数字经济、研发要素流动与企业创新边界

赵 静，栾甫贵

（首都经济贸易大学 会计学院，北京 100070）

0 引言

对企业而言，创新是其确保行业竞争力的关键要素，创新边界则是实现稳定且高质量创新的“标准线”[1]。党的二十大报告提出，要“强化企业科技创新主体地位，发挥科技型骨干企业引领支撑作用，营造有利于科技型中小微企业成长的良好环境”，为扩大企业创新边界提供政策保障。在创新边界外延扩大加持下，企业可通过提高生产规模、调整经营战略等方式充分享受边界扩大带来的创新红利。然而，在新一代信息技术重构下，数字经济使得传统发展动能、业态受到冲击，为企业创新边界扩大带来不确定性。此过程中，数字经济为企业创新带来的究竟是“数字鸿沟”还是“数字红利”有待商榷[2]。如果是前者，那么数字经济引致的“极化效应”可能会在一定程度上加剧企业、行业以及区域间的发展不平衡。如果是后者，那么企业可借助数字技术打破企业与消费者、企业与行业内部信息壁垒，有效降低信息搜寻成本与信息不对称性。综上，数字经济对企业创新边界是否具有正向推动作用？其背后理论机制与影响路径几何？回答上述问题，有助于我国加快实现科技创新强国战略目标。

梳理既有文献，有关数字经济、研发要素流动与企业创新边界的研究主要从以下三个方面着手。第一，数字经济与研发要素流动。陈海鹏等（2023）[3]从要素流动视角研究发现，数字经济可通过促进研发要素流动助力城乡融合发展。姚常成和沈凯玙（2023）[4]指出，数字经济能够通过强化研发要素流动实现区域协调发展，但这一调节效应主要与资本和技术有关。熊子怡等（2022）[5]指出，户籍制度改革、交通基础设施等研发要素的流动可在数字经济发展与城乡收入差距中起到调节作用。第二，数字经济与企业创新边界。张旭娜等（2023）[6]研究发现，数字经济对成熟期企业的创新推动作用更强，更有助于拓宽企业创新边界，对衰退期企业创新水平的影响则不显著。杜金柱和扈文秀（2023）[7]从持续性视角探究数字经济发展对企业创新的影响，发现数字经济发展能够显著提升企业创新持续性水平，且在制度环境较好地区这一影响更显著。第三，研发要素流动与企业创新边界。现有研究中，有关研发要素流动与企业创新边界的文献相对较少，大部分文献主要从研发要素流动与企业创新层面着手。陈惠鹏（2021）[8]认为，创新要素流动对制造业企业绿色转型具有积极促进作用，且在环境税收优惠调节下，该作用显著增强。宛群超等（2021）[9]立足产业视角指出，R&D人员流动与R&D资本流动均对高技术企业创新能力具有显著“挤入效应”，且可通过资源效率改善进一步提升高技术产业创新能力。

从上述分析来看，理论界就数字经济、研发要素流动与企业创新两两之间关系的探讨已较为丰富，为进一步研究奠定了坚实的基础。基于此，本文试图将数字经济、研发要素流动与企业创新边界纳入统一讨论框架，在理论机制分析的基础上，分别运用双向固定效应回归模型、门槛回归模型以及中介效应模型，实证检验数字经济对企业创新边界的影响，以及研发要素流动在二者关系中的作用机制。一方面，从创新规模边界、创新能力边界和创新合作边界三个细分视角，讨论数字经济对企业创新边界影响的理论机制；另一方面，以研发要素流动作为中介变量，探究数字经济与企业创新边界的影响路径与中介机制。

1 理论机制与研究假设

1.1 直接影响

企业边界是现代企业理论关注的核心问题之一。有学者指出，企业边界是由土地、劳动力等有形资源组成的规模边界和知识形态资源组成的能力边界[10]，但此认知相对忽视技术创新在这一过程中发挥的重要作用。技术创新不仅可以提高有形资源利用效率，还可以实现知识能力框架的革新，对企业规模边界与能力边界均有重要影响[11]。基于熊彼特的创新理论，创新的实质就是“创造性破坏”。在技术研发过程中，创新能够改变技术发展边界，或使企业在原有技术上得到提升，或颠覆原有技术手段实现跨越式突破。这一趋势恰恰与数字经济引起的巨大经济社会变革相吻合。在数字经济视域下，以大数据、云计算、人工智能等技术为核心的数字技术既为企业创新边界提升带来机遇，又在新旧技术交替间引致技术不确定性，加大了企业创新边界提升的阻力。那么，此过程中数字经济对企业创新规模边界与创新能力边界的正向作用是否得到扩大，值得深入探究。此外，当企业与不同类型主体展开合作时，亦会对新知识获取、知识组合范式和知识创造有不同影响[12]，这在一定程度上也会影响企业创新边界的大小。基于上述分析，本文着重从企业创新规模边界、创新能力边界和创新合作边界三个子视角深入分析数字经济对企业创新边界的直接影响。

第一，企业创新规模边界。在数字经济的不断渗透下，数据要素成为助力企业打破传统创新“藩篱”、提高有形资源利用效率的重要媒介[13]。受此影响，数字经济衍生出的共享经济凭借低成本、高效益、高便捷性等特点，不断深化企业与消费者之间的联系[14]。这在一定程度上激励企业主动扩大创新投入，进而有效提升其创新规模边界。然而，在此正向激励下，数字经济会因边际递减效应使经济不发达地区企业出现“追赶式”创新。前期企业为填补数字鸿沟会主动通过增加创新研发投入扩大创新规模边界，后期则会因为投入产出不平衡而逐渐缩减企业创新规模。此时，数字经济对企业创新规模边界的影响存在非线性特征。第二，企业创新能力边界。创新能力边界是企业通过共享、传递和外化方式，将组织内部员工显性知识与隐性知识应用在生产活动范围的程度[15]。数字经济发展强化了信息共享性与精准性，并倒逼各市场主体加快研发新技术、提升自身研发能力来适应新的市场环境。同时，数字经济打破时空限制，使得知识溢出与技术溢出成为企业提升资源配置效率、优化生产要素组合的重要途径。数字经济刺激了创新系统的演化[16]，并加快企业创新能力边界扩大。而企业创新能力边界的扩大，又会进一步促进创新要素优化配置，进而助力数字经济高质量发展。第三，企业创新合作边界。在数字经济推动下，企业数字化转型速度不断加快，且将数字技术充分应用于设计、研发、生产、销售等一系列环节。在这一过程中，数字经济极大程度地优化了产品设计与市场投放间的中间环节，有效提高了企业科研成果创新转化效率。此外，数字经济也可通过强化企业间信息资源互通水平和改善企业对知识的重组与吸收路径来改变企业创新方式，为企业扩大创新合作边界提供可能。根据以上分析，提出如下假设：

假设1：数字经济可通过创新能力边界、创新规模边界与创新合作边界三个路径实现企业创新边界扩大。

假设2：数字经济对企业创新边界存在非线性影响。

1.2 间接影响

研发要素是国家科技创新和体制机制创新“双轮驱动”过程中的重要战略资源，其可凭借资源优化配置效应加速区域创新活动开展，为企业创新边界扩大提供物质保障[17]。因此，本文以研发要素流动作为衡量数字经济与企业创新边界的中介变量，并展开进一步分析。基于研发资本流动视角，数字经济的变革为传统金融机构与企业提供更为便捷的信息获取渠道。一方面，便捷信息获取渠道可改善金融机构与企业间的信息不对称，降低金融机构信息搜寻成本，从而更好地为企业提供金融服务支持[18]。另一方面，便捷信息获取渠道也会提高企业研发资本的利用效率与流转速度，进而从拓宽资本规模边界扩大企业创新边界。此外，在数字经济推动下，企业亦可借助数字化信贷平台吸纳研发资金，用于技术研发活动支出。在这一过程中，数字金融形成的“鲶鱼效应”可加快研发资本流动，为企业创新边界扩大提供资本要素支持。综合而言，数字经济具备的高创新性、强渗透性和广覆盖性，不仅可以改善地区营商环境、对外开放等制度环境的弊病，加速区域间研发资本要素有序流动，还能进一步深化企业研发创新活动的专业化分工，降低研发资本无序投入，充分扩大企业创新边界。

基于研发人员流动视角，已有研究表明，近些年我国人口流动主要呈现由中西部欠发达地区向东部发达地区流动的“极化”趋势[19]。在这一过程中，区域经济发展水平差异、就业广度深度差异以及户籍学籍制度差异成为加大研发人员流动不平衡的重要因素。一方面，在数字经济干预下，研发人员可借助数字化信息交流媒介突破时空限制，有效增强跨区域、跨行业的工作交流与技术探讨，缓解因信息闭塞引致的流动阻滞，为企业创新边界扩大提供保障。另一方面，在数字经济背景下，企业可跨越组织边界，整合更大范围的外部创新资源，使内部合作研发人员深度参与产品价值创造全过程，加速研发人员网络化集聚[20]，充分实现研发资源优势互补与共享，为企业创新边界扩大赋能。基于上述分析，本文提出：

假设3：数字经济通过促进研发人员流动与研发资本流动提升企业创新边界。

2 研究设计

2.1 模型构建

以上述理论分析为基础，针对假设1构建双向固定效应回归模型，具体如式（1）所示：

式（1）中，i表示企业，t表示年份；IB为被解释变量企业创新边界；DE为核心解释变量数字经济；Control为各种控制变量；μi为企业虚拟变量，δt为时间虚拟变量，二者分别指代个体固定效应与时间固定效应；εi,t为随机扰动项。

针对假设2，构建门槛回归模型以验证数字经济对企业创新边界的非线性影响，具体如式（2）所示：

式（2）中，θ为待测门槛值；DE为门槛变量；I()· 为指示函数，当括号内条件满足时，取值为1，反之取值为0。此时，仅考虑单一门槛效应，后续在实际验证过程中依据样本量进一步检验多门槛效应。

针对假设3，构建中介效应模型验证研发要素流动在数字经济对企业创新边界影响中的作用关系，具体如式（3）、式（4）所示：

中介效应具体检验步骤如下：第一，需要满足式（1）中数字经济对企业创新边界的影响系数α0通过显著性检验。第二，在此基础上，构建数字经济发展水平DE对中介变量M的线性回归方程式（3）。其中，M包括研发资本流动（RDCF）与研发人员流动（RDPT）。第三，构建中介变量M对企业创新边界IB的回归方程式（4）。基于上述步骤，验证β1、γ1与γ2等回归系数的显著性，以判断中介效应是否存在。

2.2 指标选取

2.2.1 企业创新边界（IB）

参考已有研究[21,22]，并结合上述分析，从创新规模边界、创新能力边界和创新合作边界三个层面共9个三级指标对2012—2021 年企业创新边界进行测度，并利用熵值Topsis法得到企业创新边界各指标权重（见表1）。

表1 企业创新边界评价指标体系

2.2.2 数字经济（DE）

《“十四五”数字经济发展规划》中提出，数字经济是“以数据资源为关键要素”“以现代信息网络为主要载体”的新经济形态。在这一政策指向下，国家更加关注数据资源、现代信息网络对数字经济发展的推动作用。《数字中国建设整体布局规划》中，“数字基础设施高效联通，数据资源规模和质量加快提升，数据要素价值有效释放”的重要论述，阐明了数字基础设施、数据资源及数据要素的重要性。本文立足于此，兼顾科学性与可得性原则，进一步结合已有研究[23]，以数字基建环境、数字竞争环境与数字发展环境综合衡量数字经济（见表2）。同样使用熵值TOPSIS法计算各项指标的权重。

表2 数字经济评价指标体系

2.2.3 研发要素流动（FF）

基于前述分析，选择研发资本流动（RDCF）与研发人员流动（RDPT）综合衡量研发要素流动。其中，研发资本流动计算公式如式（5）、式（6）所示，研发人员流动计算公式如式（7）、式（8）所示。

其中，RDCFij与RDPTij分别表示从i地区流动到j地区的研发资本流动量与研发人员流动量；RDCFi与RDPTi分别为i地区研发资本总流动量与研发人员总流动量；Ni表示研发资本存量;Nj为表示流向地j地区的研发资本吸引力，采用规模以上工业企业研发资本利用率衡量；Mi表示i地区研发人员数量；Mj表示流向地j地区的研发人员吸引力，以人均GDP 表示；Rij为经纬度测算的两地区间的实际距离；b表示研发资本流动与研发人员流动随距离衰减的速度，此处取b=2。

2.2.4 控制变量

从企业层面与区域层面对可能影响企业创新边界的其他因素进行控制。企业层面的控制变量：（1）企业年龄（AGE），以企业成立年份与样本年份之差的对数衡量。（2）外部审计（EA），该变量为虚拟变量，若企业存在外部审计，则赋值为1，反之则为0。（3）外国公司专利技术使用（FU），该变量为虚拟变量，当企业使用外国公司专利技术时赋值为1，反之为0。区域层面的控制变量：（1）开放程度（DO），以地区外商直接投资占地区生产总值的比重衡量。（2）财政支出（FE），以地方政府财政支出与地区生产总值的比值衡量。（3）城镇化率（UR），以城镇人口与总人口的比值衡量。

2.3 数据来源

本文以2012—2021 年中国A 股上市企业为研究对象，考察数字经济对企业创新边界的影响。为确保数据精准性，对相关数据进行如下处理：首先，剔除样本期内ST、ST*以及IPO 企业；其次，为避免极端值的影响，对企业数据进行上下1%的缩尾处理；最后，剔除金融类与房地产类企业，最终得到16580 个企业样本数据。其余指标相关数据主要来源于《中国统计年鉴》、中国工业企业数据库以及国泰安数据库。针对部分缺失数据，使用插值法进行填补。

3 实证结果

3.1 基准回归结果

表3 为数字经济对企业创新边界影响的基准回归结果。表中列（1）至列（4）依次为数字经济对创新规模边界、创新能力边界、创新合作边界三个子维度以及企业创新边界的固定效应回归。从结果看，除创新合作边界通过10%的显著性检验外，创新规模边界、创新能力边界及企业创新边界的回归系数均在1%的水平上显著为正。这说明数字经济对企业创新边界具有显著的正向推动作用，且数字经济可利用自身特性分别从创新规模、创新能力、创新合作层面推动企业创新边界持续扩大。据此，假设1 得证。进一步地，数字经济对创新规模边界的影响系数最大，为0.0033，这说明在数字经济推动下，以数据要素为引领的诸多生产要素实现数字化变革，为企业创新边界扩大提供基础支撑。

表3 基准回归结果

3.2 稳健性检验

基于上述基准回归结果，数字经济对企业创新边界具有显著正向影响。为确保这一研究结论的可靠性，借助单一指标法，使用标准化后的北京大学普惠金融指数替换数字经济指标进行稳健性检验，结果如表4所示。从表4结果来看，在替换数字经济指标进行回归后，所得影响系数与符号基本与前文一致，证明回归结果稳健。

表4 替换解释变量估计结果

3.3 内生性检验

为了避免因遗漏变量及测量误差引致回归结果出现内生性问题，采用工具变量法估计式（1）。在具体计算过程中，通过构造样本期内上一年互联网宽带接入端口数与1984年每万人电话机数量的交互项作为工具变量。经过Sargan 与Basmann 检验后发现，工具变量的卡方值不显著，满足外生性要求。从表5中的结果看，内生性检验后，数字经济回归系数通过10%的显著性检验，验证了数字经济对企业创新边界的正向促进作用。

表5 工具变量法估计结果

3.4 异质性检验

为进一步分析数字经济对企业创新边界的异质性影响，参考国家统计局的划分标准，将16580 个企业样本数据按照其总部所在省份划分为东部、中部、西部三组，具体结果见下页表6。可以看出，数字经济对企业创新边界的正向促进作用存在显著的区域异质性，其中在东部地区影响程度最大，为0.0096，且在1%的水平上显著。这说明东部地区数字经济发展水平每提升1%，该地区企业创新边界将相应扩大0.0096%。可能的原因是，自改革开放以来，以东部地区为首的发达省份积累下丰厚的创新资源，有效释放了新一代信息技术带来的数字红利，加速企业创新边界扩大。西部地区次之，为0.0059，且通过1%水平的显著性检验。相较而言，尽管西部地区经济、文化等综合实力弱于东部地区，但在优越的自然资源禀赋以及“西部大开发”“东数西算”等政策综合推动下，西部地区职能部门凭借数字新型基础设施建设，充分享受数字经济发展红利，极大程度地改善了区域内、区域间市场信息交流效率，进一步推动企业研发创新活动开展，为企业创新边界扩大提供了坚实基础。而相比东西部地区，中部地区的回归结果不显著，这说明在该地区数字经济无法有效扩大企业创新边界。

表6 区域异质性检验结果

3.5 非线性检验

为验证数字经济对企业创新边界的非线性影响，利用面板门槛回归模型进行实证检验。结果如表7所示，在进行门槛存在性检验后发现，数字经济对企业创新边界存在双门槛效应。进一步地，从表8 的门槛回归结果可知，当DE<-0.3127 时，数字经济能够显著扩大企业创新边界；当-0.3127

表7 门槛检验值结果

表8 门槛回归结果

3.6 中介机制检验

中介机制检验结果如表9所示。从表9结果看，数字经济对研发人员流动和研发资本流动均具有正向促进作用，其影响系数分别为0.0035和0.3673，且至少在10%的水平上显著，这说明数字经济发展能够促进地区研发要素流动。研发人员流动对企业创新边界的影响不显著。可能的原因是，数字经济虽然加速了研发人员的区际流动性，但在各地政府“持续加码”的人才引进政策竞争下，高经济发展区域人才冗余与低经济发展地区人才不足的矛盾，使得区域间人才配置难以实现最优。此外，多数企业盲目追求高学历、高资历的“名人效应”，忽视岗位需求与人才发展的适配性，以至于人力资源价格无序上涨，加大研发人员资源配置失衡。受此影响，研发人员流动对企业创新边界的促进作用低于阻滞作用，中介效应尚未充分显现。

表9 中介效应回归结果

由上文分析可知，中部地区回归结果不显著，说明该地区数字经济无法有效扩大企业创新边界。为深入探究研发要素流动在数字经济与企业创新边界关系中的影响，选择剔除中部地区样本数据，重新进行中介效应分析，以验证中介机制检验结果的稳健性（见表10）。从表10结果看，在剔除中部地区样本数据后，相关回归系数有所增大，但符号与显著性并未发生明显改变，证明中介变量分析结果基本稳健。

表10 中介效应稳健性分析

4 结论

本文基于2012—2021 年中国A 股上市企业样本数据，借助中介效应模型与门槛回归模型探究数字经济对企业创新边界的影响以及研发要素流动在二者间的中介机制，得出如下结论：第一，数字经济对企业创新边界具有显著正向影响，且这一结论在内生性检验和稳健性检验后依然成立。第二，数字经济对企业创新边界的影响具有异质性，其中，在东部和西部地区具有显著促进作用，在中部地区影响则不显著。第三，通过非线性检验发现，数字经济与企业创新边界之间具有双门槛效应，当数字经济在第一门槛与第二门槛两侧时，对企业创新边界具有正向促进作用，当数字经济在第一门槛与第二门槛之间时，对企业创新边界具有负向影响。第四，数字经济可借助研发资本流动扩大企业创新边界，而研发人员流动的中介效应不显著。