科技金融生態系統共生對制造業結構優化影響研究

李愛玲 劉 燃

（哈爾濱商業大學金融學院 黑龍江哈爾濱 150028）

科技金融生態系統為科技金融生態系統的子種群在一定的金融環境下形成的相互配合、彼此協調、共同生長的關系。其能推動科技創新的原因是，共生水平是科技金融生態系統穩定程度的反映，在生態學理論中，只有各種群之間協同合作、共同發展，才能保持生態系統穩定繁盛的狀態，才能充分發揮其各項功能，最終達到推動發展的效果。基于此，本文提出研究假設Rh1以及假設Rh2。

Rh1：科技金融生態系統共生能夠通過影響科技創新進而影響制造業結構合理化。

Rh2：科技金融生態系統共生能夠通過影響科技創新進而影響制造業結構高級化。

一、實證檢驗

（一）變量選取。

1.被解釋變量：制造業結構優化。本文選用制造業結構合理化（Rms）和制造業結構高級化（Ams）兩個指標來對制造業結構的優化程度進行衡量。經濟合作與發展組織（OECD）將制造業分為四大類，即高端、中高端、中低端以及低端技術產業，本文以該分類標準為依據，并參考李賢珠的分類方法[1]最終對制造業進行了劃分，即分為高端技術、中端技術以及低端技術制造業三大類，在此基礎上，展開制造業結構優化程度分析。

（1）制造業結構合理化（Rms）：制造業結構合理化體現的是要素投入與產出之間的關聯程度，反映了各部門之間的資源配置效率和協調發展能力。本文綜合呂明元等[2]、張林[3]以及龍海明等[4]的方法，采用以下指標來對制造業結構合理化水平進行測度，計算公式為：

上式中，Rms即為制造業結構合理化水平。Y為制造業總產值，L為制造業就業人口總數，i為制造業第i行業。Yi/Y表示制造業第i行業的產值與制造業總產值的比重，Li/L表示制造業第i 行業就業人口數量占制造業就業人口總數的權重。Rms 值與制造業結構合理化水平呈正相關關系，即Rms 值越大，制造業便會具有越合理的結構，反之則具有越不合理的結構。

（2）制造業結構高級化（Ams）：制造業結構高級化是技術密集程度、規模經濟效益以及勞動生產率不斷提高的過程。所以，本文借鑒傅元海等[5]的相關做法，對于制造業結構高級化水平，選擇用高端技術制造業與中端技術制造業的產值比來衡量，具體計算公式為：

其中，中端技術制造業以及高端技術制造業的產值分別由OVh以及OVm來表示。

2.解釋變量：科技金融生態系統共生。如前所述，科技金融生態系統共生是指科技金融生態系統的子種群在一定的金融環境下形成的相互合作、彼此協調、共同生長的關系。本文選取劉欒云嶠[6]等測算的科技金融生態系統共生度（Sym）來衡量科技金融生態系統共生水平，具體操作步驟如下：

（1）計算種群序參量分量有序度。設科技金融生態系統中各種群的序參量為，對于第i個生態種群來說，其第j個序參量分量由xij來表示，當均能夠產生正向影響時，其有序度計算公式為：

其中,αij為第i 個生態種群第j 個序參量分量的最大值，βij為第i個生態種群第j個序參量分量的最小值，即βij≤xij≤αij。

（2）計算種群序參量有序度。運用算術加權法對種群序μij參量分量的有序度進行集成，得到種群序參量有序度：

其中，di(X)為第i個種群的序參量有序度，其數值的大小與種群自身的發展水平成正比；為種群序參量分量的權重，可通過相關系數法求得。

（3）計算科技金融生態系統共生度。以種群序參量有序度為基礎，通過種群間動態協同狀況，測度科技金融生態系統共生度。設初始時刻t0和另一時刻t1的種群序參量有序度分別為，則科技金融生態系統共生度為：

其中，Sym即為衡量科技金融生態系統共生程度的科技金融生態系統的共生度。該值越大，表明科技金融生態種群之間的共生關系越緊密。θ為參數，反映科技金融生態系統共生關系的發展方向，計算公式為：

θ＝1時，表明種群間的共生關系朝著正向發展，θ＝-1時，表明種群間的共生關系朝著負向發展。

3.中介變量：科技創新。目前，現有文獻多采用研發資金投入、研發人員投入、專利申請數量或專利授權數量等單一指標衡量科技創新績效，難以全面反映科技創新從科技研發到產生效益回報的各階段成果。因此，本文選擇采用綜合指標來衡量科技創新績效，并運用主成分分析法（PCA）將原高維數據降維，得到充分反映科技創新的唯一指標，即科技創新績效（Stip）指標，以便于進一步的研究分析。

4.控制變量。為避免因遺漏變量而產生估計偏誤等問題，本文還加入了一組省份控制變量，具體包括：對外開放水平（Idf），以外商直接投資與地區生產總值的比值表示；政府信貸干預水平（Inter），以各地區存款總額與貸款總額的比值表示；城鎮化水平（Urb），以各地區城鎮人口數量與總人口數量的比值表示；人力資本水平（Edu），以各地區高等教育人口數量與總人口數量的比值表示。

（二）數據說明。本文以2010—2020年為研究時段，剔除數據缺失較為嚴重的港澳臺及西藏地區，對30個省市進行研究。原始數據主要來源于《中國工業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國火炬統計年鑒》以及各地區統計年鑒。科技金融生態系統共生度來源于張玉喜等的研究成果，因數據時間跨度為2010—2018，同時考慮到科技金融生態系統的穩定性和延續性，本文參考俞紅海等[7]的做法，采用2014—2018 年各省份科技金融生態系統共生度的年平均增長幅度作為2018—2019以及2019—2020 的年增長幅度，來獲得2018—2020 年各省份科技金融生態系統共生度。對于科技創新績效指標，本文選取各省市每萬人專利授權數、高新技術企業營業收入、技術市場成交額和研發人員占總人口比重四個科技創新指標的樣本數據進行研究，并在這些指標的基礎上運用主成分分析法對原始多維數據進行降維處理，得到唯一的科技創新績效衡量指標。變量選取如表1所示。

表1 變量選取及說明

表2對變量描述性統計結果進行了展示。通過對被解釋變量的分析會發現，制造業結構合理化的平均值為1.8698，最大值為5.8515，最小值為0.0469，表明我國部分省份制造業結構較為合理，而個別省份制造業結構合理性較差，各地區存在一定的差異；制造業結構高級化的平均值為1.5540，最大值為8.1307，最小值為0.1671，標準差為1.3708，說明我國省份與省份之間的制造業結構高級化水平擁有較大差異，且差異化程度高于制造業結構合理化的差異化程度。從解釋變量來看，科技金融生態系統共生的平均值為0.0533，最小值為-0.0830，最大值為0.7630，標準差為0.0955，表明我國大部分省份科技金融生態系統的共生程度較高，個別省份共生度為負，但省份間科技金融生態系統共生度差異不大。從中介變量來看，地區與地區間的科技創新水平存在較大差異，部分省份的科技創新能力相對較弱。從控制變量角度分析，對外開放水平和人力資本水平在各地區發展差異較小，政府信貸干預水平和城鎮化水平差異較大。

表2 變量描述性統計結果

（三）模型設定和估計方法。為了研究科技金融生態系統共生對制造業結構優化的影響，本文針對性地構建如下計量模型，即：

上式以省份i為研究對象，在第t年中，其制造業結構的高級化水平以及合理化水平分別由Amsit以及Rmsit來表示，科技金融生態系統的共生度由Symit來表示。系數α1和β1反映了共生關系對制造業結構優化的影響程度，是本文的重點研究對象。若在控制了一系列省份變量后，該系數仍顯著為正，則表明科技金融生態系統共生有助于推動制造業結構優化，反之則不利于制造業結構優化。Idfit表示省份i在第t年的對外開放水平，Interit表示省份i在第t年的政府信貸干預水平，Urbit表示省份i在第t年的城鎮化水平，Eduit表示省份i在第t年的人力資本水平，α0、β0為常數項，μi為個體效應，εit、ρit為隨機擾動項。

為深入探究科技金融生態系統共生通過何種方式影響制造業結構優化，在完成了對以上模型的構建之后，引入中介變量科技創新（Stip），具體模型如下：

其中，Stipit表示省份i在第t年的科技創新績效，γ0、δ0、θ0為常數項，σit、ωit、?it為隨機擾動項。

二、實證結果及分析

（一）基本回歸分析。為確保模型的估計效率和穩定性，本文在對模型進行回歸分析前先進行Hausman檢驗，依據檢驗結果，選用固定效應模型進行回歸，表3對回歸結果進行了展示。

表3 科技金融生態系統共生對制造業結構優化的影響

第一，通過對模型（1）以及模型（2）的分析會發現，對于制造業結構合理化來說，科技金融生態系統共生對其產生的影響系數顯著為1.6390，對于制造業結構高級化來說，科技金融生態系統共生對其產生的影響系數同樣顯著，為1.3597，說明科技金融生態系統共生對制造業結構合理化和制造業結構高級化都具有顯著的正效應，即科技金融生態系統共生能夠對制造業結構優化起到促進作用。主要是因為科技金融生態系統共生反映的是其子種群間共同發展以及協調配合的良性關系，有利于充分發揮科技金融生態系統各項功能，進而通過為制造業企業提供多元化融資支持、創新金融服務以及產品、提高資源要素的流動和配置效率并提高制造業創新產出等推動制造業結構優化。

第二，從控制變量估計結果來看，對外開放水平、政府信貸干預水平以及城鎮化水平對制造業結構高級化呈顯著正向影響，而政府信貸干預水平對制造業結構合理化呈顯著負向影響。原因可能是我國外商投資環境越來越完善，相關法律及政策越來越成熟，能為制造業吸引大量資本，并在制造業的各個行業之中引導外商直接投資實現合理分配，進而實現制造業結構高級化的發展。政府通過信貸干預，為高端技術制造業的生產經營活動提供精準的資金支持，能在很大程度上促進制造業結構高級化的發展，而這種精準支持往往會忽略各部門之間的資源配置效率和協調發展能力，因此也會一定程度的阻礙制造業結構合理化發展。城鎮化水平的提高會相應的提高人們的消費水平，人們對高端技術產品的需求越來越大，從而推動制造業結構日趨高級化。

（二）中介效應檢驗。為分析科技創新在科技金融生態系統共生與制造業結構優化中的作用，對式（9）—（11）進行回歸，所得結果見表4。

表4 科技創新的中介效應檢驗

1.科技創新對制造業結構合理化的中介效應檢驗。通過對表3模型（1）的分析會發現，科技金融生態系統共生對制造業結構合理化的總效應（c1）值顯著為1.6390；由表4 模型（3）可知，科技金融生態系統共生對科技創新的效應（a）顯著為4.4402；表4模型（4）得出科技創新對制造業結構合理化的間接效應（b1）不顯著。以溫忠麟等[8]的研究結論為依據，系數乘積檢驗法以及逐步檢驗法為中介效應檢驗法的主要分類形式，當c1顯著，而a、b1至少有一個不顯著時，使用逐步檢驗法會得出中介效應不存在的結論，為了確保結果具有準確性，這時便需要借助系數乘積檢驗法來驗證中介效應的存在情況。

本文采用Bootstrap 檢驗法來進一步確定科技創新是否具有中介效應。表5對結果進行了展示，間接效應在95%的置信區間為[0.0055288，1.902639]，0未處在該區間內，表明間接效應顯著；直接效應在95%的置信區間為[-0.6528374，2.189073]，0被包含在該區間內，表明直接效應不顯著。通過上述分析可知，間接效應顯著而直接效應不顯著，說明中介變量在解釋變量與被解釋變量之間發揮完全中介效應，即科技金融生態系統共生能夠通過推動科技創新的發展進而促進制造業結構合理化，Rh1成立。

表5 科技創新的Bootstrap檢驗

2.科技創新對制造業結構高級化的中介效應檢驗。通過對表3模型（2）的分析會發現，科技金融生態系統共生對制造業結構高級化的總效應（c2）顯著為1.3597；由表4 模型（3）可知，科技金融生態系統共生對科技創新的效應（a）顯著為4.4402；表4 模型（5）得出科技創新對制造業結構高級化的間接效應（b2）顯著為0.2836，而科技金融生態系統共生對制造業結構高級化的直接效應（c2）為0.1004，系數不顯著。當c2、a、b2顯著，而c2不顯著時，說明中介變量在解釋變量與被解釋變量之間發揮完全中介效應，即科技金融生態系統共生能夠通過推動科技創新的發展進而促進制造業結構高級化，Rh2成立。

（三）穩健性檢驗。為保證回歸結果的準確性和可靠性，本文從以下兩個方面做穩健性檢驗：1.考慮到科技金融生態系統共生對制造業結構優化可能存在一定的滯后效應，用科技金融生態系統共生度的滯后1期替代原解釋變量來進行穩健性檢驗，結果如表6所示。將其與表3模型（1）和模型（2）進行對比可以發現，解釋變量除了在回歸系數的大小上有細微差別，在系數的方向和顯著性上完全一致，說明本文的實證分析結果具有較好的穩健性。2.為避免因為遺漏變量或科技金融生態系統共生度的測量誤差而導致結果出現偏誤從而產生內生性問題，本文以科技金融生態系統共生度的滯后項作為工具變量，使用工具變量方法來弱化這一問題。表7顯示了工具變量的回歸結果，在考慮科技金融生態系統共生與制造業結構優化之間可能存在的內生性問題后，科技金融生態系統共生的系數仍顯著為正，證明其的發展能夠推動制造業結構優化，這與前文結果完全一致，說明本文的實證分析結果具有較好的穩健性。

表6 解釋變量取滯后1期的穩健性檢驗

_cons N R2 F 3.3452*(1.7371)300.0000 0.3119 8.5999[0.0000]-1.9774(1.3599)300.0000 0.4222 96.0007[0.0000]

表7 工具變量回歸結果

三、研究結論與對策建議

（一）研究結論。第一，科技金融生態系統共生對制造業結構優化具有顯著的正效應。第二，科技創新在科技金融生態系統共生和制造業結構合理化以及制造業結構高級化之間均發揮完全中介效應。第三，從控制變量來看，對外開放水平、政府信貸干預水平以及城鎮化水平都能顯著推動制造業結構高級化發展，而人力資本水平對制造業結構優化的促進作用不顯著。

（二）對策建議。第一，積極促進科技金融生態系統集群的發展，加強生態種群間的協調互動，提高科技金融生態系統共生效應。各科技金融生態系統種群不僅需要充分發揮自身的各項功能，同時還需要加強彼此間的協調融合，只有這樣才能最大限度地發揮科技金融生態系統的共生效應，進而推動制造業結構優化。對于企業種群來說，應加大科創型人才的培養力度，充分發揮高端人才的研發創新能力，進一步提高企業種群作為科技創新主體的作用。對于中介服務機構種群來說，應設立行業門檻，對從業人員的職業素養提出要求，加強中介服務機構的專業性和規范性。加大對專業型人才的投入力度，培養職業技能過硬的綜合性人才，提高中介服務機構種群的服務質量。對于科技金融機構和市場種群來說，要建立健全多層次的科技金融市場體系，完善市場結構，豐富市場產品，充分發揮其作為科創型企業重要融資平臺、分散科創型企業創新風險、降低科創型企業創新損失等作用，進而加大對科技創新型企業的支持。同時，要加強國際交流，借鑒國際上較為成熟的科技金融機構和市場，學習其先進的管理理念和創新經驗，從而推動科技金融機構和市場種群的發展；對于政府部門種群來說，應加大對科技創新型企業的政策支持力度，提供資金支持、引導擔保機構為科創型企業進行擔保等。同時，進一步完善相應的法律法規，如知識產權法、專利法等，從法律層面保護科創型企業的創新成果。

第二，加強科技創新的發展，充分發揮其在科技金融生態系統共生與制造業結構優化中的中介作用。科技金融生態系統通過為企業提供創新平臺、為創新活動提供資金支持，分散創新活動風險、及時共享創新信息、保護創新成果等推動科技創新的發展，科技創新又通過影響要素、供給和需求來促進制造業結構優化。因此，要大力發展科技創新，強化其對制造業結構優化的推動作用。具體來說，應通過市場激勵和政策指引等，激發各類創新主體參與創新研發活動的積極性，促進科技創新的發展。同時，加強創新創業服務指導體系的建設，為企業進行科技創新活動提供完善的指導與服務，減輕企業創新活動損失，激發創新創業活力。

第三，推動人才事業發展，提升人力資本水平對制造業結構優化的驅動作用。人力資本水平對制造業結構優化的促進作用不顯著，可能是因為目前大部分高等教育人才只是擁有比較完善的理論知識，實際操作能力還有所欠缺，并不能將所學理論知識較好的應用到實踐中。因此，要進一步推動人才事業發展，改善現有人才培養模式，如加強校企合作，線上線下結合等，培育理論性與實操性兼備的專業型人才。同時，要加強國際人才交流，互相借鑒學習優秀的人才培養理念，并根據現有市場需求積極引進高質量人才，優化勞動力技能結構，為制造業結構優化提供堅實的人才支撐。