互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新績(jī)效：三維理論框架和異質(zhì)性驗(yàn)證

田洪剛 楊蕙馨

一、引言

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，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。 在新一輪科技革命背景下，全球創(chuàng)新活動(dòng)已進(jìn)入爆發(fā)期，新技術(shù)、新材料等方向取得多點(diǎn)突破，不斷重塑國(guó)際分工和世界競(jìng)爭(zhēng)格局。與此同時(shí)，各國(guó)都致力于尋找新動(dòng)能，力圖通過(guò)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張，以便在全球分工體系中占據(jù)有利位置。對(duì)中國(guó)而言，依靠廉價(jià)勞動(dòng)力等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式已步入瓶頸期，亟待發(fā)掘內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)，堅(jiān)持創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展，形成以信息技術(shù)為核心、數(shù)字經(jīng)濟(jì)為依托的新經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局(任保平，2021)。

伴隨數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，“互聯(lián)網(wǎng)+”逐漸成為引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)和持續(xù)增長(zhǎng)的新源泉，企業(yè)的研發(fā)、生產(chǎn)、運(yùn)營(yíng)和銷售等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)越來(lái)越依賴于互聯(lián)網(wǎng)。以互聯(lián)網(wǎng)為代表的數(shù)字經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勢(shì)崛起，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位不斷攀升。2020年7月，中國(guó)信息通訊研究院發(fā)布的《2020數(shù)字經(jīng)濟(jì)白皮書(shū)》指出2019年中國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)增加值規(guī)模達(dá)到35.8萬(wàn)億，占GDP比重高達(dá)36.2%，名義增長(zhǎng)15.6%，高于同期GDP名義增速約7.85個(gè)百分點(diǎn)?；ヂ?lián)網(wǎng)不但打通了虛擬與實(shí)體空間，而且打破了時(shí)空間約束，廣泛聯(lián)通全球化視域內(nèi)的各種創(chuàng)新資源(李海艦等，2014)，成為影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要因素之一。互聯(lián)網(wǎng)能夠有效降低企業(yè)內(nèi)外部信息溝通成本，將企業(yè)內(nèi)部的業(yè)務(wù)流程同外部商務(wù)活動(dòng)結(jié)合的更加緊密，提高組織協(xié)調(diào)和生產(chǎn)活動(dòng)效率，激發(fā)其創(chuàng)新意愿?！叭我鈱?duì)象和信息的數(shù)字化”、“任意信息的普遍連接”和“海量信息的存儲(chǔ)及計(jì)算”正在成為互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代一般性生產(chǎn)技術(shù)條件。另外，依托互聯(lián)網(wǎng)，消費(fèi)者以提供產(chǎn)品需求、知識(shí)技術(shù)等形式成為生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)分包者。阿里研究院(2015)則進(jìn)一步指出信息基礎(chǔ)設(shè)施水平提升，能夠顯著提高投入要素利用效率，且多方面數(shù)據(jù)顯示互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施已然是我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的三大動(dòng)力源泉之一。

根據(jù)世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的《2020年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》顯示，中國(guó)人均專利申請(qǐng)量世界第一，但全球創(chuàng)新指數(shù)排名位列第14位，與歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家仍存在一定差距。創(chuàng)新整體實(shí)力相對(duì)落后，具體表現(xiàn)為高質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新相對(duì)較少，而中國(guó)創(chuàng)新實(shí)踐中凸顯出的“強(qiáng)數(shù)量、弱質(zhì)量”表征引發(fā)了這樣的思考：伴隨企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造活動(dòng)的互聯(lián)網(wǎng)化，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新績(jī)效，即創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量間的關(guān)系是怎樣的。探討中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否提升了創(chuàng)新績(jī)效，具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。在新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)革命歷史交匯期，本文再次強(qiáng)調(diào)了創(chuàng)新績(jī)效尤其是創(chuàng)新質(zhì)量的重要性，以及從創(chuàng)新績(jī)效觀對(duì)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行科學(xué)驗(yàn)證的必要性，客觀上提出“依托互聯(lián)網(wǎng)賦能高質(zhì)量創(chuàng)新”的新理念。余文安排如下：第二部分是文獻(xiàn)評(píng)述，第三部分是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提高創(chuàng)新績(jī)效的三維理論框架與研究假說(shuō)，第四部分是模型設(shè)定和描述性統(tǒng)計(jì)分析，第五部分和第六部分分別是實(shí)證結(jié)果分析及內(nèi)生性檢驗(yàn)，最后是研究結(jié)論、啟示及局限。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

經(jīng)濟(jì)學(xué)家將熊比特創(chuàng)新概括為5種形式，即產(chǎn)品創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)創(chuàng)新、資源配置創(chuàng)新、組織創(chuàng)新。由此可以推斷，創(chuàng)新受多重因素影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的作用大體可以分為以下四種觀點(diǎn)：

第一，“基礎(chǔ)設(shè)施論”。該論斷將互聯(lián)網(wǎng)界定為基礎(chǔ)設(shè)施，認(rèn)為其作為企業(yè)或個(gè)人等微觀經(jīng)濟(jì)主體的社會(huì)資本(嚴(yán)樑成，2012)，通過(guò)嵌入信息通訊技術(shù)強(qiáng)化了組織部門(mén)間的緊密聯(lián)系，提高了企業(yè)內(nèi)外部管理水平，促進(jìn)了知識(shí)的交流與擴(kuò)散(Bygstad and Aanby，2010)，進(jìn)而誘發(fā)創(chuàng)新。為此，部分學(xué)者研究了電信網(wǎng)絡(luò)、信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施投資等對(duì)私人部門(mén)研發(fā)、企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響(蔡曉慧、茹玉驄，2016)。另外，互聯(lián)網(wǎng)作為基礎(chǔ)設(shè)施，代表了信息化應(yīng)用程度。林毅夫、董先安(2003)指出信息化可以通過(guò) IT 資本深化和 IT 生產(chǎn)部門(mén)內(nèi)部生產(chǎn)率提升兩條路徑，驅(qū)動(dòng)企業(yè)或產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)升級(jí)，提高技術(shù)進(jìn)步水平和生產(chǎn)率。

第二，“成本收益論”。該觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)互聯(lián)網(wǎng)改變了企業(yè)創(chuàng)新資源的組合方式及連接方式，降低了企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中的交易與契約成本、代理和治理成本，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效(王金杰等，2018)，使得創(chuàng)新收益大于創(chuàng)新成本。Goldfarb and Tucker(2019)認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)能夠顯著降低企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中的搜尋成本、復(fù)制成本、運(yùn)輸成本、追蹤成本和驗(yàn)證成本。Brynjolfsson and Saunders(2010)同樣指出互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)極大將低了通信和復(fù)制成本，進(jìn)一步縮減了研發(fā)及生產(chǎn)制造成本，提高了企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新的意愿?？傊?，在企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中，通過(guò)深度、廣泛地使用互聯(lián)網(wǎng)等通用技術(shù)，可以以較低的成本實(shí)現(xiàn)顯性知識(shí)和信息的快速滲透(Bloom et al.，2014)，有效減少研發(fā)人員間的經(jīng)驗(yàn)交流時(shí)間與團(tuán)隊(duì)間的協(xié)作成本(Forman and Zeebroeck，2012)，加速學(xué)習(xí)效應(yīng)的形成、釋放與人力資本的積累，實(shí)現(xiàn)企業(yè)現(xiàn)有創(chuàng)新資源的利用能力縱向和橫向拓展，大幅縮減企業(yè)間技術(shù)創(chuàng)新協(xié)作的時(shí)間、搜尋及交易成本(黃群慧等，2019)。另外，互聯(lián)網(wǎng)電子商務(wù)能夠減少中間環(huán)節(jié)，促進(jìn)供需精準(zhǔn)匹配，降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)與交易成本(施炳展，2016)和信息溝通成本(李兵、李柔，2017)，保證企業(yè)盈利的同時(shí)減輕企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)投入，形成創(chuàng)新紅利。

第三，“資源配置優(yōu)化論”。該論點(diǎn)認(rèn)為隨著產(chǎn)品復(fù)雜化、外部競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境動(dòng)態(tài)變化，傳統(tǒng)企業(yè)僅僅依靠?jī)?nèi)部持續(xù)的資金注入和高強(qiáng)度技術(shù)研發(fā)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，已經(jīng)不能滿足企業(yè)的創(chuàng)新需求，需要打破組織邊界，從內(nèi)部、外部甚至全球范圍內(nèi)尋找、挖掘和整合創(chuàng)新資源。要達(dá)到以上目標(biāo)，企業(yè)需要依托互聯(lián)網(wǎng)開(kāi)放性衍生的強(qiáng)大信息共享功能和互聯(lián)網(wǎng)思維(李海艦等，2014)，提升企業(yè)與不同供應(yīng)鏈環(huán)節(jié)、不同創(chuàng)新主體之間的信息、想法、技術(shù)共享意愿和能力，提高信任水平(王偉同、周佳音，2019)，累積和豐富創(chuàng)新源泉，縮減創(chuàng)新認(rèn)知差異(王金杰等，2018)。特別是在“互聯(lián)網(wǎng)+”的時(shí)代情境下，研發(fā)部門(mén)的互聯(lián)網(wǎng)化使得企業(yè)可以集聚內(nèi)外部創(chuàng)新資源和公共群體的知識(shí)與經(jīng)驗(yàn)，將原先企業(yè)內(nèi)部或一對(duì)一設(shè)計(jì)的技術(shù)授權(quán)范式，轉(zhuǎn)變?yōu)樽兪皆O(shè)計(jì)與群體智能設(shè)計(jì)相融合的設(shè)計(jì)模式(Zhang et al.，2017)。伴隨技術(shù)授權(quán)模式的改變，企業(yè)研發(fā)互聯(lián)網(wǎng)化對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)突出表現(xiàn)為“創(chuàng)新互補(bǔ)”的工作原理，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用深度和寬度的延展進(jìn)一步激發(fā)了同一產(chǎn)業(yè)或不同產(chǎn)業(yè)企業(yè)內(nèi)、企業(yè)間的創(chuàng)新活動(dòng)。另外，互聯(lián)網(wǎng)的強(qiáng)大信息搜索功能，使得產(chǎn)品供求信息變得更加透明，倒逼企業(yè)淘汰低競(jìng)爭(zhēng)力舊產(chǎn)品，增加高競(jìng)爭(zhēng)力新產(chǎn)品，加速了資源在企業(yè)內(nèi)、產(chǎn)品間的重置(Mayer et al.，2014)。簡(jiǎn)而概之，互聯(lián)網(wǎng)改變和優(yōu)化了企業(yè)創(chuàng)新要素投入的生產(chǎn)組織方式，驅(qū)動(dòng)企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。

第四，“直接效應(yīng)論”。此觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動(dòng)了互聯(lián)網(wǎng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的深度融合，具有更強(qiáng)的報(bào)酬遞增效應(yīng)，塑造了企業(yè)更強(qiáng)的創(chuàng)新能力(楊德明、劉泳文，2018)，促使企業(yè)由知識(shí)使用者向知識(shí)創(chuàng)造者轉(zhuǎn)型(李傳超、楊蕙馨，2020)。郭家堂、駱品亮(2016)采用 2002-2014 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析表明，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步具有顯著促進(jìn)作用，從而能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率效率(尤其是技術(shù)推動(dòng)型全要素生產(chǎn)率)的增長(zhǎng)。Bertschek et al.(2006)同樣認(rèn)為寬帶互聯(lián)網(wǎng)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有積極的顯著影響。Branstetter et al.(2018)指出傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)借助軟件應(yīng)用可以大幅提高其創(chuàng)新能力。

盡管已有研究為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新績(jī)效提供了一定的理論和經(jīng)驗(yàn)支撐，但多數(shù)研究?jī)H僅將互聯(lián)網(wǎng)作為工具或載體來(lái)測(cè)算或驗(yàn)證其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的擠入效應(yīng)，未就互聯(lián)網(wǎng)“連通性”的這一本質(zhì)特征(江小涓，2017)展開(kāi)深入研究，這可能對(duì)互聯(lián)網(wǎng)影響創(chuàng)新績(jī)效的估計(jì)造成偏誤，更難以清晰揭示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)制，致使對(duì)二者關(guān)系的研究缺乏相對(duì)完善的理論分析框架。另外，無(wú)論從學(xué)理上還是微觀證據(jù)上，對(duì)于創(chuàng)新活動(dòng)而言，研發(fā)投入與成本僅僅是投入過(guò)程，在測(cè)度創(chuàng)新績(jī)效時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出更具有代表性和說(shuō)服力。其中，專利質(zhì)量和數(shù)量相較于研發(fā)投入而言，可以更加直觀地體現(xiàn)創(chuàng)新績(jī)效水平，因此有必要從互聯(lián)網(wǎng)“連通性”本質(zhì)特征出發(fā)，構(gòu)建其影響創(chuàng)新績(jī)效，即創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的理論框架，為“依托互聯(lián)網(wǎng)賦能高質(zhì)量創(chuàng)新”提供理論和數(shù)據(jù)支撐，彌補(bǔ)已有研究的不足。

三、理論框架與研究假說(shuō)

互聯(lián)網(wǎng)具備連通性典型特征，這一本質(zhì)特征能方便、快捷地連接經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)主體，重新集聚與整合各種資源(江小涓，2017)，重塑經(jīng)濟(jì)主體內(nèi)外部環(huán)境，構(gòu)筑多元、分布式的開(kāi)放創(chuàng)新體系，形成一個(gè)打破時(shí)空限制的價(jià)值創(chuàng)造網(wǎng)絡(luò)。具體而言，互聯(lián)網(wǎng)的連通性表現(xiàn)為去壁壘、去中心、去中介，從要素、組織、生產(chǎn)范式三個(gè)維度分別通過(guò)要素重組、組織變革和供需迭代提高了創(chuàng)新績(jī)效(1)之所以從去壁壘等三個(gè)維度考察互聯(lián)網(wǎng)的連通性主要是基于以下考慮：在價(jià)值創(chuàng)造網(wǎng)絡(luò)中，企業(yè)與消費(fèi)者既是網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)，又是創(chuàng)新主體，彼此間連通的強(qiáng)弱集中表現(xiàn)為受時(shí)空等壁壘、“中心-外圍”角色、第三方零售商等中介三方面的制約，其中壁壘屬于節(jié)點(diǎn)能否順暢連通的前提性條件，而角色和中介進(jìn)一步影響連接的有效性與成本，因此三者似乎可以放進(jìn)一個(gè)框架下予以討論?；ヂ?lián)網(wǎng)嵌入價(jià)值創(chuàng)造網(wǎng)絡(luò)化，正是從以上三個(gè)維度強(qiáng)化了網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)間的連通性。為了進(jìn)一步廓清互聯(lián)網(wǎng)連通性如何從以上三個(gè)維度影響創(chuàng)新績(jī)效，本文進(jìn)行了邏輯推演，網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)間壁壘的弱化促進(jìn)了要素的流動(dòng)與重組，去中心引發(fā)了組織變革(如海爾的“人單合一”)，去中介引致供需快速迭代以滿足消費(fèi)者個(gè)性化需求，進(jìn)一步往下推導(dǎo)，在互聯(lián)網(wǎng)情境下，要素重組、組織變革和供需迭代又分別出現(xiàn)了如圖1所示的三種表征。當(dāng)然，我們不否認(rèn)去壁壘在某種程度上也會(huì)引起組織變革，就像中介模型中的中介變量間存在關(guān)聯(lián)一樣。我們的處理原則是先將問(wèn)題簡(jiǎn)化，確保邏輯推導(dǎo)無(wú)誤，能夠解釋互聯(lián)網(wǎng)如何影響創(chuàng)新績(jī)效即可。至于諸如去壁壘既可影響要素配置又能影響組織變革此類問(wèn)題，會(huì)在后期的擴(kuò)展性研究工作中予以闡明。(如圖1所示)。多重維度的交疊與刺激累積到一定程度后必然會(huì)引起創(chuàng)新績(jī)效的量變和質(zhì)變(下文采用創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量代稱)。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提高創(chuàng)新績(jī)效的三維理論框架

(一)要素維：數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)式要素重組

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展越是深入，應(yīng)用越是廣泛，經(jīng)濟(jì)社會(huì)數(shù)據(jù)化程度越高，連通性越好，能夠弱化企業(yè)和產(chǎn)業(yè)間各種壁壘，使得知識(shí)、人才、資金等創(chuàng)新資源在企業(yè)間得以重新組合、優(yōu)化配置，有利于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的雙向提升。其中，數(shù)據(jù)成為創(chuàng)新的關(guān)鍵性生產(chǎn)要素，且數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新成為其典型輸出形態(tài)。具體體現(xiàn)在以下兩點(diǎn)：1.供給側(cè)數(shù)據(jù)引致生產(chǎn)流程等方面的創(chuàng)新。在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下，企業(yè)運(yùn)用大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等新一代互聯(lián)網(wǎng)衍生技術(shù)，嵌入企業(yè)的研發(fā)、加工組裝、銷售等各個(gè)環(huán)節(jié)，產(chǎn)生海量產(chǎn)品運(yùn)行數(shù)據(jù)，可實(shí)現(xiàn)對(duì)生產(chǎn)鏈所有投入品的生產(chǎn)特征數(shù)據(jù)的采集、分析、處理，并通過(guò)挖掘各生產(chǎn)環(huán)節(jié)的交互數(shù)據(jù)，實(shí)現(xiàn)精確預(yù)測(cè)及前瞻性研發(fā)，有針對(duì)性地做出創(chuàng)新改進(jìn)。數(shù)據(jù)作為虛擬資源具有可積累、可轉(zhuǎn)換、標(biāo)準(zhǔn)化和模式化的典型特征，有助于提升企業(yè)研發(fā)能力和動(dòng)態(tài)營(yíng)銷能力(Troilo et al.，2017；吳義爽等，2016)，降低創(chuàng)新成本，提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量。2.需求側(cè)數(shù)據(jù)誘發(fā)產(chǎn)品、管理等方面的創(chuàng)新。在互聯(lián)網(wǎng)情境下，Ghasemaghaei et al.(2017)指出數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新有助于企業(yè)即時(shí)調(diào)整創(chuàng)新的方向、結(jié)構(gòu)、流程和策略等，迅速形成商業(yè)洞察以適應(yīng)環(huán)境高度變化的要求。企業(yè)利用用戶的海量行為數(shù)據(jù)來(lái)獲取豐富全面和動(dòng)態(tài)變化的需求信息，以此提高對(duì)市場(chǎng)趨勢(shì)判斷的準(zhǔn)確性(肖靜華等，2020)，便于企業(yè)決策分析，從而更有針對(duì)性地改進(jìn)日常的管理經(jīng)營(yíng)，推動(dòng)其持續(xù)創(chuàng)新(楊德明、劉泳文，2018)。綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展實(shí)現(xiàn)了各類市場(chǎng)主體間互聯(lián)互通，甚至可以在全球范圍內(nèi)配置創(chuàng)新資源，聚合創(chuàng)新人才、資金等要素，同時(shí)企業(yè)利用供需兩側(cè)數(shù)據(jù)有效提高創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僬f(shuō)1：

研究假說(shuō)1：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過(guò)創(chuàng)新要素重組與優(yōu)化配置，借助數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)提高了企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效，即有助于創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的雙向提升。

(二)組織維：創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)式組織變革

互聯(lián)網(wǎng)改變了組織的信息結(jié)構(gòu)和資源屬性,形成了互聯(lián)化價(jià)值、開(kāi)放性創(chuàng)新和平臺(tái)化生態(tài)等多元形態(tài)(Magnusson et al.,2016),并在此基礎(chǔ)上衍生出小團(tuán)隊(duì)的靈活創(chuàng)新及小團(tuán)隊(duì)與大平臺(tái)間的協(xié)同創(chuàng)新等新模式(肖靜華等，2020)，有助于調(diào)動(dòng)經(jīng)濟(jì)主體參與創(chuàng)新活動(dòng)的積極性，促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的雙向提升。早在2008年，Biedenbach and S?derholm指出互聯(lián)網(wǎng)的興起引發(fā)了一系列針對(duì)組織變革的探討,包括虛擬組織、網(wǎng)絡(luò)組織和平臺(tái)組織等組織類型,提高了企業(yè)在技術(shù)開(kāi)發(fā)、客戶交付及與合作伙伴協(xié)同等方面的適應(yīng)能力。伴隨開(kāi)源軟件、網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)、虛擬社區(qū)等互聯(lián)網(wǎng)衍生應(yīng)用的不斷涌現(xiàn)，企業(yè)組織方式由實(shí)體企業(yè)轉(zhuǎn)化為虛擬企業(yè)，催生出平臺(tái)經(jīng)濟(jì)、共享經(jīng)濟(jì)、眾包眾創(chuàng)等新的資源配置方式，促使企業(yè)由傳統(tǒng)基于競(jìng)爭(zhēng)思維分配價(jià)值的鏈?zhǔn)剿季S走向基于競(jìng)合思維創(chuàng)造價(jià)值的網(wǎng)絡(luò)思維(王琴，2011)，導(dǎo)致生產(chǎn)呈現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)化的趨勢(shì)。虛擬企業(yè)以梅特卡夫規(guī)律成為全球的技術(shù)紐帶、資產(chǎn)紐帶和契約紐帶(李海艦等，2014)，通過(guò)隱合同等形式與任一外部機(jī)構(gòu)或個(gè)人交易，不再受時(shí)空、虛實(shí)和組織邊界限制，形成了開(kāi)放、協(xié)同、合作的“大平臺(tái)+小前端”創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)。它以互聯(lián)網(wǎng)為支撐，模糊和拓寬了企業(yè)研發(fā)邊界，使得消費(fèi)者、供應(yīng)商、科研院所甚至競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手都可以通過(guò)不完全契約的形式，將散亂的、碎片化的創(chuàng)新意見(jiàn)匯聚到企業(yè)內(nèi)部，與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)人員進(jìn)行創(chuàng)新意見(jiàn)的互動(dòng)、組合，降低了企業(yè)研發(fā)投資的風(fēng)險(xiǎn)性，激發(fā)了企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的意愿，提高了內(nèi)部科研人員的創(chuàng)新效率，增加了投資收益。概而言之，創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)利用外部網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，通過(guò)網(wǎng)絡(luò)成員間核心能力的互補(bǔ)共同創(chuàng)造和傳遞價(jià)值(Mclntyre and Srinivasan，2017)，實(shí)現(xiàn)了內(nèi)外知識(shí)、技術(shù)的交互流動(dòng)，推動(dòng)了企業(yè)、用戶、外部創(chuàng)意主體(科研機(jī)構(gòu)、大學(xué)等)和中間服務(wù)組織等經(jīng)濟(jì)主體間的協(xié)同創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新向開(kāi)放式轉(zhuǎn)變，豐富了創(chuàng)意來(lái)源、增加了創(chuàng)新機(jī)會(huì)、重塑或提升了微觀經(jīng)濟(jì)主體創(chuàng)新能力，成為新時(shí)代創(chuàng)新的新載體，有利于全面提高創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量?；谝陨戏治?，本文提出研究假說(shuō)2：

研究假說(shuō)2：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過(guò)組織變革，借助創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)提高了企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效，即有助于創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的雙向提升。

(三)生產(chǎn)范式維：用戶主導(dǎo)式供需迭代

由于復(fù)雜、易變、隨機(jī)和模糊為特征的用戶需求加劇了產(chǎn)品創(chuàng)新的不確定性，企業(yè)需要根據(jù)用戶個(gè)性化需求定義產(chǎn)品特征、重組企業(yè)資源進(jìn)行可靠的供應(yīng)鏈流程設(shè)計(jì)，制定滿足顧客產(chǎn)品需求方案(Salvador et al.，2009)，同時(shí)依據(jù)用戶需求的偏好差異和動(dòng)態(tài)變化予以實(shí)時(shí)調(diào)整，不斷進(jìn)行迭代式創(chuàng)新以持續(xù)適應(yīng)用戶的新需求，有利于創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量雙向提升?；谟脩趔w驗(yàn)迭代式創(chuàng)新活動(dòng)可以有效修正企業(yè)的行為偏差，規(guī)避企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中的路徑依賴問(wèn)題，使得以用戶為中心的創(chuàng)新范式成為學(xué)界關(guān)注的新重點(diǎn)(Baldwin and Hippel，2009)。用戶與企業(yè)的關(guān)系不僅包括通過(guò)價(jià)格連接的單純交易關(guān)系，而且包括以建立信息交換為內(nèi)容的長(zhǎng)期合作關(guān)系。用戶根據(jù)自身需求對(duì)產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新提供創(chuàng)意和專業(yè)意見(jiàn)，或使用反饋等方式，幫助企業(yè)改進(jìn)現(xiàn)有產(chǎn)品和創(chuàng)造新產(chǎn)品。Füller et al.(2004)認(rèn)為顧客通過(guò)虛擬社區(qū)可以分別在確認(rèn)需求及產(chǎn)生創(chuàng)意階段、概念化和設(shè)計(jì)階段、測(cè)試和上市階段，提出新產(chǎn)品創(chuàng)意、改進(jìn)設(shè)計(jì)的建議及反饋意見(jiàn)，參與產(chǎn)品開(kāi)發(fā)。伴隨用戶在創(chuàng)新中的參與度和主動(dòng)性不斷增強(qiáng)，他對(duì)創(chuàng)新的控制程度也不斷提高。姚山季等(2015)指出用戶對(duì)研發(fā)活動(dòng)的參與度是提高企業(yè)研發(fā)績(jī)效的核心要素。在用戶主導(dǎo)創(chuàng)新模式下，用戶是創(chuàng)新過(guò)程中的決策者和支持者，其他創(chuàng)新主體具體執(zhí)行和實(shí)施創(chuàng)新過(guò)程，并對(duì)用戶需求負(fù)責(zé)(蘇楠、吳貴生，2011)。當(dāng)用戶占據(jù)主導(dǎo)地位時(shí)，企業(yè)在功能體驗(yàn)、用戶規(guī)模等方面會(huì)根據(jù)用戶實(shí)際的使用習(xí)慣進(jìn)行大量的微創(chuàng)新改進(jìn)。例如，騰訊為避免用戶在大眾場(chǎng)合“被廣播”的尷尬情況，能夠在會(huì)議、地鐵等不方便接受揚(yáng)聲器廣播的場(chǎng)合進(jìn)行接聽(tīng)，將距離感應(yīng)器沒(méi)有發(fā)生感應(yīng)時(shí)，語(yǔ)音對(duì)講功能默認(rèn)為揚(yáng)聲器播放，而只要把手機(jī)貼近耳朵，感應(yīng)器就馬上自動(dòng)調(diào)整為聽(tīng)筒模式。這種細(xì)節(jié)性的改善保證了騰訊微信能夠敏捷地吸附、集納市場(chǎng)上出現(xiàn)的幾乎所有大大小小的相關(guān)技術(shù)和模式，并在自身平臺(tái)上反復(fù)予以“整合”與“迭代”，從而迅速地超越同類產(chǎn)品?；谝陨戏治?，本文提出研究假說(shuō)3：

研究假說(shuō)3：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促使企業(yè)根據(jù)供需迭代，采用用戶主導(dǎo)生產(chǎn)范式提高了其創(chuàng)新績(jī)效，即有助于創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的雙向提升。

本文認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶動(dòng)的要素重組、組織變革和供需迭代能夠影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效，有利于全面提高創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量。接下來(lái)，依據(jù)上述互聯(lián)網(wǎng)影響創(chuàng)新績(jī)效的三維理論框架，構(gòu)建合適計(jì)量模型，對(duì)二者相關(guān)關(guān)系及機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

四、模型構(gòu)建與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響，本文從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的雙重視角設(shè)定如下面板個(gè)體效應(yīng)計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。如果核心解釋變量一次項(xiàng)參數(shù)不顯著，則利用Ramsey’s RESET檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)理論驗(yàn)證相結(jié)合方法，引入二次項(xiàng)進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。

INNit=φ0+φ1INTit+φ2Xit+μi+bt+εit

(1)

其中，INNit為被解釋變量，表示省份i在第t年的創(chuàng)新績(jī)效；INTit為核心解釋變量，表示省份i在第t年的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r；Xit為控制變量，包含了獨(dú)立于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生影響的若干變量。φi(i=0,1,2)為待估參數(shù)。μi表示不可觀測(cè)的地區(qū)變量的個(gè)體固定效應(yīng)；bt為不可觀測(cè)的時(shí)間變量固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)指標(biāo)選取與變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量創(chuàng)新績(jī)效分為創(chuàng)新質(zhì)量(Inqul)和創(chuàng)新數(shù)量(Innum)。部分學(xué)者采用專利引用次數(shù)(Aldieri，2014)衡量創(chuàng)新質(zhì)量?？紤]到數(shù)據(jù)可獲得性，本文借鑒張古鵬等(2011)的研究，采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)的比重代表創(chuàng)新質(zhì)量。創(chuàng)新數(shù)量應(yīng)涵蓋企業(yè)的所有創(chuàng)新成果，為此借鑒Griliches (1990)的研究方法，采用新產(chǎn)品銷售收入代表創(chuàng)新數(shù)量。

2.核心解釋變量

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平(Intpe)。已有研究通常采用單一指標(biāo)或綜合指標(biāo)衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。常用的單一指標(biāo)包括互聯(lián)網(wǎng)普及率(汪東芳等，2019)、網(wǎng)站或網(wǎng)民(郭家堂等，2017)。 韓先鋒等(2014)、黃群慧等(2019)則從不同視角構(gòu)建了綜合指標(biāo)體系衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。由于互聯(lián)網(wǎng)已滲透到創(chuàng)新活動(dòng)的多個(gè)方面，本文在已有研究基礎(chǔ)上，結(jié)合《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的互聯(lián)網(wǎng)主要指標(biāo)發(fā)展情況數(shù)據(jù)，構(gòu)建以下指標(biāo)體系(如表1所示)，同時(shí)為了避免主觀偏差，利用熵值法確定不同指標(biāo)權(quán)重，計(jì)算綜合指標(biāo)用于衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。

表1 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平評(píng)價(jià)的指標(biāo)體系

3.調(diào)節(jié)變量

(1)數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)(E-trar)。在互聯(lián)網(wǎng)情境下，無(wú)論是需求側(cè)數(shù)據(jù)還是供給側(cè)數(shù)據(jù)，主要通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)雙邊用戶的交易活動(dòng)產(chǎn)生，因此本文采用有電子商務(wù)交易活動(dòng)的企業(yè)數(shù)比重表征數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)。(2)生態(tài)網(wǎng)絡(luò)(Websize)。在互聯(lián)網(wǎng)場(chǎng)景下，根據(jù)生態(tài)網(wǎng)絡(luò)的組織特征，網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)的多少一定程度上反應(yīng)生態(tài)網(wǎng)絡(luò)狀況，因此本文采用企業(yè)擁有網(wǎng)站數(shù)表示組織變革下的生態(tài)網(wǎng)絡(luò)。(3)用戶主導(dǎo)(E-coms)。在產(chǎn)品市場(chǎng)上供需迭代通常表現(xiàn)為產(chǎn)品交易量。另外，考慮到指標(biāo)選取的準(zhǔn)確性、有效性和可得性，在互聯(lián)網(wǎng)條件下，用戶主導(dǎo)價(jià)值創(chuàng)造活動(dòng)需要通過(guò)電商平臺(tái)完成，因此本文選取電子商務(wù)銷售額代表用戶主導(dǎo)的創(chuàng)新活動(dòng)。

4.控制變量

(1)研發(fā)投入(R&D)。借鑒王金杰等(2018)的研究，采用企業(yè)研發(fā)技術(shù)人員數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新要素的投入指標(biāo)。(2)所有制(Owner)。借鑒陳維濤等(2019)、沈國(guó)兵等(2020)相關(guān)研究，采用區(qū)域國(guó)有企業(yè)固定資產(chǎn)投資比重與國(guó)有企業(yè)就業(yè)人數(shù)比重的算術(shù)平均值來(lái)表示。(3)技術(shù)市場(chǎng)活躍程度(Temarket)。借鑒聶名華等(2019)相關(guān)研究，采用技術(shù)市場(chǎng)成交額表示。(4)企業(yè)規(guī)模(Scale)。由于企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性會(huì)顯著影響其創(chuàng)新意愿，因此借鑒沈國(guó)兵等(2020)的相關(guān)研究，采用行業(yè)內(nèi)企業(yè)人均從業(yè)人員數(shù)量(人/個(gè))表示企業(yè)規(guī)模。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)分析

考慮到研究數(shù)據(jù)的權(quán)威性、完整性和可得性，本文樣本數(shù)據(jù)為2011年-2016 年我國(guó)境內(nèi) 30 省份(自治區(qū)或直轄市)的調(diào)查數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2011年-2016年的原因主要基于以下兩點(diǎn)考慮：一是從數(shù)據(jù)來(lái)源看，衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的三級(jí)指標(biāo)數(shù)據(jù)共同時(shí)間區(qū)段為2011-2016年；二是我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展大約始于20世紀(jì)90年代，經(jīng)過(guò)近20年快速發(fā)展，已達(dá)到較高、相對(duì)成熟水平。所選樣本區(qū)間能夠較好反應(yīng)研究問(wèn)題。由于西藏的數(shù)據(jù)缺失較多，且對(duì)論文研究問(wèn)題不具有代表性，故予以剔除。樣本數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局或各省、自治區(qū)、直轄市的統(tǒng)計(jì)年鑒。非國(guó)有企業(yè)就業(yè)人數(shù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 變量相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

基于以上統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文利用stata12繪制了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量的線性及非線性擬合圖(分別如圖2、圖3所示)，對(duì)彼此間相關(guān)關(guān)系予以初步判斷。從圖2看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量存在一定程度正相關(guān)關(guān)系的線性和U型非線性。無(wú)論是線性還是非線性圖，在樣本時(shí)限6年內(nèi)邊際變動(dòng)幅度較為平緩。結(jié)合圖3可知，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間存在一定程度的線性和倒U型非線性關(guān)系。為了更好把握彼此關(guān)系，需要在控制其他變量的條件下進(jìn)行回歸分析，以便準(zhǔn)確把握變量間相關(guān)關(guān)系及參數(shù)大小。

圖2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量的線性和非線性擬合圖

圖3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量的線性和非線性擬合圖

五、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一)全國(guó)層面互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的回歸分析

為準(zhǔn)確揭示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間的相關(guān)關(guān)系，本文采用控制個(gè)體固定效應(yīng)和逐步回歸方法對(duì)不同模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。具體結(jié)果如表3所示。首先，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間關(guān)系進(jìn)行回歸分析。如模型1所示，若控制地區(qū)固定效應(yīng)、未控制時(shí)間固定效應(yīng)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展正向促進(jìn)了創(chuàng)新質(zhì)量提升，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著?？蓻Q系數(shù)R2為0.007,說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋力度很差。為了進(jìn)一步考察不隨個(gè)體變動(dòng)但隨時(shí)間變動(dòng)的遺漏變量問(wèn)題，對(duì)時(shí)間變量進(jìn)行固定，如模型2所示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制了創(chuàng)新質(zhì)量提升，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。該結(jié)論與本文研究假設(shè)相悖。將控制變量加入模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)二者關(guān)系。從單向固定效應(yīng)模型3看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間仍存在負(fù)向線性關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上仍不顯著。從雙向固定效應(yīng)模型4看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量間仍然存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著。其次，采用相同的檢驗(yàn)步驟和回歸模型，詳細(xì)測(cè)度互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間關(guān)系。如模型5所示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制了創(chuàng)新數(shù)量提高，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。該結(jié)論同樣與本文研究假設(shè)不符。為了進(jìn)一步考察不隨個(gè)體變動(dòng)但隨時(shí)間而變動(dòng)的遺漏變量問(wèn)題，對(duì)時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行控制，如模型6所示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制了創(chuàng)新數(shù)量提升，且在10%水平上十分顯著。將控制變量加入模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)二者間關(guān)系。從單向固定效應(yīng)模型7看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間仍存在負(fù)向線性關(guān)系，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。從雙向固定效應(yīng)模型8看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新數(shù)量間存在負(fù)相關(guān)線性關(guān)系。

表3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的線性模型回歸結(jié)果

最后，對(duì)比分析模型(1)-(8)回歸結(jié)果，容易得出以下四點(diǎn)結(jié)論：一是，在控制地區(qū)固定效應(yīng)、未控制時(shí)間固定效應(yīng)且不加入控制變量條件下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間分別表現(xiàn)為正相關(guān)和負(fù)相關(guān)線性關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。二是，若采用地區(qū)和時(shí)間雙向固定模型，回歸結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間均存在負(fù)相關(guān)線性關(guān)系，與研究假設(shè)不符。可能的原因是存在不隨個(gè)體變動(dòng)但隨時(shí)間變動(dòng)的遺漏變量問(wèn)題。也有可能是變量間存在非線性關(guān)系。三是，在加入控制變量的單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的影響均表現(xiàn)為負(fù)向，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。四是，將控制變量加入地區(qū)和時(shí)間的雙向固定模型后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的影響仍表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。相較于未加入控制變量的雙向固定回歸模型，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的影響具有一致性，與本文研究假設(shè)相悖。可能的原因是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間存在非線性關(guān)系。

通過(guò)以上模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果對(duì)比分析兼可能的原因探討，有必要對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量的非線性關(guān)系予以進(jìn)一步驗(yàn)證。另外，RESET檢驗(yàn)結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間的確存在非線性關(guān)系，因此在原線性模型基礎(chǔ)上引入二次項(xiàng)，具體回歸結(jié)果如表4所示。

表4 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的非線性模型回歸結(jié)果

首先，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間非線性關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。模型9顯示，若只控制地區(qū)效應(yīng)且不加入控制變量，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量在5%顯著水平下存在顯著倒U型非線性關(guān)系，拐點(diǎn)為48.96?？蓻Q系數(shù)R2為0.049，說(shuō)明擬合程度較差。在模型9基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制時(shí)間后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)閁型，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著且拐點(diǎn)變大(如模型9a所示)。在模型9基礎(chǔ)上加入控制變量，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間仍存在顯著U型非線性關(guān)系，拐點(diǎn)為54.84，且在10%顯著水平下十分顯著(如模型10所示)。研發(fā)人員投入和所有制對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著。技術(shù)市場(chǎng)活躍度在1%顯著水平下正向促進(jìn)了創(chuàng)新質(zhì)量提升。在1%顯著水平下，企業(yè)規(guī)模越小越有利于提高創(chuàng)新質(zhì)量。同樣在雙向固定模型9a基礎(chǔ)上增加控制變量，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間U型非線性關(guān)系不變，顯著度不變，但拐點(diǎn)值變小(如模型10a所示)。其次，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間非線性關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。模型11顯示，在1%水平下互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間存在顯著倒U型非線性關(guān)系，拐點(diǎn)為39.53。在模型11基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制年度時(shí)間變量后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間倒U型關(guān)系依然成立，但拐點(diǎn)值變小，顯著度降低(如模型11a所示)。在模型11基礎(chǔ)上加入控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間仍存在顯著倒U型非線性關(guān)系，拐點(diǎn)為37.65，且在1%水平下十分顯著(如模型12所示)。在1%顯著水平下，研發(fā)人員投入和技術(shù)市場(chǎng)活躍度均正向促進(jìn)了創(chuàng)新數(shù)量提升。所有制在正向促進(jìn)了創(chuàng)新數(shù)量提高，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)占比越高，越能夠促進(jìn)創(chuàng)新數(shù)量，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。企業(yè)規(guī)模越小越有利于提高創(chuàng)新數(shù)量，但統(tǒng)計(jì)上也不顯著。同樣在雙向固定模型11a基礎(chǔ)上增加了研發(fā)人員投入等控制變量，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間倒U型非線性關(guān)系及顯著度不變，但拐點(diǎn)值變小(如模型12a所示)。

最后，對(duì)比分析模型(9)-(12a)回歸結(jié)果，容易得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量間主要表現(xiàn)為U型關(guān)系，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間則表現(xiàn)為倒U型關(guān)系。之所以呈U型或倒U型關(guān)系，可能的原因主要有以下三點(diǎn)：一是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用存在滯后；二是互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)存在一定門(mén)檻；三是相對(duì)于創(chuàng)新數(shù)量，創(chuàng)新質(zhì)量的提升周期更長(zhǎng)。第二，分別對(duì)比分析模型(9)和模型(10)、模型(11)和模型(12)，加入控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量的拐點(diǎn)值，前者變大，后者變小。對(duì)比分析模型(9a)和模型(10a)、模型(11a)和模型(12a)，加入控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量的拐點(diǎn)值，前者變小，后者變大。對(duì)創(chuàng)新數(shù)量而言，雙向固定模型的拐點(diǎn)值均小于單向固定模型的拐點(diǎn)值。第三，分別對(duì)比分析未加入控制變量的模型(9)和模型(11)、加入控制變量的模型(10)和模型(12)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量的拐點(diǎn)值均大于其促進(jìn)創(chuàng)新數(shù)量的拐點(diǎn)值，且考慮到不隨個(gè)體變動(dòng)但隨時(shí)間而變動(dòng)的遺漏變量問(wèn)題，在四個(gè)模型基礎(chǔ)上對(duì)時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行控制后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量的拐點(diǎn)值亦均大于其促進(jìn)創(chuàng)新數(shù)量的拐點(diǎn)值?？赡艿脑蚴莿?chuàng)新質(zhì)量提升周期較長(zhǎng)，通過(guò)溢出效應(yīng)影響創(chuàng)新數(shù)量，但溢出效應(yīng)的門(mén)檻值較高。

(二)分區(qū)域?qū)用婊ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的回歸分析

由于中國(guó)行政區(qū)域范圍廣，尤其是不同區(qū)域(2)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》行政區(qū)域劃分，東部地區(qū)包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、四川、重慶、云南、廣西、貴州?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展水平、研發(fā)投入、技術(shù)市場(chǎng)發(fā)育程度、政府宏觀調(diào)控力度等多個(gè)方面存在較大差異，因此，以上全國(guó)層面關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)容易忽視區(qū)域異質(zhì)性問(wèn)題，可能導(dǎo)致回歸結(jié)果不穩(wěn)健，無(wú)法就區(qū)域?qū)用嫣岢鲇行У膽?yīng)對(duì)策略，容易產(chǎn)生“理論與實(shí)際不符，對(duì)策無(wú)法落地”的偽命題。另外，考慮到模型加入控制變量，能夠更為準(zhǔn)確揭示核心解釋變量和被解釋變量間相關(guān)關(guān)系，所以我們將重點(diǎn)關(guān)注含有控制變量的固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。基于以上考慮，接下來(lái)本文將從東、中、西區(qū)域?qū)用?，分別細(xì)致考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量的影響。

1.東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的回歸分析

從東部地區(qū)11省份(含直轄市)回歸結(jié)果看(如表5所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間分別存在U型關(guān)系、倒U型關(guān)系，與全國(guó)層面實(shí)證結(jié)果相符，且前者單向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值大于雙向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值，后者則相反。具體分析如下：

表5 東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的非線性模型回歸結(jié)果

第一，在單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中(如1e所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量存在U型關(guān)系，且在1%水平下顯著，拐點(diǎn)值為46.13。在1%顯著水平，企業(yè)規(guī)模越小，越有利于提高創(chuàng)新質(zhì)量，而其他控制變量在統(tǒng)計(jì)上不顯著。從樣本數(shù)據(jù)看，2016年遼寧省(16.82)、河北省(23.12)、天津(6.02)、山東(34.4)、江蘇(37.27)、上海(23.03)、福建(39.01)、海南(2.16)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平位于拐點(diǎn)左側(cè)，因此，未來(lái)8省份可能需要進(jìn)一步提高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，利用各種優(yōu)惠政策激發(fā)中小企業(yè)創(chuàng)新活力等措施，跨越拐點(diǎn)值，進(jìn)入創(chuàng)新質(zhì)量上升區(qū)間。北京(74.66)、浙江(47.02)、廣東省(80.01)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平都位于拐點(diǎn)右側(cè)，因此，未來(lái)3省份可能需要通過(guò)健全技術(shù)市場(chǎng)交易保障制度等措施持續(xù)提升創(chuàng)新質(zhì)量。第二，在雙向固定效應(yīng)模型中(如2e所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量亦表現(xiàn)為U型關(guān)系，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，拐點(diǎn)值為42.18。所有控制變量對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。從樣本數(shù)據(jù)看，2016年9省份的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平位置分布狀況與模型1e相同，因此未來(lái)政策發(fā)力點(diǎn)可能一致。第三，在單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中(如3e所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量存在倒U型關(guān)系，且在5%水平下顯著，拐點(diǎn)值為39.93。從控制變量看，研發(fā)人員投入越多，技術(shù)交易市場(chǎng)越活躍，越有利于提高創(chuàng)新數(shù)量。相較于單向固定效應(yīng)模型，雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示(如4e所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間的倒U型關(guān)系顯著度提升，拐點(diǎn)值變大。研發(fā)人員投入對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的正向作用仍十分顯著，但技術(shù)交易市場(chǎng)活躍度對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上變得不顯著。企業(yè)規(guī)模越大越有利于提高創(chuàng)新數(shù)量。結(jié)合樣本數(shù)據(jù)看，11省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平位置分布與模型1e、模型2e的基本一致，因此未來(lái)企業(yè)和政府行為策略選擇方向與前述模型結(jié)論在一定程度上可能十分相似。

2.中部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的回歸分析

根據(jù)模型(1m)-(4m)回歸結(jié)果顯示(如表6所示)，中部地區(qū)8省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間表現(xiàn)為U型關(guān)系，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新數(shù)量間則存在倒U型關(guān)系，也與全國(guó)層面實(shí)證結(jié)果相符，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，且前者單向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值均小于雙向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值，而后者則相反。具體分析如下：

表6 中部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的非線性模型回歸結(jié)果

第一，在單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中(如1m所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量存在U型關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，拐點(diǎn)值為9.51。從樣本數(shù)據(jù)看，2016年黑龍江省(48.1)、吉林省(50.9)、山西省(55.5)、河南省(43.4)、安徽省(44.3)、湖北省(51.4)、湖南省(44.4)、江西省(44.6)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展都位于拐點(diǎn)右側(cè)，因此未來(lái)8省份可能需要通過(guò)鼓勵(lì)中小企業(yè)發(fā)展等措施持續(xù)提升技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。第二，在雙向固定效應(yīng)模型中(如2m所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量亦表現(xiàn)為U型關(guān)系，且在統(tǒng)計(jì)上也不顯著，拐點(diǎn)值為29。第三，無(wú)論是單向地區(qū)固定效應(yīng)模型(如3m所示)，還是雙向固定效應(yīng)模型(如4m所示),互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間均表現(xiàn)為倒U型關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，且前者拐點(diǎn)值為105.01，大于后者拐點(diǎn)值36.9。

3.西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的回歸分析

根據(jù)模型(1w)-(4w)回歸結(jié)果顯示(如表7所示)，西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量二者均存在倒U型關(guān)系，但顯著度存在差異，且單向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值均大于雙向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值。具體分析如下：

表7 西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量的非線性模型回歸結(jié)果

第一，在單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中(如1w所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量存在倒U型關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，拐點(diǎn)值為32.29。第二，在雙向固定效應(yīng)模型中(如2w所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量亦表現(xiàn)為倒U型關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，拐點(diǎn)值為59.44。第三，在單向地區(qū)固定效應(yīng)模型中(如3w所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量存在倒U型關(guān)系，但在5%水平上顯著，拐點(diǎn)值為29.42。從樣本數(shù)據(jù)看，2016年廣西省(10.43)、貴州省(4.83)、寧夏(0.47)、甘肅(3.32)、云南(7.58)、四川(25.18)、內(nèi)蒙古自治區(qū)(4.33)、青海(0.78)、陜西(10.52)、新疆(4.47)、重慶(8.77)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平都位于拐點(diǎn)左側(cè)，未來(lái)11省份可能需要通過(guò)提高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展，激發(fā)大型企業(yè)創(chuàng)新活力等措施，跨越拐點(diǎn)值，進(jìn)入創(chuàng)新質(zhì)量的上升區(qū)間。相較于單向固定效應(yīng)模型，雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示(如4w所示)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間的倒U型關(guān)系仍然顯著，拐點(diǎn)值變小為27.31。結(jié)合樣本數(shù)據(jù)和雙向固定效應(yīng)拐點(diǎn)值看，2016年11省份的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展同樣位于拐點(diǎn)左側(cè)，未來(lái)政策發(fā)力點(diǎn)可能在于通過(guò)發(fā)揮影響創(chuàng)新數(shù)量提高的各種因素的正向作用，盡早邁過(guò)拐點(diǎn)值，向創(chuàng)新數(shù)量上升區(qū)間攀升。

對(duì)比分析三大區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系容易發(fā)現(xiàn)：(1)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間主要呈現(xiàn)出U型關(guān)系(西部地區(qū)除外)?？赡苁怯捎诓煌瑓^(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平及其控制變量存在較大差異導(dǎo)致。(2)不同區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新數(shù)量間均存在倒U型關(guān)系。本文認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、數(shù)量間看似對(duì)立的U型、倒U型關(guān)系只是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新績(jī)效非線性關(guān)系差異化體現(xiàn)，可借助臨界點(diǎn)的位置不同給予一定程度地說(shuō)明。以統(tǒng)計(jì)上均顯著的東部地區(qū)為例，無(wú)論是單向固定效應(yīng)模型還是雙向固定效應(yīng)模型，互聯(lián)網(wǎng)與創(chuàng)新質(zhì)量非線性擬合的拐點(diǎn)值(46.13、42.18)均大于其和創(chuàng)新數(shù)量非線性擬合的拐點(diǎn)值(39.93、40.59)，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展短期內(nèi)容易引發(fā)創(chuàng)新數(shù)量的提升，長(zhǎng)期內(nèi)才能提高創(chuàng)新質(zhì)量。

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過(guò)數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)、生態(tài)網(wǎng)絡(luò)、用戶主導(dǎo)三種外在表征影響創(chuàng)新績(jī)效，本文分別選取有電子商務(wù)交易活動(dòng)的企業(yè)數(shù)比重(E-trar)、企業(yè)擁有網(wǎng)站數(shù)(Websize)、電子商務(wù)銷售額(E-coms)，與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平構(gòu)造交互項(xiàng)，通過(guò)估計(jì)交互項(xiàng)參數(shù)及是否通過(guò)T檢驗(yàn)，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新績(jī)效間機(jī)制予以實(shí)證檢驗(yàn)。具體回歸結(jié)果如表8所示。結(jié)合模型1j和模型4j看，有電子商務(wù)交易活動(dòng)的企業(yè)數(shù)比重與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在1%水平下十分顯著，部分支持了假設(shè)1。從模型2j和模型5j看，企業(yè)擁有網(wǎng)站數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在5%水平上十分顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在1%水平下十分顯著，部分支持了假設(shè)2。對(duì)比分析模型3j和模型6j回歸結(jié)果，電子商務(wù)銷售額與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在1%水平下十分顯著，部分支持了假設(shè)3。

表8 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新績(jī)效的機(jī)制回歸結(jié)果

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)

依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和計(jì)量模型檢驗(yàn)細(xì)則，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量間可能存在一定的雙向因果關(guān)系，容易產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)不準(zhǔn)確。為解決上述內(nèi)生性問(wèn)題，本文將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展滯后一期作為核心解釋變量的工具變量，并假設(shè)控制變量作為自身IV式工具變量，采用工具變量?jī)呻A段最小二乘法(2SLS) 對(duì)(9) -(12a)重新回歸估計(jì)。如表9所示，在全國(guó)層面，引入核心解釋變量工具變量后，雖然核心解釋變量絕對(duì)值和顯著性水平有所變化，但系數(shù)符號(hào)均未改變，因此回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性?；谝陨戏治隹梢耘卸ǎヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展水平越高，越有助于提高創(chuàng)新的質(zhì)量及數(shù)量，且其與二者存在非線性關(guān)系。另外，加入工具變量后，分區(qū)域?qū)用婧蜋C(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果同樣具有一定穩(wěn)健性。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論、啟示及局限

互聯(lián)網(wǎng)打通了虛擬與實(shí)體空間，打破了時(shí)空約束，形成了各種創(chuàng)新資源在全球視域內(nèi)的廣泛聯(lián)通(李海艦等，2014)，成為影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要變量。本文在已有研究基礎(chǔ)上，從互聯(lián)網(wǎng)“連通性”本質(zhì)特征出發(fā)，構(gòu)建了一個(gè)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新績(jī)效的三維理論框架，同時(shí)采用省際面板數(shù)據(jù)，借助面板個(gè)體效應(yīng)模型進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)論如下：

(1)互聯(lián)網(wǎng)通過(guò)去壁壘、去中心、去中介，從要素、組織、生產(chǎn)范式三個(gè)維度分別經(jīng)由要素重組、組織變革和供需迭代促進(jìn)了創(chuàng)新績(jī)效，有助于創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量雙向提升。具體體現(xiàn)在，在要素維度層面，數(shù)據(jù)成為創(chuàng)新的關(guān)鍵生產(chǎn)要素，且數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新成為其典型輸出形態(tài)。在組織維層面，企業(yè)組織方式由實(shí)體企業(yè)轉(zhuǎn)化為虛擬企業(yè)，催生出平臺(tái)經(jīng)濟(jì)、共享經(jīng)濟(jì)、眾包眾創(chuàng)等新資源配置方式，形成了開(kāi)放、協(xié)同、合作的“大平臺(tái)+小前端”創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)。在生產(chǎn)范式維層面，用戶根據(jù)自身需求對(duì)產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新提供創(chuàng)意和專業(yè)意見(jiàn)，或使用反饋等方式，幫助企業(yè)改進(jìn)現(xiàn)有產(chǎn)品或創(chuàng)造新產(chǎn)品。

(2)在全國(guó)層面，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量間主要表現(xiàn)為U型關(guān)系，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間則表現(xiàn)為倒U型關(guān)系。在加入控制變量的單向和雙向固定效應(yīng)模型中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量均在10%水平上存在顯著U型關(guān)系，且拐點(diǎn)值分別為54.84、39.38；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量均在1%水平上存在顯著倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)值分別為37.65、37.31。

(3)在不同區(qū)域?qū)用?，互?lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新質(zhì)量間關(guān)系及拐點(diǎn)值具有異質(zhì)性。東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量間分別存在U型關(guān)系、倒U型關(guān)系，與全國(guó)層面實(shí)證結(jié)果相符。在單向和雙向固定效應(yīng)模型中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量均在1%水平下存在顯著U型關(guān)系，且拐點(diǎn)值分別為46.13、42.18；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量分別在5%、1%水平上存在顯著倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)值分別為39.93、40.59。中部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間表現(xiàn)為U型關(guān)系，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新數(shù)量間則存在倒U型關(guān)系，也與全國(guó)層面實(shí)證結(jié)果相符，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。在單向和雙向固定效應(yīng)模型中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量間拐點(diǎn)值分別為9.51、29；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量間拐點(diǎn)值分別為105.01、36.9。西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新數(shù)量二者均存在倒U型關(guān)系，但顯著度存在差異。在單向和雙向固定效應(yīng)模型中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新質(zhì)量倒U型關(guān)系統(tǒng)計(jì)上不顯著，且拐點(diǎn)值分別為32.29、23.36；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與創(chuàng)新數(shù)量均在5%水平上存在顯著倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)值分別為29.42、27.31。

(4)數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)、生態(tài)網(wǎng)絡(luò)、用戶主導(dǎo)分別與互聯(lián)網(wǎng)深度復(fù)合影響了創(chuàng)新績(jī)效，但在顯著度上存在差異。有電子商務(wù)交易活動(dòng)的企業(yè)數(shù)比重與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在1%水平上十分顯著。企業(yè)擁有網(wǎng)站數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在5%水平上十分顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在 1%水平上十分顯著。電子商務(wù)銷售額與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)在1%水平上十分顯著。

依據(jù)上述研究結(jié)論容易得出以下政策啟示：一是，持續(xù)高效推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)的建設(shè)、推廣與應(yīng)用，鼓勵(lì)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)“觸網(wǎng)”、“用網(wǎng)”。充分發(fā)揮市場(chǎng)和政府在經(jīng)濟(jì)中的調(diào)節(jié)作用，確保消費(fèi)互聯(lián)網(wǎng)、產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)的健康發(fā)展，同時(shí)加強(qiáng)、完善網(wǎng)絡(luò)標(biāo)準(zhǔn)與安全、數(shù)據(jù)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、平臺(tái)架構(gòu)等多方面的配套體系建設(shè)，鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行各式創(chuàng)新活動(dòng)，全面提升創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。二是，正確識(shí)別和對(duì)待互聯(lián)網(wǎng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的動(dòng)態(tài)化、差異化特征，采取適宜發(fā)展策略最大化互聯(lián)網(wǎng)區(qū)域創(chuàng)新動(dòng)能，促進(jìn)區(qū)域有序、協(xié)調(diào)發(fā)展。結(jié)合研究結(jié)論看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)東部、中西部創(chuàng)新績(jī)效的門(mén)檻效應(yīng)存在較大差異，因此應(yīng)正確評(píng)判與調(diào)控區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，同時(shí)強(qiáng)化區(qū)域互動(dòng)機(jī)制，注重區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)部及彼此間良性、有序的內(nèi)外循環(huán)。三是，加大互聯(lián)網(wǎng)在不同場(chǎng)景中地應(yīng)用，最大化數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)、生態(tài)網(wǎng)絡(luò)、用戶主導(dǎo)的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。在價(jià)值創(chuàng)造的不同環(huán)節(jié)、情境下，應(yīng)積極引導(dǎo)和支持有條件的企業(yè)利用各類互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)進(jìn)行供需兩側(cè)產(chǎn)品(服務(wù))、消費(fèi)者需求數(shù)據(jù)的無(wú)阻礙傳遞與共享，大膽嘗試組織變革，利用各種營(yíng)銷手段激發(fā)用戶的參與意愿，進(jìn)而有效發(fā)揮三大調(diào)節(jié)變量的正向效用。

另外，本文研究主要存在以下兩方面局限：一方面，作為探索性實(shí)證研究，該論文重點(diǎn)研究了互聯(lián)網(wǎng)通過(guò)去壁壘等三重維度影響創(chuàng)新質(zhì)量及數(shù)量，而不同維度的交叉作用并未納入理論分析的框架，需要在以后的研究中予以闡明。另一方面，從本文研究結(jié)論看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和創(chuàng)新績(jī)效存在非線性關(guān)系，因此可以采用漢森門(mén)檻回歸模型予以進(jìn)一步驗(yàn)證，尋找互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的“門(mén)檻值”。