風險投資對長三角生產性服務業與制造業協同集聚的影響

武長河 王潞

摘 要：文章選用長三角地區三省一市（上海市、江蘇省、浙江省、安徽省）2005—2016年的相關數據，實證分析了風險投資對長三角生產性服務業與制造業協同集聚的影響，并檢驗了在風險投資影響長三角生產性服務業與制造業協同集聚過程中區域創新的中介作用。實證結果表明：①風險投資不利于長三角生產性服務業與制造業的協同集聚;風險投資顯著促進了區域創新;而區域創新對長三角生產性服務業與制造業協同集聚具有顯著的正向影響;②區域創新在風險投資影響長三角生產性服務業與制造業協同集聚的過程中起到了中介變量的作用。即風險投資在影響長三角生產性服務業與制造業協同集聚時，一方面可以直接對生產性服務業與制造業的協同集聚產生負向沖擊，另一方面還可以通過區域創新的中介效應間接對生產性服務業與制造業的協同集聚產生正向影響。

關鍵詞：風險投資;長三角;協同集聚;區域創新;中介效應

中圖分類號：F124 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1671-0037（2019）10-1-7

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2019.10.001

1 引言

隨著經濟全球化過程的不斷推進，區域經濟也逐漸突破省際界限而表現出新的競爭態勢。長三角是我國最活躍的經濟圈之一，長三角城市群也已成功躋身國際六大世界級城市群，但是隨著產業規模的不斷擴張，其發展卻面臨諸多挑戰。有關資料顯示：自2011年起，長三角船舶產業訂單大幅度萎縮，企業生產蕭條;紡織行業大量核心企業外遷、產業集聚度顯著下降;雖然實現了經濟的高速增長，部分產業卻沒能順利實現轉型升級，產業規模逐漸萎縮。如何引導長三角產業健康發展以增強區域競爭力是亟待解決的現實問題。

發達國家的研究和實踐表明：有效的風險投資制度對一個國家產業升級的影響是其他途徑無法替代的，風險投資行業的發達與否直接關系一個地區技術企業的發展和產業結構的優化。作為產業轉型升級和新興產業發展的重要融資渠道，一方面，風險投資發展了多種手段能夠有效地減少信息不對稱，并控制風險;另一方面，風險投資實際上是一種新的金融中介，對中小企業來說是一個新的資本供給方，它能夠滿足現有金融市場無法滿足的特定融資需求，填補供需缺口。但是生產性服務業與制造業協同集聚作為促進長三角地區產業優化升級的重要途徑，風險投資對其影響卻不甚明確。

分析風險投資對長三角地區生產性服務業與制造業協同集聚的影響，對構建長三角風險投資體系、整合國內多層次和多主體的風險投資力量、充分發揮市場主體作用提供了借鑒支持，同時對促進三省一市的高水平合作與資源共享、更好地服務于長三角高質量發展的戰略要求也有一定的現實意義。

2 文獻綜述

隨著產業結構由“工業型”向“服務型”轉變，現代服務業尤其是生產性服務業的發展自然引起了廣泛關注，學者們的研究方向也由單純的制造業集聚延伸到生產性服務業與制造業協同集聚上。關于長三角生產性服務業與制造業協同集聚的相關文獻，首先是對兩者內部作用機制的探討，江靜等[1]研究發現，長三角生產性服務業發展能顯著促進其制造業在全球價值鏈中的升級。孫久文等[2]研究表明，生產性服務業可以顯著提升制造業，但制造業對生產性服務業的影響較小。齊飛等[3]認為滯后一期的制造業集聚可以促進生產性服務業集聚;滯后一期的生產性服務業集聚也對制造業集聚有促進作用。

其次是關于兩者協同集聚程度的測算方面，金飛等[4]計算了江浙滬地區的產業集聚程度，結果表明：三地的制造業與服務業集聚均表現出區位分布趨同，且呈逐漸上升趨勢。張永慶等[5]分別計算了長三角兩省一市的生產性服務業與制造業的集聚指數，研究發現：上海市生產性服務業集聚程度高于兩省;兩省的制造業集聚水平和協同集聚指數均高于上海。

在此基礎上，學者們進一步對影響兩者協同集聚的因素展開了探討，其中，江曼琦等[6]研究表明，投入和產出并不是影響兩產業集聚的唯一動因。陳曉峰[7]則認為，存在一個均衡的租金水平，可以使兩者集聚達到最大。此外，陳曉峰[8]還利用空間面板模型對影響產業協同集聚的主要因素進行了檢驗，結果顯示：產業關聯通過前后向聯系實現協同集聚;知識存量則通過溢出效應導致了協同集聚。

而我國的風險投資市場相比于發達國家起步要晚，現在仍處于探索發展期，有關風險投資的文獻也有待豐富。已有文獻主要集中在兩個方面，首先是關于風險投資和區域技術創新，茍燕楠等[9]研究發現，不管從專利數還是研發投入看，有風險投資背景的公司，其創新水平明顯高于無風險投資背景的;李成等[10]則分析了風險投資的資本提升效應，結果表明，風險投資通過資本提升有效帶動了創新增值;馮照楨[11]通過構建PSTR模型，研究了風險投資和創新間的非線性關系，結果發現，風險投資和創新兩者間有門檻效應;張俊芳等[12]通過格蘭杰因果檢驗分析了風險投資對區域創新水平的影響，結果表明，我國風險投資在當期及短期內均能明顯促進區域創新能力的提升。

其次是風險投資對產業結構的影響方面，李大偉等[13]比較了政府金融、金融機構以及風險投資等方式發現，有效的風險投資體系是支持產業升級的最佳模式。張方方[14]分析了風險資本與產業集群之間的交互影響，結果表明，風險投資機制及由此形成的風險資本集聚促進了產業集群的發展，產業集群又推動了風險投資的發展。王洋[15]研究了風險投資對產業規模的影響，結果發現，風險投資有助于擴大產業規模并促進就業，同時還有增收效應。許興[16]深入研究了我國風險投資對產業結構優化的效應，結果表明，風險投資能顯著促進產業高級化發展。

梳理現有文獻，可以發現：第一，在以往的長三角產業集聚研究中，有關制造業集聚和生產性服務業集聚相互作用的研究較為成熟，但是對于兩者協同集聚效應的分析并不充分，有必要對長三角兩產業協同集聚的動態效應加以探討。第二，學者對風險投資的效應研究大部分都集中在其促進區域技術創新以及優化產業結構方面，前者研究較為充分且實證分析較多，后者文獻相對缺乏，而且鮮有文獻研究風險投資對長三角生產性服務業和制造業協同集聚的效應，將風險投資、區域創新以及產業協同集聚三者放在一個系統中分析的文獻更加少見，基于以上兩點，本文擬利用長三角三省一市的相關數據，通過判斷區域創新的中介作用是否存在，實證研究風險投資對長三角生產性服務業與制造業協同集聚的影響。

3 實證分析

3.1 指標選取與變量說明

3.1.1 核心變量說明。①被解釋變量。生產性服務業與制造業協同集聚指數COi，是本文的被解釋變量。綜合考慮數據的可得性和本文的研究目標，借鑒豆建民和陳國亮等的研究方法，在計算i城市j產業集聚度的基礎上，借助集聚指標的相對差異來衡量i城市兩產業的協同集聚水平。具體計算公式如下：

上式中，[Lqij]代表i地區j產業的區位熵，這里作為產業集聚度的測度指標，[eij]代表i區域j產業的從業人數，[Ei]代表i區域的從業人數，[ej]代表長三角地區j產業的從業人數，[E]代表長三角地區的從業人數;[COi]表示i區域兩產業的協同集聚度，[Muqi]與[Muqi]分別表示i區域兩產業的區位熵。

按照2015年國家對生產性服務業的界定，本文選擇了批發和零售業;交通運輸、倉儲及郵政業;信息傳輸、軟件和信息技術服務業;金融業;租賃和商務服務業;科學研究與技術服務業和制造業分地區的從業人員數等相關指標。

②解釋變量。風險投資實際上代表的是專業的投資機構把資金投資到高成長公司并追求高額回報的一種資金。基于數據可得性，本文選用各地區年度風險投資額的對數值（[LnVC]）來衡量風險投資對產業協同集聚的影響。

③中介變量。中介變量主要是用來衡量區域創新水平，根據前文對影響機制的研究，風險投資可以通過促進區域創新水平而影響兩產業的協同集聚，本文選擇地區年度發明專利的申請授權量的對數值（[LnTI]）作為其代理指標。

3.1.2 主要控制變量。參照陳曉峰、吉亞輝等學者對兩產業協同集聚的研究，選擇如下3個控制變量：

①政府干預指標（[LnGOV]）。反映政府對產業的干預程度，本文選用地方非轉移支付財政支出其對數值作為衡量指標。

②對外依存度（[LnEXP]）。反映外貿依存度對產業發展的影響，本文用進出口總額指標的對數值來衡量。

③人力資本指標（[HUM]）。人力資本的投入對產業的升級也發揮著重要作用，本文選用人均受教育年限來衡量（見表1）。

3.1.3 數據來源與描述性統計。本文選用2005—2016年長三角地區三省一市（上海、江蘇、浙江、安徽）的相關數據為研究對象，各變量數據根據2006—2017年《中國風險投資發展報告》、同花順數據庫以及國家統計局網站整理和計算得到。各變量描述性統計如表2所示。

3.2 面板中介效應模型

3.3 平穩性檢驗

在對數據進行回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，本文選擇用LLC方法進行平穩性檢驗，單位根檢驗結果如表3所示，可以看出[LnVC]、[CO]、[LnTI]、[LnGOV]、[LnEXP]、[HUM]均為平穩變量。

3.4 風險投資影響長三角生產性服務業與制造業協同集聚的實證檢驗

以風險投資額為自變量，協同集聚指數為因變量，進行回歸分析，首先進行Hausman檢驗，對應的P值為0.000 0<0.01，構建固定效應模型，回歸系數如表4所示。

通過表4可以看出，在5%的顯著性水平下，風險投資對協同集聚指數有顯著的負向作用，驗證了假設1，即風險投資的增加不利于長三角生產性服務業和制造業的協同集聚，風險投資額每增加1%，協同集聚指數下降0.708 4。而控制變量中，進出口總額[LnEXP]對長三角兩產業的協同集聚有顯著正向作用;政府非轉移支付財政支出[LnGOV]和人力資本[HUM]對其影響并不顯著。

3.5 風險投資影響區域創新的實證檢驗

假設區域創新是風險投資與協同集聚之間的中介變量，以區域創新為被解釋變量，風險投資作為解釋變量進行回歸分析，同樣先通過Hausman檢驗，對應P值是0.000 0<0.01，同樣建立固定效應模型，回歸系數如表5所示。

通過以上結果可以看出，風險投資額在5%的顯著性水平下，對區域創新有顯著的正向作用，驗證了假設2，即風險投資的增加有利于區域創新水平的提高，風險投資每增加1%，會導致區域創新水平提高0.145 6%。回歸模型中的其他控制變量，如政府非轉移支付財政支出[LnGOV]對區域創新有顯著的正向作用;人力資本[HUM]對其也產生顯著正向影響;但是進出口總額[LnEXP]對區域創新的影響并不顯著。

3.6 區域創新影響長三角生產性服務業與制造業協同集聚的實證檢驗

在上一步的基礎上，以協同集聚為被解釋變量，區域創新為解釋變量進行回歸分析，同樣先通過Hausman檢驗，對應的P值為0.000 0<0.01，所以選擇固定效應模型，回歸系數如表6所示。

由表6可以看出，在5%的顯著性水平下，區域創新對協同集聚有顯著正向影響，驗證了假設3，即區域創新水平的提高有利于長三角兩產業的協同集聚，區域創新水平每提高1%，協同集聚指數提高0.139 4。而控制變量當中，政府非轉移支付財政支出[LnGOV]對協同集聚有顯著負向影響;進出口總額[LnEXP]對協同集聚有顯著正向影響;而人力資本[HUM]對其效應并不顯著。因為區域創新對協同集聚的系數顯著，故可以繼續進行下一步的檢驗。

3.7 風險投資對生產性服務業與制造業協同集聚的影響：中介效應檢驗

在前三步檢驗系數均顯著的基礎上，以協同集聚為被解釋變量，風險投資為解釋變量，區域創新為中介變量，并綜合考慮政府干預、對外依存度和人力資本控制變量，進行回歸分析，同樣先通過Hausman檢驗，對應的P值為0.000 0<0.01，所以仍選擇固定效應，回歸結果如表7所示。

通過方程4的系數可以看出，在1%的顯著性水平下，風險投資對協同集聚有顯著的負向影響，即風險投資的增加不利于長三角兩產業的協同集聚，風險投資額每增加1%，協同集聚指數下降0.100 5。比較方程1和方程4還發現，在納入區域創新后，風險投資對產業協同集聚的負向作用顯著下降。而其他控制變量，如政府非轉移支付財政支出[LnGOV]對其有顯著負向影響，即政府非轉移支付支出增加，不利于產業協同集聚;進出口總額[LnEXP]對其有顯著正向影響，即進出口總額增加，會促進兩產業的協同集聚;而人力資本[HUM]對其效應仍不顯著。