數字經濟與區域創新
——基于融資和知識產權保護的角度

吳 贏 張 翼

一、引言

中共十八提出實施創新驅動發展戰略，強調科技創新必須擺在國家發展全局的核心位置。根據《國家創新驅動發展戰略綱要》的規劃，我國將逐步提高國家創新能力，并在2050年建設成世界科技創新強國，成為世界主要科學中心和創新高地。因此，如何促進創新成為學術界關注的一個焦點(柳卸林等，2017；張杰等，2020；蘇昕、周升師，2019)。同時，隨著數字技術的發展及運用，數字經濟在國民經濟發展中扮演著越來越重要的角色。根據《中國互聯網發展報告2020》的研究，中國數字經濟規模在2019年達到35.8萬億元，占當年GDP的36.4%。然而，數字經濟對經濟社會的影響具有兩面性(Chen，2020；姜松、徐鑫，2020；趙濤等，2020)。在此背景下，研究數字經濟對區域創新的影響，厘清其背后的影響機制，對構建數字經濟時代區域創新體系及實現國家創新驅動發展戰略具有重要的意義。

我們認為數字經濟的發展可以促進區域創新。一方面，創新過程及創新產出的特點，使得創新活動面臨較大的融資約束(Hall and Lerner,2010)。數字經濟發展過程中伴隨著信息的快速流動，降低了信息的搜尋成本，從而有利于降低經濟主體之間的信息不對稱(祁懷錦等，2020)。信息不對稱的降低可以幫助投資者更好地對創新項目的可行性及創新主體的信用情況進行評估，有利于創新主體獲得外部融資，緩解創新活動面臨的融資約束，從而促進區域創新。另一方面，創新產出作為一個非競爭性知識產品，良好的知識產權保護可以為創新活動提供有效的激勵(Kanwar and Evenson，2003；Fang et al.,2017)。數字經濟的發展使得創新成果被侵占的風險及面臨的損失變大，這使得創新主體會更加主動地使用知識產權法律賦予自己的權利去維護創新利益，從而提高知識產權法律的執行水平，增強區域知識產權保護的力度，促進區域創新。

根據我國專利法，專利可以分為發明型專利、實用型專利和外觀型專利。不同類型專利的原創性及投入的資源存在較大的差異(Fang et al.,2017；Tan et al.,2020；Kong et al.,2020)，這使得數字經濟發展對區域創新的影響可能在不同類型的創新之間存在差異(溫珺等，2019)。此外，不同地區之間數字經濟的發展程度也不同(趙濤等，2020；劉軍等，2020)，這可能使得數字經濟對區域創新的影響在不同地區之間存在差異。

基于上述問題，本文構建了2011-2018年地級市數字經濟發展指數，采用專利申請量來量化區域創新，研究了數字經濟對區域創新的影響。研究發現，數字經濟與區域創新之間顯著的正相關，數字經濟促進了區域創新。進一步研究發現，數字經濟對不同類型的創新產出都具有顯著的促進作用；數字經濟與區域創新之間的關系在不同地區之間并不存在顯著的差異。

本文關于數字經濟對區域創新影響的研究在以下三個方面有所貢獻：第一，本文在考慮經濟金融因素對創新產出的影響具有滯后效應的基礎上，以專利的申請量來量化創新產出，采用工具變量處理可能存在的內生性問題，研究了數字經濟發展對區域創新的影響及相應的影響機制，進一步拓展了現有關于數字經濟與區域創新之間關系的研究(溫珺等，2019；熊勵、蔡雪蓮，2020；李雪等，2021)。第二，豐富了區域創新領域內的研究(Cook et al.,1997; Li,2009; Fleming et al.,2007；楊思瑩、李政，2020)。我們的研究結果表明，在研究區域創新時，當地的數字經濟發展水平是一個需要考慮的關鍵因素。第三，本文的研究為數字經濟時代區域創新體系的構建提供了可行的政策路徑。

二、文獻回顧及研究假設的提出

(一)文獻回顧

與本文相關的文獻主要是關于數字經濟和區域創新的研究，我們將從這兩方面回顧相關已有文獻。

數字經濟的研究主要關注于數字經濟規模的測算及數字經濟對經濟社會的影響。就數字經濟規模的測算而言，數字經濟的定義是影響數字經濟規模測量的關鍵因素(Bukht and Heeks，2018；García-Herrero and Xu,2018；Brynjolfsson and Collis,2019;Chen,2020)。數字經濟狹義的定義為信息通信技術部門的經濟活動，而數字經濟廣義的定義為涉及到數字技術的所有經濟活動(Chen,2020)。數字經濟不同的定義使得數字經濟規模的測算存在較大的差異(Bukht and Heeks，2018；Chen,2020)。同時，不同的數字經濟測量方式也是影響數字經濟規模測算的重要因素(García-Herrero and Xu,2018; 許憲春、張美惠，2020)。就數字經濟對經濟社會的影響而言，數字經濟的影響具有兩面性。一方面，數字經濟的發展可以提高勞動力配置效率(叢屹、俞伯陽，2020)和就業質量(王文，2020)、提高消費者剩余(Brynjolfsson et al.,2003)，促進區域創新(溫珺等，2019；熊勵、蔡雪蓮，2020；李雪等，2021)，縮小城鄉收入差距(柳江等，2020)，提高經濟發展質量(趙濤等，2020)。另一方面，數字經濟的發展可能帶來用戶信息泄露(Chen,2020)、雇員合法權益受損(Coyle,2017)、企業采用定價歧視引發過度競爭，降低產品質量(王世強等，2020)，阻礙實體經濟發展(姜松、孫玉鑫，2020)等負面影響。

上述研究數字經濟對經濟社會影響的文獻中，三篇關于數字經濟對區域創新影響的文獻與本文研究比較相近(溫珺等，2019；熊勵、蔡雪蓮，2020；李雪等，2021)。這些研究分別從地級市層面(溫珺等，2019；熊勵、蔡雪蓮，2020)和省級層面(李雪等，2021)探討了數字經濟對區域創新的影響，發現數字經濟有利于區域創新水平的提高。然而，上述研究存在以下問題：(1)沒有解決數字經濟與區域創新之間可能存在的內生性問題，如數字經濟與區域創新之間可能互為因果；(2)采用專利授權數量來衡量當年的區域創新產出并不合適，因為專利的申請和授權存在一個較長的時間差，比如中國專利申請和授權之間的時間差平均為1.5年(Kong et al.,2020)，當年獲得授權的專利并不能反映出當年的區域創新產出水平；(3)識別數字經濟對區域創新影響的模型并不合適，他們研究了數字經濟發展對當期區域創新的影響；然而，創新過程需要一定的時間，經濟金融因素對創新產出的影響具有滯后效應(Adhikari and Agrawal,2016；Chang et al.,2019；Kong et al., 2020；曹春方、張超，2020)，當年的經濟金融活動一般并不能影響當期的創新產出。因此，有必要解決這些現有研究存在的問題，對數字經濟與區域創新之間的關系進行更深入的研究，為數字經濟時代區域創新生態系統的構建提供可靠的理論支持。

區域創新的研究主要集中在影響區域創新的因素及區域創新所帶來的經濟后果。就影響區域創新的因素而言，現有研究表明科研機構(Gunasekara, 2006)、企業(趙慶，2017)作為創新主體一直是影響區域創新的關鍵因素。同時，適當的區域創新政策(Li, 2009)、外商投資強度(Fu, 2008)、金融發展水平(趙增耀等，2016)、基礎設施建設(卞元超等，2019；楊思瑩、李政，2020)等也會影響區域創新水平。區域創新對經濟增長的影響是區域創新領域的另一個關注點(Romer,1986; Torres-Preciado et al.,2014;張凡，2019)。如 Torres-Preciado et al.(2014)以墨西哥為研究對象，采用空間計量方法，研究發現區域創新對區域經濟增長具有一個顯著的正向效應。張凡(2019)同樣使用空間計量模型研究了區域創新效率與經濟增長的關系，發現區域創新效率可以促進區域經濟增長，但不及勞動力和資本的影響大，尚未成為區域經濟增長的主要動力。隨著數字技術基礎設施的建設及數字技術的發展運用，數字經濟成為較為活躍的經濟因素。本文關于數字經濟與區域創新之間關系的探討將進一步地豐富區域創新領域內的研究。

(二)研究假設的提出

外部融資的獲得對創新活動具有重要的作用(Kerr and Nanda,2015；Kim et al.,2016)。創新是一個長期、高風險但回報較高的過程(Holmstrom,1989)。創新過程本身固有的這些特點使得創新主體一般難以使用自有資金進行持續的創新活動，需要從外部為創新活動融資。同時，外部投資者與創新主體之間存在著信息不對稱。相對于外部投資者，創新主體對創新項目成功的可能性及創新項目的特質有著更多的信息(Hall and Lerner,2010),這使得外部投資者難以對創新項目的價值做出相對準確的判斷，從而使得創新活動面臨較大的融資約束。此外，創新主體對自身的信用水平也擁有更多的信息。外部投資者和創新主體之間的信息不對稱阻礙了創新主體從外部為創新項目融資。數字經濟時代，大數據、移動互聯網和云計算等信息技術的運用，促進了信息的高速流動，能夠有效地緩解不同經濟主體之間的信息不對稱(祁懷錦等，2020)。如投資者可以通過大數據等手段搜集相關信息評價創新項目成功的可能性及相應的經濟價值，降低投資者和創新主體之間關于創新項目的信息不對稱。此外，數字經濟背景下，創新主體個人違約可能性可以通過信息技術獲得其日常的電子業務數據得到有效的評估，如螞蟻金服可以根據用戶交易信息提供征信服務。數字經濟使得創新主體相關信息的搜尋具有快速且低成本的特點，這將有效的緩解投資者與創新主體之間的信息不對稱。信息不對稱的降低有利于緩解經濟主體面臨的融資約束(姜付秀等，2019)，使其能夠以較低成本獲得外部融資(Derrien et al.,2016)。因此，數字經濟的發展有利于創新主體為創新項目融資，緩解創新項目面臨的融資約束，從而提高創新產出。

知識產權保護是影響創新的另一個重要的因素(Kanwar and Evenson，2003；Fang et al., 2017；吳超鵬、唐菂，2016)。創新的前期需要資金、人力資本等資源的投入，無論創新成功與否，這些資源大部分變為沉沒成本。知識產權的存在使得創新主體可以在一定時期內獲得一定的壟斷利潤，彌補創新的前期投入(Léger，2005)。然而，創新成果是一個非競爭性知識產品，并不能排除其他利益相關者的使用(Kanwar and Evenson，2003)。沒有較好的知識產權保護，其他利益相關者可以竊取創新成果而不用付出相應的創新成本，對創新成果“免費搭便車”的現象會比較普遍，這將降低創新主體的創新動力(Smith and Mann,2004)。因此，較好的知識產權保護有利于提高創新產出(Fang et al.,2017)。數字經濟時代，信息資源快速傳播，使得創新成果的獲取更加的方便、快捷和低成本，創新成果面臨著更大被占用的可能性(溫珺等，2019)。其次，數字經濟的發展，擴大了市場的范圍，使得新產品面臨更多的顧客和更高的需求，提高了創新帶來的價值(Chen, 2020)。這也意味著數字經濟背景下創新成果被侵占的創新主體面臨著較以前更大的損失。因此，為了保護創新產出帶來的收益，創新主體相對以前有更強的主動性通過知識產權法律賦予自己的權利去處理創新成果被侵占的問題，有利于提高知識產權保護法律的執行水平。知識產權法律的制定和知識產權法律的執行水平是知識產權保護的兩個重要方面(Ang et al.,2014)。數字經濟背景下，創新主體主動利用知識產權法律賦予自己的合法權利去維護自己的創新利益，有利于地區知識產權保護水平的提高，從而促進區域創新。

基于上述分析，我們認為數字經濟的發展可以通過為創新項目融資和提高地區知識產權保護水平來促進區域創新。我們提出以下假設。

假設：數字經濟的發展促進了區域創新。

三、研究設計

(一)數據和樣本選擇

本文以2011-2018年全部地級市為初始樣本。地級市專利數據來自中國研究數據服務平臺(CNRDS)中的創新專利研究子庫。宏觀經濟數據來自中國研究數據服務平臺中的城市統計子庫、國泰安數據庫(CSMAR)中的區域經濟數據庫及CEIC數據庫中的中國經濟數據子庫。我們按照以下標準對樣本進行篩選：(1)剔除相關變量數據缺失的樣本；(2)為緩解極端值對研究的影響，對所有連續變量在1%和99%的分位點進行縮尾處理。最終，本文得到247個地級市的1624個觀測值。

(二)變量的度量

1.區域創新

區域創新主要采用專利數量和新產品銷售額來量化(Li,2009; 溫珺等，2019；李雪等，2021)。以新產品銷售額來量化創新存在以下兩個問題：(1)產品銷售額難以區分創新類型；(2)宏觀數據中新產品銷售額統計的是規模以上企業的新產品銷售額，只能反映出區域內小部分創新主體的創新產出，用來量化整體區域創新并不合適。因此，專利可以作為量化區域創新的一個較好指標(Li,2009)?，F有使用專利來衡量創新的研究，一般采用專利數量和專利引用率來分別衡量創新的數量和質量(Chang et al.,2019;Kong et al.,2020;Tan et al.,2020)。然而，省級知識產權局只公布區域內各地級市當年的專利申請數量和專利授權數量，并沒有公布專利的引用信息，這使得本文只能使用專利數量來量化區域創新。此外，專利從申請到授權有一個時間滯后，在我國一個專利從申請到獲得授權的平均年限為1.5年(Kong et al.,2020)。因此，專利的申請數量更能夠較好地反映出當期的創新產出。此外，根據我國專利法，專利分為發明型專利、實用型專利和外觀型專利。發明型專利的創新性最強，主要涉及到新技術的產生。實用型專利原創性不高，主要注重現有技術的運用。外觀型專利主要是產品外觀設計創新，創新程度最低。一般對創新的量化，只關注創新程度較高的發明型專利和實用型專利(Kong et al.,2020；Tan et al.,2020)。鑒于此，我們采用地級市發明型專利和實用型專利申請數量之和來量化當年區域的創新產出，以期較為準確地衡量區域創新。最后，借鑒Kong et al.(2020)和Chang et al.(2019)的做法，我們對專利數量取對數來量化區域創新(Innovation)。

2.數字經濟

數字經濟發展的測算并沒有權威的指標。現有關于地級市數字經濟發展的測算一般選取與數字經濟相關的宏觀經濟指標來構建數字經濟發展指數(趙濤等，2020；溫珺等，2019；李雪等，2021)。雖然熊勵、蔡雪蓮(2020)以長三角城市群實證檢驗了數字經濟對區域創新的影響，但他們并沒有構建數字經濟發展的綜合指標，只是以大學生數量、高新技術企業數量、科學技術支出、科研人員數量及互聯網寬帶接入數來表征數字經濟的不同層面。然而，這些指標較難反映出一個地區數字經濟發展的綜合情況。因此，借鑒趙濤等(2020)和溫珺等(2019)的研究，我們構建了地級市數字經濟指數去衡量數字經濟發展。上述兩篇文章在構建數字經濟指數的基本指標類似，主要區別在于溫珺等(2019)在考慮數字基礎設施時以固定電話用戶數作為數字基礎設施的一個指標。數字經濟是以先進的信息通信技術為基礎發展起來的，固定電話作為較為落后的通信方式對經濟的影響正在逐漸減弱(黃群慧等，2019)，固定電話用戶數作為數字基礎設施并不合適。因此，在選取構建數字經濟指數的基礎指標時，我們參考趙濤等(2020)的研究。具體來講，我們采用互聯網普及率(百人互聯網接入用戶數)、移動電話普及率(百人中移動電話用戶數)、相關從業人員(計算機服務業和軟件從業人員占總人口比例)、相關產出(人均電信業務量)和數字金融發展指數(螞蟻金服集團和北京大學數字金融研究中心編制的普惠金融指數)作為構建數字經濟指數的基礎指標。

確定了構建地級市數字經濟指數的基礎指標后，借鑒劉軍等(2020)測量省級數字經濟的研究，我們采用線性無量綱法中的閾值法對上述5個基礎指標的原始數據進行標準化處理。然后，借鑒趙濤等(2020)的研究，我們采用主成分分析法對已經標準化的5個指標降維處理，獲得地級市數字經濟發展指數。最后,我們對地級市數字經濟指數進行對數化處理(Deconomic)。

3.控制變量

借鑒以往研究，本文控制以下影響區域創新的變量：(1)經濟發展水平(AGDP)，良好的經濟發展水平可以為區域創新提供必要的物質基礎，我們采用人均GDP取對數去控制經濟發展對區域創新的影響(Papageorgiadis and Sharma,2016)。(2)產業結構(Structure),我們采用第二產業產值占GDP的比去控制產業結構對區域創新的影響(溫珺等，2019)。(3)外商投資水平(FDI)，外商投資可能會帶來技術上的溢出(Fu ,2008)，我們采用外商投資占GDP的比來控制外商投資對區域創新的影響。(4)城鎮化水平(Town)，城鎮化的發展也會對區域創新產生影響(卞元超等，2019)，我們采用地級市建設用地面積占市轄區面積的比來控制城鎮化對區域創新的影響。(5)政府對創新的資助(Fund)，政府的創新資助可以提高創新績效(Xu et al.,2020)，我們采用政府科學技術支出占財政總支出的比來量化地級市政府的創新資助。(6)工資水平(Wage)，高工資將為科研創新提供有效的激勵(Kong et al., 2020)，我們采用地級市人均工資取對數來控制工資水平對區域創新產出的影響。(7)人力資本(Human)，人力資本是影響區域創新的一個重要因素(李雪等，2021)，我們采用區域內高等院校在校生人數占當地總人口的比例來控制人力資本水平對區域創新的影響。

(三)實證模型

參考Kong et al.(2020)的研究，我們構建了以下模型研究數字經濟對區域創新的影響。

Innovationi,t+1=β0+β1Deconomici,t+β2AGDPi,t+β3Structurei,t

+β4Towni,t+β5FDIi,t+β6Fundi,t+β7Wagei,t

(1)

+β8Humani,t+μi+νt+εi,t

其中，i表示地級市，t表示年份。由于創新需要一定的時間，我們使用t+1期的創新產出作為被解釋變量(Chang et al., 2019; Kong et al.,2020)。此外，模型中還包括了地級市固定效應(μ)去控制無法觀測且不隨時間變化的地級市特征和年份固定效應(υ)去控制一般時間趨勢。我們感興趣的系數為β1，根據假設，預期β1的回歸系數顯著為正。

四、實證檢驗

(一)變量的描述性統計

表1報告了本文變量的描述性統計結果。由表可知，區域創新(Innovation)的最小值為3.64，最大值為10.20，說明地區間創新產出存在較大差異。其次，數字經濟指數(Deconomic)的最小值為0.63，最大值為2.38，表明區域間的數字經濟發展不平衡。從圖1可以發現，雖然整體上，數字經濟在不同地區的發展呈現上升趨勢，但東部地區數字經濟的發展進程明顯高于中西部地區，中西部地區數字經濟發展進程較為接近。這也與實際情況相符，東部地區具有較好的信息通信基礎設施及技術儲備，信息科技巨頭也一般位于東部(如華為、騰訊和阿里巴巴等)，使得東部地區的數字經濟發展更快。(1)根據國家統計局三大地帶的劃分東部地區包括北京市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、上海市、福建省、廣東省、海南省，遼寧??；中部地區包括吉林省、黑龍江省、河南省、山西省、安徽省、湖北省、湖南省和江西??；其他為西部地區。具體可見國家統計局網站地區數據統計里面的三大地帶劃分：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=E0103。同時，我們可以看到，政府的創新資助(Fund)也存在較大差異，政府創新資助投入最多的樣本占到財政支出的20.68%，而最少的僅占財政支出的0.10%。

表1 變量的描述性統計

圖1 東部地區、中部地區和西部地區數字經濟的發展情況

(二)主回歸

表2 報告了模型(1)的回歸結果。表2的第1列，我們沒有加入控制變量，只使用數字經濟對區域創新進行回歸，數字經濟(Deconomic)的回歸系數為正值且在1%的統計水平上顯著，這表明了數字經濟的發展促進了區域創新。表2的第2列，我們控制了地區經濟發展水平(AGDP)、產業結構(Structure)和城鎮化水平(Town)，數字經濟的回歸系數仍舊顯著為正。表2的第3列，我們加入了所有控制變量進行回歸，數字經濟(Deconomic)的回歸系數為正值且在1%的統計水平上顯著，這支持了本文的研究假設即數字經濟的發展促進了區域創新。同時，從經濟學意義上來講，數字經濟發展水平提高1%，使得區域創新產出增加1.05%。

表2 數字經濟對區域創新的影響

就控制變量而言，地區經濟發展(AGDP)有利于區域創新水平的提高(Papageorgiadis and Sharma,2016)。同時，我們可以發現第二產業在經濟中的占比提高(Structure)促進了區域創新，這與溫珺等(2019)的發現一致。此外，更高的地區工資水平(Wage)可以為創新提供更好的激勵(Kong et al.,2020)。最后，地區人力資本(Human)在區域創新中同樣扮演著重要角色，是提高區域創新水平的一個關鍵因素。

(三)穩健性檢驗

表3報告了穩健性檢驗的結果。在第1列，我們改變了區域創新的衡量方式，將外觀型創新也考慮在內。以發明型專利、實用型專利和外觀型專利申請數量的總和取對數來量化區域創新(Innovation1)。由回歸結果可知，數字經濟(Deconomic)的回歸系數為正值且在1%的統計水平上顯著，仍舊支持本文的假設。第2列，考慮到創新成果可能需要更多的時間才能研發成功，借鑒Chang et al.(2019)的研究，將區域創新產出前置兩期(Innovation2)?；貧w結果表明數字經濟的發展顯著地提高了區域創新水平。第3列，考慮到高鐵作為我國近些年重大的基礎設施建設，促進了地區之間生產要素的流動，對區域創新產生了重大影響(卞元超等，2019；楊思瑩、李政，2020)，我們進一步控制了高鐵開通對區域創新的影響。具體而言，我們設置了一個虛擬變量HRS來量化高鐵開通對區域創新的影響，地級市高鐵開通當年及以后年份HRS的取值為1，否則為0。由回歸結果可知，在控制高鐵對區域創新可能產生的影響后，數字經濟的回歸系數顯著為正，仍舊支持本文的研究假設。

表3 穩健性檢驗

(四)內生性問題處理

上述的研究結果表明，數字經濟促進了區域創新。然而，區域創新水平的提高也可以為數字經濟的發展提供重要的技術支持，從而提高了數字經濟的發展水平。因此，互為因果的內生性問題可能會影響本文的研究結果。借鑒黃群慧等(2019)和趙濤等(2020)的研究，我們采用工具變量的方法處理可能存在的內生性問題。具體來講，我們采用2000年地級市每百萬人擁有郵局數量作為地區數字經濟發展的工具變量。一方面，郵局作為固定電話普及前人們信息溝通的主要方式，也是鋪設固定電話的執行部門，郵局的分布會通過使用習慣和技術水平影響后續互聯網技術的發展與應用，滿足工具變量相關性要求(黃群慧等，2019；趙濤等，2020)。另一方面，歷史上的郵局數量并不會影響到如今的區域創新活動，滿足工具變量排他性要求。此外，該工具變量是一個截面數據，只有2000年的數據，無法直接應用于面板數據的實證分析。參考黃群慧等(2019)和趙濤等(2020)的研究，本文引入一個隨時間變化的變量來構造面板工具變量。具體來講，我們以上一年全國互聯網用戶比例與地級市每百萬人擁有郵局數量的交互項作為工具變量(IVDeconomic)，并對該變量取對數。

工具變量回歸的第一階段結果如表4的第1列所示，工具變量(IVDeconomic)對數字經濟的回歸結果顯著為正值，兩者之間具有很強的相關性。同時，Cragg-Donald Wald F值為129.93，表明弱工具變量的問題并不存在。工具變量回歸的第二階段結果如表4的第2列所示，數字經濟(Deconomic)的回歸系數為正值且在5%的統計水平上顯著，說明數字經濟的發展促進了區域創新。

表4 內生性問題處理

(五)機制檢驗

我們在前文指出，數字經濟可以通過為區域創新融資和提高區域知識產權保護水平來促進區域創新。本文在該部分研究數字經濟影響區域創新的機制。借鑒葉康濤等(2018)的研究，我們采用如下方式進行機制檢驗。

Channeli,t+1=γ0+γ1Deconomici,t+γ2AGDPi,t+γ3Structurei,t

+γ4Towni,t+γ5FDIi,t+γ6Fundi,t+γ7Wagei,t

(2)

+γ8Humani,t+μi+νt+εi,t

Innovationi,t+1=β0+β1Deconomici,t+β2Channeli,t+β3AGDPi,t

+β4Structurei,t+β5Towni,t+β6FDIi,t+β7Fundi,t

(3)

+β8Wagei,t+β9Humani,t+μi+νt+εi,t

上式中i表示地級市，t表示年份。Channel為相應的機制變量，其他變量的定義和公式(1)相同。當我們檢驗數字經濟是否可以通過為創新提供融資來促進區域創新，Channel表示融資機制，采用地級市金融機構年末總貸款除以GDP來量化(Finance)。當研究數字經濟是否可以通過提高知識產權保護水平來促進區域創新時，Channel表示知識產權保護機制。借鑒吳超鵬、唐菂(2016)的研究，采用地級市法院關于知識產權一審案件的數量加1取對數來量化(IPP)。這是由于我國產權保護和法律體系建設相對于發達國家處于較低的水平(Allen et al.,2005)，較少的知識產權案件數量并不是當地知識產權保護水平較高的體現，而是知識產權保護水平較低的體現。因此，采用法院關于知識產權一審案件數來量化區域知識產權保護水平具有較大的合理性。知識產權一審案件數的數據手工搜集于北大法寶數據庫。

當數字經濟可以通過上述兩個機制影響區域創新時，模型(2)的回歸中，數字經濟對相關機制的回歸系數應該顯著為正。同時，模型(3)的回歸中，在相應的機制變量回歸系數顯著為正的基礎上，數字經濟回歸系數的顯著性應該降低或者回歸系數的絕對值相對于表4第2列的回歸系數減小。

表5報告了機制檢驗的回歸結果。如表5的第1列所示，數字經濟的回歸系數為正值且在1%的統計水平上顯著，這表明數字經濟的發展有利于區域創新融資。同時，如表5的第2列所示，數字經濟對區域知識產權保護水平的回歸結果顯著為正，說明數字經濟的發展提高了區域知識產權保護水平。最后，表5第3列報告了模型(3)的回歸結果，可以發現區域創新融資(Finance)和知識產權保護(IPP)顯著地正向影響區域創新水平。同時，雖然數字經濟對區域創新的回歸系數仍舊顯著為正，但是回歸系數的值相對于表4的第2列減少。上述結果表明，數字經濟可以通過為區域創新融資和提高區域知識產權保護水平來促進區域創新。

表5 數字經濟影響區域創新的機制

(六)進一步研究

1.不同創新類型

根據我國專利法，專利可以分為發明型專利、實用型專利和外觀型專利，三者創新程度存在較大差異。發明型專利是對產品、工藝或其他改進所提出的新的技術方案。實用型專利是指對產品的形狀、結構或者其結合所提出的適用于實用的新技術方案。外觀型專利則指對產品整體或局部的形狀、圖案或其結合及色彩與形狀、圖案結構所做出的富有美感且適用于工業應用的新設計。其中，發明型專利創新程度最高、實用型專利次之，外觀型專利最低(Tan et al.,2020; Kong et al., 2020)。由于三種專利的創新性不同，研發過程中投入的資源也具有差異。數字經濟的發展可能對不同類型的區域創新產生異質性影響(溫珺等，2019)。表6的前3列為數字經對三種區域創新產出的影響。其中，Invent為發明型專利申請數量取對數，Utility為實用型專利申請數量取對數，Enternal為外觀型專利申請數量取對數。由回歸結果可知，數字經濟對不同類型區域創新的影響都顯著為正，表明數字經濟的發展顯著地提高了三種區域創新產出。這與溫珺等(2019)的研究有所區別，他們發現數字經濟的發展對外觀型創新的影響并不顯著。然而，相對于發明型創新和實用型創新，外觀型創新研發所投入的資源最少，創新程度最低，創新過程更短。這使得創新主體可以更快地將創新產出運用到產品生產中，獲得創新收益，搶占市場份額。因此，數字經濟時代，創新主體進行外觀型創新具有技術上和經濟上的合理性。

2.不同區域

從描述性統計部分的圖1，我們可以發現數字經濟的發展進程在不同地區之間并不均衡，東部地區數字經濟發展進程較快，而中西部地區數字經濟發展進程較為相近。因此，數字經濟對區域創新的影響可能在不同地區具有異質性。為了檢驗數字經濟與區域創新之間的關系是否在不同地區存在的顯著差異，我們將樣本分為東部地區和非東部地區，使用模型(1)來研究數字經濟對區域創新的影響。表6的第4列報告了數字經濟對區域創新的影響在東部地區的回歸結果。表6的第5列報告了數字經濟對區域創新的影響在非東部地區的回歸結果。由實證結果可知，數字經濟對區域創新的影響在東部地區和非東部地區都顯著為正，表明數字經濟對區域創新的影響在不同地區之間并不存在顯著的差異。

表6 進一步研究

五、研究結論及政策建議

構建數字經濟時代區域創新系統具有重要意義。本文采用2011-2018年地級市數據構建了地級市數字經濟發展指數，研究了數字經濟對區域創新的影響。研究發現數字經濟促進了區域創新。

在改變區域創新的衡量方式，改變識別模型，控制高鐵對區域創新的影響后，本文的研究結論仍然成立。使用地級市歷史上的郵局數量作為數字經濟發展的工具變量，采用2SLS工具變量回歸，我們識別了數字經濟與區域創新之間的因果關系。機制檢驗發現，數字經濟可以通過為創新活動融資和提高區域知識產權保護水平來促進區域創新。進一步，我們考慮數字經濟對不同類別區域創新的影響，我們發現數字經濟顯著的促進區域的發明型創新、實用型創新和外觀型創新。同時，雖然數字經濟在我國東部地區和非東部地區的發展進程存在差異，但是數字經濟對區域創新的影響在東部地區和非東部地區并不存在顯著的差異。

根據本文的研究發現，為了更好地構建數字經濟時代背景下區域創新體系和實現國家創新驅動發展戰略，政府可采取以下措施：(1)加大對數字產業的政策支持力度，加快產業數字化的步伐，加大對數字經濟基礎設施的建設水平，如擴大對5G基站的建設和提高對大數據、云計算、工業物聯網、區塊鏈和人工智能等領域的投資；(2)主動加強對知識產權保護的執法力度，不能僅僅依靠數字經濟背景下，更大侵權風險及損失使得創新主體主動維護創新利益而促使地區知識產權水平的提高。應該主動加大對創新主體維權訴訟的支持力度，主動提高對侵害知識產權行為的懲罰力度，與創新主體一起營造尊重和保護知識產權的良好社會氛圍，提高地區知識產權保護強度。(3)加大對創新活動融資的支持力度，如進一步降低對創新主體創新活動的貸款利率，積極推進專利質押融資在各地區的執行力度。同時，拓寬數字經濟時代創新主體的融資渠道，如大力發展普惠金融緩解中小創新主體面臨的融資約束。