田穎莉

（河北北方學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 張家口 075000）

一、引言

黨的十九大報(bào)告首次提出“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”這一論述，并指出中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始由高速增長階段邁向高質(zhì)量發(fā)展階段。隨后，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為各界關(guān)注的焦點(diǎn)話題。2021年兩會(huì)提出，要加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，為全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家建奠定良好基礎(chǔ)。而作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的血脈，金融創(chuàng)新發(fā)展可全面提升金融服務(wù)的效率與質(zhì)量，通過創(chuàng)新服務(wù)、提供資金支持、強(qiáng)化引導(dǎo)作用等路徑推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，激活經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的活力、競爭力及創(chuàng)新力[1]。2022年3月，中國人民銀行等部門和浙江省政府發(fā)布《關(guān)于金融支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》，提出要深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，將更多資源配置至經(jīng)濟(jì)發(fā)展薄弱環(huán)節(jié)及重點(diǎn)領(lǐng)域，不斷加大金融在智慧城市、人工智能、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)等領(lǐng)域的支持力度，以金融創(chuàng)新服務(wù)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。黨的二十大報(bào)告提出“深化金融體制改革，建設(shè)現(xiàn)代中央銀行制度，加強(qiáng)和完善現(xiàn)代金融監(jiān)管”，并指出未來五年主要目標(biāo)任務(wù)是“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展取得新突破”。金融創(chuàng)新已成為中國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵路徑和重要戰(zhàn)略導(dǎo)向。

與國家政策趨勢相契合的是，學(xué)術(shù)界對(duì)于金融創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展也進(jìn)行了大量研究。其一，部分學(xué)者集中探究驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用路徑。陳昌兵(2018)提出，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)力變遷可以看出，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展根本動(dòng)力在于創(chuàng)新[2]。魏蓉蓉(2019)發(fā)現(xiàn)，金融資源配置可通過提升全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[3]。楊偉中等(2020)從金融驅(qū)動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)金融資源可通過提升技術(shù)進(jìn)步率、擴(kuò)大生產(chǎn)要素投入規(guī)模兩類方式驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但這兩種作用路徑具有“蹺蹺板”關(guān)系，前者主導(dǎo)性更強(qiáng)[4]。李濤等(2022)運(yùn)用SBM-DEA模型、GIS空間分析及空間杜賓模型對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平進(jìn)行測度，發(fā)現(xiàn)處于不同空間權(quán)重矩陣下產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著驅(qū)動(dòng)效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)[5]。其二，部分學(xué)者深入探究了金融創(chuàng)新的相關(guān)研究。胡海峰、羅惠良(2009)提出，金融創(chuàng)新可不斷擴(kuò)充金融工具品種、提升服務(wù)效率，促使金融市場趨于一體化，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用[6]。李媛媛等(2015)提出，金融創(chuàng)新已然開始滲透至實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，不僅推動(dòng)金融業(yè)快速發(fā)展，同時(shí)對(duì)要素配置、技術(shù)進(jìn)步、消費(fèi)需求具有促進(jìn)作用，從而驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)[7]。張慧麗(2015)發(fā)現(xiàn)，金融創(chuàng)新通過驅(qū)動(dòng)新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)融合等方式推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，并以需求結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)資本、供給結(jié)構(gòu)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化[8]。孔祥如(2018)認(rèn)為金融創(chuàng)新可通過影響資本配置效率、居民消費(fèi)需求、國家產(chǎn)業(yè)政策、技術(shù)創(chuàng)新作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[9]。其三，還有部分學(xué)者探究金融創(chuàng)新作用經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響路徑。林毅夫等(2019)發(fā)現(xiàn)，金融創(chuàng)新通過緩解融資問題、創(chuàng)新金融產(chǎn)品等方式驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[10]。李瑞、董璐(2021)認(rèn)為金融創(chuàng)新可通過技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長、居民福利、環(huán)境改善等路徑驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[11]。宇超逸、王雪標(biāo)(2021)利用面板門檻模型及中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融匹配度較高時(shí)，金融創(chuàng)新可作用于企業(yè)創(chuàng)新效率及行業(yè)技術(shù)效率驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[12]。張雙才、尹慶偉(2021)認(rèn)為金融創(chuàng)新可有效驅(qū)動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，從而助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[13]。

通過對(duì)以往研究的梳理來看，可以發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有一定驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，且部分學(xué)者認(rèn)為金融創(chuàng)新可通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。但現(xiàn)有研究仍存在以下不足：一方面，學(xué)界研究金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響方面的結(jié)論較多，但甚少從區(qū)域異質(zhì)性視角探究這一影響可能存在的差異；另一方面，學(xué)者多以單一變量探究金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響，對(duì)變量更改可能引起結(jié)果變動(dòng)的研究較少。立足這一思考，文章利用面板固定效應(yīng)模型以及中介效應(yīng)模型實(shí)證分析金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，并探究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在二者間所起的作用效果。在此基礎(chǔ)上，考慮到不同區(qū)域地理?xiàng)l件、資源稟賦存在較大差異，金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響可能存在區(qū)域差異，故從四大區(qū)域出發(fā)探求二者間基于區(qū)域異質(zhì)性的關(guān)系。此外，為消除單一變量存在結(jié)果不穩(wěn)定性的問題，通過替換解釋變量、替換被解釋變量、引入工具變量方式對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

二、模型構(gòu)建及變量說明

1.數(shù)據(jù)說明

文章以2010—2020年中國30個(gè)省份（不含西藏及港澳臺(tái)地區(qū)）為研究樣本，選取相應(yīng)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。各樣本及變量數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展報(bào)告》、EPS數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行年報(bào)與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、銳思金融研究數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、各省份區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告以及國家統(tǒng)計(jì)局。

2.變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

文章的被解釋變量為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展最終目的在于提升要素供給質(zhì)量、提升全要素生產(chǎn)率。國家近年來高度重視美麗中國建設(shè)，提出要對(duì)照《減污降碳協(xié)同增效實(shí)施方案》，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。故而，選用綠色全要素生產(chǎn)率度量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。同時(shí)，為確保回歸結(jié)果不會(huì)受到變量更替的影響，以GDP實(shí)際增長率替代被解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，將名義GDP與本地生產(chǎn)總值平減物價(jià)指數(shù)的比值作為GDP實(shí)際增長率的衡量指標(biāo)。

文章的解釋變量為金融創(chuàng)新(Fid)?？紤]到數(shù)據(jù)可獲得性與研究實(shí)踐區(qū)間，參考韓鳳晶、曾鋼(2021)[14]的做法，利用金融創(chuàng)新度對(duì)金融創(chuàng)新進(jìn)行表征。金融創(chuàng)新度計(jì)算公式為：其中，F(xiàn)n代表金融資產(chǎn)總量；M代表交易性金融資產(chǎn)數(shù)量，即可直接支付的金融資產(chǎn)。同時(shí)，為確保實(shí)證結(jié)果存在穩(wěn)健性，選用銀行非利息收入占總資產(chǎn)比例衡量金融創(chuàng)新。

文章試圖研究金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)機(jī)制，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是本研究重點(diǎn)考察的中介變量。任曉燕、楊水利(2020)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要特征在于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化[15]。文章借鑒干春暉等(2011)[16]的研究方法，以第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

在控制變量中，影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的因素主要有兩類，一是微觀影響因素，二是宏觀影響因素[17-20]。就微觀因素而言，消費(fèi)水平、基礎(chǔ)交通、人口密度以及環(huán)境規(guī)制均會(huì)影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。消費(fèi)水平：選取城區(qū)人均年消費(fèi)額為衡量指標(biāo)；基礎(chǔ)交通：選取萬人用公共汽車數(shù)量進(jìn)行衡量；人口密度：選取城區(qū)每平方公里人口數(shù)作為衡量指標(biāo)；環(huán)境規(guī)制：選用工業(yè)污染治理完成額占GDP的比重進(jìn)行核算。就宏觀影響因素而言，主要選取信息化水平、城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放度、制度因素、城鄉(xiāng)收入差距以及政府干預(yù)進(jìn)行探究。信息化水平：選取城市互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)進(jìn)行衡量；城鎮(zhèn)化水平：采用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎剡M(jìn)行衡量；對(duì)外開放度：選取外商投資企業(yè)投資數(shù)額進(jìn)行核算；制度因素：采用工業(yè)總產(chǎn)值中非國有企業(yè)比重進(jìn)行衡量；城鄉(xiāng)收入差距：以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入占農(nóng)村居民人均可支配收入比重作為衡量指標(biāo)；政府干預(yù)：用地方財(cái)政支出占GDP比重進(jìn)行核算。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

3.模型設(shè)定與估計(jì)方法

為實(shí)證檢驗(yàn)金融創(chuàng)新作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑，共設(shè)置兩類檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

表1主要變量統(tǒng)計(jì)性描述

一是，考察金融創(chuàng)新是否會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生不利影響，在穩(wěn)定控制變量基礎(chǔ)上，構(gòu)建金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的面板固定效應(yīng)模型如下：

其中，εi表示時(shí)間差異，MPTit表示經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展效果，κi表示個(gè)體差異，Yit即表示各類控制變量，F(xiàn)idit則表示金融創(chuàng)新，ζit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

二是，借助于中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在金融創(chuàng)新作用經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中是否起到中介作用?；诶钕慊ǖ?2021)[21]所提出不同檢驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上，文章建立Recursive模型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是否在金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展二者間作為中介變量發(fā)揮作用進(jìn)行實(shí)證。中介效應(yīng)模型如下：

其中，SBSit為中介變量，代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。中介效應(yīng)檢驗(yàn)主要通過以下三步進(jìn)行：首先，考察金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間相關(guān)系數(shù)的顯著性，若系數(shù)顯著則進(jìn)行下一步，否則停止檢驗(yàn)。其次，檢驗(yàn)金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的相關(guān)系數(shù)顯著性，及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)顯著性；若這兩類相關(guān)系數(shù)均顯著，則表明金融創(chuàng)新作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中至少有一部分影響通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)來實(shí)現(xiàn)；若任意一類系數(shù)不顯著，則進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。最后，進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，若結(jié)果顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中起到中介效應(yīng)；反之，則表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在這一過程中的作用并未發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)。另外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)這一變量所起到的中介效應(yīng)強(qiáng)弱可由h1d2進(jìn)行衡量，即中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值h1d2/(d1+h1d2)。Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為Z=h^1d^2/Kh1d2，其中h^1和d^2、Kh1與Kd2分別為h1和d2、h^1與d^2的估計(jì)量與標(biāo)準(zhǔn)誤，Kh1d2且Sobel檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量在5%水平的臨界值處于0.98左右。

三、實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)回歸分析

表2是金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的回歸結(jié)果。由于A類與B類控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響效果不同，故在回歸檢驗(yàn)過程中將不同類型控制變量依次加入。首先，將B類控制變量加入面板回歸模型中進(jìn)行分析，原因在于B類控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有直接影響；之后再將A類控制變量納入模型中。為避免個(gè)別變量隨著時(shí)間產(chǎn)生變化，文章在模型中加入個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)。模型(1)結(jié)果表明，在控制B類控制變量時(shí)，金融創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)系數(shù)為2.493，在1%水平顯著正相關(guān)。這表明金融創(chuàng)新度提升對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有促進(jìn)作用，可驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。模型(2)中的結(jié)果表明，在加入A類控制變量后，金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)性系數(shù)為1.563，絕對(duì)值大小有所下降，但仍在1%水平顯著正相關(guān)。

表2金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響

同理，表2中模型(3)、模型(4)的結(jié)果表明，無論控制A類或控制B類控制變量，金融創(chuàng)新與GDP實(shí)際增長率都在1%水平上顯著正相關(guān)。對(duì)比模型(1)、模型(2)中綠色全要素生產(chǎn)率，金融創(chuàng)新對(duì)GDP實(shí)際增長率的影響程度似乎相對(duì)較弱，這一結(jié)果可從回歸系數(shù)絕對(duì)值變化看出，雖數(shù)值有所下降但相關(guān)性仍保持一致。所以，固定效應(yīng)面板模型的回歸數(shù)據(jù)結(jié)果驗(yàn)證了金融創(chuàng)新的確會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向影響。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)黃剛等(2022)[22]的研究可知，金融創(chuàng)新的衡量指標(biāo)并非僅有一種。為核驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健性，將金融創(chuàng)新的替代變量代入模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，并在基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定中引入工具變量，進(jìn)一步印證上文結(jié)果的合理性及穩(wěn)健性（見表3）。

首先，將銀行非利息收入占總資產(chǎn)比例代入基準(zhǔn)回歸模型，重新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行回歸分析。由表3第(1)、(2)列回歸結(jié)果顯示，銀行非利息收入占總資產(chǎn)比例與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)系數(shù)為2.479，且在1%水平顯著正相關(guān)。銀行非利息收入占總資產(chǎn)比例與GDP實(shí)際增長率的相關(guān)系數(shù)為2.461在1%水平上顯著。這表明在控制其他條件時(shí)，銀行非利息收入占總資產(chǎn)比例與綠色全要素生產(chǎn)率、GDP實(shí)際增長率之間存在正相關(guān)關(guān)系?？傮w來看，替換金融創(chuàng)新這一變量后，回歸結(jié)果并未與基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在偏差，各指標(biāo)相關(guān)性系數(shù)顯著性與正負(fù)未出現(xiàn)改變。由此可見，檢驗(yàn)結(jié)論不會(huì)因金融創(chuàng)新的衡量指標(biāo)變化而有所不同，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)可知，產(chǎn)生內(nèi)生性問題主要有以下三類可能：互為因果、遺漏變量與衡量偏誤。而文章實(shí)證過程中，引起內(nèi)生問題的誘因?yàn)檫z漏變量與互為因果的可能性較大。故在回歸模型基礎(chǔ)上，選出金融創(chuàng)新的工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。是以，在回歸模型基礎(chǔ)上選擇金融創(chuàng)新工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。參考孫浦陽、張蕊(2012)[23]的研究，選擇“私人信貸增長率”作為金融創(chuàng)新的工具變量。私人信貸增長率與金融創(chuàng)新率具有較高相關(guān)性，同時(shí)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展沒有明顯相關(guān)性。使用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)發(fā)現(xiàn)，第一階段估計(jì)結(jié)果中，工具變量的F值遠(yuǎn)超臨界值10，為20.591，表明本次實(shí)證檢驗(yàn)中不存在弱工具變量問題；P值遠(yuǎn)超臨界值0.10，為0.1759，故現(xiàn)有樣本可確定工具變量具有外生性。因此，文章使用工具變量可去除內(nèi)生性帶來的影響，第二階段估計(jì)結(jié)果見表3列(3)、(4)。結(jié)果顯示，私人信貸增長率與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)系數(shù)為1.382，且在1%水平顯著正相關(guān)。私人信貸增長率與GDP實(shí)際增長率的相關(guān)系數(shù)為1.372，通過1%顯著水平檢驗(yàn)。這說明在控制其他條件不變的同時(shí)，私人信貸增長率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、GDP實(shí)際增長率存在正向促進(jìn)作用。總體而言，借助工具變量有效解決潛在的內(nèi)生性問題之后，金融創(chuàng)新仍然會(huì)顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率與GDP實(shí)際增長率，且在1%置信水平上的回歸系數(shù)為正。

3.分子樣本估計(jì)

由于不同區(qū)域要素稟賦、技術(shù)創(chuàng)新水平存在差異，可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有明顯差異性。為精準(zhǔn)考察金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性，文章以國家統(tǒng)計(jì)局劃分標(biāo)準(zhǔn)為依據(jù)，將樣本劃分為東部、中部、西部、東北四大區(qū)域進(jìn)行研究，具體結(jié)果見表4。

由表4結(jié)果可知，東部、中部、西部、東北地區(qū)金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)分別為2.563、2.495、2.256、2.395，說明金融創(chuàng)新對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響存在明顯區(qū)域異質(zhì)性。其中，東部地區(qū)金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響最為顯著，其次為中部地區(qū)、東北地區(qū)，最后為西部地區(qū)。究其原由，東部地區(qū)營商環(huán)境、制度供給相對(duì)較好，且創(chuàng)新要素流轉(zhuǎn)暢通為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供良好環(huán)境。中西部地區(qū)由于地理位置的特點(diǎn)，金融發(fā)展、營商環(huán)境相對(duì)較弱，不利于金融創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。東北地區(qū)金融支持遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，且技術(shù)創(chuàng)新水平不高，故金融創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展程度較弱。

表4金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的子樣本分析

四、影響機(jī)制的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)金融創(chuàng)新通過何種機(jī)制作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，文章運(yùn)用中介效應(yīng)模型進(jìn)行探討?？疾旖鹑趧?chuàng)新是否會(huì)通過作用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，即提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平這一中介變量對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展效果產(chǎn)生正向效應(yīng)。并對(duì)結(jié)果進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，探究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)所起到中介效應(yīng)的大小。結(jié)合前文模型(2)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為中介變量，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率而言，表5中列(1)～(3)的回歸結(jié)果表明，金融創(chuàng)新度提高會(huì)顯著增加綠色全要素生產(chǎn)率，同時(shí)金融創(chuàng)新度提升會(huì)顯著驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與綠色全要素生產(chǎn)率呈顯著正相關(guān)關(guān)系。對(duì)GDP實(shí)際增長率而言，這種影響機(jī)制同樣存在。表5中列(4)～(6)回歸結(jié)果表明，金融創(chuàng)新可顯著增加GDP實(shí)際增長率，同時(shí)金融創(chuàng)新可顯著提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)又與GDP實(shí)際增長率有顯著正相關(guān)關(guān)系。通過以上實(shí)證檢驗(yàn)，驗(yàn)證了中介效應(yīng)的存在，即金融創(chuàng)新確實(shí)會(huì)提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平以助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表5產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的中介效應(yīng)

此外，文章對(duì)中介效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，以此可更加準(zhǔn)確地判斷中介效應(yīng)強(qiáng)弱。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，Z統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值高于顯著性水平臨界值0.98，為4.726。可以認(rèn)為金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間存在以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)規(guī)模為中介變量的中介效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介變量，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重約為59%。另外，將被解釋變量替換為GDP實(shí)際增長率時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在金融創(chuàng)新作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮其中介作用，該效應(yīng)與總效應(yīng)比值為48%。

根據(jù)上述分析，金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展施加正向效應(yīng)過程中，存在一個(gè)極為重要的中介變量，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在金融環(huán)境不變的情況下，金融創(chuàng)新水平不斷提高可使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)，助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展?；谥薪樾?yīng)的計(jì)量檢驗(yàn)揭示了中國金融創(chuàng)新加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

五、結(jié)論與建議

文章選取2010—2020年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，利用固定效應(yīng)模型、中介效應(yīng)模型研究金融創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展三者關(guān)系。得出以下結(jié)論：第一，金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。隨著金融創(chuàng)新度的提升，綠色全要素生產(chǎn)率及GDP實(shí)際增長率會(huì)顯著提升。在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依然成立。第二，金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響存在明顯區(qū)域異質(zhì)性，作用強(qiáng)度由強(qiáng)至弱分別為東部地區(qū)、中部地區(qū)、東北地區(qū)、西部地區(qū)。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮中介作用。金融創(chuàng)新會(huì)引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平不斷攀升，從而顯著驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

基于上述結(jié)論，為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、建設(shè)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國，提出如下建議：

第一，塑造金融創(chuàng)新之錨，高質(zhì)量服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由上述結(jié)論可知，金融創(chuàng)新可有效驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，故可從貨幣錨入手激活經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)能。其一，構(gòu)建人民幣之錨，激活中國最大規(guī)模單一市場活力，通過擴(kuò)大開放、創(chuàng)新金融，構(gòu)建要素資源強(qiáng)大的引力場，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其二，驅(qū)動(dòng)金融創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)相融合，推動(dòng)各類產(chǎn)業(yè)資金通過市場化方式進(jìn)入資本市場，為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展輸送資本。其三，在“雙碳”目標(biāo)下，創(chuàng)新研發(fā)綠色金融產(chǎn)品，夯實(shí)綠色融資基礎(chǔ)，通過構(gòu)建綠色轉(zhuǎn)型融資體系，助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，發(fā)揮區(qū)域特色優(yōu)勢，補(bǔ)足經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展短板。對(duì)于中西部地區(qū)，需充分借鑒國際國內(nèi)金融重心建設(shè)經(jīng)驗(yàn)，立足法治化、市場化原則，調(diào)動(dòng)市場在金融配置中的重要作用，借助市場化手段補(bǔ)足金融市場體系、金融生態(tài)體系等方面短板，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。對(duì)于東北地區(qū)，應(yīng)充分發(fā)揮地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)優(yōu)勢，建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)金融集聚區(qū)，大力推動(dòng)金融服務(wù)、金融產(chǎn)品、金融制度、金融科技創(chuàng)新，有效增強(qiáng)金融創(chuàng)新服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，打造具有競爭力的區(qū)域金融重心。對(duì)于東部地區(qū)，需深化金融體制機(jī)制改革，推動(dòng)金融機(jī)構(gòu)形成優(yōu)勢互補(bǔ)金融鏈，實(shí)現(xiàn)金融鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈“三鏈合一”，不斷探索實(shí)體經(jīng)濟(jì)“模式+場景”金融創(chuàng)新，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第三，夯實(shí)產(chǎn)業(yè)躍遷基礎(chǔ)，壯大經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展新動(dòng)能。一方面，充分發(fā)揮中國超大市場優(yōu)勢，加速金融創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，充分利用新型金融產(chǎn)品為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供良好金融基礎(chǔ)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，借助數(shù)字技術(shù)突破產(chǎn)業(yè)發(fā)展短板及弊端，運(yùn)用金融工具降低產(chǎn)業(yè)發(fā)展成本，提升經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展速度。