公共文化服务如何提升城市创新能力？——来自中国城市的经验证据

王文姬，王 冉

(1.南京邮电大学 管理学院,南京 210003；2.南京大学 长三角文化产业发展研究院,南京 210093；3.伊犁师范大学 旅游与历史文化学院,新疆 伊犁 835100)

一、引 言

公共文化服务属于政府提供的基本公共服务，是全面建设社会主义现代化国家的重要内容，在促进城市化进程、增强城市创新能力、提升城市软实力和竞争力建设等方面发挥重要作用[1]。2016—2020年我国一般公共预算中文化旅游与体育传媒支出总额为1.83万亿元，年均增长6.75%，2021年中央支持地方公共文化服务体系建设补助资金达126.8亿元。(1)数据来源于http://www.gov.cn/xinwen/2020-11/11/Content_5560445.htm。国家文化和旅游部发布的《“十四五”公共文化服务体系建设规划》，对“十四五”时期现代公共文化服务体系建设做出了全面的部署。从国际化城市的发展趋势来看,将公共文化服务建设置于城市发展的中心位置,促进和实现公民文化权利,是一些国际大都市建设战略选择的重要特征。我国政府对公共文化服务体系建设的重视，是与我国经济社会发展跨入高质量发展阶段相适应的时代要求，而中心城市则将成为推动高质量发展的主战场。现阶段，如何更有效地发挥公共文化服务对城市创新能力的促进作用，成为迫切需要关注的议题。

尽管我国公共文化服务建设在现实生活中有了很大的提高，但准确评估公共文化服务作用的实证研究却极为缺乏。已有的相关理论研究主要从公共服务、城市基础设施建设等角度探讨对城市创新的作用，认为劳动力选择流向某个城市，不仅是由于更高工资水平和就业机会，城市基础教育和医疗等公共服务也起到显著影响[2]，因此，增加公共服务供给能够促进创新要素流动和创新要素集聚[3]。新经济条件下，城市在创新体系中的地位与作用凸显，而人才是推动创新的根本动力，对调整经济结构发挥了重要作用，为城市创新能力提升提供了有力支撑。基于此，本文从公共文化服务对人才集聚的影响视角展开研究，通过建立系统的分析框架探讨公共文化服务促进城市创新能力提升的现实路径。

二、理论机制与实证假说

创新具备不确定性和高风险特征，在供给侧结构性改革背景下，政府公共服务供给成为降低创新风险、支撑技术创新的有力保障。作为公共服务的重要组成部分，理论上公共文化服务除会对创新活力产生直接影响外，还能够通过影响城市人才集聚对城市创新活力产生间接影响。

(一)公共文化服务促进城市创新能力提升的直接效应

第一，公共文化服务的优化，如数字文化服务平台建设缩短了创新要素之间的匹配时间，降低了成本，提高了资源整合能力，提升了创新活动的频率，有利于提高创新能力[4]；第二，当城市功能从生产性向服务型转化后，公共文化设施建设促进了服务业结构的优化升级[5]，为提升城市整体创新活力提供了保障和支持；第三，公共文化服务还可以通过拉动文化消费需求和扩大文化阶层两个方面促进文化产业的创新发展[6]，如博物馆、电影院、剧院等公共文化服务设施通过文化产品供给引导文化消费，培养文化消费习惯，从需求侧拉动文化产业创新，从而带动城市创新[7]。

(二)公共文化服务促进城市创新能力提升的间接效应

第一，公共文化服务能够提高人力资本水平，进而推动城市创新发展。当前，我国经济社会正处于从高速发展到高质量发展的重要转型时期，转型需要创新驱动，而人才是创新发展的第一资源要素，人才政策和文化服务直接影响人才质量，进而影响改革创新的推进力度和水平。现实看，高端人才缺乏是我国在推进创新发展中最突出的短板，而公共文化服务供给则有利于促进文化氛围的形成，为培养高端文化人才提供一定的社会基础。公共文化服务特别是公共教育的优化，通过影响教育硬件设施、师资水平、管理制度等优化人才培养环境，为社会提供高质量的人力资本。第二，基于公共服务供给的财政竞争促进了资金和人才要素的流入，提升了区域创新能力。“用脚投票”(Charles Tiebout，1956)理论表明，资本、人才、技术流向能够提供更加优越的公共服务的行政区域[8][9]。在中国式分权的背景下，要素在区域空间上的流动不仅是市场机制驱动，还要依靠政府引导，如今许多地方政府已经把创新要素特别是人才要素的争夺摆在提升城市竞争力的首位[10]。以提高公共文化服务数量和质量为手段的竞争，能够吸引创新要素流入，优化创新要素空间配置，推动区域创新能力和竞争力整体提升。

(三)人才集聚推动创新能力的提升

研发人员、创意人才等高技能劳动者的集聚有助于提高创新能力。人才是城市中拥有高技能劳动力的人群，高技能劳动力的集聚将产生人力资本外部性，进而提升劳动生产率，促进创新发展[11]。同一地区聚集了大量来自同一行业的人才，便于建立信息和知识传播的网络结构，由此产生的信息共享、组织学习、知识溢出易形成创新发展的良性循环。基于以上分析，本文提出如下假设。

假设1：公共文化服务可以通过提升人才集聚水平对城市创新能力产生积极作用。

公共文化服务发展初期，改善资源禀赋、降低信息成本的能力有限，人才吸引力和培养能力较小，形成的创新效应有限。当公共文化服务发展到一定水平时，可在一定程度上促进人力资本的积累和创新发展，当创新效率增加、创新产出积累形成良性循环时，资本消耗下降，边际收益上升，创新成果应用风险大大降低，边际效应递增[12]。依据以上分析，提出如下假设。

假设2：公共文化服务对城市创新能力的作用具有边际效应递增的非线性特征。

由于各地区资源禀赋、区位条件、经济基础、公共服务投资规模等方面存在较大差异，因此将城市按区域划分为南方地区和北方地区，分别探究公共文化服务对创新能力提升的影响。公共文化服务建设是一个逐步完善和优化的过程，在不同的发展阶段，其对创新的影响作用也不尽相同，总体而言，一定阶段里公共文化服务对创新的正向作用会愈加显著。由此提出如下假设。

假设3：公共文化服务对城市创新能力的影响存在异质性。

三、研究设计

(一)模型构建

为检验上述研究假设，本文首先考量公共文化服务对创新能力影响的直接传导机制，构建如下基本模型：

lnInnovi，t=α0+α1Pubi,t+αcZi,t+μi+δt+εi,t

(1)

式(1)中，Pubi,t为城市i在t时期的公共文化服务供给指数指标；lnInnovi，t为城市i在t时期的创新能力综合水平指标，并对其取对数；Z代表一系列控制变量；μi表示城市i的个体固定效应；δt表示时间固定效应；εi,t表示随机扰动项。

除了公式(1)所检验的直接效应，本文还探究公共文化服务影响创新能力的作用机制，具体为验证人才集聚是否为两者之间的中介变量。检验步骤如下：在公式(1)得出的公共文化服务Pub对创新能力lnInnov线性回归系数α1的显著性通过检验的基础上，分别构建Pub对于中介变量人才集聚lnAgg的线性回归方程，以及Pub与中介变量lnAgg对lnInnov的线性回归方程，通过β1、γ1和γ2等回归系数的显著性进行判断中介效应是否存在。针对以上分析设定如下模型：

lnAggi，t=β0+β1Pubi,t+βcZi,t+μi+δt+εi,t

(2)

lnInnovi，t=γ0+γ1Pubi,t+γ2lnAggi,t+γcZi,t+μi+δt+εi,t

(3)

除了利用中介效应模型检验间接传导机制外，还应考虑公共文化服务促进创新能力提升可能存在的非线性动态效应。因此，设定如下面板模型：

lnInnovi，t=φ0+φ1Pubi,t×I(lnAgg≤θ)+φ2Pubi,t×I(lnAgg>θ)+φcZi,t+μi+δt+εi,t

(4)

式(4)中，I(·)是指示函数，满足括号内条件即为1，否则为0；lnAgg为门槛变量人才集聚。式(4)是只考虑单门槛情形时的模型构建，可根据具体情况扩充至多门槛倾向。

(二)变量测度与说明

1.被解释变量：城市创新能力。为度量创新活动或技术进步，既有研究主要使用三类指标：TFP(全要素生产率)、研发投入(R&D支出)和专利。TFP使用非常广泛，但在不完全竞争市场上衡量创新水平存在较大的误差。研发投入是反映创新激励的合理指标，但目前存在数据可获得性较差和虚报问题。本文选用的是由复旦大学产业发展研究中心发布的《中国城市和产业创新能力报告》中地级及以上城市的创新指数作为创新能力综合水平的测度指标，该指数基于更加微观和多维度的数据进行测算，本文取对数记为lnInnov。

2.解释变量：公共文化服务。公共文化服务发展水平的定量测度由于受限于测度单一性，学界并没有统一的共识。因此，通过多维的指标体系对公共文化服务进行衡量显得尤为重要。在参考韩峰(2019)[13]对城市公共服务供给的测算指标以及杨秀云等(2016)[14]、于井远等(2020)[15]对公共文化服务测算指标的基础上，结合城市层面可获得的数据，本文对公共文化服务设置了由3个二级指标(教育类公共文化服务、文化类公共文化服务和休闲类公共文化服务)及9个三级指标(见下页表1)构成的多维度评价体系，运用全局主成分分析法对数据标准化后降维处理，然后对所得结果进行归一化处理，最终得到2003—2016年全国284个地级及以上城市的公共文化服务供给指数，记为Pub。

3.中介变量：人才集聚。目前学者对人才的研究主要集中在人才集聚和人才流动方面，测算方法主要有以下几种：区位熵法、基尼系数法、人才密度、大专以上从业人员与总从业人员的比值等。由于本文重点考虑的是人才数量规模的集聚情况，所以选用信息传输、计算机服务和软件业从业人员数，科研综合技术服务业从业人员数及文化体育和娱乐业从业人员数三者总数来衡量，取其对数记为lnAgg。

4.控制变量。为了更加全面地分析城市创新能力提升过程中公共文化服务的影响效应，还需要设定对创新能力可能产生影响的控制变量，参考魏守华等(2011)[16]、夏杰长等(2020)[17]等学者的变量设置，本文设定如下控制变量：用人均GDP来控制经济发展水平(lnGDP)可能产生的非线性影响；用第三产业增加值占地区生产总值的比重表示产业结构(Ind)；政府投资(FAI)，用政府固定资产总投资占地区生产总值的比重表示；用政府科学投入(Sci)和政府教育投入(Edu)来控制科学和教育投入可能存在的影响，分别用政府对科学事业费支出和教育事业费支出占政府财政预算总支出的比重来表示。

表1 公共文化服务供给指数和创新能力综合水平评价指标体系

(三)数据来源和描述性统计

本文选取2003—2016年中国284个地级及以上城市为考察对象，共形成3976个观测数据。研究使用的数据中，城市创新指数来自《中国城市和产业创新能力报告》，其他主要来自《中国城市统计年鉴》和部分地级市统计年报。表2为本文主要变量的描述性统计结果。统计显示，城市创新能力综合水平(lnInnov)的均值为-0.317，最大值为6.967，最小值为-5.272 ，标准差为1.904，呈现“均值小，标准误差大”的特点，表明不同地区间创新能力综合水平差异较大。公共文化服务供给指数和人才集聚水平同样也存在着明显的地区差异。

表2 变量描述性统计

四、公共文化服务对城市创新能力影响的实证研究和稳健性检验

回归分析前，首先通过相关系数和膨胀因子两种方法对各变量之间进行多重共线性检验。结果显示，变量间的相关系数均不大，最高为0.45，所有变量的最大VIF值为2.07，均值为1.48，远小于10。因此，变量间可视为不存在多重共线性。

(一)基准回归结果

表3报告了公共文化服务影响城市创新能力的线性估计结果。从模型(1)和(2)可以看出，核心解释变量公共文化服务(Pub)的估计系数均显著为正，公共文化服务促进了城市创新能力的提升。此外，在模型(2)中加入了控制变量，结果显示各控制变量系数均显著为正。具体来看，经济发展水平(lnGDP)与创新能力提升之间呈显著正向相关关系，表明经济发展水平高有利于地区创新能力的提升；产业结构(Ind)显著提升了地区创新能力，说明市场机制越健全，服务业越发达，创新要素的流动越自由，越能加快创新提升；政府投资(FAI)、政府科学投入(Sci)和政府教育投入(Edu)系数均显著为正，表明政府投入特别是科教投入能促进地区创新能力,这与张所地等(2021)[18]的研究结果相一致。

表3 公共文化服务影响城市创新能力的基准回归结果

前文从人才集聚的视角理论分析了公共文化服务对创新能力影响的传导机制。为验证该作用机制假设，本文选用中介效应模型进行实证检验，回归结果见表4。模型(1)证实了公共文化服务对城市创新能力提升具有积极影响，模型(2)验证了公共文化服务是否促进了城市的人才集聚，回归系数显示公共文化服务对人才集聚起到了显著的促进作用。最后，再将人才集聚这一中介变量放回到公共文化服务对城市创新能力影响的回归方程中，通过观察核心解释变量Pub的系数值及显著性变化情况判断是否存在中介效应。模型(3)中公共文化服务对城市创新能力的影响系数为1.258，相比模型(1)系数1.328有所下降，说明人才集聚是公共文化服务促进城市创新能力提升的作用机制。综上，实证结果支持了假设1。

表4 公共文化服务影响城市创新能力作用机制的检验结果

(二)非线性效应分析

为验证假设2，本文采用面板门槛回归模型进行实证检验。在估计门槛模型之前，我们首先基于Hansen(1999)的方法检验了面板门槛的存在，即使用“自助法”(Boorstrap)重复抽样1000次，结果显示以人才集聚作为门槛变量，单一门槛在1%的水平上显著通过，而双重门槛和三重门槛检验结果不显著，在单一门槛基础上进行回归结果见下页表5。从中不难发现，随着人才集聚水平的提高，公共文化服务的创新带动溢出效应表现出了显著的正向且“边际效应递增”的非线性特征。这说明公共文化服务对城市创新的动态影响受人才集聚的调节影响，体现为公共文化服务与城市创新生态系统形成了积极互动, 这一结论与宋美喆(2018)政府民生类公共服务对创新要素集聚的影响存在递增效应的结论一致。假设2得到了支持。

表5 公共文化服务影响城市创新能力门槛模型的回归结果

(三)进一步拓展：区域异质性和时间异质性

1.地区异质性检验。在分类回归检验之前，首先对不同地区之间的创新能力和公共文化服务差异进行描述性统计，统计发现：南北地区相比看，创新能力南方地区远高于北方地区，但是北方地区公共文化服务供给指数反而略高于南方地区。表6进行了区域异质性的回归检验，模型(1)和(2)显示，南方地区和北方地区公共文化服务对创新能力均具有显著的提升作用，但从回归系数看，北方地区明显低于南方地区，即南方地区公共文化服务对创新能力提升的积极效应更强。但是从统计结果看，南北方公共文化服务供给水平相差比较小，且样本期内北方略占优势。造成这种结果的原因主要考虑为北方地区公共文化资源配置在省际和城市间配比不合理以及文化资源配置效率不高导致，北方地区公共文化服务集中于京津冀特别是北京，其他地区和城市配比与经济发展和人口规模不相适应，北方地区特别是西北地区和基层地区公共文化服务建设投入并不低，但由于文化设施的空置率较高，陷入政府投入不断增大，绩效却持续下滑的局面，公共文化服务的投入并没有发挥应有的效应，对创新的带动作用并不能充分显现[19]。

表6 公共文化服务影响城市创新能力的区域异质性检验

2.分阶段估计。随着政府对公共文化服务投入和优化力度的不断增大和增强，其对创新能力的影响是否有变化是需要进一步讨论的。通过对研究期内公共文化服务供给指数变化情况进行分析发现，以2010年为节点，该指数增长速度发生了较大提高，因此以2010年为界，将考察期分为两个阶段进行估计。回归结果表明，2003—2010年公共文化服务对创新的影响显著为正，回归系数为0.441，2011—2016年影响依然显著，且回归系数为1.268，说明2010年以来随着公共文化服务建设效率的提升，其对城市创新能力的促进作用逐渐加大。在前文影响机制的分析上可解释为：一方面，随着公共文化服务的发展，政府对创新能力最重要的要素之一人才的培养越发重视，人力资本的质量进一步得到优化和积累，进而促进创新能力提升的作用更加明显；另一方面，人才在城市间流动时公共文化服务的优劣占据越来越重要的影响，拥有高学历和高技能的人力资本愈发关注城市公共文化服务的供给水平，随着城市人才流入和集聚，城市创新力大大增强。

通过以上分析，验证了公共文化服务对城市创新能力的影响具有区域异质性和时间异质性的特点，假设3得到验证。

(四)稳健性检验

为检验前文主要结论的可靠性，本文接下来分别采用更换核心解释变量和样本期的方法进行如下稳健性检验。

1.更换样本期。考虑到样本极端值可能会影响估计的准确性，从而影响前文主要结论，本文将2003年和2016年样本进行剔除，然后再进行估计，结果如表7所示。从模型(1)不难发现，各变量的估计系数符号均未发生变化，基本通过显著水平检验，说明前文的估计结果是稳健的。

2.替换被解释变量。对于被解释变量，前文主要采用城市创新指数代表创新能力，为克服可能的变量测量偏差所导致的内生性问题，本文以发明专利数量代替被解释变量重新进行回归，结果如表7所示。从模型(2)可以发现，采用固定效应模型回归后，核心解释变量估计系数的符号没有变化且仍显著，符合理论预期，因而前文主要结论稳健，不受变量测度偏差影响。

表7 公共文化服务影响城市创新能力的稳健性检验

五、结论与政策建议

立足于创新驱动中国高质量发展的时代背景，本文尝试构建“公共文化服务→人才集聚→城市创新”作用机制的理论框架，探讨公共文化服务对创新能力提升的影响，并利用2003—2016年284个城市层面的数据进行了测算。主要结论如下：第一，公共文化服务显著促进了城市创新能力的提升，通过稳健性检验该结论仍然成立；第二，公共文化服务对城市创新能力的提升效应呈现“边际效应递增”的非线性变化趋势，且人才集聚这一中介因素能够强化此效应；第三，公共文化服务对城市创新能力的影响效应存在区域异质性，南方地区公共文化服务促进城市创新能力的作用较北方地区更强。从时间趋势上看，随着公共文化服务的发展和完善，其对创新能力的积极效应将不断加强。

上述结论具有以下政策启示：首先，应加大对公共文化服务的投入力度，推进我国公共文化服务建设，特别是为人才交流与沟通节约成本创造便利、为人才培养创造更优越的环境、为人才要素在空间上合理流动和配置提供科学合理的政策支持，激发公共文化服务、人才集聚和城市创新动态良性发展的生态系统；其次，由于公共文化服务对北方地区城市创新能力产生的积极影响有待深化，应实施动态差异化公共文化服务建设策略，使优化公共文化服务成为有效降低区域创新发展不平衡的手段，既注重本地优秀文化人才的培养，又要注重外来文化人才的引进，为城市创新注入活力；再次，应加强北方地区公共文化服务建设以及提高资源利用效率，在充分尊重人口和产业向优势区域集聚的客观规律下，依据自身特色发挥比较优势，深入推进北方地区公共文化服务标准化建设，合理优化资源配置，充分释放公共文化服务对留住本地人才、吸引外来人才的积极作用，提升区域创新源动力；最后，应加快推进公共文化服务数字化建设，从供给侧和需求侧两方面激励公共文化服务高质量发展，积极推动基本公共文化服务融入城乡居民生活，拓展服务内容和形式，提升服务品质，如大力发展基于5G等先进技术应用的数字服务类型，拓宽数字文化服务应用场景，以文化消费侧的政策创新引导供给侧的绩效提升，促进公共文化服务提质增效。