綠色金融對經濟高質量發展的影響
——基于綠色金融改革創新試驗區的準自然實驗

林木西 肖宇博

當前中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。 推動經濟社會發展綠色化、低碳化轉型是實現高質量發展的必然舉措。 綠色金融以信貸、債券、基金等金融工具為載體，向低碳工程建設、綠色科技研發等項目提供資金支持，對于驅動經濟社會綠色轉型、推動經濟高質量發展具有重大意義。2015 年9 月，中共中央、國務院印發《生態文明體制改革總體方案》，明確提出要“建立綠色金融體系”。2016 年3 月，國家“十三五”規劃綱要提出要建立綠色金融體系，發展綠色信貸、綠色債券，成立綠色發展基金。 2016年8 月，中國人民銀行等七部門聯合印發《關于構建綠色金融體系的指導意見》，提出35 條促進綠色金融發展的具體措施，綠色金融發展路徑逐漸清晰。

為積極探索綠色金融體系的建設道路，國務院自2017 年起先后分三批在全國七?。▍^、市）十地設立了“綠色金融改革創新試驗區”（以下簡稱試驗區）①第一批試驗區于2017 年6 月23 日啟動，涉及五?。▍^）八地，分別是：浙江省湖州市和衢州市，新疆維吾爾自治區哈密市、昌吉回族自治州和克拉瑪依市，貴州省貴安新區，廣東省廣州市，江西省贛江新區；第二批試驗區為甘肅省蘭州新區，于2019 年11 月28 日啟動；第三批為重慶市，于2022 年8 月19 日啟動。。從各試驗區的工作目標可以看出，試驗區均以綠色金融的創新發展為動力推動地區產業高級化，以完成傳統產業的綠色轉型升級為主線，以制度創新為重點，通過綠色金融引導，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，促進本地區經濟高質量發展。近年來綠色金融相關政策在試驗區得到了貫徹落實，區域綠色金融發展規模日趨擴大，但其對經濟高質量發展的促進作用是否顯著，內在邏輯如何，都值得深入探討。

通過分析當前綠色金融影響區域經濟發展的文獻可知，大部分學者認為綠色金融可以促進地區經濟發展。如文書洋等認為，綠色金融和財政資源在經濟增長的過程中相互補充，不僅有效破解了綠色財政“擁堵”問題，而且降低了經濟低碳高效轉型的風險和成本，從而推動了經濟高質量發展［1］。 綠色金融的業務拓展和普及對地區金融機構自身發展具有正向促進作用［2-3］，可以促使金融機構在經濟可持續發展活動中發揮更加積極的作用［4-5］。還有學者認為，綠色金融政策作為一種市場性環境規制政策，從長期來看可以通過驅動產業綠色創新發展、促使產業綠色轉型升級來提高產業全要素生產率［6］，不過要注意綠色金融發展強度，如綠色信貸補貼力度等要處于適度水平才能帶動綠色創新、推動經濟高質量發展［7］。王修華等從微觀視角分析了試驗區政策成效，發現試驗區政策一方面通過擴大轄區內污染企業的融資約束，倒逼企業轉型升級，另一方面通過促進綠色企業信用及創新水平提升來提高綠色企業的生產效率，因循這兩條路徑實現地區企業的高質量發展［8］。綠色金融政策可以通過調節出口方融資約束水平促進中國出口貿易發展和經濟增長［9］。此外，孟維福和劉婧涵發現，綠色金融工具的創新將會推動金融資源在經濟低碳轉型過程中的配置效率提升，引導生產者擴大綠色產品產出，控制供給側環境風險，從而促進經濟綠色高質量發展［10］。另有一部分學者認為，綠色金融可能對經濟發展存在一定負面影響。如寧偉和佘金花認為，基于長期視角，無論是擴大綠色金融發展規模還是提升資源配置效率，最終都將抑制宏觀經濟增長，從而導致經濟結構畸形［11］。還有學者認為，綠色信貸政策抑制了重污染企業投融資行為，提高了該類企業的信貸約束并降低了企業成長性，不利于企業的高質量發展［12］。

對比前人的研究成果，本文主要的邊際貢獻體現在：第一，現有相關研究著重考察企業環境績效等方面的微觀政策影響，本文拓展了政策效應的研究視角，從宏觀角度評估了試驗區政策促進區域經濟高質量發展的有效性。 此外，本文進一步證實并分析了試驗區政策可能對鄰近地區存在的間接促進效應，為精準識別試驗區的政策成效、繼續堅定貫徹試驗區政策和擴容試驗區提供了更為準確的經驗證據。第二，考慮到不同城市資源稟賦和發展路徑的異質性，本文基于城市類型和行政級別兩個角度，識別了試驗區政策促進不同類型城市經濟高質量發展的非對稱影響，對制定更有針對性的綠色金融政策、助力試驗區政策的推廣具有重要的現實意義。第三，當前文獻研究尚未形成統一的綠色金融促進經濟高質量發展的理論框架，大多數為定性研究，本文依據局部靜態均衡理論和謝潑德引理，構建了試驗區政策影響經濟高質量發展的理論模型，解釋并實證分析了試驗區政策影響企業的資本供給和資源配置，以及進一步帶動產業結構轉型升級促進經濟高質量發展的機理。

一、理論模型與研究假設

通過借鑒已有文獻的理論框架及其擴展理論［13］，并結合綠色金融發展的特點，本文認為：依據局部靜態均衡理論，綠色金融將引起資本要素產出彈性和綠色要素替代率發生變化，以優化產業結構推動綠色轉型，進而帶動地區經濟高質量發展。因此，本文構建了試驗區政策對經濟高質量發展影響效應的理論模型。在此，重新對模型假設進行調整：假設某一地區為獨立的生產部門，提升經濟高質量發展水平是該地區的生產目標，根據經濟高質量發展的高效性及可持續性的特點，生產目標的實現需要投入符合低碳轉型和產業優化升級的綠色生產要素。綠色生產要素成本可視為環境治理投資及產業綠色轉型的成本，基于生產成本最小化原則，企業只有在生產時才需要支出該類成本且其投入量受到地區資源約束條件的影響，故綠色要素可作為“準固定”生產要素，而將資本、勞動力和技術水平等視為可變生產要素。

現將生產成本最小化作為生產要素投入的決策準則，總生產要素包括A個可變要素和B個“準固定”要素，則經濟高質量發展的可變成本函數可表示為：

其中，C代表地區經濟高質量發展的可變成本，T代表地區經濟高質量發展水平，VA（a=1,2,…,A）為第a種可變要素的價格；LB（b=1,2,…,B）是第b種“準固定”要素投入量。由謝潑德引理可得，可變要素資本E的需求函數可用產出水平T、可變要素價格VA和“準固定”要素投入量LB來表示，具體選用線性函數E表示為：

對式（3）求導數，可得試驗區政策P對可變要素資本的影響公式：

綠色金融項目和企業數據平臺建設等不斷推進，要素市場內部的供求信息和價格信息等市場動態信息可以依托互聯網和大數據平臺及時、準確地獲得，使得市場上的要素價格等信息較為充分。此外，鑒于當前“雙碳”政策背景下積極推進綠色轉型的企業數量眾多，可變要素市場上的買賣雙方數量足夠多、市場規模足夠大且可以自由進入或退出生產要素市場，故假設可變要素市場為完全競爭市場，市場上各種可變生產要素價格不會因為某個生產者或消費者而改變，試驗區政策也不會對可變要素價格造成影響，即，則可得經濟高質量發展影響公式為：

上述理論推導表明，試驗區政策通過資本產出效應和綠色要素替代效應推動產業結構轉型升級，再通過產業結構轉型升級進一步促進經濟高質量發展。接下來詳細分析這兩種效應對經濟高質量發展的影響機理。

資本產出效應是指試驗區政策通過調整不同類型企業資本發展水平促進產業結構轉型升級。在推動產業結構轉型升級的過程中，試驗區政策效應對企業的影響遵循成本假說，通過降低綠色企業的生產融資成本和提升污染企業的生產融資成本，使資金從“三高”（高污染、高耗能、高排放）產業流向綠色環保和資源節約型產業，增加綠色企業的資本供給水平，擴大綠色企業規模經濟，抑制污染企業的生產規模。綠色金融發展若能合理調整資本產出水平，通過提升綠色企業規模效應，帶動產業低碳轉型升級，促進經濟高質量發展，則

綠色要素替代效應是指試驗區政策通過促進企業的綠色轉型來推動產業結構轉型升級。綠色要素是環境治理投資及產業綠色轉型的成本，因而影響渠道來自兩個方面：一是綠色金融引導綠色企業內部資本應用于綠色創新技術升級；二是綠色金融促進污染企業綠色轉型，使得綠色創新技術改進替代舊有綠色技術，生產模式綠色轉型替代舊有生產模式，因而由綠色要素所引起的經濟高質量發展稱為綠色要素替代效應。一般來說，綠色要素替代效應的發揮有利于環境及資源的可持續性，因而但其根據創新補償假說，對經濟高質量發展的影響正負是不確定的，這主要取決于綠色要素這種“準固定要素”對影響經濟高質量發展的可變要素是替代（＜0）還是互補（＞0）的。綠色金融若能正確引導綠色技術創新及產業結構轉型，使綠色要素與其他生產要素產生互補作用，則

綠色金融發展帶動的產業結構轉型升級，就是將低效率生產行業提升為高效率行業，將低附加值及“三高”產業轉向高附加值和綠色低碳產業，有利于提升企業的創新能力，提升產業競爭力，優化資源配置，促進產業的綠色發展，從而形成產業結構的“升級紅利”，促進經濟高質量發展。因此，隨著環境可承載能力下降和要素紅利逐漸消失，政府面對“經濟發展和環境規制”的矛盾，必然要引導行業、特別是“三高”類支柱行業，通過結構轉型來推動經濟高質量發展［14］。

綜上所述，試驗區政策可以通過資本產出效應和綠色要素替代效應兩個渠道影響產業結構轉型升級，產業結構轉型升級將通過乘數效應進一步影響經濟高質量發展。資本產出效應可以影響綠色發展規模，綠色要素替代效應則可影響綠色發展的速度，其總效應會通過產業結構轉型升級機制促進經濟高質量發展。

二、研究設計

（一）模型構建

試驗區政策的實施，一方面使試驗區涉及城市與非試驗區城市之間在同一時間點上的綠色金融及經濟高質量發展水平產生差異；另一方面也會使試驗區城市在政策實施前后的綠色金融及經濟高質量發展水平產生變化。因此，試驗區政策可以被視為“準自然實驗”，可應用雙重差分法對其進行政策效應評價，構建模型如下：

其中，被解釋變量eqdit是指城市i在t年的經濟高質量發展水平；核心解釋變量gfiit是代表城市i在t年是否成功獲批試驗區的虛擬變量，若城市i在t年受到試驗區政策影響，則取值為1，否則為0；代表t年影響城市i經濟高質量發展的一系列控制變量；εit為誤差擾動項，μi為城市固定效應，λt為年份固定效應，下標i和t分別代表城市和年份。

（二）變量選取

1.被解釋變量——經濟高質量發展指數

本文借鑒以往研究［15-16］，從經濟基本面、社會進步成果和生態進步成果3 個二級指標及13個表征指標來衡量經濟高質量發展水平，具體評價指標體系如表1（下頁）所示。

表1 經濟高質量發展評價指標體系

為便于計算，需將負向指標正向化處理，參考以往研究［17］，具體方法如下：

其中，xij表示第i個城市的第j個原始指標值，yij是正向化后第i個城市的第j個指標值，表示第i個城市的第j個原始指標平均值。最后通過主成分分析法降維表征指標，生成經濟高質量發展綜合指數eqdit。

2.核心解釋變量——試驗區政策

本文通過構造雙重差分虛擬變量gfiit，具體表示為試驗區涉及城市和試驗區政策實施時間的乘積，即gfiit=Treat×Time，其中，Treat為試驗區涉及城市的虛擬變量，如果是試驗區涉及城市則取值為1，試驗區以外城市取值為0；Time為試驗區政策實施時間的虛擬變量，在實施期（2017年及以后）取值為1，在非政策實施期（2017年以前）取值為0。因此，Treat×Time=1 表明該城市已頒布試驗區政策，否則交互項取0。

3.控制變量

借鑒以往研究成果［18-19］中可能影響經濟高質量發展的因素，并考慮到數據的可得性，本文選取的控制變量包括：人口規模（pop）：城市常住人口數的對數值；房產投資水平（inv）：房地產開發投資額的對數值；政府干預（gov）：各城市地方財政預算內支出的對數值；工業化水平（inl）：第二產業增加值占地區生產總值的比重。

4.機制變量

一是資本產出效應變量（fin）。通過投資尤其是固定資產投資拉動地區經濟增長，往往成為地方政府在短期內促進經濟增長的直接措施。地方政府會引導綠色金融資源向各類環保綠色基礎設施及項目傾斜以實現地區投資規模的擴張，從而形成投資驅動型經濟增長方式。本文借鑒以往研究的做法［20］，采用資本回報率測度試驗區政策的資本產出效應，公式是fini，t=△Y/△K=△GDP/I=（GDPi,t-GDPi，t-1）/Ii，t，其中，△Y是產出增量，△K是資本增量，△GDP是國內生產總值增量，I是固定資產投資。二是綠色要素替代效應變量（es）。由于綠色金融政策可通過影響綠色企業和污染企業的生產決策和創新決策路徑，從而實現綠色要素替代效應，使得企業綠色環保技術更迭，或改善原有粗放型產出與能源消耗，從而實現產業結構轉型升級。能夠顯著體現以上邏輯的變量便是能源消費結構，因而本文采用綠色負向能源結構指標，即用煤炭消費和能源消費總量的比值進行衡量。 三是產業結構轉型升級變量（adi）。上述兩個路徑通過改變要素配置投入策略，從而影響資源有效利用程度以及經濟和生態效益的平衡，也就是說產業結構轉型升級是要素投入結構和產出結構耦合程度的一種衡量。本文借鑒現有研究的計算方法［21］，以1 與泰爾指數的差值來代表：

上式中，l為就業人數，y為總產值，li和yi分別為第一產業、第二產業及第三產業的就業人數和增加值，i=1、2 和3。變量定義匯總見表2。

（三）樣本及數據來源

為驗證試驗區政策對地區經濟高質量發展的影響，結合中國綠色金融政策體系和市場規模形成的歷史沿革，考慮到2019 年第二批和2022年第三批試驗區政策實施對于經濟高質量發展的影響可能存在時間滯后性以及地級市層面數據的可得性，本文選擇2017 年第一批試驗區所涉及的五?。▍^）八地①考慮到第二、三批試驗區啟動時間距今較近（2019 年11 月和2022 年8 月）以及第一批試驗區涉及的城市中新疆維吾爾自治區哈密市、昌吉回族自治州相關數據缺失嚴重，本文采用第一批試驗區涉及的其他8 座城市作為處理組樣本，具體包括：湖州市、衢州市、克拉瑪依市、安順市、貴陽市、廣州市、南昌市和九江市。作為處理組樣本，選取2014—2021 年285 個地級市數據作為研究對象。經濟高質量發展指數測度相關數據、中介機制變量和一系列控制變量數據來源于《中國城市統計年鑒》、國泰安數據庫（CSMAR）及Wind 數據庫；此外，極少量缺失數據以線性插值法補全，變量描述性統計見表3（下頁）。

表3 描述性統計

三、實證分析

（一）基準回歸

1.基準回歸結果

根據式（6），表4（下頁）檢驗了試驗區政策對城市經濟高質量發展的影響。列（1）—（3）逐步控制時間固定效應和城市個體固定效應，并加入人口規模、房產投資水平、政府干預和工業化水平作為控制變量，核心解釋變量試驗區政策（gfi）的估計系數均顯著為正。其中，列（3）結果的條件最為嚴格，固定其他因素不變，估計系數表明試驗區政策對經濟高質量發展具有顯著的正向影響效應。在試驗區政策實施后，試驗區城市較非試驗區城市經濟高質量發展水平平均增長了0.193。從政策的具體目標來看，在推進試驗區政策的過程中，政府部門和金融機構等責任相關主體通過積極引導綠色金融工具普及、完善金融市場結構、加快基礎設施建設、降低實體經濟發展信貸約束成本以及加大地區綠色項目投資等措施，使得實體經濟、金融市場、生態環境等多領域獲得了顯著綜合效益，進而實現了地區經濟高質量發展。

表4 基準回歸結果

2.平行趨勢檢驗

平行趨勢是進行雙重差分估計的必要條件［22］，即在政策實施之前，試驗區城市與非試驗區城市經濟高質量發展水平的變動應當保持相同的趨勢。在政策實施以后，兩地經濟高質量發展趨勢存在顯著差異。本文采用事件研究法進行平行趨勢檢驗，并確定了在95%的置信水平上試驗區政策對城市經濟高質量發展的影響系數（見圖1，下頁）。在政策發生前兩期的估計系數均異于0、不顯著且系數值變動較平緩，當期時點系數不顯著可能使政策傳導具有一定的滯后性，但是政策發生一期后估計系數為正，表明本文引入的雙重差分模型滿足先定假設要求。

圖1 平行趨勢檢驗

（二）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配（PSM-DID）

本文通過傾向得分匹配雙重差分模型進行檢驗，為保證匹配結果的穩健性，本文采用最鄰近匹配法、核匹配法、卡尺匹配法和局部線性匹配法分別進行檢驗，結果如表5 列（1）—（4）所示。研究發現，四類匹配方式下政策效應的影響系數均為正向，且gfi 的系數估計值均通過了顯著性檢驗。這說明試驗區政策確實促進了試驗區城市的經濟高質量發展，基準回歸具有穩健性。

表5 傾向得分匹配（PSM-DID）回歸結果

2.城市安慰劑檢驗

為驗證不可觀測遺漏變量沒有對基準回歸結果造成影響，本文借鑒以往避免不可觀測遺漏變量沖擊的方法［23］，采用對處理組樣本城市進行隨機替換來實施安慰劑檢驗。城市安慰劑方法是在樣本中隨機抽取與原處理組樣本相同數量的城市，本文以8 個城市作為虛假處理組樣本，其他樣本城市作為虛假對照組，重新進行雙重差分回歸以估計實施城市安慰劑檢驗的城市所涉及試驗區政策對經濟高質量發展影響的系數值。本文將上述過程重復1 000 次，求得1 000 個系數估計值和相應p 值。這1 000 個系數估計值的核密度及p 值分布如圖2（下頁）所示，可以看到，回歸系數以0 值為中心服從正態分布，p 值大部分遠離0 值，說明回歸系數大部分不顯著，可排除基準回歸估計結果是由不可觀測因素的沖擊所致的可能性。

圖2 樣本安慰劑檢驗

3.時間安慰劑檢驗

時間變動對城市經濟高質量發展的影響需要進行檢驗。綠色金融前期政策體系逐漸完善的信號、試驗區政策統籌規劃和宣傳工作可能對城市經濟高質量發展帶來一定影響，從而不易識別出政策的直接效應。為了避免時間預期效應干擾［24］，這里將試驗區政策的實施時間提前1 年，形成虛假的政策時間虛擬變量，回歸結果如表6 列（1）所示，政策效應系數在10%的水平上不顯著，表明試驗區設置的預期沒有對當地經濟高質量發展產生明顯沖擊效應。

表6 穩健性檢驗回歸結果

4.剔除新冠疫情沖擊

新冠疫情的突然性嚴重沖擊了企業的財務現金流和經營活動，使得宏觀經濟的穩定性承受巨大壓力。疫情來臨后實施的防控措施不可避免造成市場規模和企業產出縮減，抑制了社會資本流轉效率，加之面臨環境規制成本的制約，企業的資金供給水平和資源配置效率下降，阻礙了整體產業的轉型升級，從而不利于城市經濟高質量發展。故本文剔除了2020 年和2021 年的樣本數據進行回歸，檢驗結果如表6 列（2）所示。結果顯示：試驗區政策效應的回歸系數并無較大變動，且未影響政策效應的影響方向，進一步驗證了模型的穩健性。

5.排除其他政策沖擊

為避免2014—2021 年可能存在其他推動城市經濟高質量發展的因素從而使政策效應不易識別，參考以往做法［25］，考察城市低碳試點政策是否會對試驗區政策推進城市經濟高質量發展產生干擾。本文以企業所在城市是否施行低碳試點政策構建虛擬變量，若樣本企業所在城市為低碳試點城市賦值為1，否則為0。政策估計結果如表6 列（3）所示，模型在引入低碳試點政策虛擬變量（Carbonpost）后，核心解釋變量回歸系數和顯著性并未發生較大變化，低碳試點政策雖然政策虛擬變量在10%的水平上顯著，但影響系數較小。

（三）政策外生性檢驗

試驗區的設立可能與當地經濟基礎、社會文明及綠色發展方面的城市經濟社會特征條件有關，導致具備一定特征的城市經濟高質量發展水平先前便高于不具備該特征的城市，從而干擾政策效果評估。具體而言，假設某地經濟基礎和金融市場化水平較高，城市的統籌能力和產業結構轉型升級的動力更強勁，對于其他地區具有政策的示范作用，從而設定為試驗區，那么即使不設立試驗區可能也有更強的推動經濟高質量發展的能力，從而造成雙重差分估計失效。本文借鑒已有處理方法［26］，采用Logit 模型檢驗試驗區政策的實施是否滿足外生性。其中，城市經濟高質量發展和一系列控制變量的滯后一期都被引入模型，以考察前期以上變量是否影響試驗區城市的確立。若回歸系數不顯著，則說明前期城市經濟高質量發展水平不會影響試驗區的設置，滿足假設要求?；貧w結果顯示①限于篇幅，回歸結果留存備索。，試驗區政策差分變量與一系列控制變量的滯后一期回歸系數均不顯著，說明本文選取的樣本數據滿足雙重差分的外生性假設條件。

（四）異質性分析

城市經濟高質量發展水平受所處城市經濟基礎水平和社會創新能力等方面因素影響而存在差異，試驗區對于城市經濟高質量發展可能存在非對稱影響。鑒于此，為進一步研究在不同經濟社會特征和資源要素稟賦下的政策效應差異，本文選擇兩種異質性因素進行考察:一是城市資源稟賦差異。按照2013 年《國務院關于印發全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020 年）的通知》，將樣本城市劃分為資源型城市和非資源型城市。二是城市行政等級差異。按城市是否為省會城市和副省級城市進行劃分，其中副省級城市劃分以中央機構編制委員會1995 年印發的《關于副省級市若干問題的意見》的通知規定的副省級城市名單為依據。

不同資源稟賦類型城市的政策效應對城市經濟高質量發展水平影響的回歸系數如表7 列（1）和列（2）所示。試驗區政策實施后，資源型城市和非資源型城市的經濟高質量發展水平都得到了顯著提升，且回歸結果在5%的水平上顯著。安順市、湖州市和克拉瑪依市這類資源型城市的回歸系數更大說明綠色金融對于當地“三高”企業、傳統工業轉型升級以及緩解產業結構性約束效應更強，從而更能帶動地區經濟高質量發展。

表7 異質性分析回歸結果

不同行政級別城市的結果如表7 列（3）和列（4）所示，兩類城市的經濟高質量發展水平在政策沖擊下都存在促進經濟高質量發展的趨勢，但省會和副省級城市的政策效應回歸結果不顯著。這可能是由于各省會城市和副省級城市資源稟賦和產業結構存在較為復雜的異質性，從而造成經濟高質量發展的實現路徑存在一定差異。非省會或副省級城市的政策效應回歸系數在1%的水平上顯著為正，這可能是因為非省會或副省級城市的資本供給和要素稟賦水平相對較低，地區綠色金融發展水平的提升為本地產業結構低碳綠色轉型和創新高效發展提供了有力的資金支持，更能帶動地區經濟高質量發展。

四、作用機制檢驗

根據前文理論闡述，這里將試驗區政策對經濟高質量發展的影響分為兩個階段進行機制分析，將中介效應檢驗方法擴展為兩階段遞進式的中介檢驗方式進行驗證［27］：第一階段是試驗區政策通過資本產出效應和綠色要素替代效應促進產業結構轉型升級，將資本產出效應變量和綠色要素替代效應變量作為兩個對產業結構轉型升級產生影響的具體作用渠道進行檢驗；第二階段是通過產業結構轉型升級機制進一步影響經濟高質量發展，將產業結構轉型升級機制變量作為試驗區政策影響經濟高質量發展的中介機制進行檢驗。

（一）資本產出效應和綠色要素替代效應

1.資本產出效應

在此，驗證式（5）中等號右邊括號里的首項dE/dP的資本產出效應。資本產出效應代表試驗區政策通過調整城市資本供給水平影響產業結構轉型升級。表8 列（2）展示了試驗區政策對資本發展水平影響的估計結果，gfi系數為0.189，在1%水平上通過了顯著性檢驗，說明試驗區政策有利于推動政府加速對各類環保綠色基礎設施項目等的投資和建設，從整體上提高地區綠色金融資本的投資規模和產出效率，推動綠色金融資源加速流向綠色企業和污染企業，滿足各個項目承包企業在此類項目建設中所需的資金支持。 此外，申請綠色信貸的貸款方也能夠獲得長效的金融支持，助力污染治理和低碳生產的裝置設施建設，從而提高資本的供給水平。 表8 列（3）顯示，fin系數為0.129，在1%水平上通過了顯著性檢驗，說明城市資本發展可以促進產業結構轉型升級。綜合間接效應結果在1%水平上通過了顯著性檢驗，驗證了資本產出效應作為試驗區政策與產業結構轉型升級中介機制的假設成立，且效應為正，即式（5）中這說明試驗區政策實施后政府致力于提高資本產出水平，為產業結構轉型升級提供金融支撐，依托引導企業固定資產投資等措施為產業的低碳綠色轉型和結構合理化升級提供充足活力。

表8 試驗區政策通過資本產出效應和綠色要素替代效應對產業結構轉型升級的影響

2.綠色要素替代效應

（二）產業結構轉型升級機制

根據前文理論分析，下文進一步驗證試驗區政策通過產業結構轉型升級機制對城市經濟高質量發展的影響。表9（下頁）列（2）展示了試驗區政策對產業結構轉型升級的估計結果，gfi系數為0.134，在1%水平上通過了顯著性檢驗，說明試驗區政策有利于產業結構轉型升級。表9 列（3）產業結構轉型升級對經濟高質量發展水平的估計結果顯示，adi系數為0.058，在1%水平上通過了顯著性檢驗，說明產業結構轉型升級可以促進經濟高質量發展。綜合間接效應結果顯示p值為0.040，在5%水平上通過了顯著性檢驗，驗證了產業結構轉型升級作為試驗區政策與經濟高質量發展中介機制的假設成立，且效應為正，即式（5）中產業結構轉型升級對經濟高質量發展的影響系數1/φ 為正。這說明試驗區政策通過產業結構轉型升級促進了經濟高質量發展。資本產出效應和綠色要素替代效應引致的產業結構轉型升級，有利于傳統“三高”產業和新型綠色產業向具有高附加值和低污染的產業結構轉型發展，通過提高綠色金融資源配置和能源利用效率等方式培育新一輪區域增長潛力，在此基礎上的產業結構轉型升級也可以推動經濟向清潔技術產業和可再生能源產業擴張，此類新業態有助于減少環境污染，降低碳排放，從而有利于可持續目標的實現和經濟高質量發展。

表9 試驗區政策通過產業結構轉型升級對經濟高質量發展的影響

五、試驗區政策對經濟高質量發展的間接效應

前文分析表明，考慮到試驗區政策作為市場激勵型環境規制政策，可能會改善地區資源配置扭曲狀況、提升資本使用效率、淘汰地區落后產能，因而可以通過地區間產業結構轉型升級促進地區經濟高質量發展。經典雙重差分模型使用的前提在于個體不會受到其他個體的影響，為避免地區綠色金融發展水平存在空間相關性而造成回歸結果偏誤，本文借鑒前人研究［28］，利用雙重差分空間杜賓模型以求更全面地識別試驗區政策對于經濟高質量發展的影響效應，同時拓展試驗區政策與地區經濟高質量發展的空間溢出效應。本文在檢驗地區經濟高質量發展存在空間相關性后，構建空間杜賓模型（SDW）如下：

式（9）中,ρ 為空間自相關系數，α2和β1表示本地區的綠色金融政策以及一系列經濟變量對于經濟高質量發展的邊際效益，α3和β2表示鄰近地區的政策變量以及經濟變量的邊際效益，其他變量解釋同式（7）。W為空間權重矩陣，選擇合適的空間權重矩陣是精準評估試驗區政策對經濟高質量發展的空間溢出效應的前提和關鍵。由于地理鄰近城市的資源稟賦相似，且可變要素流動的溢出效應可能更顯著，因而本文先建立地理距離矩陣（W1），構建公式如下：

式（10）中，dij表示i地級市和j地級市中心點之間的地表距離。同時，經濟增長路徑和產業發展特征相似的城市，市場互動性和競爭性較強，在產業政策和經濟高質量發展政策上可能也具有相似性，因而借鑒邵帥、張可和豆建民的做法［29］，構建經濟距離矩陣（W2），公式如下：

式（11）中，和分別代表i地級市和j地級市以2014 年為基期平減后的人均GDP。

隨后，本文采用LM 檢驗和Wald 檢驗，考察在地理距離矩陣和經濟距離矩陣兩種條件下當前模型是否會退化成空間誤差模型或空間滯后模型。 模型檢驗結果如表10（下頁）所示。 LM 和Wald 四項檢驗均在1%的水平上顯著，故應拒絕應用空間自相關模型和空間誤差模型，而采用空間杜賓模型。此外，Hausman 檢驗拒絕了空間計量模型的隨機效應原假設，因此，進一步分析使用雙向固定效應下的空間杜賓模型。

表10 空間計量模型選擇

由表11（下頁）計量結果可知，列（1）和列（2）分別表示在地理距離矩陣和經濟距離矩陣條件下試驗區的政策效應回歸系數均為正，且通過了1%的顯著性檢驗。在經濟距離矩陣的條件下解釋變量的空間滯后項W×gfi在1%的水平上顯著；雖然在地理距離矩陣的條件下不顯著，但存在正向促進地區經濟高質量發展的趨勢。這表明試驗區政策效應主要是通過資本要素配置的手段推動地區產業結構轉型升級、帶動經濟高質量發展，而不完全局限于地理距離限制。

表11 空間計量模型回歸結果

由于控制變量對城市高質量發展的影響效應并非本文考察重點，故本文未進行詳細論述。就試驗區政策效應而言，究其原因，可能是試驗區建立之后社會資本要素流動加快和地區產業資本產出水平提升，帶動了產業創新要素配置優化，產業低碳轉型驅動能力增強。相鄰地區競合關系驅動知識、人才等溢出，帶動本地和鄰近地區產業導向和生產方式綠色低碳化，推動產業結構轉型升級，改變了地區產業結構對粗放式生產方式的路徑依賴，從而實現了本地和鄰近地區的經濟高質量發展。

六、研究結論與政策建議

設立試驗區是促進城市經濟高質量發展的重要舉措。本文將試驗區政策的實施視為“準自然實驗”，首先從理論上探究了試驗區政策對經濟高質量發展的影響機制，隨后基于2014—2021年相關數據，運用雙重差分模型評估試驗區政策對經濟高質量發展的影響，進行了一系列異質性和穩健性檢驗，并采用兩階段遞進式中介方法實證檢驗了理論機制。主要結論如下：第一，試驗區政策可以促進經濟高質量發展。從地市級視角評估，試驗區政策可以有效促進經濟高質量發展，相較于非試驗區城市，試驗區政策的推行促進了涉及試驗區城市經濟高質量發展指數的增長。此結論通過了多種方法的檢驗，驗證了其穩健性。第二，試驗區政策對不同資源稟賦和不同行政等級城市的經濟高質量發展影響具有異質性。從目前的政策效果來看，試驗區政策對資源型城市和低級別城市的作用效果更加明顯。第三，試驗區政策可以通過資本產出效應和綠色要素替代效應促進產業結構轉型升級，而產業結構轉型升級可以進一步促進經濟高質量發展。綠色金融的資本產出效應解決的是綠色產業資本供給不足的問題，綠色要素替代效應是持續提升資源配置效率的答案，產業結構轉型升級是試驗區政策促進經濟高質量發展的影響機制。第四，試驗區政策對經濟高質量發展存在“正外部性”，即對鄰近地區的經濟高質量發展產生正向溢出影響?？臻g溢出效應只在經濟距離矩陣的條件下才顯著，表明試驗區政策效應主要是通過改善資本要素配置效率推動地區產業結構轉型升級，從而帶動經濟高質量發展，不完全局限于地理距離限制。

根據上述結論，提出如下政策建議：

第一，總結和推廣試驗區的發展經驗并及時擴容。在有條件的地方先行先試，探索積累改革創新經驗，為其他地區提供可復制、可推廣的經驗和做法，通過優化綠色金融改革創新政策措施促進經濟高質量發展。例如，可將鼓勵數字化賦能、建立碳賬戶、完善綠色金融激勵約束機制等做法向多地推廣。根據新發展階段的新要求，及時將成功經驗和做法，在全國更大范圍內推廣和應用。

第二，以邊際效益更大化為指引，有針對性地選擇擴容試驗區和推廣綠色金融相關政策。為加快實現經濟高質量發展取得新突破，可優先選擇綠色金融促進經濟高質量發展邊際效應更大的地區進行擴容或推廣相關政策，再通過綠色金融的空間溢出效應，進一步擴散綠色金融促進經濟高質量發展的正效應。根據本文研究，可優先選擇資源型城市和低級別城市進行擴容或推廣相關政策。

第三，完善綠色金融政策框架，施行區域差異化引導政策。針對產業結構轉型任務重的行業及地區，建立再貸款支持綠色信貸專項機制。在支持產業結構轉型升級的過程中，協調環境、農業、水利、林業、財政和金融機構，共同探究創新金融工具，設立綠色金融專項基金。從監管和激勵兩方面入手，促進產業結構轉型升級。一是優化監管政策。主要以綠色項目標準界定、業務考核、風險監督補償和司法保障為側重點，如建立綠色金融統計數據質量監督問責制度。加強司法監管，完善綠色金融主體司法服務及聯動保障機制。二是強化正向激勵政策。充分發揮財政貼息、風險補償、先進獎勵、稅收減免和專業化擔保等機制的作用，降低綠色融資成本，增強綠色金融發展動力。對綠色信貸等方面表現優異的地方法人金融機構、區域性金融機構和全國性金融機構的分支機構，給予一定政策傾斜。