文/張瑩瑩（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，遼寧大連 116000）

一、引言

《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃綱要》明確指出，要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提倡綠色發(fā)展。2019年，黨的十九屆四中全會(huì)提出建立最嚴(yán)格的環(huán)保制度，以提高綠色發(fā)展水平，體現(xiàn)了中國(guó)走綠色、低碳、可持續(xù)發(fā)展道路的決心。綠色發(fā)展本質(zhì)上就是促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）的增長(zhǎng)，但與綠色全要素生產(chǎn)率相關(guān)的項(xiàng)目具有周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高和信息不對(duì)稱(chēng)等特點(diǎn)，普遍面臨著融資約束的問(wèn)題。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，具有流動(dòng)性供給、分散風(fēng)險(xiǎn)等功能，可以改善綠色項(xiàng)目中的融資難問(wèn)題，引導(dǎo)資源向綠色發(fā)展行業(yè)聚集。①J.Greenwood and B.Jovanovic，“Financial Development，Growth，and the Distribution of Income，”Journal of Political Economy，Vol.98，No.5，1990，pp.1076-1107.那么，金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制是什么呢？Schumpeter J.A.的創(chuàng)新理論指出，金融體系功能的發(fā)揮可以評(píng)估企業(yè)家的創(chuàng)新行為，從而為創(chuàng)新項(xiàng)目提供研發(fā)投入（R&D投入）。金融體系能克服信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，可以有效地篩選項(xiàng)目，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，從而支持優(yōu)質(zhì)項(xiàng)目進(jìn)行融資和再融資。②Schumpeter J.A.，Capitalism，Socialism and Democracy，Routledge，1994.③Haizhou Huang and Chenggang Xu，“Soft Budget Constraint and the Optimal Choices of Research and Development Projects Financing，”Journal of Comparative Economics，Vol.26，No.1，1998，pp.62-79.金融發(fā)展可以增加R&D投入，為創(chuàng)新活動(dòng)提供資金并提高綠色創(chuàng)新成功率，進(jìn)而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。因此，R&D投入在金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間扮演了重要角色。金融發(fā)展是金融系統(tǒng)內(nèi)各個(gè)組成要素在規(guī)模、效率和結(jié)構(gòu)等三個(gè)維度的動(dòng)態(tài)變動(dòng)過(guò)程。④Suleiman Abu-Bader and Aamer S.Abu-Qarn，“Financial Development and Economic Growth：Empirical Evidence from Six MENA Countries，”Review of Development Economics，Vol.12，No.4，2008，pp.803-817.不同維度的金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不同，R&D投入在不同維度的金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間是否發(fā)揮中介效應(yīng)也有待檢驗(yàn)。因此，本文將R&D投入作為中介變量，分析不同維度的金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，并進(jìn)一步探討在不同金融發(fā)展水平下其中介效應(yīng)是否存在異質(zhì)性。

二、相關(guān)理論與文獻(xiàn)綜述

（一）金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率

根據(jù)金融功能理論，在金融系統(tǒng)支持下的技術(shù)創(chuàng)新具有同知識(shí)一樣的顯著正外部性，可以幫助資本實(shí)現(xiàn)邊際報(bào)酬遞增，金融體系越完善，生產(chǎn)率水平就越高。⑤R.G.King and R.Levine，“Finance，Entrepreneurship and Growth，”Journal of Monetary Economics，Vol.32，No.3，1993，pp.513-542.在熊彼特增長(zhǎng)模型中，金融發(fā)展可以解決融資約束問(wèn)題，決定項(xiàng)目的成功率，并最終對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率起作用。由于信貸約束的存在，綠色全要素生產(chǎn)率的收斂路徑受到金融發(fā)展水平的影響。該路徑為：GTFPt+1=F（GTFPt）=min{F1（t），F(xiàn)2（t），F(xiàn)3（t），F(xiàn)（t）}。其中，F(xiàn)1（t）為金融發(fā)展水平高時(shí)的生產(chǎn)率函數(shù)，F(xiàn)2（t）為金融發(fā)展水平中等時(shí)的生產(chǎn)率函數(shù)，F(xiàn)3（t）為金融發(fā)展水平低時(shí)的生產(chǎn)率函數(shù)，F(xiàn)（t）為世界前沿的生產(chǎn)率函數(shù)。綠色全要素生產(chǎn)率的收斂路徑如圖1所示，圖中a和b分別為不同金融發(fā)展水平下綠色全要素生產(chǎn)率的均衡值。當(dāng)金融發(fā)展水平足夠高時(shí)，綠色全要素生產(chǎn)率不斷提高并最終收斂于完全信貸市場(chǎng)的均衡狀態(tài)b，此時(shí)金融發(fā)展水平的繼續(xù)提高不會(huì)改變綠色全要素生產(chǎn)率；當(dāng)金融發(fā)展水平為中等時(shí)，如果沒(méi)有達(dá)到均衡狀態(tài)a，它可以促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率，超過(guò)均衡狀態(tài)a后將抑制綠色全要素生產(chǎn)率，但是隨著金融發(fā)展水平的提高，a的值將變大，并向均衡狀態(tài)b靠近，金融發(fā)展水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)為不確定性；當(dāng)金融發(fā)展水平低時(shí)，它會(huì)抑制綠色全要素生產(chǎn)率，此時(shí)只有提高金融發(fā)展水平才能促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率。由此可見(jiàn)，不同的金融發(fā)展水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性。

圖1 不同金融發(fā)展水平下綠色全要素生產(chǎn)率的收斂過(guò)程及最終均衡狀態(tài)

（二）金融發(fā)展與R&D投入

金融發(fā)展具有流動(dòng)性供給功能，可以為技術(shù)創(chuàng)新提供長(zhǎng)期的資金支持。①Tadesse S.A.，“Innovation，Information，and Financial Architecture，”Journal of Financial and Quantitative Analysis，Vol.41，No.4，2006，pp.753-786.金融發(fā)展可以通過(guò)解決信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，使投資者獲得更多的投資和融資信息，從而增加R&D投入。因此，金融發(fā)展對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)非常重要，較高的金融發(fā)展水平能提供足夠的研發(fā)資金。②Philippe Aghion，Nick Bloom，Richard Blundell，Rachel Griffith and Peter Howitt，“Competition and Innovation：An Inverted-U Relationship，”The Quarterly Journal of Economics，Vol.120，No.2，2005.

隨著金融規(guī)模的擴(kuò)大，以銀行為代表的金融體系可以解決信息不對(duì)稱(chēng)的問(wèn)題，為創(chuàng)新項(xiàng)目提供資金支持。③R.G.King and R.Levine，“Finance，Entrepreneurship and Growth，”Journal of Monetary Economics，Vol.32，No.3，1993，pp.513-542.但是研究發(fā)現(xiàn)，除國(guó)有企業(yè)外，銀行信貸對(duì)R&D投入有負(fù)面影響。④張杰、周曉艷、鄭文平、盧哲：《要素市場(chǎng)扭曲是否激發(fā)了中國(guó)企業(yè)出口》，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第8期。金融效率的提高增強(qiáng)了銀行承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿，從而提高了創(chuàng)新活動(dòng)的質(zhì)量。⑤Mario Daniele Amore，Cédric Schneider and Alminas Zaldokas，“Credit Supply and Corporate Innovation，”Journal of Financial Economics，Vol.109，No.3，2013，pp.835-855.金融效率的提高使融資更容易，會(huì)得到更多的長(zhǎng)期R&D投入。⑥James R.Brown，Gustav Martinsson and Bruce C.Petersen，“Law，Stock Markets and Innovation，”Journal of Finance，Vol.68，No.4，2013，pp.1517-1549.但是一些學(xué)者利用中國(guó)2009—2011年上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融市場(chǎng)中銀行的效率與R&D投入之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。①Z.Jin，L.Wang and S.Wang，“Financial Development and Economic Growth：Recent Evidence from China，”Journal of Comparative Economics，Vol.40，No.3，2012，pp.393-412.不同的金融結(jié)構(gòu)對(duì)R&D投入的影響是不一致的。②Michelle Putnam，Michael Sherraden，Shirley L.Porterfield，et al.，“Building Financial Bridges to Economic Development and Community Integration，”Journal of Social Work in Disability & Rehabilitation，Vol.4，No.3，2005，pp.61-86.在支持技術(shù)創(chuàng)新方面，市場(chǎng)主導(dǎo)型金融體系優(yōu)于銀行主導(dǎo)型的金融體系，市場(chǎng)主導(dǎo)的金融市場(chǎng)在促進(jìn)R&D投入方面的作用更強(qiáng)。③James R.Brown，Gustav Martinsson and Bruce C.Petersen，“Law，Stock Markets and Innovation，”Journal of Finance，Vol.68，No.4，2013，pp.1517-1549.但是中國(guó)當(dāng)前的金融結(jié)構(gòu)尚未真正成為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資的有效渠道。④孫曉華、王昀、鄭輝：《R&D溢出對(duì)中國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響——基于產(chǎn)業(yè)間、國(guó)際貿(mào)易和FDI三種溢出渠道的實(shí)證檢驗(yàn)》，《南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究》2012年第5期。由此可見(jiàn)，不同維度的金融發(fā)展在促進(jìn)R&D投入方面的作用方向并不一致。

（三）R&D投入與綠色全要素生產(chǎn)率

根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，R&D投入所帶來(lái)的技術(shù)和知識(shí)增量是技術(shù)更新的主要?jiǎng)恿Γ瑢?duì)生產(chǎn)率有著正向的促進(jìn)作用。⑤何玉梅、羅巧：《環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)全要素生產(chǎn)率——對(duì)“強(qiáng)波特假說(shuō)”的再檢驗(yàn)》，《軟科學(xué)》2018年第4期。用R&D投入的資金購(gòu)買(mǎi)生產(chǎn)技術(shù)設(shè)備、聘請(qǐng)人才等，為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供條件，從而提高綠色全要素生產(chǎn)率。R&D投入可以起到激勵(lì)的作用，增加創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化成功率，提高綠色技術(shù)水平，從而提高綠色全要素生產(chǎn)率。R&D投入的提高可以增加知識(shí)儲(chǔ)備，而人才和知識(shí)是提高綠色技術(shù)生產(chǎn)力的中堅(jiān)力量，也是進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的基礎(chǔ)，有助于提高綠色全要素生產(chǎn)率。R&D投入可以提高資源配置效率，不僅有利于資源在綠色生產(chǎn)部門(mén)內(nèi)部流動(dòng)，也有利于資源從低效率部門(mén)轉(zhuǎn)移到高效率部門(mén)，從而提高整個(gè)社會(huì)的綠色全要素生產(chǎn)率。

現(xiàn)有研究中，大部分學(xué)者認(rèn)為R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向的促進(jìn)作用。有學(xué)者采用經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國(guó)家樣本數(shù)據(jù)，證實(shí)了R&D投入強(qiáng)度越大，生產(chǎn)率越高。⑥Zachariadis M.，“R&D—induced Growth in The OECD？”Review of Development Economics，No.3，2004.R&D投入是提高生產(chǎn)率的重要因素。⑦吳延兵：《自主研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)與生產(chǎn)率——基于中國(guó)地區(qū)工業(yè)的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2008年第8期。⑧王玲、Adam Szirmai：《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)投入與生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2008年第2期。R&D投入對(duì)促進(jìn)中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，尤其是對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。⑨馮志軍、陳偉、楊朝均：《環(huán)境規(guī)制差異、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2017年第8期。一些學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在不考慮環(huán)境規(guī)制的情況下，R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的正向作用；在考慮環(huán)境規(guī)制的情況下，R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。⑩袁寶龍、李?。骸董h(huán)境規(guī)制政策下創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)中國(guó)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2018年第5期。一些學(xué)者認(rèn)為，R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率尤其是對(duì)高技術(shù)制造業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，而對(duì)低技術(shù)制造業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率影響不大。①師博、姚峰、李輝：《創(chuàng)新投入、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率》，《人文雜志》2018年第1期。②陳瑤：《中國(guó)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展效率評(píng)估——基于R&D投入視角》，《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2018年第12期。③袁茜：《創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)中國(guó)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究》，東南大學(xué)博士學(xué)位論文，2021年。但是從中國(guó)的實(shí)際情況來(lái)看，當(dāng)前R&D投入規(guī)模逐年加大，卻并沒(méi)有使要素生產(chǎn)率和創(chuàng)新效率得到快速提高。因?yàn)镽&D投入具有高風(fēng)險(xiǎn)性，投資回報(bào)率是不可控的，所以R&D投入并不是越多越有利。如果是低效的R&D投入，就會(huì)造成資源浪費(fèi)和環(huán)境污染，降低社會(huì)整體的綠色全要素生產(chǎn)率。一些學(xué)者就發(fā)現(xiàn)，R&D投入沒(méi)有促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，反而抑制了其增長(zhǎng)。④唐未兵、傅元海、王展祥：《技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)引進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變》，《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第7期。由此可見(jiàn)，R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

綜上所述，不同維度的金融發(fā)展都會(huì)對(duì)R&D投入產(chǎn)生影響，同時(shí)R&D投入也會(huì)影響綠色全要素生產(chǎn)率。據(jù)此，本文認(rèn)為金融發(fā)展、R&D投入和綠色全要素生產(chǎn)率之間存在“金融發(fā)展→R&D投入→綠色全要素生產(chǎn)率”傳導(dǎo)機(jī)制，具體的研究模型如圖2所示。

圖2 金融發(fā)展、R&D投入與綠色全要素生產(chǎn)率的研究模型

本文有3個(gè)創(chuàng)新點(diǎn)：本文將金融發(fā)展、R&D投入和綠色全要素生產(chǎn)率放在統(tǒng)一的分析框架中探討三者之間的關(guān)系，可以補(bǔ)充現(xiàn)有研究，豐富文獻(xiàn)成果；本文在指標(biāo)刻畫(huà)上，從規(guī)模、效率和結(jié)構(gòu)等三個(gè)維度分析金融發(fā)展，基本涵蓋金融發(fā)展的主要要素，并利用SBM-GML方法測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率，比已有的文獻(xiàn)更全面，使測(cè)算結(jié)果更準(zhǔn)確；綠色發(fā)展是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的必然選擇。本文的研究符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展事實(shí)，可以為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供有益借鑒。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

參考已有的文獻(xiàn)⑤溫忠麟、葉寶娟：《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》，《心理科學(xué)進(jìn)展》2014年第5期。，本文采用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)在不同維度金融發(fā)展下，R&D投入的中介效應(yīng)，構(gòu)建遞歸方程：

其中，方程（1）、（2）和（3）的下標(biāo)i為省份標(biāo)識(shí)，i=1，2，…，N；t為年份標(biāo)識(shí)，t=1，2，…，T；GTFPit表示綠色全要素生產(chǎn)率；GTFPit-1表示滯后一期的綠色全要素生產(chǎn)率；RDit表示創(chuàng)新投入；FDit={FDSit，F(xiàn)DEit，F(xiàn)DStrit}，F(xiàn)DSit表示金融規(guī)模，F(xiàn)DEit表示金融效率，F(xiàn)DStrit表示金融結(jié)構(gòu)；Zit為控制變量的集合。待估參數(shù)α2反映不同維度金融發(fā)展指標(biāo)FDit對(duì)GTFPit影響的總效應(yīng)。待估參數(shù)β1反映FDit對(duì)RDit的影響。待估參數(shù)λ3用以識(shí)別FDit通過(guò)RDit影響GTFPit的中介效應(yīng)。α0、β0、λ0均為常數(shù)項(xiàng)，γi代表個(gè)體效應(yīng)，ηt代表時(shí)間效應(yīng)，μit為殘差項(xiàng)。在模型的估計(jì)上，由于變量存在慣性，上期值會(huì)對(duì)當(dāng)期值產(chǎn)生影響。因此，本文參考已有的文獻(xiàn)①馬勇、陳雨露：《金融杠桿、杠桿波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2017年第6期。，采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)上述方程進(jìn)行估計(jì)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

本文采用2011—2019年中國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)（未統(tǒng)計(jì)西藏自治區(qū)、臺(tái)灣省、香港特別行政區(qū)、澳門(mén)特別行政區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）

參考已有的文獻(xiàn)②Tone Kaoru，Toloo Mehdi and I.Mohammad，“A Modified Slacks-Based Measure of Efficiency in Data Envelopment Analysis，”European Journal of Operation Research，Vol.130，No.3，2001，pp.498-509.③Dong-hyun Oh，“Global Malmquist-Luenberger Productivity Index，”Journal of Productivity Analysis，Vol.34，No.3，2010，pp.183-197.，本文采用SBM-GML方法測(cè)算中國(guó)有關(guān)省份的綠色全要素生產(chǎn)率。將第i個(gè)省份視為生產(chǎn)決策單元DMUi，使用j種要素投入x=（x1，x2，…，xj）∈Rj+，得到m種期望產(chǎn)出y=（y1，y2，…，ym）∈Rm+和n種非期望產(chǎn)出b=（b1，b2，…，bn）∈Rn+，則DMUi在t時(shí)期的生產(chǎn)可能性集P（x）=（xit，yit，bit）。

SBM模型表示為：

其中，（gx，gy，gb）為方向向量，表示投入減少、期望產(chǎn)出增加和非期望產(chǎn)出減少的向量；（sjx，smy，snb）為松弛向量，表示投入過(guò)多、期望產(chǎn)出不足和非期望產(chǎn)出過(guò)多的向量。

GML指數(shù)：

其中，S→t（xt，yt，bt；gx，gy，gb）和S—→G（xt，yt，bt；gx，gy，gb）分別表示基于非徑向、非角度測(cè)算方法構(gòu)建的當(dāng)期和全域SBM方向性距離函數(shù)。GMLtt+1表示t+1期的綠色全要素生產(chǎn)率相對(duì)于t期的變動(dòng)情況，若得到的數(shù)值大于1，表示綠色全要素生產(chǎn)率是增長(zhǎng)的；若小于1，表示綠色全要素生產(chǎn)率是下降的；若等于1，表示綠色全要素生產(chǎn)率不變。

本文選取的投入指標(biāo)包括勞動(dòng)投入、資本投入和能源投入，產(chǎn)出指標(biāo)包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，如表1所示。

表1 采用SBM-GML方法測(cè)算有關(guān)省份綠色全要素生產(chǎn)率的投入指標(biāo)與產(chǎn)出指標(biāo)

根據(jù)SBM-GML方法測(cè)算出不同地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，如表2所示。由表2可知，大部分年份綠色全要素生產(chǎn)率的值大于1，說(shuō)明中國(guó)各省份的綠色全要素生產(chǎn)率是增長(zhǎng)的，綠色經(jīng)濟(jì)處于持續(xù)發(fā)展階段。

表2 2011—2019年有關(guān)省份綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)算結(jié)果（均值）

2.解釋變量：金融發(fā)展

參考已有的文獻(xiàn)①Suleiman Abu-Bader and Aamer S.Abu-Qarn，“Financial Development and Economic Growth：Empirical Evidence from Six MENA Countries，”Review of Development Economics，Vol.12，No.4，2008，pp.803-817.，金融發(fā)展的規(guī)模、效率和結(jié)構(gòu)具體指標(biāo)的選擇如表3所示。

表3 金融發(fā)展不同維度的指標(biāo)選擇

本文采用主成分分析法，構(gòu)建金融發(fā)展綜合指數(shù)，分析各省份的金融發(fā)展水平。主成分分析需要進(jìn)行適用性條件檢驗(yàn)。如表4所示，KMO值為0.799＆gt;0.6，Bartlett的檢驗(yàn)的Sig值為0.000＜0.05，均通過(guò)檢驗(yàn)。

表4 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)結(jié)果

運(yùn)用主成分分析法得到表5和表6。取表5的前2個(gè)初始特征值大于1的主因子。金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)分別在兩個(gè)主成分中的占比如表6所示。

表5 解釋的總方差

表6 主成分矩陣

由此，構(gòu)造出金融發(fā)展綜合指數(shù)（ZSFD），具體構(gòu)造過(guò)程如下：

主成分1：FD1=金融規(guī)?！?.824+金融效率×0.822+金融結(jié)構(gòu)×（-0.054）

主成分2：FD2=金融規(guī)?！粒?0.003）+金融效率×0.068+金融結(jié)構(gòu)×0.998

ZSFD=FD1×45.276%+FD2×33.338%

經(jīng)過(guò)計(jì)算得到有關(guān)省份的金融發(fā)展綜合指數(shù)，其中排在前3名的是北京市、上海市和廣東省，排在后3名的是湖南省、云南省和廣西壯族自治區(qū)。本文根據(jù)金融發(fā)展綜合指數(shù)的排名將前15名劃分為金融發(fā)展發(fā)達(dá)地區(qū)，將后15名劃分為金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)。

3.中介變量：R&D投入（RD）

本文采用R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重來(lái)衡量R&D投入。R&D投入程度越高，意味著投入技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的資源也越多。

4.控制變量

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）基于不同省份存在人口差異，該值越大，說(shuō)明該省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。地區(qū)通貨膨脹率（CPI）可以反映貨幣購(gòu)買(mǎi)力，該值越大，說(shuō)明該省份的通貨膨脹率越高。地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度（Open）代表著一個(gè)地區(qū)對(duì)外進(jìn)行經(jīng)濟(jì)交流的情況，該比值越大，說(shuō)明該省份的開(kāi)放程度越高。地區(qū)環(huán)境治理強(qiáng)度（Cir）是用地區(qū)工業(yè)污染治理投資總額占GDP的比重來(lái)衡量的，該比值越大，說(shuō)明該省份的環(huán)境治理情況越好。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表7為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表7可知，金融發(fā)達(dá)地區(qū)與金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)在金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)方面存在顯著的差異。因此，我們有必要分別探討在不同金融發(fā)展水平下R&D投入的中介效應(yīng)。

表7 描述性統(tǒng)計(jì)

（四）面板單位根檢驗(yàn)

本文采用了LLC檢驗(yàn)和Fisher（ADF）檢驗(yàn)兩種方法來(lái)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，如表8所示。根據(jù)表8的檢驗(yàn)結(jié)果，所有變量在兩種檢驗(yàn)方法下均拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即所有變量均滿足數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求。

表8 相關(guān)變量的面板單位根檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

為研究金融發(fā)展通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在多大程度上依賴(lài)研發(fā)渠道，依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)邏輯，本文逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)識(shí)別R&D投入的中介效應(yīng)。表9和表10分別為不同維度金融發(fā)展、R&D投入與綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)證結(jié)果。本文采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，表9和表10中的所有模型均通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和AR（2）二階序列相關(guān)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型工具變量有效且回歸結(jié)果不受二階序列相關(guān)的影響，因此本文的估計(jì)結(jié)果是可靠的。

（一）金融規(guī)模的效應(yīng)

如表9所示，第（1）列檢驗(yàn)金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.0343，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融規(guī)?？梢燥@著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融規(guī)模對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為-0.0269，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模不利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融規(guī)模影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.145，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)小于第（1）列中金融規(guī)模的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入增強(qiáng)了金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.0039，解釋力為11.37%。此外，滯后一期的GTFPit-1對(duì)GTFPit的影響在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明中國(guó)的金融發(fā)展水平較低。

（二）金融效率的效應(yīng)

表9中的第（4）列檢驗(yàn)的是金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0162，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融效率不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（5）列是金融效率對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為0.0123，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率有利于R&D投入的增加。第（6）列是在引入R&D投入后，金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.1167，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大于第（4）列中金融效率的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入增強(qiáng)了金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為0.0014，解釋力為8.86%。此外，滯后一期的GTFPit-1對(duì)GTFPit的影響在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明中國(guó)的金融發(fā)展水平較低。

表9 金融規(guī)模和金融效率的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（三）金融結(jié)構(gòu)的效應(yīng)

如表10所示，第（1）列檢驗(yàn)的是金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.4559，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融結(jié)構(gòu)可以顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融結(jié)構(gòu)對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為-0.4497，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融結(jié)構(gòu)不利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融結(jié)構(gòu)影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.1892，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大于第（1）列中的金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融結(jié)構(gòu)通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.0893，解釋力為18.66%。此外，滯后一期的GTFPit-1對(duì)GTFPit的影響均在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明中國(guó)的金融發(fā)展水平較低。

表10 金融結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)可以促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而金融效率抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，中國(guó)金融發(fā)展的整體水平有待提升。R&D投入的中介效應(yīng)存在，R&D投入增強(qiáng)了金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用和金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，但是減弱了金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。R&D投入在金融規(guī)模與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為11.37%，在金融效率與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為8.86%，在金融結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為18.66%。如表11所示。

表11 R&D投入在不同維度金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)（全樣本）

五、進(jìn)一步分析

為進(jìn)一步研究不同金融發(fā)展情況下R&D投入的中介效應(yīng)是否存在異質(zhì)性，深入理解金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制，筆者運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建的金融發(fā)展綜合指數(shù)，分析金融發(fā)達(dá)地區(qū)與金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)R&D投入的中介效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果如表12、表13、表15和表16所示。這些表中的所有模型均通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和AR（2）二階序列相關(guān)檢驗(yàn)，因此本文的估計(jì)結(jié)果是可靠的。

（一）金融發(fā)達(dá)地區(qū)

（1）金融規(guī)模的效應(yīng)

如表12所示，第（1）列檢驗(yàn)的是金融發(fā)達(dá)地區(qū)金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.0424，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融規(guī)?？梢燥@著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融規(guī)模對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為-0.0336，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模不利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融規(guī)模影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.248，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大于第（1）列中金融規(guī)模的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.0083，解釋力為19.65%。

（2）金融效率的效應(yīng)

表12中的第（4）列檢驗(yàn)的是金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0142，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融效率不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（5）列是金融效率對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為-0.0093，且在0.1的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率不利于R&D投入的增加。第（6）列是在引入R&D投入后，金融效率影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.4161，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)小于第（4）列中金融效率的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.0039，解釋力為27.25%。

表12 金融發(fā)達(dá)地區(qū)金融規(guī)模和金融效率的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（3）金融結(jié)構(gòu)的效應(yīng)

如表13所示，第（1）列檢驗(yàn)的是金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.2610，且在0.1的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融結(jié)構(gòu)可以促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融結(jié)構(gòu)對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為-0.1825，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融結(jié)構(gòu)不利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融結(jié)構(gòu)影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.2067，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大于第（1）列中金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)，在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融結(jié)構(gòu)通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.0577，解釋力為14.45%。

表13 金融發(fā)達(dá)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（續(xù)表）

通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：在金融發(fā)達(dá)地區(qū)，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)可以促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而金融效率抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。R&D投入的中介效應(yīng)存在，R&D投入減弱了金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，也減弱了金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。R&D投入在金融規(guī)模與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為19.65%，在金融效率與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為27.25%，在金融結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為14.45%。如表14所示。

表14 R&D投入在不同維度金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)（金融發(fā)達(dá)地區(qū)）

（二）金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)

（1）金融規(guī)模的效應(yīng)

如表15所示，第（1）列檢驗(yàn)的是金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.1035，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融規(guī)模不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融規(guī)模對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為0.0946，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模有利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融規(guī)模影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.4510，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)小于第（1）列中金融規(guī)模的回歸系數(shù)，在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融規(guī)模通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)為0.0427，解釋力為41.22%。

表15 金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)金融規(guī)模與金融效率的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（2）金融效率的效應(yīng)

表15中的第（4）列檢驗(yàn)的是金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0089，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融效率不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（5）列是金融效率對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為0.0182，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率有利于R&D投入的增加。第（6）列是在引入R&D投入后，金融效率影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，R&D投入的回歸系數(shù)為0.3379，且在0.1的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明R&D投入能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。在控制R&D投入后，金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)小于第（4）列中金融效率的回歸系數(shù)，在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融效率通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑存在，且R&D投入減弱了金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。此中介效應(yīng)的影響系數(shù)約為0.0061，解釋力約為69.1%。

（3）金融結(jié)構(gòu)的效應(yīng)

如表16所示，第（1）列檢驗(yàn)的是金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)，回歸系數(shù)為1.4744，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明金融結(jié)構(gòu)可以顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。第（2）列是金融結(jié)構(gòu)對(duì)R&D投入的影響，回歸系數(shù)為1.2951，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明金融結(jié)構(gòu)有利于R&D投入的增加。第（3）列是在引入R&D投入后，金融結(jié)構(gòu)影響綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。R&D投入的回歸系數(shù)為-0.1332，但是回歸系數(shù)不顯著，表明金融結(jié)構(gòu)通過(guò)R&D投入影響綠色全要素生產(chǎn)率的間接傳導(dǎo)途徑并不存在。

表16 金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：在金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)，金融規(guī)模和金融效率會(huì)抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而金融結(jié)構(gòu)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。R&D投入的中介效應(yīng)在金融規(guī)模和金融效率與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在，并且R&D投入減弱了金融規(guī)模和金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，但是R&D投入在金融結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)不存在。R&D投入在金融規(guī)模與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為41.22%，在金融效率與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)的解釋力為69.10%。如表17所示。

表17 R&D投入在不同維度金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)（金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)）

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察結(jié)論的可靠性，本文采用差分GMM估計(jì)方法和增加控制變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到的回歸結(jié)果與前文結(jié)論一致，說(shuō)明本文的結(jié)論是可信的，受篇幅所限，有關(guān)表格不再列出。

七、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于中國(guó)2011—2019年有關(guān)省份的面板數(shù)據(jù)，從金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)等3個(gè)維度出發(fā)，運(yùn)用中介效應(yīng)模型分析金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制，并對(duì)金融發(fā)展水平進(jìn)行了細(xì)分，進(jìn)一步探討了在不同金融發(fā)展情況下，R&D投入的中介效應(yīng)是否存在異質(zhì)性。

在全樣本中，R&D投入的中介效應(yīng)存在，R&D投入增強(qiáng)了金融規(guī)模對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用和金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，但是減弱了金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。在金融發(fā)達(dá)地區(qū)，R&D投入的中介效應(yīng)存在，R&D投入減弱了金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，也減弱了金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。在金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)，R&D投入的中介效應(yīng)在金融規(guī)模和金融效率與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在，并且R&D投入減弱了金融規(guī)模和金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，但是R&D投入在金融結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)不存在。

（二）政策建議

首先，從金融規(guī)模和金融效率入手，改善金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，不同維度的金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在差異，特別是金融效率對(duì)各地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)出顯著的抑制作用。無(wú)論是金融發(fā)達(dá)地區(qū)還是金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)，為改善金融發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，都需要提高金融效率。金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)還應(yīng)積極擴(kuò)大金融規(guī)模，補(bǔ)齊金融發(fā)展的短板，促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

其次，重視R&D投入，發(fā)揮好R&D投入的中介效應(yīng)。R&D投入在金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了中介效應(yīng)，是金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率之間有效的傳導(dǎo)路徑。各地區(qū)應(yīng)重視R&D投入，金融發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)確保R&D投入綠色高效的創(chuàng)新部門(mén)。由于R&D投入的中介效應(yīng)可以減弱金融規(guī)模和金融效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用，因而金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)積極通過(guò)R&D投入這一傳導(dǎo)路徑，助力綠色全要素生產(chǎn)率正向增長(zhǎng)。

最后，制定差異化的金融政策，提高金融發(fā)展整體水平。中國(guó)地域遼闊、省份眾多，各地區(qū)的金融發(fā)展水平存在較大差距，因此，不同地區(qū)應(yīng)根據(jù)金融發(fā)展的實(shí)際情況制定差異化的金融政策，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，提高金融發(fā)展的整體水平，促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。