產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響

李 瑋

（浙江工商大學(xué) 杭州商學(xué)院，浙江 杭州 311508）

近年來，中央先后出臺《國家數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展試驗區(qū)實施方案》 《關(guān)于推進(jìn)“上云用數(shù)賦智”行動，培育新經(jīng)濟發(fā)展實施方案》等一系列支持?jǐn)?shù)字經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策，旨在促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合發(fā)展。在此背景下，產(chǎn)業(yè)政策和數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系引起學(xué)術(shù)界的廣泛探討。部分學(xué)者肯定產(chǎn)業(yè)政策對技術(shù)創(chuàng)新的積極影響，夏清華、譚曼慶(2022)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策力度能夠顯著促進(jìn)信息技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量[1]。何凌云等(2020)研究發(fā)現(xiàn)，同一產(chǎn)業(yè)政策會對不同行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生差異化影響[2]。徐樂、趙領(lǐng)娣(2019)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策可以有效促進(jìn)新能源技術(shù)創(chuàng)新，但在此過程中，受實施區(qū)域、行業(yè)特征等因素制約，很可能導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)政策實際發(fā)揮作用與預(yù)期存在差異[3]。另一部分學(xué)者則對產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟關(guān)系做出進(jìn)一步闡明，布和礎(chǔ)魯、陳玲(2021)研究發(fā)現(xiàn)，在數(shù)字經(jīng)濟時代，政府需要采用開放、多元與動態(tài)的方式完善產(chǎn)業(yè)政策，助力數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展[4]。劉淑春(2019)研究指出，中國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展面臨的突出矛盾是生產(chǎn)關(guān)系無法滿足生產(chǎn)力的發(fā)展需求，為打破數(shù)字化生產(chǎn)力發(fā)展的壁壘，需構(gòu)建相關(guān)政策體系助力數(shù)字經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級[5]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多圍繞產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新或?qū)?shù)字經(jīng)濟單一層面的促進(jìn)作用展開研究，鮮有文獻(xiàn)對產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系做出深入探討。鑒于此，文章將產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響關(guān)系納入統(tǒng)一框架進(jìn)行分析研究，同時從時空異質(zhì)性角度考察產(chǎn)業(yè)政策能否驅(qū)動數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新這一現(xiàn)實問題，以期為新時代中國數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供可行思路。

一、研究設(shè)計

1.作用機理分析

目前，國家對于數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的發(fā)展日益重視，相繼出臺一系列產(chǎn)業(yè)政策。數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)能否研發(fā)符合產(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向的新產(chǎn)品與新技術(shù)，直接關(guān)系到行業(yè)未來發(fā)展趨勢。具體而言，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響關(guān)系體現(xiàn)在：第一，產(chǎn)業(yè)政策可通過提升企業(yè)在正規(guī)渠道的融資規(guī)模，進(jìn)而助推更多社會資金注入數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)[6]。近年來，政府持續(xù)出臺產(chǎn)業(yè)政策，可有效放寬行業(yè)政策、資金等方面約束，促使大量資源流入數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)。除此之外，產(chǎn)業(yè)政策還可以改善經(jīng)濟外部環(huán)境與消費者預(yù)期，提供充足資金以支持企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新。第二，產(chǎn)業(yè)政策可以通過稅收優(yōu)惠緩解企業(yè)融資約束[7]。稅務(wù)部門會依據(jù)產(chǎn)業(yè)政策重點關(guān)注的領(lǐng)域來確定優(yōu)惠對象，并給予相應(yīng)優(yōu)惠政策，以減少行業(yè)融資約束。稅收優(yōu)惠措施可以顯著降低數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)創(chuàng)新成本，以增加創(chuàng)新研發(fā)投入。第三，產(chǎn)業(yè)政策有助于行業(yè)獲取外部資源，有效幫助外部投資者了解該行業(yè)，避免行業(yè)與投資者之間信息不對稱，利于行業(yè)獲取更多的外部資源。第四，產(chǎn)業(yè)政策能夠加快創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化。政府可以通過產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)其他社會力量加入行業(yè)創(chuàng)新活動，不僅可以提高創(chuàng)新效率，還能進(jìn)一步促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新成果迅速轉(zhuǎn)化與落地。

2.模型構(gòu)建

文章旨在檢驗產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的影響，并考察其是否存在時間與空間差異。為此，借鑒韓先鋒、李勃昕(2021)的研究方法[8]，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策影響數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)的長期均衡面板數(shù)據(jù)模型，對時空異質(zhì)性進(jìn)行檢驗：

模型(1)可以檢驗產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的長期穩(wěn)定性。基于此，文章將長期均衡模型產(chǎn)生的殘差序列ECMit引入，并建立一階差分誤差修正模型，以檢驗產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響作用是否存在短期波動效應(yīng)。

其中Δ 代表一階差分，差分項可以有效反映產(chǎn)業(yè)政策的短期波動對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。在模型(2)的基礎(chǔ)上，可將數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新變動拆分為偏離長期均衡影響與產(chǎn)業(yè)政策短期波動影響。? 表示殘差序列的誤差修正系數(shù)，其大小表示偏離長期均衡的調(diào)整水平。若? 等于0 這一原假設(shè)不成立，則認(rèn)為模型中具有誤差修正機制，說明產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間具有比較可靠的長期均衡關(guān)系。當(dāng)拒絕γ為0 的原假設(shè)時，二者具有短期波動影響，反之亦然。

為考察產(chǎn)業(yè)政策與不同因素交互作用后是否對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在異質(zhì)性影響，文章進(jìn)一步分析對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)政策交互作用的異質(zhì)性，具體估計方程如式(3)～(5)所示：

在公式(3)～(5)中，ofdi 表示對外開放水平，通過各省對外直接投資存量與GDP 比值計算。值得注意的是，如果對外直接投資存量以美元為單位，在計算時需要換算為當(dāng)年的人民幣匯率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以grad 表示，利用第三產(chǎn)業(yè)實際增加值與第二產(chǎn)業(yè)實際增加值之比來衡量。技術(shù)進(jìn)步以tp 表示，利用DEA-Malmquist 指數(shù)測量獲得全國30 個省份全要素生產(chǎn)率衡量。λ、k、π 分別表示各省份產(chǎn)業(yè)政策與對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及技術(shù)進(jìn)步交互變量彈性系數(shù)。

3.數(shù)據(jù)來源與變量說明

文章采取中國30 個省份（囿于數(shù)據(jù)可得性，剔除西藏及港澳臺地區(qū)） 2011—2020 年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，數(shù)據(jù)主要來自滬深A(yù) 股中數(shù)字經(jīng)濟上市企業(yè)的財務(wù)與專利數(shù)據(jù)。其余變量數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》 《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》與國泰安數(shù)據(jù)庫。

（1） 被解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(TD)

文章遵循現(xiàn)有研究的普遍做法[9-11]，將行業(yè)創(chuàng)新能力細(xì)分為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)與研發(fā)資本投入指標(biāo)。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)以專利申請數(shù)量衡量，研發(fā)資本投入指標(biāo)以行業(yè)內(nèi)部研發(fā)投入衡量，以此來更好地判斷產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是否存在策略性影響。

（2） 核心解釋變量：產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)(POL)

考慮到政策難以被量化的實際，早期學(xué)者在研究政策時通常會根據(jù)具體實施情況進(jìn)行定性分析。為進(jìn)一步精確衡量政策具體實施效果，國內(nèi)外學(xué)者逐漸構(gòu)建出量化政策的方法。其中，Sylvie 等(2002)構(gòu)建優(yōu)惠政策指數(shù)以測量其對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)程度[12]。文章構(gòu)建綜合指標(biāo)體系反映產(chǎn)業(yè)政策情況。考慮到數(shù)據(jù)可獲得性，文章將產(chǎn)業(yè)政策拆分為四個維度，分別為研發(fā)補貼、稅收補貼、信用貸款、行業(yè)準(zhǔn)入條件，并選取細(xì)分指標(biāo)，構(gòu)建相應(yīng)指標(biāo)體系，具體設(shè)定見表1。

表1 中國產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)測度體系

文章采用主成分分析法構(gòu)造產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)。主成分分析法在評價指標(biāo)的量綱和數(shù)量級等因素影響下，會造成部分信息丟失。因此，為盡可能地消除量綱帶來的負(fù)面影響，文章采取標(biāo)準(zhǔn)化方式處理原始數(shù)據(jù)，處理后的全部數(shù)據(jù)最終均通過Bartlett球形檢驗和KMO 檢驗。隨后，通過主成分分析法計算因子綜合得分。為更便捷分析綜合得分，文章通過式(6)將綜合得分轉(zhuǎn)換為[0，100]區(qū)間取值，表示中國省際產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)。

其中，Yi為i 省產(chǎn)業(yè)政策的綜合因子得分，MaxYi與MinYi分別為綜合因子得分的最大值與最小值，通過式(6)可得中國產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)。該指標(biāo)數(shù)值越大，說明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)政策的實施效果越好。

二、實證結(jié)果及分析

1.產(chǎn)業(yè)政策創(chuàng)新的長期效應(yīng)

文章選取2011—2020 年中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果如表2 所示。在實證分析過程中，如果直接采用普通最小二乘法進(jìn)行研究，可能會存在序列相關(guān)和異方差現(xiàn)象。因此，使用固定效應(yīng)EGLS 方法進(jìn)行分析，消除異方差與序列相關(guān)造成的影響。具體估計方程模型如下所示：

調(diào)整后的R2接近1，F(xiàn) 值也較大，說明模型(7)具有較高擬合度，并且擁有較高顯著性。DW=1.859，表明模型(7)不存在自相關(guān)問題，并且所有解釋變量均通過t 統(tǒng)計檢驗。通過表2 結(jié)果可知，各省份β 值存在較大差異，這說明不同省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有異質(zhì)性影響。可能的原因在于，各省份出臺產(chǎn)業(yè)政策是以當(dāng)?shù)匕l(fā)展條件為基礎(chǔ)，具有較強的針對性，加之原有數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)不同，導(dǎo)致不同省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所產(chǎn)生的影響存在差異。另外，φ 值均通過1%水平顯著性檢驗，說明不同省份產(chǎn)業(yè)政策均能夠?qū)?shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生長期影響。

由表2 可知：第一，北京的β 值最大，上海、廣東、浙江、重慶等地的β 值也處于較高水平，說明上述地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受產(chǎn)業(yè)政策之外的綜合因素影響較大。第二，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響最大的省份是寧夏，其彈性系數(shù)為0.039。除此之外，海南、廣西、陜西、甘肅等地區(qū)產(chǎn)業(yè)政策的彈性系數(shù)大于0.022。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，上述省份大多位于中部地區(qū)。該結(jié)論說明中部地區(qū)省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的促進(jìn)作用。究其原因，近年來國家對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提出了更高要求，通過部署中部算力網(wǎng)絡(luò)國家樞紐節(jié)點促進(jìn)中部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展。為此，中部地區(qū)積極抓住數(shù)字化變革新機遇，打造國家數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展試驗區(qū)，大力推動數(shù)字經(jīng)濟技術(shù)創(chuàng)新能力。第三，北京產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響最小，彈性系數(shù)只有0.012。同時，上海、浙江、廣東的彈性系數(shù)均小于0.014，說明在樣本觀察期內(nèi)，上述省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果較小。這是由于上述地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力普遍偏高，產(chǎn)業(yè)政策對其促進(jìn)作用較為有限。第四，內(nèi)蒙古、福建、遼寧、安徽等省份的產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響處于中等水平，彈性系數(shù)為0.018～0.022。第五，分地區(qū)來看，東部地區(qū)省份產(chǎn)業(yè)政策彈性系數(shù)均值為0.019，中部地區(qū)為0.026，西部地區(qū)為0.027，東北地區(qū)為0.025，說明產(chǎn)業(yè)政策對中、西部及東北地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新長期促進(jìn)效應(yīng)明顯大于東部地區(qū)。

表2 產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期效應(yīng)

2.產(chǎn)業(yè)政策創(chuàng)新的交互效應(yīng)

將樣本數(shù)據(jù)帶入公式(3)、(4)、(5)計算產(chǎn)業(yè)政策與對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步融合對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。產(chǎn)業(yè)政策與對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及技術(shù)進(jìn)步交互變量彈性系數(shù)的平均值分別為0.175、0.101、0.437，大于產(chǎn)業(yè)政策彈性系數(shù)平均值，表明產(chǎn)業(yè)政策與上述因素融合發(fā)展有助于強化產(chǎn)業(yè)政策的創(chuàng)新溢出效應(yīng)。從影響強度來看，產(chǎn)業(yè)政策與技術(shù)進(jìn)步融合對于提升數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效果最明顯，產(chǎn)業(yè)政策與對外開放水平交互影響次之，產(chǎn)業(yè)政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級交互效應(yīng)最小。同時，產(chǎn)業(yè)政策與對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及技術(shù)進(jìn)步對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的交互影響存在顯著空間差異，具體表現(xiàn)在以下幾個方面：一是在對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步的調(diào)節(jié)下，上海、江蘇等多數(shù)地區(qū)交互效應(yīng)較為明顯。說明這些省份在實施產(chǎn)業(yè)政策過程中，積極提高對外開放水平、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，加快技術(shù)進(jìn)步速度，較大限度地激發(fā)產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。二是海南、四川等地產(chǎn)業(yè)政策與對外開放水平融合發(fā)展能夠助力數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。但產(chǎn)業(yè)政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步的融合對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生一定負(fù)面影響。三是在對外開放水平的調(diào)節(jié)下，產(chǎn)業(yè)政策對大部分省份數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向影響。與之形成鮮明對比的是，海南省在對外開放水平的調(diào)節(jié)下，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響逐漸減弱。四是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的調(diào)節(jié)作用下，大多數(shù)省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正向促進(jìn)作用，但福建、湖南等省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用則不明顯；遼寧和吉林兩省則呈現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)作用弱化的趨勢。五是在技術(shù)進(jìn)步的調(diào)節(jié)作用下，大部分省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動作用逐漸強化，湖南產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)作用則不顯著，而重慶、內(nèi)蒙古等地則呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響。不難發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的積極效應(yīng)受到對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步等因素的調(diào)節(jié)與制約，呈現(xiàn)出顯著空間異質(zhì)性。

表3 產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新長期影響的交互效應(yīng)

3.產(chǎn)業(yè)政策創(chuàng)新的短期效應(yīng)

模型(7)和表2 反映產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期影響。在此基礎(chǔ)上，引入長期關(guān)系模型中的殘差序列，進(jìn)一步分析產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期影響，具體結(jié)果見表4。

表4 產(chǎn)業(yè)政策與數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新面板誤差修正模型估計結(jié)果

表4 反映產(chǎn)業(yè)政策在短期內(nèi)對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策在短期內(nèi)對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的誤差修正系數(shù)均為負(fù)，說明產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期影響存在誤差修正機制，即在t-1 期內(nèi)，當(dāng)數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平低于長期均衡值時，數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的增加值為正，并逐漸趨于長期均衡水平，縮小長期與短期影響效應(yīng)之間的差異。反之，當(dāng)t-1 期內(nèi)數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的值大于長期均衡時，則誤差修正會使數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的增加值逐漸減小，促使短期均衡向長期均衡偏移。可以說，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期影響會逐漸趨向于長期。深入分析發(fā)現(xiàn)，各省份提升速度存在差異，ECMi，t-1調(diào)整力度也存在一定差異。如ECMi，t-1對于河北、安徽等省份的回拉力大于寧夏與廣西等省份。

所有省份產(chǎn)業(yè)政策一階差分項系數(shù)均顯著為正，表明短期內(nèi)加大產(chǎn)業(yè)政策實施力度有利于提升數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，即產(chǎn)業(yè)政策是數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新變動的短期原因。ΔPOLit項系數(shù)表示產(chǎn)業(yè)政策實施強度每增強1%，數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平會得到相應(yīng)的提升。表4 中黑龍江、江西等27個省份ΔPOLit項回歸系數(shù)大于0.01，內(nèi)蒙古、浙江、新疆3 個省份的ΔPOLit項回歸系數(shù)小于0.01，說明這些省份產(chǎn)業(yè)政策強度每增加1%，數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新增長率小于1%。其中，東部地區(qū)省份產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)平均值為0.019，中、西部以及東北地區(qū)省份回歸系數(shù)的平均值為0.021。這一結(jié)果充分說明短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性。

通過對比長短期效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長短期效應(yīng)具有時空差異性。在時間方面，北京、內(nèi)蒙古等省份產(chǎn)業(yè)政策的長期影響效應(yīng)回歸系數(shù)明顯大于短期，說明產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期影響大于短期。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因與產(chǎn)業(yè)政策性質(zhì)分不開。隨著產(chǎn)業(yè)政策紅利持續(xù)釋放，長期內(nèi)產(chǎn)業(yè)政策釋放創(chuàng)新效應(yīng)將會更為明顯。青海省的產(chǎn)業(yè)政策變量長期系數(shù)與短期系數(shù)并未發(fā)生明顯變化，說明其產(chǎn)業(yè)政策變量對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新長期促進(jìn)效應(yīng)并不明顯。在空間方面，不論是長期效應(yīng)還是短期效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)政策對于東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)明顯小于中、西部及東北地區(qū)。

三、結(jié)論與啟示

文章采用面板協(xié)整檢驗與誤差修正模型，選取2011—2020年中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，考察產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的時空異質(zhì)性。主要結(jié)論為：第一，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)出長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且具有顯著空間異質(zhì)性。第二，對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)進(jìn)步等因素融合可以強化產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，但部分省份呈現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)政策的負(fù)面影響與弱化效應(yīng)，需要引起重視。第三，產(chǎn)業(yè)政策短期波動對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期波動具有積極影響，且產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期均衡存在短期異質(zhì)修正效應(yīng)。第四，產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率影響的長期效應(yīng)強于短期，產(chǎn)業(yè)政策對東部地區(qū)省份數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升效果低于其他地區(qū)省份。

基于以上結(jié)論，文章提出幾點啟示建議，以促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新向好發(fā)展。

第一，著力釋放產(chǎn)業(yè)政策的組合效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)政策對數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有長期均衡影響，因此相關(guān)部門要依據(jù)產(chǎn)業(yè)政策推進(jìn)的反饋效果，針對不同創(chuàng)新方向?qū)?shù)字經(jīng)濟行業(yè)進(jìn)行差異化定向施策，合理安排政策組合與力度，精準(zhǔn)把握數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)內(nèi)部的共性與特性，助力數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。不僅如此，政府在發(fā)布產(chǎn)業(yè)政策時，需要基于不同時期經(jīng)濟與科技發(fā)展前景不斷做出調(diào)整，分階段明確政策重點。另外，政府需要積極助力解決行業(yè)共同的技術(shù)難題，為數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)整合外部創(chuàng)新資源提供有力政策支持。

第二，豐富產(chǎn)業(yè)政策落地方式。目前，中國產(chǎn)業(yè)政策通用的財政手段以直接補貼為主，對市場經(jīng)濟進(jìn)行直接干預(yù)。一方面，直接補貼形式會滋生數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)的“尋租”亂象；另一方面，直接補貼會導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟企業(yè)沉迷于直接補貼帶來的便捷，進(jìn)而逐漸放棄與同業(yè)競爭。這種現(xiàn)象與產(chǎn)業(yè)政策出臺的初衷相背離，因此直接補貼形式需要優(yōu)化。相關(guān)部門可以考慮將直接補貼轉(zhuǎn)變?yōu)殚g接補貼，利用財政資金建立起行業(yè)服務(wù)體系，以第三方手段為數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)提供有利幫助。如此，金融機構(gòu)等社會力量擁有參與投資數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)的機會，利于緩解數(shù)字經(jīng)濟企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中面臨的資金短缺問題。

第三，加快行業(yè)成果轉(zhuǎn)化。其一，強化優(yōu)惠政策扶持力度。在促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化方面，稅收手段的支持效果并不明顯，因此在稅收方面可以做出調(diào)整。例如政府可在“產(chǎn)學(xué)研”方面重點提升數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)創(chuàng)新主體的合作程度，同時基于高校、研究所等在創(chuàng)新工作中的貢獻(xiàn)程度，給予不同程度的稅收優(yōu)惠政策，以期推動區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。其二，建立科技成果轉(zhuǎn)化數(shù)據(jù)庫。政府可聯(lián)合企業(yè)、科研院所、科技服務(wù)機構(gòu)等創(chuàng)新主體，搭建科技成果轉(zhuǎn)化數(shù)據(jù)庫，促進(jìn)科技成果與企業(yè)的精準(zhǔn)對接。通過設(shè)立統(tǒng)一的規(guī)范，實現(xiàn)對科技成果轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)的精準(zhǔn)分類與篩選，降低企業(yè)搜尋成本，提高數(shù)字經(jīng)濟行業(yè)科技成果的利用率。