互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新能力

李新偉，王敬勇

(南京審計(jì)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院,江蘇南京 211815)

1 研究背景

黨的十九大報(bào)告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家是實(shí)現(xiàn)我國(guó)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。區(qū)域創(chuàng)新水平的提升是全面建成創(chuàng)新型國(guó)家的基礎(chǔ)，但我國(guó)區(qū)域間創(chuàng)新水平卻存在著顯著差異。截止到2017 年，廣東省專利授權(quán)量為332 652 件，位居全國(guó)首位，而西藏自治區(qū)僅有授權(quán)專利420 件，僅占廣東省專利授權(quán)量的1‰；與此同時(shí)，我國(guó)東部地區(qū)的專利授權(quán)量的全國(guó)占比為73%，是中部和西部地區(qū)專利授權(quán)量之和的兩倍多。區(qū)域創(chuàng)新水平的巨大差異嚴(yán)重阻礙了創(chuàng)新型國(guó)家的建設(shè)。如何有效提升我國(guó)各地區(qū)的創(chuàng)新能力，縮小區(qū)域間創(chuàng)新差距和促進(jìn)各地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)交流，對(duì)于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略和建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系具有重要意義。

由于互聯(lián)網(wǎng)具有通用目的的特征，可以將各區(qū)域的創(chuàng)新資源緊密結(jié)合在一起，使創(chuàng)新不再是一個(gè)封閉的組織結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新主體具有多元化，互聯(lián)網(wǎng)成為了促進(jìn)創(chuàng)新能力的良好平臺(tái)。自從互聯(lián)網(wǎng)誕生以來(lái)，互聯(lián)網(wǎng)作為知識(shí)和信息共享的平臺(tái)，已成為了創(chuàng)新發(fā)展的新動(dòng)能?？v觀互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的40 余年，科技革命、大數(shù)據(jù)、人工智能等推動(dòng)人類經(jīng)濟(jì)發(fā)展和科技進(jìn)步無(wú)不依賴互聯(lián)網(wǎng)的高速發(fā)展，可見(jiàn)創(chuàng)新能力與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有著必然的內(nèi)在聯(lián)系，因此，互聯(lián)網(wǎng)作為資源集聚的平臺(tái)，必然會(huì)成為推動(dòng)創(chuàng)新水平提升的重要?jiǎng)恿Α?/p>

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新水平的提升，目前的研究成果主要集中于互聯(lián)網(wǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，如Arthur［1］研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)推動(dòng)了信息和知識(shí)的傳播，進(jìn)而推動(dòng)了創(chuàng)新；Apak 等［2］認(rèn)為銀行通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展得到了擴(kuò)張，進(jìn)而增加了企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，提高了利潤(rùn)。也有學(xué)者從實(shí)證角度檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)與企業(yè)創(chuàng)新水平兩者之間的關(guān)系，如王金杰等［3］研究顯示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展改變了企業(yè)創(chuàng)新資源的組合方式，降低了企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中的交易成本和治理成本，提高了企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效；李佳鈺等［4］研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)通過(guò)研發(fā)部門(mén)和應(yīng)用部門(mén)的傳導(dǎo)機(jī)制提高工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率。上述文獻(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新水平提供了理論和經(jīng)驗(yàn)支撐，然而目前研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新的文獻(xiàn)并不多，且并未考慮區(qū)域創(chuàng)新水平地理位置的影響，即區(qū)域創(chuàng)新能力是否會(huì)形成空間溢出效應(yīng)；此外，外商直接投資作為影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的因素［5-6］，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否會(huì)通過(guò)外商直接投資間接影響區(qū)域創(chuàng)新能力，這些都是值得探討的問(wèn)題。

基于以上分析，本文采用空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出性以及互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。本文可能存在的邊際貢獻(xiàn)為：第一，將空間自相關(guān)模型引入互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力的研究框架中，彌補(bǔ)了當(dāng)前學(xué)者關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力內(nèi)在影響機(jī)制分析的不足，為區(qū)域創(chuàng)新能力的空間關(guān)聯(lián)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第二，基于外商直接投資視角，揭示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展作用于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機(jī)理，為區(qū)域創(chuàng)新能力的提高提供新路徑。

2 理論分析

2.1 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應(yīng)

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于一體化，特定區(qū)域發(fā)展不僅取決于當(dāng)?shù)厝肆?、資金和技術(shù)的投入，還需要其他地區(qū)的協(xié)調(diào)配合，區(qū)域間的相互配合促進(jìn)了創(chuàng)新活動(dòng)的交流，進(jìn)而產(chǎn)生創(chuàng)新能力的空間關(guān)聯(lián)，但其空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度會(huì)隨著地理距離的增加而逐漸減弱［7］。具體而言，由于鄰近省份交通便利，因此鄰近省份更容易進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的交流與合作，創(chuàng)新合作的成本較低，創(chuàng)新主體容易向鄰近區(qū)域傳遞創(chuàng)新信息，且鄰近主體也會(huì)更容易學(xué)習(xí)和模仿創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活動(dòng)，創(chuàng)新能力較高的主體會(huì)形成空間鄰近效應(yīng)。黨的十九大提出要建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，研發(fā)投入、創(chuàng)新成果成為了政績(jī)考核的新標(biāo)準(zhǔn)，在新的考核標(biāo)準(zhǔn)下，地方政府會(huì)加大創(chuàng)新資源的投入，提高自身創(chuàng)新產(chǎn)出水平，若鄰近區(qū)域的創(chuàng)新能力較高，鄰近地方政府會(huì)感受到競(jìng)爭(zhēng)壓力，進(jìn)而投入更多的資源用于創(chuàng)新活動(dòng)。所以，在鄰近效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的影響下，區(qū)域間的創(chuàng)新能力會(huì)打破空間約束向鄰近地區(qū)擴(kuò)散，形成創(chuàng)新能力的空間溢出效應(yīng)。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1：區(qū)域創(chuàng)新能力存在空間依賴性，創(chuàng)新能力高的地區(qū)對(duì)其周邊產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

2.2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力

隨著科技水平的不斷提升，創(chuàng)新的難度不斷提高，機(jī)構(gòu)或地區(qū)僅依靠自身的人力與資金難以滿足創(chuàng)新需求，只有主體間相互合作，將內(nèi)外部創(chuàng)新資源重新整合，通過(guò)開(kāi)放式創(chuàng)新才可能解決此類問(wèn)題［8］。但是，受到地理空間的限制，開(kāi)放合作式創(chuàng)新難以發(fā)揮作用，主體間合作交流成本較高、效率較低。而隨著通信技術(shù)的不斷發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)作為一個(gè)信息交流的平臺(tái)，可以有效地解決此類問(wèn)題。擁有豐富創(chuàng)新資源的互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)能夠?yàn)楦鲄^(qū)域創(chuàng)新合作提供良好條件，使各區(qū)域創(chuàng)新參與主體可以隨時(shí)交流、相互學(xué)習(xí)，降低交流成本、提高效率。因此，互聯(lián)網(wǎng)實(shí)質(zhì)上為各創(chuàng)新主體提供了一個(gè)無(wú)界、有效的創(chuàng)新平臺(tái)，為開(kāi)放式創(chuàng)新提供了可能。以下本文將從兩個(gè)方面分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新的作用機(jī)制：第一，成本節(jié)約效應(yīng)?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展改變了創(chuàng)新主體的組織關(guān)系結(jié)構(gòu)［9］，使更多外部相關(guān)者更加深層次地參與到創(chuàng)新活動(dòng)中，為創(chuàng)新活動(dòng)提供建議，從而形成扁平化的管理模式，減少了冗余的中間環(huán)節(jié)，降低了治理成本；此外，互聯(lián)網(wǎng)使組織內(nèi)部交流更加簡(jiǎn)化，各主體間的合作更加快捷和緊密，提高了解決問(wèn)題的效率，推動(dòng)了創(chuàng)新主體內(nèi)部結(jié)構(gòu)和工作方式發(fā)生巨大改革。即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能使創(chuàng)新主體不斷地自我學(xué)習(xí)和調(diào)整，使創(chuàng)新主體能夠適應(yīng)不同的創(chuàng)新需求，提升創(chuàng)新效率，建立高效的創(chuàng)新管理模式。第二，知識(shí)溢出效應(yīng)。在互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展過(guò)程中，不斷進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)的個(gè)體不僅能夠享受到互聯(lián)網(wǎng)帶來(lái)的便捷化，還能從知識(shí)溢出效應(yīng)中獲益。首先，提升區(qū)域創(chuàng)新能力需要廣博的知識(shí)作為基礎(chǔ)，互聯(lián)網(wǎng)打破了地理空間的約束，加速了不同地區(qū)知識(shí)的傳播，為知識(shí)的集聚和傳播提供了便利，各創(chuàng)新參與主體無(wú)需出門(mén)就可以通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)到各種知識(shí)，并從互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)中獲益；其次，各創(chuàng)新參與主體為了謀求長(zhǎng)期發(fā)展，就會(huì)不斷地學(xué)習(xí)，形成知識(shí)的溢出效應(yīng)，為提升區(qū)域創(chuàng)新能力提供基礎(chǔ)。因此，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會(huì)通過(guò)知識(shí)溢出效應(yīng)提高區(qū)域創(chuàng)新能力。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力具有促進(jìn)作用。

2.3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與創(chuàng)新能力

外商直接投資（FDI）會(huì)受到交易成本的影響［10］，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展拓展了外商投資的區(qū)域范圍和獲取信息的渠道，外商可以直接搜集及時(shí)有效的信息，減少信息不對(duì)稱，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，減少交易成本［11］，因此外商會(huì)通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)渠道進(jìn)行投資并產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)［12］。即跨國(guó)公司擁有先進(jìn)的技術(shù)，其對(duì)外直接投資會(huì)轉(zhuǎn)移內(nèi)部技術(shù)，產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)而影響東道國(guó)的外部經(jīng)濟(jì)［13］。技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響機(jī)制主要有以下幾個(gè)方面：第一，競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。外商投資主體一般擁有先進(jìn)的科技和高效的管理經(jīng)驗(yàn)，其進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)會(huì)導(dǎo)致行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)加劇，本土企業(yè)為了提升市場(chǎng)份額，會(huì)加大創(chuàng)新投入、優(yōu)化產(chǎn)品質(zhì)量，即FDI 會(huì)通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)影響區(qū)域創(chuàng)新能力。第二，示范效應(yīng)。本土企業(yè)與外資企業(yè)在技術(shù)、管理和市場(chǎng)經(jīng)營(yíng)等方面存在較大差異，F(xiàn)DI 為本土企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿提供了可能，從而推動(dòng)區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新水平的提升。第三，擁有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的外資企業(yè)會(huì)注重對(duì)東道國(guó)員工的培養(yǎng)，且其培養(yǎng)的員工的能力總體上會(huì)優(yōu)于本土員工［14］，當(dāng)這些員工流向本土企業(yè)時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生員工流動(dòng)效應(yīng)，提升本土企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。第四，外商直接投資不僅會(huì)影響本產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，還會(huì)對(duì)有關(guān)上下游產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響，形成聯(lián)系效應(yīng)，如王然等［15］發(fā)現(xiàn)外商直接投資的溢出效應(yīng)會(huì)顯著促進(jìn)下游企業(yè)的創(chuàng)新能力基于以上效應(yīng)推測(cè)，本文提出假設(shè)3：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過(guò)外商直接投資間接促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力提高。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到樣本數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2008—2017 年我國(guó)31 個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（未含港澳臺(tái)地區(qū)）為研究樣本。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS 數(shù)據(jù)庫(kù)及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，并對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)做了相應(yīng)的整理。

3.2 變量選取與度量

（1）被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新能力（Patent）。國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量主要有專利量和新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入，由于對(duì)新產(chǎn)品劃分的標(biāo)準(zhǔn)并不統(tǒng)一，造成在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)過(guò)程中難以準(zhǔn)確度量［16］，而專利能夠較為全面地反映區(qū)域的創(chuàng)新信息及其技術(shù)發(fā)展?fàn)顩r，因此本文采用專利數(shù)據(jù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平進(jìn)行度量。專利數(shù)據(jù)通常分為發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)3 種類型，其中發(fā)明專利的原創(chuàng)性最高，最能體現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力，因此本文選取各省份歷年萬(wàn)人專利授權(quán)量（Pat）來(lái)衡量區(qū)域創(chuàng)新能力［17］。

（2）解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Int）?，F(xiàn)有研究關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)指標(biāo)的衡量方法主要分為指標(biāo)法和指數(shù)法。指標(biāo)法是指用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、相關(guān)從業(yè)人員等指標(biāo)衡量地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度；指數(shù)法是將互聯(lián)網(wǎng)的相關(guān)指標(biāo)設(shè)置權(quán)重，計(jì)算其綜合指數(shù)。由于指標(biāo)法具備含義清晰、計(jì)算簡(jiǎn)單等優(yōu)點(diǎn)，因此本文選用指標(biāo)法對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展進(jìn)行衡量。而網(wǎng)民是互聯(lián)網(wǎng)存在和發(fā)展的基礎(chǔ)，可以體現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，借鑒楊勇［18］的研究，本文選取互聯(lián)網(wǎng)普及率衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。

（3）中介變量：外商直接投資（Fdi）。本文選取歷年外資企業(yè)在各省份的投資額，以此衡量外商直接投資水平。

（4）控制變量。區(qū)域創(chuàng)新能力會(huì)受到多種因素的影響，在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)需要對(duì)相關(guān)變量予以控制，以降低遺漏變量造成的計(jì)量偏誤，為此本研究控制了以下變量：政府干預(yù)程度（Financial），政府干預(yù)會(huì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生較大影響，選用財(cái)政支出占地方生產(chǎn)總值（GDP）的比重來(lái)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Industry），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了各省份的發(fā)展階段和所面對(duì)的機(jī)遇，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)的地區(qū)往往經(jīng)濟(jì)水平、科技實(shí)力也較強(qiáng)，因此選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP 的比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征；人力資本（Human），人力資源是區(qū)域創(chuàng)新能力的重要影響因素，選用高等學(xué)校在校人數(shù)衡量區(qū)域人力資本水平；市場(chǎng)化程度（Market），市場(chǎng)化程度有利于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)而激發(fā)各區(qū)域的創(chuàng)新活力，采用各省份的非國(guó)有投資與當(dāng)年總的投資額之比來(lái)衡量；知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)（Protect），知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強(qiáng)可以促進(jìn)創(chuàng)新主體開(kāi)展研發(fā)的積極性，采用技術(shù)市場(chǎng)交易額與GDP 的比值來(lái)衡量。

3.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)創(chuàng)新能力在區(qū)域間是否存在空間相關(guān)性，本文運(yùn)用莫蘭指數(shù)（Moran'sI）來(lái)驗(yàn)證區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，采用空間計(jì)量探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系?？臻g自回歸模型（SAC）具體設(shè)定形式如下：

進(jìn)一步分析互聯(lián)網(wǎng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的間接影響，模型中引入中介變量（Fdi），構(gòu)建中介效應(yīng)模型為：

式（1）（2）（3）中：i為城市；t為年份；CV 為其他控制變量；β0為模型常數(shù)項(xiàng)，β1、β2和β3分別變量系數(shù)；ρ和λ各自表示被解釋變量的空間依賴程度和誤差項(xiàng)的空間依賴程度；W為空間權(quán)重矩陣；ε和μ均為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

依據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究，本文采用鄰接權(quán)重矩陣和地理距離矩陣反映區(qū)域間的空間聯(lián)系。地理鄰接的標(biāo)準(zhǔn)決定于空間單位間是否相鄰，當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j存在相鄰邊界時(shí)，鄰接權(quán)重矩陣（W1）中的元素wij取1，否則取0，并且矩陣中對(duì)角線上的元素取0。地理距離矩陣（W2）即采用不同空間單位間地理距離平方的倒數(shù)來(lái)衡量空間的相關(guān)性，具體表示為：當(dāng)i=j時(shí)，W=0；當(dāng)i≠j，W=1/d2it。其中，dij為各地區(qū)省會(huì)城市間的球面距離。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 報(bào)告了樣本創(chuàng)新水平的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)?？傮w而言，區(qū)域創(chuàng)新水平的全樣本均值為7.125，而標(biāo)準(zhǔn)差為9.307，由此可見(jiàn)總體樣本的創(chuàng)新能力存在很大差異性。從時(shí)間序列而言，我國(guó)的創(chuàng)新水平呈不斷上升趨勢(shì)，創(chuàng)新水平的均值從2008 年的2.416 持續(xù)增長(zhǎng)至2017 年的11.210，然而區(qū)域創(chuàng)新水平的標(biāo)準(zhǔn)差也逐年增加，說(shuō)明我國(guó)各區(qū)域的創(chuàng)新發(fā)展水平差距逐漸增大，發(fā)展不平衡。從橫截面數(shù)據(jù)來(lái)看，東部創(chuàng)新水平的均值要明顯高于中部和西部，創(chuàng)新能力呈現(xiàn)東部、中部和西部逐漸遞減的趨勢(shì)。

表1 樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。由表2 可見(jiàn)，區(qū)域間互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展很不平衡，存在較大差異；外商直接投資的極差達(dá)到了176，這反映出各地區(qū)外商直接投資差距較大；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本的標(biāo)準(zhǔn)差較小，說(shuō)明各區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和教育水平較為均衡；而政府干預(yù)程度、市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)都存在著顯著差異，說(shuō)明各地區(qū)的開(kāi)放程度、知識(shí)產(chǎn)權(quán)意識(shí)存在巨大差異。

表2 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.2 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應(yīng)

在運(yùn)用空間計(jì)量方法前，首先需要檢驗(yàn)區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性?？臻g溢出性的檢驗(yàn)通常采用全局莫蘭指數(shù)，其范圍為-1 ≤Moran'sI≤1。莫蘭指數(shù)的絕對(duì)值越大，表明空間依賴性越強(qiáng)：取值大于0 時(shí)表示存在空間正相關(guān)；取值小于0 時(shí)表示存在空間負(fù)相關(guān)；取值為0 時(shí)表示不存在空間相關(guān)性。全局莫蘭指數(shù)計(jì)算公式為：

本文選擇鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離矩陣來(lái)衡量各樣本的空間距離，區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。由表3 可知，2008—2017年樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的全局莫蘭指數(shù)都為正值，且均通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明區(qū)域創(chuàng)新能力存在著較高程度的空間溢出效應(yīng)。但不管是鄰接距離還是地理距離權(quán)重，莫蘭指數(shù)值在2013 年以后都有所下降。本研究認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新能力受諸多因素影響，尤其是各地區(qū)本身的地理資源優(yōu)勢(shì)以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展格局的影響，各省份越來(lái)越重視自身的創(chuàng)新能力，不斷加大創(chuàng)新投入，因此各地區(qū)的創(chuàng)新能力水平差距減小，不會(huì)出現(xiàn)極高或極低的地區(qū)，導(dǎo)致空間依賴性減弱，本研究的假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表3 樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 （續(xù)）

4.3 空間面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果及分析

4.3.1 空間計(jì)量模型的設(shè)定

常見(jiàn)的空間自回歸模型為空間滯后模型（SAR）和空間自相關(guān)模型（SAC）。為了確定最優(yōu)的空間計(jì)量模型，本文分別利用鄰接權(quán)重和地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行了LogL值、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）值和貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）值的比較，其中LogL值越大，AIC 值與BIC 值越小，模型的擬合效果越好。不同權(quán)重矩陣下的最優(yōu)模型選擇如表4 所示，可以得知空間自相關(guān)模型為最優(yōu)空間計(jì)量模型，因此本研究采用如式（3）的模型檢驗(yàn)樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。

表4 不同權(quán)重矩陣下的最優(yōu)模型選擇

4.3.2 回歸分析

樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力及其空間溢出性如表5 所示。在SAC 模型的全樣本回歸結(jié)果中，無(wú)論是鄰接權(quán)重矩陣還是地理距離矩陣，解釋變量Int 的系數(shù)為正，并且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向的促進(jìn)作用，本研究的假設(shè)2 得到驗(yàn)證。對(duì)分樣本進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)東部、中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新能力都有顯著的正向影響，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)可以顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，本研究的假設(shè)2 得到進(jìn)一步驗(yàn)證；從分樣本回歸系數(shù)的大小來(lái)看，不同區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新能力的影響有明顯差異，東部的回歸系數(shù)要明顯大于中部和西部，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)提升東部地區(qū)創(chuàng)新能力的作用更為明顯。本文認(rèn)為，一方面可能是由于東部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高，形成了網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，互聯(lián)網(wǎng)帶來(lái)的知識(shí)溢出效應(yīng)能夠充分發(fā)揮、形成規(guī)模效應(yīng)；另一方面，中部和西部地區(qū)政府干預(yù)較多，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的重視程度較為淡薄，區(qū)域的創(chuàng)新能力更依賴于自身要素的調(diào)整，從而使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在東部地區(qū)的影響更為顯著。

表5 同時(shí)也反映了區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應(yīng)，鄰接權(quán)重矩陣和地理距離矩陣的空間關(guān)聯(lián)系數(shù)ρ分別為0.042 和4.072，均通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有顯著正向的空間溢出性，空間鄰接或靠近有利于知識(shí)的傳播與擴(kuò)散，促進(jìn)了鄰近地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的合作與交流，從而使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在提升本地區(qū)創(chuàng)新能力的同時(shí)，也促進(jìn)了鄰近地區(qū)的創(chuàng)新能力提升，本研究的假設(shè)1 得到進(jìn)一步驗(yàn)證。分地區(qū)來(lái)看，在兩種權(quán)重矩陣下，東部和中部地區(qū)的空間關(guān)聯(lián)系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而西部地區(qū)的空間關(guān)聯(lián)系數(shù)并不顯著，說(shuō)明西部地區(qū)的創(chuàng)新能力沒(méi)有形成空間溢出效應(yīng)，可能是由于西部地區(qū)整體創(chuàng)新水平較低，沒(méi)有形成創(chuàng)新能力較強(qiáng)的省份帶動(dòng)其周邊地區(qū)創(chuàng)新水平的提升。

表5 樣本區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力及其空間溢出性回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)外商直接投資的中介作用，本文采用不同矩陣對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6 所示，其中列（1）為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)外商直接投資的影響，列（2）和列（3）為分別選用鄰接權(quán)重矩陣和地理距離矩陣得到的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與外商直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。從表6 可見(jiàn)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)外商直接投資的影響系數(shù)顯著為正，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)外商直接投資的提高存在積極影響；在兩種權(quán)重矩陣下，外商直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)同樣顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可以通過(guò)外商直接投資間接推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。其中，在鄰接權(quán)重矩陣下，在其他因素保持不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展每增加1 個(gè)單位，區(qū)域創(chuàng)新能力會(huì)直接提升0.087 000 個(gè)單位，同時(shí)也會(huì)使外商直接投資提高0.129 000 個(gè)單位，從而導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新能力間接提升0.019 220 個(gè)單位（0.149 000×0.129 000=0.019 220），總效應(yīng)為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和（0.106 220），間接效應(yīng)在總效應(yīng)中占比18.09%；在地理距離矩陣下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)外商直接投資的影響系數(shù)為0.095 000，外商直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數(shù)為0.263 000，互聯(lián)網(wǎng)通過(guò)外商直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新能力的間接效應(yīng)為0.033 927，在總效應(yīng)中占比為26.3%?？傮w看，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力影響的間接效應(yīng)小于直接效應(yīng)，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升以直接影響為主，本研究的假設(shè)3 得到驗(yàn)證。

表6 樣本區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與區(qū)域創(chuàng)新能力回歸結(jié)果

表6 （續(xù)）

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響確實(shí)存在著一條間接影響路徑，即通過(guò)外商直接投資進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新能力水平。具體而言：互聯(lián)網(wǎng)拓展了外商投資的區(qū)域范圍和獲取信息的渠道，減少了信息不對(duì)稱，降低了外商選擇成本，加速了外商投資。外商直接投資產(chǎn)生了技術(shù)溢出效應(yīng)，給地方帶來(lái)了先進(jìn)的技術(shù)和豐富的管理經(jīng)驗(yàn)，為提升地方的創(chuàng)新能力提供了有利條件。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文分別在變量的度量和空間權(quán)重矩陣選取進(jìn)行了替換。以上的實(shí)證檢驗(yàn)采用的是萬(wàn)人專利授權(quán)量對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力進(jìn)行度量，現(xiàn)以萬(wàn)人發(fā)明專利申請(qǐng)量進(jìn)行替代，回歸結(jié)果如表7 所示。其中，列（1）至列（4）為在兩類矩陣下，選用萬(wàn)人發(fā)明專利授權(quán)量檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新能力的作用以及外商直接投資的中介效應(yīng)，列（5）至列（8）為將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展替換為互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)(Net)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，而列（9）和列（10）分別為選用鄰接距離權(quán)重矩陣的回歸分析。從表7可知，不同矩陣下互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與外商直接投資均會(huì)提升區(qū)域創(chuàng)新能力。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展則采用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)(Net)作為衡量指標(biāo)，如列（5）～列（8）所示，回歸結(jié)果并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變；空間權(quán)重矩陣則選用鄰接距離權(quán)重矩陣替換，若兩省份相鄰，則權(quán)重為省份間距離平方的倒數(shù)，不相鄰則為0，具體表示為：當(dāng)i與j相鄰時(shí)，W=1/d2i,j，反之則為0，檢驗(yàn)結(jié)果如列（9）～列（10）所示。通過(guò)對(duì)變量的替換和空間權(quán)重矩陣的重新選取，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本研究的假設(shè)依舊通過(guò)檢驗(yàn)，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會(huì)顯著影響區(qū)域創(chuàng)新能力且形成空間關(guān)聯(lián)性，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也會(huì)通過(guò)外商直接投資間接影響區(qū)域創(chuàng)新能力。

表7 樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與區(qū)域創(chuàng)新能力的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表7 （續(xù)）

5 結(jié)論與政策建議

本文采用2008—2017 年我國(guó)31 個(gè)省份的空間面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間自相關(guān)模型（SAC），并構(gòu)建鄰接權(quán)重矩陣和地理距離矩陣，從全樣本和分區(qū)域兩個(gè)層面分析了區(qū)域創(chuàng)新能力的異質(zhì)性和關(guān)聯(lián)性，以及互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機(jī)制。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：（1）各區(qū)域間創(chuàng)新能力存在較大差異，特別是東部與中西部地區(qū)的創(chuàng)新能力有很大的異質(zhì)性，西部地區(qū)缺少創(chuàng)新能力較高的省份，導(dǎo)致西部地區(qū)的創(chuàng)新能力未形成空間關(guān)聯(lián)性。（2）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展顯著地促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，成為推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新能力的新動(dòng)力。分區(qū)域分析發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響效果要大于中西部地區(qū)，這是由于中西部地區(qū)外商投資水平較低、政府干預(yù)較多，導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)的成本節(jié)約效應(yīng)和知識(shí)溢出效應(yīng)難以充分發(fā)揮出來(lái)，而東部地區(qū)人力、資金和技術(shù)等創(chuàng)新資源豐富，有利于互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)充分發(fā)揮，使得東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響效果大于中西部地區(qū)。（3）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展吸引了外商直接投資，而外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)間接提高了區(qū)域創(chuàng)新能力，但互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的直接影響要強(qiáng)于間接影響。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，繼續(xù)加大對(duì)創(chuàng)新能力較低地區(qū)的人力、資金和技術(shù)投資。首先，國(guó)家應(yīng)加大對(duì)西部個(gè)別省份進(jìn)行創(chuàng)新資源配置，促進(jìn)西部地區(qū)創(chuàng)新型城市建設(shè)，從而帶動(dòng)其周邊地區(qū)的創(chuàng)新能力提高；其次，出臺(tái)政策鼓勵(lì)西部與中、東部地區(qū)的創(chuàng)新合作交流，進(jìn)而推動(dòng)西部區(qū)域內(nèi)各省份的創(chuàng)新關(guān)聯(lián)，提升創(chuàng)新能力。第二，優(yōu)化互聯(lián)網(wǎng)資源配置，不斷豐富、拓展互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在西部地區(qū)的服務(wù)范圍?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展會(huì)對(duì)西部地區(qū)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響，且其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的邊際效應(yīng)要大于中東部地區(qū)，屬于邊際效應(yīng)較高階段，所以國(guó)家應(yīng)加大對(duì)西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)資源配置，提高西部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)質(zhì)量，縮小西部與中東部地區(qū)的創(chuàng)新能力差距。第三，推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力相互協(xié)調(diào)?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升不僅有直接效應(yīng)的影響，還與外商直接投資有間接影響，若未考慮到間接因素，可能會(huì)弱化互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在區(qū)域創(chuàng)新能力中的作用，因此政府在制定外商直接投資政策時(shí)應(yīng)考慮到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響，從而提升自主創(chuàng)新能力，為創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)提供新動(dòng)力。