信息化对区域创新绩效的直接效应和间接效应※
—— 兼论人力资本非线性中介作用
内容提要： 新时代加快建设创新型国家、提高自主创新能力势在必行，各地区持续推进的信息化建设对区域创新绩效有何影响？基于2003-2015年中国省际面板数据，采用调节路径分析方法，从非线性视角实证检验了信息化对区域创新绩效的直接效应以及通过人力资本对区域创新绩效的间接效应。研究发现，信息化分别与区域创新绩效和人力资本具有显著的倒“ U”型关系，即随着区域信息化密度的提高，信息化对区域创新绩效和人力资本呈现出“ 先促进后抑制”的影响趋势；人力资本在信息化对区域创新绩效的影响中起着非线性中介作用。研究结论表明，在利用信息化助力创新型国家建设时应该因势利导、扬长避短。
关 键 词： 信息化 区域创新绩效 人力资本 非线性中介 倒U型
一、 引 言
中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，如何增强自主创新能力是新时代推动经济高质量发展的重大议题。当前，新一轮科技革命日新月异，以互联网为代表的信息和通讯技术(Information and Communication Technology，简称ICT)日益渗透到人们生产生活的各个方面，对社会经济产生了深刻影响(高彦彦，2018)，信息化已经成为引领创新和驱动转型的先导力量[注] 引自《 国务院关于印发“ 十三五”国家信息化规划的通知》(2016年12月15日)。 。中国党和政府一直非常重视网络和信息化工作，坚定实施国家信息化发展战略，各地区和各部门也都在如火如荼地推进信息化建设。《 “ 十三五”国家信息化规划》强调要利用信息化“ 全面助力创新型国家建设”，党的十九大报告也在“ 加快建设创新型国家”布局中指出“ 建设网络强国”。那么，中国信息化建设对区域创新绩效产生了何种影响？信息化通过什么渠道影响区域创新绩效？
遗憾的是，既有文献对信息化与创新绩效的关系并未取得完全一致的结论。一种观点认为，信息化能够显著促进创新绩效的提高(Kleis等，2012；徐德英、韩伯棠，2016)；另一种观点则认为，在某些情况下信息化与创新绩效之间不具有显著的相关性，甚至存在负相关关系(Aral & Weill，2007；Martin & Nguyen-Thi，2015)；还有一些学者发现信息化对创新绩效的影响具有异质性(韩先锋等，2014)。因此有必要结合中国信息化建设和创新型国家建设的实践展开进一步研究。另外，信息化还可能通过人力资本间接影响到创新绩效，一些研究认为信息化投入能够引致人力资本投资(Bresnahan等，2002；汪淼军等，2006)，而人力资本又是决定科技创新水平的重要因素(姚东旻等，2017)，因而人力资本在信息化对创新绩效的影响中可能具有中介传导作用。但是这种中介作用仍值得进一步探究，因为信息化与人力资本之间也可能存在非线性关系：一方面，信息化能够通过支持教育培训、干中学效应、扩大高技能劳动力的就业和收入比重(宁光杰、林子亮，2014)等途径提升人力资本水平；另一方面，信息化投入具有边际递减效应(韩先锋等，2014)，且在有限资金的约束下会挤占一部分人力资本投资，信息技术的不当使用也可能损害人力资本积累。现有研究基本上只注重信息化的积极作用，而随着信息化的快速发展，信息技术无处不在，由此产生的消极效应越来越突出，深入研究信息化对人力资本进而对区域创新绩效的非线性影响具有重要的学术价值和现实意义。
本文从非线性视角分析了信息化对区域创新绩效的直接效应以及通过人力资本中介的间接效应，并使用2003-2015年中国30个省份的面板数据，借鉴Edwards & Lambert(2007)提出的调节路径分析方法进行了计量分析。研究发现，信息化对区域创新绩效和人力资本都产生了显著的倒“ U”型影响，人力资本在信息化与区域创新绩效之间的关系中具有明显的非线性中介作用。与既有研究相比，本文的不同之处主要有：一是利用中国省际面板数据检验了信息化对创新绩效的非线性作用，揭示了信息化与区域创新绩效的倒“ U”型关系，这不仅对于促进中国区域创新发展具有政策借鉴意义，还丰富了大多从企业或行业层面展开分析的相关文献；二是探究了信息化与人力资本的倒“ U”型关系，首次从实证上检验了信息化对人力资本的双重效应，而现有研究仅仅关注了二者之间的线性关系，尤其是忽视了信息化对人力资本可能产生的负面影响，本文得出的新结论对于认识信息技术的“ 双刃剑”作用提供了启示；三是研究了信息化对区域创新绩效的间接效应，分析和检验了人力资本的非线性中介传导作用，从而拓展了信息化对创新绩效影响渠道的研究。
二、 文献综述
1 .信息化的经济效应
信息化与经济活动的关系问题一直是学术界比较关注的话题，与之相关的研究成果亦颇为丰硕，下面主要对与本文研究联系较为密切的代表性文献进行概述。
11月21日2版《不忘合作初心继续携手前进》，其“学习会上，林益彬……分别作了交流发言”，用“学习会上……分别交流发言”为佳；作发言，此话有毛病。
在信息化与创新方面，现有研究的结论不尽相同。一些学者认为信息化对创新绩效具有积极作用：Kleis等(2012)的研究表明美国大型制造业公司信息技术投资每增加10%会推动其创新产出规模提升1.7%；徐德英、韩伯棠(2016)验证了中国区域信息化对高技术产业创新的正向作用。然而，也有一些学者持有不同的观点：Aral & Weill(2007)发现企业信息化投资的总体强度与创新绩效之间没有显著的相关关系，而且信息基础设施投资会对创新产生消极作用；Martin & Nguyen-Thi(2015)指出信息化投资对创新绩效既有正面影响也有负面影响，并且这两种效应很可能会相互抵消。此外，还有学者关注了信息化对创新影响的异质性：韩先锋等(2014)发现，信息化对工业行业创新效率的影响具有倒“ U”型趋势，同时信息化对平均规模较小、盈利能力较弱的行业的创新效率的促进作用更大一些；孙早、徐远华(2018)也发现信息基础设施建设对高技术产业创新效率的影响在不同细分行业存在差异。
关于信息化与人力资本的关系，一些研究认为信息技术对人力资本积累具有积极的促进作用：Bresnahan等(2002)、汪淼军等(2006)的研究均表明企业进行信息化投资能够显著扩大对人力资本的需求；还有学者从技能偏向视角探究了信息化与劳动力之间的关系，基本观点是信息技术投资及其应用将引致高技能劳动力的需求和收入增加(宁光杰、林子亮，2014)，这无疑会对人力资本存量产生较大的影响。
2 .人力资本与创新
其一，信息化与当代教育培训深度融合，深刻影响着人力资本的形成。借助于网络信息技术手段，人们不必局限在固定的时间和场所接受教育或培训，而是可以随时随地进行在线学习和自主学习，从而增加了学习的机会和时长；信息化的发展极大地提高了电子图书和网络资源获取的便利性，知识的来源不再局限于书籍教材、报刊杂志等传统媒介，学习的广度和深度得到拓展；数字化教学更具开放性，网上的互动交流更加频繁、快捷，学习者的主体意识和主动性增强，学习的效率和效果得到提升。这些影响无疑对人力资本积累具有积极作用。然而，信息技术支撑的网络教育(培训)无法取代面对面交流，而且容易导致学习者的偷懒行为甚至作弊行为，如果一个企业过于依赖对员工的线上教育而忽视线下培训，同时又缺乏有效监督，则达不到人力资本投资的效果；如果一个地区盲目推进教育领域的信息化而弱化传统的课堂式教育，则会对提升地区教育文化水平起到反向影响，最终不利于区域人力资本的积累。
3 .既有文献评述
在信息化与创新绩效方面，现有的实证研究大多集中在企业或行业层面，区域层面的经验分析非常少见，尤其是鲜有研究涉及信息化对区域创新绩效的非线性影响，而增强区域创新能力是加快建设创新型国家的必然要求，当前我国许多地区都把推进信息化建设作为提升创新绩效的重要举措，这就需要从理论上阐释信息化对区域创新绩效的作用；就信息化对创新绩效的影响机制而言，目前尚无研究从人力资本非线性中介的视角进行分析，这一缺憾为本文的研究提供了契机。在信息化与人力资本方面，现有研究基本上只注意到信息化对人力资本的正面效应而忽视了其负面效应，本文认为信息技术可能是把“ 双刃剑”，信息化的快速发展在改善教育培训、提高劳动技能进而提升人力资本的同时，也有可能产生资金挤出效应、技术利用不当等问题，从而对人力资本积累产生不利影响，因此应该辩证看待信息化对人力资本的作用。
三、 信息化的创新效应分析
1 .信息化对创新绩效的直接效应
一方面，信息化可以通过促进知识积累、增进交流合作、优化资源配置等途径促进创新绩效提升。第一，促进知识积累。创新是企业等创新主体关于知识的生产函数(Winne & Sels，2010)，能否获得有用知识直接关系到创新活动的成败。信息化变革了知识的呈现方式和传播载体，拓展了知识传播的渠道和范围，尤其是突破了时间和空间限制，极大地促进了全社会知识存量的增加与知识资源的共享，同时增强了人类存储和利用知识的能力，创新人员通过互联网等信息化手段既可以比较容易地获取外部知识(高彦彦，2018)，又能够有效地管理内部知识，从而对创新绩效产生积极作用。第二，增进交流合作。信息化降低了沟通与协调成本，提高了通信效率，极大地方便了创新人员之间的联系与交流，不但促进了创新组织内部的员工参与和沟通，而且推动了跨组织、跨地域的合作创新。信息化还密切了企业和客户之间的联系，有助于企业及时掌握市场信息，研发出合乎需求的新产品和新服务，并根据消费者的信息反馈，不断改进现有的产品和服务(Kleis等，2012)。第三，优化资源配置。信息化在一定程度上消除了要素供给方与需求方之间的信息障碍，并且降低了交易成本(孙早、徐远华，2018)，极大地促进了人才、资金、技术等创新要素的合理流动和优化配置，从而有助于创新组织与创新资源进行快速、有效的匹配；利用现代信息和网络技术，创新人员能够找到适合的团队，创新基金也可投向具有市场潜力的地方，这将提高创新资源配置的效率和效益，无疑有助于创新绩效的提升。
另一方面，在一定条件下信息化的发展与应用也可能会对创新产生抑制效应，这主要包括以下三个方面：首先，从创新投入看，信息技术作为一种要素投入具有明显的边际递减效应，当信息化的创新效应达到一定程度时，继续提高信息技术水平会面临单位投资效用下降的风险(韩先锋等，2014)，那么创新绩效将随着信息化投入的增加而降低；同时信息技术投入在一定程度上会产生对研发经费投入的挤出效应，这将对创新绩效产生消极影响。其次，从知识获取看，身处知识信息大爆炸的信息化时代，信息超载现象日益突显，创新人员获取高质量知识和信息的难度有所增加，即使使用网络搜索引擎，也容易受到推广信息乃至虚假信息的侵扰，甚至有可能被错误的知识和信息所误导。因此，如果创新人员缺乏一定的信息甄别能力与知识吸收能力，那么其利用信息化手段获取的知识和信息很可能是低劣和无效的，这显然会造成抑制创新的负面效应。最后，从技术应用看，研发人员、信息技术以及制度之间存在协调成本，信息技术的应用效果受制于创新活动相关人员的技术适应能力和学习能力以及相应的组织管理制度。倘若在创新生产中一味超前布局信息技术或者更新信息化工具的速度过快，那么配套的管理制度便很难“ 与时俱进”，相关人员也无法快速适应甚至会产生抵触情绪，这就导致技术不适用问题，此时，信息化非但不能发挥推动创新的良好效应反而会起到反向作用，从而阻碍创新绩效的提升。
其次是对信息化与人力资本之间可能存在的非线性关系进行回归，相应的计量模型为：
2 .信息化通过人力资本对创新绩效的间接效应
人力资本是凝结在人们身上并可用于生产或服务活动的一种资本形态，具体体现为劳动者所拥有的技能、知识和体力(Schultz，1961)。教育培训和干中学是实现人力资本积累的主要途径(姚东旻等，2017)，基于此，信息化可以通过以下路径对人力资本产生影响。
根据新经济增长理论，人力资本对创新具有重要的促进作用，这种观点得到了学术界的广泛认同，不同层面及方法的实证研究也为此提供了较为充分的经验证据。Ding & Knight(2009)使用跨国面板数据进行系统GMM估计，结论表明人力资本积累是中国改革开放以后创新能力提升的重要原因。钱晓烨等(2010)运用空间回归方法，发现人力资本显著促进了中国区域创新能力的提高。Winne & Sels(2010)对小型初创企业进行了分析，结论认为人力资本及人力资源管理是创新的重要决定因素。总之，关于人力资本与创新绩效的正向关系已经成为了学者们的共识。
其二，信息化的发展和应用会产生干中学效应。劳动者在使用信息通讯技术的过程中，能够不断掌握新技能、积累新知识，从而提升人力资本水平。然而，人们使用新技术既要具有相应的学习能力也需花费一定的时间，信息化技术的快速进步会增加干中学的难度，提高人力资本的折旧率[注] 人力资本的折旧率与技术进步率正相关(李尚骜等，2011)。 ，特别是当技术进步过快时，经济个体不能充分理解和掌控新技术，而且需要耗费大量的人力资本存量与之磨合，这就对人力资本积累产生了“ 侵蚀效应”(李尚骜等，2011)，从而降低人力资本水平。
其三，从资源配置的角度看，虽然有的研究认为增加信息化投入会引致人力资本投资(Bresnahan等，2002)，进而促进人力资本形成，但是这种观点在一定程度上忽视了资源约束，因为无论是企业还是国家、社会，资源(特别是资金)总是有限的，信息化建设和人力资本建设在一定程度上存在着资源竞争关系，如果用于信息化方面的资源(资金)过多，那么势必会对人力资本投资产生一定的挤出效应，最终可能会损害人力资本的积累。
综上，信息化发展一般会提升人力资本水平，但若对信息技术过于依赖或过度使用，信息化也会对人力资本积累产生负向影响，换言之，信息化与人力资本之间可能存在非线性关系。此外，人是创新活动的主体，人力资本的存量和质量对创新绩效有着决定性影响，根据信息化对人力资本以及创新绩效的非线性影响，可以推断人力资本在信息化对创新绩效的影响中可能会起到非线性中介作用。
基于上述分析，本文可以明晰信息化对创新绩效产生效应的传导机制，如图1所示。
图1 信息化对创新绩效产生效应的传导机制
四、 实证设计
1 .模型设定
为了考察信息化、人力资本与区域创新绩效之间的关系，本文将按照以下三个步骤进行实证分析，并设定相应的计量模型。
首先检验信息化对区域创新绩效的直接效应，为此本文构建了面板双向固定效应模型，具体方程为：
调味品应用具有使用频繁、常温储存、易暴露空气等特点，易感染除真菌外的细菌等杂菌，因此实际应用上纳他霉素不能作为单一防腐剂使用，需与其他防腐剂协同作用。丁培峰等[31]研究表明，在酱油中添加任何一种天然防腐剂(纳他霉素、乳酸链球菌素、茶多酚)，只能起到部分抑菌作用，不能达到酱油保鲜效果，将天然防腐剂复配后，利用各自抑菌互补的特性，能够抑制货架期内微生物的增殖。其他研究也表明，纳他霉素和茶多酚复配后使用防腐效果优于山梨酸钾化学防腐剂，并可提高酱油的营养价值和保健功能[32]。
(1)
上式中，i 代表省份，t 代表年份。INNOV 表示区域创新绩效；INF 、INF 2分别表示区域信息化的一次项及平方项，用来检验信息化对区域创新绩效是否具有非线性影响，具体而言，若回归系数β 1显著为正同时β 2显著为负，则表明信息化与区域创新绩效之间存在着倒“ U”型关系；X 表示影响创新绩效的一系列控制变量，包括国有经济SOE 、金融发展FIN 、国际技术溢出FDI 、交通基础设施TRA 、技术交易TM ，γ 为控制变量的回归系数；α 为常数项，f i 表示省份固定效应，f t 表示年度固定效应，ε it 为随机扰动项。
其中，因变量HC 代表区域人力资本存量，自变量为区域信息化INF 及其平方项INF 2，本文选取的影响人力资本的控制变量X 主要有：经济发展水平GDP 、财政教育支出EDU 、环境约束ENV 和开放程度OPEN ，此外模型还控制了个体效应f i 和时间效应f t 。
根据以上分析，本文推断信息化对创新绩效的影响可以分为两个阶段：在第一阶段，信息化发展水平比较低或者处于合理区间，此时信息化与创新绩效正相关，加大信息技术投资、推进信息化建设能够显著带动创新绩效的提升；在第二阶段，当信息化发展到一定程度和规模时，信息化对创新绩效的负面效应将会逐渐凸显并且超过正面效应，从而总效应为负，即信息化与创新绩效负相关。
“深港通”的启动加强了两地的溢出效应，这可能是因为内地股市具有高风险性，而港市信息透明度高、政府管制较小的特点更能吸引投资者，会引起资本南下，成为投资者防范金融风险的手段。综上来看，两地股市从第一阶段互不影响到政策启动后深市对香港股市的单向格兰杰因果关系，表明内地股市开放程度不断加深，受香港股市的引导力逐渐变弱，而其对香港股市的影响越来越强，反映出内地股市存在较强的引领潜力。
(2)
杜朗的徒弟陈洋接替了他在罗恬身边的位置——不光是要替代杜朗在富人圈子里表演魔术，还要替代杜朗做罗恬的情人。
最后检验信息化影响区域创新绩效的人力资本中介效应，由于这一中介效应可能是非线性的，运用传统的检验线性中介效应的三步回归法将无法准确地揭示中介变量在自变量与因变量之间的作用路径(Edwards & Lambert，2007)。因此本文使用Edwards & Lambert(2007)提出的调节路径分析方法进行检验。该方法需要设定两个回归方程，就本文而言，其一为式(1)，其二是在式(1)基础上引入中介变量HC 以及自变量与中介变量交互项INF ×HC 的新方程，具体形式如式(3)所示：
(3)
(2) 自变量。信息化投资是促进信息化发展、提升信息化应用水平的基础，因此本文决定从信息化投入的角度来衡量区域信息化水平，使用区域信息化密度即一个地区在信息化方面的投入与该地区生产总值的比值作为信息化的代理变量。信息化投资通常是指ICT投资，可分为硬件类投资和软件类投资，本文选用电子信息制造业固定资产投资完成额表示ICT硬件投资，选用信息传输、计算机服务和软件业全社会固定资产投资额表示ICT软件投资，两者之和为一个地区用于信息化建设的投资总量。
(5)求耦合度。为了从整体上判别二者耦合的情况，构造耦合度( C(t))模型(8)，通过该模型可以从时空两个角度定量评判机场与旅游业发展的耦合程度，计算公式为：
2 .变量选取
INNOV it =exp(-μ it )
(4)
其中，ln 表示对变量取对数，Y it 表示i 省份在t 年的创新产出，本文用专利申请数来衡量，借鉴白俊红、卞元超(2016)的做法，对外观设计专利、实用新型专利和发明专利分别赋予0.2、0.3和0.5的权重，取其加权平均数作为创新产出的最终量。L 表示创新生产的劳动力投入，本文以地区R&D人员全时当量作为测度指标。K 表示创新生产的资本投入，本文用地区R&D资本存量作为代理变量；R&D资本存量由永续盘存法测算而得，在计算过程中以各省区R&D经费内部支出作为投资额，并用R&D支出价格指数进行平减[注] R&D支出价格指数=消费价格指数×55%+固定资产投资价格指数×45%。 ，折旧率取15%。μ it ≥ 0，为技术无效率项，
省区在t 年度的创新效率即区域创新绩效可由式(5)计算得到：
(1) 因变量。本文使用区域创新效率来衡量区域创新绩效，采用随机前沿方法(SFA)测算中国省级层面的创新效率，为此构建超越对数生产函数方程，具体形式如下所示：
(5)
在式(3)的回归结果中，如果β 1、β 2的方向(正负)与其在式(1)的回归结果中保持一致且都显著，并且φ 也显著，那么就可以判定信息化对区域创新绩效的影响存在人力资本的非线性中介传导作用。
㉖ ㉗ Frederik Swennen(Ed．)， Contractualisation of Family Law － Global Perspectives，Springer Publisher，2015，p．14，p．14．
现有的检测操作程序，在检测全过程中将开启状态下的硫化氢检测仪分别固定在井口下风方向或作业人员腰部以下，距井口、液罐、导流管和其它硫化氢可能聚集的地方50 cm内下风向口范围内连续检测20 min取稳定值。如硫化氢检测仪器报警，立刻启动应急程序。但存在的问题如下：
(3) 中介变量。本文所用的人力资本数据来源于中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布的《 中国人力资本报告2017》，该研究项目对国际上广泛采用的人力资本测算方法——Jorgenson-Fraumeni的终生收入法(J-F法)——进行了改进，构建出了一套适合中国实际情况的综合性人力资本衡量体系，具体核算了中国国家和省级层面的多种类型人力资本存量。本文选用报告中按六种受教育程度划分所计算的实际人均人力资本数据作为人力资本变量[注] 该报告中这六种受教育程度分别为：未上学、小学、初中、高中、大专、本科及以上。 ，并对其取自然对数。
本设计是一种新型电动车防盗装置，以STC12C5A60S2单片机作为控制器，利用震动传感器采集外界信号，并将信号反馈给单片机，单片机依据接收到的有效信号，控制蜂鸣器与发光二极管的开启，从而实现声光报警；利用红外遥控可对防盗装置进行布控或解控，当开启布控时，装置处于正常工作状态，解除布控则使装置处于休眠状态；此外，设计巧妙地将GPS与GSM功能融入到系统中，可以通过短信通讯实现对车辆的实时定位。系统结构设计图如图1所示。
(4) 控制变量。国有经济SOE 的测度指标为地区国有及国有控股工业企业总资产与地区规模以上工业企业总资产之比；金融发展FIN 为地区年末金融机构人民币各项贷款余额除以名义地区生产总值；国际技术溢出FDI 为地区实际利用外商直接投资与名义地区生产总值的比例；交通基础设施TRA 为地区每百平方公里土地内铁路和高速公路通车里程的对数；技术交易TM 为地区技术市场成交额占名义地区生产总值的比重；经济发展水平GDP 为实际地区生产总值(按2003年可比价对名义值进行平减)并取对数；财政教育支出EDU 为各省份用于教育方面的财政支出与一般公共预算支出的比值；环境约束ENV 为地区工业污染治理投资完成额占名义地区生产总值比重；开放程度OPEN 为各省份按境内目的地和货源地分的货物进出口总额与其名义地区生产总值的比值。
3 .数据说明
本文所用的数据为2003至2015年中国30个省级行政区(剔除了西藏、香港、澳门和台湾)的面板数据。除人力资本数据通过查阅《 中国人力资本报告2017》获得外，其它原始数据来源于中国知网的中国经济与社会发展统计数据库、中国国家统计局官方网站的地区数据和万得(Wind)经济数据库。各变量的描述性统计如表1所示。在实施回归分析时，本文对所有的变量(数据)进行了去中心化处理。
表1 变量描述性统计
五、 实证结果与分析
本文使用方差膨胀因子(VIF)对变量进行了多重共线性检验，结果发现max{VIF1，VIF2，…，VIFk}=4.25<10，满足经验法则的最低要求，因此本文所用数据不存在严重的共线性问题。此外，Hausman检验的结果均拒绝了随机效应模型的原假设，从而支持本文使用固定效应模型。
1 .信息化对区域创新绩效的直接效应
表2汇报了信息化对区域创新绩效直接效应的回归结果。可以看出，当以区域创新效率为因变量时，在不加入信息化平方项的情况下，信息化一次项系数显著为正(0.077)；当引入信息化平方项时，信息化一次项系数为正(0.176)且高度显著，信息化平方项系数在1%统计水平上显著为负(-2.030)。因而可以判定，信息化与区域创新绩效之间具有显著的倒“ U”型关系，即信息化对区域创新绩效具有“ 先促进后抑制”的非线性影响。当区域信息化密度处于临界值以下时，信息化可以通过促进知识积累、增进交流合作和优化资源配置等途径促进区域创新绩效的提高；当信息化密度大于临界值时，通过信息化来推动创新的效果将会减弱，再进行信息化投资将对区域创新绩效产生消极影响。
表2 信息化对区域创新绩效直接效应的回归结果
控制变量方面，国有经济SOE 的系数为正，可见国有企业未必总是低效的，国有经济发展对于提升区域创新效率具有积极意义；金融发展FIN 的系数为正，说明金融发展有助于提高区域创新绩效；国际技术溢出FDI 的影响系数显著为负，表明外商直接投资对区域创新绩效具有一定的抑制效应；交通基础设施TRA 对区域创新绩效的影响虽然为正但并不显著；技术交易TM 对区域创新绩效的影响显著为负，这可能跟中国技术市场发展不够完善有关。
2 .信息化通过人力资本对区域创新绩效的间接效应
(1) 信息化对人力资本的非线性影响。如表3所示，在不加入信息化平方项的情形下，信息化一次项系数显著为正(0.897)；在加入信息化平方项的情形下，信息化一次项系数为正(2.088)、平方项系数为负(-26.753)，且均在1%统计水平上通过显著性检验，从而表明信息化与人力资本之间存在显著的倒“ U”型关系。当信息化密度低于临界值时，信息化建设能够促进人力资本积累、提升人力资本存量；当信息化密度高于临界值时，继续追加信息化投入将对人力资本产生抑制作用，这反映出信息化对人力资本的双重效应。
综上所述，经过TBL、CBL、PBL融合教学法在八年制临床医学生病理实习课中实践提高临床思维综合能力，为打造较强分析问题和解决问题的医学专门人才奠定基础，对提升学生的主动学习和终身学习能力取得了良好的教学效果。
对于控制变量结果，GDP 的估计系数为正且高度显著，说明一个地区的经济发展水平与人力资本之间存在显著的正向关系，经济水平的上升能够提高人们的生活水平、延长寿命、增加可工作时间，因而是人力资本增长的重要原因之一；财政教育支出EDU 的系数为正但在统计上均不显著，这可能是因为中国财政性教育经费支出仍然不足，从而对人力资本的促进作用尚未有效发挥，或者跟支出结构不够优化有关；环境约束ENV 对人力资本具有显著的负面影响，一个可能的解释是：环境污染会对人们身体健康以及生产生活造成损害从而抑制了人力资本积累；开放程度OPEN 系数不显著且符号出现变化，这可能是因为两者存在非线性或更复杂的关系。
(2) 人力资本非线性中介效应。若要验证人力资本在信息化与区域创新绩效之间是否具有非线性的中介传导作用，那么根据Edwards & Lambert(2007)的调节路径分析方法，需要通过比较本文计量模型(1)和(3)的实证检验结果来判断，模型(3)是在模型(1)的基础上引入了人力资本变量HC 以及信息化与人力资本的交互项INF ×HC ，模型(1)的回归结果已在表2中汇报并得到分析，模型(3)的回归结果如表3中方程(4)所示，可以发现，信息化变量的一次项系数显著为正值(0.139)、平方项系数显著为负值(-1.793)，这说明信息化与区域创新绩效的倒“ U”型关系依然存在，并没有因为加入人力资本变量以及信息化与人力资本交互项而改变；同时人力资本的回归系数为正(0.016)且高度显著，即人力资本与区域创新绩效具有显著的正向关系。综上可以判断，信息化会通过对人力资本的倒“ U”型作用进而对区域创新绩效产生倒“ U”型影响。
当AUST=26 ℃时，随着空气层厚度的增加，供冷能力升高.室内温度每升高2 ℃，供冷能力平均提高9.2 W/m2.当室内壁面温度(area-weighted average temperature perature of uncontrolled surface in room,AUST)从26 ℃增加到28 ℃时，不同空气层厚度的辐射板在相同的室内温度下，辐射板的供冷能力提高10.8 W/m2.
表3 信息化对人力资本以及人力资本 非线性中介效应的回归结果
3 .稳健性检验
为了保证研究结论的可靠性，本文进行了以下稳健性检验[注] 鉴于篇幅约束，稳健性检验的回归结果不再具体列出，需要者可向作者索取。 ：
V Theory of toothpaste raw material (To be continued) 3 68
(1) 替换核心变量指标。本文采用地区信息化投资占全社会固定资产投资总额的比重作为信息化建设的代理变量，然后按照基本回归的方法进行稳健性检验，回归结果显示，信息化一次项显著为正且平方项显著为负，因此信息化与区域创新绩效之间具有显著的倒“ U”型关系。此外，信息化对人力资本的影响也存在倒“ U”型特征。根据调节路径分析方法，人力资本在信息化对区域创新绩效的影响中起到了非线性中介调节作用。总之，通过更换核心解释变量的测度指标进一步验证了本文的基本结论。
(2) 考虑滞后效应。创新生产过程和人力资本积累具有一定的时间滞后性，鉴于此，本文采用将所有解释变量均作滞后一期处理的方法进行分析，也就是检验当期因变量受前一期自变量的影响效应。并且，在测算区域创新效率时，本文选取滞后一期的R&D全时当量和R&D资本存量作为创新投入。通过将此时的回归结果与基本回归的结果对比发现，两种情形下解释变量在系数符号和显著性方面都保持一致，因此考虑滞后效应的稳健性检验仍然支持本文在基本回归分析中得出的结论。
4 .内生性处理
若存在内生性问题，则会导致基本回归分析结果有偏误。虽然使用面板数据能在一定程度上解决由遗漏变量带来的内生性，但是本文以上分析仍可能存在由双向因果导致的内生性问题。具体而言，一方面，信息化建设可能会对区域创新绩效和人力资本产生重要的影响，另一方面，创新绩效优、人力资本水平高的地区也可能更加倾向于推进信息化建设，进而提升区域信息化水平，因此信息化与区域创新绩效或人力资本可能构成双向因果关系。通过将解释变量滞后一期回归可以在一定程度上缓解这种内生性问题，不过为了稳健起见，本文还将使用面板工具变量法进行进一步的检验。假定模型中的信息化变量为内生解释变量，使用其滞后一期作为工具变量，在对模型实施FE变换后进行GMM回归，回归结果如表4所示。
本文采用内生性检验方法对模型进行了检验，其原假设为信息化变量是外生的。结果显示，除方程(4)的P值为0.018，证明内生性显著外，方程(1)、(2)、(3)和(5)的内生性检验P值均显著大于0.1，不能有效拒绝原假设，从而说明不存在内生性问题。总的来说本文不必担心所设模型具有严重的内生性问题。将GMM回归结果与基本回归结果进行比较发现，信息化一次项及平方项、人力资本等主要变量的系数没有显著变化，同时控制变量的估计系数也未根本改变[注] 鉴于篇幅约束，控制变量结果未具体列出，作者备索。 。因此面板工具变量法的结果同样表明，信息化与区域创新绩效以及人力资本之间都存在倒“ U”型关系，人力资本在信息化对区域创新绩效的影响中具有非线性中介作用，从而进一步证明了本文结论的可靠性和稳健性。
根据大学生身心健康的特点，从学生的实际需求出发，与学生开展面对面的交流，让各项管理制度都优先服务于学生管理，保障学生的利益，建立有效的管理体制。在学生处设立多个管理部门，充分行使自己的职责，在日常工作、学习、生活中及时反映遇到的问题，学生处和教师对其解决和正确引导，形成教师和学生处共同服务于学生的新局面。
表4 面板工具变量法的回归结果
六、 结论与启示
加快建设创新型国家是新时代推动中国经济高质量发展的必然要求和重要举措，信息化已经成为引领创新发展、提升自主创新能力的先导力量，但是关于信息化与区域创新绩效的关系不能一概而论，对于信息化影响区域创新绩效的渠道也需深入研究。本文基于非线性视角分析了信息化对区域创新绩效的直接效应以及通过人力资本中介的间接效应，并利用2003-2015年中国30个省域的面板数据进行了实证检验。
研究结果表明，信息化对区域创新绩效具有直接的非线性效应，并且通过人力资本的非线性中介作用产生了间接影响。本文的具体结论主要有：其一，信息化对区域创新绩效回归的一次项系数显著为正、平方项系数显著为负，说明两者具有显著的倒“ U”型关系，信息化对区域创新绩效的影响随着区域信息化密度的提高而呈现“ 先促进后抑制”的趋势，从而证实了信息化投入对区域创新效率的影响存在边际效用递减效应；其二，信息化与人力资本具有显著的倒“ U”型关系，在一定条件下信息化发展有利于提升人力资本，但当区域信息化密度超过一定程度后，信息化将对人力资本的形成产生负向作用，这反映出信息技术的应用具有“ 双刃剑”效应；其三，人力资本在信息化对区域创新绩效的影响中起到了非线性中介传导作用，即信息化首先通过“ 先促进后抑制”的倒“ U”型效应影响人力资本，进而影响创新绩效，最终促成了信息化与区域创新绩效之间的倒“ U”型关系，由此验证了信息化对区域创新绩效的间接效应。
本文的研究主要有两个方面的政策启示：第一，积极稳妥地推进信息化发展。利用信息化助力创新型国家建设要注重扬长避短，各省区应合理安排信息化投资，既要坚持扩大有效投资，持续稳定地支持信息化建设，不断完善信息化基础设施，提高信息化应用水平，确保信息化能够发挥对人力资本和区域创新绩效的促进效应；也要加强信息化投资管理，避免重复投资和过度投资，使信息化密度保持在合理的范围，防止信息技术产生负面效应；政府还应加强网络和信息化治理，营造良好的网络环境。第二，进一步提高人力资本水平。人力资本是开展创新生产的基础性资源，对决定区域创新绩效的高低有着关键性影响，应继续加大人力资本投资，增加区域人力资本存量；积极运用网络和信息化手段加强对研发和创新人才的培养，打造一支实力雄厚的科技创新人才队伍，同时也要坚持信息化手段与传统方式相结合，防止人力资本积累过度依赖信息化。
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中图分类号： F062.5
文献标识码： A
文章编号： 1009-2382(2019)02-0113-09
※基金项目： 国家社会科学基金重大项目“ 新旧动能转换机制设计及路径选择研究”(编号：18ZDA078)；国家社会科学基金重大项目“ ‘一带一路’国家金融生态多样性对中国海外投资效率的影响研究”(编号：17ZDA040)。
作者简介： 张骞，山东大学经济学院博士生；李长英，山东大学经济学院教授、博士生导师(济南 250100)。
[责任编辑：李 慧]