數字經濟、技術市場發展與高技術企業創新

[摘要]數字經濟作為經濟增長的新引擎，對高技術企業創新具有重要影響。本文通過測度2012—2021年地級及以上城市數字經濟發展水平，并結合中國滬深A股高技術上市企業年度數據，利用固定效應模型與中介效應模型，從技術市場發展角度出發，實證檢驗數字經濟對高技術企業創新的影響。研究發現：數字經濟能夠顯著提升高技術企業創新能力，且經過穩健性檢驗后此結論依舊成立；技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間發揮重要中介作用；異質性檢驗結果顯示，數字經濟對高技術企業創新的影響在中西部地區更加顯著。基于此，提出加快發展數字經濟，夯實企業創新基礎；完善技術市場，推動企業成果轉化；激發區域創新潛能，提高中西部企業競爭力，以此促進高技術企業持續創新發展。

[關鍵詞]數字經濟；技術市場；高技術企業；固定效應模型

一、 引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出“科技是第一生產力、人才是第一資源、創新是第一動力”。高技術企業作為建設創新型國家的重要組成部分，是吸引高端科技人才，增強科技創新能力，促進產業結構調整的重要主體。近年來，高技術企業創新對國民經濟的貢獻度不斷上升，呈現出較強的發展潛力。但與此同時，高技術企業創新活動需從外部引入大量成型技術，致使其發展面臨來自技術市場的多重約束[1]。一方面，技術市場與市場經濟發展難以實現協同匹配，導致技術市場供需關系對接困難，存在一定脫鉤現象，不利于高技術企業之間組建創新聯盟；另一方面，技術市場存在信息不對稱、發展不完善等問題，致使買賣雙方通過壓價控制風險，阻礙了高技術企業的技術購買行為，不利于技術創新。可以推斷，技術市場發展在一定程度上能夠影響高技術企業創新能力。

2022年10月，黨的二十大報告中明確指出“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合，打造具有國際競爭力的數字產業集群”1。同時，十三屆全國人大常委會第三十七次會議上報告我國數字經濟發展情況，指出“數字經濟基礎設施實現跨越式發展”“信息通信網絡建設規模全球領先”“產業創新活力不斷提升”2，這些有利于高技術企業高效開展創新活動。這一態勢下，我國數字經濟發展成為推動技術市場完善、助力高技術企業創新的重要動力。相較于傳統經濟，數字經濟依托互聯網技術，為技術創新提供覆蓋面廣、可持續的金融支持，可以有效緩解技術市場資金缺乏、信息不對稱等困境，推動技術市場良性發展，進而提升高技術企業創新能力。由此，立足于數字經濟發展背景，探討數字經濟與技術市場如何共同影響高技術企業創新，對于充分釋放高技術企業創新活力具有現實價值。

對既有文獻進行梳理，發現高技術企業創新的相關研究包括以下幾個方面：第一，對高技術企業技術創新效率的測度研究。劉永松等[2]通過DEA模型與Malmquist指數研究發現，我國大部分省份高技術企業技術創新效率較高。王新紅等[3]研究發現，我國創新型企業技術創新效率整體偏低，但具有較高的規模效率。第二，高技術企業創新的影響因素研究。錢麗等[4]認為，不同產權性質的高技術企業創新效率有所差異。于瀟宇等[5]研究發現，當前補貼政策對高技術企業技術創新存在促進作用。劉蘭劍等[6]通過回歸模型分析發現，政府資助與引進高素質人才可以顯著提升高技術企業創新能力。

部分學者研究了數字經濟對企業創新的影響，并形成兩種觀點。一種觀點認為數字經濟能夠促進企業創新。如馬永紅等[7]認為數字經濟可以顯著促進高技術企業創新績效，且經歷穩健性檢驗后此結論依舊成立。周雪峰等[8]研究認為數字經濟能夠促進企業持續綠色創新。毛建輝等[9]研究發現數字經濟能夠有效促進企業技術創新。另一種觀點認為數字經濟發展會抑制企業創新。如郭吉濤等[10]研究發現，國內關鍵核心技術環節薄弱導致數字經濟對企業技術創新產生阻礙。關于數字經濟與技術市場發展的研究整體則較為匱乏，現有文獻主要集中于數字經濟導向下技術需求對智能制造技術創新的影響[11]、數字經濟發展對技術要素市場化的影響[12]，較少涉及數字經濟與技術市場發展的直接影響，這為本研究的開展提供了充足空間。此外，部分學者針對技術市場發展對高技術企業創新的影響進行了探討。王進富等[13]運用面板數據聚類分析法探索了政府資助波動、技術市場發展程度與企業R＆D投入的關系，發現技術市場發展程度對企業R＆D投入具有逐漸減弱的正向影響。趙巧芝等[14]研究發現，在互聯網發展與高技術產業技術創新效率的影響關系中，技術市場厚度與流暢度能夠發揮重要中介作用。顧真溶等[15]研究發現，長三角地區創新能力可以顯著促進技術市場交易效率。

綜上所述，有關數字經濟、技術市場發展以及高技術企業創新的研究已有一定深度與廣度，為本文奠定了良好基礎，但將三者納入統一框架進行研究的文獻較為缺乏。為此，本文將數字經濟指數與中國滬深A股高技術上市企業數據相匹配，研究2012—2021年數字經濟如何通過推動技術市場發展進而促進高技術企業創新，并探究具體影響效果的區域差異。文章可能的邊際貢獻在于：第一，從數字經濟視角豐富宏觀經濟市場與微觀高技術企業創新行為之間關系的相關研究；第二，以推動技術市場發展為主要切入點，實證檢驗數字經濟對高技術企業創新的影響，即將技術市場發展作為中介變量，研究技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新影響關系中的作用；第三，從地區異質性角度出發，檢驗數字經濟對高技術企業創新的影響是否存在地區異質性，為推動中國技術創新均衡發展提供全新視角。

二、 理論分析與研究假設

1. 數字經濟與高技術企業創新

隨著數字經濟快速發展，大數據、人工智能等數字技術打破了市場原有邊界，使高技術企業內部產品設計與研發流程更加開放，加快了企業數字化轉型進程。在此過程中，新一代信息技術與高技術產業深度融合，有效提升了高技術企業創新能力。第一，從高技術企業創新投入來看，在數字技術賦能下，數字經濟可以有效緩解高技術企業與金融機構之間的信息不對稱問題，在突破金融對企業創新限制的同時，進一步擴大高技術企業融資渠道，為后續創新提供充足資金。同時，伴隨數字要素規模效益與外溢性逐漸增強，數據價值得到最大限度的釋放，促使高技術企業之間加快合作與資源共享[16]，繼而強化高技術企業創新資金投入。第二，從高技術企業創新效率來看，數字經濟發展所帶來的數字技術能夠引領高技術產業數字化轉型，推動供給體系改革，實現產業高水平躍遷[17]。隨著數字技術對各行業滲透力度不斷加大，高技術產業數字化轉型進程持續加快，使得高技術企業向更優狀態轉變，促使創新效率不斷提升。第三，從高技術企業創新行為來看，數字經濟借助數字產業化將數字化知識與信息轉化為生產要素，并通過技術創新與管理創新不斷催生新業態，推動數字產業鏈形成。在數字產業鏈不斷完善的背景下，高技術企業能夠分析與預知產業發展趨勢，進而產生自發性創新活動。不僅如此，作為數字經濟的“防護網”，數字經濟所引致的數字化治理能夠優化城市數字化環境建設，為企業創新提供良好環境，進一步強化高技術企業創新意愿，深化其創新行為。綜上，本文提出假設H1：

H1：數字經濟可以推動高技術企業創新。

2. 技術市場發展的中介作用

數字經濟作為國民經濟的“加速器”，具有高附加性、高滲透性等特征，可加速創新資源流動，助力技術市場優化升級，進而帶動高技術企業創新。就數字經濟與技術市場發展關系而言，一方面，數字經濟可以深化企業技術供給與需求，促進技術市場發展。在數字經濟持續發展下，傳統產業逐漸實現研發生產網絡化、銷售在線化、產品智能化。在此過程中，企業數字化轉型對于數字技術的需求進一步提高，導致技術市場中新型技術咨詢與服務需求快速增長[18]，使得技術市場咨詢業務日趨完善。同時，在數字經濟帶動下，企業數字化轉型會加速產品迭代、增加個性化要求，促使技術交易愈加頻繁，從而推動技術市場發展。另一方面，數字經濟能夠提高技術市場整合能力，促進技術市場發展。數字經濟衍生而來的網絡技術交易平臺能夠打破供需雙方時空限制，推動技術市場良性發展。此類平臺能夠展示技術成果、發布需求信息，并提供相對完整的技術信息披露機制，有效弱化技術市場中交易雙方信息不對稱問題，促進技術供需雙方交易率提升，推動技術市場向專業化發展。就技術市場與高技術企業創新關系而言，技術市場發展往往伴隨著“結構紅利”，為合理配置創新資源提供條件，以此助力高技術企業創新。細言之，技術市場發展能夠加大技術創新擴散，幫助高技術企業之間組建創新聯盟，并為企業提供技術人才，進而縮小企業間的創新差距，在一定程度上激發高技術企業創新活力[19]。基于以上分析，提出假設H2：

H2：數字經濟能夠通過促進技術市場發展推動高技術企業創新。

3. 區域異質性分析

數字經濟作為一種新經濟形態，能夠打破經濟對空間距離與信息資源的依賴，拓寬高技術企業創新融資渠道，推動高技術企業持續創新。然而，我國區域間資源稟賦、經濟水平存在較大差異，使得數字經濟整體呈現出空間分布不均衡態勢，具體表現為數字經濟發展水平自東向西依次降低[20]。基于此，可以推斷數字經濟對高技術企業創新的影響效應可能同樣存在區域異質性。對于東部地區而言，其高技術企業發展水平相對較高，且本身在資金、人才、技術服務方面已經形成一定積累，故數字經濟對高技術企業的賦能作用更多是一種“錦上添花”。對于中西部地區而言，其在資金供給、人才引進、配套設施等方面尚未健全，技術市場發展水平較低。數字經濟快速發展為中西部地區帶來大量資金與技術，能夠有效推動該地區高技術企業創新。綜上，提出假設H3：

H3：數字經濟對高技術企業創新的影響在中西部地區更明顯。

三、 實證研究

1. 數據來源

本文選擇中國滬深A股高技術上市企業為研究對象。為縮小數字經濟與上市企業的樣本差異，選取地級及以上城市面板數據測度數字經濟，并按照上市公司所在地進行數據匹配，最終構建2012—2021年面板數據集。在剔除掉金融類企業、*ST企業、ST企業、PT企業以及數據缺失較為嚴重的企業之后，得到3694家企業樣本，共36940個觀測值。相關數據源于國泰安數據庫、RESSET數據庫、《中國高技術產業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》。為避免異常值帶來的影響，本文對所有連續變量1%以下與99%以上數據進行Winsorize處理。

2. 變量選取

（1）被解釋變量：高技術企業創新能力

本文參考潘紅波等[21]的研究成果，選取企業每年申請專利總量（[lnPt]）作為高技術企業創新能力的代理變量，以充分考量數字經濟對高技術企業創新能力的影響。

（2）解釋變量：數字經濟

本文參考國家統計局《數字經濟及其核心產業統計分類（2021）》1與部分學者的相關研究[22-23]，從數字經濟基礎設施、數字經濟應用水平、數字經濟發展環境以及數字產業發展水平4個維度構建數字經濟指標體系，并通過熵權法計算數字經濟綜合指數，得到數字經濟發展指數（[Digital]），以衡量省級數字經濟發展狀況，具體測度指標見表1。

表1? 數字經濟指標體系

[一級指標 二級指標 指標衡量方式 數字經濟基礎設施 移動電話普及率 移動電話總數與人口總數的比值 長途光纜建設水平 每平方公里長途光纜線路長度 互聯網寬帶接入端口 互聯網寬帶接入端口數 互聯網普及率 互聯網用戶數與人口總數的比值 數字經濟應用水平 電信業務總量 電信業務收入總額 企業使用計算機數 企業每百人使用計算機臺數 軟件業務收入 軟件業務收入總額 數字經濟發展潛力 專利申請授權數量 各類型專利申請授權總數 研發經費投入強度 R&D支出與所在省份生產總值的比值 高等教育程度 大專及本科以上畢業人數與所在省份人口總數的比值 數字產業發展水平 數字產品制造業發展水平 計算機、通信與其他電子設備制造業質量競爭指數 數字產品服務業發展水平 數字產品服務業增加值 數字技術應用業發展水平 互聯網應用使用比率 數字要素驅動業發展水平 信息化發展基礎設施指數 ]

（3）中介變量：技術市場發展

技術市場涵蓋各類技術交易場所、服務機構以及技術商品。本文采用技術市場交易額/地區生產總值全面考察技術市場發展水平（[Market]）。

（4）控制變量

現有文獻[24-26]研究得出，影響高技術企業創新的因素相對較多。故本文綜合考慮數據相關性與可得性，選取企業規模（[Size]）、企業集聚程度（[Act]）、企業成長能力（[Enterprise]）、股權集中度（[Equity]）、資產周轉率（[Asset]）作為控制變量。值得注意的是，為避免高技術企業創新存在較大的年份與行業差異，在控制變量中引入行業與年度虛擬變量，使回歸結果更加穩健。同時，將變量中數值較大的數據進行對數化處理。各變量及度量方法如表2所示。

表2? 變量說明

[變量類型 變量名稱 變量符號 度量方法 被解釋變量 高技術企業創新 [lnPt] 企業每年申請專利總量 解釋變量 數字經濟發展指數 [Digital] 數字經濟發展指數 中介變量 技術市場發展水平 [Market] 技術市場交易額/地區生產總值 控制變量 企業規模 [Size] 期末總資產的自然對數 企業集聚程度 [Act] 地區規模以上工業企業數目 企業成長能力 [Enterprise] （企業債務總額+市值）/總資產 股權集中度 [Equity] 第一大股東持股比例 資產周轉率 [Asset] 企業銷售收入/期末總資產 年度 [year] 所屬年度 行業 [ind] 所屬行業 ]

3. 模型構建

本文選取企業每年申請專利總量作為被解釋變量的代理變量，以分析數字經濟對高技術企業創新的影響。構建基準回歸模型如下：

[lnPtit=α0+α1Digitalit+C+year+ind+εit]? （1）

式（1）中，[lnPtit]表示高技術企業創新，[Digital]代表數字經濟，[C]表示控制變量集合。下標[i]為第[i]個企業[（i=1，2，...，3694）]，[t]為第[t]年[（t=2012，2013，...，2021）]。同時，在模型中控制年份與行業固定效應進行檢驗。其中[year]表征年份固定效應，[ind]則表征行業固定效應。

為進一步探究數字經濟對高技術企業創新影響的中介效應，本文將技術市場發展作為中介變量，構建如下中介效應模型：

[lnPtit=α0+α1Digitalit+C+year+ind+εit]? （2）

[Marketit=β0+β1Digitalit+C+year+ind+εit]? （3）

[lnPti，t=μ0+μ1Digitali，t+μ2Marketit+C+year+ind+εit]? （4）

其中，[Market]代表技術市場發展，為中介變量，其余變量定義保持不變。若式（2）中系數[α1]顯著為正，說明數字經濟正向促進高技術企業創新；若式（3）中系數[β1]顯著為正，表明數字經濟對技術市場發展具有正向影響；若式（4）中系數[μ1]、[μ2]均顯著為正，則可以認為技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間發揮中介作用。

四、 實證結果檢驗

1. 描述性統計

表3報告了各變量描述性統計特征。結果顯示，高技術企業創新數據波動較為突出，這表明高技術企業之間創新能力存在較大差距。經過對數化處理之后，數字經濟最大值為5.0905，最小值為1.0360，均值為3.0532，說明我國數字經濟整體發展較為迅速，但在地區之間仍存在一定差異。技術市場發展最大值為0.2628，最小值為0.0461，均值為0.1054，表明技術市場發展尚處于起步階段，具備充足的發展空間。

表3? 描述性統計

[變量符號 觀測值 均值 最大值 最小值 標準差 [lnPt] 36940 12.6521 31.2509 0.0000 2.6258 [Digital] 36940 3.0532 5.0905 1.0360 0.1664 [Market] 36940 0.1054 0.2628 0.0461 1.3087 [Size] 36940 22.3714 25.6178 20.4922 1.2499 [Act] 36940 24.1185 27.9127 15.7545 1.6488 [Enterprise] 36940 0.1108 0.2451 0.0726 0.1385 [Equity] 36940 0.0759 0.2945 0.0369 0.1664 [Asset] 36940 0.1573 3.4480 0.6941 1.0251 ]

2. 數字經濟對高技術企業創新的影響

為探索數字經濟對高技術企業創新的影響機理，對模型（2）進行面板固定效應回歸，同時控制行業與年份的影響。表4結果顯示，在控制行業與年份效應情況下，模型擬合優度達到73.73%，F檢驗值為556.2504，且在1%水平上顯著，說明可以繼續進行單個變量系數檢驗。詳細來說，列（1）為未加入控制變量的回歸結果，發現數字經濟對高技術企業創新的影響系數為2.3153，且在1%水平上顯著。列（2）為加入控制變量的結果，數字經濟對高技術企業創新系數有所降低，為1.3765，但仍在1%水平上顯著，表明數字經濟能夠顯著促進高技術企業創新，由此，假設H1得到驗證。這是由于數字經濟能夠通過數字技術激活市場需求量，提高用戶滿意度。高技術企業為尋求更高的用戶黏性，會根據市場需求調整創新戰略，煥發創新活力。另外，受數字經濟影響，高技術產業數字化轉型進程不斷加快，使得企業創新成本與產品交易成本持續降低，進而提升其創新能力。

從控制變量來看，企業規模對高技術企業創新的影響系數為0.5330，且在10%水平上顯著，說明企業規模越大，其對高技術企業創新能力的促進作用越強。究其原因，高技術企業規模越大，研發投入能力越強，越能支撐創新活動長期開展。企業集聚程度對高技術企業創新的影響系數為0.4258，且在5%水平上顯著，說明企業集聚能夠激發高技術企業創新活力。可能的原因在于，企業集聚能夠帶動各類創新要素流動，可推動創新鏈與產業鏈有效對接，為高技術企業帶來多樣化的技術研發產品與創新思路，進而有效激發高技術企業創新活力。企業成長能力可以正向促進高技術企業創新，并在5%水平上顯著。可能的原因在于，高技術企業成長能力越強，越具備融資與擴大經營的能力，進而可以支撐企業持續創新。股權集中度對高技術企業創新的影響顯著為負，表明股權越集中，越不利于高技術企業開展創新活動。資產周轉率對高技術企業創新的影響系數為1.0354，且在1%水平上顯著，說明資產周轉率越高，高技術企業能夠開展創新活動的創新投入越高，越有利于高技術企業創新。

表4? 多元回歸分析

[變量 （1） （2） [Digital] 2.3153***

（9.3630） 1.3765***

（7.0450） [Size] 0.5330*

（5.3014） [Act] 0.4258**

（4.6583） [Enterprise] 1.0341**

（7.3552） [Equity] -0.6254***

（-0.6328） [Asset] 1.0354***

（3.6250） [con_] 0.2357***

（3.5414） 0.4196***

（6.3141） [ind] 控制 控制 [year] 控制 控制 [Observations] 36940 36940 [R] 0.0832 0.7451 [R2] 0.0820 0.7373 [F] 215.3642*** 556.2504*** ]

注：***、**、*分別表征1%、5%、10%的顯著性水平，（）內為t值，下同

3. 中介效應分析

為檢驗技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間是否存在中介作用，本文分別對模型（3）與模型（4）進行回歸，結果如表5所示。從模型（3）可知，數字經濟對技術市場發展的影響系數為0.6338，且在1%水平上顯著，說明數字經濟可以正向促進技術市場發展。究其原因，數字經濟能夠推動企業數字化轉型，而企業轉型需要數字技術作為支撐。但部分企業由于技術創新能力不足，會傾向于到技術市場中進行咨詢與購買先進技術，促使各類技術在市場中的流動不斷加快。各類技術要素在企業、行業乃至地區方面的流動愈加活躍，技術市場發展隨之愈加完善。分析模型（4）結果可知，數字經濟與技術市場發展均在1%水平上顯著正向促進高技術企業創新，說明技術市場發展越完善，高技術企業創新越突出。這是由于技術市場發展越完善，其中所涵蓋的創新信息、技術交易與優秀人才就越多。高技術企業在技術市場中能夠獲得優質人才，并與其他企業結成創新聯盟，從而支撐其開展創新活動。因此，可以得出如下結論：技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新的關系中存在部分中介作用。由此，假設H2得到驗證。

表5? 中介效應檢驗

[變量 （3）

[Market] （4）

[lnPt] [Digital] 0.6338***

（2.0244） 1.0216***

（3.6213） [Market] 0.5612***

（2.0356） [Size] 0.5102*

（1.3657） [Act] 0.3675*

（2.3853） [Enterprise] 0.8653**

（4.0552） [Equity] -0.8214***

（-0.4570） [Asset] 0.8262***

（2.1345） [con_] 0.3354***

（2.3652） 0.5053***

（4.9314） [ind] 控制 控制 [year] 控制 控制 [Observations] 36940 36940 [R] 0.1409 0.7451 [R2] 0.1390 0.7364 [F] 206.5206*** 547.0344*** ]

4. 異質性檢驗

以企業注冊地為依據，本文將樣本企業劃分為東部和中西部兩大區域，并進行分組回歸分析，以此檢驗數字經濟通過技術市場發展促進高技術企業創新的影響是否存在區域異質性，結果如表6所示。東部地區數字經濟對高技術企業創新的影響系數為0.4649，且在5%水平上顯著，而數字經濟對技術市場發展的影響在1%水平上顯著為正。技術市場發展對高技術企業創新的影響也在1%水平上顯著為正，說明數字經濟對技術市場發展存在顯著正向作用。而技術市場發展對高技術企業創新存在顯著正向作用，證明技術市場發展的中介效應存在。此時，東部地區總效應為0.4649，直接效應為0.3252，間接效應為0.1402（0.3493×0.4015），中介效應為30.1%（0.1402/0.4649×100%）。這表明東部地區技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間存在30.1%的中介作用。

表6? 區域異質性分析

[變量 東部 中西部 [lnPt] [Market] [lnPt] [con_] [ind] [year] [Observations] 0.4649**

（2.0640） 0.4015***

（3.0647） 0.3252***

（2.5156） 1.1763***

（3.0821） 0.6319***

（2.4690） 0.6955***

（2.3650） [Market] 0.3493***

（2.6450） 0.7635***

（1.6332） [Size] 0.4351**

（0.4356） 0.5163**

（0.3255） 0.3251***

（1.0225） 0.6304***

（1.2045） 0.7048***

（2.3254） 0.6494***

（1.8155） [Act] 0.3625*

（1.6425） 0.5445***

（1.5348） 0.5248*

（1.3588） 0.4025**

（1.0265） 0.6894***

（1.5156） 0.6151**

（0.8714） [Enterprise] 0.5471***

（1.3540） 0.2156*

（1.6842） 0.3834**

（2.0391） 0.7988***

（1.7156） 0.2361*

（2.0260） 0.4115**

（1.7448） [Equity] -0.6517***

（-2.3520） -0.2153*

（-1.3655） -0.1547*

（-1.0487） -0.9310***

（-1.6362） -0.2648*

（-1.2945） -0.4619*

（-2.6879） [Asset] 0.9564***

（0.6875） 0.4463**

（0.2559） 0.7618***

（0.5584） 1.0322***

（1.0381） 0.5159**

（1.3255） 0.6372***

（0.5455） [con_] 1.2375***

（0.4625） 1.6584**

（0.4358） 1.4410**

（0.3326） 4.6877***

（1.3549） 5.0338**

（1.5477） 4.7267***

（1.5072） [ind] 控制 控制 控制 控制 控制 控制 [year] 控制 控制 控制 控制 控制 控制 [Observations] 26885 26885 26885 10055 10055 10055 [R] 0.7124 0.1653 0.7128 0.7081 0.2018 0.7083 [R2] 0.7121 0.1646 0.7123 0.7075 0.2016 0.7075 [F] 514.6514 173.6861 476.2265 159.1310 103.4530 157.0843 ]

中西部數字經濟對高技術企業的影響系數為1.1763，在1%水平上顯著，對技術市場發展的影響系數為0.6319，同樣在1%水平上顯著為正。同時，技術市場發展對高技術企業創新的影響也在1%水平上顯著為正。這說明中西部地區技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新的關系中仍存在中介效應。此時，總效應為1.1763，直接效應為0.6955，間接效應為0.4825（0.7635×0.6319），中介效應為41.0%（0.4825/1.1763×100%）。這說明技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間存在41.0%的中介效應。由此，假設H3得到驗證。

整體而言，數字經濟通過技術市場發展促進高技術企業創新的作用的確存在地區異質性，且對經濟欠發達的中西部地區更為有效。詳細而言，由于東部地區經濟狀況、政策支持與資源稟賦較好，高技術企業在創新方面更加多元化，極少通過技術市場提升自身創新能力，一定程度上遏制了技術市場發展在促進創新方面應有的積極作用。而中西部地區經濟發展水平較低，創新資源有限，不利于高技術企業創新。此時，技術市場能夠為高技術企業創新提供新技術、合作者等利好資源，可有效激發高技術企業創新能力。

5. 穩健性檢驗

為深入研究數字經濟與高技術企業創新之間的關系，本文引入滯后變量解決可能存在的內生性問題。考慮到數字經濟與高技術企業創新在模型設計部分可能會存在互為因果的情況，因此采用二階段最小二乘法進行估計。為解決模型的內生性問題，將工具變量設置為數字經濟滯后一期，具體結果見表7。結果顯示，在經歷二階段最小二乘估計之后，數字經濟仍顯著促進高技術企業創新與技術市場發展，影響系數分別為1.2475與0.6252，且均在1%水平上顯著。可見，在考慮內生性情形下，模型結果與上述檢驗基本保持一致，說明所得結論較為穩健。

表7? 滯后效應檢驗

[變量 （1） （2） （3） [lnPt] [Market] [lnPt] [Digital] 1.2475***

（1.0545） 0.6252***

（0.5646） 0.8622***

（1.3249） [Market] 0.6157***

（0.6664） [Size] 0.5530**

（0.2656） 0.6003**

（0.3458） 0.3298***

（1.1125） [Act] 0.4301*

（1.3214） 0.6604***

（1.4471） 0.6182*

（1.0581） [Enterprise] 0.6040***

（1.2650） 0.2745*

（1.5035） 0.4380**

（1.8306） [Equity] -0.5117***

（-1.8966） -0.2639*

（-1.4250） -0.2209*

（1.0323） [Asset] 0.8563***

（0.6952） 0.5036**

（0.3350） 0.8141***

（0.6945） [con_] 1.3020***

（0.5941） 1.5779**

（0.3658） 1.4583**

（0.4470） [ind] 控制 控制 控制 [year] 控制 控制 控制 [Observations] 36940 36940 36940 [R] 0.7297 0.1207 0.7295 [R2] 0.7293 0.1202 0.7292 [F] 146.6584 98.3656 145.1236 ]

五、 結論與對策建議

本文測度2012—2021年地級及以上城市數字經濟發展水平，結合滬深A股高技術上市企業面板數據，通過固定效應與中介效應模型，實證分析數字經濟促進高技術企業創新的作用機制以及區域異質性。所得結論如下：第一，數字經濟可以顯著正向促進高技術企業創新，且這一結論在經過引入滯后變量的穩健性檢驗之后依然成立。第二，技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間發揮重要中介作用，即數字經濟能夠通過助推技術市場發展提升高技術企業創新能力。第三，數字經濟對高技術企業創新的影響作用在中西部地區更為顯著。相較于東部經濟發達地區，數字經濟可有效彌補中西部地區資源錯配問題，縮小區域經濟發展差距，推動市場一體化發展，提升高技術企業創新水平。

基于上述結論，本文提出以下對策建議：

第一，加快發展數字經濟，夯實企業創新基礎。如前所述，數字經濟能夠顯著促進高技術企業創新。由此，政府應加快發展數字經濟，為高技術企業創新奠定基礎。其一，政府要通過數字經濟引導市場創新資源有效配置，通過改革措施推動市場與政府結合，營造開放創新大環境，帶動高技術企業創新。其二，政府須構建以市場為導向的數據流通新生態，以推動數字經濟發展。與此同時，政府還須持續強化數據開放與保護，引導高技術企業正向健康發展。

第二，完善技術市場，推動企業成果轉化。上述結論指出，技術市場發展在數字經濟與高技術企業創新之間發揮中介作用。基于此，應不斷完善技術市場，助力高技術企業創新發展。一方面，建立特色科技型服務系統。聚焦高技術特色產業，組建產業科技特派團，統籌安排平臺專家、技術專家等人員，促使其聯動服務高技術產業發展。基于該系統，政府還須加強對高新技術企業成果轉移的財政扶持，設立大型創業項目引導基金合理分配，為中小高技術企業提供股權融資，提升此類企業創新能力。另一方面，加強公共創新服務平臺載體建設。針對符合條件的地方技術創新中心、工程技術研究中心、新型研發機構，政府要支持此類組織培育建設國家技術創新中心，同時優先支持在創新功能區內設立創新平臺，轉建或創建國家技術創新中心，為高技術企業創新成果轉化提供載體。

第三，激發區域創新潛能，提高中西部地區高技術企業競爭力。考慮到數字經濟對高技術企業創新的影響在中西部地區更為顯著，故政府應深挖數字經濟在中西部地區的創新潛能，提高中西部高技術企業競爭力。細言之，中西部地區應加強數字基礎設施建設，通過超前布局網絡連接設施、新型感知基礎設施、新型算力設施、前沿信息基礎設施等，帶動中西部經濟發展，激發區域創新潛能，營造良好創新環境，進而提升高技術企業創新競爭力。

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基金項目：國家社科基金項目“政府補貼、風險承擔與企業創新績效研究”（項目編號：GJ2018003）；山西省社會科學院“紅色文化旅游產品開發路徑研究”（項目編號：YWYB202108）。

作者簡介：趙平（1977-），男，碩士，山西大同大學商學院副教授，研究方向為市場營銷、小微企業管理、電子商務。

（收稿日期：2022-12-30? 責任編輯：蘇子寵）