曾勝　張明龍

摘要：綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排的影響，不僅會(huì)隨著投資規(guī)模的增長(zhǎng)而發(fā)生變化，還會(huì)因投資領(lǐng)域和方式的不同而有所差異，從而會(huì)存在非線性關(guān)系和投資種類的異質(zhì)性。采用2003—2019年中國(guó)省級(jí)區(qū)域面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型（SDM）和半?yún)?shù)面板空間滯后模型的分析表明：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平和碳排放強(qiáng)度均具有顯著的空間正相關(guān)性和空間溢出效應(yīng);綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有“U型”或“N型”的非線性影響，對(duì)碳排放強(qiáng)度則具有“倒U型”或“倒N型”的非線性影響，目前總體上表現(xiàn)出從抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排轉(zhuǎn)變的趨勢(shì);不同種類的綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的影響具有明顯異質(zhì)性，相比環(huán)保投資和生產(chǎn)性綠色投資，綠色企業(yè)融資的增加更有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排;碳排放強(qiáng)度具有中介效應(yīng)，即綠色投資可以通過(guò)影響碳排放強(qiáng)度作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。一方面，要建立和完善區(qū)域聯(lián)動(dòng)機(jī)制，有效利用經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排的空間溢出效應(yīng);另一方面，要持續(xù)加大綠色投資規(guī)模和領(lǐng)域，并對(duì)各類綠色投資實(shí)施差異化策略以提高投資質(zhì)量和效益，充分發(fā)揮綠色投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排的作用，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境改善的共贏。

關(guān)鍵詞：綠色投資;經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展;碳排放強(qiáng)度;非線性關(guān)系;半?yún)?shù)面板空間滯后模型

中圖分類號(hào)：F061.5;F830.59文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1674-8131（2021）0-0069-16

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出：“我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的攻關(guān)期”。這是對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段變化和現(xiàn)在所處關(guān)口作出的一個(gè)重大判斷（林兆木，2018）[1]。在中國(guó)的工業(yè)化進(jìn)程中，粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特征明顯，能源消耗和環(huán)境污染等問(wèn)題凸顯（林伯強(qiáng)等，2018）[2]。為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)變，必須提高綠色投資、降低能耗、減少碳排放。作為負(fù)責(zé)任的大國(guó)，中國(guó)不僅兌現(xiàn)了在哥本哈根會(huì)議上的碳減排承諾，而且習(xí)近平主席在第七十五屆聯(lián)合國(guó)大會(huì)一般性辯論上更是提出了碳達(dá)峰和碳中和的“雙碳”目標(biāo)。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期，如何在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰、碳中和”目標(biāo)，已成為學(xué)界和政府部門(mén)重點(diǎn)關(guān)注的課題。

投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用，被認(rèn)為是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的快速增長(zhǎng)，投資規(guī)模也日益擴(kuò)大，但也出現(xiàn)了投資結(jié)構(gòu)性失衡的問(wèn)題。要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，必須優(yōu)化投資結(jié)構(gòu);要實(shí)現(xiàn)因此“碳達(dá)峰、碳中和”目標(biāo)，必須加大綠色投資力度。那么，綠色投資的增加能否有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排，三者在經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中具有怎樣的關(guān)系，是值得深入探討的議題。

已有文獻(xiàn)分別考察了綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排的影響，認(rèn)為綠色投資已成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措（張明龍，2020）[3]，也是減少碳排放的至關(guān)重要的手段之一（Lietal，2021）[4]。但相關(guān)研究缺乏對(duì)三者之間內(nèi)在聯(lián)系的深入探討，經(jīng)驗(yàn)分析中也未將三者納入統(tǒng)一的分析框架，且主要采用傳統(tǒng)的線性模型進(jìn)行分析，更少考慮空間因素的影響。有鑒于此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行深化和拓展研究，主要的邊際貢獻(xiàn)包括：一是在理論上進(jìn)一步探究綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的非線性影響以及碳排放強(qiáng)度在綠色投資影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中起到的中介作用;二是基于新發(fā)展理念從五個(gè)維度構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并運(yùn)用熵值法測(cè)算各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平;三是采用固定效應(yīng)空間杜賓模型和半?yún)?shù)面板空間滯后模型檢驗(yàn)綠色投資影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的非線性關(guān)系，并分析了不同類綠色投資的異質(zhì)性以及碳排放強(qiáng)度的中介作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，為尋求經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期間的有效動(dòng)力源，綠色投資日益受到關(guān)注。以可持續(xù)發(fā)展理論為基礎(chǔ)產(chǎn)生和發(fā)展起來(lái)的綠色投資是一種新型投資模式，相關(guān)研究對(duì)其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了初步探索，并肯定了綠色發(fā)展的積極作用。比如，張明龍（2020）分析表明，綠色投資可以通過(guò)投資乘數(shù)效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還可以通過(guò)市場(chǎng)化調(diào)節(jié)作用促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[3];廖顯春等（2020）認(rèn)為，綠色投資的增加也可以提升居民綠色福利[5]。然而，作為社會(huì)總投資重要組成部分的綠色投資，減少和消除環(huán)境污染是其主要目的之一，而這種非生產(chǎn)性投資目的可能會(huì)使其對(duì)生產(chǎn)性投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的資源環(huán)境問(wèn)題日益凸顯，為實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展必須進(jìn)行污染治理以減少環(huán)境污染，而污染治理需要投入大量資金。這種非生產(chǎn)性投資的上升會(huì)增加社會(huì)和企業(yè)的負(fù)擔(dān)，對(duì)財(cái)富積累及福利增進(jìn)產(chǎn)生不利影響;但綠色投資的增加也可以為企業(yè)提供改善生產(chǎn)工藝和生產(chǎn)流程的資金支持，有助于提高資源利用效率和提升綠色產(chǎn)品質(zhì)量。而經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是系統(tǒng)性、多維度的，對(duì)于不同的維度，綠色投資可能產(chǎn)生負(fù)面影響，也可能產(chǎn)生正面影響。因此，綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響是多種效應(yīng)交織在一起共同作用的結(jié)果，而且這些效應(yīng)本身也可能因發(fā)展階段、制度環(huán)境以及外部條件等的變化而發(fā)生作用方向及強(qiáng)度的變化，進(jìn)而使綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響在不同的情形下可能表現(xiàn)為促進(jìn)、抑制或不顯著多種關(guān)系。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)H1：綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在非線性關(guān)系。

2.綠色投資對(duì)碳排放的影響

目前國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)尚未對(duì)綠色投資與碳排放之間的關(guān)系展開(kāi)研究，而國(guó)外的相關(guān)研究則大多是將碳市場(chǎng)（或碳價(jià)格）作為研究綠色投資與可持續(xù)發(fā)展或低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型之間的工具或機(jī)制變量進(jìn)行分析。例如，Sachs等（2019）研究發(fā)，現(xiàn)綠色投資可以通過(guò)碳市場(chǎng)促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展[6];Dikau和Volz（2019）認(rèn)為，在綠色金融促進(jìn)綠色發(fā)展的過(guò)程中需要允許金融機(jī)構(gòu)制定碳價(jià)格[7]。也有學(xué)者將二者納入同一框架進(jìn)行分析，比如：Ren等（2020）對(duì)綠色金融、非化石能源使用與碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展指數(shù)的提高以及非化石能源的使用有助于降低碳排放強(qiáng)度[8];Shen等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，綠色投資與二氧化碳排放呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[9]。

根據(jù)約束效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)，本文認(rèn)為，綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響可能也是非線性的。一方面，綠色投資作為污染治理的專項(xiàng)資金具有其特殊性，不能投入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)。在現(xiàn)有資本、勞動(dòng)等要素不變的條件下，企業(yè)為實(shí)現(xiàn)短期利潤(rùn)最大化，可能會(huì)加大能源的投入，從而產(chǎn)生能源回彈效應(yīng)，導(dǎo)致碳排放增長(zhǎng)。在初期階段綠色投資規(guī)模較小，對(duì)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)和工藝改造的促進(jìn)不大，導(dǎo)致綠色產(chǎn)業(yè)尚不具備規(guī)模效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型緩慢。同時(shí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要更多的能源消耗，導(dǎo)致碳排放快速增長(zhǎng)并抵消綠色投資帶來(lái)的碳減排效果，形成能源回彈效應(yīng)。另一方面，隨著綠色投資規(guī)模的擴(kuò)大，在研發(fā)成本得到有效控制下綠色環(huán)保企業(yè)的生產(chǎn)工藝日趨完善，能源利用效率顯著提升，可以有效減少生產(chǎn)過(guò)程的碳排放。同時(shí)，綠色投資渠道的進(jìn)一步開(kāi)拓促使更多企業(yè)進(jìn)入綠色產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而可以進(jìn)一步抑制碳排放的增長(zhǎng)。因此，在不同情形下綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響可能是抑制或是促進(jìn)，也可能不顯著。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)H2：綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響存在非線性關(guān)系。。

3.綠色投資、碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展

溫室氣體排放的不斷增加導(dǎo)致全球氣候變暖，而二氧化碳是溫室氣體的主要成分。在人類社會(huì)發(fā)展過(guò)程中，絕大部分的二氧化碳排放來(lái)自工業(yè)和汽車領(lǐng)域?qū)δ茉吹南模@與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著密不可分的關(guān)系。Stokey（1998）認(rèn)為當(dāng)用于環(huán)境保護(hù)的投資無(wú)法彌補(bǔ)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程帶來(lái)的環(huán)境污染時(shí)，環(huán)境質(zhì)量會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展[10]。Ariga（2002）和Soretz（2003）基于波特假說(shuō)認(rèn)為，環(huán)境質(zhì)量改善或者環(huán)境規(guī)制變化，可以通過(guò)環(huán)保投入和生產(chǎn)技術(shù)更新等方式對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到導(dǎo)向性作用[11-12]。劉夢(mèng)和胡漢輝（2020）將高質(zhì)量發(fā)展分為經(jīng)濟(jì)的充分發(fā)展、平衡發(fā)展以綠色發(fā)展三種指數(shù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，碳排放有助于經(jīng)濟(jì)充分發(fā)展，但對(duì)經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展無(wú)明顯作用，而對(duì)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展具有明顯的抑制作用[13]?？梢?jiàn)，碳排放對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著影響，進(jìn)而綠色投資可能通過(guò)影響碳排放強(qiáng)度來(lái)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生間接作用。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)H3：碳排放強(qiáng)度在綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間具有中介效應(yīng)。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.模型構(gòu)建

空間計(jì)量模型分為空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。SDM考慮了被解釋變量的空間效應(yīng)是否依賴于本地區(qū)與鄰近地區(qū)的解釋變量，具有比SAR和SEM更一般形式，能有效地估計(jì)地區(qū)之間的溢出效應(yīng)。為分析“綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”和“碳排放強(qiáng)度”的影響及其非線性關(guān)系，本文借鑒徐斌等（2019）、林伯強(qiáng)和徐斌（2020）的研究[14-15]，并引入空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建如下空間計(jì)量模型（1）～（4）：

2.變量說(shuō)明

（1）“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的測(cè)算

關(guān)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵，目前尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)（楊文舉等，2018;馬茹等，2019;高培勇，2019）[18-20]，測(cè)算方法也有多種。有文獻(xiàn)采用單一指標(biāo)，如人均GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（陳詩(shī)一，2018）[21]，但其難以反映經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的多維特征?；邳h的十八屆五中全會(huì)提出的新發(fā)展理念以及綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建應(yīng)遵循的可獲取性、合理性與連續(xù)性等原則，參考魏敏和李書(shū)昊（2018）、曾勝（2019）、陳景華等（2020）的方法[22-24]，本文從創(chuàng)新發(fā)展、協(xié)調(diào)發(fā)展、綠色發(fā)展、開(kāi)放發(fā)展和共享發(fā)展5個(gè)維度選取28個(gè)指標(biāo)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的綜合評(píng)價(jià)體系，詳細(xì)見(jiàn)表1。

基于上述指標(biāo)體系，借鑒陳景華等（2020）的研究[24]，采用熵值法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)并測(cè)算得出經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。具體的測(cè)算步驟如下：第一，采用極差法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理;第二，采用熵值對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán);第三，依據(jù)各指標(biāo)權(quán)重計(jì)算各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平綜合指數(shù)。

（2）“碳排放強(qiáng)度”的測(cè)算

化石能源消費(fèi)和燃燒是二氧化碳（CO2）排放的主要來(lái)源。對(duì)CO2排放量的測(cè)度，一般采用系數(shù)法或物料平衡法。本文借鑒田云和陳池波（2019）的方法[25]，運(yùn)用碳排放系數(shù)法計(jì)算各地區(qū)能源消費(fèi)的CO2排放總量：

（3）“綠色投資”的測(cè)算

目前，對(duì)綠色投資的概念還未形成一個(gè)統(tǒng)一的界定。比如：Eyraud等（2013）認(rèn)為綠色投資是企業(yè)的一種社會(huì)責(zé)任投資[26]，而Krushelnytska（2018）認(rèn)為任何涉及能源效率和可再生能源以及廢物處理和回收、水污染治理、工業(yè)污染控制、生物多樣性保護(hù)、氣候變化緩解和適應(yīng)等的投資均是綠色投資[27]。國(guó)內(nèi)的早期研究大多將綠色投資與環(huán)保投資等同，隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題日益凸顯，綠色投資有了較為寬泛的定義（孟耀，2007）[28]。比如，廖顯春等（2020）認(rèn)為，“綠色”是指資源利用效率提升與環(huán)境質(zhì)量改善，“投資”是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力，因此，綠色投資是在有效提升資源利用效率、改善環(huán)境質(zhì)量的同時(shí)提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益的重要發(fā)展資源[5]。本文認(rèn)為，綠色投資是貫徹新發(fā)展理念，以環(huán)境污染治理為核心，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)效益、實(shí)現(xiàn)生態(tài)平衡、滿足社會(huì)發(fā)展的新型投資。

由于對(duì)綠色投資的定義不一，對(duì)綠色投資的測(cè)算也沒(méi)有形成統(tǒng)一的口徑。在區(qū)域?qū)用娴慕?jīng)驗(yàn)研究中，大多用環(huán)保投資來(lái)衡量綠色投資，但環(huán)保投資涵蓋的范圍比較窄，不能全面反映新發(fā)展理念下的綠色投資狀況。本文借鑒廖顯春等（2020）的方法[5]，在環(huán)保投資的基礎(chǔ)上增加生產(chǎn)性綠色投資（即水利建設(shè)投資和營(yíng)林投資），以反映綠色投資的社會(huì)效益;另外，為反映綠色投資的經(jīng)濟(jì)效益，也將綠色企業(yè)融資納入綠色投資范疇。鑒于綠色企業(yè)融資缺少省級(jí)層面的數(shù)據(jù)，借鑒張莉莉（2018）的方法[29]，從Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中選取與綠色環(huán)保概念相關(guān)的板塊企業(yè)為樣本

共選取了綠色節(jié)能照明、尾氣治理、廢物回收利用、污水處理、環(huán)保概念、美麗中國(guó)、大氣治理等53個(gè)概念板塊，包括相關(guān)上市公司和新三板掛牌企業(yè)共計(jì)864家。，以這些企業(yè)的各項(xiàng)融資的規(guī)模（即企業(yè)長(zhǎng)短期借款、IPO募集資金與配股及增發(fā)金額、企業(yè)應(yīng)付長(zhǎng)短期債券的總和）作為綠色企業(yè)融資指標(biāo)?？傊?，本文采用三種投資（即環(huán)保投資、生產(chǎn)性綠色投資以及綠色企業(yè)融資）之和來(lái)衡量“綠色投資”變量，并以2003年為基期進(jìn)行價(jià)格平減處理。

（4）控制變量

由于本文的被解釋變量為“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”和“碳排放強(qiáng)度”，而兩者的主要影響因素有所差異，因此需要選擇不同的控制變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)（莫龍炯等，2018;張明龍，2020;周琛影等，2021）[30][3][31]，模型（1）（2）（5）（7）（9）選取如下控制變量：“資本勞動(dòng)比”，以2003年為基期采用永續(xù)盤(pán)存法測(cè)量資本存量，然后除以就業(yè)人數(shù);“非國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比”，采用非國(guó)有固定資產(chǎn)投資額除以地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額來(lái)衡量;“市場(chǎng)化指數(shù)”，采用王小魯（2019）編制的各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量[32];城鎮(zhèn)化率，采用城鎮(zhèn)人口占年末總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。借鑒林伯強(qiáng)和徐斌（2020）以及趙桂梅等（2020）的研究[15][33]，模型（3）（4）（6）（8）選取如下控制變量：“年末總?cè)丝跀?shù)”“人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”“R&D經(jīng)費(fèi)占比”“第二產(chǎn)業(yè)在占比”。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2003—2019年中國(guó)30個(gè)省區(qū)市（不包括西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū)）為研究樣本，各變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《中國(guó)水利年鑒》《中國(guó)林業(yè)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)和各省區(qū)市的統(tǒng)計(jì)年鑒。為剔除價(jià)格因素的影響，所有價(jià)值變量均以2003年為基期進(jìn)行平減處理;同時(shí)，為降低數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)所有變量均取自然對(duì)數(shù)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.空間自相關(guān)性檢驗(yàn)與空間計(jì)量模型選擇

使用空間計(jì)量模型的前提是研究對(duì)象具有空間相關(guān)性，一般采用莫蘭指數(shù)（MoransI）進(jìn)行檢驗(yàn)：當(dāng)MoransI>0時(shí)，表示相鄰地區(qū)的水平值存在空間正相關(guān)性;MoransI<0時(shí)，表示相鄰地區(qū)的水平值存在空間負(fù)相關(guān)性;MoransI指數(shù)的絕對(duì)值越大則空間相關(guān)程度越高。利用空間權(quán)重矩陣W可以得到“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”和“碳排放強(qiáng)度”的全局MoransI，如表4所示。所有MoransI均為正，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明樣本期間的“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”和“碳排放強(qiáng)度”在樣本全域范圍內(nèi)都具有顯著的空間自相關(guān)性，即各地區(qū)自身的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度對(duì)周邊地區(qū)具有顯著的空間溢出效應(yīng)，因而有必要采用空間計(jì)量模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

在MoransI檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，需要對(duì)空間效應(yīng)計(jì)量模型進(jìn)行選擇。根據(jù)LM檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表5），實(shí)證分析可以選擇空間計(jì)量模型;進(jìn)一步的Wald檢驗(yàn)和LR似然比檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明空間杜賓模型（SDM）沒(méi)有退化為空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）;Hausman檢驗(yàn)結(jié)果則表明使用固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。因此，本文選擇固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行后文的模型分析。

2.空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

本文采用LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗(yàn)方法對(duì)模型（1）～（4）的各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明各個(gè)變量均是一階單整序列;Pedroni和Kao的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，數(shù)據(jù)滿足平穩(wěn)性，可以采用空間面板模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。依據(jù)模型選擇結(jié)果，采用固定效應(yīng)的SDM進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表6和表7所示所示?？臻g滯后回歸系數(shù)ρ均通過(guò)了10%顯著性水平檢驗(yàn)且為正值，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度均存在顯著的空間溢出效應(yīng)，這與MoransI檢驗(yàn)結(jié)果一致。另外，引入綠色投資二次項(xiàng)后，模型（2）和模型（4）的極大似然估計(jì)（Log-L）、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）均分別優(yōu)于模型（1）和模型（3）。

在模型（1）和（3）中，“綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”和“碳排放強(qiáng)度”影響的檢驗(yàn)不顯著，說(shuō)明從總體上看，綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度沒(méi)有顯著影響。但引入“綠色投資”的二次項(xiàng)后：在模型（2）中，“綠色投資”的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)為正，且均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間存在“U型”非線性關(guān)系;在模型（4）中，“綠色投資”的一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明綠色投資與碳排放強(qiáng)度之間存在“倒U型”的非線性關(guān)系?？梢?jiàn)，隨著綠色投資規(guī)模的不斷加大，其對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響從抑制轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)，而對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響從促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制。也就是說(shuō)，低水平的綠色投資并不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排，只有高水平的綠色投資才能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排。

3.半?yún)?shù)空間滯后模型估計(jì)結(jié)果

為進(jìn)一步探究綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、碳排放之間的非線性關(guān)系，將綠色投資納入非參數(shù)部分，采用半?yún)?shù)空間滯后模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果進(jìn)行比較，具體結(jié)果如表8所示

基準(zhǔn)模型為不可考慮空間因素的傳統(tǒng)回歸模型，表8中的基準(zhǔn)模型1和基準(zhǔn)模型2的具體形式分別如下：

從圖1可以看出，綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平產(chǎn)生了“N型”的非線性影響?！熬G色投資”的系數(shù)可劃分為四個(gè)區(qū)間：lnGI<4.55（區(qū)間1）、4.55≤lnGI<6.79（區(qū)間2）、6.79≤lnGI<8.50（區(qū)間3）、lnGI≥8.50（區(qū)間4）。在區(qū)間2和區(qū)間4，“綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)大于0，綠色投資促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，且區(qū)間4的促進(jìn)作用更明顯。在區(qū)間1和區(qū)間3，“綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)小于0，綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用，且區(qū)間1的抑制作用更為明顯。這與前文得出的“U型”非線性關(guān)系的結(jié)論有所不同，而“U型”關(guān)系很可能是“N型”關(guān)系的一部分?？傊?，綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間存在非線性關(guān)系，假說(shuō)H1得到驗(yàn)證。

從圖2可以看出，綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生了“倒N型”的非線性影響?！熬G色投資”的系數(shù)可劃分為三個(gè)區(qū)間：lnGI<5.0（區(qū)間1）、5.0≤lnGI<8.7（區(qū)間2）、lnGI≥8.7（區(qū)間3）。在區(qū)間1，“綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)大于0，綠色投資不利于碳減排;在區(qū)間2，“綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)在0上下震蕩，綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度沒(méi)有顯著影響;在區(qū)間3，“綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)小于0，綠色投資顯著促進(jìn)了碳減排。同樣，與前文得出的“倒U型”非線性關(guān)系的結(jié)論也有所不同，而“倒U型”關(guān)系很可能也是“倒N型”關(guān)系的一部分?？傮w而言，綠色投資與碳排放強(qiáng)度之間也存在非線性關(guān)系，假說(shuō)H2也得到驗(yàn)證。

4.不同綠色投資的異質(zhì)性影響

由于本文的“綠色投資”包括“環(huán)保投資（EI）”“生產(chǎn)性綠色投資（PGI）”和“綠色企業(yè)融資（GF）”3個(gè)部分，而這3種投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和企業(yè)行為的影響具有不同的機(jī)制，因而其對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的影響可能具有異質(zhì)性表現(xiàn)。為此，本文進(jìn)一步利用半?yún)?shù)面板空間滯后模型分別考察這三類綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的影響。圖3和圖4分別給出了不同的綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的非線性影響，雖然其表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，但在總體上看，綠色投資的增加具有從抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)。

（1）環(huán)保投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平具有“倒U型”的非線性影響。當(dāng)lnEI<3.4時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)小于0，環(huán)保投資增加會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)3.4≤lnEI<5.7時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)大于0，環(huán)保投資增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)lnEI≥5.7時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)，環(huán)保投資增加會(huì)抑制濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其原因可能在于，轉(zhuǎn)變企業(yè)生產(chǎn)方式以及調(diào)整地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)會(huì)付出巨大的經(jīng)濟(jì)代價(jià)，環(huán)保投資作為治理環(huán)境的專項(xiàng)資金，在初期的規(guī)模較小，無(wú)法彌補(bǔ)因經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展帶來(lái)的損失;隨著環(huán)保投資規(guī)模逐漸擴(kuò)大，企業(yè)在生產(chǎn)技術(shù)得到改善的同時(shí)也在一定程度上帶動(dòng)了就業(yè)量增加，促使地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提高。需要注意的是，環(huán)保投資很大程度上屬于政府對(duì)于環(huán)境治理的消耗型投資，當(dāng)達(dá)到一定規(guī)模時(shí)可以通過(guò)改善生態(tài)環(huán)境以提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，但超過(guò)一定規(guī)模后其經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益的不足可能逐漸顯現(xiàn)，導(dǎo)致繼續(xù)擴(kuò)大環(huán)保投資可能不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（2）生產(chǎn)性綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平具有近似“N型”的非線性影響。當(dāng)lnPGI<3.5時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)小于0，生產(chǎn)性綠色投資的增加會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)3.5≤lnPGI<5.5時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)大于0，生產(chǎn)性

綠色投資的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)5.5≤lnPGI<6.5時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)，生產(chǎn)性綠色投資的增加會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，其原因可能在于：一是由于生產(chǎn)性綠色投資賦能的綠色產(chǎn)業(yè)尚未形成產(chǎn)業(yè)規(guī)模，如水利建設(shè)和生態(tài)林業(yè)在GDP中的占比仍然較小，產(chǎn)業(yè)尚不具備規(guī)模優(yōu)勢(shì)難以發(fā)揮經(jīng)濟(jì)效益;二是由于缺乏長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)效益，無(wú)法吸引更多的社會(huì)資源流入綠色產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而無(wú)法帶動(dòng)就業(yè)和居民收入增長(zhǎng)，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響。當(dāng)lnPGI≥6.5時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)大于0，但作用點(diǎn)稀少，生產(chǎn)性綠色投資的增加能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展但作用不顯著。以水利建設(shè)和生態(tài)林業(yè)為主的生產(chǎn)性綠色投資往往會(huì)受限于地區(qū)的自然稟賦，加上投資收益的周期較長(zhǎng)，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的促進(jìn)作用有限。

（3）綠色企業(yè)融資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平具有“N型”的非線性影響。當(dāng)lnGF<2.9時(shí)，“綠色企業(yè)融資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)小于0，且作用點(diǎn)較為分散，綠色企業(yè)融資的增加在一定程度上抑制了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其原因可能在于，作為新生的投融資模式，綠色企業(yè)融資的規(guī)模較小，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不大。當(dāng)2.9≤lnGF<5.5時(shí)，綠色企業(yè)融資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)略微大于0，綠色企業(yè)融資的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了一定促進(jìn)作用。當(dāng)5.5≤lnGF<8.4時(shí)，綠色企業(yè)融資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)小于0，綠色企業(yè)融資的增加不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)lnGF≥8.4時(shí)，“綠色企業(yè)融資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的邊際效應(yīng)大于0，綠色企業(yè)融資的增加對(duì)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。綠色產(chǎn)業(yè)在綠色企業(yè)融資支持下逐漸形成規(guī)模效應(yīng)，企業(yè)也通過(guò)產(chǎn)能升級(jí)和優(yōu)勝劣汰等方式從污染行業(yè)退出轉(zhuǎn)向綠色環(huán)保行業(yè)，進(jìn)一步促進(jìn)綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展。

（4）環(huán)保投資對(duì)碳排放強(qiáng)度具有近似“W型”的非線性影響。當(dāng)lnEI<3.9時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)大于0，環(huán)保投資增加不利于碳減排。當(dāng)3.9≤lnEI<6.0時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)在0處震蕩，環(huán)保投資增加對(duì)碳排放的影響不明顯。當(dāng)lnEI≥6.0時(shí)，“環(huán)保投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”邊際效應(yīng)大于0，環(huán)保投資增加不利于碳減排。其原因可能在于：在初期大多數(shù)企業(yè)因治理污染成本較高不愿意改變現(xiàn)有的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式，且環(huán)保投資規(guī)模較小，持續(xù)采用傳統(tǒng)生產(chǎn)方式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)勢(shì)必會(huì)加大二氧化碳排放;隨著環(huán)保投資力度的加大，雖然對(duì)碳排放治理起到一定作用，但由于“能源回彈效應(yīng)”的存在，導(dǎo)致通過(guò)環(huán)保投資而獲得的碳減排效果可能小于預(yù)期，而且經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)對(duì)于能源的消耗也不斷增加，這可能會(huì)部分甚至完全抵消環(huán)保投資帶來(lái)的碳減排效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致碳排放強(qiáng)度的提升。

（5）生產(chǎn)性綠色投資對(duì)碳排放強(qiáng)度具有“U型”的非線性影響。當(dāng)lnPGI<3.2時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)大于0，生產(chǎn)性綠色投資增加不利于碳減排。當(dāng)3.2≤lnPGI<5.4時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)小于0，生產(chǎn)性綠色投資的增加有利于碳減排。生產(chǎn)性綠色投資的增加促進(jìn)了水利建設(shè)和生態(tài)林業(yè)等綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)可以降低CO2排放。當(dāng)lnPGI≥5.4時(shí)，“生產(chǎn)性綠色投資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正，生產(chǎn)性綠色投資增加不

利于碳減排。其原因可能在于，隨著經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展，企業(yè)成長(zhǎng)和居民生活對(duì)能源的消費(fèi)量快速增加，能源消費(fèi)總量快速增長(zhǎng)帶來(lái)的規(guī)模效應(yīng)超過(guò)生產(chǎn)性綠色投資帶來(lái)的減排效應(yīng)，從而表現(xiàn)為碳排放強(qiáng)度的提高。

（6）綠色企業(yè)融資對(duì)碳排放強(qiáng)度具有近似“M型”的非線性影響。當(dāng)lnGF<3.1時(shí)，“綠色企業(yè)融資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)較為分散，綠色企業(yè)融資增加對(duì)碳減排沒(méi)有顯著影響。綠色融資主要是針對(duì)綠色環(huán)保企業(yè)進(jìn)行融資，而在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期，由于綠色產(chǎn)業(yè)規(guī)模較小，綠色企業(yè)獲得的綠色融資也較少，不能起到有效減少碳排放的作用。當(dāng)3.1≤lnGF<8.8時(shí)，綠色企業(yè)融資規(guī)模逐漸增大，但對(duì)碳排放的影響總體上還是不大。當(dāng)lnGF≥8.8時(shí)，“綠色企業(yè)融資”對(duì)“碳排放強(qiáng)度”的邊際效應(yīng)小于0，綠色企業(yè)融資增加有利于碳減排。這主要是由于綠色企業(yè)獲得更多融資，激勵(lì)了其對(duì)低碳生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和利用，提高了能源利用效率，減少了二氧化碳排放，有效抑制了碳排放。

5.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了考察碳排放強(qiáng)度在綠色投資影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中是否具有中介作用，本文應(yīng)用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并使用Bootstrap統(tǒng)計(jì)值進(jìn)行二次檢驗(yàn)，以驗(yàn)證中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果如表9所示?！熬G色投資”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”的總體效應(yīng)為負(fù)但不顯著，對(duì)“碳排放強(qiáng)度”有顯著的正向影響，與前文分析結(jié)果基本一致;而中介變量“碳排放強(qiáng)度”對(duì)“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平”有顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明碳排放強(qiáng)度在綠色投資影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過(guò)程中存在中介效應(yīng)。進(jìn)一步檢驗(yàn)的Bootstrap統(tǒng)計(jì)量為-0.019，通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明存在中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的，假說(shuō)H3得到驗(yàn)證。

五、研究結(jié)論與對(duì)策建議

本文采用2003—2019年中國(guó)30個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型和半?yún)?shù)面板空間滯后模型分析綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的影響，研究結(jié)果表明：中國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平和碳排放強(qiáng)度均具有顯著的空間正相關(guān)性和空間溢出效應(yīng);綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在“U型”或“N型”非線性關(guān)系，對(duì)碳排放強(qiáng)度存在“倒U型”或“倒N型”非線性關(guān)系，目前總體上表現(xiàn)出從抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排轉(zhuǎn)變的趨勢(shì);不同種類的綠色投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的影響具有顯著的異質(zhì)性，隨著投資規(guī)模不斷增加，相比環(huán)保投資和生產(chǎn)性綠色投資，綠色企業(yè)融資更有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排;綠色投資可以通過(guò)影響碳排放強(qiáng)度作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，即碳排放強(qiáng)度在綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間具有中介效應(yīng)?？梢?jiàn)，綠色投資要有效發(fā)揮其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排的作用，不但要擴(kuò)大投資規(guī)模，而且要通過(guò)領(lǐng)域拓展和模式創(chuàng)新等提高投資質(zhì)量。尤其是環(huán)保投資和生產(chǎn)性綠色投資，當(dāng)其規(guī)模擴(kuò)大到一定程度后要警惕其可能帶來(lái)的負(fù)面影響?；谝陨辖Y(jié)論，提出如下對(duì)策建議：

第一，建立和完善區(qū)域聯(lián)動(dòng)機(jī)制，有效利用空間溢出效應(yīng)，共同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排。分析表明，無(wú)論是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，還是碳排放強(qiáng)度，都具有顯著的空間正相關(guān)性和空間溢出效應(yīng)。因此，各地區(qū)不但要努力推進(jìn)自身的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排，還要充分利用空間溢出效應(yīng)，通過(guò)區(qū)域聯(lián)動(dòng)來(lái)相互促進(jìn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)在提升本地區(qū)發(fā)展質(zhì)量的同時(shí)，應(yīng)積極利用自身的區(qū)位優(yōu)勢(shì)、資源優(yōu)勢(shì)、技術(shù)優(yōu)勢(shì)等，增強(qiáng)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，起到以點(diǎn)帶面的作用，逐步形成區(qū)域協(xié)作發(fā)展態(tài)勢(shì)，帶動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。而碳排放較高的地區(qū)也會(huì)帶動(dòng)鄰接地區(qū)碳排放的增長(zhǎng)，碳減排不是靠一方努力就能解決問(wèn)題的，需要加強(qiáng)區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控，共同制定碳排放減排措施，并建立和完善區(qū)域間利益協(xié)調(diào)機(jī)制，形成碳減排共同體。

第二，持續(xù)加大綠色投資規(guī)模和領(lǐng)域，并對(duì)各類綠色投資實(shí)施差異化策略以提高投資質(zhì)量和效益，助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。對(duì)于環(huán)保投資，當(dāng)達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，應(yīng)注意提高其經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益;環(huán)保投資通常更注重環(huán)境效益，但也應(yīng)積極探索新的投資方式和領(lǐng)域，力求在實(shí)現(xiàn)環(huán)境效益的同時(shí)也兼顧經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益，進(jìn)而促進(jìn)高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量發(fā)展。對(duì)于生產(chǎn)性綠色投資，需要縮短產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益的周期，并加快實(shí)現(xiàn)碳減排的速度;同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)地區(qū)之間的合作，增強(qiáng)綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)，促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)的提質(zhì)增效和跨區(qū)域碳減排。對(duì)于綠色企業(yè)融資，各地區(qū)應(yīng)不斷完善市場(chǎng)機(jī)制，擴(kuò)大綠色資金規(guī)模，豐富綠色融資產(chǎn)品，滿足綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)資金的需求，為不同綠色環(huán)保企業(yè)提供個(gè)性化多樣化的融資渠道和服務(wù)，助力綠色產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)和發(fā)展，進(jìn)而更有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和碳減排。

本文雖然采用半?yún)?shù)空間計(jì)量模型著重探討了綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展以及綠色投資與碳排放強(qiáng)度之間的非線性關(guān)系，也探索了碳排放強(qiáng)度在綠色投資與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介效應(yīng)，得到了一些有益的結(jié)論。但未進(jìn)一步探索碳排放強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，在中介效應(yīng)分析中未將空間因素納入研究范疇，有待后續(xù)運(yùn)用更加復(fù)雜的空間計(jì)量模型進(jìn)一步揭示綠色投資、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展與碳排放強(qiáng)度三者之間的內(nèi)在關(guān)系和作用機(jī)制。

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（編輯：劉仁芳）