綠色金融發(fā)展、綠色研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升

崔艷娟 彭麗麗

（東北財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，大連 116025）

引 言

黨的二十大報告指出， “高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)”，“實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展”是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求之一；對“著力提高全要素生產(chǎn)率”，“推進綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生”提出了明確要求。科技創(chuàng)新是提高全要素生產(chǎn)率的動力，研發(fā)投入是科技創(chuàng)新的直接來源[1]，而促進可持續(xù)發(fā)展的綠色金融發(fā)展能夠發(fā)揮資源配置、發(fā)現(xiàn)價格和分散風(fēng)險等功能，激發(fā)企業(yè)綠色研發(fā)投資動力，有利于解決傳統(tǒng)金融的 “結(jié)構(gòu)錯配”[2]等問題，彌補重點領(lǐng)域金融服務(wù)缺口，進而有利于促進全要素生產(chǎn)率提升，對推動綠色高質(zhì)量發(fā)展有著重要意義。

綠色金融發(fā)展是金融發(fā)展方式之一，是金融供給側(cè)的創(chuàng)新。從相關(guān)研究看，隨著綠色金融數(shù)據(jù)的豐富，部分學(xué)者開始關(guān)注綠色金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的作用，如王玉林和周亞虹 （2022）[3]以各省（區(qū)、市）環(huán)保類企業(yè)借款占比測度綠色金融發(fā)展水平，從創(chuàng)新產(chǎn)出的視角，驗證了綠色金融發(fā)展的企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展有益于綠色非發(fā)明專利測度的企業(yè)創(chuàng)新，對綠色發(fā)明專利測度的企業(yè)創(chuàng)新影響不顯著。此外，還有部分文獻探討了研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，認為研發(fā)投入所積累的知識和技術(shù)創(chuàng)新，對提高企業(yè)全要素生產(chǎn)水平有著正向的作用[4，5]。研發(fā)投入的這一效應(yīng)具有技術(shù)依賴性，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有更為明顯的促進作用[6]。以上研究為本文探討綠色金融發(fā)展、綠色研發(fā)投入和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系提供了重要的理論與實證參考。綠色金融發(fā)展的測度及其企業(yè)效應(yīng)研究尚處于探討階段，尚未涉及其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)研究，綠色金融發(fā)展、綠色研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系也需系統(tǒng)的分析與討論。作為金融發(fā)展之一的綠色金融發(fā)展，其本質(zhì)是服務(wù)實體經(jīng)濟，是實現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展的重要助力，由此，可以預(yù)期綠色金融發(fā)展對企業(yè)要素生產(chǎn)率提升有益。

在習(xí)近平生態(tài)文明思想和新發(fā)展理念的指導(dǎo)下，我國綠色金融發(fā)展理論不斷完善，綠色金融實踐的環(huán)境效應(yīng)不斷顯現(xiàn)。據(jù)統(tǒng)計，截至2022年6月，我國本外幣綠色貸款余額19.55萬億元，同比增長40.4%；綠色債券存量1.2萬億元，位居全球第二位①。綠色金融發(fā)展成為從 “綠水青山”到 “金山銀山”的重要推動力。由此，本文以2011～2020年中國A股上市公司為樣本，考察綠色金融發(fā)展與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并進一步討論這一效應(yīng)的綠色研發(fā)傳導(dǎo)機制，揭示了綠色金融發(fā)展、綠色研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)聯(lián)，拓展了綠色金融發(fā)展理論框架，充實了綠色金融發(fā)展研究的相關(guān)文獻，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究提供了新的視角，也為相關(guān)決策和相關(guān)政策的制定提供支持參考依據(jù)。

1 研究假設(shè)

1.1 綠色金融發(fā)展與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升

根據(jù)柯布道格拉斯函數(shù)和索洛增長模型，企業(yè)產(chǎn)出（Y）與資本（K）、勞動力（L）和企業(yè)全要素生產(chǎn)率（A）的關(guān)系，如式 （1）所示：

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化與企業(yè)研發(fā)投資占資本比例（S／K）有關(guān)，這一關(guān)系可以單調(diào)遞增凹函數(shù)表示[7，8]：

在給定的條件之下，S／K比例越大，企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的幅度（Δln（A））也就越大。作為促進環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要措施的綠色金融發(fā)展，是企業(yè)資金的重要補充。綠色金融發(fā)展能以環(huán)境風(fēng)險引導(dǎo)資金流向，引導(dǎo)和激勵金融機構(gòu)的資金和社會資本流向綠色領(lǐng)域，促進企業(yè)在獲得融資后，增加其創(chuàng)新動力，促進提高全要素生產(chǎn)率；還能夠倒逼污染企業(yè)規(guī)避環(huán)境風(fēng)險，增強環(huán)境投資，積極主動進行創(chuàng)新，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。綜合來看，綠色金融發(fā)展能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新融資摩擦，有效彌補企業(yè)融資需求口，進而有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

綠色金融服務(wù)的綠色領(lǐng)域，如節(jié)能環(huán)保、新能源等多為技術(shù)密集的高技術(shù)企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新是這些企業(yè)成長與發(fā)展的動力，同時，其自身也需要大量資本與技術(shù)的投入，以此，具備了高風(fēng)險、高投入、周期長、短期收益低的特征。傳統(tǒng)的金融服務(wù)往往在信息不對稱和逆向選擇的影響下，會對此類企業(yè) “惜貸”，相比而言，非高技術(shù)企業(yè)的外源融資因投向生產(chǎn)、采購、銷售等環(huán)節(jié)[9]，風(fēng)險小、投入低、周期短，更易獲得金融資源青睞。而綠色金融服務(wù)將經(jīng)濟效益與環(huán)境效益相結(jié)合，是綠色專營部門對綠色領(lǐng)域的專項支持，以較為精準、精細的產(chǎn)品和服務(wù)，彌補高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投資與企業(yè)現(xiàn)金流缺口，對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新形成支持，解決傳統(tǒng)金融服務(wù)的資源錯配問題，從而更有利于高技術(shù)企業(yè)要素生產(chǎn)率提升。由此，本文提出如下研究假設(shè)：

假說1：綠色金融發(fā)展有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

假說2：綠色金融發(fā)展對高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升作用相對較大。

1.2 綠色研發(fā)投入的傳導(dǎo)作用

企業(yè)研發(fā)投資來源于以現(xiàn)金流計算企業(yè)利潤（π），而綠色研發(fā)投資是研發(fā)投資的一部分，若現(xiàn)金流不足時，則可能尋求外源融資（F），參考Levine 和 Warusawitharana （2021）[10]的研究，這一外源融資（F）可以式 （3） 表示：

其中，I表示實物投資，假設(shè)其存在二次調(diào)整成本0.5λk-1I2。這一假設(shè)也符合投資學(xué)中標準Q 理論： 1＋λK-1I＝q（ln（A）），將其對S求導(dǎo)可得：

進一步，將式 （3）兩端也對S求導(dǎo)，整理可得：

參考胡海峰等 （2020）[11]的做法，q（ln（A））可以看成S的增函數(shù)，由此，可以判斷，從而推斷。也就是說，外源融資能夠增加企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投資，進而，有利于促進企業(yè)全要素的提升。作為企業(yè)重要外部融資的綠色金融發(fā)展，能夠充分發(fā)揮資源配置作用，補充企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)資金不足，而伴隨綠色研發(fā)投入而產(chǎn)生的知識更新和技術(shù)進步驅(qū)動了企業(yè)創(chuàng)新，進而對提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率有利。同時，綠色金融發(fā)展也能發(fā)揮監(jiān)督功能，降低生產(chǎn)銷售等對創(chuàng)新資金的擠占，促使企業(yè)將獲得的融資用于創(chuàng)新，進而有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

根據(jù)內(nèi)生增長理論，全要素生產(chǎn)率提升是企業(yè)內(nèi)生技術(shù)進步的唯一方式，而對于高技術(shù)企業(yè)而言，研發(fā)密集投入是其實現(xiàn)尖端科技持續(xù)創(chuàng)新和形成核心競爭力的關(guān)鍵。但囿于多種因素的影響，高技術(shù)企業(yè)缺乏主動創(chuàng)新的動力[12]。而外源融資能夠影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)行為，對企業(yè)研發(fā)周期后的收益提高有益[13]。高技術(shù)企業(yè)綠色研發(fā)投入的增加，能以知識和技術(shù)積累，激勵企業(yè)提升創(chuàng)新能力，增加技術(shù)轉(zhuǎn)移效率，從而促進全要素生產(chǎn)率提高。因此，綠色金融發(fā)展引導(dǎo)資金配置方向，更有利于激勵高技術(shù)企業(yè)加大綠色研發(fā)投入，進而對其全要素生產(chǎn)率提升有利。由此，本文提出如下假設(shè)：

假說3：綠色金融發(fā)展能夠通過增加企業(yè)綠色研發(fā)投入促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。且這一效應(yīng)在高技術(shù)企業(yè)表現(xiàn)更為明顯。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

為驗證研究假設(shè)，本文構(gòu)建以下模型，用以分析綠色金融發(fā)展對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的影響：

進一步，參考 Baron 和Kenny （1986）[14]的研究，以式 （6）以及式 （7）～（8） 構(gòu)成的遞歸方程考察綠色研發(fā)投入的傳導(dǎo)作用：

其中，ind和year分別表示行業(yè)啞變量和效應(yīng)，二者的加入主要考慮盡可能的吸收固定效應(yīng)；ε表示隨機擾動項。i表示企業(yè)所在地區(qū)，j代表企業(yè)，t代表年份。模型中綠色金融發(fā)展（gfdi）和綠色研發(fā)投入（grd）滯后項的加入，主要考慮綠色金融發(fā)展和綠色研發(fā)效應(yīng)的時滯性，同時，可以在一定程度上弱化反向因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

2.2 變量說明

tfp表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率。以式 （1）為預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)，兩端取自然對數(shù)后，用Rovigatti和Mollisi（2018）[15]的方法估計。 這一方法以動態(tài)面板工具變量[16]對 Wooldridge （2009）[17]的廣義矩一步估計法（以下稱GMM法）進行改進，既緩解了企業(yè)全要素生產(chǎn)率測度的內(nèi)生性偏差，也克服了觀測值損失問題。并且這一方法也更適合大N小T的面板數(shù)據(jù)。參考魯曉東和連玉君 （2012）[18]的研究，將企業(yè)員工人數(shù)作為勞動力投入（L），將企業(yè)固定資產(chǎn)凈額作為資本投入（K），以企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入計算企業(yè)總產(chǎn)出（Y）。中間品投入以營業(yè)成本＋各項稅費-折舊攤銷-職工報酬計算。其中，將GMM法估計的企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp_gmm）用于穩(wěn)健性檢驗。

gdfi表示綠色金融發(fā)展指數(shù)。根據(jù) 《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》對綠色金融的定義，以及金融發(fā)展與綠色金融測度的相關(guān)研究，同時考慮數(shù)據(jù)的可得性，從綠色信貸、綠色股票、綠色保險、綠色債券4個維度共選擇8個指標，構(gòu)建綠色金融發(fā)展的評價指標體系（如表1所示）對綠色金融發(fā)展進行評價。其中，綠色貸款余額以金融機構(gòu)的節(jié)能環(huán)保貸款余額計算，由于當(dāng)前尚無地級市相關(guān)數(shù)據(jù)，這里參考李健和衛(wèi)平 （2015）[19]的做法，以各地級市貸款余額／全國貸款余額作為權(quán)重，估算地級市綠色貸款余額。綠色股票和綠色債券以綠色企業(yè)股票和應(yīng)付債券計算，綠色企業(yè)根據(jù)中證綠色主題指數(shù)和萬得環(huán)保概念股界定②。企業(yè)借款包括長期借款和短期借款。2022年銀保監(jiān)會首次定義綠色保險，統(tǒng)計范圍包括ESG風(fēng)險保險、綠色產(chǎn)業(yè)保險和綠色生活保險。考慮統(tǒng)計剛剛起步這一實際情況，結(jié)合數(shù)據(jù)可獲性和可比性，根據(jù)統(tǒng)計范圍，以各地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險和責(zé)任保險作為代理變量。

表1 綠色金融發(fā)展指標評價體系

具體評價時從底層開始，用熵權(quán)法分別計算各維度指標得分（gx）；以變異系數(shù)法為各維度指標賦相應(yīng)的客觀權(quán)重，同時，參考李曉西和夏光（2014）[20]的各維度權(quán)重，結(jié)合發(fā)展實際和研究經(jīng)驗，為各維度指標賦主觀權(quán)重，之后以客觀權(quán)重和主觀權(quán)重的均值作為各維度指標的權(quán)重（w）；（3）為體現(xiàn)數(shù)理的標準、單調(diào)和一致等特征[21]，將各維度指標（gx）以式 （9）進行無量綱處理后，以式 （10）計算綠色金融發(fā)展指數(shù)（gfdi）。各指標計算所用原始數(shù)據(jù)分別來源于歷年中國銀行業(yè)協(xié)會公布的 《中國銀行業(yè)社會責(zé)任報告》、國泰安數(shù)據(jù)庫、CNRDS數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)平臺。計算所得指數(shù)越接近于1，該地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平越高。

grd表示綠色研發(fā)投入。以綠色研發(fā)投入／資產(chǎn)總額的對數(shù)計算。考慮綠色研發(fā)投入數(shù)據(jù)的缺失，這里參考 Hamamoto （2006）[22]的方法，以企業(yè)因規(guī)避環(huán)境風(fēng)險所引致的研發(fā)投入估算，如式（11） 所示：

其中，RD為企業(yè)研發(fā)投入；RG為環(huán)境規(guī)制變量，考慮環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)質(zhì)量以及與收入水平相關(guān)性[23]，這里借鑒陸旸 （2009）[24]的研究，以營業(yè)收入／員工數(shù)計算；RDS為企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼；VA為企業(yè)凈利潤。以估計系數(shù)χ1作為權(quán)重計算綠色研發(fā)投入額。

X表示一組控制變量，包括企業(yè)層面控制變量和企業(yè)所在地區(qū)的宏觀環(huán)境控制變量。企業(yè)層面的控制變量：企業(yè)規(guī)模（size），以企業(yè)總資產(chǎn)取自然對數(shù)計算；企業(yè)年齡（age），以樣本年份與注冊年份差值的自然對數(shù)計算；現(xiàn)金流（cash），以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額／總資產(chǎn)計算；資產(chǎn)負債率（lev），以總負債／總資產(chǎn)計算；獨立董事占比（indep），以獨立董事人數(shù)／董事總?cè)藬?shù)計算；董事長與總經(jīng)理是否兼任（mrg），以虛擬變量表示，若二者兼任取值為1，否則為0。宏觀環(huán)境層面的控制變量：城市發(fā)展水平（cenc），以人均GDP的自然對數(shù)計算，政府財政干預(yù)（fgv），以財政支出／GDP的自然對數(shù)計算。

2.3 樣本數(shù)據(jù)

根據(jù)監(jiān)管部門要求，我國金融機構(gòu)從2010年開始逐步規(guī)范綠色金融信息披露。由此，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲性與連續(xù)性，本文以2011～2020年中國A股上市公司為樣本。上市公司樣本原始數(shù)據(jù)分別來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CNRDS數(shù)據(jù)庫，并按如下標準篩選：（1）剔除金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的樣本；（2）剔除ST、PT標識樣本；（3）剔除資產(chǎn)負債率小于0或大于1的樣本；（4）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)不足連續(xù)3年的樣本；（5）剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。同時對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理，以消除極端值影響。城市發(fā)展水平和政府財政干預(yù)變量的原始數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)平臺。按照企業(yè)所在地將企業(yè)數(shù)據(jù)與城市數(shù)據(jù)匹配，最終獲取企業(yè)-年份面板數(shù)據(jù)，觀測值共16861個。

表2報告各變量的描述性統(tǒng)計特征，統(tǒng)計結(jié)果顯示，gfdi最大值0.636，最小值為0.003，標準差為0.174，說明綠色金融發(fā)展指數(shù)存在著地區(qū)差異性。tfp的最大值為11.60，最小值為6.163，tfp_gmm的最大值為11.56，最小值為6.156，兩種方法計算的企業(yè)綠色生產(chǎn)率在趨勢上具有一致性，而且不同企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在較大差異。其他控制變量亦存在較大差異。這為進一步回歸提供了統(tǒng)計基礎(chǔ)。

表2 描述性統(tǒng)計特征

3 回歸分析與討論

3.1 基準回歸結(jié)果

表3報告了式 （6）的回歸結(jié)果，列 （1）～（6）分別為全樣本和分樣本的估計結(jié)果。全樣本分析中，列 （1）為未加入控制變量的回歸結(jié)果，列 （2）是加入控制變量的估計結(jié)果，從結(jié)果看，滯后1期綠色金融發(fā)展指數(shù)（L.gfdi）的回歸系數(shù)顯著為正，說明綠色金融發(fā)展有利于促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，研究假設(shè)1得到驗證。

表3 基準回歸結(jié)果

續(xù) 表

從分組樣本看，列 （3）和列 （5）分別為未加入控制量的估計結(jié)果，列 （4）和列 （6）為加入控制變量的估計結(jié)果。從分樣本回歸結(jié)果看，在分樣本回歸中，綠色金融發(fā)展指數(shù)的系數(shù)仍顯著為正，同時，高技術(shù)樣本組③中的綠色金融發(fā)展的系數(shù)大于非高技術(shù)組中的回歸系數(shù)，也就是說綠色金融發(fā)展對高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升更有益，研究假設(shè)2得到驗證。綠色金融服務(wù)通過綠色規(guī)范識別服務(wù)對象，引導(dǎo)資金流向，較好的發(fā)揮了資金配置作用，提高了金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力。尤其是對投資周期長、風(fēng)險大的高技術(shù)企業(yè)，綠色金融發(fā)展能夠有效地彌補其創(chuàng)新投資不足，促進其全要素生產(chǎn)率提升。

3.2 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

（1）替換主要變量對式 （6）重新回歸，以GMM法估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp_gmm）替換被解釋變量的全樣本和分樣本估計，回歸時，參考Moser和 Voena （2012）[25]的方法，以 “時間×行業(yè)”進行高階聯(lián)合固定效應(yīng)檢驗。以省級層面綠色金融發(fā)展指數(shù)（gfdi_p）替換解釋變量后的全要本和分樣本的估計結(jié)果。檢驗結(jié)果（表略，備索）顯示，替換被解釋變量和解釋變量后，綠色金融發(fā)展指數(shù)的估計系數(shù)仍顯著為正，說明綠色金融發(fā)展對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率有利，且對高技術(shù)企業(yè)的效應(yīng)更大。考慮2020年新冠肺炎疫情突發(fā)公共衛(wèi)生事件的沖擊，將樣本變更為2011～2019年后，重新對全樣本和分樣本進行回歸，主要結(jié)論未發(fā)生改變。檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

（2）考慮樣本自選擇的偏差，將控制變量與綠色金融發(fā)展指數(shù)（以中位數(shù)為標準賦值為二元離散變量）以Logit模型進行傾向得分匹配（PSM）后，重新對式 （6）檢驗（表略，備索）。由近鄰1∶1匹配后的估計結(jié)果及以馬氏距離匹配后的估計結(jié)果可以看出，綠色金融發(fā)展指數(shù)的估計系數(shù)均顯著為正，且與表3的基準回歸結(jié)果較為接近，這說明回歸結(jié)果不受可觀測變量遺漏的影響，綠色金融發(fā)展對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升有益，相比而言，更有益于高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

（3）工具變量法。盡管上述分析中已經(jīng)采用了解釋變量滯后、控制行業(yè)和時間效應(yīng)、在企業(yè)層面聚類以及PSM法回歸，盡可能降低內(nèi)生性的影響，但綠色金融發(fā)展的測度偏差以及不可控變量遺漏所形成的內(nèi)生性問題仍可能存在。由此，進一步尋找工具變量進行內(nèi)生性檢驗。考慮我國金融體系具有明顯的銀行特征，同時綠色金融服務(wù)產(chǎn)品中又以綠色信貸占比最大，而歷史上金融機構(gòu)發(fā)展是當(dāng)前金融發(fā)展的基礎(chǔ)，與當(dāng)前各地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平相關(guān)，但卻不會影響當(dāng)前所屬地區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)率。因此，歷史上金融機構(gòu)發(fā)展可能是較好的工具變量。參考李力行和申廣軍（2019）[26]的方法，以1936年各地區(qū)銀行分支機構(gòu)數(shù)測度金融機構(gòu)發(fā)展的歷史變量。進一步參考Nunn和 Qian （2014）[27]的研究，將其與省內(nèi)其他城市綠色金融發(fā)展指數(shù)平均值相乘，構(gòu)造面板數(shù)據(jù)樣本的工具變量（fhst）。為避免量綱不同引起的偏差，回歸時對其取對數(shù)。兩階段最優(yōu)廣義矩估計（GMM）的檢驗結(jié)果表略，備索。

從模型參數(shù)看，第一階段F值大于Stock-Yogo臨界參數(shù)，且所選工具變量與綠色金融發(fā)展指數(shù)這一解釋變量高度相關(guān)，說明工具變量對綠色金融發(fā)展指數(shù)具有較強的解釋力。第二階段回歸中，綠色金融發(fā)展的系數(shù)顯著為正，其在分樣本回歸中，高技術(shù)組的綠色金融發(fā)展指數(shù)的估計系數(shù)要大于非高技術(shù)組，由此說明綠色金融發(fā)展對企業(yè)生產(chǎn)率起到促進作用，且對高技術(shù)企業(yè)更有裨益，這一結(jié)論是穩(wěn)健的。同時，所選工具變量外生且具有排他性，不存在不可識別、弱工具變量和過度識別問題。在采用工具變量法減輕內(nèi)生性問題后，檢驗結(jié)果仍然穩(wěn)健。綜合來看，通過穩(wěn)健性和內(nèi)生性處理后，綠色金融發(fā)展能夠激勵企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，且對高技術(shù)企業(yè)的效應(yīng)更明顯，這一主要結(jié)論未發(fā)生改變。檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

4 綠色研發(fā)投入的傳導(dǎo)作用

進一步對式 （7）和式 （8）進行估計，全樣本和分樣本的檢驗結(jié)果如表4所示。列 （1）～（2）為全樣本檢驗結(jié)果，分樣本檢驗結(jié)果如列（3）～（6）所示。從全樣本回歸結(jié)果看，列 （1）中綠色金融發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，說明綠色金融發(fā)展有利于提高企業(yè)綠色研發(fā)投入。列 （2）中綠色金融發(fā)展和綠色研發(fā)投入的回歸系數(shù)均顯著為正，說明綠色金融發(fā)展和企業(yè)研發(fā)投入的改善均有益于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。通過遞歸方程檢驗，綠色研發(fā)投入是綠色金融發(fā)展提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用途徑得到驗證。在分樣本回歸結(jié)果中，綠色金融發(fā)展、綠色研發(fā)投入的回歸系數(shù)符號未發(fā)生改變。在高技術(shù)企業(yè)樣本組中，綠色金融發(fā)展和綠色研發(fā)投入的系數(shù)均顯著為正，說明綠色金融發(fā)展激勵綠色研發(fā)投入，進而能激勵高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。在非高技術(shù)企業(yè)樣本組中，綠色金融發(fā)展的系數(shù)能夠顯著提高企業(yè)綠色研發(fā)投入水平，但在列 （6）中綠色金融發(fā)展的系數(shù)為正數(shù)，顯著度水平略低（P＝0.174），處于邊緣顯著水平。為驗證其中介效應(yīng)是否成立，進一步對其進行Sobel檢驗，Sobel系數(shù)通過了10%的顯著水平，說明中介效應(yīng)成立，中介效應(yīng)為21.10%。同時，本文也對全樣本和高技術(shù)企業(yè)樣本進行了Sobel檢驗，Sobel系數(shù)均通過1%的顯著水平，中介效應(yīng)分別為32.09%和27.56%。對比分樣本檢驗結(jié)果，高技術(shù)組的綠色金融發(fā)展更有利于激勵綠色研發(fā)投入，且中介效應(yīng)更為明顯。綜合來看，綠色金融發(fā)展能夠激勵企業(yè)綠色研發(fā)動力，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，且這一效應(yīng)在高技術(shù)企業(yè)樣本中表現(xiàn)明顯。研究假設(shè)3得到驗證，綠色研發(fā)是綠色金融發(fā)展促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的傳導(dǎo)途徑。這一結(jié)論也為研發(fā)投入促進生產(chǎn)率依賴于技術(shù)機會[8]提供了新的證據(jù)。

表4 綠色研發(fā)投入的傳導(dǎo)作用

續(xù) 表

5 研究結(jié)論與政策啟示

本文以2011～2020年中國A股上市公司面板數(shù)據(jù)，實證檢驗綠色金融發(fā)展對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的效應(yīng)與綠色研發(fā)的傳導(dǎo)作用，得到的主要結(jié)論有：（1）綠色金融發(fā)展能夠顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，這一效應(yīng)在高技術(shù)企業(yè)樣本組表現(xiàn)相對較強。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性討論，這一結(jié)果穩(wěn)健；（2）綠色金融發(fā)展有益于提高企業(yè)綠色研發(fā)投入，比較而言，綠色金融發(fā)展更有利于激勵高技術(shù)企業(yè)綠色研發(fā)投入；（3）綠色金融發(fā)展能通過激勵企業(yè)提高綠色研發(fā)投入，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，并且綠色研發(fā)投入的中介效應(yīng)在高技術(shù)企業(yè)組更為明顯。

根據(jù)相關(guān)結(jié)論，可以得到以下政策啟示：（1）鼓勵金融企業(yè)創(chuàng)新綠色金融工具，開發(fā)多樣化多元化的金融服務(wù)，擴大綠色金融服務(wù)的覆蓋面，滿足多方的需求；同時，也以精細化、特色化的產(chǎn)品，提高綠色金融服務(wù)的深度，發(fā)揮綠色金融資源配置功能，激勵企業(yè)加大綠色研發(fā)投入的創(chuàng)新動力，推進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；（2）健全綠色金融發(fā)展的激勵機制，支持金融機構(gòu)履行社會責(zé)任，如對綠色金融排名靠前的金融企業(yè)給予宣傳或獎勵支持，以示范效應(yīng)激勵金融機構(gòu)積極參與綠色投融活動，從而降低企業(yè)融資摩擦，促進全要素生產(chǎn)率提升；（3）深化綠色金融供給側(cè)改革，支持金融機構(gòu)設(shè)立綠色金融專營部門，鼓勵小額貸款、創(chuàng)投、私募基金以及金融租賃公司、金融科技企業(yè)等參與綠色金融服務(wù)，積極引導(dǎo)社會資本進入綠色金融服務(wù)領(lǐng)域，豐富綠色金融資金來源，更好的支持企業(yè)創(chuàng)新，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；（4）促進金融科技與綠色金融的融合發(fā)展，借助互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等技術(shù)促進金融機構(gòu)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，有效降低綠色金融服務(wù)成本，同時助力完善綠色金融監(jiān)管體系建設(shè)，降低綠色金融服務(wù)風(fēng)險，促進提升生產(chǎn)率；（5）完善公司治理環(huán)境，建立企業(yè)綠色發(fā)展評價機制，擴大企業(yè)對環(huán)境信息的披露范圍，發(fā)揮綠色金融的外部治理作用，鼓勵企業(yè)以上市、發(fā)債等渠道融資，提高綠色研發(fā)投入，激發(fā)企業(yè)積極創(chuàng)新動力，從而推進全要素生產(chǎn)率提升，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源： 新華網(wǎng) http：／／www.xinhuanet.com／2022-10／06／c_1129052588.htm。

②中證綠色主題指數(shù)包括碳中和、低碳、ESG、大氣治理、光伏龍頭、海綿城市、核能核電、環(huán)保、環(huán)境治理、綠色電力、綠色領(lǐng)先、綠色生態(tài)、綠色投資、水治理、新能源。萬得環(huán)保概念股包括充電樁、風(fēng)力發(fā)電、光伏、垃圾發(fā)電、美麗中國、氫能、尾氣治理、污水處理、新能源、新能源汽車。

③按照國家統(tǒng)計局高技術(shù)企業(yè)分類標準，結(jié)合證券業(yè)行業(yè)分類，將制造業(yè)中的醫(yī)藥制造，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設(shè)備制造，計算機、通信和其他電子設(shè)備制造，儀器儀表制造，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)中的電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務(wù)，互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)，軟件和信息技術(shù)服務(wù)，以及專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)，生態(tài)保護和環(huán)境治理業(yè)的企業(yè)作為高技術(shù)企業(yè)樣本。