資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響實證研究

〔摘 要〕 為進一步促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 本文以２００４～２０２３ 年３０ 個省（區(qū)、市） 經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)為對象， 實證分析資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。其中， 以經(jīng)濟增長水平為因變量， 以資本要素市場扭曲為自變量， 以勞動力質(zhì)量為調(diào)節(jié)變量， 以外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新環(huán)境為控制變量， 通過多重共線性檢驗、回歸分析、異質(zhì)性檢驗， 驗證資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。結(jié)果表明， 資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有明顯的抑制作用； 勞動力質(zhì)量在資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。通過勞動力質(zhì)量的調(diào)節(jié)， 資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制明顯減弱； 從區(qū)域影響看， 東部、中部、西部３ 個不同區(qū)域的資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響相同， 均表現(xiàn)出顯著抑制作用， 且隨著經(jīng)濟增長速度的增加， 抑制作用增大； 加大外商直接投資、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、強化創(chuàng)業(yè)環(huán)境可促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。基于實證結(jié)果， 本文認為要進一步促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 避免資本要素市場扭曲的抑制作用， 并提出三方面措施： 建設(shè)開放的資本要素市場， 提高外資直接投資水平； 調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 加快產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展； 加大創(chuàng)新投入， 營造良好的創(chuàng)新環(huán)境； 加快資本要素市場化改革， 促進不同區(qū)域資本要素的流動。

〔關(guān)鍵詞〕 資本要素 市場扭曲 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展 實證分析 經(jīng)濟增長水平 勞動力質(zhì)量

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．０６．０１２

〔中圖分類號〕Ｆ２２４； Ｆ２４１ 〔文獻標識碼〕Ａ

引 言

推動經(jīng)濟實現(xiàn)質(zhì)和量的合理與有效提升， 對促進中國現(xiàn)代化具有重要意義。據(jù)數(shù)據(jù)顯示， 我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（Ｇｒｏｓｓ Ｄｏｍｅｓｔｉｃ Ｐｒｏｄｕｃｔ， ＧＤＰ）位于全球第二， 僅落后于美國， 由此看出我國經(jīng)濟在世界經(jīng)濟中具有重要的影響。然而， 為適應(yīng)經(jīng)濟新常態(tài)的發(fā)展， 高質(zhì)量發(fā)展成為解決國內(nèi)“結(jié)構(gòu)性矛盾” 和避免“中等收入陷阱” 的重要手段和途徑， 成為國內(nèi)經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域研究的熱點。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展離不開統(tǒng)一、開放的資本要素市場， 但資本要素市場一旦出現(xiàn)扭曲， 如資本配置過度、技術(shù)創(chuàng)新水平較低等， 則會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。呂巖威和李禹陶［１］ 提出， 提高資本配置合理性以及技術(shù)創(chuàng)新水平； 孔令英等［２］ 、覃朝暉等［３］ 認為， 可通過緩解人力資本和勞動力資源的錯配， 避免資本要素市場扭曲， 積極促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展； 汪少賢［４］ 通過分析２８１ 個中國地級市人力資本與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系， 認為人力資本匹配可降低資本要素市場扭曲程度， 驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 且在資本要素扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮著中介作用； 林木西和肖宇博［５］ 以綠色金融和資本錯配以及經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)狀為基礎(chǔ)， 通過實證分析， 認為綠色金融有利于改善資本要素市場扭曲情況， 消除資本錯配， 進而提升我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度；李永海等［６］ 則通過研究認為， 稅收競爭在一定程度上會增加資本要素市場錯配， 導(dǎo)致資本要素市場扭曲， 阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由此可以看出， 我國經(jīng)濟發(fā)展雖然取得了巨大的成就， 但資本要素市場的扭曲已成為制約其高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素［７］ ?；谠搯栴}， 本文以經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為背景， 從資本要素市場作為切入點， 以２００４～２０２３ 年我國３０ 個?。▍^(qū)、市）的經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)， 開展資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系的實證研究。

１ 研究假設(shè)與變量選取

１. １ 研究假設(shè)

隨著經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)入新常態(tài)， 我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段， 充分發(fā)揮資本要素市場的作用， 成為促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。但有研究認為資本要素市場扭曲會顯著抑制經(jīng)濟增長， 且要素市場的高度扭曲會大大降低創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長的效率［８］ 。在要素市場扭曲中， 資本市場要素扭曲制約了人力資本的發(fā)展， 增加了社會生產(chǎn)總成本， 降低了社會總生產(chǎn)效率， 進而影響了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［９］ 。不完全競爭市場的觀點認為， 資本要素市場由于沒有實現(xiàn)有效的資源配置， 導(dǎo)致資本要素的流通不足， 出現(xiàn)了資本要素的價格差異， 進而因其資本要素市場扭曲， 對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在反向抑制作用［１０］ ， 這點Ｃｈｒｉｓｔｅｒ等（２０１５）［１１］ 通過對我國要素市場扭曲的現(xiàn)狀進行分析， 發(fā)現(xiàn)要素扭曲中資本要素市場扭曲會導(dǎo)致Ｒ＆Ｄ 投入帶來較低的經(jīng)濟進步效應(yīng)， 進而影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)以上研究， 提出假設(shè)１：

假設(shè)１： 資本要素市場扭曲反向抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

另外， 勞動力的流入提供了豐富且多樣的資源市場， 對提高生產(chǎn)效率具有積極的促進作用［９］ 。與此同時， 勞動力的流動改變了勞動資源配置的空間分布， 對提高生產(chǎn)效率具有促進作用［１２］ 。此外， 勞動力的轉(zhuǎn)移可能造成發(fā)展較為落后的區(qū)域缺乏勞動力， 進而降低該區(qū)域的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)能力， 抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。在此基礎(chǔ)上， 由于勞動力的調(diào)節(jié)作用會加快資本要素市場中的價格扭曲， 影響經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級， 進而對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生抑制作用［１３］ 。由此可以看出， 勞動力質(zhì)量可能在資本要素市場扭曲和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。因此， 根據(jù)上述分析， 提出假設(shè)２ 和假設(shè)３：

假設(shè)２： 在勞動力質(zhì)量調(diào)節(jié)下， 資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制減弱。

假設(shè)３： 在勞動力質(zhì)量調(diào)節(jié)下， 資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制增強。

１. ２ 變量選取

（１） 因變量： 經(jīng)濟增長水平（Ｅ）。經(jīng)濟增長水平反映了經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和速度， 通常選用該指標衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。采用ＧＤＰ 縮減指數(shù)進行表征。

（ ２） 自變量： 資本要素市場扭曲（Ｍ）。選用資本市場價格扭曲指數(shù)進行表征。

（３） 調(diào)節(jié)變量： 勞動力質(zhì)量（Ｌ）。選用勞動力質(zhì)量作為自變量與因變量之間的調(diào)節(jié)變量， 并使用高職稱人才所占比例進行表征。

（４） 控制變量： 外商直接投資（Ｆ）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ｃ）、創(chuàng)新環(huán)境（Ｒ）。外商直接投資反映了全球經(jīng)濟與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性， 衡量了地區(qū)經(jīng)濟增長的水平； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量了地區(qū)產(chǎn)業(yè)分配情況， 一定程度上反映了經(jīng)濟增長水平； 創(chuàng)新環(huán)境是經(jīng)濟增長的核心驅(qū)動力， 一定程度上反映了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平［１４］ 。

具體變量解釋與說明如表１。

２ 實證分析

２. １ 研究對象及數(shù)據(jù)說明

以我國３０ 個?。▍^(qū)、市）（基于數(shù)據(jù)的可獲得性， 不包含港、澳、臺及西藏地區(qū)） ２００４ ～ ２０２３年的經(jīng)濟發(fā)展面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。所有面板數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒和各省（區(qū)、市）統(tǒng)計年鑒。

２. ２ 計量模型構(gòu)建

根據(jù)選取的資本要素市場與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)變量指標， 結(jié)合研究假設(shè)１， 構(gòu)建式（１） 計量模型進行實證； 結(jié)合研究假設(shè)２～３， 構(gòu)建式（２）計量模型進行實證。

Ｅｉｔ ＝α０ ＋α１Ｍｉｔ ＋α２ｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ－１ ＋μｉｔ （１）

Ｅｉｔ ＝α０ ＋α１Ｍｉｔ ＋α２Ｌｉｔ ＋α３Ｍｉｔ ×Ｌｉｔ ＋α４ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋μｉｔ（２）

式中： ｉ、ｔ 分別表示?。▍^(qū)、市）和時間； Ｅｉｔ表示因變量； Ｍｉｔ 為自變量； ｃｏｎｔｒｏｌｓ 表示控制變量； Ｌｉｔ表示調(diào)節(jié)變量； Ｍｉｔ ×Ｌｉｔ 表示自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項； α０ 為常數(shù)項； α１ ～α４ 表示回歸系數(shù)； μｉｔ為綜合誤差。式（１） 中， 當系數(shù)α１ 值小于０， 表示資本要素市場扭曲顯著負向促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 即假設(shè)１ 成立。式（２） 中， 當α３ 為正時， 說明調(diào)節(jié)變量削弱了自變量對因變量的抑制作用， 即假設(shè)２ 成立； 當α３ 為負時， 調(diào)節(jié)變量增強了自變量對因變量的抑制作用， 即假設(shè)３ 成立。

２. ３ 結(jié)果與分析

２. ３. １ 描述性統(tǒng)計

對所有變量指標進行描述性統(tǒng)計， 結(jié)果如表２所示。由表２ 可知， 因變量最大值、最小值、均值和標準差數(shù)值差距明顯， 表明不同年份和不同地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展差異顯著， 且整體發(fā)展處于一個較低水平； 自變量資本要素市場扭曲的最大值、最小值、均值和標準差分別為１１. ６４、２. ２３、６. ０４、２. ０７， 表明不同地區(qū)、不同年份的資本要素市場扭曲不同， 且整體處于較低階段； 在調(diào)節(jié)變量和控制變量中， 外商直接投資同樣存在不同地區(qū)不同年份差異顯著的情況， 而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新環(huán)境指標上， 最大值、最小值、均值和標準差的差異較小， 說明不同地區(qū)和不同年份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新環(huán)境較為一致， 差異較小。

２. ３. ２ 多重共線性檢驗

表３ 為各變量多重共線性檢驗結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可知， 變量的ＶＩＦ 均小于１０， 表明無多重共線性， 不會引起回歸結(jié)果失真。由此可確定所選取的變量指標合理［１５，１６］ 。

２. ３. ３ 線性回歸分析

基于Ｓｔａｔａ 軟件和式（１） 計量模型， 對資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系進行回歸，結(jié)果如表４ 所示。表４ 中， 列（ａ） 只考慮了自變量和因變量， 列（ｂ） 在列（ａ） 基礎(chǔ)上引入了調(diào)節(jié)變量， 列（ｃ） ～ （ｅ） 在列（ｂ） 基礎(chǔ)上引入了控制變量。表４ 列（ａ）、（ｂ） 的回歸系數(shù)均為負， 表明自變量顯著抑制因變量， 即假設(shè)１ 成立。

基于Ｓｔａｔａ 軟件和式（２） 回歸， 得到表５。對比表４ 和表５ 可知， 調(diào)節(jié)變量發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用，可削弱自變量對因變量的影響， 即假設(shè)２ 成立， 假設(shè)３ 不成立。

２. ３. ４ 非線性回歸分析

（１） 門限效應(yīng)檢驗

在進行非線性回歸分析前， 對所有變量進行門限效應(yīng)檢驗。表６ 為不同門限模型下的檢驗結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可知， 資本要素市場扭曲在單一門限和雙重門限下對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展均具有顯著的影響， Ｐ 值分別為８９ .２８４ 和４６. ３６７， 且在１％水平上顯著， Ｆ 值分別為０ .０４８ 和０. ００６， 而在三重門限下對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不存在顯著影響， 表明資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在兩個閾值影響。

（２） 非線性回歸結(jié)果

根據(jù)上述門限效應(yīng)檢驗結(jié)果可知， 資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在兩個閾值影響。因此， 通過構(gòu)建雙重門限模型， 將經(jīng)濟增長水平劃分為低水平、中高速水平、快速水平， 并進行非線性回歸分析。表７ 為不考慮勞動力質(zhì)量下， 資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的非線性回歸分析結(jié)果。表中， Ｍ１、Ｍ２、Ｍ３ 分別為低水平、中高速水平和快速水平下的資本要素市場扭曲。根據(jù)非線性回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)， 不同經(jīng)濟增長水平下， 資本要素市場扭曲負向抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 且均在１％顯著性水平下顯著。此外，在經(jīng)濟增長水平門限值超過０. ０２５ 時具有更顯著的影響。由此表明資本要素市場扭曲顯著抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 假設(shè)１ 成立。

表８ 為考慮調(diào)節(jié)變量下， 自變量與因變量的非線性回歸分析結(jié)果。表中， Ｍ１、Ｍ２、Ｍ３ 分別為低水平、中高速水平和快速水平下的資本要素市場扭曲。根據(jù)非線性回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)， 不同經(jīng)濟增長水平下， 勞動力質(zhì)量與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的非線性回歸系數(shù)均為負， 說明資本要素市場通過勞動力質(zhì)量中間變量的調(diào)節(jié)， 對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用更弱， 即假設(shè)２ 成立， 假設(shè)３ 不成立。

２. ３. ５ 異質(zhì)性檢驗

為進一步分析不同區(qū)域資本要素扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系， 將區(qū)域劃分為東、西、中３ 個區(qū)域， 并進行描述性統(tǒng)計， 結(jié)果如表９ 所示， 然后利用門限效應(yīng)對各區(qū)域變量進行門限檢驗［１７－１９］ ，得到表１０ 結(jié)果。根據(jù)表１０ 結(jié)果可知， 東部和中部地區(qū)的自變量與因變量存在雙重門限效應(yīng)， 而西部地區(qū)的自變量與因變量存在單一門限效應(yīng)。因此， 采用雙重門限分析東、中部地區(qū)， 采用單一門限分析西部地區(qū)。表１１ 為不同地區(qū)門限檢驗結(jié)果。

根據(jù)表１１ 可知， 不同經(jīng)濟增長速度條件下，自變量顯著抑制因變量， 且隨著經(jīng)濟增長速度的增加， 這種抑制作用更強， 但在勞動力質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用下， 這種抑制效果減弱， 而外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)業(yè)環(huán)境控制變量作用下， 會促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

３ 對策與建議

通過上述對我國３０ 個?。▍^(qū)、市）２０１４～２０２３年的資本要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量關(guān)系的實證分析， 得出結(jié)論如下：

（１） 資本要素市場扭曲反向抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。我國資本要素市場出現(xiàn)了不同程度的扭曲，從實證結(jié)果上來看， 這種抑制作用存在顯著性， 且通過了１％顯著性水平檢驗。

（２） 資本要素市場扭曲在勞動力質(zhì)量調(diào)節(jié)下，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用減弱。其原因在于勞動力的流動改變了勞動資源配置的空間分布， 對提高生產(chǎn)效率具有促進作用， 進而降低了資本要素市場扭曲程度， 削弱了其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用。

（３） 不同區(qū)域均表現(xiàn)出自變量顯著抑制因變量的情況， 且隨著經(jīng)濟增長速度的增加， 抑制作用越大。對于東部地區(qū)而言， 資本市場要素扭曲程度最低， 明顯低于全國平均水平。對于西部地區(qū)而言， 資本市場要素扭曲程度最高， 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平普遍低于全國平均水平。對于中部地區(qū)， 資本要素市場扭曲程度略低于全國平均水平。

根據(jù)上述結(jié)論， 為進一步削弱自變量對因變量的抑制作用， 提高經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 提出以下幾點建議：

（１） 建設(shè)開放市場， 提高外資直接投資水平。開放的資本要素市場有利于資本注入和外商直接投資， 可激發(fā)資本市場的活力， 進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。具體而言， 首先需要規(guī)范化資本要素市場， 保障資本要素市場穩(wěn)健運行， 并在此基礎(chǔ)上促進資本要素市場的改革與開放， 推動外商直接投資， 實現(xiàn)高層次高水平的境內(nèi)外資本要素市場的互通。同時可通過降低資本要素市場主體運營成本進行實現(xiàn)， 如降低資本要素市場主體的相關(guān)收費標準， 支持中小企業(yè)投資發(fā)展， 建立規(guī)劃、建設(shè)、管理等中外共建共享的合作機制等。最后，可通過積極開辟國際航線、持續(xù)推進建設(shè)自貿(mào)試驗區(qū)試點、不斷提升對外開放水平來實現(xiàn)。

（２） 調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 加快產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于降低資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量的抑制作用。具體而言， 可通過制定相應(yīng)的政策進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整， 如增加對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的扶持政策等； 還可引導(dǎo)企業(yè)產(chǎn)業(yè)升級， 提高產(chǎn)業(yè)向高技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化。加強產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展， 從而豐富資本要素市場， 進而強化產(chǎn)業(yè)之間的要素協(xié)同作用， 為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供動能。

（３） 營造創(chuàng)新環(huán)境， 鼓勵創(chuàng)新投入。創(chuàng)新投入增加有利于提高企業(yè)的核心競爭力， 營造良好的創(chuàng)新環(huán)境， 進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。具體而言， 可增加創(chuàng)新研發(fā)的投入， 包括創(chuàng)新人才培養(yǎng)投入和創(chuàng)新技術(shù)研發(fā)投入等； 還可通過鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新力度， 營造良好的創(chuàng)新環(huán)境進行改善。同時， 鼓勵高校與重點企業(yè)開展合作， 建立高校與企業(yè)技術(shù)需求和可供轉(zhuǎn)化的科技成果清單， 促進校企合作， 加強信息共建共享， 并充分發(fā)揮技術(shù)市場在共享資源、對接合作中的橋梁作用。

（４） 加快資本市場改革， 促進區(qū)域資本的流動。對于東部地區(qū)， 可解放勞動力， 并向其他區(qū)域提供投資， 進而減小資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制； 對于中部地區(qū)， 勞動力質(zhì)量外流導(dǎo)致資本要素市場扭曲， 進而抑制了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 因此應(yīng)在該地區(qū)向大眾提供更多的就業(yè)崗位， 以解決該問題； 對于西部地區(qū)， 應(yīng)加強資本要素市場的規(guī)范法和透明化， 強化信息披露，進而加快資本要素市場化改革。

參考文獻

［１］ 呂巖威， 李禹陶． 資本要素市場扭曲對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及其機制研究［Ｊ］． 統(tǒng)計研究， ２０２３， ４０ （５）： ５１～６３．

［２］ 孔令英， 董依婷， 趙賢． 數(shù)字經(jīng)濟、資源錯配與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于２６１ 個城市數(shù)據(jù)的實證分析［Ｊ］． 中國科技論壇， ２０２３， （５）： １２３～１３３．

［３］ 覃朝暉， 田杰鑫， 何宇． 數(shù)字經(jīng)濟如何驅(qū)動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展———基于勞動力與資本要素錯配的分析［Ｊ］． 世界農(nóng)業(yè)，２０２３， （７）： ４０～５１．

［４］ 汪少賢． 人力資本匹配、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［Ｊ］．技術(shù)經(jīng)濟與管理研究， ２０２３， （２）： ９２～９７．

［５］ 林木西， 肖宇博． 綠色金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響———基于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的準自然實驗［Ｊ］． 改革， ２０２３，（１２）： ７８～９４．

［６］ 李永海， 焦夏麗， 劉均琰． 稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)研究［Ｊ］． 河南工業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， ２０２３，３９ （６）： １９～２７．

［７］ 胡海峰， 竇斌， 王愛萍． 資本市場開放與我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于全要素生產(chǎn)率視角的經(jīng)驗研究［Ｊ］． 國際貿(mào)易問題，２０２３， （９）： １９～３５．

［８］ 孫文婷． 我國要素市場扭曲的測度及其對經(jīng)濟增長影響的實證研究［Ｄ］． 長春： 吉林大學(xué)， ２０２２．

［９］ 藺鵬， 孟娜娜． 有偏技術(shù)進步、要素配置扭曲與中國工業(yè)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于技術(shù)一致性視角［ Ｊ］． 上海經(jīng)濟研究， ２０２１， （８）： ７２～９１．

［１０］ 張鵬飛， 黎佩雨， 劉新智． 產(chǎn)業(yè)集聚， 勞動力流入與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于五大城市群的實證［ Ｊ］． 統(tǒng)計與決策，２０２３， ３９ （２２）： １０１～１０５．

［１１］ Ｌｊｕｎｇｗａｌｌ Ｃ， Ｇｕｓｔａｖｓｓｏｎ－Ｔｉｎｇｖａｌｌ Ｐ． Ｔｈｅ Ｇｒｏｗｔｈ －ｅｎｈａｎｃｉｎｇ Ｅｆｆｅｃｔ ｆｒｏｍ Ｒ＆Ｄ Ｓｐｅｎｄｉｎｇ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ［ Ａ］． ２０１５ 第二屆全球知識經(jīng)濟大會會刊［Ｃ］． 國家外國專家局國外人才信息研究中心、中國國際貿(mào)易促進委員會青島市分會， 百奧泰國際會議（大連）有限公司， ２０１５： １．

［１２］ 李勝博． 流通效率， 勞動力配置效率與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平———基于我國省級數(shù)據(jù)的研究［Ｊ］． 時代經(jīng)貿(mào)， ２０２３， ２０（２）： ２６～３２．

［１３］ 孔令英， 董依婷， 趙賢． 數(shù)字經(jīng)濟、資源錯配與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于２６１ 個城市數(shù)據(jù)的實證分析［Ｊ］． 中國科技論壇， ２０２３， （５）： １２３～１３３．

［１４］ 張燕， 韓江波． 科技創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的效應(yīng)分析———國際案例及其啟示［Ｊ］． 時代經(jīng)貿(mào)， ２０２２， １９ （８）： ５～１１．

［１５］ 孫學(xué)濤． 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響研究［Ｊ］． 中國科技論壇， ２０２１， （７）： ８６～９６．

［１６］ 徐盈之， 顧沛． 官員晉升激勵、要素市場扭曲與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展———基于長江經(jīng)濟帶城市的實證研究［ Ｊ］． 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， ２０２０， ４２ （１）： １～１５．

［１７］ 何劍， 魏濤， 史雪然． 制度環(huán)境改善對ＦＤＩ 質(zhì)量影響的雙重效應(yīng)分析［Ｊ］． 金融與經(jīng)濟， ２０２０， （７）： ６７～７４．

［１８］ 康淑娟， 安立仁． 政府干預(yù)、知識資源與區(qū)域創(chuàng)新績效———基于價值鏈視角的雙重門限效應(yīng)［Ｊ］． 科技進步與對策， ２０２０， ３７（１）： ５７～６４．

［１９］ 駱祚炎， 孫雨． 資本賬戶開放雙重門限效應(yīng)與人民幣資本賬戶有序開放： 基于金融加速器視角的ＴＶＡＲ 模型檢驗［ Ｊ］．世界經(jīng)濟研究， ２０１８， （１０）： １８～３２， １３５．

（責任編輯： 張舒逸）

基金項目： 陜西省社會科學(xué)基金項目“經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展下陜西要素配置結(jié)果效率提升路徑” （項目編號： ２０１９Ｄ０５２）。