金融創新、資源配置與經濟高質量發展
——建設金融強國戰略背景下的分析與證據

莊旭東 段軍山

一、引言

中共二十大報告為全面建成社會主義現代化國家作出了進一步科學謀劃，闡述了新時代新征程的使命任務，著力推進高質量發展是其重要內容。要實現高質量發展，必然離不開高質量金融強有力的支撐作用，這是中國經濟發展的現實與未來賦予中國金融的歷史責任和必然要求。近年來，中國政府高度關注金融在經濟高質量發展中扮演的角色，特別是重視金融服務實體經濟效率。黨的十九大、二十大報告指明增強金融服務實體經濟能力的目標，強調深化金融體制改革并作相應部署。2023年，中央金融工作會議強調金融是國民經濟的血脈，要加快建設金融強國，持續推進金融事業實踐創新、理論創新、制度創新，開拓中國特色金融發展之路，為經濟社會發展提供高質量服務，這對金融創新提出了更高要求。在此背景下，本研究重點關注金融創新對中國經濟高質量發展的支撐作用以及實現路徑具有重要意義。

中國長期以來的金融發展建立在傳統工業經濟的基礎上，面對高質量發展的戰略意圖和巨大的市場需求，大規模長周期投資資金有待補足，整體的金融服務體系需要進一步優化，亟需與之相匹配的高質量金融發展，這也對金融創新提出了更高的要求。那么，金融創新能否改變這一現狀、對經濟高質量發展提供支持？金融創新能否成為實現經濟高質量發展的動力和保障？金融創新對經濟高質量發展的作用機制是什么？如何才能發揮金融創新的積極作用？后續金融創新發展需要進一步關注的問題以及未來發展趨勢又是什么？這些問題值得進一步深入探索。因此，本研究結合中共二十大著力推進高質量發展新征程以及中央金融工作會議提出的奮力開拓中國特色金融發展之路的重要背景，深入討論金融創新對中國經濟高質量發展的影響。

相較于現有文獻，本研究的邊際貢獻可能如下：一方面，本文創新性地構建中國金融創新發展的測度指標，深入討論經濟高質量發展的重要內涵并采用全要素生產率進行刻畫，系統梳理并實證研究中國金融創新與經濟高質量發展之間的內在聯系，揭示金融創新在推動經濟高質量發展過程中扮演的角色，挖掘金融創新的作用渠道以及實現路徑，為進一步引導金融行業創新、加快建設金融強國以及推動經濟高質量發展提供了重要的經驗證據；另一方面，本文提出金融創新具備重要的資源補充效應以及錯配改善效應，是進一步完善金融服務體系、滿足高質量發展戰略意圖、匹配日益增長市場需求以及開拓中國特色金融發展的重要路徑，也是后續進一步研究關注推動金融高質量發展、提高金融服務實體經濟能力、增強金融對經濟高質量發展支撐作用的始終關注點和最終落腳點，為其提供了理論依據與思考方向。

二、理論分析與研究假說

當前，中國經濟已從高速增長階段轉向高質量發展階段。中共十八大以來，習近平總書記提出創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念，并明確指出高質量發展是能夠很好滿足人民日益增長的美好生活需要的發展，是創新成為第一動力、協調成為內生特點、綠色成為普遍形態、開放成為必由之路、共享成為根本目的的發展。這種滿足人民日益增長的美好生活需要，實現創新、協調、綠色、開放、共享的高質量發展，最本質的內涵就在于實現全要素生產率的提高。

從美好生活需要的角度看，生產的最終目的在于滿足需求，高質量要求除了要滿足實際需要的使用特性，還要具備更高性價比，能夠滿足質量合意性和競爭力特性（金碚，2018），這對生產效率提出了更高的要求。從創新發展的角度看，技術創新是全要素生產率提高的主要源泉，企業為了獲得壟斷利潤有意識地進行研發活動，其目的在于以更少的投入獲得更多的產出（唐未兵等，2014）。從協調發展的角度看，提高全要素生產率與推動協調發展是內在統一的，即各個產業協調共同發展要求各部門全要素生產率均獲得提升（劉志彪和凌永輝，2020）。從綠色發展的角度看，綠色發展要求擯除過去的舊發展模式，將生態環境內化為經濟財富，強調創新驅動、提質增效，其本質上就是成本節約型的全要素生產率提升。從開放發展的角度看，推動開放型經濟發展，攀升全球價值鏈高端，需要依靠全要素生產率提高來改善（肖宇等，2019）。從共享發展的角度看，共享發展使得分配更加公平，有助于促進全要素生產率的提高，而全要素生產率的提高是實現共享發展的重要保障。綜上，高質量發展的核心要義在于全要素生產率的提高，而全要素生產率的提高離不開有效的金融服務（劉鶴，2021），即金融可能是實現經濟高質量發展的動力和保障。因此，金融服務經濟高質量發展的關鍵點在于如何通過有效的金融服務促使全要素生產率的提高，而要實現這一點，滿足實體經濟的需求，亟需金融創新。

近年來，不少學者探討了金融創新對全要素生產率、經濟增長質量的影響。其中，一些研究發現，金融創新可以為實體經濟提供更好的融資條件，促進資源配置的效率，從而提高全要素生產率，促進經濟高質量發展。例如，金融科技創新助力深化金融供給側結構性改革可以促進本地區和周邊地區的全要素生產率提升（唐松等，2019）；而且還能縮小經濟增長質量的區域差異，促進協調發展（Lv etal.，2022）。綠色金融方面的深化改革創新則有效改善了綠色企業的生產效率（王修華等，2021），促進經濟高質量發展（Yang et al.，2021）。另一些研究則指出，金融創新也可能產生負面影響。例如，金融創新帶來的金融市場不穩定性（沈偉，2022；莊旭東等，2023），可能對實體經濟造成沖擊。而且，一些金融創新產品還會使得金融不平等、金融泡沫、金融風險、經濟危機等問題加?。柦▌?，2013；劉芬華等，2016；楊海珍等，2020），可能導致全要素生產率降低，不利于經濟高質量發展?，F有關于金融創新如何影響全要素生產率、經濟增長質量的研究結論尚未達成一致，這可能是由于各個研究對金融創新的界定有所偏重亦或置于不同的時間和背景范圍，目前關于這個問題仍然缺乏直接測度的金融創新指標以及較為系統全面的實證研究，特別是梳理并驗證金融創新與中國經濟高質量發展之間的內在聯系。在此背景下，本文嘗試基于新發展理念視角，從創新、協調、綠色、開放和共享五個方面梳理金融創新影響中國經濟高質量發展的研究假說。

從創新發展角度出發，金融創新通過引入新的金融產品、服務和技術，提供了更多的融資渠道和創新性的金融工具，可以滿足不同類型市場主體的融資需求，特別是為創新型企業提供了更多的資金支持和創新資源，這可能有助于推動技術進步、產品研發和商業模式創新，從而提高全要素生產率，促進經濟高質量發展。從協調發展角度出發，金融創新可以依托新一代信息技術實現更高效的支付和結算系統，幫助建立更加高效的金融市場和金融機構，以提供更好的資金流動、資源配置、風險管理機制，降低交易成本并加強經濟的流動性，進而可能促進經濟各要素之間的協調穩定，提高全要素生產率水平，推動經濟高質量發展。從綠色發展角度出發，金融創新可以通過發展環境友好型金融產品和服務，吸引投資者支持低碳經濟、可再生能源和環保項目，引導金融資源更好地配置到優質的綠色項目，以實現市場主體生產過程的綠色轉型升級，可能有助于提高其資源利用效率和環境效益，從而促進全要素生產率的提升，推動經濟高質量發展。從開放發展角度出發，金融創新能夠幫助建立數字化金融平臺和跨境金融合作機制，促進不同國家和地區之間的金融互聯互通，實現更加便捷和高效的跨境支付和跨境投資，有助于加強國際間的經濟合作和交流，推動資金、技術和創新要素的跨境流動，進而提高全要素生產率，促進經濟高質量發展。從共享發展角度出發，金融創新有助于促進金融包容性和資源共享，其可以改善信息不對稱導致的融資排斥問題、拓寬金融服務的廣度與深度，以滿足中小微企業以及低收入人群的金融需求，這可能有助于提高經濟中各個要素的參與度和利用率，促進資源的合理配置和有效利用，從而提高全要素生產率，推動經濟高質量發展。綜上，金融創新可能存在資源補充效應和錯配改善效應，而且其可能對中國經濟高質量發展中的創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展和共享發展這五個主要方面產生重要影響，推動了中國經濟高質量發展。

因此，基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說1：金融創新有助于促進中國經濟高質量發展。

假說2：金融創新具有錯配改善效應和資源補充效應。

假說3：金融創新有助于實現創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展和共享發展。

三、變量測度、模型設定及數據說明

（一）主要變量測度

1.經濟高質量發展?；谏鲜龇治?，參考李平等（2017）、劉志彪和凌永輝（2020）相關研究，本文采用全要素生產率表征被解釋變量經濟高質量發展。全要素生產率有多種測算方法，對地區總量水平而言，數據包絡分析（DEA）是較為常用的方法，其不需要預先設定函數形式和行為假設，對樣本容量和投入產出的要求較低，能夠客觀地對全要素生產率進行測算，近年來得到廣泛應用（程惠芳和陸嘉俊，2014；于斌斌，2015；王鉞和劉秉鐮，2017）。因此，本文采用DEA方法計算Malmquist指數，并進一步測算中國省級層面的全要素生產率，投入數據包括資本存量和就業人員數，產出數據為實際GDP。其中，實際GDP是以2000年為基期，使用GDP平減指數進行平減后得到。資本存量的測算則使用當前最為流行的永續盤存法。計算公式如下：

其中，K是資本存量，δ是折舊率，I是固定資產投資，P是投資價格指數。參考張軍等（2004）的研究，本文將折舊率δ設為9.6%，價格指數P則經2000年為基期的投資價格平減指數計算，固定資本形成總額作為投資I，并以2000年為基準年份，用各省2000年的固定資本形成總額除以10%計算基期資本存量。計算公式如下：

由于計算得到的Malmquist指數為衡量全要素生產率當期相較于前一期的增長率，因此本文借鑒程惠芳和陸嘉?。?014）的方法，假定基年2000年的全要素生產率為1，則2001年的全要素生產率等于2000年的全要素生產率乘以2001年的Malmquist指數，依此類推，進一步計算出中國各省當年的全要素生產率，用其衡量被解釋變量經濟高質量發展（Tfp）。

另外，本文還借鑒單豪杰（2008）的做法，選擇以2000年為基準年份，采用各省2001年的固定資本形成總額除以折舊率δ與2001—2005年間固定資本形成總額的平均增長率g之和計算基期資本存量，其中折舊率δ設為10.96%。計算公式如下：

基于上述方法，其余數據定義均按照上述設定，得到新的Malmquist指數，計算出中國各省當年的全要素生產率，重新衡量被解釋變量經濟高質量發展（Tfpnew），以進行穩健性檢驗。此外，參考陳詩一和陳登科（2018）的相關研究，本文還采用勞動生產率代理衡量經濟高質量發展（Pgdp），使用人均GDP對其進行測度，以替代原被解釋變量進行穩健性檢驗。

2.金融創新?，F有關于中國金融創新問題的實證研究更多地集中在銀行、保險的具體業務以及政策改革（段白鴿等，2019；尹振濤和李澤廣，2021），還未形成一個較為有效且統一的衡量指標。金融專利是與金融服務相關的發明，從金融創新定義出發，本文認為金融創新專利能直接客觀地反映金融創新水平，而且其能滿足衡量地區總體水平的需求，因此選擇使用金融創新專利數據來測度地區金融創新水平。因此，本文對中國專利信息中心專利之星檢索平臺（CPRS）的文本數據信息進行批量獲取與分類處理，并且借鑒郭峰等（2023）研究做法，將數據樣本限制在國際專利分類號（IPC）G06Q類別①G06Q類別專利專門適用于行政、商業、金融、管理、監督或預測目的的數據處理系統或方法，其具體包含金融、投資、支付、購物、保險、稅務、電子商務、風險控制等幾大應用領域。，考慮到G06Q類別的樣本中仍然有很多專利申請是屬于非金融領域的，還進一步采用機器學習算法對專利文本進行識別和分類，篩選分為非金融創新專利與金融創新專利，最后根據專利數據的地理信息，將金融創新專利數據加總至省級層面?；讷@取的中國省級金融創新專利數據，本文選擇用金融創新專利數與地區GDP的比值衡量解釋變量金融創新（Fi）②為了更好地顯示實證結果，本文進行量綱轉化，將金融創新專利數與地區GDP的比值乘以100再衡量解釋變量，不會改變原結果顯著性。。為了保證結論的可靠性，本文使用金融創新專利數與地區總人口數的比值重新衡量解釋變量金融創新（Fipop），也使用金融創新專利數值加1的自然對數值重新測度解釋變量金融創新（Lnfi），以進行穩健性檢驗。此外，考慮到當期的金融發展水平是前一期金融創新的結果，本文還選擇用當期的金融業增加值與地區GDP的比值代理衡量解釋變量金融創新（Fva），以做進一步穩健性檢驗。

（二）研究模型設計

為了討論金融創新與中國經濟高質量發展的內在聯系，本文構建如下的基準回歸模型：

其中，Control代表所有的控制變量集。從金融創新行為到金融專利申請再到信息公開，這需要一定的時間周期。根據公開日所獲取的專利數據對應衡量的解釋變量金融創新（Fi），盡管是同期與被解釋變量經濟高質量發展（Tfp）進行變量匹配，但其相對于被解釋變量實際上是存在提前量的，一定程度上削弱了反向因果問題，而且估計結果也會比較準確可靠。在模型中，借鑒現有關于經濟高質量發展的研究，本文引入投資水平（Invest）、需求結構（Demand）、政府支持（Gov）、人口素質（Qual）、外貿依存度（Ftd）、融資支持（Fs）作為控制變量，相關變量定義和描述性統計如表1所示。此外，本文還引入年度虛擬變量（Year）與省份虛擬變量（Prov），對時間效應和個體效應加以控制。

（三）樣本數據說明

考慮到個別省份存在數據缺失嚴重、統計口徑差異等問題，基于數據的延續性與可獲得性，本文選取2000—2018年中國30個省份（不包括西藏、臺灣、香港、澳門）作為研究樣本，共570個觀測值。用以衡量地區金融創新水平的專利數據來源于中國專利信息中心專利之星檢索平臺（CPRS）。在進一步研究部分，CO2排放數據來自中國碳核算數據庫（CEADs），中國市場化總指數相關數據則來自王小魯等（2019）編寫的《中國分省份市場化指數報告（2018）》并以歷年指數的平均增長幅度擴展測算得到。其他原始數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國保險年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》《中國投資領域統計年鑒》，部分數據由EPS平臺整理或從Wind數據庫獲取。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸結果分析

表2報告了基準回歸模型估計結果。在回歸中逐漸控制了個體效應、時間效應以及添加控制變量后，解釋變量金融創新（Fi）對被解釋變量經濟高質量發展（Tfp）的估計系數在5%水平上顯著為正。這說明地區金融創新水平提升有助于促進中國經濟高質量發展，研究假說1得到驗證。

表2 基準回歸模型估計結果表

（二）穩健性檢驗

為了進一步提高研究結論的可靠性，本文從如下三個方面進行穩健性檢驗。

1.更換變量測度方式。本文參考單豪杰（2008）的方法，重新測度全要素生產率衡量經濟高質量發展（Tfpnew），參考陳詩一和陳登科（2018）的做法，本文還采用勞動生產率代理衡量經濟高質量發展（Pgdp），替代原被解釋變量進行穩健性檢驗。此外，本文使用金融創新專利數與地區總人口數的比值、金融創新專利數加1的自然對數值分別重新測度金融創新（Fipop、Lnfi），并且還選擇用當期的金融業增加值與地區GDP的比值代理衡量金融創新（Fva），進行替代解釋變量穩健性檢驗。

2.考慮政策節點沖擊。2006年11月，《中華人民共和國外資銀行管理條例》的發布標志著中國金融市場將真正進入中外資銀行同臺競技、開放創新的新時期。同年12月，中國銀行業監督管理委員會發布的《商業銀行金融創新指引》旨在促進銀行業金融創新持續健康發展。為了排除政策沖擊對研究結論的影響，本文剔除2006—2007年的樣本數據以進行穩健性檢驗。此外，為了排除《關于促進互聯網金融健康發展的指導意見》《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》《“十三五”國家科技創新規劃》等金融科技創新政策激勵的影響，本文還剔除了2015—2016年的樣本數據。

3.考慮特殊事件干擾。2003—2004年，中國人民銀行在貸款利率市場化方面邁出重要步伐，實現了對金融機構人民幣貸款利率“上限放開、實行下限管理”的重要進展，這給金融創新帶來了不小的影響。因此，為了排除利率市場化改革的干擾，本文選擇剔除2003—2004年的樣本數據以進行檢驗。鑒于2008年發生的金融危機與隨之推出的“四萬億投資”政策會給金融領域帶來較大的沖擊，本文還剔除了2008—2010年的樣本數據以進行檢驗。

以上穩健性檢驗的結果依然支持本文結論（限于篇幅，檢驗結果略）。

（三）內生性討論

1.縮小省份樣本估計?？紤]到一線城市經濟發展質量更好，金融創新水平也更高，可能會產生較為嚴重的反向因果問題。為了緩解該問題對研究結論產生影響，本文選擇剔除北京市、上海市和廣東省3個地區樣本數據進行模型估計，結果如表3的列（1）所示，其較之原結論未產生差異。此外，考慮到東部沿海地區可能同樣地存在這個問題，為了進一步緩解其對研究結論的影響，本文對該地區的省份樣本進行剔除，具體包括山東省、福建省、廣東省、上海市、江蘇省、浙江省和海南省。表3的列（2）報告了縮小省份樣本檢驗結果，其與原結論依舊保持一致。

表3 內生性問題討論結果表

2.工具變量法（2SLS）。推動高質量發展可能提高了對支撐發展的高質量金融供給服務需求，可能會催生或拉動金融創新，因此可能存在一定的反向因果問題。盡管本文在模型設定中的解釋變量的測度相較于被解釋變量存在提前量，一定程度上緩解了反向因果導致的內生性問題影響，而且也通過縮小特殊省份樣本排除可能出現嚴重反向因果問題對研究結論的影響，但是為了更好地確保研究結論的可靠性與穩健性，本文還進一步使用工具變量法（兩階段最小二乘法）進行估計。金融創新往往會影響儲蓄存款規模和金融增長速度，而且這兩者是由眾多微觀個體或因素共同作用的結果，具有一定的外生性，對地區全要素生產率并沒有直接影響，能夠較好地滿足工具變量的要求。因此，本文選擇儲蓄存款規模（Saving）、金融增長速度（Findev）作為工具變量，采用人均城鄉儲蓄存款、金融業產值增長率分別進行衡量，基于兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。表3的列（3）和列（4）報告了工具變量法的檢驗結果，其與原模型估計結果保持一致，較好地削弱了內生性問題帶來的影響。

五、作用渠道討論

（一）金融創新是否能降低資源錯配扭曲程度

本文認為金融創新可能有助于改善資源錯配問題。若金融創新存在資源錯配改善作用，則有以下兩個推論：第一，在資源扭曲程度越嚴重的地區，金融創新越能更好地改善這一問題，降低資源錯配水平，進而其對經濟高質量發展的促進作用更大；第二，在資源扭曲程度較弱的地區，金融創新所發揮的改善資源錯配效應較小，進而影響經濟高質量發展程度有限。為了驗證金融創新對資源錯配的改善作用，本文先定義并計算地區資本錯配程度和勞動力錯配程度，再從這兩個方面做進一步的討論。參考陳永偉和胡偉明（2011）的研究，資本錯配指數（τKi）和勞動力錯配指數（τLi）的具體衡量方式如下：

其中，γKi和γLi分別為資本價格絕對扭曲系數和勞動力價格絕對扭曲系數，代表資源相對沒有扭曲時的加成情況。在實際測算中一般用價格相對扭曲系數近似代替（季書涵等，2016；白俊紅和劉宇英，2018），即：

其中，Ki/K表示地區i使用的資本占資本總量的比例，Li/L表示地區i使用的勞動占勞動總量的比例。si表示地區i的產出占整個經濟體總產出的份額，βK和βL分別表示產出加權的資本貢獻值和勞動貢獻值，βKi和βLi分別為基于具有規模報酬不變的C-D生產函數估計得到的各地區資本產出彈性和勞動資本產出彈性。投入數據包括資本存量和就業人員數，產出數據為實際GDP，以2000年為基期。根據上述計算方法，測算得到各個省份的資本錯配指數和勞動力錯配指數，由于存在資源配置不足τ＞0和資源配置過度τ＜0兩種情況，為了方便后續的問題討論，借鑒季書涵等（2016）、白俊紅和劉宇英（2018）的做法，還將τKi和τLi做絕對值處理。其數值越大，表示資源錯配情況越嚴重。

進一步地，本文根據絕對值處理后的資本錯配指數和勞動力錯配指數劃分研究樣本進行分組檢驗：第一，將資本錯配指數（τKi）大于其樣本中位數的樣本歸為高資本錯配組，小于中位數的樣本則為低資本錯配組；第二，勞動力錯配指數（τLi）大于其樣本中位數的樣本歸為高勞動力錯配組，小于中位數的樣本則為低勞動力錯配組。表4報告了金融創新的資源錯配改善作用檢驗結果?？梢钥闯?，金融創新對經濟高質量發展的促進作用在高資本錯配組和高勞動力錯配組中更大，即金融創新在資源扭曲程度越嚴重的地區發揮的作用更大，這說明其有助于改善資源錯配問題，降低資源扭曲程度，進而極大地促進經濟高質量發展。此外，考慮到資本錯配組的模型估計系數均顯著為正，本文還進行基于似無相關模型（SUR）的組間系數差異檢驗，進一步驗證上述差異在統計上的顯著性，檢驗結果較好地確保了分樣本估計結果可比性與可靠性。

表4 金融創新的資源錯配改善作用檢驗結果表

（二）金融創新是否能提高金融服務實體能力

本文認為金融創新可能有助于提高金融服務實體經濟能力。若金融創新存在金融資源補充效應，則有以下兩個推論：第一，金融創新會提高對實體企業的中長期信貸支持，即在中長期貸款占比較低的地區，金融創新更能發揮其金融資源補充效應，增強金融服務實體經濟能力，進而其對經濟高質量發展的促進作用更大；第二，相較于金融資源較為豐富的金融集聚地區，金融創新在金融資源匱乏的非金融集聚地區也更能發揮出其金融資源補充效應，通過提高金融服務實體經濟能力，進而對經濟高質量發展產生更大的積極作用。為了驗證金融創新對金融資源的補充效應，本文將樣本分類進行檢驗：第一，根據地區中長期信貸水平進行劃分，若該地區的中長期貸款占比大于樣本中位數歸為高中長期信貸支持組，小于中位數的樣本則為低中長期信貸支持組；第二，一般而言，京津冀地區、長三角地區和珠三角地區被視為金融聚集地區，若樣本屬于上述地區省份歸為金融集聚組，其余的則歸為非金融集聚組。表5報告了金融創新的金融資源補充效應檢驗結果?？梢钥闯?，金融創新對經濟高質量發展的促進作用在低中長期信貸支持組和非金融集聚組中更大，即金融創新在金融資源越匱乏、支持實體經濟越有效的地區所發揮的積極作用更大，這說明其存在金融資源補充效應，有助于提高金融服務實體經濟能力，進而極大地促進經濟高質量發展。此外，考慮到中長期信貸支持組的模型估計系數均顯著為正，本文還進行基于似無相關模型（SUR）的組間系數差異檢驗，進一步驗證上述差異在統計上的顯著性，檢驗結果較好地確保了分樣本估計結果可比性與可靠性。

表5 金融創新的金融資源補充效應檢驗結果表

綜上，金融創新存在錯配改善效應和資源補充效應，研究假說2得到驗證。

（三）金融創新主要影響中國經濟高質量發展哪些方面

基于高質量發展定義，本文認為金融創新可能對中國經濟高質量發展中的創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展和共享發展這五個方面產生重要影響。本文先對以上五個維度進行定義與衡量：第一，由于技術創新專利是地區創新發展的直接體現，本文用專利申請授權數與地區GDP的比值（Patgdp）、專利申請授權數與地區總人口的比值（Patpop）分別衡量創新發展；第二，協調發展要求優化產業結構，更是強調從較低級形式向較高級形式的轉化，因此本文用第三產業增加值與第二產業增加值的比值（Upgra）、第三產業增加值占地區GDP比重（Serv）分別衡量協調發展；第三，對于綠色發展，本文從實業環境保護與綠色金融支持這兩個角度考慮，分別用地區人均碳排放量（Gd）和綠色金融發展水平（Gf）①參考Liu et al.（2019）研究并基于數據的可得性，本文所定義的綠色金融發展包括綠色信貸、綠色投資、綠色保險和政府支持，這四個方面分別用六大高耗能工業產業利息支出占工業利息總支出比重、環境污染治理投資額占地區GDP比重、農業保險收入與農業總產值的比值、財政環境保護支出占財政總支出比重進行衡量，并采用熵值法測算出綠色金融總指數來代表地區綠色金融發展水平。對其進行衡量；第四，本文認為共享發展內涵包括分配公平與成果共享，因此將城鄉消費差距（Cgap）和城鄉收入差距（Igap）作為檢驗指標，分別用城鎮居民消費支出與農村居民消費支出的比值②消費支出包括食品、交通、居住、文教娛樂、醫保、家庭設備及其他商品消費支出8種，為剔除價格因素后的實際值。、城市家庭可支配收入與農村家庭可支配收入的比值進行衡量；第五，本文還用實際利用外資額與地區GDP的比值（Fcau）、外商直接投資額與地區總人口（Fdi）對開放發展進行測度。進一步地，參考江艇（2022）提出的檢驗方法，本文構建了如下回歸模型以檢驗金融創新影響中國經濟高質量發展的主要渠道，其控制變量設定與基準回歸模型保持一致。

表6報告了金融創新影響經濟高質量發展主要渠道的檢驗結果。研究發現，金融創新促進了創新發展、協調發展、綠色發展和開放發展。但是，金融創新增大了收入差距、消費差距，不利于共享發展，研究假說3僅部分得到驗證。這可能是由于中國的金融創新存在某種偏向，例如股票全流通、衍生品開放等問題，而且金融創新帶來的金融包容性存在陰暗面，例如隨著更多低收入人群開始負債，居民部門杠桿率不斷攀升，信貸大幅增長推升了住房、股票等資產價格，進一步拉大了收入差距。此外，在監管未能及時跟上的情況下，金融創新還可能出現“異化”，其普惠效應常常是“普而不惠”，甚至會出現掠奪性貸款問題，給部分群體帶來更高的信貸成本，不利于共享發展。因此，后續更需要強調聚焦共同富裕方面，而實現共同富裕，要先把“蛋糕”做大，再把“蛋糕”分好，金融創新很好地把“蛋糕”做大了，但經濟高質量發展應是人民共享的發展，同樣應該關注金融創新與數字技術融合之于共同富裕的作用，即金融創新帶來的金融普惠性和可得性。

表6 金融創新影響經濟高質量發展主要渠道檢驗結果表

六、進一步研究

（一）市場化環境是否有助于發揮金融創新積極作用

本文還試圖考察市場化環境是否有助于發揮金融創新之于經濟高質量發展的積極作用。為了回答這一問題，本文在基準回歸模型的基礎上嘗試將樣本分類以進行異質性檢驗。樣本具體劃分如下：第一，直接根據地區市場化水平進行劃分，若該地區的市場化指數大于樣本中位數歸為高市場化水平組，小于中位數的樣本則歸為低市場化水平組；第二，考慮到經濟較發達的地區一般市場化水平也比較高，因此本文也按照經濟發達程度進行劃分，若地區GDP的自然對數值大于樣本中位數歸為經濟發達組，小于中位數的樣本則歸為經濟不發達組。表7報告了市場化環境對金融創新發揮作用的影響的檢驗結果。結果顯示，在市場化水平更高的環境下，金融創新對經濟高質量發展的促進作用更明顯，而在市場化水平較低的地區金融創新的正面影響并不顯著，說明市場化環境有助于發揮金融創新之于經濟高質量發展的積極作用，市場化程度更高有利于促使更多的金融活水流向實體經濟，更能以合理高效的方式將資源配置到實體經濟中最需要的地方，充分發揮金融創新的資源錯配改善作用和金融資源補充效應。

表7 市場化環境對金融創新發揮作用的影響檢驗結果表

（二）不同政策環境下金融創新有效性是否存在差異

由于不同政策環境的作用，政府對于金融創新的支持程度與傾注目標性有著較大的差異，進而金融創新促進經濟高質量發展的有效性可能存在差異。為了更好地討論不同政策環境下金融創新的異質性影響，本文進行分樣本討論。第一，2006年《中華人民共和國外資銀行管理條例》《商業銀行金融創新指引》等相關文件的發布標志著中國金融市場將真正進入開放創新的新時期，其著重強調促進金融創新持續健康發展。從政策環境而言，2006年是深化鼓勵金融創新發展的一個重要節點。因此，根據2006年這個節點，本文將2006年以前的樣本視為弱鼓勵金融創新組，將2006年及以后的樣本視為強鼓勵金融創新組，進而分別進行模型估計。第二，從2013年開始，互聯網思維成為影響并改變傳統金融業態形式的巨大沖擊力量，第三方支付發展逐漸趨于成熟，P2P網貸平臺出現爆發式增長，眾籌平臺逐漸被運用到不同領域中去，首家互聯網保險、互聯網銀行相繼獲批成立，銀行、券商、基金、保險等金融機構開始布局互聯網金融，阿里巴巴、騰訊、百度、新浪等大科技公司也開始進軍金融領域，與新一代信息科技深度融合的金融創新開啟了高速發展模式，并且也有了充足的政策支持。因此，被稱為“互聯網金融元年”的2013年可以作為深度金融創新的重要節點?；诖?，本文對鼓勵金融創新政策環境的樣本做進一步的劃分，將2006—2013年的樣本視為非金融科技深度創新組，將2013年及以后的樣本視為金融科技深度創新組，進而分別進行模型估計。表8報告了不同政策環境下金融創新有效性差異檢驗結果。結果表明，在不同政策環境下，金融創新的有效性存在著差異，具體表現為在深化鼓勵金融創新的環境下，金融創新對經濟高質量發展的激勵效果更大更顯著，而且在金融科技深度融合創新的環境下，金融創新的積極作用更加得到體現，這充分肯定了政府引導與政策指導對金融創新的支持作用，而且新一代信息科技賦能金融發展是未來金融創新的重要趨勢。

表8 不同外部環境下金融創新有效性差異檢驗結果表

七、總結與討論

結合中共二十大著力推進高質量發展新征程以及中央金融工作會議提出奮力開拓中國特色金融發展之路的重要背景，本文重點關注金融創新對中國經濟高質量發展的作用。研究發現，金融創新水平的提升有助于促進中國經濟高質量發展。檢驗影響渠道后發現，金融創新有助于改善資源錯配問題，降低資源扭曲程度，并且存在金融資源補充效應，有助于提高金融服務實體經濟能力，進而極大地促進經濟高質量發展。金融創新促進了創新發展、協調發展、綠色發展和開放發展，卻增大了收入差距、消費差距，不利于共享發展，這是由中國的金融創新存在某種偏向、監管未匹配時金融創新出現“異化”等原因導致的，后續應當重點關注金融創新帶來的金融普惠性和可得性。進一步研究還發現，市場化程度更高的環境有助于發揮金融創新之于經濟高質量發展的積極作用，政府政策引導也對發揮金融創新效應具有重要的支持作用。研究結論為進一步引導金融創新、加快建設金融強國以及推動高質量發展提供了重要的理論依據與決策方向。

基于上述研究結論，本文得出的政策啟示如下：當前，中國金融業的市場結構、經營理念、服務水平等方面有待進一步地改善以適應經濟高質量發展的需要，金融創新是促進經濟高質量發展的重要推動力。本研究提出金融創新具備重要的資源補充效應以及錯配改善效應，是進一步完善金融服務體系、滿足高質量發展戰略意圖、匹配日益增長市場需求以及開拓中國特色金融發展的重要路徑，這是推動金融高質量發展、提高金融服務實體經濟能力、增強金融對經濟高質量發展支撐作用的始終關注點和最終落腳點，因此，要正確把握金融本質和規律，立足于中國經濟現實，實現經濟與金融共生共榮，讓金融創新為經濟高質量發展提供有力支持，重視新一代信息科技賦能金融發展這一未來金融創新趨勢的影響。本研究也驗證了市場化環境有利于促使更多金融活水流向實體經濟，能以更加合理高效的方式將資源配置到實體經濟中最需要的地方，有助于充分發揮金融創新對經濟高質量發展的積極作用，而且充分肯定政府政策引導的支持作用，這反映了未來需要更多地關注外部環境的影響，特別是堅持“以市場化為導向、以政策扶持為支撐”的市場導向與政府推動相結合的原則。本研究還發現目前中國金融創新增大了收入差距、消費差距，后續要重點關注金融創新帶來的金融包容性所存在的潛在問題，相關監管措施要及時跟進，以避免金融創新出現“異化”，而且后續更需要強調聚焦共同富裕方面，要先把“蛋糕”做大，再把“蛋糕”分好，金融創新很好地把“蛋糕”做大，但經濟高質量發展應是人民共享的發展，應該進一步關注金融創新與數字技術融合對共同富裕的作用，即側重金融創新帶來實質的金融普惠性和可得性，更好地為經濟社會發展提供高質量服務。