金融創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

張超　鐘昌標(biāo)

摘要：在我國經(jīng)濟邁向高質(zhì)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(zhì)量金融體系保駕護(hù)航。基于2012—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(zhì)量發(fā)展指數(shù)，重點考察金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及其作用機制，研究結(jié)果表明金融創(chuàng)新可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的中介效應(yīng)并不顯著;中西部省份的金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)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(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用比非試點省份更大。金融結(jié)構(gòu)改革是金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，要逐步完善金融機構(gòu)、市場及產(chǎn)品體系，強化金融服務(wù)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(jìn)區(qū)域金融創(chuàng)新試點工作，助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：金融創(chuàng)新;區(qū)域金融創(chuàng)新試點;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷;經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

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

一、引言與文獻(xiàn)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(zhì)量發(fā)展迫切需要新引擎。習(xí)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(diào)：“推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，要把重點放在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)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(dǎo)、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(zhì)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(zhì)量金融體系保駕護(hù)航。當(dāng)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(gòu)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(zhì)量發(fā)展貢獻(xiàn)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(zhuǎn)型升級之際，考察金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及其傳導(dǎo)機制，對于探索金融改革創(chuàng)新新路徑、尋求高質(zhì)量發(fā)展新動能具有重要價值。

與本文研究緊密相關(guān)的文獻(xiàn)，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(guān)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(guān)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(guān)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(jìn)作用⑦。林毅夫等認(rèn)為當(dāng)前我國金融體系存在三個層次的七個金融結(jié)構(gòu)矛盾，金融創(chuàng)新可通過解決這些結(jié)構(gòu)性矛盾促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展⑧。

其次是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(dá)成共識。一種觀點認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能顯著促進(jìn)經(jīng)濟增長，比如，Jeffrey等對中國和俄羅斯進(jìn)行經(jīng)驗比較后發(fā)現(xiàn)，中國落后產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)變遷能顯著提升全要素生產(chǎn)率⑩。劉偉等研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用具有階段性特征{11}。另外一種觀點則認(rèn)為這種促進(jìn)作用并不顯著，比如，李小平等認(rèn)為制造業(yè)的結(jié)構(gòu)變動并沒有帶來顯著的“結(jié)構(gòu)紅利”{12}。殷紅等研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)生產(chǎn)化對TFP的促進(jìn)作用并不顯著{13}。關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟高質(zhì)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(jié)構(gòu)優(yōu)化在政府主導(dǎo)區(qū)域一體化戰(zhàn)略、促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中起到顯著的中介效應(yīng){14}。

最后是金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研究。目前學(xué)界相關(guān)研究主要集中在金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jìn)而驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級{15}。Rajan等認(rèn)為金融業(yè)的發(fā)展通過優(yōu)化企業(yè)規(guī)模分布促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級{16}。范方志等發(fā)現(xiàn)金融市場不發(fā)達(dá)抑制了我國中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(guān)金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(gòu)創(chuàng)新三個維度實證分析了金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響效應(yīng){19}。

總體上，現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的進(jìn)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(zhì)量發(fā)展影響的研究鮮見;二是關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作用的研究較為少見;三是引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷探究金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展傳導(dǎo)機制的研究也不多見。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新和邊際貢獻(xiàn)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(zhì)量發(fā)展的影響;第二，考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的中介效應(yīng)，并將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)變遷及經(jīng)濟高質(zhì)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(jìn)一步分析了金融創(chuàng)新對不同地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及其作用機制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在，其對經(jīng)濟高質(zhì)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(jié)構(gòu)提高服務(wù)實體經(jīng)濟的能力。利用金融市場創(chuàng)新、金融機構(gòu)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(gòu)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(jié)構(gòu)矛盾，有助于推進(jìn)融資便利化、降低實體經(jīng)濟成本，引導(dǎo)金融發(fā)展與經(jīng)濟社會發(fā)展相協(xié)調(diào)。此外，金融創(chuàng)新還可以加快普惠金融體系建設(shè)步伐，更好地助力金融精準(zhǔn)扶貧。第二，金融創(chuàng)新通過金融技術(shù)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(shù)持續(xù)創(chuàng)新，促進(jìn)了對金融機構(gòu)和非金融機構(gòu)的基礎(chǔ)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(yīng)逐步拓寬對中小企業(yè)等需求群體的金融服務(wù)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(shù)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(wù)方式，這是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)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(fēng)險監(jiān)管與合規(guī)監(jiān)管、定量監(jiān)測與定性判斷、前瞻預(yù)判與持續(xù)防控，以及國際經(jīng)驗與中國國情相結(jié)合，可以提升金融監(jiān)管能力和監(jiān)管效率，有效維護(hù)金融系統(tǒng)的穩(wěn)健運行，進(jìn)而高效助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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

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

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

第一，金融創(chuàng)新促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相互協(xié)調(diào)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)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(zhì)企業(yè)轉(zhuǎn)型為高效優(yōu)質(zhì)企業(yè)，正是金融創(chuàng)新支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)存量轉(zhuǎn)換過程，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸達(dá)到合理狀態(tài)進(jìn)而推動各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。另一方面，一些優(yōu)質(zhì)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(gòu)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新等對這些優(yōu)質(zhì)企業(yè)提供優(yōu)惠的金融資源，助推發(fā)展初期的優(yōu)質(zhì)企業(yè)不斷成長，正是這種金融支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)增量發(fā)展過程，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步調(diào)整為合理狀態(tài)，最終推動各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

綜上，提出研究假設(shè)2：金融創(chuàng)新通過推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，金融創(chuàng)新化解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的融資瓶頸，助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)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(zhuǎn)型升級，企業(yè)規(guī)模和風(fēng)險也在隨之增大，中小銀行的短期貸款只能應(yīng)付企業(yè)的常規(guī)融資需要，而無法應(yīng)對更大規(guī)模和更高風(fēng)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(wù)以及產(chǎn)品，滿足產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)升級，提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟效率，進(jìn)而帶動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級過程中，政府需要協(xié)調(diào)或者直接提供必要的硬性和軟性公共基礎(chǔ)設(shè)施來克服產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的瓶頸，但政府基礎(chǔ)設(shè)施融資與當(dāng)前政府債務(wù)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(chǔ)設(shè)施融資的期限錯配矛盾，進(jìn)而為完善區(qū)域公共基礎(chǔ)設(shè)施、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級創(chuàng)造了良好條件，經(jīng)濟增長質(zhì)量和效率得到有效提升。

綜上，提出研究假設(shè)3：金融創(chuàng)新通過推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

1. 雙向固定效應(yīng)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(yīng)與時間固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型（Two-Way Fixed Effects Model）實證甄別金融創(chuàng)新對我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，基準(zhǔn)回歸模型設(shè)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(zhì)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(xiàn)已經(jīng)識別出的影響區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主要因素：物質(zhì)資本lnKit、人力資本lnHCit、城鎮(zhèn)化lnURit及政府干預(yù)lnGIit;ηi和δt分別用于控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng);υit為獨立同分布的經(jīng)典誤差項。

2. 中介效應(yīng)模型

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

其中，方程（1）、（2）、（3）構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（lnRISit）的中介效應(yīng)模型;方程（1）、（4）、（5）構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（lnUISit）的中介效應(yīng)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(jìn)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(yīng);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(yīng)，即存在完全中介效應(yīng)，如果顯著則意味著直接效應(yīng)和中介效應(yīng)均存在，即存在部分中介效應(yīng)。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)量發(fā)展測度邏輯構(gòu)建相應(yīng)指標(biāo)體系，共包括創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放及共享發(fā)展五個一級指標(biāo)，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(gòu)、金融產(chǎn)品、金融技術(shù)及金融監(jiān)管創(chuàng)新五個方面構(gòu)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(jié)構(gòu)變遷：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化{25}，因此，本文將基于以上兩個層面揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（RIS）反映了三次產(chǎn)業(yè)之間的比例均衡和關(guān)聯(lián)協(xié)調(diào)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(jié)構(gòu)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(dāng)RIS值為0時，意味著經(jīng)濟達(dá)到均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達(dá)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(jié)構(gòu)越合理;RIS值越大，意味經(jīng)濟越遠(yuǎn)離均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（UIS）反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從較低水平向高級水平演進(jìn)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(jié)構(gòu)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(jìn)程中勞動生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)（以2005年為基期）進(jìn)行取值{28}，本文在計算之前將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)高級化水平越低。

4. 控制變量

物質(zhì)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(zhì)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(jié)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(zhuǎn)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(zhì)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(xué)、初中、普通高中及中職、大專、本科、研究生的人口數(shù)，相應(yīng)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?cè)丝诒戎貋砗饬砍擎?zhèn)化率。

政府干預(yù)（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(yù)能力。

（三）數(shù)據(jù)來源

由于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和金融創(chuàng)新部分指標(biāo)數(shù)據(jù)從2012年才開始更新，部分指標(biāo)數(shù)據(jù)未更新到2018年，西藏自治區(qū)相關(guān)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(guān)數(shù)據(jù)資料。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標(biāo)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(biāo)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(xué)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(jié)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(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)性，我們繪制了金融創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)量發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系，但這并不能全面反映金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的真實影響效應(yīng)，僅為假設(shè)1提供了一個初步判斷，若想得到客觀有效的結(jié)論還需依據(jù)下文嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C檢驗。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)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(yīng)以及固定效應(yīng)模型，本文借助F檢驗與Hausman檢驗遴選最優(yōu)模型，檢驗結(jié)果詳見表4。模型（1）為混合OLS模型，其基本假設(shè)為不存在個體效應(yīng);模型（2）—（5）分別增加對個體固定效應(yīng)、個體隨機效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)以及雙向隨機效應(yīng)的控制。首先，借助模型（2）、（4）的F檢驗結(jié)果證明兩種固定效應(yīng)模型都優(yōu)于混合效應(yīng)模型;其次，借助Hausman檢驗結(jié)果證明固定效應(yīng)模型都優(yōu)于隨機效應(yīng)模型;最后，借助模型（4）的F統(tǒng)計量證明雙向固定效應(yīng)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(jié)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(zhì)量發(fā)展提高0.1844%，驗證了本文的假設(shè)1。該結(jié)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(jìn)經(jīng)濟增長模式從要素投入型過渡到創(chuàng)新驅(qū)動型，最終實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。另外，關(guān)于控制變量的結(jié)果，模型（4）的結(jié)果顯示，物質(zhì)資本的作用系數(shù)顯著為正，表明物質(zhì)資本作為資本積累的重要途徑，是中國經(jīng)濟高質(zhì)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(yīng)促進(jìn)了規(guī)模經(jīng)濟效益的發(fā)揮;政府干預(yù)的作用系數(shù)也顯著為正，表明適度的政府干預(yù)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(zhì)量發(fā)展。以上三個控制變量系數(shù)與預(yù)期非常一致，但人力資本的作用系數(shù)并不符合預(yù)期，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展未產(chǎn)生顯著促進(jìn)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(zhì)人才需求較少導(dǎo)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(zhì)量發(fā)展之間可能具有雙向因果關(guān)系。一方面，金融創(chuàng)新會因金融市場、金融機構(gòu)、金融產(chǎn)品、金融技術(shù)及金融監(jiān)管等方面的創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，經(jīng)濟高質(zhì)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(guān)于基準(zhǔn)回歸模型不能解決的內(nèi)生性問題，可采用工具變量法進(jìn)行處理。本文以新型金融機構(gòu)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(gòu)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(jìn)方向，這二者之間必然具有高度的相關(guān)性;其二，新型金融機構(gòu)規(guī)模滿足外生性，與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展無直接關(guān)系，因此，新型金融機構(gòu)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(gòu)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(gòu)數(shù)量）/地區(qū)總?cè)丝跀?shù)量。

表5為工具變量法（2SLS）的回歸結(jié)果。其中，模型（6）為第一階段回歸結(jié)果，模型（7）為第二階段回歸結(jié)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(shè);第一階段Cragg-Donald Wald F值為34.28，Kleibergen-Paap Wald rk F值為22.28，均遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(shè)。以上彰顯出本文所選工具變量的有效性。模型（7）的回歸結(jié)果顯示，金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，揭示了本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

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

首先，為避免指標(biāo)選擇的隨意性對估計結(jié)果的干擾，本文分別替換基準(zhǔn)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(zhì)量發(fā)展綜合指標(biāo)替換為人均GDP單一指標(biāo){34};核心解釋變量方面，將金融創(chuàng)新綜合指標(biāo)替換為銀行信貸增長率單一指標(biāo){35}。雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果詳見表6，發(fā)現(xiàn)不論是替換被解釋變量指標(biāo)的模型（8），還是替換核心解釋變量指標(biāo)的模型（9），其估計結(jié)果都與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，進(jìn)一步保證了基準(zhǔn)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(jié)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(jìn)行雙向固定效應(yīng)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(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍保持一致，再次保證了基準(zhǔn)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(shè)2和假設(shè)3，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是否充當(dāng)了金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的中介變量進(jìn)行實證檢驗，其檢驗過程遵循前文所述的中介效應(yīng)模型的基本檢驗步驟，并結(jié)合雙向固定效應(yīng)面板模型考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的中介效應(yīng)，具體回歸結(jié)果見下表8。模型（13）為基準(zhǔn)回歸模型，模型（14）為金融創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的回歸模型，模型（15）為金融創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的回歸模型，模型（16）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化引入基準(zhǔn)回歸模型，模型（17）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化引入基準(zhǔn)回歸模型，模型（18）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化同時引入基準(zhǔn)回歸模型。

根據(jù)模型（13）、（14）及模型（16）的回歸結(jié)果，并結(jié)合中介效應(yīng)存在性的判斷準(zhǔn)則可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的中介效應(yīng)并不顯著，說明其未能成為金融創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主要機制，意味著假設(shè)2并不成立;根據(jù)模型（13）、（15）及模型（17）的回歸結(jié)果，并結(jié)合中介效應(yīng)存在性的判斷準(zhǔn)則可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化具有顯著的正向部分中介效應(yīng)，該結(jié)果驗證了假設(shè)3，金融創(chuàng)新能夠驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低級向高級演進(jìn)，進(jìn)而間接地促進(jìn)了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;模型（18）的回歸結(jié)果進(jìn)一步驗證了以上結(jié)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)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(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)換更為迅速，進(jìn)而推動經(jīng)濟高質(zhì)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(lǐng)域的資金需求，在提升金融資源配置效率和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體向好調(diào)整，推動我國經(jīng)濟穩(wěn)步邁向高質(zhì)量發(fā)展。

（五）異質(zhì)性檢驗

1. 東部省份與中西部省份的異質(zhì)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(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的中介效應(yīng)也可能不同，且基于全樣本的回歸結(jié)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(yīng)面板模型分別進(jìn)行計量檢驗，結(jié)果見下表9。

首先，對比金融創(chuàng)新的直接效應(yīng)，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(zhì)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(dá)，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(dǎo)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(zhì)量發(fā)展的邊際貢獻(xiàn)并不顯著。另一方面，中西部省份的經(jīng)濟基礎(chǔ)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(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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

最后，對比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的中介效應(yīng)，模型（22）和模型（23）顯示東部省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化不存在中介效應(yīng)，模型（27）和模型（28）顯示中西部省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在正向部分中介效應(yīng)。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(chǔ)更為薄弱，服務(wù)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(zhuǎn)型升級的作用更為顯著，并進(jìn)一步推進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)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(hù)良好金融秩序方面成效突出，2018年國務(wù)院將以上6個省份列為金融改革創(chuàng)新試點省份。考察試點省份與非試點省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中介效應(yīng)的異質(zhì)性，對于評估我國金融改革創(chuàng)新試點價值及促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)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(yīng)面板模型分別進(jìn)行計量檢驗，結(jié)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(zhì)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(yuǎn)遠(yuǎn)高于非試點省份，這說明試點省份的金融創(chuàng)新服務(wù)區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)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(jié)構(gòu)合理化不存在中介效應(yīng)，模型（35）和模型（36）顯示非試點省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化也不存在中介效應(yīng)。以上結(jié)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(jié)構(gòu)高級化不存在中介效應(yīng)，模型（37）和模型（38）顯示非試點省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在正向完全中介效應(yīng)。這說明試點省份金融創(chuàng)新能直接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而非試點省份金融創(chuàng)新主要通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的路徑推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，因此，非試點省份應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)金融改革創(chuàng)新，不斷提高金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，逐步發(fā)揮金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接推動力。

五、研究結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

本文從金融市場、金融機構(gòu)、金融產(chǎn)品、金融技術(shù)及金融監(jiān)管創(chuàng)新五個方面構(gòu)建我國經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)。主要研究結(jié)論如下：（1）金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)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(biāo)等進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依然成立。（2）在金融創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的路徑上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的中介效應(yīng)不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在顯著正向部分中介效應(yīng)。（3）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，中西部省份金融創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用比非試點省份更大;中西部省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在顯著正向部分中介效應(yīng)，金融改革創(chuàng)新非試點省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在顯著正向完全中介效應(yīng)。

（二）政策啟示

一是全面深化金融供給側(cè)改革，提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟質(zhì)效。金融結(jié)構(gòu)改革是金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，一方面，應(yīng)以改善金融體系結(jié)構(gòu)為重點，進(jìn)一步調(diào)整融資結(jié)構(gòu)，逐步完善金融機構(gòu)、市場及產(chǎn)品體系，強化金融服務(wù)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(jié)構(gòu)性矛盾、注意尊重市場規(guī)律并堅持精準(zhǔn)支持，各地方政府要因地制宜而非追風(fēng)趕潮。還要高度重視金融市場基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極推動金融業(yè)關(guān)鍵信息基礎(chǔ)設(shè)施國產(chǎn)化，著力提升防范化解金融風(fēng)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(yīng)進(jìn)一步加快金融改革創(chuàng)新步伐，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，著重為適應(yīng)國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展導(dǎo)向、主業(yè)相對聚焦于實體經(jīng)濟、技術(shù)先進(jìn)、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(yīng)為推進(jìn)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(gòu)建提供精準(zhǔn)金融服務(wù)，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(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級步伐，實現(xiàn)更高質(zhì)量發(fā)展。

三是繼續(xù)推進(jìn)區(qū)域金融創(chuàng)新試點工作，助力經(jīng)濟高質(zhì)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(fù)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(yīng)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(jìn)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(diào)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(xí)近平：《扎實推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展 扎實推進(jìn)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(zhì)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(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)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(zhì)量發(fā)展：新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)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(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)調(diào)整對全要素生產(chǎn)率的時變效應(yīng)》，《世界經(jīng)濟》2020年第1期。

{14} 陳喜強、鄧麗：《政府主導(dǎo)區(qū)域一體化戰(zhàn)略帶動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展嗎？——基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化視角的考察》，《江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)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(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級研究》，《金融研究》2003年第11期。

{18} 林春：《金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)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(jié)構(gòu)優(yōu)化的效應(yīng)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(jìn)還是抑制？——理論分析框架與區(qū)域?qū)嵺`》，《中國軟科學(xué)》2019年第7期。

{21} 劉紅忠、史霜霜：《地方政府干預(yù)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(zhì)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(zhì)量發(fā)展水平的測度研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2018年第11期。

{24} 邱晗、黃益平、紀(jì)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)囊暯恰罚督鹑谘芯俊?018年第11期。

{25} 周振華：《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的一般動因分析》，《財經(jīng)科學(xué)》1990年第3期。

{26} 干春暉、鄭若谷、余典范：《中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)高度與工業(yè)化進(jìn)程和地區(qū)差異的考察》，《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》2008年第11期。

{29} 張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質(zhì)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(yù)、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(quán)、人力資本與高質(zhì)量增長》，《財政研究》2019年第9期。

{35} 王術(shù)芳：《我國金融創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響研究》，湖南大學(xué)2016年碩士學(xué)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(xué)院國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院講師，浙江寧波，315175;云南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，云南昆明，650221。鐘昌標(biāo)，教育部長江學(xué)者特聘教授，云南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，云南昆明，650221。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）