融部門的投入產(chǎn)出關(guān)系。金融效率注重優(yōu)化金融資源配置,并通過合理分配金融資源,實現(xiàn)金融資源的最佳利用。金融效率作用的發(fā)揮是通過資源配置實現(xiàn)的。通常,金融部門掌握著較為全面的信息資源,從而可以對投資項目的收益和風(fēng)險進行綜合評價,有利于將資金配置到富有效率和創(chuàng)新項目之中,同時淘汰一些低效率、難以支付較高資金使用成本的傳統(tǒng)項目。特別是在發(fā)達的金融市場上,上市公司嚴(yán)格的信息披露原則,更加有利于金融機構(gòu)能夠準(zhǔn)確評價項目的內(nèi)在價值,從而促進資源的合理流動。金融市場形成的價格信號也能夠引導(dǎo)金融資源有效配置,激勵投資者將資金投資于創(chuàng)新型企業(yè)。通過對現(xiàn)有資源的優(yōu)化配置,金融資源將從高污染、高投入、低效率產(chǎn)業(yè)或部門流向低污染、低投入、高效率產(chǎn)業(yè)或部門,從而使得生產(chǎn)主體乃至整個社會的綠色全要素生產(chǎn)率都得到提升。當(dāng)然,金融體系對金融資源的合理配置,不僅需要充分發(fā)揮市場機制的自發(fā)調(diào)節(jié)作用,還需要發(fā)揮政府的宏觀調(diào)控作用。

(三)金融監(jiān)管完善對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

金融監(jiān)管通常指政府通過特定機構(gòu)(中央銀行、銀監(jiān)會等)對金融交易主體進行監(jiān)督和管理。在信貸市場上,中央銀行和銀監(jiān)會對金融機構(gòu)的監(jiān)管可以降低信貸活動的道德風(fēng)險,防范金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時為了盈利把資金投向高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)。相反,綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要長期的融資以支持綠色技術(shù)的研發(fā),而且綠色技術(shù)的研發(fā)面臨著巨大的風(fēng)險,金融體系可以通過適當(dāng)?shù)馁Y產(chǎn)組合,轉(zhuǎn)移和分散綠色技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險,引導(dǎo)資金向綠色產(chǎn)業(yè)聚集,促進綠色技術(shù)創(chuàng)新型企業(yè)和項目的發(fā)展,從而促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

商業(yè)銀行是企業(yè)信貸資金的主要來源,商業(yè)銀行的事先篩選和信貸審核制度,可以對企業(yè)進行有效的監(jiān)督,在進行事先篩選和信貸審核時,可以通過綠色信用評級體系,約束和減少高耗能、高污染企業(yè)的貸款,激勵和增加環(huán)保節(jié)能企業(yè)貸款,從而促使企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。在貸款使用過程中,可對企業(yè)資金使用情況進行檢查,確保資金用于綠色技術(shù)研發(fā)、綠色產(chǎn)品生產(chǎn)和污染處理,從而提高綠色全要素生產(chǎn)率。在證券市場上,證監(jiān)會對上市公司的環(huán)保問題進行強制審核和信息披露,使上市公司接受社會公眾的監(jiān)督,不僅能促使企業(yè)增強資金的使用效率,也能促使企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中兼顧經(jīng)濟效益和社會效益,從而提升自身的綠色全要素生產(chǎn)率。

綜上所述,金融發(fā)展通過金融規(guī)模的擴大、金融效率的提升、金融監(jiān)管的完善三個方面作用于綠色全要素生產(chǎn)率,雖然作用的機制不同,但均對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了積極影響。但這并不意味著金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率提升都是積極作用,金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率提升也可能存在一定的負(fù)面影響。如果金融發(fā)展將資金投向高能耗、高污染、低效率產(chǎn)業(yè),不僅不會帶來綠色全要素生產(chǎn)率的提升,相反會導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率的下降。其次,技術(shù)創(chuàng)新是一項高收益與高風(fēng)險相隨的經(jīng)濟活動,面臨著失敗的極大風(fēng)險,金融機構(gòu)為了獲取相對穩(wěn)妥的收益或者規(guī)避風(fēng)險,也可能不愿意對新技術(shù)研發(fā)投入資金,這就抑制了綠色技術(shù)創(chuàng)新,進而抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升。此時,要充分發(fā)揮政府的宏觀調(diào)控作用,通過政府相關(guān)部門的指引,鼓勵金融機構(gòu)將金融資源配置到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展中,從而促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

同時,金融規(guī)模的擴大、金融效率的提升、金融監(jiān)管的完善三個方面實際上并不是各自獨立的,而是相互影響的關(guān)系。比如,金融規(guī)模的擴大導(dǎo)致更多的市場主體參與競爭,可以提高資源配置效率。同樣,金融監(jiān)管除了維護金融安全,也可以提升資源配置效率。因此,三者需要協(xié)同配合,發(fā)揮相互之間的促進作用,共同促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

需要補充說明的是,綠色全要素生產(chǎn)率如同全要素生產(chǎn)率一樣,可以進一步分解為技術(shù)進步、技術(shù)效率和配置效率,因此金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制分析,可以進一步考慮金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率分解指標(biāo)的影響,但是為了避免和上述分析的重復(fù)和交叉,這里不再贅述。

三、實證檢驗

(一)變量選取及數(shù)據(jù)來源

綠色全要素生產(chǎn)率(gtfp)為被解釋變量,其計算采用基于SBM模型的ML指數(shù)法[18]。金融發(fā)展(fin)為核心解釋變量,用年末存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示。為了保證模型估計結(jié)果的可信度和穩(wěn)健性,這里選取一組相關(guān)控制變量：環(huán)境規(guī)制(enr)指標(biāo),采用熵值法構(gòu)建；對外開放(fdi)指標(biāo),用外商直接投資與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示；人力資本(edu)指標(biāo),用每百萬人口擁有大學(xué)生人數(shù)表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind)指標(biāo),用第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示；經(jīng)濟增長(pgdp)指標(biāo),用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示。

本研究選取內(nèi)蒙古自治區(qū)9個地級市(由于錫林郭勒盟、阿拉善盟、興安盟數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重,為保證估計結(jié)果的有效性,剔除上述三個盟)2004―2016年的面板數(shù)據(jù)①。數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《內(nèi)蒙古自治區(qū)統(tǒng)計年鑒》以及內(nèi)蒙古各地級市統(tǒng)計年鑒。

變量的描述性統(tǒng)計如表1所示,內(nèi)蒙古自治區(qū)各地級市環(huán)境規(guī)制強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)間差異明顯,特別是環(huán)境規(guī)制強度,極差為85.331 4,標(biāo)準(zhǔn)差為20.939 3,波動范圍和離散程度都較大。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)空間相關(guān)檢驗

1.空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

2.空間相關(guān)性檢驗

為了考察綠色全要素生產(chǎn)率是否存在空間自相關(guān)性,本文以全局莫蘭指數(shù)(Moran′s I)做初步檢驗,全局莫蘭指數(shù)的計算公式為：

(1)

式(1)中,wij為空間權(quán)重矩陣。莫蘭指數(shù)取值范圍為[-1,1],大于0表示正相關(guān),等于0表示不相關(guān),小于0表示負(fù)相關(guān),絕對值越小,相關(guān)性越弱,反之越強。

大多數(shù)學(xué)者在進行空間自相關(guān)檢驗時通常都是采用傳統(tǒng)的方法,即通過截面空間權(quán)重矩陣計算歷年莫蘭指數(shù),或者進一步通過歷年莫蘭指數(shù)的平均值說明空間相關(guān)性。借鑒蔡之兵、周儉初的觀點[19],本文將截面空間矩陣轉(zhuǎn)化為面板空間矩陣,采用面板空間權(quán)重矩陣計算莫蘭指數(shù),分別采用鄰接矩陣、反距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣三種不同類型的空間權(quán)重矩陣進行空間自相關(guān)檢驗。由表2可以看出,綠色全要素生產(chǎn)率、金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制、對外開放、人力資本水平以及經(jīng)濟增長水平的全局莫蘭指數(shù),除個別變量在個別權(quán)重矩陣下不顯著外,大多數(shù)都通過了顯著性檢驗,且取值為正。說明綠色全要素生產(chǎn)率、金融發(fā)展、環(huán)境規(guī)制、對外開放、人力資本水平以及經(jīng)濟增長水平存在顯著的正向空間相關(guān)關(guān)系。

表2 空間自相關(guān)檢驗

(三)模型與方法

在模型選擇上,首先通過漢森檢驗確定選擇隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型,即接受原假設(shè)時選擇隨機效應(yīng)模型,接受備擇假設(shè)則選擇固定效應(yīng)模型。如果是固定效應(yīng)模型,還需要進一步考慮是時間固定、空間固定還是時間空間雙固定。根據(jù)檢驗結(jié)果,P值為0.548 4,在10%的顯著水平上接受原假設(shè),因此選擇隨機效應(yīng)模型。

由莫蘭指數(shù)的正相關(guān)性初步判斷變量之間可能存在空間相關(guān)關(guān)系,那么在進行實證研究時如果忽略這種空間相關(guān)性,采用普通的回歸模型進行分析,極有可能造成模型的選擇錯誤,進而導(dǎo)致估計的偏差。因此,本文選取空間面板計量模型研究金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響及對周邊地區(qū)的空間溢出效應(yīng),但空間面板計量模型有空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型三種主要形式,因此借鑒Elhorst的研究思路[20],利用LM乘數(shù)(LM-err、LM-lag)及穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的LM乘數(shù)(Robust LM-err、Robust LM-lag)進行模型的篩選,以此判斷哪個模型較為合適。由表3可知,LM-err和LM-lag均顯著,進一步考慮穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的LM乘數(shù),Robust LM-lag較Robust LM-err更為顯著,因此選擇空間滯后模型。

表3 模型選擇

利用空間滯后模型進行回歸,結(jié)果見表4。從表4可以看出,空間自相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著為正,說明內(nèi)蒙古自治區(qū)各地級市綠色全要素生產(chǎn)率對相鄰地市有明顯的溢出效應(yīng)。由解釋變量的參數(shù)估計結(jié)果可知,金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率在5%水平上呈顯著負(fù)向關(guān)系,說明金融發(fā)展抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升；同樣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率在5%水平上呈顯著負(fù)向關(guān)系,說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升。然而經(jīng)濟增長與綠色全要素生產(chǎn)率在1%水平上顯著正相關(guān),說明經(jīng)濟增長促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升。環(huán)境規(guī)制、對外開放和人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。

表4 SLM模型的回歸結(jié)果

空間效應(yīng)的存在使得空間計量模型的參數(shù)估計結(jié)果并非解釋變量系數(shù)的最終結(jié)果,因而不能將其簡單地解釋為最后的經(jīng)濟意義,為了更好地分析各類影響因素與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系,通常將總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。用直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別表示本地市解釋變量對當(dāng)?shù)睾拖噜彽厥芯G色全要素生產(chǎn)率的影響,通過此方法可以更全面地解釋相關(guān)變量對綠色全要素生產(chǎn)率的實際影響。表5列出了反距離權(quán)重矩陣直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分解。

表5 反距離權(quán)重矩陣下直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分解

由表5可知,對于解釋變量金融發(fā)展,從直接影響效應(yīng)系數(shù)看,其對綠色全要素生產(chǎn)率存在負(fù)向影響,一個地區(qū)的金融發(fā)展顯著抑制了本地綠色全要素生產(chǎn)率的增長。從間接影響效應(yīng)系數(shù)看,其影響方向與直接效應(yīng)一致,但是統(tǒng)計上并不顯著,說明金融發(fā)展的空間溢出影響效果不明顯。兩種效應(yīng)相比較,金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響大于間接影響?？偟膩砜?金融發(fā)展抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升。原因可能在于,內(nèi)蒙古自治區(qū)金融發(fā)展仍以傳統(tǒng)模式為主,盈利為金融機構(gòu)經(jīng)營的唯一動機,金融機構(gòu)更多關(guān)注的是經(jīng)濟效益,而不是生態(tài)效益。由此導(dǎo)致投資可能傾向于一些高污染行業(yè),對一些清潔無污染行業(yè)關(guān)注較少,因而企業(yè)融資增加帶來生產(chǎn)規(guī)模的擴大,不僅沒有減少污染,相反還會帶來更多的環(huán)境問題,導(dǎo)致了綠色全要素生產(chǎn)率的降低。金融發(fā)展不僅沒有起到促進作用,反而抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

對于控制變量而言,控制變量從不同角度解釋了其他影響綠色全要素生產(chǎn)率因素的影響效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制、對外開放和人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響統(tǒng)計上不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響效應(yīng)系數(shù)為-0.173 4且統(tǒng)計上顯著,間接影響效應(yīng)系數(shù)為-0.008 7,但不顯著,說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯抑制當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率的提升,但對鄰地綠色全要素生產(chǎn)率無顯著影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率的總影響效應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù),說明內(nèi)蒙古自治區(qū)當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率增長具有不利影響。長期以來,內(nèi)蒙古自治區(qū)一直是一個以傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)和加工制造業(yè)為主的資源、能源型地區(qū),在能源產(chǎn)業(yè)的推動下曾經(jīng)創(chuàng)造了全國省域經(jīng)濟增速八連冠。以能源產(chǎn)業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,在創(chuàng)造“內(nèi)蒙古奇跡”的同時,也帶來經(jīng)濟增速和質(zhì)量下降、生態(tài)環(huán)境惡化等一系列問題,而且抑制了企業(yè)對綠色技術(shù)創(chuàng)新的投入,阻礙綠色技術(shù)進步,進而抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長。經(jīng)濟增長對綠色全要素生產(chǎn)率的直接與間接影響效應(yīng)系數(shù)分別為0.720 6和0.031 7,且顯著,說明經(jīng)濟增長對綠色全要素生產(chǎn)率的提升有顯著的正向影響,既促進當(dāng)?shù)?又促進鄰地綠色全要素生產(chǎn)率的提升。一個地區(qū)的經(jīng)濟增長不僅有利于完善當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施、社會環(huán)境、社會服務(wù),為綠色全要素生產(chǎn)率的提升創(chuàng)造良好的市場環(huán)境,而且經(jīng)濟增長還可以為技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造豐富的物質(zhì)基礎(chǔ),從而促進技術(shù)進步,進而帶來綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

四、結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于2004―2016年內(nèi)蒙古自治區(qū)9個地級市面板數(shù)據(jù),利用三種類型的空間權(quán)重矩陣,在空間相關(guān)性檢驗的基礎(chǔ)上,采用空間滯后模型,實證檢驗了內(nèi)蒙古自治區(qū)金融發(fā)展對綠色全要素生產(chǎn)率的影響,研究發(fā)現(xiàn),內(nèi)蒙古自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有明顯的空間依賴性。總體而言,金融發(fā)展對內(nèi)蒙古自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升具有明顯的抑制作用；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著抑制本地綠色全要素生產(chǎn)率的提高；經(jīng)濟增長無論是對本地還是對鄰地綠色全要素生產(chǎn)率都具有提升作用。

(二)政策啟示

第一,內(nèi)蒙古自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的正向空間溢出效應(yīng)顯著,這意味著,內(nèi)蒙古自治區(qū)一些地市綠色全要素生產(chǎn)率的提升會對相鄰地市產(chǎn)生有利影響,促進相鄰地市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。因此,內(nèi)蒙古自治區(qū)各地市在提升本市綠色全要素生產(chǎn)率的同時,應(yīng)該鼓勵本市與周邊地市工業(yè)企業(yè)的交流、合作,充分利用綠色全要素生產(chǎn)率的空間聯(lián)動效應(yīng),提升地市間的協(xié)同創(chuàng)新能力,進而促進內(nèi)蒙古自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率水平的整體提升。

第二,完善綠色金融體系的頂層設(shè)計。將金融發(fā)展與環(huán)境保護相結(jié)合,積極發(fā)展信貸、證券、基金和保險等綠色金融業(yè)務(wù),支持綠色經(jīng)濟發(fā)展。金融機構(gòu)應(yīng)加強對企業(yè)信貸管理,對環(huán)保高效企業(yè)開通融資便捷通道,加大對綠色技術(shù)創(chuàng)新的支持力度,促進綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展；對污染低效企業(yè)進行融資約束,限制向高污染、高耗能和產(chǎn)能過剩行業(yè)提供融資,發(fā)揮金融激勵機制,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。政府也要加強對金融機構(gòu)監(jiān)管,對支持綠色金融發(fā)展的金融機構(gòu)給予獎勵和支持,相反,對違反綠色金融的金融機構(gòu)給予問責(zé)和處罰。

第三,發(fā)揮技術(shù)和政策的疊加作用,促進綠色發(fā)展。三大產(chǎn)業(yè)中,第二產(chǎn)業(yè)是污染物排放最多的產(chǎn)業(yè),第二產(chǎn)業(yè)比重增加明顯抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升,因此節(jié)能減排工作的重點在第二產(chǎn)業(yè)(特別是資源密集型制造業(yè))。改造升級傳統(tǒng)制造業(yè),發(fā)展新能源,開發(fā)節(jié)能環(huán)保生產(chǎn)技術(shù),提高能源利用率的同時,減少污染排放。充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策的激勵和約束作用,采用國家補貼、生態(tài)保險等多種環(huán)境政策工具,驅(qū)動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。充分發(fā)揮政府的引領(lǐng)和指導(dǎo)作用,加強對第三產(chǎn)業(yè)的政策和資金扶持,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級。

第四,充分發(fā)揮經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)。內(nèi)蒙古自治區(qū)經(jīng)濟增長空間溢出效應(yīng)明顯,這意味著一個地區(qū)經(jīng)濟增長不僅促進本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升,還帶動了周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升,經(jīng)濟增長是提升內(nèi)蒙古自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的主要動力之一。因此,內(nèi)蒙古自治區(qū)要保持經(jīng)濟的穩(wěn)健增長,為綠色全要素生產(chǎn)率的提升創(chuàng)造豐富的物質(zhì)技術(shù)基礎(chǔ),反過來,綠色全要素生產(chǎn)率的提高也可以促進經(jīng)濟增長,我們要充分利用兩者相互促進的有利條件,取得共贏的效果。同時還要發(fā)揮經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng),地市間相互協(xié)調(diào),取長補短,促進自治區(qū)整體經(jīng)濟的發(fā)展,進而帶來自治區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的普遍提高。

注釋：

①由于統(tǒng)計口徑的變化,內(nèi)蒙古自治區(qū)從2017年開始不再統(tǒng)計全社會固定資產(chǎn)投資,導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率只能計算到2016年,故樣本時間區(qū)間選擇2004―2016年。