數字經濟、研發要素流動與企業創新邊界

趙 靜，欒甫貴

（首都經濟貿易大學 會計學院，北京 100070）

0 引言

對企業而言，創新是其確保行業競爭力的關鍵要素，創新邊界則是實現穩定且高質量創新的“標準線”[1]。黨的二十大報告提出，要“強化企業科技創新主體地位，發揮科技型骨干企業引領支撐作用，營造有利于科技型中小微企業成長的良好環境”，為擴大企業創新邊界提供政策保障。在創新邊界外延擴大加持下，企業可通過提高生產規模、調整經營戰略等方式充分享受邊界擴大帶來的創新紅利。然而，在新一代信息技術重構下，數字經濟使得傳統發展動能、業態受到沖擊，為企業創新邊界擴大帶來不確定性。此過程中，數字經濟為企業創新帶來的究竟是“數字鴻溝”還是“數字紅利”有待商榷[2]。如果是前者，那么數字經濟引致的“極化效應”可能會在一定程度上加劇企業、行業以及區域間的發展不平衡。如果是后者，那么企業可借助數字技術打破企業與消費者、企業與行業內部信息壁壘，有效降低信息搜尋成本與信息不對稱性。綜上，數字經濟對企業創新邊界是否具有正向推動作用？其背后理論機制與影響路徑幾何？回答上述問題，有助于我國加快實現科技創新強國戰略目標。

梳理既有文獻，有關數字經濟、研發要素流動與企業創新邊界的研究主要從以下三個方面著手。第一，數字經濟與研發要素流動。陳海鵬等（2023）[3]從要素流動視角研究發現，數字經濟可通過促進研發要素流動助力城鄉融合發展。姚常成和沈凱玙（2023）[4]指出，數字經濟能夠通過強化研發要素流動實現區域協調發展，但這一調節效應主要與資本和技術有關。熊子怡等（2022）[5]指出，戶籍制度改革、交通基礎設施等研發要素的流動可在數字經濟發展與城鄉收入差距中起到調節作用。第二，數字經濟與企業創新邊界。張旭娜等（2023）[6]研究發現，數字經濟對成熟期企業的創新推動作用更強，更有助于拓寬企業創新邊界，對衰退期企業創新水平的影響則不顯著。杜金柱和扈文秀（2023）[7]從持續性視角探究數字經濟發展對企業創新的影響，發現數字經濟發展能夠顯著提升企業創新持續性水平，且在制度環境較好地區這一影響更顯著。第三，研發要素流動與企業創新邊界。現有研究中，有關研發要素流動與企業創新邊界的文獻相對較少，大部分文獻主要從研發要素流動與企業創新層面著手。陳惠鵬（2021）[8]認為，創新要素流動對制造業企業綠色轉型具有積極促進作用，且在環境稅收優惠調節下，該作用顯著增強。宛群超等（2021）[9]立足產業視角指出，R&D人員流動與R&D資本流動均對高技術企業創新能力具有顯著“擠入效應”，且可通過資源效率改善進一步提升高技術產業創新能力。

從上述分析來看，理論界就數字經濟、研發要素流動與企業創新兩兩之間關系的探討已較為豐富，為進一步研究奠定了堅實的基礎。基于此，本文試圖將數字經濟、研發要素流動與企業創新邊界納入統一討論框架，在理論機制分析的基礎上，分別運用雙向固定效應回歸模型、門檻回歸模型以及中介效應模型，實證檢驗數字經濟對企業創新邊界的影響，以及研發要素流動在二者關系中的作用機制。一方面，從創新規模邊界、創新能力邊界和創新合作邊界三個細分視角，討論數字經濟對企業創新邊界影響的理論機制；另一方面，以研發要素流動作為中介變量，探究數字經濟與企業創新邊界的影響路徑與中介機制。

1 理論機制與研究假設

1.1 直接影響

企業邊界是現代企業理論關注的核心問題之一。有學者指出，企業邊界是由土地、勞動力等有形資源組成的規模邊界和知識形態資源組成的能力邊界[10]，但此認知相對忽視技術創新在這一過程中發揮的重要作用。技術創新不僅可以提高有形資源利用效率，還可以實現知識能力框架的革新，對企業規模邊界與能力邊界均有重要影響[11]。基于熊彼特的創新理論，創新的實質就是“創造性破壞”。在技術研發過程中，創新能夠改變技術發展邊界，或使企業在原有技術上得到提升，或顛覆原有技術手段實現跨越式突破。這一趨勢恰恰與數字經濟引起的巨大經濟社會變革相吻合。在數字經濟視域下，以大數據、云計算、人工智能等技術為核心的數字技術既為企業創新邊界提升帶來機遇，又在新舊技術交替間引致技術不確定性，加大了企業創新邊界提升的阻力。那么，此過程中數字經濟對企業創新規模邊界與創新能力邊界的正向作用是否得到擴大，值得深入探究。此外，當企業與不同類型主體展開合作時，亦會對新知識獲取、知識組合范式和知識創造有不同影響[12]，這在一定程度上也會影響企業創新邊界的大小。基于上述分析，本文著重從企業創新規模邊界、創新能力邊界和創新合作邊界三個子視角深入分析數字經濟對企業創新邊界的直接影響。

第一，企業創新規模邊界。在數字經濟的不斷滲透下，數據要素成為助力企業打破傳統創新“藩籬”、提高有形資源利用效率的重要媒介[13]。受此影響，數字經濟衍生出的共享經濟憑借低成本、高效益、高便捷性等特點，不斷深化企業與消費者之間的聯系[14]。這在一定程度上激勵企業主動擴大創新投入，進而有效提升其創新規模邊界。然而，在此正向激勵下，數字經濟會因邊際遞減效應使經濟不發達地區企業出現“追趕式”創新。前期企業為填補數字鴻溝會主動通過增加創新研發投入擴大創新規模邊界，后期則會因為投入產出不平衡而逐漸縮減企業創新規模。此時，數字經濟對企業創新規模邊界的影響存在非線性特征。第二，企業創新能力邊界。創新能力邊界是企業通過共享、傳遞和外化方式，將組織內部員工顯性知識與隱性知識應用在生產活動范圍的程度[15]。數字經濟發展強化了信息共享性與精準性，并倒逼各市場主體加快研發新技術、提升自身研發能力來適應新的市場環境。同時，數字經濟打破時空限制，使得知識溢出與技術溢出成為企業提升資源配置效率、優化生產要素組合的重要途徑。數字經濟刺激了創新系統的演化[16]，并加快企業創新能力邊界擴大。而企業創新能力邊界的擴大，又會進一步促進創新要素優化配置，進而助力數字經濟高質量發展。第三，企業創新合作邊界。在數字經濟推動下，企業數字化轉型速度不斷加快，且將數字技術充分應用于設計、研發、生產、銷售等一系列環節。在這一過程中，數字經濟極大程度地優化了產品設計與市場投放間的中間環節，有效提高了企業科研成果創新轉化效率。此外，數字經濟也可通過強化企業間信息資源互通水平和改善企業對知識的重組與吸收路徑來改變企業創新方式，為企業擴大創新合作邊界提供可能。根據以上分析，提出如下假設：

假設1：數字經濟可通過創新能力邊界、創新規模邊界與創新合作邊界三個路徑實現企業創新邊界擴大。

假設2：數字經濟對企業創新邊界存在非線性影響。

1.2 間接影響

研發要素是國家科技創新和體制機制創新“雙輪驅動”過程中的重要戰略資源，其可憑借資源優化配置效應加速區域創新活動開展，為企業創新邊界擴大提供物質保障[17]。因此，本文以研發要素流動作為衡量數字經濟與企業創新邊界的中介變量，并展開進一步分析。基于研發資本流動視角，數字經濟的變革為傳統金融機構與企業提供更為便捷的信息獲取渠道。一方面，便捷信息獲取渠道可改善金融機構與企業間的信息不對稱，降低金融機構信息搜尋成本，從而更好地為企業提供金融服務支持[18]。另一方面，便捷信息獲取渠道也會提高企業研發資本的利用效率與流轉速度，進而從拓寬資本規模邊界擴大企業創新邊界。此外，在數字經濟推動下，企業亦可借助數字化信貸平臺吸納研發資金，用于技術研發活動支出。在這一過程中，數字金融形成的“鯰魚效應”可加快研發資本流動，為企業創新邊界擴大提供資本要素支持。綜合而言，數字經濟具備的高創新性、強滲透性和廣覆蓋性，不僅可以改善地區營商環境、對外開放等制度環境的弊病，加速區域間研發資本要素有序流動，還能進一步深化企業研發創新活動的專業化分工，降低研發資本無序投入，充分擴大企業創新邊界。

基于研發人員流動視角，已有研究表明，近些年我國人口流動主要呈現由中西部欠發達地區向東部發達地區流動的“極化”趨勢[19]。在這一過程中，區域經濟發展水平差異、就業廣度深度差異以及戶籍學籍制度差異成為加大研發人員流動不平衡的重要因素。一方面，在數字經濟干預下，研發人員可借助數字化信息交流媒介突破時空限制，有效增強跨區域、跨行業的工作交流與技術探討，緩解因信息閉塞引致的流動阻滯，為企業創新邊界擴大提供保障。另一方面，在數字經濟背景下，企業可跨越組織邊界，整合更大范圍的外部創新資源，使內部合作研發人員深度參與產品價值創造全過程，加速研發人員網絡化集聚[20]，充分實現研發資源優勢互補與共享，為企業創新邊界擴大賦能。基于上述分析，本文提出：

假設3：數字經濟通過促進研發人員流動與研發資本流動提升企業創新邊界。

2 研究設計

2.1 模型構建

以上述理論分析為基礎，針對假設1構建雙向固定效應回歸模型，具體如式（1）所示：

式（1）中，i表示企業，t表示年份；IB為被解釋變量企業創新邊界；DE為核心解釋變量數字經濟；Control為各種控制變量；μi為企業虛擬變量，δt為時間虛擬變量，二者分別指代個體固定效應與時間固定效應；εi,t為隨機擾動項。

針對假設2，構建門檻回歸模型以驗證數字經濟對企業創新邊界的非線性影響，具體如式（2）所示：

式（2）中，θ為待測門檻值；DE為門檻變量；I()· 為指示函數，當括號內條件滿足時，取值為1，反之取值為0。此時，僅考慮單一門檻效應，后續在實際驗證過程中依據樣本量進一步檢驗多門檻效應。

針對假設3，構建中介效應模型驗證研發要素流動在數字經濟對企業創新邊界影響中的作用關系，具體如式（3）、式（4）所示：

中介效應具體檢驗步驟如下：第一，需要滿足式（1）中數字經濟對企業創新邊界的影響系數α0通過顯著性檢驗。第二，在此基礎上，構建數字經濟發展水平DE對中介變量M的線性回歸方程式（3）。其中，M包括研發資本流動（RDCF）與研發人員流動（RDPT）。第三，構建中介變量M對企業創新邊界IB的回歸方程式（4）。基于上述步驟，驗證β1、γ1與γ2等回歸系數的顯著性，以判斷中介效應是否存在。

2.2 指標選取

2.2.1 企業創新邊界（IB）

參考已有研究[21,22]，并結合上述分析，從創新規模邊界、創新能力邊界和創新合作邊界三個層面共9個三級指標對2012—2021 年企業創新邊界進行測度，并利用熵值Topsis法得到企業創新邊界各指標權重（見表1）。

表1 企業創新邊界評價指標體系

2.2.2 數字經濟（DE）

《“十四五”數字經濟發展規劃》中提出，數字經濟是“以數據資源為關鍵要素”“以現代信息網絡為主要載體”的新經濟形態。在這一政策指向下，國家更加關注數據資源、現代信息網絡對數字經濟發展的推動作用。《數字中國建設整體布局規劃》中，“數字基礎設施高效聯通，數據資源規模和質量加快提升，數據要素價值有效釋放”的重要論述，闡明了數字基礎設施、數據資源及數據要素的重要性。本文立足于此，兼顧科學性與可得性原則，進一步結合已有研究[23]，以數字基建環境、數字競爭環境與數字發展環境綜合衡量數字經濟（見表2）。同樣使用熵值TOPSIS法計算各項指標的權重。

表2 數字經濟評價指標體系

2.2.3 研發要素流動（FF）

基于前述分析，選擇研發資本流動（RDCF）與研發人員流動（RDPT）綜合衡量研發要素流動。其中，研發資本流動計算公式如式（5）、式（6）所示，研發人員流動計算公式如式（7）、式（8）所示。

其中，RDCFij與RDPTij分別表示從i地區流動到j地區的研發資本流動量與研發人員流動量；RDCFi與RDPTi分別為i地區研發資本總流動量與研發人員總流動量；Ni表示研發資本存量;Nj為表示流向地j地區的研發資本吸引力，采用規模以上工業企業研發資本利用率衡量；Mi表示i地區研發人員數量；Mj表示流向地j地區的研發人員吸引力，以人均GDP 表示；Rij為經緯度測算的兩地區間的實際距離；b表示研發資本流動與研發人員流動隨距離衰減的速度，此處取b=2。

2.2.4 控制變量

從企業層面與區域層面對可能影響企業創新邊界的其他因素進行控制。企業層面的控制變量：（1）企業年齡（AGE），以企業成立年份與樣本年份之差的對數衡量。（2）外部審計（EA），該變量為虛擬變量，若企業存在外部審計，則賦值為1，反之則為0。（3）外國公司專利技術使用（FU），該變量為虛擬變量，當企業使用外國公司專利技術時賦值為1，反之為0。區域層面的控制變量：（1）開放程度（DO），以地區外商直接投資占地區生產總值的比重衡量。（2）財政支出（FE），以地方政府財政支出與地區生產總值的比值衡量。（3）城鎮化率（UR），以城鎮人口與總人口的比值衡量。

2.3 數據來源

本文以2012—2021 年中國A 股上市企業為研究對象，考察數字經濟對企業創新邊界的影響。為確保數據精準性，對相關數據進行如下處理：首先，剔除樣本期內ST、ST*以及IPO 企業；其次，為避免極端值的影響，對企業數據進行上下1%的縮尾處理；最后，剔除金融類與房地產類企業，最終得到16580 個企業樣本數據。其余指標相關數據主要來源于《中國統計年鑒》、中國工業企業數據庫以及國泰安數據庫。針對部分缺失數據，使用插值法進行填補。

3 實證結果

3.1 基準回歸結果

表3 為數字經濟對企業創新邊界影響的基準回歸結果。表中列（1）至列（4）依次為數字經濟對創新規模邊界、創新能力邊界、創新合作邊界三個子維度以及企業創新邊界的固定效應回歸。從結果看，除創新合作邊界通過10%的顯著性檢驗外，創新規模邊界、創新能力邊界及企業創新邊界的回歸系數均在1%的水平上顯著為正。這說明數字經濟對企業創新邊界具有顯著的正向推動作用，且數字經濟可利用自身特性分別從創新規模、創新能力、創新合作層面推動企業創新邊界持續擴大。據此，假設1 得證。進一步地，數字經濟對創新規模邊界的影響系數最大，為0.0033，這說明在數字經濟推動下，以數據要素為引領的諸多生產要素實現數字化變革，為企業創新邊界擴大提供基礎支撐。

表3 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

基于上述基準回歸結果，數字經濟對企業創新邊界具有顯著正向影響。為確保這一研究結論的可靠性，借助單一指標法，使用標準化后的北京大學普惠金融指數替換數字經濟指標進行穩健性檢驗，結果如表4所示。從表4結果來看，在替換數字經濟指標進行回歸后，所得影響系數與符號基本與前文一致，證明回歸結果穩健。

表4 替換解釋變量估計結果

3.3 內生性檢驗

為了避免因遺漏變量及測量誤差引致回歸結果出現內生性問題，采用工具變量法估計式（1）。在具體計算過程中，通過構造樣本期內上一年互聯網寬帶接入端口數與1984年每萬人電話機數量的交互項作為工具變量。經過Sargan 與Basmann 檢驗后發現，工具變量的卡方值不顯著，滿足外生性要求。從表5中的結果看，內生性檢驗后，數字經濟回歸系數通過10%的顯著性檢驗，驗證了數字經濟對企業創新邊界的正向促進作用。

表5 工具變量法估計結果

3.4 異質性檢驗

為進一步分析數字經濟對企業創新邊界的異質性影響，參考國家統計局的劃分標準，將16580 個企業樣本數據按照其總部所在省份劃分為東部、中部、西部三組，具體結果見下頁表6。可以看出，數字經濟對企業創新邊界的正向促進作用存在顯著的區域異質性，其中在東部地區影響程度最大，為0.0096，且在1%的水平上顯著。這說明東部地區數字經濟發展水平每提升1%，該地區企業創新邊界將相應擴大0.0096%。可能的原因是，自改革開放以來，以東部地區為首的發達省份積累下豐厚的創新資源，有效釋放了新一代信息技術帶來的數字紅利，加速企業創新邊界擴大。西部地區次之，為0.0059，且通過1%水平的顯著性檢驗。相較而言，盡管西部地區經濟、文化等綜合實力弱于東部地區，但在優越的自然資源稟賦以及“西部大開發”“東數西算”等政策綜合推動下，西部地區職能部門憑借數字新型基礎設施建設，充分享受數字經濟發展紅利，極大程度地改善了區域內、區域間市場信息交流效率，進一步推動企業研發創新活動開展，為企業創新邊界擴大提供了堅實基礎。而相比東西部地區，中部地區的回歸結果不顯著，這說明在該地區數字經濟無法有效擴大企業創新邊界。

表6 區域異質性檢驗結果

3.5 非線性檢驗

為驗證數字經濟對企業創新邊界的非線性影響，利用面板門檻回歸模型進行實證檢驗。結果如表7所示，在進行門檻存在性檢驗后發現，數字經濟對企業創新邊界存在雙門檻效應。進一步地，從表8 的門檻回歸結果可知，當DE<-0.3127 時，數字經濟能夠顯著擴大企業創新邊界；當-0.3127

表7 門檻檢驗值結果

表8 門檻回歸結果

3.6 中介機制檢驗

中介機制檢驗結果如表9所示。從表9結果看，數字經濟對研發人員流動和研發資本流動均具有正向促進作用，其影響系數分別為0.0035和0.3673，且至少在10%的水平上顯著，這說明數字經濟發展能夠促進地區研發要素流動。研發人員流動對企業創新邊界的影響不顯著。可能的原因是，數字經濟雖然加速了研發人員的區際流動性，但在各地政府“持續加碼”的人才引進政策競爭下，高經濟發展區域人才冗余與低經濟發展地區人才不足的矛盾，使得區域間人才配置難以實現最優。此外，多數企業盲目追求高學歷、高資歷的“名人效應”，忽視崗位需求與人才發展的適配性，以至于人力資源價格無序上漲，加大研發人員資源配置失衡。受此影響，研發人員流動對企業創新邊界的促進作用低于阻滯作用，中介效應尚未充分顯現。

表9 中介效應回歸結果

由上文分析可知，中部地區回歸結果不顯著，說明該地區數字經濟無法有效擴大企業創新邊界。為深入探究研發要素流動在數字經濟與企業創新邊界關系中的影響，選擇剔除中部地區樣本數據，重新進行中介效應分析，以驗證中介機制檢驗結果的穩健性（見表10）。從表10結果看，在剔除中部地區樣本數據后，相關回歸系數有所增大，但符號與顯著性并未發生明顯改變，證明中介變量分析結果基本穩健。

表10 中介效應穩健性分析

4 結論

本文基于2012—2021 年中國A 股上市企業樣本數據，借助中介效應模型與門檻回歸模型探究數字經濟對企業創新邊界的影響以及研發要素流動在二者間的中介機制，得出如下結論：第一，數字經濟對企業創新邊界具有顯著正向影響，且這一結論在內生性檢驗和穩健性檢驗后依然成立。第二，數字經濟對企業創新邊界的影響具有異質性，其中，在東部和西部地區具有顯著促進作用，在中部地區影響則不顯著。第三，通過非線性檢驗發現，數字經濟與企業創新邊界之間具有雙門檻效應，當數字經濟在第一門檻與第二門檻兩側時，對企業創新邊界具有正向促進作用，當數字經濟在第一門檻與第二門檻之間時，對企業創新邊界具有負向影響。第四，數字經濟可借助研發資本流動擴大企業創新邊界，而研發人員流動的中介效應不顯著。