科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響
——基于地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平和城鄉(xiāng)收入差距視角

韓 鑒，賀 翔，2

（1.寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211；2.寧波大學 中國非公有制經(jīng)濟人士浙江研究基地，浙江 寧波 315211）

一、引言

黨的二十大延續(xù)了十九大報告關于我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，正處在轉變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉換增長動力的攻關期的觀點。優(yōu)化經(jīng)濟結構作為三大攻關任務之一，想要改善它，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化首當其沖。干春暉等（2011）[1]將產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化細分為產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化。這就要求產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結構合理，在重視高增長產(chǎn)業(yè)的同時，關注各產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同發(fā)展。那么，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的助推器是什么？黨的二十大報告提出“加快實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，加快實現(xiàn)高水平科技自立自強”。Schumpeter（1912）[2]首次提出并創(chuàng)新性地論述了科技和金融，認為功能完備的商業(yè)銀行可以識別具有創(chuàng)新能力的企業(yè)，從而向這些企業(yè)提供金融支持來帶動科技創(chuàng)新。Chenery（1960）[3]在工業(yè)化階段理論中提到，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化會受到經(jīng)濟發(fā)展的影響。Lucas（1988）[4]的新經(jīng)濟增長理論認為，科技金融為國家經(jīng)濟增長提供動力，其外溢效應、遞增效應和邊干邊學效應可以內(nèi)生地促進生產(chǎn)率的提高，確保經(jīng)濟的可持續(xù)增長。因此，金融資金為科技的發(fā)展提供支持，而科技金融借助科技和金融的融合帶動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

在此背景下，研究科技金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化之間的關系就具有重要的現(xiàn)實意義。Raymond和Goldsmith（1975）[5]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的規(guī)模會受到金融體系完善程度的影響，而金融資源在配置的過程中自然而然就完成了產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級。章奇（2016）[6]認為科技金融促進了產(chǎn)業(yè)聯(lián)動，從而帶動了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。鄒建國和李明賢（2018）[7]構建了科技金融測度指標體系，發(fā)現(xiàn)科技金融對產(chǎn)業(yè)結構升級存在助推作用，而且有一定的空間溢出效應。胡歡歡和劉傳明（2021）[8]運用雙重差分法發(fā)現(xiàn)，科技金融政策的實施對試點城市的產(chǎn)業(yè)結構轉型升級具有顯著的促進作用。馮永琦和邱晶晶（2021）[9]研究發(fā)現(xiàn)科技金融試點政策顯著改善了試點地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高度化效率和產(chǎn)業(yè)結構合理化。李海奇和張晶（2022）[10]認為金融科技發(fā)展借助供給側的鮑莫爾效應和需求側的恩格爾效應，對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化有顯著的促進作用。綜上所述，直接涉及科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化影響的文獻在近兩年出現(xiàn)較多，對具體影響機制的探究有待完善，值得進一步深入研究。

鑒于此，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面。一是利用我國省級面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響，其中包括產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化兩個層面；二是本文嘗試緩解科技金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的內(nèi)生性問題，以地區(qū)中華老字號認定數(shù)量作為工具變量，通過工具變量法加以緩解；三是本文嘗試考察科技金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的內(nèi)在機制，借鑒中介效應模型發(fā)現(xiàn)，科技金融發(fā)展能夠通過推動地區(qū)創(chuàng)業(yè)和城鄉(xiāng)收入平等化，最終促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

二、理論分析與研究假設

科技金融運用新的科技手段，引導金融機構不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品、完善金融服務，讓強有力的資金支持為科技企業(yè)的創(chuàng)立和發(fā)展鋪路。科技金融發(fā)展能夠促進技術創(chuàng)新、優(yōu)化資源配置，這無疑會對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化產(chǎn)生影響?？萍冀鹑谑强萍己徒鹑诘慕Y合，旨在通過金融手段有力推動科技產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新活動，所以科技金融資金主要用于第二和第三產(chǎn)業(yè)，科技金融帶來的產(chǎn)業(yè)增加值也由第一產(chǎn)業(yè)至第三產(chǎn)業(yè)依次遞增，進而改善了三次產(chǎn)業(yè)的占比，促進了產(chǎn)業(yè)結構的高級化?？萍冀鹑诎l(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的另一種影響體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結構合理化上?？萍冀鹑诿鞔_了重點扶持產(chǎn)業(yè)，這為后續(xù)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整框定了范圍，能夠在很大程度上避免產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的非理性投資和生產(chǎn)活動，提高了金融資源配置效率，減少了產(chǎn)業(yè)的非理性波動，逐步提升了產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)能力和關聯(lián)性，進而促進了產(chǎn)業(yè)結構的合理化。因此，本文提出假設1。

假設1：科技金融發(fā)展促進了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

健全的科技金融體系不會造成信貸約束，金融管制放松以后，資金不足但擁有知識和技術的高層次人才可以獲得創(chuàng)業(yè)所需的資金，從而提高了創(chuàng)業(yè)率，這不僅可以帶來經(jīng)濟效益，還能夠進一步擴大就業(yè)，促進經(jīng)濟結構調(diào)整[11]。完善的金融體系也會評估和篩選投資項目，以確保資金流向勞動生產(chǎn)率最高的產(chǎn)業(yè)[12]，科技金融發(fā)展使更多資金投資于新興和高科技產(chǎn)業(yè)，這種資金的高效配置能夠充分激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)熱情，提升地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平。綜上可知，科技金融通過緩解信貸約束和優(yōu)化資源配置提升了地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平。創(chuàng)業(yè)正是通過改變生產(chǎn)組織形式來改變產(chǎn)業(yè)組織結構，同時，由創(chuàng)業(yè)帶來的新創(chuàng)企業(yè)和創(chuàng)新行為均是為了形成產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，這可以不斷促進產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和優(yōu)化[13]。因此，本文提出假設2。

假設2：科技金融發(fā)展通過提升地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平促進了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

金融體系在需求內(nèi)生動力的傳遞下產(chǎn)生“收入效應”，通過擴大投資和提高技術創(chuàng)新能力的方式帶動經(jīng)濟增長和人均收入水平提升[14]，同時，科技金融通過資源的合理配置改善勞動者的收入狀況與縮小收入差距[15]?？萍冀鹑谑强萍己徒鹑诘慕Y合，可以打破時間與空間的限制，發(fā)揮出普惠金融效應，從而在鄉(xiāng)村振興中發(fā)揮主導作用，縮小城鄉(xiāng)收入差距[10]。城鄉(xiāng)收入差距的縮小可以有效地彌合社會消費需求斷層、刺激低收入群體人力資本投資擴張以及促進社會穩(wěn)定，在勞動力質量和生產(chǎn)效率的共同提升之下，助推需求側層面勞資要素有機融合所帶來的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[16]。因此，本文提出假設3。

假設3：科技金融發(fā)展通過縮小城鄉(xiāng)收入差距促進了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

三、實證策略與數(shù)據(jù)

（一）模型設定：科技金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

依據(jù)以上理論分析，為了檢驗科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響，本文設定了如下基本檢驗模型：

式（1）中，i 代表省份，t 代表時間，ish 為產(chǎn)業(yè)高級化水平，isr 為產(chǎn)業(yè)合理化水平。stf 代表科技金融發(fā)展；open、inform、gov、human 與inf 為一系列控制變量，分別度量經(jīng)濟開放程度、信息化水平、政府干預程度、人力資本受教育水平與基礎設施建設；ui 表示各個省份不隨時間變化的因素，用來控制地區(qū)固定效應；εit為誤差擾動項。

（二）機制分析：科技金融發(fā)展與地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平和城鄉(xiāng)收入差距

如前文所述，科技金融發(fā)展可通過提升地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平和縮小城鄉(xiāng)收入差距促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。所以本部分使用中介效應模型驗證地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平和城鄉(xiāng)收入差距是否為科技金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的機制。

其中，i 代表省份，t 代表時間，entrepre 衡量地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平，gap 衡量城鄉(xiāng)收入差距。其余變量定義與式（1）相同。

（三）變量與數(shù)據(jù)

1.產(chǎn)業(yè)結構高級化（ish）。本文借鑒藍慶新和陳超凡（2013）[17]的做法，使用產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)度量產(chǎn)業(yè)結構高級化程度。

2.產(chǎn)業(yè)結構合理化（isr）。本文借鑒干春暉等（2011）[1]的做法，使用產(chǎn)業(yè)結構合理性泰爾指數(shù)度量產(chǎn)業(yè)結構合理化程度。由于泰爾指數(shù)越小越好，本文參考徐越倩等（2021）[18]的做法，對產(chǎn)業(yè)結構合理性泰爾指數(shù)取倒數(shù)，再取對數(shù)以保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

3.地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平（entrepre）。本文借鑒錢海章等（2020）[19]的做法，使用城鎮(zhèn)個體和私營企業(yè)從業(yè)人員數(shù)與就業(yè)總人數(shù)的比值來度量地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平。

4.城鄉(xiāng)收入差距（gap）。本文借鑒王少平和歐陽志剛（2007）[20]的做法，使用城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)度量城鄉(xiāng)收入平等化程度。

5.科技金融發(fā)展（stf）。科技金融發(fā)展借鑒曹顥等（2011）[21]的做法，運用極值法對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，采用算術平均法確定權重，從而構建科技金融發(fā)展指數(shù)（見表1）進行衡量。

表1 科技金融發(fā)展指數(shù)評價指標體系

6.控制變量。經(jīng)濟開放程度（open），選取地區(qū)進出口總額與GDP 的比值來衡量。信息化水平（inform），采用人均電信業(yè)務量指標。政府干預程度（gov），其計算方式為地方財政支出占GDP 的比例。人力資本指標（human），用“受教育年限=小學人數(shù)比重*6+初中人數(shù)比重*9+高中人數(shù)比重*12+大學人數(shù)比重*16”公式結果衡量?；A設施建設（inf），選取人均城市道路面積作為指標衡量。

本文使用的數(shù)據(jù)為2011—2020 年30 個省級行政單位（不包括我國西藏及港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來源于2012—2021 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。表2 變量的描述性統(tǒng)計顯示，各省份的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與科技金融發(fā)展，地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平和城鄉(xiāng)收入差距等都具有較大的差異性。

表2 描述性統(tǒng)計

（四）內(nèi)生性與工具變量

盡管本文盡可能地控制了相關變量，但依然面臨著可能的內(nèi)生性問題：一方面，科技金融發(fā)展具有傳統(tǒng)金融特性，與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化存在著棘手的反向因果關系；另一方面，影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的因素較多，目前數(shù)據(jù)所涉及的控制變量難以杜絕遺漏變量的產(chǎn)生。本文運用工具變量法來解決這一問題。借鑒劉少波和吳玥（2022）[22]的思路，本文選取地區(qū)中華老字號認定數(shù)量（IV）作為科技金融發(fā)展的工具變量，這滿足工具變量的相關性和外生性要求。

四、實證結果分析

（一）基準回歸和工具變量

本文運用不同方法來分析科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響。在固定效應模型中，由表3 列（1）、列（4）可知，科技金融發(fā)展的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明科技金融發(fā)展顯著推動了產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化。在隨機效應模型中，由表3 列（2）、列（5）可知，科技金融發(fā)展的系數(shù)為正，在1%的水平上顯著，這表明科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化有顯著的促進作用。

表3 基準模型

為控制內(nèi)生性問題，本文采用地區(qū)中華老字號認定數(shù)量作為工具變量，工具變量法的回歸結果見表3 列（3）、列（6），可見科技金融發(fā)展的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明工具變量回歸結果與線性回歸結果一致。且在表3 列（3）、列（6）中，RKF 檢驗顯示不存在弱工具變量問題，表明工具變量法有效，即科技金融發(fā)展顯著促進了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。所以各地要重視科技金融發(fā)展，利用好其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的推動作用，助推科技金融成為引領產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的不竭動力。

（二）區(qū)域異質性檢驗

本文采用面板固定效應模型檢驗了科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化影響的區(qū)域差異。根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平，可以將我國劃分為東部、中部、西部地區(qū)，其中東部地區(qū)包含12 個省級行政單位，中部地區(qū)包含9 個省級行政單位，西部地區(qū)包含9 個省級行政單位。表4 為東部、中部、西部地區(qū)的回歸結果。在產(chǎn)業(yè)結構高級化方面，在東部地區(qū)，科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響不顯著；中部地區(qū)科技金融發(fā)展的系數(shù)為0.342，顯著為正；在西部地區(qū)，科技金融發(fā)展的系數(shù)為0.593，顯著促進產(chǎn)業(yè)結構高級化。在產(chǎn)業(yè)結構合理化方面，東部地區(qū)科技金融發(fā)展的系數(shù)為0.804，顯著為正；在中部地區(qū)，科技金融發(fā)展的系數(shù)為1.140，顯著促進產(chǎn)業(yè)結構合理化；西部地區(qū)科技金融發(fā)展的系數(shù)為1.589，對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響顯著。

表4 區(qū)域異質性檢驗

由此可見，科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的促進作用在東部、中部、西部地區(qū)依次遞增。這是因為中部、西部地區(qū)金融服務體系還不完善，各方面發(fā)展均不完備，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化空間較大，因此，中部、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化能夠充分享受科技金融的發(fā)展紅利，通過科技金融可以更大程度地提升產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化水平。

（三）機制分析

想要推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平與城鄉(xiāng)收入平等度發(fā)揮著重要的作用，而金融為地區(qū)創(chuàng)業(yè)與城鄉(xiāng)收入平等化提供重要的資金支持。而且，創(chuàng)業(yè)者以及被傳統(tǒng)金融排除在外的鄉(xiāng)村群體所面臨的借貸約束，通過科技和金融的融合得以有效緩解。因此，我們提出科技金融發(fā)展通過推動地區(qū)創(chuàng)業(yè)與城鄉(xiāng)收入平等化這兩個中間環(huán)節(jié)促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，即具有“科技金融發(fā)展-地區(qū)創(chuàng)業(yè)與城鄉(xiāng)收入平等化-產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化”的傳導機制。

1.科技金融發(fā)展與地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平。我們以理論分析為依據(jù)，預期科技金融發(fā)展會帶動地區(qū)創(chuàng)業(yè)。本文將城鎮(zhèn)個體和私營企業(yè)從業(yè)人員數(shù)與就業(yè)總人數(shù)的比值（entrepre）作為因變量，固定效應模型回歸結果如表5 列（1）所示，科技金融發(fā)展的系數(shù)為0.169，在1%的水平上顯著。這表明科技金融發(fā)展顯著提高了地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平，這與現(xiàn)有文獻的研究結果相符[11]。

表5 機制檢驗

2.科技金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距。我們以理論分析為依據(jù)，預期科技金融發(fā)展會促進城鄉(xiāng)收入平等化。本文將城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)（gap）作為因變量，固定效應模型回歸結果如表5 列（2）所示，城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)為-0.026 1，在1%的水平上顯著。這說明科技金融發(fā)展顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，這與以往文獻的研究結果相佐證[10]。

3.進一步檢驗：中介效應模型。我們進一步對科技金融發(fā)展通過推動地區(qū)創(chuàng)業(yè)和城鄉(xiāng)收入平等化作用于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的關系進行實證檢驗。在表6列（1）、列（3）中，科技金融發(fā)展與地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這表明具有以地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平為中介變量的中介效應。在表6 列（2）、列（4）中，科技金融發(fā)展的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這說明存在以城鄉(xiāng)收入差距為中介變量的中介。

表6 中介模型檢驗

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文為了確保結論的可靠性，進行了以下穩(wěn)健性檢驗：首先，替換核心解釋變量。我們對科技金融發(fā)展指數(shù)取對數(shù)（lnstf）來重新衡量科技金融發(fā)展水平。其次，剔除直轄市。因為中國幅員遼闊，各地科技金融發(fā)展水平不盡相同，其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響也存在差別，所以本文刪除了四個直轄市的數(shù)據(jù)。最后，縮尾后進行回歸。在本文中，我們對主要解釋變量進行在1%的水平上的縮尾處理，再次進行回歸擬合。綜合以上所有檢驗，我們發(fā)現(xiàn)其回歸結果與前文基本一致，可以說明本文研究結果是穩(wěn)健的。

五、結論與建議

根據(jù)2011—2020 年來自中國30 個省級的面板數(shù)據(jù)，本文分析了科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響，以及地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平與城鄉(xiāng)收入差距的中介效應。結果表明：首先，科技金融發(fā)展顯著推動了產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化；其次，科技金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化存在區(qū)域異質性，這種促進作用在東部、中部、西部地區(qū)依次遞增；最后，科技金融發(fā)展可以通過推動地區(qū)創(chuàng)業(yè)和城鄉(xiāng)收入平等化，最終促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

結合上述研究結果，本文提出以下建議：首先，各地要加快科技金融發(fā)展，利用好其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的促進作用，助推科技金融成為引領產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的可持續(xù)動力；其次，各地科技金融發(fā)展水平不盡相同，其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響也存在差別，因此，在制定科技金融發(fā)展戰(zhàn)略的過程中要因地制宜，東部發(fā)達地區(qū)應積極向中部、西部地區(qū)轉移科技金融資源；再次，科技金融發(fā)展通過推動地區(qū)創(chuàng)業(yè)促進了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，所以各地要抓緊落實創(chuàng)業(yè)補貼政策，給予創(chuàng)業(yè)者實實在在的優(yōu)惠，同時不斷完善投融資體系和科技創(chuàng)新轉化機制，加快當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；最后，推進城鄉(xiāng)收入平等化是科技金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的有效傳導路徑，我們要加快科技金融在鄉(xiāng)村落地生根，從而提高農(nóng)村人均收入水平，促進城鄉(xiāng)收入平等化，進而全面推進鄉(xiāng)村振興，帶動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。