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

關鍵詞：金融發(fā)展；科技創(chuàng)新；經濟高質量發(fā)展；面板門限回歸模型

引言:金融發(fā)展是經濟高質量發(fā)展的重要影響因素，對經濟高質量發(fā)展的影響呈現(xiàn)持續(xù)增強的趨勢。在經濟高質量發(fā)展階段，我國經濟增長逐漸由生產要素驅動轉變?yōu)閯?chuàng)新驅動，科技創(chuàng)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(chuàng)新需要得到金融業(yè)的大量資金支持，另一方面，科技創(chuàng)新水平的提高又能夠對經濟實現(xiàn)高質量發(fā)展做出貢獻[2]，因此，科技創(chuàng)新在金融發(fā)展促進經濟高質量發(fā)展的過程中具有不容忽視的作用。在金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展的相關研究中，楊友才等（2019）[3]發(fā)現(xiàn)金融資源配置效率對經濟發(fā)展具有正向影響；趙玉龍（2019）[4]的研究結果也表明金融發(fā)展能夠通過資源配置效率的提高促進經濟高質量發(fā)展；林昌華（2020）[5]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的各個維度對我國經濟發(fā)展質量的提高均具有正向促進作用。在金融發(fā)展與科技創(chuàng)新的相關研究中，羅嘉雯和陳浪南（2013）[6]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率均對科技創(chuàng)新具有促進作用；李苗苗等（2015）[7]指出金融發(fā)展分類指標影響技術創(chuàng)新的作用效果存在差異；屠年松和方玉（2017）[8]也認為金融發(fā)展分類指標對科技創(chuàng)新的作用不盡相同。在科技創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展的相關研究中，李光龍和范賢賢（2019）[9]研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新對長江經濟帶經濟高質量發(fā)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(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有正向驅動作用。在現(xiàn)有研究中，學者們對經濟高質量發(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)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(tǒng)的關聯(lián)性。因此，本文在已有文獻的研究基礎上，首先，對金融發(fā)展促進經濟高質量發(fā)展的影響效應進行論證，分析金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間的線性關聯(lián)；其次，進一步探討在不同的科技創(chuàng)新水平下，金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展影響的變化，即驗證金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間的非線性關聯(lián)；最后，根據本文的研究結果，結合我國經濟社會的發(fā)展現(xiàn)狀及未來發(fā)展目標，提出加快經濟高質量發(fā)展的建議，為我國金融發(fā)展助推經濟高質量發(fā)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(fā)展對經濟高質量發(fā)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(fā)展水平；FD表示金融發(fā)展水平；Controls表示控制變量；I(·)表示示性函數(shù)；g表示門限變量，即科技創(chuàng)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(fā)展與經濟高質量發(fā)展的內在聯(lián)系，本文還以金融發(fā)展的分類指標（金融發(fā)展規(guī)模FS和金融發(fā)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(fā)現(xiàn)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(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)新的綜合指標評價體系，如表1所示。經濟高質量發(fā)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(fā)展、生態(tài)環(huán)境以及社會福利這三個方面因素進行衡量。金融發(fā)展水平（FD）主要以金融發(fā)展規(guī)模和效率這兩個方面的因素進行衡量。科技創(chuàng)新水平（ST）參考王慧艷等（2019）[14]的研究，主要通過科技創(chuàng)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(zhèn)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(zhèn)化水平以城鎮(zhèn)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(shù)據來源與描述性統(tǒng)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。考慮到數(shù)據的科學性和可獲得性，各變量數(shù)據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》和EPS數(shù)據庫。變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。可以看出，經濟高質量發(fā)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(fā)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(fā)展水平可能具有連續(xù)的梯度現(xiàn)象。其他各變量與經濟高質量發(fā)展水平類似，基本符合我國經濟社會發(fā)展的客觀現(xiàn)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(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間的線性關聯(lián)關系。可以看出，無論是固定效應模型還是隨機效應模型，金融發(fā)展水平的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明金融發(fā)展對我國經濟高質量發(fā)展具有顯著的促進作用，且這一結論具有一定的穩(wěn)健性。具體來看，金融發(fā)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(fā)展能夠從多角度對我國經濟社會的高質量發(fā)展產生正向影響。另外，金融發(fā)展的分類指標對經濟高質量發(fā)展的促進效果存在較大差異，其中，金融發(fā)展規(guī)模的促進作用相對較大，金融發(fā)展效率的促進作用相對較小。各模型中科技創(chuàng)新水平的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明科技創(chuàng)新能夠有效提高我國經濟高質量發(fā)展水平，有利于我國經濟的可持續(xù)發(fā)展，且科技創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的促進作用大于金融發(fā)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?yōu)閯?chuàng)新驅動，科技創(chuàng)新對我國經濟的高質量發(fā)展具有深遠影響。

2.2以經濟高質量發(fā)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(fā)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(fā)展水平分類指標的模型中，即以金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)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(tǒng)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(fā)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(fā)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(tǒng)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(qū)間內，門限效應的估計值與真實值相等。因此，在以金融發(fā)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(fā)展規(guī)模和金融發(fā)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(fā)展水平的影響系數(shù)均通過了顯著性檢驗，表明金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展產生了顯著的促進作用，具體表現(xiàn)是：在經濟高質量發(fā)展水平低于門限值時，金融發(fā)展水平對經濟高質量發(fā)展的促進作用相對較小；當經濟高質量發(fā)展水平跨過門限值時，金融發(fā)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(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間具有非線性關系，在不同的經濟高質量發(fā)展水平下，金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用隨經濟高質量發(fā)展水平的提高而得到顯著增強。換言之，經濟高質量發(fā)展水平的提高強化了金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的正向促進作用。類似于綜合指標金融發(fā)展水平，金融發(fā)展規(guī)模與經濟高質量發(fā)展之間同樣具有非線性關系，在不同的經濟高質量發(fā)展水平下，金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展的作用差異更大，具體表現(xiàn)是：在經濟高質量發(fā)展水平低于門限值時，金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展水平的促進作用尚不顯著，只有當經濟高質量發(fā)展水平跨過門限值時，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)才在5%的水平上顯著為正。這一結果同樣表明，金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展的促進作用也隨著經濟高質量發(fā)展水平的提高而得到增強，即經濟高質量發(fā)展水平的提高同樣強化了金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)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(fā)展水平不斷提高的背景下，我國尚未出現(xiàn)因金融發(fā)展規(guī)模過大而抑制經濟高質量發(fā)展的現(xiàn)象。模型6中金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展的作用變化與金融發(fā)展水平類似，表明金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展的促進作用也隨著經濟高質量發(fā)展水平的提高而得到強化。通過對比是否添加控制變量發(fā)現(xiàn)，模型4至模型6的回歸結果具有一定的穩(wěn)健性。

2.3以科技創(chuàng)新水平為門限變量的回歸分析

以科技創(chuàng)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。可以看出，以金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)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(fā)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(fā)展規(guī)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(fā)現(xiàn)，在以金融發(fā)展效率為核心解釋變量的模型中不存在科技創(chuàng)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(tǒng)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(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)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(chuàng)新作為門限變量時，金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間同樣具有非線性關系，金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用仍然存在，具體表現(xiàn)是：在科技創(chuàng)新水平低于第一門限值0.2054時，金融發(fā)展水平對經濟高質量發(fā)展的促進作用相對較小；當科技創(chuàng)新水平位于第一門限值與第二門限值之間時，金融發(fā)展水平的影響強度顯著增加，同時，其系數(shù)也增長至0.2929；當科技創(chuàng)新水平跨過第二門限值0.3192時，金融發(fā)展水平的系數(shù)再次提升至0.4637。這表明在不同的科技創(chuàng)新水平下，我國金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用具有隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強的趨勢，即科技創(chuàng)新水平的提高強化了金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用。類似于綜合指標金融發(fā)展水平，模型8中金融發(fā)展規(guī)模與經濟高質量發(fā)展之間同樣具有非線性關系，當科技創(chuàng)新水平低于第一門限值0.2310時，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)（0.4781）在5%的水平上顯著為正；當科技創(chuàng)新水平介于第一門限值和第二門限值之間時，金融發(fā)展規(guī)模的顯著性水平有所提升，且其系數(shù)上升至0.8656；當科技創(chuàng)新水平跨過第二門限值0.3192時，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)再次上升，由0.8656增長至1.6403。這表明金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展的促進作用也隨著科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強，科技創(chuàng)新水平的提高同樣強化了金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展的促進作用。通過對比是否添加控制變量發(fā)現(xiàn)，模型7和模型8的回歸結果具有一定的穩(wěn)健性。以科技創(chuàng)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(chuàng)新水平下，金融發(fā)展水平以及金融發(fā)展規(guī)模與經濟高質量發(fā)展水平之間存在非線性關系。金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模對經濟高質量發(fā)展水平的促進作用均隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強；而金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展的促進作用卻不存在科技創(chuàng)新的門限效應。結合以經濟高質量發(fā)展為門限變量的回歸結果可知：我國經濟發(fā)展在高速增長階段，金融發(fā)展主要依賴金融發(fā)展規(guī)模的持續(xù)擴張[15]，此時，金融發(fā)展規(guī)模的快速擴張忽視了經濟發(fā)展質量的重要意義，若不能與科技創(chuàng)新水平有效銜接，則對我國經濟高質量發(fā)展將不會產生顯著的正向影響；因此，科技創(chuàng)新在金融發(fā)展促進經濟高質量發(fā)展的過程中具有重要地位，在我國經濟發(fā)展的不同階段，只有實現(xiàn)科技創(chuàng)新與金融發(fā)展的深度融合，才能最大程度地發(fā)揮金融發(fā)展對我國經濟社會高質量發(fā)展的推動作用。

3結論與建議

本文通過測算經濟高質量發(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)新的綜合指標，運用門限效應模型研究了金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間的線性和非線性關系，以及科技創(chuàng)新視角下金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展影響的變化，得出如下結論：（1）我國金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展具有正向促進作用，其中，金融發(fā)展規(guī)模的促進作用較大，金融發(fā)展效率次之；（2）經濟高質量發(fā)展水平的提高能夠顯著強化金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模以及金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展的促進作用；（3）在不同的科技創(chuàng)新水平下，金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用隨著科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強，科技創(chuàng)新水平的提高強化了金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用；（4）在科技創(chuàng)新的門限效應作用下，金融發(fā)展分類指標對經濟高質量發(fā)展的影響具有明顯差異，僅金融發(fā)展規(guī)模的促進作用隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強，金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展水平的促進作用不存在科技創(chuàng)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(fā)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(fā)揮金融發(fā)展效率的積極作用，實現(xiàn)金融發(fā)展與經濟高質量發(fā)展的協(xié)調發(fā)展；（2）應提高科技創(chuàng)新投入，一方面要促進創(chuàng)新人才的培養(yǎng)，另一方面，要增強科技創(chuàng)新的政策支持，如降低創(chuàng)新企業(yè)稅收，簡化創(chuàng)新企業(yè)的申報審批流程等；（3）要進一步實現(xiàn)金融發(fā)展與科技創(chuàng)新的相互融合，尤其是金融發(fā)展效率與科技創(chuàng)新的融合發(fā)展，促使科技創(chuàng)新能夠發(fā)揮自身的引導作用，強化金融發(fā)展效率對經濟高質量發(fā)展的積極影響，為金融發(fā)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(yī)藥大學管理學院 天津大學管理與經濟學部