導(dǎo)語：科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展研究一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：文章基于2012—2021年我國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用熵值賦權(quán)法測(cè)算金融發(fā)展、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的綜合指數(shù)，并通過面板門限回歸模型研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的線性和非線性關(guān)系，以及不同科技創(chuàng)新水平下金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的變化。結(jié)果顯示：金融發(fā)展及其分類指標(biāo)均對(duì)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，且經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高能夠強(qiáng)化金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模以及金融發(fā)展效率的促進(jìn)作用；金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用具有科技創(chuàng)新的門限效應(yīng)，其促進(jìn)作用隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)；科技創(chuàng)新對(duì)金融發(fā)展分類指標(biāo)的支持作用存在差異，對(duì)金融發(fā)展規(guī)模的支持作用較強(qiáng)，對(duì)金融發(fā)展效率的支持作用較弱。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；科技創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；面板門限回歸模型

引言:金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要影響因素，對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的趨勢(shì)。在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段，我國經(jīng)濟(jì)增長逐漸由生產(chǎn)要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)，科技創(chuàng)新逐步成為推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的核心引擎[1]，一方面科技創(chuàng)新需要得到金融業(yè)的大量資金支持，另一方面，科技創(chuàng)新水平的提高又能夠?qū)?jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展做出貢獻(xiàn)[2]，因此，科技創(chuàng)新在金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中具有不容忽視的作用。在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究中，楊友才等（2019）[3]發(fā)現(xiàn)金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向影響；趙玉龍（2019）[4]的研究結(jié)果也表明金融發(fā)展能夠通過資源配置效率的提高促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；林昌華（2020）[5]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的各個(gè)維度對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高均具有正向促進(jìn)作用。在金融發(fā)展與科技創(chuàng)新的相關(guān)研究中，羅嘉雯和陳浪南（2013）[6]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率均對(duì)科技創(chuàng)新具有促進(jìn)作用；李苗苗等（2015）[7]指出金融發(fā)展分類指標(biāo)影響技術(shù)創(chuàng)新的作用效果存在差異；屠年松和方玉（2017）[8]也認(rèn)為金融發(fā)展分類指標(biāo)對(duì)科技創(chuàng)新的作用不盡相同。在科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究中，李光龍和范賢賢（2019）[9]研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新對(duì)長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用存在門限效應(yīng)；董小君和石濤（2020）[10]的研究結(jié)果表明，科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向驅(qū)動(dòng)作用。在現(xiàn)有研究中，學(xué)者們對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)新的研究主要集中于兩兩之間的關(guān)系，而忽視了三者之間處于一個(gè)共同系統(tǒng)的關(guān)聯(lián)性。因此，本文在已有文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)上，首先，對(duì)金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)進(jìn)行論證，分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的線性關(guān)聯(lián)；其次，進(jìn)一步探討在不同的科技創(chuàng)新水平下，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的變化，即驗(yàn)證金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的非線性關(guān)聯(lián)；最后，根據(jù)本文的研究結(jié)果，結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展現(xiàn)狀及未來發(fā)展目標(biāo)，提出加快經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的建議，為我國金融發(fā)展助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供新思路。

1研究設(shè)計(jì)

1.1模型構(gòu)建

本文借鑒彭星和李斌（2015）[11]、鄧峰和陳春香（2020）[12]的研究，通過面板門限回歸模型，檢驗(yàn)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的變化，構(gòu)建如下模型：HEDit=a0+a1FDitI(gitθ)+a2FDitI(git>θ)+a3Controlsit+uit（1）其中，HED表示經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平；FD表示金融發(fā)展水平；Controls表示控制變量；I(·)表示示性函數(shù)；g表示門限變量，即科技創(chuàng)新水平ST；θ表示門限值；i表示省份，t表示年份；u表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。為進(jìn)一步考察金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系，本文還以金融發(fā)展的分類指標(biāo)（金融發(fā)展規(guī)模FS和金融發(fā)展效率FE）作為核心解釋變量，通過式（1）再次進(jìn)行回歸。上述模型為單一門限效應(yīng)回歸模型的表達(dá)式，即模型中僅有一個(gè)門限值，若實(shí)證研究過程中發(fā)現(xiàn)存在兩個(gè)門限值，則對(duì)式（1）進(jìn)行略微調(diào)整，使其存在兩個(gè)門限值即可。財(cái)經(jīng)縱橫

1.2變量選取

根據(jù)本文的模型設(shè)定以及研究需要，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)新的綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，如表1所示。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（HED）參考茹少峰和周子鍇（2019）[13]的研究，主要通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境以及社會(huì)福利這三個(gè)方面因素進(jìn)行衡量。金融發(fā)展水平（FD）主要以金融發(fā)展規(guī)模和效率這兩個(gè)方面的因素進(jìn)行衡量。科技創(chuàng)新水平（ST）參考王慧艷等（2019）[14]的研究，主要通過科技創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出對(duì)其進(jìn)行衡量。綜合指標(biāo)根據(jù)熵值賦權(quán)法測(cè)算，各代理指標(biāo)選取以及指標(biāo)權(quán)重見表1。在控制變量方面，本文選取投資水平（IL）、城鎮(zhèn)化水平（UL）和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（IC）。其中，投資水平以固定資產(chǎn)投資占GDP的比重作為代理指標(biāo)，城鎮(zhèn)化水平以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛榇碇笜?biāo)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平以道路總長度與總?cè)丝谥茸鳛榇碇笜?biāo)。

1.3數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文以我國30個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）為研究對(duì)象，以2012—2021年作為研究時(shí)間范圍?？紤]到數(shù)據(jù)的科學(xué)性和可獲得性，各變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示?？梢钥闯觯?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0849，最大值為0.9220，最小值為0.0311，表明我國省級(jí)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平具有較大差距，但大部分省份之間的差距較小，這也從側(cè)面反映出我國各省份之間的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平可能具有連續(xù)的梯度現(xiàn)象。其他各變量與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平類似，基本符合我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的客觀現(xiàn)實(shí)。

2實(shí)證分析

2.1基準(zhǔn)面板回歸分析

表3為基準(zhǔn)面板模型的回歸結(jié)果，展示了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的線性關(guān)聯(lián)關(guān)系。可以看出，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，金融發(fā)展水平的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明金融發(fā)展對(duì)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，且這一結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。具體來看，金融發(fā)展水平的各分類指標(biāo)均在1%或5%的水平上顯著為正，表明金融發(fā)展能夠從多角度對(duì)我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向影響。另外，金融發(fā)展的分類指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)效果存在較大差異，其中，金融發(fā)展規(guī)模的促進(jìn)作用相對(duì)較大，金融發(fā)展效率的促進(jìn)作用相對(duì)較小。各模型中科技創(chuàng)新水平的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明科技創(chuàng)新能夠有效提高我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，有利于我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，且科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用大于金融發(fā)展及其分類指標(biāo)的促進(jìn)作用，再次表明我國經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動(dòng)方式已逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)，科技創(chuàng)新對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有深遠(yuǎn)影響。

2.2以經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平為門限變量的回歸分析

對(duì)于門限效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文利用Bootstrap法自舉抽樣500次，結(jié)果見下頁表4。在以金融發(fā)展水平為核心解釋變量的模型中，單一門限模型在1%的水平上顯著拒絕不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)，表明這一模型中存在單一門限效應(yīng)。同理可知，在核心解釋變量為金融發(fā)展水平分類指標(biāo)的模型中，即以金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率為核心解釋變量的模型，其中同樣存在單一門限效應(yīng).在門限效應(yīng)的真實(shí)性檢驗(yàn)中，本文采用似然比統(tǒng)計(jì)量（LR）進(jìn)行驗(yàn)證，圖1至圖3展示了門限效應(yīng)真實(shí)性的檢驗(yàn)結(jié)果。由于在以金融發(fā)展水平及其分類指標(biāo)為核心解釋變量的三個(gè)模型中，門限值均為0.3221，因此，本文僅對(duì)金融發(fā)展水平作為核心解釋變量的模型的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行說明。由圖1可知，在LR統(tǒng)計(jì)量取值為0時(shí)，門限效應(yīng)的估計(jì)值處于臨界值（虛線）下方，表明在95%的置信區(qū)間內(nèi)，門限效應(yīng)的估計(jì)值與真實(shí)值相等。因此，在以金融發(fā)展水平作為核心解釋變量的面板門限回歸模型中，其門限估計(jì)值具有真實(shí)性。同理可知，在以金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率作為核心解釋變量的模型中，其門限估計(jì)值也具有真實(shí)性。由表5中面板門限回歸模型的回歸結(jié)果可知，金融發(fā)展水平的影響系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，表明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)是：在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平低于門限值時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用相對(duì)較?。划?dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平跨過門限值時(shí)，金融發(fā)展水平的影響強(qiáng)度和作用大小均有所增加。這表明我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間具有非線性關(guān)系，在不同的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平下，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用隨經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高而得到顯著增強(qiáng)。換言之，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高強(qiáng)化了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正向促進(jìn)作用。類似于綜合指標(biāo)金融發(fā)展水平，金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間同樣具有非線性關(guān)系，在不同的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平下，金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用差異更大，具體表現(xiàn)是：在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平低于門限值時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用尚不顯著，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平跨過門限值時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)才在5%的水平上顯著為正。這一結(jié)果同樣表明，金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用也隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高而得到增強(qiáng)，即經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高同樣強(qiáng)化了金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果。此外，模型5的回歸結(jié)果還表明，在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平不斷提高的背景下，我國尚未出現(xiàn)因金融發(fā)展規(guī)模過大而抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)象。模型6中金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用變化與金融發(fā)展水平類似，表明金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用也隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高而得到強(qiáng)化。通過對(duì)比是否添加控制變量發(fā)現(xiàn)，模型4至模型6的回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

2.3以科技創(chuàng)新水平為門限變量的回歸分析

以科技創(chuàng)新水平為門限變量的回歸模型中，本文同樣利用Bootstrap法進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果見下頁表6?？梢钥闯?，以金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模為核心解釋變量的模型中均存在雙重門限效應(yīng)，其中，以金融發(fā)展水平為核心解釋變量的模型中的門限估計(jì)值分別為0.2054和0.3192，以金融發(fā)展規(guī)模為核心解釋變量的模型中的門限估計(jì)值分別為0.2310和0.3192。需要指出的是，在門限效應(yīng)的檢驗(yàn)過程中發(fā)現(xiàn)，在以金融發(fā)展效率為核心解釋變量的模型中不存在科技創(chuàng)新的門限效應(yīng)。在檢驗(yàn)門限效應(yīng)的顯著性后，本文同樣采用似然比統(tǒng)計(jì)量LR檢驗(yàn)門限效應(yīng)的真實(shí)性，如圖4和圖5所示。結(jié)果表明，在以金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模為核心解釋變量的門限效應(yīng)回歸模型中，其門限估計(jì)值均具有真實(shí)性。由表7回歸結(jié)果可知，在以科技創(chuàng)新作為門限變量時(shí)，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間同樣具有非線性關(guān)系，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用仍然存在，具體表現(xiàn)是：在科技創(chuàng)新水平低于第一門限值0.2054時(shí)，金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用相對(duì)較??；當(dāng)科技創(chuàng)新水平位于第一門限值與第二門限值之間時(shí)，金融發(fā)展水平的影響強(qiáng)度顯著增加，同時(shí)，其系數(shù)也增長至0.2929；當(dāng)科技創(chuàng)新水平跨過第二門限值0.3192時(shí)，金融發(fā)展水平的系數(shù)再次提升至0.4637。這表明在不同的科技創(chuàng)新水平下，我國金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用具有隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)的趨勢(shì)，即科技創(chuàng)新水平的提高強(qiáng)化了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。類似于綜合指標(biāo)金融發(fā)展水平，模型8中金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間同樣具有非線性關(guān)系，當(dāng)科技創(chuàng)新水平低于第一門限值0.2310時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)（0.4781）在5%的水平上顯著為正；當(dāng)科技創(chuàng)新水平介于第一門限值和第二門限值之間時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模的顯著性水平有所提升，且其系數(shù)上升至0.8656；當(dāng)科技創(chuàng)新水平跨過第二門限值0.3192時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)再次上升，由0.8656增長至1.6403。這表明金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用也隨著科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)，科技創(chuàng)新水平的提高同樣強(qiáng)化了金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。通過對(duì)比是否添加控制變量發(fā)現(xiàn)，模型7和模型8的回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。以科技創(chuàng)新水平為門限變量的面板門限回歸模型的回歸結(jié)果顯示，在不同的科技創(chuàng)新水平下，金融發(fā)展水平以及金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平之間存在非線性關(guān)系。金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用均隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)；而金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用卻不存在科技創(chuàng)新的門限效應(yīng)。結(jié)合以經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展為門限變量的回歸結(jié)果可知：我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展在高速增長階段，金融發(fā)展主要依賴金融發(fā)展規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)張[15]，此時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模的快速擴(kuò)張忽視了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要意義，若不能與科技創(chuàng)新水平有效銜接，則對(duì)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展將不會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響；因此，科技創(chuàng)新在金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中具有重要地位，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，只有實(shí)現(xiàn)科技創(chuàng)新與金融發(fā)展的深度融合，才能最大程度地發(fā)揮金融發(fā)展對(duì)我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展的推動(dòng)作用。

3結(jié)論與建議

本文通過測(cè)算經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、金融發(fā)展和科技創(chuàng)新的綜合指標(biāo)，運(yùn)用門限效應(yīng)模型研究了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的線性和非線性關(guān)系，以及科技創(chuàng)新視角下金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的變化，得出如下結(jié)論：（1）我國金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，其中，金融發(fā)展規(guī)模的促進(jìn)作用較大，金融發(fā)展效率次之；（2）經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高能夠顯著強(qiáng)化金融發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模以及金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用；（3）在不同的科技創(chuàng)新水平下，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用隨著科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)，科技創(chuàng)新水平的提高強(qiáng)化了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用；（4）在科技創(chuàng)新的門限效應(yīng)作用下，金融發(fā)展分類指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有明顯差異，僅金融發(fā)展規(guī)模的促進(jìn)作用隨科技創(chuàng)新水平的不斷提高而持續(xù)增強(qiáng)，金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用不存在科技創(chuàng)新的門限效應(yīng)。根據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下建議：（1）深化金融改革應(yīng)以改善金融發(fā)展效率為主要抓手，以市場為導(dǎo)向，通過高效合理地配置金融資源，充分發(fā)揮金融發(fā)展效率的積極作用，實(shí)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)調(diào)發(fā)展；（2）應(yīng)提高科技創(chuàng)新投入，一方面要促進(jìn)創(chuàng)新人才的培養(yǎng)，另一方面，要增強(qiáng)科技創(chuàng)新的政策支持，如降低創(chuàng)新企業(yè)稅收，簡化創(chuàng)新企業(yè)的申報(bào)審批流程等；（3）要進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)金融發(fā)展與科技創(chuàng)新的相互融合，尤其是金融發(fā)展效率與科技創(chuàng)新的融合發(fā)展，促使科技創(chuàng)新能夠發(fā)揮自身的引導(dǎo)作用，強(qiáng)化金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的積極影響，為金融發(fā)展效率的改善提供新思路、新方法。

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作者:韓雪飛 趙黎明 單位:天津中醫(yī)藥大學(xué)管理學(xué)院 天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部