科技金融發展的產業結構升級效應研究

白萬平 孫溶鎂 白鴿 蘇洋

基金項目：貴州財經大學2020年度在校學生科研資助項目“貴州省數字經濟發展模式和實現路徑研究”（2020ZXSY09）。

作者簡介：白萬平（1963—），男，重慶人，貴州財經大學大數據應用與經濟學院教授，碩士生導師，研究方向為數量經濟學理論與應用;孫溶鎂（1997—），女，四川攀枝花人，貴州財經大學大數據應用與經濟學院碩士研究生，研究方向為計量經濟模型與預測;白 鴿（1995—），女，貴州貴陽人，貴州財經大學會計學院助教，研究方向為數字經濟核算;蘇 洋（1968—），男，四川成都人，貴州財經大學學報編輯部編務，研究方向為數字經濟。

摘 要：從創業活力的視角出發，在文獻研究的基礎上，剖析科技金融發展影響產業結構升級的作用機制，提出理論假設，通過收集2009～2019年我國30個省份的面板數據，運用中介效應模型和面板門檻模型，試圖揭示創業活力在科技金融影響產業結構升級過程中扮演的角色。研究發現，第一，科技金融對產業結構升級有顯著的促進作用，且這種促進作用存在區域異質性，西部地區的促進作用強于東、中部地區。第二，科技金融推動產業結構升級存在創業活力的影響路徑，即科技金融可以通過提高創業活力水平，進而推動產業結構升級。第三，創業活力推動產業結構升級存在顯著的科技金融單門檻效應，即科技金融越發達，創業活力促進產業結構升級的能力越強。

關鍵詞：科技金融發展;創業活力;產業結構升級;中介效應;門檻效應

文章編號：2095-5960（2022）03-0059-10;中圖分類號：F062.9;文獻標識碼：A

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國經濟飛速發展，國內生產總值年均增長率達到了9.4%，遠高于同期世界經濟2.9%左右的年均增速，對世界經濟增長的年均貢獻率為18%左右，居世界第二。但同時，我國經濟發展質量卻與速度不匹配，存在產業結構不合理、城鄉區域發展不協調等結構性問題。從當前發展階段來看，我國正處于從經濟高速增長到高質量發展的轉型時期;從外部環境看，全球疫情蔓延、世界范圍內經濟復蘇乏力以及逆全球化浪潮涌動，使得中國經濟發展面臨嚴峻的內外部挑戰。在這樣的背景下，加快推進產業結構調整是中國經濟發展的必然選擇。那么，中國產業結構升級的動力是什么？錢納里的工業化階段理論認為，經濟持續增長的決定性因素是產業結構升級。在工業化后期階段，產業結構將由資本密集型產業為主導轉變為技術密集型產業為主導。[1]新經濟增長理論認為，科技金融是一個國家經濟增長的動力，其遞增效應、外溢效應及其在國際貿易中的邊干邊學效應，內生地促進生產率提升，保證經濟可持續增長。[2]黨的十九大提出“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”?？萍嫉陌l展離不開金融資金的支持，而科技金融通過科技與金融的結合帶動產業結構升級。從我國發展實際來看，科技金融是一種新興的產業結構升級驅動力，發展的時間并不算長，促進產業結構升級還需要一條有效的傳導路徑。在“大眾創業、萬眾創新”的政策激勵下，我國越來越多的人投身創業，掀起了新一輪的創業熱潮，對促進經濟高質量發展具有積極作用?？萍冀鹑跒閯摌I提供資金，創業帶給科技金融發展活力，二者之間是一種緊密聯系、相輔相成的關系。因此，本文認為，研究科技金融、創業活力和產業結構升級三者間的關系具有重要的理論價值和現實意義。

從目前的研究進展來看，有關科技金融發展的產業結構升級效應研究，國外學者主要圍繞銀行貸款、風險投資、資本市場等對科技創新的影響展開。從宏觀層面來看，金融可與技術進步、科技創新聯系起來，從而建立一個健全的金融體系，這對于技術創新和產業結構升級至關重要。[3]盡管世界各國經濟發展過程不盡相同，但科技與金融的深度融合總能促進產業結構的升級。[4]發達國家金融業的發展水平與該國企業研發投入呈現顯著的正相關關系，這也從側面證明了科技金融發展的重要性。[5]從微觀層面來看，對于小微企業而言，不完善的資本市場會對企業科技創新產生不良影響[6]，而設立地方性銀行、擁有相對健全的金融體系的地區企業創新活動成功率相比于未設立地方性銀行的地區來說更高[7]。國內相關研究主要集中在科技金融發展對技術創新、經濟增長和產業結構升級的影響方面。我國地區科技創新與科技金融耦合協調度整體偏低，且存在很強的地域性差異，很多地區的科技金融發展水平和科技創新發展速度不匹配，具有滯后性[8，9]，但科技創新能在科技金融對經濟增長的影響中起到中介作用[10]?？萍冀鹑诎l展對于我國地區經濟增長也具有顯著的促進作用，且這種影響表現出明顯的區域差異，呈“東強西弱”的局面，這也是近年來造成我國區域發展不平衡的原因之一。[11，12]金融發展與技術進步相融合能夠促進產業結構升級，且科技金融的投入可以通過作用于高新技術企業進而對產業結構產生影響。[13-15]

在有關創業活力的研究中，國外學者起步較早，研究主要集中于創業對經濟增長的影響上。當將創業者由于政策激勵所形成的創業精神以及他們進行的“創造性”活動用于生產時，可以有效促進經濟增長，但這種促進作用也存在區域差異和城市規模差異，即創業精神對大城市經濟增長具有U型的間接促進效應，而對中小城市則不存在間接促進效應。[16-19]創業精神促進經濟增長的主要路徑是創業促進知識溢出和將創新知識轉化成實際生產力，從而帶動經濟發展。[20]國內學者也對創業和經濟發展、產業結構升級間的關系進行了廣泛的研究。創業精神的提高將既可直接促進經濟增長，也可以通過增強一個國家的科技創新水平來帶動經濟發展，這種經濟發展不僅局限于增長速度的加快，還包括發展質量的提高。[21-24]在不同類型的創業活動中，創新型創業都有利于提高經濟增速、縮小收入差距和促進產業結構升級，而一般型創業的作用則十分有限。[25]此外，金融發展也會對創業活力產生影響，金融規模擴張并不能顯著提高創業活躍度，而金融多樣性的增加則會使得創業活力水平上升。[26]

綜上所述，僅有少量文獻直接涉及科技金融對產業結構升級的影響，對具體影響路徑的研究十分缺乏，基于創業活力視角的研究更是空白?？萍冀鹑诎l展推動產業結構升級是否存在創業活力這一傳導路徑，創業活力對產業結構升級的影響是否非線性的，在不同的科技金融發展水平下，創業活力對產業結構升級的影響程度是否相同，回答好這些問題對于推動我國產業結構升級，促進經濟高質量發展具有重要意義。

二、理論分析及研究假設

產業結構升級是指產業結構由低級形態向高級形態的轉變，是實現經濟高質量發展的關鍵?？萍冀鹑诶眯滦涂萍际侄我龑Ц黝惤鹑跈C構創新金融產品、改善金融服務，為科技企業的創立和發展提供有力的資金支持?？萍冀鹑诘陌l展可以優化資本配置和促進技術創新，無疑能對產業結構的升級產生影響?？萍冀鹑谟绊懏a業結構升級的方式主要有四種：第一，科技金融發展直接推動產業結構升級?？萍冀鹑谑强萍籍a業與金融產業的融合，旨在通過金融強力助推科技產業的技術創新活動，因此科技金融資金的投資對象主要集中在第二三產業，第一產業較少，科技金融導致的產業增加值也從第三產業到第一產業依次遞減，從而能夠改善三次產業占比，促進產業結構升級。第二，科技金融通過孵化新興、高技術產業來推動產業結構升級?？萍冀鹑谀軌虼龠M產業科技創新，而科技創新的最終目的是實現高新技術產業化。高新技術產業主要分布于第二三產業，且多為知識、技術密集型產業，因此符合產業結構高級化的標準。第三，科技金融發展通過促進經濟轉型進而推動產業結構升級?？萍冀鹑谫Y本投向的高新技術產業往往具有很高的收益率，因此能促進經濟的增長。除了數量上的增長外，科技金融可以通過對技術創新的促進作用，提高勞動生產率，并在一定程度上減少環境污染，從而提高經濟發展質量。當經濟增長實現由粗放型向集約型轉變時，產業結構也朝著高級化方向發展。第四，科技金融通過改善就業結構、推動創業來促進產業結構升級。隨著新興產業的興起，各行業由于技術改進淘汰部分勞動力，會出現大量勞動力剩余，而高技術產業由于就業門檻較高會出現勞動力短缺，所以會發生大規模勞動力向更高級產業的遷移，從而使得勞動力結構得以改善，產業結構得以高級化。因此，本文提出以下假設。

假設1：科技金融發展能夠促進產業結構升級。

創業者的創業活動可以打破市場原有的均衡，創造新的商業機會和經濟效益，以全新的生產要素組合和產業結構實現經濟的增長。[27]創業活力主要通過三條路徑影響產業結構升級，第一，創業活力的增強會通過提高技術創新水平來促進產業結構升級。在創業活動中，只有將新技術投入生產，創造出有商業價值的新產品，才能獲得更高的收益。因此，新創企業必須具有更高的技術水平才能在激烈的市場競爭中獲得更大的份額，技術水平較差的企業會逐漸被淘汰。這種良性競爭將使得整個產業的技術水平上升，從而實現產業結構的升級。第二，創業通過產業集聚效應推動產業結構升級。創業活動多集中于新興、高技術產業，這種產業的集聚為創新技術的擴散和溢出創造了良好的環境，導致整個產業市場競爭力不斷增強，從而促進產業結構升級。第三，創業通過人才集聚和知識溢出促進產業結構升級。創業活動除了會造成產業的集聚以外，還會引起人才的集聚，而大規模高水平的人才流動為知識的擴散和溢出奠定了基礎，形成創業活動、高技術人才集聚、知識溢出的良性循環，進一步推動產業結構升級。因此，本文提出以下假設。

假設2：創業活力的增強能推動產業結構升級。

科技金融影響創業活力的作用機理主要表現在：首先，科技金融能夠緩解信貸約束從而為新創企業提供資金支持。完善的科技金融體系不會產生信貸約束問題，放松金融管制后，資金不足但又富有知識、技術的高水平人才就能獲得創業所需的資金。這不僅能創造經濟效益，還可以進一步擴大就業，促進經濟結構轉型。其次，科技金融可以通過優化資源配置提高創業率。一個健全的金融體系會對投資項目進行評估篩選，以保證資金流向勞動生產率最高的行業[28]，而科技金融的發展則使得更多資本投向新興、高技術產業。這種對資金的高效配置充分激發了企業家的創業熱情，從而提高創業率。最后，科技金融通過強化市場競爭來促進創業?？萍冀鹑谠桨l達的地區，就會有越多的高新企業進入，市場競爭程度就會越強，市場越活躍。這時，市場的進入壁壘隨之降低，從而能吸引更多的企業家進入，進一步增強創業活力水平。綜上所述，科技金融越發達的地區，創業活躍度也越高。因此，本文提出以下假設：

假設3：科技金融發展影響產業結構升級存在創業活力水平的中介效應。

三、研究設計

（一）模型構建

為了考察科技金融發展對我國產業結構升級的影響，本文在控制經濟發展、政府干預、城鎮化、人力資本和外商直接投資的基礎上，設定了如下面板模型：

式（1）中，i表示地區，t表示年份，ISH為產業結構升級水平，STF為科技金融發展水平，Control為一系列控制變量，α0為常數項，μi為個體效應，t為時間效應，εit為隨機擾動項。本文核心關注的系數值是科技金融發展對產業結構升級的總影響α1，根據前面的理論分析，預期α1估計系數符號為正。

為了進一步研究科技金融發展是否通過創業活力對產業升級產生影響，本文借鑒溫忠麟等[29]的研究方法，通過建立遞歸方程來進行中介效應的檢驗。遞歸方程如式（2）～（4）所示：

式（2）—（4）中，i表示地區，t表示年份，α01，α02，α03為常數項，VIT為創業活力，α11是科技金融發展對產業結構升級的總影響系數，α21是科技金融發展對創業活力的影響系數，α31和α32分別為科技金融發展、創業活力對產業結構升級的影響系數，根據前文理論分析，預期α11、α21、α31和α32符號均為正，其他變量解釋同式（1）。

中介效應模型的檢驗分為三步。第一步，對（2）式進行回歸，先檢驗在沒有中介變量的情況下，科技金融發展對產業結構升級影響的總效應。若α11顯著，說明存在科技金融發展對產業結構升級的總效應。第二步，對（3）式進行回歸，檢驗科技金融發展對創業活力是否具有顯著影響，即檢驗α21是否顯著。第三步，在（2）式的基礎上引入中介變量創業活力并進行回歸，檢驗中介效應（α32）是否顯著。如果α21和α32均是顯著的，就說明中介效應存在。在此前提下，若α31不顯著，表明存在完全的中介效應，反之，存在部分的中介效應。中介效應比重為α21α32/α31+α21α32。如果α21和α32有一個不顯著，就需要進行二次檢驗。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

產業結構升級（ISH）。產業結構升級是指產業結構遵循經濟發展規律和資源配置路徑從低級到高級的一個漸進演變的過程，其關鍵點在于三次產業勞動生產率的提高。衡量產業結構高級化的方法多種多樣，本文借鑒劉偉、張輝[30]，左鵬飛等[31]的做法，用三次產業增加值占比與其勞動生產率的乘積加權值來度量地區的產業結構高級化水平。具體計算公式為：

其中，Yi，j，t表示i地區j產業在t時期的增加值，Yi，t表示i地區在t時期的地區生產總值，Xi，j，t表示i地區j產業在t時期的從業人員，Yi，j，t/Xi，j，t表示i地區j產業的勞動生產率。Yi，j，t/Xi，j，t存在量綱，本文對其進行了無量綱處理。

2.核心解釋變量

（1）科技金融發展（STF）?？萍冀鹑趯儆诋a業金融的范疇，是科技創新活動與金融產業在發展過程中相結合的產物。[32]陳建麗選擇從“科技銀行—科技資本市場—風險投資—政府支持”的角度構建中國科技金融發展水平評價指標體系;[33]張芷若、谷國鋒從“公共科技金融—市場科技金融”的視角建立科技金融發展水平的綜合指數。[9]本文借鑒張芷若等、周德田等的方法[32，34]，從科技金融資源、科技金融經費、科技金融融資和科技金融產出四個維度構建科技金融發展水平評價指標體系（見表1），并通過熵值法賦予各指標權重，計算出科技金融發展水平綜合指數。

（2）創業活力（VIT）。綜合現有關于創業活力的文獻的研究，發現創業活力主要體現為企業家精神的一個重要方面——創業精神。國外學者通常使用自我雇傭比率和新企業進入率來衡量企業家創業精神。[35-37]考慮數據的可得性，本文借鑒李宏彬等、陳哲和楊旭、王葉軍的研究方法[23，38，39]，用城鎮私營單位和個體經濟從業人數占總就業人數的比例來衡量創業活力。

3.控制變量

為了控制其他因素的影響，本文選取以下控制變量：（1）經濟發展水平（PGDP）。一個地區的經濟發展是推動產業結構升級最重要、最直接的因素，本文通過地區人均GDP來衡量經濟發展水平。（2）人力資本（HUM）。產業結構升級就是要實現資本密集型產業向技術密集型產業轉型，其中離不開高技術、創新型人才的支持。因此本文借鑒蘇屹等的做法[40]，通過R&D人員全時當量來衡量地區人力資本水平。（3）政府干預（GOV）。政府對于經濟的干預應控制在合理的范圍內，一旦超過這個范圍，就會對經濟發展產生負面影響。本文用財政支出占GDP的比重來衡量政府對經濟的干預程度。（4）城鎮化水平（URB）。城鎮化不僅能夠增加城鎮勞動人口，還在一定程度上加大了對產業結構升級的人力支持。本文采用城鎮人口占地區總人口的比重來代表城鎮化水平。（5）外商直接投資（FDI）。大量學者研究發現，外商直接投資會給地區帶來擴散、競爭、產業關聯以及人才流動效應，因而會影響產業結構升級，因此本文使用各省實際利用外資額占地區GDP的比重來衡量外商直接投資水平。

（三）數據來源與統計性描述

本文使用的數據為2009～2019年30個省級行政單位（不包括西藏及港澳臺）的面板數據。原始數據來源于2010～2020年《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》以及各省統計年鑒、統計公報等。為了消除價格的影響，對本文所涉及貨幣計量的變量全部用GDP平減指數折算為2009年的實際價格，對以美元為單位的數據均按當年人民幣兌美元平均匯率進行了換算。具體變量的描述性統計見表2所示。產業結構高級化水平均值為0.369，最小、最大值分別為0.040和1.000，這說明不同地區之間產業結構高級化水平存在較大差異，核心解釋變量科技金融發展和創業活力也存在此特點，這與現實情況相符。

四、實證結果與分析

（一）基本估計結果及區域異質性檢驗

本文進行基本面板回歸所得的結果見表3所示。其中第1列檢驗了以全國30個省級行政單位為樣本時科技金融發展對產業結構升級的影響。第2—4列分別檢驗了以東部地區11個省級行政單位、中部地區8個省級行政單位和西部地區11個省級行政單位為樣本時科技金融發展對產業結構升級影響的地域差異。通過對各個模型進行Hausman檢驗，認為使用固定效應模型更加合適。從全國樣本的估計結果來看，科技金融發展對產業結構升級的影響在1%的水平上顯著為正，系數為0.559。這說明就全國層面而言，科技金融發展水平的提高有利于產業結構的升級，即科技金融水平每提高1個單位，產業結構高級化水平增加0.559個單位。這是由于科技金融發展能優化資本配置，引導資金流向高技術、新興產業，促進企業技術升級，從而形成更新的、更高級的產業結構。從東、中、西部地區分樣本的回歸結果來看，科技金融發展在東部地區對產業結構升級的影響不顯著，但在中、西部地區均顯著促進產業結構升級，且在經濟欠發達的西部地區這種促進作用更大，具體為科技金融發展水平每提高1個單位，西部地區產業結構高級化水平上升0.575個單位，中部地區上升0.441個單位。這是由于相較于中西部地區，東部地區經濟發展更快、金融效率更高、金融服務體系已經較為完善、產業結構高級化水平已接近飽和，因此科技金融發展對產業結構升級的作用十分有限。而中西部地區科技、金融等各方面發展均不完備，產業結構有待升級，特別是西部地區，長期以來由于偏僻的地理位置和落后的經濟社會條件而沒能得到充分發展，還有很大提升空間。因此，中、西部地區產業結構升級能夠享受科技金融的發展紅利，通過科技金融更好地為科技型企業的創立和發展提供資金，進而調整和優化產業結構。

就全國樣本而言，控制變量中對產業結構升級具有顯著影響的有經濟發展水平、城鎮化水平和人力資本。經濟發展水平對產業結構升級具有顯著的促進作用，這是由于經濟越發達的地區擁有越好的生產經營所需的資源和環境，越容易吸引企業家投資，因此越能推動產業結構朝著高級化方向發展。城鎮化能加快地區產業結構升級，城鎮化水平越高，新興產業發揮效用的基本條件就越充足，所能配置的資源就越豐富，產業結構升級的速度也就越快。人力資本對產業結構升級的影響是顯著為正的，這是由于產業在升級過程中對于技術、資本的需求越來越強，高素質人才有助于產業結構水平的提高。將樣本分為東、中、西部地區以后，估計結果與按全國樣本進行估計的結果基本一致，這也說明了本文的基準回歸模型具有穩健性。其中，西部地區經濟發展水平對產業結構升級的促進作用強于中部地區，中部地區又強于東部地區，這主要是由于相較于東部和中部，西部省份經濟水平普遍欠發達，發展空間更大，每單位經濟增長可以帶來更大的產業結構升級效應。政府干預對于三個地區產業結構升級的影響均不顯著，究其原因在于我國各地區在產業選擇和投資上市場化水平較高，能實現資源的自發、合理配置，政府財政干預的作用空間不大。城鎮化水平對東、中、西部地區產業結構高級化有顯著正向影響，這是由于高技術產業更容易在城市集聚，城鎮化為各地區產業結構升級建立了良好的基礎。外商直接投資對中、西部地區產業結構升級有顯著的促進作用，但對東部地區的產業結構升級影響不顯著。這可能是由于同東部地區相比，中、西部地區外商投資較少，導致中、西部地區缺乏資金進行產業結構調整，因此增加外商投資能夠顯著提高其產業結構高級化水平。

（二）中介效應檢驗結果

基準模型驗證了科技金融發展對產業結構升級具有促進作用，但并未對科技金融發展影響產業結構升級的路徑進行探究。因此本文從創業活力的視角出發，建立中介效應模型，檢驗科技金融發展是否通過促進創業來推動產業結構升級，檢驗結果見表4所示。

首先，檢驗科技金融發展對產業結構升級的總效應。表4中第一步的回歸結果顯示，總效應系數α11顯著為正，等于0.559。說明從整體來看，科技金融發展對地區產業結構升級有顯著的促進作用。其次，檢驗科技金融發展對創業活力是否存在影響。根據表4第二步的結果，科技金融發展與創業活力在1%的水平上顯著正相關，效應α21為0.656，說明科技金融發展水平每提高1個單位，創業活力水平會相應提高0.656個單位。最后，檢驗中介效應。將中介變量創業活力納入基準回歸模型，其系數α32為0.244，且在1%的水平上顯著。由于α21和α32均是顯著的，所以中介效應存在。又由于第三步中科技金融發展的系數α31顯著為正，所以存在的是部分中介效應，即科技金融發展既可以直接促進產業結構升級，又可以通過提高創業活力來間接促進產業結構升級。由α21α32/α31+α21α32可得中介效應占比為28.62%。

（三）穩健性檢驗

如果模型存在內生性問題，則無法得到一致估計。本文的核心解釋變量科技金融發展與被解釋變量產業結構升級之間可能存在一定的雙向因果關系，即科技金融發展可以促進我國產業結構高級化，而反過來產業結構升級又需要大量資本和技術投入，加大了企業對資金和技術的需求，從而推動了科技金融的發展，因此模型可能存在內生性問題。為了檢驗模型的穩健性，本文借鑒李春濤等、張璇等、趙霞等的做法[41～44]，手工整理了所有省份的接壤省份，使用每年該省份所有接壤省份科技金融發展水平的平均值作為工具變量，采用兩階段最小二乘法估計回歸方程。選擇該工具變量的原因為：第一，地理上接壤的省份經濟發展水平差別較小，科技金融發展水平相似，滿足相關性要求;第二，信貸融資存在一定的地域分割性，即使相鄰省份的科技金融發展水平也很難通過信貸融資影響本省的產業結構升級，因此滿足外生性要求。三個模型第一階段回歸的F值均在1%的水平下顯著大于10。工具變量不可識別檢驗Kleibergen-Paap rk LM統計量的p值均小于0.01，弱工具變量檢驗Cragg-Donald Wald F統計量的值均遠大于Stock & Yogo提供的以10%為最大顯著性水平上的臨界值16.38，因此選擇接壤省份平均科技金融發展水平作為工具變量不存在不可識別和弱工具變量問題。最后，由于本文選取的工具變量與內生變量是一對一的關系，因此不存在過度識別的問題。由表5的結果可知，在使用工具變量法解決內生性問題后，中介效應模型三步中的主要回歸系數均顯著，符號與前文估計一致。用接壤省份平均科技金融發展水平作為工具變量的模型仍存在中介效應，占比12.08%。這說明，科技金融發展對產業結構升級的影響確實存在創業活力水平的中介效應，且這種中介效應在統計上顯著，本文所建立的模型和研究結論具有穩健性。

五、進一步分析

本文進行中介效應檢驗是以“科技金融發展通過影響創業活力來對產業結構升級施加影響”的假定為基礎的，這項假定認為科技金融發展、創業活力和產業結構升級三者之間的關系是線性的，因此存在一定的局限性。為了探究科技金融發展、創業活力和產業結構升級之間是否存在非線性關系，即創業活力對我國產業結構升級的影響是否會隨著科技金融發展水平的變化而變化，本文借鑒Hansen的方法建立面板門檻模型[45]，以科技金融發展水平為門檻變量，以創業活力為核心解釋變量對式（5）進行估計。模型設定如下：

其中，STF是門檻變量，γ是待估計的門限值，β1和β2分別為門檻變量在STFit≤γ與STFit>γ時解釋變量創業活力對被解釋變量產業結構升級的影響系數，若檢驗結果β1=β2，說明式（5）沒有表現出門檻特征，若檢驗結果β1與β2存在顯著差異，則說明創業活力促進產業結構升級存在科技金融發展的門檻效應。I（·）為示性函數，當對應的條件滿足時取值為1，反之取值為0。其他變量解釋同式（1）—（4）。

門限效應的檢驗主要分為兩步。首先，判斷存在幾重門限效應并確定合適的門限值;然后，檢驗門限估計值的顯著性。由此，本文在科技金融發展作為門檻變量時，通過500次Bootstrap自抽樣，單門檻效應通過了1%顯著性水平的檢驗，因此認為創業活力對產業結構升級的影響存在單重科技金融發展水平門檻，門檻值為0.2572。

基于上述結果，根據式（5）得到的面板門檻效應回歸結果見表6所示?？萍冀鹑诎l展對產業結構升級的影響系數存在兩個區間的變化。當科技金融發展水平小于門檻值0.2572時，創業活力對產業結構升級具有顯著的促進作用，影響系數為0.133，即創業活力每增強1個單位，產業結構高級化水平上升0.133個單位;當科技金融發展水平高于門檻值0.2572時，科技金融發展對產業結構升級的影響依然顯著為正并且進一步加強，系數為0.400，即創業活力每增強1個單位，產業結構高級化水平上升0.400個單位。說明隨著科技金融的發展，資本配置效率不斷提高，更多的資金將被用于支持新創企業創立和發展，從而地區創業活力增強。許多原本受到融資約束的中小微企業得以生存壯大并將新技術更廣泛地應用于生產，推動勞動效率不斷提高，產業結構不斷升級。

六、結論與政策建議

本文基于2009～2019年我國30個省份的面板數據，實證分析了科技金融對產業結構升級的影響以及創業活力在二者關系中的中介作用。進一步地，通過建立面板門檻模型，研究了創業活力和產業結構升級之間的非線性關系。研究結果表明：第一，科技金融能夠顯著促進產業結構升級，且這種促進作用在經濟欠發達的西部地區更明顯;第二，科技金融通過提高創業活力水平間接推動產業結構升級，中介效應占比28.62%;第三，創業推動產業結構升級存在科技金融發展的單重門檻效應，門檻值為0.2572，當科技金融發展水平低于0.2572時，創業活力對產業結構升級的影響顯著為正，當科技金融發展水平大于0.2572時，科技金融發展依然促進產業結構升級，并且這種促進作用進一步增強。

基于以上實證研究結果，為了提高我國經濟發展質量，促進產業結構升級，本文提出如下政策建議：第一，地區在促進產業結構升級的過程中，應該充分發揮科技金融對產業結構升級的推動作用，加強科技創新與金融資本有機結合，充分發揮科技對經濟社會發展的支撐作用，推動科技金融成為引導產業結構升級的持續性動力。同時還應加強對云計算、人工智能、區塊鏈等技術應用的監管，引導信息技術在金融領域的合理利用，避免“技術濫用”現象的出現。第二，我國地域遼闊，各地科技金融發展水平存在較大差異，科技金融對產業結構升級的影響程度也不盡相同，因此要因地制宜地制定科技金融發展策略。東部發達地區在加快科技創新和金融資本深度融合的過程中，也要向中西部地區轉移金融資源、提供技術幫扶，增強中西部地區科技金融實力，實現各地區協同發展。第三，創業活力是科技金融影響產業結構升級的有效傳導路徑，各地政府應積極實施創業鼓勵政策，為居民營造良好的創業氛圍。還應積極培育良好的投融資體制、科技創新和轉化機制，以加快本地區產業結構升級，推動經濟高質量發展。第四，當科技金融發展低于一定水平時，創業活力提高對產業結構升級的促進作用較小，因此各地應積極推動科技金融發展，根據不同行業特點與科技企業不同生命周期，開發與推廣特色的金融產品。同時，要加快推動科技保險的發展，有效分散、化解高技術產業的創業風險，從而促進產業結構升級。

參考文獻：

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責任編輯：蕭敏娜