陳志剛 郭夏月

摘要 中國共產(chǎn)黨十八屆五中全會提出綠色發(fā)展理念，如何堅持綠色發(fā)展理念，在保持經(jīng)濟中高速增長的同時，維持能源的可持續(xù)利用是中國面臨的重大發(fā)展問題。在促進經(jīng)濟增長的同時，金融發(fā)展對一國能源消費也產(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)展與能源消費的非線性關(guān)系，根據(jù)1997—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，運用門檻回歸模型實證考察不同經(jīng)濟增長水平下金融發(fā)展對中國能源消費的不同影響，并檢驗金融發(fā)展影響能源消費的渠道。研究表明：①金融發(fā)展與能源消費之間存在顯著的門檻效應(yīng)，信貸規(guī)模與能源消費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之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，證券市場融資規(guī)模會降低能源消費水平，F(xiàn)DI規(guī)模與能源消費之間始終為正相關(guān)；③從影響渠道看，在中高速增長及所有的增長階段，經(jīng)濟增長分別增強了信貸規(guī)模、金融業(yè)競爭程度對能源消費的影響，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，加強金融政策與節(jié)能減排規(guī)劃的融合，政策著力點因地區(qū)經(jīng)濟發(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，為全球生態(tài)安全作出新貢獻。

關(guān)鍵詞 金融發(fā)展；能源消費；門檻回歸模型；渠道分析

中圖分類號 F832.1

文獻標識碼 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國，2015年能源消費總量為43億t標準煤，占全球能源消費總量的23%[1]。與此同時，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結(jié)構(gòu)也不容樂觀，巨大的煤炭消費對資源環(huán)境帶來了嚴重的負面影響。金融發(fā)展可以促進資本積累、投資效率、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而影響一國或地區(qū)能源消費的總量和結(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)濟增長、貿(mào)易開放、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化等因素與能源消費的關(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)濟的核心，金融發(fā)展能否緩解能源消費壓力？金融發(fā)展影響能源消費的具體渠道是什么？這些重要問題，值得我們進行系統(tǒng)深入的研究。

1 文獻綜述

長期以來，對于能源消費是如何決定的，國內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中在經(jīng)濟增長、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、降低能源消費密度、節(jié)約能源消費的同時，也改善了中國能源消費結(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)展與能源消費的理論與實證研究。理論研究認為，金融發(fā)展主要從經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新兩個渠道影響一國或地區(qū)的能源消費。在經(jīng)濟增長渠道層面，金融發(fā)展通過企業(yè)生產(chǎn)擴張、消費規(guī)模擴大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和環(huán)保意識行為變化，對一國的能源消費總量與結(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，擴大生產(chǎn)規(guī)模并開展更多的生產(chǎn)經(jīng)營活動，從而增加能源消費[8-9]。第二，從消費者角度來講，金融發(fā)展能夠滿足消費者對耐用消費品的需求，刺激更多地購買汽車、房屋以及空調(diào)、冰箱等耗能消費品，拉動能源消費[10]。第三，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度來看，隨著經(jīng)濟發(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)境意識越發(fā)強烈，節(jié)能減排和低碳出行深入人心，能源消費也從單純的“數(shù)量”擴張向“質(zhì)量”提升轉(zhuǎn)變[12]。

在技術(shù)創(chuàng)新渠道層面，金融發(fā)展在促進節(jié)能技術(shù)創(chuàng)新的同時引導(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，在促進本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的同時，也為本地企業(yè)提供技術(shù)改造和升級的機會和動力，從而提高能源的使用效率和清潔能力，降低能源消費[13-14]。其次，發(fā)達的金融市場可以為節(jié)能減排項目提供融資便利和激勵，同時，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，促進低碳經(jīng)濟發(fā)展[15-16]。綜合來看，上述經(jīng)濟增長、技術(shù)創(chuàng)新兩種渠道，以及不同經(jīng)濟發(fā)展水平下經(jīng)濟增長渠道的作用方向并不一致，所以，金融發(fā)展對能源消費的影響可能存在門檻效應(yīng)。

實證研究方面，運用1990—2006年20個新興市場國家的數(shù)據(jù)，Sadorsky利用五種金融發(fā)展測度指標、線性動態(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)展的衡量指標時，金融發(fā)展與能源消費間存在顯著正相關(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)展對能源消費有正向影響[17]。Islam et al.使用向量誤差修正模型（VECM）檢驗了1971—2008年馬來西亞能源消費與金融發(fā)展、經(jīng)濟增長、人口規(guī)模之間的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)能源消費在短期和長期都受到經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的影響[18]。孫浦陽等對1985—2007年全球55個國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展的確會影響能源需求與消費，進而影響能源消費結(jié)構(gòu)的變動[19]。劉劍鋒利用ARDLECM模型研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與能源消費之間存在正向的長期均衡關(guān)系，并且能源消費對金融發(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的實證方法研究發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展與低碳經(jīng)濟發(fā)展水平不一致，金融發(fā)展對低碳經(jīng)濟的引導(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)展影響能源消費方面，國內(nèi)外學(xué)者進行了初步的探討，并獲得了一定的研究成果。但是，上述研究文獻一般為長期或短期動態(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)展與能源消費之間可能存在非線性關(guān)系，本文運用1997—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，建立門檻回歸模型實證檢驗金融發(fā)展對能源消費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；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)個體差異的固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項。

考慮到可能存在的門檻效應(yīng)，為了檢驗在不同的經(jīng)濟增長水平下金融發(fā)展對能源消費的影響是否存在差異，借鑒Hansen[23]的做法，以經(jīng)濟增長水平為門檻值，構(gòu)建金融發(fā)展對能源消費影響的分段函數(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（Energyit）：各省份能源消費總量與年末人口數(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，消費量以消耗標準煤的實物量核算，單位是萬t標準煤量?！吨袊茉唇y(tǒng)計年鑒》中缺少2000年、2001年和2002年寧夏的能源消費數(shù)據(jù)，以及2002年海南的能源消費數(shù)據(jù)，本文通過加權(quán)平均法將所缺數(shù)據(jù)補全。年末人口數(shù)據(jù)為當年人口普查數(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)展對實體經(jīng)濟的作用機制以及數(shù)據(jù)的可獲性，本文從4個維度衡量金融發(fā)展水平。①信貸規(guī)模（FD1），指金融機構(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)，該指標能夠反映中國金融發(fā)展現(xiàn)狀，同時也是目前最常用的衡量金融發(fā)展水平的指標。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)，為非國有金融機構(gòu)吸收存款占全部金融機構(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。《中國市場化指數(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)濟增長水平（GDP），本文以人均實際GDP為衡量指標。技術(shù)創(chuàng)新能力（Innovation），以人均專利申請數(shù)為衡量指標。貿(mào)易開放度（Open），以各省份進出口總額與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。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。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)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、各省份統(tǒng)計年鑒、中國人民銀行各省份官網(wǎng)，以及iFinD和Wind數(shù)據(jù)庫。

3 實證分析過程

3.1 描述性統(tǒng)計分析

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個省級行政單位（《中國能源統(tǒng)計年鑒》中的“地區(qū)能源平衡表（實物量）”公布了除西藏以外的各省份終端能源消費，因此樣本包括剔除西藏后的30個省份）。表1給出了模型中所有變量的定義和統(tǒng)計描述。

3.2 單位根檢驗

為避免單一檢驗的局限，本文使用了兩種單位根檢驗方法：Levin、Lin and Chu檢驗和Fisher檢驗。原假設(shè)為存在單位根，利用LLC和Fisher檢驗方法對所有變量進行面板單位根檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果，除FD4、Open、Industry三個變量外，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，再進行單位根檢驗，結(jié)果顯示大部分變量通過了檢驗，為平穩(wěn)序列，只有FD2和Innovation兩個變量仍存在單位根。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，本文對解釋變量進行了容忍度和逐步回歸檢驗，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，我們認為多重共線性問題并不存在。

3.3 實證結(jié)果分析

3.3.1 門檻效應(yīng)檢驗與門檻值估計

首先需要對門檻效應(yīng)的存在性進行檢驗，并確定門檻的個數(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)上進行雙重門檻顯著性和置信區(qū)間檢驗，若未通過檢驗，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)展指標時，單重、雙重門檻檢驗顯著，三重門檻沒有通過檢驗，因此采用雙重門檻模型，兩個門檻值分別為人均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)展指標時，只有單門檻分別在10%、5%顯著水平上通過檢驗，說明FD2、FD3對能源消費存在單門檻效應(yīng)，門檻值分別為1.465 5和4.737 7；金融發(fā)展指標為FDI規(guī)模（FD4）時，單重、雙重、三重門檻檢驗均不顯著，因此不存在門檻效應(yīng)。

3.3.2 估計結(jié)果分析

表3給出了運用基準模型和門檻效應(yīng)模型估計的結(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，估計參數(shù)在10%水平下顯著，其余兩個衡量指標FD2、FD3的系數(shù)均不顯著，說明簡單的線性模型并不能準確檢驗金融發(fā)展與能源消費之間的關(guān)系。

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

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）是之前增強系數(shù)（0.213 7）的1.7倍。第2列模型（2）中，當經(jīng)濟增長水平較低時（人均GDP低于門檻值1.465 5萬元），證券市場較不發(fā)達，證券市場融資規(guī)模對能源消費影響為負（-0.006 6）但并不顯著；隨著經(jīng)濟增長水平的上升，證券市場不斷成熟，證券市場融資規(guī)模擴張顯著降低了能源消費，呈現(xiàn)出顯著的逐漸加強的負效應(yīng)（-0.028 1）。第3列模型（3）中，金融業(yè)競爭與能源消費之間的關(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)濟增長水平的提高，金融業(yè)競爭也不斷加劇，對能源消費呈現(xiàn)出先增強（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%，能源消費相應(yīng)提升0.017 4%，F(xiàn)DI規(guī)模顯著增強了能源消費?？傮w來看，經(jīng)濟增長水平較高時，金融發(fā)展會降低能源消費，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，這可能是因為金融發(fā)展影響能源消費存在經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新渠道，兩種渠道以及經(jīng)濟增長渠道的不同階段產(chǎn)生不同的影響，進而使金融發(fā)展與能源消費之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

控制變量中，上述4個模型經(jīng)濟增長水平系數(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)濟增長刺激了能源消費。技術(shù)創(chuàng)新對應(yīng)的系數(shù)都為負，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。貿(mào)易開放度均沒有通過顯著性檢驗，對能源消費影響不大，工業(yè)化程度和城鎮(zhèn)化水平均顯著增強了能源消費。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

考慮到內(nèi)生性問題，如果金融發(fā)展與能源消費之間存在雙向因果關(guān)系，上述門檻模型估計就會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作為工具變量的一階差分GMM估計法[25]，其后Arellano and Bover、Blundell and Bond又提出了系統(tǒng)GMM估計法[26-27]，即將內(nèi)生變量的差分滯后項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，進行二步法估計，在解決內(nèi)生性問題的同時，也檢驗了門檻模型實證結(jié)論的穩(wěn)健性。

檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，AR（1）、AR（2）的統(tǒng)計量表明殘差項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檢驗值不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)，說明系統(tǒng)GMM估計中工具變量是有效的。與門檻模型估計相比，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，驗證了金融發(fā)展對能源消費存在非線性關(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)濟增長水平對應(yīng)的各門檻區(qū)間金融發(fā)展的估計系數(shù)，與門檻模型估計中各階段較為吻合，也進一步說明了金融發(fā)展與能源消費的非線性關(guān)系結(jié)論是穩(wěn)健的。

4 影響渠道分析

4.1 模型與方法

因為FDI規(guī)模作為解釋變量時不存在門檻效應(yīng)，本文剔除FDI規(guī)模（FD4），保留其余三個金融發(fā)展指標：信貸規(guī)模（FD1）、證券市場融資規(guī)模（FD2）和金融業(yè)競爭（FD3），進一步考察金融發(fā)展影響能源消費的經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新渠道。

基于前面的門檻模型實證結(jié)果，F(xiàn)D1作為解釋變量時是雙重門檻模型，將樣本分為三個階段：人均GDP低于第一門檻值（qit≤γ1）時為低經(jīng)濟增長水平階段，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，本文引入交互項的方法，在經(jīng)濟增長為低水平、中等水平、高水平三個階段分別引入金融發(fā)展與經(jīng)濟增長（FDit×GDPit）和金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新（FDit×Innovationit）的交互項。引入交互項的模型為：

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（FGLS）方法。

4.2 估計結(jié)果分析

將估計結(jié)果分三個階段（低經(jīng)濟增長水平、中等經(jīng)濟增長水平、高經(jīng)濟增長水平）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?？傮w來看，各個階段不加入交互項的估計結(jié)果與表3的結(jié)果比較吻合，進一步印證了金融發(fā)展與能源消費之間存在門檻效應(yīng)。

如表5所示，當經(jīng)濟處于低增長水平，即人均GDP低于第一門檻值（qit≤γ1）時，對比加入和不加入交互項的模型，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)競爭程度會加大能源消費，而FD2的系數(shù)始終不顯著，影響程度不明顯。對于經(jīng)濟增長渠道，（2）、（4）、（6）模型中，F(xiàn)D3作為解釋變量時交互項（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)濟增長渠道暢通并且效果顯著，經(jīng)濟增長能夠增強金融發(fā)展（金融業(yè)競爭）對能源消費的刺激作用，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（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)新減少能源消費的渠道作用。

當處于中等經(jīng)濟增長水平時，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)濟增長交互項系數(shù)顯著為負，由此可知信貸規(guī)模、金融業(yè)競爭程度和經(jīng)濟增長的交互作用會降低能源消費。進一步，將樣本中人均GDP的均值帶入到模型（2）、（6），與FDit系數(shù)進行對比發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)D1、FD3的綜合影響為負。模型（4）中，交互項（FDit×GDP）不顯著，可能因為中國間接融資為主導(dǎo)的格局，證券市場融資規(guī)模通過經(jīng)濟增長影響能源消費的效果較弱，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，并不暢通。值得注意的是，模型（1）中GDP的系數(shù)顯著為負，這可能歸因于近些年中國，尤其是東部發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(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)能減排意識與行為明顯增強。

總體來看，針對不同經(jīng)濟增長階段，以及不同金融發(fā)展指標，金融發(fā)展影響中國能源消費的渠道實證檢驗結(jié)果存在明顯的差異。①經(jīng)濟增長渠道：信貸規(guī)模（FD1）作為解釋變量時，在中、高經(jīng)濟增長水平下經(jīng)濟增長增強了金融發(fā)展對能源消費的影響，使得正向促進效果更強，負向抑制效果也更強。在所有階段，證券市場融資規(guī)模（FD2）對能源消費的經(jīng)濟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)濟增長渠道均比較暢通，經(jīng)濟增長增強了金融發(fā)展對能源消費的影響。②技術(shù)創(chuàng)新渠道：對所有階段和各種金融發(fā)展指標，技術(shù)創(chuàng)新渠道都沒有得到驗證，換言之，金融發(fā)展通過技術(shù)創(chuàng)新對能源消費作用的渠道不暢。

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個維度來衡量金融發(fā)展水平，本文運用門檻回歸模型和1997—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證考察不同經(jīng)濟增長水平下，金融發(fā)展對能源消費的不同影響；在此基礎(chǔ)上，引入交互項檢驗了金融發(fā)展影響能源消費的經(jīng)濟增長和技術(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)展與能源消費之間的門檻效應(yīng)顯著，信貸規(guī)模為解釋變量時存在雙門檻效應(yīng)，證券市場融資規(guī)模、金融業(yè)競爭程度為解釋變量時則為單門檻效應(yīng)。建議政府在制定政策時應(yīng)盡量根據(jù)當?shù)氐慕?jīng)濟增長水平、金融發(fā)展和能源消費狀況，實施差異化的金融發(fā)展與能源發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)金融發(fā)展與節(jié)能減排激勵相容，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）與能源消費之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即隨著經(jīng)濟增長水平的提高，金融發(fā)展對能源消費產(chǎn)生先增強后減弱的作用；在經(jīng)濟發(fā)展處于低水平時，證券市場融資規(guī)模（FD2）的抑制作用不甚顯著，經(jīng)濟發(fā)展處于高水平時，能顯著降低能源消費水平；FDI規(guī)模（FD4）與能源消費之間不存在門檻效應(yīng)?？傮w來看，只有經(jīng)濟發(fā)展水平相對發(fā)達時，金融發(fā)展緩解能源消費壓力的作用才開始凸顯。進一步，比較各金融發(fā)展指標的經(jīng)濟增長水平門檻值，信貸規(guī)模降低能源消費的門檻較高，證券市場融資規(guī)模較低。所以，處于不同經(jīng)濟增長水平的省份，政策著力點要有所不同。東部發(fā)達省份需要制定信貸政策推動銀行信貸向綠色經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟傾斜，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)展影響能源消費的渠道看，經(jīng)濟增長增強了信貸規(guī)模和金融業(yè)競爭程度對能源消費的影響，經(jīng)濟增長渠道發(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)新激勵機制和信貸支持政策，大力促進商業(yè)銀行技術(shù)創(chuàng)新項目融資，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)揮減少能源消費的作用。此外，結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，運用信貸和金融政策加大過剩產(chǎn)能的淘汰力度，嚴格執(zhí)行環(huán)保限產(chǎn)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，加快建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會，推進美麗中國建設(shè)。

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