金融发展、金融分权与城市环境污染抑制

刘国斌，方 圆，杨思莹

(吉林大学 生物与农业工程学院，吉林 长春 130012；吉林大学 经济学院，吉林 长春 130012)

一、引言

改革开放以来，我国始终坚持以经济建设为中心，经济社会建设取得了重大的历史性成就，国内生产总值从1980年的4545.6亿元人民币提高到2020年的100万亿元人民币。但巨大的发展成就背后也存在着生态环境隐忧，我国面临着较为严重的空气污染、水污染等诸多环境问题。例如，2018年，我国城市空气质量达标率仅为35.8%，而2014年这一指标不足10%；我国七大流域中，仅长江流域和珠江流域水质良好，黄河流域、淮河流域和松花江流域水质均为轻度污染，而辽河流域和海河流域水质为中度污染。为了改善生态环境，走可持续发展道路，习近平总书记在党的十八届五中全会上提出新发展理念，指出要推进美丽中国建设。金融业作为经济运行的关键领域和清洁型现代服务业，对我国绿色经济发展起到了重要的推动作用。国家已经将金融业作为我国绿色经济发展的重要调控工具，制定绿色金融政策引导经济绿色化发展。2015年，我国印发《生态文明体制改革总体方案》，第一次提出要建设绿色金融体系。2017年，党的十九大提出要发展绿色金融，同年，中国人民银行等部门开始编写《中国绿色金融发展报告》。此后，绿色金融逐渐成为我国引导绿色产业发展、改善生态环境质量的重要着力点。

现有文献对于金融发展的生态环境效应也进行了一定的研究，但仍存在诸多争议。如Tamazian等、Yuxiang and Chen等通过研究发现，绿色金融发展不仅有利于改善生态环境质量，而且有利于降低环境污染(1)Tamazian A.，Chousa J P.，Vadlamannati K. C.. Does higher economic and financial development lead to environmental degradation: Evidence from BRIC countries，Energy policy，Vol.37(2009)，pp. 246-253； Yuxiang X.，Chen Z.. Financial development and environmental performance: Evidence from China. Environment and Development Economics，Vol.16(2011)，pp. 93-112.。金融发展通过技术创新效应(2)Shahbaz M.，Nasir M. A.，Roubaud D.. Environmental degradation in France: The effects of FDI，financial development，and energy innovations. Energy Economics，Vol.74(2018)，pp. 843-857.、投资促进效应(3)Samuel A.，Kwame M. K. E.. Financial development and environmental degradation: Does political regime matter?. Journal of Cleaner Production，Vol.197(2018)，pp. 1472-1479.、结构转型效应(4)任力，朱东波：《中国金融发展是绿色的吗——兼论中国环境库兹涅茨曲线假说》，《经济学动态》，2017年第11期。、能源替代效应(5)Dogan E.，Seker F.. Determinants of CO2 emissions in the European Union: The role of renewable and non-renewable energy. Renewable Energy，Vol.94(2016)，pp. 429-439.等对生态环境产生影响。与上述研究结论相反，也有研究发现金融发展会加剧环境污染(6)Javid M.，Sharif F.. Environmental Kuznets curve and financial development in Pakistan. Renewable and Sustainable Energy Reviews，Vol.54(2016)，pp. 406-414.。之所以如此，是由于金融发展会通过规模扩张效应或能源消费效应(7)Sadorsky P.. The impact of financial development on energy consumption in emerging economies. Energy Policy，Vol.38(2010)，pp. 2528-2535.、贸易促进效应(8)Huang L.，Zhao X.. Impact of financial development on trade-embodied carbon dioxide emissions: Evidence from 30 provinces in China. Journal of Cleaner Production，Vol.198(2018)，pp. 721-736.、金融资源错配效应(9)Weber O.，Scholz R. W.，Michalik G.. Incorporating sustainability criteria into credit risk management. Business Strategy and the Environment，Vol.19(2010)，pp. 39-50.等机制加剧生态环境污染。当然，也有文献认为金融发展与环境污染之间的关系具有非线性特征，如严成樑等研究发现金融发展与碳排放之间存在“倒U型”关系，这主要是由于不同金融发展水平下技术创新效应与能源消费效应之间的相互权衡(10)严成樑，李涛，兰伟：《金融发展、创新与二氧化碳排放》，《金融研究》，2016年第1期。。而胡宗义、李毅同样得出了金融发展与环境污染之间具有非线性关系的结论(11)胡宗义，李毅：《金融发展对环境污染的双重效应与门槛特征》，《中国软科学》，2019年第7期。。

综上分析可见，现有文献对金融发展与环境污染之间的关系展开了系列研究，但在作用效果、作用机制和路径等方面仍存在诸多分歧，这也是本文研究的出发点。本文将从以下角度扩展现有研究：第一，不同于以往多数基于省级面板数据进行的研究，本文将研究视角下沉到城市层面来考察金融发展对城市环境污染的影响，能够较好地解决城市之间的异质性问题。此外，对于金融发展与环境污染之间非线性关系的考察，以往文献均采用加入金融发展平方项的方式进行回归，但是金融发展与其平方项之间可能存在共线性问题，影响模型估计结果。本文引入面板门限模型考察金融发展与城市环境污染之间的非线性关系，有效克服了这一问题。第二，以往文献关注到金融发展通过影响科技创新进而影响环境质量的作用机制和路径，但多运用逐步回归法进行考察，而当中介变量具有内生性问题时，逐步回归法的有效性便受到国内外学者的普遍质疑(12)温忠麟，叶宝娟：《中介效应分析:方法和模型发展》，《心理科学进展》，2014年第5期。。为此，本文通过建立联立方程组将城市绿色技术创新视为内生变量，运用三阶段最小二乘法进行估计，有效克服了上述问题。此外，不同于以往文献用人均专利申请量或全要素生产率作为科技创新衡量指标的做法，本文通过检索和筛选各城市绿色发明专利和绿色实用新型专利，考察金融发展通过影响城市绿色技术创新进而影响城市环境质量的作用机制，较为精准地补充了金融发展对环境污染作用机制的研究。第三，作为调整央地间金融资源配置权力关系的一种制度安排，金融分权是制约地方金融发展水平和效率的重要因素，但鲜有文献考察不同金融分权水平下我国金融发展与环境污染之间的关系。为此，本文构建金融分权指标，运用面板门限模型考察不同金融分权水平下金融发展对环境污染的影响，深化了现有文献对金融发展的生态效应研究。

二、研究假说

随着世界生态环境问题逐渐凸显，各国开始主张利用金融手段调节经济，推动经济绿色化发展。1992年，联合国环境署发布《银行和保险业关于环境可持续发展的声明》，该声明得到世界多个国家的认可，也标志着环境金融的正式诞生(13)殷剑峰，王增武：《中国的绿色金融之路》，《经济社会体制比较》，2016年第6期。。而实际上在此之前，就有国家已经开始进行绿色金融或环境金融的探索与实践。例如，1980年美国颁布的《综合环境反应赔偿和责任法案》要求银行等金融部门作为贷款人，在特定情况下需要对借款人造成的污染承担连带责任。虽然为了探寻环境保护与促进贷款之间的平衡，美国国会曾对该法案进行修订，规定了有担保债权人的免责范围，但在一些情形下贷款人仍旧需要承担借款人环境污染的连带责任。2002年，国际金融公司和荷兰银行等机构和部门共同倡议并出台了“赤道原则”，将项目融资过程中的环境责任问题具体化、标准化，成为一项具有全世界影响的标准化原则。此后，绿色金融理念逐渐渗透到各国金融业务的具体设置和开展中，绿色金融工具也逐渐多样化，形成了以绿色信贷为主体，绿色债券、绿色基金、绿色保险等多种形式的绿色金融调节手段。

我国也较早开启了绿色金融实践的探索，1981年就提出用经济杠杆调节经济与环境间的关系，这是我国绿色金融实践的开端(14)杜莉，郑立纯：《我国绿色金融政策体系的效应评价：基于试点运行数据的分析》，《清华大学学报(哲学社会科学版)》，2019年第1期。。随后，国家尝试将环境保护和治理内置于金融发展中，围绕着环境治理与金融业务开展制定了一系列政策措施，利用政府行政力量将金融发展与生态环境保护有机结合起来，走出了一条具有中国特色的绿色金融发展道路。1995年，中国人民银行颁布《关于贯彻信贷政策与加强环境保护工作有关问题的通知》，对于金融部门如何在开展信贷业务中落实环境保护问题给予明确说明与约束。此后的十余年时间里，我国不断完善绿色金融政策，相继制定了《绿色信贷指南》《绿色债券发行指引》等一系列标准化方案与政策设计，推动金融业朝着绿色化方向发展，也使得金融发展成为我国生态环境治理中不可或缺的政策工具。

经过多年探索，我国的绿色金融发展取得了巨大成就，建立了较为完善的绿色金融体系。《中国绿色金融发展报告(2018)》显示，2018年，我国的绿色债券存量近6000亿人民币，银行业金融机构绿色信贷余额为8.23万亿，增幅是同期经济增速的近2.5倍，并且不同类型的绿色金融产品不断涌现，丰富了我国绿色金融政策手段。与此同时，逐渐完善绿色金融标准设计，制定绿色金融信息披露制度，优化项目评估认定程序和方案，推动绿色金融制度走向成熟。一系列绿色金融政策方案设计为我国绿色项目建设提供了融资渠道，降低了节能产业、绿色产业和现代化高新产业的融资成本，并且减少了金融资源错配和信贷资源向污染部门流入，成为推动我国经济绿色化发展的重要力量。金融发展对我国生态环境的改善作用也得到了国内外研究的肯定。如，Jalil and Feridun基于自回归分布滞后模型，从宏观角度考察了金融发展与环境污染之间的长期均衡关系，发现金融发展可以为我国生态环境改善提供金融资本，并显著抑制了污染物排放，并且金融发展还扩大了我国外商直接投资规模，以此促进我国生态环境改善(15)Jalil A.，Feridun M.. The impact of growth, energy and financial development on the environment in China: A cointegration analysis. Energy Economics，Vol.33(2011)，pp. 284-291.。朱欢研究发现金融发展是环境规制的重要一环，能够通过促进企业创新从源头上降低污染物排放(16)朱欢：《金融发展会加剧环境污染吗——基于Hansen门槛模型的检验》，《预测》，2018年第3期。。基于上述分析，本文提出假说1。

H1：金融发展会抑制城市环境污染。

如前所述，过往研究认为金融发展对环境污染的影响可能存在非线性特征。一方面，在金融发展初期，金融制度不够完善，环境保护尚未成为金融业务开展的重要约束。在这一阶段，企业等经济主体借贷行为的环境门槛相对较低，甚至环境因素并不构成贷款审批条件。此外，金融发展水平较低时，金融机构绿色信贷制度框架尚未完善，信息共享、环境评估、融资渠道等绿色金融体系建设处于初期阶段。此时，金融资源错配较为严重，金融规模的盲目扩张很容易导致金融资源流入到高污染部门，加大能源消费力度，扩大污染产业规模，导致环境污染和生态破坏。而当金融发展到一定水平时，绿色金融制度逐渐完善，绿色理念深度融入金融业务开展过程，环境保护成为金融业务开展的重要约束。此时，金融规模扩张为绿色产业发展提供了多元化融资渠道，会降低绿色产业融资成本，提高绿色产业融资效率，促进绿色产业发展。综上分析可见，随着金融业不断发展壮大，金融对环境污染的影响可能也会呈现出先促进后抑制的“倒U型”变化特征。现有文献也证实了这一观点，如胡宗义、李毅研究发现，金融发展对环境污染具有规模效应和技术效应，金融发展的规模效应会加剧环境污染，而技术效应会引致环境污染。并且他们发现在金融发展的不同阶段，规模效应和技术效应的大小也存在显著差异，导致金融发展对环境污染的影响呈现出显著的非线性特征(17)胡宗义，李毅：《金融发展对环境污染的双重效应与门槛特征》，《中国软科学》，2019年第7期。。在金融发展初期，技术效应显著低于规模效应，金融发展会加剧环境污染；而当金融发展水平较高时，技术效应显著高于规模效应，导致金融发展显著抑制环境污染。综上分析，本文提出假说2。

H2：金融发展对城市环境污染的影响具有非线性特征，随着金融发展水平的提高，其对环境污染的影响呈现出先促进后抑制的“倒U型”特征。

近年来，随着地方商业银行、农村商业银行等金融机构的崛起，以及地方政府融资平台扩张，我国金融领域由中央向地方分权的趋势逐渐明显。金融资源配置权力由中央向地方下放，是我国分权管理体制在金融领域的延伸，会在很大程度上影响我国金融发展水平和金融资源配置效率(18)熊虎，沈坤荣：《金融分权对企业投资效率的影响》，《经济与管理研究》，2019年第2期。。金融分权在本质上是中央政府向地方政府让渡金融资源支配权，使得地方政府能够掌握更多的金融资源参与金融资源配置(19)Qian Y.，Roland G.. Federalism and the soft budget constraint. American Economic Review，Vol.88(1998)，pp.1143-1162.。这一方面有利于发挥地方政府信息优势，降低中央政府参与配置金融资源过程中所面临的信息不对称，提高金融资源配置效率。另一方面，金融分权赋予地方政府更强的金融资源配置权力，能够有效强化地方政府努力程度，发挥地方政府在金融资源配置中的积极作用。无论是从地方生态利益出发，还是为了迎合中央政府生态环保偏好(20)李政，杨思莹：《财政分权体制下的城市创新水平提升：基于时空异质性的分析》，《产业经济研究》，2018年第6期。，地方政府都具有促进生态环境改善的倾向。这种倾向会影响地方政府金融资源配置行为，即金融分权使得地方政府将更多的金融资源配置到绿色部门和绿色项目中，从而降低环境污染。基于此，本文提出假说3。

H3：金融分权程度越高，金融发展对环境污染的抑制作用越强。

创新尤其是绿色技术创新对改善生态环境质量具有至关重要的意义。绿色技术是旨在促进节能减排，降低甚至杜绝人类活动对生态环境破坏而进行的工艺改良或技术创新，不仅涉及到节能减排等相关技术领域，更涉及到污染防治、废旧物品回收再利用、绿色产品设计、生产与商业化以及企业环境管理技术等多个领域(21)Chen Y. S.，Lai S. B.，Wen C. T.. The influence of green innovation performance on corporate advantage in Taiwan. Journal of Business Ethics，Vol.67(2006)，pp. 331-339.。区别于一般类型科技创新对生态环境的影响，绿色技术创新不仅仅是为了降低生态环境负担，更是为了产生环境效益，促进生态环境改善(22)Driessen P. H.，Hillebrand B.，Kok R. A. W.. Green new product development: The pivotal role of product greenness. IEEE Transactions on Engineering Management，Vol.60(2013)，pp. 315-326.。因此，作为一种环境友好型创新活动，绿色技术创新能够有效降低污染物排放，推动生态环境改善。而金融发展为绿色技术创新提供了良好的融资环境。创新具有强外部性、高风险性和高投入性等特征，而绿色技术创新更是具有准公共物品属性，导致绿色技术创新活动普遍面临着较强的融资约束。金融发展为绿色技术创新提供了多元化融资渠道，会缓解创新主体的融资约束，降低融资成本。因此，金融发展能够有效激励企业开展绿色技术创新，促进绿色技术创新水平提升。企业等经济主体广泛使用清洁能源、清洁材料、绿色技术和工艺替代原有生产原料、技术和工艺，能够有效降低环境污染。据此，本文提出假说4。

H4：金融发展会缓解创新活动所面临的融资约束，推动绿色技术创新，以此降低环境污染。

基于前述假说，本文总结了如图1所示研究模型。

图1 研究模型

三、研究设计

(一)模型设定

本文将基于2003—2018年我国285个城市面板数据，考察金融发展对城市环境污染的影响及其作用机制。首先，设定如式(1)所示回归模型，以检验金融发展能否显著降低城市环境污染。其中，pollutionit表示i城市t年的环境污染程度，是本文的被解释变量。financeit表示i城市t年的金融发展水平，是本文的核心解释变量，其回归结果α1反映出金融发展对城市环境污染的影响效果。xj表示影响城市环境污染程度的控制变量，包括城市对外开放水平、经济规模、产业结构、创业活跃度以及财政分权等变量；ui和vt分别为城市个体虚拟变量和年份虚拟变量，εit为随机误差项。

pollutionit=α0+α1financeit+∑αjxjit+ui+vt+εit

(1)

其次，本文设定如式(2)所示面板门限模型，以考察金融发展对城市环境污染影响的非线性特征。其中，δ为门限值，I(·)为指示函数，当括号内条件满足时，I=1，否则，I=0。不同金融发展水平下αi的回归结果反映出金融发展对城市环境污染的差异化影响。

pollutionit=α0+α1financeit·I(financeit<δ1)+α2financeit·I(δ1≤financeit<δ2)+…+αn+1financeit·I(financeit≥δn)+∑αjxjit+ui+εit

(2)

此外，本文同样设定面板门限模型，以考察不同金融分权水平下金融发展对城市环境污染影响的差异化特征，具体如式(3)所示。其中，findec表示金融分权程度。

pollutionit=α0+α1financeit·I(findecit<δ1)+α2financeit·I(δ1≤findecit<δ2)+…+αn+1financeit·I(findecit≥δn)+∑αjxjit+ui+εit

(3)

最后，为了考察金融发展影响城市环境质量的作用机制，借鉴钞小静等(23)钞小静，沈坤荣：《城乡收入差距、劳动力质量与中国经济增长》，《经济研究》，2014年第6期。的研究方法，本文设定如式(4)和式(5)所示联立方程。其中，式(4)为城市环境污染方程，相对于式(1)，式(4)进一步加入了绿色技术创新作为城市环境污染的解释变量；式(5)为城市绿色技术创新方程，影响城市绿色技术创新水平的变量除了包括城市金融发展水平外，还包括城市对外开放水平、经济规模、产业结构、创业活跃度、人力资本水平以及政府创新政策等变量。

(二)变量与数据

本文用城市污染物排放量来衡量城市环境污染程度，包括城市二氧化硫排放量和废水排放量。具体来讲，用对数化处理后的城市二氧化硫排放量和废水排放量作为城市污染物排放量的测度指标。此外，本文还用城市二氧化硫和废水排放量分别比城市第二产业增加值以及城市人口总量作为城市环境污染的替代指标进行稳健性检验。金融发展是本文的核心解释变量。由于城市层面金融业增加值的数据难以获得，因此本文借鉴袁华锡等(24)袁华锡，刘耀彬，封亦代：《金融集聚如何影响绿色发展效率：基于时空双固定的SPDM与PTR模型的实证分析》，《中国管理科学》，2019年第11期。的做法，从城市金融业从业人员的角度出发，用城市金融业从业人员数占城市单位就业人员数的比重衡量城市金融发展水平。绿色技术创新是金融发展影响城市环境污染的中间变量，本文在检索我国专利申请数据的同时，通过绿色专利国际分类编码剔除非绿色技术创新专利，并加总到所在城市，得到城市绿色专利数据。对城市绿色专利申请量做对数化处理后，得到城市绿色技术创新水平。此外，金融分权是本文重要的门限变量，借鉴以往研究做法(25)何德旭，苗文龙：《财政分权是否影响金融分权：基于省际分权数据空间效应的比较分析》，《经济研究》，2016年第2期。，本文用城市金融机构贷款余额占全国金融机构贷款余额的比值反映金融分权程度。绿色专利数据由作者检索国家知识产权局网站绿色专利后加总到城市层面获得，城市污染物排放和金融发展所涉及数据来源于EPS数据平台。

此外，在影响城市环境污染的控制变量中，本文用对数化处理后的地区生产总值测算城市经济规模(lngdp)。用第二产业与第三产业增加值占地区生产总值比重测算产业结构(industry)、用私营和个体从业人员数占常住人口比重测度城市创业水平(entrepreneurship)、用城市人均预算内支出与城市与国家人均预算内支出的比值测算财政分权程度(fisdec)。在影响城市绿色技术创新的控制变量中，除了包括上述所涉及的控制变量外，本文用高校在校生人数占总人口比重测算人力资本水平(hum)，用城市财政科技支出占一般预算内支出比重测算政府创新政策(policy)。本文控制变量数据均来源于EPS数据平台，各变量统计特征如表1所示。

表1 各变量描述性统计特征

四、实证结果与分析

(一)基准回归

本文首先对式(1)进行估计，以检验金融发展对城市环境污染的影响，结果如表2所示。其中，回归(1)和回归(2)均以对数化处理后的二氧化硫排放量和废水排放量为被解释变量，结果显

表2 金融发展对城市污染物排放的基准回归结果

示，金融发展对城市二氧化硫排放量和废水排放量的回归系数分别在5%和1%的显著性水平下为负，说明金融发展显著抑制了城市二氧化硫和废水排放量。为了检验这一结果是否稳健，本文进一步以城市二氧化硫排放量和废水排放量分别与城市第二产业增加值之比的对数值作为被解释变量进行估计，结果如回归(3)和回归(4)所示。可以看出，金融发展对城市环境污染的回归系数依旧在较高的置信水平下显著为负，与前述结论一致。此外，本文还以城市人均二氧化硫排放量的对数值和人均废水排放量的对数值分别作为被解释变量进行估计，回归(5)和回归(6)分别给出了估计结果，金融发展对城市人均污染物排放量依旧具有显著的抑制作用。综上可见，金融发展显著抑制了城市环境污染，假说1得以证实。

(二)金融发展的门限效应检验

其次，本文将基于面板门限模型考察金融发展对环境污染影响的非线性特征。由于估计面板门限模型要求平行面板数据，因此本文将数据缺失较为严重的城市样本剔除，调整后样本为201个城市16年的面板数据。基于此样本对式(2)进行估计，结果如表3和表4所示。其中，表3给出了不同污染物排放量作为被解释变量时的门限效果检验。从中可以看出，当以二氧化硫排放量作为被解释变量进行估计时，单一门限检验结果在1%的水平下显著，而双重门限和三重门限效果检验均在5%的水平下显著，因此应当基于三重门限模型进行估计。当以废水排放量作为被解释变量进行估计时，单一门限和双重门限效果检验均在5%的水平下显著，而三重门限效果并不显著。基于该检验结果，本文在表4中回归(1)给出了以城市二氧化硫排放量为被解释变量的三重门限回归结果，回归(2)给出了以城市废水排放量为被解释变量的双重门限回归结果。从回归(1)可以看出，当金融发展水平低于0.021和介于0.021至0.046之间时，金融发展对城市二氧化硫排放量的回归系数均在5%的显著性水平下为负；当金融发展水平介于0.046至0.050之间时，金融发展的估计系数在1%的显著性水平下为负。上述结果说明，金融发展对城市污染物排放具有显著的抑制作用。而当金融发展水平高于0.050时，金融发展对城市二氧化硫排放量的估计系数并不显著。这可能是由于城市金融发展规模相对有限时，金融部门会将有限的资源配置到绿色经济发展部门，并对城市二氧化硫排放产生显著的抑制作用；而随着城市金融规模无序扩张，金融资源配置效率降低，金融资源错配导致金融发展对二氧化硫排放的规模效应不断增强，从而导致金融规模扩张难以有效抑制城市环境污染。

表3 门限效果检验

从回归(2)可以看出，与金融发展对城市二氧化硫排放量影响的非线性特征类似，当金融发展水平低于0.017和介于0.017至0.035之间时，金融发展对城市废水排放量的回归系数均在1%的显著性水平下为负；对比不同门限条件下金融发展回归系数绝对值可以发现，随着金融发展水平提升，其对二氧化硫排放量的回归系数绝对值逐渐变小。当金融发展水平高于0.035时，金融发展对城市废水排放量的估计系数虽然为负，但并不显著。由此可见，随着金融发展水平提升，金融发展对城市废水排放量的抑制作用逐渐减弱直至消失。

表4 门限回归结果

上述结论与假说2的推测并不一致，可能是由于金融发展对城市污染物排放的影响具有边际效应递减的特征：随着金融规模的增加，金融业在促进绿色技术创新、推动生态环境改善的同时，也在刺激能源等非清洁原材料消费，导致污染物排放量的增加，由此导致随着金融发展水平不断提高金融业对城市环境污染的边际抑制作用整体呈现出逐渐减弱的非线性特征。

(三)金融分权的门限效应检验

为了检验金融分权的门限效应是否显著，本文继续对式(3)进行估计。表5给出了金融分权门限效应检验结果。其中，以二氧化硫排放量为被解释变量的门限效果检验结果发现，单一门限的检验结果在5%的水平下显著，而双重门限检验结果并不显著。因此，本文在表6中回归(1)给出了二氧化硫排放量为被解释变量的单一门限回归结果。从回归(1)可以看出，当金融分权水平高于0.001和低于0.001时，金融发展对城市二氧化硫排放量的估计系数分别在1%和5%的显著性水平下为负。观察不同金融分权水平下金融发展的估计系数绝对值可以发现，金融分权程度较高时，金融发展对城市二氧化硫排放具有较高的抑制作用；而当金融分权程度较低时，虽然金融发展对二氧化硫排放仍具有显著的抑制作用，但抑制作用强度明显低于金融分权程度较高时。由此，假说3得以证实。

此外，以城市废水排放量为被解释变量进行面板门限回归，表5中门限效果检验结果显示，单一门限、双重门限和三重门限效应均在5%的水平下显著。因此，本文在表6中回归(2)给出了三重门限的回归结果。从中可以看出，当金融分权程度低于0.001时，金融发展较为粗放，或许是由于中央政府与地方政府金融监管权分配不合理，导致金融发展显著提高了城市废水排放量。而当金融分权程度介于0.001至0.004之间时，金融发展对城市废水排放的回归系数并不显著。当金融分权程度高于0.004时，金融发展对城市废水排放量的估计系数显著为负，并且随着金融分权程度进一步提高到0.025，金融发展对城市废水排放量的估计系数绝对值进一步增大。因此，总体来看，以城市废水排放量为被解释变量的估计结果同样支持较高的金融分权制度安排会强化金融发展的减排效应，假说3得以证实。

表5 门限效果检验

表6 门限回归结果

(四)作用机制分析

最后，为了检验金融发展影响城市环境污染的作用机制，本文基于三阶段最小二乘估计法估计式(4)和式(5)所示联立方程，结果如表7所示。其中，回归(1)和回归(2)检验了金融发展通过影响绿色技术创新水平进而影响二氧化硫排放量的作用机制。结果发现，金融发展对绿色技术创新水平的回归系数在1%的显著性水平下为正，而绿色技术创新对二氧化硫排放量的回归系数在1%的显著性水平下为负。上述结果表明，金融发展会促进绿色技术创新，进而对城市二氧化硫排放产生显著的抑制作用。控制绿色技术创新的间接影响后，金融发展对二氧化硫排放量的回归系数虽然为负，但并不显著。由此可见，金融发展对城市二氧化硫排放的直接作用机制或其他作用机制不显著，而仅能够通过促进城市绿色技术创新进而抑制城市二氧化硫排放。

以废水排放量作为城市污染物排放的指标，对式(4)和式(5)所示联立方程进行三阶段最小二乘估计，结果如表7中回归(3)和回归(4)所示。回归(4)中，金融发展对城市绿色专利申请量的回归系数在1%的显著性水平下为正，即金融发展显著促进了城市绿色技术创新。回归(3)中，绿色专利申请量对城市废水排放量的回归系数在1%的显著性水平下为负，说明绿色技术创新显著抑制了城市废水排放量。由此可见，金融发展会通过促进城市绿色技术创新间接抑制城市废水排放量。控制了城市绿色技术创新的间接效应后发现，回归(3)中金融发展对城市废水排放量的回归系数依旧在5%的显著性水平下为负。这一结果表明，除了通过绿色技术创新影响城市废水排放量以外，金融发展还会直接或通过其他作用机制间接抑制城市废水排放。

基于表7所示联立方程回归结果可以发现，金融发展会通过提升城市绿色技术创新水平间接抑制城市环境污染，假说4得以证实。

表7 金融发展影响城市污染物排放的作用机制分析

五、主要结论与对策建议

本文基于我国城市面板数据，运用固定效应模型、面板门限模型和联立方程等方法，实证分析了金融发展对城市环境污染的影响及其作用机制。研究发现：(1)金融发展会抑制城市环境污染，促进生态环境改善；并且随着金融规模扩张，金融业的减排效应整体呈现出边际效应递减的非线性特征。(2)不同金融分权制度安排下，金融发展的减排效应也呈现出显著的差异化特征，较高的金融分权能够有效发挥地方政府和地方金融机构的信息优势，强化金融发展的减排效应。(3)机制分析发现，金融发展能够通过促进城市绿色技术创新间接抑制城市环境污染。

本文分析了金融分权制度下金融发展的减排效应，并从绿色技术创新的角度考察了金融发展影响城市污染的作用机制。本文研究结论不仅是对金融发展减排效应研究的有效补充，而且具有一定的现实指导意义。

第一，要坚持走绿色金融发展道路，以金融促减排，改善我国生态环境。近年来，我国逐渐加大对绿色金融发展的引导和投入力度，绿色信贷业务居世界第一位，绿色基金、绿色保险等业务也逐渐发展起来。金融发展正逐渐成为我国改善生态环境质量、推动绿色发展的重要金融政策工具。但需要指出的是，随着金融规模扩张，金融发展对我国生态环境改善的边际作用递减。因此，要在发展壮大金融规模的同时提高绿色金融发展的质量和效率：一方面，要优化绿色金融业务体系，构建以绿色信贷为主体，绿色基金、绿色保险等多元化绿色金融业务框架；另一方面，要构建金融业务发展的绿色标准化体系，完善绿色金融政策与法律体系，建设金融环保标准的监管体系，强化绿色金融发展的外部制度保障，促进绿色金融有序发展。

第二，要进一步深化金融分权制度改革，在合理把控我国金融风险的前提下适度下放金融权力，发挥地方政府和地方金融机构在绿色金融发展中的积极性和主动性。提高金融分权程度有利于释放地方金融发展活力，强化金融发展的减排效应，因此要鼓励地方因地制宜发展绿色金融业务，走具有中国特色的包容性、多样化绿色金融发展道路；要在充分发挥市场机制在金融资源配置中决定性作用的同时，强化地方政府对绿色金融发展的监督、引导和规制，发挥地方政府的本地信息和专业化优势，提高绿色金融发展质量和水平；要依据中央与地方的权责关系，构建中央垂直管理和地方属地管理有机结合的金融监管体系，既要发挥中央对金融业发展的统筹和监管作用，又要发挥地方金融部门和地方政府对绿色金融发展的能动性作用。

第三，要更好地发挥金融对绿色技术创新的推动作用，为绿色技术创新构建良好的融资环境。金融发展的绿色技术创新效应是其减排效应的重要机制，一方面，要制定更加优惠的金融政策鼓励绿色技术创新，在合理把控风险的同时适度降低绿色创新信贷融资门槛，优化绿色创新有关的信贷审批程序，提高融资效率；另一方面，要创新绿色金融业务形式，发挥不同所有制金融机构在服务绿色技术创新中的重要作用，为绿色创新提供更加多元化的融资渠道。