林周周 李 丹 李盛楠

(1. 蘇州大學政治與公共管理學院； 2. 哈爾濱工程大學經(jīng)濟管理學院；3. 南京工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院)

1 研究背景

區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)作為國家創(chuàng)新體系的重要組成部分，是增強區(qū)域核心競爭力、推進國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有效途徑，而區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的提升，則是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。知識經(jīng)濟時代，提升區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出不再是單純依靠物質(zhì)資源的投入，起關(guān)鍵作用的往往是知識資源[1]。從現(xiàn)實角度來說，區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的提升渠道主要分為兩條：①依靠區(qū)域自身研發(fā)努力；②通過知識溢出和知識轉(zhuǎn)移等方式獲取區(qū)域外部知識[2]。面對經(jīng)濟新常態(tài)下的資源約束等問題，如何充分發(fā)揮區(qū)域內(nèi)外部知識的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)成為學術(shù)界研究的熱點[3]。此時，知識源化戰(zhàn)略的提出受到了學者們的廣泛關(guān)注[4]。知識源化戰(zhàn)略是指區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)為產(chǎn)生新知識與新技術(shù)，根據(jù)自身有限的資源條件，通過內(nèi)部知識創(chuàng)造或外部知識獲取增加區(qū)域知識存量，并將異質(zhì)性知識源化進行整合與利用的一種戰(zhàn)略。其中，依靠內(nèi)生努力而實現(xiàn)新知識的產(chǎn)生稱之為內(nèi)部知識源化戰(zhàn)略；從其他區(qū)域獲取外部知識以彌補本地創(chuàng)新資源的不足稱之為外部知識源化戰(zhàn)略[5,6]。

目前，知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的作用效果已獲得廣泛認可，但由于知識源化衡量標準的差異，加上很少綜合考慮知識源化主效應(yīng)及其內(nèi)外部交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的異質(zhì)性影響，致使相關(guān)研究的具體結(jié)論存在較大爭議。此外，知識源化在作用區(qū)域創(chuàng)新過程中，還會受到區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護強度和區(qū)域消化吸收能力的影響與制約[7,8]。鑒于此，本研究立足知識源異質(zhì)性視角，在試圖優(yōu)化知識源化劃分標準與測度方法的基礎(chǔ)上，將不同類型知識源化納入到同一分析框架內(nèi)，并分別引入知識產(chǎn)權(quán)保護強度和消化吸收能力為門檻變量，從主效應(yīng)和交互效應(yīng)兩個方面深刻揭示在不同控制因素作用下，知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性差異化影響，進而為明晰知識源化作用機理和促進區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出提升提供有益借鑒。

2 文獻回顧

關(guān)于知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的影響，學者們主要從內(nèi)部知識源化和外部知識源化兩個角度展開研究。在內(nèi)部知識源化效應(yīng)的研究中，多數(shù)學者肯定了內(nèi)部知識源化的積極影響[9,10]，但也有學者發(fā)現(xiàn)內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的作用效果并不都是顯著的[11]。在外部知識源化效應(yīng)的研究中，大致可分為3類觀點：①積極效應(yīng)，即區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)吸收到的外部知識源化，能夠緩解本地創(chuàng)新活動對知識技術(shù)的需求壓力，一定程度上彌補了創(chuàng)新資源的不足[12]；②消極效應(yīng)，即外部知識源化對本地創(chuàng)新活動會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，從而抑制區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的提升[13]；③外部知識源化與區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的關(guān)系并不顯著[14]。在同時考慮內(nèi)外部知識源化的綜合效應(yīng)研究中，學者們普遍認為，不同類型的組合知識對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的差異化影響是較為明顯的[15]。

綜上，學者們圍繞著知識源化與區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的關(guān)系進行了較為深入的研究，但同時可以發(fā)現(xiàn)，知識源化影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的研究結(jié)論卻不一致，包括積極效應(yīng)、消極效應(yīng)和無顯著影響等。造成此現(xiàn)象的可能原因如下：①知識源化劃分標準與衡量方式的差異。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)在發(fā)展過程中會涉及多種知識源化，如何對其進行科學劃分與準確測度成為關(guān)鍵一步。②缺乏對知識源化與區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出非線性關(guān)系的針對性探討?？紤]到中國各區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護強度與消化吸收能力等存在較大差異的客觀事實，故更有必要考慮異質(zhì)門檻因素的影響。③忽略了內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的復雜性影響。盡管近年來一些學者意識到了內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的重要性，并進行了相關(guān)研究的嘗試，但不可否認的是，這方面的研究成果和研究程度還遠遠不夠。

3 研究設(shè)計

3.1 變量說明

本研究各變量的說明如下。

(1)被解釋變量被解釋變量即區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出。由于專利申請數(shù)僅代表各創(chuàng)新主體進行專利產(chǎn)出的努力程度，而發(fā)明專利授權(quán)數(shù)具有信息完整、客觀性強、創(chuàng)新質(zhì)量高及易獲取等特點，能夠較為直接地反映區(qū)域內(nèi)實際發(fā)生作用的專利數(shù)量，故本研究采用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)表征區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出[16]。

(2)解釋變量解釋變量即知識源化。知識源化的概念主要來源于知識源化戰(zhàn)略的提出。其中，內(nèi)部知識源化表示區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)通過內(nèi)部研發(fā)而產(chǎn)生的自有知識；外部知識源化表示區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)從其他區(qū)域獲取的外部知識，既包括客觀上來自其他區(qū)域的無意識知識流動，也包括主觀上與其他區(qū)域開展的知識合作或知識引進等有意識知識流動?；诖耍狙芯苛⒆阒R源異質(zhì)性視角，首先根據(jù)區(qū)域邊界的內(nèi)外部知識，將區(qū)域創(chuàng)新活動所涉及到的知識源化劃分為內(nèi)部知識源化和外部知識源化；然后以外部知識源化的屬性差異為切入點，將其進一步劃分為無意識的外部知識溢出和有意識的外部知識轉(zhuǎn)移，以期實現(xiàn)對知識源化的科學劃分。

①內(nèi)部知識源化。對于內(nèi)部知識源化的測度，通常從投入或產(chǎn)出兩個視角著手，且無論從哪一視角出發(fā)，其結(jié)果都具有科學性與一致性[17]。由于從產(chǎn)出視角測度內(nèi)部知識源化不可避免地會涉及隱性知識的估算，這在一定程度上會導致測度結(jié)果的準確性降低。由此，為避免對隱性知識的遺漏，本研究選擇基于投入視角測度內(nèi)部知識源化。借鑒李婧等[17]的做法，采用R&D活動經(jīng)費內(nèi)部支出表征內(nèi)部知識源化，并利用永續(xù)盤存法對區(qū)域內(nèi)部知識源化存量進行核算。計算公式如下：

IKit=(1-δ)IKi(t-1)+Lit/Pit，

(1)

式中，IKit、IKi(t-1)分別表示i省t年、(t-1)年的內(nèi)部知識源化存量；δ表示折舊率，取值15%；Lit表示i省t年的名義R&D經(jīng)費支出；Pit表示i省t年的R&D支出價格指數(shù)。其中，R&D支出價格指數(shù)=人員勞務(wù)費所占權(quán)重×居民消費價格指數(shù)+儀器設(shè)備費所占權(quán)重×固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)[18]。

②外部知識溢出。關(guān)于外部知識溢出的測度方法，主要包括技術(shù)流動法、成本函數(shù)法、文獻跟蹤法及生產(chǎn)函數(shù)法[19]。前兩種方法未能體現(xiàn)知識溢出的局域性特征，第三種方法數(shù)據(jù)獲取非常困難，故第四種方法成為主流選擇。由于外部知識溢出體現(xiàn)的是區(qū)域間產(chǎn)生的一種無意識知識流動，故本研究在衡量外部知識溢出時，僅考慮中國兩兩區(qū)域之間的外溢知識，而選擇暫時忽略其他國家或地區(qū)的外部知識，并將這部分外部知識劃入到外部知識轉(zhuǎn)移中。事實上，從其他國家或地區(qū)獲取的外部知識主要通過外商直接投資和國際貿(mào)易來實現(xiàn)，其本質(zhì)是一種有意識的外部知識轉(zhuǎn)移。這主要是因為這部分外部知識在轉(zhuǎn)移過程中會受到中國各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、地理位置、文化背景以及政策導向等多種原因的綜合影響。

本研究引入Verspagen-Cani?ls知識溢出模型對外部知識溢出進行測度[20,21]；同時，將該模型的省際距離衰減指數(shù)設(shè)定為2，以凸顯地理距離對外溢知識的影響[22]。據(jù)此，構(gòu)建的外部知識溢出測度模型如下：

(2)

式中，KSi表示區(qū)域i從其他區(qū)域b吸收到的知識溢出；N表示其他區(qū)域總數(shù)；dib表示區(qū)域間省會距離；Rib=ln(IKb/IKi)表示區(qū)域間內(nèi)部知識源化差距；ηi和φi表示區(qū)域i兩種不同的固有學習能力，分別取值1和0，即暫時忽略區(qū)域間學習能力的差異[23]。

③外部知識轉(zhuǎn)移。知識轉(zhuǎn)移即知識在主體間或組織間傳遞與交換的動態(tài)過程。外部知識轉(zhuǎn)移作為有意識的知識流動，具有多種知識轉(zhuǎn)移渠道。它既包括從國內(nèi)其他區(qū)域開展的知識合作與知識引進，還包括從其他國家或地區(qū)開展的知識合作與知識引進[24]。本研究立足區(qū)域?qū)哟我暯牵瑥膮^(qū)際知識轉(zhuǎn)移和國際知識轉(zhuǎn)移兩部分著手，同時考慮知識合作與知識引進的具體知識轉(zhuǎn)移方式，構(gòu)建外部知識轉(zhuǎn)移測度指標體系，并利用客觀賦權(quán)的熵權(quán)法確定各指標權(quán)重，旨在全方位多角度衡量外部知識轉(zhuǎn)移。具體測度指標體系見表1。

表1 外部知識轉(zhuǎn)移測度指標體系

(3)門檻變量本研究有針對性地選擇兩個第三方關(guān)系因素為門檻變量，即知識產(chǎn)權(quán)保護強度和消化吸收能力。其中，知識產(chǎn)權(quán)保護強度用以考察內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性影響；消化吸收能力用以探討外部知識源化以及內(nèi)外部知識源化交互對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性影響。

①知識產(chǎn)權(quán)保護強度。知識產(chǎn)權(quán)保護強度的測度方式主要分為兩類：一是從立法與執(zhí)法角度，利用G -P指數(shù)、知識產(chǎn)權(quán)保護強度指數(shù)或知識產(chǎn)權(quán)侵權(quán)結(jié)案率來測度[25]；二是從技術(shù)交易市場角度，采用技術(shù)轉(zhuǎn)讓市場規(guī)模來衡量[26]?；诹⒎ㄅc執(zhí)法角度測度的知識產(chǎn)權(quán)保護強度，綜合考慮了立法、司法和執(zhí)法等多方面因素，故成為國內(nèi)多數(shù)學者的選擇。但在實際分析時，卻客觀存在著統(tǒng)計資料限制、度量方法主觀及缺乏質(zhì)量效應(yīng)等缺陷，如司法地方保護現(xiàn)象普遍存在、統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足與口徑不一致等。而技術(shù)轉(zhuǎn)讓市場規(guī)模，具有客觀性、綜合性及可比性等特點，且其原始數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，統(tǒng)計口徑一致，數(shù)據(jù)可獲取性強。由此，本研究選擇技術(shù)轉(zhuǎn)讓市場規(guī)模表征知識產(chǎn)權(quán)保護強度，并利用技術(shù)市場成交額占GDP的比重表示[27]。

②消化吸收能力。就外部知識源化以及內(nèi)外知識源化交互而言，區(qū)域外部知識具有來源復雜多樣和屬性各異等特征，雖然可以帶來先進的技術(shù)與知識，但與本地創(chuàng)新的匹配度和適用性較低。如何準確識別、消化和利用區(qū)域外部知識是關(guān)鍵環(huán)節(jié)。人作為知識的重要載體，其自身學習能力的高低關(guān)系到可否最大限度地實現(xiàn)外部知識內(nèi)化，從而緩解因外部知識與本地創(chuàng)新活動匹配度不高而造成的消極效應(yīng)。對于一個地區(qū)來說，大學畢業(yè)生能夠通過就業(yè)等方式將知識轉(zhuǎn)移到高校、企業(yè)等機構(gòu)內(nèi)，進而提升區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出。由此，參考柳卸林等[28]的做法，本研究采用各地區(qū)大專以上學歷人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇碚飨漳芰Α?/p>

(4)控制變量為準確探討知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性影響，本研究引入基礎(chǔ)設(shè)施水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府干預程度、人力資本水平、金融深化程度為控制變量，并分別采用3類交通總里程占地區(qū)面積的比重、人均GDP、政府財政支出占GDP的比重、加權(quán)人均受教育年限、金融機構(gòu)存貸款余額占GDP的比重來表征。

3.2 模型構(gòu)建

關(guān)于變量間非線性關(guān)系的估計方法，主要包括分組檢驗法、交互項檢驗法和門檻回歸法?？紤]到前兩種檢驗方式不僅無法客觀確定門檻值、門檻區(qū)間及相應(yīng)的置信區(qū)間，還不能檢驗門檻值的顯著性與真實性，而HANSEN[29]提出的門檻面板回歸技術(shù)恰好可以克服以上缺陷。由此，本研究采用Hansen門檻面板回歸模型，從主效應(yīng)和交互效應(yīng)雙重視角構(gòu)建知識源化影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的門檻面板回歸模型。具體如下。

(1)內(nèi)部知識源化主效應(yīng)門檻回歸模型構(gòu)建以知識產(chǎn)權(quán)保護強度為門檻變量的內(nèi)部知識源化影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例)：

lnRPit=α+α1lnTFit+α2lnREit+α3lnGIit+

α4lnHCit+α5lnFDit+β1lnIKit×I(lnIPit<λ1)+

β2lnIKit×I(λ1≤lnIPit<λ2)+

β3lnIKit×I(lnIPit≥λ2)+μi+νt+εit，

(3)

式中，α表示常數(shù)項；i表示省份；t表示年份；RPit為被解釋變量，表示i省t年的區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出；IKit為解釋變量，表示i省t年的內(nèi)部知識源化；IPit為門檻變量，表示i省t年的知識產(chǎn)權(quán)保護強度；I(*)為指示函數(shù)，當括號內(nèi)條件滿足時取值為1，反之取值為0；λ1和λ2為雙重門檻值；β1～β3為解釋變量的估計系數(shù)；TFit、REit、GIit、HCit、FDit為控制變量，分別表示i省t年的基礎(chǔ)設(shè)施水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府干預程度、人力資本水平、金融深化程度；α1～α5為控制變量的相應(yīng)估計系數(shù)；μi和νt分別為個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

(2)外部知識源化主效應(yīng)門檻回歸模型首先構(gòu)建以消化吸收能力為門檻變量的外部知識溢出影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例)：

lnRPit=α+α1lnTFit+α2lnREit+α3lnGIit+

α4lnHCit+α5lnFDit+β1lnKSit×I(lnACit<λ1)+

β2lnKSit×I(λ1≤lnACit<λ2)+

β3lnKSit×I(lnACit≥λ2)+μi+νt+εit，

(4)

式中，KSit為解釋變量，表示i省t年的外部知識溢出；ACit為門檻變量，表示i省t年的消化吸收能力。

同理，構(gòu)建外部知識轉(zhuǎn)移多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例)：

lnRPit=α+α1lnTFit+α2lnREit+α3lnGIit+

α4lnHCit+α5lnFDit+β1lnKTit×I(lnACit<λ1)+

β2lnKTit×I(λ1≤lnACit<λ2)+

β3lnKTit×I(lnACit≥λ2)+μi+νt+εit，

(5)

式中，KTit為解釋變量，表示i省t年的外部知識轉(zhuǎn)移。

(3)內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)門檻回歸模型首先構(gòu)建以消化吸收能力為門檻變量的內(nèi)部知識源化與外部知識溢出交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出影響的多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例)：

lnRPit=α+α6lnIKit+α7lnKSit+α8lnKTit+

α1lnTFit+α2lnREit+α3lnGIit+α4lnHCit+

α5lnFDit+β1lnIKit×lnKSit×I(lnACit<λ1)+

β2lnIKit×lnKSit×I(λ1≤lnACit<λ2)+

β3lnIKit×lnKSit×I(lnACit≥λ2)+μi+νt+εit。

(6)

同理，構(gòu)建內(nèi)部知識源化與外部知識轉(zhuǎn)移交互效應(yīng)多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例)：

lnRPit=α+α6lnIKit+α7lnKSit+α8lnKTit+

α1lnTFit+α2lnREit+α3lnGIit+α4lnHCit+

α5lnFDit+β1lnIKit×lnKTit×I(lnACit<λ1)+

β2lnIKit×lnKTit×I(λ1≤lnACit<λ2)+

β3lnIKit×lnKTit×I(lnACit≥λ2)+μi+νt+εit。

(7)

3.3 數(shù)據(jù)來源

本研究選取2009～2018年中國30個省份(西藏和港澳臺地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失而未被分析)的面板數(shù)據(jù)為樣本[注]以2009年為分界點，《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》等出現(xiàn)了統(tǒng)計指標與統(tǒng)計數(shù)據(jù)的大調(diào)整，導致本研究所涉及的一些變量指標的統(tǒng)計口徑前后發(fā)生了變化，為了保證數(shù)據(jù)資料的前后一致性，將2009年作為樣本取樣時間的起始年；此外，最新出版的《2020年中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》，其內(nèi)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)的年份為2018年。為使研究結(jié)果更為準確，本研究采用的是平衡面板數(shù)據(jù)，故選擇2009～2018年作為樣本取樣時間進行實證分析。，其原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》以及各省統(tǒng)計年鑒，最終獲取的觀測值為300。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(N=300)

4 實證分析

4.1 內(nèi)部知識源化主效應(yīng)模型門檻回歸分析

(1)門檻效應(yīng)檢驗與門檻值估計首先，基于知識產(chǎn)權(quán)保護強度為門檻變量的顯著性檢驗結(jié)果與門檻估計值分別見表3和表4。

表3 門檻效應(yīng)顯著性檢驗(N=300)

表4 門檻估計值及其95%置信區(qū)間(N=300)

由表3可知，單一門檻和雙重門檻對應(yīng)的自抽樣p值分別是0.038和0.004，二者均通過了顯著性檢驗。根據(jù)HANSEN[29]門檻理論，可以認為內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的影響顯著存在著非線性特征，且以雙重門檻的經(jīng)濟意義更為重要。由表4可知，雙重門檻估計值分別為-6.963和-3.704，且分別位于95%置信區(qū)間[-7.071，-6.592]和[-4.089，-3.704]內(nèi)。

其次，利用最小二乘的似然比統(tǒng)計量LR進一步檢驗雙重門檻估計值的真實性。檢驗結(jié)果分別見圖1和圖2。其檢驗過程分為兩部分：當縱坐標LR值為0時，橫坐標門檻參數(shù)的值即為門檻估計值；在95%置信區(qū)間條件下，LR值小于7.35(圖中虛線)所構(gòu)成的區(qū)間即為門檻值的置信區(qū)間。

由圖1和圖2可知，當LR值取0時，對應(yīng)的兩個門檻參數(shù)分別為-6.963和-3.704，即門檻估計值；當所有LR值小于7.35時，這兩個門檻估計值的置信區(qū)間分別為[-7.071，-6.592]和[-4.089，-3.704]，均處于相應(yīng)的置信區(qū)間，可以認為雙重門檻估計值通過了真實性檢驗。由此，本研究選擇雙重門檻模型進行后續(xù)分析。

(2)模型參數(shù)估計結(jié)果以知識產(chǎn)權(quán)保護強度為雙重門檻的內(nèi)部知識源化主效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表5。

表5 內(nèi)部知識源化主效應(yīng)模型回歸結(jié)果(N=300)

由表5可知，在雙重門檻條件下，當知識產(chǎn)權(quán)保護強度小于-6.963時，內(nèi)部知識源化的回歸系數(shù)為1.102；當知識產(chǎn)權(quán)保護強度處于-6.963和-3.704之間時，內(nèi)部知識源化的回歸系數(shù)為1.161；當知識產(chǎn)權(quán)保護強度大于-3.704時，內(nèi)部知識源化的回歸系數(shù)為1.106。這3個回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著。由此，表明內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的影響存在顯著的非線性差異化特征。從中可以發(fā)現(xiàn)以下兩點：①這3個回歸系數(shù)均顯著為正，說明在知識產(chǎn)權(quán)保護強度門檻條件下，內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的影響總是存在顯著的促進效應(yīng)。內(nèi)部知識源化作為區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的基本要素，具有外部性和不確定性等特征。這就導致通過內(nèi)部知識源化產(chǎn)生的創(chuàng)新成果不可避免地存在著外部性問題，即區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)很難阻止其他區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)通過模仿、山寨等方式對其創(chuàng)新成果產(chǎn)生侵權(quán)行為。由此帶來的后果是極大地挫傷了原始創(chuàng)新的積極性，長此以往，將非常不利于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有效實施以及創(chuàng)新型國家的高端建設(shè)。而知識產(chǎn)權(quán)保護制度的建立與完善能夠很好地減少外部性問題。通過知識產(chǎn)權(quán)制度及其保護強度，可以在一定程度上保證創(chuàng)新成果的排他性占有，降低創(chuàng)新成果被侵犯的風險，使得區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)獲得長期的競爭優(yōu)勢，刺激并鼓勵區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)愿意投入更多的內(nèi)部知識源化，以進一步提升區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出，增加創(chuàng)新成果的期望收益。②這3個回歸系數(shù)先增后減，說明隨著知識產(chǎn)權(quán)保護強度的逐漸提升，內(nèi)部知識源化的促進效應(yīng)先升后降。知識產(chǎn)權(quán)保護強度的適度提升，有助于激發(fā)原始創(chuàng)新活力，提高自主創(chuàng)新積極性；但過高的知識產(chǎn)權(quán)保護強度反而會抑制內(nèi)部知識源化的促進效應(yīng)。這主要是由中國在建設(shè)創(chuàng)新型國家過程中所處的階段決定的。知識產(chǎn)權(quán)保護制度對創(chuàng)新產(chǎn)生的正向效應(yīng)已獲得學術(shù)界的廣泛認可，但就知識產(chǎn)權(quán)保護強度的高低問題，仍存在一定的分歧。事實上，發(fā)達國家通常采用嚴格的知識產(chǎn)權(quán)保護政策，而發(fā)展中國家由于自身技術(shù)落后等原因，一般采用相對寬松的知識產(chǎn)權(quán)保護政策。如果不結(jié)合自身實際，盲目實施高強度的知識產(chǎn)權(quán)保護，將不利于創(chuàng)新的健康發(fā)展。目前，中國在建設(shè)創(chuàng)新型國家中正處于過渡階段，知識產(chǎn)權(quán)保護強度并非越高越好。由此，各區(qū)域應(yīng)基于自身知識積累和創(chuàng)新產(chǎn)出水平而實施恰當?shù)闹R產(chǎn)權(quán)保護政策，以使內(nèi)部知識源化驅(qū)動區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出提升的最大化。

4.2 外部知識源化主效應(yīng)模型門檻回歸分析

(1)門檻效應(yīng)檢驗與門檻值估計以消化吸收能力為門檻變量的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果與門檻估計值分別見表6和表7。

表6 門檻效應(yīng)顯著性檢驗(N=300)

表7 門檻估計值及其95%置信區(qū)間(N=300)

由表6和表7可知，外部知識溢出和外部知識轉(zhuǎn)移的雙重門檻均通過了1%水平下的顯著性檢驗，且具有相同的門檻區(qū)間；雙重門檻估計值-2.171和-1.610，分別位于相應(yīng)的95%置信區(qū)間內(nèi)。由此，本研究選擇雙重門檻模型進行實證分析。

外部知識溢出門檻估計值的似然比函數(shù)描述分別見圖3和圖4，外部知識轉(zhuǎn)移門檻估計值的似然比函數(shù)描述分別見圖5和圖6。

圖3 外部知識溢出門檻值-2.171的似然比函

由圖3和圖4可知，外部知識溢出門檻估計值與其真實值相同；同理，由圖5和圖6可知，外部知識轉(zhuǎn)移門檻估計值與其真實值也相同?？傊?，外部知識溢出和外部知識轉(zhuǎn)移均存在基于消化吸收能力的雙重門檻效應(yīng)，且兩者的門檻區(qū)間均對應(yīng)相等。

(2)模型參數(shù)估計結(jié)果以消化吸收能力為雙重門檻的外部知識源化主效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表8。

由表8可知，外部知識溢出主效應(yīng)中，在消化吸收能力雙重門檻條件下，外部知識溢出的回歸系數(shù)分別為0.439、0.413、0.675，均為正數(shù)，且都通過了1%水平下的顯著性檢驗。這說明外部知識溢出對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的積極影響存在顯著的門檻效應(yīng)特征，且又以消化吸收能力高門檻區(qū)間的促進效應(yīng)最大。外部知識溢出作為一種無意識的知識流動，其運行過程是動態(tài)變化的。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)從其他區(qū)域吸收外溢知識并進行學習、識別、消化等內(nèi)化過程中，必然會受到區(qū)域消化吸收能力的影響。通常情況下，消化吸收能力越高的區(qū)域，對外溢知識的利用效率就越明顯，有助于實現(xiàn)更高水平創(chuàng)新成果的產(chǎn)生。

表8 外部知識源化主效應(yīng)模型回歸結(jié)果(N=300)

外部知識轉(zhuǎn)移主效應(yīng)中，在消化吸收能力雙重門檻條件下，外部知識轉(zhuǎn)移的回歸系數(shù)分別為1.143、1.198、0.878，均為正數(shù)，且都通過了1%水平下的顯著性檢驗。這表明區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)獲取到的外部知識轉(zhuǎn)移對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出均存在顯著的正向門檻效應(yīng)，且又以消化吸收能力中門檻區(qū)間的正向效應(yīng)最大。外部知識轉(zhuǎn)移作為一種有意識的知識流動，是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)根據(jù)自身創(chuàng)新發(fā)展需要而獲取外部知識的重要途徑。通過提高區(qū)域消化吸收能力，增強對外部知識的學習與利用，彌補本地創(chuàng)新資源的不足，從而實現(xiàn)區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的進一步提高。然而，外部知識內(nèi)化是一項復雜工程，并不只是單純要求提高區(qū)域消化吸收能力，更要與本地創(chuàng)新的實際情況相適應(yīng)，避免出現(xiàn)創(chuàng)新資源浪費或重復占用等問題。

4.3 內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)模型門檻回歸分析

本研究運用門檻面板回歸技術(shù)，對基于消化吸收能力門檻的兩種內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)模型進行門檻效應(yīng)檢驗與門檻值估計。結(jié)果表明，兩種內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)模型的雙重門檻均通過了1%水平的顯著性檢驗，且具有相同的門檻區(qū)間；同時，雙重門檻估計值-2.043和-1.610均通過了LR似然比統(tǒng)計的真實性檢驗。由此，內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表9。

表9 內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)模型回歸結(jié)果(N=300)

由表9可知，內(nèi)部知識源化與外部知識溢出交互效應(yīng)中，在消化吸收能力雙重門檻條件下，內(nèi)部知識源化與外部知識溢出交互的回歸系數(shù)分別為0.068、0.067、0.079，均為正，且在1%的水平下顯著。這說明內(nèi)部知識源化與外部知識溢出在影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出過程中，顯著存在基于消化吸收能力的協(xié)同效應(yīng)。通過外部知識溢出獲取的無意識外溢知識，是基于區(qū)域內(nèi)部知識源化產(chǎn)生的，具有適用性較強、匹配度較高等優(yōu)勢。在消化吸收能力作用下，區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)能夠加速外溢知識與本地內(nèi)部知識源化的融合，更有效地發(fā)揮知識資源在區(qū)域創(chuàng)新過程中的關(guān)鍵作用，加快創(chuàng)新活動的開展與專利產(chǎn)出的提升。

內(nèi)部知識源化與外部知識轉(zhuǎn)移交互效應(yīng)中，在消化吸收能力雙重門檻條件下，內(nèi)部知識源化與外部知識轉(zhuǎn)移交互的回歸系數(shù)分別為-0.079、-0.076、-0.095，均為負，且在1%的水平下顯著。這說明內(nèi)部知識源化與外部知識轉(zhuǎn)移在影響區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出過程中，顯著存在基于消化吸收能力的互斥效應(yīng)。通過外部知識轉(zhuǎn)移直接獲取的有意識知識在來源、類型、形式等方面異質(zhì)性嚴重，致使其與內(nèi)部知識源化的匹配度和契合度不高。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的專利技術(shù)研發(fā)成果往往對知識的識別與利用具有更高的要求。如果將轉(zhuǎn)移知識直接作用于本地創(chuàng)新活動，很可能產(chǎn)生一定程度的競爭效應(yīng)和擠出效應(yīng)，從而產(chǎn)生無法促進甚至抑制區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的現(xiàn)象。

4.4 知識源化效應(yīng)模型門檻回歸結(jié)果綜合分析

為完整呈現(xiàn)知識源化主效應(yīng)及其內(nèi)外部交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性影響，同時便于直觀地綜合分析知識源化效應(yīng)模型門檻回歸結(jié)果，結(jié)合表5、表8和表9分別繪制了不同門檻區(qū)間下知識源化效應(yīng)的非線性變化圖。具體見圖7～圖9。

由圖7～圖9可知：①無論是從內(nèi)部知識源化、外部知識源化，還是從內(nèi)外部知識源化交互視角，實證結(jié)果均表明，知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的作用效果均存在顯著的雙重門檻特征，二者呈現(xiàn)明顯的非線性關(guān)系。其中，內(nèi)部知識源化主效應(yīng)會受限于區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護強度，而外部知識源化主效應(yīng)及內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)會受限于區(qū)域消化吸收能力，且分別具有相同的門檻區(qū)間。②從主效應(yīng)視角來看，在不同門檻條件下，內(nèi)部知識源化和外部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性效應(yīng)均顯著為正。這說明知識源化作為專利創(chuàng)新產(chǎn)生的核心要素，能夠為區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)高質(zhì)量發(fā)展提供最具價值的資源。通過對比外部知識溢出與外部知識轉(zhuǎn)移的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，外部知識轉(zhuǎn)移對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的促進效應(yīng)較外部知識溢出在整體上更強。這與兩種外部知識源化的來源屬性差異是分不開的。外部知識轉(zhuǎn)移是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)根據(jù)自身實際需要，而從其他區(qū)域主動獲取的外部知識，具有針對性強、實用性高等優(yōu)點。就外部知識溢出而言，它是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)經(jīng)過無意識的知識流動，而從其他區(qū)域獲取的外部知識。外溢知識能否被利用以及能被利用多少，都存在一定的變動性。由此，在同時考慮消化吸收能力下，外部知識轉(zhuǎn)移較外部知識溢出更能有效地促進區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出提升。③從交互效應(yīng)視角來看，隨著消化吸收能力門檻值的提升，兩種內(nèi)外部知識源化交互效應(yīng)對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出分別呈現(xiàn)出截然不同的影響，即內(nèi)部知識源化與外部知識溢出的協(xié)同效應(yīng)先降后升，以及內(nèi)部知識源化與外部知識轉(zhuǎn)移的互斥效應(yīng)先減后增(回歸系數(shù)的絕對值先小后大)；并且，內(nèi)部知識源化與外部知識溢出的協(xié)同效應(yīng)整體更強。其原因如下：一方面，內(nèi)外部知識融合的程度往往與區(qū)域消化吸收能力是分不開的。較高的區(qū)域消化吸收能力能夠?qū)ξ盏降耐庖缰R資源進行甄別、消化與利用，更好地實現(xiàn)內(nèi)外部知識的聚合。不僅可以剔除那些對本地創(chuàng)新活動產(chǎn)生互斥效應(yīng)和競爭效應(yīng)的外溢知識，還可以發(fā)揮外溢先進知識的示范效應(yīng)，進一步提高區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出。另一方面，外部知識轉(zhuǎn)移雖然屬于一種有意識的知識流動，但如何準確地識別、消化及利用是關(guān)鍵環(huán)節(jié)。這就要求各區(qū)域在創(chuàng)新過程中對轉(zhuǎn)移知識具有較強的消化吸收能力。隨著消化吸收能力的提升，能夠更大程度地實現(xiàn)轉(zhuǎn)移知識內(nèi)化，以緩解因轉(zhuǎn)移知識與本地創(chuàng)新匹配度不高而造成的消極效應(yīng)。

5 結(jié)語

本研究采用2009～2018年中國省域面板數(shù)據(jù)，運用門檻面板回歸技術(shù)，以知識產(chǎn)權(quán)保護強度和消化吸收能力為門檻變量，從主效應(yīng)和交互效應(yīng)兩方面實證探討了知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的非線性影響，主要得到如下結(jié)論：①內(nèi)部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的影響，顯著存在以知識產(chǎn)權(quán)保護強度為雙重門檻的復雜非線性特征，且其促進效應(yīng)呈現(xiàn)出先升后降的變化態(tài)勢。②兩種外部知識源化對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出均顯著存在以消化吸收能力為雙重門檻的正向非線性效應(yīng)，且具有相同的門檻區(qū)間；外部知識轉(zhuǎn)移的正向效應(yīng)較外部知識溢出在整體上更強。③兩種內(nèi)外部知識源化交互對區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出的雙重門檻效應(yīng)均顯著存在，且門檻區(qū)間相同；隨著消化吸收能力門檻值的提高，分別呈現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)先降后升和互斥效應(yīng)先減后增的異質(zhì)性特征，且協(xié)同效應(yīng)整體更強。由此得到以下幾點啟示：①持續(xù)增加內(nèi)部知識源化，努力提高內(nèi)部知識源化利用效率，并實施寬嚴適度的知識產(chǎn)權(quán)保護政策；②降低外部知識溢出壁壘，建立健全外部知識轉(zhuǎn)移機制，切實提高區(qū)域消化吸收能力；③搭建內(nèi)外部知識源化交互平臺，營造良好的內(nèi)外部知識源化交互環(huán)境，深化內(nèi)外部知識源化交互程度，并建立內(nèi)外部知識源化驅(qū)動創(chuàng)新發(fā)展支撐體系。

本研究仍存在一些不足：①所選取的知識源化測度指標均是定量指標，未來研究將進一步拓寬知識源化測度的廣度和深度，適當增加定性指標；②知識源化作用區(qū)域?qū)＠a(chǎn)出是一個復雜的動態(tài)過程，未來研究可在非線性考察的基礎(chǔ)上，進一步分階段來對其進行深入探討。