數字經濟發展對區域創新績效影響的實證檢驗

劉靜鳳

（1.福州外語外貿學院，福建 福州 350202；2.福州豪順鑫稅務師事務所有限公司，福建 福州 350003）

一、引言

數字經濟是以數字化信息為核心生產要素，借助數字技術推動生產率提升及經濟結構優化的經濟活動總稱。在世界政治經濟形勢多變的時代背景下，數字經濟逐漸成為各國關注與發展的核心領域。就中國而言，近年來數字經濟在國民經濟中的地位日益凸顯。據中國信息通信研究院統計數據顯示，2020 年中國數字經濟規模近5.4 萬億美元，位居全球第二。2022 年1月12 日，國務院印發《“十四五”數字經濟發展規劃》，提出到2025 年，數字經濟核心產業增加值占GDP 比重10%、工業互聯網平臺普及率增加至45%等戰略目標。發展數字經濟不僅是支撐國民經濟可持續發展的強大動力，亦是邁向創新型強國的有效路徑。那么，數字經濟能否促進區域創新績效的提升？如果可以，其作用機制又是如何？這些現實問題值得深入探討和思考。

關于數字經濟發展與創新之間的研究，可從理論與實證兩個層面進行梳理。就理論層面而言，荊文君、孫寶文(2019)從宏觀與微觀兩個維度進行分析，認為數字經濟發展對創新能力產生激勵作用[1]。曹玉娟(2019)認為，數字經濟具備規模經濟、長尾效應等特點，有助于提升各地區創新績效[2]。裴長洪等(2018)認為，數字經濟發展能夠提升配置效率，促進創新資源高效配置[3]?；趯嵶C發展視角，李雪等(2021)認為數字經濟發展對區域創新績效存在正向作用，還呈現出明顯非線性遞增特性[4]。胡山、余泳澤(2022)認為數字經濟發展對大型公司持股比例較高的公司創新能力的作用較為顯著[5]。趙濱元(2021)認為各區域勞動生產率越高，數字經濟發展對區域創新績效促進作用越顯著[6]。梳理既有文獻后發現，盡管上述研究為厘清數字經濟與區域創新績效之間的關系奠定了一定基礎，但還存在一定不足：一是盡管多數研究指出數字經濟發展水平能夠推動區域創新績效發展，但這種推動作用在數字經濟發展不同階段是否存在差異尚未形成定論；二是現有研究多聚焦于數字經濟對某類創新主體或某個區域創新績效影響，缺乏對不同地區、不同創新主體之間橫向比較討論。有鑒于此，文章通過構建線性及非線性回歸模型，探討二者之間的具體影響效果。在此基礎上，分別從區域及創新主體視角出發，檢驗數字經濟發展對區域創新績效影響異質性特點。

二、研究假設

1.基本傳導機制假設

數字經濟發展改變了傳統商業模式，通過對生產、營銷、物流等環節信息化改造，推動整體產業創新發展。在數字經濟與傳統經濟不斷融合過程中，各種創新需求不斷被創造，吸引了更多創新主體進行研發創新，進而提升區域創新水平。對于創新活動具體實施方而言，創新主體可以利用數字經濟時代下的數字技術精準挖掘市場需求，實現自身發展由經驗驅動轉向數據驅動，為創新提供新方向。除此之外，數字經濟背景下，企業、高校、研究機構等創新主體不僅能夠充分整合人力資源與知識信息，還能有效降低創新決策風險，緩解“認識有限”與“決策無限”之間矛盾。總體而言，創新主體可通過數字技術不斷優化投入結構、提升研發產出效率，進而帶動區域創新績效穩步上升。據此，提出以下假設：

假設H1：數字經濟發展能夠顯著推動區域創新績效提升。

2.非線性傳導機制假設

數字經濟時代下，以互聯網為代表的數字技術逐漸與經濟社會各個領域深度融合[7]。在新一代信息技術賦能下，大量技術、資金等創新要素相融合，加快創新主體技術更新換代。與此同時，不同創新主體之間技術協作、信息交流也更加方便。值得注意的是，數字經濟對區域創新績效影響可能存在階段異質性。在數字經濟發展前期，數字基礎設施搭建還未健全，發揮出的網絡效應有限。因此，企業與高校等區域創新主體單位的創新行為所受的影響較小。伴隨數字經濟發展水平不斷提高，數字技術與必要的數字基建逐漸完善，各創新主體獲取信息、技術等創新要素的成本也隨之降低。并且，數字經濟快速發展背景下，不同區域間創新主體關聯廣度與深度得到快速增強，使得創新成本進一步下降。多重因素影響下，區域內創新主體創新活動有望實現跨越式發展。據此，提出以下假設：

假設H2：數字經濟發展對區域創新績效的推動作用具有“邊際效應”遞增的非線性特征。

3.區域及創新主體異質性假設

現階段，中國社會經濟發展存在不均衡發展現象，導致這種差異出現的具體原因包括地理位置、人才技術、資金等多種影響因素，因此區域創新績效出現明顯區域異質性。東部地區數字經濟發展水平高于中西部地區，對區域創新績效的影響可能更加明顯。據中國信息通信研究院顯示，中國東、中、西部地區數字經濟發展呈現高、中、低階梯式發展。2020 年，中國數字經濟發展水平東部地區較高，多數省份數字經濟規模均超過10000 億元，而中西部地區省份數字經濟規模普遍低于5000億元。因此，不同地區數字經濟發展對區域創新績效的帶動作用可能存在區域異質性，西部地區的數字經濟發展較為落后，調節效果可能會高于東部地區。除區域因素外，數字經濟發展對不同創新主體影響的差異性同樣值得探究。在區域創新系統中，企業、科研機構與高校承擔著主要創新任務。這些微觀上的創新個體在功能地位、創新偏好、風險規避等方面存在天然差異。另外，企業創新行為的目的更側重于尋求商業利益，其主要創新方向為應用研究，相比較而言，高校作為知識生產和傳播的主要陣地，在基礎研究會投入較大創新力量?？蒲袡C構的情況則較為復雜，在基礎研究與應用研究均有所涉及。在數字經濟發展過程中，企業、高校與科研機構受到的沖擊程度不同，而其中一系列新商業模式的出現對企業的沖擊要遠高于高校與科研機構。據此，提出以下假設：

假設H3：數字經濟發展對區域創新績效影響存在一定的區域異質性。

假設H4：數字經濟發展對區域創新績效影響存在創新主體異質性。

三、研究設計

1.模型構建

（1） 基準回歸模型

為檢驗文章假設H1，檢驗數字經濟發展對區域創新績效的直接作用機制，構建基準回歸模型如下：

其中，INNi，t為i 區域t 年創新績效水平；DIGi，t代表i 區域t 年數字經濟發展水平；Xi，t為一系列控制變量；γi為不可觀測個體固定效應；εi，t代表隨機干擾選項；α0代表模型截距項；α1代表數字經濟變量系數。

（2） 門檻面板回歸模型

為進一步檢驗數字經濟發展對區域創新績效可能存在非線性影響，借鑒李新功、黃曉婉(2022)[8]研究提出的門檻模型，構建初始門檻面板回歸模型如下：

式中，μi為個體效應，α1與α2代表待估參數值，DIGi，t為核心解釋變量，也是文章的門檻變量，χ 代表門檻值，εi，t為隨機擾動項，I為示性函數。若DIGi，t滿足門檻條件，賦值為1，反之為0。式(2)為只存在一個門檻值的表達形式，若存在多個門檻值，可將式(2)進一步擴展為：

2.變量選取

（1） 被解釋變量DIG

被解釋變量為區域創新績效。借鑒以往文獻[9，10]研究，選用專利申請授權數量進行衡量。其優勢在于以下兩方面：第一，專利授權數量代表著當地企業技術創新能力，能夠衡量區域創新技術實力；第二，專利授權標準較為統一，有助于提高實驗結果準確性。

（2） 核心解釋變量INN

核心解釋變量為數字經濟發展。借鑒以往文獻[11，12]研究，從產業數字化與數字產業化兩個層面構建指標評價體系，以此測度數字經濟發展水平（詳見表1）。其中，數字產業化可從產業規模和產業種類兩個維度選取6 個指標進行衡量，產業數字化則從工業、農業、第三產業三個維度挑選8 個指標進行衡量。考慮到所選指標單位存在差異，首先對數據進行標準化處理，然后運用主成分分析法進行測度，最終得到數字經濟綜合發展指數。

表1 數字經濟發展水平指標測算體系

（3） 控制變量

綜合已有區域創新績效研究成果[13]，選取以下幾個變量納入計量模型作為控制變量：教育水平、對外開放水平、政府支持水平、互聯網發展水平、市場化水平。具體衡量方式如下：一是教育水平(edu)，采用人均受教育年限來衡量各地區教育水平。二是對外開放水平(open)，選取進出口貿易總額與GDP 比重衡量地區對外開放水平。三是政府支持水平(gov)，選取科學技術支出在政府全部支出的比重來衡量政府支出水平。四是互聯網發展水平(net)，選取互聯網用戶數量進行衡量互聯網發展水平。五是市場化水平(mark)，選取非國有企業員工比重來衡量不同區域市場化水平。

3.數據來源

文章數據主要來源于各年度《中國統計年鑒》 《中國科技統計年鑒》 《中國勞動統計年鑒》。出于數據可得性、全面性、可比性原則，選取除西藏和港澳臺地區以外的30 個省份面板數據進行研究，研究期設置為2011—2020 年，各變量描述性結果見表2。

表2 變量描述性統計

四、實證檢驗

1.基準回歸分析

在基準回歸之前，對各變量進行多重共線性測試，結果見表3。結果顯示，平方差膨脹系數(VIF)為4.23，即并無嚴重共線性問題。進一步進行Hausman 檢驗，模型拒絕隨機效應更優的原假設，個體固定效應模型回歸結果強于混合回歸，故采用個體固體效應模型分析。模型(1)～(6)分別為在基準回歸模型基礎上依次加入控制變量的回歸結果。結果顯示，各模型中數字經濟發展對區域創新績效的影響系數均為正，且至少通過5%的顯著性影響，假設H1 得到驗證?？刂谱兞恐校瑢ν忾_放水平、教育水平、政府支持水平、互聯網發展水平以及市場化水平均可正向推動區域創新績效提升。其中，政府支持水平的推動作用最強，市場化水平對區域創新績效推動作用相對較弱。

表3 基準回歸結果

2.門檻效應分析

進一步檢驗數字經濟發展對區域創新績效可能存在的非線性影響，以區域創新績效為被解釋變量、數字經濟發展為核心解釋變量及門檻變量，與其他控制變量一同納入模型。借助Stata11.0 軟件確定門檻模型顯著性情況，設置臨界值分別為1%、5%、10%，檢驗結果見表4。單一門檻模型通過1%水平的顯著性檢驗；雙重門檻模型通過5%水平下的顯著性檢驗，三重門檻模型未通過顯著性檢驗。

表4 門檻效應檢驗結果

檢驗門檻值為0.671、1.355 時的似然比，發現LR＜7.5 的對應區間為95%水平下置信區間。此結論說明數字經濟發展水平不同，對區域創新績效的影響也存在差異。鑒于三重門檻模型未通過顯著性檢驗，因此選取雙門檻模型對其結論進行分析。根據門檻值將數字經濟發展分為緩慢發展模式(DIG≤0.671)、中度發展模式(0.671＜DIG≤1.355)、快速發展模式(DIG＞1.355)，門檻回歸結果如表5 所示。

表5 門檻模型回歸結果

分析面板門檻回歸結果可知，在門檻效應下，數字經濟發展同區域創新績效表現為邊際效應遞增的非線性關系。當數字經濟發展水平在0.671 以下，對應回歸系數為0.140，通過1%水平的顯著性檢驗；當數字經濟發展水平處于0.671 與1.355之間，回歸系數增長至0.281，且通過5%水平的顯著性檢驗，當數字經濟發展水平超過1.355 時，其對應回歸系數為0.356，同樣通過5%水平下的顯著性檢驗。文章假設H2 得到驗證，之所以出現這一結果，可能是由于數字經濟在發展初期，許多創新產業的新商業模式推廣存在諸多不確定性，對區域創新績效的推動程度不強。當數字經濟發展到一定程度后，企業創新成本能夠進一步壓縮，而創新收益潛力則大幅上升，最終推動區域創新績效顯著提升。在控制變量方面，教育水平系數為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明提升教育水平能夠通過提升人力資本等方式推動區域創新績效。對外開放水平系數同樣顯著為正，說明對外開放水平越高越有利于吸收更多資本或技術進行研發創新，從而促進區域創新績效發展。互聯網發展水平與政府支持水平對應系數為正，且通過10%水平的顯著性檢驗。市場化水平對應回歸系數為0.124，并未通過顯著性檢驗。

3.異質性分析

（1） 地區層面

由于中國各地區數字經濟發展水平差異較大，基于整體層面分析數字經濟發展對區域創新績效的影響可能無法完全代表各區域的實際情況。為進一步研究數字經濟發展對不同地區創新績效影響的差異，將研究省份劃分為東、中、西部三大地區進行回歸估計。面板門檻存在性檢驗結果顯示，三大地區均通過雙重門檻檢驗，因此仍選用雙門檻模型進行檢驗。其中，東部地區雙門檻值為0.851、1.637；中部地區雙門檻值為0.665、1.478；西部地區雙門檻值分別為0.574、0.996（限于篇幅，此處不再列出門檻檢驗結果表）。不同地區面板門檻模型回歸結果如表6 所示。

由表6 可知，從全國層面來說，數字經濟發展水平對區域創新績效具有正向作用，但在東、中、西部地區呈現出顯著差異。就東部地區來說，當數字經濟發展指數低于0.851 時，對區域創新績效推動作用并不顯著。當數字經濟發展指數高于0.851時，才會顯著推進區域創新績效提升，且數字經濟變量系數強度也有所增大。當數字經濟發展指數邁過1.637 時，對區域創新績效的促進效果進一步顯現。可以發現，東部地區與全國總體情況在第一階段有所區別，原因可能是東部地區數字經濟發展較為成熟，已經跨過了對區域創新績效的初始影響階段。對于中部地區而言，數字經濟對區域創新績效影響特征與全國基本一致，即隨著數字經濟發展指數依次超過0.665、1.478，對創新績效的影響強度也逐漸提升。實際上，考察期間多數中部地區省份數字經濟發展指數在0.665～1.478 之間，未來強化數字基礎設施建設仍是其提升區域創新績效的重要途徑。就西部地區來說，數字經濟對區域創新績效非線性邊際效益遞增影響仍然存在，與東、中部地區相比，西部地區兩個門檻值明顯更低，且數字經濟發展指數對應回歸系數卻更大，表明西部地區數字經濟發展對區域創新績效推動作用存在明顯的“后發優勢”。

表6 數字經濟發展對區域創新績效的分地區回歸結果

（2） 創新主體層面

通過上述分析可知，企業、高校、科研機構是區域創新系統中三大創新主體。為進一步研究數字經濟創新效應多元化特征，文章從區域創新三大子系統著手，驗證數字經濟對不同創新主體的異質性影響，具體檢驗結果見表7。觀察可知，在有關創新主體的回歸結果中，由模型(1)可知，DIG 估計系數為0.697 且顯著，即數字經濟發展水平對企業創新績效有顯著正向作用。模型(2)、(3)估計結果表明，高校與科研機構DIG 回歸系數分別為0.625、0.663 且顯著，說明數字經濟發展水平對高校及科研創新機構均存在顯著積極影響。比較影響程度后發現，數字經濟發展水平對不同主體創新績效影響存在“企業＞科研機構＞高?！钡漠愘|性特征。在中國創新體系中，參與基礎研究創新的主體主要為高校與科研機構，而企業則主要負責應用創新，因此有理由推斷數字經濟對應用研究創新的驅動效應強于基礎研究創新。

表7 數字經濟發展影響區域創新績效的創新主體異質性分析

4.穩健性檢驗

為充分確保研究結論的可靠性，采取以下四種方法進行穩健性檢驗：第一，去除異常數據重新估計，剔除區域創新績效最大值、最小值，然后將剔除后的面板數據進行重新估計，避免異常數據與非隨機性對實證結果產生負面作用；第二，剔除部分年度研究樣本重新估計，截取2015—2020 年省級面板數據作為研究時段進行重新估計；第三，更改解釋變量衡量方式重新估計，參考現階段衡量數字經濟的不同維度，分別選取軟件產品收入規模、互聯網百強企業數量、農業增加值、快遞總量四個指標作為替代指標進行穩健性估計；第四，更改被解釋變量衡量方式重新估計，借鑒方竹蘭、徐騰達(2021)[15]研究，區域創新績效衡量方式由專利申請授權數量變換為地區新產品銷售收入對數，重新進行回歸。

穩健性實證結果證明，數字經濟發展及控制變量回歸系數與此前結果保持了較高程度的一致性，說明文章所得結論具備穩健性。值得注意的是，采用軟件產品收入規模、互聯網百強企業數量、農業增加值、快遞總量分別作為數字經濟發展的替代變量時，估計系數均顯著為正，側面說明所構建數字經濟發展指標體系具備合理性。相較數字經濟綜合指標，使用幾個單一指標替代后所得到的數字經濟對區域創新績效的影響強度明顯降低，反映出數字經濟發展是一個復雜系統，而基于單一維度研究則有可能低估數字經濟在區域創新系統中的助推作用。

五、研究結論與建議

1.研究結論

文章基于中國2011—2020 年30 個省份面板數據，選用基準回歸模型、門檻面板回歸模型兩種方法測算數字經濟發展對區域創新績效影響。實證結果表明：第一，數字經濟發展對區域創新績效有顯著正向影響，且這種影響存在“邊際效應”遞增的特點。第二，數字經濟發展對區域創新績效的影響存在區域差異，西部地區區域創新系統從數字經濟發展中的獲益能力要強于中部地區與東部地區。第三，從區域創新績效的微觀創新主體視角剖析后發現，數字經濟發展對企業創新績效影響最強，科研機構次之，高校最弱。

2.對策建議

第一，提高創新主體數字技術應用能力。高校、科研機構與企業是提升區域創新績效的最主要創新主體。在數字經濟背景下，這些創新單元提升創新能力的核心之一便是具備數字技術應用能力。某種程度上，數字技術應用能力已成為創新主體之間競爭的核心要素，需圍繞創新發展戰略與商業邏輯來展開數字技術應用活動。由于創新主體構建數字應用系統是一項長期且復雜的工作，故各創新主體數字應用系統的開發與設計需要頂高層支持，確保數字應用系統能夠有效轉化為創新主體的競爭優勢。除此之外，針對部分創新主體數字理念缺乏這一問題，可通過強化對數字技術應用價值的認知與培訓，從而形成數字思維方式，確保創新主體相匹配的數字技術應用規劃并順利實施。

第二，構建跨區域數字合作發展格局。一方面，加強各個區域之間的數字經濟合作。各區域要將自身發展放到國家戰略全局中考量，與區域重大戰略、區域協調發展戰略相結合，積極與鄰近區域開展數字經濟合作關系，并將創新成果共享以形成相互促進的良性循環。另一方面，加強國際數字經濟合作。良好的國際合作環境有助于提升中國整體創新績效，因此，需繼續依托雙邊、多邊合作機制，大力開展與國際間數字經濟合作。深化政府之間數字經濟政策交流，主動與各國展開合作，發展良好的數字經濟長期合作伙伴，構建知識產權、法律等服務平臺，避免外貿數字經濟風險，為國際數字合作保駕護航。

第三，破除西部地區“數字鴻溝”。首先，西部地區應致力于構建數字經濟產業新生態。西部地區可以加大引進數字經濟“平臺化”創新主體、數字經濟研究院、技術應用推廣中心，形成虛擬產業聚集群，同時打造數字經濟集聚載體，以技術創新賦能數字經濟產業集群高質量發展；其次，推動數據資源共享。西部地區需豐富當地優質數字資源，鼓勵各個創新主體依法規范有序開放公共數據資源，促進數據資源跨地區共享，同時加大宣傳各種數字教育，為數字資源提供多樣化獲取渠道；最后，加強綜合性數字人才建設。在綜合性數字人才匱乏背景下，西部地區需實施更加積極、開放、有效的人才引進政策，加快培育數字管理戰略、數字化運營綜合型人才，同時激勵創新主體充分了解信息通信技術行業業務知識，以保證各業務部門更快融入數字管理建設中。