風險投資、制度情境與產業結構轉型升級
——基于中國省級面板數據的實證研究

龐明川，張 翀，焦偉偉

(1.東北財經大學 經濟與社會發展研究院；2.東北財經大學 投資工程管理學院；3.東北財經大學 工商管理學院，遼寧 大連 116025)

0 引言

改革開放至今40余年，中國經濟曾長期維持高增速，為全球經濟穩定和發展貢獻了獨特的中國力量。然而，隨著人口紅利下降、資源環境壓力上升以及國際貿易環境的不斷惡化，以廉價產品為主要優勢的外貿產業開始萎縮，大量勞動密集型產業開始向勞動力和土地等生產要素更為廉價的非洲或東南亞地區遷移。與此同時，我國經濟增速逐步放緩，邁入經濟發展新常態階段，啟動了由經濟高速度增長階段向經濟高質量發展階段前進的步伐。提升經濟質量必須培育經濟增長新動能，實施創新驅動發展戰略，掌握關鍵核心技術，激發國家重點幫扶產業的擴散效應，在促進其它關聯產業進步的同時完成整體產業升級。因此，如何保障創新驅動發展戰略實施、推動經濟發展模式轉變、完成產業結構轉型升級是新常態下我國經濟亟需解決的問題。

在2020年《政府工作報告》中，李克強總理指出，要推動制造業升級和新興產業發展、提高科技創新支撐能力、深入推進大眾創業萬眾創新。由于創新活動與生俱來的高風險屬性并不符合銀行業債權型融資方式的低風險穩健型經營策略，所以，大量高新技術企業發展初期存在融資困難。在銀行業風險規避條件下，滿足創新資金需求必須充分利用其它融資方式，而以風險投資為代表的股權型融資對于高風險、高收益的偏好與新興產業高度吻合。近現代風險投資活動最早可追溯至20世紀50年代的美國，其也是全球風險投資活動最密集和相關政策制度最健全的國家之一，并以硅谷(Silicon Valley)高科技產業區聞名于世，同時，以色列、日本、德國等西方風險投資發達的國家，其科技水平和創新能力也有目共睹。

學術界對于風險投資、產業轉型升級的研究由來已久，以往有關風險投資的研究大多將分析的重點聚焦于創新[1,2]、企業價值[3,4]和企業績效[5]等微觀層面，少有研究將其與產業結構轉型升級等宏觀經濟要素相聯系，且關于產業結構轉型升級影響因素的研究多集中在產業政策[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，對于風險投資與產業轉型升級之間的關系持不同看法。一種觀點認為，風險投資壯大與新興科技產業成長具有互需互賴性，同時，風險投資可以給予起步階段的新興科技企業大量針對性專業注資服務，在保障其健康發展的前提下顯著推動技術進步，促進產業轉型升級[11,12]；另一種觀點認為，基于我國特殊國情，國內風險投資基本由政府主導，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，不利于推動產業結構轉型升級[13]。由此可見，風險投資對產業結構轉型升級的作用效應和影響機制尚未形成一致結論，而不同學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節效應分析成為解決分歧的重要途徑。然而，在已有文獻中有關制度情境的研究多聚焦于企業成長[14-16]和企業績效[17]等微觀領域，對其在宏觀經濟環境中所發揮的重要作用研究不足。制度變遷理論明確指出，創新對于經濟發展的作用若沒有配套的制度創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新效率進而影響中國風險投資與產業結構轉型升級之間的關系。由此根據制度變遷理論的兩大基石(國家理論和產權理論)，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。基于此，本文重點探究風險投資對產業結構轉型升級的影響，明晰二者之間存在何種程度的聯系，以及中國各省份對外開放程度和社會信任水平如何調節二者之間的關系。

1 理論基礎與研究假設

1.1 風險投資與產業結構轉型升級

產業結構轉型升級是低附加值產業過渡到高附加值產業的動態漸進過程，經濟體在自身發展進程中隨著人均收入上升，其范圍內的工作人群將出現由第一產業逐次逐級向更高層次產業過渡的演化路徑。同時，該地區產業結構會發生明顯變化，第二產業、第三產業在GDP中所占比重逐步提高。在經濟發展不同階段，依據資本要素、人力資源水平、需求層次結構和科學技術條件實時調整產業結構，是其合理化的內在要求，占據主導地位的相關產業會在自身發展擴大的同時帶動其它產業發展，逐步提高經濟質量。產業結構理論、創新理論和產業擴散效應理論指出，推動產業結構轉型升級的重要因素是創新[19,20]，而創新活動與經濟發展最緊密的結合點在于新興市場領域的高新技術企業。所以，為它們提供必要的保障以推動其健康成長是轉軌經濟發展模式的重中之重。在高新技術企業成長過程中，由于自身高風險、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債權型融資的青睞，而以風險投資為代表的股權型融資模式卻與高新技術企業不謀而合，并逐步成為保障其發展的重要支撐力量。同時，新興市場發展勢必影響我國產業結構，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業；經濟驅動力也會從要素驅動向投資驅動、創新驅動轉變，這種轉變會帶動我國產業向更高級、更新型的業態前進，推動產業轉型升級。從這個角度看，風險投資可以視為創新驅動力，企業通過風險投資提升自身創新能力，進而促進產業結構轉型升級。因此，風險投資在科學技術研究成果轉變為先進生產力的過程中能夠發揮積極作用，進而加速該地區產業結構轉型升級進程。據此，提出如下假設：

H1：風險投資對產業結構轉型升級具有積極推動效應。

1.2 對外開放程度的調節作用

從理論層面來說，風險投資促進企業創新行為、推動企業技術創新[21]，而創新是影響產業結構轉型升級的關鍵因素[22]。從國際貿易理論視角看，對外開放程度的提高對于推動我國經濟發展具有重要作用，而對外開放程度作為正式制度情境中的重要變量，會在風險投資活動以及產業結構轉型升級過程中發揮重要作用。所以，探討對外開放程度如何調節二者之間的關系具備理論和現實價值。

在對外開放水平逐漸提高的環境中，外資風險投資在我國的施展空間得以拓展，風險投資更能發揮創新增值作用，進而保障被投資方創新收益，同時，推動我國產業結構轉型升級。一方面，良好的對外開放環境意味著更加公平有序的市場秩序，這是風險投資發揮創新增值作用的重要前提，還可以為被投資方學習先進的經驗技術提供可能，維護并提升被投資方創新收益。另一方面，良好的對外開放環境能夠提升相關地區市場參與程度并激發創新潛能，在提高創新要素配置效率的同時，維護并提升相關企業創新收益，企業創新意愿和創新熱情被充分激發，創新產出得以提高。由此認為，在對外開放程度高的地區，風險投資對企業創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，對外開放程度較高地區的風險投資可以對其產業結構轉型升級起到更為積極的推動作用。據此，提出如下假設：

H2：對外開放程度正向調節風險投資與產業結構轉型升級之間的正向關系，即風險投資與產業結構轉型升級之間的正相關關系隨著對外開放程度的提高而增強。

1.3 社會信任的調節作用

創新是風險極高、周期較長的投資活動，同時，創新成功意味著較高回報。因此，創新活動對資金和環境要求較為苛刻。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，其代表一個地區的普遍商業信任水平。社會信任是影響企業創新投入、產出及企業創新能力提升的重要因素，能夠對風險投資與產業結構轉型升級間關系產生重要作用。已有文獻證實，社會信任通常能夠保障企業創新活動正常進行，并在一定程度上提高其創新產出效率和質量[23]。一方面，良好的社會信任能夠給予市場參與人員以平穩的內心狀態和高水平的現實回報，還可以在一定程度上提升個人或企業的風險承受能力。社會信任水平也意味著個人或者企業的風險感知程度，當其感知的風險較低時，參與創新的需求會被明顯地激發擴大，相關聯的投入和產出也會得到顯著提升。例如，官小燕和劉志彬[24]通過實證檢驗發現，在社會信任度高的地區，企業創新投入和產出更高。在風險投資的合作洽談期間，投資方會關注企業所在地的社會信任水平，進而對投資風險和收益進行預估。期望效用函數表明，當感知風險較低時，投資收益的效用顯現出來，投資方會選擇承擔創新可能帶來的風險；反之，投資方會選擇規避創新可能帶來的風險。另一方面，社會信任代表一個地區的信任水平，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注的難解之題，其不但會阻礙風險投資發揮增值效應，同時還會抑制相關企業創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，這一問題能夠得到有效緩解，同時，還可能改善風險投資發揮其創新推動效應的最終效果。由此，本文分析認為在社會信任良好的區域環境下，風險投資對于創新活動的正向促進作用更加顯著，這也進一步加強了風險投資對于產業結構轉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域，阻礙風險投資的信息不對稱問題得到有效緩解，企業創新意愿和熱情更為高漲，從而風險投資過程中產生的創新驅動效用得以提升，同時，其對產業結構轉型升級的積極推動作用得以增強。據此，提出如下假設：

H3：社會信任水平正向調節風險投資與產業結構轉型升級之間的關系，即風險投資與產業結構轉型升級之間的正相關關系隨著社會信任水平提升而增強。

2 研究設計

2.1 樣本與數據來源

鑒于所選取指標的可獲得性以及連續性，本文最終采用中國內地30個省級行政區(西藏因數據缺失未納入統計)數據作為研究樣本，時間跨度為2005-2019年。本文選用數據皆來源于《中國統計年鑒》、《中國風險投資年鑒》、Wind數據庫、中經網統計數據庫以及EPS數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

關于因變量產業結構轉型升級程度(IRU)的度量，孫晶和李涵碩[25]采用第二、第三產業產值總和除以所在地GDP數值表示其產業結構轉型升級程度，還有一部分學者選用非農業產值比重衡量產業升級水平[26]，本研究主要采用第三產業生產總值與三大產業生產總值之比衡量產業結構轉型升級水平。

2.2.2 解釋變量

風險投資測度，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險投資數額代表該地區風險投資參與程度(VC)。同時，為了規避可能存在的異方差等影響分析結果，對該數據作取對數LnVC處理。

2.2.3 調節變量

關于調節變量對外開放程度(OPEN)的測度，參考相關研究[13]，選取中國各省級行政單位年度進出口總額與該地區GDP比值作為度量標準。

對于社會信任(Trust)指標的衡量，在國外文獻中最常用的是世界銀行的WVS(世界價值調查)數據。本文借鑒呂朝鳳等[27]國內學者的做法，使用張維迎和柯榮住[28]對全國社會信任程度的調查結果。此數據是中國企業家調查系統受托于2000年進行的全國性調查分析結果，分析過程采用問卷調查形式對全國15 000多家企業負責人進行提問，最終根據問卷設計和回答情況加權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，在一定范圍內持久存在且包含一定程度的穩定性，所以，通常不會發生較大變化。因此，可以使用其表示本文研究期內各地區社會信任程度。

2.2.4 控制變量

在風險投資對產業結構轉型升級產生作用效應的過程中，還存在其它可能干擾數據檢驗結果的要素變量。參考現有研究，引入經濟發展水平[13]、外商直接投資[7,8]、政府干預程度[29]、人力資本[30]和知識產權保護[9,31]作為控制變量。其中，經濟發展水平(PGDP)的衡量，通過搜集中國各省級行政單位年度人均GDP數據，再對其進行取自然對數處理獲得；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值除以其年度GDP值的方式進行測度；政府干預程度(GOV)通過選取各地方政府一般預算支出數值與該地區GDP值之比的方法進行衡量；人力資本水平(HUMAN)的衡量采用各地區勞動人口受教育程度作為其替代變量，主要測度標準以6歲及6歲以上人數加權其受教育程度表示，具體計算公式為：小學受教育程度人數百分比*6+初中受教育程度人數百分比*9+高中受教育程度人數百分比*12+大學及以上受教育程度人數百分比*16；知識產權保護(IPC)以中國各省、自治區及直轄市年度技術市場成交數值與當地GDP的比值測度。

表1 變量定義與說明

2.3 研究模型設定

為了檢驗H1，探究風險投資對產業結構轉型升級的積極作用效應，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；α表示個體效應；μ表示誤差項。如果β1結果為正且顯著性良好，則說明主效應之間存在正向相關關系的假設成立。

為了檢驗H2，探究對外開放程度在風險投資與產業結構轉型升級兩者關系中的調節效應，建立如下模型：

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

(2)

如果β3結果為正且顯著性良好，則說明對外開放程度在主效應間構成正向調節效應的假設成立；如果β3結果為負且顯著性良好，則說明原假設不成立且對外開放程度在主效應間構成負向調節效應；如果β3結果不顯著，則表示對外開放程度在主效應間不存在調節效應。

為了檢驗H3，探究社會信任在風險投資與產業結構轉型升級關系中的調節效應，建立如下模型：

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

(3)

如果β3結果為正且顯著性良好，則說明社會信任水平在主效應間構成正向調節效應的假設成立；如果β3結果為負且顯著性良好，則說明原假設不成立且社會信任水平在主效應間構成負向調節效應；如果β3結果不顯著，則表示社會信任水平在主效應間不存在調節作用。

2.4 描述性統計與相關系數矩陣分析

變量描述性統計如表2所示，2005-2019年30個省份產業結構在30.047 6～79.7之間波動，進一步觀察組間標準差和組內標準差可以發現前者大于后者，說明在本研究考察的樣本期間內，不同省份之間的產業結構差異較大，同一地區產業結構轉型升級情況隨時間變動相對較小，而這種情形的出現即表明中國產業結構發展水平具有不平衡性特征。風險投資參與度在0～7.914 1之間變動，同其它變量(除因變量外)相比，其標準差較大，說明不同地區風險投資水平存在較大差異。其均值約為3.119 8，標準差為1.864 6，且通過觀察組間標準差和組內標準差可以發現前者明顯大于后者，說明中國不同省份之間的風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，標準差為0.373 3，且通過觀察其組間標準差和組內標準差可以發現前者明顯大于后者，說明中國各省份對外開放程度并不一致，具有明顯的地區差異性。社會信任指數在0.041～2.189之間變動，其標準差為0.522 8，且通過觀察其組間標準差和組內標準差可以發現前者明顯大于后者，說明各個省份社會信任指數也不一致，具有明顯差異性。通過以上指標可以發現，本文考察期內不同省份之間產業結構轉型升級情況、風險投資參與度以及對外開放程度、社會信任指數均有較大變動，這為考察其彼此間關系提供了可能性。

表2 變量描述性統計結果

Pearson相關系數檢驗結果如表3所示，主效應分析結果顯示風險投資(VC)與產業結構轉型升級(IRU)之間存在顯著性良好的正向相關關系，這為H1提供了初步的數據支持，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現，人均國民生產總值分別與風險投資(VC)、產業結構轉型升級(IRU)存在顯著正向相關性，說明在經濟較為發達的省份，其產業結構轉型升級的基礎條件相較于其它省份更完善，同時，其內部風險投資參與程度、活躍程度也比其它地區高。政府干預(GOV)與產業結構轉型升級(IRU)正相關，與風險投資(VC)、經濟發展水平(PGDP)和外商直接投資(FDI)均具有顯著負向相關關系，表明政府過度干預會阻礙地區風險投資、經濟發展和外商直接投資。但是，它們之間具體存在何種程度相關性需要更深一層的實證檢驗。

表3 變量間Pearson相關系數

3 回歸結果與分析

3.1 假設檢驗結果分析

鑒于本文選取數據共涵括2005-2019年中國內地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。經過檢驗發現，本文面板數據確實存在異方差問題，因而結合數據特征，選取廣義最小二乘法進行回歸分析。

主效應檢驗及調節效應檢驗結果如表4所示。模型(1)引入控制變量政府干預程度(GOV)、人力資本(HUMAN)、外商直接投資(FDI)、經濟發展水平(PGDP)和知識產權保護(IPC)，探究各控制變量對產業結構轉型升級的影響；模型(2)在模型(1)的基礎上，將風險投資作為解釋變量，分析其與產業結構轉型升級(IRU)的關系；模型(3)將風險投資(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險投資與產業結構轉型升級兩者關系的調節效應；模型(5)將風險投資(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險投資與產業結構轉型升級兩者關系的調節效應。

通過表4中模型(2)結果可以發現，風險投資(VC)對產業結構轉型升級的回歸系數值為1.458(p<0.001)，兩者正向相關，因此假設H1成立；對比模型(3)和模型(4)發現，模型(4)引入對外開放程度與風險投資的交互項之后，交互項的回歸系數為2.065(p<0.001)，表明對外開放程度對風險投資與產業結構轉型升級間關系具有顯著正向調節作用，由此，假設H2得以驗證；對比模型(5)和模型(6)發現，模型(6)引入社會信任與風險投資的交互項之后，其交互項回歸系數值為1.717(p<0.001)，表明社會信任在風險投資與產業結構轉型升級的關系中存在顯著正向調節作用，因此假設H3得以驗證。

表4 回歸分析結果

3.2 內生性與穩健性檢驗

3.2.1 內生性問題

考慮到風險投資可能影響產業結構轉型升級，同時，在產業結構轉型升級進程中勢必催生諸多創新型科技企業以及其它新創企業，而這類企業的誕生更容易吸引風險投資介入，兩者之間存在因果關系，導致研究結論受到逆向因果關系所產生的內生性問題的影響。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風險投資機構密度和風險投資自身的滯后一期同時作為工具變量。一方面，現有研究表明風險投資對于當地企業具有明顯的投資偏好，這是由于投資本地企業能夠在一定程度上弱化信息不對稱所產生的初期信任缺乏問題，并且更容易進行監督和管理。因而，各省份風險投資機構密度可能對發生的風險投資額產生關鍵性影響，然而其直接對產業結構轉型升級產生作用的可能性并不大。另一方面，風險投資的滯后一期在相應水平上也會對當期風險投資起作用，然而當期產業結構轉型升級不會影響過去的風險投資額，因此，風險投資的滯后值具有外生性，其對現期數據不會產生直接干擾。鑒于樣本數據存在異方差問題，采用GMM對原模型進行回歸分析，結果見表5第(1)列，主要結論與前文結論具有一致性。

3.2.2 穩健性檢驗

本文穩健性檢驗方法如下：

改變衡量自變量風險投資程度的方法，穩健性檢驗中采用各個省份每年發生的風險投資案例數(CASE)表示其風險投資水平，回歸結果如表5中方法A模型(2)和模型(3)所示。改變調節變量對外開放程度和社會信任指數的衡量方式，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，那么OPENDUM取值為1，否則賦值為0，同樣地，生成社會信任指數的虛擬變量TRUSTDUM，回歸分析如表5中方法B模型(4)和模型(5)所示。縮減樣本數據的方法，主要借鑒同類型已有文獻[33]，將樣本數據進行縮減，剔除自治區樣本數據重新進行回歸檢驗，結果如表5中方法C模型(6)和模型(7)所示。將表5中結果與前文實證檢驗數值對比發現，VC、CASE、XOPEN及XTRUST等關鍵變量的結果與前文結論一致，說明本文結論具有穩健性。

表5 內生性及穩健性檢驗結果

4 總結與啟示

4.1 研究結論

本文以我國經濟發展進入新常態為背景，以高質量發展目標和創新驅動發展戰略為導向，探索了實現國家產業轉型升級的重要性，同時在理論上分析了風險投資對推動產業轉型升級的作用機制，在理論機制的基礎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作為調節變量，并提出3個相關研究假設進行實證分析。研究發現：風險投資有利于推進其作用地區的產業結構轉型升級進程，其對該地區創新活動和新興產業發展具有積極推動效應；對外開放程度對風險投資與產業結構轉型升級之間的關系具有正向調節作用，對外開放程度的提高有利于我國風險投資活動發展，同時對創新活動也有推動作用；社會信任對于風險投資和產業結構轉型升級之間的關系具有正向調節作用，社會信任對創新活動的保護性增強，能夠提高風險投資者心理預期。

4.2 研究貢獻

本文主要貢獻在于：以往文獻關于風險投資對產業結構轉型升級影響的結論有正有負[11-13]，而本文以創新機制為切入點，認為風險投資在科技成果轉化為先進生產力的進程中可以起到積極作用，明晰了風險投資在產業結構轉型升級過程中的作用，同時引入調節變量為二者間正向關系提供新的情境。根據新制度經濟學的觀點[18]，創新過程中制度情境差異會影響最終創新質量和創新效果，本文將制度情境納入風險投資與產業結構轉型升級的研究框架中，有助于進一步厘清新興市場環境中風險投資如何影響產業結構轉型升級，為兩者間研究結論沖突提供了一定的經驗證據和制度解釋，并豐富了關于產業結構轉型升級的情境因素研究。基于創新理論、制度理論與產業結構理論，探討風險投資對產業結構轉型升級的影響機理，拓展了制度理論在產業結構轉型升級研究中的應用邊界，為產業結構轉型升級領域的研究提供了新視角。

4.3 研究啟示與政策建議

傳統粗放型經濟發展模式雖然為中國經濟帶來了長期的高速增長，但其不具備可持續發展特征，在新常態經濟背景下著力解決產業結構轉型升級問題，將有利于實現經濟高質量發展目標。根據理論推導與實證檢驗結果，提出如下政策建議：

(1)風險投資能夠促進產業結構轉型升級，但也要強化對風險投資注資過程的監督和管理，鼓勵多方參與、合作共贏。我國本土機構型風險投資加入市場運營的時間較晚，相比于發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，我國風險投資活動存在政府參與比重高的現象，雖然政府在加速產業結構轉型升級進程中發揮著舉足輕重的作用，但由此可能產生的尋租、道德風險等問題依然值得人們關注。美國等發達國家風險投資運營更成功的關鍵在于其私人化程度較高，這與我國市場型私人風險投資不足、參與度不高形成鮮明對比。因此，應該強化市場在我國風險投資中的作用，同時，政府應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品領域。在私人收益高于其成本的項目中，政府應積極轉變自身角色定位，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險投資提供服務。在私人收益低于其成本但社會收益較高的領域，政府要更多地發揮自身價值，可以采用成立公共風投基金的方式在有正外部性的“雙創”活動中發揮更大影響力。發起該類型基金的政府有關部門要明確項目運行目的和自身責任劃分，盡量兼顧市場效率和社會責任，鼓勵私人風投資金、企業資金等多方參與，尋求合作共贏的創新合作模式，為我國風險投資事業發展提供新路徑，加快推進產業結構轉型升級。

(2)對外開放程度的提高可以正向調節風險投資與產業結構轉型升級之間的關系，但在投資領域實施對外開放政策時，要堅持我國風險投資事業“走出去”和“引進來”模式，兩者兼顧、同步發展。對外開放政策是構建“國內國際雙循環”新發展格局的重要制度保障，所以，應進一步擴大對外開放廣度和深度。在積極引進海外風險投資機構及資金時，應加強對其相對先進運營模式的學習和再創新，在鼓勵外資風險投資機構注資我國本土相關企業的同時，對其投融資管理經驗加強學習，但“引進來”模式不應成為對外開放過程中的唯一選擇，我國本土風險投資機構也要尋求合適的機遇和項目，主動走出國門，加強對西方發達國家的逆向投資，尤其要增加有利于打破西方發達國家技術壟斷的投資活動，由此不但可以在一定程度上提升我國本土風險投資的影響力，還能強化我國“走出去”戰略選擇的頂層設計[34]，最大程度發揮對外開放對我國自主創新活動的積極作用。我國新興產業也應該主動到科技更為發達的國家尋求未來產業突圍路徑，同時增加相應高新技術產品對外輸出，提升投資回報率，更好地服務于我國產業結構轉型升級。

(3)社會信任程度的提高可以正向調節風險投資與產業結構轉型升級之間的關系，但建立必要的制度體系是實現較高社會信任程度的前提，所以，健全風險投資相關規章制度、政策及市場機制，有利于創造良好發展環境及互信的營商氛圍。我國一直高度重視風險投資業健康發展，并陸續頒布了相應法律和規章制度，出臺了諸多保護性政策措施，但其中具備直接指導意義和間接扶持作用的政策措施亟需加強。風險投資具備完美匹配創新創業的特質，但雙方都客觀保有的風險性說明其健康發展必須有相應法律規章保駕護航。現階段我國還沒有建立高效率的多層次資本市場體系，因此，政府相關部門應發揮更大的扶持作用，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社會信任水平，提升風險投資者的投資信心和心理預期，加速我國風險投資事業發展，同時，加快促進產業結構轉型升級。

4.4 研究不足與展望

首先，本文基于省級面板數據檢驗風險投資與產業結構轉型升級之間的關系，但風險投資在城市或更低一級的行政單元內能夠產生更大影響，因此，未來研究可以考慮以城市層面的風險投資數據為基礎，對產業結構轉型升級進行更為深入的研究。其次，本文并未進行風險投資對產業結構轉型升級影響的異質性檢驗，但具有不同要素稟賦的地區其風險投資發揮的影響作用具有差異性，因此，未來研究可以加強對風險投資異質性效應的分析。最后，本文僅從時間維度上考察了風險投資與產業結構轉型升級的關系，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系。