劉 鍇，周雅慧，王 嵩，張耀光

（1.遼寧師范大學(xué)海洋經(jīng)濟(jì)與可持續(xù)發(fā)展研究中心，遼寧大連 116029；2.東北大學(xué)工商管理學(xué)院，沈陽 110819）

黨的十九大報告指出，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新時代，經(jīng)濟(jì)由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變。而在向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)換的同時，社會的主要矛盾也轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要與不平衡、不充分的發(fā)展之間的矛盾，特別是區(qū)域不平衡不充分發(fā)展嚴(yán)重制約著向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)換的進(jìn)程。高質(zhì)量發(fā)展是滿足人民日益增長的美好生活需要的發(fā)展，其要求在更高層次、更大范圍發(fā)揮科技創(chuàng)新的引領(lǐng)作用，因而創(chuàng)新驅(qū)動是破解中國區(qū)域不平衡不充分發(fā)展的突破口，是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的助推器［1］。2018 年兩會期間，習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”“科技創(chuàng)新是核心，抓住了科技創(chuàng)新就抓住了牽動我國發(fā)展全局的牛鼻子”，再一次佐證了創(chuàng)新驅(qū)動不僅關(guān)系到國家發(fā)展全局［2］，是推進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)社會高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略支撐，也是貫徹新發(fā)展理念、解決當(dāng)前發(fā)展不平衡、不充分問題的關(guān)鍵。在目前中國各地區(qū)平衡、充分發(fā)展水平不一的條件下，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制也各不相同。因此科學(xué)地測定創(chuàng)新驅(qū)動在不同區(qū)域平衡充分發(fā)展水平下對區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的影響，可以豐富中國特色社會主義建設(shè)理論，為中國制定和實施經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃及相關(guān)政策提供決策參考。

經(jīng)歷了30 多年的經(jīng)濟(jì)高速增長后，依靠資源投入的要素驅(qū)動方式已經(jīng)難以支撐中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長［3］，中國迫切需要轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力，需要將依靠土地、資源和低成本勞動力等傳統(tǒng)要素驅(qū)動調(diào)整為依靠科技創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展上來［4］。為此，專家學(xué)者展開了大量的相關(guān)研究，為創(chuàng)新驅(qū)動高質(zhì)量發(fā)展奠定了堅實的理論基礎(chǔ)［5］，一些研究成果也已經(jīng)得到了廣泛的社會實踐［6］。近年來，關(guān)于創(chuàng)新驅(qū)動與發(fā)展之間關(guān)系的研究主要集中在：①按研究范圍不同，包括科技創(chuàng)新對國家［7］、區(qū)域［8］、省市［9］、城市群［10］和企業(yè)［11］等范圍的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響；②按測度方法不同，包括運用指標(biāo)體系評價［12］和配置效率［13］等方法測度創(chuàng)新驅(qū)動與發(fā)展之間的關(guān)系；③按作用關(guān)系不同，包括科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)［14-15］、文化［16］、社會發(fā)展［17］和生態(tài)環(huán)境［18-19］等的相互作用；④按作用對象不同，包括創(chuàng)新驅(qū)動促進(jìn)漁業(yè)［20］、農(nóng)業(yè)［21］、制造業(yè)［22］、服務(wù)業(yè)［23］和金融業(yè)［24］等行業(yè)的發(fā)展。這些研究從方方面面肯定了創(chuàng)新驅(qū)動對于發(fā)展的積極作用，但是缺少創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展作用的整體性研究，同時也忽視了在不同發(fā)展水平下作用程度的差異，特別是缺少在當(dāng)前中國社會主要矛盾背景下的相關(guān)研究。所以，本文嘗試基于新的中國特色社會主義矛盾，測度和分析創(chuàng)新驅(qū)動在不同平衡、充分發(fā)展水平下對高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制、作用程度和具體差異。

鑒于此，本文擬運用全局參比Malmquist 模型和門檻回歸模型，在對比2003—2017 年全國30 個省市（因數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏地區(qū)和港澳臺地區(qū)）的高質(zhì)量發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析在區(qū)域平衡及充分發(fā)展門檻下的創(chuàng)新驅(qū)動對于區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制。首先，采用基于投入和產(chǎn)出的全局參比Malmquist 模型測度中國各省市全要素生產(chǎn)率來反映區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平；然后，選取具有代表性的指標(biāo)構(gòu)建區(qū)域平衡充分發(fā)展框架，運用主客觀權(quán)重相結(jié)合的方法進(jìn)行賦權(quán)，根據(jù)綜合權(quán)重分別計算出各省市各年的平衡及充分發(fā)展水平的評價得分；最后，確定解釋變量創(chuàng)新驅(qū)動的替代指標(biāo)，并選取財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動3 個控制變量，利用門檻回歸模型測度在平衡及充分發(fā)展的不同門檻下創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的影響。

一、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.基于全局參比Malmquist 模型的高質(zhì)量發(fā)展水平測度

高質(zhì)量發(fā)展是生產(chǎn)要素投入少、資源配置效率高、資源環(huán)境成本低、經(jīng)濟(jì)社會效益好的發(fā)展。參考相關(guān)研究成果［25］，全要素生產(chǎn)率可以很好地反映區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平，當(dāng)前測度全要素生產(chǎn)率的方法主要是Malmquist 模型，但一般Malmquist 模型可能存在無可行解的問題。由于全局參考集內(nèi)包含了所有決策單元，所以全局參比Malmquist 指數(shù)可避免存在無可行解問題，同時該指數(shù)又能滿足可傳遞型要求。因此本文參照韓增林等［26］的研究成果，選取全局參比Malmquist 模型測度的中國各省市全要素生產(chǎn)率作為區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)。全局參比Malmquist 模型是一種Malmquist 指數(shù)計算方法，是由Pastor 和Lovell［27］在2005 年提出的。Malmquist 指數(shù)反映的是在兩個周期之間全要素生產(chǎn)率的相對變化情況，該方法是以所有各期決策單元的總和作為參考集，各期共同參考集為

其中：S表示參考集；Sg表示共同參考集；x表示投入變量（基于增長理論，投入主要包括資本、人力、土地和能源）；y表示產(chǎn)出變量（包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出）；p表示不同時間參考集的集數(shù)。由于各期決策單元參考的是同一前沿，所以由此計算得出的也是單一Malmquist 指數(shù)，即

其中：E表示全要素生產(chǎn)率函數(shù)；Eg表示共同全要素生產(chǎn)率函數(shù)；t表示時間變量；Mg表示共同參考集下的Malmquist 指數(shù)。Malmquist 指數(shù)測度了在時期t的技術(shù)條件下，從時期t到t+1 的全要素生產(chǎn)率的變化。若該指數(shù)大于1，則表明從時期t到t+1 的全要素生產(chǎn)率是增長的；小于1 表示全要素生產(chǎn)率下降；等于1 則意味著全要素生產(chǎn)率在時期間沒有變化（本文使用的Malmquist 指數(shù)是基于超效率VRS 模型計算得出的）。

2.基于指標(biāo)體系的平衡充分發(fā)展水平測度

為了能定量、科學(xué)地測度2003—2017 年期間全國各省市經(jīng)濟(jì)社會平衡、充分發(fā)展的情況，本文基于相關(guān)研究成果［28］和區(qū)域發(fā)展實際，構(gòu)建了區(qū)域平衡充分發(fā)展框架；然后基于指標(biāo)選取的科學(xué)性、系統(tǒng)性、可比性、可行性及代表性原則，深入理解平衡與充分發(fā)展的內(nèi)涵，通過基礎(chǔ)設(shè)施、文化教育、醫(yī)療衛(wèi)生和生態(tài)環(huán)境4 個方面共11 個指標(biāo)來反映全國各省市的平衡發(fā)展水平，同時通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放和能源環(huán)境4個方面共13 個指標(biāo)來反映充分發(fā)展水平，見表1。

對于表1 的指標(biāo)層，由于各項指標(biāo)的量綱及在整個平衡充分發(fā)展中的重要程度不同。因此要對其賦予不同的權(quán)重，本文采取主觀和客觀權(quán)重相結(jié)合的方法進(jìn)行賦權(quán)。主觀權(quán)重采取層次分析法（AHP）進(jìn)行賦權(quán)，結(jié)果見表1 第5 列?？陀^權(quán)重采用熵值法進(jìn)行賦權(quán)，具體方法參照王嵩等［29］的研究成果，結(jié)果見表1 第6 列。綜合權(quán)重采用D-S 理論證據(jù)合成方法進(jìn)行賦權(quán)，以避免將主觀權(quán)重和客觀權(quán)重進(jìn)行簡單平均的分歧，具體方法參照張建清等［30］的研究成果，結(jié)果見表1 第7 列。通過指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)與權(quán)重乘積的加總，可以得到中國各省各年的平衡發(fā)展水平和充分發(fā)展水平。

表1 區(qū)域平衡充分發(fā)展指標(biāo)體系

3.門檻回歸模型

由于在不同的區(qū)域平衡和充分發(fā)展水平下，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制也各不相同。因此本文通過門檻回歸模型探究創(chuàng)新驅(qū)動在不同區(qū)域平衡充分發(fā)展水平下對區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的影響。門檻回歸模型是由Hansen 于1999 年提出的，其基本思想為：當(dāng)某一解釋變量處于不同區(qū)間時，其對被解釋變量產(chǎn)生的影響具有顯著差異。本文的單一門檻回歸模型為

其中：i表示作為本文研究對象的30 個省市；t表示測度期（本文的測度期為2003—2017 年）內(nèi)的各年；Yit表示i省第t年的高質(zhì)量發(fā)展水平，即被解釋變量；Tit表示門檻變量，本文選取區(qū)域平衡發(fā)展水平與區(qū)域充分發(fā)展水平分別作為門檻變量；Xit表示除Tit外對高質(zhì)量發(fā)展水平產(chǎn)生影響的控制變量，除創(chuàng)新驅(qū)動外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展還依靠財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動，因此本文將財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動作為控制變量；δ1表示固定的門檻值；α 表示Xit對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響系數(shù)；β1和β2分別表示門檻變量Tit在Tit≤δ1，Tit＞δ1時對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響系數(shù)；C表示常數(shù)項；εit～（0，σ2）表示隨機(jī)擾動項；I（·）表示定性函數(shù)。同理，雙重門檻檢驗和三重門檻檢驗的公式如式（4）和式（5）所示：

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

在高質(zhì)量發(fā)展水平的測度中，投入指標(biāo)分別選取固定資產(chǎn)存量、從業(yè)人數(shù)、建成區(qū)面積、用水量和用電量表示資本、人力、土地和能源，其中固定資產(chǎn)存量通過永續(xù)盤存法計算得到；產(chǎn)出包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，期望產(chǎn)出用地區(qū)生產(chǎn)總值來表征，非期望產(chǎn)出用“工業(yè)三廢”（即工業(yè)廢固、廢水、廢氣）來表征。

創(chuàng)新驅(qū)動的測度，選取公共財政支出中的科學(xué)技術(shù)支出作為替代指標(biāo)，來表征科技創(chuàng)新的強(qiáng)度。作為本文控制變量的財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動，分別選取城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員工資總額、全社會固定資產(chǎn)投資總量和發(fā)電量3 個指標(biāo)作為代理變量。城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員工資總額表示社會物質(zhì)財富，全社會固定資產(chǎn)投資總量表示資本量，發(fā)電量則表示資源要素的利用水平。為了對以上變量的可靠性進(jìn)行分析，本文對各項變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其結(jié)果見表2。

鑒于原始數(shù)據(jù)的可得性及數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，本文所選取的研究區(qū)域為中國的30 個省市自治區(qū)（因數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏與港澳臺地區(qū)）。本文的原始數(shù)據(jù)主要來源于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各省市的統(tǒng)計年鑒和相關(guān)統(tǒng)計公報，對于缺失的數(shù)據(jù)采用指數(shù)平滑法進(jìn)行補全。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

二、結(jié)果分析

（一）區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平

根據(jù)式（1）和式（2）及各省市高質(zhì)量發(fā)展水平的各項指標(biāo)值，通過Max DEA 軟件進(jìn)行計算，從得到的結(jié)果中選取部分年份，結(jié)果見表3。

從測度期15 年內(nèi)的平均值來看，各省市的高質(zhì)量發(fā)展水平平均值在2003—2017 年呈現(xiàn)先下降后增長的態(tài)勢，其中2003—2005 年呈現(xiàn)小幅度的下降趨勢，2005—2011 年高質(zhì)量發(fā)展水平有所提升，但提升幅度較小，2011—2017 年增長幅度明顯擴(kuò)大，年均增長幅度達(dá)到0.07。測度期內(nèi)高質(zhì)量發(fā)展水平平均值較高的省市主要集中在東部地區(qū)，各省市高質(zhì)量發(fā)展水平基本上高于0.5，最高的為海南（1.02）；其次，還集中在除甘肅以外的西北地區(qū)；平均值較低的省市沒有明顯的地區(qū)集聚特征，主要有廣西、甘肅和黑龍江，高質(zhì)量發(fā)展水平均低于0.3。其余省市的高質(zhì)量發(fā)展水平大多集中于0.4 左右。

從測度期首末年增長幅度來看，各地區(qū)的平均增長幅度為0.47，表明2003—2017 年中國各省市的高質(zhì)量發(fā)展水平提升明顯，只有天津、海南、青海、寧夏和新疆的高質(zhì)量發(fā)展水平呈現(xiàn)不同幅度的下降趨勢，其中天津、海南、青海和寧夏的高質(zhì)量發(fā)展水平下降主要集中在2003—2005 年，而新疆下降幅度最明顯的時期為2015—2017 年；在高質(zhì)量發(fā)展水平提升的省市中，提升幅度最大的為江蘇，其增加值為0.89，其他東部地區(qū)的省市提升幅度也較大；除山西以外的中部地區(qū)均有較大幅度的增長，平均增長值為0.72；東北地區(qū)只有遼寧增長幅度較大；西部地區(qū)各省市高質(zhì)量發(fā)展水平提升幅度各異?？v觀2003—2017 年的測度期內(nèi)，保持持續(xù)增長趨勢的有江蘇、安徽、河南、湖北、湖南、四川和陜西7 個省份，其他地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展水平則呈現(xiàn)出在波動中增長或下降的態(tài)勢。

（二）區(qū)域平衡充分發(fā)展水平

根據(jù)平衡充分發(fā)展指標(biāo)體系（表1），運用主客觀權(quán)重相結(jié)合的方法進(jìn)行賦權(quán)，再根據(jù)綜合權(quán)重計算出各省市各年的評價得分，從得到的結(jié)果中選取首末年份并計算測度期內(nèi)的平均值，結(jié)果見表4。

表3 中國各省市高質(zhì)量發(fā)展水平

在區(qū)域平衡發(fā)展方面，從各省市的平衡發(fā)展測度期首末年的評價得分來看，2003 年30 個省市的平衡發(fā)展平均得分為0.09，北京的平衡發(fā)展水平（0.23）最高，貴州的平衡發(fā)展水平（0.03）最低，平衡發(fā)展水平較高的省市主要集中在東北和長三角。經(jīng)歷了15 年的長足發(fā)展，2017 年各省市的平衡發(fā)展水平均較2003 年有所提升，平均值增長為0.31，平衡發(fā)展水平最低的省市也達(dá)到了0.23 的水平，平衡發(fā)展水平較高的地區(qū)為西北和長三角。從測度期15 年內(nèi)的平均值來看，平衡發(fā)展水平的整體平均值為0.19，平衡發(fā)展水平值最高的為北京、上海和天津。同時平衡發(fā)展水平呈現(xiàn)明顯的地區(qū)集聚特征，東北、西北和長三角是平衡發(fā)展水平最高的3 個地區(qū)，其中東北地區(qū)早期具有較高平衡發(fā)展水平，但是增長速度緩慢，雖然在后期低于全國平均水平，但在測度期內(nèi)整體的評價值依然較高；長三角在初期和后期均保持在全國領(lǐng)先的平衡發(fā)展水平；而西北地區(qū)部分省份在初期平衡發(fā)展水平較低，但在后期均有明顯提升，使得西北地區(qū)的平衡發(fā)展水平在后期處于全國領(lǐng)先的地位。從增長幅度來看，各省的平均增長幅度在0.22 左右，增長最快的是北京、青海和內(nèi)蒙古，而除了北京和內(nèi)蒙古，其余華北和東北地區(qū)的省市增長幅度均較小，是整個測度期內(nèi)增長最慢的地區(qū)；而測度期內(nèi)增長幅度較大的省份主要集中在西北地區(qū)；此外，西部地區(qū)平衡發(fā)展水平的增長幅度也普遍高于東部和中部地區(qū)。

在區(qū)域充分發(fā)展方面，從各省市的充分發(fā)展測度期首末年的評價得分來看，2003 年各省市的充分發(fā)展平均得分為0.06，廣東的充分發(fā)展水平（0.17）最高，青海的充分發(fā)展水平（0.02）最低，充分發(fā)展水平較高的省市主要集中在東部地區(qū)。2017 年各省市的充分發(fā)展水平均較2003 年有提升，平均值增長為0.21，充分發(fā)展水平最高和最低的地區(qū)依然分別是廣東（0.84）和青海（0.06）。從測度期15 年內(nèi)的平均值來看，充分發(fā)展水平的整體平均值為0.13，充分發(fā)展水平值最高的為廣東、江蘇和上海。同時充分發(fā)展水平也呈現(xiàn)明顯的地區(qū)集聚特征，東部地區(qū)在初期和后期均保持在全國領(lǐng)先的充分發(fā)展水平，而西北地區(qū)則遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于全國平均水平，在后期的發(fā)展水平也僅僅相當(dāng)于初期的全國平均值。從增長幅度來看，各省的平均增長幅度在0.15 左右，增長最快的是廣東、江蘇和上海，集中于東部地區(qū)；而東北和西北地區(qū)的省市增長幅度均較小，是整個測度期內(nèi)增長最慢的地區(qū)；華北和中部地區(qū)充分發(fā)展水平的增長幅度普遍介于東部和西部地區(qū)之間。

表4 中國各省市平衡和充分發(fā)展水平

（三）高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新驅(qū)動影響機(jī)制

在本文的門檻回歸模型中，以高質(zhì)量發(fā)展水平（表3）為被解釋變量，分別以區(qū)域平衡發(fā)展水平與區(qū)域充分發(fā)展水平（圖1）為門檻變量，以創(chuàng)新驅(qū)動為核心解釋變量，以財富驅(qū)動、資產(chǎn)驅(qū)動和要素驅(qū)動為控制變量。通過式（3）～式（5）及stata13.1 軟件得到檢驗和計算結(jié)果，結(jié)果見表5。

對創(chuàng)新驅(qū)動分別以區(qū)域平衡發(fā)展水平和區(qū)域充分發(fā)展水平為門檻變量進(jìn)行門檻檢驗，見表6 和表7。因此本文在平衡及充分發(fā)展水平門檻下均采用雙重門檻檢驗進(jìn)行分析，這是因為：①在平衡發(fā)展水平門檻下雙重門檻檢驗顯著性最高；②在充分發(fā)展水平門檻下單一門檻檢驗和雙重門檻檢驗顯著性相同，且大于三重門檻檢驗。

表5 門檻效果檢驗

在平衡發(fā)展水平門檻下，創(chuàng)新驅(qū)動對應(yīng)不同門檻估計值時對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響方向均為正向，但影響大小各不相同。當(dāng)平衡發(fā)展水平在0.157 以下時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的彈性系數(shù)為0.00200，結(jié)果不顯著；當(dāng)跨過這一門檻時，彈性系數(shù)上升為0.0742；當(dāng)平衡發(fā)展水平在0.210 以上時，彈性系數(shù)繼續(xù)上升為0.130。這一彈性系數(shù)的變化表明在平衡發(fā)展水平低于第一門檻（0.157）時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響不明顯，跨過這一門檻后，開始顯現(xiàn)較為顯著的促進(jìn)作用，并且隨著平衡發(fā)展水平的不斷提高，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用越來越強(qiáng)。通過觀察各省市各年的平衡發(fā)展水平評價得分，各省市大多數(shù)在2011 年跨過了第一門檻，少數(shù)跨過第二門檻，在2016 年則全部跨過了第二門檻；其中，北京在測度期的第一年（2003 年）就已跨過第二門檻，天津和上海此時剛剛跨過第一門檻，且于2008 年二者均跨過了第二門檻。這一情況說明，隨著近幾年中國的平衡發(fā)展水平大大提高，創(chuàng)新驅(qū)動也在很大程度上推動了全國的高質(zhì)量發(fā)展，而北京、天津和上海由于在早期平衡發(fā)展水平就相對較高，所以其高質(zhì)量發(fā)展水平更早受到創(chuàng)新驅(qū)動的積極影響。就控制變量來看，在平衡發(fā)展水平一定的情況下，財富驅(qū)動和要素驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展均起到負(fù)向作用，且要素驅(qū)動的負(fù)向作用更為明顯，而資本驅(qū)動則具有不太顯著的促進(jìn)作用。

在充分發(fā)展水平門檻下，創(chuàng)新驅(qū)動對應(yīng)不同門檻估計值時對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響與平衡發(fā)展水平門檻相似，也是方向均為正向，影響大小各不相同。當(dāng)充分發(fā)展水平在0.140 以下時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的彈性系數(shù)為0.00260，影響作用不顯著；當(dāng)跨過這一門檻時，彈性系數(shù)上升為0.0929；當(dāng)充分發(fā)展水平在0.240 以上時，彈性系數(shù)繼續(xù)上升為0.171。這一彈性系數(shù)的變化顯示了在充分發(fā)展水平低于第一門檻（0.140）時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響不明顯，跨過這一門檻后，隨著充分發(fā)展水平的提高，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用將會越來越大。通過觀察各省市各年的充分發(fā)展水平評價得分，30 個省市中只有一半曾經(jīng)跨過了第一門檻，而在跨過第一門檻的省市中只有8 個省市跨過了第二門檻；廣東在測度期的第一年（2003 年）就已跨過第二門檻，其他較早跨過第一門檻的還有上海和江蘇，二者均于2005 年跨過第一門檻，且于2008 年跨過了第二門檻。這一情況說明，就充分發(fā)展水平更高的省市而言，創(chuàng)新驅(qū)動對于提升其高質(zhì)量發(fā)展水平所起到的促進(jìn)作用更大，所以中國要想進(jìn)一步推進(jìn)全國的高質(zhì)量發(fā)展，需要均衡各省市的充分發(fā)展水平。就控制變量來看，在充分發(fā)展水平一定的情況下，財富驅(qū)動和要素驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展均起到明顯的負(fù)向作用，而資本驅(qū)動則具有顯著的促進(jìn)作用。

綜上所述，橫向來看，在跨過平衡與充分發(fā)展水平的第一門檻后，創(chuàng)新驅(qū)動在不同時期均對高質(zhì)量發(fā)展水平起到促進(jìn)作用，且隨著區(qū)域平衡與充分發(fā)展水平的提升，作用系數(shù)也不斷增大；縱向來看，平衡與充分發(fā)展水平越高的省市，創(chuàng)新驅(qū)動對其高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用越大。

表6 門檻值估計

表7 雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

三、主要結(jié)論

以30 個省份為研究樣本，采用2003—2017 年面板數(shù)據(jù)，首先運用全局參比Malmquist 模型測度了中國各省市的高質(zhì)量發(fā)展水平；然后構(gòu)建了區(qū)域平衡充分發(fā)展指標(biāo)體系，并利用主客觀權(quán)重相結(jié)合的方法進(jìn)行賦權(quán)，根據(jù)綜合權(quán)重分別計算出各省市各年的平衡及充分發(fā)展水平的評價得分；最后，以創(chuàng)新驅(qū)動為解釋變量，以財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動為控制變量，以區(qū)域平衡發(fā)展水平和區(qū)域充分發(fā)展水平為門檻變量，計算了不同門檻下，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展水平的影響。最終得出以下結(jié)論。

（1）區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平在時間上呈現(xiàn)出先下降后上升的變化趨勢，在空間上，測度期內(nèi)平均值較高的省市主要集中在東部地區(qū)，其次集中在除甘肅以外的西北地區(qū)。

（2）各省市平衡和充分發(fā)展水平均呈現(xiàn)上升趨勢，但各省市之間的變化情況差異較大：在區(qū)域平衡發(fā)展方面，長三角的發(fā)展水平始終處于領(lǐng)先地位，西北地區(qū)雖有部分省份在前期發(fā)展水平較低，但在后期均有明顯提升，而就增長幅度來看，西部地區(qū)普遍高于東部和中部地區(qū)；在區(qū)域充分發(fā)展方面，東部地區(qū)無論是平均值還是增長幅度始終保持在領(lǐng)先水平，而西北地區(qū)則在初期和后期均落后于全國平均水平。

（3）在不同的平衡及充分發(fā)展水平下，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制是不同的：當(dāng)平衡充分發(fā)展水平較低時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展沒有顯著影響；當(dāng)平衡充分發(fā)展達(dá)到一定水平時，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展起到一定的促進(jìn)作用；隨著平衡充分發(fā)展水平的進(jìn)一步提高，創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用越來越大；并且平衡與充分發(fā)展水平越高的省市，創(chuàng)新驅(qū)動對其高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用越大。

因此，中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展應(yīng)以創(chuàng)新驅(qū)動為引領(lǐng)，科學(xué)處理科技創(chuàng)新、平衡充分發(fā)展與高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系。對處于不同門檻區(qū)間的省市有針對性地制定相關(guān)政策，對于平衡充分發(fā)展水平較低的省市，應(yīng)加快腳步提升其平衡充分發(fā)展水平；對于平衡充分發(fā)展達(dá)到一定水平的省市，應(yīng)同時注重平衡充分發(fā)展水平的提升與創(chuàng)新要素的利用；對于平衡充分發(fā)展水平較高的省市，應(yīng)在保持高水平的同時進(jìn)一步加大科技創(chuàng)新投入力度，提升科技創(chuàng)新能力，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。

隨著我國社會發(fā)展主要矛盾的變化，創(chuàng)新驅(qū)動時推動我國平衡充分發(fā)展的強(qiáng)有力引擎。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：①通過全局參比Malmquist 模型測度了我國省級層面的高質(zhì)量發(fā)展水平，與已有研究［25，31］相比，可以更好反映我國區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的整體特征和動態(tài)特征；②通過構(gòu)建指標(biāo)體系的方法量化了我國區(qū)域的平衡充分發(fā)展水平，將相關(guān)定性研究［32］所要闡釋的區(qū)域平衡充分發(fā)展問題進(jìn)行了定量研究；③在分析區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的影響因素時，同已有研究［25，33］相比本文體現(xiàn)了創(chuàng)新驅(qū)動在不同區(qū)域充分平衡發(fā)展水平下，對于區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響；④本文量化了不同的平衡及充分發(fā)展水平下創(chuàng)新驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展的不同影響，可以為區(qū)域差異化發(fā)展的政策制定提供直接證據(jù)。

本文側(cè)重于分析創(chuàng)新驅(qū)動對于高質(zhì)量發(fā)展的影響，以財富驅(qū)動、資本驅(qū)動和要素驅(qū)動作為控制變量，發(fā)現(xiàn)在測度期內(nèi)平衡發(fā)展和充分發(fā)展水平一定的情況下，財富驅(qū)動和要素驅(qū)動對高質(zhì)量發(fā)展起到負(fù)向作用，但卻沒有進(jìn)行我國更為早期的對應(yīng)研究，而財富驅(qū)動和要素驅(qū)動可能在我國早期的經(jīng)濟(jì)建設(shè)中發(fā)揮了更為重要的作用。因此本文未來的研究方向在于將測度期向我國早期經(jīng)濟(jì)發(fā)展時期延長，厘清財富驅(qū)動和要素驅(qū)動在我國整個社會主義經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中所做的貢獻(xiàn)。