科技金融對實體經濟高質量發展的影響研究
——基于建設金融強國的理論背景

鄒 克 周益贊

一、引言

2023年10月30—31日召開的中央金融工作會議首次明確“要加快建設金融強國”。為實體經濟高質量發展提供更優質的金融服務，是建設金融強國面臨的重要問題與根本使命。雖然中國通過大力發展實體經濟使其規模在2022年達到103.96萬億元①實體經濟規模按GDP剔除金融業產值與房地產業產值計算。，但隨著金融化持續推進，金融資本逐漸突破產業資本循環的約束，在非生產性領域快速擴張，導致虛擬經濟不斷膨脹，而中小微企業金融支持不足、金融資源分配不均等問題突出，經濟逐漸“脫實向虛”（陳享光和黃澤清，2020），實體經濟占比從2005年高點的91.5%下降至2020年的84.5%。在建設金融強國的過程中，通過做好科技金融、綠色金融、普惠金融、養老金融、數字金融五篇大文章，有利于提高金融服務實體經濟的質效，促進實體經濟高質量發展。

科技金融是建設金融強國的重要方向，處于中央金融工作會議提出的金融五篇大文章首位?？萍冀鹑冖僦袊嗣胥y行文件習慣將其稱為“科創金融”，并主導開展了科創金融改革試驗區試點。是促進科技開發、成果轉化和高新技術產業發展的一系列金融工具、金融制度、金融政策與金融服務的系統性、創新性安排（趙昌文等，2009）。在建設金融強國的理論背景下，通過科技金融促進實體經濟高質量發展是最重要的途徑之一。從宏觀角度看，科技金融通過一系列制度、政策安排，推動創新驅動戰略，有利于引導金融資源向創新部門傾斜與配置、提高全要素生產率，促進實體經濟發展；從產業角度看，科技產業金融通過跨時空的資源轉移，平滑行業生命周期的收益與風險，推動高新技術產業集聚發展與產業結構優化，能夠推動實體經濟發展；從微觀角度看，公共科技金融發揮引導與撬動效應，市場科技金融創新金融工具與服務，能夠緩解科技實體企業的融資約束、共同分擔創新項目的風險、促進創新知識與技術信息分享與流通，突破相關技術壁壘、培養和吸引科技人才，推動實體經濟發展。然而，目前對科技金融與實體經濟關系之間的相關研究仍然較少。

由此本文提出以下問題：科技金融何以影響實體經濟高質量發展？是否存在結構、時空等異質性？其主要作用機制是什么？本文試圖闡述科技金融影響實體經濟高質量發展的理論機制，構建包括公共與市場兩個維度的科技金融發展指數及實體經濟高質量發展指數，利用2008—2020年的省級面板數據，從基本影響、時空異質性、作用機制等方面實證檢驗兩者之間的關系，并提出針對性對策。本文的創新之處可能包括兩個方面：一是將科技金融與實體經濟高質量發展聯系起來，通過對科技金融、實體經濟高質量發展的構成進行解析，較為全面與深入地闡述了科技金融發展影響實體經濟高質量發展的理論與作用機制，拓展了科技金融理論與效應的研究邊界；二是在統計測度的基礎上，實證支持了科技金融能夠從公共與市場兩個維度，顯著促進實體經濟規模增長、科技含量提升、產業結構優化與生態環境改善，進而促進實體經濟高質量發展，并檢驗識別了時空異質性、市場化調節機制，能夠為中國在建設金融強國過程中制定科學合理的科技金融政策提供量化支持。

二、文獻綜述

（一）金融與實體經濟之間的關系

對實體經濟的概念界定，目前理論界仍存在爭論。早期學者將實體經濟等同于物質經濟，金融歸于虛擬經濟。杜厚文和傘鋒（2003）認為實體經濟是指傳統商品和勞務生產流通過程的經濟活動。但周小川（2012）認為實體經濟不僅包括物質經濟，還包括銀行貸款、企業債券和股票融資等為實體經濟直接服務的金融活動。黃群慧（2017）從產業視角給出了狹義與廣義實體經濟的分層框架。夏杰長（2022）認為數字經濟和實體經濟融合必然不斷拓展實體經濟的內涵和范圍。本文主要從綜合指數視角以及質與量相結合視角研究。

關于金融對實體經濟的影響，一些研究持積極觀點。金融主要通過金融內部傳導和創新兩條路徑促進實體經濟發展。Chou（2007）認為金融創新有利于資本積累并促進實體經濟增長；Barattieri et al.（2020）發現銀行與實體經濟聯系增加有利于提高GDP增長率。另有研究則認為金融過度發展導致了經濟“脫實向虛”。Rousseau and Wachtel（2011）發現金融深化到一定程度后金融發展對經濟增長的促進作用消失，并將其稱為“消失效應”。張志明（2018）認為經濟過度金融化使得資金持續流入利潤高的虛擬經濟，產生了經濟“脫實向虛”問題。彭佳穎和鄭玉航（2021）認為實體企業的金融化會減少固定資產和研發投入減少，加劇企業“脫實向虛”。另外，胡春陽等（2023）發現金融市場與實體經濟存在雙向風險溢出效應。

（二）科技金融與實體經濟高質量發展之間的關系

有研究推測認為，金融內部結構對實體經濟高質量發展有異質性影響。為實體經濟提供有效服務的金融有利于實體經濟發展，而過度追逐利潤、自我循環的金融泡沫則不利于實體經濟發展，應一分為二地看待金融對實體經濟的影響?？萍冀鹑诘谋举|是為了促進科技創新發展，屬于有利于實體經濟發展的類型。

實體經濟高質量發展是實現經濟高質量發展的關鍵，除了要考慮經濟效益，還要考慮經濟結構、科技以及生態環境等因素（馮銳等，2021），其發展除了“量”的增長，更重要的是體現“質”的改善（何宏慶，2018）。一方面，中國目前仍然是發展中國家，需大力發展實體經濟，滿足人們日益增長的美好生活需要；另一方面，“量”的增長受要素投入的制約，新發展階段要求產業結構優化升級、實體經濟科技含量提升以及生態環境改善等（王勇，2023）。產業結構作為資源轉化器，其優化升級在調整實體經濟發展方式中起關鍵作用；實體經濟高質量發展還離不開創新驅動，提升實體經濟的科技含量是增強中國經濟競爭力的重要手段；生態環境改善是實體經濟可持續發展的重要保證，也是“兩山論”思想、全面綠色轉型戰略在實體經濟高質量發展中的重要體現。因此，本文擬從科技創新、經濟增長、產業結構優化及生態環境改善視角梳理科技金融與實體經濟高質量發展之間的關系。

科技創新方面，科技金融可通過緩解融資約束、分擔創新風險、分享知識信息、提供激勵作用等支持科技創新。徐玉蓮和王宏起（2012）認為科技金融能夠通過提供資金支持、審查篩選創新項目、監督管理項目運行從而促進技術創新；康艷玲等（2023）發現科技金融政策通過引導信貸支持與資本市場融資顯著促進了企業創新。經濟增長方面，科技金融主要通過創新等途徑驅動經濟發展。King and Levine（1993）通過建立內生增長模型研究發現，金融通過科技創新促進了經濟增長；汪淑娟和谷慎（2021）發現科技金融投入能夠顯著促進經濟高質量發展；閆翠翠等（2022）認為金融與科技要素協同集聚有利于提升城市發展質量。產業結構方面，科技金融能夠作用于產業結構高級化、合理化。陳亞男和包慧娜（2017）發現科技金融對產業結構高級化起到促進作用；龍海明等（2021）發現科技金融對制造業結構合理化和高級化具有促進效應。生態環境方面，科技金融通過支持企業創新活動，降低生產過程中的能源消耗和污染排放，進而促進生態環境改善（劉應元和陽天倫，2021）；劉立軍和劉義臣（2022）認為科技金融通過綠色發展等路徑促進了實體經濟高質量發展。

總之，現有文獻僅從某些層面或視角研究了科技金融與實體經濟之間的關系，缺乏整體闡述和系統驗證。本文試圖從理論和實證方面深入研究科技金融對實體經濟高質量發展的影響，擬將科技金融分為公共科技金融和市場科技金融兩個維度，將實體經濟高質量發展劃分為四個維度，在理論機制闡述的基礎上，構建科技金融指數和實體經濟高質量發展指數，從結構維度、異質性、作用機制等方面進行實證檢驗，圍繞科技金融發展、市場化、區域特征提出針對性政策建議。

三、理論機制分析

（一）科技金融與實體經濟高質量發展的關系

本文將實體經濟高質量發展分解為規模增長、科技含量提升、產業結構優化與生態環境改善，并從公共、市場角度分析科技金融對實體經濟高質量發展的影響。

1.規模增長視角。首先，從投入產出角度看，隨著科技金融的投入增加，以及創新效率的提高，實體經濟規模也將加速擴大?？萍冀鹑诳赏ㄟ^推進質量變革、效率變革和動力變革實現經濟高質量發展（何宏慶，2018）。其次，科技金融可利用不同的金融工具服務于企業成長周期不同階段，促進實體經濟規模擴大。在種子期與初創期，政府引導基金與風險投資基金能夠激發創業熱情，增加初創型科技實體企業數量，為創新發展培育潛力。隨著實體企業進入成長期，資金需求大增，公共科技金融引導風險投資基金加大介入力度，金融機構利用知識產權質押貸款等工具加強支持，能夠加速企業成長壯大。隨著實體企業進入成熟期，企業融資渠道豐富、融資能力增強，資本市場適時提供直接融資，推動企業高質量發展。最后，科技金融也能夠對其它實體經濟部門產生溢出效應。一方面，科技型企業利用其技術創新助推其它實體經濟部門提高效率，加速生產向高附加值迭代升級，促進實體經濟增長；另一方面，實體經濟也為科技創新、科技成果轉化提供了資金支持，兩者良性循環最終將促進實體經濟規模螺旋式增長。

2.科技含量提升視角?？萍冀鹑谥饕ㄟ^科技金融產品、服務與體系，推動科技創新、科技成果轉化與產業發展。以公共科技金融與市場科技金融組成的科技金融體系能夠有效提升實體經濟的科技含量，其具體路徑可概括為：以公共科技金融為引導，撬動市場科技金融介入，通過信號效應、風險分擔、緩解融資約束等（徐玉蓮和王宏起，2012），提高了實體企業的研發投入，形成對粗放式重復投資的糾偏；通過發揮科技金融的信息甄別與傳遞效應、監督管理效應，能夠明顯改善企業科技創新的投入產出效率，增強企業技術創新能力與技術儲備能力，提高科技創新產品產出能力、產品迭代能力與新產品拓展能力。隨著科技創新產出的增加，科技創新的貢獻率將明顯上升，進而提升實體經濟的科技含量。結合統計數據看，中國R&D經費投入強度從2008年的1.54%提升至2022年的2.55%，相應地，2003—2008年的科技進步貢獻率為48.8%，2015—2019年上升至59.5%，實體經濟的科技含量明顯上升。

3.產業結構優化視角?？萍冀鹑诳赏ㄟ^直接、技術溢出、乘數、產業競爭選擇等效應促進高新技術產業發展，進而推動產業結構升級；也可以通過提高創業活力水平推動產業結構升級（白萬平等，2022）?？萍冀鹑诖龠M產業結構優化的機制具體可概括為三個方面。首先，科技金融的主要支持對象處于第二、第三產業，有利于提高第二產業和第三產業占比；科技金融能夠推動傳統企業技術升級，淘汰落后產能與產業，能夠實現產業結構合理化。其次，科技金融支持對象屬于知識與技術密集類型，將影響第二產業與第三產業結構，促進知識資本積累與知識服務業發展，提升以知識為主的就業質量，有利于實現產業結構高級化。最后，科技金融通過支持科技創新產業發展或推動傳統產業轉型升級，有利于提升技術水平，提高全要素生產率，實現產業結構高效化。

4.生態環境改善視角?？萍冀鹑谕ㄟ^影響科技創新、產業結構優化進而影響生態環境（劉應元和陽天倫，2021）。首先，科技金融能夠為企業的創新活動提供資金和服務，提高創新效率并實現技術進步，既有利于提高生產過程中的資源利用率，優化生產流程減少環境污染，也有利于通過綠色技術創新增強污染治理能力，提高綠色創新效率減少環境污染，還可以通過資金投入與人才支持促進綠色發展（劉立軍和劉義臣，2022）。其次，科技金融有利于產業結構優化進而改善生態環境。綠色低碳產業在科技金融的支持下得到發展壯大，“兩高一?！碑a業發展則被抑制，或通過綠色創新實現升級。兩類產業的此消彼長，將顯著降低環境污染、改善生態環境。

基于科技金融可能產生的實體經濟規模增長效應、產業結構優化效應、科技含量提升效應與生態環境改善效應，本文提出假說1。

假說1：科技金融能夠顯著促進實體經濟高質量發展。

（二）公共、市場科技金融維度的關系

1.公共科技金融與實體經濟高質量發展。公共科技金融是支持科技創新的一系列政策性金融安排，包括政策性投資基金、稅收優惠與補助機制、再貸款工具等（劉熹微和鄒克，2021）。公共科技金融對實體經濟高質量發展的促進作用體現在三個層面。微觀層面，利用政府引導基金、稅收優惠與補助機制以及一系列制度安排，用于彌補科技創新融資的“麥克米倫”缺口，推動科技成果轉化，引導創新創業，培育科技中小企業，為實體經濟發展提供創新動力支持；中觀層面，利用產業政策與產業基金對沖高科技領域的高創新風險，支持高鐵、特高壓、芯片、新能源等戰略性新興產業發展，同時政策性資金也支持傳統行業的技術轉型升級，有利于產業轉型升級、生態環境改善；宏觀層面，通過制訂創新驅動相關戰略，加大科技金融投入，提高全要素生產率，促進實體經濟高質量發展。

2.市場科技金融與實體經濟高質量發展。市場科技金融是商業性金融機構與市場主體為創新發展提供的一系列金融工具、產品與服務。市場科技金融主要由風險投資、資本市場融資等權益資本與商業銀行科技貸款、科技保險等債權資本構成（劉熹微和鄒克，2021）。風險投資主要針對初創期與成長期企業，基于大數定律對大量中小企業進行股權投資，在獲取超額利潤的同時，也推動了實體經濟規模增長。資本市場主要支持成長期與成熟期科技創新企業上市融資，能夠增加企業的研發投入，提升企業管理水平，進而促進技術創新與新產品銷售，帶動整個實體經濟產業鏈條發展并降低環境污染。債權資本主要對成熟期的科技企業予以支持，成熟期科技企業利用其專業知識與領域前沿意識，展開科技創新研究與投資，能有效提升科技創新效率與成功概率，進而使得科技創新產業不斷發展壯大，同時有利于優化實體經濟結構與改善生態環境。

3.公共科技金融與市場科技金融的交互效應。一方面，公共科技金融通過風險分擔、信號與引導效應，實現市場科技金融對科技創新企業的融資支持，進而通過促進實體經濟規模擴大、產業結構優化、提升科技含量、改善生態環境實現實體經濟高質量發展；另一方面，在實體經濟高質量發展過程中市場科技金融也實現了自身增值，并且為政府創造大量稅收，增強公共科技金融的可持續性。

但是，公共科技金融與市場科技金融有可能相互替代。首先，創新鏈涉及基礎研究、應用基礎研究、技術研發、產品開發到市場應用環節（李穎明等，2022），市場科技金融存在對基礎研究與應用基礎研究環節、初創期與成長期創新企業支持不足的“市場失靈”現象。其次，公共科技金融用于彌補市場失靈，但其也存在行政效率低下、財政赤字、官僚主義等“政府失靈”的風險（鄒克和倪青山，2019）。當公共科技金融因政策運用不當，市場科技金融可能減少自有資金投入以規避科技創新風險。

綜合上述分析，本文提出假說2和假說2a。

假說2a：公共科技金融、市場科技金融之間交互效應既可能促進實體經濟高質量發展，也可能不利于實體經濟高質量發展。

（三）市場化的調節機制

科技金融對實體經濟的影響離不開制度環境的支撐。中國向市場經濟體制轉變存在制度環境市場化的過程。市場化程度用于衡量在資源配置過程中市場發揮作用的大小，可能影響科技金融發展水平、科技金融資本配置效率與投資意愿等方面。結合王小魯等（2019）的市場化指數，本文從法律制度與市場中介環境、政府干預程度、市場發育程度分析市場化程度的調節作用。

首先是法律制度與市場中介環境?？萍紕撔马椖扛唢L險特征更可能面臨經濟糾紛，良好的法律環境能夠保障投資者合法權益，提升投資意愿與信心；完善的知識產權保護制度是科技創新的重要制度基礎，有利于發揮科技金融對實體經濟的促進作用；完善的會計、保險等市場中介組織能夠為專業性高的科技金融業務通過提供風險識別、風險分擔等服務，也有利于科技金融促進實體經濟增長。其次是政府干預程度?？傮w上政府干預程度越小，市場發揮高效配置資源的作用就越大。但科技創新活動初期風險與收益不匹配，需要政府介入彌補“市場失靈”。較少的政府干預有利于發揮市場科技金融推動實體經濟高質量發展的作用，但有效的公共科技金融支持也能夠彌補市場缺位，推動科技創新活動與科技成果轉化。最后是市場發育程度。產品市場發育程度越高，科技創新技術越能被合理定價，有利于保障經濟利潤，誘發企業研發投入，推動實體經濟高質量發展；要素市場發育程度越高時，資金價格相對合理，所有制歧視問題較小，有利于科技企業融資，推動科技創新產業與實體經濟發展；人力資源市場定價將使得科研人員能夠得到合理的薪資水平，有利于知識資本的持續積累以及知識擴散，對實體經濟高質量發展有益。

由此，本文提出假說3。

假說3：市場化程度在科技金融對實體經濟高質量發展的影響起顯著的正向調節作用。

綜上所述，科技金融影響實體經濟高質量發展的理論機制可如圖1所示。本文將實證檢驗上述假說。

四、模型設定及指標測度

（一）模型設定與變量說明

為研究科技金融對實體經濟高質量發展影響，本文構建基本計量模型（1）：

其中，被解釋變量hrealeit為實體經濟高質量發展指數；核心解釋變量ftit為科技金融指數；X表示一系列控制變量的向量；λi表示個體固定效應，δt表示時間固定效應；α表示變量的系數；ε表示殘差；i、t分別表示第i省、第t年。

連接診斷儀，讀取發動機和變速器故障碼、數據流，發動機和變速器系統內均未存儲任何故障碼，且數據流也未見明顯異常。

為盡量減少模型遺漏變量的設定誤差，本文參考羅茜等（2022）的做法，控制以下變量：對外開放水平（open），采用各省份進出口總額與地區生產總值（地區GDP）的比值衡量；城鎮就業人口（employ），采用各省份城鎮就業人口取對數衡量；教育發展水平（educ），采用每十萬人普通高等學校本科生在讀人數的對數進行衡量；政府財政支出（gov），采用政府財政支出取對數處理；交通基礎設施（trafic），采用各省份單位面積鐵路和公路里程數之和作為衡量。

本文還將從分維度、時空異質性、作用機制等視角實證檢驗科技金融對實體經濟高質量發展的影響。這里不一一列舉計量模型說明。

（二）指數測度與描述性統計

1.實體經濟高質量發展指數測度?；趯嶓w經濟高質量發展內涵的討論，并參考馮銳等（2021）的研究，本文將其劃分為實體經濟規模增長（size）、產業結構（instr）、科技含量（tech）、生態環境（envir）四個子維度，根據科學性、代表性、可操作性等原則，具體指標如表1所示。需要說明的是，本文參考干春暉等（2011）的做法，產業結構維度選擇產業結構合理化、產業結構高級化2個指標，其中，高級化指數用第三產業與第二產業比值進行衡量，合理化指數采用泰爾指數衡量，具體公式為表示產值；L表示就業人數；j表示產業。

表1 實體經濟高質量發展綜合指標體系

本文采用定量與定性相結合的等比賦權方法對子維度與二級原始指標進行賦權。其中，定量賦權方法為變異系數法，僅從數據變異特征對指標進行客觀賦權，但受數據質量的影響較大，該方法計算得到的權重占比為0.5；定性賦權方法為層次分析法，該方法既考慮了數據客觀性，也一定程度考慮了現實因素，本文一共向20位專家進行咨詢打分，其中14位為研究該領域的學者，6位為該領域政府部門與企業專家。層次分析法計算得到的權重占比也為0.5。最后得到的等比賦權綜合權重如表1所示，規模增長占比0.232，科技含量占比0.320，產業結構占比0.223，生態環境占比0.226。在計算綜合指數之前，本文采用正向化與歸一標準化對原始指標進行處理。

2.科技金融發展指數測度。參考劉熹微和鄒克（2021）的研究，科技金融劃分為公共科技金融、市場科技金融兩個維度，分別用科技金融指數（ft）、公共科技金融指數（pft）、市場科技金融指數（mft）表示，具體指標見表2。與實體經濟高質量發展指數測度一樣，科技金融指數利用變異系數法與層次分析法等比賦權得到。其中，層次分析法權重調查對象與實體經濟高質量發展指標體系的做法一致。得到的公共科技金融子維度的權重為0.448，市場科技金融子維度的權重為0.552，最終確定的權重如表2所示。同樣，在計算綜合指數之前，本文采用正向化與歸一標準化對原始指標處理。

表2 科技金融發展綜合指標體系

3.變量描述性統計。本文研究區間為2008—2020年，研究對象為全國31個省級樣本（西藏自治區、港澳臺地區除外）。數據來源于國家統計局網站、各省份《統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國金融統計年鑒》《樊綱市場化指數》。其中，實體經濟高質量發展指數的原始指標主要來源于國家統計局網站，科技金融發展指數的原始指標主要來源于《中國科技統計年鑒》，PM2.5濃度數據來源于大氣成分分析組（Atmospheric Composition Analysis Group），風險投資總額數據來源于WIND數據終端。表3為變量描述性統計，實體經濟高質量發展指數均值為0.421，標準差為0.063，最小值為0.263，最大值為0.668；科技金融發展指數的均值為0.132，標準差為0.118，最小值和最大值分別為0.026和0.692。圖2為2008—2020年實體經濟高質量發展指數以及科技金融指數均值的變化趨勢。從圖2可以看出，實體經濟高質量發展的波動性較大，科技金融指數、實體經濟高質量發展指數呈現出較明顯的共同趨勢。

表3 變量描述性統計

五、實證檢驗

（一）基準回歸

采用stata17軟件進行回歸分析。Hausman檢驗顯示應使用固定效應模型，基準回歸結果如表4所示。其中，列（1）和列（2）代表單向固定效應回歸結果；列（3）和列（4）代表雙向固定效應回歸結果?；貧w結果的可決系數R2較高，表明模型整體擬合較好，解釋能力較強。結果顯示，ft系數均為正且均在1%水平下顯著，說明科技金融總體上能夠顯著促進實體經濟高質量發展。這可能是科技金融從宏觀、中觀、微觀層面發揮了緩解融資約束效應、信號效應、引導效應與監督管理效應等，促進了實體經濟高質量發展。假說1得到基本驗證。

（二）實體經濟高質量發展維度檢驗

本文進一步檢驗科技金融對實體經濟不同維度的影響，回歸結果如表5所示。列（1）ft系數為0.164，統計顯著性為1%，表明科技金融可能通過提升投入產出效率、作用于實體科技企業生命周期以及產生溢出效應，擴大實體經濟的規模。列（2）ft系數為0.328且統計顯著性為1%，表明科技金融能夠有效增強技術創新能力，提高科技創新產出水平，提升科技創新的貢獻率，進而增加實體經濟的科技含量。列（3）ft系數為0.180，在10%的水平下顯著，表明科技金融可能通過支持第二、第三產業創新發展、知識資本及科技創新與傳統產業融合轉型，一定程度推動了產業結構合理化與高級化。列（4）ft系數為0.217，在10%的水平下顯著，表明科技金融可能通過支持技術創新迭代淘汰落后產能，通過調整產業結構和提升能源利用率降低環境污染，一定程度改善了實體經濟發展過程中的生態環境問題。結合基準回歸結果分析可知，科技金融能夠有效促進實體經濟增長、優化提升產業結構、提升實體經濟科技含量以及改善生態環境，進而促進實體經濟實現高質量發展，假說1得到完全驗證。

表5 實體經濟高質量發展各維度回歸結果

（三）科技金融維度檢驗

本文為檢驗公共科技金融（pftit）和市場科技金融（mftit）對實體經濟高質量發展的影響，建立模型（2）和模型（3）；為檢驗兩者是否形成良性互動，引入交互項pftit*mftit，建立模型（4）。具體如下所示：

單獨將pft、mft納入模型回歸時（表6），列（1）pft系數和列（2）mft系數分別為0.153和0.138，且均在1%水平上顯著，表明公共科技金融、市場科技金融均能夠顯著促進實體經濟高質量發展，假說2得到驗證。將pft、mft同時納入模型回歸時，列（3）pft、mft系數分別為0.127和0.071，顯著性水平分別為1%與10%，同時系數值較回歸結果列（1）與列（2）均有所下降，且mft系數下降幅度更大。進一步加入交互項后，列（4）中的pft*mft系數為-0.035，顯著性水平為10%。而剝離交互效應后，mft系數由列（3）中的0.071上升至列（4）中的0.123。以上結果表明，公共科技金融、市場科技金融均能夠顯著促進實體經濟高質量發展，但由于公共科技金融可能存在行政效率低下、財政赤字、官僚主義等“政府失靈”風險，過度分擔了科技創新風險，對市場科技金融產出了替代效應，會降低市場科技金融對實體經濟高質量發展的支持作用。因此，把握公共科技金融邊界，發揮市場科技金融的主體作用十分重要。

表6 公共與市場科技金融對實體經濟高質量發展指數影響的回歸結果

（四）時空異質性檢驗

本文通過對不同地區和不同時間段分別回歸探索科技金融的異質性影響。首先，按通行做法將樣本劃分為東中西部地區分析區域異質性（由于中部、西部地區科技金融發展平均差異較小，因而將中西部地區合并）；其次，劃分為2008—2013年和2014—2020年兩個時間段進行回歸，研究科技金融影響的事變特征?；貧w結果如表7所示。

表7 時空異質性檢驗回歸結果

科技金融對實體經濟高質量發展的影響存在較為明顯的區域異質性。東部、中西部地區的ft系數分別為0.341、0.128，表明東部地區對實體經濟發展質量的促進效果更好；這可能是因為東部比中西部地區經濟發達，科技企業數量多，科技金融投入規模大，能夠顯著帶動科技企業發展、促進科技創新、優化產業結構與生態環境；而中西部地區的經濟相對欠發達，科技金融投入力度較小，導致科技金融的促進效應也相對較小。

科技金融對實體經濟高質量發展的影響存在逐漸增強的時變特征。2008—2013年ft系數為0.118，統計顯著性為10%。而2014—2020年ft系數為0.183，統計顯著性為5%，系數變大的同時統計顯著性也有所提升。這可能是因為隨著時間推移，科技金融規模不斷擴大、公共科技金融的有效性增強和市場法律機制不斷完善以及科技金融與實體行業不斷融合，提升了其對實體經濟高質量發展的影響效應。

（五）穩健性檢驗與內生性討論

本文采用三種方法檢驗回歸結果的穩健性：一是將變量hreale由等比賦權調整為簡單平均法加權，即實體經濟規模、產業結構、科技創新以及生態環境四個維度分別占比25%，回歸結果見表8第（1）列；二是將變量hreale、ft按上下分位數1%進行縮尾處理并替代，剔除極端值對回歸結果造成的影響，回歸結果見表8第（2）列；三是鑒于實體經濟發展的動態性，采用系統GMM方法對模型進行估計，回歸結果見表8第（3）列。由表8可知，三類穩健性檢驗的ft系數均為正且在1%的水平下顯著，表明回歸結果受加權方法、樣本極端值以及回歸方法的影響較小，基準回歸結果具有穩健性。

表8 穩健性檢驗及內生性檢驗結果

為緩解可能存在的內生性問題，本文參考陳亞男和包慧娜（2017）的做法，將核心解釋變量科技金融指數ft、pft、mft滯后一期（iv）作為工具變量，利用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸（表9）?；貧w結果第（1）～（3）列中ft、pft、mft系數均為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明科技金融對實體經濟高質量發展具有顯著促進作用，支持基準回歸的結論。對工具變量進行弱工具變量識別，F值分別為350.99、325.39、213.22，表明工具變量不存在弱工具變量情況，滿足相關性要求。

表9 基于工具變量的第二階段回歸結果

雙重差分法能夠有效避免內生性問題。本文試圖從科技和金融結合試點出發，利用雙重差分法說明科技金融對實體經濟高質量發展的促進效應是顯著的。具體而言，選擇第一批科技和金融結合試點地區是省份（直轄市）的樣本作為處理組，包括江蘇、上海、天津、重慶；省份內只有部分城市試點的非完全樣本被刪除，包括北京、遼寧、山東、廣東、浙江、湖北、湖南、安徽、四川、陜西；其它非試點地區的樣本作為對照組。為排除第二批試點的影響，研究區間設置為2008—2015年。當樣本為處理組且在試點時間2011年之后，設置雙重差分變量DID取值為1，否則取值為0。以hreale作為被解釋變量，回歸結果見表10。由此可知，無論是否添加控制變量，DID系數均顯著為正，表明試點政策顯著促進了實體經濟高質量發展。根據鄒克等（2022）的研究，試點地區的科技和金融結合水平比非試點地區提升更快，因而能夠說明科技金融發展顯著促進了實體經濟高質量發展。本文也進行了平行趨勢與安慰劑檢驗，結果表明，試點前處理組與對照組不存在顯著差異，符合平行趨勢假定；試點政策對實體經濟高質量發展的影響效應不是來自偶然因素。

表10 基于科技金融試點政策的回歸結果

（六）市場化水平作用機制檢驗

本文采用分組回歸和交互效應模型兩種方式檢驗市場化的調節機制。首先，采用王小魯等（2019）的市場化指數作為機制變量，按照2008—2020年的市場化指數平均值進行高低分類。其次，交互效應模型則是在基本模型中增加科技金融指數（ftit）與市場化水平（marketit）的交互項，如式（5）所示。根據研究目的不同，其中的ftit可替換為pftit或mftit。

回歸結果見表11。列（1）和列（2）顯示，科技金融在市場化水平高、低地區的ft系數分別為0.320和0.125，統計顯著性分別為1%與5%，表明科技金融對市場化水平高的地區實體經濟高質量發展的影響要高于市場化水平低的地區。結果（7）ft*market系數也顯著為正，支持市場化起正向調節作用的結論。這可能是因為隨著市場化水平的提高，相關法律法規、產品市場以及要素市場等不斷發育，科技金融對實體經濟高質量發展的影響增強。從子維度看，列（3）和列（4）顯示，在市場化水平高、低的地區pft系數分別為0.217和0.074，統計顯著性分別為1%與10%，表明隨著市場要素不斷完善，公共政策傳導路徑相對比較順暢，公共科技金融在市場化水平高的地區能夠更顯著促進實體經濟高質量發展。結果（8）pft*market系數顯著為正，表明市場化對公共科技金融起正向調節作用。進一步觀察結果（5）～（6）以及結果（9）的系數，同樣也發現科技金融在市場化水平高的地區作用效果相對更強，市場化對市場科技金融起正向調節作用。由此假說3得到驗證。

表11 市場化水平調節效應分組回歸及交互效應

六、結論及政策建議

本文從科技金融與實體經濟高質量發展內涵出發構建相關指數，基于2008—2020年的省級數據實證檢驗了科技金融對實體經濟高質量發展的影響，得出三點主要結論。

一是科技金融顯著促進了實體經濟高質量發展?？萍冀鹑谀軌虼龠M實體經濟規模增長、產業結構優化、科技含量提升與生態環境改善，從而推動實體經濟高質量發展；公共科技金融可能產生的信號、引導與風險分擔效應，市場科技金融可能產生的融資約束緩解、監督管理效應等，均能夠顯著促進實體經濟高質量發展；但由于政府失靈問題，公共科技金融對市場科技金融形成擠壓，抵消了部分市場科技金融的促進效應。二是科技金融對實體經濟高質量發展的促進效應存在時空異質性?？萍冀鹑谠谒械貐^均對實體經濟發展質量能夠產生顯著的提升作用，但東部地區的作用效果更好，與其科技金融發展水平存在關聯。隨著時間推移，科技金融對實體經濟發展質量的提升作用不斷增強，這可能與公共科技金融、市場科技金融有效性提升有關。三是市場化是科技金融發揮促進效應的重要機制。分組結果表明，市場化水平越高的地區，公共科技金融、市場科技金融均對實體經濟高質量發展的促進效應更顯著；交互效應結果表明，市場化指數與科技金融變量的交互項均為正，表明市場化在科技金融促進實體經濟高質量發展過程中起正向調節作用。

結合“建設金融強國”的理論背景與研究結論，本文提出五點政策建議。第一，充分利用科技金融促進實體經濟發展質、量齊升。一是加大科技金融投入力度。隨著科技金融有效性不斷上升，應出臺更有力的科技金融政策，逐步增加財政科技支出，強化公共科技金融撬動效應，引導各類市場資金加大對實體經濟的支持力度，通過緩解融資約束推動實體企業增加研發投入，實現科技金融投入占比與研發強度不斷提升。二是多維度提升實體經濟發展質量。加強引導科技金融支持國家戰略性新興產業、專精特新企業，支持核心技術與關鍵共性技術突破，支持科技高水平自立自強，支持實體企業技術產品迭代升級，在科技金融投資指標體系中增加綠色發展、產業結構優化等內容，推動科技金融與綠色金融結合支持綠色低碳創新發展。第二，堅持從Patrick供給引導型金融理論出發，發揮公共科技金融能動作用。以公共科技金融為著力點，深化金融供給側結構性改革，提升科技創新再貸款政策、定向降準政策的引導能力，不斷完善與創新融資貼息、后補助等各類財政補貼方式，建立不同科技金融政策的聯動協調機制，加大科技金融政策的疊加力度；探索政府引導基金分類管理，構建政府風險投資引導基金市場化運營模式，基于風險投資規律進行管理、考核與監管。第三，發揮市場科技金融的主體作用，抑制金融過度深化對實體經濟發展產生的“消失效應”。一是支持風險投資發展壯大，大力發展直接融資。為風險投資發掘對實體經濟、科技創新有耐心的民間投資人，培育專業的基金管理人；持續完善股權交易與并購市場建設，建設多層次資本市場，推動完善退出渠道多樣化、成熟化的激勵機制。二是推動支持實體經濟高質量發展的間接融資模式創新。在傳統的金融產品與工具基礎上，設計專門的制度安排發展科創貸等投貸聯動產品，包括收益分享、特許經營、風險隔離、配套政策等特殊安排，采取沙盒監管等一系列安排試點發展并購貸款與資本金貸款。第四，不斷完善與科技、金融相關的市場化機制，實現市場化的高效調節作用。加快科技與金融的產品市場與要素市場培育，提升技術交易市場活躍度，加強數據要素與創新、知識要素的結合等；完善知識產權制度、投貸聯動等科技創新科技金融方面的法律制度環境，構建知識產權機構與金融機構之間規范化、標準化的共識機制；簡化辦事審批流程與程序，完善相關配套功能以優化營商環境，建設綜合科技金融服務平臺，推動科技金融市場中介組織發展以打造良好的科技金融生態。第五，充分重視區域異質性，采取針對性科技金融策略支持實體經濟平衡發展。結合中西部地區的產業、生態環境等稟賦，增加對中西部地區的財政科技支出力度以降低研發強度的區域差異，采取發達地區資金技術與人才對口幫扶等模式，推動科技成果轉化、創新與生態及產業緊密結合發展；以國家科技中心城市建設、科技與金融結合試點政策為契機，探索中西部地區科技金融發展新模式，打造中西部地區創新極，發揮科技創新擴散效應支持相對欠發展地區實體經濟發展。