綠色信貸發展對經濟增長質量的影響研究

劉亦文，譚慧中

(1.湖南工商大學 資源環境學院，湖南 長沙 410205；2.湖南工商大學 財政金融學院，湖南 長沙410205)

一、引言

良性的生態環境是地球萬物生靈賴以生存和發展的前提和基礎，但第一次工業革命以來，伴隨著機器的轟鳴聲和經濟的高速發展，西方資本主義國家在加速對自然資源攫取和生態環境破壞的基礎上創造了前所未有的物質財富，由此造成了嚴峻的環境污染問題，地球生態系統原有的循環和平衡遭到了肆意破壞，人們因環境污染而失去了健康和生命，動植物因環境惡化而進入第6次生物大滅絕[1]。自1900年以來，主要陸生物種平均豐富度至少下降了20%，每年有140000個物種永久消失，生物多樣性遭到無法逆轉的嚴重破壞[2]。生態環境問題已成為世界各國最敏感的政治問題和社會問題。西方資本主義發展模式引起了人們廣泛而深刻的反思。中國政府堅持絕不走西方現代化的老路，堅定不移走生態優先、綠色發展之路，為推進世界可持續發展提供中國方案。習近平總書記曾明確指出“我們要建設的現代化是人與自然和諧共生的現代化，既要創造更多物質財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優質生態產品以滿足人民日益增長的優美生態環境需要。”[3]自1978年改革開放以來，中國經濟以年均9.7%的增長速度迅速成長為僅次于美國的世界第二大經濟體，對世界經濟增長貢獻超過1/3(OECD，2020)[4]，創造了“人類經濟史上從未有過的奇跡”(林毅夫等，2019)[5]。然而，在城市化和工業化持續快速發展的過程中，由于地方政府經濟發展的需要和缺乏有效的環境監管，我國高耗能、高污染企業也在迅猛發展，規模驅動型經濟發展導致了過度的能源消耗和嚴重的環境污染，我國環境污染問題日益突出(Kadoshin等, 2000; Yuan等,2020)[6-7]。生態文明和綠色發展已成為新時期我國經濟高質量發展的重要指導思想。黨的第十九屆四中全會提出，推進國家治理體系和治理能力現代化，推進生態文明建設。綠色信貸政策是國家環境治理體系的重要組成部分，是對傳統行政強制環境治理的補充。綠色信貸作為一種金融政策，是指銀行等金融機構對不同企業發放的差異化信貸，為節能、環保、環保企業提供金融支持(貸款利率較低)。這些機構還對高污染、高能耗、產能過剩的企業(懲罰性的高貸款利率)實施貸款限制。在微觀層面，綠色信貸可以通過金融市場的資源配置功能，引導資金從污染企業流向環境友好型企業，促進企業減排。從宏觀上看，綠色信貸利用低貸款利率推動清潔生產和產業結構優化，轉變經濟發展方式。因此，作為一種重要的市場化環境政策工具，綠色信貸通過引導資本資源流向環境友好型產業，支持企業進行綠色生產，提升經濟增長質量，促進經濟社會高質量發展，深受學術界、政策界和實務界關注和推崇。

綠色信貸源于1974年聯邦德國的“道德銀行”。1992 年，聯合國環境規劃署(UNEP)在里約地球峰會上宣布成立“金融倡議”(UNEP FI)，督促金融機構可持續發展。此后，許多國家和地區相繼采取各種措施推動綠色信貸發展。我國綠色信貸實踐起步較晚，2007年，我國正式提出“綠色信貸”概念并開始小規模試點。2012年《綠色信貸指引》正式頒布，從根本上確立了我國綠色信貸政策。近年來，隨著生態環境保護政策的不斷加碼，中國各級地方政府采取多種激勵政策，將綠色信貸績效納入金融機構公共管理體系，將綠色信貸績效評價結果納入宏觀審慎評價體系，有效提高了銀行業金融機構對綠色信貸項目的重要性和推動綠色信貸業務的積極性。目前，我國綠色信貸政策的設計和內容日益完善，綠色信貸政策已基本與國際綠色信貸標準接軌(錢立華等，2020)[8]。各大商業銀行已逐步加強綠色信貸的實施，強化信貸資金流向節能減排項目，以減少企業污染排放。2013年至2021年第一季度，中國21家主要銀行綠色信貸余額從5.2萬億元增加到12.5萬億元。隨著綠色信貸使用規模的逐步擴大，我國環境質量不斷改善。公開數據顯示：2020年全國337個地級及以上城市中，202個城市空氣質量達標；主要污染物濃度降幅顯著，臭氧濃度首次下降；森林覆蓋率達到23.04%，草原綜合植被覆蓋率達到56.1%。我國生態環境質量的持續改善與綠色信貸政策的持續推進，也為我國經濟增長質量改善開辟了新的實踐路徑。因此，深入探討綠色信貸發展對經濟增長質量提升的作用機制和影響程度，具有重要理論價值和現實意義。

現有關于綠色信貸研究的文獻主要集中在以下兩個方面。一是從宏觀角度對綠色信貸的運行機制和實施效果進行了評估，但研究結果仍存在爭議。諸多研究對綠色信貸的運行機制進行了闡述，基本運行機制為：金融機構減少了對污染企業的貸款，“兩高”企業不得不減少生產和投資，從而達到了污染物減排和環境質量改善的目的(Evangelinos和 Nikolaou, 2009; Zhang等, 2011; Xu,2013; Chen等, 2016；王遙等，2019)[9-13]。學者們從經濟影響、產業結構影響和環境影響三個方面對綠色信貸實施效果進行了評價。有學者發現，發展綠色信貸有利于綠色經濟增長(Hu等，2020;嚴成樑等，2016)[14-15]。但Ning和She(2014)[16]卻發現綠色信貸對經濟發展有負面影響。Sheng等(2018)[17]、Hu等(2020)[14]和李毓等(2020)[18]指出綠色信貸主要通過資金和融資渠道促進產業結構轉型。然而，Liu等(2017)[19]認為，就產業結構調整而言，綠色信貸政策的效果相對較差。此外，有學者認為綠色信貸政策可以通過施加長期信貸約束來加強污染防治(Sun等，2019;Kang等，2020;Wang和Zhi, 2016;Ren等,2020;蘇冬蔚和連莉莉，2018)[20-24]。然而，陸旸(2011)[25]認為，中國綠色信貸政策的實施難以帶來環境保護和就業的雙重紅利。第二個研究方向是從企業和金融機構的微觀視角研究綠色信貸政策的實施效果。一方面，受綠色信貸政策影響的企業績效方面主要包括債務融資成本、資本投資和經營決策。有研究表明，自綠色信貸政策出臺以來，污染嚴重的中國企業的債務融資大幅下降(連莉莉, 2015;Liu等，2019;Xu和Li, 2020)[26-28]。同樣，Wang等(2020)[29]指出，《綠色信貸指引》的頒布顯著抑制了高耗能企業的資本投資。此外，綠色信貸會影響經營決策，但并不一定會提高企業的經營效率(Luo等，2017;Huang等，2021)[30-31]。另一方面，商業銀行在綠色信貸中的作用至關重要。商業銀行是向企業發放清潔貸款以改善環境質量的重要中介(Aizawa和Yang, 2010;Xing等，2020)[32-33]。He等(2018)[34]和Song等(2019)[35]認為綠色信貸也決定了銀行自身的競爭力和績效。謝婷婷和劉錦華(2019)[36]利用方向性距離函數和ML(Malmquist-Luenberger)指數測算了30個省級的綠色經濟增長，基于綠色信貸對經濟增長的影響機制，用動態GMM模型對數據進行實證分析，結果表明綠色信貸能促進綠色經濟的增長。綜上所述，少有研究在統一的框架下分析綠色信貸政策對經濟增長質量改善的影響。

經濟增長是數量與質量的統一，經濟增長的過程既包括數量的增加，也包括質量的提高(Kong等，2020)[37]。當前我國已開啟全面建設社會主義現代化國家新征程，新發展階段下的中國經濟增長更加注重質量發展，堅持質量第一、效益第一的發展理念是中國經濟增長的主要方向。近年來，黨和國家大力推動經濟增長高質量發展。高質量的經濟體系需要高效的金融體系作為支撐，為經濟發展提供優質高效的金融服務，推進綠色信貸發展對經濟高質量發展具有重要的現實意義。目前，關于綠色信貸發展對經濟增長影響的研究較多，但對經濟增長質量的研究較少。對經濟增長的關注更多的是數量和速度，而不是質量。在新發展階段，如何提高經濟增長質量是學術界和政策制定者關注的焦點。基于此，本文選取2012—2017年全國31個省份面板數據，設計一個經濟高質量發展綜合評價指標體系，構建固定效應回歸方程和中介效應模型，實證檢驗綠色信貸發展對經濟增長質量的影響，以期為新發展階段探尋高質量發展路徑提供決策依據和數據支撐。

二、研究方法、模型構建與數據說明

(一)變量的選取與模型設計

1．經濟高質量發展水平的測度

本文參考馬茹等(2019)[38]對中國區域經濟高質量水平的測度研究，構建了中國區域經濟高質量發展評價指標體系。該體系包含高質量供給、高質量需求、發展效率、經濟運行、對外開放以及生態環境在內的6個一級指標；創新能力、人才供給等16個二級指標以及33個變量，變量數據來源于CSMAR數據庫。具體指標如表1所示。

按照表1所示的指標體系對我國各省份經濟高質量發展水平進行測度時，為消除各指標量綱不一致所導致的差異，應對各指標依次進行標準化處理。標準化處理公式為：

表1 中國區域經濟高質量發展評價指標體系

(1)

(2)

其中：Xij表示無量綱化處理后的指標值;xij表示原始值;mij表示第i個維度中第j個指標中的最小值;Mij表示第i個維度中第j個指標中的最大值。

然后，利用變異系數法確定各項指標權重。處理公式為：

(3)

其中,vj為第j個指標的變異系數，σj、uj、Wj為第j個指標的標準差、平均值與權重。

最后，利用式(3)求得第i個維度的權重Wi后，根據Sarma和Pais(2011)[39]的觀點，可測度得出我國區域經濟高質量發展水平HQED，公式為：

HQEDi=1-

(4)

2．模型的設計

為研究綠色信貸對我國經濟高質量發展的直接影響，本文固定效應回歸模型設定為：

HQEDit=β0+β1greencreditt+β2controlit+λi+ηt+εit

(5)

其中,HQEDit為i省份在第t年的經濟高質量發展水平，greencreditt代表第t年的綠色信貸比，controlit為控制變量組，λi為個體固定效應，ηt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

為進一步研究綠色信貸對我國經濟高質量發展的作用機制，本文借鑒已有研究(王海成和呂鐵，2016)[40]設定中介效應檢驗模型為：

HQEDit=a0+a1greencreditit+a2controlit+λi+ηt+εit

(6)

Channelit=b0+b1greencreditit+b2controlit+λi+ηt+εit

(7)

HQEDit=c0+c1greencreditt+c2channelit+c3controlit+λi+ηt+εit

(8)

其中：式(6)表示用經濟高質量發展水平對綠色信貸進行回歸；式(7)表示用中介變量對綠色信貸進行回歸；式(8)表示經濟高質量發展水平對綠色信貸以及中介變量同時進行回歸。只有當a1、b1、c2都顯著時，才可認為該中介效應存在。在此基礎上，若c1不顯著，則證明存在完全中介效應，代表綠色信貸本身并不會對經濟高質量發展水平產生影響,而是完全通過影響產業結構來促進經濟高質量水平的發展。若c1顯著且c1

測得我國經濟高質量發展水平后，本文各變量的描述性統計及其含義如表2所示。綠色信貸變量以中國綠色信貸貸款余額占國內貸款總額的比重來衡量，其數據來源于中國銀行業社會責任報告；科技投入等變量數據均來源于CSMAR數據庫；工業廢水排放量等環境數據來源于中國能源環境統計年鑒。

表2 主要變量描述性統計

三、綠色信貸發展對經濟增長質量影響的實證研究

(一)綠色信貸對經濟高質量發展的直接效應研究

表3報告了綠色信貸對經濟高質量發展水平的直接影響的結果，列(1)至列(3)表示OLS(最小二乘估計)下綠色信貸對經濟高質量發展的直接影響。列(2)在列(1)的基礎上增加了科技投入等控制變量，列(3)進一步利用時間虛擬變量控制了時間效應(時間虛擬變量未在表中列出)。列(4)、列(5)、列(6)為固定效應模型估計結果。列(4)控制了個體效應，列(5)同樣在列(4)基礎上增加了控制變量組，列(6)控制了時間和個體的雙重效應。本文的數據集為面板數據類型，經檢驗，不同省份的經濟高質量發展水平與發展態勢具有明顯差異，因此，相較于混合回歸，該數據集更適用于固定效應模型。表3中列(5)、列(6)的估計結果更為可靠。列(5)中綠色信貸變量系數為0.149，且顯著為正，表明在考慮省份差異的情形下，綠色信貸對經濟高質量發展具有顯著且穩定的促進效應。列(6)中綠色信貸變量系數為0.198，同樣顯著為正且高于列(5)所示系數，可見在控制個體與時間的雙重差異時，綠色信貸仍然可以有力地促進我國經濟高質量發展。

表3 綠色信貸對經濟高質量發展的直接效應

另外，生態環境水平是經濟高質量發展的重要組成部分，根據本文的理論分析，綠色信貸能夠在一定程度上改善我國生態環境，進而促進我國的經濟高質量發展。為印證這一影響路徑，有必要分析綠色信貸對環境污染的影響成效。表4展示了綠色信貸對于主要污染物排放的影響結果。由表4可知，綠色信貸對工業廢水排放量、二氧化硫排放量、煙粉塵排放量以及PM2.5的系數均顯著為負，可知綠色信貸可以顯著降低工業廢水等主要工業污染物以及空氣污染物的排放量，對保護生態環境大有裨益。

表4 綠色信貸對污染物排放的影響

(二)中介效應檢驗

上述實證結果初步論證了綠色信貸對經濟高質量發展水平的直接效應，為了驗證本文的中介傳導機制，有必要進一步進行中介效應檢驗。本文認為綠色信貸除了可以對經濟高質量發展產生影響外，還可以通過影響產業結構，間接影響經濟高質量發展。表5中分別展示了在最小二乘估計以及固定效應模型下的估計結果，中介變量均為第二產業占GDP的比重增量。從固定效應模型下中介檢驗估計結果來看，綠色信貸對第二產業占比有著顯著的抑制作用，而第二產業占地區國民生產總值比重的提高有助于我國經濟高質量發展。因此，產業結構遮掩了部分綠色信貸對經濟高質量發展的促進效用，具有遮掩效應而非中介效應。具體表現為列(6)中結果顯示在加入第二產業占比變量后，綠色信貸變量系數仍然高度顯著，且大于列(4)所示系數。綠色信貸對經濟高質量發展的直接效應顯著為正(0.156)，以產業結構為中介變量的遮掩效應顯著為負，總效應顯著為正(0.149)。這表明綠色信貸將會抑制第二產業發展從而在較小程度上減緩其對經濟高質量發展的促進作用。

(三)穩健性檢驗

1．更換核心變量

變量的選擇具有一定主觀性，而核心變量的選擇將會對模型估計結果產生較大影響。為避免由此類主觀性帶來的偏差，表6對本文的核心解釋變量與被解釋變量進行了替換來進行穩健性檢驗，具體為：選取綠色信貸投資總額變量作為綠色信貸的代理變量，同時使用全要素生產率衡量地區的經濟高質量發展水平。觀察表6第(6)列可知，綠色信貸對經濟高質量發展的影響系數顯著為正，證明綠色信貸對經濟高質量發展具有穩定持續的促進效應的結論是穩健的。

表5 綠色信貸對經濟高質量發展的中介效應

表6 更換核心變量后的回歸結果

續表

2．更換中介變量

在原模型中，采用第二產業占GDP比重增量作為產業結構的代理變量，本文為驗證中介模型回歸的穩健性，以第一產業占GDP比重增量與第三產業占GDP比重增量作為代理，分別進行中介模型回歸，結果如表7、表8所示。表7為第一產業占GDP比重為中介變量的回歸結果，從綠色信貸對第一產業的中介-固定效應回歸結果來看，列(6)中結果顯示,在加入第一產業占比增量變量后，綠色信貸變量系數高度顯著且系數小于列(4)所示；與第二產業發展不同的是，第一產業發展對經濟高質量發展的影響系數顯著為負，表明擴大第一產業占比將不利于經濟高質量發展。由于列(5)中綠色信貸對第一產業發展的影響系數與列(6)中第一產業發展對經濟高質量發展的影響系數均為負數，可認為存在以第一產業發展為中介變量的中介效應。表8為第三產業占GDP比重增量為中介變量的回歸結果，列(5)中綠色信貸對第三產業發展影響系數顯著為正，表明綠色信貸可以促進第三產業發展；但列(6)中第三產業發展對經濟高質量發展水平無顯著影響，因此，以第三產業占比增量為中介變量的中介效應并不存在。綜合表5、表7、表8的結果，可認為綠色信貸的確可以通過影響產業結構間接對經濟高質量發展產生影響，其中，對產業結構的影響具體表現為：綠色信貸可以提升第三產業占比并降低第一、第二產業占比，有利于我國產業結構升級。

(四)進一步分析

為進一步研究綠色信貸對經濟高質量發展的區域影響，本文按照中國國家統計局2015年發布的劃分標準，將我國經濟區域分為東北、東部、中部和西部地區四大區域進行區域性分析。分析結果如表9所示，東北地區的綠色信貸變量系數并不顯著，東部地區的綠色信貸變量系數顯著為負，中部與西部地區的綠色信貸變量系數顯著為正，可見2012—2017年間，綠色信貸對我國經濟高質量發展的促進作用主要集中于中部與西部地區。

表7 第一產業占GDP比重為中介變量的回歸結果

續表

表8 第三產業占GDP比重為中介變量的回歸結果

續表

四、結論與建議

本文基于2012—2017年我國31個省市的樣本數據，實證檢驗了綠色信貸對我國經濟高質量發展的影響，得到了以下結論：首先，綠色信貸將對我國經濟高質量發展具有顯著的促進作用，但其促進程度受到我國產業結構的影響與制約。綠色信貸在促進我國第三產業發展的同時抑制了第一、第二產業的發展，從產業結構的角度來看，綠色信貸對我國產業升級具有正向的積極影響。然而，從經濟高質量發展的角度來看，相較于第三產業，第二產業的發展更有益于促進經濟高質量的發展。因此，由第二產業轉向第三產業的產業升級反而產生了一定程度的遮掩效應，掩蓋了一部分綠色信貸對經濟高質量發展的助益。其次，綠色信貸將有助于減少工業廢水、廢氣、煙塵以及空氣污染物的排放，有利于我國生態環境的保護與改善，從側面體現出了綠色信貸對經濟質量的提升。最后，從我國四大經濟區的區域發展而言，綠色信貸主要促進了中部與西部經濟區的經濟高質量發展，對東北經濟區并無顯著作用且顯著抑制了東部地區的經濟高質量發展，證明綠色信貸在不同地區的投放實施效果具有較大差異，在全國層面上的促進范圍也并不理想。基于以上研究結論，特提出如下政策建議：一是在做大綠色信貸規模的同時，要優化綠色信貸的投放結構。當前我國綠色信貸余額規模穩居世界第一，但貸款主要投向交通運輸、倉儲和郵政業，綠色信貸投放結構亟須優化，應加大綠色信貸資源流向環保、節能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等行業和產業。同時，要加強重點地區的綠色信貸支持，進一步提升綠色信貸政策賦能經濟增長質量改善的金融資源配置效應。二是加強綠色金融產品創新與風險防控。隨著生態文明理念日益深入人心，人民群眾參與生態文明建設的積極性日漸高漲，特別是在“雙碳”目標的驅動下，對于綠色金融產品和服務的需求與日俱增，綠色金融產品和服務在各類金融服務供應商、資產管理公司及保險公司中開始普及，投資者熱情高漲，極大地推動了綠色金融產品的創新與發展。但必須看到，由于缺少經驗和數據，任何嚴格的測量或此等方案的等級都將是帶有過多推斷性的，而且一些方案也存在誤傳的風險，因而需要警惕綠色金融產品創新的非理性沖動，進一步加強綠色金融產品風險防控。三是加強綠色信貸環境信息披露。建立健全金融機構、企業綠色信貸環境信息披露制度，提高金融機構、行業和企業的透明度和公信力，促使企業提高其治理水平，打造“綠色標簽”。