龐明川，張 翀，焦偉偉

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院；2.東北財經(jīng)大學(xué) 投資工程管理學(xué)院；3.東北財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

0 引言

改革開放至今40余年，中國經(jīng)濟曾長期維持高增速，為全球經(jīng)濟穩(wěn)定和發(fā)展貢獻了獨特的中國力量。然而，隨著人口紅利下降、資源環(huán)境壓力上升以及國際貿(mào)易環(huán)境的不斷惡化，以廉價產(chǎn)品為主要優(yōu)勢的外貿(mào)產(chǎn)業(yè)開始萎縮，大量勞動密集型產(chǎn)業(yè)開始向勞動力和土地等生產(chǎn)要素更為廉價的非洲或東南亞地區(qū)遷移。與此同時，我國經(jīng)濟增速逐步放緩，邁入經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)階段，啟動了由經(jīng)濟高速度增長階段向經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段前進的步伐。提升經(jīng)濟質(zhì)量必須培育經(jīng)濟增長新動能，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，掌握關(guān)鍵核心技術(shù)，激發(fā)國家重點幫扶產(chǎn)業(yè)的擴散效應(yīng)，在促進其它關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)進步的同時完成整體產(chǎn)業(yè)升級。因此，如何保障創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施、推動經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)變、完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是新常態(tài)下我國經(jīng)濟亟需解決的問題。

在2020年《政府工作報告》中，李克強總理指出，要推動制造業(yè)升級和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展、提高科技創(chuàng)新支撐能力、深入推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新。由于創(chuàng)新活動與生俱來的高風(fēng)險屬性并不符合銀行業(yè)債權(quán)型融資方式的低風(fēng)險穩(wěn)健型經(jīng)營策略，所以，大量高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展初期存在融資困難。在銀行業(yè)風(fēng)險規(guī)避條件下，滿足創(chuàng)新資金需求必須充分利用其它融資方式，而以風(fēng)險投資為代表的股權(quán)型融資對于高風(fēng)險、高收益的偏好與新興產(chǎn)業(yè)高度吻合。近現(xiàn)代風(fēng)險投資活動最早可追溯至20世紀(jì)50年代的美國，其也是全球風(fēng)險投資活動最密集和相關(guān)政策制度最健全的國家之一，并以硅谷(Silicon Valley)高科技產(chǎn)業(yè)區(qū)聞名于世，同時，以色列、日本、德國等西方風(fēng)險投資發(fā)達的國家，其科技水平和創(chuàng)新能力也有目共睹。

學(xué)術(shù)界對于風(fēng)險投資、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的研究由來已久，以往有關(guān)風(fēng)險投資的研究大多將分析的重點聚焦于創(chuàng)新[1,2]、企業(yè)價值[3,4]和企業(yè)績效[5]等微觀層面，少有研究將其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級等宏觀經(jīng)濟要素相聯(lián)系，且關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響因素的研究多集中在產(chǎn)業(yè)政策[6]、外商投資[7,8]、金融體系[9]以及R&D投入[10]等方面，將二者結(jié)合起來研究其相互作用和影響的文獻不多，且多停留在理論描述層面，實證研究較少，同時，對于風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系持不同看法。一種觀點認(rèn)為，風(fēng)險投資壯大與新興科技產(chǎn)業(yè)成長具有互需互賴性，同時，風(fēng)險投資可以給予起步階段的新興科技企業(yè)大量針對性專業(yè)注資服務(wù)，在保障其健康發(fā)展的前提下顯著推動技術(shù)進步，促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[11,12]；另一種觀點認(rèn)為，基于我國特殊國情，國內(nèi)風(fēng)險投資基本由政府主導(dǎo)，這種模式會造成銀行不良貸款率上升以及金融資源錯配等問題，不利于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級[13]。由此可見，風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的作用效應(yīng)和影響機制尚未形成一致結(jié)論，而不同學(xué)者對此持有不同觀點的主要原因在于研究過程中尚未考慮中國具體制度情境因素。鑒于中國不同省份之間的制度情境存在較大差異，所以，正式制度和非正式制度共存的對比性調(diào)節(jié)效應(yīng)分析成為解決分歧的重要途徑。然而，在已有文獻中有關(guān)制度情境的研究多聚焦于企業(yè)成長[14-16]和企業(yè)績效[17]等微觀領(lǐng)域，對其在宏觀經(jīng)濟環(huán)境中所發(fā)揮的重要作用研究不足。制度變遷理論明確指出，創(chuàng)新對于經(jīng)濟發(fā)展的作用若沒有配套的制度創(chuàng)新或者制度變遷作保障則必將大打折扣[18]。因此，制度情境可通過影響創(chuàng)新效率進而影響中國風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系。由此根據(jù)制度變遷理論的兩大基石(國家理論和產(chǎn)權(quán)理論)，將對外開放程度、社會信任程度分別作為代表正式制度情境和非正式制度情境的重要變量，共同納入對我國制度情境的考量之中?；诖?，本文重點探究風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響，明晰二者之間存在何種程度的聯(lián)系，以及中國各省份對外開放程度和社會信任水平如何調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是低附加值產(chǎn)業(yè)過渡到高附加值產(chǎn)業(yè)的動態(tài)漸進過程，經(jīng)濟體在自身發(fā)展進程中隨著人均收入上升，其范圍內(nèi)的工作人群將出現(xiàn)由第一產(chǎn)業(yè)逐次逐級向更高層次產(chǎn)業(yè)過渡的演化路徑。同時，該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會發(fā)生明顯變化，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重逐步提高。在經(jīng)濟發(fā)展不同階段，依據(jù)資本要素、人力資源水平、需求層次結(jié)構(gòu)和科學(xué)技術(shù)條件實時調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是其合理化的內(nèi)在要求，占據(jù)主導(dǎo)地位的相關(guān)產(chǎn)業(yè)會在自身發(fā)展擴大的同時帶動其它產(chǎn)業(yè)發(fā)展，逐步提高經(jīng)濟質(zhì)量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論、創(chuàng)新理論和產(chǎn)業(yè)擴散效應(yīng)理論指出，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要因素是創(chuàng)新[19,20]，而創(chuàng)新活動與經(jīng)濟發(fā)展最緊密的結(jié)合點在于新興市場領(lǐng)域的高新技術(shù)企業(yè)。所以，為它們提供必要的保障以推動其健康成長是轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟發(fā)展模式的重中之重。在高新技術(shù)企業(yè)成長過程中，由于自身高風(fēng)險、高收益的“雙高”特征，往往無法得到以銀行貸款為代表的傳統(tǒng)債權(quán)型融資的青睞，而以風(fēng)險投資為代表的股權(quán)型融資模式卻與高新技術(shù)企業(yè)不謀而合，并逐步成為保障其發(fā)展的重要支撐力量。同時，新興市場發(fā)展勢必影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極推動其由勞動密集型逐步過渡到資本密集型和知識密集型產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟驅(qū)動力也會從要素驅(qū)動向投資驅(qū)動、創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，這種轉(zhuǎn)變會帶動我國產(chǎn)業(yè)向更高級、更新型的業(yè)態(tài)前進，推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。從這個角度看，風(fēng)險投資可以視為創(chuàng)新驅(qū)動力，企業(yè)通過風(fēng)險投資提升自身創(chuàng)新能力，進而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。因此，風(fēng)險投資在科學(xué)技術(shù)研究成果轉(zhuǎn)變?yōu)橄冗M生產(chǎn)力的過程中能夠發(fā)揮積極作用，進而加速該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級進程。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1：風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級具有積極推動效應(yīng)。

1.2 對外開放程度的調(diào)節(jié)作用

從理論層面來說，風(fēng)險投資促進企業(yè)創(chuàng)新行為、推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[21]，而創(chuàng)新是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵因素[22]。從國際貿(mào)易理論視角看，對外開放程度的提高對于推動我國經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用，而對外開放程度作為正式制度情境中的重要變量，會在風(fēng)險投資活動以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級過程中發(fā)揮重要作用。所以，探討對外開放程度如何調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系具備理論和現(xiàn)實價值。

在對外開放水平逐漸提高的環(huán)境中，外資風(fēng)險投資在我國的施展空間得以拓展，風(fēng)險投資更能發(fā)揮創(chuàng)新增值作用，進而保障被投資方創(chuàng)新收益，同時，推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。一方面，良好的對外開放環(huán)境意味著更加公平有序的市場秩序，這是風(fēng)險投資發(fā)揮創(chuàng)新增值作用的重要前提，還可以為被投資方學(xué)習(xí)先進的經(jīng)驗技術(shù)提供可能，維護并提升被投資方創(chuàng)新收益。另一方面，良好的對外開放環(huán)境能夠提升相關(guān)地區(qū)市場參與程度并激發(fā)創(chuàng)新潛能，在提高創(chuàng)新要素配置效率的同時，維護并提升相關(guān)企業(yè)創(chuàng)新收益，企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新熱情被充分激發(fā)，創(chuàng)新產(chǎn)出得以提高。由此認(rèn)為，在對外開放程度高的地區(qū)，風(fēng)險投資對企業(yè)創(chuàng)新具有更加積極的影響，這也意味著相比于對外開放程度較低的地區(qū)，對外開放程度較高地區(qū)的風(fēng)險投資可以對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級起到更為積極的推動作用。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H2：對外開放程度正向調(diào)節(jié)風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的正向關(guān)系，即風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系隨著對外開放程度的提高而增強。

1.3 社會信任的調(diào)節(jié)作用

創(chuàng)新是風(fēng)險極高、周期較長的投資活動，同時，創(chuàng)新成功意味著較高回報。因此，創(chuàng)新活動對資金和環(huán)境要求較為苛刻。社會信任程度是能夠代表非正式制度情境的重要變量之一，其代表一個地區(qū)的普遍商業(yè)信任水平。社會信任是影響企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出及企業(yè)創(chuàng)新能力提升的重要因素，能夠?qū)︼L(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級間關(guān)系產(chǎn)生重要作用。已有文獻證實，社會信任通常能夠保障企業(yè)創(chuàng)新活動正常進行，并在一定程度上提高其創(chuàng)新產(chǎn)出效率和質(zhì)量[23]。一方面，良好的社會信任能夠給予市場參與人員以平穩(wěn)的內(nèi)心狀態(tài)和高水平的現(xiàn)實回報，還可以在一定程度上提升個人或企業(yè)的風(fēng)險承受能力。社會信任水平也意味著個人或者企業(yè)的風(fēng)險感知程度，當(dāng)其感知的風(fēng)險較低時，參與創(chuàng)新的需求會被明顯地激發(fā)擴大，相關(guān)聯(lián)的投入和產(chǎn)出也會得到顯著提升。例如，官小燕和劉志彬[24]通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在社會信任度高的地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出更高。在風(fēng)險投資的合作洽談期間，投資方會關(guān)注企業(yè)所在地的社會信任水平，進而對投資風(fēng)險和收益進行預(yù)估。期望效用函數(shù)表明，當(dāng)感知風(fēng)險較低時，投資收益的效用顯現(xiàn)出來，投資方會選擇承擔(dān)創(chuàng)新可能帶來的風(fēng)險；反之，投資方會選擇規(guī)避創(chuàng)新可能帶來的風(fēng)險。另一方面，社會信任代表一個地區(qū)的信任水平，對于信息傳遞和溝通能夠起到積極作用。一直以來投融資中的信息不對稱是各方廣泛關(guān)注的難解之題，其不但會阻礙風(fēng)險投資發(fā)揮增值效應(yīng)，同時還會抑制相關(guān)企業(yè)創(chuàng)新能力提升與合作意向的達成。在社會信任水平較高的地區(qū)，這一問題能夠得到有效緩解，同時，還可能改善風(fēng)險投資發(fā)揮其創(chuàng)新推動效應(yīng)的最終效果。由此，本文分析認(rèn)為在社會信任良好的區(qū)域環(huán)境下，風(fēng)險投資對于創(chuàng)新活動的正向促進作用更加顯著，這也進一步加強了風(fēng)險投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的作用程度和影響力。因此，在社會信任程度相對較高的區(qū)域，阻礙風(fēng)險投資的信息不對稱問題得到有效緩解，企業(yè)創(chuàng)新意愿和熱情更為高漲，從而風(fēng)險投資過程中產(chǎn)生的創(chuàng)新驅(qū)動效用得以提升，同時，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的積極推動作用得以增強。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H3：社會信任水平正向調(diào)節(jié)風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，即風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系隨著社會信任水平提升而增強。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

鑒于所選取指標(biāo)的可獲得性以及連續(xù)性，本文最終采用中國內(nèi)地30個省級行政區(qū)(西藏因數(shù)據(jù)缺失未納入統(tǒng)計)數(shù)據(jù)作為研究樣本，時間跨度為2005-2019年。本文選用數(shù)據(jù)皆來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國風(fēng)險投資年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及EPS數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

關(guān)于因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級程度(IRU)的度量，孫晶和李涵碩[25]采用第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總和除以所在地GDP數(shù)值表示其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級程度，還有一部分學(xué)者選用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重衡量產(chǎn)業(yè)升級水平[26]，本研究主要采用第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級水平。

2.2.2 解釋變量

風(fēng)險投資測度，參考劉廣和劉藝萍[12]的做法，選取中國各省級行政單位每年真實成交的風(fēng)險投資數(shù)額代表該地區(qū)風(fēng)險投資參與程度(VC)。同時，為了規(guī)避可能存在的異方差等影響分析結(jié)果，對該數(shù)據(jù)作取對數(shù)LnVC處理。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

關(guān)于調(diào)節(jié)變量對外開放程度(OPEN)的測度，參考相關(guān)研究[13]，選取中國各省級行政單位年度進出口總額與該地區(qū)GDP比值作為度量標(biāo)準(zhǔn)。

對于社會信任(Trust)指標(biāo)的衡量，在國外文獻中最常用的是世界銀行的WVS(世界價值調(diào)查)數(shù)據(jù)。本文借鑒呂朝鳳等[27]國內(nèi)學(xué)者的做法，使用張維迎和柯榮住[28]對全國社會信任程度的調(diào)查結(jié)果。此數(shù)據(jù)是中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)受托于2000年進行的全國性調(diào)查分析結(jié)果，分析過程采用問卷調(diào)查形式對全國15 000多家企業(yè)負(fù)責(zé)人進行提問，最終根據(jù)問卷設(shè)計和回答情況加權(quán)計算中國各省級行政單位的社會信任程度。其具備普遍性信任，在一定范圍內(nèi)持久存在且包含一定程度的穩(wěn)定性，所以，通常不會發(fā)生較大變化。因此，可以使用其表示本文研究期內(nèi)各地區(qū)社會信任程度。

2.2.4 控制變量

在風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生作用效應(yīng)的過程中，還存在其它可能干擾數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果的要素變量。參考現(xiàn)有研究，引入經(jīng)濟發(fā)展水平[13]、外商直接投資[7,8]、政府干預(yù)程度[29]、人力資本[30]和知識產(chǎn)權(quán)保護[9,31]作為控制變量。其中，經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)的衡量，通過搜集中國各省級行政單位年度人均GDP數(shù)據(jù)，再對其進行取自然對數(shù)處理獲得；外商直接投資(FDI)主要采取中國各省份年度實際利用外商直接投資數(shù)值除以其年度GDP值的方式進行測度；政府干預(yù)程度(GOV)通過選取各地方政府一般預(yù)算支出數(shù)值與該地區(qū)GDP值之比的方法進行衡量；人力資本水平(HUMAN)的衡量采用各地區(qū)勞動人口受教育程度作為其替代變量，主要測度標(biāo)準(zhǔn)以6歲及6歲以上人數(shù)加權(quán)其受教育程度表示，具體計算公式為：小學(xué)受教育程度人數(shù)百分比*6+初中受教育程度人數(shù)百分比*9+高中受教育程度人數(shù)百分比*12+大學(xué)及以上受教育程度人數(shù)百分比*16；知識產(chǎn)權(quán)保護(IPC)以中國各省、自治區(qū)及直轄市年度技術(shù)市場成交數(shù)值與當(dāng)?shù)谿DP的比值測度。

表1 變量定義與說明

2.3 研究模型設(shè)定

為了檢驗H1，探究風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的積極作用效應(yīng)，建立如下模型：

IRUit=αi+β1VCit+β2GOVit+β3HUMANit+β4FDIit+β5PGDPit+β6IPCit+μit

(1)

其中，i表示第i(i=1，2，…，30)個省份；t表示第t(t=2005, …,2019)年；β表示待估計參數(shù)；α表示個體效應(yīng)；μ表示誤差項。如果β1結(jié)果為正且顯著性良好，則說明主效應(yīng)之間存在正向相關(guān)關(guān)系的假設(shè)成立。

為了檢驗H2，探究對外開放程度在風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立如下模型：

IRUit=αi+β1VCit+β2OPENit+β3OPENit*VCit+β4GOVit+β5HUMANit+β6FDIit+β7PGDPit+β8IPCit+μit

(2)

如果β3結(jié)果為正且顯著性良好，則說明對外開放程度在主效應(yīng)間構(gòu)成正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的假設(shè)成立；如果β3結(jié)果為負(fù)且顯著性良好，則說明原假設(shè)不成立且對外開放程度在主效應(yīng)間構(gòu)成負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)；如果β3結(jié)果不顯著，則表示對外開放程度在主效應(yīng)間不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

為了檢驗H3，探究社會信任在風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立如下模型：

IRUit=αi+β1VCit+β2TRUSTit+β3TRUSTit*VCit+β4GOVit+β5HUMANit+β6FDIit+β7PGDPit+β8IPCit+μit

(3)

如果β3結(jié)果為正且顯著性良好，則說明社會信任水平在主效應(yīng)間構(gòu)成正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的假設(shè)成立；如果β3結(jié)果為負(fù)且顯著性良好，則說明原假設(shè)不成立且社會信任水平在主效應(yīng)間構(gòu)成負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)；如果β3結(jié)果不顯著，則表示社會信任水平在主效應(yīng)間不存在調(diào)節(jié)作用。

2.4 描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)矩陣分析

變量描述性統(tǒng)計如表2所示，2005-2019年30個省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在30.047 6～79.7之間波動，進一步觀察組間標(biāo)準(zhǔn)差和組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)前者大于后者，說明在本研究考察的樣本期間內(nèi)，不同省份之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大，同一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級情況隨時間變動相對較小，而這種情形的出現(xiàn)即表明中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平具有不平衡性特征。風(fēng)險投資參與度在0～7.914 1之間變動，同其它變量(除因變量外)相比，其標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明不同地區(qū)風(fēng)險投資水平存在較大差異。其均值約為3.119 8，標(biāo)準(zhǔn)差為1.864 6，且通過觀察組間標(biāo)準(zhǔn)差和組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)前者明顯大于后者，說明中國不同省份之間的風(fēng)險投資參與度具有不平衡性特征。對外開放程度在0.004 5～1.667 7之間變動，其均值為0.303 3，標(biāo)準(zhǔn)差為0.373 3，且通過觀察其組間標(biāo)準(zhǔn)差和組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)前者明顯大于后者，說明中國各省份對外開放程度并不一致，具有明顯的地區(qū)差異性。社會信任指數(shù)在0.041～2.189之間變動，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.522 8，且通過觀察其組間標(biāo)準(zhǔn)差和組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)前者明顯大于后者，說明各個省份社會信任指數(shù)也不一致，具有明顯差異性。通過以上指標(biāo)可以發(fā)現(xiàn)，本文考察期內(nèi)不同省份之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級情況、風(fēng)險投資參與度以及對外開放程度、社會信任指數(shù)均有較大變動，這為考察其彼此間關(guān)系提供了可能性。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果如表3所示，主效應(yīng)分析結(jié)果顯示風(fēng)險投資(VC)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(IRU)之間存在顯著性良好的正向相關(guān)關(guān)系，這為H1提供了初步的數(shù)據(jù)支持，也為接下來的回歸分析提供了支撐。從控制變量視角分析發(fā)現(xiàn)，人均國民生產(chǎn)總值分別與風(fēng)險投資(VC)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(IRU)存在顯著正向相關(guān)性，說明在經(jīng)濟較為發(fā)達的省份，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的基礎(chǔ)條件相較于其它省份更完善，同時，其內(nèi)部風(fēng)險投資參與程度、活躍程度也比其它地區(qū)高。政府干預(yù)(GOV)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(IRU)正相關(guān)，與風(fēng)險投資(VC)、經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)和外商直接投資(FDI)均具有顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系，表明政府過度干預(yù)會阻礙地區(qū)風(fēng)險投資、經(jīng)濟發(fā)展和外商直接投資。但是，它們之間具體存在何種程度相關(guān)性需要更深一層的實證檢驗。

表3 變量間Pearson相關(guān)系數(shù)

3 回歸結(jié)果與分析

3.1 假設(shè)檢驗結(jié)果分析

鑒于本文選取數(shù)據(jù)共涵括2005-2019年中國內(nèi)地30個省份，不同省份具體情況有所不同，可能存在異方差等問題。經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)，本文面板數(shù)據(jù)確實存在異方差問題，因而結(jié)合數(shù)據(jù)特征，選取廣義最小二乘法進行回歸分析。

主效應(yīng)檢驗及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果如表4所示。模型(1)引入控制變量政府干預(yù)程度(GOV)、人力資本(HUMAN)、外商直接投資(FDI)、經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)和知識產(chǎn)權(quán)保護(IPC)，探究各控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響；模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上，將風(fēng)險投資作為解釋變量，分析其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(IRU)的關(guān)系；模型(3)將風(fēng)險投資(VC)和對外開放程度(OPEN)一同作為自變量放入回歸模型，模型(4)則將對外開放程度與風(fēng)險投資的交互項放入回歸模型，模型(3)和模型(4)檢驗對外開放程度對風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；模型(5)將風(fēng)險投資(VC)和社會信任(TRUST)一同作為自變量放入回歸模型，模型(6)將社會信任與風(fēng)險投資的交互項放入回歸模型，模型(5)和模型(6)用于檢驗社會信任對風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

通過表4中模型(2)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資(VC)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的回歸系數(shù)值為1.458(p<0.001)，兩者正向相關(guān)，因此假設(shè)H1成立；對比模型(3)和模型(4)發(fā)現(xiàn)，模型(4)引入對外開放程度與風(fēng)險投資的交互項之后，交互項的回歸系數(shù)為2.065(p<0.001)，表明對外開放程度對風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級間關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，由此，假設(shè)H2得以驗證；對比模型(5)和模型(6)發(fā)現(xiàn)，模型(6)引入社會信任與風(fēng)險投資的交互項之后，其交互項回歸系數(shù)值為1.717(p<0.001)，表明社會信任在風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系中存在顯著正向調(diào)節(jié)作用，因此假設(shè)H3得以驗證。

表4 回歸分析結(jié)果

3.2 內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 內(nèi)生性問題

考慮到風(fēng)險投資可能影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，同時，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級進程中勢必催生諸多創(chuàng)新型科技企業(yè)以及其它新創(chuàng)企業(yè)，而這類企業(yè)的誕生更容易吸引風(fēng)險投資介入，兩者之間存在因果關(guān)系，導(dǎo)致研究結(jié)論受到逆向因果關(guān)系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題的影響。因此，本文主要采用工具變量法處理這一問題。

參考既有文獻選取工具變量的做法[32]，最終采用中國各省級行政單位內(nèi)風(fēng)險投資機構(gòu)密度和風(fēng)險投資自身的滯后一期同時作為工具變量。一方面，現(xiàn)有研究表明風(fēng)險投資對于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)具有明顯的投資偏好，這是由于投資本地企業(yè)能夠在一定程度上弱化信息不對稱所產(chǎn)生的初期信任缺乏問題，并且更容易進行監(jiān)督和管理。因而，各省份風(fēng)險投資機構(gòu)密度可能對發(fā)生的風(fēng)險投資額產(chǎn)生關(guān)鍵性影響，然而其直接對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生作用的可能性并不大。另一方面，風(fēng)險投資的滯后一期在相應(yīng)水平上也會對當(dāng)期風(fēng)險投資起作用，然而當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級不會影響過去的風(fēng)險投資額，因此，風(fēng)險投資的滯后值具有外生性，其對現(xiàn)期數(shù)據(jù)不會產(chǎn)生直接干擾。鑒于樣本數(shù)據(jù)存在異方差問題，采用GMM對原模型進行回歸分析，結(jié)果見表5第(1)列，主要結(jié)論與前文結(jié)論具有一致性。

3.2.2 穩(wěn)健性檢驗

本文穩(wěn)健性檢驗方法如下：

改變衡量自變量風(fēng)險投資程度的方法，穩(wěn)健性檢驗中采用各個省份每年發(fā)生的風(fēng)險投資案例數(shù)(CASE)表示其風(fēng)險投資水平，回歸結(jié)果如表5中方法A模型(2)和模型(3)所示。改變調(diào)節(jié)變量對外開放程度和社會信任指數(shù)的衡量方式，如果某省份對外開放程度高于全部省份對外開放程度的中位數(shù)，那么OPENDUM取值為1，否則賦值為0，同樣地，生成社會信任指數(shù)的虛擬變量TRUSTDUM，回歸分析如表5中方法B模型(4)和模型(5)所示?？s減樣本數(shù)據(jù)的方法，主要借鑒同類型已有文獻[33]，將樣本數(shù)據(jù)進行縮減，剔除自治區(qū)樣本數(shù)據(jù)重新進行回歸檢驗，結(jié)果如表5中方法C模型(6)和模型(7)所示。將表5中結(jié)果與前文實證檢驗數(shù)值對比發(fā)現(xiàn)，VC、CASE、XOPEN及XTRUST等關(guān)鍵變量的結(jié)果與前文結(jié)論一致，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 總結(jié)與啟示

4.1 研究結(jié)論

本文以我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)為背景，以高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)和創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略為導(dǎo)向，探索了實現(xiàn)國家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要性，同時在理論上分析了風(fēng)險投資對推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用機制，在理論機制的基礎(chǔ)上考察加入情境變量對該機制會造成怎樣的沖擊，最終選取對外開放程度和社會信任指數(shù)作為調(diào)節(jié)變量，并提出3個相關(guān)研究假設(shè)進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：風(fēng)險投資有利于推進其作用地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級進程，其對該地區(qū)創(chuàng)新活動和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極推動效應(yīng)；對外開放程度對風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，對外開放程度的提高有利于我國風(fēng)險投資活動發(fā)展，同時對創(chuàng)新活動也有推動作用；社會信任對于風(fēng)險投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，社會信任對創(chuàng)新活動的保護性增強，能夠提高風(fēng)險投資者心理預(yù)期。

4.2 研究貢獻

本文主要貢獻在于：以往文獻關(guān)于風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響的結(jié)論有正有負(fù)[11-13]，而本文以創(chuàng)新機制為切入點，認(rèn)為風(fēng)險投資在科技成果轉(zhuǎn)化為先進生產(chǎn)力的進程中可以起到積極作用，明晰了風(fēng)險投資在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級過程中的作用，同時引入調(diào)節(jié)變量為二者間正向關(guān)系提供新的情境。根據(jù)新制度經(jīng)濟學(xué)的觀點[18]，創(chuàng)新過程中制度情境差異會影響最終創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效果，本文將制度情境納入風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的研究框架中，有助于進一步厘清新興市場環(huán)境中風(fēng)險投資如何影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，為兩者間研究結(jié)論沖突提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)和制度解釋，并豐富了關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的情境因素研究。基于創(chuàng)新理論、制度理論與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論，探討風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響機理，拓展了制度理論在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級研究中的應(yīng)用邊界，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級領(lǐng)域的研究提供了新視角。

4.3 研究啟示與政策建議

傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式雖然為中國經(jīng)濟帶來了長期的高速增長，但其不具備可持續(xù)發(fā)展特征，在新常態(tài)經(jīng)濟背景下著力解決產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級問題，將有利于實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)。根據(jù)理論推導(dǎo)與實證檢驗結(jié)果，提出如下政策建議：

(1)風(fēng)險投資能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，但也要強化對風(fēng)險投資注資過程的監(jiān)督和管理，鼓勵多方參與、合作共贏。我國本土機構(gòu)型風(fēng)險投資加入市場運營的時間較晚，相比于發(fā)達國家的全面市場化運作，還處于體制機制不太健全的階段。同時，我國風(fēng)險投資活動存在政府參與比重高的現(xiàn)象，雖然政府在加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級進程中發(fā)揮著舉足輕重的作用，但由此可能產(chǎn)生的尋租、道德風(fēng)險等問題依然值得人們關(guān)注。美國等發(fā)達國家風(fēng)險投資運營更成功的關(guān)鍵在于其私人化程度較高，這與我國市場型私人風(fēng)險投資不足、參與度不高形成鮮明對比。因此，應(yīng)該強化市場在我國風(fēng)險投資中的作用，同時，政府應(yīng)重點聚焦于有正外部性的投資活動，更多地參與社會收益較高的公共產(chǎn)品領(lǐng)域。在私人收益高于其成本的項目中，政府應(yīng)積極轉(zhuǎn)變自身角色定位，逐步從直接參與過渡到間接參與直至不再參與而為私人風(fēng)險投資提供服務(wù)。在私人收益低于其成本但社會收益較高的領(lǐng)域，政府要更多地發(fā)揮自身價值，可以采用成立公共風(fēng)投基金的方式在有正外部性的“雙創(chuàng)”活動中發(fā)揮更大影響力。發(fā)起該類型基金的政府有關(guān)部門要明確項目運行目的和自身責(zé)任劃分，盡量兼顧市場效率和社會責(zé)任，鼓勵私人風(fēng)投資金、企業(yè)資金等多方參與，尋求合作共贏的創(chuàng)新合作模式，為我國風(fēng)險投資事業(yè)發(fā)展提供新路徑，加快推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

(2)對外開放程度的提高可以正向調(diào)節(jié)風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，但在投資領(lǐng)域?qū)嵤ν忾_放政策時，要堅持我國風(fēng)險投資事業(yè)“走出去”和“引進來”模式，兩者兼顧、同步發(fā)展。對外開放政策是構(gòu)建“國內(nèi)國際雙循環(huán)”新發(fā)展格局的重要制度保障，所以，應(yīng)進一步擴大對外開放廣度和深度。在積極引進海外風(fēng)險投資機構(gòu)及資金時，應(yīng)加強對其相對先進運營模式的學(xué)習(xí)和再創(chuàng)新，在鼓勵外資風(fēng)險投資機構(gòu)注資我國本土相關(guān)企業(yè)的同時，對其投融資管理經(jīng)驗加強學(xué)習(xí)，但“引進來”模式不應(yīng)成為對外開放過程中的唯一選擇，我國本土風(fēng)險投資機構(gòu)也要尋求合適的機遇和項目，主動走出國門，加強對西方發(fā)達國家的逆向投資，尤其要增加有利于打破西方發(fā)達國家技術(shù)壟斷的投資活動，由此不但可以在一定程度上提升我國本土風(fēng)險投資的影響力，還能強化我國“走出去”戰(zhàn)略選擇的頂層設(shè)計[34]，最大程度發(fā)揮對外開放對我國自主創(chuàng)新活動的積極作用。我國新興產(chǎn)業(yè)也應(yīng)該主動到科技更為發(fā)達的國家尋求未來產(chǎn)業(yè)突圍路徑，同時增加相應(yīng)高新技術(shù)產(chǎn)品對外輸出，提升投資回報率，更好地服務(wù)于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

(3)社會信任程度的提高可以正向調(diào)節(jié)風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，但建立必要的制度體系是實現(xiàn)較高社會信任程度的前提，所以，健全風(fēng)險投資相關(guān)規(guī)章制度、政策及市場機制，有利于創(chuàng)造良好發(fā)展環(huán)境及互信的營商氛圍。我國一直高度重視風(fēng)險投資業(yè)健康發(fā)展，并陸續(xù)頒布了相應(yīng)法律和規(guī)章制度，出臺了諸多保護性政策措施，但其中具備直接指導(dǎo)意義和間接扶持作用的政策措施亟需加強。風(fēng)險投資具備完美匹配創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的特質(zhì)，但雙方都客觀保有的風(fēng)險性說明其健康發(fā)展必須有相應(yīng)法律規(guī)章保駕護航?，F(xiàn)階段我國還沒有建立高效率的多層次資本市場體系，因此，政府相關(guān)部門應(yīng)發(fā)揮更大的扶持作用，通過直接出面或間接出臺政策等方式促進投融資雙方交流并逐步建立互信，通過完善的法律保護體系、高效率的市場機制為投融資雙方順暢交流和彼此信任提供基礎(chǔ)與保障。法律保護體系和市場機制的健全也有利于提升地區(qū)社會信任水平，提升風(fēng)險投資者的投資信心和心理預(yù)期，加速我國風(fēng)險投資事業(yè)發(fā)展，同時，加快促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

4.4 研究不足與展望

首先，本文基于省級面板數(shù)據(jù)檢驗風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，但風(fēng)險投資在城市或更低一級的行政單元內(nèi)能夠產(chǎn)生更大影響，因此，未來研究可以考慮以城市層面的風(fēng)險投資數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級進行更為深入的研究。其次，本文并未進行風(fēng)險投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響的異質(zhì)性檢驗，但具有不同要素稟賦的地區(qū)其風(fēng)險投資發(fā)揮的影響作用具有差異性，因此，未來研究可以加強對風(fēng)險投資異質(zhì)性效應(yīng)的分析。最后，本文僅從時間維度上考察了風(fēng)險投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系，并未拓展到空間維度，因此，未來研究可以從空間維度檢驗兩者間關(guān)系。