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年的相關數(shù)據(jù)，實證分析了風險投資對長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響，并檢驗了在風險投資影響長三角生產(chǎn)性服務業(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。實證結(jié)果表明：①風險投資不利于長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚;風險投資顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新;而區(qū)域創(chuàng)新對長三角生產(chǎn)性服務業(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)新在風險投資影響長三角生產(chǎn)性服務業(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。即風險投資在影響長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚時，一方面可以直接對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚產(chǎn)生負向沖擊，另一方面還可以通過區(qū)域創(chuàng)新的中介效應間接對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚產(chǎn)生正向影響。

關鍵詞：風險投資;長三角;協(xié)同集聚;區(qū)域創(chuàng)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(jīng)濟全球化過程的不斷推進，區(qū)域經(jīng)濟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)模的不斷擴張，其發(fā)展卻面臨諸多挑戰(zhàn)。有關資料顯示：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;雖然實現(xiàn)了經(jīng)濟的高速增長，部分產(chǎn)業(yè)卻沒能順利實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)業(yè)規(guī)模逐漸萎縮。如何引導長三角產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展以增強區(qū)域競爭力是亟待解決的現(xiàn)實問題。

發(fā)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(chǎn)業(yè)升級的影響是其他途徑無法替代的，風險投資行業(yè)的發(fā)達與否直接關系一個地區(qū)技術企業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構的優(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，風險投資發(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(yè)來說是一個新的資本供給方，它能夠滿足現(xiàn)有金融市場無法滿足的特定融資需求，填補供需缺口。但是生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚作為促進長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)優(yōu)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(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響，對構建長三角風險投資體系、整合國內(nèi)多層次和多主體的風險投資力量、充分發(fā)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(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略要求也有一定的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構由“工業(yè)型”向“服務型”轉(zhuǎn)變，現(xiàn)代服務業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)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(yè)集聚延伸到生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚上。關于長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的相關文獻，首先是對兩者內(nèi)部作用機制的探討，江靜等[1]研究發(fā)現(xiàn)，長三角生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展能顯著促進其制造業(yè)在全球價值鏈中的升級。孫久文等[2]研究表明，生產(chǎn)性服務業(yè)可以顯著提升制造業(yè)，但制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的影響較小。齊飛等[3]認為滯后一期的制造業(yè)集聚可以促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚;滯后一期的生產(chǎn)性服務業(yè)集聚也對制造業(yè)集聚有促進作用。

其次是關于兩者協(xié)同集聚程度的測算方面，金飛等[4]計算了江浙滬地區(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]分別計算了長三角兩省一市的生產(chǎn)性服務業(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。

在此基礎上，學者們進一步對影響兩者協(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(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的主要因素進行了檢驗，結(jié)果顯示：產(chǎn)業(yè)關聯(lián)通過前后向聯(lián)系實現(xiàn)協(xié)同集聚;知識存量則通過溢出效應導致了協(xié)同集聚。

而我國的風險投資市場相比于發(fā)達國家起步要晚，現(xiàn)在仍處于探索發(fā)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(qū)域技術創(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，有風險投資背景的公司，其創(chuàng)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(jié)果表明，風險投資通過資本提升有效帶動了創(chuàng)新增值;馮照楨[11]通過構建PSTR模型，研究了風險投資和創(chuàng)新間的非線性關系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，風險投資和創(chuàng)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(qū)域創(chuàng)新水平的影響，結(jié)果表明，我國風險投資在當期及短期內(nèi)均能明顯促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

其次是風險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)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(fā)現(xiàn)，有效的風險投資體系是支持產(chǎn)業(yè)升級的最佳模式。張方方[14]分析了風險資本與產(chǎn)業(yè)集群之間的交互影響，結(jié)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(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)集群又推動了風險投資的發(fā)展。王洋[15]研究了風險投資對產(chǎn)業(yè)規(guī)模的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，風險投資有助于擴大產(chǎn)業(yè)規(guī)模并促進就業(yè)，同時還有增收效應。許興[16]深入研究了我國風險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化的效應，結(jié)果表明，風險投資能顯著促進產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展。

梳理現(xiàn)有文獻，可以發(fā)現(xiàn)：第一，在以往的長三角產(chǎn)業(yè)集聚研究中，有關制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務業(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)同集聚的動態(tài)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(qū)域技術創(chuàng)新以及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)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(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的效應，將風險投資、區(qū)域創(chuàng)新以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚三者放在一個系統(tǒng)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(shù)據(jù)，通過判斷區(qū)域創(chuàng)新的中介作用是否存在，實證研究風險投資對長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)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(chǎn)性服務業(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，借鑒豆建民和陳國亮等的研究方法，在計算i城市j產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚水平。具體計算公式如下：

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，[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)性服務業(yè)的界定，本文選擇了批發(fā)和零售業(yè);交通運輸、倉儲及郵政業(yè);信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè);金融業(yè);租賃和商務服務業(yè);科學研究與技術服務業(yè)和制造業(yè)分地區(qū)的從業(yè)人員數(shù)等相關指標。

②解釋變量。風險投資實際上代表的是專業(yè)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(shù)據(jù)可得性，本文選用各地區(qū)年度風險投資額的對數(shù)值（[LnVC]）來衡量風險投資對產(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)前文對影響機制的研究，風險投資可以通過促進區(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)明專利的申請授權量的對數(shù)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(chǎn)業(yè)協(xié)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(chǎn)業(yè)的干預程度，本文選用地方非轉(zhuǎn)移支付財政支出其對數(shù)值作為衡量指標。

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，本文用進出口總額指標的對數(shù)值來衡量。

③人力資本指標（[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。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《中國風險投資發(fā)展報告》、同花順數(shù)據(jù)庫以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站整理和計算得到。各變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

3.2 面板中介效應模型

3.3 平穩(wěn)性檢驗

在對數(shù)據(jù)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(wěn)性檢驗，單位根檢驗結(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 風險投資影響長三角生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的實證檢驗

以風險投資額為自變量，協(xié)同集聚指數(shù)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(shù)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(xié)同集聚指數(shù)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(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚，風險投資額每增加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(qū)域創(chuàng)新的實證檢驗

假設區(qū)域創(chuàng)新是風險投資與協(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(shù)如表5所示。

通過以上結(jié)果可以看出，風險投資額在5%的顯著性水平下，對區(qū)域創(chuàng)新有顯著的正向作用，驗證了假設2，即風險投資的增加有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提高，風險投資每增加1%，會導致區(qū)域創(chuàng)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(zhuǎn)移支付財政支出[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)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的實證檢驗

在上一步的基礎上，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(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，驗證了假設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。而控制變量當中，政府非轉(zhuǎn)移支付財政支出[LnGOV]對協(xié)同集聚有顯著負向影響;進出口總額[LnEXP]對協(xié)同集聚有顯著正向影響;而人力資本[HUM]對其效應并不顯著。因為區(qū)域創(chuàng)新對協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，故可以繼續(xù)進行下一步的檢驗。

3.7 風險投資對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響：中介效應檢驗

在前三步檢驗系數(shù)均顯著的基礎上，以協(xié)同集聚為被解釋變量，風險投資為解釋變量，區(qū)域創(chuàng)新為中介變量，并綜合考慮政府干預、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(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，風險投資對協(xié)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(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚，風險投資額每增加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，風險投資對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的負向作用顯著下降。而其他控制變量，如政府非轉(zhuǎn)移支付財政支出[LnGOV]對其有顯著負向影響，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(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚;而人力資本[HUM]對其效應仍不顯著。