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      金融發(fā)展影響中國能源消費(fèi)的門檻效應(yīng)分析

      2018-08-28 08:37陳志剛郭夏月
      中國人口·資源與環(huán)境 2018年6期
      關(guān)鍵詞:能源消費(fèi)金融發(fā)展

      陳志剛 郭夏月

      摘要 中國共產(chǎn)黨十八屆五中全會(huì)提出綠色發(fā)展理念,如何堅(jiān)持綠色發(fā)展理念,在保持經(jīng)濟(jì)中高速增長的同時(shí),維持能源的可持續(xù)利用是中國面臨的重大發(fā)展問題。在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí),金融發(fā)展對一國能源消費(fèi)也產(chǎn)生重要影響,在綠色發(fā)展中扮演了不可或缺的角色。本文考慮到金融發(fā)展與能源消費(fèi)的非線性關(guān)系,根據(jù)1997—2015年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),運(yùn)用門檻回歸模型實(shí)證考察不同經(jīng)濟(jì)增長水平下金融發(fā)展對中國能源消費(fèi)的不同影響,并檢驗(yàn)金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的渠道。研究表明:①金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間存在顯著的門檻效應(yīng),信貸規(guī)模與能源消費(fèi)之間存在顯著的雙門檻效應(yīng),證券市場融資規(guī)模、金融業(yè)競爭程度呈現(xiàn)為單門檻效應(yīng);②隨著經(jīng)濟(jì)增長水平的上升,信貸規(guī)模、金融業(yè)競爭程度與能源消費(fèi)之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,證券市場融資規(guī)模會(huì)降低能源消費(fèi)水平,F(xiàn)DI規(guī)模與能源消費(fèi)之間始終為正相關(guān);③從影響渠道看,在中高速增長及所有的增長階段,經(jīng)濟(jì)增長分別增強(qiáng)了信貸規(guī)模、金融業(yè)競爭程度對能源消費(fèi)的影響,但技術(shù)創(chuàng)新渠道并不暢通。研究最后建議,政府制定能源發(fā)展政策時(shí),加強(qiáng)金融政策與節(jié)能減排規(guī)劃的融合,政策著力點(diǎn)因地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異而有所不同,逐漸消除技術(shù)優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為綠色發(fā)展優(yōu)勢的障礙,加快建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì),為全球生態(tài)安全作出新貢獻(xiàn)。

      關(guān)鍵詞 金融發(fā)展;能源消費(fèi);門檻回歸模型;渠道分析

      中圖分類號 F832.1

      文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號 1002-2104(2018)06-0011-09DOI:10.12062/cpre.20171210

      改革開放以來,中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大的成就,但是高增長是建立在高消耗、高排放、高污染的基礎(chǔ)上。中國作為世界最大的能源消費(fèi)國,2015年能源消費(fèi)總量為43億t標(biāo)準(zhǔn)煤,占全球能源消費(fèi)總量的23%[1]。與此同時(shí),目前中國清潔能源、可再生能源開發(fā)利用還不充分,以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)也不容樂觀,巨大的煤炭消費(fèi)對資源環(huán)境帶來了嚴(yán)重的負(fù)面影響。金融發(fā)展可以促進(jìn)資本積累、投資效率、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,進(jìn)而影響一國或地區(qū)能源消費(fèi)的總量和結(jié)構(gòu)。然而,在學(xué)術(shù)研究層面,國內(nèi)外學(xué)者一直關(guān)注于經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易開放、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化等因素與能源消費(fèi)的關(guān)系,而忽視了金融發(fā)展這一重要因素[3-5]。關(guān)于金融發(fā)展與能源消費(fèi)的研究很少,并且少量的研究得出的結(jié)論也不盡相同。作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心,金融發(fā)展能否緩解能源消費(fèi)壓力?金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的具體渠道是什么?這些重要問題,值得我們進(jìn)行系統(tǒng)深入的研究。

      1 文獻(xiàn)綜述

      長期以來,對于能源消費(fèi)是如何決定的,國內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中在經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易開放、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化等因素對一國或地區(qū)能源消費(fèi)的影響。劉鳳朝和孫玉濤研究發(fā)現(xiàn),技術(shù)創(chuàng)新在提高能源效率、降低能源消費(fèi)密度、節(jié)約能源消費(fèi)的同時(shí),也改善了中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)[5]。丁建勛研究發(fā)現(xiàn),第二產(chǎn)業(yè)的增長提高了能源消費(fèi)增長率,而第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增長對能源消費(fèi)增長率卻沒有顯著影響[6]。王蕾和魏后凱研究表明,在全國層面,城鎮(zhèn)化、工業(yè)化對中國能源消費(fèi)的凈效應(yīng)為正,并且城鎮(zhèn)化的影響作用更加顯著;分區(qū)域來看,中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展面臨的能源消費(fèi)壓力最大[7]。

      近些年來,國內(nèi)外學(xué)者開始涉足金融發(fā)展與能源消費(fèi)的理論與實(shí)證研究。理論研究認(rèn)為,金融發(fā)展主要從經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新兩個(gè)渠道影響一國或地區(qū)的能源消費(fèi)。在經(jīng)濟(jì)增長渠道層面,金融發(fā)展通過企業(yè)生產(chǎn)擴(kuò)張、消費(fèi)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和環(huán)保意識(shí)行為變化,對一國的能源消費(fèi)總量與結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。第一,從企業(yè)角度來講,金融發(fā)展有利于企業(yè)新建生產(chǎn)線、購買大型設(shè)備、雇傭更多員工,擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模并開展更多的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng),從而增加能源消費(fèi)[8-9]。第二,從消費(fèi)者角度來講,金融發(fā)展能夠滿足消費(fèi)者對耐用消費(fèi)品的需求,刺激更多地購買汽車、房屋以及空調(diào)、冰箱等耗能消費(fèi)品,拉動(dòng)能源消費(fèi)[10]。第三,從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度來看,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,服務(wù)業(yè)比重上升,能源消費(fèi)逐漸由“粗放型”向“集約型”轉(zhuǎn)變[11]。第四,從人們的環(huán)保意識(shí)與行為角度來看,隨著收入水平和生活質(zhì)量的提升,環(huán)境意識(shí)越發(fā)強(qiáng)烈,節(jié)能減排和低碳出行深入人心,能源消費(fèi)也從單純的“數(shù)量”擴(kuò)張向“質(zhì)量”提升轉(zhuǎn)變[12]。

      在技術(shù)創(chuàng)新渠道層面,金融發(fā)展在促進(jìn)節(jié)能技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和能源結(jié)構(gòu)升級,從而影響一國或地區(qū)能源消費(fèi)的總量和結(jié)構(gòu)。首先,金融市場的繁榮能夠吸引高技術(shù)水平的外商投資,以及更多的R&D;投入,在促進(jìn)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí),也為本地企業(yè)提供技術(shù)改造和升級的機(jī)會(huì)和動(dòng)力,從而提高能源的使用效率和清潔能力,降低能源消費(fèi)[13-14]。其次,發(fā)達(dá)的金融市場可以為節(jié)能減排項(xiàng)目提供融資便利和激勵(lì),同時(shí),金融發(fā)展能有效緩解貸款者和借款者之間信息不對稱,提升投資項(xiàng)目的事前選擇和事后監(jiān)督的效率,使資本依賴較高的能源節(jié)約型產(chǎn)業(yè)能獲得更好的發(fā)展,從而引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和能源結(jié)構(gòu)的升級,促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展[15-16]。綜合來看,上述經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)創(chuàng)新兩種渠道,以及不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下經(jīng)濟(jì)增長渠道的作用方向并不一致,所以,金融發(fā)展對能源消費(fèi)的影響可能存在門檻效應(yīng)。

      實(shí)證研究方面,運(yùn)用1990—2006年20個(gè)新興市場國家的數(shù)據(jù),Sadorsky利用五種金融發(fā)展測度指標(biāo)、線性動(dòng)態(tài)面板模型以及GMM方法的研究發(fā)現(xiàn),以股票市值占GDP的比重、股票交易額占GDP的比重和股市周轉(zhuǎn)額作為金融發(fā)展的衡量指標(biāo)時(shí),金融發(fā)展與能源消費(fèi)間存在顯著正相關(guān)[10]。Shahbaz et al.使用ARDL邊界測度方法,研究發(fā)現(xiàn)在巴基斯坦金融發(fā)展對能源消費(fèi)有正向影響[17]。Islam et al.使用向量誤差修正模型(VECM)檢驗(yàn)了1971—2008年馬來西亞能源消費(fèi)與金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長、人口規(guī)模之間的因果關(guān)系,發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)在短期和長期都受到經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的影響[18]。孫浦陽等對1985—2007年全球55個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),金融發(fā)展的確會(huì)影響能源需求與消費(fèi),進(jìn)而影響能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)[19]。劉劍鋒利用ARDLECM模型研究發(fā)現(xiàn),金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間存在正向的長期均衡關(guān)系,并且能源消費(fèi)對金融發(fā)展的影響程度更大[20]。倪超軍和馬雪琴利用省際面板數(shù)據(jù),通過面板PVAR的實(shí)證方法研究發(fā)現(xiàn),我國金融發(fā)展與低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一致,金融發(fā)展對低碳經(jīng)濟(jì)的引導(dǎo)作用沒有發(fā)揮出來;技術(shù)創(chuàng)新尤其是碳技術(shù)的進(jìn)步,是我國節(jié)能減排的關(guān)鍵因素[21]。

      綜上所述,在金融發(fā)展影響能源消費(fèi)方面,國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了初步的探討,并獲得了一定的研究成果。但是,上述研究文獻(xiàn)一般為長期或短期動(dòng)態(tài)關(guān)系分析和線性模型回歸,很少考慮到兩者之間的非線性關(guān)系;并且,對于金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的渠道分析也不夠清晰。在國內(nèi)外學(xué)者研究基礎(chǔ)上,考慮到金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間可能存在非線性關(guān)系,本文運(yùn)用1997—2015年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),建立門檻回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)金融發(fā)展對能源消費(fèi)的影響程度和影響渠道。

      2 模型、變量和數(shù)據(jù)

      2.1 模型設(shè)定

      參照Chang Shuchen[22]的研究方法,本文首先構(gòu)建線性面板模型如下:

      (1)式中,Energyit為能源消費(fèi);FDit為核心解釋變量金融發(fā)展水平;xit為一系列控制變量包括經(jīng)濟(jì)增長水平、技術(shù)創(chuàng)新能力、貿(mào)易開放度、工業(yè)化程度和城鎮(zhèn)化水平;μi表示反映地區(qū)個(gè)體差異的固定效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

      考慮到可能存在的門檻效應(yīng),為了檢驗(yàn)在不同的經(jīng)濟(jì)增長水平下金融發(fā)展對能源消費(fèi)的影響是否存在差異,借鑒Hansen[23]的做法,以經(jīng)濟(jì)增長水平為門檻值,構(gòu)建金融發(fā)展對能源消費(fèi)影響的分段函數(shù)。本文先假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”,在模型(1)基礎(chǔ)上建立門檻回歸模型如下:

      2.2 變量選取和數(shù)據(jù)說明

      2.2.1 被解釋變量

      人均能源消費(fèi)(Energyit):各省份能源消費(fèi)總量與年末人口數(shù)之比。能源主要包括煤炭、石油、天然氣、一次電力及其他能源,消費(fèi)量以消耗標(biāo)準(zhǔn)煤的實(shí)物量核算,單位是萬t標(biāo)準(zhǔn)煤量?!吨袊茉唇y(tǒng)計(jì)年鑒》中缺少2000年、2001年和2002年寧夏的能源消費(fèi)數(shù)據(jù),以及2002年海南的能源消費(fèi)數(shù)據(jù),本文通過加權(quán)平均法將所缺數(shù)據(jù)補(bǔ)全。年末人口數(shù)據(jù)為當(dāng)年人口普查數(shù)據(jù)推算數(shù),2005年起各省份數(shù)據(jù)為常住人口口徑。

      2.2.2 解釋變量

      根據(jù)金融發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制以及數(shù)據(jù)的可獲性,本文從4個(gè)維度衡量金融發(fā)展水平。①信貸規(guī)模(FD1),指金融機(jī)構(gòu)信貸總量占GDP的比重,比重越大表明金融發(fā)展水平越高。長期以來中國以間接融資為主導(dǎo),該指標(biāo)能夠反映中國金融發(fā)展現(xiàn)狀,同時(shí)也是目前最常用的衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)。②證券市場融資規(guī)模(FD2),指證券市場融資總額占GDP的比重,證券市場融資總額為股票首發(fā)、定向增發(fā)、公開增發(fā)、配股、可轉(zhuǎn)債發(fā)行和債券發(fā)行總額,反映從證券市場視角衡量的金融發(fā)展水平。③金融業(yè)競爭指數(shù)(FD3),指樊綱等[24]編制的《中國市場化指數(shù)》中構(gòu)建的金融業(yè)競爭指數(shù),為非國有金融機(jī)構(gòu)吸收存款占全部金融機(jī)構(gòu)吸收存款的比重。金融業(yè)競爭程度越高,表示金融發(fā)展水平越高?!吨袊袌龌笖?shù)》只給出了1997—2009年中國各省份的金融業(yè)競爭指數(shù),因此本文采取平均增長率法補(bǔ)充了該指數(shù)2010—2015年的數(shù)據(jù)。④FDI規(guī)模(FD4),指外商直接投資額占GDP的比重,表示從國外融資視角衡量的金融發(fā)展水平。

      2.2.3 控制變量

      經(jīng)濟(jì)增長水平(GDP),本文以人均實(shí)際GDP為衡量指標(biāo)。技術(shù)創(chuàng)新能力(Innovation),以人均專利申請數(shù)為衡量指標(biāo)。貿(mào)易開放度(Open),以各省份進(jìn)出口總額與GDP的比值來表示。貿(mào)易開放一方面增加能源密集產(chǎn)品的出口,導(dǎo)致能源消費(fèi)增加;另一方面產(chǎn)生技術(shù)效應(yīng),提高能源使用效率,減少能源消費(fèi)。工業(yè)化程度(Industry),以工業(yè)部門增加值占GDP的比重為衡量指標(biāo)。工業(yè)部門增加值越多,說明工業(yè)化程度越高,能源消耗越多。城鎮(zhèn)化水平(Urban),以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤硎尽?/p>

      以上變量數(shù)據(jù)源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、中國人民銀行各省份官網(wǎng),以及iFinD和Wind數(shù)據(jù)庫。

      3 實(shí)證分析過程

      3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

      本文采用了1997—2015年中國省級面板數(shù)據(jù)(1997年以前重慶屬于四川省,沒有對應(yīng)數(shù)據(jù),因此數(shù)據(jù)起始年份為1997年),共包含30個(gè)省級行政單位(《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“地區(qū)能源平衡表(實(shí)物量)”公布了除西藏以外的各省份終端能源消費(fèi),因此樣本包括剔除西藏后的30個(gè)省份)。表1給出了模型中所有變量的定義和統(tǒng)計(jì)描述。

      3.2 單位根檢驗(yàn)

      為避免單一檢驗(yàn)的局限,本文使用了兩種單位根檢驗(yàn)方法:Levin、Lin and Chu檢驗(yàn)和Fisher檢驗(yàn)。原假設(shè)為存在單位根,利用LLC和Fisher檢驗(yàn)方法對所有變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,除FD4、Open、Industry三個(gè)變量外,其余的原變量均存在單位根,即為不平穩(wěn)序列。對所有變量取自然對數(shù)形式,再進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果顯示大部分變量通過了檢驗(yàn),為平穩(wěn)序列,只有FD2和Innovation兩個(gè)變量仍存在單位根。為了增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,減少異方差,本文所有的變量均取對數(shù)形式。

      此外,考慮到相關(guān)變量之間的共線性問題,本文對解釋變量進(jìn)行了容忍度和逐步回歸檢驗(yàn),結(jié)果顯示方差膨脹因子VIF(容忍度的倒數(shù))均在1到10之間,逐步回歸后也沒有自變量被刪除,因此,我們認(rèn)為多重共線性問題并不存在。

      3.3 實(shí)證結(jié)果分析

      3.3.1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)與門檻值估計(jì)

      首先需要對門檻效應(yīng)的存在性進(jìn)行檢驗(yàn),并確定門檻的個(gè)數(shù)以及模型的具體形式。對模型(2)而言,門檻效應(yīng)的原假設(shè)為:H0:A1=A2,若原假設(shè)成立,表明不存在門檻效應(yīng);如果拒絕原假設(shè),則存在單門檻效應(yīng)。在單門檻基礎(chǔ)上進(jìn)行雙重門檻顯著性和置信區(qū)間檢驗(yàn),若未通過檢驗(yàn),則接受單門檻假設(shè);若通過,則存在雙重門檻效應(yīng),以此類推。本文以金融發(fā)展為門檻變量,經(jīng)濟(jì)增長水平為門檻值,經(jīng)過300次bootstrap自抽樣得到具體的F統(tǒng)計(jì)量(見表2)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),信貸規(guī)模(FD1)作為金融發(fā)展指標(biāo)時(shí),單重、雙重門檻檢驗(yàn)顯著,三重門檻沒有通過檢驗(yàn),因此采用雙重門檻模型,兩個(gè)門檻值分別為人均GDP處于1.450 6和5.924 8水平;證券市場融資規(guī)模(FD2)、金融業(yè)競爭指數(shù)(FD3)作為金融發(fā)展指標(biāo)時(shí),只有單門檻分別在10%、5%顯著水平上通過檢驗(yàn),說明FD2、FD3對能源消費(fèi)存在單門檻效應(yīng),門檻值分別為1.465 5和4.737 7;金融發(fā)展指標(biāo)為FDI規(guī)模(FD4)時(shí),單重、雙重、三重門檻檢驗(yàn)均不顯著,因此不存在門檻效應(yīng)。

      3.3.2 估計(jì)結(jié)果分析

      表3給出了運(yùn)用基準(zhǔn)模型和門檻效應(yīng)模型估計(jì)的結(jié)果,其中模型(1)、(2)、(3)、(4)的解釋變量是分別用信貸規(guī)模(FD1)、證券市場融資規(guī)模(FD2)、金融業(yè)競爭(FD3)和FDI規(guī)模(FD4)來衡量的金融發(fā)展水平。

      首先在基準(zhǔn)模型(即(1)式)中,使用固定效應(yīng)回歸方法,表3第1行結(jié)果顯示,模型(1)、(2)、(3)中,只有FD1作為解釋變量時(shí),估計(jì)參數(shù)在10%水平下顯著,其余兩個(gè)衡量指標(biāo)FD2、FD3的系數(shù)均不顯著,說明簡單的線性模型并不能準(zhǔn)確檢驗(yàn)金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。

      運(yùn)用門檻效應(yīng)模型(即(2)式)的估計(jì)結(jié)果顯示,第1列模型(1)中,信貸規(guī)模與能源消費(fèi)之間存在倒U型關(guān)系,并且信貸規(guī)模對能源消費(fèi)有明顯的“階梯特征”,即當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長水平較低(人均GDP低于門檻值1.450 6萬元)時(shí),信貸規(guī)模對能源消費(fèi)存在一定增強(qiáng)作用,并且信貸規(guī)模每增加1%,能源消費(fèi)增加0.213 7%;當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長水平超過第一門檻值時(shí)(人均GDP處于1.450 6萬~5.924 8萬元之間),信貸規(guī)模對能源消費(fèi)的作用效果不明顯;當(dāng)經(jīng)濟(jì)

      增長水平超過第二門檻值(人均GDP大于5.924 8萬元),信貸規(guī)模對能源消費(fèi)呈現(xiàn)減弱作用,且減弱作用更大,減弱作用影響系數(shù)(-0.355 4)是之前增強(qiáng)系數(shù)(0.213 7)的1.7倍。第2列模型(2)中,當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長水平較低時(shí)(人均GDP低于門檻值1.465 5萬元),證券市場較不發(fā)達(dá),證券市場融資規(guī)模對能源消費(fèi)影響為負(fù)(-0.006 6)但并不顯著;隨著經(jīng)濟(jì)增長水平的上升,證券市場不斷成熟,證券市場融資規(guī)模擴(kuò)張顯著降低了能源消費(fèi),呈現(xiàn)出顯著的逐漸加強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)(-0.028 1)。第3列模型(3)中,金融業(yè)競爭與能源消費(fèi)之間的關(guān)系與模型(1)類似,兩者之間存在明顯倒U型關(guān)系。隨著經(jīng)濟(jì)增長水平的提高,金融業(yè)競爭也不斷加劇,對能源消費(fèi)呈現(xiàn)出先增強(qiáng)(0.142 6)后減弱(-0.092 0)的影響,但減弱作用相對較弱。第4列模型(4)中,F(xiàn)DI規(guī)模與能源消費(fèi)之間始終高度正相關(guān),且外商直接投資每增加1%,能源消費(fèi)相應(yīng)提升0.017 4%,F(xiàn)DI規(guī)模顯著增強(qiáng)了能源消費(fèi)??傮w來看,經(jīng)濟(jì)增長水平較高時(shí),金融發(fā)展會(huì)降低能源消費(fèi),綠色金融效果顯著。此外,模型(1)和(3)均呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系,這可能是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展影響能源消費(fèi)存在經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新渠道,兩種渠道以及經(jīng)濟(jì)增長渠道的不同階段產(chǎn)生不同的影響,進(jìn)而使金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

      控制變量中,上述4個(gè)模型經(jīng)濟(jì)增長水平系數(shù)在1%的水平都顯著為正,也就是,在保持其他條件不變的情況下,經(jīng)濟(jì)增長刺激了能源消費(fèi)。技術(shù)創(chuàng)新對應(yīng)的系數(shù)都為負(fù),且均在1%的水平上顯著,說明了技術(shù)創(chuàng)新能力的提高有利于減少能源消費(fèi)。貿(mào)易開放度均沒有通過顯著性檢驗(yàn),對能源消費(fèi)影響不大,工業(yè)化程度和城鎮(zhèn)化水平均顯著增強(qiáng)了能源消費(fèi)。

      3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

      考慮到內(nèi)生性問題,如果金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間存在雙向因果關(guān)系,上述門檻模型估計(jì)就會(huì)失去一致性和無偏性。對于內(nèi)生性問題,Arellano and Bond最早提出了采用水平值的滯后項(xiàng)作為工具變量的一階差分GMM估計(jì)法[25],其后Arellano and Bover、Blundell and Bond又提出了系統(tǒng)GMM估計(jì)法[26-27],即將內(nèi)生變量的差分滯后項(xiàng)作為水平值的工具變量,在很大程度上解決了一階差分GMM估計(jì)中的弱工具變量問題。此外,相較于一步法系統(tǒng)GMM,兩步法(twostep)估計(jì)能更好地消除自相關(guān)和異方差的干擾。所以,本文最終采用系統(tǒng)GMM方法,進(jìn)行二步法估計(jì),在解決內(nèi)生性問題的同時(shí),也檢驗(yàn)了門檻模型實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性。

      檢驗(yàn)結(jié)果顯示,在5%的顯著性水平下,AR(1)、AR(2)的統(tǒng)計(jì)量表明殘差項(xiàng)的差分存在一階序列相關(guān),但不存在二階序列相關(guān)性,說明模型設(shè)定可取。Sargan檢驗(yàn)值不能拒絕工具變量有效的原假設(shè),說明系統(tǒng)GMM估計(jì)中工具變量是有效的。與門檻模型估計(jì)相比,模型中的核心解釋變量FD1、FD2、FD3均不顯著,而控制變量系數(shù)符號和顯著性偏差并不大,驗(yàn)證了金融發(fā)展對能源消費(fèi)存在非線性關(guān)系,而不是簡單的線性關(guān)系。此外,在影響渠道分析中,分樣本處理后,低、中、高經(jīng)濟(jì)增長水平對應(yīng)的各門檻區(qū)間金融發(fā)展的估計(jì)系數(shù),與門檻模型估計(jì)中各階段較為吻合,也進(jìn)一步說明了金融發(fā)展與能源消費(fèi)的非線性關(guān)系結(jié)論是穩(wěn)健的。

      4 影響渠道分析

      4.1 模型與方法

      因?yàn)镕DI規(guī)模作為解釋變量時(shí)不存在門檻效應(yīng),本文剔除FDI規(guī)模(FD4),保留其余三個(gè)金融發(fā)展指標(biāo):信貸規(guī)模(FD1)、證券市場融資規(guī)模(FD2)和金融業(yè)競爭(FD3),進(jìn)一步考察金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新渠道。

      基于前面的門檻模型實(shí)證結(jié)果,F(xiàn)D1作為解釋變量時(shí)是雙重門檻模型,將樣本分為三個(gè)階段:人均GDP低于第一門檻值(qit≤γ1)時(shí)為低經(jīng)濟(jì)增長水平階段,介于第一門檻值和第二門檻值之間(γ1

      在線性模型的基礎(chǔ)上,本文引入交互項(xiàng)的方法,在經(jīng)濟(jì)增長為低水平、中等水平、高水平三個(gè)階段分別引入金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(FDit×GDPit)和金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新(FDit×Innovationit)的交互項(xiàng)。引入交互項(xiàng)的模型為:

      前述控制變量外,還包括FDI規(guī)模,其余變量同上。

      分階段之后的樣本數(shù)減少、變量數(shù)據(jù)關(guān)聯(lián)度增加,為有效解決變量數(shù)據(jù)之間異方差和序列相關(guān)的問題,本文采取可行性廣義最小二乘估計(jì)(FGLS)方法。

      4.2 估計(jì)結(jié)果分析

      將估計(jì)結(jié)果分三個(gè)階段(低經(jīng)濟(jì)增長水平、中等經(jīng)濟(jì)增長水平、高經(jīng)濟(jì)增長水平)展現(xiàn),依次得到表5、表6、表7,其中,模型(1)、(3)、(5)不加入交互項(xiàng)。總體來看,各個(gè)階段不加入交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果與表3的結(jié)果比較吻合,進(jìn)一步印證了金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間存在門檻效應(yīng)。

      如表5所示,當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于低增長水平,即人均GDP低于第一門檻值(qit≤γ1)時(shí),對比加入和不加入交互項(xiàng)的模型,F(xiàn)D1、FD3系數(shù)的符號沒有變化,始終顯著為正,說明低增長水平下信貸規(guī)模和金融業(yè)競爭程度會(huì)加大能源消費(fèi),而FD2的系數(shù)始終不顯著,影響程度不明顯。對于經(jīng)濟(jì)增長渠道,(2)、(4)、(6)模型中,F(xiàn)D3作為解釋變量時(shí)交互項(xiàng)(FDit×GDP)顯著為正,并且FD3的系數(shù)從0.034 5變?yōu)?.101 2,正效應(yīng)變化較大,說明經(jīng)濟(jì)增長渠道暢通并且效果顯著,經(jīng)濟(jì)增長能夠增強(qiáng)金融發(fā)展(金融業(yè)競爭)對能源消費(fèi)的刺激作用,與本文預(yù)期的結(jié)果相符。對于技術(shù)創(chuàng)新渠道,模型(2)、(4)、(6)中,交互項(xiàng)(FDit×Innovation)均不顯著,說明金融發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新的交互作用效果并不明顯。從Innovation的系數(shù)來看,技術(shù)創(chuàng)新對能源消費(fèi)均有減弱效應(yīng);但是,并未觀測到金融發(fā)展通過技術(shù)創(chuàng)新減少能源消費(fèi)的渠道作用。

      當(dāng)處于中等經(jīng)濟(jì)增長水平時(shí),即人均GDP介于第一門檻值和第二門檻值之間(γ1

      表7列示了高經(jīng)濟(jì)增長水平階段,即人均GDP高于第一或二門檻值(qit≥γ1或γ2)的結(jié)果。對于經(jīng)濟(jì)增長渠道,結(jié)合模型(2)和(6)的結(jié)果看,金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù),由此可知信貸規(guī)模、金融業(yè)競爭程度和經(jīng)濟(jì)增長的交互作用會(huì)降低能源消費(fèi)。進(jìn)一步,將樣本中人均GDP的均值帶入到模型(2)、(6),與FDit系數(shù)進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn),F(xiàn)D1、FD3的綜合影響為負(fù)。模型(4)中,交互項(xiàng)(FDit×GDP)不顯著,可能因?yàn)橹袊g接融資為主導(dǎo)的格局,證券市場融資規(guī)模通過經(jīng)濟(jì)增長影響能源消費(fèi)的效果較弱,很難觀測到其影響。在模型(2)、(4)、(6)中,技術(shù)創(chuàng)新渠道始終沒有通過顯著性檢驗(yàn),并不暢通。值得注意的是,模型(1)中GDP的系數(shù)顯著為負(fù),這可能歸因于近些年中國,尤其是東部發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,以及人們的節(jié)能減排意識(shí)與行為明顯增強(qiáng)。

      總體來看,針對不同經(jīng)濟(jì)增長階段,以及不同金融發(fā)展指標(biāo),金融發(fā)展影響中國能源消費(fèi)的渠道實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果存在明顯的差異。①經(jīng)濟(jì)增長渠道:信貸規(guī)模(FD1)作為解釋變量時(shí),在中、高經(jīng)濟(jì)增長水平下經(jīng)濟(jì)增長增強(qiáng)了金融發(fā)展對能源消費(fèi)的影響,使得正向促進(jìn)效果更強(qiáng),負(fù)向抑制效果也更強(qiáng)。在所有階段,證券市場融資規(guī)模(FD2)對能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長渠道均未得到有效證據(jù)。在所有階段,金融業(yè)競爭程度(FD3)的經(jīng)濟(jì)增長渠道均比較暢通,經(jīng)濟(jì)增長增強(qiáng)了金融發(fā)展對能源消費(fèi)的影響。②技術(shù)創(chuàng)新渠道:對所有階段和各種金融發(fā)展指標(biāo),技術(shù)創(chuàng)新渠道都沒有得到驗(yàn)證,換言之,金融發(fā)展通過技術(shù)創(chuàng)新對能源消費(fèi)作用的渠道不暢。

      5 結(jié)論和政策建議

      從信貸規(guī)模、證券市場融資規(guī)模、金融業(yè)競爭、FDI規(guī)模4個(gè)維度來衡量金融發(fā)展水平,本文運(yùn)用門檻回歸模型和1997—2015年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),實(shí)證考察不同經(jīng)濟(jì)增長水平下,金融發(fā)展對能源消費(fèi)的不同影響;在此基礎(chǔ)上,引入交互項(xiàng)檢驗(yàn)了金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新渠道。本文研究得到如下結(jié)論,并引申相應(yīng)的政策含義。

      首先,金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間的門檻效應(yīng)顯著,信貸規(guī)模為解釋變量時(shí)存在雙門檻效應(yīng),證券市場融資規(guī)模、金融業(yè)競爭程度為解釋變量時(shí)則為單門檻效應(yīng)。建議政府在制定政策時(shí)應(yīng)盡量根據(jù)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長水平、金融發(fā)展和能源消費(fèi)狀況,實(shí)施差異化的金融發(fā)展與能源發(fā)展戰(zhàn)略,實(shí)現(xiàn)金融發(fā)展與節(jié)能減排激勵(lì)相容,充分發(fā)揮綠色金融的作用。

      其次,信貸規(guī)模(FD1)、金融業(yè)競爭(FD3)與能源消費(fèi)之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,即隨著經(jīng)濟(jì)增長水平的提高,金融發(fā)展對能源消費(fèi)產(chǎn)生先增強(qiáng)后減弱的作用;在經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于低水平時(shí),證券市場融資規(guī)模(FD2)的抑制作用不甚顯著,經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于高水平時(shí),能顯著降低能源消費(fèi)水平;FDI規(guī)模(FD4)與能源消費(fèi)之間不存在門檻效應(yīng)。總體來看,只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對發(fā)達(dá)時(shí),金融發(fā)展緩解能源消費(fèi)壓力的作用才開始凸顯。進(jìn)一步,比較各金融發(fā)展指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)增長水平門檻值,信貸規(guī)模降低能源消費(fèi)的門檻較高,證券市場融資規(guī)模較低。所以,處于不同經(jīng)濟(jì)增長水平的省份,政策著力點(diǎn)要有所不同。東部發(fā)達(dá)省份需要制定信貸政策推動(dòng)銀行信貸向綠色經(jīng)濟(jì)和低碳經(jīng)濟(jì)傾斜,明確綠色債權(quán)在全部債權(quán)中具有優(yōu)先受償權(quán),為綠色融資設(shè)定更低的風(fēng)險(xiǎn)權(quán)重等。中部、西部落后省份應(yīng)提高直接融資比重,建立統(tǒng)一規(guī)范的多層次綠色資本市場,充分發(fā)揮證券市場配置資源的作用,滿足企業(yè)的多元綠色投融資需求。

      最后,從金融發(fā)展影響能源消費(fèi)的渠道看,經(jīng)濟(jì)增長增強(qiáng)了信貸規(guī)模和金融業(yè)競爭程度對能源消費(fèi)的影響,經(jīng)濟(jì)增長渠道發(fā)揮了重要作用,而技術(shù)創(chuàng)新渠道并沒有得到有效證據(jù)。這就需要從制度上為技術(shù)創(chuàng)新渠道的暢通創(chuàng)造條件,逐漸消除技術(shù)優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為綠色發(fā)展優(yōu)勢的障礙,完善科技創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制和信貸支持政策,大力促進(jìn)商業(yè)銀行技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目融資,積極支持創(chuàng)新企業(yè)股票上市,引導(dǎo)資金流向節(jié)約能源技術(shù)開發(fā)和生態(tài)環(huán)境保護(hù)產(chǎn)業(yè),使金融發(fā)展通過技術(shù)創(chuàng)新渠道發(fā)揮減少能源消費(fèi)的作用。此外,結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,運(yùn)用信貸和金融政策加大過剩產(chǎn)能的淘汰力度,嚴(yán)格執(zhí)行環(huán)保限產(chǎn),促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu),加快建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì),推進(jìn)美麗中國建設(shè)。

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