創新型城市試點政策、創業活躍度與共同富裕

董楊子

(河北地質大學 創新創業教育學院,石家莊 050031)

一、引言

黨的二十大報告指出,“健全基本公共服務體系,提高公共服務水平,增強均衡性和可及性,扎實推進共同富?！?。立足新發展階段,共同富裕是新時代中國特色社會主義發展的必然要求,是全面建成小康社會的實然趨向?，F時中國已邁入全面建成社會主義現代化強國的第二個百年奮斗目標新征程,深刻把握共同富裕邏輯意蘊,扎實推進共同富裕,是中國特色社會主義事業持續煥發生機和活力的重要路徑。就當前形勢來看,中國推進共同富裕仍面臨結構性差距明顯[1]、社會階層固化[2]、發展動力轉換勢能較弱[3]等多重困厄,滯緩中國特色社會主義市場經濟運行。作為扎實推動共同富裕的戰略擘畫,創新型城市試點政策可發揮創新驅動效應,以科技創新、人才創新與制度創新培育全新經濟增長點,為持續做大共同富?！暗案狻本勰苄盍4]。2022年1月科技部印發的《推動高質量發展建設共同富裕示范區科技創新行動方案》緊緊圍繞創新對共同富裕的助力效應,提出“加快創新型城市和創新型縣(市)建設,……,拓寬先富帶后富、先富幫后富有效路徑”,將創新型城市試點政策置于實現共同富裕的戰略性位置。國家發展改革委發布的《關于推進國家創新型城市試點工作的通知》明確指出,“圍繞創新型城市建設總目標,……,營造鼓勵創新、寬容失敗的創新文化氛圍,促進創新創業發展”,進一步豐富了創新型城市試點政策對共同富裕的賦能路徑?？傊?創新型城市試點政策可創設良好創新創業環境,加大稅惠與創業補貼力度,降低創新創業準入門檻,提高創業活躍度[5]。由此,創業活躍度可助力盤活地區生產資源,提高就業質量,以先富帶后富實現全域共同富裕[6]。綜上可知,創新型城市試點政策、創業活躍度與共同富裕在理論層面可推及具有密切關聯,但三者間的作用機制仍待深入考察。

創新型城市試點政策可引領發展模式創新與機制體制創新,對創新創業產生顯著影響。就創新效應而言,種照輝等(2022)[7]認為,創新型城市建設會帶動試點城市創新要素集聚、創新環境改善與創新能力攀升,有效促進區域協同創新,且該效應在東部地區更為顯著。王翔翔和劉瀑(2023)[8]研究結果顯示,創新型城市試點政策可通過人力資本集聚、城市產業集聚顯著提升城市創新水平。就創業效應而言,白俊紅等(2022)[9]指出,國家創新型城市試點政策能夠發揮技術、人才集聚效應與風險投資集聚效應,對城市創業活躍度產生正向影響。白潔和李萬明(2022)[10]研究得出,創新型城市建設以提高市場化程度、降低企業稅收負擔、促進技術創新水平為主要影響路徑,有效提升城市創業水平,且創新型城市建設對周邊城市創業水平發揮正向擴散效應,對經濟發展水平相似的城市創業水平發揮負向虹吸效應。

整理既有文獻,發現城市創新對共同富裕具有一定影響。楊仁發和李自鑫(2023)[11]研究發現,創新型城市試點政策可通過促進產業結構升級與人才集聚,助力實現共同富裕,其中對中西部地區的影響效能更為顯著。李洪濤和王麗麗(2023)[12]分析在資源稟賦約束與城市交流競爭條件下中心城市科技創新對區域共同富裕的影響,得出中心城市科技創新可通過增強學習效應顯著推動區域共同富裕。馬野青等(2023)[13]指出,城市創新發展能夠通過增加就業機會、完善創新基礎設施建設與提高居民收入提升居民幸福感,促進共同富裕。

創業活動可有效帶動經濟快速發展,做大社會財富“蛋糕”,推動共同富裕。王軼和劉蕾(2022)[14]認為,農民工返鄉創業能夠帶動農民收入增長,縮小農民收入差距,從而實現農民農村共同富裕,且該作用在農民收入分布下尾群體的助力效能比上尾群體更為強勁。呂重陽等(2023)[15]發現,數字創新創業對共同富裕的作用呈先降后升的“U”型特征,其中數字基礎設施可正向調節數字創新創業與共同富裕的“U”型關系;經營性收入與工資性收入在二者間發揮中介效應。林嵩等(2023)[16]通過研究得出,縣域創業活動可推動農民增收,進一步縮小城鄉收入差距,促進共同富裕,且該作用在非電子商務示范縣域、未開通高鐵縣域的助力效能更強勁。曹宗平等(2023)[17]指出,農民創業具有榜樣示范效應,且擁有高水平物質資本的農民更易產生創業行為,進而以先富帶后富實現共同富裕。

綜上所述,多數學者圍繞城市創新、創業活動與共同富裕兩兩間的關系展開詳實探討,為本文奠定了扎實的理論基礎與豐富的實證經驗。然而,鮮有文獻直接聚焦于創新型城市試點政策、創業活躍度與共同富裕的關系展開實證檢驗。另外,立足創業活動技術類型,將創業活躍度分為遷躍型與復制型,并考察它們在創新型城市試點政策與共同富裕間的中介機制作用。鑒于此,本文從以下層面進行創新性突破：首先,將創新型城市試點政策與共同富裕納入同一研究框架,引入創業活躍度作為中介變量,綜合考量三者間的影響效應與作用機制。其次,將創業活躍度分為遷躍型與復制型,以雙重維度考察創新型城市試點政策對共同富裕影響的內在機理與空間溢出作用,拓寬共同富裕實踐路徑。最后,從數字經濟發展水平、金融服務效率以及公共服務水平角度驗證創新型城市試點政策對共同富裕的影響異質性,為推動中國特色社會主義現代化建設提供一定的決策支持。

二、理論分析與研究假設

(一)政策背景

在全球競爭激烈與科技革命縱深推進的作用下,促進技術創新、體制創新、知識創新、文化創新是助力經濟穩步高質量發展的戰略選擇,有助于創新驅動發展戰略縱深落實。當前,重點科技產業發展、關鍵技術突破、創新格局構建、創新成果轉化等均離不開創新型城市試點政策的戰略支持?？梢哉f,創新型城市試點政策早已滲透至經濟社會發展的各個層面,成為提升自主創新水平與綜合國力的重要戰略引擎。為順應創新驅動發展戰略需求,科技部于2010年4月印發《關于進一步推進創新型城市試點工作的指導意見》。2008年國家發改委首次批復將深圳作為首個創新型試點城市,隨后于2010年、2011年、2012年、2013年、2016年、2017年、2018年、2020年、2021年先后批復大連、青島、西安、沈陽、廈門、長春、鄭州等城市加入創新型城市試點。截至目前,中國已設立103個創新型城市,并將其作為培育壯大新產業、新模式的重要抓手與建設科技強國的戰略支點。在政策導向與現實需要的雙輪驅動下,創新型試點城市建設為評估創新型城市試點政策提供良好準自然實驗基礎,為后續探討創新型城市試點政策與共同富裕的關系提供政策參考。

(二)理論梳理與機制分析

1.創新型城市試點政策對共同富裕的直接效應

黨的二十大報告明確提出,“深入實施科教興國戰略、人才強國戰略、創新驅動發展戰略,開辟發展新領域新賽道,不斷塑造發展新動能新優勢”。在此戰略支撐下,創新型城市試點政策可強化創新要素配置與一體化發展的策源功能,助力實現共同富裕。一方面,優化城鄉創新資源配置。創新型城市試點政策具有較強政策導向作用,以稅惠福利、資金補助為主要形式,組織推進產業前瞻技術研發項目與創新成果轉移擴散項目,提升創新載體能級,助力形成大規模鏈式創新產業集群[18]。由此,在城區鏈式創新產業集群日趨飽和的作用下,部分創新產業集群出于擴大發展規模、降低集群廠房租金成本的目的,向鄉村地區進行轉移。這能夠有效優化城鄉創新要素配置,緩解城市創新資源過剩、鄉村創新資源匱乏的城鄉發展“兩層皮”現狀,以產業集群轉移帶動要素流動與居民就業機會,促進地區均衡發展,從而扎實推進共同富裕。另一方面,推動城鄉一體化建設。創新型城市試點政策可催生新興產業建設與發展,以政策優勢帶動城鄉地區交通、能源等傳統基礎設施數字化改造,促使居民生產生活方式轉變,吸引物流與人流集聚,加快城鄉間資源流動與轉化速率[19]。在創新型城市試點政策助力下,科技創新與產業發展將進一步提升鄉村地區發展潛力,提高鄉村項目承接能力,盤活閑置土地與人力資源,打破城鄉二元結構,帶動資源由城市中心向邊緣鄉村地區轉移,賦能城鄉一體化建設。由此,創新型城市試點政策能夠促進鄉村地區公共服務供給均等化,助力農村居民持續增收,提升居民生活質量,推進共同富裕?；谏鲜龇治?提出以下假設：

假設1：創新型城市試點政策能夠推進共同富裕。

2.創新型城市試點政策對共同富裕的間接效應

創新型城市試點政策能夠打造創新創業高地,鍛造創新創業發展“黃金鏈”,創設良好創業環境,激發全域創業活躍度,增加就業機會與居民可支配收入,進而促進共同富裕。依據創業路徑異質性,創業活躍度可分為遷躍型創業活躍度與復制型創業活躍度[20],故以上述兩種維度為切入點,對創新型城市試點政策、創業活躍度與共同富裕的關系進行理論梳理。一方面,創新型城市試點政策可提升遷躍型創業活躍度,助力實現共同富裕。遷躍型創業意指突破行業現有商業模式與發展成果,在既有領域催生顛覆式新創企業與生產方式[21]。事實上,遷躍型創業需經歷由“邊緣”走向“主流”的發展歷程,投入成本回流速度相對較慢,對持續性研發投入具有較高資金要求。國家發展改革委印發的《關于推進國家創新型城市試點工作的通知》(下稱《通知》)明確指出,“探索財政、稅收和政府采購政策……,支持企業創新基礎能力建設”,立足財政與金融扶持視角為創新創業注入動能。以此為指引,創新型城市試點政策能夠加快建立創業擔保貸款等融資貸款清單,提升新創企業投貸金融服務效率,豐富知識產權質押融資方式,突破遷躍型創業資金不足藩籬,激發遷躍型創業活躍度[22]。進一步地,創新型城市試點政策可通過提升遷躍型創業活躍度助力創新創業“量質齊升”,增加顛覆式創新成果產出,助力城市搶抓新型經濟增長點,做大共同富?！暗案狻?。另一方面,創新型城市試點政策可提升復制型創業活躍度,助力實現共同富裕。復制型創業具有投入成本低、成功率高、風險系數小的特征,對創業者流動資金與創業經驗要求較低?！锻ㄖ芬鄰娬{“建設創新友好環境,促進創新創業發展”。以上述政策部署為依托,創新型城市試點政策能夠深化“放管服”改革,實現初創企業申請網絡化認定,開展創業跨界對接服務,簡化小微企業創業手續辦理流程,降低新創企業準入門檻,鼓勵全民全域創新創業,提高復制型創業活躍度。在此影響下,創新型城市試點政策可通過催生大批量復制型創業項目拓寬致富門路,豐富居民可持續性增收來源,助力共同富裕提質增效。據此,提出以下假設：

假設2：創新型城市試點政策以創業活躍度為主要路徑,促進共同富裕。

中共中央、國務院發布的《國家創新驅動發展戰略綱要》強調,要“建設和完善創新創業載體,發展創客經濟,形成大眾創業、萬眾創新的生動局面”。以上述戰略部署為基本遵循,創新型城市試點可吸引創新資源集聚,降低創新項目準入門檻,優化資源配置,均衡區際經濟發展水平,為實現共同富裕注入持久動能。在開展創新活動與吸引創新資源流動過程中,創新型試點城市能夠強化磁場效應,以點帶面向城市外圍擴張,促進鄰接地區配套產業發展,產生正向溢出影響。與此同時,鑒于自身技術、知識、人力及土地資源有限,試點城市承載過量創新產業集群與創新項目會引致生態環境負荷過重,難以持續推進共同富裕。在此背景下,創新型試點城市鄰接地區可享受創新項目承接轉移紅利,吸收試點城市過剩要素資源,促進當地創新要素供給與流動能力攀升,為縮小貧富差距、實現可持續增收奠定扎實基礎,進而推進共同富裕?；诖?提出以下假設：

假設3：創新型城市試點政策對共同富裕的影響存在正向空間溢出效應。

三、研究設計

(一)模型構建

前文述及,中國在2008—2021年間分批次設立103個創新型城市試點,故參照張虹等(2023)[23]做法,選擇漸進雙重差分模型進行實證分析,具體模型構建如下：

Cpit=α0+α1policyit+∑αcControlsit+cityi+yeart+εit

(1)

其中,Cpit表示共同富裕,包含整體富裕程度(Develop)與發展成果共享程度(Share);policyit表示是否獲批創新型城市試點,是則賦值為1,反之賦值為0;i與t分別為城市與年份;α0為截距項,Controlsit指代控制變量集合;cityi與yeart分別代表城市固定效應、時間固定效應;εit表示隨機誤差項。

(二)變量選取與指標說明

1.數據來源

采用2006—2021年中國地級及以上城市面板數據(不含港澳臺),實證檢驗創新型城市試點政策、創業活躍度與共同富裕間的關系與內在作用機制,主要數據來源為歷年《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》、國民經濟與社會發展統計公報、中華人民共和國科學技術部官網、中國城鄉建設數據庫、北京大學開放研究數據平臺以及各省份統計年鑒。剔除數據嚴重缺失樣本,最終獲取284個城市樣本,共計4544個觀測值。

2.共同富裕

黨的十八大以來,中國高度重視“富?！迸c“共同”的統籌協調,將做大“蛋糕”與分好“蛋糕”視為扎實推進共同富裕的實然路徑。鑒于此,參照既有研究思路[24～25],從整體富裕程度(Develop)、發展成果共享程度(Share)兩個維度入手,對共同富裕進行度量,最終形成包含2個一級指標、4個二級指標以及14個三級指標在內的共同富裕評價指標體系。為避免主觀賦權、多項指標選取重疊等問題,使用沈實和楊宏(2023)[26]的縱橫向拉開檔次法,賦予各分項指標最優權重,進而得出共同富裕綜合評價指數,具體指標構建見表1。

表1 共同富裕評價指標體系

3.創新型城市試點政策

將創新型城市試點政策作為一項準自然實驗,運用虛擬變量policy表示,即政策確立實施和政策頒布時間的雙重差分項。若在樣本考察期內觀測主體獲批為創新型城市試點,在獲批當年及之后年份policy賦值為1,反之則設定為0。

4.創業活躍度

面向新一輪科技革命與產業變革機遇,高技術領域技術創新日趨成為業界關注熱點,激發了大批量技術型創業活動熱潮。參鑒陳東(2023)[27]、江帆和宋洪遠(2023)[28]的研究思路,以創業路徑差異為依據,將創業活躍度(Ea)分為遷躍型創業活躍度(Patent)與復制型創業活躍度(Copy)。其中,遷躍型創業活躍度運用所選樣本城市中每萬人專利密集型產業的新注冊企業數量衡量;復制型創業活躍度通過以技術和商業模式的復制應用為主要運營方式的新注冊企業數量表征。選取上述指標作為衡量方式的原因如下：專利密集型產業具有技術韌性較強、顛覆式創新成果較多、知識產權隱性收益偏高等特性,該產業可客觀反映遷躍型創業活躍度。復制型創業屬于在已有經營模式基礎上進行簡單復制的一種創業模式,其風險系數與難度系數均較低,故通過運用復制既有生產模式開展創業活動的企業數量表示。

5.控制變量

為確保研究結論準確,根據既有文獻成果[29～31],引入以下控制變量：(1)金融發展水平(Fdl),使用年末金融機構各項貸款余額占生產總值的比重表示;(2)城鎮化率(Urban),運用城鎮常住人口與總人口之比表征;(3)數字基礎設施建設(Dic),通過互聯網寬帶接入端口數量衡量;(4)創新水平(Inn),選取城市研發投入財政支出金額占政府財政支出金額的比重表征;(5)人口老齡化(Age),采用65歲及以上老年人口占地區人口總量的比重表示。

四、實證結果與分析

(一)偏誤檢驗及分組-時期加權估計量下的動態效應檢驗

考慮到在開展非同質性處理效應回歸時,傳統雙向固定效應模型估計量會產生反向系數、負向權重等問題,引致研究結論有偏,研究沿襲既有思路[32],使用培根分解法對雙向固定效應模型進行偏誤診斷。結果表明,合適處理效應與非合適處理效應估計系數分別為2.236、0.439,權重占比分別為81.53%、17.24%。這說明實證結果不存在估計偏誤。進一步地,借鑒已有文獻成果[33],將分組-時期加權估計量納入研究,結果列示于圖1。不難看出,交疊雙重差分模型在雙向固定效應模型下具有穩健性。

圖1 動態效應檢驗

(二)基準回歸分析

在式(1)的基礎上,采用漸進雙重差分模型進行基準回歸,實證分析創新型城市試點政策對共同富裕的影響效應,結果報告于表2。表中(1)列與(2)列、(3)列與(4)列分別顯示創新型城市試點政策對整體富裕程度和發展成果共享程度的估計結果。其中,(1)列與(3)列為未加入控制變量回歸結果;(2)列與(4)列顯示加入控制變量后回歸結果。觀察可知,創新型城市試點政策對整體富裕程度的影響系數為0.032,且通過1%置信水平檢驗;創新型城市試點政策對發展成果共享程度的估計系數為0.052,且通過1%置信水平的正向檢驗。這說明創新型城市試點政策對共同富裕的兩個分項指標均發揮助力效能,驗證假設1成立。除此之外,利用雙向固定效應模型分析政策效果時,可能存在一定異質性處理效應,引致研究結果產生偏誤。針對于此,使用TwoWayFEWeights命令計算估計量,發現不存在負權重,且正權重之和等于1,這意味著異質性處理效應不會對研究結果產生實質性影響。進一步,運用多期多個體倍分法(DIDM)驗證政策實施效果,發現創新型城市試點政策依然正向促進整體富裕程度與發展成果共享程度,表明結論穩健。

表2 基準回歸結果

(三)異質性分析

考慮到不同數字經濟發展水平、金融服務效率以及公共服務水平可能對創新型城市試點政策與共同富裕的關系產生異質性影響,故借鑒江艇(2022)[34]研究思路,構建如下模型開展異質性檢驗：

Cpit=κ0+κ1(policyit×Yit)+κ2policyit+κ3Yit+∑κcControlsit+cityi+yeart+εit

(2)

其中,Yit代表情境特征變量,包含數字經濟發展水平(Del)、金融服務效率(Fse)以及公共服務水平(Psm)。關于指標衡量,參照已有研究思路[35～37],數字經濟發展水平通過互聯網域名數量表示;金融服務效率運用年末金融機構各項貸款余額與城市居民儲蓄存款余額的比值表示;公共服務水平采用政府對醫療、教育與公共交通等領域的財政支出金額占國民生產總值的比重表示。

1.數字經濟發展水平

數字經濟發展水平提升有助于激活新業態與新模式,完善數字基礎設施建設,加快創新要素改造與革新,是創新型城市建設的重要“驅動器”。具體而言,在數字經濟發展水平較高城市,生產要素數字化轉型可獲得底層數字支撐,打破要素跨域流動時間與地理空間壁壘。由此,創新型城市試點政策可增強技術創新引領效應,促進創新要素互聯互通與技術轉移擴散,加速形成共享發展格局,實現創新生態系統內部協調發展,從而強化對共同富裕的賦能作用。據此,研究作出以下推論：數字經濟發展水平越高,創新型城市試點政策對共同富裕的帶動效應越強。表3的(1)列與(2)列顯示在數字經濟發展水平的調節作用下,創新型城市試點政策對共同富裕的影響?？梢灾?伴隨數字經濟發展水平提升,創新型城市試點政策對整體富裕程度、發展成果共享程度的賦能作用均明顯增強。

表3 調節效應檢驗結果

2.金融服務效率

金融服務效率攀升能夠實現銀行與金融機構投融資服務線上咨詢與辦理,加快投融資放款速度,提高新型經營主體融資可得性,打破創新項目與創新技術所需持續性投入的資金約束。在此作用下,創新型城市試點政策能夠進一步激發小微企業、個體工商戶等經營主體的長效創新活力,賦能部分專精特新企業與戰略性新興產業發展,推動產業轉型升級,做大社會財富“蛋糕”,縮小微觀主體收入差距,促進共同富裕。綜上所述,本文聚焦金融服務效率這一視角,深入考量其對創新型城市試點政策與共同富裕關系的影響,結果報告于表3的(3)～(4)列。由表中可知,金融服務效率與創新型城市試點政策的交互項對整體富裕程度、發展成果共享程度的影響系數分別為0.038與0.047。其中,前者估計系數在5%置信水平上顯著;后者估計系數未通過顯著性檢驗。這意味著金融服務效率提升有利于增強創新型城市試點政策對共同富裕中整體富裕程度的賦能效應。

3.公共服務水平

公共服務水平提升可在一定程度上促進基本公共服務均等化,賦能創新資源均衡流動,促使技術、知識、資金供給質量與供給效率同步提升,擴大創新型城市試點政策對共同富裕的助力效能。因此,研究對公共服務水平在創新型城市試點政策與共同富裕間發揮的異質性影響展開探討,檢驗結果見表3的(5)～(6)列。數據表明,公共服務水平與創新型城市試點政策的交互項對共同富裕發展性的影響系數為0.036,未通過置信水平檢驗;對共同富裕共享性的影響系數為0.047,在1%置信水平上顯著。這說明公共服務水平可強化創新型城市試點政策對共同富裕共享性的驅動效能。

(四)穩健性檢驗

1.PSM-DID估計

為進一步檢驗基準回歸結論穩健性,使用傾向評分匹配法,估計樣本廣義傾向評分值,并代入模型(1)進行雙重差分估計,檢驗結果詳見表4的(1)～(2)列?？梢灾?創新型城市試點政策對共同富裕的整體富裕程度、發展成果共享程度估計系數均為正值,且在1%置信水平上顯著,說明創新型城市試點政策能夠有效帶動共同富裕。

表4 穩健性檢驗結果

2.控制城市×時間交互固定效應

雖分別控制城市與時間固定效應能夠捕捉部分不可觀測的遺漏變量,但為規避城市與時間均產生變化引致不可觀測因素增加,新增城市與時間交互項,減少內生性問題導致的結果波動,詳見表4的(3)～(4)列。數據顯示,控制“城市×時間交互固定效應”后,創新型城市試點政策的回歸系數仍在1%置信水平上顯著為正,意味著創新型城市試點政策促進共同富裕的結論穩健。

3.排除政策干擾

既有研究顯示,智慧城市建設[38]、國家金融改革試驗區建設[39]以及全域旅游示范區建設[40]均對共同富裕發揮正向推動作用。上述城市與試驗區建設均屬于創新型城市試點政策的同期執行政策,故有必要展開干擾排除檢驗。將前述政策虛擬變量引入控制變量集合,運用模型(1)再次進行雙重差分估計。由表4的(5)～(6)列數據可知,在排除一系列政策干擾后,創新型城市試點政策的估計系數通過1%置信水平檢驗。

4.內生性檢驗

為避免反向因果、變量遺漏等因素引致內生性問題,參照李仁宇和鐘騰龍(2022)[41]的研究,將當年城市人均發明專利申請數量作為創新型城市試點政策的工具變量,結果詳見表4的(7)～(8)列。由表中可知,弱化內生性影響后,創新型城市試點政策對共同富裕的賦能效應仍較為顯著,說明前文研究結論具備穩健性。

五、影響機制分析

(一)中介效應模型構建

為準確檢驗創新型城市試點政策對共同富裕的傳導機制,同時克服變量內生性問題引致的計量偏誤,研究運用兩階段最小二乘法,實證分析創新型城市試點政策通過創業活躍度促進共同富裕的影響機制,構建模型如下：

Eait=ω0+ω1policyit+∑ωcControlsit+cityi+yeart+εit

(3)

Cpit=λ0+λ1policyit+λ2Eait+∑λcControlsit+cityi+yeart+εit

(4)

(3)、(4)式中,Eait為創業活躍度,包括遷躍型創業活躍度、復制型創業活躍度;ω1反映創新型城市試點政策對創業活躍度的助力作用;λ2反映創業活躍度對共同富裕的影響效應;其余系數含義設定與式(1)相同。

在上述模型設定的基礎上,參鑒李少鵬等(2023)[42]的研究思路,選取創業團隊平均年齡(iv)作為創業活躍度的工具變量。將創業團隊平均年齡選為工具變量的原因是：年輕創業者具有發散型創新思維,對新興商業模式的接受能力較強,可捕捉戰略性新興領域市場需求,開展創業活動,激發創業活躍度,滿足相關性標準。另外,創業團隊年齡反映創業者個體特征,與共同富裕屬于不同范疇,不會對共同富裕產生直接影響,滿足排他性要求。

(二)創業活躍度影響機制

表5顯示創業活躍度的各項子維度在創新型城市試點政策與共同富裕間關系中發揮的中介作用,其中(2)～(4)列顯示遷躍型創業活躍度的中介效應檢驗結果;(6)～(8)列報告復制型創業活躍度的中介效應檢驗結果。數據顯示,遷躍型創業活躍度、復制型創業活躍度回歸系數分別為0.233與0.425,且通過1%置信水平的正向檢驗,說明創新型城市試點政策可激發遷躍型創業活躍度、復制型創業活躍度。由(2)列與(6)列不難發現,兩階段最小二乘法的第一階段通過相關性檢驗,且工具變量影響系數滿足相關性標準,即工具變量選取具備合理性。(3)～(4)列數據顯示,遷躍型創業活躍度對整體富裕程度、發展成果共享程度的回歸系數分別為0.016、0.682,至少在10%置信水平上顯著,說明創新型城市試點政策能夠以提高遷躍型創業活躍度為路徑,從而推進共同富裕。以同樣推理路徑分析(7)～(8)列數據可知,創新型城市試點政策能夠通過激發復制型創業活躍度為重要渠道,助力共同富裕,假設2成立。

表5 影響機制檢驗結果

六、空間溢出效應檢驗

(一)SDM-DID模型構建

一般而言,雙重差分模型需遵循個體處理效應穩定性假設,但考慮到創新型城市試點政策具有較強外部特征,對共同富裕的政策干預效果可能存在一定外溢效應,故在式(1)的基礎上,借鑒邱語和張衛國(2023)[43]的研究思路,將SDM模型與DID模型進行有機結合,構建如下空間杜賓雙重差分模型：

Cpit=ρWCpit+βpolicyit+θ1Wpolicyit+∑βcControlsit+∑θcWControlsit+cityi+yeart+εit

(5)

其中,ρ代表共同富裕的空間自相關系數;β反映創新城市試點政策對本地共同富裕的影響效應;θ1表示創新城市試點政策對共同富裕的空間溢出效應;W代表空間權重矩陣,通過修正引力模型得出,其余系數含義設定同前文。

(二)空間效應分析

在式(5)的基礎上,使用SDM模型對空間效應展開檢驗。鑒于點估計回歸結果可能存在分析偏差,不能展示偏回歸系數,使用偏微分法對空間效應進行分解。同時,將創業活躍度空間關聯矩陣作為權重矩陣,分析創新型城市試點政策對共同富裕的空間溢出效應,結果列示于表6。由表中可知,創新型城市試點政策對共同富裕的直接影響效應系數顯著為正,再次驗證假設1成立。此外,在創業活躍度較高地區,創新型城市試點政策對共同富裕的空間溢出效應估計系數均顯著為正,說明創新型城市試點政策對共同富裕的賦能效應可由本地區向周邊地區擴散,驗證假設3成立。

表6 空間效應檢驗結果

(三)地區異質性

考慮到中國幅員遼闊,區域發展異質性可能引致創新型城市試點政策對共同富裕的驅動效應以及空間溢出效應產生明顯差異。本文以國家統計局劃分依據為準,將研究樣本分為東部、中部、西部與東北地區,深入考量地區異質性下創新型城市試點政策與共同富裕的關系,結果列示于表7。觀察直接作用相關系數發現,創新型城市試點政策對東部與中部地區共同富裕水平的影響更為顯著。原因可能是,東部及中部地區具有扎實的經濟基礎,可快速響應創新型城市試點政策,促進創新要素流動,加速推進共同富裕。分析空間溢出效應可知,創新型城市試點政策對共同富裕的促進作用在東部及中部地區存在顯著空間溢出效應;在西部與東北地區空間溢出影響效能不顯著。究其緣由,西部與東北地區資源配置與基礎設施均處于較低水平,不足以支撐創新型城市試點政策帶來的發展紅利,故難以發揮正向空間溢出效應。

表7 地區異質性檢驗結果

七、結論與建議

選取2006—2021年中國地級及以上城市面板數據,實證檢驗創新型城市試點政策、創業活躍度和共同富裕間的關系與內在作用機制,結果顯示：創新型城市試點政策對共同富裕發揮正向影響,該結論在經過PSM-DID估計、控制城市×時間交互固定效應、排除政策干擾、內生性檢驗的穩健性檢驗后依然成立。機制檢驗表明,創新型城市試點政策能夠以提高創業活躍度為重要渠道,促進共同富裕。異質性檢驗結果顯示,數字經濟發展水平、金融服務效率以及公共服務水平提升可增強創新型城市試點政策對共同富裕的賦能效應?？臻g效應分析發現,創新型城市試點政策對共同富裕的推動作用具有空間溢出性,且在創業活躍度較高地區其空間溢出效應顯著。另外,與西部、東北地區相比,創新型城市試點政策對東部、中部地區共同富裕的促進作用更為強勁。鑒于此,提出以下政策建議：

第一,加快建設科技創新中心。前文述及,創新型城市試點可對共同富裕產生賦能效應。據此,政府應優化創新平臺布局,提高成果轉化效率,打造科技創新高地,推進共同富裕。一方面,優化科技創新平臺布局。分梯次建設高能級創新載體,加速技術擴散與應用中心建設,為創新成果產業化提供基礎保障,加速推進共同富裕。另一方面,促進高效率成果轉化。政府需發揮財政資金引導作用,引導企業及產業開展創新成果產業化活動,強化產業園區與各類創新聯盟合作,持續提高科技創新成果轉化效率,助力共同富裕。

第二,提升公共服務質效。由上述分析可知,公共服務水平可增強創新型城市試點政策對共同富裕的賦能效應。據此,應持續提高基本公共服務水平與質量,促進共同富裕。一方面,提高數字公共服務質效。技術部門應運用數據信息進行分析與建模,建立集約化政務數據共享系統,提供一事通辦、一碼通城智能化公共服務,有效捕捉社會反饋信息與公眾需求,提高教育、醫療、社保等基本公共服務供給質量,賦能共同富裕。另一方面,促進優質公共服務下沉延伸。地方政府應大力發展遠程醫療、遠程教育,構建城鄉公共服務共同體,推動各類公共服務組織間技術、設備與資金共享,提高公共服務可達性與普惠性,助力實現共同富裕。

第三,調整收入分配格局。前文已提及,東中部地區創新型城市試點政策對共同富裕的促進作用較強,西部與東北地區其助力效能較弱。對此,一方面,東中部地區應擴大中等收入群體,疏通自由職業者專業技術人員職稱申報與技能認定渠道,出臺小微企業創業者扶持政策,實現群體勤勞致富。另一方面,西部與東北地區需健全再分配機制,加強高收入群體稅收監管與金額調節,推進基本養老保險由制度全覆蓋到法定人群全覆蓋,為共同富裕夯實根基。此外,政府應增加教育、醫療等社會民生領域支出,支持個體工商戶與靈活就業群體發展,增加技能型人才收入,進一步擴大中等收入群體,促進共同富裕。