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    互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響分析

    2018-12-24 10:02:34王東興
    商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究 2018年20期
    關(guān)鍵詞:企業(yè)創(chuàng)新互聯(lián)網(wǎng)

    王東興

    內(nèi)容摘要:本文利用我國(guó)2002-2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù),基于PVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響,并利用脈沖響應(yīng)方法和方差分解技術(shù)分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文結(jié)論表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提高了地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力。從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提高企業(yè)創(chuàng)新的作用在第0期為0,從第1期開始,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展開始促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平提高,且其促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新增長(zhǎng)的速度急劇增強(qiáng),在第5期時(shí)達(dá)到頂點(diǎn)值0.0554。在第6期之后,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用開始遞減,并在第15期之后轉(zhuǎn)為負(fù)值,從而使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制了企業(yè)創(chuàng)新。從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間存在促進(jìn)作用增加后遞減的倒“U”型關(guān)系。方差分解分析表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的解釋貢獻(xiàn)度呈遞增趨勢(shì),并在第16期之后保持穩(wěn)定。

    關(guān)鍵詞:互聯(lián)網(wǎng) 企業(yè)創(chuàng)新 PVAR

    引言及文獻(xiàn)綜述

    創(chuàng)新能力提升是建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的關(guān)鍵所在,也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的動(dòng)力源泉。當(dāng)前我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新能力不足,面臨經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的多重約束,因而,提升企業(yè)創(chuàng)新能力對(duì)當(dāng)前激發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活力具有重要意義。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的時(shí)代背景下,提升企業(yè)創(chuàng)新能力顯得更為重要。大量文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響因素進(jìn)行了研究,研究發(fā)現(xiàn),對(duì)外直接投資(Yang et al. 2013;毛其淋和許家云,2014;李思慧和于津平,2016)、官員、政府行為及政治關(guān)聯(lián)(黨力等,2015;袁建國(guó)等,2015;陳德球等,2016;趙晶和孟維烜,2016)、勞動(dòng)力成本(Madsen and Damania,2001;林煒,2013;趙西亮和李建強(qiáng),2016)、產(chǎn)業(yè)政策(孟慶璽等,2016;黎文靖和鄭曼妮,2016)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(周黎安和羅凱,2005;李丹蒙和夏立軍,2008;李春濤和宋敏,2010;吳延兵,2012;唐躍軍和左晶晶,2014;江軒宇,2016)以及要素市場(chǎng)扭曲與市場(chǎng)化進(jìn)程(張杰等,2011;成力為和孫瑋,2012;戴魁早和劉友金,2013;戴魁早和劉友金,2016;白俊紅和卞元超,2016)都是影響企業(yè)創(chuàng)新能力比較重要的因素。

    但是,已有研究較少關(guān)注我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中快速發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。2002至今,我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)蓬勃發(fā)展,根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù),我國(guó)2014年全社會(huì)電子商務(wù)交易額達(dá)16萬(wàn)億元。2017年6月,除了與教育相關(guān)的網(wǎng)站以外,我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)站數(shù)量為506萬(wàn)個(gè)。在互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展的過(guò)程中,企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式也在發(fā)生深刻變化,企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)和創(chuàng)新能力也隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展激發(fā)出蓬勃活力,互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展會(huì)從以下方面促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力的增長(zhǎng):首先,互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展將催生數(shù)以萬(wàn)計(jì)的就業(yè)崗位,帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)和行業(yè)的發(fā)展。就業(yè)率提高,居民收入水平增長(zhǎng),消費(fèi)能力得到增強(qiáng),市場(chǎng)需求擴(kuò)大將刺激企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新水平,擴(kuò)大生產(chǎn)能力。因而,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展將產(chǎn)生收入效應(yīng)和擴(kuò)大需求,提高企業(yè)創(chuàng)新能力。其次,互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展加快了信息傳播和流通速度,前沿的技術(shù)創(chuàng)新信息在互聯(lián)網(wǎng)的推動(dòng)下更有利于企業(yè)獲取并利用這些新技術(shù),因而會(huì)加快企業(yè)創(chuàng)新學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力提升。再次,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也改變了居民學(xué)習(xí)生活方式,使得個(gè)人學(xué)習(xí)晉升的途徑有更多選擇,因而人力資本積累得到提升。而人力資本是創(chuàng)新的源泉,當(dāng)整體居民人力資本提升后,將會(huì)擴(kuò)大企業(yè)創(chuàng)新能力提升人才支撐,因而企業(yè)創(chuàng)新能力更強(qiáng)。

    通過(guò)梳理既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),目前主要有施炳展(2016)研究了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響,研究認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提高了企業(yè)出口產(chǎn)品的價(jià)值,且對(duì)不同企業(yè)價(jià)值的影響具有差異化。郭家堂和駱品亮(2016)研究了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)顯著促進(jìn)了中國(guó)技術(shù)進(jìn)步,但抑制了中國(guó)技術(shù)效率,對(duì)技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)型的全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。但是目前互聯(lián)網(wǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的文獻(xiàn)中基本沒(méi)有從企業(yè)創(chuàng)新角度研究互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)影響的。本文基于2002-2016年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù),利用PVAR模型研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新影響,豐富了關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響的文獻(xiàn)。

    模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

    (一)模型建立

    PVAR模型主要是基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,它不僅具有時(shí)間序列VAR模型的所有優(yōu)點(diǎn),還具有面板數(shù)據(jù)獨(dú)有的優(yōu)勢(shì),因而對(duì)分析本文的問(wèn)題具有較大可行性。PVAR模型具有如下優(yōu)點(diǎn):它事先假定模型中所有變量均為內(nèi)生變量,利用正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)去識(shí)別模型中的一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的沖擊反應(yīng)程度大小,從而分析變量間的互動(dòng)關(guān)系。同時(shí),PVAR模型由于其面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征,還可以對(duì)個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行識(shí)別,從而分析個(gè)體差異和截面異質(zhì)性的共同沖擊對(duì)模型系統(tǒng)的影響。在建立PVAR模型之前需要確定模型的滯后期,滯后期選擇是建立模型的基礎(chǔ),直接決定了脈沖響應(yīng)方差分解等結(jié)果的優(yōu)劣,檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。表1 滯后期選擇結(jié)果表明,在第5期的時(shí)候,AIC準(zhǔn)則、BIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則均顯著拒絕原假設(shè),表明5階滯后是較優(yōu)選擇,因此,本文宜采用PVAR(5)模型。

    基于上述檢驗(yàn)結(jié)果,本文構(gòu)建PVAR(5)模型如下:

    在建立PVAR模型后,還需對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn),這是進(jìn)行下一步分析的基礎(chǔ),也就是模型的適用性問(wèn)題。模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)的核心在于所有的特征根的倒數(shù)均小于一個(gè)單位,反之則表示模型不穩(wěn)定。PVAR(5)模型檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明,所有特征根的倒數(shù)都是位于單位圓內(nèi),是小于1的,表明本文所建立的模型是穩(wěn)定的,可以進(jìn)行下一步分析。

    (二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

    本文主要變量包括互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展變量和企業(yè)創(chuàng)新變量(見(jiàn)表2)。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展變量用寬帶用戶接入數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重衡量,企業(yè)創(chuàng)新變量用省級(jí)層面大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入衡量,以上所有數(shù)據(jù)為消除異方差的影響,均取對(duì)數(shù)處理。本文面板數(shù)據(jù)樣本期間為2002-2016年31個(gè)省份,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    實(shí)證結(jié)果分析

    (一)面板單位根檢驗(yàn)

    在進(jìn)行正式的PVAR模型估計(jì)前需要檢驗(yàn)各變量是否平穩(wěn),如果變量是平穩(wěn)的則進(jìn)行協(xié)整分析,如果變量是單整的則使用PVAR模型分析。因此本文需要驗(yàn)證各變量是否是平穩(wěn)還是單整的?;贚LC和IPS準(zhǔn)則聯(lián)合檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性,如果拒絕原假設(shè),則為平穩(wěn),反之為不平穩(wěn)。表3結(jié)果表明,原始變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)是顯著的,即變量為平穩(wěn)變量。因此,可以進(jìn)行PVAR(5)模型分析。

    (二)格蘭杰因果檢驗(yàn)

    在前文分析的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新之間是否具有格蘭杰因果關(guān)系。因?yàn)楦髯兞科椒€(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明是一階單整的,所以用PVAR模型進(jìn)行分析不會(huì)產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。根據(jù)滯后期選取規(guī)則,采用滯后五階分析格蘭杰因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè),即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是企業(yè)創(chuàng)新的格蘭杰原因。同時(shí),企業(yè)創(chuàng)新與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)不顯著,即企業(yè)創(chuàng)新不是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的格蘭杰原因。從而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新之間存在單向因果關(guān)系。經(jīng)過(guò)格蘭杰因果關(guān)系分析只能知道互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有影響,而并不能確定互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的效應(yīng)是正還是負(fù)、具體效應(yīng)大小以及兩者間的動(dòng)態(tài)變動(dòng)關(guān)系。因此,需要利用PVAR模型進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證研究。

    (三)脈沖響應(yīng)分析

    圖2為企業(yè)創(chuàng)新對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展沖擊的脈沖響應(yīng)圖,表示企業(yè)創(chuàng)新在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的情況下的變動(dòng)情況,表5為各期互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新沖擊的脈沖響應(yīng)值。從脈沖響應(yīng)結(jié)果來(lái)看,第0期,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響為0。在第1期之后,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新開始產(chǎn)生促進(jìn)作用,且促進(jìn)作用逐漸增加,一直持續(xù)到第5期達(dá)到頂點(diǎn)值0.0554。從第6期開始,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用開始遞減。從而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用呈現(xiàn)先增加后遞減的倒“U”型趨勢(shì)。對(duì)這一結(jié)果的解釋在于:一方面,首先,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展將產(chǎn)生收入效應(yīng)和擴(kuò)大需求,提高企業(yè)創(chuàng)新能力。其次,互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展加快了信息傳播和流通速度,因而會(huì)加快企業(yè)創(chuàng)新學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力提升。再次,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也改變了居民學(xué)習(xí)生活方式,人力資本積累得到提升,進(jìn)而擴(kuò)大企業(yè)創(chuàng)新能力提升的人才支撐,因而企業(yè)創(chuàng)新能力更強(qiáng)。另一方面,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也會(huì)產(chǎn)生各種負(fù)面效應(yīng),正如前面三個(gè)途徑所言,互聯(lián)網(wǎng)不僅會(huì)創(chuàng)造就業(yè),也會(huì)導(dǎo)致低技能勞動(dòng)力失業(yè),增加失業(yè)率。雖然互聯(lián)網(wǎng)加快了信息和新技術(shù)傳播,但同時(shí)也造成技術(shù)專利保護(hù)等問(wèn)題,削弱創(chuàng)新的積極性。同時(shí),并不是每個(gè)人都能夠自律地利用互聯(lián)網(wǎng)去學(xué)習(xí)提升人力資本,更多的人是將互聯(lián)網(wǎng)作為娛樂(lè)的工具。基于上述三點(diǎn),互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)創(chuàng)新的作用會(huì)被負(fù)向作用削弱,從而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生倒“U”影響。

    (四)方差分解

    方差分解提取的是每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)模型中變量產(chǎn)生影響的相對(duì)重要性。本文利用面板模型的方差分解進(jìn)一步說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的解釋貢獻(xiàn)度。從表6結(jié)果來(lái)看,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的解釋貢獻(xiàn)度呈不斷遞增趨勢(shì),但在16期之后保持穩(wěn)定。這一結(jié)果說(shuō)明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的。

    結(jié)論

    本文基于我國(guó)31省份2002-2016年的面板數(shù)據(jù),利用PVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文結(jié)論表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間存在單向因果關(guān)系,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是企業(yè)創(chuàng)新的格蘭杰因,而企業(yè)創(chuàng)新不是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的格蘭杰因。動(dòng)態(tài)關(guān)系研究表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用,且促進(jìn)作用呈現(xiàn)先遞增后遞減的倒“U”型趨勢(shì)。方差分解結(jié)果表明,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的解釋貢獻(xiàn)度呈遞增趨勢(shì)。

    基于以上結(jié)論,本文提出如下政策建議:互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用,因此,一方面加快互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展,規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn),為互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)健康發(fā)展提供良好的競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展環(huán)境。另一方面,為規(guī)避互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響,政府可以通過(guò)制定互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)發(fā)展規(guī)范,同時(shí),規(guī)制互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng),從而構(gòu)建健康有序的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展環(huán)境,最大限度激發(fā)其促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用。

    參考文獻(xiàn):

    1.余曉勤.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)商貿(mào)流通業(yè)工資水平的影響——基于我國(guó)省級(jí)層面數(shù)據(jù)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2018(1)

    2.毛其淋,許家云.中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資是否促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新[J].世界經(jīng)濟(jì),2014(8)

    3.李思慧,于津平.對(duì)外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新效率[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2016(12)

    4.黨力,楊瑞龍,楊繼東.反腐敗與企業(yè)創(chuàng)新:基于政治關(guān)聯(lián)的解釋[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2015 (7)

    5.陳德球,金雅玲,董志勇.政策不確定性、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新效率[J].南開管理評(píng)論,2016,19(4)

    6.趙晶,孟維炬.官員視察對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響——基于組織合法性的實(shí)證分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2016(9)

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