李新偉，王敬勇

(南京審計大學會計學院,江蘇南京 211815)

1 研究背景

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，建設創(chuàng)新型國家是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。區(qū)域創(chuàng)新水平的提升是全面建成創(chuàng)新型國家的基礎，但我國區(qū)域間創(chuàng)新水平卻存在著顯著差異。截止到2017 年，廣東省專利授權量為332 652 件，位居全國首位，而西藏自治區(qū)僅有授權專利420 件，僅占廣東省專利授權量的1‰；與此同時，我國東部地區(qū)的專利授權量的全國占比為73%，是中部和西部地區(qū)專利授權量之和的兩倍多。區(qū)域創(chuàng)新水平的巨大差異嚴重阻礙了創(chuàng)新型國家的建設。如何有效提升我國各地區(qū)的創(chuàng)新能力，縮小區(qū)域間創(chuàng)新差距和促進各地區(qū)的創(chuàng)新活動交流，對于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，落實創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略和建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系具有重要意義。

由于互聯(lián)網(wǎng)具有通用目的的特征，可以將各區(qū)域的創(chuàng)新資源緊密結合在一起，使創(chuàng)新不再是一個封閉的組織結構，創(chuàng)新主體具有多元化，互聯(lián)網(wǎng)成為了促進創(chuàng)新能力的良好平臺。自從互聯(lián)網(wǎng)誕生以來，互聯(lián)網(wǎng)作為知識和信息共享的平臺，已成為了創(chuàng)新發(fā)展的新動能?？v觀互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的40 余年，科技革命、大數(shù)據(jù)、人工智能等推動人類經(jīng)濟發(fā)展和科技進步無不依賴互聯(lián)網(wǎng)的高速發(fā)展，可見創(chuàng)新能力與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有著必然的內(nèi)在聯(lián)系，因此，互聯(lián)網(wǎng)作為資源集聚的平臺，必然會成為推動創(chuàng)新水平提升的重要動力。

關于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新水平的提升，目前的研究成果主要集中于互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，如Arthur［1］研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)推動了信息和知識的傳播，進而推動了創(chuàng)新；Apak 等［2］認為銀行通過互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展得到了擴張，進而增加了企業(yè)的創(chuàng)新活動，提高了利潤。也有學者從實證角度檢驗了互聯(lián)網(wǎng)與企業(yè)創(chuàng)新水平兩者之間的關系，如王金杰等［3］研究顯示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展改變了企業(yè)創(chuàng)新資源的組合方式，降低了企業(yè)創(chuàng)新過程中的交易成本和治理成本，提高了企業(yè)的創(chuàng)新績效；李佳鈺等［4］研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)通過研發(fā)部門和應用部門的傳導機制提高工業(yè)技術創(chuàng)新效率。上述文獻為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響創(chuàng)新水平提供了理論和經(jīng)驗支撐，然而目前研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新的文獻并不多，且并未考慮區(qū)域創(chuàng)新水平地理位置的影響，即區(qū)域創(chuàng)新能力是否會形成空間溢出效應；此外，外商直接投資作為影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的因素［5-6］，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否會通過外商直接投資間接影響區(qū)域創(chuàng)新能力，這些都是值得探討的問題。

基于以上分析，本文采用空間計量模型，實證檢驗區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出性以及互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其傳導機制。本文可能存在的邊際貢獻為：第一，將空間自相關模型引入互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力的研究框架中，彌補了當前學者關于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力內(nèi)在影響機制分析的不足，為區(qū)域創(chuàng)新能力的空間關聯(lián)提供經(jīng)驗證據(jù)；第二，基于外商直接投資視角，揭示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展作用于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機理，為區(qū)域創(chuàng)新能力的提高提供新路徑。

2 理論分析

2.1 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應

隨著經(jīng)濟發(fā)展趨于一體化，特定區(qū)域發(fā)展不僅取決于當?shù)厝肆Α①Y金和技術的投入，還需要其他地區(qū)的協(xié)調(diào)配合，區(qū)域間的相互配合促進了創(chuàng)新活動的交流，進而產(chǎn)生創(chuàng)新能力的空間關聯(lián)，但其空間關聯(lián)強度會隨著地理距離的增加而逐漸減弱［7］。具體而言，由于鄰近省份交通便利，因此鄰近省份更容易進行創(chuàng)新活動的交流與合作，創(chuàng)新合作的成本較低，創(chuàng)新主體容易向鄰近區(qū)域傳遞創(chuàng)新信息，且鄰近主體也會更容易學習和模仿創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活動，創(chuàng)新能力較高的主體會形成空間鄰近效應。黨的十九大提出要建設創(chuàng)新型國家，研發(fā)投入、創(chuàng)新成果成為了政績考核的新標準，在新的考核標準下，地方政府會加大創(chuàng)新資源的投入，提高自身創(chuàng)新產(chǎn)出水平，若鄰近區(qū)域的創(chuàng)新能力較高，鄰近地方政府會感受到競爭壓力，進而投入更多的資源用于創(chuàng)新活動。所以，在鄰近效應和競爭效應的影響下，區(qū)域間的創(chuàng)新能力會打破空間約束向鄰近地區(qū)擴散，形成創(chuàng)新能力的空間溢出效應。

基于以上分析，本文提出假設1：區(qū)域創(chuàng)新能力存在空間依賴性，創(chuàng)新能力高的地區(qū)對其周邊產(chǎn)生空間溢出效應。

2.2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力

隨著科技水平的不斷提升，創(chuàng)新的難度不斷提高，機構或地區(qū)僅依靠自身的人力與資金難以滿足創(chuàng)新需求，只有主體間相互合作，將內(nèi)外部創(chuàng)新資源重新整合，通過開放式創(chuàng)新才可能解決此類問題［8］。但是，受到地理空間的限制，開放合作式創(chuàng)新難以發(fā)揮作用，主體間合作交流成本較高、效率較低。而隨著通信技術的不斷發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)作為一個信息交流的平臺，可以有效地解決此類問題。擁有豐富創(chuàng)新資源的互聯(lián)網(wǎng)平臺能夠為各區(qū)域創(chuàng)新合作提供良好條件，使各區(qū)域創(chuàng)新參與主體可以隨時交流、相互學習，降低交流成本、提高效率。因此，互聯(lián)網(wǎng)實質上為各創(chuàng)新主體提供了一個無界、有效的創(chuàng)新平臺，為開放式創(chuàng)新提供了可能。以下本文將從兩個方面分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動區(qū)域創(chuàng)新的作用機制：第一，成本節(jié)約效應。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展改變了創(chuàng)新主體的組織關系結構［9］，使更多外部相關者更加深層次地參與到創(chuàng)新活動中，為創(chuàng)新活動提供建議，從而形成扁平化的管理模式，減少了冗余的中間環(huán)節(jié)，降低了治理成本；此外，互聯(lián)網(wǎng)使組織內(nèi)部交流更加簡化，各主體間的合作更加快捷和緊密，提高了解決問題的效率，推動了創(chuàng)新主體內(nèi)部結構和工作方式發(fā)生巨大改革。即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能使創(chuàng)新主體不斷地自我學習和調(diào)整，使創(chuàng)新主體能夠適應不同的創(chuàng)新需求，提升創(chuàng)新效率，建立高效的創(chuàng)新管理模式。第二，知識溢出效應。在互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展過程中，不斷進入互聯(lián)網(wǎng)的個體不僅能夠享受到互聯(lián)網(wǎng)帶來的便捷化，還能從知識溢出效應中獲益。首先，提升區(qū)域創(chuàng)新能力需要廣博的知識作為基礎，互聯(lián)網(wǎng)打破了地理空間的約束，加速了不同地區(qū)知識的傳播，為知識的集聚和傳播提供了便利，各創(chuàng)新參與主體無需出門就可以通過互聯(lián)網(wǎng)學習到各種知識，并從互聯(lián)網(wǎng)學習中獲益；其次，各創(chuàng)新參與主體為了謀求長期發(fā)展，就會不斷地學習，形成知識的溢出效應，為提升區(qū)域創(chuàng)新能力提供基礎。因此，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會通過知識溢出效應提高區(qū)域創(chuàng)新能力。

基于以上分析，本文提出假設2：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力具有促進作用。

2.3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與創(chuàng)新能力

外商直接投資（FDI）會受到交易成本的影響［10］，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展拓展了外商投資的區(qū)域范圍和獲取信息的渠道，外商可以直接搜集及時有效的信息，減少信息不對稱，降低投資風險，減少交易成本［11］，因此外商會通過互聯(lián)網(wǎng)渠道進行投資并產(chǎn)生技術溢出效應［12］。即跨國公司擁有先進的技術，其對外直接投資會轉移內(nèi)部技術，產(chǎn)生技術溢出效應進而影響東道國的外部經(jīng)濟［13］。技術溢出效應對區(qū)域創(chuàng)新的影響機制主要有以下幾個方面：第一，競爭效應。外商投資主體一般擁有先進的科技和高效的管理經(jīng)驗，其進入東道國市場會導致行業(yè)的競爭加劇，本土企業(yè)為了提升市場份額，會加大創(chuàng)新投入、優(yōu)化產(chǎn)品質量，即FDI 會通過競爭效應影響區(qū)域創(chuàng)新能力。第二，示范效應。本土企業(yè)與外資企業(yè)在技術、管理和市場經(jīng)營等方面存在較大差異，F(xiàn)DI 為本土企業(yè)學習和模仿提供了可能，從而推動區(qū)域的技術進步和創(chuàng)新水平的提升。第三，擁有先進技術和管理經(jīng)驗的外資企業(yè)會注重對東道國員工的培養(yǎng)，且其培養(yǎng)的員工的能力總體上會優(yōu)于本土員工［14］，當這些員工流向本土企業(yè)時，就會產(chǎn)生員工流動效應，提升本土企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。第四，外商直接投資不僅會影響本產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，還會對有關上下游產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響，形成聯(lián)系效應，如王然等［15］發(fā)現(xiàn)外商直接投資的溢出效應會顯著促進下游企業(yè)的創(chuàng)新能力基于以上效應推測，本文提出假設3：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過外商直接投資間接促進區(qū)域創(chuàng)新能力提高。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

考慮到樣本數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2008—2017 年我國31 個省、自治區(qū)、直轄市（未含港澳臺地區(qū)）為研究樣本。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、EPS 數(shù)據(jù)庫及各省份統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，并對相關數(shù)據(jù)做了相應的整理。

3.2 變量選取與度量

（1）被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新能力（Patent）。國內(nèi)外文獻關于區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量主要有專利量和新產(chǎn)品銷售收入，由于對新產(chǎn)品劃分的標準并不統(tǒng)一，造成在數(shù)據(jù)統(tǒng)計過程中難以準確度量［16］，而專利能夠較為全面地反映區(qū)域的創(chuàng)新信息及其技術發(fā)展狀況，因此本文采用專利數(shù)據(jù)對區(qū)域創(chuàng)新水平進行度量。專利數(shù)據(jù)通常分為發(fā)明專利、實用新型和外觀設計3 種類型，其中發(fā)明專利的原創(chuàng)性最高，最能體現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力，因此本文選取各省份歷年萬人專利授權量（Pat）來衡量區(qū)域創(chuàng)新能力［17］。

（2）解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Int）。現(xiàn)有研究關于互聯(lián)網(wǎng)指標的衡量方法主要分為指標法和指數(shù)法。指標法是指用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、相關從業(yè)人員等指標衡量地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度；指數(shù)法是將互聯(lián)網(wǎng)的相關指標設置權重，計算其綜合指數(shù)。由于指標法具備含義清晰、計算簡單等優(yōu)點，因此本文選用指標法對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展進行衡量。而網(wǎng)民是互聯(lián)網(wǎng)存在和發(fā)展的基礎，可以體現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，借鑒楊勇［18］的研究，本文選取互聯(lián)網(wǎng)普及率衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。

（3）中介變量：外商直接投資（Fdi）。本文選取歷年外資企業(yè)在各省份的投資額，以此衡量外商直接投資水平。

（4）控制變量。區(qū)域創(chuàng)新能力會受到多種因素的影響，在進行實證分析時需要對相關變量予以控制，以降低遺漏變量造成的計量偏誤，為此本研究控制了以下變量：政府干預程度（Financial），政府干預會對創(chuàng)新產(chǎn)生較大影響，選用財政支出占地方生產(chǎn)總值（GDP）的比重來衡量；產(chǎn)業(yè)結構（Industry），產(chǎn)業(yè)結構反映了各省份的發(fā)展階段和所面對的機遇，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)達的地區(qū)往往經(jīng)濟水平、科技實力也較強，因此選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP 的比值衡量產(chǎn)業(yè)結構特征；人力資本（Human），人力資源是區(qū)域創(chuàng)新能力的重要影響因素，選用高等學校在校人數(shù)衡量區(qū)域人力資本水平；市場化程度（Market），市場化程度有利于市場經(jīng)濟的發(fā)展，進而激發(fā)各區(qū)域的創(chuàng)新活力，采用各省份的非國有投資與當年總的投資額之比來衡量；知識產(chǎn)權保護（Protect），知識產(chǎn)權保護的加強可以促進創(chuàng)新主體開展研發(fā)的積極性，采用技術市場交易額與GDP 的比值來衡量。

3.3 模型構建

為檢驗創(chuàng)新能力在區(qū)域間是否存在空間相關性，本文運用莫蘭指數(shù)（Moran'sI）來驗證區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應，在此基礎上，采用空間計量探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關系。空間自回歸模型（SAC）具體設定形式如下：

進一步分析互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域創(chuàng)新能力的間接影響，模型中引入中介變量（Fdi），構建中介效應模型為：

式（1）（2）（3）中：i為城市；t為年份；CV 為其他控制變量；β0為模型常數(shù)項，β1、β2和β3分別變量系數(shù)；ρ和λ各自表示被解釋變量的空間依賴程度和誤差項的空間依賴程度；W為空間權重矩陣；ε和μ均為隨機誤差項。

依據(jù)國內(nèi)外學者的研究，本文采用鄰接權重矩陣和地理距離矩陣反映區(qū)域間的空間聯(lián)系。地理鄰接的標準決定于空間單位間是否相鄰，當?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j存在相鄰邊界時，鄰接權重矩陣（W1）中的元素wij取1，否則取0，并且矩陣中對角線上的元素取0。地理距離矩陣（W2）即采用不同空間單位間地理距離平方的倒數(shù)來衡量空間的相關性，具體表示為：當i=j時，W=0；當i≠j，W=1/d2it。其中，dij為各地區(qū)省會城市間的球面距離。

4 實證結果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表1 報告了樣本創(chuàng)新水平的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)。總體而言，區(qū)域創(chuàng)新水平的全樣本均值為7.125，而標準差為9.307，由此可見總體樣本的創(chuàng)新能力存在很大差異性。從時間序列而言，我國的創(chuàng)新水平呈不斷上升趨勢，創(chuàng)新水平的均值從2008 年的2.416 持續(xù)增長至2017 年的11.210，然而區(qū)域創(chuàng)新水平的標準差也逐年增加，說明我國各區(qū)域的創(chuàng)新發(fā)展水平差距逐漸增大，發(fā)展不平衡。從橫截面數(shù)據(jù)來看，東部創(chuàng)新水平的均值要明顯高于中部和西部，創(chuàng)新能力呈現(xiàn)東部、中部和西部逐漸遞減的趨勢。

表1 樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的描述性統(tǒng)計結果

樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表2 所示。由表2 可見，區(qū)域間互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展很不平衡，存在較大差異；外商直接投資的極差達到了176，這反映出各地區(qū)外商直接投資差距較大；產(chǎn)業(yè)結構和人力資本的標準差較小，說明各區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和教育水平較為均衡；而政府干預程度、市場化程度和知識產(chǎn)權保護都存在著顯著差異，說明各地區(qū)的開放程度、知識產(chǎn)權意識存在巨大差異。

表2 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結果

4.2 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應

在運用空間計量方法前，首先需要檢驗區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性?？臻g溢出性的檢驗通常采用全局莫蘭指數(shù)，其范圍為-1 ≤Moran'sI≤1。莫蘭指數(shù)的絕對值越大，表明空間依賴性越強：取值大于0 時表示存在空間正相關；取值小于0 時表示存在空間負相關；取值為0 時表示不存在空間相關性。全局莫蘭指數(shù)計算公式為：

本文選擇鄰接空間權重矩陣和地理距離矩陣來衡量各樣本的空間距離，區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性檢驗結果如表3 所示。由表3 可知，2008—2017年樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的全局莫蘭指數(shù)都為正值，且均通過5%的顯著性檢驗，這表明區(qū)域創(chuàng)新能力存在著較高程度的空間溢出效應。但不管是鄰接距離還是地理距離權重，莫蘭指數(shù)值在2013 年以后都有所下降。本研究認為區(qū)域創(chuàng)新能力受諸多因素影響，尤其是各地區(qū)本身的地理資源優(yōu)勢以及經(jīng)濟社會發(fā)展格局的影響，各省份越來越重視自身的創(chuàng)新能力，不斷加大創(chuàng)新投入，因此各地區(qū)的創(chuàng)新能力水平差距減小，不會出現(xiàn)極高或極低的地區(qū)，導致空間依賴性減弱，本研究的假設1 得到驗證。

表3 樣本區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出性檢驗結果

表3 （續(xù)）

4.3 空間面板數(shù)據(jù)回歸結果及分析

4.3.1 空間計量模型的設定

常見的空間自回歸模型為空間滯后模型（SAR）和空間自相關模型（SAC）。為了確定最優(yōu)的空間計量模型，本文分別利用鄰接權重和地理距離權重矩陣進行了LogL值、赤池信息準則（AIC）值和貝葉斯信息準則（BIC）值的比較，其中LogL值越大，AIC 值與BIC 值越小，模型的擬合效果越好。不同權重矩陣下的最優(yōu)模型選擇如表4 所示，可以得知空間自相關模型為最優(yōu)空間計量模型，因此本研究采用如式（3）的模型檢驗樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關系。

表4 不同權重矩陣下的最優(yōu)模型選擇

4.3.2 回歸分析

樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力及其空間溢出性如表5 所示。在SAC 模型的全樣本回歸結果中，無論是鄰接權重矩陣還是地理距離矩陣，解釋變量Int 的系數(shù)為正，并且通過顯著性水平檢驗，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向的促進作用，本研究的假設2 得到驗證。對分樣本進行回歸檢驗，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對東部、中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新能力都有顯著的正向影響，說明互聯(lián)網(wǎng)可以顯著促進區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，本研究的假設2 得到進一步驗證；從分樣本回歸系數(shù)的大小來看，不同區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新能力的影響有明顯差異，東部的回歸系數(shù)要明顯大于中部和西部，說明互聯(lián)網(wǎng)提升東部地區(qū)創(chuàng)新能力的作用更為明顯。本文認為，一方面可能是由于東部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高，形成了網(wǎng)絡效應，互聯(lián)網(wǎng)帶來的知識溢出效應能夠充分發(fā)揮、形成規(guī)模效應；另一方面，中部和西部地區(qū)政府干預較多，知識產(chǎn)權保護的重視程度較為淡薄，區(qū)域的創(chuàng)新能力更依賴于自身要素的調(diào)整，從而使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在東部地區(qū)的影響更為顯著。

表5 同時也反映了區(qū)域創(chuàng)新能力的空間溢出效應，鄰接權重矩陣和地理距離矩陣的空間關聯(lián)系數(shù)ρ分別為0.042 和4.072，均通過顯著性水平檢驗，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有顯著正向的空間溢出性，空間鄰接或靠近有利于知識的傳播與擴散，促進了鄰近地區(qū)創(chuàng)新活動的合作與交流，從而使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在提升本地區(qū)創(chuàng)新能力的同時，也促進了鄰近地區(qū)的創(chuàng)新能力提升，本研究的假設1 得到進一步驗證。分地區(qū)來看，在兩種權重矩陣下，東部和中部地區(qū)的空間關聯(lián)系數(shù)均通過了顯著性檢驗，而西部地區(qū)的空間關聯(lián)系數(shù)并不顯著，說明西部地區(qū)的創(chuàng)新能力沒有形成空間溢出效應，可能是由于西部地區(qū)整體創(chuàng)新水平較低，沒有形成創(chuàng)新能力較強的省份帶動其周邊地區(qū)創(chuàng)新水平的提升。

表5 樣本區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力及其空間溢出性回歸結果

為了進一步檢驗外商直接投資的中介作用，本文采用不同矩陣對中介效應進行檢驗，回歸結果如表6 所示，其中列（1）為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對外商直接投資的影響，列（2）和列（3）為分別選用鄰接權重矩陣和地理距離矩陣得到的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。從表6 可見，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對外商直接投資的影響系數(shù)顯著為正，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對外商直接投資的提高存在積極影響；在兩種權重矩陣下，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)同樣顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可以通過外商直接投資間接推動區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。其中，在鄰接權重矩陣下，在其他因素保持不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展每增加1 個單位，區(qū)域創(chuàng)新能力會直接提升0.087 000 個單位，同時也會使外商直接投資提高0.129 000 個單位，從而導致區(qū)域創(chuàng)新能力間接提升0.019 220 個單位（0.149 000×0.129 000=0.019 220），總效應為直接效應與間接效應之和（0.106 220），間接效應在總效應中占比18.09%；在地理距離矩陣下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對外商直接投資的影響系數(shù)為0.095 000，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數(shù)為0.263 000，互聯(lián)網(wǎng)通過外商直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新能力的間接效應為0.033 927，在總效應中占比為26.3%。總體看，互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的間接效應小于直接效應，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升以直接影響為主，本研究的假設3 得到驗證。

表6 樣本區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與區(qū)域創(chuàng)新能力回歸結果

表6 （續(xù)）

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響確實存在著一條間接影響路徑，即通過外商直接投資進而影響區(qū)域創(chuàng)新能力水平。具體而言：互聯(lián)網(wǎng)拓展了外商投資的區(qū)域范圍和獲取信息的渠道，減少了信息不對稱，降低了外商選擇成本，加速了外商投資。外商直接投資產(chǎn)生了技術溢出效應，給地方帶來了先進的技術和豐富的管理經(jīng)驗，為提升地方的創(chuàng)新能力提供了有利條件。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保實證結果的可靠性，本文分別在變量的度量和空間權重矩陣選取進行了替換。以上的實證檢驗采用的是萬人專利授權量對區(qū)域創(chuàng)新能力進行度量，現(xiàn)以萬人發(fā)明專利申請量進行替代，回歸結果如表7 所示。其中，列（1）至列（4）為在兩類矩陣下，選用萬人發(fā)明專利授權量檢驗互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新能力的作用以及外商直接投資的中介效應，列（5）至列（8）為將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展替換為互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)(Net)的穩(wěn)健性檢驗，而列（9）和列（10）分別為選用鄰接距離權重矩陣的回歸分析。從表7可知，不同矩陣下互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與外商直接投資均會提升區(qū)域創(chuàng)新能力?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展則采用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)(Net)作為衡量指標，如列（5）～列（8）所示，回歸結果并未發(fā)生實質性改變；空間權重矩陣則選用鄰接距離權重矩陣替換，若兩省份相鄰，則權重為省份間距離平方的倒數(shù)，不相鄰則為0，具體表示為：當i與j相鄰時，W=1/d2i,j，反之則為0，檢驗結果如列（9）～列（10）所示。通過對變量的替換和空間權重矩陣的重新選取，結果發(fā)現(xiàn)，本研究的假設依舊通過檢驗，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會顯著影響區(qū)域創(chuàng)新能力且形成空間關聯(lián)性，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也會通過外商直接投資間接影響區(qū)域創(chuàng)新能力。

表7 樣本區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、外商直接投資與區(qū)域創(chuàng)新能力的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

表7 （續(xù)）

5 結論與政策建議

本文采用2008—2017 年我國31 個省份的空間面板數(shù)據(jù)，運用空間自相關模型（SAC），并構建鄰接權重矩陣和地理距離矩陣，從全樣本和分區(qū)域兩個層面分析了區(qū)域創(chuàng)新能力的異質性和關聯(lián)性，以及互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機制。根據(jù)實證結果，可以得出以下結論：（1）各區(qū)域間創(chuàng)新能力存在較大差異，特別是東部與中西部地區(qū)的創(chuàng)新能力有很大的異質性，西部地區(qū)缺少創(chuàng)新能力較高的省份，導致西部地區(qū)的創(chuàng)新能力未形成空間關聯(lián)性。（2）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展顯著地促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，成為推動區(qū)域創(chuàng)新能力的新動力。分區(qū)域分析發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響效果要大于中西部地區(qū)，這是由于中西部地區(qū)外商投資水平較低、政府干預較多，導致互聯(lián)網(wǎng)的成本節(jié)約效應和知識溢出效應難以充分發(fā)揮出來，而東部地區(qū)人力、資金和技術等創(chuàng)新資源豐富，有利于互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡效應充分發(fā)揮，使得東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響效果大于中西部地區(qū)。（3）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展吸引了外商直接投資，而外商直接投資的技術溢出效應間接提高了區(qū)域創(chuàng)新能力，但互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接影響要強于間接影響。

根據(jù)上述研究結論，本文提出如下政策建議：第一，繼續(xù)加大對創(chuàng)新能力較低地區(qū)的人力、資金和技術投資。首先，國家應加大對西部個別省份進行創(chuàng)新資源配置，促進西部地區(qū)創(chuàng)新型城市建設，從而帶動其周邊地區(qū)的創(chuàng)新能力提高；其次，出臺政策鼓勵西部與中、東部地區(qū)的創(chuàng)新合作交流，進而推動西部區(qū)域內(nèi)各省份的創(chuàng)新關聯(lián)，提升創(chuàng)新能力。第二，優(yōu)化互聯(lián)網(wǎng)資源配置，不斷豐富、拓展互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在西部地區(qū)的服務范圍?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展會對西部地區(qū)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響，且其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的邊際效應要大于中東部地區(qū)，屬于邊際效應較高階段，所以國家應加大對西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)資源配置，提高西部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)服務質量，縮小西部與中東部地區(qū)的創(chuàng)新能力差距。第三，推動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力相互協(xié)調(diào)?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升不僅有直接效應的影響，還與外商直接投資有間接影響，若未考慮到間接因素，可能會弱化互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在區(qū)域創(chuàng)新能力中的作用，因此政府在制定外商直接投資政策時應考慮到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響，從而提升自主創(chuàng)新能力，為創(chuàng)新型國家建設提供新動力。