“互聯網+”賦能企業創新的異質動態效應研究
——政府研發資助的調節作用

韓先鋒

(西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054)

0 引言

新時代下，“互聯網+”對中國社會經濟發展產生了全局性深遠影響，逐漸成為創新型國家建設和經濟高質量增長的強勁引擎。習近平總書記指出，互聯網是20世紀最偉大的發明之一，要用好互聯網帶來的重大機遇，深入實施創新驅動發展戰略。與此同時，國家層面也推出了“互聯網+”戰略，明確要以促進創新創業為重點，突出企業的主體地位，進一步發揮“互聯網+”的創新驅動作用。這為通過“互聯網+”促進企業創新驅動發展相關研究提出了新命題，也可能為有效提升企業創新能力開出“一劑良方”。毫無疑問，如何有效釋放“互聯網+”企業創新的溢出紅利，將直接關乎互聯網與諸多經濟發展領域的融合成效。理論上講，“互聯網+”企業創新具有鮮明的知識外溢特征，而政府研發資助通常被視為解決創新外部性的有效方法[1]，如果政府資助策略不夠科學，則可能在一定程度上挫傷企業實施“互聯網+”創新戰略的積極性。也正因為如此，支持和引導企業深入推行“互聯網+”創新成為地方政府的普遍選擇。那么，一個自然而現實的問題是，政府在推動“互聯網+”企業創新融合過程中究竟扮演了何種角色？特別是，政府研發資助是否有助于促進企業“互聯網+”創新溢出？倘若可以，何種強度的政府研發資助更有利于企業層面“互聯網+”創新溢出？其背后又存在何種內在作用機制和動態演化特征？在國家大力踐行“互聯網+”創新戰略的關鍵時期，基于政府研發資助視角深入闡釋“互聯網+”對企業創新的影響和作用，具有重要的理論與現實意義。

截至目前，關于“互聯網+”企業創新關聯性的研究尚不多見，國外學者多從理論上肯定“互聯網+”在驅動企業創新過程中的積極作用。Kafouros等[2]較早證明了互聯網可以提高企業創新能力；Arthub[3]認為互聯網的廣泛應用能快速推動知識和信息的廣泛傳播，從而有利于促進企業創新；Guire等[4]強調，依托互聯網，企業將更容易完成前瞻性研發，顯著提升自身創新水平；Goldfarb等[5]認為，互聯網的使用有利于降低企業在信息搜尋、復制、運輸、追蹤和驗證等過程中的成本，從而推動企業創新。國內學者也對“互聯網+”企業創新的動因、機制等方面問題作了一定探索[6-8]，且得出了與上述研究較為一致的結論。進一步，學者們基于不同角度對“互聯網+”企業創新背后的內在機制進行了實證檢驗。Paunova等[9]實證發現，吸收能力較強和效率較高的企業往往能從互聯網使用中獲取更多創新收益；Anvari等[10]考察發現，互聯網電子商務可顯著促進企業研發投資。國內研究則大致集中于以下幾個方面：一是基于傳統企業總體層面的研究，楊德明等[11]、王可等[12]均研究發現，互聯網的外部性溢出會持續刺激企業加大創新投入，從而有利于技術創新；二是基于進出口企業層面的研究，佟家棟等[13]、戴美虹[14]分別基于進口企業和出口企業樣本，證實了互聯網使用有利于提升進出口企業創新水平；三是基于小微企業層面的研究，王春燕等[15]、李珊珊等[16]均肯定了“互聯網+”對小微企業創新活動的積極作用。不難發現，現有文獻從不同維度證實了“互聯網+”有利于驅動企業創新，但相關實證文獻并不多見且主要聚集于二者之間的線性關聯分析，鮮有研究對“互聯網+”企業創新的動態溢出機制進行探究。

綜上可知，既有文獻為本文解析“互聯網+”企業創新之間的內在邏輯關聯提供了重要啟示，但仍存在一定不足：一是已有文獻主要聚焦于分析“互聯網+”企業創新之間的線性關聯特征，對如何最大化釋放“互聯網+”企業創新溢出相關問題的非線性探討尚屬空白；二是無論理論推演抑或實證檢驗，都鮮有文獻基于政府研發資助角度深入剖析“互聯網+”企業創新的內在邏輯，特別是尚未有文獻對政府研發資助調節下“互聯網+”影響企業創新活動的動態演化機制問題進行探究。與以往研究不同，本文主要創新之處在于：較為系統地闡釋“互聯網+”企業創新融合過程中政府研發資助的動態調節機制，并使用面板門檻數據模型實證分析政府研發資助如何動態調節“互聯網+”對企業創新效率的潛在影響，既可以在一定程度上豐富“互聯網+”企業創新領域相關研究，又能為新時代下國家通過兼顧加快“互聯網+”建設和優化研發資助策略等復合手段進一步驅動企業創新發展提供政策依據。

1 理論分析與研究假設

理論上講，“互聯網+”對企業創新行為的驅動應是化學意義上的深度融合，而不僅僅是物理意義上的簡單疊加，是企業基于“互聯網+”手段持續優化自身技術創新模式和改善創新能力的過程。具體而言，“互聯網+”對企業創新的作用機理主要表現在以下幾個方面：①“互聯網+”有利于提升企業創新速度。“互聯網+”有效促使企業創新邊界消失，改變企業傳統創新活動方式，并推動企業創新模式由封閉的組織內部轉向開放的眾創空間[17]。這種情形下，企業創新活動中的信息、知識、人力等要素流動速度明顯加快，企業也更容易和快速準確地獲取需要的創新資源及信息。經過有效的加工整合，企業將更容易準確掌握市場創新需求，無形中明顯縮短新技術、新產品設計開發及市場化周期，從而在很大程度上提升企業創新速度；②“互聯網+”有利于降低企業創新活動的邊際成本和潛在風險。互聯網的使用能有效打破信息傳遞的時空約束[7]，使得創新活動單元更容易享受到海量、高質量和充分披露的創新信息，并在較大程度上降低企業創新活動的信息搜索、復制、傳遞、追蹤和驗證等各種成本[5]，從而有效促使企業不斷縮減創新活動的邊際成本。而基于“互聯網+”的新手段和新工具使用，企業更容易實現前瞻性研發和精確預測，這無形中又會降低或規避創新活動中的各類風險，從而有利于提升企業創新的決策效率和成功率[4]；③“互聯網+”有利于提升企業創新資源配置效率。隨著“互聯網+”創新融合的深化，企業將有效克服前互聯網時代的信息不對稱約束，能更加便捷地將碎片化創新資源組織起來，集中優勢資源投向企業創新活動的核心技術和關鍵技術領域。互聯網時代下，企業創新的方法方式更趨多元化，由此產生的眾包、眾籌、眾創、眾智等新創新模式均會給企業創新注入新動力，促使企業持續進行微創新、迭代創新[18]，進而最大限度地實現創新資源科學分配；④“互聯網+”企業創新溢出存在正向邊際效應遞增的動態演化特征。梅特卡夫法則(Metcalfe Law)認為，網絡價值增長倍數與網絡節點數量增長倍數之間具有平方關聯性，即網絡水平越高，網絡價值就越大。具體原因在于，“互聯網+”作用下的企業創新系統運行出現了創新成本不斷下降而創新收益持續增加的現象，趙振[8]也研究指出，“互聯網+”的跨界融合使工業經濟時代的報酬遞減規律轉變為報酬遞增規律。基于以上理論推演和分析，本文提出以下假設：

H1：“互聯網+”顯著促進企業創新，且這種影響存在邊際效率遞增特征。

企業不僅是國家科技創新的主導力量，還是政府推動“互聯網+”戰略的踐行者。“互聯網+”企業創新本身是其不斷適應互聯網時代創新活動新要求、加速培育創新驅動新動能的動態演化過程，這導致“互聯網+”企業創新的深度融合亦需要一定的外部資源作為支撐。在企業響應政府號召，承擔推動“互聯網+”創新融合成本卻未獲取應有創新收益的情形下，如果缺乏政府R&D資本的充分補償，則可能在一定程度上抑制企業實施“互聯網+”創新戰略的積極性。也就是說，在缺乏資源支撐的情形下，企業既要維持日常創新活動，又要推動“互聯網+”建設，雙重資源投入可能給企業原有創新活動和日常經營造成一定壓力，此時需要通過政府研發資助加以彌補，以補償企業在推行“互聯網+”創新過程中的正向外部溢出。在政府研發資助作用下，企業更有機會獲取充足的創新活動資本，且有能力在驅動“互聯網+”創新融合中投入更多資源。依托“互聯網+”，企業能更準確地把新技術、新工藝和新產品快速向市場推廣和擴散，不僅有利于企業加快技術成果向經濟效益轉化，還會給企業帶來更多獲取經濟利潤的機會[13]，從而為企業優化創新方式、改善創新效率提供堅實的資本支撐。這種情形下，由于“互聯網+”能釋放出顯著的正向外部性溢出紅利，企業愿意將更多資源投入到“互聯網+”創新融合過程中，從而持續獲取創新溢出紅利。隨著“互聯網+”的持續正向反饋，企業“互聯網+”創新進程會持續加快，溢出強度也會不斷提高[18]。另外，政府研發資助具有明顯的信號傳遞效應[19]，來自政府的研發資助無形中會給金融機構、風險投資機構等社會資本釋放積極信號，引導其積極參與企業“互聯網+”創新建設，進而釋放出更為明顯的“互聯網+”創新溢出。基于以上理論推演和分析，本文提出以下假設：

H2：隨著政府研發資助強度提升，“互聯網+”的創新溢出效應持續增強。

基于以上分析，政府R&D資助會對“互聯網+”的創新溢出產生積極的強化作用。進一步，中國不同地區在經濟發展、財政支出和技術創新等方面均存在明顯差異，東部沿海地區企業總體實力較為雄厚、技術創新能力相對偏高，具備自主推動技術創新發展的先決條件，而中西部地區受制于較低的經濟發展水平，企業總體實力偏低、技術創新發展較為滯后，導致其在開展技術創新活動中存在先天不足。然而，也正因為如此，導致政府在中西部地區企業創新活動中通常扮演著更為重要的角色。事實上，近年來政府R&D資助強度在空間上一直存在從西向東持續降低的動態差異特征[20]。與此同時，中西部地區與東部地區在創新資源配置和“互聯網+”建設能力上亦存在差距，這都會在一定程度上導致不同地區政府在助推企業踐行“互聯網+”創新戰略過程中的R&D資助效果存在差異。加之，由于各地區政府對市場的干預力度不同，導致經濟欠發達地區相較于經濟發達地區往往具有更高的要素市場扭曲程度。在要素市場扭曲程度較低的地區，企業進行創新活動的尋租空間通常相對較小[21]，不會造成創新資源和“互聯網+”投入的過度浪費及產生R&D資助惰性，反之亦然。正是由于諸多因素的影響，最終致使政府研發資助對“互聯網+”企業創新的動態調節效應表現出一定的空間異質性特征。基于以上理論推演和分析，本文提出以下假設：

H3：政府研發資助調節下的“互聯網+”創新溢出效應具有空間異質性特征。

2 研究設計

2.1 計量模型構建

借鑒Hansen[22]的思路，本文構建面板門檻數據模型，系統考察政府研發資助動態調節“互聯網+”企業創新的非線性溢出效應。由此設定的基本非線性模型如下：

fteit=α1intit·I(govit≤γ)+α2intit·I(govit>γ)+θxit+μi+εit

(1)

其中，intit是表征“互聯網+”指標的核心解釋變量，fteit為表示企業創新效率指標的被解釋變量，govit是表示政府研發資助強度指標的門檻變量。γ表示待估計的門檻值，根據具體估計的門檻值，可劃分出intit具有不同取值的兩個門檻區間。xit是控制企業創新效率的其它變量，i表示研究樣本編號、t表示研究時序編號，μi表示不隨時間變化的各樣本截面個體效應，εit為誤差項，εit～iid(0,σ2)。

根據研究需要，選取城市化水平(urb)、對外直接投資(ofdi)、市場化水平(mar)、金融發展(fin)和技術引進(tei)等作為控制變量，則模型(1)可以改寫為：

fteit=α1intit·I(govit≤γ)+α2intit·I(govit>γ)+θ1urbit+θ2ofdiit+θ3finit+θ4marit+θ5teiit+μi+εit

(2)

考慮到本研究可能存在多個門檻情形，對單一門檻模型(2)作進一步優化拓展，構建多重面板門檻模型如下：

fteit=α1intit·I(govit≤γ1)+α2intit·I(govit>γ1)+...+αnintit·I(govit≤γn)+αn+1intit·I(govit>γn)+θ1urbit+θ2ofdiit+θ3finit+θ4marit+θ4teiit+μi+εit

(3)

2.2 變量設置與數據來源

本文基于2006-2018年中國內地30個省份(西藏數據缺失)進行研究，對涉及的主要變量作如下具體設定：

(1)被解釋變量：企業創新效率(fte)。本文將企業創新活動視為一個投入產出的動態過程，并采用隨機前沿分析方法對考察期內中國內地30個省份的大中型工業企業創新效率進行估算。參照已有研究的通用做法，選取各省份大中型工業企業歷年R&D人員全時當量、R&D經費支出、專利申請數3個指標，分別作為表征企業創新活動的投入和產出指標。在估算企業創新效率之前，首先采用廣義似然率檢驗方法對適合本文估算的隨機前沿模型形式進行甄別，發現采用超越對數生產函數模型進行創新效率測算更為科學。因此，基于超越對數隨機前沿模型及2006-2018年中國內地30個省份創新活動數據，測算考察期內省際層面企業創新效率水平。

(2)核心解釋變量：“互聯網+”(int)。本文在已有研究的基礎上，基于5個維度選取15個具體指標，并采用全局主成分分析技術構造省際“互聯網+”指數。結合中國網絡發展實際，具體指標設置如下：①互聯網普及，包括互聯網普及率(%)、網民數(萬人)、移動電話用戶(萬戶)3個細分指標；②互聯網基礎設施，包括互聯網接入端口數(萬個)、IPv4地址占比(%)、長途光纜線路長度(km)、萬人域名數(個/萬人)4個方面；③互聯網信息供給，包括網站總數除以地區法人單位數量、一周以內網頁更新占比(%)、每個網頁平均字節數(KB)3個細分指標；④互聯網商務應用，包括電信業務總量(億元)和快遞業務量(萬件)兩個指標；⑤互聯網發展環境，包括選取人均GDP(元)、R&D投入占GDP比重(%)和城鎮居民人均消費水平(元)3個指標。根據上述指標和面板數據，本文采用全局主成分分析技術進行測算可得到相應的綜合得分，進一步借鑒朱承亮等[23]的做法，將綜合得分標準化至[0,1]區間，即可構造2006-2018年中國省際層面“互聯網+”綜合水平指數。

(3)門檻變量：政府研發資助(gov)。各省份財政支出和經濟發展水平存在顯著差異，導致地方政府對企業創新活動的資助規模、強度和策略亦會存在一定差異。關于政府研發資助強度的度量，學界采取的指標比較多樣化，諸如政府稅收優惠、政府研發經費占比和政府采購等各種直接方式或間接方式，但大多文獻采用政府研發經費占比這一指標表征政府研發資助強度。借鑒Szczygielski等[24]的經驗，選擇各地區研發經費支出中政府資金占比表征政府研發資助強度，這一相對指標能夠較為客觀地反映區域創新資源投入的結構性差異，具有較高的可比性并能較好地消除價格因素的影響，該指標值越大表明政府研發資助強度越高。

(4)控制變量。為了得到穩健的估計結果，選取以下變量加以控制：①城市化水平(urb)，較高的城市化水平能為企業創新提供合理的人力資本稟賦結構，有利于創新活動交易效率的改善，從而促進知識和技術在企業間擴散溢出，采用歷年年末城鎮人口在總人口中占比進行刻畫；②對外直接投資(ofdi)，作為一國獲取國際技術溢出的重要渠道，對外直接投資是提升企業創新能力不容忽視的重要因素，選取歷年以人民幣表示的OFDI存量與當年GDP比值衡量；③金融發展(fin)，有效的金融支持有利于降低企業創新融資成本，以及緩解信息不對稱問題，進而可能對企業創新產生積極影響，選取歷年的金融機構年末存貸款余額除以GDP衡量；④技術引進(tei)，其是企業獲取先進技術的重要手段，會直接影響企業創新活動的開展，選取歷年國外技術引進合同金額占GDP比重衡量；⑤市場化水平(mar)，參照李子葉等[25]的具體做法，運用歷年的非國有企業員工占比指標衡量。

2.3 特征事實描述

本文的基礎研究數據主要來自歷年《中國金融年鑒》、《中國互聯網發展狀況統計報告》、《中國對外直接投資統計公報》、《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。相關變量描述性統計結果如表1所示。

表1 主要變量描述性統計結果

3 實證結果及分析

3.1 模型合理性檢驗

為促使本文實證研究過程更為嚴謹，首先進行以下3個方面的檢驗，以證明所構建計量模型的合理性：一是多重共線性檢驗。經測算發現，本文研究變量的最大方差膨脹因子VIF值為3.50，平均VIF值為2.50，均處于可接受的范圍內，說明本文構建的計量模型共線性問題較弱，不會對后文估計結果產生較大影響；二是面板平穩性檢驗。本文基于2006-2018年省際面板數據進行實證，為了避免因宏觀經濟數據波動而造成的偽回歸現象，主要采用3種方法對相關變量進行平穩性檢驗，分別是PP-Fisher技術、ADF-Fisher技術和LLC技術。檢驗表明，選取的各變量均是一階平穩的；三是面板協整關聯檢驗。基于Pedroni[26]提出的E-G兩步法回歸殘差的協整檢驗方法，測試本文研究變量之間是否存在長期均衡關聯。結果發現，各變量之間存在顯著的長期穩定均衡關聯。在上述檢驗的基礎上，本文將進一步考察政府研發資助調節下“互聯網+”企業創新的溢出問題。

3.2 全國層面估計結果

本文運用“自舉法”重疊模擬似然比檢驗統計量300次，以檢驗面板門檻效應的存在性，具體結果見表2。不難發現，無論考慮控制變量與否，以政府研發資助作為門檻變量時，單一門檻模型、雙重門檻模型和三重門檻模型均通過檢驗，且相應的三重門檻效應檢驗的95%置信區間分別為[0.314, 0.318]和[0.285, 0.450]，表明應采用三重面板門檻數據模型研究政府研發資助調節下“互聯網+”的創新溢出效應問題。同時，采取以下方式進行穩健性測試：一是改變研究時段，以2006-2016年為研究時段進行穩健性檢驗；二是剔除異常值影響，分別利用去掉平均“互聯網+”水平與平均政府研發資助變量極大值、極小值的新樣本進行穩健性檢驗，以規避潛在非隨機性和異常值的不良影響。進一步，本文分別對“互聯網+”變量滯后一期、政府研發資助變量滯后一期情形下的面板門檻數據模型進行估計，以盡可能處理非線性模型的內生性問題。檢驗結果表明，上述5種情況下，政府研發資助強度變量均通過了三重門檻效應檢驗，且其對應的3個門檻值相差無幾，表明本文基于三重面板門檻數據模型進行實證考察所獲結論應是可信的。

表2 全國層面政府研發資助調節的門檻效應存在性檢驗結果

在政府研發資助調節的非線性模型估計之前，首先，經豪斯曼檢驗后采用固定效應模型初步估計一個線性模型，具體結果見表3中模型1。其次，為了便于比較政府研發資助前后企業層面“互聯網+”創新溢出動態變化，對以“互聯網+”為門檻變量的三重面板門檻模型進行估計，采取穩健標準差方法消除異方差干擾，具體結果見表3中模型2。在此基礎上，進一步基于穩健標準差方法對政府研發資助的動態調節模型進行估計，相應結果見表3中模型3-模型9。其中，模型3為不考慮控制變量的估計情形，模型4是考慮控制變量的估計情形，模型5是改變研究時段的估計結果，模型6和模型7分別是剔除“互聯網+”變量和政府研發資助變量異常值的估計結果，模型8和模型9分別是“互聯網+”變量和政府研發資助變量滯后一期情形下的估計結果。由線性模型1的估計結果可知，“互聯網+”變量估計系數顯著為正，表明考察期內“互聯網+”顯著驅動了企業創新效率改善，即現階段中國實施“互聯網+”企業創新戰略是富有成效的，這與沈國兵等[27]的研究結論一致，驗證了假設H1。基于模型2和模型3的非線性估計結果比較可知，各門檻區間內“互聯網+”系數均顯著為正，說明“互聯網+”創新效應具有正向邊際效率遞增的非線性特征，且考慮政府研發資助調節后的“互聯網+”系數明顯增大，充分表明政府研發資助對“互聯網+”的創新溢出具有正向強化作用，進一步支持了H1。對于控制變量，各模型中系數方向均較為一致，僅在系數大小和顯著性水平上存在差異，這在一定程度上說明本文研究結論可靠。具體來看，現階段加快城市化和市場化進程，提升對外直接投資強度和金融發展水平均對企業創新效率改善具有積極影響，而技術引進則對企業創新產生了明顯的負面效應。通過估計系數比較可知，“互聯網+”對企業創新效率的積極影響僅次于城市化的作用，證實“互聯網+”對當前企業創新驅動發展產生了極為深遠的影響。

表3 全國層面的面板模型估計結果

由表3估計結果可知，“互聯網+”對企業創新效率的非線性影響會因政府研發資助強度變化而呈現差異，但政府研發資助一直正向調節“互聯網+”的創新溢出效應。主要依據考慮控制變量的門檻模型4展開實證分析，總體來看，在政府研發資助因素調節下，“互聯網+”對企業創新效率呈現正向邊際效應遞增的動態響應特征，支持假設H2。政府研發資助強度的3個門檻值分別為0.190、0.257和0.315，在不同政府研發資助門檻區間內“互聯網+”創新溢出效應存在顯著差異，具體表現為：當政府研發資助強度低于第一門檻值0.190時，“互聯網+”變量的估計系數為0.370且顯著，表明在該門檻區間內政府研發資助正向調節“互聯網+”的企業創新溢出。當政府研發資助強度介于0.190與0.257之間時，“互聯網+”的促進效應增大至0.405且顯著，即該門檻區間內政府研發資助對“互聯網+”企業創新的正向調節效果進一步強化。當政府研發資助強度位于0.257與0.315之間時，企業層面的“互聯網+”創新溢出效應仍然顯著，且該門檻區間內這種積極效應仍在持續增強。當政府研發資助強度超過0.315時，“互聯網+”變量的估計系數進一步增大至0.488，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明只有當政府研發資助強度超過0.315時，才能最有利于企業釋放“互聯網+”的創新溢出。不難發現，政府研發資助對“互聯網+”企業創新溢出效應具有正向調節作用，但較低的政府研發資助強度對企業層面“互聯網+”創新溢出的賦能效果相對有限，只有當政府研發資助強度超越一定門檻條件時，才能最大限度地促使企業釋放“互聯網+”創新溢出，即新時代下國家推動“互聯網+”企業創新的深度融合需要輔以較高的政府研發資助強度作為支撐。

進一步計算發現，考察期內政府研發資助強度平均水平為0.240，整體尚位于第二門檻區間內，與最優門檻區間下限值0.315存在較大差距，說明政府研發資助雖對“互聯網+”創新溢出具有正向調節影響，但現階段這種積極溢出效應還較為有限。同時還要注意到，尚有河北、內蒙古等13個省份的政府研發資助強度處于第一門檻區間內，意味著這些省份政府研發資助對“互聯網+”企業創新融合的強化效果尚不夠理想，其在推動“互聯網+”企業創新過程中尤應注重提升政府研發資助力度。總體來看，現階段中國應該持續提高政府研發資助強度，使其早日邁入有利于“互聯網+”企業創新溢出的最優調節區間，從而最大限度釋放企業層面的“互聯網+”創新溢出紅利。

3.3 分區域估計結果

為了深入揭示可能存在的異質空間門檻效應，從而得到更有針對性的結論和啟示，基于傳統地理空間區劃方法，分別從東、中、西部三大地區出發，考察政府研發資助調節下“互聯網+”創新溢出效應的動態空間異質性特征。由表4的檢驗結果可知，以政府研發資助為門檻變量，東、中、西部三大地區的政府研發資助門檻變量均通過了三重面板門檻檢驗，且其相應的95%置信區間依次為[0.350, 0.429]、[0.262, 0.342]和[0.180, 0.547]。因此，東、中、西部三大地區采用三重面板門檻數據模型進行估計較為合理。

表4 空間層面門檻效應存在性檢驗及門檻估計值

由表5的面板門檻數據模型估計結果可知，政府研發資助調節下“互聯網+”對企業創新效率的影響效應表現出明顯的動態空間異質性特征。具體表現如下：在政府研發資助門檻條件下，東部地區“互聯網+”企業創新的溢出效應呈現顯著的正向倒“U”型動態調節特征，即政府研發資助正向調節東部地區“互聯網+”的創新溢出效應。當政府研發資助強度依次跨越0.160和0.241時，“互聯網+”驅動企業創新的溢出效果持續增強，但當政府研發資助強度超過0.414時，“互聯網+”對企業創新的賦能效果出現弱化趨勢，只有使政府研發資助強度維持在較高水平時，才最有利于“互聯網+”企業創新融合發展，即存在最有利于東部地區“互聯網+”企業創新溢出的政府研發資助強度門檻區間[0.241, 0.414]；在政府研發資助門檻約束下，“互聯網+”對中部地區企業創新效率呈現顯著的正向“N”型動態調節作用。當政府研發資助強度低于0.116時，“互聯網+”對企業創新效率具有顯著促進影響，且這種驅動效應明顯強于東部地區。當政府研發資助強度位于0.116與0.162之間時，“互聯網+”企業創新的溢出效應有所增強。當政府研發資助強度跨越0.162但小于0.315時，“互聯網+”企業創新的溢出效應開始由強減弱。當政府研發資助強度超過0.315時，“互聯網+”對企業創新效率的積極影響會增至最大；在政府研發資助調節下，西部地區“互聯網+”對企業創新效率的影響表現出一定的正向“U”型動態響應特征，當政府研發資助強度小于0.137時，“互聯網+”對企業創新效率具有顯著積極影響。當政府研發資助強度位于0.137與0.157之間時，“互聯網+”的創新溢出效果開始變得不明顯，可能暫時陷入政府研發資助的“陷阱”。當政府研發資助強度介于0.157與0.191之間時，“互聯網+”企業創新又開始顯現積極的溢出效果。當政府研發資助強度跨越0.191時，“互聯網+”的創新溢出效應增至最強。上述分析完全驗證了假設H3。

表5 空間層面的面板門檻模型估計結果

對比三大地區各門檻區間的“互聯網+”系數可知，隨著政府研發資助強度的持續提升，“互聯網+”估計系數一直保持著“中部>東部>西部”的鮮明特征，即現階段政府研發資助對中部地區“互聯網+”企業創新的正向調節效應最為明顯，東部地區的積極效果次之，西部地區最小。為了進一步增強研究結論的可靠性，本文對兩種情形下2007-2017年“互聯網+”滯后一期的面板門檻數據模型進行估計，結果均較好地支持了前文結論。

進一步基于各區域政府研發資助強度的最優門檻區間下限值比較發現，東、中部地區“互聯網+”的創新溢出具有比西部地區更高的政府研發資助門檻要求，說明在有效推動“互聯網+”企業創新融合發展過程中，東、中部地區相比西部地區應實施強度更高的政府研發資助政策，進一步釋放“互聯網+”企業創新的溢出紅利。另外，相較東部地區，中、西部地區政府研發資助對“互聯網+”創新溢出的調節作用具有更為復雜的動態演化特征。局部地區之所以會出現“互聯網+”創新溢出弱化的情形，原因可能在于政府研發資助會在某些時刻產生一定的“擠入效應”，導致企業把原本用于驅動“互聯網+”創新融合的資源投向其它領域，進而陷入短暫的資助“陷阱”，但隨著政府研發資助強度持續提升，加之企業持續從“互聯網+”創新中受益，使得企業推動“互聯網+”創新融合發展的意愿不斷增強，并投入更多資源作為支撐，進而產生更為明顯的“互聯網+”創新溢出效果。

4 結論與政策建議

4.1 結論

本文基于政府研發資助視角，利用面板門檻技術實證考察了“互聯網+”對企業創新效率影響的異質性動態調節效應，主要結論如下：考察期內，“互聯網+”顯著推動中國企業創新效率改善，但這種積極影響存在明顯的政府研發資助三重門檻調節效應，政府研發資助對企業層面的“互聯網+”創新有著顯著強化作用；在政府研發資助調節下，企業層面的“互聯網+”創新溢出呈現明顯的正向且邊際效應遞增的動態演化特征，即只有當政府研發資助強度超越一定門檻條件時，才能最大限度地促使企業釋放“互聯網+”創新溢出；現階段政府研發資助對“互聯網+”企業創新的正向調節效果相對有限，尚有接近一半省份的政府研發資助強度處于第一門檻區間內；政府研發資助對“互聯網+”企業創新的實際調節效果存在顯著空間差異，具體表現為“中部>東部>西部”階梯狀分布特征；在不同地理空間上，政府研發資助調節下的“互聯網+”企業創新溢出效應亦存在明顯差異，在東部、中部和西部三大地區分別具有正向倒“U”型、正向“N”型和正向“U”型的異質動態特征，但共同點在于更高強度政府研發資助策略有利于釋放“互聯網+”企業創新溢出紅利。

4.2 政策建議

首先，應以“互聯網+”戰略為契機，大力鼓勵和引導企業實施“互聯網+”創新戰略。支持企業創新發展與時俱進，充分意識到互聯網時代企業開展創新活動的智能化、數字化和網絡化新特征，積極將新一代信息技術引入到企業創新活動中，為企業改變創新方式方法、優化創新資源配置、豐富創新資本來源渠道、加速知識溢出和生產速度、降低創新不確定性風險等注入強勁動力，進而通過“互聯網+”創新深度融合，實現企業創新的高質量發展目標。

其次，我國在推動“互聯網+”企業創新融合發展時，應充分考慮到自身政府研發資助狀況及發展實際，現階段要進一步提升政府研發資助強度，使其早日跨入最優調節區間。因此，在繼續深化“互聯網+”創新戰略的同時，應充分考慮政府研發資助對“互聯網+”企業創新溢出的動態強化效果和演化規律，將政府研發資助策略與企業“互聯網+”建設緊密結合起來。具體而言，在高政府研發資助強度省份，應引導企業將資源持續注入到“互聯網+”創新融合進程中，推動“互聯網+”與創新活動有效協同，同時，盡可能避免高強度政府研發資助對企業創新活動產生“擠出效應”。在低政府研發資助強度省域，應大力加強政府研發資助力度，持續為企業“互聯網+”創新融合發展提供充足的資本支持。同時，也要注重動態適時調整政府研發資助強度，主動實施靈活科學、多元多層、有針對性的政府研發資助手段和策略，積極發揮政府研發資助的信號傳遞效應，不斷引導社會資本參與到企業“互聯網+”創新融合發展中，進而為不同區域有效釋放“互聯網+”企業創新溢出提供切實有效的政府研發資助策略。

最后，要認識到現階段政府研發資助調節效果還相對有限且具有空間異質性特征，注重實施差異化的政府研發資助策略和方法。不同區域應根據自身政府研發資助水平，因地制宜選擇“互聯網+”企業創新的最佳融合路徑，新時代下東部地區省份最大限度釋放“互聯網+”企業創新溢出，應以較高的政府研發資助力度作為必要條件，但其資助強度最好不要超過0.414的水平。中部地區省份應盡量使當前的政府研發資助強度動態調整至0.315水平之上，最優門檻區間外的積極調節效果同樣面臨弱化的壓力。西部地區省份應使政府研發資助強度位于0.191水平之上，一旦低于該水平則不僅導致企業層面的“互聯網+”創新溢出紅利出現一定程度的損失，甚至可能出現政府研發資助調節弱化的現象。

4.3 研究不足與展望

本研究在以下方面有待進一步拓展：①“互聯網+”與企業創新效率之間的調節機制比較復雜，可能還受其它調節因素的影響；②本文主要研究“互聯網+”對企業創新的影響，尚未挖掘二者之間是否存在互動關聯機制；③以五大維度為基礎構建的“互聯網+”綜合發展水平評價指標體系，在指標數量和質量上還有待改進，例如尚未加入互聯網產業發展、電子商務水平、互聯網政策等指標。因此，未來研究可以從理論、方法等多方面進行優化，提升數據質量，進一步佐證本文結論，同時為“互聯網+”企業創新深度融合提供政策依據。