民族地區科技創新、金融發展與產業結構升級

汪發元 何智勵

文章編號：1008-7133（2022）01-0066-11

摘要：為了考察民族地區科技創新、金融發展與產業結構升級之間的內在邏輯關系，基于西北民族地區2001—2019年數據，應用空間時點雙固定效應杜賓模型和中介效應模型，檢驗科技創新、金融發展對產業結構升級的影響。結果顯示：民族地區科技創新對產業結構升級具有積極促進作用，空間溢出效應顯著;民族地區金融發展對產業結構升級具有積極促進作用，空間溢出效應不顯著;科技創新、金融發展在民族地區產業結構升級中，分別且相互發揮著中介效應;民族地區對外開放對產業結構升級發揮了積極的促進作用。此研究對于完善民族地區科技創新、金融發展及產業政策具有參考價值。

關鍵詞：科技創新;金融發展;產業結構升級;民族地區

DOI：10.16315/j.stm.2022.01.005

中圖分類號： F207

文獻標志碼： A

Technological innovation， financial development and industrial structure

upgrading in ethnic areas：Based Northwest ethnic regions

2001—2019 empirical analysis of data

WANG Fa-yuan1，2，HE Zhi-li2

（1.Department of Economics & Management， Bozhou University， Bozhou 236800， China;

2.Economics&Management School， Yang Tze University， Jinzhou 4304023， China）

Abstract：In order to examine the internal logical relationship among technological innovation， financial development and industrial structure upgrading in ethnic minority areas. This paper based on the data from 2001 to 2019 in the northwestern ethnic areas， the Dubin model and the mediation effect model with double fixed effects in space and time are used to test the impact of technological innovation and financial development on the upgrading of industrial structure. The results show that， in ethnic areas， technological innovation has a positive effect on the upgrading of industrial structure， and the spatial spillover effect is significant; financial development has a positive effect on the upgrading of industrial structure， and the spatial spillover effect is not significant; in the upgrading of the industrial structure， technological innovation and financial development both play an intermediary effect separately; and the opening up has played a positive role in promoting the upgrading of the industrial structure. This research has reference value for the improvement of technology innovation， financial development and industrial policy in ethnic minority areas.

Keywords：technological innovation; financial development; industrial structure upgrading; ethnic regions

國家十四五發展規劃綱要明確指出要“支持革命老區、民族地區加快發展，加強邊疆地區建設，推進興邊富民、穩邊固邊”。如何促進民族地區加快發展，將是十四五時期國家經濟和社會發展的重要任務。民族地區加快發展的關鍵仍然是產業結構升級，而產業結構升級必須充分依靠科技創新，在科技創新的推動下，借助金融發展的支持，扎實做好產業結構升級，實現興邊富民、穩邊固邊的長遠目標。西部地區涉及12個省市，除重慶外的11個省市都是典型的民族聚集區。研究西部民族地區科技創新、金融發展對產業結構升級的影響，對于厘清民族地區科技創新、金融發展對產業結構升級的影響機理，找出其中的規律，提出民族地區科技創新、金融發展促進產業結構升級的協同推進機制和政策，具有非常重要的理實意義。

產業結構升級具有豐富的內涵，與經濟和社會的發展密切相關。近年來，大部分學者圍繞民族地區經濟和社會的發展問題，開展了卓有成效的研究，提出了包括產業結構升級的諸多真知灼見。民族地區經濟發展成效如何？鄭長德[1]研究認為民族地區經濟總體上實現了高速、持續和包容性增長，相對差距正在縮小。民族地區經濟發展成效的取得，其根本在于政府政策和市場的共同努力。黎杰松等[2]研究認為民族地區鄉村特色產業要實現高質量發展，重在遵循“有為政府+有效市場”的基本原則和實踐。同時，劉玉萍等[3]研究顯示高速鐵路改善基礎交通條件，激發了資本投資，促進民族地區高質量發展。鄭長德[4]研究認為良好基礎設施的建設，改善了創新環境，建立起了激勵相容的激勵機制。陳國凌[5]研究認為金融政策在民族產業結構升級方面發揮出顯著正向效應。然而，民族地經濟發展仍然面監管著許多制約因素。劉建設[6]研究認為民族地區基礎設施不完善，仍然制約著民族地區的均衡發展。

那么，如何推動民族地區產業結構升級呢？劉東等[7]研究認為應當通過不斷完善民族產業構建相對貧困治理支撐體系，推進相對貧困治理的長效可持續推進。朱宏偉等[8]進一步研究指出民族地區的發展需要加快推動產業結構調整，促進第一、二、三產業的融合，實現產業結構的多元化發展。高暢[9]研究認為民族地區需要打造優質高效生產鏈，推動第二產業轉型升級，釋放數字經濟對傳統經濟的倍增作用，提升民族地區產業競爭力。向琳等[10]研究認為西部民族地區產業興旺需要從創新要素資源配置機制、激發創新活力、完善產業支撐體系入手。何玉玲[11]研究認為民族地區要以第三產業帶動經濟發展，促進產業結構升級，提升產業發展的競爭力。黃中顯等[12]研究認為民族地區發展具有資源依賴性特點，需要推動生態資源產業化。金本慶等[13]研究認為要實現要素市場合理定價，推動資本市場、勞動力市場一體化。伍小樂[14]研究認為民族地區經濟振興要致力于提升其高質量產品和服務供給能力。郭將等[15]研究認為應當提高自主創新能力，加速度優勢產業輻射，實現產業跨越式升級。

上述研究從不同層面揭示了民族地區經濟發展的成就和促進因素，剖析了產業結構升級面臨的困難，提出了民族地區產業結構升級的路徑與方法。但西部地區作為重要的民族地區，涉及面積廣闊，也是國家未來要重點開發的區域，作為研究對象具有重大的典型意義。本研究的邊際貢獻有：一是解析了特定區域科技創新、金融發展對產業結構升級的影響;二是利用中介效應模型，檢驗了科技創新在金融發展對產業結構升級影響中，所發揮的中介效應;三是提出了構建民族地區金融的合作機制，樹立整體協同理念，加速民族地區發展一體化的主張。這些建議對于正確認識民族地區關鍵要素對產業結構升級的影響，認識民族地區一體化發展的現狀及努力方向，穩步提升民族地區產業結構升級具有重要的現實意義。

1理論分析與假設

按照民族地區經濟和社會發展的實踐，科技創新、金融發展和產業結構升級三者之間存在嚴格的內在邏輯關系，具體分析如下：

民族地區財力較為有限，人才隊伍較為薄弱，產業的發展關鍵還是靠科技創新。科技創新可以從實質上改變人們的認知，從根本上為產業發展提供支撐。科技創新通過系統的邏輯設計、精心的實驗示范、大膽的實踐探索，可能創造出新產品、新材料、新裝置、新工藝，并應用于生產實踐，從而對產業結構升級的影響產生顯著的空間效應[16]，從而促進第二產業或第三產業的突破性發展，并引導產業結構的改變和提升。科技創新的形式多樣，領域廣闊，影響深遠。在數字經濟的大背景下，科技創新通過智能技術，推動互聯網、大數據、人工智能與實體經濟深度融合，促進產業集聚度的提高[17]，從而提升產業結構層次。在城鎮化發展的過程中，科技創新促進產業集聚，對城市群產業高級化與多樣化發展具有顯著促進作用[18]。據此，提出以下假設：

假設H1：民族地區科技創新對產業結構升級具有顯著正向影響，且具有空間溢出效應。

金融發展是支持企業發展壯大的基礎，而企業是產業構成的核心要素，民族地區金融資源更加稀缺，金融發展對產業結構升級具有其他要素難以替代的作用。金融發展通過支持重點產業的發展，促進區域經濟的協同發展，推動區域產業結構升級[19]。金融資源的合理配置，支持朝陽產業的發展，淘汰落后產能，從而可以顯著促進產業結構升級[20]。金融發展通過支持制造業數字化、智能化的應用與改造[21]，促進傳統產業向現代產業轉變，從而促進產業結構轉型升級。據此，提出以下假設：

假設H2：民族地區金融發展對產業結構升級具有顯著正向影響，且空間溢出效應不顯著。

科技創新成果的推廣、普及和應用，離不開金融發展的支持，只有強大的金融支持，才可能助力科技創新成果的廣泛推廣、應用和普及，從而引起產業結構的升級。實體經濟是產業的具體表現形式，而金融科技對實體經濟高質量發展有著顯著的促進作用，究其內在機理，科技創新借助于金融支持的結構和形式而實現[22]。同時，在金融發展服務產業結構升級的過程中，必須借助創新成果的應用。從農業產業的發展升級不看，科技創新不僅直接推動農業經濟增長，而且對農村金融發展規模和效率均發揮出部分中介效應[23]。據此，提出以下假設：

假設H3：科技創新、金融發展在民族地區產業結構升級中，分別發揮著中介效應的作用。

2變量說明與模型構建

2.1變量選取

1）被解釋變量：產業結構升級（IUP）。關于產業結構升級的指標，多數學者從產業結構合理化和產業結構高級化兩方面進行考慮[24]，而從產業結構高級化角度的研究通常采用第三產業增加值與第二產業增加值的比[25]或者第二、三產業增加值之和與GDP的比[26]來衡量。參考已有相關文獻，本研究選擇以第二、三產業增加值之和與GDP的比值衡量產業結構升級，體現了產業從低級向高級轉變的特征，具有科學性和合理性。

2）解釋變量：科技創新（STI）和金融發展（FD）。關于科技創新的衡量指標，學界多采用專利授權數量，而發明專利和實用新型專利體現的是實質性科技創新，應用于企業的生產與服務中，能直接促進產業結構的提升。因此，借鑒賈軍等[27]的研究，選擇發明專利和實用新型專利申請授權數量之和衡量地區科技創新水平，其數值越大，表明科技創新水平越高。關于金融發展的衡量指標十分豐富，較為有代表性的是用金融產業增加值表示[28]，故選擇金融業增加值衡量金融發展水平。

3）控制變量：人力資本（HR）、工業發展水平（IDL）、區域發展水平（RE）和對外開放（OP）。地區的產業結構升級不僅僅會受到科技創新和金融發展的影響，也會受到人力資本狀況、工業發展水平、區域發展水平和對外開放程度等因素的影響。因此，參考現有文獻，選取區域高校在校學生人數與總人口數量之比衡量人力資本[29]，區域工業增加值與GDP的比值衡量工業發展水平[30]，人均GDP衡量區域發展水平[31]，進出口貿易總額與GDP的比值衡量對外開放程度[32]，各指標數量值越大，對應其相應水平越高。

2.2數據說明

本研究的數據來源于國家統計局網站“國家數據”，樣本區間為2001—2019年。具體研究對象為西部地區11省及自治區：即四川省、陜西省、云南省、貴州省、廣西壯族自治區、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、西藏自治區、新疆維吾爾自治區、內蒙古自治區等。各變量描述性統計，如表1所示。

由表1可知，隨著時間的發展和中國崛起，西部地區的經濟、科技、教育、開放水平得到了快速地發展和進步。但是在11省及自治區之間比較，雖然都是西北省數民族聚集區，但各省、自治區之間，在產業結構、科技創新、金融發展等方面也存在較大差距，整體發展并不平衡。

2.3模型選取

2.3.1空間杜賓模型

基于空間計量模型考慮到空間相關性，對比于普通模型具有很大優勢，故學術界多選擇空間計量模型探究區域內復雜的經濟問題。學者們最常使用的3種空間模型分別為空間誤差模型（SEM模型）、空間滯后模型（SAR模型）和空間杜賓模型（SDM模型），而SDM模型同時考慮到因變量和自變量的空間相關性，更具有代表性，應用更為廣泛。因此，為探究西部地區民族聚集區科技創新、金融發展對產業結構升級的影響，構建如下空間杜賓模型：

ln IUPi，t=α0+α1ln STIi，t+α2ln FDi，t+

α3Coli，t+α4Wij×ln STIi，t+

α5Wij×

FDi，t+α6Wij×Coli，t+μi+vt+εi，t。（1）

為盡可能消除“異方差”現象，各變量均以自然對數形式引入模型。式中ln IUPi，t、ln STIi，t、ln FDi，t和Coli，t分別表示i省在t年份的產業結構升級、科技創新、金融發展及各控制變量，αi表示待估系數，μi代表空間固定效應，vt代表時間固定效應，εit表示隨機誤差，Wij為0-1空間鄰接權重矩陣，具體形式為：

Wij=1，地區i與地區j相鄰0。其他（2）

2.3.2中介效應模型

中介效應模型是研究變量間是否存在中介效應，即自變量X是否能夠通過影響中介變量M而對因變量Y產生一定影響，因此常被學者們用來研究3個變量之間的關系問題。具體來說，在三變量中介效應中，若X能夠通過影響M對Y產生影響，則M為中介變量。三變量中介效應示意圖，如圖1所示。

由表1可知，ei為隨機誤差，當模型中的待估系數a、b和c均在一定檢驗水平下顯著時，表明存在中介效應，且中介效應在總效應中的占比為ab/c。而且，若c′也顯著，則為非完全中介效應，即部分中介效應;若c′不顯著，則為完全中介效應。基于Baron等[33]提出的逐步回歸法，再結合溫忠麟等[34]的研究，構建以下模型：

ln FDi，t=γ0+γ1ln STIi，t+γ2Coli，t+γ3Wij×

ln STIi，t+γ4Wij×Coli，t+μi+vt+εi，t。（3）

ln IUPi，t=β0+β1ln STIi，t+β2Coli，t+β3Wij×

ln STIi，t+β4Wij×Coli，t+μi+vt+εi，t。（4）

ln STIi，t=φ0+φ1ln FDi，t+φ2Coli，t+φ3Wij×

FDi，t+φ4Wij×Coli，t+μi+vt+εi，t。（5）

ln IUPi，t=τ0+τ1ln FDi，t+τ2Coli，t+τ3Wij×

FDi，t+τ4Wij×Coli，t+μi+vt+εi，t。（6）

其中：γi、βi、τi和φi為待估系數，

μi和vt分別代表空間固定效應和時點固定效應，εit為隨機誤差。顯然，結合式（1）、式（3）和式（4），其中的待估系數γ1、α2、β1和

α2分別代表在科技創新影響產業結構升級過程中，金融發展作為中介變量的中介效應模型

的a、b、c和c′，由此，式（1）、式（3）和式（4）就構成了完整的中介效應檢驗模型。同理，式（1）、式（5）和式（6）也構成了在金融發展影響產業機構升級的過程中，科技創新作為中介變量的中介效應模型。

3實證分析

3.1空間模型分析

3.1.1相關檢驗

構建空間計量模型的首要前提是變量具有空間自相關，故采用Stata15.0計量軟件計算2001—2019年西部地區11省及自治區的產業結構升級的Moran指數（I）進行空間自相關檢驗，如表2所示。

由表2可知，西部地區11省及自治區產業結構升級的Moran指數均為正值，且除個別年份外，其余年份的Moran指數均在不同檢驗水平下顯著。這一結果表明西部11省及自治區的產業結構升級存在空間自相關性，相鄰地區的產業結構升級存在相互聯系和影響，并非絕對獨立。因此，選擇空間計量模型探究西部11省及自治區的科技創新和金融發展對產業結構升級的影響，將空間影響因素考慮其中更具有準確性和說服力。

在確定構建具體的空間模型之前，需要進行一系列檢驗，從而選擇最合適的模型。首先，通過LM檢驗在SEM模型、SAR模型和SDM模型3種空間計量模型之間做出選擇。LM檢驗結果拒絕了原假設，從而選擇構建SDM模型。然后，采用Wald檢驗和LR檢驗判斷SDM模型是否能夠簡化為SAR模型或者SEM模型，兩種檢驗均在5%的檢驗水平上拒絕原假設，再一次驗證構建SDM模型的合理性，具體標準結果，如表3所示。

基于我國經濟發展的特點，固定效應模型能夠同時考慮到地區差異和時期影響，相比于隨機效應模型更具有優勢，故構建具有固定效應的SDM模型。但是，具體選擇空間固定效應模型、時點固定效應模型還是空間時點雙固定效應模型，需要做進一步的檢驗。最后，仍然選擇LR檢驗方法判定固定效應的具體類型，檢驗結果均在1%的檢驗水平上拒絕原假設，進而確定構建雙固定效應模型。由此，根據以上檢驗分析，最終選擇構建具有空間時點雙固定的空間杜賓模型。

3.1.2空間杜賓模型分析

基于上述檢驗，為研究西部11省及自治區的科技創新和金融發展對產業結構升級的影響，構建具有空間時點雙固定的空間杜賓模型，即模型（1）。使用Stata15.0計量軟件對模型（1）進行極大似然法估計，詳細結果如表4所示。

由表4可知，該模型擬合優度R2為0.714 9，表明模型整體擬合能力很好，檢驗結果符合客觀真實。具體來看，科技創新的系數為0.025 5，通過了1%的檢驗水平顯著，說明科技創新能夠顯著促進產業結構升級。

W×ln STI的系數為0.036 3，通過了5%的檢驗水平顯著，表明本地區的科技創新能夠為相鄰地區的產業結構升級帶來顯著的促進作用。上述結果說明，在西部地區發展中，科技創新對產業結構升級具有重要的積極影響，并且空間溢出效應顯著，不同省及自治區之間的經濟聯系和科技互動密切，整體效益得到不斷提升。

金融發展的系數為0.021 7，在5%的檢驗水平下顯著，說明金融發展也能夠顯著促進產業結構升級。W×ln FD的系數為正值，并未通過顯著性檢驗，表明本地區的金融發展對相鄰地區產業結構升級的正向影響不顯著。這一結果說明， 在西部地區的經濟發展過程中，金融發展對產業結構升級同樣具有積極的正向影響，但是空間溢出效應不顯著，不同省及自治區之間的金融互動和產業關聯還存在較大發展潛力。

各控制變量也對產業結構升級表現出不同的影響。其中，最為顯著的是對外開放程度對產業結構升級的積極促進作用，其影響系數為0.015 1，通過了1%的檢驗水平。這表明借助對外開放，在我國進出口貿易整體取得巨大成績的同時，西北各省、自治區民族聚集區也同樣享受到了對外開放的紅利。在對外開放的作用下，民族聚集區也學習和吸收到了國外先進的技術和管理經驗，本地產業結構升級也受到了對外開放的正向激勵，獲得了可喜的成就和長足的發展。而人力資本、工業發展水平和區域發展水平對于產業結構升級的影響并不顯著，同時各控制變量的空間溢出效應也尚未顯現。究其原因，這些因素對西北民族聚集區而言，都不具有優勢，而是相對弱勢。西北民族聚集區產業結構升級主要源于國家對民族聚集區的科技投入和扶持政策，以及對外開放成就。

為進一步準確分析科技創新和金融發展對產業結構升級影響的動態效果，將解釋變量影響的總效用通過偏微分矩陣分解為直接效應和間接效應，具體結果如表5所示。（各控制變量對產業結構升級的影響效果研究非本文重點，在此未列示，不作詳細分析）。

由表5可知，在西部11省及自治區2001—2019年的研究期間，科技創新的空間效應系數除長期間接效應外，均通過了1%的檢驗水平顯著為正值。這表明科技創新對產業結構升級的積極促進作用在本地區能夠持續保持，而對于相鄰地區的持續促進作用并不顯著。究其原因，以發明專利和實用新型專利為代表的綠色科技創新成果，能夠直接應用于企業的生產服務實踐中，優化生產要素的組合配置，持續提升產出效率和產品質量，為產業結構升級提供了不竭動力。同時，基于科學技術的輻射和溢出效應，本地區的科技創新成果能夠實現區域流動，促進技術互動，為相鄰地區的科技和經濟發展帶來積極的正向影響。但是由于科技創新成果的應用還是具有區域優先和溢出范圍有限的特點，故導致科技創新促進相鄰地區產業結構升級的長期間接效應并不顯著。

金融發展的系數在短期效應中均顯著為正值，且在長期總效應中也通過了5%的檢驗水平顯著，這一結果表明，西北民族聚集區產業結構升級獲得了國家金融業的有力支持。多年來，國家高度重視民族地區的發展，無論從科技投入還是金融支持上都給予了傾斜，并產生了顯著效果。

3.1.3穩健性檢驗

為進一步增強實證模型檢驗科技創新、金融發展對產業結構升級影響效果的平穩性，采用指標替代法進行穩健性檢驗。選擇構建產業結構綜合指數（IS）替代產業結構升級（IUP），具體方法參考郭文偉等[35]的研究：

IS=V1+2×V2+3×V3。

其中，V1、V2和V3分表表示第一產業、第二產業和第三產業增加值所占GDP的比重，為體現各產業的重要性，分別賦予三大產業1、2、3的權重。產業結構綜合指數越大，表明其產業結構升級程度越高。同樣將產業結構綜合指數（IS）以自然對數形式引入具有空間時點雙固定的空間杜賓模型（1）。穩健估計結果，如表6所示。

根據穩健性檢驗結果，ln STI、ln FD、W×ln STI與W×ln FD的系數僅發生了細微變化，但并不影響科技創新和金融發展對產業結構升級影響效果的判斷。說明采用具有雙固定效應的空間杜賓模型分析科技創新、金融發展對產業結構升級的影響，是合理的且結果可靠。在控制變量方面表現出些許的變化，人力資本對產業結構綜合指數的影響直接效應顯著為正，空間溢出效應不顯著;工業發展對于產業結構綜合指數具有顯著負向影響，且在空間上也表現出了負向的溢出效應;區域經濟水平對產業結構綜合指數的影響仍舊不顯著;對外開放程度對于產業結構綜合指數的影響仍然十分顯著，同時空間溢出效應也有所顯現。

3.2中介效應分析

3.2.1中介效應檢驗

對模型（3）和模型（4）同樣進行具有雙固定效應的空間杜賓模型估計，結合模型（1）實證檢驗金融發展在科技創新影響產業結構升級過程中的中介作用，結果如表7所示。

由表7可知，在模型（3）中，科技創新的系數為0.181 3（a），通過了1%的檢驗水平顯著，表明科技創新能夠顯著促進金融發展。在模型（4）中，科技創新的系數為0.029 4（c），在1%檢驗水平下顯著，表明科技創新顯著促進了產業結構升級。結合模型（1）中科技創新和金融發展的系數分別為0.025 5（c′）和0.021 7（b），均通過了5%的檢驗水平顯著，即表明金融發展在科技創新促進產業結構升級的過程中實現了部分中介效應，具體占比為13.38%。

同理，為檢驗科技創新在金融發展對產業結構升級影響中的中介效應，結合模型（1），對模型（5）、模型（6）進行具有雙固定效應的空間杜賓模型的實證檢驗，具體結果如表8所示。其中a、b、c、c′分別為0.425 3，0.025 5，0.031 7和0.021 7，均通過了5%檢驗水平顯著，故在金融發展促進產業結構升級的過程中，科技創新也發揮了積極的部分中介作用，其占總效應的比重為34.21%。

3.2.2穩健性檢驗

同樣為確保估計結果的穩健性，選擇產業結構綜合指數（IS）替代產業結構升級（IUP）進行中介效應的穩健性檢驗，結果如表9所示。

由表9可知，無論是在模型（1）、模型（3）和模型（4）組成的金融發展的中介效應檢驗，還是模型（1）、模型（5）和模型（6）構成的科技創新的中介效應檢驗中，a、b、c、c′均通過了顯著性檢驗，再一次驗證了在促進產業結構升級的過程中，科技創新和金融發展互為中介，從而說明上述研究結果具有穩健性和模型的可靠性。

4結論與建議

4.1結論

通過以上空間時點雙固定效應杜賓模型和中介效應模型的實證檢驗和分析，可以得出以下基本結論：

1）民族地區科技創新對產業結構升級具有積極促進作用，且空間溢出效應顯著。空間時點雙固定效應杜賓模型結果顯示，在西北11省及自治區民族聚集區，科技創新對產業結構升級發揮了重要的積極促進作用，且具有長期的溢出效應。這一結論再次充分證明了偉人科學技術是第一生產力的著名論斷的科學性，也再次證明了黨和國家高度重視民族地區的經濟發展，對民族地區給予了政策上的傾斜和重視，極大地提升了民族地區科技創新能力，促進了民族地區產業結構的升級。

2）民族地區金融發展對產業結構升級具有積極促進作用，且空間溢出效應不顯著。空間時點雙固定效應杜賓模型結果顯示，在西北11省及自治區民族聚集區，金融發展對產業結構升級具有積極促進作用，且空間溢出效應尚不顯著。究其原因，說明黨和國家對民族地區的發展高度重視，應當說民族地區自有的金融積累非常有限，那么，金融對經濟發展的支持也會有限。然而，客觀真實的結果是民族地區金融發展對產業升級發揮了積極的促進作用。說明黨和國家在支持民族地區發展上，充分考慮到了民族地區發展的重要性。從金融資金的支持上，就體現出了全國一盤棋的思想和效果。當然，由于金融扶持資金具有嚴格的計劃性，因此，沒有表現空間溢出效應。

3）科技創新、金融發展在民族地區產業結構升級中，分別且相互發揮著中介效應。對民族地區11省及自治區科技創新、金融發展對產業結構升級的影響，應用中介效應模型進行檢驗，結果顯示，在促進產業結構升級的過程中，科技創新、金融發展相互發揮著中介效應。這表明西北民族地區科技創新、金融發展和產業結構升級之間，已經形成了良性的動態互促關系。

4）民族地區對外開放對產業結構升級發揮了積極的促進作用。依據2001—2019年19年的數據進行空間效應分析，結果表明對外開放對西北民族地區產業結構升級發揮了積極的促進作用。這說明在改革開放中，民族地區和全國所有地區一樣，都享受著改革開放的成果，都是國家各項政策的受益地區。

4.2政策建議

根據西北民族地區科技創新、金融發展對產業結構升級的空間效應，結合國家十四五時期經濟和社會發展計劃綱要，提出以下政策建議：

1）全面推動科技創新，加速民族地區發展一體化進程。西北民族地區經濟社會發展已經取得了顯著成效，得益于黨和國家民族地區的科技政策。鑒于國 際國內經濟社會發展面臨的新形勢，應當繼續全面推動科技創新，特別是要加速西北地區發展一體化建設進程，立足區域一體化和合作最優化的長遠目標[36]，深化科技成果共享，形成大西北市場共用，構建起科技創新與產業升級互促的內在良性機制。

2）堅持創新金融發展，構建民族地區金融的合作機制。對于產業升級而言，金融支持具有輸血的關鍵功效，鑒于西北民族地區金融發展對產業升級具有顯著直接效應而間接效應不顯著的結果，應當堅持創新金融發展，樹立西北民族地區整體觀，構建民族地區區域金融合作機制[37]。同時，通過政策引導金融支持向綠色環保等高科技產業傾斜，發揮金融支持對產業升級的關鍵作用。

3）樹立整體協同理念，促進民族地區經濟的全面提升。鑒于西北民族地區相關要素對產業結構升級直接效應顯著，而間接效應不顯著的實際，十四五時期，特別需要樹立西北民族地區整體協同理念，按照促進增長、調整結構和引導集聚的基本思路[38]，在產業布局上實行區域協同、產業互補、互連互促，完善和提升西北地區的產業鏈，促進民族地區經濟發展、社會進步的全面提升。

4）融入“雙循環”新格局，開創民族地區全面發展新局面。黨中央制定了打造國際國內“雙循環”新發展格局的戰略，西北民族地區應當按照中央的部署，積極融入“雙循環”新格局中，鑄牢中華民族共同體意識，提高民族地區經濟建設的協同性[39]，發揮民族地區區域產業優勢，提升民族地區區域產品特色知名品牌，開創民族地區經濟、社會全面發展，各族人民團結奮斗、共創幸福生活的新局面。

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收稿日期： 2021-12-22

基金項目： 國家社會科學基金課題一般項目（16BJL119）

作者簡介： 汪發元（1961—），男，教授，碩士生導師;

何智勵（1996—），女，碩士研究生.