韓先鋒 劉 娟 李勃昕

(1.西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院； 2.西安財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院)

1 研究背景

新時代下，加快建設(shè)創(chuàng)新型國家已被提升至一個前所未有的戰(zhàn)略高度，持續(xù)提升區(qū)域創(chuàng)新效率、走集約型創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展道路也一直是創(chuàng)新型國家建設(shè)的重要選擇。然而，當(dāng)前我國區(qū)域創(chuàng)新活動仍存在著創(chuàng)新資源浪費(fèi)嚴(yán)重、創(chuàng)新產(chǎn)出水平不高、創(chuàng)新活力不足等問題，嚴(yán)重制約了區(qū)域創(chuàng)新效率水平的提升。美國智庫戰(zhàn)略與國際研究中心研究指出，中國科技創(chuàng)新存在“虛胖”，究其原因在于，中國花費(fèi)了很大的人力、資源、金錢、時間和政府政策在創(chuàng)新上，但結(jié)果是創(chuàng)新效率并不高。正因?yàn)槿绱?，如何走出區(qū)域創(chuàng)新活動的“低質(zhì)量陷阱”，就成為了長期以來困擾政府和廣大學(xué)者的現(xiàn)實(shí)難題。在這種情形下，國家審時度勢提出了“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略，明確要以促進(jìn)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為重點(diǎn)，充分發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新驅(qū)動作用。當(dāng)下，考察“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，對中國有效實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略，以及加快推動創(chuàng)新型國家建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

如何提升區(qū)域創(chuàng)新效率是政府和學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的熱門話題，多數(shù)文獻(xiàn)基于政府行為、人力資本、國際技術(shù)溢出以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等維度，解析了如何提升區(qū)域創(chuàng)新效率[1～4]。也有文獻(xiàn)對信息化或信息技術(shù)與區(qū)域創(chuàng)新效率的關(guān)聯(lián)性問題進(jìn)行了探討，大多得出了較為肯定的結(jié)論。FORéS等[5]研究證實(shí)了信息通訊技術(shù)對區(qū)域創(chuàng)新具有積極影響。儲伊力等[6]研究發(fā)現(xiàn)，信息化對區(qū)域創(chuàng)新的影響在東部和西部地區(qū)比較顯著，而在中部地區(qū)尚不明顯。張騫等[7]認(rèn)為，信息化促進(jìn)了中國區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，信息化發(fā)展并未造成區(qū)域創(chuàng)新能力的馬太效應(yīng)。李長英等[8]研究表明，信息化顯著提升了區(qū)域創(chuàng)新能力，且在金融發(fā)展、人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平較高的地區(qū)，這種積極作用會更加明顯。不難發(fā)現(xiàn)，關(guān)于信息化與區(qū)域創(chuàng)新的相關(guān)研究多聚集于線性視角，而基于非線性角度的分析還比較少見。

目前，關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新的相關(guān)文獻(xiàn)，主要聚集于探討“互聯(lián)網(wǎng)+”對企業(yè)創(chuàng)新的影響。ARTHUB[9]認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)能有效推動知識和信息的傳播擴(kuò)散，從而有利于創(chuàng)新。GUIRE等[10]強(qiáng)調(diào)，在互聯(lián)網(wǎng)的驅(qū)動下，企業(yè)更方便進(jìn)行前瞻性研發(fā)。PAUNOVA等[11]實(shí)證表明，吸收能力較強(qiáng)、效率較高的企業(yè)往往具有更高的互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新溢出。國內(nèi)學(xué)者程立茹[12]、李海艦等[13]、趙振[14]均從理論層面肯定了“互聯(lián)網(wǎng)+”對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響。平新喬[15]認(rèn)為，“互聯(lián)網(wǎng)+”會驅(qū)使制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新方式從“內(nèi)部創(chuàng)新”向“開放創(chuàng)新”演變。關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)聯(lián)性的實(shí)證研究尚不多見。楊德明等[16]研究發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”會激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入，從而有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。王可等[17]考察顯示，“互聯(lián)網(wǎng)+”既能顯著促進(jìn)我國制造業(yè)創(chuàng)新，又能帶來制造業(yè)績效表現(xiàn)的提升。王金杰等[18]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)創(chuàng)新績效存在正向影響，且在資金密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中，這種積極影響將更顯著。張玉明等[19]則肯定了互聯(lián)網(wǎng)對小微企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極意義。不難發(fā)現(xiàn)，多數(shù)文獻(xiàn)對“互聯(lián)網(wǎng)+”企業(yè)創(chuàng)新的效果持積極態(tài)度，證實(shí)了企業(yè)創(chuàng)新中的“互聯(lián)網(wǎng)+”威力。遺憾的是，只有極少數(shù)文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響[20，21]，而關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新效率關(guān)聯(lián)性問題的文獻(xiàn)尚不多見，特別是關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率的異質(zhì)動態(tài)效應(yīng)更屬鳳毛麟角。

本研究試圖把“互聯(lián)網(wǎng)+”納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新效率提升的分析框架，實(shí)證考察“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新效率之間的異質(zhì)非線性動態(tài)關(guān)聯(lián)。與以往研究不同，本研究的主要創(chuàng)新在于，從“互聯(lián)網(wǎng)+”動態(tài)驅(qū)動這一視角，為重新審視如何有效提升中國區(qū)域創(chuàng)新效率問題提供了一個新的視角，也為新時代下中國進(jìn)一步提升創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略和“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的實(shí)施成效，以及正確處理“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新的動態(tài)關(guān)聯(lián)提供一定啟示。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

互聯(lián)網(wǎng)時代下，區(qū)域創(chuàng)新活動日益呈現(xiàn)多元化、網(wǎng)絡(luò)化、個性化和智能化的復(fù)雜特征。由于“互聯(lián)網(wǎng)+”能有效打破信息傳遞的時空約束，導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的活動邊界逐漸消失。一方面，“互聯(lián)網(wǎng)+”無形中降低了區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的運(yùn)行成本，致使創(chuàng)新主體更容易以低成本方式從網(wǎng)絡(luò)中獲取信息資源；另一方面，“互聯(lián)網(wǎng)+”持續(xù)加速了區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中信息的處理和整合，使得創(chuàng)新主體的創(chuàng)新速度、方式、成功率、決策效率等均在一定程度上得到改善。正因?yàn)槿绱耍沟谩盎ヂ?lián)網(wǎng)+”作用下的區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)運(yùn)行出現(xiàn)了創(chuàng)新成本不斷下降，而創(chuàng)新收益卻持續(xù)增加的現(xiàn)象。這種情形下，隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新融合的深入，越來越多的消費(fèi)者、創(chuàng)業(yè)者與傳統(tǒng)創(chuàng)新主體將一起參與到區(qū)域創(chuàng)新中，使得更多創(chuàng)新參與者能在更大區(qū)域范圍內(nèi)充分享受到創(chuàng)新溢出紅利，通過“互聯(lián)網(wǎng)+”產(chǎn)生積極的累積循環(huán)和持續(xù)反饋響應(yīng)，加快區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新良好氛圍的形成，進(jìn)而可能引起區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)的動態(tài)演變。由此，“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)可能是不斷動態(tài)變化的，即具有一定的動態(tài)非線性特征。為了揭示區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中“互聯(lián)網(wǎng)+”威力的動態(tài)特征，這里采用HANSEN[22]的面板門檻回歸模型進(jìn)行考察，首先構(gòu)建如下模型

Tit=α0+α1INit·I(INit≤γ)+α2INit·

I(INit>γ)+αcXit+λi+εit，

(1)

式中，T表示區(qū)域創(chuàng)新效率；IN表示“互聯(lián)網(wǎng)+”指標(biāo)，既是核心解釋變量，也是門檻變量；I(*)表示一個指示函數(shù)，在括號內(nèi)條件滿足的情形下，取值為1，不滿足則取值為0；γ表示待估計(jì)的門檻值；X表示影響區(qū)域創(chuàng)新效率的其他控制變量；λ表示不可觀測的個體固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)擾動項(xiàng)；α0表示常數(shù)項(xiàng)；α1、α2分別表示第一門檻區(qū)間和第二門檻區(qū)間的估計(jì)系數(shù)；αc表示控制變量的估計(jì)系數(shù)；i和t分別表示樣本和時序的編號。通過比較門檻變量IN與門檻值γ的大小，能將研究樣本劃分成兩個回歸系數(shù)取值不同的區(qū)域。

式(1)假設(shè)僅有一個“互聯(lián)網(wǎng)+”門檻值，考慮到樣本可能存在多個“互聯(lián)網(wǎng)+”門檻，這里進(jìn)一步對模型做了拓展，假設(shè)存在n個門檻值的模型具體如下

Tit=α0+α1INit·I(INit≤γ1)+α2INit·

I(INit>γ1)+…+αnINit·I(INit≤γn)+

αn+1INit·I(INit>γn)+αcXit+λi+εit。

(2)

另外，若“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新效率之間存在某種非線性關(guān)聯(lián)，這種關(guān)系是否具有一定的條件限制？其約束機(jī)制如何？為了回答上述問題，這里擬進(jìn)一步探討創(chuàng)新環(huán)境約束下，“互聯(lián)網(wǎng)+”如何影響中國區(qū)域創(chuàng)新效率。一般認(rèn)為，創(chuàng)新環(huán)境不僅包括經(jīng)濟(jì)因素，還包括各種非經(jīng)濟(jì)因素[23]。本研究擬從經(jīng)濟(jì)因素和科技因素兩個維度，進(jìn)一步揭示“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新溢出可能存在的非線性規(guī)律和異質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體構(gòu)建如下非線性面板門檻數(shù)據(jù)模型

Tit=α0+α1INit·I(qit≤γ1)+α2INit·

I(qit>γ1)+…+αnINit·I(qit≤γn)+

αn+1INit·I(qit>γn)+αcXit+λi+εit，

(3)

式中，q為門檻變量，表示經(jīng)濟(jì)因素和科技因素等代理變量。

2.2 數(shù)據(jù)說明與變量設(shè)定

本研究的樣本為中國30省份(剔除了西藏、港澳臺等樣本)，研究時段為2006～2015年(1)鑒于官方披露的數(shù)據(jù)，通常會有滯后2～3年的情況，且在文章撰寫時，部分指標(biāo)尚未公布，故本研究采用了2006～2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。同時，為了確保采用該數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的合理性，在文中做了大量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自歷年的《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》《中國基本單位統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》與《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》。這里對具體研究變量做如下設(shè)定。

(1)被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新效率本研究基于投入產(chǎn)出角度，采用SFA方法測算中國區(qū)域創(chuàng)新效率水平。由于專利富含有關(guān)發(fā)明、技術(shù)和發(fā)明者等信息，能夠較好地刻畫區(qū)域創(chuàng)新活動的產(chǎn)出情況，是衡量區(qū)域創(chuàng)新活動的可靠指標(biāo)[24]，故選取專利授權(quán)量來衡量區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。對于區(qū)域創(chuàng)新投入指標(biāo)，借鑒現(xiàn)有研究的通用做法[25]，創(chuàng)新資本和勞動投入指標(biāo)分別選取R&D經(jīng)費(fèi)支出和R&D人員全時當(dāng)量來衡量。對于SFA模型形式選擇，這里分別估算超越對數(shù)型隨機(jī)前沿模型和柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，并基于廣義似然率方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦m宜性，發(fā)現(xiàn)廣義似然率大于相應(yīng)的5%顯著水平下的卡方分布臨界值為7.815，表明采用超越對數(shù)型隨機(jī)前沿模型測度中國區(qū)域創(chuàng)新效率更為合理。

期內(nèi)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的演變情況見圖1。圖1中，由效率的變動趨勢可知，東部地區(qū)創(chuàng)新效率平均水平一直高于全國和中、西部地區(qū)創(chuàng)新效率的平均值，三大地區(qū)平均創(chuàng)新效率水平雖均呈現(xiàn)穩(wěn)步的增長，但區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)發(fā)展的不平衡現(xiàn)象是一直顯著存在的。各地區(qū)創(chuàng)新效率水平的變異系數(shù)均呈現(xiàn)下降態(tài)勢，反映了近年來區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)內(nèi)部的創(chuàng)新效率差距有縮小趨勢。

(2)核心解釋變量：“互聯(lián)網(wǎng)+”水平不同于周斌等[26]以互聯(lián)網(wǎng)普及率、劉軍等[27]以互聯(lián)網(wǎng)普及率與電信固定資產(chǎn)投資的乘積來表示“互聯(lián)網(wǎng)+”指標(biāo)，本研究認(rèn)為，包括互聯(lián)網(wǎng)普及率在內(nèi)的單一指標(biāo)，雖然都是影響“互聯(lián)網(wǎng)+”水平高低的重要體現(xiàn)，但不夠全面客觀，也略顯單薄，僅能反映出“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展的局部事實(shí)，并不能真實(shí)揭示“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展的綜合特征?？紤]到“互聯(lián)網(wǎng)+”是一個較為復(fù)雜的系統(tǒng)工程，本研究結(jié)合中國“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展實(shí)際進(jìn)行綜合指標(biāo)設(shè)計(jì)，相應(yīng)的一級指標(biāo)體系涵蓋互聯(lián)網(wǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施、商務(wù)應(yīng)用、普及、發(fā)展環(huán)境和信息供給5個層面，細(xì)分指標(biāo)的篩選以導(dǎo)向性、全面性、有效性、可操作性和科學(xué)性五大原則為依據(jù)，進(jìn)一步構(gòu)建出中國省際“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合發(fā)展水平測度體系。

綜合指標(biāo)體系設(shè)計(jì)和細(xì)分指標(biāo)選取的主要依據(jù)在于：①互聯(lián)網(wǎng)普及?；ヂ?lián)網(wǎng)普及水平是衡量一個國家或地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+”水平的重要體現(xiàn)，而互聯(lián)網(wǎng)普及率和網(wǎng)民數(shù)分別反映了“互聯(lián)網(wǎng)+”的未來發(fā)展?jié)摿头?wù)規(guī)模的大小。由此，這里選取上述兩個指標(biāo)來衡量。②互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施?；ヂ?lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施是“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)揮作用和體現(xiàn)能力的基礎(chǔ)，其中，IP地址是構(gòu)成現(xiàn)今互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)基石的協(xié)議，域名相當(dāng)于互聯(lián)網(wǎng)上的“門牌號碼”，寬帶是“信息高速公路”的基石，寬帶接入端口是互聯(lián)網(wǎng)信息傳輸?shù)闹饕O(shè)備。這里從IPv4地址占比、萬人域名數(shù)、長途光纜線路長度和互聯(lián)網(wǎng)接入端口數(shù)4個方面來反映。③互聯(lián)網(wǎng)信息供給。網(wǎng)站和網(wǎng)頁是“互聯(lián)網(wǎng)+”擴(kuò)散的重要載體，能反映出信息資源的供給能力。對于網(wǎng)站指標(biāo)，由于其多為企業(yè)所獨(dú)有，故選擇網(wǎng)站總數(shù)除以地區(qū)的法人單位數(shù)量來衡量較為合理。對于網(wǎng)頁指標(biāo)，選取每個網(wǎng)頁平均字節(jié)數(shù)可反映出互聯(lián)網(wǎng)信息資源的豐富程度和多少。④互聯(lián)網(wǎng)商務(wù)應(yīng)用?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”的作用效果，在一定程度上表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)商務(wù)應(yīng)用水平的高低。目前關(guān)于網(wǎng)絡(luò)商務(wù)應(yīng)用方面的數(shù)據(jù)較為缺失，這里主要從網(wǎng)購角度來反映互聯(lián)網(wǎng)商務(wù)的應(yīng)用情況，選取快遞業(yè)務(wù)量來衡量網(wǎng)購產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，該指標(biāo)越大，說明網(wǎng)購產(chǎn)業(yè)越發(fā)達(dá)。⑤互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展環(huán)境?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”發(fā)展會受到互聯(lián)網(wǎng)行為有效實(shí)現(xiàn)所需的主要客觀條件約束，特別是會受到經(jīng)濟(jì)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境和消費(fèi)環(huán)境的影響，本研究分別選取人均GDP、R&D投入占GDP比重、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平來表征。綜上所述，這里設(shè)計(jì)的綜合指標(biāo)測度體系見表1。

表1 中國省際“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合發(fā)展水平 測度體系

根據(jù)表1的測度體系，本研究采用全局主成分方法構(gòu)造省際維度的“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合發(fā)展水平指數(shù)。經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的全部數(shù)據(jù)通過了KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)，驗(yàn)證了本研究進(jìn)行全局主成分分析的可行性。同時，這里采用使前k個主成分累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到80%的方法來確定因子個數(shù)。為了研究方便，這里按照以下公式處理轉(zhuǎn)化，將測算所得的數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化到[0，1]區(qū)間內(nèi)，即為省際“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合發(fā)展水平指數(shù)。

(4)

式中，Si表示i省份的“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合水平因子得分值；max(Si)和mix(Si)分別表示對應(yīng)綜合水平因子得分的最大值和最小值。經(jīng)測算發(fā)現(xiàn)，考察期內(nèi)平均“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合水平指數(shù)排名前十的省份，依次是廣東、北京、上海、浙江、江蘇、山東、福建、遼寧、天津、河北，均在東部地區(qū)；平均水平較低的后3位省份，分別是寧夏、貴州和青海，均在西部地區(qū)。

(3)門檻變量這里首先選取“互聯(lián)網(wǎng)+”水平作為門檻變量，旨在揭示“互聯(lián)網(wǎng)+”的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)是否呈現(xiàn)動態(tài)變化及其門檻特征。另外，考慮到經(jīng)濟(jì)因素和科技因素等均可能對“互聯(lián)網(wǎng)+”的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生異質(zhì)調(diào)節(jié)影響，故本研究分別從以上兩個方面選取具體指標(biāo)來探討。對于經(jīng)濟(jì)因素，這里從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易開放度3個維度來反映，具體分別選取人均實(shí)際GDP、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、用人民幣表示的進(jìn)出口總額與GDP比值來衡量。對于科技因素，本研究從政府R&D資助、R&D強(qiáng)度和技術(shù)引進(jìn)3個維度來反映，并分別選取研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中政府資金金額占比、研發(fā)投入占GDP比重、國外技術(shù)引進(jìn)合同金額與GDP比重來刻畫。

(4)控制變量為了更精確地分析區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，這里還對以下變量做了相應(yīng)控制：①城市化水平，采用省際年末城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥葋肀碚?；②人力資本，采用省際平均受教育年限來刻畫(2)具體地，將居民受教育程度劃分為小學(xué)教育、初中教育、高中教育、大專及以上教育，并分別用不同受教育程度人數(shù)占6歲以上人口的比重乘以對應(yīng)的平均累計(jì)受教育年限，求和即可得各省平均受教育年限水平。；③外商直接投資，將省際FDI數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為人民幣表示，并用該指標(biāo)除以同期GDP來衡量；④對外直接投資，選取用人民幣表示的OFDI存量與GDP之比來反映；⑤金融支持，使用金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額與GDP比值來表征；⑥要素稟賦，運(yùn)用資本勞動比來衡量，并采用資本存量來表征資本指標(biāo)(3)關(guān)于資本存量指標(biāo)的測算，這里借鑒永續(xù)盤存法，以1978年為基期，同時使用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)平減方式來進(jìn)行測度。；⑦市場化水平，采用非國有企業(yè)員工占比來衡量。

考察期內(nèi)“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新效率的關(guān)聯(lián)(見圖2)，從圖2可直觀發(fā)現(xiàn)，樣本點(diǎn)分布相對集中，說明二者總體上具有較為明顯的正向關(guān)聯(lián)，即隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”水平的不斷提高，中國區(qū)域創(chuàng)新效率水平均持續(xù)提升。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

為了盡可能使研究結(jié)論更加穩(wěn)健，這里在實(shí)證分析前首先做了3類檢驗(yàn)：①多重共線性檢驗(yàn)，測算的最大方差膨脹因子VIF數(shù)值小于10，有效控制了計(jì)量回歸中多重共線性的影響。②面板單位根檢驗(yàn)，這里分別運(yùn)用原假設(shè)為存在異質(zhì)面板單位根的PP-Fisher方法、ADF-Fisher方法和原假設(shè)為存在同質(zhì)面板單位根的LLC方法進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)測試發(fā)現(xiàn)，包括區(qū)域創(chuàng)新效率和“互聯(lián)網(wǎng)+”在內(nèi)的所有變量均在上述方法下通過了顯著性檢驗(yàn)，即本研究的面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，這將有效避免宏觀數(shù)據(jù)可能會因?yàn)榇嬖跁r間趨勢而出現(xiàn)的偽回歸問題。③面板協(xié)整檢驗(yàn)，運(yùn)用基于殘差的Pedroni協(xié)整方法[28]檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”與區(qū)域創(chuàng)新效率之間存在著明顯的長期均衡關(guān)聯(lián)。在上述檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，這里將進(jìn)一步對“互聯(lián)網(wǎng)+”和區(qū)域創(chuàng)新效率之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行考察。

3.1 “互聯(lián)網(wǎng)+”影響區(qū)域創(chuàng)新效率的動態(tài)效應(yīng)考察

由于“互聯(lián)網(wǎng)+”具有開放共享、互聯(lián)互通和超越時空等鮮明特征，致使其對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響將可能是動態(tài)非線性的。這里采用門檻回歸技術(shù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以克服人為劃分樣本區(qū)間造成的主觀偏差。在估計(jì)二者非線性關(guān)聯(lián)前，首先需要檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在，以此確定“互聯(lián)網(wǎng)+”變量的門檻值個數(shù)以及模型的具體形式?；贖ANSEN[22]的“自舉法”重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量300次，并估算Bootstrapp值。以“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)作為門檻變量的檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，無論是否考慮控制變量，“互聯(lián)網(wǎng)+”水平變量均依次通過了1%顯著性水平下的單一門檻、雙重門檻和三重門檻檢驗(yàn)，不考慮控制變量和考慮控制變量情形下三重門檻檢驗(yàn)的95%置信區(qū)間分別為[0.594，0.600]和[0.583，0.609]，且兩種估計(jì)方法的門檻值比較接近。據(jù)此，本研究選取三重門檻回歸模型(4)三重門檻模型存在3個門檻值，按照門檻值由小到大可依劃分出4個門檻區(qū)間，經(jīng)濟(jì)含義在于隨著門檻變量由小到大變動，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響在不同門檻區(qū)間內(nèi)是動態(tài)變化的。來估算“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率影響的非線性效應(yīng)是較為合理的。為了增強(qiáng)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究還進(jìn)行了以下方面的工作予以佐證：①利用各去掉平均區(qū)域創(chuàng)新效率水平最高和最低的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)1，以及各去掉平均“互聯(lián)網(wǎng)+”水平最高和最低的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)2，以消除非隨機(jī)性和異常值對回歸結(jié)果的影響；②根據(jù)LUCCHETTI等[29]處理面板門檻模型穩(wěn)健性的做法，將門檻數(shù)據(jù)模型改為滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)3。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，上述3種情形下仍表現(xiàn)為門檻模型，且門檻值的個數(shù)與原模型相同，其對應(yīng)的門檻值相比也差別很小，均印證了本研究采用三重門檻模型進(jìn)行研究是可靠的。

表2 “互聯(lián)網(wǎng)+”水平門檻檢驗(yàn)

注：BS次數(shù)=300，表4同；***表示在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，下同。

在估計(jì)非線性模型之前，這里首先初步估計(jì)了3個線性模型以方便比較。經(jīng)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)較為科學(xué)。為了進(jìn)一步校正異方差的不利影響，這里采用固定效應(yīng)的GLS方法，并結(jié)合white-period穩(wěn)健方法做估計(jì)。與此同時，為了盡可能克服內(nèi)生性問題，采用“互聯(lián)網(wǎng)+”水平的滯后1期的做法，以及運(yùn)用帶有工具變量的固定效應(yīng)(FE-IV)的估計(jì)方法進(jìn)行處理。上述情形下的估計(jì)結(jié)果分別見表3中的模型1～模型3。由模型1可知，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響系數(shù)為0.282，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明“互聯(lián)網(wǎng)+”顯著促進(jìn)了中國區(qū)域創(chuàng)新效率水平的提升。正是由于“互聯(lián)網(wǎng)+”具有互聯(lián)互通、開放共享、跨越時空、信息獲取近乎零成本等鮮明的溢出特征，導(dǎo)致其能持續(xù)改善區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的運(yùn)行方式、資源配置水平、要素使用效率、研發(fā)成功率以及創(chuàng)新決策水平，進(jìn)而促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率水平的提升。與滯后1期的估計(jì)結(jié)果相比，“互聯(lián)網(wǎng)+”系數(shù)差別較小，說明模型的內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重，但滯后1期的“互聯(lián)網(wǎng)+”變量系數(shù)略大于采用當(dāng)期數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)的系數(shù)值，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響不僅只體現(xiàn)在當(dāng)期，而且還存在明顯的滯后效應(yīng)。進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，考慮內(nèi)生性問題后，估計(jì)結(jié)果基本上沒有發(fā)生變化，證實(shí)了前文所得結(jié)論是可靠的。

表3 面板門檻模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值表示經(jīng)修正異方差后的t統(tǒng)計(jì)量，**、*分別表示各變量的系數(shù)在5%、10%的顯著水平下通過了檢驗(yàn)。IN1～I(xiàn)N4為不同門檻區(qū)間“互聯(lián)網(wǎng)+”水平變量的系數(shù)。下同。

由表3中的非線性模型估計(jì)發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”變量在4個門檻區(qū)間內(nèi)均顯著為正，即“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性動態(tài)影響是顯著的，且無論是否考慮控制變量這種結(jié)論均成立。由模型5可知，當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”水平低于0.546時，“互聯(lián)網(wǎng)+”變量的系數(shù)為0.160且顯著，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響在第一門檻區(qū)間內(nèi)表現(xiàn)出顯著的正向效應(yīng)。當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”水平介于0.546～0.566之間時，“互聯(lián)網(wǎng)+”變量的系數(shù)增大至0.202且顯著，即在第二門檻區(qū)間內(nèi)“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率仍存在顯著的促進(jìn)效應(yīng)，且影響強(qiáng)度有所增大。當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”水平超過0.566且小于0.586時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率仍保持著顯著的積極影響，促進(jìn)強(qiáng)度進(jìn)一步增大至0.224。當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”水平超過0.586時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)一步提升至0.244且顯著，說明“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響在此門檻區(qū)間內(nèi)最為顯著。由此，隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”水平的提高，其對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)顯著的正向且邊際效率遞增的動態(tài)關(guān)聯(lián)特征，證實(shí)了區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中“梅特卡夫法則”(5)計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)先驅(qū)梅持卡夫指出，網(wǎng)絡(luò)的價(jià)值與節(jié)點(diǎn)數(shù)的平方相等，表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)溢出的邊際效應(yīng)遞增特征。完全適用。3種穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果依次見模型6、模型7和模型8。不難發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”在4個門檻區(qū)間內(nèi)系數(shù)均為正且顯著，且系數(shù)從第一門檻區(qū)間至第四門檻區(qū)間逐步增大，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)仍表現(xiàn)出正向且邊際效率遞增的非線性特征，即主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

本研究中還包括了一些控制變量，這里分別做一簡單闡釋：①城市化水平系數(shù)顯著為正，加快城市化進(jìn)程能帶來生產(chǎn)要素的快速集聚、信息網(wǎng)絡(luò)的迅速形成以及基礎(chǔ)設(shè)施的高效利用，進(jìn)而顯著提高了區(qū)域創(chuàng)新效率；②人力資本顯著地促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率改善，表明加強(qiáng)教育有利于提高勞動者能力和素質(zhì)，促進(jìn)專業(yè)化知識生產(chǎn)和加速人力資本積累，進(jìn)而有利于區(qū)域創(chuàng)新效率水平提升；③外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)并不明顯，說明一廂情愿地通過引進(jìn)外資，采用“市場換技術(shù)”來增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力的做法是不符合當(dāng)前實(shí)際的，外資雖然可能擴(kuò)大了我國自主創(chuàng)新規(guī)模，但并沒有對我國自主創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生顯著影響；④對外直接投資對區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生了明顯的積極影響，表明隨著中國“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，企業(yè)能接觸到國際上的管理經(jīng)驗(yàn)、生產(chǎn)工藝和先進(jìn)技術(shù)，并通過消化、整合、吸收乃至二次創(chuàng)新，產(chǎn)生了顯著的逆向技術(shù)溢出，進(jìn)而對區(qū)域創(chuàng)新效率提升產(chǎn)生了積極影響；⑤金融支持的系數(shù)顯著為正，表明考察期內(nèi)金融發(fā)展有利于中國區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的創(chuàng)新實(shí)踐，金融發(fā)展為創(chuàng)新活動提供了堅(jiān)實(shí)的資金支持，能有效促進(jìn)區(qū)域研發(fā)投入，擴(kuò)大創(chuàng)新規(guī)模；⑥要素稟賦的系數(shù)顯著為正，說明資本有機(jī)構(gòu)成的提升，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正從勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)化，有利于企業(yè)采用更先進(jìn)的技術(shù)，從而促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率的改善；⑦市場化水平的系數(shù)顯著為正，說明中國的市場化改革是富有成效的，市場化進(jìn)程對創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置、創(chuàng)新技術(shù)和知識的擴(kuò)散起到了一定的積極作用，進(jìn)而促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率。

3.2 “互聯(lián)網(wǎng)+”影響區(qū)域創(chuàng)新效率的異質(zhì)約束機(jī)制分析

“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)不僅會受到自身水平的約束，還可能受到來自科技、經(jīng)濟(jì)等其他外部因素的異質(zhì)調(diào)節(jié)。為了更加客觀地揭示“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新的這種調(diào)節(jié)效應(yīng)和約束規(guī)律，這里基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開放度、政府R&D資助、R&D強(qiáng)度和技術(shù)引進(jìn)等方面做進(jìn)一步探討，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表4。采用面板門檻方法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，以上因素均在不同顯著性水平下通過了門檻檢驗(yàn)，且采用三重面板門檻數(shù)據(jù)模型來探討更為合理。

表4 基于約束機(jī)制的門檻檢驗(yàn)結(jié)果

揭示“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新約束機(jī)制的門檻估計(jì)結(jié)果見表5。由表5可見，在不同因素的調(diào)節(jié)下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響亦呈現(xiàn)復(fù)雜的動態(tài)非線性關(guān)系，主要表現(xiàn)如下。

表5 不同約束條件下的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差門檻估計(jì)結(jié)果

基于經(jīng)濟(jì)因素維度的約束機(jī)制分析可知：①在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門檻條件下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率具有正向且邊際效率遞增的影響特征。具體表現(xiàn)為，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于0.309時，“互聯(lián)網(wǎng)+”的影響系數(shù)為0.131且顯著，即在該門檻區(qū)間內(nèi)“互聯(lián)網(wǎng)+”顯著地促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平介于0.309～0.472之間時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響有所增強(qiáng)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于0.472且小于0.777時，“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于0.777時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向效應(yīng)增至最大。②在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻約束下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著的正向U動態(tài)影響特征，具體表現(xiàn)在，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比以0.497水平為分界點(diǎn)，低于該分界點(diǎn)時，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比水平越低，將越有利于“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，這也意味著第三產(chǎn)業(yè)占比越高，越有利于“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新溢出的作用是積極的。③貿(mào)易開放度顯著作用于“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的動態(tài)影響，3個門檻值分別是0.061、0.405、0.672。在第一、二門檻區(qū)間內(nèi)，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的促進(jìn)強(qiáng)度由0.169增大至0.191，在第三門檻區(qū)間內(nèi)“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)又降至0.137，而在第四門檻區(qū)間，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的促進(jìn)效應(yīng)又再次增強(qiáng)。不難發(fā)現(xiàn)，在貿(mào)易開放度調(diào)節(jié)下，“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)具有顯著的正向N型動態(tài)特征。

基于科技因素維度的約束機(jī)制分析可知：①當(dāng)政府R&D資助水平低于0.092時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生了積極影響，但這種促進(jìn)作用較小。當(dāng)政府R&D資助水平依次跨越0.092、0.117和0.257時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的促進(jìn)效應(yīng)是持續(xù)增強(qiáng)的。由此，在政府R&D資助調(diào)節(jié)下，“互聯(lián)網(wǎng)+”的區(qū)域創(chuàng)新溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出顯著的正向且邊際效率遞增的非線性動態(tài)特征，即當(dāng)政府R&D資助水平超過25.70%時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的促進(jìn)效果將最為明顯。②“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率影響的R&D強(qiáng)度門檻值分別為0.020、0.024和0.026。當(dāng)R&D強(qiáng)度低于2.0%時，影響系數(shù)為0.436且顯著，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率在該門檻區(qū)間內(nèi)有著顯著的促進(jìn)效應(yīng)。當(dāng)R&D強(qiáng)度位于2.0%～2.4%之間時，“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)有所減弱。當(dāng)R&D強(qiáng)度大于2.4%且小于2.6%時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向效應(yīng)持續(xù)減小。當(dāng)R&D強(qiáng)度超過2.6%時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向影響又再次增大。總之，在R&D強(qiáng)度門檻條件下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率有著顯著的正向U型動態(tài)影響特征。③“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率影響的技術(shù)引進(jìn)門檻值分別為0.001、0.003和0.007。當(dāng)技術(shù)引進(jìn)水平依次跨越0.001、0.003時，即國外技術(shù)引進(jìn)合同金額占GDP的比重依次超過0.1%和0.3%時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生了較為顯著的促進(jìn)效應(yīng)，但促進(jìn)強(qiáng)度是持續(xù)降低的。只有當(dāng)技術(shù)引進(jìn)水平超過0.007時，即國外技術(shù)引進(jìn)合同金額占GDP的比重超過0.70%時，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向影響又再次增大，但作用強(qiáng)度尚低于第一門檻的影響。由此，在技術(shù)引進(jìn)約束下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率存在顯著的正向U型動態(tài)影響特征。相比表3，在政府R&D資助和R&D強(qiáng)度約束下，各門檻區(qū)間內(nèi)的“互聯(lián)網(wǎng)+”變量系數(shù)均明顯增強(qiáng)，意味著上述因素約束下，“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效果可得到進(jìn)一步的強(qiáng)化。

由于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)引進(jìn)等門檻條件下，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性動態(tài)效應(yīng)存在一定差異。這里進(jìn)一步從上述維度探析其樣本分布特征，根據(jù)門檻值將樣本進(jìn)行分類(見表6)。

由表6可以看出：①在經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻條件下，研究樣本集中分布在第三、四門檻區(qū)間內(nèi)，說明當(dāng)前“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響集中在0.211～0.241水平。未來較長一段時間內(nèi)，持續(xù)提高人均GDP水平應(yīng)對“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展是大有裨益的。②在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)下，研究樣本主要集中在第二、三、四門檻區(qū)間內(nèi)，“互聯(lián)網(wǎng)+”的作用強(qiáng)度集中在0.216～0.247，可見當(dāng)前大多數(shù)省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并未處于最有利于發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新溢出的門檻區(qū)間，且現(xiàn)階段僅北京和海南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平位于最優(yōu)區(qū)間，這意味著大多數(shù)省份應(yīng)持續(xù)注重推動產(chǎn)業(yè)高級化進(jìn)程，不斷提升第三產(chǎn)業(yè)占比，進(jìn)而通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化來進(jìn)一步激發(fā)“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出紅利。③在貿(mào)易開放度約束下，大約70%省份樣本位于第二門檻區(qū)間，影響力度集中在0.191水平且位于最優(yōu)門檻區(qū)間內(nèi)，僅天津、江蘇和浙江等少部分省份落在最優(yōu)區(qū)間之外?？梢姡瑢Υ蠖鄶?shù)省份而言，要注重保持適度的貿(mào)易開放度，以盡可能地釋放“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出。④在政府R&D資助門檻條件下，研究樣本集中分布在第三、四門檻區(qū)間內(nèi)，說明當(dāng)前“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響集中在0.334～0.374水平，但仍有56.67%省份的政府R&D資助水平尚未跨入最優(yōu)區(qū)間。由此，未來較長一段時間內(nèi)，持續(xù)提升政府R&D資助水平，可強(qiáng)化“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響，這亦是推動“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展所不能忽略的。⑤在R&D強(qiáng)度調(diào)節(jié)下，研究樣本主要分布在第一門檻區(qū)間，樣本集中度為73.33%，但河北、青海、山西、內(nèi)蒙古、云南、吉林、海南、黑龍江、江西、貴州、湖北、寧夏和新疆13省份的R&D強(qiáng)度水平尚處于1.22%以下，遠(yuǎn)低于第一門檻值2.00%，且這些省份在第一門檻區(qū)間占比為59.09%。由此，新時代下這些省份仍要持續(xù)提高R&D強(qiáng)度水平，進(jìn)一步激發(fā)“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出。⑥在技術(shù)引進(jìn)約束下，樣本主要集中分布在第一、二門檻區(qū)間，此時“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響更為明顯，說明大多數(shù)省份應(yīng)該保持適度的技術(shù)引進(jìn)水平，而對少數(shù)位于第三門檻區(qū)間的省份，則可選擇加大國外技術(shù)引進(jìn)力度，邁入有利于發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新溢出的次優(yōu)門檻區(qū)間。

4 研究結(jié)論與政策建議

如何有效依托“互聯(lián)網(wǎng)+”，深入驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新是當(dāng)前政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)問題。本研究把“互聯(lián)網(wǎng)+”納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新效率提升的分析框架，利用中國30省份面板數(shù)據(jù)，并采用門檻回歸技術(shù)探究了“互聯(lián)網(wǎng)+”對區(qū)域創(chuàng)新效率影響的異質(zhì)動態(tài)效應(yīng)。主要結(jié)論是：①“互聯(lián)網(wǎng)+”顯著促進(jìn)了中國區(qū)域創(chuàng)新效率，且這種影響存在一定的滯后效應(yīng)。②“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)呈現(xiàn)顯著的正向且邊際效率遞增的動態(tài)非線性特征，證實(shí)了區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中“梅特卡夫法則”完全適用。③“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)存在顯著的異質(zhì)動態(tài)約束機(jī)制。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府R&D資助門檻條件下，呈現(xiàn)明顯的正向且邊際效率遞增特征；在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、R&D強(qiáng)度和技術(shù)引進(jìn)調(diào)節(jié)下，表現(xiàn)為顯著的正向U型動態(tài)特征；在貿(mào)易開放度約束下，具有明顯的正向N型非線性特征。④經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開放度、政府R&D資助、R&D強(qiáng)度和技術(shù)引進(jìn)均可正向調(diào)節(jié)“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，現(xiàn)階段只有不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、R&D強(qiáng)度和政府R&D資助力度，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以及保持適度的技術(shù)引進(jìn)和貿(mào)易開放度水平，才能最大限度地提升“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

本研究具有以下政策涵義：①加快制定“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新的支持政策，可通過設(shè)立“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新的投資引導(dǎo)基金，打造“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新的試驗(yàn)區(qū)、技術(shù)孵化中心、基地等，大力引導(dǎo)社會資本投向“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新溢出的核心領(lǐng)域和關(guān)鍵領(lǐng)域，積極發(fā)揮社會資本推動“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新的效率優(yōu)勢，不斷推動“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新的高質(zhì)量融合進(jìn)程。②“互聯(lián)網(wǎng)+”在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，會隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”水平的提升呈現(xiàn)出正向且邊際效率遞增的動態(tài)演變特征，但并不是一成不變的。這預(yù)示著，新時代下中國持續(xù)釋放“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出紅利將是可持續(xù)的，這印證了“互聯(lián)網(wǎng)+”可為加快建設(shè)創(chuàng)新型國家注入新動力，而不同地區(qū)和省份也應(yīng)結(jié)合自身“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展的實(shí)際，主動實(shí)施差異化、動態(tài)化的“互聯(lián)網(wǎng)+”區(qū)域創(chuàng)新策略，進(jìn)而最大可能地釋放“互聯(lián)網(wǎng)+”的創(chuàng)新溢出紅利。③政府不僅要在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增強(qiáng)R&D資助力度、提升全社會R&D強(qiáng)度等方面下功夫，還要注重使得國外技術(shù)引進(jìn)和貿(mào)易開放度處于適度或合理的水平上。