互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應及異質(zhì)性分析*

仇 怡，朱玉安

(湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

黨的十九大報告指出，推動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能和實體經(jīng)濟深度融合，在中高端消費、創(chuàng)新引領、綠色低碳、共享經(jīng)濟、現(xiàn)代供應鏈、人力資本服務等領域培育新增長點、形成新動能。2020年11月，習近平主席在致“世界互聯(lián)網(wǎng)大會·互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展論壇”賀信中指出，互聯(lián)網(wǎng)對促進各國經(jīng)濟復蘇、保障社會運行、推動國際抗疫合作發(fā)揮了重要作用。因此，準確把握互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和區(qū)域創(chuàng)新之間的關系，發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的正效應，對于我國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義。

目前學術界對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和區(qū)域創(chuàng)新的相關研究可分為以下三類：第一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平測算。主要有使用單一指標和構建指標體系兩種方法。單一指標通常選取寬帶基礎設施、互聯(lián)網(wǎng)普及率、長途光纜線路長度、雙邊網(wǎng)址鏈接數(shù)來衡量不同區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平[1-6]。單一指標測度方法由于僅能反映某地單一方面的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，無法全面揭示互聯(lián)網(wǎng)總體發(fā)展特征，因而近年來大多數(shù)學者通過構建指標體系進行測算。主要使用主成分分析法或熵值法或二者相結合的方法，以及灰色關聯(lián)度法等進行評價[7-10]。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對技術進步的影響。國外學者分別從國家、地區(qū)和行業(yè)展開研究，結果表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對生產(chǎn)率增長有顯著促進作用[11-12]。國內(nèi)學者韓先鋒等、韓寶國和朱平芳分別從互聯(lián)網(wǎng)的信息擴散效應、成本削減效應，分析其對技術進步的推動作用[13-14]。郭家堂和駱品亮、肖利平、謝莉娟等論證了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提高對全要素生產(chǎn)率提升有明顯促進作用[15-17]。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新的影響。國外學者Cardona等研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)促進產(chǎn)業(yè)技術效率的提升、增加企業(yè)核心競爭力進而使產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[18]。國內(nèi)學者從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對本地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新和其他地區(qū)的空間溢出引致其創(chuàng)新兩方面展開研究。對于本地區(qū)企業(yè)，已有研究表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高能提升企業(yè)技術創(chuàng)新效率[19-22]、提高制造業(yè)產(chǎn)品出口效率[23-24]，從而促進企業(yè)創(chuàng)新。對其他區(qū)域的空間溢出，則主要通過構建不同空間權重矩陣使用門檻回歸[25-26]、空間杜賓模型[27-28]考察創(chuàng)新效率的空間溢出效應。王志高和梁琦則從投入角度分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與創(chuàng)新投入呈倒“U”型關系[29]。

綜上，已有互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進經(jīng)濟增長和技術創(chuàng)新的文獻較多，但基于空間視角分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其異質(zhì)性的研究偏少?；诖?，本文以我國30個省市區(qū)作為研究對象，采用空間杜賓模型考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應及異質(zhì)性。本文的邊際貢獻在于：(1)考察我國省級層面互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的時空演變特征，測算其對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應；(2)基于空間視角，從地理區(qū)位和創(chuàng)新主體兩個維度，探討互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應差異。

二、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應

互聯(lián)網(wǎng)高效的資源配置能力、低廉的信息成本特征和強大的信息擴散效應，不僅有效提升本地區(qū)的創(chuàng)新能力，而且其獨特的跨界傳播和快速滲透優(yōu)勢，有助于產(chǎn)生空間溢出效應。

(一)直接促進效應

首先，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于整合閑置創(chuàng)新資源，提高資源匹配效率。網(wǎng)絡信息化的廣泛應用，加快了知識共享、創(chuàng)新主體交流合作以及創(chuàng)新要素積累進程[30]，生活中暫不使用的人力、物力、資金和信息可以通過互聯(lián)網(wǎng)快速聚合，從而擴展創(chuàng)新活動的參與程度。同時，通過互聯(lián)網(wǎng)可實現(xiàn)在極短時間內(nèi)創(chuàng)新活動的供求雙方信息匹配，從而將區(qū)域創(chuàng)新活動的效率和質(zhì)量提高至一個新的高度。其次，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于降低創(chuàng)新成本[31]。在互聯(lián)網(wǎng)中，由于梅特卡夫法則的存在，即網(wǎng)絡價值隨著互聯(lián)網(wǎng)用戶的增加而倍增，故可將其歸入知識、能力等這類邊際收益遞增的生產(chǎn)要素中。一般地，完善的互聯(lián)網(wǎng)系統(tǒng)能使得信息獲取和使用的成本接近于零。最后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于拓展創(chuàng)新活動的廣度和深度。通過互聯(lián)網(wǎng)研發(fā)能拓寬企業(yè)創(chuàng)新水平的廣度，并提高創(chuàng)新廣度對區(qū)域創(chuàng)新的推動效應[32]。但值得注意的是，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的正效應是否存在飽和點？若某地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展已具規(guī)模即存在資源要素的飽和點，即使再加大對互聯(lián)網(wǎng)的投入，也可能會因為機會成本過高或受資源稟賦影響，而不能進一步促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升。由此提出假設1：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能直接促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升，但由于地區(qū)資源環(huán)境飽和點的存在，可能呈現(xiàn)先升后降的倒“U”型趨勢。

(二)空間溢出效應

首先，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展能突破時間和空間的約束，根據(jù)需要重組不同區(qū)域的創(chuàng)新要素，讓不同區(qū)域跨界創(chuàng)新成為可能。Castells對流空間理論的進一步完善使其更適合在互聯(lián)網(wǎng)條件下應用，這為分析信息傳遞的空間主體和地理主體間的交互作用提供了直接的理論依據(jù)，即在互聯(lián)網(wǎng)條件下各區(qū)域之間不再是孤立、靜止的，而是虛擬和現(xiàn)實空間相互耦合的流動空間[33]。其次，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展能加速不同區(qū)域之間的創(chuàng)新成果流動，鄰近區(qū)域可以通過互聯(lián)網(wǎng)渠道模仿創(chuàng)新本區(qū)域所需的技術，從而促進本地創(chuàng)新能力的提升。最后，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展有助于讓創(chuàng)新能力低的區(qū)域通過網(wǎng)絡擴散渠道，利用鄰近高創(chuàng)新能力地區(qū)的溢出效應加速區(qū)域間的資源相互利用效率，實現(xiàn)網(wǎng)絡鏈接點的快速倍增作用[34]，臨空經(jīng)濟的高速發(fā)展對中國產(chǎn)業(yè)集聚作用顯著，尤其是航空客流引發(fā)的高端人才、資金和技術流動[35]，更有利于不同區(qū)域?qū)﹃P鍵創(chuàng)新要素進行再組織，在短期內(nèi)實現(xiàn)二次創(chuàng)新。同時，互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用進一步弱化了區(qū)域間的空間壁壘，使得經(jīng)濟發(fā)展水平鄰近的地區(qū)也能享受技術創(chuàng)新的空間溢出紅利，且由于經(jīng)濟發(fā)展水平、技術創(chuàng)新能力相似，不容易產(chǎn)生兩個地區(qū)之間的人才、資金虹吸效應。而地理空間鄰接地區(qū)若經(jīng)濟發(fā)展水平等方面存在差距，則經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)可能會對相鄰較低地區(qū)產(chǎn)生一定的虹吸效應，并隨著互聯(lián)網(wǎng)水平的發(fā)展而不斷強化。這表明在同等情況下，經(jīng)濟因素大于空間鄰接因素，即一個互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高的地區(qū)，不僅會促進空間鄰接地區(qū)創(chuàng)新能力的提高，而且通過互聯(lián)網(wǎng)的傳播效應，更能為具有經(jīng)濟關聯(lián)的地區(qū)帶來更大的創(chuàng)新產(chǎn)出，真正實現(xiàn)跨界創(chuàng)新。由此提出假設 2：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能產(chǎn)生空間溢出效應，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對經(jīng)濟關聯(lián)地區(qū)創(chuàng)新能力的影響效應大于空間鄰接地區(qū)。

(三)創(chuàng)新主體異質(zhì)效應

互聯(lián)網(wǎng)在不同環(huán)境要素中有著不同的溢出效應，科研機構、高校和企業(yè)這三個主要創(chuàng)新子系統(tǒng)因不同的制度、技術和政府支持力度，可能會導致不同的創(chuàng)新溢出[25]。由于科研機構、高校和企業(yè)在政府投入強度、資源配置效率、風險承受程度和創(chuàng)新偏好類型等方面存在較大差異，因而在互聯(lián)網(wǎng)的加速和擴散效應下，這些差異可能會被進一步放大，由此導致各創(chuàng)新主體帶來的影響效應呈現(xiàn)異質(zhì)性。一般地，高校和科研機構注重基礎研究，致力于新的創(chuàng)新成果；而企業(yè)則注重應用研究，對標產(chǎn)出的實用性及其帶來的經(jīng)濟利益。同時，高校、科研機構頻繁的學術交流也會加快創(chuàng)新成果溢出。另外，企業(yè)從自身經(jīng)濟利益考慮，可能會最大程度地選擇保護創(chuàng)新成果。這在一定程度上會限制企業(yè)創(chuàng)新的溢出效應。由此提出假設3：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展中不同創(chuàng)新主體對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在異質(zhì)性。

三、地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平測度及時空演變特征

(一)指標選取、數(shù)據(jù)來源與測度方法

表1 地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平測度指標體系

(二)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平時空演變

通過測算2006—2018年偶數(shù)年份我國30個省市區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平得分值可以發(fā)現(xiàn)，從總體趨勢看，各省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平均處于上升趨勢，北京、廣東、上海的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平居于全國前三。具體來看，2006年我國各省份的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平大多居于0.3～0.4之間，到2018年已提高到了0.7～0.8之間，由此可見我國各省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平在過去13年里有較大增長。2006年處于我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平兩個極值的區(qū)域分別是北京和青海，二者相差0.379 1；而2018年處于最高值和最低值的兩個省份分別是北京和寧夏，其差距為0.465 3，可見差距在不斷加大。

進一步，選擇研究期限的首年(2006年)和末年(2018年)，運用ArcGis軟件，使用自然斷裂點法將30個省市區(qū)劃分為5類，可以得出，中國各省市的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展迅速，平均得分由2006年的0.385上升到2018年的0.762，13年來互聯(lián)網(wǎng)平均發(fā)展水平幾乎增長了一倍?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展水平由原來的中西部地區(qū)分布不均變得差異相對較小，體現(xiàn)出我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的空間異質(zhì)性在不斷縮小。同時，我國沿海地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)平均發(fā)展水平優(yōu)于內(nèi)陸地區(qū)，呈現(xiàn)從東向西逐漸遞減的趨勢。

(三)空間自相關檢驗

本文構建全局Morans’ I對中國各省域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和區(qū)域創(chuàng)新能力進行關聯(lián)性分析:

其中，Zi為樣本觀測值的實際偏差，Zj為樣本均值的實際偏差。表2報告了30個省市區(qū)的全局Morans’ I及P值。在經(jīng)濟距離矩陣和空間鄰接矩陣下，Morans’ I指數(shù)均大于0，且均通過了5%的顯著性水平檢驗，表明各省域之間的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平具有正的空間相關性。而大多數(shù)年份的經(jīng)濟距離權重Morans’ I指數(shù)更大，表明在同等條件下，經(jīng)濟因素的影響要大于空間鄰接因素的影響。

表2 全國30個省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的Morans’ I

研究發(fā)現(xiàn)，處于高—高集聚地區(qū)的大多為東部沿海地區(qū)，處于低—低集聚地區(qū)的多為中部和西部地區(qū)，與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的區(qū)域異質(zhì)性結果大致吻合。北京、上海、浙江、天津、江蘇、山東等省市的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高，且受到鄰近省份的正向作用，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平呈現(xiàn)高水平特征。處于低—低區(qū)域的主要是陜西、重慶、吉林、云南、新疆、黑龍江、寧夏等省市(區(qū))，其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較低，且周圍省市對其有負向作用。海南、江西、安徽等省大多處于低—高區(qū)域之中。

四、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新能力的實證分析

(一)計量模型

本文引入互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平作為區(qū)域創(chuàng)新能力的解釋變量，構建如下模型：

lnpatit=α0+α1lninterit+α2(lninterit)2+

α3Xit+λt+μi+εit

(1)

其中，i、t分別表示不同的省市區(qū)和年份，lnpatit表示第t年i省份的區(qū)域創(chuàng)新能力，lninterit表示第t年i省份的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平并放大100倍后的對數(shù)，(lninterit)2表示lninterit的二次項，Xit表示所選取的控制變量，α0為常數(shù)項，λt和μi分別代表年份和省份固定效應，εit代表干擾項。

基于本文選擇的研究對象以及解釋變量的空間相關性，構建如下空間杜賓模型：

lnpatit=α0+α1lninterit+α2(lninterit)2+

α3Wilninterit+β1Xit+β2WiXit+

λt+μi+εit

(2)

其中，Wilninterit、WiXit分別為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和其他控制變量的空間滯后項，體現(xiàn)其他省份互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對本地區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應。Wi為空間權重矩陣，W1為經(jīng)濟距離空間權重矩陣，通過2006—2018年兩個不同省份實際人均GDP相差的絕對值取倒數(shù)計算所得；W2為鄰接距離空間權重矩陣，相鄰省份記1，不相鄰記0。其余字母系數(shù)含義同式(1)。

(二)變量選取

被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新能力(pat)，其衡量指標一般包括專利申請量、專利授權量、發(fā)表論文數(shù)量和新產(chǎn)品銷售額等，綜合考慮政府、高校和企業(yè)三大創(chuàng)新主體創(chuàng)新產(chǎn)出的公共部分，選取專利授權量作為衡量指標。解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平(inter)，對上文所求互聯(lián)網(wǎng)得分擴大100倍再取對數(shù)處理?？紤]到本文的研究對象，選取如下控制變量：(1)知識產(chǎn)權保護(ipr)，用各地當年發(fā)生的技術市場成交額占地區(qū)GDP 的比重表示；(2)對外開放度(open)，以各地人民幣表示的進出口總額占GDP的比重表示；(3)區(qū)域人力資本(hum)，用各地平均受教育年限衡量，按接受教育程度將地區(qū)人口劃分為小學、初中、高中和大專及以上四個組，分別用這四個組6歲以上人數(shù)占總人口的比重乘以對應的平均累計受教育年限(即6、9、12和16)并進行加總；(4)城鎮(zhèn)化水平(urban)，用各地城鎮(zhèn)人口占總人口比重表示；(5)研發(fā)投入強度(rd)，用各地R&D經(jīng)費占GDP的比重表示；(6)市場化指數(shù)(index)，采用王小魯?shù)葴y度的中國省份市場化指數(shù)[36]。變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量描述性統(tǒng)計

(三)實證結果

1.回歸結果

表4顯示了2006—2018年我國30個省市區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。列(1)和(2)是不考慮空間效應且控制了城市和時間固定效應環(huán)境下的估計結果。列(3)-(6)分別是經(jīng)濟距離權重矩陣和空間鄰接權重矩陣的空間杜賓模型估計結果，其中偶數(shù)列加入了二次項，并增加Wald檢驗和LR檢驗。列(7)和(8)是為了解決區(qū)域創(chuàng)新能力與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平之間的內(nèi)生性而采用的系統(tǒng)GMM模型估計結果。以上檢驗都通過了穩(wěn)健性檢驗，表明使用空間杜賓模型進行分析是合理的。表5結果表明，無論是經(jīng)濟距離空間權重矩陣(W1)還是空間鄰接權重矩陣(W2)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響均為正，并且經(jīng)濟上鄰近地區(qū)的促進作用大于空間鄰接地區(qū)的促進作用，從而驗證了假設2。當不考慮空間因素時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新有著促進作用，但加入二次項后的實證結果不顯著，這說明就全國范圍而言，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提高對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用呈線性趨勢、不存在飽和點?？赡艿脑蚴遣豢紤]空間因素下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新能力影響只對當?shù)禺a(chǎn)生效應，而無法擴散到更多地區(qū)。從列(4)和(6)的回歸結果來看，考慮空間因素后，我國各省份總體上互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在先升后降的倒“U”關系。這表明互聯(lián)網(wǎng)作為知識、能力這類特殊投入，其發(fā)展水平一旦超過本地區(qū)資源稟賦所能承受的限度，就會產(chǎn)生負向抑制作用，從而驗證了假設1。知識產(chǎn)權保護、人力資本、城鎮(zhèn)化水平和市場化指數(shù)對區(qū)域創(chuàng)新能力的系數(shù)為正，這表明通過加大保護知識產(chǎn)權力度、提升本地人力資本水平、加快城鎮(zhèn)化進程以及完善市場環(huán)境等，都有助于區(qū)域創(chuàng)新能力提升。此外，對比無空間效應的普通面板和考慮空間效應的杜賓模型可以發(fā)現(xiàn)，若不考慮各省份之間區(qū)域創(chuàng)新能力的空間相關性，將會高估互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平等對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，這在一定程度上表明利用空間杜賓模型進行分析是合理的。為了解決上文可能存在的內(nèi)生性問題對回歸結果造成的偏差，采用系統(tǒng)GMM模型進行驗證，回歸結果如列(7)和(8)所示，Sargantest在1%的水平下顯著,AR(1)、AR(2)檢驗表明存在一階序列自相關，而不存在二階序列自相關，這說明構建的系統(tǒng)GMM模型是可取的?；貧w結果與無時空效應下的結果類似，進一步驗證了上文回歸結果的真實性。

表4 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新能力的估計結果

表4(續(xù))

2.效應分解

表5測算了經(jīng)濟距離空間權重矩陣(W1)和空間鄰接權重矩陣(W2)各個變量的直接效應、間接效應和總效應。從直接效應來看，在經(jīng)濟距離權重矩陣(W1)下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提高1%將使區(qū)域創(chuàng)新能力提高0.434%，大于空間鄰接矩陣下的0.238%。這表明在同等情況下，對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新能力而言，經(jīng)濟因素大于空間鄰接因素，即一個互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高的地區(qū)，不僅會促進地理鄰近地區(qū)創(chuàng)新能力的提高，而且通過互聯(lián)網(wǎng)的傳播效應，更能為具有經(jīng)濟關聯(lián)的地區(qū)帶來更大的創(chuàng)新產(chǎn)出，從而助推跨界創(chuàng)新。就間接效應而言，無論經(jīng)濟距離還是空間鄰接距離，都未通過顯著性檢驗，可能是因為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新能力主要是為其他地區(qū)帶來直接的創(chuàng)新要素如先進技術、前沿知識等資源，這些資源需要當?shù)負碛凶銐虻膭?chuàng)新要素存量與其適配才能產(chǎn)生作用，現(xiàn)實中部分省份因為自身要素資源有限，相鄰區(qū)域創(chuàng)新能力的發(fā)展會使得當?shù)厝瞬拧①Y金部分流入其他地區(qū)，弱化了間接效應。

表5 直接效應、間接效應和總效應的估計結果

表5(續(xù))

3.穩(wěn)健性檢驗

考慮到專利授權存在一定時滯，為避免解釋變量與被解釋變量因年份不同導致結論出現(xiàn)爭議，本文利用專利申請量代替專利授權量進行穩(wěn)健性檢驗，在替換被解釋變量后，無論經(jīng)濟距離矩陣還是空間鄰接矩陣，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間依舊存在先升后降的倒“U”型關系，進一步驗證了上文結論的穩(wěn)健性。

(四)異質(zhì)性分析

1.地理區(qū)位差異

通過計算2006—2018年東部、中部和西部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平平均值，我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展存在明顯的區(qū)域差異性，其得分值分別為0.67、0.53和0.48。表6報告了空間鄰接權重矩陣下我國三大地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平影響區(qū)域創(chuàng)新能力的空間杜賓估計實證結果，其中列(2)、(4)、(6)加入了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的二次項。觀察回歸結果中的主效應，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的一次項系數(shù)顯著，二次項系數(shù)不顯著，表明東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升顯現(xiàn)出線性關系；中部地區(qū)回歸結果一次項、二次項均在10%的顯著性水平下顯著，表明中部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的提高呈現(xiàn)出倒“U”型趨勢；而西部地區(qū)暫未通過顯著性檢驗。這可能是因為：首先，東部地區(qū)經(jīng)濟實力、基礎設施、人力資本等明顯高于中西部地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高更有利于創(chuàng)新紅利的釋放[37]；同時，東部地區(qū)因其自身優(yōu)勢對其他地區(qū)的創(chuàng)新要素有一定的虹吸效應，因而其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用呈現(xiàn)出線性趨勢。其次，中部地區(qū)靠近東部地區(qū)且地域相對較小，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高能促進中部地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新，但在達到當?shù)刭Y源稟賦所能承受的限度后，若不能及時加大創(chuàng)新要素投入，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力會產(chǎn)生一定的抑制效果；最后，西部地區(qū)相對地域遼闊，各省份地理位置相距較遠，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的小幅提高可能無法覆蓋遼闊的區(qū)域，同時人們居住相對分散，不利于信息的傳播和共享，從而呈現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新能力關系不明顯的特征。

表6 地理區(qū)位差異估計結果

表6(續(xù))

就空間溢出效應而言，三大區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出效應更不相同，具有明顯的異質(zhì)性。東部和西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力溢出效應的回歸系數(shù)(W*lninter)為正，通過了10%的顯著性水平檢驗，且東部地區(qū)的正向溢出效應大于西部地區(qū)，而中部地區(qū)則存在負向溢出效應。這可能是因為東部地區(qū)創(chuàng)新要素存量較多，相應的溢出效應也越大?；ヂ?lián)網(wǎng)的廣泛應用，使得東部地區(qū)對中部地區(qū)人才和資本等創(chuàng)新資源的虹吸效應更明顯，同時東部的創(chuàng)新獎勵政策也明顯高于中部，故部分中部地區(qū)的創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)向東部申請，進而導致了負向的創(chuàng)新溢出。由于西部地區(qū)資金、人才等要素存量相對較低，且向東部或中部地區(qū)轉(zhuǎn)移需面臨巨額的通勤成本，東中部對西部的人才虹吸效應較小，其對溢出效應的影響較小，鄰近區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會給當?shù)貛硐冗M的思想和技術，能促進當?shù)貐^(qū)域創(chuàng)新水平的提高，故西部呈現(xiàn)出正向溢出效應。

2.創(chuàng)新主體差異

進一步考察不同創(chuàng)新主體互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果，綜合已有文獻，本文將創(chuàng)新主體分為高校、企業(yè)和科研機構。由于科研機構數(shù)據(jù)在2009年以前未對外披露，本文僅研究2009年以來的情況。表7報告了在空間鄰接權重矩陣下三大創(chuàng)新主體的空間杜賓模型實證結果，其中列(2)、(4)、(6)是加入了二次項的結果。企業(yè)和高校的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新能力呈現(xiàn)明顯的倒“U”型關系。這表明企業(yè)和高校的創(chuàng)新能力隨互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的上升而提高，但到達拐點后，繼續(xù)提高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平會抑制企業(yè)和高校的創(chuàng)新能力。對比奇數(shù)列可知，高校互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應最大，其促進效應和溢出效應分別為0.797、0.472，遠大于同等情況下的企業(yè)和科研機構，這與韓先鋒等得出的高校作為基礎研究創(chuàng)新的主力軍，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新作用強度最大的結論一致[25]131。其原因可能是：首先，因暫時無法獲取企業(yè)論文發(fā)表以及高校、科研機構銷售額數(shù)據(jù)，目前只能使用專利數(shù)據(jù)表征區(qū)域創(chuàng)新能力，而高校在以專利數(shù)據(jù)衡量的基礎研究創(chuàng)新方面會更有優(yōu)勢；其次，高校作為我國重要的創(chuàng)新主體，在創(chuàng)新人才和創(chuàng)新資源方面有集聚優(yōu)勢，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展會不斷強化這種優(yōu)勢，高?？蒲腥藛T通過互聯(lián)網(wǎng)可以學習更高層次的創(chuàng)新思想和方法，從而提高自己的知識存量，并將其逐步轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出，因而表現(xiàn)為影響效應最強。相對而言，市場經(jīng)濟中的企業(yè)主要以盈利為目的，即使擁有更先進的技術與產(chǎn)品，為保持其在行業(yè)的技術領先地位并占有更大市場份額，企業(yè)不會輕易共享其創(chuàng)新成果，同處競爭地位的企業(yè)也不能第一時間進行學習模仿，因而表現(xiàn)出較弱的區(qū)域創(chuàng)新效應。此外，由于我國科研機構數(shù)量遠少于高校，因而其擁有的科研人員數(shù)與高校存在一定差距，互聯(lián)網(wǎng)“梅特卡夫法則”的存在，使得科研機構利用網(wǎng)絡接收和傳播信息的價值小于高校，故其區(qū)域創(chuàng)新效應也弱于高校。

表7 創(chuàng)新主體差異估計結果

為增加上述結論的穩(wěn)健性，選取發(fā)明專利申請量替代被解釋變量進行回歸，與上文實證結果大體類似，均在合理的范圍內(nèi)?？梢?，上文所得結論是穩(wěn)健的。

五、結論與啟示

本文以2006—2018年我國30個省市區(qū)作為研究對象，通過構建互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平指數(shù)，考察中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的時空演變過程，運用空間杜賓模型分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展及其對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及異質(zhì)性。主要研究結論如下：首先，中國省域間互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平不均衡，呈現(xiàn)由東到西逐漸遞減的空間格局；其次，整體上看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高能促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升，并且在空間因素的影響下呈現(xiàn)出先升后降的倒“U”型趨勢；第三，通過比較東、中、西部地區(qū)，從地理區(qū)位來看，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力有顯著正效應，中部地區(qū)呈倒“U”型趨勢，西部地區(qū)暫不明顯，且東部、西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生了正向空間溢出效應，中部地區(qū)則為負；最后，通過考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展中不同創(chuàng)新主體對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果發(fā)現(xiàn)，高等院校對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應大于企業(yè)和科研機構。

據(jù)此結論，本文提出如下建議：一是加大互聯(lián)網(wǎng)建設力度，優(yōu)化網(wǎng)絡資源配置。繼續(xù)貫徹落實《工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新發(fā)展行動計劃(2021—2023年)》政策，加大互聯(lián)網(wǎng)投資強度和力度，降低網(wǎng)絡接入費用，打造覆蓋各地區(qū)、各行業(yè)的網(wǎng)絡基礎設施；同時注重發(fā)揮政府對互聯(lián)網(wǎng)技術的引導和支持作用，推進“互聯(lián)網(wǎng)+”與實體經(jīng)濟的深入融合，逐步釋放互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對周邊地區(qū)創(chuàng)新能力的溢出紅利。二是實施動態(tài)、因地制宜的互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新政策。東部地區(qū)應提高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展質(zhì)量，打造一批具有區(qū)域影響力的龍頭企業(yè)，培育網(wǎng)絡示范基地，促進產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平提升，為區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供重要支撐。中部地區(qū)應加快互聯(lián)網(wǎng)建設步伐，積極營造優(yōu)越的創(chuàng)新軟環(huán)境，吸引創(chuàng)新要素向中部集聚，鼓勵高校、企業(yè)來中部研究發(fā)展，積極拓展業(yè)務模式，讓“互聯(lián)網(wǎng)+”融合思想深入人心，利用大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)網(wǎng)和云計算等新興技術改造、升級落后的手工業(yè)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，縮小與東部地區(qū)的差距，降低其對人才、資金的“虹吸效應”。西部地區(qū)應發(fā)揮既有成本優(yōu)勢，注重提高網(wǎng)絡服務質(zhì)量，加強與東部、中部地區(qū)的聯(lián)系，主動采取激勵措施，吸引互聯(lián)網(wǎng)等新興產(chǎn)業(yè)留在西部。三是加強各創(chuàng)新主體之間的聯(lián)系，暢通產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡平臺。高校應著力打造互利共享的“知識庫”，發(fā)揮人才優(yōu)勢，通過網(wǎng)絡互聯(lián)互通優(yōu)勢與其他高校和創(chuàng)新主體保持密切聯(lián)系，分享和交流創(chuàng)新知識；企業(yè)應加大對創(chuàng)新的投入，及時與高校和科研機構交流創(chuàng)新成果，借助高校的人才、理論優(yōu)勢解決創(chuàng)新過程中的問題；科研機構應逐步整合高校、企業(yè)的創(chuàng)新資源，依托互聯(lián)網(wǎng)平臺，放大高校的人才優(yōu)勢及企業(yè)的資金優(yōu)勢，保障創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的可持續(xù)性。

本研究通過構建互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平指數(shù)，較為清晰地揭示了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的作用關系。由于當前暫時無法獲取城市層面的相關指標數(shù)據(jù)，故未來可在不斷進行數(shù)據(jù)挖掘的基礎上，對地級及以上城市的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平作出全面、細致的研究，從而將其對城市創(chuàng)新能力的影響效應更加具體化。