撖銷霖，許向陽

(南京林業(yè)大學 經濟管理學院，南京 210037)

隨著生態(tài)文明管理體系的不斷完善，我國逐漸轉型向低能耗、少污染、高質量的綠色發(fā)展途徑，金融作為優(yōu)化資源配置及實現(xiàn)風險控制的工具，對綠色低碳轉型具有重要意義。江蘇省作為經濟、工業(yè)、能源消耗大省，響應國家趨勢向高質量、綠色低耗能發(fā)展，如何依靠綠色金融影響加快構建江蘇省經濟綠色轉型，實現(xiàn)產業(yè)結構優(yōu)化具有重要探究意義，本文對江蘇省綠色金融與產業(yè)結構內在聯(lián)系進行深入探討，嘗試為江蘇省產業(yè)結構升級道路探索新路徑。

1 文獻綜述

1.1 綠色金融概念界定

綠色金融這一概念源于1998年，是指在尊重市場規(guī)律的基礎上，為資源高效率配置、環(huán)境變革和氣候應對的經濟活動。學者們基于不同的理論研究基礎，對于綠色金融界定也迥然有別。國外學者Salazar J認為綠色金融與傳統(tǒng)金融差異在于:綠色金融將更加突出對綠色可持續(xù)發(fā)展中金融支持[1]。馬俊認為綠色金融強調社會責任[2]。李曉西認為比較有代表性的概念有三種:一是將綠色產業(yè)列為財政活動的重點支持對象，二是金融機構促進綠色項目的金融活動，三是將綠色金融作為工具，促進金融高質量發(fā)展[3]。因此，綠色金融不僅是金融革新的拐點，也是產業(yè)結構升級的推力[4]。

1.2 綠色金融對產業(yè)結構作用效應

綠色金融推動經濟高質量發(fā)展，以產業(yè)結構作為中間推力。國內外學者從以下三個角度探討綠色金融對產業(yè)結構推動歸因。首先，從政策角度，綠色金融作為經濟政策的子集，應積極促進資金在產業(yè)結構之間的流動，以促進經濟高質量發(fā)展[5]。其次，從環(huán)境的角度考慮，綠色金融其目的是促進綠色金融對于生態(tài)文明建設的深入，使綠色可持續(xù)發(fā)展理念貫穿產業(yè)結構發(fā)展之中[6-7]。最后，從資源優(yōu)化配置的角度分析，綠色金融可實現(xiàn)綠色資金與產業(yè)資本的積極效應，形成雙向良性互動。

結合國內外的研究，綠色金融及產業(yè)結構之間的關聯(lián)分析大多以理論研究為主，對于實證研究的系統(tǒng)性研究文獻較少，且已有的實證研究多集中于分析全國性綠色金融和產業(yè)結構關系，缺乏對區(qū)域性定量分析。本文通過實證分析，探究綠色金融對省域產業(yè)結構調整效應。

2 江蘇省產業(yè)結構及綠色金融現(xiàn)狀研究

2.1 江蘇省產業(yè)結構現(xiàn)狀

圖1顯示了江蘇省2001—2020年第一、二、三產業(yè)產值占GDP比重變化，江蘇省產值增長主要集中在第二、三產業(yè)，2014年江蘇省第二產業(yè)與第三產業(yè)占比基本保持一致，之后第三產業(yè)結構占比逐年上升，說明江蘇省整體產業(yè)結構逐漸向高附加值技術密級型產業(yè)轉變，產業(yè)結構持續(xù)升級。

圖1 江蘇省2001—2020年第一、二、三產業(yè)結構占比變動

2.2 江蘇省綠色金融發(fā)展現(xiàn)狀

江蘇省綠色金融政策體系構建初顯成效，2021年省政府印發(fā)的《江蘇省“十四五”金融發(fā)展規(guī)劃》明確指出，美麗江蘇建設要積極推進綠色金融發(fā)展。圖2明顯看出江蘇省綠色金融指數(shù)逐年攀升，綠色金融利好發(fā)展，在政策和社會環(huán)境的推動下，全省綠色金融穩(wěn)步發(fā)展。截至2022年初，江蘇省綠色融資余額1.65萬億元，在各類貸款余額占比達8.6%。江蘇省綠色金融工具影響范圍擴大，已投資綠色項目43個、投資金額達27.71

圖2 江蘇省2001—2020年綠色金融發(fā)展趨勢變動情況

億元，助力全省綠色環(huán)保和節(jié)能減排項目建設。

3 數(shù)據來源及指標選取

3.1 數(shù)據來源

根據數(shù)據的可獲得性和統(tǒng)一標準原則，以及模型對數(shù)據時間的要求，故選取2001—2020年20年數(shù)據作為樣本區(qū)間，數(shù)據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《江蘇省統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國保險年鑒》。

3.2 指標選取

②內生解釋變量:采用綠色金融指數(shù)(GC)來衡量綠色金融發(fā)展水平。由于我國綠色金融發(fā)展時間較短，因此利用構建評價指標體系的方式，保證變量評估體系的科學性，從綠色信貸、綠色投資、綠色保險、政府支持四個維度進行指標衡量[10]，指標選取分別借鑒學者李毓、高錦杰[11]的做法，各指標說明如表1所示。

表1 綠色金融發(fā)展水平指標說明

本文采取熵值法[12]對江蘇省綠色金融發(fā)展程度進行數(shù)據評測，熵值法可以判斷指標的離散程度，構建一個整體的系統(tǒng)對綠色金融發(fā)展水平進行估計，得到綠色金融發(fā)展指數(shù)。

③外生解釋變量:同時考慮到政府干預、外商直接投資、技術創(chuàng)新[13]、城鎮(zhèn)化程度[14]等也作為影響產業(yè)結構優(yōu)化的重要因素，因此本文將政府干預(CPIV)、外商直接投資(FDI)、科技創(chuàng)新(TECH)、城鎮(zhèn)化程度(URBAN)作為因素變量進行模型構建，分別以省政府財政支出占省域GDP、外商直接投資總額、江蘇省年末授權專利數(shù)量、江蘇省年末城鎮(zhèn)人口占總人口量表示。考慮到本文研究重點，其他影響因素將納入隨機干擾項中。

4 假設檢驗及結果分析

4.1 平穩(wěn)性檢驗

在進行最小二乘回歸前需對變量進行平穩(wěn)性檢驗，以避免時間序列中含有單位根而導致了虛假回歸。對各變量對數(shù)處理以排除異方差。本文采用Augmented Dickey-Fuller檢驗(增廣的DF檢驗)，結果如表2所示。

表2 各變量ADF檢驗結果

對六個變量進行單位根檢驗，并在檢驗中檢驗時必要加入趨勢項和位移項，根據表2結果，LNISU、LNGC、LNURBAN、LNTECH原序列P值數(shù)值顯著大于1%，認為變量不能拒絕“存在單位根”的H0，即原序列是非平穩(wěn)狀態(tài)，對變量采取一階差分后均拒絕原假設，認為上述為平穩(wěn)態(tài)。但是LNCPIV和LNFDI為I(2)，因此不能進行回歸，故將兩變量剔除。

4.2 協(xié)整檢驗

由上述檢驗結果可知，變量LNISU、LNGC、LNURBAN、LNTECH經一階差分后均為平穩(wěn)序列，由于對于特定經濟變量組合可能存在平穩(wěn)狀態(tài)，說明各變量之間可能存在“共同的隨機趨勢”。本文包含多個變量，所以采用Johansen協(xié)整檢驗來驗證長期穩(wěn)定的均衡關系。本文以表中大部分準則表明選擇滯后3階，檢驗結果見表3。利用最優(yōu)滯后期為3進行Johansen檢驗，從協(xié)整秩跡檢驗結果來看，None表示H0為“存在零個協(xié)整方程”，協(xié)整秩至少為1，根據表中P值為0.0331，顯然在5%水平下拒絕H0，則認為表明變量之間長期共同趨勢關系，檢驗結果見表4。

表3 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

表4 VAR模型最優(yōu)滯后期檢驗結果

4.3 格蘭杰因果檢驗

上述對變量協(xié)整檢驗后認為產業(yè)結構高級化和綠色金融發(fā)展水平包括科技水平和城鎮(zhèn)化具有長期均衡關系，但各經濟變量之間的因和果還有待討論，故使用Granger檢驗加以研究[15]，檢驗結果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

從表5中可以得出，滯后2期和3期時，在1%的顯著性水平下，都拒絕“LNGC does not Granger Cause LNISU”的H0，所以LNGC的過去值可以測量LNISU的未來值，認為綠色金融是產業(yè)結構的原因，也就是說在江蘇省省域范圍內綠色金融對產業(yè)結構升級有推動作用，但產業(yè)結構升級對綠色金融發(fā)展的拉動作用微乎其微，除此，在滯后2期和滯后3期，都拒絕“LNTECH does not Granger Cause LNISU”和“LNURBAN does not Granger Cause LNISU”的原假設，認為科技創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化率對產業(yè)結構升級起到一定的刺激作用。

(3)空氣質量屬性，除了對季節(jié)、氣候的要求外，馬拉松賽事對空氣的要求質量也極高。對運動員來說，空氣中如細顆粒物、浮塵、一氧化碳、二氧化氮以及汽車尾氣等出現(xiàn)異常，有可能會出現(xiàn)肺部受刺激、胸腔疼痛、肺活量下降等癥狀。有研究認為馬拉松這項運動的持久性和強度都高于其他運動，在運動過程中吸入的PM2.5等顆粒物的含量將翻倍。因此，在規(guī)劃馬拉松線路時應該謹慎審視空氣質量狀況。

4.4 多元回歸分析

上述在對LNISU LNGC LNURBAN LNTECH進行格蘭杰因果檢驗之后，本文還對變量，建立回歸方程，對變量ISU、GC、TECH、URBAN分別對數(shù)處理，回歸結果見表6。

表6 多元回歸結果

其中，R-squared為0.959 006，擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)-statistic為116.968 2。

根據回歸方程結果(1)顯示，LNGC系數(shù)為0.546 544，即GC每增加1%，ISU將增加0.55%，綠色金融對產業(yè)結構升級有推動作用。LNURBAN的回歸系數(shù)為1.288 863，即URBAN每提高1%，ISU將增加1.29%，城鎮(zhèn)率上升對結構升級有積極影響，由于城鎮(zhèn)化概念認為是為人力資本向城市聚集過程，結合江蘇省產業(yè)結構現(xiàn)狀在2014之后第三產業(yè)占據主導地位，城市對勞動力的吸納能力逐步增強，結果顯示促進作用則標明江蘇省城鎮(zhèn)化水平發(fā)展可促進產業(yè)結構升級。LNTECH回歸系數(shù)為-0.873 384，ISU將降低0.87個百分點，存在反向變動趨勢。

4.5 脈沖響應模型

首先判別向量自回歸模型的穩(wěn)定性，本文采用AR特征根倒數(shù)的模小于1來判別，判別結果如圖3所示，可以明顯看出所有點都在單位為1的圓內，認為向量自回歸模型是穩(wěn)定。

圖3 AR根圖

本文考慮變量之間互相沖擊的動態(tài)影響，采用脈沖響應模型來判別產業(yè)結構和綠色金融之間的長期動態(tài)關系。具體檢驗結果如圖4所示。

以橫軸表示響應區(qū)間，縱軸表示沖擊程度，圖4顯示從第1期開始綠色金融就對產業(yè)結構升級的沖擊具有就存在正向作用，在第4期的沖擊效應達到峰值，增長的趨勢表現(xiàn)為先上升后下降，并有小幅度波動，總體呈現(xiàn)下降的狀態(tài)，在第10期出現(xiàn)小幅度穩(wěn)定趨勢，表示綠色金融發(fā)展水平上升對引起產業(yè)結構向高度化發(fā)展，與上述回歸結果一致。

圖4 脈沖響應函數(shù)分析圖

5 結論及啟示

5.1 結論

本文對江蘇省2001—2020年20年的數(shù)據進行實證研究，結果得出以下結論，綠色金融發(fā)展水平上升引起產業(yè)結構向高級化發(fā)展，但促進效應會趨于穩(wěn)定狀態(tài)，其次城鎮(zhèn)化率的增加對江蘇省產業(yè)結構升級有正向的作用。根據本文的數(shù)據支持，科技創(chuàng)新程度的推進對產業(yè)結構升級具有一定的負向影響，與以往現(xiàn)實不符，說明由于江蘇省科研資源配置與產業(yè)結構調整之間存在不協(xié)調，蘇南與蘇北空間區(qū)域科技投入能力不均衡，江蘇省科技創(chuàng)新推進還需進一步協(xié)調發(fā)展。

5.2 政策啟示

①健全和完善相關綠色金融的政策法規(guī)。江蘇省政府應充分發(fā)揮好綠色金融的作用，通過完善綠色金融政策，針對江蘇省蘇北重工業(yè)地區(qū)和蘇南地區(qū)不同的產業(yè)結構現(xiàn)狀，給予不同的稅收政策、碳排放政策紅利或懲處，借助社會資本幫扶綠色金融優(yōu)化升級產業(yè)結構。

②推動城鎮(zhèn)化發(fā)展進程。產業(yè)結構升級需要依托人力資本實現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平發(fā)展，作為新型綠色產業(yè)更需人力資本支持。因此培育和引進高質量金融人才，集聚綠色科技人才，為省域綠色金融發(fā)展奠定人才基礎，助力綠色金融體系構建。

③增加科技創(chuàng)新和戰(zhàn)略性環(huán)保產業(yè)的投入。充分發(fā)揮政府部門的作用，加大對科技研發(fā)的投入，鼓勵規(guī)模以上企業(yè)事業(yè)單位自主建立科技研發(fā)中心。同時可建立環(huán)保信息共享及管理平臺，降低信息共享的成本，以確?？萍紕?chuàng)新對產業(yè)結構有正向作用。