促進、加速與溢出：數字經濟發展對區域創新績效的影響

徐向龍，侯經川

(1.華東師范大學 經濟與管理學部，上海 200062；2.銅陵學院 工商管理學院，安徽 銅陵 244061)

0 引言

當前，我國經濟社會已進入新發展階段，對科技創新的需求更加迫切。黨的十九屆五中全會明確提出，要堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位。以大數據、人工智能和工業互聯網等數字技術為核心的數字經濟，催生組織管理與商業模式變革。其打破創新邊界，將企業、用戶、研究機構和中介服務等主體連入創新系統[1]，并從創新過程和結果兩個方面重塑創新的內在本質[2]，對創新活動產生重要影響。因此，深入認識數字經濟影響區域創新績效的作用機制，從而有針對性地制定和實施數字經濟發展政策，對加快區域創新發展具有重要的理論與實踐價值。

已有學者從理論和實證層面分析數字經濟發展的創新驅動效應。在理論機制方面，有研究認為，數字技術能夠降低企業溝通成本，提升創新網絡連通性，加快數字化融合速度，拓展融合范圍，提升創新網絡知識異質性和集成需求，重塑創新網絡中的知識創造與共享[3]。數字經濟下的平臺經濟模式具有顯著的規模經濟、范圍經濟、網絡效應特征，能夠擴大創新資源配置范圍和提升配置效率[4]，促進創新主體多元化，使創新組織向網絡化、生態化方向演進，提升創新過程的開放性和包容性[5]。在此過程中，數據成為新的生產要素，并為其它要素賦能，從而促進技術進步和全要素生產率提升[6]，同時通過產業創新、產業關聯和產業融合，推動區域產業結構調整和轉型升級[7]。在實證研究方面，溫珺等[8]分析了數字經濟驅動創新效應形成的線性作用機制，運用固定效應模型和我國省級面板數據，檢驗了數字經濟對區域創新的正向促進作用；趙濤等[9]探討了數字經濟促進城市經濟高質量發展的影響機制，并結合我國地級市面板數據進行實證研究，結果表明，數字經濟通過提升創業活躍度，促進經濟高質量發展，并且數字經濟的積極影響存在邊際遞增效應和空間溢出特點。

現有研究揭示了數字經濟驅動創新效應形成的理論機制，以及對區域經濟高質量發展的影響，然而，直接探討數字經濟對區域創新績效影響的研究不多，并且實證研究甚少。此外，創新要素流動[10]和產業集聚[11]等使創新活動存在較強空間關聯性，且數字經濟發展也存在顯著的時空特征[12]。因此，在考察數字經濟對區域創新績效的影響時，需要考慮其中的空間溢出效應，而已有研究較少涉及。

近年來，我國高度重視數字經濟發展，黨中央在“十四五”規劃和二〇三五年遠景目標中再次提出，要加快數字化發展。那么，數字經濟發展如何影響區域創新績效？數字經濟能否加快區域創新發展？是否會拉大我國區域創新差距？這些問題構成本文研究的核心內容。本文的創新之處在于：第一，將數字經濟發展與區域創新活動的空間效應納入分析框架，以系統揭示數字經濟對區域創新績效的影響機制；第二，構建區域數字經濟發展評價指標體系，運用回歸分析和空間計量分析方法開展實證研究，從而更精準地評估數字經濟發展對區域創新績效的影響，以進一步豐富區域創新理論研究。

1 理論基礎與研究假設

1.1 數字經濟內涵與特征

雖然數字經濟目前尚無權威定義，但學術界對數字經濟內涵及特征的理解已達成共識。如數字經濟是信息經濟和互聯網經濟發展的延伸[13]，基于信息與通信技術(ICT)的數字基礎設施、數字技術服務以及由數字技術催生的經濟活動產出構成數字經濟的核心內容[14]。數字技術、數字基礎設施和數字經濟下的商業模式是數字經濟特征的關鍵體現。數字技術是傳統ICT技術的進一步發展，具體包括5G、云計算、物聯網、大數據、人工智能、區塊鏈和虛擬現實等技術，是信息、計算、溝通和連接技術的組合[15,16]，具有通用性和高滲透性特點[7]。數字基礎設施是支持數字技術運行的計算與網絡資源[17]，包括計算機、移動設備和應用平臺等硬件設施，以及云計算、物聯網等基礎軟件服務平臺[16]。數字經濟下的平臺經濟、共享經濟等典型商業模式，本質上都受益于數字技術帶來的信息、計算、溝通和連接優勢，具有網絡效應和高效匹配特征[4]。基于對數字經濟核心內容及其特征的認知構成了學術界對數字經濟特征理解的共識，即數字經濟具有高滲透、高融合和網絡外部性等特征，數據是關鍵生產要素，可以對傳統經濟賦能，提升技術效率，形成規模經濟、范圍經濟和資源高效匹配[4,6]。

1.2 數字經濟發展促進區域創新的理論機制

數字經濟通過企業創新、產業創新以及區域創新生態系統層面的驅動，不斷提升區域創新水平。在企業層面，數字經濟通過競爭效應驅動企業創新。首先，數字經濟發展重塑了企業競爭形態，加劇了市場競爭。消費者通過互聯網和電子商務平臺，可以更便捷地獲取產品或服務價格、性能和口碑等信息，降低信息搜尋成本和信息不對稱等問題[4]，優化選擇空間、提升議價能力。企業若不能提供差異化的創新產品，將很難在激烈的市場競爭中立足。同時，數字技術應用能夠大幅提升企業生產效率[18]。企業若不能及時跟進，就會落后于競爭者，面臨淘汰命運。其次，競爭壓力促使企業變革組織與商業模式。數字經濟下的競爭形態具有高度不確定性，來自市場和技術的競爭壓力使企業更加關注消費者的個性化需求以及生產與管理技術創新，從而加大對數字化技術的應用，不斷變革組織管理、商業模式，形成有利于產品和技術創新的組織結構、管理環境與創新氛圍，增強市場競爭優勢。最后，創新導向的管理模式使企業在戰略決策上更注重用戶價值和研發創新，而數字經濟發展也為企業創新活動提供了有力的技術條件支持。如大數據和人工智能等數字技術應用使企業能夠精準分析與整合物流、資金流以及信息流，提升生產效率，降低生產和交易成本；基于互聯網的C2B等商業模式讓用戶可以參與企業新技術、新產品開發與應用過程，使大量具有隱蔽、易變和情境依賴性的消費需求通過大數據呈現出來[19]，有利于企業針對性地實施產品研發，降低創新風險。因此，數字經濟下的市場競爭效應和技術條件保障促進區域內企業進化和創新績效提升[8]。

從產業角度，數字經濟通過產業融合促進區域產業創新。一方面，數字經濟下的新業態、新模式不斷向傳統產業跨界，促進區域創新要素自由流動和配置效率提升，驅動傳統產業創新發展。基于互聯網的平臺經濟、共享經濟等新模式以及數字金融、眾包、眾籌等新業態具有天然的網絡效應和高效匹配機制，由此具備規模經濟和范圍經濟特征，能夠促進人才、技術和資本等要素流動，提升創新資源配置效率[6]，促進區域企業、科研機構和個人等多元創新主體開展創新創業與網絡協同創新[5]。另一方面，傳統產業在利用數字技術向數字化、網絡化和智能化轉型的過程中，持續推動數字產業技術創新。數字技術具有通用性和高滲透性特征，傳統產業部門利用數字技術實施改造升級，催生出智慧物流、智能制造等產業深度融合發展模式。在技術擴散與產業化應用過程中，數字技術供給與產業融合發展需求互動，不斷驅動數字設備制造業和數字技術服務業創新升級，形成數字產業的創新效應[7]。總而言之，隨著數字經濟發展，數字產業與傳統產業融合加深，數字化知識與數據成為關鍵生產要素，生產要素組合中的技術與知識比重不斷提升，創新效應也更加顯著。

基于創新生態視角，數字經濟通過創新生態效應提升區域創新水平。區域創新生態系統內的創新主體、創新資源和創新環境協同作用，促進區域創新績效提升[20]，由于系統開放性具有正向調節影響[21]，數字經濟發展增強了創新生態系統的開放性。首先，數字經濟發展促進區域數字基礎設施建設和創新環境改善。云計算和大數據等數字技術應用，以及平臺經濟、共享經濟與數字金融等新業態、新模式運行，都離不開數字基礎設施支撐，因此數字經濟發展會不斷提升數字基礎設施建設水平。同時，數字經濟也會對傳統政府治理框架產生沖擊，倒逼政府治理進行公開準入、平等接入和平臺共治等制度變革[22]，形成更加包容、開放的創新環境。其次，良好的數字基礎設施和創新環境更容易吸引創新資源集聚。盡管數字經濟有助于實現部分生產要素的跨地區配置，但是物理數字基礎設施共享只能限于特定區域，并且知識擴散也具有空間衰減特征[23]。此外，區域創新政策、知識產權制度和創新文化氛圍等都會對創新主體的市場準入、創新激勵以及知識擴散產生重要影響。因此，創新資源趨向于向數字經濟發展優勢地區聚集。最后，創新資源集聚有利于創新主體共享基礎設施、知識產權和信貸融資等專業化服務，促進企業創新合作，降低創新成本與風險，促進研發人員學習交流與知識溢出，提高知識擴散和使用效率，形成收益遞增效應(齊謳歌,趙勇,王滿倉，2012)。因此，數字經濟發展通過調節區域創新生態系統的開放程度，提升區域創新績效。

圖1 數字經濟對區域創新的影響機制Fig.1 Influence mechanism of digital economy on regional innovation

總之，數字經濟發展加劇了市場競爭，促使企業變革組織管理與商業模式，加大技術或產品創新投入。數字經濟與傳統經濟在深度融合過程中，推動產業結構升級，促進傳統產業和數字產業不斷創新。在區域創新生態系統層面，數字經濟發展促進區域數字基礎設施建設和創新政策環境改善，吸引創新主體與創新資源集聚，提升區域創新水平。區域內的企業、產業在創新生態層面相互促進，共同形成數字經濟對區域創新的正向作用機制，如圖1所示。由此，本文提出如下研究假設：

H1：數字經濟發展對區域創新績效有顯著正向促進作用。

1.3 數字經濟發展對區域創新的非線性影響

數字經濟具有網絡外部性和高度的產業關聯性，當數字經濟發展超出臨界水平時，其對區域創新績效將產生邊際遞增效應。

一方面，數字經濟發展有助于提升企業創新產品邊際收益，增強創新包容性，驅動區域創新績效邊際遞增。由數字技術催生的平臺經濟和共享經濟等商業模式具有天然的網絡外部性，當平臺連接的企業和用戶數超過臨界點時，平臺網絡價值將呈現爆發式增長。這種價值體現為平臺企業和用戶之間的連通，無形中也擴大了市場規模，使企業形成基于用戶的規模經濟、范圍經濟和長尾效應，從而降低交易成本和運營成本，實現創新產品收益邊際遞增，促進企業研發創新。此外，在平臺經濟和共享經濟等商業模式下，創新主體更加小型化、專業化和分散化，平臺上的企業與用戶平等互惠。受益于平臺企業提供的數字基礎設施服務以及用戶間的共享模式，創新主體減少了對固定生產條件的依賴[4]，使創新更具包容性，從而激發更多創新主體創新創業。

另一方面，數字技術具有高度滲透性和產業關聯性，數字經濟發展會引發一系列連鎖創新，形成區域創新產出非線性增長。一是隨著數字經濟與傳統經濟深度融合，數字設備得以大規模普及與應用，傳統設施加快向網絡化、數字化和智能化改造升級，數字技術應用逐漸滲透到傳統產業部門，使得物聯網、大數據和人工智能等數字技術在傳統產業領域的賦能效應更顯著，進而加速傳統產業創新。二是數字技術和數字平臺發展會促進數字創新，并且數字創新具有自生長性和收斂性[16]。純數字產品可以根據需求不斷迭代創新，而融合了數字部件與物理部件的智能產品則模糊了創新邊界，當一項產品誕生后，可以繼續從消費端獲得反饋，實現相關硬件和軟件功能的拓展性創新[24]。因此，當數字經濟發展到一定程度時，數字技術創新將對數字產業和傳統產業產生一系列連鎖創新效應，形成創新產出的非線性增長。例如5G可以實現高帶寬、低延時和大規模連接，5G技術的突破會帶動智能制造、無人駕駛、智能穿戴等技術和產業的一系列變革與創新。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H2：數字經濟發展對區域創新績效有邊際效應遞增的非線性影響。

1.4 數字經濟發展對區域創新績效的空間影響機制

經濟社會發展的空間關聯性導致區域創新活動存在空間溢出效應(李婧,譚清美,白俊紅，2010)，而數字經濟發展的時空特征[12]也會從創新模式、資源配置和創新集聚等途徑對區域創新活動產生空間影響。基于創新模式視角，互聯網平臺企業和以平臺為主導的創新生態系統具有典型的雙邊市場特征。平臺企業為提升網絡外部性，既需要獲得大量普通用戶，也要大力培育專業的開發者和數字產品服務供應商，因此平臺企業會鼓勵不同地區的開發者和供應商開展數字產品與服務創新。同時，為降低創新活動門檻，激發更多創新活動，平臺企業通過技術研發，以組件和模塊化方式，為多元化創新主體提供創新活動服務與支持，這種“平臺+賦能+開發者”的模式在極大提升數字創新效率的同時，也增強了創新過程的開放性和包容性[5]，形成數字創新的空間溢出。在資源配置方面，數字經濟下的平臺經濟、共享經濟以及眾包、眾籌等典型商業模式通過數據驅動形成高效匹配機制，在一定程度上消除經濟活動中的信息不確定性，打破了物理空間約束。創新主體能夠跨區域整合數據、資本、人才和技術等生產要素，降低資源錯配程度，提高資源配置效率，減少交易成本，加速創新要素流動，對多個區域的創新活動產生重大影響[25]。從創新集聚角度，數字經濟發展不斷沖擊傳統政府治理理念和制度框架，推動政務模式、監管體系和公共服務方式向數字化轉型，形成更加完善的數字化基礎設施和創新環境。創新環境改善會進一步激發區域創新創業活動開展，同時，“虹吸”周邊地區的創新資源，形成人才、技術和資本等創新要素集聚，從而對創新績效產生影響。

因此，數字經濟下的平臺創新模式、資源匹配機制和政府治理模式轉型通過賦能數字創新活動，改善資源錯配，促進創新要素集聚，形成區域創新活動的空間溢出。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H3：數字經濟發展通過空間溢出機制對鄰近地區創新績效產生影響。

2 研究設計

2.1 計量模型構建

區域創新活動可視為人力、資本和技術投入，以及相關地理特征變量共同作用的知識生產函數，而數字經濟發展水平作為一種地理特征變量，對區域綜合技術水平產生重要影響。參考魯釗陽[26]、溫珺[8]的研究，在不考慮空間因素時，將區域數字經濟、外商直接投資、知識產權保護、金融發展水平、經濟發展水平和產業結構等，視為影響技術進步綜合水平的因素。為檢驗假設H1，即數字經濟發展對區域創新產出的影響，在對柯布-道格拉斯生產函數進行對數變換的基礎上建立計量回歸模型。

lnINNit=α+β1lnDIGit+βilnZit+μi+εit

(1)

式中，INNit表示i省域t年的創新績效，DIGit為i省域t年的數字經濟發展水平，Zit代表一系列控制變量，包括各省域年度外商直接投資、知識產權保護水平、金融發展水平、區域經濟發展水平和產業結構，α為截距項，β1和βi分別表示數字經濟與其它控制變量系數，μi表示不隨時間變化的各省域個體固定效應，εit表示隨機誤差項。

為檢驗假設H2，即數字經濟發展對區域創新績效的非線性影響，設定如下門檻回歸模型：

lnINNit=α+β1lnDIGit×I(DIGit≤θ)+β2lnDIGit×I(DIGi>θ)+βilnZit+μi+εit

(2)

式中，DIGit為數字經濟門檻變量，I(·)是取值為1或0的示性函數，滿足括號內條件則取值為1，否則為0。式(2)考慮的是單門檻情形，根據樣本數據的計量檢驗步驟，可擴充至多門檻情形，其它變量符號同式(1)。

最后，為檢驗假設H3，即數字經濟發展對區域創新績效的空間溢出效應，在式(1)中引入各變量的空間交互項，將其拓展為空間計量模型。

lnINNit=α+ρWlnINNit+β1lnDIGit+θ1WlnDIGit+βilnZit+θiWlnZit+μi+εit

(3)

式中，ρ表示空間自回歸系數，W為空間權重矩陣，θ1和θi分別代表數字經濟與其它控制變量的空間溢出效應系數，其它變量符號同式(1)。常用的空間計量模型有空間誤差模型(SEM)、空間自相關模型(SAR)和空間杜賓模型(SDM)等形式，實際應用中，需要根據Wald 檢驗和LR檢驗選擇合適的空間計量模型。

2.2 變量測度與說明

2.2.1 因變量：區域創新績效

創新是一個復雜過程，涉及創意產生、創新投入、創新產出以及商業化等多個過程[27]。對創新的測度，學者們主要采用專利申請授權量、新產品銷售收入、注冊商標數等指標[11]。本研究采用各省域萬人專利申請量衡量區域創新績效，其優勢在于：①與專利授權量相比，專利授權需要經過形式審查、實質審查和專利授權等流程，從申請到最終授權存在一定滯后，此外，一些申報形式不符合要求的創新成果也不能通過審查，因此專利申請量更能及時和全面反映區域當年創新活動情況；②專利申請量是非經濟指標，能夠在一定程度上避免申報過程中的“尋租”行為[28]；③專利申請包含了較為完整的信息，國內專利評審制度的標準客觀統一，各地區專利申請量具有可比性，并且專利數據容易獲取[29]。我國的專利分為發明專利、實用新型和外觀設計三類，其中，發明專利反映原創性知識和創新成果，而實用新型和外觀設計均為非發明性創新。因此，本文將因變量進一步分為區域創新績效(PTAP)、區域發明創新績效(PTIAP)和非發明創新績效(NPTIAP)，分別用萬人專利申請量、萬人發明專利申請量以及萬人實用新型與外觀專利申請總數表示。

2.2.2 解釋變量：數字經濟發展

目前，有關數字經濟的實證研究較少，主要原因在于對數字經濟發展指標的測度存在爭議，且無權威機構編制的指數可供參考。因此，本文主要參考趙濤等[9]、劉軍等[12]和溫珺等[8]構建的數字經濟發展評價指標，將信息化發展、互聯網發展以及數字交易3個維度作為測度核心，構建我國省域數字經濟發展測度指標體系。

該指標體系建立包含兩個邏輯：一是在測度數字經濟內涵方面，數字經濟發展的核心內容包括數字基礎設施和數字技術服務，即數字產業化以及數字化經濟活動產出(亦為產業數字化)。信息化與互聯網發展2個指標可以較全面地反映數字產業化中的產品、技術和服務等內容，而數字交易指標用以衡量數字化經濟活動產出，因此上述3個維度可以較好地涵蓋數字經濟的核心內容。二是從投入產出角度選取具體測度指標。參考上述研究，信息化發展指標用信息傳輸、軟件和信息技術服務業從業人員比重和人均軟件業務收入表征，互聯網發展用人均域名數和人均電信業務量表征，數字交易用電商活動企業數比重、人均電商采購與銷售額以及中國數字普惠金融指數表征。相比而言，已有研究對數字經濟內涵的測度通常只包括信息化發展、互聯網發展和數字交易中的兩個維度，并且具體測度指標繁多。本文在測度指標構建與選取上，從三大維度選取已有研究中的共識性指標，從而使構建的數字經濟發展指數內涵更全面，測度指標體系也更簡單有效。

在指標數據來源與處理方面，中國數字普惠金融指數借鑒由北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團提供的數據，從覆蓋廣度、使用深度和數字化程度方面衡量普惠金融情況。基于螞蟻金服的海量數據能夠較好地反映我國個體與小微企業層面的數字交易情況[30]，其它指標數據均來自《中國統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》。在具體計算過程中，先采用因子分析方法對測度指標進行降維，生成數字經濟發展綜合得分。為直觀展示數字經濟發展情況，避免對數變換中0值的影響，參考胡榮[31]的因子變換方法，將綜合得分轉換為1～100之間，作為最終的數字經濟發展指數。

2.2.3 控制變量

研發經費、人力資本投入與創新產出直接相關，研發經費投入(RDKP)采用各地區人均研究與試驗發展(R&D)經費內部支出衡量。在人力資本投入(WPOP)方面，一般采用各地區研究與試驗發展人員全時當量表征。考慮到企事業單位在研發人員全時當量認定和統計過程中可能存在誤差，參考柳卸林等[28]的研究，采用城鎮就業人口衡量，這是因為就業人口不僅直接影響區域創新績效，而且勞動者交流和流動也會促進知識溢出。外商直接投資(FDI)不僅能帶來充裕的資金，也是外部知識和技術流入的重要來源(劉建麗，2019)，對區域創新產生重要影響，本文采用按當年匯率折算的人民幣外商投資額占GDP的比重表示。知識產權保護(IPP)對創新主體的激勵尤為重要，而數字經濟下的知識產權保護問題更易發生。由于我國各地區的產權和契約制度高度統一，知識產權保護差異主要體現在地區司法、行政執法過程和效率上。參考胡凱等[32]的研究，采用技術市場交易額與GDP之比表示知識產權保護程度。金融發展水平(FIN)會影響區域創新主體的資金信貸水平，本文采用區域金融機構年末存貸款余額占GDP的比重表示。經濟發展水平決定了區域基礎設施和經濟發展環境，對創新產出有直接影響，對區域經濟發展水平(GDPP)用區域人均GDP表示。產業結構(IND3)越高級，創新活動越活躍，本研究采用第三產業增加值占GDP的比重衡量。

2.2.4 空間權重矩陣設計

在空間計量回歸中，空間權重矩陣的設計是關鍵。參考已有研究，本文設計兩種空間權重矩陣：①空間鄰接矩陣，當地區i與地區j相鄰時，權重取值為1，否則為0；②空間反距離矩陣，采用基于空間單元距離平方的倒數表示。與采用空間單元距離倒數權重相比，該情形下空間效應隨距離增大而衰減的速度更趨緩。

由于國家統計局從2013年開始統計企業電子商務采購和銷售指標，數字普惠金融指數已更新到2018年，西藏自治區由于數據缺失較多而予以剔除。因此，基于數據可得性與完整性，本文選取2013-2018年我國內地30個省、直轄市面板數據展開分析，數據均來自《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》，以及各省市統計年鑒、國民經濟和社會發展統計公報。所有經濟指標均以2010年為基期，采用GDP指數進行平減，美元按當年平均匯率折算成人民幣。本研究涉及的主要變量、符號和指標測度內涵如表1所示。

表1 變量指標名稱與測度Tab.1 Definitions and measurement of the research variables

3 實證分析及結果

3.1 描述性統計與相關性分析

本研究變量的描述性統計結果如表2所示，可見，三類創新績效和數字經濟發展水平都呈現出均值偏小、標準差較大的特點，表明我國省級創新績效和數字經濟發展差異較大。

在進行空間計量回歸前，首先需要考察數據是否具有空間依賴性。表3為2013-2018年各地區數字經濟發展和專利申請量的全局自相關莫蘭指數檢驗結果。結果表明，數字經濟發展和專利申請總量的莫蘭指數在空間鄰接矩陣與反距離矩陣中均存在顯著空間自相關，因此需要進行空間計量回歸分析。

表2 主要變量描述性統計結果Fig.2 Descriptive statistics of the variables

表3 莫蘭指數檢驗結果Fig.3 Test results of the Moran's I

3.2 基準回歸結果

表4是假設H1的回歸結果。在回歸分析前，首先對變量進行多重共線性檢驗。結果顯示，平均方差膨脹系數(VIF)為4.06，說明不存在嚴重的共線性問題。其次，在計量方法選擇上，經Hausman檢驗，拒絕隨機效應更優的原假設，并且個體固定效應回歸結果優于混合回歸，因此本文采用個體固定效應模型進行回歸。模型(1)是對所有控制變量的回歸，作為基準對照組，結果顯示所有控制變量對區域創新績效均有影響；模型(2)、模型(3)和模型(4)分別是加入核心解釋變量數字經濟發展指數(lnDIG)后，依次對區域創新績效(lnPTAP)、區域發明創新績效(lnPTIAP)和區域非發明創新績效(lnNPTIAP)的回歸結果。結果顯示，數字經濟發展對區域創新績效、區域發明創新績效和區域非發明創新績效均有顯著正向影響，因此假設H1得到驗證。進一步分析可知，數字經濟發展對區域發明創新績效的正向影響顯著大于區域創新績效和區域非發明創新績效，說明數字經濟發展對區域發明創新績效的促進作用最顯著。

3.3 非線性效應分析

表5是采用面板門檻回歸方法，對假設H2的回歸結果。首先，根據Hansen(1999)的方法進行面板門檻存在性檢驗。結果顯示，數字經濟發展對區域創新績效和區域發明創新績效的影響均顯著通過了單門檻檢驗，未通過雙重門檻檢驗，其中，單一門檻值均為22.896 5，而區域非發明創新績效未通過單一門檻檢驗。模型⑴是數字經濟發展對區域創新績效的門檻回歸結果，結果顯示，當數字經濟發展小于等于門檻值時，其對區域創新績效的影響系數為0.174；當大于門檻值時，影響系數為0.25。由此可見，數字經濟發展對區域創新績效具有顯著邊際遞增的非線性影響特征。模型⑵是數字經濟發展對區域發明創新績效的門檻回歸結果，結果顯示，當數字經濟發展小于等于門檻值時，其對區域發明創新績效的影響系數為0.265，而當大于門檻值時，影響系數為0.378，呈現出顯著的邊際效應遞增特征，因此假設H2得到驗證。

3.4 空間溢出效應分析

表6是采用空間計量回歸，對假設H3的回歸結果。在選擇具體空間計量模型時，首先對面板數據進行Wald檢驗和LR檢驗。結果顯示，SEM模型和SAR模型都合適，因此本文選擇結合二者的空間杜賓(SDM)模型。由于Hausman檢驗結果拒絕了固定效應的原假設，因此最終選擇隨機效應模型，采用極大似然法(MLE)進行估計。

表5 數字經濟發展對區域創新的門檻回歸結果Fig.5 Threshold regression results of digital economy on regional innovation

表6 數字經濟發展對區域創新的空間溢出效應回歸結果Fig.6 Spatial spillover effect regression results of digital economy on regional innovation

模型(1)、模型(2)和模型(3)是在空間鄰接矩陣下依次對區域創新績效、區域發明創新績效和區域非發明創新績效的空間回歸結果，模型(4)、模型(5)和模型(6)是在反距離矩陣下的空間回歸結果。總體上，兩種空間權重矩陣下的空間效應基本相同。其中，空間鄰接矩陣假設兩個相鄰區域間有影響，而不相鄰區域間沒有影響。事實上，由于不同區域與中心區的距離不同，受到中心區的影響也不同。基于此，本文把空間鄰接矩陣回歸結果作為基準參照組，重點分析空間反距離矩陣下的溢出效應。

結果顯示，模型(4)中區域創新績效空間溢出效應的系數為0.145，在10%水平下顯著，數字經濟發展的直接效應系數為0.265，在5%水平下顯著，數字經濟發展的空間效應交互項系數為-0.203，在5%水平下顯著。這表明區域創新績效有顯著的正向溢出效應，其中，數字經濟發展對區域創新績效有顯著正向影響，對鄰近地區創新績效有顯著負向影響。模型(5)中區域發明創新績效的空間溢出效應系數為0.188，在10%水平下顯著，數字經濟發展的直接效應系數為0.328，在1%水平下顯著，而數字經濟發展的空間效應交互項系數未通過顯著性檢驗。這表明區域發明創新績效有顯著的正向溢出效應，其中，數字經濟發展對區域發明創新績效有顯著正向影響，而對鄰近地區發明創新績效的負向影響不顯著。模型(6)中區域非發明創新績效空間溢出效應的系數為0.191，在5%水平下顯著，數字經濟發展的直接效應系數為0.183，但未通過顯著性檢驗，數字經濟發展的空間效應交互項系數為-0.267，在10%水平下顯著。這表明區域非發明創新績效有顯著的正向溢出效應，其中，數字經濟發展對鄰近地區非發明創新績效有顯著負向影響。

4 穩健性與內生性檢驗

4.1 穩健性檢驗

為進一步檢驗研究結論的可靠性，進行穩健性檢驗。首先，采用替換因變量的方法對模型進行穩健性檢驗。由于授權專利能夠排除部分非實質性創新的專利申請，故選用區域專利授權量作為替代變量進行回歸。根據我國專利申請授權制度，非發明專利一般在1年左右完成授權，而發明專利授權存在1～3年滯后期。因此，進行替代變量穩健性檢驗時采用專利授權量滯后1年數據進行回歸，結論基本一致。其次，考慮不同空間權重矩陣下的穩健性檢驗。在分析數字經濟對區域創新績效的空間溢出影響效應時，采用鄰接矩陣和反距離矩陣兩種空間權重矩陣進行分析，在兩種權重矩陣下，核心解釋變量的符號和顯著性基本一致，說明本文結論穩健。

4.2 內生性檢驗

由于建立研究模型時可能遺漏影響區域創新績效的重要變量，且數字經濟發展與區域創新也可能存在互為因果關系，從而產生內生性問題，因此采用工具變量法進行內生性處理。參考趙濤等[9]的研究，采用各省域1984年固定電話數作為測度數字經濟發展水平的工具變量。這是因為，一方面，數字經濟作為傳統通信技術的延續發展，區域電信基礎設施從技術水平和使用習慣等方面影響后續互聯網與數字技術應用；另一方面，固定電話等傳統通訊工具隨著互聯網和移動電話的普及，其使用頻率變低，對當前經濟發展的影響漸微，從而滿足排他性。由于所選工具變量為截面數據，不能直接用于面板數據分析，參考 Nunn & Qian[33]的處理方法，采用各地區上一年互聯網用戶數分別與1984年每萬人電話機數相乘，構建一個隨時間變化的面板數據，作為該地區數字經濟發展指數的測度變量。結果表明，在考慮內生性后，數字經濟對區域創新績效的影響效應依舊存在，結果均在1%和10%的水平下顯著，且變量統計檢驗結果拒絕了“變量識別不足”和“變量弱識別”問題。因此，本文結論具有一定穩健性。限于篇幅，穩健性和內生性檢驗結果未作展示。

5 研究結論與政策建議

本文分析了數字經濟發展對區域創新績效的促進作用、非線性影響以及空間溢出作用機制。基于2013-2018年省級面板數據，在構建省級數字經濟發展指數的基礎上，分別以各省域專利申請量、發明專利申請量和非發明專利申請量作為區域創新績效、區域發明創新績效以及區域非發明創新績效的代理指標，開展實證分析。主要結論如下：①數字經濟發展顯著促進了區域創新績效提升；②數字經濟對區域創新績效和發明創新績效均有顯著邊際效應遞增的非線性影響，并且區域發明創新績效的邊際遞增效應更顯著；③數字經濟發展對區域創新績效具有空間溢出效應，具體表現為對鄰近地區的創新績效和非發明創新績效有顯著負向影響，而對發明創新績效的影響不顯著。

當前我國經濟社會已進入高質量發展階段，創新驅動已成為各地區轉型發展的核心內容。基于研究結果，本文的政策啟示如下：

(1)加快發展數字經濟，推進經濟社會數字化轉型。加大集成電路、云計算和人工智能等技術研發力度，引導建立產教融合平臺和產業技術聯盟，協同推進核心領域的技術突破。發展壯大擁有核心技術與優質內容的創新型互聯網企業，鼓勵消費互聯網領域業態與模式創新，推動線上與線下融合發展。推進產業數字化轉型，發揮財政和稅收政策的導向作用，積極培育工業互聯網技術創新企業、系統解決方案供應商和運營服務商，發展網絡協同研發、智能制造和共享制造等新模式、新應用。

(2)營造良好數字化發展環境，促進區域創新創業。科學謀劃布局，加大5G、云計算、大數據和工業互聯網等新型基礎設施建設投入，打造良好的數字化運營環境。積極破除阻礙要素流動的體制機制壁壘，推進數據要素市場化配置，探索建立公共數據與社會數據的共享機制和市場化交易體系。轉變社會治理理念，深化政務服務、社會監管和公共服務體系改革，推進政府數字化轉型，不斷優化營商環境。

(3)建立健全數字經濟發展監管手段，構建競爭有序和開放包容的創新格局。加快完善數字經濟下的知識產權保護機制，建立健全大數據、人工智能和數字內容等新業態、新領域的知識產權保護制度，推進行業規范治理體系和自律體系建設，加大違法侵權行為查處力度。加強數字經濟發展指導與監管，加大平臺經濟領域反壟斷規制，不斷創新監管手段，推進數字經濟監管向社會性監管、公平競爭監管、“負面清單”監管、事后監管和監管沙盒等方式轉型[34]。