數字經濟、要素市場化配置與區域創新能力

俞伯陽

(天津電子信息職業技術學院 經濟與管理系,天津 300350)

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告中指出,創新是引領發展的第一動力。在2021 年政府工作報告中,我國進一步明確了大力促進科技創新、加快產業轉型升級的指示精神,其中特別強調了推動產業數字化、智能化改造,確保戰略性新興產業快速發展勢頭的重要舉措。近年來在數字經濟迅猛發展的背景下,我國自主創新的步伐也在持續加快。2021 年4 月,中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展白皮書》中表明,數字經濟的發展對于我國三次產業均呈現高滲透率,其通過數字產業化和產業數字化等方面全方位推動了我國各產業領域的自主創新進程。進一步地,伴隨著以人工智能為代表的數字技術迅猛發展,在新發展階段,我國正在持續推進要素資源配置的市場化改革。2019 年11 月,中共中央、國務院發布了《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》,這標志著我國一方面正式將數據要素作為生產要素納入到國家經濟體系之中,另一方面正在推動以數據要素為代表的新型生產要素資源進行更大規模的市場化配置。當前,我國正處于“十四五”規劃的開局階段,以科技創新為核心實現高質量發展是我國未來較長階段經濟社會發展的核心使命。伴隨著勞動年齡人口絕對供給量逐年下降、老齡化趨勢日益顯著、生育率持續走低等勞動力市場發展趨勢,積極探索以數據要素和人才要素為驅動、數字技術與創新要素相結合的自主創新模式具有重要的戰略價值。

根據已有研究,數字經濟主要從宏微觀兩方面影響區域創新能力。在宏觀上,數字經濟通過提高生產力水平將在普遍范圍內推動周期性的技術創新,數字經濟將以其技術溢出效應通過跨產業的技術創新驅動力構建數字時代的國家創新系統。在微觀上,企業的數字化轉型將推動其商業模式創新并提高其動態創新能力,通過數字技術賦能的各類企業可以通過生產流程優化、內部人力資本提升的方式實現企業范圍的技術創新。此外,數字經濟在發展過程中因其數據資源的生產要素屬性將推動各類要素實現市場化配置進程。進一步地,在大眾創業、萬眾創新的背景下,近年來我國數字經濟發展對于中小企業特別是小微企業的創新能力提升具有決定性作用。此外,從世界各國的經濟發展周期來看,要素市場化配置效率的提升對于各類產業技術的進步與躍遷也具有重要的影響作用。在新發展格局下,提升我國各區域創新能力需要從新動能與新機制等領域進行更全面的路徑研究。因此,能否通過數字經濟的直接或間接作用實現各類要素資源市場化配置進程,加快提升我國各區域的自主創新能力,值得進一步深入探討。

總結來看,本研究與已有研究的區別在于:(1)針對數字經濟的區域創新能力影響作用研究較多,但鮮有詳實的實證分析,特別是數字經濟對區域創新能力的影響機制分析。(2)關于數字經濟、要素市場化配置以及區域創新能力的學術文獻較為豐富,但將三者納入同一個分析框架并進行實證分析的研究較為匱乏。基于此,本研究嘗試從以下方面進行拓展研究:(1)運用多重計量模型對數字經濟影響區域創新能力的理論、模型和機制進行全面考察。(2)系統分析數字經濟在要素和市場兩個方面對于區域創新能力的影響作用。

二、理論分析與研究假設

(一)數字經濟與區域創新能力

作為活躍性、延展性較強的新型業態,數字經濟以其非競爭性、正外部性、規模收益遞增等特點,通過在最大范圍內消除信息的不對稱性提高了社會經濟運行效率,從客觀上培育了新知識、新技術、新業態生長的良性土壤。數字經濟與數字平臺的發展降低了信息傳播成本,有助于技術要素更快速、更便捷地流動,顯著降低了創新要素的交易成本,有效破除了工業經濟模式下企業運營過程中搜索匹配效率低、信息不對稱等傳統創新壁壘問題。此外,依托于移動互聯網及大數據算法,各類數字平臺可以在極短時間內為志趣相投的各類創業主體提供線上線下交流、溝通與協作的空間及載體,在客觀上為知識聚集與技術迭代提供了更多可能性,也為創業者與初創公司的發展提供了各類必要的便利條件,有助于推動一個國家和地區的區域創新能力提升。進一步地,數字經濟與數字金融的發展還能通過緩解資金壓力等方式激發出大眾創業、萬眾創新的活力,提高了經濟社會各參與主體的創業活躍度,進而對企業及其內部勞動者個體的創新力產生直接效應。從影響機制來看,一方面,基于內在的高質量發展特質,數字經濟具有成為我國區域創新能力提升新動能的發展潛質;另一方面,以大數據、人工智能為代表的各類數字技術以兼容性、集約性、延展性等特征有效提升了我國企業間、產業間的信息溝通效率,從而形成了企業到產業、地區到區域的自主創新能力提升。基于以上推演,數字經濟的發展可以通過多種方式提高一個國家和地區的創新能力。因此,本文提出以下假設:

假設1:數字經濟的發展將提升我國區域創新能力。

(二)數字經濟下要素市場化配置與區域創新能力

基于數字經濟發展模式特點,其從多方面重塑了社會經濟的生產力和生產關系。數字經濟一方面以其替代性特征在原有的生產要素體系中增加了數據要素這一新興生產要素,另一方面通過其滲透性與協同性特征將生產過程中其他各類要素的種類和所占比例進行了重新配置。因此,數字經濟通過數據要素這一核心生產活動新載體推動了“生產要素化”與“配置市場化”的雙重效應。當前,我國產業數字化和數字產業化發展規模不斷壯大,正在裹挾更大范圍、更大規模的要素資源及其相應體系進入到各類新興業態之中。此時以數據要素、高技能人才要素為代表的新型要素資源將在產業間、行業間進行更大規模的流動。一方面,三次產業數字化變革進程中聚集的大量數據要素衍生出了各類數字平臺,其通過整合各產業鏈上下游的技術設備、原材料、半成品等資源與高技術人才相結合將能夠減少重復勞動、降低研發周期、提高研發成功率,最終有助于提高各類企業自主創新的成功率。另一方面,數據要素、數字技術與高技能人才通過提高勞動生產率的方式,形成高邊際產出的技術創新溢出效應。因此,數據要素的積累和算法能力的提升,通過優化要素市場化配置的方式實現了更大范圍內各類生產要素的高效率資源配置進程,進而在很大程度上打破了工業經濟模式下大量要素錯配的桎梏。進一步地,數字經濟的溢出效應將通過跨部門、跨區域的要素流動、要素聚集、要素結合等方式實現各生產鏈技術的聚集性創新。基于以上推演,數字經濟的發展將可以通過提高各類要素資源配置效率的方式,進一步提升一個國家和地區的創新能力。基于此,本文提出第二個假設:

假設2:數字經濟的發展將通過提高要素市場化配置效率的方式來提升我國區域創新能力。

三、模型設定與變量說明

(一)模型設定

根據研究思路與研究假設,為考察數字經濟發展對于區域創新能力的影響作用,本文構建基準模型如下:

公式(1)中,

Ino

為區域創新能力變量,

Dig

為數字經濟變量,

X

為控制變量,

α

為常數項及各解釋變量回歸系數,

λ

為各控制變量系數,

β

與

γ

分別為地區

i

及年份

t

的固定效應,

μ

為地區

i

在時期

t

受到隨機因素影響的擾動項。

(二)變量說明

1

.

被解釋變量。根據研究思路,模型的被解釋變量為區域創新能力(

Ino

)。現有研究中對于區域創新能力的量化主要采用專利獲取水平、企業研發費用等數據指標。綜合考慮研究目標及已有的研究成果,相比總體專利數量,發明專利數量更能夠代表自主創新的真實水平。因此,本文選取我國各地區國內發明專利授權數的增長率水平表示區域創新能力變量。2

.

解釋變量。本文的核心解釋變量為數字經濟(

Dig

)。當前,我國數字經濟快速發展,各類研究機構及學者對于數字經濟的測算和計量方式較為豐富,但已有的部分數字經濟指數在測算過程中存在很大程度的交叉計算問題。因此,根據研究目標以及我國各區域互聯網技術發展對于各產業滲透過程中衍生出各類數字經濟新業態的客觀現實,選取各省份互聯網普及率表示模型中的數字經濟變量。此外,控制變量包括經濟發展水平(

Eco

)、物質資本存量(

Cap

)、產業結構(

Ind

)、交通水平(

Tra

)和對外開放水平(

Int

)。其中,經濟發展水平變量采用各地區實際人均國民生產總值表示,物質資本存量變量采用各地區各類經濟主體全部物質資本存量水平的實際值表示,產業結構變量采用各地區第三產業增加值所占比重表示,交通水平變量采用各地區的高速公路里程表示,對外開放水平變量采用各地區經營單位所在地進出口總額表示。

(三)數據來源與描述性統計

模型回歸檢驗選取2001—2019 年我國30 個省份(不包含西藏和港澳臺)的面板數據為研究樣本,數據來源為2002—2020 年《中國互聯網發展報告》《中國統計年鑒》。其中,除數字經濟、產業結構和交通水平三個變量之外,其余變量均進行了自然對數處理,各變量的統計特征如表1 所示。

表1 變量描述性統計

四、實證檢驗與機制分析

(一)實證檢驗

1.基準回歸結果。本部分選取Stata 16 進行面板數據回歸檢驗。首先,根據面板數據的單位根檢驗結果,模型中各變量均為存在單位根的非平穩序列;但各變量的一階差分結果均通過了平穩性檢驗,即在5%及1%的顯著水平下拒絕原假設。其次,面板數據的協整檢驗結果拒絕了原假設,表明模型中各變量之間至少存在一個協整關系。最后,Hausman 和似然比檢驗結果表明固定效應更適合本部分的實證分析模型,因此選用省份及年份雙向固定效應進行模型檢驗。在基準回歸中采用逐步添加控制變量的方式進行檢驗,檢驗結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

根據表2 的基準回歸檢驗結果,在各控制變量逐步添加下,模型(1)～(6)的擬合優度也穩步提升,這表明本部分回歸模型及各個變量選取方面的科學性與合理性較好。進一步地,模型(6)中所有解釋變量的回歸系數均通過了顯著性檢驗,印證了該模型的顯著性和擬合度較好。從核心解釋變量的回歸系數來看,伴隨著控制變量的逐漸加入,數字經濟的回歸系數先減小后增大,從6.399 變化到1.973 再變化到2.492,這表明我國數字經濟的發展對于區域創新能力具有高穩定性的積極影響,且這樣的積極影響不會伴隨著控制變量的增加而產生顯著變化。從控制變量來看,除經濟發展水平變量之外,控制變量中物質資本存量、產業結構、交通水平與對外開放水平等變量的回歸系數均為高顯著性的正值。以上檢驗結果表明,在我國經濟發展新常態下,傳統模式中單一經濟發展水平指標的增長已不能進一步推動我國區域創新能力向更高水平發展,也說明了當前除數字經濟發展的影響作用之外,我國近年來的物質資本積累、產業結構升級、交通基礎設施建設和對外開放政策切實提升了區域創新能力。

2.穩健性檢驗。基準回歸的檢驗結果表明,數字經濟的發展對于我國區域創新能力的提高產生了積極作用。為檢驗該結果的穩健性,本文采用替換變量的方法進行穩健性檢驗。從影響作用來看,滯后一期的數字經濟發展水平與區域創新能力不存在內生性關聯,可以作為穩健性檢驗的替換變量。因此,本文選擇核心解釋變量數字經濟的滯后一期作為替換變量進行重新回歸。在完成替換后,本文同樣采用省份和年份雙固定效應模型進行回歸檢驗,檢驗結果見表3。

表3 穩健性檢驗結果

根據表3 模型(1)～(6)的穩健性檢驗結果,可發現全部模型的擬合優度均較好,且各個模型中核心解釋變量及控制變量的回歸系數與表2 中各個模型基準回歸的系數方向和顯著性水平基本保持一致,且各個解釋變量的檢驗結果都通過了顯著性檢驗,表明基準回歸的實證檢驗結果具備較好的穩健性。

3.異質性檢驗。基準回歸及穩健性檢驗的結果均表明,數字經濟發展對于我國區域創新能力確實存在顯著的積極影響。進一步地,鑒于我國各地區的經濟發展水平、特別是數字經濟發展速度差異較大,例如東部沿海地區的數字基礎設施建設水平顯著高于中、西部地區,即地區間數字經濟發展水平的異質性可能對回歸結果產生一定影響。因此,通過異質性檢驗可考察數字經濟發展對我國東、中、西部不同區域創新能力的影響作用,檢驗結果見表4。

根據表4 的異質性檢驗結果,東、中、西部地區各個模型的擬合優度總體均較好,數字經濟發展對東、西部地區的區域創新能力具有高顯著性的積極影響,其對于中部地區的影響作用則不夠顯著和積極。其原因可能包括:一方面,我國東部地區的數字經濟發展已進入了一定的成熟階段,各類數字經濟新型業態對于本區域的創新能力具有較為顯著的促進作用;另一方面,我國西部地區地廣人稀,近年來在大數據中心、新能源汽車充電樁、5G 基站等新型基礎設施建設方面加速布局,各類數字基礎設施對于該區域創新能力的驅動作用呈現高邊際產出的特征。進一步地,相比東部和西部地區,中部地區依托傳統的經濟發展驅動區域創新能力的優勢仍然較為突出。在未來,伴隨著我國均等化新型基礎設施建設的速度逐步加快,區域間的數字鴻溝將進一步彌合,從而推動各區域數字經濟與創新能力協同發展。

表4 異質性檢驗結果

(二)機制分析

上文的檢驗結果表明,數字經濟的發展有助于提高我國各區域的創新能力。本部分繼續對其影響作用的傳導機制進行分析,以驗證前文提出的假設2。數字經濟發展將推動經濟社會的市場信息對稱性持續提高,進而提升各區域的要素市場化配置效率;而提升要素市場化配置效率能夠進一步提高我國區域創新能力,從而實現我國建設“創新強國”的總體目標。因此,數字經濟發展是否真的通過要素市場化配置效率提升的方式提高我國區域創新能力值得進一步檢驗。

為此,本文采用中介效應模型進行機制分析。具體來看,本文參照溫忠麟等的做法,分三步進行后續的中介效應模型檢驗。首先,如公式(2)所示,本文繼續將數字經濟作為解釋變量、區域創新能力作為被解釋變量,考察數字經濟對我國區域創新能力的影響作用。其次,如公式(3)所示,將市場化水平(

Mar

)作為被解釋變量,進一步考察數字經濟對要素市場化配置中介變量的影響作用。若數字經濟變量的回歸系數顯著為正,則說明數字經濟發展可以提高我國的要素市場化配置效率。最后,如公式(4)所示,在公式(2)中加入要素市場化配置變量。若該模型中數字經濟變量與要素市場化配置變量的回歸系數均為正且通過了顯著性檢驗,則表明我國數字經濟的發展能通過提升要素市場化配置效率的方式促進區域創新能力的提高。因此,本部分設定計量模型如下:

在中介變量的選取方面,市場化水平能夠較為全面地反映出一個國家或區域的要素市場化配置效率。因此,本文選取省級市場化指數表示要素市場化配置的中介變量。從測算方式來看,本文根據王小魯等的方法測算得到研究年份區間我國各省份的市場化指數。從檢驗結果來看,本部分以要素市場化配置和區域創新能力為被解釋變量進行多重回歸,表5 是以要素市場化配置變量為影響渠道的中介效應檢驗結果。其中,列(1)回歸結果檢驗了數字經濟對區域創新能力的影響作用,列(2)為數字經濟對要素市場化配置效率的影響作用,列(3)回歸結果檢驗了數字經濟和要素市場化配置效率分別對于區域創新能力的影響作用。

表5 中介效應檢驗結果

根據表5 的中介效應檢驗結果可發現,在模型(1)中,數字經濟對區域創新能力的總效應為2.492,且在1%水平上顯著。在模型(2)的檢驗結果中,數字經濟對要素市場化配置的效應為1.193,且在5%統計水平上顯著,說明我國數字經濟的發展顯著促進了要素市場化配置效率的不斷提高。究其原因主要是以互聯網技術為依托的各類數字經濟新業態持續發展迭代,拓展了區域間、行業間及企業間的數字信息傳播渠道并提升了其傳播效率,進而提高了信息對稱性,推動了各類要素的市場化資源配置效率持續提升。在模型(3)的檢驗結果中,數字經濟對于區域創新能力的系數為2.352,要素市場化配置對于區域創新能力的系數為0.140,兩者在1%水平上通過了顯著性檢驗。這樣的檢驗結果說明在控制了數字經濟這一變量之后,要素市場化配置能夠顯著提升我國區域創新能力,從而也證實了要素市場化配置確實是我國數字經濟發展對區域創新能力提升作用的影響渠道。

總結來看,本部分的研究結論驗證了上文的研究假設2,即數字經濟的發展將通過提升要素市場化配置效率的中介作用方式來提高我國的區域創新能力。

五、研究結論與啟示

本文的研究結論主要有以下三點:(1)近年來,我國各類數字經濟新業態的快速發展顯著推動了我國各區域創新能力的普遍提升。(2)從異質性檢驗結果來看,東部和西部地區的數字經濟發展顯著提高了該地區的創新能力,而中部地區的數字經濟發展尚未對其區域創新能力產生實質性影響,即我國不同地區數字經濟發展對于該地區創新能力的影響存在一定的差異。(3)進一步研究發現,數字經濟發展在提升我國各類要素市場化配置效率的進程中提高了各區域的創新能力。

根據以上研究結論得到以下政策啟示:(1)加快建設均等化數字基礎設施。從總體上看,我國的數字經濟仍處于發展上升階段,其對于區域創新能力的影響作用仍有巨大的增長潛力。當前,我國正在全國范圍內建設以5G 基站、大數據中心為代表的各類新型基礎設施,伴隨著各類數字基礎設施建設速度的加快,我國蓬勃發展的數字經濟能夠全面、持續、穩定地推動各區域自主創新能力不斷增強。(2)建立區域差異化創新驅動戰略。鑒于數字經濟發展在我國不同地區和區域的異質性,需因地制宜地結合區域稟賦資源及其產業結構制定具備區域特色的創新驅動戰略,在全面推動各區域數字經濟發展的基礎上探索不同區域的差異化自主創新發展路徑。(3)推動創新要素開放流通。要素市場化配置是實現自主創新的源動力,創新能力的提升來源于各區域、各部門之間的持續協作。因此,以推進要素市場化配置進程為引領,加快建設跨區域、跨行業的技術市場,構建以數據、人才、知識、技術為代表的各類創新要素流動體系,可全面推動我國各類創新要素高質量的開放流通。