信息化投資如何影響區(qū)域創(chuàng)新能力
——基于異質(zhì)性和非線性的實證考察

李長英，張 騫

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、問題的提出

中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展的新時代，促進(jìn)新舊動能轉(zhuǎn)換、加快創(chuàng)新型國家建設(shè)意義重大，而增強區(qū)域創(chuàng)新能力是其中的重要環(huán)節(jié)和必由之路。當(dāng)今世界，以互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能等新一代信息通信技術(shù)應(yīng)用為核心的信息化與人類生產(chǎn)生活深度融合，產(chǎn)生了良好的經(jīng)濟(jì)和社會效應(yīng)(李坤望等，2015)[注]李坤望，邵文波，王永進(jìn)：《信息化密度、信息基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)出口績效——基于企業(yè)異質(zhì)性的理論與實證分析》，《管理世界》，2015年第4期。。“信息化為中華民族帶來了千載難逢的機遇”(習(xí)近平，2018)[注]習(xí)近平：《敏銳抓住信息化發(fā)展歷史機遇 自主創(chuàng)新推進(jìn)網(wǎng)絡(luò)強國建設(shè)》，人民網(wǎng)，http://jhsjk.people.cn/article/29941337.2018-04-21。，黨和國家一直非常重視信息化工作，持續(xù)穩(wěn)步推進(jìn)信息化發(fā)展戰(zhàn)略，《“十三五”國家信息化規(guī)劃》把利用信息化提到了“全面助力創(chuàng)新型國家建設(shè)”的戰(zhàn)略高度。那么，我國的信息化發(fā)展是否促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升？由于我國各地區(qū)發(fā)展很不平衡，信息化建設(shè)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響是否存在異質(zhì)性？地區(qū)信息化投資是否具有邊際遞減效應(yīng)或網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)等非線性特征？本文針對這些問題進(jìn)行了相應(yīng)的研究。

學(xué)術(shù)界對信息化與創(chuàng)新能力之間的關(guān)系已經(jīng)進(jìn)行了很多探討，并且取得了較為豐碩的研究成果，但是這些研究主要集中在企業(yè)或行業(yè)層面。一些學(xué)者認(rèn)為信息化對創(chuàng)新能力具有積極作用：Frishammar和H?rte(2005)[注]Frishammar J.,H?rte S.A.“Managing External Information in Manufacturing Firms：The Impact on Innovation Performance”.Journal of Product Innovation Management,2005,22(3)：251-266.發(fā)現(xiàn)信息化與企業(yè)工藝創(chuàng)新績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系；Bartel等(2007)[注]Bartel A.,Ichniowski C.,Shaw K.“How does Information Technology Affect Productivity? Plant-Level Comparisons of Product Innovation,Process Improvement and Worker Skills”.Quarterly Journal of Economics,2007,122(4)：1721-1758.認(rèn)為信息技術(shù)應(yīng)用能夠推動企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和流程創(chuàng)新；Kleis(2012)[注]Kleis L.,Chwelos P,.Ramirez R.V.,Cockburn I.“Information Technology and Intangible Output：The Impact of IT Investment on Innovation Productivity”.Information Systems Research,2012,23(23)：42-59.的研究表明信息技術(shù)投資每增加10%會促進(jìn)美國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出提高1.7%；董祺(2013)[注]董祺：《中國企業(yè)信息化創(chuàng)新之路有多遠(yuǎn)?——基于電子信息企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《管理世界》，2013年第7期。針對中國電子信息百強企業(yè)進(jìn)行的分析，也證實了信息化投入促進(jìn)了創(chuàng)新成果的增加。然而，也有一些學(xué)者持有不同的觀點：Aral和Weill(2007)[注]Aral S.,Weill P.“IT Assets,Organizational Capabilities,and Firm Performance：How Resource Allocations and Organizational Differences Explain Performance Variation”.Organization Science,2007,18(5)：763-780.的研究表明，不但企業(yè)信息化投資的總體強度與創(chuàng)新能力之間沒有相關(guān)關(guān)系，而且信息基礎(chǔ)設(shè)施投資對企業(yè)創(chuàng)新具有負(fù)向作用；Spiezia(2011)[注]Spiezia V.“Are ICT Users More Innovative? An Analysis of ICT-enabled Innovation in OECD Firms”.OECD Journal：Economic Studies,2011(1)：99-119.認(rèn)為信息化并不能提高企業(yè)的發(fā)明創(chuàng)新能力；韓先鋒等(2014)[注]⑨韓先鋒，惠寧，宋文飛：《信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。發(fā)現(xiàn)信息化投入存在邊際遞減效應(yīng)，信息化對工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)“先提高后降低”的倒U型趨勢。此外，有些學(xué)者發(fā)現(xiàn)信息化對創(chuàng)新能力的影響存在著企業(yè)或行業(yè)異質(zhì)性(Paunova和Rollob，2016[注]Paunova C.,Rollob V.“Has the Internet Fostered Inclusive Innovation in the Developing World?”.World Development,2016,78：587-609.；韓先鋒等，2014[注]⑨韓先鋒，惠寧，宋文飛：《信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。；孫早和徐遠(yuǎn)華，2018[注]孫早，徐遠(yuǎn)華：《信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率嗎？——基于2002-2013年高技術(shù)17個細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》，2018年第2期。)。在區(qū)域?qū)用?，?jù)我們所知目前僅有兩篇文獻(xiàn)對我國信息化與區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系進(jìn)行了分析：儲伊力和儲節(jié)旺(2016)[注]儲伊力，儲節(jié)旺：《信息化與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系研究——基于東中西三大區(qū)域的比較分析》，《情報雜志》，2016年第7期。發(fā)現(xiàn)信息化對技術(shù)創(chuàng)新的影響在東部地區(qū)和西部地區(qū)比較顯著，而在中部地區(qū)不顯著；張騫和吳曉飛(2018)[注]張騫，吳曉飛：《信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響——馬太效應(yīng)存在嗎》，《科學(xué)決策》，2018年第7期。則認(rèn)為信息化對中西部地區(qū)創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用顯著大于對東部地區(qū)的促進(jìn)作用，因此信息化有利于縮小區(qū)域創(chuàng)新差距。總之，現(xiàn)有文獻(xiàn)對于信息化與區(qū)域創(chuàng)新能力關(guān)系的研究還很不足，不僅鮮見信息化對不同地區(qū)創(chuàng)新能力異質(zhì)性影響的分析，而且缺乏信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力非線性影響(尤其是網(wǎng)絡(luò)效應(yīng))的研究。

針對現(xiàn)有研究的這些缺憾，我們擬從異質(zhì)性和非線性視角，利用中國2003-2016年30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)，使用面板固定效應(yīng)模型和面板門檻模型，實證分析信息化投資與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。期待本文的研究不僅能豐富信息化與創(chuàng)新能力關(guān)系的文獻(xiàn)，而且對我國更好地利用信息化提升區(qū)域創(chuàng)新能力、助力創(chuàng)新型國家建設(shè)具有一定的政策啟示。

二、理論機制分析

(一)信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)分析

區(qū)域創(chuàng)新是一定地域范圍內(nèi)的企業(yè)、科研機構(gòu)、高等院校等微觀主體研發(fā)創(chuàng)造新技術(shù)或者將科學(xué)知識轉(zhuǎn)化為新技術(shù)的活動，知識、信息、數(shù)據(jù)、技術(shù)等要素是區(qū)域創(chuàng)新活動不可或缺的“原材料”。信息化增強了知識溢出、加速了信息傳播、帶來了數(shù)據(jù)的爆發(fā)式增長、促進(jìn)了技術(shù)更快更廣的傳播與擴散(Paunova和Rollob，2016；孫早和徐元華，2018)[注]Paunova C.,Rollob V.“Has the Internet Fostered Inclusive Innovation in the Developing World?”.World Development,2016,78：587-609.[注]孫早，徐遠(yuǎn)華：《信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率嗎？——基于2002-2013年高技術(shù)17個細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》，2018年第2期。，利用互聯(lián)網(wǎng)等信息通信技術(shù)，區(qū)域創(chuàng)新主體能夠以更快的速度、更低的成本不斷獲取更多、更優(yōu)的創(chuàng)新生產(chǎn)要素(茶洪旺和左鵬飛，2017)[注]茶洪旺，左鵬飛：《信息化對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響分析——基于省級面板數(shù)據(jù)的空間計量研究》，《經(jīng)濟(jì)評論》，2017年第1期。，“站在前人和他人的肩膀上”實現(xiàn)自身的知識積累，從而促進(jìn)創(chuàng)新能力的躍升。信息化通過降低溝通成本(Agrawal和Goldfarb，2008)[注]Agrawal A.,Goldfarb A.“Restructuring Research：Communication Costs and the Democratization of University Innovation”.American Economic Review,2008(4)：1578-1590.、弱化空間距離限制(徐德英和韓伯棠，2016)[注]徐德英，韓伯棠：《電商模式下區(qū)域創(chuàng)新績效及空間溢出效應(yīng)研究》，《科研管理》，2016年第11期。，推動了不同地域、不同組織之間的研發(fā)合作(Ding等，2010；Forman等，2014)[注]Ding W.W.,Levin S.G.,Stephan P.E.,Winkler A.E.“The Impact of Information Technology on Scientists’ Productivity,Quality and Collaboration Patterns”.Management Science,2010,56(9)：1439-1461.[注]Forman C.,Goldfarb A.,Greenstein S.M.“Information Technology and the Distribution of Inventive Activity”.NBER Working Papers,2014.，有助于不同的創(chuàng)新主體優(yōu)勢互補、資源共享、成果共創(chuàng)，從而產(chǎn)生“1+1>2”的效應(yīng)；同時信息化技術(shù)的應(yīng)用也有利于創(chuàng)新組織完善內(nèi)部管理、激發(fā)內(nèi)在創(chuàng)新活力，進(jìn)而降低研發(fā)成本、提高創(chuàng)新績效。信息化也在很大程度上解決了信息不對稱問題，從而降低交易成本(韓先鋒等，2014)[注]韓先鋒，惠寧，宋文飛：《信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。，提高創(chuàng)新要素市場和創(chuàng)新成果市場的運行效率。因此我們認(rèn)為，信息化是驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新的重要力量，我國持續(xù)進(jìn)行的信息化投資可能會對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向影響。

值得注意的是，信息化技術(shù)的有效運用需要與之相適應(yīng)的熟練勞動力、先進(jìn)組織制度等補償性投入(Bresnahan等，2002；汪淼軍等，2006；韓先鋒等，2014)[注]Bresnahan T.F.,Brynjolfsson E.,Hitt L.M.“Information Technology,Workplace Organization,and the Demand for Skilled Labor：Firm-Level Evidence”.Quarterly Journal of Economics,2002,117(1)：339-376. 汪淼軍，張維迎，周黎安:《信息技術(shù)、組織變革與生產(chǎn)績效———關(guān)于企業(yè)信息化階段性互補機制的實證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2006 年第1 期。韓先鋒，惠寧，宋文飛：《信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。，我國不同地區(qū)在基礎(chǔ)資源、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制度質(zhì)量等方面存在顯著差異，這可能使得同等程度的信息化投資對創(chuàng)新能力的作用在不同的區(qū)域具有明顯的差異，換言之，信息化投資對不同地區(qū)創(chuàng)新能力的影響可能具有異質(zhì)性。從人力資本的角度，技術(shù)的使用效果會因人而異，創(chuàng)新人員的知識和技能水平越高，其利用信息化產(chǎn)生的邊際收益就會越大，在人力資本較為豐富的地區(qū)，信息化投資帶來的創(chuàng)新溢出效應(yīng)可能會更大，因此我們推斷，人力資本會正向調(diào)節(jié)信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用。從金融發(fā)展的角度，創(chuàng)新具有高投入、高風(fēng)險、高收益等特征，信息化建設(shè)本身也需要大量的資金投入，因而離不開金融支撐，金融發(fā)展水平比較高的地區(qū)不僅可以直接為信息化投資提供信貸支持，而且可以借助信息通信技術(shù)來緩解企業(yè)等創(chuàng)新主體的融資約束(賈軍和邢樂成，2016)[注]賈軍，邢樂成：《信息通信技術(shù)與中小企業(yè)融資約束——基于金融制度邊界的分析框架》，《中國經(jīng)濟(jì)問題》，2016年第5期。，因此金融發(fā)展在信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響中可能具有“催化”作用。從技術(shù)市場的角度，作為創(chuàng)新生產(chǎn)要素的流動和交易市場，技術(shù)市場能夠帶來顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)(戴魁早，2018)[注]戴魁早：《技術(shù)市場發(fā)展對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及其作用機制》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2018年第7期。，因而在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中扮演著重要角色，地區(qū)技術(shù)市場越完善，創(chuàng)新要素的流動性就越好、配置效率也就越高，信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用可能會越強。從交通基礎(chǔ)設(shè)施的角度，便利的交通為吸收外部知識、增進(jìn)創(chuàng)新交流合作提供了重要途徑，對于協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)空間布局，縮小區(qū)域差距具有重要的政策含義(李紅等，2018)[注]李紅等：《中國高速鐵路區(qū)際人口流的異質(zhì)性初探——基于南廣與貴廣高鐵的調(diào)研問卷調(diào)查》，《廣西大學(xué)學(xué)報》(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2018年第5期。，而信息化與交通基礎(chǔ)設(shè)施的結(jié)合會促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出(徐德英和韓伯棠，2016)[注]徐德英，韓伯棠：《電商模式下區(qū)域創(chuàng)新績效及空間溢出效應(yīng)研究》，《科研管理》，2016年第11期。，因此交通基礎(chǔ)設(shè)施越完善的地區(qū)，信息化對創(chuàng)新能力的提升效果可能會越好。從政府參與的角度，雖然區(qū)域創(chuàng)新和信息化建設(shè)離不開地方政府的支持，政府可以通過完善信息基礎(chǔ)設(shè)施、推動知識資源共享平臺建設(shè)等途徑增強信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用，但是如果地方政府過度干預(yù)，則可能會弱化微觀主體進(jìn)行信息化投資的動力并且抑制其創(chuàng)新活力，甚至產(chǎn)生不利于信息化發(fā)揮作用的體制機制障礙，總之，地方政府干預(yù)對信息化影響區(qū)域創(chuàng)新能力的作用存在不確定性。此外，我國信息化建設(shè)的持續(xù)推進(jìn)與國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略的實施密不可分，在2006年國家頒布實施《2006-2020年國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略》前后，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響程度可能不同。

(二)信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的非線性影響分析

作為一種要素投入，信息化投資遵循邊際報酬遞減規(guī)律(朱斌和杜群陽，2018)[注]朱斌，杜群陽：《信息化投資、企業(yè)規(guī)模與組織績效——基于浙江制造企業(yè)的數(shù)據(jù)》，《東岳論叢》，2018年第5期。，當(dāng)信息化水平處于較低的范圍時，信息化投資能夠帶來顯著的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，遞增的邊際效應(yīng)會促使創(chuàng)新主體不斷追加投資以最大化創(chuàng)新收益，但是當(dāng)信息化投資強度達(dá)到某一臨界值時，信息化對創(chuàng)新能力的邊際效應(yīng)會隨著投資強度的繼續(xù)增大而不斷衰減，因而在總體上呈現(xiàn)出“先提高后降低”的倒U型趨勢(韓先鋒等，2014)[注]韓先鋒，惠寧，宋文飛：《信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。。然而，從現(xiàn)實發(fā)展來看，雖然我國的信息化建設(shè)已經(jīng)取得了可圈可點的成績，但是總體來看我國信息化的發(fā)展仍然很不平衡、很不充分，尚未充分發(fā)揮信息化對區(qū)域創(chuàng)新的引領(lǐng)作用，信息化投資可能沒有達(dá)到理想的“峰值”；與此同時，全球新一輪信息技術(shù)革命日新月異，信息化正處于第三次發(fā)展浪潮的新階段，搶抓歷史機遇，適應(yīng)發(fā)展形勢，跟上乃至引領(lǐng)全球信息化浪潮仍然需要持續(xù)進(jìn)行信息化投資。因此，我國信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的邊際遞減現(xiàn)象可能尚未出現(xiàn)。

此外，現(xiàn)有研究表明，信息化對經(jīng)濟(jì)增長及生產(chǎn)率的邊際效用會隨著信息化應(yīng)用程度的提高而增大(R?ller 和Waverman，2001；郭家堂和駱品亮，2016)[注]R?ller L.H.,Waverman L.“Telecommunications Infrastructure and Economic Development：A Simultaneous Approach”.American Economic Review,2001,91(4)：909-923.[注]郭家堂，駱品亮：《互聯(lián)網(wǎng)對中國全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用嗎?》，《管理世界》，2016年第10期。，也就是存在信息化發(fā)展的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。在信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響方面，我們認(rèn)為也可能存在網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。信息化應(yīng)用程度的提高意味著有更多的經(jīng)濟(jì)個體和組織加入網(wǎng)絡(luò)大軍，進(jìn)而帶來知識、信息、數(shù)據(jù)的指數(shù)型增長，這些創(chuàng)新資源的傳播與共享不僅有利于縮短創(chuàng)新周期、提高創(chuàng)新產(chǎn)出，而且會增強創(chuàng)新成果的溢出效應(yīng)。并且，目前我國擁有世界上最多的網(wǎng)民，且具有數(shù)以億計的潛在網(wǎng)絡(luò)人口，互聯(lián)網(wǎng)普及率正逐年上升，因此我們推斷，信息化發(fā)展在我國區(qū)域創(chuàng)新領(lǐng)域的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響會隨著網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的擴大愈加顯著。

三、實證研究設(shè)計

(一)計量模型

為了實證檢驗信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，我們構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型，基準(zhǔn)計量模型如式(1)所示：

RICit=α+βINFit+δXit+μi+φt+εit

(1)

上式中，i代表省份，t代表年度。被解釋變量RIC表示區(qū)域創(chuàng)新能力，核心解釋變量INF為信息化投資強度，X代表其他影響區(qū)域創(chuàng)新能力的控制變量，包括人力資本HC、金融發(fā)展FIN、技術(shù)市場TM、交通基礎(chǔ)設(shè)施TRA、政府參與GOV、對外開放OPEN和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)NSOE；α代表常數(shù)項，β、δ為變量的估計系數(shù)；μi表示省份固定效應(yīng)，φt表示時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

在基準(zhǔn)模型(1)的基礎(chǔ)上，我們分別引入信息化投資與各個區(qū)域特征變量的交互項，以此來驗證信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的異質(zhì)性，該計量模型的基本形式可以表示為：

RICit=α+β1INFit+β2RCVit+β3INFit×RCVit+δXit+μi+φt+εit

(2)

式(2)中，RCV代表各個區(qū)域特征變量，包括本文分別選取了人力資本HC、金融發(fā)展FIN、技術(shù)市場TM、交通基礎(chǔ)設(shè)施TRA和政府參與GOV，交互項INFit×RCVit用以刻畫信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的異質(zhì)效應(yīng)。

為了考察2006年國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略實施前后，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力影響可能存在的差異，我們引入時間虛擬變量T：

然后在模型(1)的等號右邊加入交互項INFit×T，以此刻畫實施信息化發(fā)展戰(zhàn)略所產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。

我們還將使用面板門檻模型進(jìn)一步檢驗信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力可能具有的非線性效應(yīng)，因而構(gòu)建了模型(3)：

RICit=α+ρ1INFitI(Qitγ)+ρ2INFitI(Qit>γ)+δXit+μi+φt+εit

(3)

其中，I(·)代表示性函數(shù)，Q為門檻變量，包括信息化投資INF和網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模NET，分別用以驗證信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響是否存在邊際遞減效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，γ為門檻值，ρ1、ρ2分別表示在門檻值劃分的兩個區(qū)間內(nèi)自變量(信息化投資INF)對因變量(區(qū)域創(chuàng)新能力RIC)的估計系數(shù)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

一般而言，創(chuàng)新能力的高低直接表現(xiàn)為專利產(chǎn)出數(shù)量的多少，因而專利申請數(shù)是衡量區(qū)域創(chuàng)新能力的常見指標(biāo)，具體包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種類型。鑒于不同專利類型的創(chuàng)新程度存在差別，我們采納白俊紅和卞元超(2016)[注]白俊紅，卞元超：《要素市場扭曲與中國創(chuàng)新生產(chǎn)的效率損失》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2016年第11期。的做法，對外觀設(shè)計、實用新型和發(fā)明專利分別賦予0.2、0.3和0.5的權(quán)重，取其加權(quán)平均數(shù)的對數(shù)作為被解釋變量RIC的代理變量。

2.核心解釋變量

信息化投資水平是本文的核心解釋變量，我們采用地區(qū)信息化投資占地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資的比例來衡量，這在一定程度上可以反映一個地區(qū)推進(jìn)信息化建設(shè)的總體強度。其中，信息化投資又分為信息化硬件投資和信息化軟件投資(朱斌和杜群陽，2018)[注]朱斌，杜群陽：《信息化投資、企業(yè)規(guī)模與組織績效——基于浙江制造企業(yè)的數(shù)據(jù)》，《東岳論叢》，2018年第5期。，借鑒相關(guān)研究(渠慎寧，2017；張騫和吳曉飛，2018)[注]渠慎寧：《ICT與中國經(jīng)濟(jì)增長：資本深化、技術(shù)外溢及其貢獻(xiàn)》，《財經(jīng)問題研究》，2017年第10期。[注]張騫，吳曉飛：《信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響——馬太效應(yīng)存在嗎》，《科學(xué)決策》，2018年第7期。的做法，我們分別使用地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額和地區(qū)信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)固定資產(chǎn)投資額來測度，兩者加總即為地區(qū)信息化投資總額。

3.門檻變量

本文的門檻變量有兩個，一是信息化投資INF，也就是本文的核心解釋變量，測度指標(biāo)如前文所述；二是網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模NET，我們使用地區(qū)年末互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占常住人口的比例來表征，這與郭家堂和駱品亮(2016)[注]郭家堂，駱品亮：《互聯(lián)網(wǎng)對中國全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用嗎?》，《管理世界》，2016年第10期。檢驗網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)時所用的變量指標(biāo)一致。

4.區(qū)域特征變量及控制變量

人力資本HC用地區(qū)六歲及以上人口平均受教育年限(對數(shù))衡量，計算方法為“(小學(xué)文化程度人口數(shù)×6+初中文化程度人口數(shù)×9+高中文化程度人口數(shù)×12+大專及以上文化程度人口數(shù)×16)/六歲及以上總?cè)丝跀?shù)”。金融發(fā)展FIN的測算指標(biāo)為地區(qū)年末金融機構(gòu)人民幣各項貸款余額除以地區(qū)生產(chǎn)總值。技術(shù)市場TM反映了一個地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)交易情況，用地區(qū)技術(shù)市場成交額(對數(shù))表示。交通基礎(chǔ)設(shè)施TRA以鐵路和高速路密度即每一萬平方公里土地上鐵路和高速路的通車?yán)锍?對數(shù))為代理變量。政府參與GOV用地方財政科技支出與一般公共預(yù)算支出的比值表示。除了上述區(qū)域特征變量外，本文計量模型的控制變量還包括對外開放OPEN和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)NSOE，分別采用地區(qū)進(jìn)出口總額(按境內(nèi)目的地和貨源地分)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例、非國有經(jīng)濟(jì)比重(1-國有控股工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值/規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值)來測度。

(三)數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計

本文所用的數(shù)據(jù)為2003-2016年中國30個省級行政區(qū)(剔除了港、澳、臺、藏)的面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(中國知網(wǎng))、中國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站(地區(qū)數(shù)據(jù))和Wind經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。對于計量單位為美元的變量，我們首先根據(jù)當(dāng)年度的人民幣對美元平均匯率將其折算為以人民幣為單位的數(shù)據(jù)，然后再進(jìn)行相應(yīng)測算。表1匯報了各變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、計量結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸和異質(zhì)性結(jié)果

我們采用方差膨脹因子(VIF)對變量進(jìn)行了多重共線性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)max{VIF1，VIF2，…，VIF7}=4.85，遠(yuǎn)小于經(jīng)驗法則的最低要求(10)，因此不必?fù)?dān)心多重性共線性問題。Hausman檢驗的結(jié)果均在1%顯著性水平下拒絕了隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，從而支持本文使用固定效應(yīng)模型。我們還運用工具變量法對模型進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(以核心解釋變量的滯后一期和滯后兩期數(shù)據(jù)作為IV)，結(jié)果表明本文的計量模型不存在內(nèi)生性問題。我們最終使用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整的固定效應(yīng)估計模型(Driscoll和Kraay，1998)[注]Driscoll J.C.,Kraay,A.C.“Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data”.Review of Economics and Statistics, 1998,80(4):549-560.進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果如表2所示：

表2 信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的回歸結(jié)果

注：回歸時對解釋變量(虛擬變量除外)進(jìn)行了去中心化處理，括號內(nèi)數(shù)值為采用Driscoll-Kraay方法估計的標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

由模型(1)的結(jié)果可知，在控制了人力資本、金融發(fā)展、技術(shù)市場、交通基礎(chǔ)設(shè)施、政府參與、對外開放、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)以及省份和年份固定效應(yīng)的前提下，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的邊際效用為0.048，且在1%水平下顯著，意味著信息化投資能夠顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，信息化投資每增加1%將帶動區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出提高0.048%，因此可以判斷總體上我國信息化建設(shè)產(chǎn)生了良好的創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

模型(2)引入了信息化投資與人力資本的交互項，此時信息化投資的估計系數(shù)仍顯著為正，系數(shù)值為0.037，小于模型(1)的結(jié)果，同時交互項系數(shù)為0.030且高度顯著，從而說明隨著人力資本水平的提升，信息化投資能夠更加有效地提升區(qū)域創(chuàng)新能力；換言之，在人力資本水平較高的地區(qū)，信息化投資對創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用要大于人力資本水平較低的地區(qū)。因此，作為一種技能偏向型技術(shù)，信息化創(chuàng)新溢出效應(yīng)的實現(xiàn)需要優(yōu)質(zhì)充裕的人力資本作保障。

模型(3)中信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數(shù)為0.025，小于模型(1)的結(jié)果，并通過10%水平的顯著性檢驗，信息化投資與金融發(fā)展的交互項的估計值為0.040，且高度顯著，這表明金融發(fā)展正向調(diào)節(jié)信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用，金融發(fā)展水平越高的地區(qū)，信息化產(chǎn)生的創(chuàng)新溢出效應(yīng)就越大。金融不僅是信息化建設(shè)的“血液”，而且可以通過信息通信技術(shù)為創(chuàng)新活動提供更多更準(zhǔn)更優(yōu)的信貸支持，從而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

模型(4)中信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響顯著為正，系數(shù)為0.031，信息化投資與技術(shù)市場的交互項的估計系數(shù)顯著為正且為0.053，可見技術(shù)市場發(fā)展在信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響中起到了積極作用，技術(shù)市場為知識、信息、技術(shù)等創(chuàng)新資源的相互流動提供了制度化平臺，在某種意義上成為信息化發(fā)揮知識溢出、信息傳播、技術(shù)推廣等功能的“供給源”。因此，技術(shù)市場的不斷完善有助于提升信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果。

模型(5)中信息化投資變量以及信息化投資與交通基礎(chǔ)設(shè)施的交互項的影響系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，估計值分別為0.036、0.022，從而表明交通基礎(chǔ)設(shè)施顯著增強了信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響，也就是說，在交通通達(dá)度比較高的地區(qū)，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果更好。

模型(6)加入了信息化投資與政府參與的交互項，結(jié)果顯示，信息化投資的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為0.058，大于其在模型(1)中的估計結(jié)果，但是交互項的系數(shù)為負(fù)，并通過10%水平的顯著性檢驗，說明在一定程度上地方政府的干預(yù)不利于信息化投資發(fā)揮創(chuàng)新溢出效應(yīng)。這可能是因為地方政府的直接投資對企業(yè)等微觀主體的信息化投資產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，也可能是政府的不當(dāng)行為導(dǎo)致了一些阻礙信息化發(fā)揮作用的制度性障礙，如“信息孤島”等，因此減少地方政府的過度干預(yù)能夠擴大信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用。

模型(7)中信息化投資變量以及信息化投資與時間虛擬變量的交互項的估計系數(shù)均顯著為正，系數(shù)值分別為0.041、0.101，意味著2006年國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略實施以后，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向作用明顯增強。不難理解，國家的信息化戰(zhàn)略實施以來，我國信息基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善、信息化服務(wù)水平日益提升，阻礙信息共享、不利于信息化發(fā)揮作用的體制機制障礙逐漸破除，因此信息化已成為區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的重要內(nèi)容，其在創(chuàng)新型國家建設(shè)中的支撐作用越來越強。

其他控制變量方面，OPEN 的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，說明對外開放能夠產(chǎn)生積極的國際知識溢出效應(yīng)，從而有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提高。NSOE的系數(shù)為負(fù)但不夠顯著，可見產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響十分有限，一個可能的解釋為：國有企業(yè)為了響應(yīng)國家自主創(chuàng)新政策以及獲取創(chuàng)新補貼，因而更傾向于進(jìn)行“策略式創(chuàng)新”，非國有企業(yè)由于更加注重經(jīng)濟(jì)效益同時出于技術(shù)保密的考慮，所以并不熱衷于專利申請，從而造成總體上產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系不太明顯。

(二)非線性回歸結(jié)果

在使用門檻回歸模型進(jìn)行計量分析時，首先要判斷門檻是否存在以及存在的個數(shù)，亦即進(jìn)行門檻存在性和真實性檢驗。

表3 門檻存在性檢驗結(jié)果

對于門檻存在性，我們使用自抽樣法反復(fù)抽樣500次來確定門檻個數(shù)并檢驗其顯著性，結(jié)果如表3所示。當(dāng)以信息化投資作為門檻變量時，單門檻檢驗的F值為9.28，P值為0.5640，難以拒絕不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)，說明信息化投資變量未通過門檻存在性檢驗，不能再進(jìn)行門檻回歸分析，這意味著我們無法使用門檻回歸模型來檢驗信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響是否存在邊際遞減效應(yīng)。鑒于此，我們在計量模型(1)的等式右邊加入信息化投資的平方項INFSQ，用以檢驗信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響是否具有非線性趨勢，回歸結(jié)果將在后文匯報說明。

圖1 網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的門檻估計值和置信區(qū)間

變量(1)(2)INF0.064??(2.81)INFSQ-0.003(-0.93)INF(NET≤0.2419)2.0490???(3.31)INF(NET>0.2419)7.3256???(8.11)HC0.199???(7.88)0.2401???(5.02)FIN0.044??(2.37)0.1752(1.58)TM0.104???(7.06)0.0881???(4.30)GOV0.143???(7.71)0.2164???(8.65)TRA0.242???(3.95)0.4162???(3.84)OPEN0.118???(6.94)0.6769???(4.67)NSOE-0.050(-1.65)-0.6620???(-3.04)年度虛擬變量YESYESConstant-0.594???(-17.03)-0.9477(-0.87)樣本量420420R20.95130.957F168429373.55

注：括號內(nèi)數(shù)值為t值，*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平。

當(dāng)以網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模作為門檻變量時，單門檻在1%顯著性水平下通過了檢驗，雙門檻未通過檢驗，由此判定，信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的單門檻效應(yīng)。

對于門檻真實性檢驗，可以通過構(gòu)造門檻估計值的置信區(qū)間并借助似然比函數(shù)圖來實現(xiàn)。經(jīng)檢驗得知(見圖1)，網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的單門檻值為24.19%，95%置信區(qū)間為[0.2125,0.2421]，網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的單門檻估計值通過了真實性檢驗。

表4匯報了信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力非線性影響的回歸結(jié)果。由模型(1)結(jié)果可知，信息化投資INF的估計系數(shù)顯著為正，信息化投資平方項INFSQ的估計系數(shù)為負(fù)但不顯著，因此信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并未表現(xiàn)出明顯的邊際遞減現(xiàn)象。這可能是因為我國的信息化建設(shè)仍然有很大的發(fā)展?jié)摿吞嵘臻g，信息化建設(shè)還需要進(jìn)行大規(guī)模投資來補足短板，并且相比現(xiàn)代信息通信技術(shù)更新?lián)Q代的速度，信息化投資的力度仍顯不足。

表4模型(2)的結(jié)果顯示，在根據(jù)門檻值0.2419劃分的兩個樣本區(qū)間內(nèi)，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響均在1%的水平下顯著性為正；當(dāng)NET≤0.2419，影響系數(shù)為2.0490，當(dāng)NET>0.2419，影響系數(shù)為7.3256，后者是前者的三倍多。可見，當(dāng)網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模超過24.19%的門檻時，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用更加強勁，因此信息化投資對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征，這主要得益于我國不斷完善的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和日益龐大的網(wǎng)民規(guī)模。

(三)穩(wěn)健性檢驗

對于基準(zhǔn)回歸和異質(zhì)性結(jié)果，我們采用以下方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗[注]由于篇幅所限，本文未匯報穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，作者備索。：第一，其他變量指標(biāo)保持不變，以地區(qū)專利授權(quán)總數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)，重新進(jìn)行基本回歸；第二，其他變量指標(biāo)保持不變，以地區(qū)信息化資本存量與總物質(zhì)資本存量的比值作為信息化投資水平的衡量指標(biāo)[注]信息化資本存量和物質(zhì)資本存量均采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，具體計算過程未進(jìn)行匯報，作者備索。，再進(jìn)行基本回歸；第三，所有變量指標(biāo)保持不變，使用LSDV法進(jìn)行回歸。我們發(fā)現(xiàn)，上述三種檢驗的回歸結(jié)果均與表2匯報的結(jié)果基本一致，從而驗證了前文結(jié)論分析的穩(wěn)健性。

對于網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)回歸結(jié)果，我們進(jìn)一步考慮以下情形：(1)以專利申請數(shù)衡量區(qū)域創(chuàng)新能力并以信息化資本存量占比為核心解釋變量指標(biāo)，(2)以專利授權(quán)數(shù)衡量區(qū)域創(chuàng)新能力并以信息化資本存量占比為核心解釋變量指標(biāo)，(3)以專利授權(quán)數(shù)衡量區(qū)域創(chuàng)新能力并以信息化投資額占比為核心解釋變量指標(biāo)，對其分別進(jìn)行門檻檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)三種情形下均存在網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模變量的單門檻效應(yīng)，并且單門檻估計值均與前文的臨界值相當(dāng)接近，門檻回歸結(jié)果也符合前文的分析，因此本文關(guān)于信息化投資網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的結(jié)論非常穩(wěn)健[注]此外，在此三種情形下采用門檻模型和加入核心解釋變量的平方項方法進(jìn)行“邊際遞減效應(yīng)”的穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果均不能有效證實信息化投資(資本)對于區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用已呈現(xiàn)邊際遞減趨勢。。

五、研究結(jié)論與政策建議

在新時代背景下，如何利用信息化提升區(qū)域創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)新舊動能轉(zhuǎn)換、推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、全面助力創(chuàng)新型國家建設(shè)是一個非常重要的問題。本文從異質(zhì)性和非線性視角，基于中國2003-2016年30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)，利用面板固定效應(yīng)模型和面板門檻模型，實證分析了信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：我國信息化投資顯著提升了區(qū)域創(chuàng)新能力；信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有明顯的異質(zhì)性，在人力資本、金融發(fā)展、技術(shù)市場和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平比較高，以及地方政府干預(yù)程度比較小的地區(qū)，信息化投資促進(jìn)創(chuàng)新能力提升的作用更大、效果更好；2006年我國信息化發(fā)展戰(zhàn)略的實施有效增強了信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用；信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響不僅沒有出現(xiàn)明顯的邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)象，反而表現(xiàn)出顯著的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，即當(dāng)網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模(即地區(qū)年末互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占常住人口的比例)超過24.19%的臨界值時，信息化投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用顯著增大。

我們的研究隱含了兩點政策啟示。第一，由于信息化對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進(jìn)作用和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，所以要繼續(xù)穩(wěn)步推進(jìn)信息化建設(shè)，搶抓世界信息化發(fā)展新階段的歷史機遇，全面落實《國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略綱要》，進(jìn)一步加大網(wǎng)絡(luò)和信息化基礎(chǔ)設(shè)施投資，不斷提高網(wǎng)絡(luò)和信息化應(yīng)用水平，推動信息化技術(shù)與區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)深度融合，利用互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等新一代信息技術(shù)全面助力創(chuàng)新型國家建設(shè)，在保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)的前提下努力促進(jìn)全社會的創(chuàng)新資源共享共用。第二，因為信息化促進(jìn)創(chuàng)新能力提升的效果受到區(qū)域特征的異質(zhì)影響，所以我們可以從以下五個方面進(jìn)一步完善區(qū)域發(fā)展環(huán)境：一是加大教育和職業(yè)培訓(xùn)投入力度，鼓勵支持“互聯(lián)網(wǎng)+教育”，提高人口素質(zhì)、增加高技能勞動力供給，進(jìn)而提升地區(qū)人力資本水平；二是利用信息化手段發(fā)揮金融對區(qū)域創(chuàng)新的支撐作用，積極穩(wěn)妥地推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+金融”，拓寬創(chuàng)新項目的融資渠道，擴大創(chuàng)新項目的信貸規(guī)模，提高創(chuàng)新資金的使用效率；三是進(jìn)一步完善技術(shù)市場，發(fā)展線上線下相融合的新型技術(shù)交易市場，應(yīng)用大數(shù)據(jù)、云計算等現(xiàn)代信息化手段，為企業(yè)、科研機構(gòu)等區(qū)域創(chuàng)新主體開展技術(shù)服務(wù)，并不斷提高精準(zhǔn)化服務(wù)水平；四是繼續(xù)加強交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極推進(jìn)高速鐵路、高速公路、民航機場建設(shè)，加快完善全國和區(qū)域交通網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)外創(chuàng)新生產(chǎn)要素的快速流動和優(yōu)化配置；五是減少地方政府對區(qū)域創(chuàng)新活動的過度干預(yù)，發(fā)揮市場配置創(chuàng)新資源的決定性作用，鼓勵社會資本參與信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，破除阻礙信息化發(fā)揮創(chuàng)新溢出效應(yīng)的體制機制障礙，打破“信息孤島”。