數字經濟、財政壓力與科技創新
——基于調節效應和門檻效應的分析

李光龍,余子仝

(安徽大學 經濟學院, 安徽 合肥 230039)

一、引言

“十四五”規劃強調“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位,加快建設科技強國”。黨的二十大報告也指出,要完善科技創新體系,健全新型舉國體制,強化國家戰略科技力量,提升國家創新體系整體效能,“形成具有全球競爭力的開放創新生態”(1)詳見《高舉中國特色社會主義偉大旗幟 為全面建設社會主義現代化國家而團結奮斗——在中國共產黨第二十次全國代表大會上的報告》,《人民日報》2022年10月26日第1版。。在俄烏戰爭持續僵局、美國硅谷銀行破產以及全球通貨膨脹等復雜多變的外部環境下,我國經濟面臨著前所未有的挑戰和壓力,如經濟增速下滑、國內消費需求疲軟、貿易環境惡化、結構性矛盾突出等。科技創新成為推動經濟高質量發展的重要推手,如何提高區域科技創新水平已成為中國式現代化進程中亟待解決的問題。

在數字經濟時代,5G、物聯網、大數據、云計算等數字技術為經濟發展和科技創新提供了支撐。相較于傳統經濟,數字經濟在處理大數據信息、識別多元化需求、實現供需匹配、降低交易成本等多方面具有絕對優勢[1],促進了創新主體、創新要素、創新環節的有效銜接,為科技創新提供了保障。根據中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展報告》,2021年我國數字經濟規模高達45.5萬億元,同比名義增長16.2%,占GDP比重達到39.8%(2)數據來源于《中國數字經濟發展報告(2022年)》,http://www.caict.ac.cn/kxyj/qwfb/bps/202207/t20220708_405627.htm。;2022年,我國數字經濟規模達到50.2萬億元,同比名義增長10.3%,占GDP比重達到41.5%(3)數據來源于《中國數字經濟發展報告(2023年)》,http://www.caict.ac.cn/kxyj/qwfb/bps/202304/t20230427_419051.htm。。可見數字經濟已成為實現中國經濟高質量發展的重要引擎,在國家戰略決策部署中占據著重要地位。但數字經濟的發展離不開政府層面的資金支持,隨著地方政府財政壓力的不斷加碼,數字經濟發展的財政支持受到限制,進而影響區域科技創新。

數字經濟能否有效促進區域科技創新水平提升?如果能,其內在邏輯是怎樣的?財政壓力是否會對數字經濟的科技創新效應產生影響?考慮到政策環境的變化,數字經濟對科技創新的影響有何不同?深入研究以上問題,對發揮數字經濟的科技創新效應,推動創新驅動發展戰略、實現經濟高質量發展具有重要意義。

二、文獻綜述

目前學術界圍繞數字經濟、財政壓力以及科技創新進行了深入探討,但多數學者只關注其中兩者之間的關系。

(一)數字經濟與科技創新的相關研究

數字經濟作為一種新型社會經濟發展形態,對人類的生產方式、社會生產關系以及經濟社會結構都產生了重大影響,學者們對于數字經濟促進科技創新的積極作用已取得普遍共識,如數字經濟有助于降低交易成本[2]、促進產業結構升級[3-4]、提升科技成果轉化效率[5]等。但現有文獻主要集中探討數字經濟促進科技創新的機制與路徑。例如:程翔等[6]基于數字經濟的內涵,運用中國2011—2019年30個省份的面板數據研究發現,數字經濟發展能夠通過增加企業內部研發支出提升區域科技創新水平,并且數字產業化和產業數字化的發展均能提升區域科技創新水平。基于數字溢出視角,Acemoglu等[7]利用空間杜賓模型進行實證分析,發現數字經濟發展降低了本地資源的低效錯配程度,從而促進本區域科技創新能力的提升,而且對于周邊地區也存在積極的空間溢出效應。陳治等[8]利用我國274座城市的面板數據進行實證檢驗,認為數字技術能促進數據要素與傳統生產要素有機結合,提高傳統生產要素的質量與利用效率,推動原有的產業經濟形態向信息經濟轉型升級,從而為區域科技創新發展提供動能。綜上,目前學術界普遍認同數字經濟的科技創新效應。

(二)數字經濟與財政壓力的相關研究

分稅制改革以來,財權與事權不對等問題使地方政府面臨較大的財政壓力[9]。數字經濟對財政壓力造成何種影響是財政高質量發展研究中的重要問題,但目前鮮有文獻直接研究數字經濟發展與財政壓力的關系。張偉亮等[10]利用中國286個地級市的數據進行實證分析,發現數字經濟能顯著提高財政收入與財政支出效率,從而顯著緩解財政壓力。其他文獻更加關注數字經濟對財政收支和地方財政可持續性的影響。在財政收入方面,數字經濟能夠顯著促進稅收收入的增長[11-12],提升地方財政汲取能力[13]。在財政支出方面,數字經濟發展能增強政府財政信息公開意愿,提升財政透明度[14],提高財政支出效率,從而促進技術進步,促進社會公眾在國家治理中發聲,更好地滿足公眾對公共產品的需求和偏好[10]。同時,數字經濟能夠顯著促進本地的地方財政可持續性提升[15],但對于鄰地的地方財政可持續發展存在“虹吸效應”和“洼地效應”[16]。

(三)財政壓力與科技創新的相關研究

財政壓力是衡量一國政府根據財政收入滿足支出需求或根據支出需求籌集財政收入的壓力狀況[17],財政壓力的變化能使地方政府的行為決策相機改變。現有文獻從抑制和激勵兩方面研究了財政壓力與科技創新的關系。一方面,為了彌補財政縱向失衡下的財力缺口,緩解財政壓力,地方政府沒有強有力的動機來促進科技創新水平提升,地方政府的創新偏好較弱,反而會基于以GDP為核心的政治競爭考核機制,在財政支出上更傾向于投資周期短、見效快的生產性項目[18-19],不利于區域科技創新水平提升。另一方面,隨著財政壓力逐漸加大,地方政府會逐漸展開金融資源競爭,形成中央與地方政府金融分權的現象,而金融分權程度越高的地區,地方政府通過融資平臺獲得金融資金支持的力度越大,越有助于區域內企業創新發展[20],激勵企業在現有的物質資源水平和人力資源水平上不斷更新生產技術,提高生產效率,從而帶來科技創新產出的增加,促進區域科技創新水平提升[21]。

上述研究為本文分析數字經濟、財政壓力和科技創新的關系提供了理論基礎,目前學術界的研究重點集中在數字經濟與科技創新的關系上,大部分學者肯定了數字經濟的科技創新效應,并從不同視角分析了數字經濟對科技創新的影響機理,但關于財政壓力與數字經濟以及科技創新的研究卻存在大量空白。因此,本文試圖將數字經濟、財政壓力和科技創新納入同一理論框架進行深入探討,將財政壓力作為調節變量,研究數字經濟如何影響科技創新,并進一步分析數字經濟對科技創新作用的門檻效應,進而豐富現有文獻,為提升數字經濟的科技創新效應提供新的理論和實證支撐。

三、理論分析與研究假說

(一)數字經濟與科技創新

數字經濟對社會生產關系和經濟社會結構產生了重大影響,通過催生范式變革、發揮知識溢出效應以及推動創新主體協同創新等途徑促進區域科技創新水平提升。

第一,數字經濟的創造性破壞過程催生了數據驅動型、平臺驅動型、新模式創新型三大新范式,助力區域科技創新。大數據應用創新使物聯網、服務互聯網、產業互聯網迅速建立,各種主體都處于相互聯系的新體系中,借助大數據的增值分析、精準預測,對內部進行系統性優化,最終形成一個數字化應用生態,推動技術的創新和價值的實現[22]。平臺作為數字經濟時代最重要的經濟形態,也是區域科技創新的載體,以開放、合作、共享為價值導向,加速創新要素的流動,促進科技創新成果的轉化,進而帶動區域科技創新發展。針對行業問題、企業問題、管理問題等,數字技術與新盈利渠道、客戶需求生態鏈的有效銜接形成了新的商業組織模式,成為區域科技創新的新生力量。

第二,數字經濟通過知識溢出效應加快創新知識的流動,高效聚集創新知識資源,促進區域科技創新水平提升。數字經濟的發展過程同時也是知識溢出的過程[23],5G、物聯網、云計算、人工智能等數字信息技術的發展促進了數字化知識和信息在各地區間的高效流通,打破了不同地區間的“信息孤島”,避免了信息不對稱問題,提高了創新知識的傳播效率。同時,數字經濟的社會互動性特征能夠起到良好的創新示范作用,引導創新主體通過交流、學習和模仿從優勢企業獲取溢出知識,促進創新知識加速擴散和外溢,增加社會創新知識存量[24],驅動科技創新發展。

第三,數字經濟推動多元化創新主體互動互補、協同創新,提高創新效率,賦能區域科技創新。科技創新是一個多主體的能動性、對象化活動,在數字經濟背景下,每一個創新主體都是數字技術編制的數字化關系網中的一個節點,企業、高校、科研機構等不同創新主體在關系網中尋找和傳遞異質性資源,共同進行科學技術開發[25],通過異質性資源互補實現創新資源共享、合作共贏[26],提升創新效率,賦能區域科技創新。據此,本文提出假設:

H1:數字經濟能夠促進區域科技創新水平提升。

(二)數字經濟、財政壓力與科技創新

如果說數字經濟是促進區域科技創新水平提升的重大機遇和力量,那么財政壓力則是影響區域科技創新的制度約束。隨著地方政府財政收支不平衡問題的日益凸顯,財政壓力不斷增大,導致地方政府預算軟約束加強。在這種“壓力型”財政下,地方政府受到以經濟指標為核心的晉升激勵機制的影響[27-28],追求以稅收為主的財政收入快速增加,壓縮科技創新等公共投入[29],更傾向于將資源分配給邊際回報率較高的生產性投資,以換取更多的財政收入,而非具有長期創新效應的投資活動。另外,數字經濟對區域科技創新的作用會受到財政壓力的影響。若財政壓力適當,有利于正向激勵地方政府履行職責,形成良性競爭,優化數字經濟發展的制度環境,從而強化數字經濟的科技創新效應。但是,若地方政府的財政壓力過于沉重,地方政府的支出行為會發生扭曲,造成政府“失位”,不利于數字經濟發展的制度環境建設,從而削弱數字經濟的科技創新效應。例如:過重的財政壓力扭曲支出結構,使政府忽視財政科技領域的財政投入,導致數字經濟發展所需的研發資金不足,阻礙數字技術創新,削弱數字經濟發展的原生動力[13];政府過多干預金融資源配置,最終導致配置效率下降或配置無效[30],削弱數字經濟發展的金融支持;過重的財政壓力容易導致地方自我保護程度上升,引發地方間的保護博弈競爭[31],不利于各地區數字經濟協調發展。由此可見,過度的財政壓力會削弱數字經濟的科技創新效應。基于上述邏輯,本文提出假設:

H2:財政壓力越小的地區,數字經濟對區域科技創新的促進作用越明顯。

(三)數字經濟對科技創新的非線性影響

數字經濟發展的不同階段呈現出不同特點,對科技創新的影響也存在一定差異。在數字經濟發展前期,數據、信息等數字要素的無損耗性、高滲透性、非排他性以及自我膨脹性等特點決定了數據要素能以極低的成本在不同主體間進行傳播和多次利用,創新主體之間的活動邊界不斷被弱化,創新主體獲取信息、資源的邊際成本持續遞減[32]。同時,數字經濟發展前期的數字技術門檻較低,大量用戶廣泛使用網絡,逐漸形成網絡的規模效應,創新主體獲得信息、資源的機會增加,創新資源和創新知識不斷積累,其價值以幾何級數的速度快速增長,因此,科技創新水平提高的過程在早期呈現出邊際效應遞增的特征。

然而,隨著數字經濟水平的進一步提高,實體經濟和虛擬經濟的界限逐漸模糊,相關領域法律制度和監管體系的留白狀態給部分監管者和被監管者的“默契合謀”提供了可乘之機。部分地方政府作為監管部門逐漸被“俘獲”,降低了監管力度,對市場秩序的正常運行造成負面影響,不利于創新主體開展創新活動[33]。同時,數字經濟水平的進一步提升會引發知識產權保護水平較低地區的新型知識產權侵權問題,并進一步放大市場內的“搭便車”現象[34],打擊相關創新主體的創新積極性,導致數字經濟的科技創新效應在后期呈現出邊際遞減的特征。基于上述分析,本文提出假設:

H3:數字經濟對區域科技創新的影響具有非線性特征。

四、研究設計

(一)計量模型構建

1.基礎回歸模型

首先,為了從實證層面檢驗數字經濟對區域科技創新的影響,本文構建省級面板數據模型進行實證分析,基礎回歸模型設定如下:

techit=α0+α1digit+α2controlsit+μi+ηt+εit

(1)

其中,techit為被解釋變量,表示i省份在t時期的科技創新水平;digit為解釋變量,表示i省份在t時期的數字經濟發展水平;μi為個體固定效應,ηt為時間固定效應,εit為隨機擾動項,α0表示模型截距項,α1、α2表示相關變量的估計系數;controlsit表示一系列的控制變量,具體包括產業結構、交通基礎設施水平、信息化水平、稅負水平、失業狀況。

上述模型能夠初步驗證數字經濟對區域科技創新的影響情況,但仍會因為樣本選擇、遺漏變量以及計量方法等問題造成估計誤差。考慮到這一問題,本文后續采用工具變量法、增加控制變量法、替換變量法以及剔除直轄市的方法進一步對模型的穩健性進行檢驗。

2.調節效應模型

為了進一步考察財政壓力對數字經濟影響區域科技創新水平的影響機理,本文在模型 (1)的基礎上,引入財政壓力(pre)以及數字經濟發展水平與財政壓力的交互項(dig×pre)。為了避免多重共線性,對解釋變量數字經濟發展水平(dig)與調節變量財政壓力(pre)進行去中心化處理,最終得到如下調節效應模型:

techit=β0+β1digit+β2pre+β3dig×pre+β4controlsit+μi+ηt+εit

(2)

其中,交互項dig×pre的估計系數β3為數字經濟通過機制變量對區域科技創新水平的影響,如果估計系數顯著為正,則表明財政壓力在數字經濟與科技創新的關系中具有正向調節作用;如果估計系數顯著為負,則表明財政壓力在數字經濟與科技創新的關系中具有反向調節作用。模型(2)中其他變量符號解釋同上。

(二)變量說明與數據來源

1.被解釋變量:科技創新水平

現有文獻大多從科技投入和科技產出兩方面對科技創新水平進行衡量,科技投入方面包括R&D經費投入、科學技術支出等;科技產出方面以三大專利申請數和授權數,以及規模以上工業企業新產品項目數來衡量,還有學者通過構建科技創新水平的評價指標體系進行綜合分析。本文借鑒王燕等[35]和李素峰等[36]的做法,構建如下評價指標體系(見表1),利用熵值法測算區域科技創新水平。

表1 科技創新水平的評價指標體系

2.解釋變量:數字經濟發展水平

數字經濟發展水平有不同的衡量方式,但總體上可分為兩大類:一是絕對量指標。毛建輝等[37]采用財新智庫編制的各省市地區數字經濟指數進行衡量;二是相對量指標。冀福俊[38]綜合考慮數字經濟發展的各個方面,構建數字經濟發展指標對數字經濟發展水平進行測度。本文借鑒趙濤等[32]的做法,選取互聯網普及率、互聯網相關從業人員數、互聯網相關產出、移動互聯網用戶數、數字金融普惠發展等5個維度作為二級指標,并對應選取每百人互聯網用戶數、計算機服務和軟件從業人數占比、人均電信業務總量、每百人移動電話用戶數、中國數字普惠金融指數5個三級指標。本文通過構建綜合評價指標體系(見表2)以及采用主成分分析法,對各省份的數字經濟發展水平進行測算。

3.調節變量:財政壓力

財政壓力是指地方政府財政收入與財政支出之間持續性的不均衡或財政收支不匹配所形成的財政缺口以及地方財政運行的一種“緊平衡”狀態[18]。目前學術界對財政壓力的衡量方法尚未達成共識,本文參考胡麗娜等[39]的方法,基于財政收支缺口角度,以一般公共預算支出減去一般公共預算收入后的差額占一般公共預算收入的比重作為地方財政壓力的衡量指標。

4.控制變量

為更全面地分析數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響,本文參考相關研究的做法,選取如下控制變量:產業結構(ind),用第三產業產值占第二產業產值的比重表示;交通基礎設施水平(tra),用公路里程數表示;信息化水平(inf),用郵電業務總量占GDP的比重表示;稅負水平(tax),用稅收收入占GDP的比重表示;失業狀況(une),用城鎮登記失業率表示。

5.數據來源與統計特征

本文選取2010—2020年中國31個省級行政區(不含港澳臺)的面板數據為樣本,研究數字經濟對區域科技創新的影響。數字經濟發展水平指標體系中數字普惠金融指數的數據來源于北京大學數字金融研究中心,其他指標數據均來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國財政年鑒》以及各省份的統計年鑒。本文運用Stata 17.0對數據進行分析處理。此外,本文存在少量的數據缺失問題,采用插值法進行補充。相關變量的描述性統計結果如表3所示,數據都處于合理的范圍內,不存在異常值。

表3 各變量的描述性統計結果

五、實證結果分析

(一)基準回歸結果分析

在進行回歸分析之前,分別使用固定效應(FE)和隨機效應(RE)兩種方法對基準回歸模型(1)進行估計,Hausman檢驗結果顯示P值為0.000 7,小于0.05,顯著拒絕隨機效應模型的原假設。因此,本文選用雙向固定效應模型進行回歸分析,即同時控制了時間層面和省份層面的固定效應,并加入了省份層面的標準誤。此外,本文還進行了多重共線性檢驗,變量的方差膨脹因子均低于5,模型共線性的可能性較小,模型的設定具有一定的合理性。

數字經濟發展水平影響區域科技創新水平的回歸結果如表4所示。其中,列(1)為不考慮相關控制變量,僅考慮核心解釋變量數字經濟發展水平的回歸結果。解釋變量對應的回歸系數為0.044 8,且系數在10%的水平上顯著,初步說明數字經濟對區域科技創新產生正向影響。具體而言,數字經濟發展水平每增加一個單位,區域科技創新水平將增加0.044 8個單位。列(2)展示了加入相關控制變量后的回歸結果,從結果中可知,數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響在1%的水平上正向顯著。以上估計結果均初步證實了數字經濟能夠促進區域科技創新水平的提升,驗證了假設H1。

表4 數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響

(二)穩健性檢驗

1.更換解釋變量

本文的解釋變量為數字經濟發展水平(dig),采用主成分分析法對其進行測算。為了檢驗模型的穩健性,沿用之前的評價指標體系,但將數字經濟發展水平的衡量指標替換為用熵值法測算的dig1。將替換的解釋變量dig1加入模型后進行固定效應回歸,結果如表5列(1)所示,回歸結果與前述結論保持一致,解釋變量dig1的系數在1%的水平上顯著,數字經濟促進區域科技創新水平提升的結論依然成立。

表5 穩健性檢驗結果

2.增加控制變量

在保持原有變量的基礎上,增加其他可能影響區域科技創新水平的控制變量。本文增加了以下控制變量:城鎮化水平變量(urb),用城鎮人口所占比率進行衡量;外商投資水平變量(fdi),用外商直接投資額占GDP的比重進行衡量。加入新的控制變量之后,固定效應回歸得到的數字經濟與區域科技創新水平的關系如表5列(2)所示,結果顯示:數字經濟發展水平對科技創新水平的影響仍然保持5%水平上的正向顯著,表明本文所采用模型估計的回歸結果是穩健可靠的。

3.剔除直轄市

考慮到行政等級的特殊性會對回歸結果產生影響,本文剔除了北京、天津、上海、重慶4個直轄市的樣本,再次進行固定效應回歸,結果如表5列(3)所示:數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響系數為0.202 1,且在1%的水平上顯著,表明數字經濟的發展能夠提高區域科技創新水平。剔除直轄市樣本后的回歸結果與前文基準回歸的結果保持一致,說明本文的核心結論具有穩健性。

(三)內生性檢驗

為檢驗模型的穩健性,本文考慮可能存在內生性問題的來源包括:(1)測量誤差和遺漏變量。本文的核心解釋變量和被解釋變量都是綜合指標,從5個維度進行測算。因此,在測算的過程中可能會存在由測量誤差導致的內生性問題。此外,模型雖然控制了產業結構、交通基礎設施水平、信息化水平、稅負水平以及失業狀況等因素,但可能會遺漏一些影響區域科技創新水平的因素。(2)解釋變量與被解釋變量互為因果。一個地區數字經濟的發展會促進區域科技創新水平的提升,同時,區域科技創新水平的提升也會刺激當地數字經濟發展。

考慮模型中可能存在的內生性問題,本文使用面板工具變量法進行相應處理。核心變量滯后階的工具變量法已被較多學者使用,本文借鑒楊志安等[13]的做法,將數字經濟發展水平滯后一階項作為本文的工具變量(IV),采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸分析,表6的列(1)和列(2)分別報告了最小二乘法第一階段和第二階段的回歸結果。IV的2SLS第一階段回歸系數與數字經濟發展水平(dig)在1%的水平上顯著正向相關,表明工具變量的選擇是符合邏輯的。IV的2SLS第二階段回歸結果顯示:數字經濟發展水平(dig)與區域科技創新水平(tech)在1%的水平上顯著正向相關,說明數字經濟能夠促進區域科技創新水平的提升。采用工具變量法進行回歸分析后,結果仍然與前文基礎回歸保持一致。同時,工具變量的弱識別檢驗拒絕了弱工具變量的原假設,說明工具變量的選取是有效的。上述分析表明經過穩健性檢驗和內生性檢驗之后,本文的核心結論依然成立。

(四)異質性檢驗

數字經濟已經成為國家關注的重要領域,數字經濟高質量發展與政策環境息息相關,探究政策環境變化對數字經濟的科技創新效應的影響具有重要的理論和現實意義。2013年,國務院發布的“寬帶中國”戰略(4)詳見《國務院關于印發“寬帶中國”戰略及實施方案的通知》,中國政府網:https://www.gov.cn/zwgk/2013-08/17/content_2468348.htm。為我國數字經濟發展提供了重要機遇。受政策環境的影響,數字經濟對科技創新的作用可能產生異質性。因此,本文參考樂洋等[40]的做法,選取2013年作為政策環境的臨界年份,將樣本劃分為2010—2012年和2013—2020年兩個時間段進行估計,表7報告了分組回歸的結果。

表7 異質性檢驗結果

由表7可知,在2個政策時段的樣本考察期內,數字經濟對科技創新的影響具有明顯差異。表7列(1)報告了2013年以前的基準回歸結果:數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響并不顯著。相比之下,表7列(2)顯示2013年及以后數字經濟發展水平對區域科技創新的影響在5%的水平上正向顯著,影響系數為0.064 8,說明“寬帶中國”戰略的實施為數字經濟的順利發展提供了良好條件,有利于彌合“數字鴻溝”,助推數字經濟的全面快速發展。

(五)影響機制分析

前文的基礎回歸分析、穩健性檢驗、內生性檢驗以及異質性檢驗已經表明數字經濟可以促進區域科技創新水平的提升。為了進一步分析數字經濟對區域科技創新的影響機制,本文基于式(2)，在模型中加入數字經濟發展水平與財政壓力的交互項(dig×pre)。為了避免多重共線性問題,此環節進行了去中心化處理,以檢驗財政壓力是否對數字經濟發展的科技創新效應產生影響。檢驗結果如表8所示:數字經濟發展水平與財政壓力的交互項對科技創新水平產生顯著的負向影響,影響系數為-0.012 7;而數字經濟發展水平與科技創新水平在1%的水平上正向顯著,影響系數為0.071 6。顯然,財政壓力越小的地區,數字經濟發展對區域科技創新的促進作用越明顯,假設H2得到驗證。這在一定程度上說明,發展數字經濟的同時要關注地方政府的財政壓力,避免因財政壓力過大而削弱數字經濟的科技創新效應。

表8 影響機制檢驗結果

(六)拓展性討論:門檻效應檢驗

不同的數字經濟發展水平可能對區域科技創新產生不同的影響,存在數字經濟的“門檻效應”。本文借鑒Hansen[41]的門檻效應模型,以數字經濟發展水平為門檻變量,進一步分析數字經濟對科技創新的影響效應,構建如下門檻效應檢驗模型:

techit=γ0+γ1digit×I(digit≤δ1)+γ2digit×I(δ1δ2)+

γ4controlsit+μi+ηt+εit

(3)

其中,digit為門檻變量,δ1和δ2為數字經濟的門檻值;I(·)為指示函數,若括號內的條件成立,則I取值為1,否則I取值為0;其他變量的內涵與模型(1)相同。

在以數字經濟發展水平為門檻變量進行回歸之前,本文對是否存在門檻以及門檻個數進行檢驗,采用自抽樣法(Bootstrap)抽樣500次,回歸結果如表9所示:單門檻和雙門檻的P值都在5%的水平上顯著,門檻估計值分別為2.799 7和3.629 0,但三重門檻的P值沒有通過顯著性檢驗。因此,以數字經濟發展水平作為門檻變量時,數字經濟發展水平與科技創新水平之間存在雙門檻效應,初步驗證了本文的假設H3。

表9 門檻變量的顯著性檢驗以及門檻值估計

表10為門檻模型的回歸結果。由表10中可知,不同數字經濟發展水平對區域科技創新水平的影響不同。在控制其他變量的情況下,當數字經濟發展水平低于2.799 7時,數字經濟對科技創新存在顯著的

表10 門檻模型回歸結果

正向影響,影響系數為0.118 6,即數字經濟發展水平每提高一個單位,科技創新水平提高0.118 6個單位;當數字經濟發展水平跨過第一個門檻值2.799 7時,數字經濟的影響系數由0.118 6上升為0.178 5,在1%的水平上正向顯著;當數字經濟發展水平通過第二個門檻值3.629 0時,數字經濟的影響系數由0.178 5下降為0.114 5,但仍然保持在1%的水平上正向顯著。

綜上所述,數字經濟發展對區域科技創新的影響具有非線性特征,驗證了假設H3。產生這種現象的原因可能是:數字經濟發展前期,數字技術門檻低,大量用戶使用網絡產生的規模效應降低了創新主體獲取資源的邊際成本,科技創新水平的提高過程呈現邊際遞增的趨勢。隨著數字經濟逐步發展,知識產權保護水平較低地區產生的新型知識產權侵權問題以及“搭便車”現象等都會挫傷創新主體的創新積極性,導致數字創新紅利有所弱化,數字經濟的科技創新效應在后期呈現邊際遞減的特征。

六、研究結論及政策啟示

(一)研究結論

本文基于2011—2020年我國31個省級行政區(不含港澳臺)的面板數據,構建固定效應模型、調節效應模型以及門檻效應模型,從多方面探討了數字經濟發展對區域科技創新的影響及其作用機理,分析了財政壓力在其中的調節作用,并進一步研究了數字經濟在促進地區科技創新水平提升過程中存在的門檻效應,得出如下結論:第一,數字經濟能夠促進區域科技創新水平提升,數字經濟對區域科技創新的影響具有非線性特征。第二,財政壓力越小的地區,數字經濟對區域科技創新的促進作用越明顯,表明地方財政壓力已成為科技創新發展的重要制約因素。第三,2013年“寬帶中國”戰略實施后,數字經濟對區域科技創新的促進作用更為明顯,表明政策環境的優化以及新型基礎設施建設的完善,有助于數字經濟在未來發揮更顯著的影響。

(二)政策啟示

1.大力推動數字經濟發展,強化數字要素對科技創新的引領作用

第一,借助5G、云計算、物聯網等數字技術,促進傳統產業的數字化轉型以及產業結構升級,加快推動數字產業化以及產業數字化進程,培育和發展數字產業集群,推動科技創新要素的空間集聚,拓展科技創新發展空間。第二,重視國家數字經濟創新發展試驗區建設,提升園區數字經濟創新發展能力,努力將其打造成為數字經濟帶動區域科技創新的“新高地”,并結合各地實際情況構建數字經濟發展新生態。第三,把握數字經濟發展契機,推進科技創新體系建設,匯集科研院所、科技企業、高校的科研力量,著力實現數字關鍵核心技術突破,促進數字技術創新的多領域應用,以數據要素與數字技術引領科技創新。

2.合理控制財政壓力,降低財政壓力對數字經濟科技創新效應的抑制作用

第一,不斷完善預算收支管理制度。在財政收入方面,保持預算收入與地方經濟發展水平相適應,及時糾正地方政府為完成財政收入目標而做出有損財政收入質量的行為[42];在財政支出方面,提高預算支出效率,引導地方政府從管理型政府向服務型政府轉變,合理控制地方政府的財政壓力。第二,明確中央政府與地方政府之間的財權和事權劃分關系,嚴格落實各級政府之間的責任劃分;在進行稅收劃分調整時進一步完善地方稅體系以及轉移支付制度,保證地方政府承擔相應責任時具備充足的財力。第三,改善地方政府的政績考核機制,對地方政府官員的行為進行有效約束和監督,增加數字技術創新投入、科技投入等體現經濟高質量發展的指標在政績考核體系中的比重,從而減少地方政府官員為完成GDP和財政收入等考核業績而選擇短期生產型投入的短視性行為。

3.完善數字經濟的頂層設計,為發揮數字經濟的科技創新效應營造良好政策環境

第一,積極完善區域間數字基礎設施建設,搭建區域間數字基礎設施一體化平臺,促進數字資源優化配置以及信息共享[43],加快構建數字經濟監管體系。第二,不斷提高政府的數字化治理能力,加大對數字技術創新研發的投入力度,加大對數字知識產權的保護力度,推動社會治理的數字化轉型,為實現創新驅動發展戰略提供政策支持及制度保障。第三,大力發展市場經濟,提高市場整合水平,積極推進以國內大循環為主、國內國際雙循環為輔的市場格局建設,形成市場整合與數字經濟的推動合力,促進區域科技創新水平提升。