互聯網發展與區域創新能力非線性關系研究

惠 寧，劉鑫鑫

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

0 引言

自李克強總理首次提出“互聯網+”行動計劃以來，互聯網技術在我國蓬勃發展，特別是近年互聯網與經濟社會各領域深度融合，引發了企業創新體系、產業競爭格局以及國家經濟形態出現重大變革，成為推動我國區域創新和經濟高質量發展的新引擎。黨的十九大報告要求全力推動互聯網、大數據、人工智能與實體經濟深度融合，借助互聯網力量實現國家現代化經濟體系構建。在當前中國經濟增速放緩、增長動力轉換的新常態下，如何利用互聯網技術提升區域創新能力、推動傳統經濟向互聯網經濟升級、實現區域經濟高質量發展，成為亟需解決的現實問題。在此背景下，明晰互聯網發展與區域創新能力關系，對于政府制定針對性的“互聯網+創新能力”政策、大力實施創新驅動戰略具有重要指導價值和現實意義。

互聯網發展與創新能力關系研究已成為學術界探討的熱點問題，多數學者從不同視角肯定了互聯網的創新溢出作用。如Androutsos[1]指出，互聯網是一種通用技術，可與經濟社會各領域深度融合，催生出一系列新商業模式與業務形態，顯示出明顯的創新外溢效應；侯漢坡[2]提出，互聯網資源具有技術性、公共性、滲透性特征，能夠與其它資源相互融合、創新，改造客觀世界的方法、手段，引發新一輪組織變革，衍生新的經濟形態；王春燕[3]、王金杰等[4]基于網絡的開放式創新指出，互聯網能夠形成一個無界、有效的全面開放式創新網絡，促使企業創新資源與要素跨越組織邊界發生聚合重組,釋放協同創新效應,提升企業創新潛能和績效；羅珉[5]、程立茹等[6]提出，互聯網顛覆了以往的商業模式和創新模式，引導商業模式從以供給為導向轉向以需求為導向，創業模式由企業內部的個體創新逐漸轉向外部的群體創新；戚耀元和戴淑芬[7]提出，互聯網能夠促進信息快速傳播，加快知識更新迭代，促進知識高效溢出，加強供應鏈連接，刺激企業技術創新和商業模式創新同步發生；胡冰[8]基于產業創新視角指出，互聯網是我國新常態下推動產業創新和經濟轉型的新動力，利用省級面板數據驗證了互聯網不僅能夠提高全要素生產率，還可以通過激發FDI溢出效應提升技術創新能力；張玉明[9]從信息獲取和資金獲取兩方面闡述了互聯網環境影響小微企業技術創新的機理，并實證檢驗了良好的互聯網環境不僅能夠促進小微企業技術創新，還能正向調節企業家社會資本對技術創新的促進作用；張旭亮[10]從互聯網的信息技術屬性出發，分析了其對區域創新的作用機理，并運用空間杜賓模型，揭示了互聯網發展與區域創新的關系，即互聯網不僅對本區域創新產出具有直接助推作用，而且對鄰近區域創新產出具有明顯的空間溢出效應。此外，還有學者[11]提出互聯網的創新驅動具有網絡效應。Roller[12]，Waverman & Koutroumpis等[13]國外學者基于跨國數據，證實了互聯網的網絡效應，指出40%的固定電話普及率和20%的互聯網普及率分別是OECD國家與歐盟國家發揮網絡效應的臨界規模；郭家堂和駱品亮[14]以2002-2014年中國省級面板數據為樣本，基于門檻面板模型，證明互聯網發展對中國全要素生產率提升的影響是非線性的，當互聯網網民比例突破41.43%時，互聯網將發揮網絡效應；韓先鋒[15]采用2006-2015年省級面板數據，證實互聯網發展與區域創新效率之間并非簡單的正向線性關系，而是隨著互聯網水平提升，其對我國區域創新效率具有顯著的正向、邊際效率遞增的非線性作用規律；常青青[16]基于人力資本視角，考察了互聯網發展與科技創新的關系，得出互聯網應用對科技創新的影響存在顯著雙人力資本門檻效應，隨著人力資本水平提高，互聯網應用對科技創新的影響效應顯著增強。

不難發現現有文獻中還存在許多不足：一是針對互聯網創新溢出效應的研究多基于理論分析，經驗研究較少；二是現有文獻多基于線性視角，少數學者研究了互聯網發展與經濟增長之間的非線性關系，但鮮有學者研究互聯網發展與創新能力之間的非線性關系；三是較少有學者從異質性角度探討互聯網發展與區域創新能力的關系，基于創新主體異質性視角考察互聯網發展與區域創新能力非線性關系的研究更是鳳毛麟角[17]。鑒于此，本文以2006-2017年中國內地30個省區市(西藏因數據缺失，未納入統計)面板數據為樣本，構建門檻回歸模型，考察互聯網發展與區域創新能力之間的非線性關系，并分別對互聯網創新溢出的對外開放門檻效應和政府支持門檻效應進行分析，進一步利用2009-2017年中國省級面板數據，分析互聯網發展對不同創新主體創新能力影響的門檻效應和作用規律，以為地區政府、高校、研發機構和企業等創新主體結合自身實際情況，制定出具有針對性、可操作的互聯網+區域創新深度融合發展策略提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 互聯網驅動區域創新能力的非線性作用機制

互聯網作為一種信息通用技術，具有互聯互通互享功能，其發揮與網絡規模密切相關[15]。在發展的初始階段，互聯網借助其強大的連接功能，將所有計算機連成一個區域性網絡，在此網絡中新知識、新技術、新思想相互傳播、碰撞，使全社會知識得到整合、積累和增值，有利于降低研發活動信息成本，全面激發創新活動開展。同時，互聯網技術應用深刻改變了創新過程和模式，不僅能夠跨界優化配置創新資源，而且能夠加快創新成果推廣，提高創新成果轉化效率。但此時互聯網規模有限，只有少數群體構成了區域網絡，而且要承擔高昂的運營成本，限制了互聯網對創新能力的溢出作用。在利益驅使下，互聯網規模得到適當擴展，其邊際成本優勢得以凸顯，各種互聯網平臺層出不窮，區域創新網絡逐漸擴大，技術傳播速度加快，知識積累持續增加，創新產品周期縮短，互聯網創新效率得到提升。但隨著經濟發展、時代更替，互聯網發展遇到了瓶頸——互聯網軟硬件無法持續支持技術更新，消費信息得不到安全保障，網絡侵權現象時常發生。當互聯網發展打破瓶頸，互聯互通互享效用獲得全面激發時，傳統創新模式在互聯網的帶動下轉換為開放式創新，企業、高校、研發機構、政府等創新主體相互連接，創新供給與需求在互聯網平臺下合理匹配，使創新資源得到高度、有效的整合，消費者需求得到全面激發，而個性化需求又催生了定制化創新，共享經濟應運而生，創客空間風生水起，互聯網創新溢出效應達到最大化。

基于此，提出研究假設。

H1：互聯網與區域創新能力之間存在邊際報酬遞增的非線性關系。

在新常態下，互聯網的創新溢出效應會受到外界環境影響。目前，“一帶一路”倡議的提出加大了我國對外開放度，為互聯網的創新溢出創造了良好環境——開放的環境不僅能夠加快創新知識溢出，而且有助于大量引進國外先進技術，提升互聯網創新溢出效應。但同時，國外創新資源的引進會對本國創新資源產生擠出效應，削弱互聯網的創新溢出效應。由此可見，對外開放環境影響了互聯網的創新溢出效應，但其作用結果是不確定的。另外，“互聯網+區域創新”融合離不開政府支持——政府可以通過適當加大財政、稅收支持力度，降低互聯網基礎設施和平臺構建成本；通過完善專利、產權制度，激發創新主體開展創新活動的積極性和主動性；通過制定產業政策，引導互聯網技術應用于創新網絡活動，從而提升互聯網創新溢出效應。

基于此，提出研究假設。

H1a：互聯網與區域創新能力之間的非線性關系會受到對外開放水平的影響；

H1b：互聯網與區域創新能力之間的非線性關系會受到政府支持力度的影響。

1.2 互聯網對不同創新主體創新能力的異質性驅動機制

目前，高校、科研機構、企業在我國區域創新系統中呈現“三足鼎立”狀態，是知識創新和技術創新的三大主體力量。其中，企業在創新活動中占有主導地位——企業不僅可以利用互聯網技術進行計算機實驗模擬，降低創新風險系數，或通過簡化操作流程，提升創新效率，而且可以利用互聯網平臺創造新組織、新業態，提升企業創新能力；高校是創新活動的源頭——通過互聯網平臺，高校人員可以在平臺上進行充分的思想交流與問題探討，充實自身的知識儲備并開闊視野，培養創造性思維，激發創新想法產生；科研機構在創新活動中屬于領航者——借助互聯網的信息擴散優勢，科研機構人員能夠觀察到世界前沿知識發展態勢，并在互聯網大數據的支持下分析市場現實需求，使得創新行為具有前瞻性與方向性。由此可見，三大主體在創新形式、創新風險、創新要求等方面均存在一定差異，導致不同創新主體對互聯網的創新需求不同。因此，互聯網對創新能力的門檻效應也因創新主體不同而存在異質性。

基于此，提出研究假設。

H2：互聯網對不同創新主體的創新能力具有異質性的非線性影響效應。

2 研究設計

2.1 模型構建

為驗證以上假設，借鑒Hansen[18]的非線性面板門檻回歸模型，構建互聯網發展對區域創新能力的非線性影響模型，選取對外開放水平、政府扶持力度兩個環境因素，考察互聯網發展與區域創新能力的非線性關系是否隨著環境約束變化而有所不同。同時，為避免異方差給實證結果帶來的不一致性影響，所有變量均采用對數形式。具體模型如下：

lninnoit=α0+α1lninterit·I(lninterit≤γ1)+α2lninterit·I(γ2≥lninterit>γ1)+…+αnlninterit·I(lninterit≤γn)+αn+1lnrdit+αn+2lneduit+αn+3lnTEmarkit+αn+4lnmarketit+αn+5lnstrucit+εit

(1)

lninnoit=α0+α1lninterit·I(lnopenit≤γ1)+α2lninterit·I(γ2≥lnopenit>γ1)+…+αnlninterit·I(lnopenit≤γn)+αn+1lnrdit+αn+2lneduit+αn+3lnTEmarkit+αn+4lnmarketit+αn+5lnstrucit+εit

(2)

lninnoit=α0+α1lninterit·I(lngovit≤γ1)+α2lninterit·I(γ2≥lngovit>γ1)+…+αnlninterit·I(lngovit≤γn)+αn+1lnrdit+αn+2lneduit+αn+3lnTEmarkit+αn+4lnmarketit+αn+5lnstrucit+εit

(3)

公式(1)-(3)中，t表示年份，i表示省市，lnnoit是被解釋變量，表示第t年i省市的區域創新能力；interit既是核心解釋變量也是門檻變量，表示第t年i省市的互聯網發展水平；openit、govit是門檻變量，分別表示第t年i省市的對外開放水平、政府扶持力度；rdit、eduit、TEmarkit、marketit、strucit是控制變量，分別表示第t年i省市的研發強度、人力資本水平、技術市場水平、市場化水平和產業結構；γ1-γn是待估門檻值；I(·)是指示函數，當括號內條件滿足時，取值為1，否則為0；εit是隨機干擾項。

進一步，為比較非線性影響在不同創新主體之間的異質性，將創新主體分為高校、科研機構和企業，基于不同創新主體視角考察互聯網對區域創新能力的非線性影響。模型構建如下：

lninnojit=α0+α1lninterit·I(lninterit≤γ1)+α2lninterit·I(γ2≥lninterit>γ1)+…+αnlninterit·I(lninterit≤γn)+αn+1lnrdit+αn+2lneduit+αn+3lnTEmarkit+αn+4lnmarketit+αn+5lnstrucit+εit

(4)

其中，t代表年份，i代表省市，j代表三大創新主體，分別取值1，2，3代表高校、研發機構和企業，其它變量與上述公式(1)中的變量含義相同。

2.2 數據來源與指標設計

選取國內30個省市作為研究對象，區域整體時間跨度選為2006-2017年，高校、研發機構和企業三大創新主體的研究時段選為2009-2017年。原始數據均來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》和中國互聯網網絡信息統計報告(CNNIC)。

(1)被解釋變量：區域創新能力(inno)。學術界普遍使用專利數作為區域創新能力的測度指標，眾多學者也證實了專利作為創新能力代理變量的可靠性[19]。專利數分為專利申請數和專利授權數，但專利授權數具有一定滯后性，故本文采用各省市專利申請數度量區域創新能力。

(2)核心解釋變量和門檻變量。互聯網發展水平(inter)既是核心解釋變量，也是門檻變量。目前針對互聯網發展水平的測度主要集中在互聯網資源和互聯網普及情況兩個方面。在互聯網資源方面，學者們多采用各省市注冊的域名數、網站數量、網頁數等指標測度[20-21]；在互聯網普及方面，眾多學者主要選取互聯網普及率、網民數等指標測度[22-23]。本文考察互聯網發展與區域創新能力的非線性關系是基于互聯網的網絡效應，表現為互聯網擴散，故采用各省市網民比例(網民人數與本地區總人數比值)衡量互聯網發展水平。

對外開放水平(open)是門檻變量。對外開放度對互聯網創新溢出效應的影響是不確定的，因此有必要將對外開放水平作為門檻變量，探討互聯網與創新能力的關系。本文采用貨物進出口總額與生產總值的比值衡量。

政府支持力度(gov)是門檻變量。政府在互聯網發展與創新活動中具有不可或缺的作用，其影響互聯網與區域創新的融合，故選擇政府支持力度作為門檻變量，分析在政府支持下互聯網的創新溢出效應。本文采用財政支出總額占GDP的比重衡量。

(3)控制變量。為保證結果的一致性，借鑒已有文獻，控制其它變量對區域創新能力的影響。具體包括：研發投入強度(rd)，采用R&D經費內部支出與生產總值的比值衡量；技術市場發展水平(TEmark)，采用技術市場成交額與GDP的比值衡量；市場化水平(market)，采用國有企業就業人數占總就業人數的比值衡量；產業結構(struc)，選取第二產業產值占地區生產總值的比值衡量；人力資本水平(edu)，采用平均受教育年限衡量，即edu=6·a1+9·a2+12·a3+16·a4，其中a1、a2、a3、a4分別表示各省市擁有小學、初中、高中、大專及以上文化程度的人數占6歲及以上人口的比重。

3 實證分析

變量相關會造成模型的多重共線性，故在門檻回歸前對所有模型進行多重共線性檢驗。研究發現，所有模型的方差膨脹因子均小于10，說明模型不存在嚴重的多重共線性，為全面探討互聯網發展與區域創新能力的非線性關系奠定了基礎。

3.1 互聯網發展對區域創新能力的門檻效應分析

首先對面板模型進行門檻存在性檢驗，以確定門檻個數和模型。采用Hansen提出的自舉法進行300次自抽樣檢驗，得到bootstrap P值以及單一門檻、雙重門檻和三重門檻的F值統計量，檢驗結果如表1所示。從表1可以看出，所有模型均顯著通過第一門檻和第二門檻檢驗，第三門檻不顯著，說明互聯網與區域創新能力之間存在顯著的雙門檻效應。當以互聯網發展水平為門檻變量時，門檻值分別是-2.180和-1.640；以對外開放水平為門檻變量時，門檻值分別是-1.499和0.165；以政府支持力度為門檻變量時，門檻值分別是-2.022和-1.754。另外，構造門檻值置信區間和似然比函數圖，以判斷門檻值是否真實，發現所有門檻估計值的95%置信區間均處在LR值小于5%的顯著性水平下，說明門檻估計值接近真實值，采用雙門檻回歸模型是合適的。

表1 門檻存在性檢驗結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01

根據上述門檻存在性檢驗結果可知，互聯網發展對區域創新能力存在顯著的雙門檻效應，故構建雙門檻回歸模型進行回歸，回歸結果如表2所示。模型1以互聯網發展水平為門檻變量探討互聯網發展與區域創新能力的非線性關系，可以看出，當互聯網發展水平低于-2.180時，互聯網發展對區域創新能力的回歸系數為1.012，且通過1%的顯著性水平檢驗，說明互聯網發展水平低于-2.180時，互聯網具有明顯的創新溢出效應，互聯網水平每提高1%，區域創新能力就會提升1.012%。當互聯網發展水平處于-2.180～-1.640之間時，互聯網影響系數顯著為正，且略高于第一門檻的互聯網影響系數，說明在此門檻下互聯網發展對區域創新能力具有顯著促進作用，且促進作用增強。當互聯網發展水平高于-1.640時，互聯網影響系數為1.409，分別高于第一、第二門檻的影響系數，也通過1%的顯著性水平檢驗，說明高水平的互聯網發展對區域的創新溢出效應顯著，且溢出強度強于第一、第二門檻，促進作用達到最大化。不難發現，互聯網發展水平與區域創新能力之間呈現復雜的正向非線性關系，隨著互聯網發展水平提高，互聯網的邊際效率持續提升，從而證實了假設H1。當網民比例達到11.304%時，可以檢測到網絡效應存在，當超越19.398%后，互聯網效應達到最大化。

模型2-模型3在環境約束條件下考察互聯網發展與區域創新能力的非線性關系。模型2是以對外開放水平為門檻變量的回歸結果，當對外開放水平低于-1.499時，互聯網發展對區域創新能力具有顯著正向作用，每當互聯網水平提高1%，區域創新能力就會提升0.748%；當對外開放水平位于-1.499～0.165之間時，互聯網仍能促進區域創新能力提升，但促進效果較第一門檻有所減弱；當對外開放水平跨越0.165后，互聯網的影響系數為0.984，明顯高于第一門檻和第二門檻影響系數，且通過1%的顯著性水平檢驗，說明互聯網發展顯著促進了區域創新能力提升，且促進作用達到最大值。可以看出，隨著對外開放水平提高，互聯網對區域創新能力的促進作用是先減弱后跨越式增強，呈現出“U”型影響規律，只有當對外開放水平提高到0.165時，才能有效發揮對外開放對互聯網創新溢出的強化效應，但2017年中國對外開放水平的平均值為-2.004，距離第二門檻值還有很大距離，因此在新常態下必須持續擴大對外開放，全面發揮對外開放對互聯網創新溢出的促進作用。模型3是以政府支持為門檻變量的回歸結果，可以發現，無論政府支持處于何種程度，互聯網發展對區域創新能力均具有積極的促進作用，當政府支持力度低于-2.002時，互聯網的創新溢出效應較弱，僅為0.427；隨著政府支持力度提升到-2.002～-1.754之間時，互聯網對區域創新能力的促進作用增強，達到0.759；當政府支持力度繼續提升至-1.754時，促進作用進一步增強到0.991。由此可見，在互聯網時代政府力量仍是不可忽視的，政府支持對互聯網的創新溢出效應具有正向積極影響，且隨著政府支持力度加大，互聯網的創新溢出效應持續增強，當政府支持力度達到-1.754時，互聯網的創新溢出效應達到最大化。

對控制變量作簡單分析：當研發投入強度系數為正且通過1%的顯著性檢驗時，說明研發投入仍是影響創新發展的主要因素，研發投入強度越大，越有利于創新能力提升；技術市場系數在模型1中不顯著，但在模型1-模型3中都為正值，說明技術市場發展水平提升有利于激發技術交易活躍度，進而產生更多創新行為；市場化水平變量在模型1中不顯著，但在模型2和模型3中顯著為負數，說明市場化水平提升有助于優化配置創新資源，從而提高創新能力；產業結構系數顯著為正，說明第二產業產值占比提高能夠有效激發創新產出；人力資本水平系數顯著為正，說明人才在我國區域創新中具有重要促進作用，人力資本水平提高能夠顯著促進區域創新能力提升。

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；inter_1——inter_4代表不同門檻區間互聯網發展水平變量(inter)系數

3.2 基于創新主體的進一步分析

基于不同創新主體視角，分析各地區互聯網發展對高校、研發機構和企業三大創新主體創新能力影響的門檻效應，以揭示互聯網發展對不同創新主體創新能力影響的差異性。首先進行門檻存在性檢驗，檢驗互聯網發展對高校、研發機構和企業三大創新主體是否存在門檻效應以及存在幾個門檻值，以便確定門檻回歸模型，檢驗結果如表3所示。可以看出，所有模型均通過單一門檻和雙重門檻檢驗，但第三門檻不顯著，說明互聯網與各創新主體區域創新能力間存在復雜的非線性關系，表現為明顯的雙門檻效應。從門檻值來看，高校的門檻值分別為-1.068和-0.365，研發機構的門檻值分別為-0.653和-0.301，企業的門檻值分別為-1.475和-0.365，即三大創新主體中研發機構的門檻值最大，高校次之，企業最低，說明研究機構網絡效應的門檻最高。

隨后構建雙門檻回歸模型，進行實證分析，結果如表4所示。從高校創新主體來看，當互聯網發展水平低于-1.068時，互聯網影響系數顯著為正，說明在此門檻下互聯網發展有助于高校創新能力提升。當互聯網發展水平介于-1.068～-0.365之間時，互聯網通過1%的顯著性水平檢驗，影響系數為1.191，低于第一門檻影響系數1.518，說明在第二門檻區間內互聯網發展仍對高校創新能力具有積極影響，但影響強度有所降低。當互聯網發展水平超過-0.365時，互聯網亦通過1%的顯著性水平檢驗，且影響系數高于第一、第二門檻區間系數值，說明互聯網發展水平提高顯著增強了高校創新能力，且影響系數不斷增大。由此可見，互聯網發展對高校創新能力呈現顯著的正向U型非線性影響效應，即互聯網發展顯著刺激了高校創新能力溢出，且隨著互聯網發展水平提高，影響強度呈現為先大幅降低后跨越式增大。

表3 門檻值檢驗結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01

從研發機構創新主體視角看，當互聯網發展水平低于-0.653時，互聯網影響系數顯著為正，說明互聯網發展對研發機構創新能力具有正向促進作用；當互聯網發展水平處于第二門檻區間時，互聯網發展對研發機構創新能力仍具有促進作用，但影響作用有所減弱，影響系數較第一門檻區間減小0.227；當互聯網發展水平突破-0.301時，互聯網發展對研發機構創新能力的影響系數為正，但不顯著。不難發現，互聯網發展與研發機構創新能力之間呈現為正向、邊際效率遞減的非線性作用關系，即互聯網發展促進了研發機構創新能力提升且促進作用不斷減弱。由此可見，對于研發機構而言，其互聯網效應沒有凸顯，這可能與研發機構的網絡效應具有較高門檻值相關。

從企業創新主體視角看，當互聯網發展水平處于第一門檻區間時，互聯網發展的影響系數為1.236，且通過1%的顯著性水平檢驗，說明互聯網發展有利于企業創新能力提升，互聯網發展水平每提高1%，企業創新能力就會提升1.236%；當互聯網發展水平提高到-1.457、進入第二門檻區間時，互聯網發展對企業創新能力提升仍表現出正向促進作用，但促進作用減弱；當互聯網發展水平提高到-0.365、突破第二門檻值時，互聯網發展對企業創新能力具有顯著促進作用，且影響強度較第二門檻區間有所提升。可以看出，互聯網發展水平提高對企業創新有利，兩者間呈現U型的正向非線性關系，即隨著互聯網發展，其對企業創新能力的溢出效應呈現為先降低后增強。

總體而言，三大創新主體的非線性影響效應存在顯著異質性，即互聯網發展對高校、研發機構和企業的創新能力分別呈現出正向U型、正向邊際效率遞減和正向U型的非線性影響效應，從而證實了假設H2。

從控制變量回歸結果看，研發投入強度對三大創新主體的創新能力均有積極影響，其中，對企業的影響最強，高校次之；技術市場發展對不同創新主體具有明顯的異質性影響，其中，對研發機構的創新能力具有正向影響，對高校和企業的創新能力影響不顯著；市場化水平系數在高校和研究機構模型中顯著為負，在企業模型中不顯著，說明市場化水平提升顯著增強了高校與研究機構的創新能力，但對企業創新能力的提升作用不顯著；產業結構對研發機構的創新能力具有顯著促進作用，但是對高校和企業的創新能力具有顯著抑制作用；人力資本水平對高校、研發機構和企業創新能力的影響均為正向但不顯著，說明目前人力資本在創新主體之間未充分發揮作用。

表4 門檻回歸模型檢驗結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；inter_1——inter_3代表不同門檻區間互聯網發展水平變量(inter)系數

3.3 門檻分類分析

為了便于各省市明晰自身互聯網發展水平、對外開放水平以及政府支持力度，分別將門檻變量根據門檻值作分層次比較，如表5所示。從互聯網發展水平看，2017年所有省市互聯網發展水平均處于第三門檻區間。數據顯示，2006年有20個省域處于第一門檻區間，7個省域處于第二門檻區間，僅有北京、天津和上海3個城市跨越了第二門檻。由此可見，我國互聯網發展迅猛，僅僅經過幾年時間所有省市均實現了互聯網網絡效應。從對外開放水平看，目前我國超過2/3的省市仍處于第一門檻區間，僅有黑龍江、上海、湖南3個地區跨越第二門檻，達到高水平對外貿易度，說明目前各省市沒有充分利用“一帶一路”發展機遇，對外貿易仍處于低水平階段，無法充分發揮對外開放對互聯網創新溢出的促進作用。從政府支持力度看，江蘇、山東2個地區處于第一門檻區間，浙江、福建、廣東3個省份處于第二門檻區間，剩余5/6地區的政府支持力度都達到了高水平。由此可見，目前政府支持力度集中在高水平層次，在互聯網促進創新能力提升過程中發揮了巨大作用，后期應積極為互聯網與創新能力的深度融合作出更大努力、提供更多支持。

進一步，從高校、研發機構和企業三大創新主體視角，對互聯網發展狀態進行分層次研究，結果如表6所示。對于高校而言，所有省市都跨越了第一門檻，僅有北京、上海、廣東3個地區進入第三門檻區間，剩余27個省市處于第二門檻區間，呈現為中等水平的互聯網發展狀態。對于科研機構而言，僅有北京、廣東2個地區跨域了第二門檻，分別各有14個省市位于第一門檻區間和第二門檻區間，表現為中低水平的互聯網發展狀態。對于企業而言，所有省市均越過第一門檻，但是僅有北京、上海、廣東3個省市達到了高互聯網發展水平，剩余27個省市均處于第二門檻區間，表現為中等水平的互聯網發展狀態。總體來說，目前大部分省市的互聯網發展水平不高，需要繼續加強互聯網基礎設施建設，構建普惠互聯網，發展互聯網新經濟，打破互聯網發展瓶頸，以跨入第三門檻區間、實現互聯網網絡效應。另外，處于第三門檻區間的省市均分布在東部地區，如北京、廣東的互聯網發展水平均超過三大創新主體的第二門檻值，說明我國東部較中西部地區更快、更早地實現了互聯網創新溢出的網絡效應。

表6 基于創新主體的互聯網發展門檻樣本空間分布

注：以2017年的數據為準

4 結論與政策建議

本文以2006-2017年我國內地30個省市面板數據為樣本，通過構建門檻面板回歸模型，分析了互聯網發展對區域創新能力的非線性影響及門檻特征，證實互聯網發展與區域創新能力間呈正向非線性關系，且隨著互聯網水平提高，影響系數持續增大。在政府支持環境下兩者仍呈現正向邊際報酬遞增非線性關系，但在對外開放環境下，兩者呈現正向U型關系，即隨著對外開放水平提升，互聯網創新溢出效應呈現出先減弱后增強。進一步基于2009-2017年省級面板數據，采用門檻回歸技術探討了互聯網發展對高校、研發機構、企業三大創新主體創新能力影響的非線性特征，得出互聯網發展與不同創新主體的創新能力間呈現出異質化的正向、非線性關系。對于高校而言，隨著互聯網發展，其對高校創新能力的溢出效應呈現為先降低后跨越式提升；對于研發機構而言，隨著互聯網發展，其對研發機構創新能力的溢出效應逐漸減弱；對于企業而言，隨著互聯網發展，其對企業創新能力的溢出效應呈現為先減弱后增強。另外，從門檻值看，研發機構的門檻值最高，高校次之，企業最低。最后分析了2017年各省市互聯網發展水平、對外開放水平以及政府支持力度，發現大部分省市仍處于低水平的對外貿易度和高水平的政府支持狀態，但所有地區均已跨越互聯網的第二門檻值，實現了互聯網網絡效應；從創新主體看，大部分省市仍處于高校、企業的第二門檻區間和研發機構的第一、第二門檻區間。

基于以上分析，得到如下啟示。

(1)不同于其它傳統生產要素，互聯網對區域創新能力的促進作用存在網絡效應，即互聯網普及度越高，其創新溢出效應越顯著。目前雖然所有省市均已跨越網絡效應門檻值，但與西方發達國家相比仍存在較大差距，且城鄉發展仍存在較大的“數字鴻溝”。因此，各省市應繼續加大普惠互聯網構建，充分發揮互聯網的規模經濟與網絡經濟效應。首先，拓展互聯網應用范圍，加快互聯網從CP端向移動端的轉換速度，發展一批互聯網教育、移動新媒體、互聯網文化創意等新技術產業，大力探索云計算、大數據、物聯網、人工智能等一系列前沿互聯網技術；其次，大力扶持農村互聯網發展，完善鄉村互聯網基礎設施建設，適當降低農村網絡使用費用，發展農村電子商務模式，挖掘潛在的互聯網需求，拓展互聯網普及范圍，縮小城鄉互聯網差距。

(2)互聯網與創新能力之間的非線性關系受到環境因素的影響。在對外貿易方面，各省市應積極響應“一帶一路”倡議，加快引進發達國家的先進理念和技術，搭建互聯互通的網絡平臺，積極進行創新思想交流和碰撞，全面激發互聯網的創新溢出效應。在政府支持方面，應在構建互聯網過程中給予適當的財政支持，利用制度機制減少創新活動交易成本，通過政策傾斜積極引導互聯網技術應用于創新活動，保障互聯網安全和激發創新活動，加快互聯網與創新企業之間的深度融合。

(3)互聯網對不同創新主體具有異質化的創新效應，各地區在制定“互聯網+創新能力”融合策略時應注意到不同創新主體的互聯網異質效應，結合互聯網實際發展水平，制定差異化的互聯網發展策略。對于研發機構來說，應積極加大互聯網發展投入強度，提升互聯網信息供給能力，打造一批創新競爭力強、成長潛力大和具有帶動引領作用的高質量互聯網科研機構；對于企業來說，創建互聯網產業發展基金、互聯網創新引導基金，打造互聯網產業園、互聯網技術孵化中心、互聯網創新創業基地，推動企業、資本、人才和信息多維融合，鼓勵傳統商業模式、運營模式變革，加深互聯網與實體經濟融合，實現產業優化升級；對于高校來說，應準確把握“互聯網+”融合思想精髓并將其應用于創新團隊、創新人才培養，統籌建設高質量的互聯網創新服務平臺，不斷豐富、拓展和創新互聯網應用服務內容。

(4)針對不同省市，應采取差異化策略。對于處于高水平互聯網發展區間的東部地區，應積極開發軟硬件核心技術，拓寬信息技術發展和應用領域，利用移動互聯網、大數據、云計算及物聯網等新興技術改造、升級傳統產業，加快培育新業態、新模式；對于中西部地區，應充分發揮政府引導作用，制定互聯網發展支持政策，構建高速、安全、廣泛的新信息基礎設施，推動互聯網與社會經濟各領域的融合創新。