數(shù)字經濟、進口技術溢出對中國創(chuàng)新產出的影響研究

姚戰(zhàn)琪

(中國社會科學院 財經戰(zhàn)略研究院，北京 100142)

一、問題提出

近年來，中國數(shù)字經濟增長迅速，2020年中國數(shù)字經濟的規(guī)模已達39.2萬億元，同比增長9.7%，占國內生產總值(GDP)比重為38.6%[1-2]。數(shù)字經濟在促進傳統(tǒng)產業(yè)轉型升級、提升制造業(yè)出口競爭力、刺激消費市場良性發(fā)展等方面發(fā)揮重要作用。與此同時，數(shù)字經濟的快速發(fā)展能夠引領創(chuàng)新發(fā)展。在全球信息化開始跨界滲透融合的背景下，中國迫切需要強化創(chuàng)新平臺建設，支持數(shù)字經濟創(chuàng)新發(fā)展。因此，如何通過發(fā)展數(shù)字經濟有效提升創(chuàng)新效率和增加創(chuàng)新產出成為近年來學術界和政府有關部門關注的重點問題。

數(shù)字經濟是否促進了創(chuàng)新產出提升？數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出之間有何關系？數(shù)字經濟通過怎樣的途徑和機制影響創(chuàng)新產出？數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出產生的間接影響是否顯著？對于這些問題，盡管數(shù)字經濟蘊含巨大發(fā)展?jié)摿Γ壳皽蚀_評估數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出作用的實證研究較少。僅有的相關文獻來自數(shù)字經濟對不同類型企業(yè)創(chuàng)新產出的直接影響[3]、數(shù)字經濟的創(chuàng)新邏輯[4]、數(shù)字經濟創(chuàng)新的動力機制、運行路徑等方面的成果[5]。要回答以上問題，需要結合中國的現(xiàn)實，研究數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出之間的關系，探討數(shù)字經濟如何以及何時會影響中國企業(yè)創(chuàng)新產出。

已有研究認為，數(shù)字技術為創(chuàng)新活動帶來巨大潛力。尼倫和霍爾姆斯特倫(Nylén & Holmstr?m，2015)研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字技術能為難以控制和預測的產品及服務的創(chuàng)新帶來巨大潛力，并由此提出旨在支持數(shù)字創(chuàng)新管理持續(xù)改進的理論框架，涵蓋五個關鍵領域：用戶體驗、價值主張、數(shù)字進化掃描、技能和即興創(chuàng)作[6]。現(xiàn)有文獻對數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出的影響因素進行了有益探索，而對于數(shù)字經濟通過何種路徑影響技術創(chuàng)新，以往研究成果并沒有提供一個統(tǒng)一的框架來回答該問題。本文擬選取數(shù)字經濟對進口技術溢出影響的視角展開研究，探討數(shù)字經濟如何促進創(chuàng)新產出增長。

本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在三個方面：第一，構建一個有調節(jié)的中介模型系統(tǒng)研究數(shù)字經濟對區(qū)域創(chuàng)新的直接效應和間接效應，探討數(shù)字經濟通過何種途徑影響創(chuàng)新產出，全面評估數(shù)字經濟促進進口貿易增長的作用；第二，從進口技術溢出的視角來分析數(shù)字經濟影響區(qū)域創(chuàng)新的內部作用機制，厘清數(shù)字經濟與區(qū)域創(chuàng)新之間的關系；第三，進一步探索基本建設投資占比對整個作用機制的調節(jié)作用，驗證基本建設投資占比對數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出關系的調節(jié)作用，有效地解釋數(shù)字經濟對區(qū)域創(chuàng)新的影響。

二、理論分析與研究假設

(一)數(shù)字經濟影響創(chuàng)新產出的內在機理

數(shù)字經濟能促進創(chuàng)新能力不斷提升。首先，數(shù)字經濟對產品創(chuàng)新和技術創(chuàng)新有促進作用，且數(shù)字經濟對技術創(chuàng)新的促進作用更大。熊勵和蔡雪蓮(2020)使用產品創(chuàng)新和技術創(chuàng)新來測算兩種方式的創(chuàng)新能力，研究數(shù)字經濟對區(qū)域創(chuàng)新的具體影響效應，認為由于中國專利成果轉化率較低，數(shù)字經濟對產品創(chuàng)新的促進作用遠小于其對技術創(chuàng)新的促進作用[7]。其次，數(shù)字經濟通過技術創(chuàng)新促進經濟高質量發(fā)展。數(shù)字經濟通過直接效應和間接效應對技術創(chuàng)新產生正向影響，以此來推動經濟高質量發(fā)展；在數(shù)字經濟促進經濟高質量發(fā)展的過程中，技術創(chuàng)新發(fā)揮部分中介作用，因此技術創(chuàng)新在數(shù)字經濟推動經濟高質量發(fā)展過程中發(fā)揮重要作用。此外，科技驅動數(shù)字經濟創(chuàng)新是實現(xiàn)數(shù)字經濟創(chuàng)新的重要內容。不斷提升數(shù)字經濟創(chuàng)新效應是科技驅動數(shù)字經濟創(chuàng)新的首要動力，數(shù)字經濟創(chuàng)新發(fā)展也有利于促進數(shù)字經濟與實體經濟深度融合[5]。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出正相關。

(二)數(shù)字經濟通過進口技術溢出對創(chuàng)新產出產生積極作用

從經濟學角度看，服務國際化就是服務的跨國界轉移，數(shù)字化技術使得不可貿易的服務產品具有可貿易性，服務業(yè)國際化的外部性也使得發(fā)展中國家能獲得技術上的溢出效應。目前，全球服務貿易中有一半以上已經實現(xiàn)數(shù)字化，數(shù)字經濟促使傳統(tǒng)貿易快速轉型，而數(shù)字貿易將快速提升全球貿易尤其是服務貿易增長，從而促進國際競爭力提升。此外，服務產品數(shù)字化會顯著影響企業(yè)海外投資的進入模式。生產完全數(shù)字化服務產品的企業(yè)與生產部分數(shù)字化服務產品的企業(yè)選擇的海外市場進入模式不同，前者傾向于選擇出口進入海外市場，后者則傾向于選擇獨資進入海外市場。因此，數(shù)字經濟能夠促進進口及進口技術溢出不斷增長。

對外開放能促進中國自主創(chuàng)新能力不斷提升，主要通過推動產業(yè)結構優(yōu)化升級、提高勞動生產率、降低生產成本等途徑。第一，制造業(yè)對外直接投資與產業(yè)結構高度化有顯著的正相關關系。中國制造業(yè)對外投資能推動中國產業(yè)結構高度化，而進口和外商投資也會推動中國自主創(chuàng)新能力提升[8]。第二，發(fā)展中國家在與發(fā)達國家的進口貿易中能獲得顯著的技術溢出效應。貿易伙伴國的研發(fā)投入能促進中國獲得進口貿易的技術溢出，而進口貿易研發(fā)溢出對技術進步有正向影響[9]，因此進口貿易的技術溢出效應能提升進口國創(chuàng)新能力。第三，經濟全球化降低了生產成本，從而充實了企業(yè)創(chuàng)新資金，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

進口技術溢出能促進中國自主創(chuàng)新能力不斷提升。首先，服務業(yè)外商直接投資(FDI)對中國技術創(chuàng)新有正向影響。于誠等(2018)使用投入產出表研究了服務業(yè)FDI對中國制造業(yè)技術創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)短期服務業(yè)FDI對中國制造業(yè)技術創(chuàng)新有促進作用[10]。同時，與資本密集型制造業(yè)和勞動密集型制造業(yè)相比，服務業(yè)FDI對中國技術密集型制造業(yè)的短期促進效應更明顯。其次，對外直接投資(OFDI)具有逆向技術溢出效應。陳培如和冼國明(2020)認為中國OFDI具有顯著的逆向技術溢出效應，中國新增OFDI及存量均能提升中國技術創(chuàng)新能力，如新增OFDI的“干中學”效應有利于技術反饋和促進母公司加大研發(fā)投入，而新增OFDI具有擠出效應、規(guī)模效應，能促進子公司技術成果反饋，并通過跨國并購迅速獲得國外先進技術[11]。此外，中國服務業(yè)進口貿易的技術溢出效應能逐漸提升中國創(chuàng)新能力。改革開放以來，服務業(yè)開放能直接提升創(chuàng)新績效，提高企業(yè)創(chuàng)新效率。隨著中國服務業(yè)對外開放不斷推進，各地區(qū)市場化程度總指數(shù)和非壟斷行業(yè)的企業(yè)規(guī)模是提升創(chuàng)新效率和提高創(chuàng)新能力的關鍵因素，而服務業(yè)開放并不是促使創(chuàng)新能力快速提高的關鍵因素，因此服務業(yè)開放對區(qū)域創(chuàng)新的邊際作用會有所下降。據(jù)此，本文提出如下假設：

H2：數(shù)字經濟與進口技術溢出顯著正相關，進口技術溢出在數(shù)字經濟對區(qū)域創(chuàng)新的影響中存在中介效應。

(三)數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的門檻效應

一方面，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響受自身門檻特征的約束[12]。在數(shù)字經濟發(fā)展的初期，數(shù)字經濟的發(fā)展基礎薄弱，此時數(shù)字經濟引發(fā)的創(chuàng)新效應較小。隨著數(shù)字經濟的快速發(fā)展，數(shù)字經濟對創(chuàng)新能力的促進作用快速增強，當數(shù)字經濟到達一定發(fā)展階段時，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用進一步增強，因此會出現(xiàn)邊際收益遞增現(xiàn)象，且發(fā)展到一定階段的數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的激勵效應呈現(xiàn)幾何式增長，會遵循梅特卡夫法則。另一方面，進口貿易對創(chuàng)新產出的影響也呈現(xiàn)非線性溢出效應。在進口的早期，進口技術溢出對創(chuàng)新具有正向影響，但隨著企業(yè)創(chuàng)新能力的不斷提升，企業(yè)自主創(chuàng)新能力逐漸提高，而隨著進口的增長，很難進一步發(fā)揮進口貿易對區(qū)域創(chuàng)新的激勵作用，由此導致進口貿易對創(chuàng)新產出的促進作用呈現(xiàn)邊際遞減。另外，雖然數(shù)字經濟能促進進口貿易快速增長，但隨著中國經濟不斷增長，內需成為經濟增長的主要支撐，數(shù)字經濟對進口貿易的促進作用會逐漸減弱，因此數(shù)字經濟對進口貿易的促進作用也呈現(xiàn)邊際遞減。據(jù)此，本文提出如下假設：

H3：數(shù)字經濟對進口貿易具有邊際效應遞減的非線性特征。

H4：數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出具有非線性影響，進口貿易對創(chuàng)新產出也具有非線性影響。

(四)數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的空間溢出效應

數(shù)字經濟以電子化企業(yè)流程和電子商務交易運作為基礎，不但包括電子化企業(yè)所進行的工作流程，也包括通過計算機網(wǎng)絡進行的商品或服務交易，以及可由計算機操控的電子設備所組成的網(wǎng)絡。數(shù)字經濟能夠突破空間上的地理距離限制，而一地區(qū)的數(shù)字經濟依賴于臨近地區(qū)的數(shù)字經濟，這使得地區(qū)間數(shù)字經濟的差距不斷縮小，數(shù)字經濟的空間溢出效應明顯[13]。因此，數(shù)字經濟的空間溢出效應增強了區(qū)域間創(chuàng)新活動關聯(lián)的廣度和深度。金等人(Kim et al.，2021)認為，信息和通信技術(ICT)能夠通過直接效應或間接效應(由其他部門或國家?guī)淼耐獠啃?顯著影響全要素生產率，并關注了ICT帶來的空間溢出效應，區(qū)分了衡量外部性的多種方法(國內溢出、國外溢出以及產業(yè)間溢出、產業(yè)內溢出等)[14]。創(chuàng)新產出也具有顯著的空間相關性，如數(shù)字經濟與信息和通信技術對技術創(chuàng)新在地區(qū)經濟增長[15]、創(chuàng)新效率[16]、貿易結構優(yōu)化[17]等方面存在空間溢出影響。因此，包括信息和通信技術在內的數(shù)字經濟對區(qū)域創(chuàng)新在空間上也存在溢出效應。據(jù)此，本文提出如下假設：

H5：數(shù)字經濟可以通過空間外溢效應作用于鄰近地區(qū)的創(chuàng)新產出。

三、研究設計

(一)模型構建

本文建立如下模型來研究數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的直接影響：

Innoit=k+l×Diglit+ΓCit+εit

(1)

其中，i代表省份，t代表年份，Inno為創(chuàng)新產出，Digl為數(shù)字經濟，C為控制變量(包括人口密度、全要素生產率、對外開放度、高技術產業(yè)增加值占比、研發(fā)資金投入)，εit為隨機誤差項，k、l、Γ均為變量系數(shù)估計值。

為研究數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的作用機制，需要分析進口貿易(Impt)是否為二者之間的中介變量，因此分別構建如下進口貿易對數(shù)字經濟的線性回歸方程，以及創(chuàng)新產出對數(shù)字經濟與進口貿易的線性回歸方程，根據(jù)回歸系數(shù)a—j的顯著性來判斷中介效應是否存在：

Innoit=a+b×Diglit+c×Cit

(2)

Imptit=d+e×Diglit+f×Cit

(3)

Innoit=g+h×Diglit+i×Imptit+j×Cit

(4)

數(shù)字經濟除了通過進口貿易間接影響中國創(chuàng)新產出以外，還可能隨著數(shù)字經濟發(fā)展水平的變化而改變。由于數(shù)字經濟和中國各地區(qū)創(chuàng)新產出之間的關系可能呈現(xiàn)非線性的特征，本文建立以全國和各地區(qū)的數(shù)字化為門檻變量的單門檻模型，驗證不同地區(qū)數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出間的關系：

Innoit=β1Diglit×I(Digl≤f1)+β2Diglit×I(Digl>f1)+β3Cit+εit

(5)

其中，β1、β2為門檻變量在不同范圍時數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響系數(shù)，β3代表控制變量的系數(shù)估計值，f1為門檻值，I(·)為指標函數(shù)。式(5)為單一門檻模型，可以根據(jù)門檻效應檢驗結果來選擇雙重門檻或三重門檻模型。

本文將空間杜賓模型(SDM)設定如下：

Innoit=λWnInnoit+β1Diglit+β2WnDiglitCitγ+μ+εt

(6)

其中，Wn為空間權重矩陣，WnInnoit為創(chuàng)新產出的空間滯后項，WnDiglit為各地區(qū)數(shù)字經濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)的空間滯后項，γ為控制變量的系數(shù)估計值，μ為擾動項。式(6)不但包括解釋變量的空間交互項，也包括被解釋變量的空間交互項。

使用莫蘭指數(shù)(Moran’sI)來分別檢驗數(shù)字經濟與區(qū)域創(chuàng)新的空間自相關性：

(7)

(8)

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文使用各省份的專利申請受理數(shù)來測算區(qū)域創(chuàng)新(Inno)。

2.中介變量

本文使用各省份通過進口獲得的國外資本存量作為中介變量。首先，計算t年全國層面通過進口獲得的國外研發(fā)資本存量(simpot)，即：

(9)

其中，u=1，2，...，10，選擇近五年來進口來源地排名前十位的國家和地區(qū)，包括韓國、中國臺灣、日本、美國、澳大利亞、中國香港、德國、越南、馬來西亞和巴西。Impout為從u國或地區(qū)進口總規(guī)模，GDPut為t年u國或地區(qū)的GDP，RDut為t年u國或地區(qū)國內研發(fā)資本存量，計算方法為：先使用各國或地區(qū)2013年研發(fā)經費支出、折舊率和研發(fā)經費支出增長率的平均值計算2013年研發(fā)資本存量，然后使用永續(xù)盤存法計算2014年后各國或地區(qū)的研發(fā)資本存量。

其次，計算i省份t期通過進口獲得的國外或其他地區(qū)研發(fā)資本存量Imptit：

Imptit=(Impoit/Impot)simpot

(10)

其中，i=1，2，...，30，Impot為t年進口總規(guī)模。

3.解釋變量

本文構建了由4個一級指標和12個測度指標構成的數(shù)字經濟發(fā)展指標體系(Digl)。4個一級指標為電信業(yè)務發(fā)展指標、信息化發(fā)展指標、電子商務指標、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標。其中，電信業(yè)務發(fā)展的4個測度指標為固定電話普及率、移動電話普及率、郵電業(yè)務總量、郵政業(yè)務總量，信息化發(fā)展的3個測度指標為規(guī)模以上電子信息產業(yè)企業(yè)個數(shù)、軟件產業(yè)軟件業(yè)務收入、IC設計收入，電子商務的3個測度指標為期末使用計算機數(shù)、有電子商務交易活動的企業(yè)占比、電子商務銷售額，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的2個測度指標為互聯(lián)網(wǎng)寬帶用戶數(shù)和移動寬帶用戶數(shù)。使用熵權法(熵值法)與優(yōu)劣解距離(TOPSIS)法相結合的方法來計算各省份的數(shù)字經濟發(fā)展指標。

本文不但研究進口貿易在數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出關系間的中介作用，也進一步探究基本建設投資占比(Gup)對該中介模型的調節(jié)作用。

4.控制變量

本文使用數(shù)據(jù)包絡分析-曼奎斯特(DEA-Malmquist)指數(shù)法測算各省份的全要素生產率增長率(TFP)。使用全國人口數(shù)除以該省份面積的方法測算各省份的人口密度(Lren)。使用外商直接投資來測算對外開放度(lnfdi)。使用高技術產業(yè)增加值占制造業(yè)增加值的比例來衡量高技術產業(yè)對中國創(chuàng)新產出的貢獻(Higp)。使用研發(fā)投入作為創(chuàng)新的資金投入衡量指標(lnrd)。

(三)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

專利申請受理數(shù)來源于萬得(Wind)經濟數(shù)據(jù)庫，各省份進口額、從各國/地區(qū)進口額、各國/地區(qū)GDP、各國/地區(qū)研發(fā)資本、基本建設投資額、各省份面積來源于國家統(tǒng)計局，計算數(shù)字經濟發(fā)展指標體系的測度指標來源于《中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒，就業(yè)人數(shù)、各省份人口數(shù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

由表1可知，解釋變量的方差膨脹因子(VIF)均小于5，因此不存在嚴重的多重共線性問題。由于本文采用2013—2020年30個省份的面板數(shù)據(jù)(限于數(shù)據(jù)可得性，不包括港澳臺地區(qū)及西藏)，需要對各變量進行單位根檢驗。從檢驗結果可知，各變量都為平穩(wěn)序列。

表1 變量的相關系數(shù)矩陣、描述性統(tǒng)計及單位根檢驗結果

四、數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出影響的實證檢驗

(一)中介模型檢驗

表2為考慮中介變量(進口技術溢出)時，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的中介效應檢驗結果。從模型2—模型4可知，數(shù)字經濟能夠通過進口技術溢出促進中國創(chuàng)新產出增長。同時，數(shù)字經濟能顯著促進中國進口技術溢出增長，進口技術溢出在數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的影響中存在中介效應，中介效應為9.810(4.453×2.204)，中介效應比例為19.92%，假設H1和假設H2得到驗證。

表2 基準回歸結果及中介模型檢驗

(二)非線性效應分析

考慮到數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出表現(xiàn)出邊際效應遞增的動態(tài)非線性特征，前文就數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的影響存在非線性溢出效應進行了理論闡述。以數(shù)字經濟為門檻變量和門檻依賴變量、創(chuàng)新產出為被解釋變量的門檻效應檢驗結果見表3的模型5和表4的模型8，以數(shù)字經濟為門檻變量和門檻依賴變量、進口貿易為被解釋變量的門檻效應檢驗結果見表3的模型6和表4的模型9，以進口貿易為門檻變量和門檻依賴變量、創(chuàng)新產出為被解釋變量的門檻效應檢驗結果見表3的模型7和表4的模型10。門檻效應檢驗結果表明，上述模型均通過了單一門檻檢驗。

在模型8中，隨著中國數(shù)字經濟發(fā)展水平的不斷提高，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的促進作用快速增長。當中國數(shù)字經濟發(fā)展水平小于門檻值時，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用微弱，未通過10%的顯著性檢驗；當超過門檻值時，數(shù)字經濟能促進中國創(chuàng)新產出快速增長，通過了1%的顯著性檢驗。因此，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出表現(xiàn)出邊際效應遞增的動態(tài)非線性特征，假設H4得到驗證。

在模型9中，中國數(shù)字經濟發(fā)展水平小于門檻值時，數(shù)字經濟能促進進口貿易快速增長，通過了5%的顯著性檢驗；當超過門檻值時，數(shù)字經濟也能促進進口貿易增長，但促進作用快速下降。因此，數(shù)字經濟對進口貿易的作用表現(xiàn)出邊際效率遞減的非線性特征，假設H3得到驗證。

在模型10中，中國進口技術溢出小于門檻值時，進口技術溢出能促進中國創(chuàng)新產出快速增長，通過了10%的顯著性檢驗；超過門檻值時，進口技術溢出也能促進創(chuàng)新產出增長，但進口技術溢出對創(chuàng)新產出的促進作用逐漸下降。因此，進口貿易對創(chuàng)新產出的作用也表現(xiàn)為邊際效率遞減的非線性特征，假設H4再次得到驗證。

表3 門檻值及置信區(qū)間

表4 門檻效應估計結果

(三)空間溢出效應分析

首先，對數(shù)字經濟、創(chuàng)新產出進行空間自相關檢驗。由表5可知，2013—2020年數(shù)字經濟莫蘭指數(shù)至少達到5%的顯著性水平，創(chuàng)新產出的莫蘭指數(shù)至少達到1%的顯著性水平，并且數(shù)字經濟、創(chuàng)新產出變量的莫蘭指數(shù)均大于0小于1。因此，各省份不但數(shù)字經濟變量存在空間正相關性，創(chuàng)新產出變量也存在空間正相關性，且各省份的數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出并不是隨機分布。具體來說，在2013—2020年，中國數(shù)字經濟的莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，說明數(shù)字經濟與空間分布的相關性逐漸減弱；在2013—2020年，中國創(chuàng)新產出的莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，說明專利申請受理數(shù)與空間分布的相關性逐漸增加。

表5 2013—2020年創(chuàng)新產出和數(shù)字經濟莫蘭指數(shù)分析結果

其次，使用SDM和空間自回歸(SAR)模型，并使用四種空間權重矩陣(經濟權重矩陣、地理權重矩陣、是否相鄰權重矩陣、公共邊界權重矩陣)的檢驗結果見表6。SDM由于不但能分析本區(qū)域的數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響，還能研究臨近區(qū)域的數(shù)字經濟對本區(qū)域創(chuàng)新產出的影響，是本文選擇的最優(yōu)模型；同時，基于個體效應的SAR模型估計結果也如表6所示。其中，模型11—模型18的空間自回歸系數(shù)顯著為正，并至少通過了5%的顯著性檢驗，因此分別使用經濟權重矩陣、地理權重矩陣、是否相鄰權重矩陣、公共邊界權重矩陣時，鄰近區(qū)域創(chuàng)新產出每增長1%，會促進本區(qū)域創(chuàng)新產出分別增長0.877%、 0.318%、0.499%、 1.647%。從空間效應來看，模型15—模型18的數(shù)字經濟的空間滯后項通過了1%的顯著性檢驗，因此各地區(qū)的創(chuàng)新產出都依賴于鄰近地區(qū)的數(shù)字經濟，假設H5得到驗證。

此外，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的間接效應顯著為正，并至少通過10%的顯著性檢驗，因此數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用不但體現(xiàn)在本區(qū)域內部，也體現(xiàn)在周邊地區(qū)，即本區(qū)域數(shù)字經濟不但能促進自身創(chuàng)新產出增長，也能促進周邊區(qū)域創(chuàng)新產出增長，從而促進了數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的總效應的發(fā)揮，假設H5再次得到驗證。

表6 數(shù)字經濟和其他變量對創(chuàng)新產出影響的直接效應、間接效應和總效應

表6 (續(xù))

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)異質性檢驗回歸結果

分別使用東部、中部、西部和東北地區(qū)(1)東部地區(qū)包括河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、內蒙古、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括四川、云南、貴州、重慶、陜西、甘肅、青海、新疆、廣西和寧夏；東北地區(qū)包括吉林、黑龍江和遼寧。的經濟權重矩陣下，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出影響的測算結果見表7。其中，東部、中部、西部地區(qū)的數(shù)字經濟的空間滯后項顯著為正，并均通過了1%的顯著性檢驗，因此這三大地區(qū)的創(chuàng)新產出依賴于臨近地區(qū)的數(shù)字經濟；但東北地區(qū)數(shù)字經濟的空間滯后項顯著為負，并通過了1%的顯著性檢驗，因此東北地區(qū)的創(chuàng)新產出不依賴于臨近地區(qū)的數(shù)字經濟。

四大地區(qū)的空間自回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗，其中東部地區(qū)創(chuàng)新產出對臨近區(qū)域創(chuàng)新產出的影響最大，東北地區(qū)創(chuàng)新產出對臨近區(qū)域創(chuàng)新產出的影響最小。東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字經濟的回歸系數(shù)均顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗，但東北地區(qū)數(shù)字經濟未能促進該地區(qū)創(chuàng)新產出增長。

從創(chuàng)新產出的滯后項來看，創(chuàng)新產出受到往期創(chuàng)新產出的影響，創(chuàng)新產出的一階滯后項系數(shù)均為負，且均通過了1%的顯著性檢驗，因此往期創(chuàng)新產出對當期創(chuàng)新產出的影響微弱。

表7 不同地區(qū)數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響

(二)更換創(chuàng)新產出和數(shù)字經濟變量

表8展示了穩(wěn)健性檢驗結果。首先，用研發(fā)投入變量代替專利申請受理數(shù)，數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗。其次，用數(shù)字貿易變量代替數(shù)字經濟，數(shù)字貿易變量回歸系數(shù)仍顯著為正，也通過了1%的顯著性檢驗，并且全要素生產率和人口密度變量的回歸系數(shù)仍未通過10%的顯著性檢驗。第三，對所有變量縮尾5%，數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，也通過了1%的顯著性檢驗。第四，進一步地，以各地區(qū)數(shù)字化發(fā)展水平及居民人均可支配收入中位數(shù)為標準，將研究樣本劃分為高水平數(shù)字化地區(qū)、低水平數(shù)字化地區(qū)，以及高人均收入地區(qū)、低人均收入地區(qū)，之后基于雙向固定效應模型檢驗數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響。

由表8可知，高水平數(shù)字化地區(qū)的數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)(63.447)顯著大于低水平數(shù)字化地區(qū)的數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)(26.225)，并均通過了1%的顯著性檢驗，因此在高水平數(shù)字化地區(qū)，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用更明顯；高人均收入地區(qū)的數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)為61.071，低人均收入地區(qū)的數(shù)字經濟變量的回歸系數(shù)為44.026，均通過了1%的顯著性檢驗，因此在人均收入高的地區(qū)，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用大于在人均收入低的地區(qū)。

表8 穩(wěn)健性檢驗

(三)工具變量法

數(shù)字經濟與中國創(chuàng)新產出可能存在雙向因果關系，即數(shù)字經濟會促進創(chuàng)新產出不斷增長，創(chuàng)新產出增長為數(shù)字經濟發(fā)展注入新的動力。借鑒黃群慧等(2019)[18]的做法，使用郵政局數(shù)、固定電話用戶數(shù)作為數(shù)字經濟變量的工具變量進行內生性檢驗，檢驗結果見表9。由于不可識別檢驗(Kleibergen-PaaprkLM統(tǒng)計量)所對應的P值均為0.000，拒絕工具變量識別不足的原假設，本文選擇的工具變量與數(shù)字經濟內生變量存在顯著的相關關系。弱工具變量檢驗(Kleibergen-PaaprkWaldF統(tǒng)計量)顯著大于10%顯著性水平下的臨界值，所以拒絕工具變量為弱識別的原假設：漢森J檢驗(HansenJ)的相伴隨概率分別為0.208、0.414、0.457，因此接受工具變量為過度識別的原假設。

表9 內生性檢驗

(四)基本建設投資扶持政策影響檢驗

中國創(chuàng)新產出離不開基本建設投資扶持政策的促進和帶動作用。本文采用基本建設投資占比作為外生政策沖擊，利用雙重差分(DID)法分析和檢驗基本建設投資扶持政策影響創(chuàng)新產出的作用機制。

1.基本建設投資扶持政策背景和模型設定

首先，設定式(11)的多期DID模型對基本建設投資扶持政策是否促進中國創(chuàng)新產出的作用機制進行檢驗：

Innoit=k+l×Diglit+m×Gupit+n×Diglit×Gupit+o×imptit+p×Controlit

(11)

其中，Gup為基本建設投資占比。然后，將Gup、Digl都與Inno進行回歸，若回歸系數(shù)為正，那么基本建設投資扶持政策對創(chuàng)新產出產生影響。最后，將Inno對Gup、Digl以及Gup與Digl的交叉項進行回歸，若回歸系數(shù)依然顯著，但系數(shù)估計值有所降低，那么基本建設投資扶持政策是數(shù)字經濟影響創(chuàng)新產出的調節(jié)變量。

2.回歸結果

回歸結果表明，基本建設投資占比不但能促進創(chuàng)新產出增長，而且與數(shù)字經濟的交叉項系數(shù)估計值也顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗(2)限于篇幅，回歸結果省略，備索。。因此，數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出之間的關系會受到基本建設投資占比的影響，基本建設投資占比在數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出之間存在調節(jié)作用，基本建設投資占比會影響數(shù)字經濟與創(chuàng)新產出之間關系的強弱。

圖1 中國創(chuàng)新產出對基本建設投資占比回歸的T值

3.安慰劑檢驗

本文雖然加入了地區(qū)與時間的固定效應，但創(chuàng)新產出很可能受到其他政策或隨機性因素的影響，借鑒劉瑞明等(2020)[19]的研究來判斷基本建設投資扶持政策對中國創(chuàng)新產出的間接效應是否由其他隨機性因素或政策引起。隨機抽取所有地區(qū)2013—2020年中的一個年份從而生成一個實驗組，并重復進行1 000次回歸，然后計算1 000次回歸中基本建設投資占比的T值，最后計算中國創(chuàng)新產出為被解釋變量情形下的基本建設投資占比T值的核密度值(見圖1)。回歸結果再次證明基本建設投資占比對中國創(chuàng)新產出的作用比較穩(wěn)健。

六、研究結論與政策含義

本文使用多種空間權重矩陣研究地區(qū)數(shù)字化對本區(qū)域創(chuàng)新產出和臨近區(qū)域創(chuàng)新產出的提升效應，運用結構方程模型考察數(shù)字經濟通過進口貿易對中國創(chuàng)新產出造成的影響，并運用面板門限回歸模型研究數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的影響是否存在門檻效應。研究結論如下：第一，數(shù)字經濟能通過進口技術溢出促進中國創(chuàng)新產出不斷增長，進口技術溢出在數(shù)字經濟與中國創(chuàng)新產出之間起中介作用。第二，數(shù)字經濟能促進中國創(chuàng)新產出增長，隨著中國數(shù)字經濟的快速發(fā)展，數(shù)字經濟對中國創(chuàng)新產出的促進作用快速上升。第三，基本建設投資占比是數(shù)字經濟促進創(chuàng)新產出增長和創(chuàng)新效率提升的重要條件，當基本建設投資占比較高時，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的促進作用也會增強。第四，不但數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的直接效應為正，數(shù)字經濟對創(chuàng)新產出的間接效應也為正。

由此，本文提出以下政策建議：

第一，加快發(fā)展數(shù)字經濟，加強和規(guī)范對數(shù)字經濟的監(jiān)管。各地要高度重視數(shù)字經濟與生物、能源等技術的融合，加快數(shù)字化發(fā)展，加大新型數(shù)字基礎設施投資力度。既要依托數(shù)字經濟與三大產業(yè)融合發(fā)展，推動產業(yè)數(shù)字化轉型，也要加強數(shù)字經濟基礎設施建設，大力培養(yǎng)數(shù)字化人才，加快第五代移動通信技術(5G)網(wǎng)絡、數(shù)據(jù)中心等相關基礎設施建設進度。與此同時，在推進數(shù)字經濟高質量發(fā)展的進程中，還要加強營商環(huán)境、公共服務平臺等領域的軟實力建設。

第二，推進數(shù)字經濟、互聯(lián)網(wǎng)等領域持續(xù)開放和加速數(shù)字創(chuàng)新，不斷提升中國數(shù)字經濟核心競爭力。推動數(shù)字經濟技術創(chuàng)新，尤其是中西部地區(qū)要大力提高數(shù)字經濟發(fā)展水平，夯實數(shù)字產業(yè)化基礎。加快數(shù)字化轉型，促進創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。進一步加快企業(yè)數(shù)字化轉型，不斷增強企業(yè)創(chuàng)新能力。通過信息技術的發(fā)展及運用，不斷提升創(chuàng)新效率。企業(yè)要加快數(shù)字化轉型，為創(chuàng)新要素集聚創(chuàng)造良好的載體和環(huán)境。

第三，推動服務業(yè)新一輪高水平對外開放。全面深化對內開放和對外開放，通過體制機制的創(chuàng)新，促進服務貿易不斷發(fā)展。向外資企業(yè)打造良好的營商環(huán)境，進一步縮減服務業(yè)領域負面清單，不斷提升高技術產業(yè)利用外資占整體利用外資的比重，同時建立公平競爭的政府采購制度。中國要以高水平開放贏得國際競爭的主動，在高水平開放背景下，要借力服務業(yè)高水平開放提升創(chuàng)新效率、促進高水平發(fā)展和參與全球經濟治理。