信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的正向影響效應(yīng)及條件約束
——基于中國(guó)省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

羅能生 張雅莉

信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的正向影響效應(yīng)及條件約束
——基于中國(guó)省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

羅能生 張雅莉

信息網(wǎng)絡(luò)是新的生產(chǎn)力代表，是區(qū)域?qū)嵤﹦?chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的先導(dǎo)力量。利用2003-2013年中國(guó)30個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，從基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)支撐和終端應(yīng)用三個(gè)層面設(shè)計(jì)指標(biāo)構(gòu)建信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)，并進(jìn)行有效測(cè)度和考察。在此基礎(chǔ)上，采用兩步差分GMM法實(shí)證檢驗(yàn)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的整體效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)以及條件約束。結(jié)果表明： 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)存在空間分布不均衡現(xiàn)象，呈現(xiàn)出“東高西低”的階梯狀分布，且不同省市之間表現(xiàn)出較大的發(fā)展差距；信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的正向整體效應(yīng)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)中，信息網(wǎng)絡(luò)終端應(yīng)用對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用最為突出，而產(chǎn)業(yè)支撐尚未表現(xiàn)出顯著的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)；信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響還存在明顯的條件約束，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下會(huì)弱化信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的積極作用。因此，應(yīng)邁開“互聯(lián)網(wǎng)+”步伐，提升信息網(wǎng)絡(luò)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的整合能力和融合能力，并充分考慮地區(qū)差異，為中西部地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新提供堅(jiān)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和友好的政策環(huán)境，改善信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的空間分布不均狀態(tài)，縮小區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)的發(fā)展差距。

信息網(wǎng)絡(luò)； 產(chǎn)業(yè)發(fā)展； 區(qū)域創(chuàng)新； 互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)

一 引 言

創(chuàng)新是區(qū)域提升競(jìng)爭(zhēng)力和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?Solow，1957[1]；Romer，1989[2])。隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的到來，信息網(wǎng)絡(luò)成為新的生產(chǎn)力和發(fā)展方向的代表，以及引領(lǐng)創(chuàng)新和驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)型的先導(dǎo)力量。截至2016年底，我國(guó)網(wǎng)民數(shù)躍升至7.31億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)53.2%，超過全球平均水平3.1個(gè)百分點(diǎn)。信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展，寬帶網(wǎng)絡(luò)建設(shè)明顯加速。信息網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展，有助于拓展網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)空間，驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級(jí)，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，創(chuàng)造激勵(lì)創(chuàng)新的發(fā)展環(huán)境。由此看來，信息網(wǎng)絡(luò)作為信息載體在區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)中的地位日益凸顯，不容忽視(Kleis et al.，2012[3]；Ollo-López和Aramendía-Muneta，2012[4])。信息網(wǎng)絡(luò)既是當(dāng)代科技創(chuàng)新的產(chǎn)物，也為整個(gè)社會(huì)的創(chuàng)新活動(dòng)帶來新的契機(jī)、動(dòng)力和條件。那么，具體來說，信息網(wǎng)絡(luò)是如何影響區(qū)域創(chuàng)新的？其作用機(jī)理是什么？我國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展是否有力地帶動(dòng)了區(qū)域創(chuàng)新？在不同條件下信息網(wǎng)絡(luò)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響有何差異？應(yīng)該如何有效利用信息網(wǎng)絡(luò)來促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新？這是亟待解決的現(xiàn)實(shí)熱點(diǎn)，也是本文擬探討的問題。

學(xué)術(shù)界對(duì)影響區(qū)域創(chuàng)新的因素進(jìn)行了多方面探討，這些因素主要包括人力資本、創(chuàng)新環(huán)境、對(duì)外開放、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等(錢曉燁等，2010[5]；Sleuwaegen和Boiardi，2014[6]；姜磊和馬寅，2013[7]；黃訓(xùn)江，2017[8])，但在信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系上，國(guó)內(nèi)外缺乏較為系統(tǒng)的直接研究，研究視角多為間接的。宏觀層面，學(xué)者們普遍認(rèn)為信息通信技術(shù)(ICT)存在積極的創(chuàng)新溢出效應(yīng)。Alexandra et al.(2010)[9]采用網(wǎng)絡(luò)就緒指數(shù)(NRI)衡量信息通信技術(shù)(ICT)水平，用綜合創(chuàng)新指數(shù)(SII)衡量創(chuàng)新能力，并運(yùn)用線性回歸模型分別從歐洲層面和國(guó)家層面測(cè)度了2004-2009年歐盟24國(guó)以及羅馬尼亞NRI與SII之間的關(guān)系，結(jié)果表明ICT顯著促進(jìn)了創(chuàng)新。國(guó)內(nèi)學(xué)者也從基礎(chǔ)設(shè)施的角度出發(fā)，認(rèn)為信息基礎(chǔ)設(shè)施是區(qū)域科技創(chuàng)新與知識(shí)流動(dòng)的載體，為區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新提供了良好的平臺(tái)(李婧等，2010)[10]。行業(yè)層面，韓先鋒等(2014)[11]基于工業(yè)部門分行業(yè)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，信息化已成為推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)發(fā)展的新動(dòng)力源泉，且信息化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有著“先提高后降低”的非線性影響。微觀層面，知識(shí)溢出以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境的影響效應(yīng)也得到廣泛研究，Huggins和Izushi(2007)[12]、Huggins和Johnston(2009)[13]研究認(rèn)為，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間知識(shí)流動(dòng)的網(wǎng)絡(luò)是推動(dòng)創(chuàng)新的關(guān)鍵來源，知識(shí)溢出對(duì)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)、創(chuàng)新主體及所在區(qū)域均能產(chǎn)生相應(yīng)的技術(shù)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(傅利平等，2013)[14]。

在信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展和區(qū)域創(chuàng)新關(guān)系上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者通過大量研究，已形成較為一致的研究結(jié)論，為本文提供了借鑒和參考，但現(xiàn)有文獻(xiàn)仍具有一定的局限性。首先，直接研究信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新關(guān)系的文獻(xiàn)十分缺乏，大多從ICT、信息化、信息產(chǎn)業(yè)、知識(shí)溢出等角度研究其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響；其次，信息網(wǎng)絡(luò)是包含信息基礎(chǔ)設(shè)施、相關(guān)產(chǎn)業(yè)支撐及終端消費(fèi)在內(nèi)的綜合概念，但既有研究尚未對(duì)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展進(jìn)行有效的綜合指標(biāo)測(cè)度；最后，對(duì)這兩者關(guān)系的作用渠道和條件等問題仍然缺乏系統(tǒng)性研究。鑒于此，本文選取2003-2013年全國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，設(shè)計(jì)指標(biāo)體系，構(gòu)建信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)，科學(xué)而全面地衡量信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展，并對(duì)其影響區(qū)域創(chuàng)新的程度、路徑及條件進(jìn)行了系統(tǒng)性的機(jī)理分析和實(shí)證檢驗(yàn)，以便為地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展提供重要決策依據(jù)。

本文內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排如下： 第一部分為引言，介紹信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新關(guān)系研究的背景與意義，梳理現(xiàn)有相關(guān)研究進(jìn)展并據(jù)此提出本文試圖解決的核心問題；第二部分為理論分析與研究假設(shè)，通過理論分析，提出待檢驗(yàn)的反映信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新之間影響作用關(guān)系的研究假設(shè)；第三部分闡述主要相關(guān)變量，構(gòu)建計(jì)量模型，對(duì)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)進(jìn)行描述性的時(shí)空分析，并對(duì)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)行聚類分析；第四部分為理論假設(shè)的實(shí)證結(jié)果分析及穩(wěn)健性討論；第五部分為結(jié)論及政策建議，總結(jié)本文的主要研究結(jié)論，并據(jù)此提出有針對(duì)性的政策建議。

二 理論分析與研究假設(shè)

區(qū)域創(chuàng)新是區(qū)域把知識(shí)轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新工藝和新服務(wù)。在這一知識(shí)轉(zhuǎn)化的過程中，信息網(wǎng)絡(luò)作為信息的載體無疑是其中的關(guān)鍵要素，尤其是在當(dāng)今互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的背景下(李海艦等，2014[15]；羅珉和李亮宇，2015[16])。本文將從整體上、結(jié)構(gòu)上以及作用條件上分析信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響機(jī)制。

從整體上來看，一方面，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展大大降低了創(chuàng)新活動(dòng)的交易成本(王千，2014)[17]。從威廉姆森關(guān)于交易的三個(gè)維度，即資產(chǎn)專用性、不確定性與交易頻率進(jìn)行分析。首先，信息網(wǎng)絡(luò)可以發(fā)揮集聚經(jīng)濟(jì)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)等經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，加之其開放性與共享性，能有效降低創(chuàng)新主體的資產(chǎn)專用性投入；其次，信息網(wǎng)絡(luò)使信息的快速傳播與共享成為可能，降低了不確定性；最后，信息網(wǎng)絡(luò)提高了交易效率和頻率，進(jìn)而降低了創(chuàng)新主體的代理成本與機(jī)會(huì)主義成本(劉向東和陳成漳，2016)[18]。另一方面，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展有助于優(yōu)化資源配置，減少創(chuàng)新資源的浪費(fèi)。創(chuàng)新主體之間的合作與知識(shí)溢出是創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)(De Faria et al.，2010[19]；Doloreux和Porto Gomez，2016[20])，直接影響了創(chuàng)新資源的配置效率。信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展通過促進(jìn)供需雙方的信息匹配以及產(chǎn)學(xué)研合作，增強(qiáng)了創(chuàng)新主體間的知識(shí)溢出，激發(fā)了集體學(xué)習(xí)機(jī)制，引導(dǎo)人力資本和物質(zhì)資本流向創(chuàng)新部門。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1： 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展在整體上對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有促進(jìn)作用。

從結(jié)構(gòu)上來看，本文將信息網(wǎng)絡(luò)分為基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)支撐和終端應(yīng)用三個(gè)方面進(jìn)行分析。首先，信息網(wǎng)絡(luò)為區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)提供了信息流動(dòng)的基礎(chǔ)設(shè)施，信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施是區(qū)域創(chuàng)新的物質(zhì)基礎(chǔ)。第二，信息網(wǎng)絡(luò)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的崛起帶動(dòng)了其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)的積極推進(jìn)，信息化與工業(yè)化的融合程度不斷加深(謝康等，2012)[21]，要素整合與融合能力增強(qiáng)，也為其他產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新提供了技術(shù)支持和產(chǎn)業(yè)支撐(張亞斌等，2014)[22]。第三，信息網(wǎng)絡(luò)終端應(yīng)用，包括計(jì)算機(jī)、智能手機(jī)等，成為互聯(lián)網(wǎng)的物質(zhì)載體?；诨ヂ?lián)網(wǎng)的信息平臺(tái)強(qiáng)化了信息的流動(dòng)，為信息的實(shí)時(shí)溝通提供技術(shù)支持，各種基于信息平臺(tái)而開發(fā)的軟件則為信息的有效集成提供了高速通道(劉向東和陳成漳，2016)[18]，為創(chuàng)新活動(dòng)提供了有利的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2： 信息網(wǎng)絡(luò)通過基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)支撐和終端應(yīng)用三個(gè)方面對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用。

從作用條件上來看，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響還受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的約束。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，仍以要素驅(qū)動(dòng)的粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式為主(林毅夫和蘇劍，2007)[23]，創(chuàng)新需求相對(duì)不足，且在勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境和金融環(huán)境上處于劣勢(shì)，因此信息網(wǎng)絡(luò)的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)可能會(huì)大打折扣。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力雄厚，創(chuàng)新需求往往更加旺盛，在人力資本引進(jìn)和風(fēng)險(xiǎn)資本入駐上也具有天然優(yōu)勢(shì)，在此優(yōu)越的市場(chǎng)環(huán)境和創(chuàng)新積累下，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展能更有效地激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3： 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的約束，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下會(huì)弱化信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

為考察信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響，本文在以往研究的基礎(chǔ)上，初步設(shè)定了如下面板數(shù)據(jù)模型：

(1)

其中： i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，inno、info分別表示區(qū)域創(chuàng)新、信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展；pgdp、rdl、rdk、gov、open是控制變量，分別代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本投入、物質(zhì)資本投入、政府制度因素、對(duì)外開放程度，αi和γt分別是地區(qū)和時(shí)間虛擬變量，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為減少異方差和量綱的影響，對(duì)模型各變量取對(duì)數(shù)。

創(chuàng)新活動(dòng)一般需要經(jīng)過一定的知識(shí)積累才會(huì)取得實(shí)質(zhì)性進(jìn)展，因而區(qū)域創(chuàng)新具有較強(qiáng)的累積效應(yīng)和路徑依賴特征(曹廣喜，2009[24]；楊振兵，2016[25])，因此，進(jìn)一步引用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來實(shí)證分析信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，具體模型形式如下：

(2)

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.解釋變量

信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)(info)，度量地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展程度。本文借鑒國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)信息化發(fā)展指數(shù)的指標(biāo)構(gòu)成，從基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)支撐和終端應(yīng)用三個(gè)維度衡量我國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)。為避免指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)的主觀性，選擇熵值法作為測(cè)算方法。具體指標(biāo)體系和各指標(biāo)權(quán)重見表1。

表1 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的衡量指標(biāo)體系

注： 每萬戶家庭移動(dòng)電話交換機(jī)容量=移動(dòng)電話交換機(jī)容量/總戶數(shù)；長(zhǎng)途光纜線路密度=長(zhǎng)途光纜線路長(zhǎng)度/省域面積；每萬戶互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口=互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)/總戶數(shù)；人均電信主營(yíng)業(yè)務(wù)收入=電信主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/年末總?cè)丝?；有線廣播電視入戶率=有線廣播電視用戶/總戶數(shù)。

2.被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)新(inno)，測(cè)度創(chuàng)新的指標(biāo)通常包括研發(fā)支出、專利申請(qǐng)數(shù)或?qū)＠跈?quán)數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入等(周海濤和張振剛，2015)[26]。專利數(shù)不能完全反映一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新水平，但由于數(shù)據(jù)可得性和可比性，專利數(shù)依然是現(xiàn)有文獻(xiàn)中區(qū)域創(chuàng)新的主要衡量指標(biāo)。參照劉軍等(2010)[27]的做法，以專利授權(quán)數(shù)來衡量區(qū)域創(chuàng)新。由于經(jīng)過授權(quán)的專利是經(jīng)專利局審查確認(rèn)合格有效的專利，因而可能比專利申請(qǐng)數(shù)更好地反映出區(qū)域創(chuàng)新的現(xiàn)實(shí)情況。

3.控制變量

除了信息網(wǎng)絡(luò)外，影響區(qū)域創(chuàng)新的因素還有很多，本文選取人均GDP、研究與試驗(yàn)發(fā)展人員全時(shí)當(dāng)量和R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、科教支出占政府財(cái)政支出比重、進(jìn)出口貿(mào)易額占GDP的比重分別作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)、人力資本(rdl)、物質(zhì)資本投入(rdk)、政府制度因素(gov)以及對(duì)外開放程度(open)的衡量指標(biāo)(王永軍和邱兆林，2016)[28]。

相關(guān)數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒等，少數(shù)缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補(bǔ)齊。主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表2。

表2 主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述(2003-2013年)

(三)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)與區(qū)域創(chuàng)新分類

1. 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的總體分析

圖1報(bào)告了根據(jù)熵值法測(cè)算出的2003-2013年我國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的時(shí)間走勢(shì)?？傮w上，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率達(dá)7.27%；結(jié)構(gòu)上，信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)、產(chǎn)業(yè)支撐指數(shù)及終端應(yīng)用指數(shù)也均表現(xiàn)出穩(wěn)定的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其年均增長(zhǎng)率分別為7.55%、4.56%、9.70%，這意味著，從全國(guó)水平來看，信息網(wǎng)絡(luò)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，尚未滿足快速擴(kuò)張的信息網(wǎng)絡(luò)終端應(yīng)用消費(fèi)，尤其是產(chǎn)業(yè)支撐指數(shù)，在2009年之后增長(zhǎng)乏力。

圖1 中國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的時(shí)間走勢(shì)(2003-2013年)

2.信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的空間分布

圖2和圖3報(bào)告了根據(jù)熵值法測(cè)算出的我國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的空間差異。首先，分東、中、西部地區(qū)來看，三大地區(qū)的平均水平之間表現(xiàn)出較大的差異性，其中，東部地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)最高，高于全國(guó)水平；而中西部地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)落后于全國(guó)水平，且中部與西部之間的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展差異較小，兩者的趨勢(shì)線在2011-2013年一度接近重合。但從增速來看，中西部地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的年增長(zhǎng)率明顯高于東部地區(qū)，且東部地區(qū)與中西部地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)雖然絕對(duì)差異還在擴(kuò)大，但相對(duì)差異已有縮小的趨勢(shì)。同時(shí)，通過計(jì)算三大地區(qū)內(nèi)部的變異系數(shù)，結(jié)果顯示，東部地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的內(nèi)部差異雖有縮小趨勢(shì)，但依然保持最大，其次是西部地區(qū)，中部地區(qū)最小。這說明，盡管東部地區(qū)仍具有絕對(duì)的發(fā)展優(yōu)勢(shì)，但區(qū)域內(nèi)部差異較大，而中西部地區(qū)近年來開始重視信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展，區(qū)域間的差異有所減小，區(qū)域內(nèi)部差異也較小。

圖2 中國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)(2003-2013年)

圖3 中國(guó)各省份信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)年均值

其次，具體到不同省市，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的步伐也并不一致。其中，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)排名靠前的省份有上海、北京、廣東、浙江、天津等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，而甘肅、貴州、云南、河南、江西等省份排名靠后，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平相對(duì)滯后。不同省市之間的絕對(duì)差異自2012年開始縮小，相對(duì)差異呈現(xiàn)波動(dòng)式下降，整體變異系數(shù)表現(xiàn)出逐年遞減的趨勢(shì)。盡管如此，不同地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平之間存在的差異依然不容小覷，信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需要良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)作為物質(zhì)保障，因而經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展處于劣勢(shì)，長(zhǎng)此以往將形成負(fù)反饋的惡性循環(huán)，區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)所要求的與之相匹配的信息環(huán)境變得越來越差。

3. 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新的地區(qū)分類

為進(jìn)一步分析我國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新分布的地區(qū)差異，利用各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)以及國(guó)內(nèi)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)歷年均值的中位數(shù)，借鑒韓先鋒等(2014)[11]的做法，將全國(guó)30個(gè)地區(qū)劃分成以下四類(見表3)： (1)北京、天津、遼寧等9個(gè)地區(qū)實(shí)現(xiàn)了“高信息化高創(chuàng)新”的有效融合，占到全部地區(qū)的1/3；(2)20%的地區(qū)如山西、吉林、黑龍江等6個(gè)省份表現(xiàn)為“高信息化低創(chuàng)新”的融合模式，這類地區(qū)雖有較高的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平，但對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用相對(duì)不足。應(yīng)增強(qiáng)市場(chǎng)活力，推動(dòng)產(chǎn)學(xué)研合作，以提高信息資源的利用效率，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新的溢出；(3)20%的地區(qū)如安徽、河南、湖北等6個(gè)省份則表現(xiàn)為“低信息化高創(chuàng)新”模式，這類地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展相對(duì)滯后，卻具有較高的創(chuàng)新水平，應(yīng)加快信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展，充分發(fā)揮其創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)；(4)還有30%的地區(qū)如河北、內(nèi)蒙古、江西等9個(gè)省份表現(xiàn)為“低信息化低創(chuàng)新”模式，該類地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展落后，區(qū)域創(chuàng)新不足，應(yīng)加強(qiáng)信息網(wǎng)絡(luò)投資建設(shè)以激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力。由此可見，當(dāng)前中國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)與區(qū)域創(chuàng)新的發(fā)展現(xiàn)狀并不理想，地區(qū)差異較大，且仍有2/3的地區(qū)尚未實(shí)現(xiàn)“高信息化高創(chuàng)新”的深度融合。

表3 中國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新的地區(qū)分類

四 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基本模型分析

1.信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的整體效應(yīng)

回歸結(jié)果如表4所示。首先利用最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)估計(jì)式(1)，結(jié)果見列(1)-列(3)；其次，考慮到動(dòng)態(tài)性以及內(nèi)生性問題，進(jìn)一步采用兩步差分廣義矩估計(jì)(FD-GMM)來估計(jì)式(2)(結(jié)果見列(4))，將區(qū)域創(chuàng)新的滯后項(xiàng)、信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指標(biāo)設(shè)為內(nèi)生變量，其他控制變量嚴(yán)格外生。為避免工具變量數(shù)量過多導(dǎo)致Sargan檢驗(yàn)失效，以這些內(nèi)生變量的滯后1-2期作為工具變量。表4中Sargan檢驗(yàn)的p值超過0.1，不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)；Arellano-Bond檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，模型在1%的顯著水平上存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)。上述結(jié)果表明，采用兩步差分廣義矩估計(jì)得到的結(jié)果不存在工具變量過度識(shí)別和二階序列相關(guān)問題，具有良好的穩(wěn)健性。

表4 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的整體效應(yīng)

注： (1)括號(hào)內(nèi)是t值或z值；(2)*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；(3)Sargan檢驗(yàn)和AR(1)、AR(2)下方括號(hào)內(nèi)是統(tǒng)計(jì)量的p值。下表同。

表4中模型(1)-模型(4)結(jié)果表明，無論采用何種回歸方法，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響皆為正向，且除了隨機(jī)效應(yīng)模型之外均在1%水平上高度顯著。其中固定效應(yīng)模型的結(jié)果顯示，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的估計(jì)系數(shù)為1.2502，即信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展每提升1%，區(qū)域創(chuàng)新水平增長(zhǎng)1.25%?？紤]動(dòng)態(tài)性和內(nèi)生性之后，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的估計(jì)系數(shù)為0.8467，與固定效應(yīng)模型結(jié)果相比，系數(shù)有所減小，但符號(hào)和顯著性沒有變化。模型(4)中，lninno-1的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明前期的區(qū)域創(chuàng)新對(duì)當(dāng)期區(qū)域創(chuàng)新水平具有顯著的積極影響，區(qū)域創(chuàng)新的變化趨勢(shì)呈現(xiàn)出明顯的路徑依賴特征，與楊振兵(2016)[25]的研究結(jié)論一致。這一結(jié)果驗(yàn)證了信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展在整體上對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有促進(jìn)作用的假設(shè)。

2.信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的結(jié)構(gòu)效應(yīng)

回歸結(jié)果如表5所示。模型(5)-模型(10)同樣采用動(dòng)態(tài)面板的兩步差分廣義矩估計(jì)，分別以信息網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)指標(biāo)基礎(chǔ)設(shè)施(lninfo1)、產(chǎn)業(yè)支撐(lninfo2)和終端應(yīng)用(lninfo3)作為主要解釋變量，以研究信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新影響的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。模型(8)-模型(10)在模型(5)-模型(7)的基礎(chǔ)上加入了控制變量。

表5 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新影響的結(jié)構(gòu)效應(yīng)

模型(5)-模型(10)的結(jié)果顯示，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展三個(gè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)均為正，表明信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響存在正向結(jié)構(gòu)效應(yīng)。在未加入控制變量之前，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo)均在1%的顯著性水平上表現(xiàn)為正，其中，信息網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)支撐指數(shù)的估計(jì)系數(shù)最大，基礎(chǔ)設(shè)施次之，終端應(yīng)用最小，分別為1.5675、1.4037、0.9438；加入控制變量后，三個(gè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)均有所下降，信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施和終端應(yīng)用仍在1%的顯著性水平上促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新，信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施和終端應(yīng)用指數(shù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新水平分別增長(zhǎng)0.62%和0.87%。值得注意的是，加入控制變量后，信息網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)支撐指數(shù)的估計(jì)系數(shù)變得不顯著，而終端應(yīng)用的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)表現(xiàn)得最為突出。說明在現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、創(chuàng)新要素投入、政府政策和對(duì)外開放程度下，信息網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)發(fā)展尚未表現(xiàn)出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的顯著促進(jìn)作用，這可能與我國(guó)兩化融合以及“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)中產(chǎn)業(yè)集群程度和產(chǎn)業(yè)鏈縱深發(fā)展不夠有關(guān)。

3.不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)

上文分析表明，區(qū)域創(chuàng)新會(huì)受信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、創(chuàng)新投入等因素的影響。為進(jìn)一步驗(yàn)證在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的條件約束下，這些因素對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響是否會(huì)發(fā)生變化，在表4模型(1)-模型(4)的基礎(chǔ)上加入信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，在加入信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)后，各解釋變量和控制變量的影響系數(shù)并未發(fā)生明顯變化。其中，信息網(wǎng)絡(luò)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)在固定效應(yīng)模型和兩步差分GMM模型下顯著為正，且在模型(14)中，lninfo的回歸系數(shù)為1.0530，相比模型(4)中的0.8467有明顯提高。這一結(jié)果驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下會(huì)弱化信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用的假設(shè)，說明具有較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的東部地區(qū)，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)可能表現(xiàn)得更為突出，而中西部地區(qū)由于受到較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用可能遭到削弱。因此，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍是解決信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新問題的關(guān)鍵突破口。

表6 不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)

(續(xù)上表)

解釋變量(11)OLS(12)FE(13)RE(14)GMM_cons-5.8210***6.0286***-1.5107*0.6940(-10.69)(4.43)(-1.71)(0.82)N330330330270R20.9219 0.9019 0.8872F值542.65384.72Wald檢驗(yàn)2593.5232075.86 Sargan檢驗(yàn)28.8978(0.2240)AR(1)-2.5710(0.0101)AR(2)0.5445(0.5861)

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性，考慮到從專利局審批專利直至授權(quán)具有1～3年的滯后期，進(jìn)一步采用超前一階(F.lninno)和超前兩階(F2.lninno)的專利授權(quán)數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果(見表7)表明，無論是采用專利授權(quán)數(shù)的超前一階還是超前兩階，核心解釋變量信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展(lninfo)的估計(jì)系數(shù)始終顯著為正，且在固定效應(yīng)模型中均達(dá)到1%的顯著性水平，其中超前一階和超前兩階條件下lninfo的系數(shù)分別為1.2019和1.2145，佐證了上文的結(jié)論，表明本文基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

解釋變量(15)F.lninno(16)F.lninno(17)F2.lninno(18)F2.lninno_cons-2.388-1.574-2.959-2.068(-1.17)(-0.78)(-1.46)(-1.01)F檢驗(yàn)420.49390.95Wald檢驗(yàn)2523.532263.01

(三)進(jìn)一步討論

以上結(jié)論表明，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展不論是從總體上還是結(jié)構(gòu)上均對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的正向影響效應(yīng)，且這一效應(yīng)還受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約。這意味著，信息網(wǎng)絡(luò)已成為區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵影響因素，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平高，將為區(qū)域創(chuàng)新提供優(yōu)越的地區(qū)信息環(huán)境，降低創(chuàng)新活動(dòng)中創(chuàng)新主體的交易成本，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，有效地激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力；相反，若地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平低下，區(qū)域創(chuàng)新的信息環(huán)境不佳，創(chuàng)新活動(dòng)的交易成本較高，創(chuàng)新資源得不到高效配置，區(qū)域創(chuàng)新將缺乏活力。然而，經(jīng)過測(cè)算我國(guó)各地區(qū)在樣本期內(nèi)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)發(fā)現(xiàn)，東部與中西部地區(qū)之間的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)水平最高，但區(qū)域內(nèi)部差距也最大，不同省市之間的發(fā)展步伐也很不一致。信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的空間分布不均，很大程度上是由地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地方政府政策帶來的。信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展前期都需要大量人力資本和物質(zhì)資本的投入，這離不開堅(jiān)實(shí)的地方經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與政府政策扶持。為此對(duì)于信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新較為滯后的中西部地區(qū)而言，一方面要繼續(xù)著眼于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)；另一方面，政府需進(jìn)一步推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)，促進(jìn)地區(qū)工業(yè)化與信息化融合，為信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)I造友好的政策環(huán)境，提升地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展水平，從而增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新活力，提高區(qū)域創(chuàng)新效率。

五 結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

本文基于2003-2013年中國(guó)30個(gè)地區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建綜合指標(biāo)體系，運(yùn)用熵值法測(cè)算各地區(qū)的信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)，從整體效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)以及條件約束三方面對(duì)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)性的理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明：

(1)中國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)總體呈現(xiàn)穩(wěn)定上升趨勢(shì)，且具有明顯的地區(qū)異質(zhì)性和空間分布不均現(xiàn)象，呈現(xiàn)出“東高西低”的階梯狀分布，但中西部地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)的年增長(zhǎng)率比東部地區(qū)高，且與東部地區(qū)的相對(duì)差異有逐年縮小的趨勢(shì)；東部地區(qū)內(nèi)部差異最大，且不同省市之間的發(fā)展步伐很不一致，但絕對(duì)差異和相對(duì)差異均有縮小趨勢(shì)。通過進(jìn)一步的地區(qū)分類發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前中國(guó)各地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)與區(qū)域創(chuàng)新的融合發(fā)展?fàn)顩r并不理想，仍有2/3的地區(qū)尚未實(shí)現(xiàn)“高信息化高創(chuàng)新”的融合。

(2)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的正向整體效應(yīng)。信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展指數(shù)每提升1%，區(qū)域創(chuàng)新將提升0.85%。說明信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展在整體上通過降低創(chuàng)新活動(dòng)中的交易成本、優(yōu)化創(chuàng)新資源配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生了積極推動(dòng)作用。

(3)信息網(wǎng)絡(luò)通過基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)支撐、終端應(yīng)用三方面對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生了促進(jìn)作用。實(shí)證檢驗(yàn)表明，基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)和終端應(yīng)用指數(shù)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)明顯，尤其是終端應(yīng)用，在互聯(lián)網(wǎng)普及率不斷提升的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，區(qū)域創(chuàng)新活力得以大大提高。但產(chǎn)業(yè)支撐指標(biāo)尚未表現(xiàn)出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的顯著推動(dòng)作用，這可能與當(dāng)前我國(guó)信息網(wǎng)絡(luò)相關(guān)產(chǎn)業(yè)較低的集群程度和整合能力有關(guān)。

(4)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的條件約束下，信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的正向影響依然顯著，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下會(huì)弱化信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的促進(jìn)作用。這意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)更強(qiáng)，而經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)由于受到經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的制約，其創(chuàng)新環(huán)境相對(duì)惡劣，間接影響了信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的積極效應(yīng)。

(二)政策建議

在互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的背景下，應(yīng)進(jìn)一步促進(jìn)信息網(wǎng)絡(luò)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的縱深發(fā)展。通過產(chǎn)業(yè)鏈的高效整合、三網(wǎng)融合進(jìn)程以及“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)的推進(jìn)，促進(jìn)工業(yè)化與信息化的深度融合以及信息產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級(jí)，為信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展提供產(chǎn)業(yè)支撐。此外，要繼續(xù)發(fā)揮以互聯(lián)網(wǎng)為主的信息網(wǎng)絡(luò)終端應(yīng)用的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)，優(yōu)化網(wǎng)絡(luò)環(huán)境，保護(hù)信息安全，推動(dòng)信息處理技術(shù)發(fā)展，為創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造良好的網(wǎng)絡(luò)環(huán)境。最后，要著力提高中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，增強(qiáng)地方政府對(duì)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的支持力度，為這些地區(qū)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展及區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)提供堅(jiān)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)條件和有利的政策環(huán)境，從而縮小其與東部地區(qū)在信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展基礎(chǔ)條件上的差距，改善信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的空間分布不均狀態(tài)，積極利用后發(fā)優(yōu)勢(shì)，完成區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)所必要的知識(shí)積累和創(chuàng)新積累，推動(dòng)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變。

[1] Solow, R. M.. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].TheReviewofEconomicsandStatistics, 1957, 39(3): 312-320.

[2] Romer, P.. Endogenous Technological Change[R]. National Bureau of Economic Research, 1989.

[3] Kleis, L., Chwelos, P., Ramirez, R., et al.. Information Technology and Intangible Output: The Impact of IT Investment on Innovation Productivity[J].InformationSystemsResearch, 2012, 23(1): 42-59.

[4] Ollo-López, A., Aramendía-Muneta, M. E.. ICT Impact on Competitiveness, Innovation and Environment[J].TelematicsandInformatics, 2012, 29(2): 204-210.

[5] 錢曉燁, 遲巍, 黎波. 人力資本對(duì)我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于空間計(jì)量的實(shí)證研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2010, (4): 107-121.

[6] Sleuwaegen, L., Boiardi, P.. Creativity and Regional Innovation: Evidence from EU Regions[J].ResearchPolicy, 2014, 43(9): 1508-1522.

[7] 姜磊, 馬寅. FDI對(duì)中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新影響的空間差異性研究——基于地理加權(quán)回歸的實(shí)證[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2013, 4(4): 32-40.

[8] 黃訓(xùn)江. 競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)創(chuàng)新了嗎?——基于我國(guó)通信設(shè)備制造業(yè)的四維度分析[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2017, 8(2): 108-121.

[9] Alexandra, C. D., Anamaria, P., Cristina, C., et al.. Some Aspects Concerning the Correlation Between ICT And Innovation in Europe[J].AnnalsoftheUniversityofOradea：EconomicScience, 2010, 1(2): 1183-1189.

[10] 李婧, 譚清美, 白俊紅. 中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的空間計(jì)量分析——基于靜態(tài)與動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證研究[J]. 管理世界, 2010, (7): 43-55.

[11] 韓先鋒, 惠寧, 宋文飛. 信息化能提高中國(guó)工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2014, (12): 70-82.

[12] Huggins, R. A., Izushi, H..CompetingforKnowledge:Creating,ConnectingandGrowing[M]. Routledge, 2007.

[13] Huggins, R., Johnston, A.. Knowledge Networks in an Uncompetitive Region: SME Innovation and Growth[J].GrowthandChange, 2009, 40(2): 227-259.

[14] 傅利平, 周小明, 羅月豐. 知識(shí)溢出與產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的耦合機(jī)制研究[J]. 科學(xué)學(xué)研究, 2013, 31(10): 1541-1547.

[15] 李海艦, 田躍新, 李文杰. 互聯(lián)網(wǎng)思維與傳統(tǒng)企業(yè)再造[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2014, (10): 135-146.

[16] 羅珉, 李亮宇. 互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的商業(yè)模式創(chuàng)新: 價(jià)值創(chuàng)造視角[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2015, (1): 95-107.

[17] 王千. 互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)平臺(tái)生態(tài)圈及其金融生態(tài)圈研究——基于共同價(jià)值的視角[J]. 國(guó)際金融研究, 2014, (11): 76-86.

[18] 劉向東, 陳成漳. 互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的企業(yè)價(jià)值網(wǎng)構(gòu)建——基于某網(wǎng)絡(luò)公司的案例分析[J]. 經(jīng)濟(jì)管理, 2016, (9): 47-60.

[19] De Faria, P., Lima, F., Santos, R.. Cooperation in Innovation Activities: The Importance of Partners[J].ResearchPolicy, 2010, 39(8): 1082-1092.

[20] Doloreux, D., Porto Gomez, I.. A Review of (almost) 20 Years of Regional Innovation Systems Research[J].EuropeanPlanningStudies, 2016, (11): 371-3877.

[21] 謝康, 肖靜華, 周先波等. 中國(guó)工業(yè)化與信息化融合質(zhì)量: 理論與實(shí)證[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2012, (1): 4-16.

[22] 張亞斌, 金培振, 沈裕謀. 兩化融合對(duì)中國(guó)工業(yè)環(huán)境治理績(jī)效的貢獻(xiàn)——重化工業(yè)化階段的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究, 2014, (1): 40-50.

[23] 林毅夫, 蘇劍. 論我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)換[J]. 管理世界, 2007, (11): 5-13.

[24] 曹廣喜. FDI對(duì)中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)的實(shí)證研究——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型[J]. 經(jīng)濟(jì)地理, 2009, (6): 894-899.

[25] 楊振兵. 市場(chǎng)整合利于提升創(chuàng)新效率嗎——基于創(chuàng)新能力與創(chuàng)新動(dòng)力的新視角[J]. 當(dāng)代財(cái)經(jīng), 2016, (3): 13-23.

[26] 周海濤, 張振剛. 政府研發(fā)資助方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績(jī)效的影響研究[J]. 管理學(xué)報(bào), 2015, (12): 1797-1804.

[27] 劉軍, 李廉水, 王忠. 產(chǎn)業(yè)聚集對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其行業(yè)差距[J]. 科研管理, 2010, 31(6): 191-197.

[28] 王永軍, 邱兆林. FDI技術(shù)溢出、 自主研發(fā)與內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——以中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[J]. 河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào), 2016, (6): 91-96.

Positive Effects and Condition Constraints of Information Network Development on Regional Innovation——Based on the Provincial Panel Data in China

LUO Neng-sheng ZHANG Ya-li

Information networks is an important factor for regional economy to achieve the innovation-driven way of economic development. This paper use the provincial panel data from 2003 to 2013 to measure the development of information networks in 30 districts from infrastructure, industry support and terminal application. Based on this, two-step GMM empirical method has been used to test the overall effect, structure effect and conditional constraints information networks has on regional innovation. The results show that: the index of information networks development is obviously uneven distributed in different areas, which means it is high in the eastern district while low in the western district, and shows great disparity among different provinces; there is a significant positive overall effect between information networks development and regional innovation. For the structure effect part, terminal application turns out to be the most important factor to regional innovation, industry backing hasn’t shown significant influence on regional innovation yet. Besides, The effect of information networks on regional innovation has obvious conditional constraints by economic development level which means poor economic development can weaken the positive influence that information networks on regional innovation. These findings suggest that we should speed up our pace to “Internet +” and promote the integration and fusion capability of some information industries. In the other hand, regional differences should be fully considered. The economic foundation and friendly policy environment are two key breaches for middle and western areas to accelerate their development of information networks and regional innovation and to improve the uneven distribution of information networks. It also helps to narrow the economical gap of these areas.

information networks; industry development; regional innovation; internet economy

2017-03-07

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“推進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)、文化及生態(tài)協(xié)同發(fā)展研究”(項(xiàng)目編號(hào)： 11&ZD012，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人： 羅能生)；湖南省軟科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目“網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)下湖南大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略及推進(jìn)機(jī)制研究”(項(xiàng)目編號(hào)： 2015ZK2003，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人： 羅能生)。

羅能生，博士，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向： 制度與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展；張雅莉，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士研究生，研究方向： 網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)學(xué)與創(chuàng)新發(fā)展。

F424.3

A

1674-8298(2017)04-0050-14

[責(zé)任編輯： 陳 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.04.005

方式]羅能生, 張雅莉. 信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的正向影響效應(yīng)及條件約束——基于中國(guó)省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2017, 8(4): 50-63.