金融創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構變遷與經(jīng)濟高質量發(fā)展

張超　鐘昌標

摘要：在我國經(jīng)濟邁向高質量發(fā)展階段，需要一個能夠支持經(jīng)濟創(chuàng)新、推動產(chǎn)業(yè)升級、實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長的高質量金融體系保駕護航?；?012—2017年中國30個省際面板數(shù)據(jù)測度金融創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)，重點考察金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響及其作用機制，研究結果表明金融創(chuàng)新可以通過產(chǎn)業(yè)結構高級化帶動經(jīng)濟高質量發(fā)展，而產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應并不顯著;中西部省份的金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用比東部省份更為顯著，金融改革創(chuàng)新試點省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用比非試點省份更大。金融結構改革是金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵，要逐步完善金融機構、市場及產(chǎn)品體系，強化金融服務實體經(jīng)濟發(fā)展的能力;不斷加大區(qū)域金融創(chuàng)新力度，實現(xiàn)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效對接;繼續(xù)推進區(qū)域金融創(chuàng)新試點工作，助力經(jīng)濟高質量發(fā)展。

關鍵詞：金融創(chuàng)新;區(qū)域金融創(chuàng)新試點;產(chǎn)業(yè)結構變遷;經(jīng)濟高質量發(fā)展

中圖分類號：F121? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2021）04-0005-12

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國經(jīng)濟高速增長，經(jīng)濟總量穩(wěn)居世界第二，人均收入步入中高收入國家行列。然而，長期以來依靠資源、資本、勞動力等要素投入的粗放型發(fā)展模式難以為繼，中國經(jīng)濟高質量發(fā)展迫切需要新引擎。習近平總書記在2018年3月5日參加十三屆全國人大一次會議內(nèi)蒙古代表團審議時強調：“推動經(jīng)濟高質量發(fā)展，要把重點放在推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級上，把實體經(jīng)濟做實做強做優(yōu)”①。經(jīng)濟是肌體，金融是血脈，我國快速發(fā)展的金融業(yè)為實體經(jīng)濟健康發(fā)展提供了有力支撐，但受限于以銀行占絕對主導、間接融資為主的金融體系，現(xiàn)階段我國金融發(fā)展存在“供給錯配”之慮和“脫實向虛”之憂，已經(jīng)無法再有效地“支持實體經(jīng)濟”②。因此，在我國經(jīng)濟邁向高質量發(fā)展階段，要求一個能夠支持經(jīng)濟創(chuàng)新、推動產(chǎn)業(yè)升級、實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長的高質量金融體系保駕護航。當前，新冠肺炎疫情對我國經(jīng)濟社會發(fā)展造成較大沖擊，各地金融機構通過不斷創(chuàng)新完善支持方式，為打贏疫情防控阻擊戰(zhàn)、推動實體經(jīng)濟高質量發(fā)展貢獻了巨大的金融力量。為此，在我國抵御經(jīng)濟下行壓力、全力轉型升級之際，考察金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響及其傳導機制，對于探索金融改革創(chuàng)新新路徑、尋求高質量發(fā)展新動能具有重要價值。

與本文研究緊密相關的文獻，首先是金融創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的影響研究。比如，Beck等基于1996—2010年32個國家的數(shù)據(jù)，實證揭示金融創(chuàng)新與地區(qū)經(jīng)濟增長呈正向關系③。Pradhan等④ 和E. Mollaahmeto？觧lu等⑤ 實證評估了金融發(fā)展、金融創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展和金融創(chuàng)新都是經(jīng)濟增長的誘因。Bernier等基于1996—2014年23個國家的數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新與資本形成總額之間存在正向關系⑥。巴曙松等基于中國33個省份2011—2018年企業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進作用⑦。林毅夫等認為當前我國金融體系存在三個層次的七個金融結構矛盾，金融創(chuàng)新可通過解決這些結構性矛盾促進經(jīng)濟高質量發(fā)展⑧。

其次是產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟發(fā)展的影響研究。這方面的研究由來已久，但始終未達成共識。一種觀點認為產(chǎn)業(yè)結構升級能顯著促進經(jīng)濟增長，比如，Jeffrey等對中國和俄羅斯進行經(jīng)驗比較后發(fā)現(xiàn)，中國落后產(chǎn)業(yè)結構的不斷升級快速推動了經(jīng)濟增長⑨。Thabet基于1998—2004年突尼斯138個企業(yè)面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構變遷能顯著提升全要素生產(chǎn)率⑩。劉偉等研究認為產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長的促進作用具有階段性特征{11}。另外一種觀點則認為這種促進作用并不顯著，比如，李小平等認為制造業(yè)的結構變動并沒有帶來顯著的“結構紅利”{12}。殷紅等研究發(fā)現(xiàn)服務業(yè)結構生產(chǎn)化對TFP的促進作用并不顯著{13}。關于產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，既有研究成果較少。陳喜強等基于泛珠三角9個省際面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化在政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略、促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的過程中起到顯著的中介效應{14}。

最后是金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究。目前學界相關研究主要集中在金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構的影響方面，比如，Wurgler基于65個國家的制造業(yè)數(shù)據(jù)，證實金融發(fā)展提升了資本配置效率進而驅動產(chǎn)業(yè)結構升級{15}。Rajan等認為金融業(yè)的發(fā)展通過優(yōu)化企業(yè)規(guī)模分布促進產(chǎn)業(yè)結構升級{16}。范方志等發(fā)現(xiàn)金融市場不發(fā)達抑制了我國中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構變遷{17}。林春實證發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能推動第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但阻礙了第一、二產(chǎn)業(yè)發(fā)展{18}。有關金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究也不多見。李媛媛等從金融工具、金融市場及金融機構創(chuàng)新三個維度實證分析了金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響效應{19}。

總體上，現(xiàn)有文獻為本文的進一步研究提供了很多富有價值的觀點，但仍存在一些局限：一是聚焦于金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的研究鮮見;二是關于產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟高質量發(fā)展作用的研究較為少見;三是引入產(chǎn)業(yè)結構變遷探究金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質量發(fā)展傳導機制的研究也不多見。與現(xiàn)有文獻相比，本文可能的創(chuàng)新和邊際貢獻在于：第一，從理論和實證角度探討金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響;第二，考慮產(chǎn)業(yè)結構變遷的中介效應，并將產(chǎn)業(yè)結構變遷劃分為合理化和高級化兩個維度，將金融創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構變遷及經(jīng)濟高質量發(fā)展納入統(tǒng)一的實證分析框架;第三，考慮到地區(qū)差異，本文還進一步分析了金融創(chuàng)新對不同地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響及其作用機制。

二、理論分析與研究假設

（一）金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接作用機制

金融創(chuàng)新是支持我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵所在，其對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響路徑可概括為以下三個方面（見圖1）：第一，金融創(chuàng)新通過改善金融結構提高服務實體經(jīng)濟的能力。利用金融市場創(chuàng)新、金融機構創(chuàng)新及金融產(chǎn)品創(chuàng)新持續(xù)完善金融市場、金融機構和金融產(chǎn)品體系，解決好直接融資與間接融資、間接融資內(nèi)部、直接融資內(nèi)部、小微企業(yè)與銀行業(yè)之間的結構矛盾，有助于推進融資便利化、降低實體經(jīng)濟成本，引導金融發(fā)展與經(jīng)濟社會發(fā)展相協(xié)調。此外，金融創(chuàng)新還可以加快普惠金融體系建設步伐，更好地助力金融精準扶貧。第二，金融創(chuàng)新通過金融技術創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率。金融科技借助大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能和區(qū)塊鏈等新興技術持續(xù)創(chuàng)新，促進了對金融機構和非金融機構的基礎信息大數(shù)據(jù)的智能化搜集、分析、決策和共享，有效降低了長尾市場信息不對稱成本，憑借強虹吸效應逐步拓寬對中小企業(yè)等需求群體的金融服務范圍，提高了對具備創(chuàng)新實力但無法融資的企業(yè)識別能力，優(yōu)化了金融資源對富含技術創(chuàng)新項目的有效配置，最終推動全要素生產(chǎn)率提高{20}。第三，金融創(chuàng)新通過金融監(jiān)管創(chuàng)新營造良好營商環(huán)境。金融監(jiān)管方式影響融資方式和金融服務方式，這是實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要一環(huán)。通過創(chuàng)新和完善監(jiān)管方式方法，實現(xiàn)審慎監(jiān)管與行為監(jiān)管、風險監(jiān)管與合規(guī)監(jiān)管、定量監(jiān)測與定性判斷、前瞻預判與持續(xù)防控，以及國際經(jīng)驗與中國國情相結合，可以提升金融監(jiān)管能力和監(jiān)管效率，有效維護金融系統(tǒng)的穩(wěn)健運行，進而高效助推經(jīng)濟高質量發(fā)展。

綜上，提出研究假設1：金融創(chuàng)新會直接促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（二）金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的間接作用機制

產(chǎn)業(yè)結構變遷能有效帶動區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展，因此，金融創(chuàng)新除直接促進經(jīng)濟高質量發(fā)展外，還可能會通過推進產(chǎn)業(yè)結構變遷來促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，其路徑機制主要包括產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化（見圖1）。

第一，金融創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)結構之間的相互協(xié)調，推進產(chǎn)業(yè)結構合理化發(fā)展，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。金融創(chuàng)新提升了金融資源配置效率，一方面，經(jīng)營范圍處于低效益劣質產(chǎn)業(yè)的企業(yè)因無法獲得資金支持而面臨破產(chǎn)困境，這將倒逼低效劣質企業(yè)轉型為高效優(yōu)質企業(yè)，正是金融創(chuàng)新支持產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)存量轉換過程，促進了產(chǎn)業(yè)結構逐漸達到合理狀態(tài)進而推動各產(chǎn)業(yè)協(xié)調發(fā)展。另一方面，一些優(yōu)質產(chǎn)業(yè)在發(fā)展初期由于邊際效益不明顯無法獲得充足的資金支持，而金融創(chuàng)新則通過市場創(chuàng)新、機構創(chuàng)新、技術創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新等對這些優(yōu)質企業(yè)提供優(yōu)惠的金融資源，助推發(fā)展初期的優(yōu)質企業(yè)不斷成長，正是這種金融支持產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)增量發(fā)展過程，使得產(chǎn)業(yè)結構逐步調整為合理狀態(tài)，最終推動各產(chǎn)業(yè)協(xié)調發(fā)展。

綜上，提出研究假設2：金融創(chuàng)新通過推進產(chǎn)業(yè)結構合理化促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

第二，金融創(chuàng)新化解產(chǎn)業(yè)結構升級的融資瓶頸，助推產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。一方面，由于過去符合比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)正在加速轉型升級，企業(yè)規(guī)模和風險也在隨之增大，中小銀行的短期貸款只能應付企業(yè)的常規(guī)融資需要，而無法應對更大規(guī)模和更高風險的產(chǎn)業(yè)升級融資需要。金融創(chuàng)新通過推動傳統(tǒng)中小銀行不斷創(chuàng)新自身規(guī)模、業(yè)務以及產(chǎn)品，滿足產(chǎn)業(yè)結構升級過程中眾多企業(yè)多元化的金融需求，加快產(chǎn)業(yè)結構升級，提升金融服務實體經(jīng)濟效率，進而帶動區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，在產(chǎn)業(yè)結構轉型升級過程中，政府需要協(xié)調或者直接提供必要的硬性和軟性公共基礎設施來克服產(chǎn)業(yè)結構升級的瓶頸，但政府基礎設施融資與當前政府債務間的期限錯配現(xiàn)象明顯{21}。金融創(chuàng)新則通過推動中長期貸款產(chǎn)品的研發(fā)，較好地化解政府基礎設施融資的期限錯配矛盾，進而為完善區(qū)域公共基礎設施、加快產(chǎn)業(yè)結構升級創(chuàng)造了良好條件，經(jīng)濟增長質量和效率得到有效提升。

綜上，提出研究假設3：金融創(chuàng)新通過推進產(chǎn)業(yè)結構高級化促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

三、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設定

1. 雙向固定效應面板模型

綜合以上機理分析，本文以內(nèi)生增長理論為依托，將金融創(chuàng)新作為金融要素納入經(jīng)濟增長函數(shù)，基于2012—2017年的中國省際面板數(shù)據(jù)，選取兼具個體固定效應與時間固定效應的雙向固定效應模型（Two-Way Fixed Effects Model）實證甄別金融創(chuàng)新對我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，基準回歸模型設定如下{22}：

lnHEDit=α0+α1lnFIit+βXit+ηi+δt+υit（1）

其中，lnHEDit為被解釋變量，表示i省域在t期的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平;lnFIit為核心解釋變量，表示i省域在t期的金融創(chuàng)新水平;Xit表示其他控制變量，包括文獻已經(jīng)識別出的影響區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展的主要因素：物質資本lnKit、人力資本lnHCit、城鎮(zhèn)化lnURit及政府干預lnGIit;ηi和δt分別用于控制個體固定效應和時間固定效應;υit為獨立同分布的經(jīng)典誤差項。

2. 中介效應模型

基于前文的理論研究假設2和3，金融創(chuàng)新可能通過產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生影響，為了檢驗產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化是否充當中介變量的角色，本文采用規(guī)范的中介效應模型并基于雙向固定效應面板模型開展進一步的實證考察，具體方程形式如下：

其中，方程（1）、（2）、（3）構成了產(chǎn)業(yè)結構合理化（lnRISit）的中介效應模型;方程（1）、（4）、（5）構成了產(chǎn)業(yè)結構高級化（lnUISit）的中介效應模型。檢驗步驟為：第一步，檢驗方程（1）的回歸系數(shù)α1，如果顯著則進行后續(xù)檢驗，反之終止檢驗;第二步，檢驗方程（2）和（3）的回歸系數(shù)α11和α22，或方程（4）和（5）的回歸系數(shù)α31、α42，如果都顯著則意味著存在中介效應;第三步，檢驗方程（3）的回歸系數(shù)α21，或方程（5）的回歸系數(shù)α41，如果不顯著則意味著僅存在中介效應，即存在完全中介效應，如果顯著則意味著直接效應和中介效應均存在，即存在部分中介效應。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

經(jīng)濟高質量增長（HED）：基于現(xiàn)有成果{23}，囿于數(shù)據(jù)的可得性，根據(jù)經(jīng)濟高質量發(fā)展測度邏輯構建相應指標體系，共包括創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放及共享發(fā)展五個一級指標，如表1所示。

2. 核心解釋變量

金融創(chuàng)新（FI）：根據(jù)金融創(chuàng)新內(nèi)涵，參照現(xiàn)有研究成果{24}，從金融市場、金融機構、金融產(chǎn)品、金融技術及金融監(jiān)管創(chuàng)新五個方面構建金融創(chuàng)新綜合評價體系（見表2）。

3. 中介變量

產(chǎn)業(yè)結構變遷：產(chǎn)業(yè)結構變遷主要包括產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化{25}，因此，本文將基于以上兩個層面揭示產(chǎn)業(yè)結構變遷。

產(chǎn)業(yè)結構合理化（RIS）反映了三次產(chǎn)業(yè)之間的比例均衡和關聯(lián)協(xié)調程度，根據(jù)干春暉等的思路{26}，選取泰爾指數(shù)測算產(chǎn)業(yè)結構合理化水平，計算公式如下：

上式中，Y為總產(chǎn)值，Yi為i個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，L為總就業(yè)人數(shù)，Li為i個產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，i為i個產(chǎn)業(yè)，n為產(chǎn)業(yè)總數(shù)。當RIS值為0時，意味著經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構達到合理狀態(tài);RIS值越小，意味著經(jīng)濟越靠近均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構越合理;RIS值越大，意味經(jīng)濟越遠離均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構越不合理。

產(chǎn)業(yè)結構高級化（UIS）反映了產(chǎn)業(yè)結構從較低水平向高級水平演進的過程，參照劉偉等的思路{27}，以各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比與勞動生產(chǎn)率的乘積之和計算產(chǎn)業(yè)結構高級化，計算公式如下：

上式中，Yt為t時刻總產(chǎn)值，Yit為t時刻i個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，LPit為t時刻i個產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，LPib為工業(yè)化開始時i個產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，LPif為工業(yè)化完成時i個產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，i為i個產(chǎn)業(yè)，n為產(chǎn)業(yè)總數(shù)。LPib和LPif將參照劉偉等（2008）的工業(yè)化進程中勞動生產(chǎn)率標準（以2005年為基期）進行取值{28}，本文在計算之前將數(shù)據(jù)轉化成以2005年為基期的數(shù)據(jù)，UIS值越大，意味著勞動生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重越大，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高;UIS值越小，意味著勞動生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重越小，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越低。

4. 控制變量

物質資本（K）：依據(jù)張軍等的思路{29}，借助永續(xù)盤存法計算物質資本存量，計算公式如下：

上式中，Kit、Kit-1分別為t、t-1時刻i個地區(qū)的實際資本存量;δit為固定資產(chǎn)折舊率，與張軍等測算結果保持一致，本文將δit取值為9.6%;Iit為t時刻i個地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資完成額;Pit為t時刻i個地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，由于原始數(shù)據(jù)中Pit是以上一年為基期的同比數(shù)據(jù)，本文使用的初始資本存量是張軍等計算得到的2000年資本存量，為得到真實的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，需將Pit轉化為以2000年為基期的數(shù)據(jù)，最終計算出真實的省際物質資本存量。

人力資本（HC）：參照張紅鳳等的做法{30}，以人均受教育年限衡量人力資本，具體計算公式如下：

HCit=（xi1×0+xi2×6+xi3×9+xi4×12+xi5×15+xi6×16+xi7×19）/x（9）

上式中，xi1、xi2、xi3、xi4、xi5、xi6、xi7分別表示教育程度為文盲、小學、初中、普通高中及中職、大專、本科、研究生的人口數(shù)，相應的受教育年限分別為0年、6年、9年、12年、15年、16年、19年，x為6歲及以上人口總數(shù)。

城鎮(zhèn)化率（UR）：參照羅知和萬廣華等的做法{31}，以城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總人口比重來衡量城鎮(zhèn)化率。

政府干預（GI）：參照師博和沈坤榮的做法{32}，以政府財政支出占GDP比重來衡量政府干預能力。

（三）數(shù)據(jù)來源

由于經(jīng)濟高質量發(fā)展和金融創(chuàng)新部分指標數(shù)據(jù)從2012年才開始更新，部分指標數(shù)據(jù)未更新到2018年，西藏自治區(qū)相關數(shù)據(jù)缺失較多，故未將其列入研究樣本。為保證數(shù)據(jù)的一致性，本文將采用2012—2017年我國30個省域（省、直轄市、自治區(qū)）的相關數(shù)據(jù)資料。經(jīng)濟高質量發(fā)展評價指標數(shù)據(jù)主要取自《中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》和《中國科技數(shù)據(jù)庫》;金融創(chuàng)新評價指標數(shù)據(jù)主要取自《中國金融數(shù)據(jù)庫》、各省份《年度金融運行報告》、《國泰安數(shù)據(jù)庫》以及部分網(wǎng)上公開數(shù)據(jù);數(shù)字普惠金融指數(shù)取自北京大學數(shù)字金融研究中心編制的中國數(shù)字普惠金融指數(shù);其余變量數(shù)據(jù)主要取自《中國統(tǒng)計年鑒》及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。為規(guī)避各變量計量單位差異帶來的異方差以及非線性等問題，本文對所有變量作對數(shù)化處理，各變量描述性統(tǒng)計結果如表3所示。

為了更直觀地表現(xiàn)金融創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關聯(lián)性，我們繪制了金融創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的線性擬合圖（圖2）。顯然，金融創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展存在正相關關系，但這并不能全面反映金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的真實影響效應，僅為假設1提供了一個初步判斷，若想得到客觀有效的結論還需依據(jù)下文嚴謹?shù)膶嵶C檢驗。

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

面板數(shù)據(jù)模型主要包括三種：混合OLS、隨機效應以及固定效應模型，本文借助F檢驗與Hausman檢驗遴選最優(yōu)模型，檢驗結果詳見表4。模型（1）為混合OLS模型，其基本假設為不存在個體效應;模型（2）—（5）分別增加對個體固定效應、個體隨機效應、雙向固定效應以及雙向隨機效應的控制。首先，借助模型（2）、（4）的F檢驗結果證明兩種固定效應模型都優(yōu)于混合效應模型;其次，借助Hausman檢驗結果證明固定效應模型都優(yōu)于隨機效應模型;最后，借助模型（4）的F統(tǒng)計量證明雙向固定效應模型通過顯著性檢驗。綜上，判定模型（4）為最優(yōu)面板數(shù)據(jù)模型。

模型（4）的結果顯示，金融創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.1844，顯著為正，表明在控制了其他解釋變量的情況下，金融創(chuàng)新每增加1%，將會使經(jīng)濟高質量發(fā)展提高0.1844%，驗證了本文的假設1。該結果證實，金融創(chuàng)新能夠帶來生產(chǎn)要素的高效率與經(jīng)濟活動參與者的高收益，促進經(jīng)濟增長模式從要素投入型過渡到創(chuàng)新驅動型，最終實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。另外，關于控制變量的結果，模型（4）的結果顯示，物質資本的作用系數(shù)顯著為正，表明物質資本作為資本積累的重要途徑，是中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要推動力;城鎮(zhèn)化率的作用系數(shù)顯著為正，表明城鎮(zhèn)化通過對土地、資本等集約化利用，產(chǎn)生的集聚效應促進了規(guī)模經(jīng)濟效益的發(fā)揮;政府干預的作用系數(shù)也顯著為正，表明適度的政府干預能夠提升經(jīng)濟增長的集約化水平，推動了區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展。以上三個控制變量系數(shù)與預期非常一致，但人力資本的作用系數(shù)并不符合預期，對經(jīng)濟高質量發(fā)展未產(chǎn)生顯著促進作用，這可能是由于我國目前大部分地區(qū)仍處于粗放式發(fā)展階段，對高素質人才需求較少導致的。

（二）內(nèi)生性問題處理

一般說來，金融創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間可能具有雙向因果關系。一方面，金融創(chuàng)新會因金融市場、金融機構、金融產(chǎn)品、金融技術及金融監(jiān)管等方面的創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，經(jīng)濟高質量發(fā)展也會因政府管制、專業(yè)化分工等因素影響金融創(chuàng)新。因此，關于基準回歸模型不能解決的內(nèi)生性問題，可采用工具變量法進行處理。本文以新型金融機構規(guī)模作為金融創(chuàng)新的工具變量，理由在于：其一，新型金融機構是我國金融體制改革及創(chuàng)新的產(chǎn)物，代表了金融創(chuàng)新的前進方向，這二者之間必然具有高度的相關性;其二，新型金融機構規(guī)模滿足外生性，與經(jīng)濟高質量發(fā)展無直接關系，因此，新型金融機構規(guī)模適合作為工具變量用于減少內(nèi)生性問題。工具變量（新型金融機構規(guī)模）的具體計算方法為：（小額信貸公司數(shù)量+融資租賃公司數(shù)量+新型農(nóng)村金融機構數(shù)量）/地區(qū)總人口數(shù)量。

表5為工具變量法（2SLS）的回歸結果。其中，模型（6）為第一階段回歸結果，模型（7）為第二階段回歸結果。第一階段Kleibergen-Paap rk LM值為11.53，在1%的顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足”的原假設;第一階段Cragg-Donald Wald F值為34.28，Kleibergen-Paap Wald rk F值為22.28，均遠遠大于Stock和Yogo給出的10%顯著性水平臨界值16.38{33}，均拒絕了“工具變量弱識別”的原假設。以上彰顯出本文所選工具變量的有效性。模型（7）的回歸結果顯示，金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正，與基準回歸結果保持一致，揭示了本文實證結果的穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證估計結果的穩(wěn)健性，本文將從更換變量指標及變動樣本地區(qū)兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

首先，為避免指標選擇的隨意性對估計結果的干擾，本文分別替換基準回歸模型中的被解釋變量和核心解釋變量。被解釋變量方面，將經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合指標替換為人均GDP單一指標{34};核心解釋變量方面，將金融創(chuàng)新綜合指標替換為銀行信貸增長率單一指標{35}。雙向固定效應面板數(shù)據(jù)回歸結果詳見表6，發(fā)現(xiàn)不論是替換被解釋變量指標的模型（8），還是替換核心解釋變量指標的模型（9），其估計結果都與基準回歸結果一致，進一步保證了基準回歸模型的穩(wěn)健性。

其次，為避免直轄市、自治區(qū)等省域單元的特殊性對估計結果的干擾，本文剔除了直轄市和自治區(qū)的樣本數(shù)據(jù)，然后進行雙向固定效應面板數(shù)據(jù)回歸（詳見表7）。其中，模型（10）剔除了直轄市樣本，模型（11）剔除了自治區(qū)樣本，模型（12）剔除了直轄市和自治區(qū)樣本，不難發(fā)現(xiàn)所有估計結果與基準回歸結果仍保持一致，再次保證了基準回歸模型的穩(wěn)健性。

（四）機制分析

綜合公式（1）—（5），我們對假設2和假設3，即產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化是否充當了金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的中介變量進行實證檢驗，其檢驗過程遵循前文所述的中介效應模型的基本檢驗步驟，并結合雙向固定效應面板模型考察產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的中介效應，具體回歸結果見下表8。模型（13）為基準回歸模型，模型（14）為金融創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構合理化的回歸模型，模型（15）為金融創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構高級化的回歸模型，模型（16）將產(chǎn)業(yè)結構合理化引入基準回歸模型，模型（17）將產(chǎn)業(yè)結構高級化引入基準回歸模型，模型（18）將產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化同時引入基準回歸模型。

根據(jù)模型（13）、（14）及模型（16）的回歸結果，并結合中介效應存在性的判斷準則可知，產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應并不顯著，說明其未能成為金融創(chuàng)新促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的主要機制，意味著假設2并不成立;根據(jù)模型（13）、（15）及模型（17）的回歸結果，并結合中介效應存在性的判斷準則可知，產(chǎn)業(yè)結構高級化具有顯著的正向部分中介效應，該結果驗證了假設3，金融創(chuàng)新能夠驅動產(chǎn)業(yè)結構由低級向高級演進，進而間接地促進了經(jīng)濟高質量發(fā)展;模型（18）的回歸結果進一步驗證了以上結論。可能的原因是，一方面，目前我國金融創(chuàng)新更多的是滿足了影響經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)轉型升級之需，高增長、高附加值的產(chǎn)業(yè)更易獲得融資，使得產(chǎn)業(yè)結構升級轉換更為迅速，進而推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，由于目前我國的金融創(chuàng)新依然處于發(fā)展的初級階段，并不能充分滿足急需資金的中小企業(yè)、創(chuàng)新型小微企業(yè)和“三農(nóng)”領域的資金需求，在提升金融資源配置效率和促進產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調發(fā)展方面的作用發(fā)揮不理想。因此，在加大金融創(chuàng)新力度的同時，還需不斷改善各種金融資產(chǎn)的使用效率，促進產(chǎn)業(yè)結構總體向好調整，推動我國經(jīng)濟穩(wěn)步邁向高質量發(fā)展。

（五）異質性檢驗

1. 東部省份與中西部省份的異質性分析

考慮到我國各地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展水平不盡相同，因此，金融創(chuàng)新對不同地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響效應及產(chǎn)業(yè)結構變遷的中介效應也可能不同，且基于全樣本的回歸結果可能無法捕捉變量間影響程度的空間差異性。鑒于此，我們把樣本數(shù)據(jù)分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩個子樣本系統(tǒng){36}，并運用雙向固定效應面板模型分別進行計量檢驗，結果見下表9。

首先，對比金融創(chuàng)新的直接效應，通過模型（19）和模型（24）中金融創(chuàng)新的系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，東部省份的金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響并不顯著，而中西部省份則存在顯著正影響。這可能是因為，一方面相較于中西部省份，東部省份市場經(jīng)濟較為發(fā)達，加之較高的政策傾斜度，大量外資和財政資金等均聚集于此，導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對金融的依賴度有所降低，從而造成金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的邊際貢獻并不顯著。另一方面，中西部省份的經(jīng)濟基礎較東部省份薄弱，“三農(nóng)”和小微企業(yè)，特別是新興產(chǎn)業(yè)對金融支持的依賴度高，而金融創(chuàng)新能夠提高中西部省份金融業(yè)的深度和廣度，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

其次，對比產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應，模型（20）和模型（21）顯示東部省份的產(chǎn)業(yè)結構合理化不存在中介效應，模型（25）和模型（26）顯示中西部省份的產(chǎn)業(yè)結構合理化也不存在中介效應。以上結果與全樣本保持一致。

最后，對比產(chǎn)業(yè)結構高級化的中介效應，模型（22）和模型（23）顯示東部省份的產(chǎn)業(yè)結構高級化不存在中介效應，模型（27）和模型（28）顯示中西部省份的產(chǎn)業(yè)結構高級化存在正向部分中介效應。這可能是由于中西部省份經(jīng)濟發(fā)展的方式較東部省份粗放，農(nóng)業(yè)基礎更為薄弱，服務業(yè)發(fā)展更為滯后，因而金融創(chuàng)新對加快中西部省份產(chǎn)業(yè)轉型升級的作用更為顯著，并進一步推進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

2. 金融改革創(chuàng)新試點省份與非試點省份的異質性分析

2017年，因浙江、江西、河南、廣東、重慶、貴州在營造誠實守信金融生態(tài)環(huán)境、維護良好金融秩序方面成效突出，2018年國務院將以上6個省份列為金融改革創(chuàng)新試點省份?？疾煸圏c省份與非試點省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響效應以及產(chǎn)業(yè)結構轉型中介效應的異質性，對于評估我國金融改革創(chuàng)新試點價值及促進區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展具有一定的現(xiàn)實意義。鑒于此，我們把樣本數(shù)據(jù)分為金融改革創(chuàng)新試點省份（浙江、江西、河南、廣東、重慶、貴州）和非試點省份（全國其余24個省份）兩個子樣本系統(tǒng)，并采用雙向固定效應面板模型分別進行計量檢驗，結果見表10。

模型（29）和模型（34）顯示試點省份和非試點省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響均顯著為正，都與全樣本保持一致，且試點省份金融創(chuàng)新的系數(shù)遠遠高于非試點省份，這說明試點省份的金融創(chuàng)新服務區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展能力突出，國家將這些省份作為金融改革創(chuàng)新先行先試區(qū)，能夠為非試點省份金融創(chuàng)新提供較好的“改革樣本”。模型（30）和模型（31）顯示試點省份的產(chǎn)業(yè)結構合理化不存在中介效應，模型（35）和模型（36）顯示非試點省份的產(chǎn)業(yè)結構合理化也不存在中介效應。以上結果也與全樣本保持一致。模型（32）和模型（33）顯示試點省份的產(chǎn)業(yè)結構高級化不存在中介效應，模型（37）和模型（38）顯示非試點省份的產(chǎn)業(yè)結構高級化存在正向完全中介效應。這說明試點省份金融創(chuàng)新能直接推動經(jīng)濟高質量發(fā)展，而非試點省份金融創(chuàng)新主要通過產(chǎn)業(yè)結構高級化的路徑推動經(jīng)濟高質量發(fā)展，因此，非試點省份應進一步推進金融改革創(chuàng)新，不斷提高金融服務實體經(jīng)濟的能力，逐步發(fā)揮金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接推動力。

五、研究結論與政策啟示

（一）主要結論

本文從金融市場、金融機構、金融產(chǎn)品、金融技術及金融監(jiān)管創(chuàng)新五個方面構建我國經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合評價體系，依托2012—2017年全國30個省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響效應。主要研究結論如下：（1）金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的正向影響，通過工具變量法、變動樣本地區(qū)、更換變量指標等進行穩(wěn)健性檢驗，結論依然成立。（2）在金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的路徑上，產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應不顯著，產(chǎn)業(yè)結構高級化存在顯著正向部分中介效應。（3）異質性分析發(fā)現(xiàn)，中西部省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向作用比東部省份更為顯著，金融改革創(chuàng)新試點省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用比非試點省份更大;中西部省份產(chǎn)業(yè)結構高級化存在顯著正向部分中介效應，金融改革創(chuàng)新非試點省份產(chǎn)業(yè)結構高級化存在顯著正向完全中介效應。

（二）政策啟示

一是全面深化金融供給側改革，提升金融服務實體經(jīng)濟質效。金融結構改革是金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵，一方面，應以改善金融體系結構為重點，進一步調整融資結構，逐步完善金融機構、市場及產(chǎn)品體系，強化金融服務實體經(jīng)濟發(fā)展的能力;另一方面，適時避免金融脫實向虛、化解金融結構性矛盾、注意尊重市場規(guī)律并堅持精準支持，各地方政府要因地制宜而非追風趕潮。還要高度重視金融市場基礎設施建設，積極推動金融業(yè)關鍵信息基礎設施國產(chǎn)化，著力提升防范化解金融風險能力。

二是不斷加大區(qū)域金融創(chuàng)新力度，實現(xiàn)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效對接。目前我國金融創(chuàng)新發(fā)展處于初級階段，金融資源配置與市場對資金的需求存在一定程度的偏差，應進一步加快金融改革創(chuàng)新步伐，促進產(chǎn)業(yè)結構調整，著重為適應國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展導向、主業(yè)相對聚焦于實體經(jīng)濟、技術先進、具有一定市場占有率、暫時遇到困難的民營企業(yè)提供支持。同時，還應為推進現(xiàn)代化經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)、區(qū)域發(fā)展、綠色發(fā)展等體系的構建提供精準金融服務，尤其要加大對中西部落后地區(qū)的金融支持力度，加快產(chǎn)業(yè)結構轉型升級步伐，實現(xiàn)更高質量發(fā)展。

三是繼續(xù)推進區(qū)域金融創(chuàng)新試點工作，助力經(jīng)濟高質量發(fā)展。目前已經(jīng)開展的金融改革創(chuàng)新先行先試形成了可復制、能推廣的改革經(jīng)驗，為國家整體金融改革提供了有益參考和有力支撐。因此，監(jiān)管部門應以金融支持國家重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、“三農(nóng)”、科技創(chuàng)新以及擴大金融對外開放等為重點，繼續(xù)深入推進區(qū)域金融改革創(chuàng)新先行先試，對有試點價值的改革方案成熟一個推出一個，并建立動態(tài)調整的區(qū)域金融改革工作機制，強化對試點地區(qū)的跟蹤與評估，逐步探索建立金融改革長效機制。

注釋：

① 習近平：《扎實推動經(jīng)濟高質量發(fā)展 扎實推進脫貧攻堅》，新華社2018年3月5日。

② 黃益平：《以金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質量發(fā)展》，《新金融評論》2019年第4期。

③ T. Beck，? T. Chen， C. Lin et al.， Financial Innovation： The Bright and the Dark Sides， Journal of Banking & Finance， 2012， 72， pp.28-51.

④ R. P. Pradhan， M. B. Arvin， S. Bahmani， Are Innovation and Financial Development Causative Factors in Economic Growth？ Evidence from a Panel Granger Causality Test， Technological Forecasting and Social Change， 2018， 132， pp.130-142.

⑤ E. Mollaahmeto？觧lu & B. Y. Akal， The Missing-Link between Financial Development and Economic Growth： Financial Innovation， Procedia Computer Science， 2019， 158， pp.696-704.

⑥ M. Bernier， M. Plouffe， Financial Innovation， Economic Growth， and the Consequences of Macroprudential policies， Research in Economics， 2019， 73（2）， pp.162-173.

⑦ 巴曙松、白海峰、胡文韜：《金融科技創(chuàng)新、企業(yè)全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長——基于新結構經(jīng)濟學視角》，《財經(jīng)問題研究》2020年第1期。

⑧ 林毅夫、付才輝、任曉猛：《金融創(chuàng)新如何推動高質量發(fā)展：新結構經(jīng)濟學的視角》，《金融論壇》2019年第11期。

⑨ Jeffrey D. Sachs， W. T. Woo， Structural Factors in the Economic Reforms of China， Eastern Europe， and the Former Soviet Union， Economic Policy， 1994， 18（1）， pp.101-145.

⑩ K. Thabet， Industrial Structure and Total Factor Productivity： The Tunisian Manufacturing Sector between 1998 and 2004， The Annals of Regional Science， 2015， 54（2）， pp.639-662.

{11} 劉偉、張輝：《中國經(jīng)濟增長中的產(chǎn)業(yè)結構變遷和技術進步》，《經(jīng)濟研究》2008年第11期。

{12} 李小平、盧現(xiàn)祥：《中國制造業(yè)的結構變動和生產(chǎn)率增長》，《世界經(jīng)濟》2007年第5期。

{13} 殷紅、張龍、葉祥松：《中國產(chǎn)業(yè)結構調整對全要素生產(chǎn)率的時變效應》，《世界經(jīng)濟》2020年第1期。

{14} 陳喜強、鄧麗：《政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略帶動了經(jīng)濟高質量發(fā)展嗎？——基于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化視角的考察》，《江西財經(jīng)大學學報》2019年第1期。

{15} J. Wurgler， Financial Markets and the Allocation of Capital， Journal of Financial Economics， 2000， 58， pp.187-214.

{16} R. G. Rajan， L. Zingales， Financial Systems， Industrial Structure， and Growth， Oxford Review of Economic Policy， 2001， 17（4）， pp.467-482.

{17} 范方志、張立軍：《中國地區(qū)金融結構轉變與產(chǎn)業(yè)結構升級研究》，《金融研究》2003年第11期。

{18} 林春：《金融發(fā)展、技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整——基于中國省際面板數(shù)據(jù)實證分析》，《經(jīng)濟問題探索》2016年第2期。

{19} 李媛媛、金浩：《金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的效應研究》，《財經(jīng)問題研究》2016年第9期。

{20} 唐松、賴曉冰、黃銳：《金融科技創(chuàng)新如何影響全要素生產(chǎn)率：促進還是抑制？——理論分析框架與區(qū)域實踐》，《中國軟科學》2019年第7期。

{21} 劉紅忠、史霜霜：《地方政府干預及其融資平臺的期限錯配》，《世界經(jīng)濟文匯》2017年第4期。

{22} 陳詩一、陳登科：《霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟高質量發(fā)展》，《經(jīng)濟研究》2018年第2期。

{23} 魏敏、李書昊：《新時代中國經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的測度研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2018年第11期。

{24} 邱晗、黃益平、紀洋：《金融科技對傳統(tǒng)銀行行為的影響——基于互聯(lián)網(wǎng)理財?shù)囊暯恰?，《金融研究?018年第11期。

{25} 周振華：《產(chǎn)業(yè)結構演進的一般動因分析》，《財經(jīng)科學》1990年第3期。

{26} 干春暉、鄭若谷、余典范：《中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響》，《經(jīng)濟研究》2011年第5期。

{27}{28} 劉偉、張輝、黃澤華：《中國產(chǎn)業(yè)結構高度與工業(yè)化進程和地區(qū)差異的考察》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2008年第11期。

{29} 張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質資本存量估算：1952—2000》，《經(jīng)濟研究》2004年第10期。

{30} 張紅鳳、姜琪、呂杰：《經(jīng)濟增長與食品安全——食品安全庫茲涅茨曲線假說檢驗與政策啟示》，《經(jīng)濟研究》2019年第11期。

{31} 羅知、萬廣華、張勛、李敬：《兼顧效率與公平的城鎮(zhèn)化：理論模型與中國實證》，《經(jīng)濟研究》2018年第7期。

{32} 師博、沈坤榮：《政府干預、經(jīng)濟集聚與能源效率》，《管理世界》2013年第10期。

{33} J. Stock， M. Yogo， Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression， NBER Working Papers， No.0284， 2005.

{34} 高春亮、李善同：《財政分權、人力資本與高質量增長》，《財政研究》2019年第9期。

{35} 王術芳：《我國金融創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響研究》，湖南大學2016年碩士學位論文。

{36} 東部地區(qū)包括全國11個省級區(qū)域（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南），中西部地區(qū)包括其余的19個省級區(qū)域。

作者簡介：張超，寧波財經(jīng)學院國際經(jīng)濟貿(mào)易學院講師，浙江寧波，315175;云南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士研究生，云南昆明，650221。鐘昌標，教育部長江學者特聘教授，云南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院教授、博士生導師，云南昆明，650221。

（責任編輯? 陳孝兵）