李愛玲 劉 燃

（哈爾濱商業(yè)大學金融學院 黑龍江哈爾濱 150028）

科技金融生態(tài)系統(tǒng)為科技金融生態(tài)系統(tǒng)的子種群在一定的金融環(huán)境下形成的相互配合、彼此協(xié)調(diào)、共同生長的關系。其能推動科技創(chuàng)新的原因是，共生水平是科技金融生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定程度的反映，在生態(tài)學理論中，只有各種群之間協(xié)同合作、共同發(fā)展，才能保持生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定繁盛的狀態(tài)，才能充分發(fā)揮其各項功能，最終達到推動發(fā)展的效果?；诖?，本文提出研究假設Rh1以及假設Rh2。

Rh1：科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生能夠通過影響科技創(chuàng)新進而影響制造業(yè)結構合理化。

Rh2：科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生能夠通過影響科技創(chuàng)新進而影響制造業(yè)結構高級化。

一、實證檢驗

（一）變量選取。

1.被解釋變量：制造業(yè)結構優(yōu)化。本文選用制造業(yè)結構合理化（Rms）和制造業(yè)結構高級化（Ams）兩個指標來對制造業(yè)結構的優(yōu)化程度進行衡量。經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）將制造業(yè)分為四大類，即高端、中高端、中低端以及低端技術產(chǎn)業(yè)，本文以該分類標準為依據(jù)，并參考李賢珠的分類方法[1]最終對制造業(yè)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(yè)三大類，在此基礎上，展開制造業(yè)結構優(yōu)化程度分析。

（1）制造業(yè)結構合理化（Rms）：制造業(yè)結構合理化體現(xiàn)的是要素投入與產(chǎn)出之間的關聯(lián)程度，反映了各部門之間的資源配置效率和協(xié)調(diào)發(fā)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(yè)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(yè)結構合理化水平。Y為制造業(yè)總產(chǎn)值，L為制造業(yè)就業(yè)人口總數(shù)，i為制造業(yè)第i行業(yè)。Yi/Y表示制造業(yè)第i行業(yè)的產(chǎn)值與制造業(yè)總產(chǎn)值的比重，Li/L表示制造業(yè)第i 行業(yè)就業(yè)人口數(shù)量占制造業(yè)就業(yè)人口總數(shù)的權重。Rms 值與制造業(yè)結構合理化水平呈正相關關系，即Rms 值越大，制造業(yè)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(yè)結構高級化（Ams）：制造業(yè)結構高級化是技術密集程度、規(guī)模經(jīng)濟效益以及勞動生產(chǎn)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(yè)結構高級化水平，選擇用高端技術制造業(yè)與中端技術制造業(yè)的產(chǎn)值比來衡量，具體計算公式為：

其中，中端技術制造業(yè)以及高端技術制造業(yè)的產(chǎn)值分別由OVh以及OVm來表示。

2.解釋變量：科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生。如前所述，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生是指科技金融生態(tài)系統(tǒng)的子種群在一定的金融環(huán)境下形成的相互合作、彼此協(xié)調(diào)、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(tài)系統(tǒng)共生度（Sym）來衡量科技金融生態(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)中各種群的序參量為，對于第i個生態(tài)種群來說，其第j個序參量分量由xij來表示，當均能夠產(chǎn)生正向影響時，其有序度計算公式為：

其中,αij為第i 個生態(tài)種群第j 個序參量分量的最大值，βij為第i個生態(tài)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(shù)值的大小與種群自身的發(fā)展水平成正比；為種群序參量分量的權重，可通過相關系數(shù)法求得。

（3）計算科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生度。以種群序參量有序度為基礎，通過種群間動態(tài)協(xié)同狀況，測度科技金融生態(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)共生度為：

其中，Sym即為衡量科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生程度的科技金融生態(tài)系統(tǒng)的共生度。該值越大，表明科技金融生態(tài)種群之間的共生關系越緊密。θ為參數(shù)，反映科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生關系的發(fā)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(fā)展，θ＝-1時，表明種群間的共生關系朝著負向發(fā)展。

3.中介變量：科技創(chuàng)新。目前，現(xiàn)有文獻多采用研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入、專利申請數(shù)量或專利授權數(shù)量等單一指標衡量科技創(chuàng)新績效，難以全面反映科技創(chuàng)新從科技研發(fā)到產(chǎn)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(chuàng)新績效，并運用主成分分析法（PCA）將原高維數(shù)據(jù)降維，得到充分反映科技創(chuàng)新的唯一指標，即科技創(chuàng)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(chǎn)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(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；政府信貸干預水平（Inter），以各地區(qū)存款總額與貸款總額的比值表示；城鎮(zhèn)化水平（Urb），以各地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)量與總人口數(shù)量的比值表示；人力資本水平（Edu），以各地區(qū)高等教育人口數(shù)量與總人口數(shù)量的比值表示。

（二）數(shù)據(jù)說明。本文以2010—2020年為研究時段，剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的港澳臺及西藏地區(qū)，對30個省市進行研究。原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國火炬統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生度來源于張玉喜等的研究成果，因數(shù)據(jù)時間跨度為2010—2018，同時考慮到科技金融生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性和延續(xù)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(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)共生度。對于科技創(chuàng)新績效指標，本文選取各省市每萬人專利授權數(shù)、高新技術企業(yè)營業(yè)收入、技術市場成交額和研發(fā)人員占總人口比重四個科技創(chuàng)新指標的樣本數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行降維處理，得到唯一的科技創(chuàng)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(tǒng)計結果進行了展示。通過對被解釋變量的分析會發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)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(yè)結構較為合理，而個別省份制造業(yè)結構合理性較差，各地區(qū)存在一定的差異；制造業(yè)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(yè)結構高級化水平擁有較大差異，且差異化程度高于制造業(yè)結構合理化的差異化程度。從解釋變量來看，科技金融生態(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)共生度差異不大。從中介變量來看，地區(qū)與地區(qū)間的科技創(chuàng)新水平存在較大差異，部分省份的科技創(chuàng)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(qū)發(fā)展差異較小，政府信貸干預水平和城鎮(zhèn)化水平差異較大。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

（三）模型設定和估計方法。為了研究科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構優(yōu)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(yè)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(tài)系統(tǒng)的共生度由Symit來表示。系數(shù)α1和β1反映了共生關系對制造業(yè)結構優(yōu)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(shù)仍顯著為正，則表明科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生有助于推動制造業(yè)結構優(yōu)化，反之則不利于制造業(yè)結構優(yōu)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(zhèn)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(shù)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(tài)系統(tǒng)共生通過何種方式影響制造業(yè)結構優(yōu)化，在完成了對以上模型的構建之后，引入中介變量科技創(chuàng)新（Stip），具體模型如下：

其中，Stipit表示省份i在第t年的科技創(chuàng)新績效，γ0、δ0、θ0為常數(shù)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(wěn)定性，本文在對模型進行回歸分析前先進行Hausman檢驗，依據(jù)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(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構優(yōu)化的影響

第一，通過對模型（1）以及模型（2）的分析會發(fā)現(xiàn)，對于制造業(yè)結構合理化來說，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對其產(chǎn)生的影響系數(shù)顯著為1.6390，對于制造業(yè)結構高級化來說，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對其產(chǎn)生的影響系數(shù)同樣顯著，為1.3597，說明科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構合理化和制造業(yè)結構高級化都具有顯著的正效應，即科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生能夠對制造業(yè)結構優(yōu)化起到促進作用。主要是因為科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生反映的是其子種群間共同發(fā)展以及協(xié)調(diào)配合的良性關系，有利于充分發(fā)揮科技金融生態(tài)系統(tǒng)各項功能，進而通過為制造業(yè)企業(yè)提供多元化融資支持、創(chuàng)新金融服務以及產(chǎn)品、提高資源要素的流動和配置效率并提高制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出等推動制造業(yè)結構優(yōu)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(zhèn)化水平對制造業(yè)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(yè)結構合理化呈顯著負向影響。原因可能是我國外商投資環(huán)境越來越完善，相關法律及政策越來越成熟，能為制造業(yè)吸引大量資本，并在制造業(yè)的各個行業(yè)之中引導外商直接投資實現(xiàn)合理分配，進而實現(xiàn)制造業(yè)結構高級化的發(fā)展。政府通過信貸干預，為高端技術制造業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動提供精準的資金支持，能在很大程度上促進制造業(yè)結構高級化的發(fā)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(xié)調(diào)發(fā)展能力，因此也會一定程度的阻礙制造業(yè)結構合理化發(fā)展。城鎮(zhèn)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(chǎn)品的需求越來越大，從而推動制造業(yè)結構日趨高級化。

（二）中介效應檢驗。為分析科技創(chuàng)新在科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生與制造業(yè)結構優(yōu)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(chuàng)新的中介效應檢驗

1.科技創(chuàng)新對制造業(yè)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(fā)現(xiàn)，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)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(tài)系統(tǒng)共生對科技創(chuàng)新的效應（a）顯著為4.4402；表4模型（4）得出科技創(chuàng)新對制造業(yè)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(jù)，系數(shù)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(shù)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(chuàng)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(qū)間為[0.0055288，1.902639]，0未處在該區(qū)間內(nèi)，表明間接效應顯著；直接效應在95%的置信區(qū)間為[-0.6528374，2.189073]，0被包含在該區(qū)間內(nèi)，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(fā)揮完全中介效應，即科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生能夠通過推動科技創(chuàng)新的發(fā)展進而促進制造業(yè)結構合理化，Rh1成立。

表5 科技創(chuàng)新的Bootstrap檢驗

2.科技創(chuàng)新對制造業(yè)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(fā)現(xiàn)，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)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(tài)系統(tǒng)共生對科技創(chuàng)新的效應（a）顯著為4.4402；表4 模型（5）得出科技創(chuàng)新對制造業(yè)結構高級化的間接效應（b2）顯著為0.2836，而科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構高級化的直接效應（c2）為0.1004，系數(shù)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(fā)揮完全中介效應，即科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生能夠通過推動科技創(chuàng)新的發(fā)展進而促進制造業(yè)結構高級化，Rh2成立。

（三）穩(wěn)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(wěn)健性檢驗：1.考慮到科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構優(yōu)化可能存在一定的滯后效應，用科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生度的滯后1期替代原解釋變量來進行穩(wěn)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(fā)現(xiàn)，解釋變量除了在回歸系數(shù)的大小上有細微差別，在系數(shù)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(wěn)健性。2.為避免因為遺漏變量或科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生度的測量誤差而導致結果出現(xiàn)偏誤從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，本文以科技金融生態(tài)系統(tǒng)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(tài)系統(tǒng)共生與制造業(yè)結構優(yōu)化之間可能存在的內(nèi)生性問題后，科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生的系數(shù)仍顯著為正，證明其的發(fā)展能夠推動制造業(yè)結構優(yōu)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(wěn)健性。

表6 解釋變量取滯后1期的穩(wěn)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(tài)系統(tǒng)共生對制造業(yè)結構優(yōu)化具有顯著的正效應。第二，科技創(chuàng)新在科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生和制造業(yè)結構合理化以及制造業(yè)結構高級化之間均發(fā)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(zhèn)化水平都能顯著推動制造業(yè)結構高級化發(fā)展，而人力資本水平對制造業(yè)結構優(yōu)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(tài)系統(tǒng)集群的發(fā)展，加強生態(tài)種群間的協(xié)調(diào)互動，提高科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生效應。各科技金融生態(tài)系統(tǒng)種群不僅需要充分發(fā)揮自身的各項功能，同時還需要加強彼此間的協(xié)調(diào)融合，只有這樣才能最大限度地發(fā)揮科技金融生態(tài)系統(tǒng)的共生效應，進而推動制造業(yè)結構優(yōu)化。對于企業(yè)種群來說，應加大科創(chuàng)型人才的培養(yǎng)力度，充分發(fā)揮高端人才的研發(fā)創(chuàng)新能力，進一步提高企業(yè)種群作為科技創(chuàng)新主體的作用。對于中介服務機構種群來說，應設立行業(yè)門檻，對從業(yè)人員的職業(yè)素養(yǎng)提出要求，加強中介服務機構的專業(yè)性和規(guī)范性。加大對專業(yè)型人才的投入力度，培養(yǎng)職業(yè)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(chǎn)品，充分發(fā)揮其作為科創(chuàng)型企業(yè)重要融資平臺、分散科創(chuàng)型企業(yè)創(chuàng)新風險、降低科創(chuàng)型企業(yè)創(chuàng)新?lián)p失等作用，進而加大對科技創(chuàng)新型企業(yè)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(chuàng)新經(jīng)驗，從而推動科技金融機構和市場種群的發(fā)展；對于政府部門種群來說，應加大對科技創(chuàng)新型企業(yè)的政策支持力度，提供資金支持、引導擔保機構為科創(chuàng)型企業(yè)進行擔保等。同時，進一步完善相應的法律法規(guī)，如知識產(chǎn)權法、專利法等，從法律層面保護科創(chuàng)型企業(yè)的創(chuàng)新成果。

第二，加強科技創(chuàng)新的發(fā)展，充分發(fā)揮其在科技金融生態(tài)系統(tǒng)共生與制造業(yè)結構優(yōu)化中的中介作用?？萍冀鹑谏鷳B(tài)系統(tǒng)通過為企業(yè)提供創(chuàng)新平臺、為創(chuàng)新活動提供資金支持，分散創(chuàng)新活動風險、及時共享創(chuàng)新信息、保護創(chuàng)新成果等推動科技創(chuàng)新的發(fā)展，科技創(chuàng)新又通過影響要素、供給和需求來促進制造業(yè)結構優(yōu)化。因此，要大力發(fā)展科技創(chuàng)新，強化其對制造業(yè)結構優(yōu)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(fā)各類創(chuàng)新主體參與創(chuàng)新研發(fā)活動的積極性，促進科技創(chuàng)新的發(fā)展。同時，加強創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)服務指導體系的建設，為企業(yè)進行科技創(chuàng)新活動提供完善的指導與服務，減輕企業(yè)創(chuàng)新活動損失，激發(fā)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力。

第三，推動人才事業(yè)發(fā)展，提升人力資本水平對制造業(yè)結構優(yōu)化的驅動作用。人力資本水平對制造業(yè)結構優(yōu)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(yè)發(fā)展，改善現(xiàn)有人才培養(yǎng)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?zhèn)涞膶I(yè)型人才。同時，要加強國際人才交流，互相借鑒學習優(yōu)秀的人才培養(yǎng)理念，并根據(jù)現(xiàn)有市場需求積極引進高質量人才，優(yōu)化勞動力技能結構，為制造業(yè)結構優(yōu)化提供堅實的人才支撐。