數字經濟、空間關聯與區域創新產出
——兼論區域吸收能力的門檻效應

胡 艷，代晶晶，張安偉

（1.安徽大學經濟學院；2.安徽大學創新發展戰略研究院，安徽合肥 230039）

1 問題提出

隨著互聯網、大數據等技術的滲透與普及，全球正經歷著一場前所未有的科技革命，以數據作為關鍵生產要素的數字經濟逐漸成為經濟發展的主流。中國信息通信研究院發布的信息顯示，2019 年，全球包含中國、美國等國家在內的47 個經濟體的數字經濟發展規模高達31.8 萬億美元，其地區生產總值（GDP）占比為41.5%［1］。自2017 年中國在《政府工作報告》中首次提及“數字經濟”以來，習近平總書記多次提到要加快推動數字經濟發展，促進數字經濟和實體經濟深度融合。近年來，隨著我國數字化投入的加大，數字經濟發展規模迅速擴張，《中國數字經濟發展白皮書（2020）》顯示，2019 年中國數字經濟發展規模高達35.8 萬億元，GDP 占比為36.2%，其中上海、江蘇、浙江等地數字經濟產值占GDP 的比重分別已超過40%［2］。可以看出，發展數字經濟正日益成為全球各國為在國際競爭中掌握話語權以及推動本國經濟發展而搶占的制高點，各國政府陸續將數字經濟作為國家經濟發展戰略的重點［3］。

與此同時，當今世界正經歷百年未有之大變局，國際環境空前復雜，世界經濟趨向低迷。中國以習近平同志為核心的黨中央根據國內外形勢變化，審時度勢，提出了以“高質量發展”為主題，構建“雙循環”新發展格局的重大戰略部署。在此背景下，創新正日益成為促進中國經濟高質量發展和推動形成“雙循環”新發展格局的強大動力。國家“十四五”規劃綱要指出要堅持創新在國家現代化建設中的核心地位，把科技自立自強作為國家發展的戰略支撐。堅持實施創新驅動發展戰略，大力推進科技創新，是構建“雙循環”新發展格局的應有之義，對中國實現高質量發展具有重要意義。但同發達國家相比，中國的創新水平仍相對較低，亟須探索創新發展的新動力。數字經濟的蓬勃興起為推動區域創新發展帶來了新的機遇。已有研究表明，數字經濟不僅能夠促進傳統產業與科技融合創新，帶動傳統產業創新升級［4］，還能有效破除創新活動的空間限制，增強區域間創新活動的關聯深度與廣度。毫無疑問，以大數據、云計算等新興技術為核心的數字經濟已成為驅動中國經濟創新發展的新引擎［5］。

作為中國的區域創新中心、對外開放前沿，長三角城市群在構建新發展格局、推動高質量發展中發揮的引領作用舉足輕重。在數字經濟時代，長三角城市群能否抓住數字經濟帶來的機遇，通過發展數字經濟驅動區域創新？在長三角區域一體化發展的背景下，創新要素在長三角的區際流動愈加頻繁，長三角城市間的聯系日益緊密，數字經濟對長三角區域創新產出的影響有何空間規律？更進一步地，數字經濟在長三角不同地區的創新溢出又存在何種差異？另外，數字經濟對長三角區域創新的影響是否受區域自身發展水平及其他因素的制約？回答這些問題，對于全面評價數字經濟對創新驅動的戰略作用，促進長三角城市群協同創新、提高其創新能力具有重要意義。

2 文獻綜述

“數字經濟”這一概念由美國經濟學家Tapscott［6］于1996 年在《數字經濟時代》一書中首次提出，目前比較具有共識的數字經濟定義為：以使用數字化的知識和信息作為關鍵生產要素,以現代新型網絡作為重要載體，以信息通信技術(ICT)的有效使用作為效率提升和經濟結構優化的重要推動力的一系列經濟活動［7］。從現有文獻來看，學者們圍繞數字經濟的測度方法及其經濟影響展開了廣泛研究。在數字經濟測度方面，由于數字經濟具有虛擬性且各國對其定義不同，因此，目前學術界并沒有測度數字經濟的統一口徑，如許憲春等［3］從數字化賦權基礎設施、數字化媒體、數字化交易以及數字經濟交易產品4 個維度構建了數字經濟規模核算框架；劉軍等［8］將數字經濟分為信息化、互聯網以及數字交易3 個維度，并在此基礎上對中國30 個省份的數字經濟發展水平進行了測度；趙濤等［9］則將研究對象進一步細化，從互聯網發展及數字金融發展兩個維度測算了中國222 個地級及以上城市的數字經濟發展水平。就數字經濟的經濟影響而言，學者們研究發現其不僅可以推動經濟增長，更可以憑借其技術優勢促進產業轉型升級、優化資源配置效率、提高經濟發展質量等；然而，也有學者如劉根榮［10］、姜松等［11］和王世強等［12］研究發現，數字經濟可能會破壞傳統產業的生態格局，阻礙實體經濟發展，帶來過度競爭、降低產品質量等。

作為推動區域創新發展的重要引擎，數字經濟與創新之間的關系得到了日益廣泛的關注。張昕蔚［13］從理論上分析了數字經濟對創新模式的影響，認為數字經濟能夠通過拓展網絡空間功能和創新資源配置的空間范圍推動產業組織方式變革，促進創新模式的變革和演變。李雪等［14］利用中國省級層面的面板數據，證實了數字經濟是提升區域創新績效的重要推動力量。溫珺等［15］借助2015 年中國287 個地級市的截面數據，得出數字經濟對技術含量最高的發明創新影響最大，說明數字經濟驅動的是真正的創新而非模仿式創新。侯世英等［5］利用滬深A 股上市公司中高新技術企業面板數據，對數字經濟與企業創新績效之間的關系進行了實證考察，研究發現，數字經濟有利于企業創新績效的提升。得益于研究的不斷深入，少數學者就數字經濟與區域創新的空間關系進行了初步探討，如梁琦等［16］在構建地理距離權重矩陣、經濟距離權重矩陣的基礎上，運用空間杜賓模型對中國數字經濟與區域創新質量之間的關系進行了實證分析，結果表明，在地理距離矩陣下，數字經濟對鄰近地區創新質量的空間溢出效應顯著為負，而在經濟距離矩陣下顯著為正。

從既有文獻來看，現有研究已經注意到數字經濟對區域創新的作用，并考慮到了空間相關性，但是，大多關注省域范圍或全國范圍內數字經濟對區域創新的影響，而長三角作為數字經濟發展最為活躍的地區之一，鮮有學者考察其數字經濟與區域創新之間的關系；此外，既有研究較少使用空間計量模型，且大多從地理距離、經濟發展水平等因素的相似性來考察地區間的空間相關關系，而實際上，地區間地理區位是否接近、經濟發展水平是否相似等空間稟賦條件方面的接近性只能反映出地區之間靜態的空間特征，無法揭示出地區間空間關聯產生的內在原因與機制，且隨著數字經濟的快速發展及創新要素流動量的不斷增加，研發活動早已跨越了地域限制。基于此，本研究將長三角地區41 個城市作為研究對象，在構建反映區域間創新活動鄰近關系的創新要素空間關聯矩陣基礎上，運用空間杜賓模型，深入分析數字經濟對區域創新產出的影響及其空間溢出效應，并運用面板門檻模型，考察數字經濟對區域創新產出的非線性特征以及區域吸收能力在數字經濟影響區域創新產出中的作用。

3 理論分析和研究假說

3.1 數字經濟對區域創新產出的基本影響機制

作為一種更高級的新型經濟形態，數字經濟已經成為推動區域創新發展的重要引擎，其對區域創新產出的影響主要表現在以下幾個方面：首先，數字經濟具有高技術性、高融合性等特征，數字經濟在與傳統產業融合的過程中必然會帶動數字技術在傳統產業中的應用，催生出更多的新產業、新業態和新模式，驅動傳統產業創新升級，形成數字經濟的創新效應［17］；其次，數字經濟憑借其得天獨厚的信息傳遞優勢有效緩解了區域創新系統內信息不對稱問題，交易市場更加開放透明，極大降低了創新主體獲取創新資源所需付出的交易成本，有助于創新主體釋放更多資金用于研發創新，并可通過數字技術整合自身的資金流、信息流等形成去核化、扁平化的組織結構，提高管理效率，為創新活動提供更加優質的條件及環境；最后，數字經濟的發展可以有效彌補企業與消費者之間的信息鴻溝，加強企業與消費者之間的聯系，幫助企業形成更加可靠穩定的客戶關系，在一定程度上降低創新利潤的不確定性，增強企業的創新能力與意愿，并且，通過大數據，大量隱秘且復雜的真實消費需求被“表達”出來［18］，借助數字平臺，企業能夠及時獲取市場信息，最大限度地挖掘消費者的異質性需求，研發出滿足消費者需要的新服務與新產品，并通過在線消費者的建議及時優化現有產品，進而提高創新效率。基于此，提出如下假說：

H1：數字經濟對區域創新產出具有顯著的促進作用。

數字經濟的發展打破了時空的限制，加強了城市間的交流與聯系，極大拓寬了人才、知識、技術等創新資源的傳播渠道與范圍，有效促進了知識的溢出；在此基礎上，創新主體可以更加便捷迅速地獲取外部先進的知識信息，知識是創新活動的“原材料”，創新主體能否獲取大量有用的知識將直接影響到區域創新產出的質量與數量。與此同時，數字經濟的發展革新了傳統的創新模式，企業封閉式創新、供給導向型創新逐漸轉向群體開放式創新、需求導向型創新，創新主體更加多元化，跨區協作更加便利。總的來說，數字經濟憑借其開放式、無邊界、跨時空信息傳播等本質特征和先天優勢，有效破除了創新活動的空間限制，區域間創新活動的關聯廣度與深度日益增強［9］。因此，數字經濟對區域創新產出的促進作用應該不僅局限于本區域。基于此，提出如下假說：

H2：數字經濟對區域創新產出具有顯著的空間溢出效應。

3.2 數字經濟對區域創新產出的非線性影響機制

數字經濟對區域創新產出具有顯著的促進作用，但可能存在一定的門檻效應。在發展初期，數字經濟的建設成本較高，與之對應的基礎設施及平臺建設也相對薄弱，企業獲取信息的成本還處于較高階段，數字經濟高投入、低回報的特征導致眾多企業放棄對數字技術的投資，從而導致數字經濟對區域創新產出的促進作用受到限制，甚至難以促進區域創新產出。隨著數字經濟發展水平的提高，數字經濟的邊際成本不斷降低，邊際收益開始上升，由此帶來的數字紅利驅使企業加大對數字經濟的投入力度，越來越多的信息、數據等高端生產要素被應用到生產環節，推動了企業網絡化、智能化運營，數字經濟開放共享的本質也使企業更容易獲得所需要的創新資源。此外，根據梅特卡夫法則，網絡價值會隨著用戶數量的增加而呈平方式增長，因此當數字經濟發展水平較低時，用戶數量相對較少，數字經濟的創新驅動效應很難釋放；隨著數字經濟發展水平的提高，用戶規模隨之增長，區域創新網絡也逐漸擴大，信息跨時空且近乎零成本傳播使眾多創新主體在更大范圍內享受創新收益，有助于形成大眾創業、萬眾創新的良好格局［19］，此時，數字經濟的創新價值跳躍式提升，對區域創新產出的提升效應也愈加明顯。基于此，提出如下假說：

H3：數字經濟對區域創新產出的影響具有非線性特征。

數字經濟的發展促進了知識的溢出與共享，為區域創新主體克服認知距離，利用外部新知識、新技術，實現有效知識交換提供了可能與機會。通過知識溢出與共享，區域創新能力更容易提高。但是，并非所有的知識溢出都可以被吸收，知識溢出能否轉化為自身的知識積累，很大程度上取決于區域吸收能力［20］。“吸收能力”的概念最初由Cohen 等［21］提出，常用于表示企業利用外部知識提高創新效率，后來被引入區域層面，用來表示某地區吸收、獲取新知識、新技術并將其有效轉化應用的能力［22］。區域創新產出與區域吸收能力息息相關，區域吸收能力在一定程度上決定了創新溢出可以在此地發揮多大用處。在數字經濟快速發展的背景下，區域吸收能力越強，區域創新主體對新知識、新技術的消化吸收程度越高［23］，數字經濟對區域創新產出的提升作用就越大；與之相反，當某地區區域吸收能力較弱時，區域創新主體可能難以對新知識、新技術進行有效地消化、吸收及再創新［24］，因而難以從中獲益。因此，數字經濟對區域創新產出的作用大小可能會因為區域吸收能力不同而存在差異。基于此，提出如下假說：

H4：數字經濟對區域創新產出的促進作用受區域吸收能力的影響。

4 研究設計

4.1 模型構建

4.1.1 空間計量模型

從現有研究來看，一個地區的創新產出不僅受到自身數字經濟發展水平的影響，還受到鄰近地區數字經濟發展水平的影響，因此，考察數字經濟對區域創新產出的影響必須考慮空間相關性。基于此，選取空間計量模型對數字經濟與區域創新產出之間的關系進行分析。和空間誤差模型（SEM）及空間滯后模型（SAR）相比，空間杜賓模型（SDM）不僅可以考察本地區數字經濟發展水平對區域創新產出的影響程度，還可以考察其他地區數字經濟發展水平與區域創新產出對本地區創新產出的影響程度，因此本研究選取空間杜賓模型實證考察數字經濟與區域創新產出間的關系。模型表達式如（1）所示。

式（1）中：lnpatentit表示i城市在t時期的創新產出；dieit表示i城市在t時期的數字經濟發展水平；Xit表示一系列控制變量；W為標準化后的空間權重矩陣；ρ表示空間自回歸系數；β1表示解釋變量的回歸系數；β2表示解釋變量空間滯后項的影響系數向量；表示隨機擾動項。

4.1.2 空間關聯矩陣

從既有文獻來看，學者們通常使用距離標準或鄰接標準定義空間權重矩陣，但是，區域創新作為一項系統活動，必然會受到許多非地理因素的影響。從現實來看，隨著數字經濟的發展及創新要素流動量的不斷增加，地區間的空間關聯早已突破了地理距離的限制，距離較遠的地區往往也會因為人才、資本等要素的區際流動而產生較為緊密的空間聯系，因此，如果繼續使用地理距離權重矩陣或鄰接權重矩陣，可能會導致估計結果的偏誤。鑒于經濟要素流動是解釋空間相關的重要來源，創新要素流動是解釋創新活動空間相關的重要佐證［25］，為了更加準確地分析數字經濟對區域創新產出的影響，本研究擬從區域間創新要素流動所產生的空間關聯設置空間權重矩陣。

引力模型源于物理學中的萬有引力定律，主要指兩個物體之間作用力的大小與兩者之間的距離成反比，與兩者的質量成正比。得益于研究的不斷深入，該模型已被廣泛應用于人口遷移、國際貿易流量測算等領域，并經Witt 等［26］的深入研究與拓展，已逐漸成為研究創新要素流動的空間相互作用的主流模型。基于此，借鑒白俊紅等［27］的方法，將引力模型引入創新要素的空間關聯研究中，利用引力模型測度地區間由于創新人員及創新資本流動而產生的空間關聯效應。具體而言，創新資本的空間關聯強度可表示為：

式（2）中：TCij表示i城市與j城市創新資本空間關聯強度，TCij越大，地區間創新資本空間關聯度越強，創新資本在兩地間的流動越頻繁；K為常數，取值為1；Ci、Cj分別表示i城市和j城市創新資本數量，用R&D 經費內部支出表示；Dij表示i和j兩個城市之間的地理距離，基于各城市的經緯度測量得到。

式（2）的內涵在于，i城市與j城市的創新資本空間關聯強度與兩地間的距離成反比，與兩地的創新資本規模成正比。這樣，便可通過矩陣的形式，定義任意兩個地區間的創新資本空間聯系強度。矩陣中的任何一個元素具體如式（3）所示。

式（3）中，wij為創新資本空間關聯矩陣中的一個元素。

地區間創新人員的空間關聯矩陣參照式（2）（3）進行設置，只需將創新資本換成創新人員。鑒于城市層面R&D 人員數據缺失，本研究中的創新人員變量采用科研、技術服務行業從業人員表示。

4.1.3 面板門檻模型

為驗證數字經濟對區域創新產出的作用機制，建立以數字經濟及區域吸收能力為門檻變量的面板門檻模型進行驗證。模型的具體形式如下：

式（4）中：Adjit表示門檻變量；γ表示門檻值；為指示函數，括號內條件若滿足則取值為1，否則取值為0。

4.2 指標選取

4.2.1 被解釋變量

既有研究主要通過專利申請量、專利授權量、新產品銷售收入等指標衡量區域創新產出，但可能存在不合格專利或虛假專利，所以專利申請量未必能夠反映出區域的真實創新情況［28］；此外，部分城市新產品銷售收入數據無法獲取。而專利授權量可以較好地體現創新成果的質量，反映出不同城市創新產出的差異。基于此，借鑒雷淑珍等［28］的研究方法，選取專利授權量作為衡量區域創新產出的指標，并對其取自然對數，記為lnpatent。

4.2.2 解釋變量與門檻變量

（1）數字經濟。目前，學術界還沒有用來衡量數字經濟發展水平的統一指標，既有研究對于數字經濟發展水平的測度多集中于省級層面，因此，參照趙濤等［9］的測度方法，從數字金融發展及互聯網發展兩個方面出發構建數字經濟的指標體系（見表1）。其中，數字金融發展采用由北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融指數表示［29］；互聯網發展則包括互聯網普及率、相關從業人員情況、相關產出情況以及移動電話普及率4 個方面的指標。通過熵權TOPSIS 法對表征數字經濟發展水平的5 個指標進行綜合測度，得到數字經濟綜合發展指數，記為die。

表1 數字經濟發展水平評價指標體系

（2）區域吸收能力。區域吸收能力包括多個方面，對于區域吸收能力的度量，目前學術界并沒有統一的標準。研發經費投入具有雙重屬性，它既有利于新知識的直接創造，也是提高區域內創新主體消化吸收新知識、新技術的有效渠道，因此研發投入強度越大，區域自主創新能力越強，對新知識、新技術的吸收和利用能力也就越高。基于此，借鑒尹東東等［30］的做法，將研發經費投入強度作為衡量區域吸收能力的代理變量，其中研發經費投入強度采用各地區R&D 經費內部支出占GDP 的比重表示，記為abp。

4.2.3 控制變量

選取的控制變量如下：財政支出規模（gov），采取各地區政府財政支出占GDP 的比重表示；外商直接投資（fdi），采用各地區外商直接投資額占GDP 的比重表示；人口密度（lnurl），采用各地區年末平均人口數與行政區面積的比值取自然對數表示；產業結構升級（indus），采用泰爾指數表示。

4.3 數據來源及變量的描述性統計

基于數據的可獲性，選取2011—2019 年長三角地區41 個城市的面板數據作為研究樣本。相關數據主要來自《中國城市統計年鑒》和各省份《統計年鑒》《科技年鑒》統計公報及相關網站等，部分缺失值采取均值法及插值法補齊。變量的描述性統計分析結果見表2。

表2 各變量的描述性統計結果

表2 （續）

5 回歸結果分析

5.1 基準回歸結果

為了便于比較分析，首先使用普通面板模型對數字經濟與區域創新產出之間的關系進行估計，基于Hausman 檢驗結果，本研究采用固定效應模型進行估計分析，具體回歸結果如表3 所示。其中，模型（1）至模型（5）是使用普通面板模型依次加入控制變量的回歸結果。可以看出，加不加入控制變量，數字經濟對區域創新產出均有顯著的促進作用，表明數字經濟發展水平的提高有利于區域創新能力的提升。具體來看：（1）財政支出規模與區域創新產出存在正相關關系，且在1%水平下保持顯著，說明政府干預對于提升區域創新產出的重要性，政府對創新主體進行適度補助可以在一定程度上幫助創新主體解決創新過程中資金短缺的問題，激勵其更多地進行研發創新；（2）外商直接投資的回歸系數為負但不顯著，原因可能在于外來投資容易導致企業形成技術依賴，從而在一定程度上抑制區域創新能力及創新產出水平的提升；（3）人口密度與區域創新產出存在正相關關系，原因在于，人口密度較高的地區，人與人之間的聯系交流更加密切，知識信息的傳播更加便捷，有助于人才的集聚與知識的吸收，進而對區域創新產出產生正向影響；（4）產業結構升級回歸系數為負，但不顯著，說明在產業結構升級的同時區域創新產出水平并未得到有效提升。

表3 變量的基準回歸結果

5.2 內生性處理

為了解決遺漏變量及雙向因果可能產生的內生性問題，本研究在普通面板模型估計結果的基礎上，運用兩階段最小二乘法予以克服。參照黃群慧等［31］的方法，選取長三角地區各城市1996 年每百人電話用戶數及每百萬人郵局數作為衡量數字經濟發展水平的工具變量。一方面，各城市歷史上的通信基礎設施會直接影響到其后續數字技術的應用，因此，在后續的發展中，歷史上郵電業務量大的地區數字經濟發展水平也可能較高；另一方面，歷史上電話等傳統通信工具基本不會對現在的創新活動產生影響，滿足排他性。需要說明的是，由于所選擇的工具變量是橫截面數據，無法滿足面板數據的回歸需求，因此借鑒Nunn 等［32］的方法，選取上1 年長三角地區互聯網寬帶用戶數（與時間有關）來構造面板工具變量，即用上1 年互聯網寬帶用戶數分別與各城市1996 年每百人電話用戶數及每百萬人郵局數構造交互項作為衡量數字經濟發展水平的工具變量。

表4 分別報告了兩種工具變量的回歸結果，兩種工具變量均通過了弱工具變量檢驗以及不可識別檢驗，說明所選取各城市1996 年每百人電話用戶數及每百萬人郵局數分別與上1 年互聯網用戶數構造交互項作為衡量數字經濟發展水平的工具變量是合理的；在考慮了內生性問題后，數字經濟對區域創新能力的提升仍表現出顯著的正向影響，與基準回歸結果保持一致。

表4 變量的內生性檢驗結果

5.3 空間相關性檢驗

在進行空間計量分析之前，需要對變量的空間自相關性進行檢驗，因此采用全局莫蘭指數（Moran'sI）檢驗了創新要素空間關聯矩陣下長三角地區各年度數字經濟及區域創新產出的空間自相關效應。檢驗結果見表5、表6。可以看出，數字經濟和區域創新產出在創新人員、創新資本空間關聯矩陣下的I 值在大多數年份都通過了顯著性檢驗，說明長三角地區數字經濟和創新產出具有顯著的空間自相關性。而普通面板模型并未考慮到這種空間相關性，所得到的估計結果可能存在偏誤，因此，接下來選取空間計量模型對數字經濟與區域創新產出之間的關系進行考察，并將其與基準回歸結果進行對比。

表5 長三角地區數字經濟空間相關性檢驗結果

表6 區域創新產出空間相關性檢驗結果

5.4 空間計量結果分析

表7 展示了在兩種空間權重矩陣下兩種不同空間模型中數字經濟對區域創新產出的影響。在此之前，為確定空間杜賓模型的適用性，依次進行了LR、Wald 檢驗，結果表明空間杜賓模型是最優選擇；同時，本研究中還加入了空間滯后模型的回歸結果，以此來保證回歸結果的穩健性。從實證結果來看，首先，在兩種空間權重矩陣下，數字經濟發展水平的提高對本地區創新產出均具有顯著的促進作用。對比表3、表7 的回歸結果發現，在兩類空間關聯矩陣下，數字經濟的回歸系數均小于不考慮空間溢出效應的基準模型所計算出來的回歸系數，這說明，若不考慮空間溢出效應，數字經濟對區域創新產出的作用會被高估。另外，空間自回歸系數ρ在兩種空間權重矩陣下均顯著為正，再次證明區域創新產出表現出明顯的空間集聚特征，創新要素空間關聯較為緊密的地區之間的創新活動具有相互促進的正向影響，在一定程度上說明創新要素的區際流動能夠帶動創新產出的整體提升，本研究將其歸因于創新要素流動過程中由于知識溢出所形成的示范效應。具體而言，創新要素同傳統要素相比，充當知識載體的創新要素往往攜帶更多的知識信息，尤其是創新人員在區域間的自由流動能夠帶動創新知識在地區間的傳播與擴散，從而產生知識溢出效應，帶動鄰近地區（指創新要素空間關聯緊密地區）創新水平的提升。

表7 變量的空間計量模型回歸結果

由于表7 中W×die 的系數可能含有大量鄰近區域之間的交互信息，因此應進行空間效應分解，以得到更準確的估計結果。從表8 可以看出，在創新人員、創新資本空間關聯矩陣下，數字經濟對區域創新產出的直接效應與間接效應均顯著為正，說明數字經濟發展水平的上升不僅有利于本地區創新產出水平的提高，還有利于提高鄰近區域的創新產出水平，創新要素空間關聯度較強的地區能夠發揮出數字經濟對區域創新產出的空間溢出效應。對比直接效應與間接效應的回歸系數發現，數字經濟對區域創新產出的空間溢出效應遠大于直接效應，這可能是因為技術外溢是落后地區趕超發達地區的有效路徑，數字經濟的快速發展打破了城市間地理距離的限制，加強了城市間的交流與聯系，不同城市的創新主體可通過數字平臺等多種途徑相互學習，在一定程度上減少了創新主體在提高創新能力、促進技術進步方面不必要的彎路，從而形成外溢效應大于直接效應的現象。

表8 變量的空間計量模型空間效應分解結果

5.5 穩健性檢驗

5.5.1 替換被解釋變量

選擇專利申請量作為衡量區域創新產出的指標，運用空間杜賓模型重新進行回歸，得到如表9 所示的空間計量回歸結果。結果表明，在兩種創新要素空間關聯矩陣下，數字經濟均有利于本地區創新產出的提高，且空間溢出效應始終顯著為正，說明“數字經濟有利于提升區域創新產出且存在空間溢出效應”的研究結論是穩健的。

5.5.2 剔除特殊城市樣本

上海作為長三角的核心城市，其數字經濟發展水平可能會明顯高于其他城市，對周邊城市的輻射作用也更為顯著，因此，為了保證回歸結果的穩健性，將上海有關數據剔除后運用空間杜賓模型重新進行回歸，得到如表9 所示的空間計量回歸結果。從表9 的回歸結果可以看出，本研究所得結論是穩健的。

表9 結論的穩健性檢驗結果

5.6 異質性分析

以上分析表明，數字經濟對長三角城市群區域創新產出具有明顯的正向促進作用，且存在顯著的空間溢出效應。事實上，由于地區間的經濟發展水平、創新能力及數字經濟發展水平存在顯著差異，數字經濟對創新產出的影響也可能存在區域差異。基于此，按上海、杭州、南京三大都市圈（上海都市圈包括上海、蘇州、無錫、常州、南通、嘉興、寧波、舟山、湖州；杭州都市圈包括杭州、湖州、嘉興、紹興、衢州、黃山；南京都市圈包括南京、鎮江、揚州、淮安、滁州、馬鞍山、蕪湖、宣城、溧陽、金壇）建設的相關規劃文件，將樣本區域劃分為包含21 個城市在內的都市圈以及另外20 個城市構成的非都市圈，運用空間杜賓模型分別進行回歸分析，結果如表10 所示。在兩種空間權重矩陣下，不論是都市圈城市還是非都市圈城市，數字經濟發展水平的提高均會對區域創新產出產生正向的促進作用。從回歸系數來看，非都市圈城市數字經濟對區域創新產出的積極效應更強，原因可能在于，都市圈作為經濟集聚的載體高地、帶動經濟發展的新增長級，相較于非都市圈城市而言，數字經濟發展較早、水平較高，數字經濟對區域創新產出提升的紅利效應已提前釋放，從而使其創新產出水平的提升對數字經濟發展水平有著更高的要求，而非都市圈城市無論是創新產出還是數字經濟發展水平都相對較低，和都市圈城市相比，其創新產出水平具有較大的提升潛力，數字經濟的創新驅動效應也更加強勁；另一方面，同非都市圈相比，都市圈內城市間的聯系更加緊密，由于虹吸效應的存在，創新人員及創新資本往往更傾向于流向經濟實力更強的中心城市，從而導致其周邊城市創新要素的流失，在一定程度上弱化了數字經濟對區域創新產出的空間溢出效應。

表10 變量的異質性檢驗結果

5.7 進一步分析：門檻效應回歸

為驗證H3、H4，將數字經濟以及表征區域吸收能力的研發投入強度作為門檻變量進行門檻效應回歸，結果如表11 所示，變量均顯著通過了單一門檻檢驗與雙重門檻檢驗，未通過三重門檻檢驗，因此應采取雙重門檻模型進行回歸估計。

表11 變量的門檻效應檢驗結果

表12 列出了將數字經濟與研發投入強度作為門檻變量的門檻模型估計結果，分析如下：

表12 門檻變量的回歸結果

（1）數字經濟。隨著數字經濟發展水平的提高，數字經濟對區域創新產出的促進作用大小呈現出先上升后降低的非線性特征。具體來看，當數字經濟發展水平低于低門檻值0.113 時，數字經濟的回歸系數為1.521，但不顯著，表明數字經濟發展水平較低時無法有效促進區域創新產出水平的提高；當數字經濟發展水平處于低門檻值0.113 與高門檻值0.332 中間時，數字經濟的回歸系數為4.279，且在1%的水平下顯著，表明在該區間內數字經濟有利于區域創新產出的提高，且促進作用顯著增強；當數字經濟發展水平繼續提高，大于高門檻值0.332時，數字經濟的回歸系數為3.232，且在1%的水平下顯著，表明在該區間內數字經濟的促進效應依然存在，但作用大小有所降低。由此可見，數字經濟與區域創新產出之間確實存在非線性關系，只有當數字經濟發展到一定規模時，數字經濟才會對區域創新產出產生顯著的促進作用，且隨著數字經濟發展水平的提升，數字經濟對區域創新產出的影響逐漸增大。但是，數字經濟發展規模并不是越高越好。有研究認為數字經濟的發展可能會帶來產業壟斷［33］，先發企業發展到一定規模后可能會通過網絡效應、知識產權等構筑競爭壁壘，收取壟斷租金，這可能會弱化數字經濟的創新溢出效應。

（2）研發投入強度。當研發投入強度小于0.005時，數字經濟的估計系數為1.274，但未通過10%的顯著性檢驗；當研發投入強度處于0.005～0.027之間時，數字經濟的回歸系數為4.724，且在5%的水平下顯著；當研發投入強度繼續增加，超過高門檻值0.027 時，數字經濟的估計系數為3.680，并通過1%的顯著性檢驗。由此可見，只有當研發投入強度達到一定水平，數字經濟才會對區域創新產出產生顯著的促進作用，且當研發投入強度處于0.005～0.027 區間，數字經濟的創新驅動效應達到最大。對此可能的解釋為，數字經濟的發展帶來了前沿的知識與先進的技術，當研發投入強度未通過低門檻值時，區域創新主體對知識技術的吸收能力相對有限，難以對由數字經濟快速發展所帶來的新知識、新技術進行充分利用，導致數字經濟對區域創新產出的正向驅動效應并不顯著；隨著研發投入強度的增加，地區的技術知識積累水平明顯提升，自主研發能力也達到了較高水平，區域創新主體可以對新知識、新技術進行更好地吸收、轉化，從而使數字經濟對區域創新產出的促進作用得以提升；而當研發投入強度繼續增加，跨越高門檻值時，數字經濟對區域創新產出的促進作用有所降低，這可能是因為研發投入強度較高的地區的創新能力已經足夠強，從而其創新產出受數字經濟發展水平提高的影響相對較小。

6 結論與建議

本研究基于2011—2019 年長三角地區41 個城市面板數據，從創新要素區域間流動的視角構建空間權重矩陣，運用空間杜賓模型、面板門檻模型考察了長三角城市群數字經濟對區域創新產出的影響，得出如下結論：第一，數字經濟與區域創新產出均存在顯著的正向空間相關性，數字經濟不僅有利于本地區創新產出的提高，還存在顯著的正向空間溢出效應；第二，相較于都市圈城市，非都市圈城市獲得了更多的數字經濟創新溢出紅利，數字經濟的發展有助于縮小城市間創新差距；第三，隨著數字經濟發展水平的提高，數字經濟對區域創新產出的促進作用大小呈現出先增大后減小的非線性特征，且存在基于區域吸收能力的雙重門檻效應，合理的區域吸收能力能有效強化數字經濟對區域創新產出的促進作用。

基于以上研究結論，提出如下政策建議：

（1）全面推動數字經濟發展，提高數字經濟發展水平。首先，加大對數字經濟的投資力度，特別是對互聯網、大數據等核心領域的研發投入強度；同時，加強對5G 網絡等基礎設施的建設，完善數字經濟發展所需要的基礎設施，在提高數字經濟發展水平的基礎上進一步鞏固數字經濟對創新發展帶來的紅利優勢。其次，推動長三角地區重點領域的智慧應用，支持有條件的城市圍繞公共管理、服務、安全等領域建設基于人工智能的城市大腦集群，推進智慧廣電、智慧郵政建設及智能化交通管理，促進數字經濟與經濟社會發展各領域深度融合。最后，充分考慮數字經濟的空間外溢效應，利用數字技術、數字平臺構建區域協同創新網絡，積極推動跨地區創新合作，同時引導創新要素在城市間合理流動，強化數字經濟對區域創新的空間溢出效應。

（2）各地區應實施差異化的數字經濟發展戰略。對都市圈城市而言，要將優化數字經濟發展環境、突破相關領域關鍵技術作為發展重點，瞄準國際前沿，實現重大基礎研究的創新突破和科技專項攻關，同時要促進區域間要素自由流動，防止創新要素在中心城市的過度集聚；非都市圈則要將補短板作為主，繼續加大對數字經濟的投資力度，完善信息基礎設施建設，推動數字經濟在各領域的應用水平，擴大數字經濟的覆蓋范圍，加強與其他地區的創新合作，最大程度地發揮數字經濟的創新驅動作用，利用后發優勢實現“彎道超車”。

（3）各地區政府部門在推動數字經濟發展的同時應盡早制定數字經濟反壟斷審查標準，把維護公平秩序當作數字經濟監管的主要目標，提高對互聯網企業的監管要求，防止互聯網企業排斥競爭對手、濫用客戶數據、形成壟斷地位，打造開放包容、公平有序的創新環境及競爭環境，充分發揮數字經濟的創新溢出效應。此外，數字經濟有效促進了知識的溢出，帶來了新知識與新技術，但是，對于接收地而言，能否更好地利用新知識、新技術，還取決于其吸收能力水平，當區域吸收能力不足時，數字經濟難以對創新產出產生推動作用。因此各地政府應加大研發投入強度，提高區域吸收能力，加快知識的轉化及利用，進而實現數字經濟對區域創新的有效驅動。