唐琳 王玉峰 李松

摘 ? 要：本文以2003—2017年我國西部地區(qū)77個地級市的面板數(shù)據(jù)為樣本，在中介效應(yīng)模型框架下，檢驗金融發(fā)展對科技創(chuàng)新以及全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，并分析金融發(fā)展通過促進(jìn)科技創(chuàng)新最終作用于全要素生產(chǎn)率的具體效應(yīng)。結(jié)果表明：（1）金融發(fā)展顯著提升我國西部地區(qū)TFP增長率，這種直接效應(yīng)主要通過要素資源在行業(yè)間的配置效率改善來實現(xiàn);（2）金融發(fā)展推動西部地區(qū)科技創(chuàng)新，并且驗證了科技創(chuàng)新在推動高質(zhì)量發(fā)展過程中存在中介效應(yīng)，但其貢獻(xiàn)度還較低;（3）進(jìn)一步分析中介效應(yīng)的實現(xiàn)路徑發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新的中介效應(yīng)主要是通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)而非技術(shù)效應(yīng)來實現(xiàn)的，意味著當(dāng)前西部地區(qū)金融發(fā)展促進(jìn)了科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，還沒有明顯推動原有傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量;金融發(fā)展;科技創(chuàng)新;中介效應(yīng)

中圖分類號：F832 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2020）09-0030-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.09.004

一、引言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，科技創(chuàng)新是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力，金融則是科技創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心要素[1]。相關(guān)文獻(xiàn)表明，由于服務(wù)效率、制度環(huán)境差異等，金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響表現(xiàn)出非線性特征[2]，這種非線性特征可能與金融發(fā)展在推動科技創(chuàng)新方面存在門檻效應(yīng)有關(guān)[3]。改革開放以來我國實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)高速增長與金融基本穩(wěn)定，但區(qū)域發(fā)展不平衡特征明顯[4]。西部大開發(fā)以來，我國西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)保持了快速增長，但西部地區(qū)市場化改革進(jìn)程相對緩慢，缺乏完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理、基礎(chǔ)設(shè)施薄弱等[5]，金融發(fā)展對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響及其如何通過科技創(chuàng)新傳導(dǎo)，有待進(jìn)一步檢驗。

二、文獻(xiàn)回顧

亞當(dāng)·斯密將經(jīng)濟(jì)發(fā)展定義為國民財富增長，初步探討技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量之間的關(guān)系。后來，Schumpeter首次關(guān)注創(chuàng)新要素，進(jìn)一步拓展了學(xué)界對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量理論體系的探討[6，7]。在我國，隨著社會主要矛盾和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的理論和實踐主要從以下三個方面不斷豐富：一是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵，包括理論淵源、客觀必然性、發(fā)展目標(biāo)、指標(biāo)構(gòu)建及測度等[8-11];二是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素，學(xué)者們強(qiáng)調(diào)了科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要動力，同時金融發(fā)展、結(jié)構(gòu)紅利、政府治理、市場化水平、開放程度等對其有重要影響[12-16];三是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)路徑，學(xué)者們從深化要素市場改革、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、加大產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度等角度進(jìn)行了研究[17]。

金融發(fā)展、科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要影響因素。學(xué)者們對金融推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究主要從金融功能觀角度開展，認(rèn)為金融系統(tǒng)通過風(fēng)險分擔(dān)、提供激勵、降低融資成本、優(yōu)化資源配置，進(jìn)而推動技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提升[18，19]。但實證研究發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響方向和路徑存在異質(zhì)性：影響方向上，金融發(fā)展通常對全要素生產(chǎn)率增長存在正向的推動效應(yīng)[20-22]，但存在門檻效應(yīng)，金融抑制嚴(yán)重的區(qū)域，信貸歧視將導(dǎo)致其影響為負(fù)[23-25];影響路徑上，金融發(fā)展水平較低的地區(qū)往往存在一定程度的金融抑制現(xiàn)象，主要依賴資本積累而非技術(shù)創(chuàng)新來影響經(jīng)濟(jì)增長，這種“效率拖累”在西部地區(qū)表現(xiàn)突出[26]，金融結(jié)構(gòu)不合理可能是重要原因[27]。

上述文獻(xiàn)大多集中對三者兩兩關(guān)系的研究上，少數(shù)文獻(xiàn)通過全國省級面板數(shù)據(jù)實證研究三者聯(lián)系，結(jié)果表明金融發(fā)展通過技術(shù)進(jìn)步作用于經(jīng)濟(jì)增長的渠道效應(yīng)顯著為負(fù)[28]，但并沒有進(jìn)一步解釋這種渠道效應(yīng)的貢獻(xiàn)度和區(qū)域異質(zhì)性，同時也仍然停留在經(jīng)濟(jì)增長的視角。本文將金融發(fā)展、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展三者納入一個分析框架，不僅僅分析金融發(fā)展通過風(fēng)險分散、資金集聚等影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)，還研究其通過科技創(chuàng)新作為中介的間接效應(yīng)。由于我國金融資源、科技資源和經(jīng)濟(jì)發(fā)展在地級市層面仍然存在極不平衡特征，為了更加有效捕捉區(qū)域異質(zhì)性，本文采用2003—2017年我國西部地區(qū)77個地級市樣本數(shù)據(jù)，以期進(jìn)一步補(bǔ)充相關(guān)領(lǐng)域的研究。

三、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

金融發(fā)展包括了多個層面，其中既有水平提升，也有結(jié)構(gòu)變化和效率改變?；诮?jīng)濟(jì)增長理論，金融發(fā)展通過改善金融功能從而影響經(jīng)濟(jì)增長[29]。實證分析也顯示金融發(fā)展通過緩解高效率行業(yè)的融資約束，引導(dǎo)資金流向更有效率的部門和企業(yè)，最終提升資源運(yùn)用效率，推動經(jīng)濟(jì)增長[30]?；谏鲜鲅芯?，提出待檢驗假設(shè)1：

H1：西部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有顯著的正向作用。

現(xiàn)有理論表明，在不同的創(chuàng)新階段，金融對其產(chǎn)生的作用機(jī)制也不同。一方面，金融發(fā)揮資源配置功能，通過緩解信貸約束、信息解釋、監(jiān)督激勵等促進(jìn)科技創(chuàng)新，與科技創(chuàng)新形成良性互動。另一方面，金融抑制也可能導(dǎo)致資源浪費(fèi)、效率損失等，進(jìn)而對科技創(chuàng)新形成逆向排擠。金融發(fā)展對科技創(chuàng)新可能是一把雙刃劍，其具體效應(yīng)還有待檢驗[31]。因此，提出了待檢驗假設(shè)2：

H2：西部地區(qū)金融發(fā)展對科技創(chuàng)新具有推動作用。

金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的途徑多種多樣，其中之一是技術(shù)進(jìn)步渠道，功能完備的金融體系可以通過促進(jìn)技術(shù)變革和生產(chǎn)率提升，從而提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。本文試圖檢驗金融發(fā)展是否通過驅(qū)動科技創(chuàng)新最終提升了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量[32]。因此，提出待檢驗假設(shè)3：

H3：西部地區(qū)科技創(chuàng)新在金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中起到中介傳導(dǎo)作用。

其中，中介效應(yīng)模型考慮動態(tài)面板，基于以下考慮：技術(shù)進(jìn)步是一個依賴于人力資本投入和技術(shù)知識積累的漸進(jìn)過程[33];科技創(chuàng)新中政府支持的作用效果可能不是突變而是漸變的[34]，西部大開發(fā)戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議的實施，可能導(dǎo)致西部地區(qū)間科學(xué)研究與技術(shù)開發(fā)對提高全要素生產(chǎn)率的影響效果也不同。

（二）模型與方法

本文基于中介效應(yīng)模型，對科技創(chuàng)新是否是金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介變量進(jìn)行機(jī)制檢驗。本文根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）[35]提出的綜合性中介效應(yīng)檢驗程序進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。模型設(shè)置如下：

[TFPit=β1L.TFPit+β2FINit+β3jnControlit+αi+θt+μit] ?（1）

[Innovationit=λ1L.Innovationit+λ2FINit+λ3jnControlit+αi+θt+μit] ? （2）

[TFPit=γ1L.TFPit+γ2FINit+γ3Innovationit+γ4jnControlit+αi+θt+μit] ?（3）

[i]代表城市，[t]代表年度，[TFPi，t]為經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，[FinDevi，t]為金融發(fā)展水平，[Innovationi，t]為科技創(chuàng)新水平，[jnControlit]為控制變量，[L.x]表示[x]的一階滯后項。

本文采用逐步檢驗法對金融是否通過科技創(chuàng)新這一中介渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行驗證。檢驗步驟共分為三步：第一步，檢驗方程（1）中金融發(fā)展的系數(shù)[β2]是否顯著。若系數(shù)不顯著，則說明其對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展無影響，應(yīng)停止中介效應(yīng)檢驗;若系數(shù)顯著，則中介效應(yīng)檢驗繼續(xù)進(jìn)行。第二步，依次檢驗方程（2）中金融發(fā)展的系數(shù)[λ2]和方程（3）中科技創(chuàng)新的系數(shù)[γ3]是否顯著。若兩者系數(shù)均顯著，則說明中介效應(yīng)存在，部分中介效應(yīng)抑或完全中介效應(yīng)取決于第三步檢驗的結(jié)果。第三步，檢驗方程（3）中金融發(fā)展水平的系數(shù)[γ2]是否顯著。在第二步兩者系數(shù)均顯著以及Sobel檢驗拒絕原假設(shè)的情形下，若金融發(fā)展水平系數(shù)顯著，則說明存在部分中介效應(yīng);若其不顯著，則說明存在完全的中介效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)與變量

本文選取2003—2017年間我國西部地區(qū)的77個地級市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。本文借鑒張莉等（2019）、詹新宇等（2019）的研究方法[36，37]，本文以全要素生產(chǎn)率來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。全要素生產(chǎn)率（TFP）是指總產(chǎn)出與全部投入要素數(shù)量之比，其本質(zhì)是技術(shù)進(jìn)步、管理模式改進(jìn)的效率。測算方法從最初的索洛余值法發(fā)展到DEA數(shù)據(jù)包絡(luò)法。本文采用以固定時期作為參考集的CRS乘數(shù)模型計算ML指數(shù)，作為全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)，并借鑒蔡躍洲等（2017）[38]的做法將其分解為由于將要素配置到生產(chǎn)率水平更高的產(chǎn)業(yè)部門形成的結(jié)構(gòu)效應(yīng)（EC）和各產(chǎn)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步帶來的技術(shù)效應(yīng)（TC）。

[Mf（xt+1，yt+1，xt，yt）=Ef（xt+1，yt+1）Ef（xt，yt）=Et+1（xt+1，yt+1）Et（xt，yt）（Ef（xt+1，yt+1）Et+1（xt+1，yt+1）×Et（xt，yt）Ef（xt，yt））=EC×TCf]

測算ML指數(shù)時，產(chǎn)出為地區(qū)生產(chǎn)總值，并按照相應(yīng)年份GDP平減指數(shù)調(diào)整為實際GDP。由于缺少各城市的GDP平減指數(shù)，因此分省份對各城市地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減。投入指標(biāo)選取資本（K）和勞動（L）兩種要素，分別通過資本存量和年末全社會從業(yè)人員來表示。資本存量是一個需要計算的間接變量，本文使用永續(xù)盤存法計算資本投入，公式為：

[kt=（1-δ）Kt-1+It/Pt]

其中，[kt]和[Kt-1]分別為第[t]年和第[t-1]年的實際資本存量，[Pt]為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，[It]為當(dāng)年名義投資額，選取固定資本形成總額作為各地級市全要素生產(chǎn)率的資本投資額，[δ]為當(dāng)年折舊率。根據(jù)單豪杰（2008）[39]提供的方法，折舊率δ取10.96%。

本文另一個關(guān)鍵變量是城市層面的金融發(fā)展水平?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取金融相關(guān)比率作為金融發(fā)展水平的衡量指標(biāo)?？萍紕?chuàng)新作為本文的中介變量，選擇各地級市專利授權(quán)量（取對數(shù)）作為衡量科技創(chuàng)新的指標(biāo)。在控制變量的選取上，本文作如下考慮：（1）城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。（3）就業(yè)水平。（4）政府支出規(guī)模。本文樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國科技年鑒》及各地級市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報和國泰安數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果

（一）描述性分析

各變量的描述性統(tǒng)計見表2。從表2中可以看出，我國西部地區(qū)各城市的總體全要素生產(chǎn)率水平差異較小，但結(jié)構(gòu)效應(yīng)大于技術(shù)效應(yīng)。另外，金融相關(guān)比率和科技創(chuàng)新的發(fā)展水平存在較大的地區(qū)差異。

（二）基準(zhǔn)模型回歸

檢驗金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)。本文分別將全要素生產(chǎn)率（TFP）和其進(jìn)一步分解得到的結(jié)構(gòu)效應(yīng)（EC）、技術(shù)效應(yīng)（TC）作為被解釋變量，考慮到全要素生產(chǎn)率的變動具有一定的持續(xù)性特征，為了捕捉這種特征，選擇動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，具體結(jié)果列于表3（1）—（3）列。引入滯后項一定程度上有效降低計量模型的設(shè)定偏誤，但同時帶來了內(nèi)生性問題。針對內(nèi)生性，采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計。TFP的系數(shù)顯著為正，說明全要素生產(chǎn)率的變動具有持續(xù)性特點(diǎn)。除此之外，金融發(fā)展（FinDev）的系數(shù)顯著為正，說明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的正向影響，金融發(fā)展每提升1個百分點(diǎn)，全要素生產(chǎn)率增長提升0.0204個百分點(diǎn)，這與假設(shè)1結(jié)論一致。從傳導(dǎo)路徑來看，金融發(fā)展對結(jié)構(gòu)效應(yīng)改善和技術(shù)效應(yīng)提升都產(chǎn)生正向影響，且對結(jié)構(gòu)效應(yīng)的正向影響更大，意味著西部地區(qū)金融發(fā)展主要通過要素資源在行業(yè)間的配置改善來帶動全要素生產(chǎn)率的提升。接著運(yùn)用Hansen檢驗工具變量的過度識別，結(jié)論是接受原假設(shè)，即工具變量選取是科學(xué)的。此外，系統(tǒng)GMM還要求一階差分的干擾項與其滯后一期的干擾項不相關(guān)，即允許一階擾動項自相關(guān)而二階不相關(guān)，該模型拒絕AR（1），接受AR（2），符合系統(tǒng)GMM要求。

（三）中介效應(yīng)模型

先檢驗金融發(fā)展對科技創(chuàng)新的影響。本文通過進(jìn)行Hausman檢驗，選用固定效應(yīng)模型，列于表4第（1）—（2）列。從表中可以看出，金融發(fā)展（FinDev）對科技創(chuàng)新發(fā)展具有顯著的正向影響，證實了假設(shè)2。考慮到科技創(chuàng)新有一定的滯后性，本文將其展示為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果列于表4第（3）列。結(jié)果顯示，金融發(fā)展（FinDev）的估計系數(shù)顯著為正，表明金融發(fā)展對科技創(chuàng)新有顯著正效應(yīng)，說明金融發(fā)展為科技創(chuàng)新提供了資本支持，進(jìn)一步檢驗了本文的假設(shè)2。

最后，檢驗金融發(fā)展通過影響科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)。將全要素生產(chǎn)率（TFP）和其進(jìn)一步分解得到的結(jié)構(gòu)效應(yīng)（EC）、技術(shù)效應(yīng)（TC）作為被解釋變量，并采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計，結(jié)果列于表5第（1）—（3）列。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗程序，進(jìn)一步檢驗科技創(chuàng)新是否起到了中介變量的作用。從表5第（1）列中可以看出，科技創(chuàng)新（Innovation）的估計系數(shù)顯著為正，表明科技創(chuàng)新作為中介變量是顯著的;金融發(fā)展（FinDev）的系數(shù)在5%水平上顯著，表明存在部分中介效應(yīng)，其中中介效應(yīng)為總效應(yīng)的19.51%，檢驗了假設(shè)3。進(jìn)一步分析科技創(chuàng)新在結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)中是否發(fā)揮了中介作用，從表5中可以看出金融發(fā)展通過科技創(chuàng)新對我國西部地區(qū)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)產(chǎn)生正向影響，但其在技術(shù)效應(yīng)中并不存在中介效應(yīng)。這意味著，西部大開發(fā)以來，西部地區(qū)金融發(fā)展通過支持科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化形成新興產(chǎn)業(yè)形態(tài)，進(jìn)而從增量上推動了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)開始顯現(xiàn)，但金融發(fā)展并沒有通過科技創(chuàng)新有效推動西部地區(qū)原有產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級來實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（四）穩(wěn)健性檢驗

第一，樣本替換。為檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文按照城市規(guī)模對樣本分組進(jìn)行估計。依據(jù)國務(wù)院2014年對城市規(guī)模的劃分標(biāo)準(zhǔn)，依照各市市轄區(qū)2016年末人口數(shù)量，將77個城市劃分為四類，其中特大城市12個、大城市58個、中型城市4個和小城市3個，分組回歸結(jié)果見表6。從估計結(jié)果來看，不同城市規(guī)模分組估計的結(jié)果存在一些差異，但三個模型均通過了1%、5%和10%水平上的顯著性檢驗。這意味著對于不同規(guī)模的城市，金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率增長的影響仍然顯著。對于剔除小城市的樣本估計結(jié)果，科技創(chuàng)新在金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中發(fā)揮了顯著的部分中介作用。對于剔除特大城市的樣本估計結(jié)果，科技創(chuàng)新起到了完全中介作用?；谏鲜龇€(wěn)健性檢驗，認(rèn)為實證結(jié)論是比較穩(wěn)健的。

第二，變量替換。把本文中的核心變量全要素生產(chǎn)率改用索羅余值法進(jìn)行測算，利用C-D生產(chǎn)函數(shù)來測算全要素生產(chǎn)率。表7結(jié)果與本文基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果基本相同，佐證了本文的三個假設(shè)，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

本文以我國西部地區(qū)77個地級市2003—2017年的數(shù)據(jù)為樣本，研究金融發(fā)展、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融發(fā)展對西部地區(qū)TFP具有顯著的正向影響，金融發(fā)展每提升1個百分點(diǎn)，全要素生產(chǎn)率增長提升0.0204個百分點(diǎn)，這種直接效應(yīng)主要通過要素資源在行業(yè)間的配置效率改善來實現(xiàn);（2）金融發(fā)展推動了西部地區(qū)科技創(chuàng)新，并且驗證了科技創(chuàng)新在推動高質(zhì)量發(fā)展過程中存在中介效應(yīng)，但其貢獻(xiàn)度（19.51%）還較低;（3）進(jìn)一步分析中介效應(yīng)的實現(xiàn)路徑發(fā)現(xiàn)，上述中介效應(yīng)主要是通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)而非技術(shù)效應(yīng)來實現(xiàn)的，意味著當(dāng)前西部地區(qū)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化提高了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，但西部地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級“拖累”效應(yīng)仍然存在，尚未成為推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的有效途徑。正是由于西部地區(qū)新興產(chǎn)業(yè)占比較低而技術(shù)效應(yīng)又不明顯，最終導(dǎo)致中介效應(yīng)的貢獻(xiàn)度還較低。

基于以上結(jié)論，本文有如下啟示：（1）西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對薄弱、多為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，要加快推動西部地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高其在區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局中的比重，推動西部經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量跨越式發(fā)展;（2）注重對西部地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)改造和升級，創(chuàng)新金融資本、社會資本等參與的機(jī)制體制，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)存量結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而通過優(yōu)化經(jīng)濟(jì)存量推動西部經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展;（3）西部地區(qū)金融創(chuàng)新要兼顧一般性和特殊性，既要通過建設(shè)多層次資本市場、發(fā)展科技金融等支持科技創(chuàng)新和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，也要結(jié)合西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級的實際需求，充分運(yùn)用財政引導(dǎo)基金、差異化的貨幣政策等工具精準(zhǔn)施策，形成合力，推動西部地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]黃永明，姜澤林.金融結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].科學(xué)學(xué)研究，2019，37（10）.

[2]陳秀英，劉勝，顧乃華.區(qū)域服務(wù)效率、制度環(huán)境與利用外資轉(zhuǎn)型升級———基于服務(wù)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革視角 [J].財貿(mào)研究，2018，29（8）.

[3]黃永明，姜澤林.金融結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].科學(xué)學(xué)研究，2019，（10）.

[4]黃益平，葛婷婷.評估中國金融改革：抑制性金融政策的動態(tài)效應(yīng) [J].清華金融評論，2019，（5）.

[5]袁航，朱承亮.西部大開發(fā)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級了嗎？——基于PSM-DID方法的檢驗 [J].中國軟科學(xué)，2018，（6）.

[6]Schumpeter J A. 1934. The Theory of Economic Development [M].Cambridge MA：Harvard UniversityPress.

[7]Romer Paul M. 1986. Increasing Returns and Long-Run Growth [J].Journal of Political Economy，94（5）.

[8]洪銀興.改革開放以來發(fā)展理念和相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的演進(jìn)——兼論高質(zhì)量發(fā)展的理論淵源 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2019，（8）.

[9]高培勇.理解、把握和推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2019，（8）.

[10]張軍擴(kuò)，侯永志，劉培林，何建武，卓賢.高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)要求和戰(zhàn)略路徑 [J].管理世界，2019，35（7）.

[11]魏敏，李書昊.新時代中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度研究 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2018，35（11）.

[12]徐盈之，童皓月.金融包容性、資本效率與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].宏觀質(zhì)量研究，2019，7（2）.

[13]王振華，孫學(xué)濤，李萌萌，江金啟.中國縣域經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展——基于結(jié)構(gòu)紅利視角 [J].軟科學(xué)，2019，33（8）.

[14]陳詩一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（2）.

[15]張治棟，廖常文.全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——基于政府干預(yù)視角 [J].軟科學(xué)，2019，33（12）.

[16]王慧艷，李新運(yùn)，徐銀良.科技創(chuàng)新驅(qū)動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展績效評價及影響因素研究 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2019，（11）.

[17]張軍擴(kuò).加快形成推動高質(zhì)量發(fā)展的制度環(huán)境 [J].中國發(fā)展觀察，2018，（1）.

[18]Valerie R. Bencivenga，Bruce D. Smith. 1991. Financial Intermediation and Economic Growth [J].Review of Economic Studies，58（2）.

[19]De la Fuente，A. and Marin，J. M. 1996. Innovation， Bank Monitoring，and Endogenous Financial Develop ment[J].Journal of Monetary Economics，38（1）.

[20]姚耀軍.中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率——基于時間序列的經(jīng)驗證據(jù) [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010，（3）.

[21]陳啟斐， 吳建軍. 金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步：一項來自中國省級數(shù)據(jù)的研究 [J].經(jīng)濟(jì)評論，2013，（6）.

[22]尹雷，沈毅.農(nóng)村金融發(fā)展對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：是技術(shù)進(jìn)步還是技術(shù)效率——基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM估計 [J].財貿(mào)研究，2014，（2）.

[23]Zilibotti F. 1994. Endogenous Growth and Intermediation in an 'Archipelago' Economy [J].Economic Journal，104（423）.

[24]陳剛，李樹.金融發(fā)展與增長源泉：要素積累、技術(shù)進(jìn)步與效率改善 [J].南方經(jīng)濟(jì)，2009，（5）.

[25]徐思遠(yuǎn)，洪占卿.信貸歧視下的金融發(fā)展與效率拖累 [J].金融研究，2016，（5）.

[26]師文明，王毓槐.金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步影響的門檻效應(yīng)檢驗——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究 [J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010，32（9）.

[27]李苗苗，肖洪鈞，趙爽.金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究——基于中國的省市面板數(shù)據(jù) [J].中國管理科學(xué)，2015，23（2）.

[28]陳志剛，關(guān)威.金融發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長[J].科技管理研究，2017，37（24）.

[29]Merton R C. 1995. Financial Innovation and the Management and Regulation of Financial Institutions [J].19（3-4）.

[30]Rajan，Raghuram，Zingales，Luigi. 1996. Financial Dependence and Growth [J].Social Science Electronic Publishing，88（3）.

[31]蘆鋒，韓尚容.我國科技金融對科技創(chuàng)新的影響研究——基于面板模型的分析 [J].中國軟科學(xué)，2015，（6）.

[32]付保宗，周勁.協(xié)同發(fā)展的產(chǎn)業(yè)體系內(nèi)涵與特征——基于實體經(jīng)濟(jì)、科技創(chuàng)新、現(xiàn)代金融、人力資源的協(xié)同機(jī)制 [J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2018，（12）.

[33]邵帥，齊中英.自然資源開發(fā)、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長——一個對“資源詛咒”的機(jī)理解釋及實證檢驗[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2008，（4）.

[34]葉祥松，劉敬.政府支持、技術(shù)市場發(fā)展與科技創(chuàng)新效率 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2018，（7）.

[35]溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22（5）.

[36]張莉，程可為，趙敬陶.土地資源配置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量——工業(yè)用地成本與全要素生產(chǎn)率 [J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2019，40（10）.

[37]詹新宇，苗真子.地方財政壓力的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量效應(yīng)——來自中國282個地級市面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù) [J].財政研究，2019，（6）.

[38]蔡躍洲，付一夫.全要素生產(chǎn)率增長中的技術(shù)效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)——基于中國宏觀和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的測算及分解[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（1）.

[39]單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952—2006年 [J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）.

Financial Development， Technological Innovation and High-quality Economic Development

——Based on the Panel Date of 77 Prefecture-level Cities in Western China

Tang Lin/Wang Yufeng/Li Song

（School of Economics，Sichuan Agricultural University，Chengdu ? 611130，Sichuan，China）

Abstract：Based on the panel data of 77 prefecture-level cities in Western China from 2003 to 2017，this paper tests the contribution of financial development to technological innovation and TFP under the framework of intermediary effect model. It also analyzes the specific effect of financial development on TFP by driving technological innovation. The results show that：（1）financial development has significantly improved the growth rate of TFP in the western region of China;（2）financial development has promoted technological innovation in Western China and verified that there is intermediary effect in the process of promoting high-quality development of technological innovation，but its contribution level is still low;（3）further analysis of the realization path of intermediary effect shows that the intermediary effect above is mainly through structural effect rather than technological effect，which means the current financial development of Western China promotes the transformation and industrialization of the technological innovation fruits and makes the quality of economic development enhanced. However，it fails to significantly drive the technological upgrade of the original traditional industry.

Key Words：high quality of the economy，financial development，technological innovation，intermediary effect

（責(zé)任編輯 ? ?耿 ? 欣;校對 ? LY，GX）

收稿日期：2020-05-25

作者簡介：唐琳，女，四川眉山人，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，研究方向為科技金融;王玉峰，男，四川仁壽人，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為風(fēng)險管理;李松（通訊作者），男，四川達(dá)縣人，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，研究方向為公司金融。