創(chuàng)新鏈與資金鏈融合影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的效應研究

劉家樹 石洪波 周夢琦

(安徽工業(yè)大學商學院，安徽 馬鞍山 243032)

一、引言

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是以科技創(chuàng)新為引領，滿足質(zhì)量第一、效益優(yōu)先、提高效率和全要素生產(chǎn)率的發(fā)展(金碚，2018)[1]。黨的十九大報告中指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力。然而，由于存在融資約束和資源錯配等問題(李揚，2017)[2]，導致自主創(chuàng)新能力不強、科技成果轉化與產(chǎn)業(yè)化效率低，難以發(fā)揮科技創(chuàng)新的核心動力作用。推動創(chuàng)新鏈與資金鏈深度對接與融合對維持創(chuàng)新資金供給和優(yōu)化資金配置、提升創(chuàng)新鏈整體效能，進而驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展舉足輕重。

目前已有大量文獻對科技創(chuàng)新如何影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展進行研究。生產(chǎn)要素方面，科技創(chuàng)新通過優(yōu)化生產(chǎn)要素配置、提高要素利用率，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(金碚，2018)[1]。產(chǎn)業(yè)結構升級方面，科技創(chuàng)新帶來人工智能、5G、3D打印等高附加值產(chǎn)業(yè)涌現(xiàn)，形成新的產(chǎn)業(yè)結構；同時，科技創(chuàng)新賦能傳統(tǒng)制造業(yè)，實現(xiàn)新舊動能轉換，推動先進制造業(yè)發(fā)展(王洪濤、陸銘，2020)[3]，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。從消費需求方面來看，科技創(chuàng)新能夠優(yōu)化產(chǎn)品市場的供給結構，從而擴大有效需求和拓展新消費市場，帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(張紅霞、王悅，2020)[4]。但有關創(chuàng)新鏈與資金鏈對接與融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展關系的研究還處于起步階段，只在一個環(huán)節(jié)或幾個環(huán)節(jié)研究其與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系，難以深入剖析其影響機制。

二、理論分析與研究假設

創(chuàng)新鏈理論認為創(chuàng)新鏈是由研發(fā)階段、成果轉化階段和產(chǎn)業(yè)化階段構成的鏈式結構，不同階段之間彼此獨立又相互聯(lián)系(洪銀興，2017)[5]。創(chuàng)新鏈整體效能及穩(wěn)定性遵循“木桶原理”，任何一個環(huán)節(jié)受阻均會導致創(chuàng)新鏈運轉動力不足。資金作為創(chuàng)新的最基本要素，充足的資金投入是維持創(chuàng)新鏈各個階段順暢運行的重要保障。在資金的長期供給與需求作用下，逐漸形成由籌資、投資和收益分配三個階段相互銜接的資金鏈，并作用于創(chuàng)新過程(王玉冬等，2017)[6]。然而，受制于創(chuàng)新鏈的高風險性以及創(chuàng)新鏈上各階段風險分布不同等因素的影響，創(chuàng)新鏈與資金鏈經(jīng)常處于“割裂”狀態(tài)，導致創(chuàng)新鏈運轉面臨融資約束和資金錯配等問題。因此，必須圍繞創(chuàng)新鏈完善資金鏈，推動創(chuàng)新鏈與資金鏈融合。根據(jù)協(xié)同理論，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合是創(chuàng)新鏈子系統(tǒng)與資金鏈子系統(tǒng)從無序狀態(tài)轉向有序狀態(tài)，消除子系統(tǒng)之間摩擦的過程，進而產(chǎn)生“1+1>2”的協(xié)同效應，是推動創(chuàng)新鏈整體效能提高的重要途徑。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合協(xié)同，增加了對創(chuàng)新鏈的有效資金供給，擴大創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，從而增加資金回流和吸引更多外部資金，使創(chuàng)新鏈與資金鏈韌性增強(王玉冬等，2019)[7]。本文認為，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合會對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生直接影響，其作用機制在于創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動創(chuàng)新能力提升，使產(chǎn)品附加值增加，并且新能源與新生產(chǎn)技術的持續(xù)開發(fā)與應用，協(xié)同推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合也會通過影響產(chǎn)業(yè)結構升級，進而影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(一)創(chuàng)新鏈與資金鏈融合與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

基于協(xié)同理論，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠發(fā)揮匹配協(xié)同效應，有效緩解融資約束和優(yōu)化資金配置，從而提升創(chuàng)新鏈整體效能，驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第一，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合為創(chuàng)新鏈提供穩(wěn)定的資金流，既能緩解融資約束，也有效避免流動性風險(徐玉蓮等，2011)[8]。第二，不同來源資金匹配是創(chuàng)新鏈與資金鏈融合的內(nèi)在機制，通過優(yōu)化資金結構，滿足創(chuàng)新鏈不同階段對資金結構的異質(zhì)性需求，提高資金的利用效率(Cantù等，2012)[9]；同時，資金利用率的提高能帶動勞動力、土地等要素的合理配置，提升要素整體利用效率，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第三，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合為分散創(chuàng)新風險拓寬渠道，如創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動金融產(chǎn)品創(chuàng)新，不斷豐富融資渠道，進而分擔創(chuàng)新風險，顯示了“資金共投、風險共擔、利益共享”的合作機理(劉家樹、范從來，2019)[10]。創(chuàng)新鏈整體效能的提升則通過發(fā)展環(huán)保生產(chǎn)技術、促進創(chuàng)新成果產(chǎn)業(yè)化、開發(fā)新能源等途徑驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，提出假設H1。

假設H1：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有正向影響。

(二)產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

產(chǎn)業(yè)結構升級被普遍認為是影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素(王桂軍等，2020)[11]。目前，學術界對產(chǎn)業(yè)結構升級能否推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，存在兩種不同的觀點?！敖Y構紅利”假說認為產(chǎn)業(yè)結構升級是低效率、低附加值的行業(yè)向高效率、高附加值的行業(yè)轉型，有利于提高資源配置效率和產(chǎn)出率(曾起艷等，2018)[12]，產(chǎn)業(yè)結構升級促進行業(yè)之間的協(xié)調(diào)、互動與融合，降低社會協(xié)調(diào)成本。因此，產(chǎn)業(yè)結構升級能夠推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展?！敖Y構負利”假說認為產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有抑制效應，主要原因是產(chǎn)業(yè)結構升級表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)比重增加，并且資源不斷流向第三產(chǎn)業(yè)，然而，這一過程可能產(chǎn)生“服務業(yè)成本病”，產(chǎn)生“結構負利”(宋建、鄭江淮，2017)[13]。要素供給方面，產(chǎn)業(yè)結構升級倒逼要素市場調(diào)整要素供給結構，導致要素生產(chǎn)成本提高。提高的成本大部分附加在要素的相對價格上，進而導致生產(chǎn)企業(yè)投入不足。要素需求方面，資源大量流入第三產(chǎn)業(yè)，可能加重資源錯配，導致要素生產(chǎn)率下降(張紅霞、王悅，2020)[5]。產(chǎn)業(yè)結構的關聯(lián)效應方面，由于受到制度、要素成本上升、資源錯配等因素制約(楊亞平、周泳宏，2013)[14]，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡、不充分，導致專業(yè)化水平低、產(chǎn)業(yè)間分工不合理，無法帶動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，制約經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，提出假設H2a和假設H2b。

假設H2a：產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有正向影響。

假設H2b：產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有負向影響。

(三)創(chuàng)新鏈與資金鏈融合、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

圍繞產(chǎn)業(yè)鏈部署創(chuàng)新鏈，關鍵在于實現(xiàn)創(chuàng)新鏈與資金鏈對接融合。其主要原因在于創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠提供穩(wěn)定的資金流、優(yōu)化資金配置、分散創(chuàng)新風險和提高創(chuàng)新主體創(chuàng)新積極性，推動關鍵核心技術自主研發(fā)、破除“科技”與“經(jīng)濟”兩張皮，提升創(chuàng)新鏈韌性?？萍紕?chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要推動力，技術進步會增加5G、人工智能、數(shù)字經(jīng)濟為代表的技術含量和附加值“雙高”的產(chǎn)業(yè)比重，既優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，也推動產(chǎn)業(yè)向縱深發(fā)展，延長產(chǎn)業(yè)鏈(Maria，2018)[15]；技術進步加速產(chǎn)品迭代升級，優(yōu)化了產(chǎn)品供給和擴大消費者有效需求(張紅霞、王悅，2020)[5]。結合產(chǎn)業(yè)結構升級存在的“結構紅利”假說和“結構負利”假說，一方面，創(chuàng)新鏈整體效能的提升通過提高產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、延長產(chǎn)業(yè)鏈和擴大有效需求市場，推動產(chǎn)業(yè)結構向有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的方向轉型。另一方面，創(chuàng)新鏈整體效能的提升會推動第三產(chǎn)業(yè)比重快速上升，若要素市場不能及時適應產(chǎn)業(yè)結構轉型，將導致要素市場調(diào)整成本增加，不利于推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；并且創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)間的貢獻存在差異，容易產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)結構不合理，制約經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，提出假設H3、假設H4a和假設H4b。

假設H3：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對產(chǎn)業(yè)結構升級有正向影響。

假設H4a：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有正向影響。

假設H4b：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有負向影響。

據(jù)此，構建創(chuàng)新鏈與資金鏈融合影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的概念模型，如圖1所示。

圖1 創(chuàng)新鏈與資金鏈融合影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的概念模型

三、研究設計

(一)模型設定

借鑒已有研究，將創(chuàng)新鏈與資金鏈融合、產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一的分析框架，并且將產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作為內(nèi)生變量(儲德銀等，2019[16]；賈洪文等，2021[17])，構建聯(lián)立面板模型，如式(1)和式(2)所示。值得說明的是，聯(lián)立面板模型能夠有效規(guī)避單一方程可能出現(xiàn)的虛假回歸及內(nèi)生性問題，因而能夠較好地說明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和間接效應。

LTFPit=α0+α1IICit+α2ISUit+α3IPCit+α4EIit+?5URIGit+α6TEit+εit

(1)

ISUit=β0+β1IICit+β2FIit+β3EIit+β4TDit+β5ERit+β6TEit+β7GIEit+σit

(2)

其中，LTFP、IIC、ISU、IPC、FI、EI、TD、ER、URIG、TE和GIE分別表示經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、創(chuàng)新鏈與資金鏈融合、產(chǎn)業(yè)結構升級、實物資本投入、外商投資、出口強度、交通密度、環(huán)境規(guī)制、城鄉(xiāng)收入差距、人才環(huán)境和政府科技支出強度；i表示地區(qū)；t表示時間；εit和σit為隨機誤差項。聯(lián)立式(1)和式(2)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應為α1，間接效應為α2×β1，總效應為α1+α2×β1。

(二)變量設計

1.被解釋變量。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(LTFP)為被解釋變量。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價體系正處于發(fā)展的起步階段，其測度方法不唯一，主要評價方法包括多指標綜合評價方法(馬茹等，2019)[18]、人均GDP等單一指標評價方法(陳詩一、陳登科，2018)[19]和全要素生產(chǎn)率(賈洪文等，2021)[17]。由于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵體現(xiàn)在資源配置效率，因此，本文采用綠色全要素生產(chǎn)率表征經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。構建指標體系，并運用非期望產(chǎn)出的SBM方法進行測度。其中，指標體系由要素投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出三個一級指標構成，要素投入主要從地區(qū)固定資產(chǎn)投資、地區(qū)電力消費量和地區(qū)從業(yè)人員數(shù)量度量；產(chǎn)出指標主要從地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)工業(yè)廢水排放量、地區(qū)工業(yè)廢氣排放量和地區(qū)工業(yè)固體廢物排放量度量。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度的具體指標，如表1所示。此外，本文采用人均GDP作為替代指標進行穩(wěn)健性檢驗。

表1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的測度指標

2.解釋變量。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合(IIC)為解釋變量(1)受篇幅限制不再報告經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、創(chuàng)新鏈與資金鏈融合度的測度結果。。借鑒徐玉蓮等(2011)[3]構建耦合協(xié)調(diào)度評價模型測度區(qū)域科技與科技金融耦合協(xié)調(diào)度的方法，本文的創(chuàng)新鏈與資金鏈融合緊密程度以創(chuàng)新鏈與資金鏈耦合度表征，并以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的經(jīng)驗數(shù)據(jù)構建指標體系測度創(chuàng)新鏈和資金鏈，最終用耦合協(xié)調(diào)度評價模型測度我國30個省份(西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失未納入統(tǒng)計)2011年到2018年省級創(chuàng)新鏈與資金鏈耦合度。Estrin(2009)[20]認為區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)是由研究群落、開發(fā)群落和應用群落構成，群落之間頻繁互動以維持系統(tǒng)的平衡狀態(tài)。本文依據(jù)不同群落的功能特征，對應將創(chuàng)新鏈分為研發(fā)階段、成果轉化階段和產(chǎn)業(yè)化階段，并借鑒《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》，構建創(chuàng)新鏈三個階段的評價指標，其中，研發(fā)主要從規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的R&D人員全時當量、R&D投入強度和專利授權數(shù)三個方面進行測量；成果轉化階段主要從規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的技術市場成交額和新產(chǎn)品銷售收入兩個方面進行測量；產(chǎn)業(yè)化階段主要從規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的主營業(yè)務收入與GDP的比重和新產(chǎn)品出口額與貨物總出口額的比重兩個方面進行測量。王玉冬等(2017)[7]基于生態(tài)學理論，認為創(chuàng)新資金運營是生態(tài)化過程，包括籌資、投資與收益分配三個階段，具有共生性，并據(jù)此對資金鏈進行測度，與區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)共生理論契合，因而本文將資金鏈分為資金來源、資金周轉與資金收益，其中，用資產(chǎn)負債率表征資金來源；用總資產(chǎn)周轉率表征資金周轉；用銷售利潤率和成本費用利潤率表征資金收益。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合度測度的具體指標，如表2所示。

表2 創(chuàng)新鏈與資金鏈子系統(tǒng)有序度測度指標

耦合協(xié)調(diào)度評價模型測度的具體步驟如下：第一步，創(chuàng)新鏈系統(tǒng)S創(chuàng)新和資金鏈系統(tǒng)S資金分別包含多個序參量，即S創(chuàng)新={X11,X12,…,X1n}、S資金={Y11,Y12,…,Y1m}，運用功效函數(shù)測度序參量對系統(tǒng)的有序貢獻，如公式(1)所示。其中，Zij為系統(tǒng)的序參量；Maxij、Minij分別為系統(tǒng)穩(wěn)定狀態(tài)下的序參量的上限與下限，即Minij≤Zij≤Maxij；Uij∈[0,1]，當Uij趨近于1，表明序參量對系統(tǒng)的有序貢獻越大，反之，當Uij趨近于0，表明序參量對系統(tǒng)的有序貢獻越小。

(3)

第二步，運用線性加權法分別對創(chuàng)新鏈和資金鏈系統(tǒng)進行集成，如公式(4)所示。其中，Ui為系統(tǒng)的綜合序參量；ωj為熵權法確定的權重(∑ωj=1)。

Ui=∑ωjUij

(4)

第三步，運用耦合關聯(lián)函數(shù)測算創(chuàng)新鏈與資金鏈的耦合關聯(lián)度，如公式(5)所示。其中，C為耦合關聯(lián)度(C∈[0,1])，當C趨近于1，表明兩個系統(tǒng)的耦合關聯(lián)度越高；當 C趨近于0，表明兩個系統(tǒng)的耦合關聯(lián)度越低。

(5)

3.中介變量。產(chǎn)業(yè)結構升級(ISU)是產(chǎn)業(yè)結構由低級形態(tài)向高級形態(tài)的轉換，反映了產(chǎn)業(yè)質(zhì)量和效率的提升。本文借鑒以往的研究，采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值表征產(chǎn)業(yè)結構升級。

4.控制變量。綜合以往研究科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響因素的文獻，本文影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的控制變量：實物資本投資(IPC)、出口強度(EI)、城鄉(xiāng)收入差距(URIG)、人才環(huán)境(TE)；影響產(chǎn)業(yè)結構升級的控制變量：外商投資(FI)、出口強度(EI)、交通密度(TD)、環(huán)境規(guī)制(ER)、人才環(huán)境(TE)、政府科技支出(GIE)。其中，實物資本投資(IPC)用固定資產(chǎn)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示；外商投資(FI)用外商投資總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示；出口強度(EI)用出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值表示；交通密度(TD)用鐵路、公路和內(nèi)河航道里程總和與該地區(qū)國土面積的比值表示；環(huán)境規(guī)制(ER)用工業(yè)污染治理完成投資總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示；城鄉(xiāng)收入差距(URIG)用城市人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入的比值表示；人才環(huán)境(TE)用財政教育支持總額與地區(qū)常住人口取對數(shù)表示；政府科技支出(GIE)用財政科技支出總額取對數(shù)表示。主要變量的定義與說明，如表3所示。

表3 主要變量的定義與說明

(三)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文選取我國30個省份2011年到2018年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析。需要說明的是，綠色全要素的測算指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；創(chuàng)新鏈與資金鏈融合度的指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和Wind金融數(shù)據(jù)終端；產(chǎn)業(yè)結構升級的指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；控制變量的指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國經(jīng)濟普查年鑒》。表4為各變量的描述性統(tǒng)計。

四、實證分析

在對創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應與間接效應研究實證分析之前，進行VIF檢驗，結果顯示方差膨脹因子均小于5，說明不存在多重共線性問題。因此，借鑒已有研究(儲德銀等,2019)[16]，進一步采用三階段最小二乘方法進行實證分析。

表4 主要變量描述性統(tǒng)計結果

(一)基準回歸結果

基于方程式(1)和式(2)得到創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和間接效應實證結果，如表5所示。模型(1)顯示，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合(IIC)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠有效推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，驗證了假設H1。其原因可能是：第一，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合優(yōu)化了資金配置，帶動人力資本、土地資源等生產(chǎn)要素的合理配置，提高了資源利用效率和生產(chǎn)效率。第二，“雙鏈融合”為創(chuàng)新鏈提供穩(wěn)定的資金流，促進基礎研發(fā)與創(chuàng)新成果轉化，實現(xiàn)產(chǎn)品大規(guī)模生產(chǎn)，推動經(jīng)濟發(fā)展。第三，技術進步可以實現(xiàn)個性化產(chǎn)品定制，從而滿足消費者的有效需求，推動有效需求規(guī)模擴大；同時，技術進步促進產(chǎn)品種類豐富、產(chǎn)品不斷迭代，創(chuàng)造了新消費需求。產(chǎn)業(yè)結構升級(ISU)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應顯著為負，說明產(chǎn)業(yè)結構升級抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，驗證了假設H2b，假設H2a未得到驗證。其原因可能是，產(chǎn)業(yè)結構升級帶來第三產(chǎn)業(yè)比重快速上升，一方面倒逼要素供給結構迅速調(diào)整，導致要素成本上升，增加的成本會附加在要素的相對價格上，進而導致生產(chǎn)企業(yè)投入不足；另一方面，要素短時間內(nèi)大量流入第三產(chǎn)業(yè)，可能加重資源錯配，導致要素生產(chǎn)效率下降。產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的“結構負利”效應大于“結構紅利”效應，因而對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負向影響效應。實物資本投資(IPC)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為正，但效果不顯著。其可能的解釋是，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》對固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)計口徑，固定資產(chǎn)投資包括建設項目投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資和農(nóng)戶投資，由于不同項目投資對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展效應不同，削弱了固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正向效應。出口強度(EI)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為負，但效果不顯著。其可能的解釋是，中國通過本幣貶值和維持低工資水平等手段刺激出口，長期來看，不利于推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(張曙霄、張磊，2013)[21]。城鄉(xiāng)收入差距(URIG)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為負，但效果不顯著。這是因為，城鄉(xiāng)收入差距小有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，過大的城鄉(xiāng)收入差距會加劇社會不平等、抑制人力資本投資，進而對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負向效應。人才環(huán)境(TE)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)顯著為正，說明優(yōu)化人才環(huán)境，能夠驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

模型(2)顯示，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合(IIC)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠有效推動產(chǎn)業(yè)結構升級，驗證了假設H3。其原因可能是，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動創(chuàng)新鏈整體效能優(yōu)化，形成一批“高精尖”產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)價值鏈攀升；同時，技術進步通過轉變要素生產(chǎn)方式，使要素市場快速適應產(chǎn)業(yè)結構變化對要素需求數(shù)量和結構的變化，提高了要素利用率，并且緩解“服務業(yè)成本病”。外商投資(FI)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)顯著為正。這是因為，外商投資不僅為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金和技術支持，也通過競爭機制倒逼國內(nèi)產(chǎn)業(yè)加快轉型升級(汪朝陽,2021)[22]。出口強度(EI)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)顯著為負。其可能的解釋是，中國出口動力來源于國外的需求，而非國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級的需要。交通密度(TD)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)為正，但效果不顯著。這表明交通密度對產(chǎn)業(yè)結構升級促進作用微弱，其可能原因是交通基礎設施建設對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在地域差異，并且效應具有滯后性。環(huán)境規(guī)制(ER)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)為正，但效果不顯著。其可能的解釋是，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響取決于“創(chuàng)新補償效應”與“遵循成本效應”之間的博弈，由于環(huán)境規(guī)制會導致要素價格上升，進而導致企業(yè)生產(chǎn)投入不足，削弱了環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補償效應”。人才環(huán)境(TE)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)顯著為正。這表明，人才是推動產(chǎn)業(yè)結構升級的重要資源，即人才通過推動技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新，促進產(chǎn)業(yè)結構升級；同時，人力資本的提升也通過收入和消費水平，對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生正向效應。政府科技支出(GIE)對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)為正，但效果不顯著。這表明，政府科技支出對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生正向效應，但不合理的干預會產(chǎn)生尋租行為、擠出效應等，從而導致資源錯配和科技創(chuàng)新效率下降，削弱正向效應。

(二)中介效應檢驗

根據(jù)前文分析，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在直接效應和間接效應，直接效應：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合直接作用于經(jīng)濟高質(zhì)量；間接效應：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過影響產(chǎn)業(yè)結構升級，進而影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其中，α1為直接效應，α2×β1為間接效應，總效應為α1+α2×β1。由表5中的基準回歸結果可知，直接效應α1=0.626，間接效應α2×β1=-0.054，總效應α1+α2×β1=0.572。這說明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合不僅直接推動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，也存在間接效應，即創(chuàng)新鏈與資金鏈融合經(jīng)由產(chǎn)業(yè)結構升級影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但產(chǎn)業(yè)結構升級在其中起到負向的部分中介作用，驗證了假設H4b，假設H4a未得到驗證。其可能的解釋是：創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動創(chuàng)新鏈整體效能提升，從而推動產(chǎn)業(yè)結構升級，但產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的“結構負利”效應大于“結構紅利”效應，從而抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證回歸結果的穩(wěn)健性，借鑒已有文獻的經(jīng)驗做法，替換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。本文以人均GDP自然對數(shù)(lnpgdp)替換綠色全要素生產(chǎn)率表征經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。表5模型(3)(4)顯示的是穩(wěn)健性檢驗結果，與表5基準回歸結果基本一致，其中，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對lnpgdp的直接效應為1.262，間接效應為-0.046，總效應為1.216。因而實證結果具有穩(wěn)健性。

(四)異質(zhì)性分析

中國本土情境下，東、中、西部地區(qū)科技發(fā)展水平和經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著差異。科技發(fā)展水平方面，東部地區(qū)與中西部地區(qū)的絕對差距明顯。根據(jù)《中國區(qū)域科技創(chuàng)新評價報告2018》，綜合科技創(chuàng)新水平指數(shù)最高的前六位地區(qū)分別為上海、北京、天津、廣東、江蘇和浙江，并且超過全國平均水平，其中，上海達到85.63；低于全國平均水平的地區(qū)有24個省市(不包括西藏地區(qū))，主要分布在中、西部地區(qū)，其中，新疆僅為40.59，與排名第一的上海相差45.04。具體地，從創(chuàng)新投入來看，東部地區(qū)科技活動投入水平超過全國平均水平，占據(jù)半壁江山；從創(chuàng)新資源來看，創(chuàng)新資源集中分布在東部地區(qū)，中西部地區(qū)處于劣勢地位，同時，根據(jù)徐玉蓮等(2011)[9]對區(qū)域科技創(chuàng)新與科技金融耦合協(xié)調(diào)度測度結果，耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)“東高西低”，西部地區(qū)僅為0.212，與東部地區(qū)相差0.165；從創(chuàng)新產(chǎn)出來看，東部地區(qū)發(fā)明專利申請授權量占全國發(fā)明專利申請授權量的比重超過70%，中西部地區(qū)僅占不到30%。經(jīng)濟發(fā)展水平方面，目前我國經(jīng)濟發(fā)展水平不平衡不充分問題仍然突出，根據(jù)馬茹等(2019)[18]對中國區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的測度結果，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展總指數(shù)高的地區(qū)集中分布在東部地區(qū)。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展總指數(shù)最高的地區(qū)為北京市，數(shù)值為89.2；最低的地區(qū)為云南省，數(shù)值為62.5，與北京市相差26.7。因此，分析東、中、西部地區(qū)創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和間接效應，對深入了解創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制和傳導效應具有重要意義，同時，也為促進東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策制定提供良好借鑒。本文借鑒以往研究的做法，根據(jù)東、中、西部地區(qū)將樣本劃分三個部分，分別檢驗創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和間接效應。

表5 基準回歸結果

表6報告了東、中、西部地區(qū)創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和間接效應。結合模型(5)和模型(6)，東部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合直接推動了東部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)也顯著為正，表明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動了產(chǎn)業(yè)結構升級；產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為負，產(chǎn)業(yè)結構升級抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應為0.980，間接效應為-0.100，總效應為0.880。這說明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合不僅可以直接推動東部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，也可以通過影響產(chǎn)業(yè)結構升級進而影響東部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其分析結果與基準回歸分析一致。

結合模型(7)和模型(8)，中部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合推動了中部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為正，但不顯著。其可能的解釋是，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的“結構紅利”與“結構負利”博弈中，“結構紅利”效應略大于“結構負利”效應。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)為正，但不顯著。因此，針對中部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠直接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，直接效應為1.249，但間接效應微弱。

表6 分區(qū)域比較估計結果

結合模型(9)和模型(10)，西部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為正，但不顯著。這表明西部地區(qū)創(chuàng)新鏈與資金鏈融合程度處于低水平，因而對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應不顯著。創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新鏈與資金鏈融合能夠推動西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級。產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)也顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結構升級能夠推動西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，驗證了假設H2a。其可能的解釋是，產(chǎn)業(yè)結構升級為西部地區(qū)帶來的“結構紅利”效應顯著大于“結構負利”，因而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，針對西部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接推動作用微弱，但間接效應顯著，間接效應為0.160，即創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級間接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

五、主要研究結論與建議

(一)研究結論

本文首先將創(chuàng)新鏈與資金鏈融合、產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一的分析框架，并理論分析創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的直接效應和間接效應，構建創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制模型，提出研究假設；其次通過構建聯(lián)立面板模型和運用三階段最小二乘法實證檢驗其影響機制和傳導效應，并進一步檢驗了創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響機制和傳導效應的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過直接作用渠道顯著推動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。原因在于，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合后顯著提升創(chuàng)新鏈整體效能，從而推動新能源與新技術開發(fā)和應用、產(chǎn)品附加值增加，并最終促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的負向效應，主要源于產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的“結構負利”效應遮掩了“結構紅利”效應，表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)比重快速增加，導致資源涌入第三產(chǎn)業(yè)，加重資源錯配；要素市場結構難以及時適應產(chǎn)業(yè)結構的快速升級，導致要素市場調(diào)整成本提高，增加的成本附加在要素的價格上，造成企業(yè)生產(chǎn)投入動力不足。

第三，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向激勵間接影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)生負向抑制效應。因而創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量的發(fā)展存在雙重路徑，即創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不僅具有正向的直接效應，也通過產(chǎn)業(yè)結構間接影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第四，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制和傳導效應具有異質(zhì)性，東部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合既直接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，也存在通過對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向激勵間接影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)生負向抑制效應；中部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合直接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但間接效應微弱；西部地區(qū)，創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應微弱，但存在顯著的正向間接效應，即創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向激勵間接影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)生正向促進效應。

(二)政策建議

第一，推動創(chuàng)新鏈與資金鏈深度融合。企業(yè)等創(chuàng)新主體要遵循科技創(chuàng)新對資金的需求規(guī)律，推動內(nèi)外源融資匹配。一方面，要建立健全科技創(chuàng)新系統(tǒng)中內(nèi)外源融資進退出機制和協(xié)調(diào)機制，提高資金在創(chuàng)新鏈上配置的靈活性；另一方面，要依托孵化器等科技創(chuàng)新服務平臺，實現(xiàn)創(chuàng)新鏈與資金鏈精準對接。

第二，重視創(chuàng)新鏈與資金鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作用效應和機制的地區(qū)性差異。在東、中部地區(qū)，既要繼續(xù)促進創(chuàng)新鏈與資金鏈的融合發(fā)展，也要圍繞創(chuàng)新鏈布局產(chǎn)業(yè)鏈，聚焦人工智能、量子信息、生物醫(yī)藥等高端產(chǎn)業(yè)，推動先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)融合發(fā)展，實現(xiàn)以先進制造業(yè)為支撐、現(xiàn)代服務業(yè)為主體的新發(fā)展格局，避免盲目“重”第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展而“輕”第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時要促進產(chǎn)業(yè)間優(yōu)勢互補，發(fā)揮協(xié)同效應，進而釋放產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的“結構紅利”效應。在西部地區(qū)，要充分利用創(chuàng)新鏈與資金鏈融合通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級間接對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生的正向促進效應，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展目標，同時也要實現(xiàn)創(chuàng)新鏈整體效能躍升，并借鑒東、中部地區(qū)發(fā)展經(jīng)驗，既要推動產(chǎn)業(yè)向高端轉型，也要促進產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)發(fā)展，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級的“結構紅利”規(guī)避“結構負利”。例如，西部地區(qū)積極承接東、中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移，利用產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應帶動本地區(qū)其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展；提高知識吸收能力，更好地承接產(chǎn)業(yè)轉移的知識溢出，從而加快技術創(chuàng)新，實現(xiàn)技術追趕；要培育自主創(chuàng)新能力，努力成為科技創(chuàng)新新高地。

第三，建設高質(zhì)量人才隊伍。實證結果表明人才始終作為重要的影響因素顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，為此各地區(qū)要結合人才培養(yǎng)規(guī)律和科技創(chuàng)新需要，培育更多基礎學科高層次人才、科技領軍人才、戰(zhàn)略科技人才等。一方面，加強企業(yè)、學研機構、金融機構等創(chuàng)新主體合作，對接人才培養(yǎng)；另一方面，通過完善人才評價機制、保障機制，釋放人才創(chuàng)新活力。