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    風(fēng)險(xiǎn)投資對長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響

    2019-03-16 03:30:53武長河王潞
    創(chuàng)新科技 2019年10期
    關(guān)鍵詞:區(qū)域創(chuàng)新中介效應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)投資

    武長河 王潞

    摘 要:文章選用長三角地區(qū)三省一市(上海市、江蘇省、浙江省、安徽?。?005—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù),實(shí)證分析了風(fēng)險(xiǎn)投資對長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響,并檢驗(yàn)了在風(fēng)險(xiǎn)投資影響長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚過程中區(qū)域創(chuàng)新的中介作用。實(shí)證結(jié)果表明:①風(fēng)險(xiǎn)投資不利于長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚;風(fēng)險(xiǎn)投資顯著促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新;而區(qū)域創(chuàng)新對長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚具有顯著的正向影響;②區(qū)域創(chuàng)新在風(fēng)險(xiǎn)投資影響長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的過程中起到了中介變量的作用。即風(fēng)險(xiǎn)投資在影響長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚時(shí),一方面可以直接對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚產(chǎn)生負(fù)向沖擊,另一方面還可以通過區(qū)域創(chuàng)新的中介效應(yīng)間接對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚產(chǎn)生正向影響。

    關(guān)鍵詞:風(fēng)險(xiǎn)投資;長三角;協(xié)同集聚;區(qū)域創(chuàng)新;中介效應(yīng)

    中圖分類號:F124 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)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(jīng)濟(jì)全球化過程的不斷推進(jìn),區(qū)域經(jīng)濟(jì)也逐漸突破省際界限而表現(xiàn)出新的競爭態(tài)勢。長三角是我國最活躍的經(jīng)濟(jì)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(chǎn)業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)張,其發(fā)展卻面臨諸多挑戰(zhàn)。有關(guān)資料顯示:自2011年起,長三角船舶產(chǎn)業(yè)訂單大幅度萎縮,企業(yè)生產(chǎn)蕭條;紡織行業(yè)大量核心企業(yè)外遷、產(chǎn)業(yè)集聚度顯著下降;雖然實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長,部分產(chǎn)業(yè)卻沒能順利實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級,產(chǎn)業(yè)規(guī)模逐漸萎縮。如何引導(dǎo)長三角產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展以增強(qiáng)區(qū)域競爭力是亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。

    發(fā)達(dá)國家的研究和實(shí)踐表明:有效的風(fēng)險(xiǎn)投資制度對一個(gè)國家產(chǎn)業(yè)升級的影響是其他途徑無法替代的,風(fēng)險(xiǎn)投資行業(yè)的發(fā)達(dá)與否直接關(guān)系一個(gè)地區(qū)技術(shù)企業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要融資渠道,一方面,風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展了多種手段能夠有效地減少信息不對稱,并控制風(fēng)險(xiǎn);另一方面,風(fēng)險(xiǎn)投資實(shí)際上是一種新的金融中介,對中小企業(yè)來說是一個(gè)新的資本供給方,它能夠滿足現(xiàn)有金融市場無法滿足的特定融資需求,填補(bǔ)供需缺口。但是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚作為促進(jìn)長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的重要途徑,風(fēng)險(xiǎn)投資對其影響卻不甚明確。

    分析風(fēng)險(xiǎn)投資對長三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響,對構(gòu)建長三角風(fēng)險(xiǎn)投資體系、整合國內(nèi)多層次和多主體的風(fēng)險(xiǎn)投資力量、充分發(fā)揮市場主體作用提供了借鑒支持,同時(shí)對促進(jìn)三省一市的高水平合作與資源共享、更好地服務(wù)于長三角高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略要求也有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

    2 文獻(xiàn)綜述

    隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“工業(yè)型”向“服務(wù)型”轉(zhuǎn)變,現(xiàn)代服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展自然引起了廣泛關(guān)注,學(xué)者們的研究方向也由單純的制造業(yè)集聚延伸到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚上。關(guān)于長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的相關(guān)文獻(xiàn),首先是對兩者內(nèi)部作用機(jī)制的探討,江靜等[1]研究發(fā)現(xiàn),長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展能顯著促進(jìn)其制造業(yè)在全球價(jià)值鏈中的升級。孫久文等[2]研究表明,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以顯著提升制造業(yè),但制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響較小。齊飛等[3]認(rèn)為滯后一期的制造業(yè)集聚可以促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚;滯后一期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚也對制造業(yè)集聚有促進(jìn)作用。

    其次是關(guān)于兩者協(xié)同集聚程度的測算方面,金飛等[4]計(jì)算了江浙滬地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度,結(jié)果表明:三地的制造業(yè)與服務(wù)業(yè)集聚均表現(xiàn)出區(qū)位分布趨同,且呈逐漸上升趨勢。張永慶等[5]分別計(jì)算了長三角兩省一市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的集聚指數(shù),研究發(fā)現(xiàn):上海市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度高于兩省;兩省的制造業(yè)集聚水平和協(xié)同集聚指數(shù)均高于上海。

    在此基礎(chǔ)上,學(xué)者們進(jìn)一步對影響兩者協(xié)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(chǎn)出并不是影響兩產(chǎn)業(yè)集聚的唯一動(dòng)因。陳曉峰[7]則認(rèn)為,存在一個(gè)均衡的租金水平,可以使兩者集聚達(dá)到最大。此外,陳曉峰[8]還利用空間面板模型對影響產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的主要因素進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果顯示:產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)通過前后向聯(lián)系實(shí)現(xiàn)協(xié)同集聚;知識存量則通過溢出效應(yīng)導(dǎo)致了協(xié)同集聚。

    而我國的風(fēng)險(xiǎn)投資市場相比于發(fā)達(dá)國家起步要晚,現(xiàn)在仍處于探索發(fā)展期,有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)投資的文獻(xiàn)也有待豐富。已有文獻(xiàn)主要集中在兩個(gè)方面,首先是關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)投資和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新,茍燕楠等[9]研究發(fā)現(xiàn),不管從專利數(shù)還是研發(fā)投入看,有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的公司,其創(chuàng)新水平明顯高于無風(fēng)險(xiǎn)投資背景的;李成等[10]則分析了風(fēng)險(xiǎn)投資的資本提升效應(yīng),結(jié)果表明,風(fēng)險(xiǎn)投資通過資本提升有效帶動(dòng)了創(chuàng)新增值;馮照楨[11]通過構(gòu)建PSTR模型,研究了風(fēng)險(xiǎn)投資和創(chuàng)新間的非線性關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn),風(fēng)險(xiǎn)投資和創(chuàng)新兩者間有門檻效應(yīng);張俊芳等[12]通過格蘭杰因果檢驗(yàn)分析了風(fēng)險(xiǎn)投資對區(qū)域創(chuàng)新水平的影響,結(jié)果表明,我國風(fēng)險(xiǎn)投資在當(dāng)期及短期內(nèi)均能明顯促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

    其次是風(fēng)險(xiǎn)投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響方面,李大偉等[13]比較了政府金融、金融機(jī)構(gòu)以及風(fēng)險(xiǎn)投資等方式發(fā)現(xiàn),有效的風(fēng)險(xiǎn)投資體系是支持產(chǎn)業(yè)升級的最佳模式。張方方[14]分析了風(fēng)險(xiǎn)資本與產(chǎn)業(yè)集群之間的交互影響,結(jié)果表明,風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)制及由此形成的風(fēng)險(xiǎn)資本集聚促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展,產(chǎn)業(yè)集群又推動(dòng)了風(fēng)險(xiǎn)投資的發(fā)展。王洋[15]研究了風(fēng)險(xiǎn)投資對產(chǎn)業(yè)規(guī)模的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn),風(fēng)險(xiǎn)投資有助于擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)規(guī)模并促進(jìn)就業(yè),同時(shí)還有增收效應(yīng)。許興[16]深入研究了我國風(fēng)險(xiǎn)投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的效應(yīng),結(jié)果表明,風(fēng)險(xiǎn)投資能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展。

    梳理現(xiàn)有文獻(xiàn),可以發(fā)現(xiàn):第一,在以往的長三角產(chǎn)業(yè)集聚研究中,有關(guān)制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚相互作用的研究較為成熟,但是對于兩者協(xié)同集聚效應(yīng)的分析并不充分,有必要對長三角兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的動(dòng)態(tài)效應(yīng)加以探討。第二,學(xué)者對風(fēng)險(xiǎn)投資的效應(yīng)研究大部分都集中在其促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新以及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面,前者研究較為充分且實(shí)證分析較多,后者文獻(xiàn)相對缺乏,而且鮮有文獻(xiàn)研究風(fēng)險(xiǎn)投資對長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的效應(yīng),將風(fēng)險(xiǎn)投資、區(qū)域創(chuàng)新以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚三者放在一個(gè)系統(tǒng)中分析的文獻(xiàn)更加少見,基于以上兩點(diǎn),本文擬利用長三角三省一市的相關(guān)數(shù)據(jù),通過判斷區(qū)域創(chuàng)新的中介作用是否存在,實(shí)證研究風(fēng)險(xiǎn)投資對長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響。

    3 實(shí)證分析

    3.1 指標(biāo)選取與變量說明

    3.1.1 核心變量說明。①被解釋變量。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)COi,是本文的被解釋變量。綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性和本文的研究目標(biāo),借鑒豆建民和陳國亮等的研究方法,在計(jì)算i城市j產(chǎn)業(yè)集聚度的基礎(chǔ)上,借助集聚指標(biāo)的相對差異來衡量i城市兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚水平。具體計(jì)算公式如下:

    上式中,[Lqij]代表i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵,這里作為產(chǎn)業(yè)集聚度的測度指標(biāo),[eij]代表i區(qū)域j產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù),[Ei]代表i區(qū)域的從業(yè)人數(shù),[ej]代表長三角地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù),[E]代表長三角地區(qū)的從業(yè)人數(shù);[COi]表示i區(qū)域兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚度,[Muqi]與[Muqi]分別表示i區(qū)域兩產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵。

    按照2015年國家對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的界定,本文選擇了批發(fā)和零售業(yè);交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)及郵政業(yè);信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè);金融業(yè);租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè);科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)和制造業(yè)分地區(qū)的從業(yè)人員數(shù)等相關(guān)指標(biāo)。

    ②解釋變量。風(fēng)險(xiǎn)投資實(shí)際上代表的是專業(yè)的投資機(jī)構(gòu)把資金投資到高成長公司并追求高額回報(bào)的一種資金?;跀?shù)據(jù)可得性,本文選用各地區(qū)年度風(fēng)險(xiǎn)投資額的對數(shù)值([LnVC])來衡量風(fēng)險(xiǎn)投資對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的影響。

    ③中介變量。中介變量主要是用來衡量區(qū)域創(chuàng)新水平,根據(jù)前文對影響機(jī)制的研究,風(fēng)險(xiǎn)投資可以通過促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新水平而影響兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚,本文選擇地區(qū)年度發(fā)明專利的申請授權(quán)量的對數(shù)值([LnTI])作為其代理指標(biāo)。

    3.1.2 主要控制變量。參照陳曉峰、吉亞輝等學(xué)者對兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的研究,選擇如下3個(gè)控制變量:

    ①政府干預(yù)指標(biāo)([LnGOV])。反映政府對產(chǎn)業(yè)的干預(yù)程度,本文選用地方非轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出其對數(shù)值作為衡量指標(biāo)。

    ②對外依存度([LnEXP])。反映外貿(mào)依存度對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響,本文用進(jìn)出口總額指標(biāo)的對數(shù)值來衡量。

    ③人力資本指標(biāo)([HUM])。人力資本的投入對產(chǎn)業(yè)的升級也發(fā)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(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)。本文選用2005—2016年長三角地區(qū)三省一市(上海、江蘇、浙江、安徽)的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究對象,各變量數(shù)據(jù)根據(jù)2006—2017年《中國風(fēng)險(xiǎn)投資發(fā)展報(bào)告》、同花順數(shù)據(jù)庫以及國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站整理和計(jì)算得到。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

    3.2 面板中介效應(yīng)模型

    3.3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    在對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前,首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn),本文選擇用LLC方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示,可以看出[LnVC]、[CO]、[LnTI]、[LnGOV]、[LnEXP]、[HUM]均為平穩(wěn)變量。

    3.4 風(fēng)險(xiǎn)投資影響長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的實(shí)證檢驗(yàn)

    以風(fēng)險(xiǎn)投資額為自變量,協(xié)同集聚指數(shù)為因變量,進(jìn)行回歸分析,首先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn),對應(yīng)的P值為0.000 0<0.01,構(gòu)建固定效應(yīng)模型,回歸系數(shù)如表4所示。

    通過表4可以看出,在5%的顯著性水平下,風(fēng)險(xiǎn)投資對協(xié)同集聚指數(shù)有顯著的負(fù)向作用,驗(yàn)證了假設(shè)1,即風(fēng)險(xiǎn)投資的增加不利于長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚,風(fēng)險(xiǎn)投資額每增加1%,協(xié)同集聚指數(shù)下降0.708 4。而控制變量中,進(jìn)出口總額[LnEXP]對長三角兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚有顯著正向作用;政府非轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出[LnGOV]和人力資本[HUM]對其影響并不顯著。

    3.5 風(fēng)險(xiǎn)投資影響區(qū)域創(chuàng)新的實(shí)證檢驗(yàn)

    假設(shè)區(qū)域創(chuàng)新是風(fēng)險(xiǎn)投資與協(xié)同集聚之間的中介變量,以區(qū)域創(chuàng)新為被解釋變量,風(fēng)險(xiǎn)投資作為解釋變量進(jìn)行回歸分析,同樣先通過Hausman檢驗(yàn),對應(yīng)P值是0.000 0<0.01,同樣建立固定效應(yīng)模型,回歸系數(shù)如表5所示。

    通過以上結(jié)果可以看出,風(fēng)險(xiǎn)投資額在5%的顯著性水平下,對區(qū)域創(chuàng)新有顯著的正向作用,驗(yàn)證了假設(shè)2,即風(fēng)險(xiǎn)投資的增加有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提高,風(fēng)險(xiǎn)投資每增加1%,會(huì)導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新水平提高0.145 6%?;貧w模型中的其他控制變量,如政府非轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出[LnGOV]對區(qū)域創(chuàng)新有顯著的正向作用;人力資本[HUM]對其也產(chǎn)生顯著正向影響;但是進(jìn)出口總額[LnEXP]對區(qū)域創(chuàng)新的影響并不顯著。

    3.6 區(qū)域創(chuàng)新影響長三角生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的實(shí)證檢驗(yàn)

    在上一步的基礎(chǔ)上,以協(xié)同集聚為被解釋變量,區(qū)域創(chuàng)新為解釋變量進(jìn)行回歸分析,同樣先通過Hausman檢驗(yàn),對應(yīng)的P值為0.000 0<0.01,所以選擇固定效應(yīng)模型,回歸系數(shù)如表6所示。

    由表6可以看出,在5%的顯著性水平下,區(qū)域創(chuàng)新對協(xié)同集聚有顯著正向影響,驗(yàn)證了假設(shè)3,即區(qū)域創(chuàng)新水平的提高有利于長三角兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚,區(qū)域創(chuàng)新水平每提高1%,協(xié)同集聚指數(shù)提高0.139 4。而控制變量當(dāng)中,政府非轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出[LnGOV]對協(xié)同集聚有顯著負(fù)向影響;進(jìn)出口總額[LnEXP]對協(xié)同集聚有顯著正向影響;而人力資本[HUM]對其效應(yīng)并不顯著。因?yàn)閰^(qū)域創(chuàng)新對協(xié)同集聚的系數(shù)顯著,故可以繼續(xù)進(jìn)行下一步的檢驗(yàn)。

    3.7 風(fēng)險(xiǎn)投資對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響:中介效應(yīng)檢驗(yàn)

    在前三步檢驗(yàn)系數(shù)均顯著的基礎(chǔ)上,以協(xié)同集聚為被解釋變量,風(fēng)險(xiǎn)投資為解釋變量,區(qū)域創(chuàng)新為中介變量,并綜合考慮政府干預(yù)、對外依存度和人力資本控制變量,進(jìn)行回歸分析,同樣先通過Hausman檢驗(yàn),對應(yīng)的P值為0.000 0<0.01,所以仍選擇固定效應(yīng),回歸結(jié)果如表7所示。

    通過方程4的系數(shù)可以看出,在1%的顯著性水平下,風(fēng)險(xiǎn)投資對協(xié)同集聚有顯著的負(fù)向影響,即風(fēng)險(xiǎn)投資的增加不利于長三角兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚,風(fēng)險(xiǎn)投資額每增加1%,協(xié)同集聚指數(shù)下降0.100 5。比較方程1和方程4還發(fā)現(xiàn),在納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新后,風(fēng)險(xiǎn)投資對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的負(fù)向作用顯著下降。而其他控制變量,如政府非轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出[LnGOV]對其有顯著負(fù)向影響,即政府非轉(zhuǎn)移支付支出增加,不利于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚;進(jìn)出口總額[LnEXP]對其有顯著正向影響,即進(jìn)出口總額增加,會(huì)促進(jìn)兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚;而人力資本[HUM]對其效應(yīng)仍不顯著。

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