【摘 要】 文章從綠色金融的發(fā)展理念出發(fā)，重點關注近年來發(fā)展迅猛的綠色債券市場對經濟發(fā)展的影響作用。作者將與“一帶一路”戰(zhàn)略相關的18個省份按照是否發(fā)行了綠色債券分為兩組，使用雙重差分的方法估計了綠色債券的發(fā)行對城市經濟增長的影響。研究發(fā)現，綠色債券的發(fā)行在一定程度上促進了地區(qū)經濟的發(fā)展，但因時間太短并不能完全解釋地區(qū)的經濟增長。

【關鍵詞】 一帶一路;綠色債券;經濟增長;雙重差分

一、引言

習近平總書記在2013年提出“一帶一路”倡議并著手布局，這一倡議的開通為我國金融開放和經濟發(fā)展帶來了諸多機遇。共建綠色“一帶一路”是“一帶一路”頂層設計的重要內容。近年來，在綠色發(fā)展理念的引領下，在經濟發(fā)展的同時環(huán)境保護問題愈加被重視，中國綠色金融發(fā)展迅速，在多方面取得突出成績，充分體現了中國在全球氣候變暖危機下的積極應對策略，并為中國對外合作提供舞臺。其迅猛的發(fā)展為中國經濟增添可持續(xù)動力，在長期來看會提升經濟發(fā)展質量，帶來諸多環(huán)境紅利和正的外部性，其中綠色債券的發(fā)展勢頭尤為突出。

中國債券市場自財政部在1981年決定恢復國債發(fā)行以來，歷經三十余年發(fā)展，債券品種不斷增加，整體規(guī)模顯著提升。截至2017年末，我國債券市場主要債券存量規(guī)模達到74.14萬億元，規(guī)模繼續(xù)擴大，①而同期的股票市值為56.62萬億元，可以看出，債券市場已遠超股票市場的規(guī)模。自2015年開始，我國金融監(jiān)管機構逐步構建起中國的綠色債券市場機制，由中國人民銀行引領著國內的綠色債券市場逐漸啟動。2016年是綠色債券在我國市場上取得突破性進展的一年，不含有綠色資產支持債券，全年共發(fā)行49只境內“貼標”綠色債券，總發(fā)行規(guī)模達到1985.3億元，其中綠色金融債券的發(fā)行規(guī)模最大，為1580億元，占總發(fā)行規(guī)模的比重為79.6%，其他類別的綠色債券發(fā)行規(guī)模相對較少，綠色公司債券為182.4億元、綠色企業(yè)債券140.9億元、綠色債務融資工具82億元。2017年中國大陸境內72個發(fā)行主體發(fā)行貼標綠色債券規(guī)模達2083.8億元，包括金融債、企業(yè)債、公司債、中期票據、短期融資券和資產支持證券等各類債券113只。我國成為全球最大的綠色債券發(fā)行國。

債券的發(fā)行對于經濟發(fā)展所產生的作用有其內在的作用機制，通常情況下，債券市場會影響貨幣供給量、利率、居民消費和政府投資等，從而影響經濟發(fā)展。綠色債券的發(fā)行讓可持續(xù)基礎設施解決方案更易獲得資金支持，對綠色債券的關注度不斷提升也鼓勵資金投向可再生能源、能效項目、廢物處理和氣候變化適應性等項目。對綠色債券的巨大需求給建設更環(huán)保的基礎設施提供了切實的動力，意味著有更多的資金流向可驗證的、可持續(xù)發(fā)展的項目，拓展了投融資渠道。綠色債券市場的發(fā)展使得環(huán)保行業(yè)得到更加優(yōu)質的社會資源，同時也分散了投融資者的風險。

本文從實證的結果入手，使用雙重差分的方法，識別出綠色債券對經濟增長的凈效應，探討在國內方興未艾的綠色債券在“一帶一路”相關省份的經濟發(fā)展中是否扮演了重要的作用以及其影響效果是否在開始的幾年里有顯著的表現，為未來綠色債券發(fā)行起到一定的政策指引作用。

二、文獻綜述

1、金融發(fā)展與經濟增長關系研究

金融發(fā)展與經濟增長之間的關系向來是西方經濟學術界研究的熱點。貨幣學派和新古典經濟學派均認為貨幣與經濟增長沒有實質性的關系，而現在的研究更加偏重于金融發(fā)展與經濟增長之間存在一定的因果關系，且分為三種觀點。第一種是供給主導論，主要代表人物為Pagano（1993），Levine（1997），Goldsmith（1969），Diamond和Dybvig（1983）等，該觀點認為金融發(fā)展促進了經濟增長;[1][2]第二種是需求遵從論，主要代表人物為Patrick（1966），Robinson（1952），Stem（1989），王林輝（2008），楊林（2008）等，該觀點認為金融發(fā)展附屬于經濟發(fā)展;第三種是金融抑制論，主要代表人物為Walter Bagehot（1873），McKinnon和Shaw（1973），[3]Van Wijnbergen（1983）等，該觀點認為金融的發(fā)展會抑制經濟增長，二者是負相關關系。[3]此外還有雙向因果論，認為二者互相影響。

在實證研究層面也有許多進展，1969年Goldsmith通過使用35個國家103年間的數據，研究發(fā)現金融發(fā)展與經濟增長之間總是同步發(fā)生的，首次實證印證了二者之間存在聯系。1993年King和Levine通過更多的數據和金融指標，研究了二者影響關系和渠道，[4]并加入了控制變量，更為嚴謹的實證了二者之間的正相關關系。Kar在2011年實證研究了二者之間的因果方向，發(fā)現具有很大的國別差異，這與樣本國家的金融市場發(fā)展程度和金融體制有很大的關系。在中國學術界，從90年代后期開始逐漸關注金融發(fā)展與經濟增長之間的關系問題，且多從金融制度方向來尋找適合中國的金融發(fā)展道路。21世紀初期，中國開始運用實證檢驗的方法來研究二者之間的關系，此類文章也越來越豐富，使用數據更為詳實，實證方法更為嚴謹，研究內涵也更為細致。談儒勇在1999年使用六年的中國季度經濟與金融指標數據，通過線性回歸分析發(fā)現，金融發(fā)展對經濟增長具有正向的促進作用。[5]趙振全等于2007年通過多元門限模型對金融發(fā)展和經濟增長之間的關系進行了實證檢驗，發(fā)現二者存在明顯的非線性關系。[6]李濤等于2016年還研究了普惠金融與經濟增長之間的關系，通過跨國數據的實證研究發(fā)展僅投資資金來自銀行的企業(yè)比率這一指標對經濟增長有顯著的負面影響，且不同經濟體之間存在異質性。[7]

2、債券市場與經濟增長關系研究

作為金融市場中體量巨大的債券市場，其對經濟增長的影響關系研究已經有了很多前人的豐富成果，在理論方面的研究對象主要包括公債和公司債，主要論點分為正效應論、負效應論和中性論三種。實證研究方面，1998年Richard G. Anderson，Dennis L. Ho. Man和Robert H. Rasche利用美國1955-1998年的相關數據構建模型，實證結果顯示宏觀經濟指標GDP與債券存量之間有相關關系。[8]2003年陳嘉明實證結果顯示公司債券對經濟增長的正向作用大于股票市場，銀行貸款對經濟的推動作用排在最后。[9]2010年段青的研究顯示，我國債券市場與經濟發(fā)展在短期看沒有顯著關系，但長期存在均衡關系，并建議進一步完善我國債券市場。[10]

3、綠色債券與經濟增長關系研究

然而對于綠色債券對經濟增長所產生的影響研究卻并不多見，一方面綠色債券在中國發(fā)行時間尚短，研究方向主要集中于綠色金融對于經濟發(fā)展的影響，以及綠色債券的發(fā)行標準、發(fā)展趨勢、風險特征、現狀與展望等;另一方面，綠色債券市場的數據較難獲取，研究主要從理論方面入手，少有實證分析。

三、研究設計

要研究綠色債券的發(fā)行是否促進了城市經濟發(fā)展，可以比較該地區(qū)在發(fā)行綠色債券前后兩個時期經濟狀況的變化。然而，影響經濟發(fā)展的因素有很多，一個地區(qū)在發(fā)行了綠色債券之后經濟狀況得到了提升，其原因可能并非與綠色債券的發(fā)行有關，而是其他宏觀環(huán)境或者政策變化的影響;而經濟狀況變差也并非一定是沒有發(fā)行綠色債券的后果，可能是其他負面因素的沖擊。因此，本文使用雙重差分的方法來過濾掉其他可能因素的干擾，更有利于研究發(fā)行綠色債券對地區(qū)經濟增長的影響。

1、模型設計

作為常用的評價政策效果的實證方法之一，雙重差分法目前已經得到廣泛的應用，而本文將這一方法應用于債券發(fā)行對經濟影響這一問題之中，應用雙重差分方法的原理，構造發(fā)行了綠色債券的處理組和始終未發(fā)行綠色債券的對照組，通過控制其他影響經濟發(fā)展的變量，對比發(fā)行前后處理組和對照組之間經濟發(fā)展狀況的差異，從而解釋二者之間的關系。

在本文的研究中，使用各省人均GDP作為被解釋變量，用變量crgrit來表示i省份在t年時是否發(fā)行了綠色債券：發(fā)行了綠色債券的當年及此后各年取值為1，否則為0，具體的回歸方程為：

其中，yit是被解釋變量，zit為控制變量，α1系數就反映了綠色債券的發(fā)行對于省份經濟增長的平均影響。

2、樣本選擇與描述統計

（1）被解釋變量。“一帶一路”最終版規(guī)劃中重點圈定了18個省份，包括西部6省中的新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內蒙古;東北3省中的黑龍江、吉林、遼寧;西南3省中的廣西、云南、西藏，南方5省中的上海、福建、廣東、浙江、海南;內陸地區(qū)則是重慶。本文以這18個省份的經濟發(fā)展情況即人均GDP的對數作為研究的被解釋變量。

（2）核心解釋變量。對于綠色債券的數據分析方面，本文選取2016-2017年發(fā)行的綠色金融債、綠色公司債和綠色企業(yè)債，通過查詢各債券的發(fā)行公告和募集說明書，確定其募集資金的主要投向，表示為虛擬變量來作為本文研究的解釋變量。②cr為區(qū)域虛擬變量（0，1），cr=0表示在2016年該省未發(fā)行綠色債券，cr=1表示發(fā)行了綠色債券。gr為時間虛擬變量（0，1），gr=0表示綠色債券發(fā)行前，gr=1表示綠色債券發(fā)行后。crgr為核心解釋變量，代表了綠色債券的發(fā)行對省份經濟增長的影響。

（3）控制變量。為了排除其他因素的影響，本文選取政府規(guī)模、固定資產投資增長率（不含農戶）、第二產業(yè)發(fā)展水平、第三產業(yè)發(fā)展水平、城市化水平、教育水平、專利授權量作為控制變量。

本文所用數據樣本為“一帶一路”相關18個省份2013-2017年的面板數據，總樣本量為90，選取自中國國家統計局官網、各省份2013-2017年國民經濟和社會發(fā)展統計公報、各省份財政局及教育局網站等。③主要變量及其計算方法如表1所示：

表2為各變量的描述性統計結果。

四、發(fā)行綠色債券與地區(qū)經濟增長的實證分析

1、雙重差分法的適用性檢驗

使用雙重差分方法進行分析的主要目的是剔除掉其他因素的影響，[11]因此需要滿足兩個假設前提。

假設前提一：綠色債券的發(fā)行是否受到經濟增長的影響

綠色債券的發(fā)行在一定程度上會受到地區(qū)金融的開放程度的影響，因此在國內第一批發(fā)行綠色債券尤其是綠色金融債的所在地可能會與經濟發(fā)展程度存在一定的相關性，然而國內市場一旦開始變得活躍，其發(fā)行主體將擴大范圍，涵蓋到其他與綠色項目相關的企業(yè)。鑒于這一可能出現的相關性問題，并使得前提假設得以保證，本文在判定綠色債券所在地時主要依據于所發(fā)行的綠色債券募集到的資金的投向，關注于投資項目的所在地而非發(fā)行主體所在地，可以保證處理組和對照組在實證中所得到的對比結果的有效性。

假設前提二：發(fā)行綠色債券之前各省份人均GDP的走勢是否有相同趨勢

發(fā)行了綠色債券的省份和仍未發(fā)行綠色債券的省份在發(fā)行綠色債券之前的經濟增長趨勢不應該存在系統性差異，或者即使存在一些差異，這種差異也是固定的，即二者的發(fā)展趨勢是一致的。

由圖1可以看出，在2016年發(fā)行綠色債券的時間節(jié)點之前，處理組和對照組的經濟增長趨勢是相同的，沒有明顯的系統性差異，滿足假設前提二，可以使用雙重差分方法。

2、基準回歸分析

本文運用stata14.0軟件對數據進行分析研究，根據BP-LM檢驗的結果，使用混合OLS模型對變量進行回歸分析，將未加政府規(guī)模、固定資產投資增長率（不含農戶）、第二產業(yè)發(fā)展水平、第三產業(yè)發(fā)展水平、城市化水平、教育水平、專利授權量等控制變量時的回歸設定為模型1，加入控制變量后的回歸設定為模型2。變量固定資產投資增長率（不含農戶）不顯著，因此回歸結果報告如表3所示：

由表3中結果可以看出，雖然在加入控制變量之前，解釋變量crgr不顯著，但是在加入了其他控制變量之后，解釋變量在5%的顯著性水平下顯著，其系數為0.1064211，說明發(fā)行綠色債券對于“一帶一路”相關省份經濟增長的影響效果顯著為正，可以促進經濟發(fā)展。其他變量方面，政府規(guī)模對于經濟增長有顯著的正向作用，一般財政的預算支出占全省GDP的比重越大，說明政府在地區(qū)經濟中作用愈加突出，體現了政府在經濟發(fā)展中的影響。固定資產投資增長率（不含農戶）變量不顯著，因此在模型中予以剔除。產業(yè)結構變量對地區(qū)經濟增長的影響也十分顯著，說明產業(yè)結構因素對地區(qū)經濟有明顯的影響，但其系數為負，說明第三產業(yè)相較于第二產業(yè)比重越大反而阻礙了經濟增長。城市化水平顯著為正，城鎮(zhèn)化進程對經濟發(fā)展有促進作用。居民受教育水平和創(chuàng)新能力也在一定程度上對地區(qū)經濟起到促進作用。

3、穩(wěn)健性檢驗

對于雙重差分方法的使用有著嚴格的條件需要滿足，在完成基本回歸后仍需要對實證進行穩(wěn)健性檢驗。[12]

（1）共同趨勢檢驗。首先來進一步確認兩組省份之間是否存在系統性差異，即那些發(fā)行了綠色債券和未發(fā)行綠色債券的省份之間的經濟發(fā)展變動趨勢在去除掉綠色債券的發(fā)行這一因素而只考慮區(qū)域因素時，本身就是不一致的。cr是地區(qū)虛擬變量，通過將其作為解釋變量對被解釋變量lngdpp進行回歸分析，可以得以檢驗這一問題。如果兩組省份之間的地區(qū)虛擬變量的系數是顯著的，即區(qū)域因素顯著影響了被解釋變量經濟增長，說明存在系統性差異，表3的結果不夠可信;反之，如果地區(qū)虛擬變量系數不顯著，則說明兩組省份之間的經濟變動趨勢不存在系統性差異，檢驗結果具有穩(wěn)健性。

不同省份之間共同趨勢的檢驗結果如表4所示，可以看到，cr變量在加入或未加入控制變量時均不顯著，這表明如果剔除掉發(fā)行綠色債券這一因素的影響，處理組和對照組中不同省份之間的地區(qū)因素不會對經濟發(fā)展產生顯著性影響，二者的經濟變動中沒有顯著的地域性差異，其變動的趨勢較為統一，因此得以證實表3中的結果是穩(wěn)健可信的。

（2）反事實檢驗。通過了共同趨勢檢驗以驗證結果的穩(wěn)健性后，本文又繼續(xù)對回歸數據進行了反事實檢驗。通過改變綠色債券發(fā)行的時間節(jié)點，設定2014年為綠色債券的發(fā)行元年，④且處理組中的省份均在這一年發(fā)行了綠色債券，如果此時新的解釋變量crgr14依然顯著，則違反了反事實檢驗，說明經濟增長可能來源于其他方面因素的影響，而非綠色債券發(fā)行的結果。

反事實檢驗的結果如表5所示，可以看到在未加入控制變量時，新的解釋變量不顯著，但在加入了一系列控制變量后，假象的綠色債券發(fā)行時間在10%的顯著性水平下顯著，說明“一帶一路”相關省份的經濟增長還受到了其他一些因素的影響，綠色債券的發(fā)行不能完全解釋對經濟增長的促進作用。

五、結論

“一帶一路”中地區(qū)經濟的發(fā)展水平受到很多因素的影響，本文以18個省份為例，通過雙重差分的實證方法，對于綠色債券的發(fā)行是否顯著促進了“一帶一路”相關地區(qū)的經濟增長進行了檢驗，研究結果表明，綠色債券的發(fā)行可以顯著提升“一帶一路”相關省份的人均生產總值，起到了促進經濟增長的效果，且通過了共同趨勢的穩(wěn)健性檢驗。然而從反事實檢驗的結果中可以看出，一方面綠色債券并不是這些省份經濟增長的全部因素，除了文中的控制變量以外仍然有其他方面的重要因素起到了作用，為未來研究“一帶一路”相關省份的經濟增長因素做出了貢獻。另一方面，綠色債券僅在我國發(fā)行了三年，對于經濟增長的作用并不那么凸顯，具有一定的滯后性，未來有著更大的潛力等待釋放。

【注 釋】

① http：//bond.hexun.com/2018-02-27/192517997.html.

② 本文對于有明確募集資金投資方向的，將項目所在地作為該綠色債券的發(fā)行地，對于沒有明確募集資金投資方向的，以公司所在地作為該綠色債券的發(fā)行地。2013-2015年綠色債券虛擬變量均為0，2016年發(fā)行了綠色債券的，該地2016-2017年綠色債券的虛擬變量為1，反之為0.

③ 缺失數據由Eviews軟件進行回歸得到的預測值替代.

④ 鑒于數據的限制，2013年無法進行檢驗，2015年與實際時間節(jié)點過于接近，因此設定2014年進行反事實檢驗的時間節(jié)點.

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【作者簡介】

陳玫羽（1995—）女，漢族，陜西西安人，西北大學經濟管理學院研究生，研究方向：綠色金融.