科技創新與經濟高質量發展研究

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摘要：文章基于2012—2021年我國30個省份的面板數據，運用熵值賦權法測算金融發展、科技創新與經濟高質量發展的綜合指數，并通過面板門限回歸模型研究金融發展與經濟高質量發展之間的線性和非線性關系，以及不同科技創新水平下金融發展對經濟高質量發展影響的變化。結果顯示：金融發展及其分類指標均對我國經濟高質量發展具有正向促進作用，且經濟高質量發展水平的提高能夠強化金融發展水平、金融發展規模以及金融發展效率的促進作用；金融發展對經濟高質量發展的促進作用具有科技創新的門限效應，其促進作用隨科技創新水平的不斷提高而持續增強；科技創新對金融發展分類指標的支持作用存在差異，對金融發展規模的支持作用較強，對金融發展效率的支持作用較弱。

關鍵詞：金融發展；科技創新；經濟高質量發展；面板門限回歸模型

引言:金融發展是經濟高質量發展的重要影響因素，對經濟高質量發展的影響呈現持續增強的趨勢。在經濟高質量發展階段，我國經濟增長逐漸由生產要素驅動轉變為創新驅動，科技創新逐步成為推動我國經濟增長的核心引擎[1]，一方面科技創新需要得到金融業的大量資金支持，另一方面，科技創新水平的提高又能夠對經濟實現高質量發展做出貢獻[2]，因此，科技創新在金融發展促進經濟高質量發展的過程中具有不容忽視的作用。在金融發展與經濟高質量發展的相關研究中，楊友才等（2019）[3]發現金融資源配置效率對經濟發展具有正向影響；趙玉龍（2019）[4]的研究結果也表明金融發展能夠通過資源配置效率的提高促進經濟高質量發展；林昌華（2020）[5]研究發現金融發展的各個維度對我國經濟發展質量的提高均具有正向促進作用。在金融發展與科技創新的相關研究中，羅嘉雯和陳浪南（2013）[6]發現金融發展規模和金融發展效率均對科技創新具有促進作用；李苗苗等（2015）[7]指出金融發展分類指標影響技術創新的作用效果存在差異；屠年松和方玉（2017）[8]也認為金融發展分類指標對科技創新的作用不盡相同。在科技創新與經濟高質量發展的相關研究中，李光龍和范賢賢（2019）[9]研究發現，科技創新對長江經濟帶經濟高質量發展的驅動作用存在門限效應；董小君和石濤（2020）[10]的研究結果表明，科技創新對經濟高質量發展具有正向驅動作用。在現有研究中，學者們對經濟高質量發展、金融發展和科技創新的研究主要集中于兩兩之間的關系，而忽視了三者之間處于一個共同系統的關聯性。因此，本文在已有文獻的研究基礎上，首先，對金融發展促進經濟高質量發展的影響效應進行論證，分析金融發展與經濟高質量發展之間的線性關聯；其次，進一步探討在不同的科技創新水平下，金融發展對經濟高質量發展影響的變化，即驗證金融發展與經濟高質量發展之間的非線性關聯；最后，根據本文的研究結果，結合我國經濟社會的發展現狀及未來發展目標，提出加快經濟高質量發展的建議，為我國金融發展助推經濟高質量發展提供新思路。

1研究設計

1.1模型構建

本文借鑒彭星和李斌（2015）[11]、鄧峰和陳春香（2020）[12]的研究，通過面板門限回歸模型，檢驗金融發展對經濟高質量發展影響的變化，構建如下模型：HEDit=a0+a1FDitI(gitθ)+a2FDitI(git>θ)+a3Controlsit+uit（1）其中，HED表示經濟高質量發展水平；FD表示金融發展水平；Controls表示控制變量；I(·)表示示性函數；g表示門限變量，即科技創新水平ST；θ表示門限值；i表示省份，t表示年份；u表示隨機干擾項。為進一步考察金融發展與經濟高質量發展的內在聯系，本文還以金融發展的分類指標（金融發展規模FS和金融發展效率FE）作為核心解釋變量，通過式（1）再次進行回歸。上述模型為單一門限效應回歸模型的表達式，即模型中僅有一個門限值，若實證研究過程中發現存在兩個門限值，則對式（1）進行略微調整，使其存在兩個門限值即可。財經縱橫

1.2變量選取

根據本文的模型設定以及研究需要，構建經濟高質量發展、金融發展和科技創新的綜合指標評價體系，如表1所示。經濟高質量發展水平（HED）參考茹少峰和周子鍇（2019）[13]的研究，主要通過經濟發展、生態環境以及社會福利這三個方面因素進行衡量。金融發展水平（FD）主要以金融發展規模和效率這兩個方面的因素進行衡量?？萍紕撔滤剑⊿T）參考王慧艷等（2019）[14]的研究，主要通過科技創新的投入與產出對其進行衡量。綜合指標根據熵值賦權法測算，各代理指標選取以及指標權重見表1。在控制變量方面，本文選取投資水平（IL）、城鎮化水平（UL）和基礎設施建設水平（IC）。其中，投資水平以固定資產投資占GDP的比重作為代理指標，城鎮化水平以城鎮人口占總人口的比重作為代理指標，基礎設施建設水平以道路總長度與總人口之比作為代理指標。

1.3數據來源與描述性統計

本文以我國30個省份（不含西藏和港澳臺）為研究對象，以2012—2021年作為研究時間范圍?？紤]到數據的科學性和可獲得性，各變量數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國金融年鑒》和EPS數據庫。變量的描述性統計如表2所示?？梢钥闯觯洕哔|量發展水平的標準差為0.0849，最大值為0.9220，最小值為0.0311，表明我國省級經濟高質量發展水平具有較大差距，但大部分省份之間的差距較小，這也從側面反映出我國各省份之間的經濟高質量發展水平可能具有連續的梯度現象。其他各變量與經濟高質量發展水平類似，基本符合我國經濟社會發展的客觀現實。

2實證分析

2.1基準面板回歸分析

表3為基準面板模型的回歸結果，展示了金融發展與經濟高質量發展之間的線性關聯關系?？梢钥闯觯瑹o論是固定效應模型還是隨機效應模型，金融發展水平的系數均在1%水平上顯著為正，表明金融發展對我國經濟高質量發展具有顯著的促進作用，且這一結論具有一定的穩健性。具體來看，金融發展水平的各分類指標均在1%或5%的水平上顯著為正，表明金融發展能夠從多角度對我國經濟社會的高質量發展產生正向影響。另外，金融發展的分類指標對經濟高質量發展的促進效果存在較大差異，其中，金融發展規模的促進作用相對較大，金融發展效率的促進作用相對較小。各模型中科技創新水平的系數均在1%水平上顯著為正，表明科技創新能夠有效提高我國經濟高質量發展水平，有利于我國經濟的可持續發展，且科技創新對經濟高質量發展的促進作用大于金融發展及其分類指標的促進作用，再次表明我國經濟增長的主要驅動方式已逐漸轉變為創新驅動，科技創新對我國經濟的高質量發展具有深遠影響。

2.2以經濟高質量發展水平為門限變量的回歸分析

對于門限效應的檢驗，本文利用Bootstrap法自舉抽樣500次，結果見下頁表4。在以金融發展水平為核心解釋變量的模型中，單一門限模型在1%的水平上顯著拒絕不存在門限效應的原假設，表明這一模型中存在單一門限效應。同理可知，在核心解釋變量為金融發展水平分類指標的模型中，即以金融發展規模和金融發展效率為核心解釋變量的模型，其中同樣存在單一門限效應.在門限效應的真實性檢驗中，本文采用似然比統計量（LR）進行驗證，圖1至圖3展示了門限效應真實性的檢驗結果。由于在以金融發展水平及其分類指標為核心解釋變量的三個模型中，門限值均為0.3221，因此，本文僅對金融發展水平作為核心解釋變量的模型的檢驗結果進行說明。由圖1可知，在LR統計量取值為0時，門限效應的估計值處于臨界值（虛線）下方，表明在95%的置信區間內，門限效應的估計值與真實值相等。因此，在以金融發展水平作為核心解釋變量的面板門限回歸模型中，其門限估計值具有真實性。同理可知，在以金融發展規模和金融發展效率作為核心解釋變量的模型中，其門限估計值也具有真實性。由表5中面板門限回歸模型的回歸結果可知，金融發展水平的影響系數均通過了顯著性檢驗，表明金融發展對經濟高質量發展產生了顯著的促進作用，具體表現是：在經濟高質量發展水平低于門限值時，金融發展水平對經濟高質量發展的促進作用相對較??；當經濟高質量發展水平跨過門限值時，金融發展水平的影響強度和作用大小均有所增加。這表明我國金融發展與經濟高質量發展之間具有非線性關系，在不同的經濟高質量發展水平下，金融發展對經濟高質量發展的促進作用隨經濟高質量發展水平的提高而得到顯著增強。換言之，經濟高質量發展水平的提高強化了金融發展對經濟高質量發展的正向促進作用。類似于綜合指標金融發展水平，金融發展規模與經濟高質量發展之間同樣具有非線性關系，在不同的經濟高質量發展水平下，金融發展規模對經濟高質量發展的作用差異更大，具體表現是：在經濟高質量發展水平低于門限值時，金融發展規模對經濟高質量發展水平的促進作用尚不顯著，只有當經濟高質量發展水平跨過門限值時，金融發展規模的系數才在5%的水平上顯著為正。這一結果同樣表明，金融發展規模對經濟高質量發展的促進作用也隨著經濟高質量發展水平的提高而得到增強，即經濟高質量發展水平的提高同樣強化了金融發展規模對經濟高質量發展的影響效果。此外，模型5的回歸結果還表明，在經濟高質量發展水平不斷提高的背景下，我國尚未出現因金融發展規模過大而抑制經濟高質量發展的現象。模型6中金融發展效率對經濟高質量發展的作用變化與金融發展水平類似，表明金融發展效率對經濟高質量發展的促進作用也隨著經濟高質量發展水平的提高而得到強化。通過對比是否添加控制變量發現，模型4至模型6的回歸結果具有一定的穩健性。

2.3以科技創新水平為門限變量的回歸分析

以科技創新水平為門限變量的回歸模型中，本文同樣利用Bootstrap法進行門限效應檢驗，結果見下頁表6?？梢钥闯觯越鹑诎l展水平、金融發展規模為核心解釋變量的模型中均存在雙重門限效應，其中，以金融發展水平為核心解釋變量的模型中的門限估計值分別為0.2054和0.3192，以金融發展規模為核心解釋變量的模型中的門限估計值分別為0.2310和0.3192。需要指出的是，在門限效應的檢驗過程中發現，在以金融發展效率為核心解釋變量的模型中不存在科技創新的門限效應。在檢驗門限效應的顯著性后，本文同樣采用似然比統計量LR檢驗門限效應的真實性，如圖4和圖5所示。結果表明，在以金融發展水平、金融發展規模為核心解釋變量的門限效應回歸模型中，其門限估計值均具有真實性。由表7回歸結果可知，在以科技創新作為門限變量時，金融發展與經濟高質量發展之間同樣具有非線性關系，金融發展對經濟高質量發展的促進作用仍然存在，具體表現是：在科技創新水平低于第一門限值0.2054時，金融發展水平對經濟高質量發展的促進作用相對較??；當科技創新水平位于第一門限值與第二門限值之間時，金融發展水平的影響強度顯著增加，同時，其系數也增長至0.2929；當科技創新水平跨過第二門限值0.3192時，金融發展水平的系數再次提升至0.4637。這表明在不同的科技創新水平下，我國金融發展對經濟高質量發展的促進作用具有隨科技創新水平的不斷提高而持續增強的趨勢，即科技創新水平的提高強化了金融發展對經濟高質量發展的促進作用。類似于綜合指標金融發展水平，模型8中金融發展規模與經濟高質量發展之間同樣具有非線性關系，當科技創新水平低于第一門限值0.2310時，金融發展規模的系數（0.4781）在5%的水平上顯著為正；當科技創新水平介于第一門限值和第二門限值之間時，金融發展規模的顯著性水平有所提升，且其系數上升至0.8656；當科技創新水平跨過第二門限值0.3192時，金融發展規模的系數再次上升，由0.8656增長至1.6403。這表明金融發展規模對經濟高質量發展的促進作用也隨著科技創新水平的不斷提高而持續增強，科技創新水平的提高同樣強化了金融發展規模對經濟高質量發展的促進作用。通過對比是否添加控制變量發現，模型7和模型8的回歸結果具有一定的穩健性。以科技創新水平為門限變量的面板門限回歸模型的回歸結果顯示，在不同的科技創新水平下，金融發展水平以及金融發展規模與經濟高質量發展水平之間存在非線性關系。金融發展水平、金融發展規模對經濟高質量發展水平的促進作用均隨科技創新水平的不斷提高而持續增強；而金融發展效率對經濟高質量發展的促進作用卻不存在科技創新的門限效應。結合以經濟高質量發展為門限變量的回歸結果可知：我國經濟發展在高速增長階段，金融發展主要依賴金融發展規模的持續擴張[15]，此時，金融發展規模的快速擴張忽視了經濟發展質量的重要意義，若不能與科技創新水平有效銜接，則對我國經濟高質量發展將不會產生顯著的正向影響；因此，科技創新在金融發展促進經濟高質量發展的過程中具有重要地位，在我國經濟發展的不同階段，只有實現科技創新與金融發展的深度融合，才能最大程度地發揮金融發展對我國經濟社會高質量發展的推動作用。

3結論與建議

本文通過測算經濟高質量發展、金融發展和科技創新的綜合指標，運用門限效應模型研究了金融發展與經濟高質量發展之間的線性和非線性關系，以及科技創新視角下金融發展對經濟高質量發展影響的變化，得出如下結論：（1）我國金融發展對經濟高質量發展具有正向促進作用，其中，金融發展規模的促進作用較大，金融發展效率次之；（2）經濟高質量發展水平的提高能夠顯著強化金融發展水平、金融發展規模以及金融發展效率對經濟高質量發展的促進作用；（3）在不同的科技創新水平下，金融發展對經濟高質量發展的促進作用隨著科技創新水平的不斷提高而持續增強，科技創新水平的提高強化了金融發展對經濟高質量發展的促進作用；（4）在科技創新的門限效應作用下，金融發展分類指標對經濟高質量發展的影響具有明顯差異，僅金融發展規模的促進作用隨科技創新水平的不斷提高而持續增強，金融發展效率對經濟高質量發展水平的促進作用不存在科技創新的門限效應。根據上述結論，本文提出如下建議：（1）深化金融改革應以改善金融發展效率為主要抓手，以市場為導向，通過高效合理地配置金融資源，充分發揮金融發展效率的積極作用，實現金融發展與經濟高質量發展的協調發展；（2）應提高科技創新投入，一方面要促進創新人才的培養，另一方面，要增強科技創新的政策支持，如降低創新企業稅收，簡化創新企業的申報審批流程等；（3）要進一步實現金融發展與科技創新的相互融合，尤其是金融發展效率與科技創新的融合發展，促使科技創新能夠發揮自身的引導作用，強化金融發展效率對經濟高質量發展的積極影響，為金融發展效率的改善提供新思路、新方法。

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作者:韓雪飛 趙黎明 單位:天津中醫藥大學管理學院 天津大學管理與經濟學部