创新型城市试点政策、创业活跃度与共同富裕

董杨子

(河北地质大学 创新创业教育学院,石家庄 050031)

一、引言

党的二十大报告指出,“健全基本公共服务体系,提高公共服务水平,增强均衡性和可及性,扎实推进共同富裕”。立足新发展阶段,共同富裕是新时代中国特色社会主义发展的必然要求,是全面建成小康社会的实然趋向。现时中国已迈入全面建成社会主义现代化强国的第二个百年奋斗目标新征程,深刻把握共同富裕逻辑意蕴,扎实推进共同富裕,是中国特色社会主义事业持续焕发生机和活力的重要路径。就当前形势来看,中国推进共同富裕仍面临结构性差距明显[1]、社会阶层固化[2]、发展动力转换势能较弱[3]等多重困厄,滞缓中国特色社会主义市场经济运行。作为扎实推动共同富裕的战略擘画,创新型城市试点政策可发挥创新驱动效应,以科技创新、人才创新与制度创新培育全新经济增长点,为持续做大共同富裕“蛋糕”聚能蓄力[4]。2022年1月科技部印发的《推动高质量发展建设共同富裕示范区科技创新行动方案》紧紧围绕创新对共同富裕的助力效应,提出“加快创新型城市和创新型县(市)建设,……,拓宽先富带后富、先富帮后富有效路径”,将创新型城市试点政策置于实现共同富裕的战略性位置。国家发展改革委发布的《关于推进国家创新型城市试点工作的通知》明确指出,“围绕创新型城市建设总目标,……,营造鼓励创新、宽容失败的创新文化氛围,促进创新创业发展”,进一步丰富了创新型城市试点政策对共同富裕的赋能路径。总之,创新型城市试点政策可创设良好创新创业环境,加大税惠与创业补贴力度,降低创新创业准入门槛,提高创业活跃度[5]。由此,创业活跃度可助力盘活地区生产资源,提高就业质量,以先富带后富实现全域共同富裕[6]。综上可知,创新型城市试点政策、创业活跃度与共同富裕在理论层面可推及具有密切关联,但三者间的作用机制仍待深入考察。

创新型城市试点政策可引领发展模式创新与机制体制创新,对创新创业产生显著影响。就创新效应而言,种照辉等(2022)[7]认为,创新型城市建设会带动试点城市创新要素集聚、创新环境改善与创新能力攀升,有效促进区域协同创新,且该效应在东部地区更为显著。王翔翔和刘瀑(2023)[8]研究结果显示,创新型城市试点政策可通过人力资本集聚、城市产业集聚显著提升城市创新水平。就创业效应而言,白俊红等(2022)[9]指出,国家创新型城市试点政策能够发挥技术、人才集聚效应与风险投资集聚效应,对城市创业活跃度产生正向影响。白洁和李万明(2022)[10]研究得出,创新型城市建设以提高市场化程度、降低企业税收负担、促进技术创新水平为主要影响路径,有效提升城市创业水平,且创新型城市建设对周边城市创业水平发挥正向扩散效应,对经济发展水平相似的城市创业水平发挥负向虹吸效应。

整理既有文献,发现城市创新对共同富裕具有一定影响。杨仁发和李自鑫(2023)[11]研究发现,创新型城市试点政策可通过促进产业结构升级与人才集聚,助力实现共同富裕,其中对中西部地区的影响效能更为显著。李洪涛和王丽丽(2023)[12]分析在资源禀赋约束与城市交流竞争条件下中心城市科技创新对区域共同富裕的影响,得出中心城市科技创新可通过增强学习效应显著推动区域共同富裕。马野青等(2023)[13]指出,城市创新发展能够通过增加就业机会、完善创新基础设施建设与提高居民收入提升居民幸福感,促进共同富裕。

创业活动可有效带动经济快速发展,做大社会财富“蛋糕”,推动共同富裕。王轶和刘蕾(2022)[14]认为,农民工返乡创业能够带动农民收入增长,缩小农民收入差距,从而实现农民农村共同富裕,且该作用在农民收入分布下尾群体的助力效能比上尾群体更为强劲。吕重阳等(2023)[15]发现,数字创新创业对共同富裕的作用呈先降后升的“U”型特征,其中数字基础设施可正向调节数字创新创业与共同富裕的“U”型关系;经营性收入与工资性收入在二者间发挥中介效应。林嵩等(2023)[16]通过研究得出,县域创业活动可推动农民增收,进一步缩小城乡收入差距,促进共同富裕,且该作用在非电子商务示范县域、未开通高铁县域的助力效能更强劲。曹宗平等(2023)[17]指出,农民创业具有榜样示范效应,且拥有高水平物质资本的农民更易产生创业行为,进而以先富带后富实现共同富裕。

综上所述,多数学者围绕城市创新、创业活动与共同富裕两两间的关系展开详实探讨,为本文奠定了扎实的理论基础与丰富的实证经验。然而,鲜有文献直接聚焦于创新型城市试点政策、创业活跃度与共同富裕的关系展开实证检验。另外,立足创业活动技术类型,将创业活跃度分为迁跃型与复制型,并考察它们在创新型城市试点政策与共同富裕间的中介机制作用。鉴于此,本文从以下层面进行创新性突破：首先,将创新型城市试点政策与共同富裕纳入同一研究框架,引入创业活跃度作为中介变量,综合考量三者间的影响效应与作用机制。其次,将创业活跃度分为迁跃型与复制型,以双重维度考察创新型城市试点政策对共同富裕影响的内在机理与空间溢出作用,拓宽共同富裕实践路径。最后,从数字经济发展水平、金融服务效率以及公共服务水平角度验证创新型城市试点政策对共同富裕的影响异质性,为推动中国特色社会主义现代化建设提供一定的决策支持。

二、理论分析与研究假设

(一)政策背景

在全球竞争激烈与科技革命纵深推进的作用下,促进技术创新、体制创新、知识创新、文化创新是助力经济稳步高质量发展的战略选择,有助于创新驱动发展战略纵深落实。当前,重点科技产业发展、关键技术突破、创新格局构建、创新成果转化等均离不开创新型城市试点政策的战略支持。可以说,创新型城市试点政策早已渗透至经济社会发展的各个层面,成为提升自主创新水平与综合国力的重要战略引擎。为顺应创新驱动发展战略需求,科技部于2010年4月印发《关于进一步推进创新型城市试点工作的指导意见》。2008年国家发改委首次批复将深圳作为首个创新型试点城市,随后于2010年、2011年、2012年、2013年、2016年、2017年、2018年、2020年、2021年先后批复大连、青岛、西安、沈阳、厦门、长春、郑州等城市加入创新型城市试点。截至目前,中国已设立103个创新型城市,并将其作为培育壮大新产业、新模式的重要抓手与建设科技强国的战略支点。在政策导向与现实需要的双轮驱动下,创新型试点城市建设为评估创新型城市试点政策提供良好准自然实验基础,为后续探讨创新型城市试点政策与共同富裕的关系提供政策参考。

(二)理论梳理与机制分析

1.创新型城市试点政策对共同富裕的直接效应

党的二十大报告明确提出,“深入实施科教兴国战略、人才强国战略、创新驱动发展战略,开辟发展新领域新赛道,不断塑造发展新动能新优势”。在此战略支撑下,创新型城市试点政策可强化创新要素配置与一体化发展的策源功能,助力实现共同富裕。一方面,优化城乡创新资源配置。创新型城市试点政策具有较强政策导向作用,以税惠福利、资金补助为主要形式,组织推进产业前瞻技术研发项目与创新成果转移扩散项目,提升创新载体能级,助力形成大规模链式创新产业集群[18]。由此,在城区链式创新产业集群日趋饱和的作用下,部分创新产业集群出于扩大发展规模、降低集群厂房租金成本的目的,向乡村地区进行转移。这能够有效优化城乡创新要素配置,缓解城市创新资源过剩、乡村创新资源匮乏的城乡发展“两层皮”现状,以产业集群转移带动要素流动与居民就业机会,促进地区均衡发展,从而扎实推进共同富裕。另一方面,推动城乡一体化建设。创新型城市试点政策可催生新兴产业建设与发展,以政策优势带动城乡地区交通、能源等传统基础设施数字化改造,促使居民生产生活方式转变,吸引物流与人流集聚,加快城乡间资源流动与转化速率[19]。在创新型城市试点政策助力下,科技创新与产业发展将进一步提升乡村地区发展潜力,提高乡村项目承接能力,盘活闲置土地与人力资源,打破城乡二元结构,带动资源由城市中心向边缘乡村地区转移,赋能城乡一体化建设。由此,创新型城市试点政策能够促进乡村地区公共服务供给均等化,助力农村居民持续增收,提升居民生活质量,推进共同富裕。基于上述分析,提出以下假设：

假设1：创新型城市试点政策能够推进共同富裕。

2.创新型城市试点政策对共同富裕的间接效应

创新型城市试点政策能够打造创新创业高地,锻造创新创业发展“黄金链”,创设良好创业环境,激发全域创业活跃度,增加就业机会与居民可支配收入,进而促进共同富裕。依据创业路径异质性,创业活跃度可分为迁跃型创业活跃度与复制型创业活跃度[20],故以上述两种维度为切入点,对创新型城市试点政策、创业活跃度与共同富裕的关系进行理论梳理。一方面,创新型城市试点政策可提升迁跃型创业活跃度,助力实现共同富裕。迁跃型创业意指突破行业现有商业模式与发展成果,在既有领域催生颠覆式新创企业与生产方式[21]。事实上,迁跃型创业需经历由“边缘”走向“主流”的发展历程,投入成本回流速度相对较慢,对持续性研发投入具有较高资金要求。国家发展改革委印发的《关于推进国家创新型城市试点工作的通知》(下称《通知》)明确指出,“探索财政、税收和政府采购政策……,支持企业创新基础能力建设”,立足财政与金融扶持视角为创新创业注入动能。以此为指引,创新型城市试点政策能够加快建立创业担保贷款等融资贷款清单,提升新创企业投贷金融服务效率,丰富知识产权质押融资方式,突破迁跃型创业资金不足藩篱,激发迁跃型创业活跃度[22]。进一步地,创新型城市试点政策可通过提升迁跃型创业活跃度助力创新创业“量质齐升”,增加颠覆式创新成果产出,助力城市抢抓新型经济增长点,做大共同富裕“蛋糕”。另一方面,创新型城市试点政策可提升复制型创业活跃度,助力实现共同富裕。复制型创业具有投入成本低、成功率高、风险系数小的特征,对创业者流动资金与创业经验要求较低。《通知》亦强调“建设创新友好环境,促进创新创业发展”。以上述政策部署为依托,创新型城市试点政策能够深化“放管服”改革,实现初创企业申请网络化认定,开展创业跨界对接服务,简化小微企业创业手续办理流程,降低新创企业准入门槛,鼓励全民全域创新创业,提高复制型创业活跃度。在此影响下,创新型城市试点政策可通过催生大批量复制型创业项目拓宽致富门路,丰富居民可持续性增收来源,助力共同富裕提质增效。据此,提出以下假设：

假设2：创新型城市试点政策以创业活跃度为主要路径,促进共同富裕。

中共中央、国务院发布的《国家创新驱动发展战略纲要》强调,要“建设和完善创新创业载体,发展创客经济,形成大众创业、万众创新的生动局面”。以上述战略部署为基本遵循,创新型城市试点可吸引创新资源集聚,降低创新项目准入门槛,优化资源配置,均衡区际经济发展水平,为实现共同富裕注入持久动能。在开展创新活动与吸引创新资源流动过程中,创新型试点城市能够强化磁场效应,以点带面向城市外围扩张,促进邻接地区配套产业发展,产生正向溢出影响。与此同时,鉴于自身技术、知识、人力及土地资源有限,试点城市承载过量创新产业集群与创新项目会引致生态环境负荷过重,难以持续推进共同富裕。在此背景下,创新型试点城市邻接地区可享受创新项目承接转移红利,吸收试点城市过剩要素资源,促进当地创新要素供给与流动能力攀升,为缩小贫富差距、实现可持续增收奠定扎实基础,进而推进共同富裕。基于此,提出以下假设：

假设3：创新型城市试点政策对共同富裕的影响存在正向空间溢出效应。

三、研究设计

(一)模型构建

前文述及,中国在2008—2021年间分批次设立103个创新型城市试点,故参照张虹等(2023)[23]做法,选择渐进双重差分模型进行实证分析,具体模型构建如下：

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

(1)

其中,Cpit表示共同富裕,包含整体富裕程度(Develop)与发展成果共享程度(Share);policyit表示是否获批创新型城市试点,是则赋值为1,反之赋值为0;i与t分别为城市与年份;α0为截距项,Controlsit指代控制变量集合;cityi与yeart分别代表城市固定效应、时间固定效应;εit表示随机误差项。

(二)变量选取与指标说明

1.数据来源

采用2006—2021年中国地级及以上城市面板数据(不含港澳台),实证检验创新型城市试点政策、创业活跃度与共同富裕间的关系与内在作用机制,主要数据来源为历年《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、国民经济与社会发展统计公报、中华人民共和国科学技术部官网、中国城乡建设数据库、北京大学开放研究数据平台以及各省份统计年鉴。剔除数据严重缺失样本,最终获取284个城市样本,共计4544个观测值。

2.共同富裕

党的十八大以来,中国高度重视“富裕”与“共同”的统筹协调,将做大“蛋糕”与分好“蛋糕”视为扎实推进共同富裕的实然路径。鉴于此,参照既有研究思路[24～25],从整体富裕程度(Develop)、发展成果共享程度(Share)两个维度入手,对共同富裕进行度量,最终形成包含2个一级指标、4个二级指标以及14个三级指标在内的共同富裕评价指标体系。为避免主观赋权、多项指标选取重叠等问题,使用沈实和杨宏(2023)[26]的纵横向拉开档次法,赋予各分项指标最优权重,进而得出共同富裕综合评价指数,具体指标构建见表1。

表1 共同富裕评价指标体系

3.创新型城市试点政策

将创新型城市试点政策作为一项准自然实验,运用虚拟变量policy表示,即政策确立实施和政策颁布时间的双重差分项。若在样本考察期内观测主体获批为创新型城市试点,在获批当年及之后年份policy赋值为1,反之则设定为0。

4.创业活跃度

面向新一轮科技革命与产业变革机遇,高技术领域技术创新日趋成为业界关注热点,激发了大批量技术型创业活动热潮。参鉴陈东(2023)[27]、江帆和宋洪远(2023)[28]的研究思路,以创业路径差异为依据,将创业活跃度(Ea)分为迁跃型创业活跃度(Patent)与复制型创业活跃度(Copy)。其中,迁跃型创业活跃度运用所选样本城市中每万人专利密集型产业的新注册企业数量衡量;复制型创业活跃度通过以技术和商业模式的复制应用为主要运营方式的新注册企业数量表征。选取上述指标作为衡量方式的原因如下：专利密集型产业具有技术韧性较强、颠覆式创新成果较多、知识产权隐性收益偏高等特性,该产业可客观反映迁跃型创业活跃度。复制型创业属于在已有经营模式基础上进行简单复制的一种创业模式,其风险系数与难度系数均较低,故通过运用复制既有生产模式开展创业活动的企业数量表示。

5.控制变量

为确保研究结论准确,根据既有文献成果[29～31],引入以下控制变量：(1)金融发展水平(Fdl),使用年末金融机构各项贷款余额占生产总值的比重表示;(2)城镇化率(Urban),运用城镇常住人口与总人口之比表征;(3)数字基础设施建设(Dic),通过互联网宽带接入端口数量衡量;(4)创新水平(Inn),选取城市研发投入财政支出金额占政府财政支出金额的比重表征;(5)人口老龄化(Age),采用65岁及以上老年人口占地区人口总量的比重表示。

四、实证结果与分析

(一)偏误检验及分组-时期加权估计量下的动态效应检验

考虑到在开展非同质性处理效应回归时,传统双向固定效应模型估计量会产生反向系数、负向权重等问题,引致研究结论有偏,研究沿袭既有思路[32],使用培根分解法对双向固定效应模型进行偏误诊断。结果表明,合适处理效应与非合适处理效应估计系数分别为2.236、0.439,权重占比分别为81.53%、17.24%。这说明实证结果不存在估计偏误。进一步地,借鉴已有文献成果[33],将分组-时期加权估计量纳入研究,结果列示于图1。不难看出,交叠双重差分模型在双向固定效应模型下具有稳健性。

图1 动态效应检验

(二)基准回归分析

在式(1)的基础上,采用渐进双重差分模型进行基准回归,实证分析创新型城市试点政策对共同富裕的影响效应,结果报告于表2。表中(1)列与(2)列、(3)列与(4)列分别显示创新型城市试点政策对整体富裕程度和发展成果共享程度的估计结果。其中,(1)列与(3)列为未加入控制变量回归结果;(2)列与(4)列显示加入控制变量后回归结果。观察可知,创新型城市试点政策对整体富裕程度的影响系数为0.032,且通过1%置信水平检验;创新型城市试点政策对发展成果共享程度的估计系数为0.052,且通过1%置信水平的正向检验。这说明创新型城市试点政策对共同富裕的两个分项指标均发挥助力效能,验证假设1成立。除此之外,利用双向固定效应模型分析政策效果时,可能存在一定异质性处理效应,引致研究结果产生偏误。针对于此,使用TwoWayFEWeights命令计算估计量,发现不存在负权重,且正权重之和等于1,这意味着异质性处理效应不会对研究结果产生实质性影响。进一步,运用多期多个体倍分法(DIDM)验证政策实施效果,发现创新型城市试点政策依然正向促进整体富裕程度与发展成果共享程度,表明结论稳健。

表2 基准回归结果

(三)异质性分析

考虑到不同数字经济发展水平、金融服务效率以及公共服务水平可能对创新型城市试点政策与共同富裕的关系产生异质性影响,故借鉴江艇(2022)[34]研究思路,构建如下模型开展异质性检验：

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

(2)

其中,Yit代表情境特征变量,包含数字经济发展水平(Del)、金融服务效率(Fse)以及公共服务水平(Psm)。关于指标衡量,参照已有研究思路[35～37],数字经济发展水平通过互联网域名数量表示;金融服务效率运用年末金融机构各项贷款余额与城市居民储蓄存款余额的比值表示;公共服务水平采用政府对医疗、教育与公共交通等领域的财政支出金额占国民生产总值的比重表示。

1.数字经济发展水平

数字经济发展水平提升有助于激活新业态与新模式,完善数字基础设施建设,加快创新要素改造与革新,是创新型城市建设的重要“驱动器”。具体而言,在数字经济发展水平较高城市,生产要素数字化转型可获得底层数字支撑,打破要素跨域流动时间与地理空间壁垒。由此,创新型城市试点政策可增强技术创新引领效应,促进创新要素互联互通与技术转移扩散,加速形成共享发展格局,实现创新生态系统内部协调发展,从而强化对共同富裕的赋能作用。据此,研究作出以下推论：数字经济发展水平越高,创新型城市试点政策对共同富裕的带动效应越强。表3的(1)列与(2)列显示在数字经济发展水平的调节作用下,创新型城市试点政策对共同富裕的影响。可以知悉,伴随数字经济发展水平提升,创新型城市试点政策对整体富裕程度、发展成果共享程度的赋能作用均明显增强。

表3 调节效应检验结果

2.金融服务效率

金融服务效率攀升能够实现银行与金融机构投融资服务线上咨询与办理,加快投融资放款速度,提高新型经营主体融资可得性,打破创新项目与创新技术所需持续性投入的资金约束。在此作用下,创新型城市试点政策能够进一步激发小微企业、个体工商户等经营主体的长效创新活力,赋能部分专精特新企业与战略性新兴产业发展,推动产业转型升级,做大社会财富“蛋糕”,缩小微观主体收入差距,促进共同富裕。综上所述,本文聚焦金融服务效率这一视角,深入考量其对创新型城市试点政策与共同富裕关系的影响,结果报告于表3的(3)～(4)列。由表中可知,金融服务效率与创新型城市试点政策的交互项对整体富裕程度、发展成果共享程度的影响系数分别为0.038与0.047。其中,前者估计系数在5%置信水平上显著;后者估计系数未通过显著性检验。这意味着金融服务效率提升有利于增强创新型城市试点政策对共同富裕中整体富裕程度的赋能效应。

3.公共服务水平

公共服务水平提升可在一定程度上促进基本公共服务均等化,赋能创新资源均衡流动,促使技术、知识、资金供给质量与供给效率同步提升,扩大创新型城市试点政策对共同富裕的助力效能。因此,研究对公共服务水平在创新型城市试点政策与共同富裕间发挥的异质性影响展开探讨,检验结果见表3的(5)～(6)列。数据表明,公共服务水平与创新型城市试点政策的交互项对共同富裕发展性的影响系数为0.036,未通过置信水平检验;对共同富裕共享性的影响系数为0.047,在1%置信水平上显著。这说明公共服务水平可强化创新型城市试点政策对共同富裕共享性的驱动效能。

(四)稳健性检验

1.PSM-DID估计

为进一步检验基准回归结论稳健性,使用倾向评分匹配法,估计样本广义倾向评分值,并代入模型(1)进行双重差分估计,检验结果详见表4的(1)～(2)列。可以知悉,创新型城市试点政策对共同富裕的整体富裕程度、发展成果共享程度估计系数均为正值,且在1%置信水平上显著,说明创新型城市试点政策能够有效带动共同富裕。

表4 稳健性检验结果

2.控制城市×时间交互固定效应

虽分别控制城市与时间固定效应能够捕捉部分不可观测的遗漏变量,但为规避城市与时间均产生变化引致不可观测因素增加,新增城市与时间交互项,减少内生性问题导致的结果波动,详见表4的(3)～(4)列。数据显示,控制“城市×时间交互固定效应”后,创新型城市试点政策的回归系数仍在1%置信水平上显著为正,意味着创新型城市试点政策促进共同富裕的结论稳健。

3.排除政策干扰

既有研究显示,智慧城市建设[38]、国家金融改革试验区建设[39]以及全域旅游示范区建设[40]均对共同富裕发挥正向推动作用。上述城市与试验区建设均属于创新型城市试点政策的同期执行政策,故有必要展开干扰排除检验。将前述政策虚拟变量引入控制变量集合,运用模型(1)再次进行双重差分估计。由表4的(5)～(6)列数据可知,在排除一系列政策干扰后,创新型城市试点政策的估计系数通过1%置信水平检验。

4.内生性检验

为避免反向因果、变量遗漏等因素引致内生性问题,参照李仁宇和钟腾龙(2022)[41]的研究,将当年城市人均发明专利申请数量作为创新型城市试点政策的工具变量,结果详见表4的(7)～(8)列。由表中可知,弱化内生性影响后,创新型城市试点政策对共同富裕的赋能效应仍较为显著,说明前文研究结论具备稳健性。

五、影响机制分析

(一)中介效应模型构建

为准确检验创新型城市试点政策对共同富裕的传导机制,同时克服变量内生性问题引致的计量偏误,研究运用两阶段最小二乘法,实证分析创新型城市试点政策通过创业活跃度促进共同富裕的影响机制,构建模型如下：

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

(3)

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

(4)

(3)、(4)式中,Eait为创业活跃度,包括迁跃型创业活跃度、复制型创业活跃度;ω1反映创新型城市试点政策对创业活跃度的助力作用;λ2反映创业活跃度对共同富裕的影响效应;其余系数含义设定与式(1)相同。

在上述模型设定的基础上,参鉴李少鹏等(2023)[42]的研究思路,选取创业团队平均年龄(iv)作为创业活跃度的工具变量。将创业团队平均年龄选为工具变量的原因是：年轻创业者具有发散型创新思维,对新兴商业模式的接受能力较强,可捕捉战略性新兴领域市场需求,开展创业活动,激发创业活跃度,满足相关性标准。另外,创业团队年龄反映创业者个体特征,与共同富裕属于不同范畴,不会对共同富裕产生直接影响,满足排他性要求。

(二)创业活跃度影响机制

表5显示创业活跃度的各项子维度在创新型城市试点政策与共同富裕间关系中发挥的中介作用,其中(2)～(4)列显示迁跃型创业活跃度的中介效应检验结果;(6)～(8)列报告复制型创业活跃度的中介效应检验结果。数据显示,迁跃型创业活跃度、复制型创业活跃度回归系数分别为0.233与0.425,且通过1%置信水平的正向检验,说明创新型城市试点政策可激发迁跃型创业活跃度、复制型创业活跃度。由(2)列与(6)列不难发现,两阶段最小二乘法的第一阶段通过相关性检验,且工具变量影响系数满足相关性标准,即工具变量选取具备合理性。(3)～(4)列数据显示,迁跃型创业活跃度对整体富裕程度、发展成果共享程度的回归系数分别为0.016、0.682,至少在10%置信水平上显著,说明创新型城市试点政策能够以提高迁跃型创业活跃度为路径,从而推进共同富裕。以同样推理路径分析(7)～(8)列数据可知,创新型城市试点政策能够通过激发复制型创业活跃度为重要渠道,助力共同富裕,假设2成立。

表5 影响机制检验结果

六、空间溢出效应检验

(一)SDM-DID模型构建

一般而言,双重差分模型需遵循个体处理效应稳定性假设,但考虑到创新型城市试点政策具有较强外部特征,对共同富裕的政策干预效果可能存在一定外溢效应,故在式(1)的基础上,借鉴邱语和张卫国(2023)[43]的研究思路,将SDM模型与DID模型进行有机结合,构建如下空间杜宾双重差分模型：

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

(5)

其中,ρ代表共同富裕的空间自相关系数;β反映创新城市试点政策对本地共同富裕的影响效应;θ1表示创新城市试点政策对共同富裕的空间溢出效应;W代表空间权重矩阵,通过修正引力模型得出,其余系数含义设定同前文。

(二)空间效应分析

在式(5)的基础上,使用SDM模型对空间效应展开检验。鉴于点估计回归结果可能存在分析偏差,不能展示偏回归系数,使用偏微分法对空间效应进行分解。同时,将创业活跃度空间关联矩阵作为权重矩阵,分析创新型城市试点政策对共同富裕的空间溢出效应,结果列示于表6。由表中可知,创新型城市试点政策对共同富裕的直接影响效应系数显著为正,再次验证假设1成立。此外,在创业活跃度较高地区,创新型城市试点政策对共同富裕的空间溢出效应估计系数均显著为正,说明创新型城市试点政策对共同富裕的赋能效应可由本地区向周边地区扩散,验证假设3成立。

表6 空间效应检验结果

(三)地区异质性

考虑到中国幅员辽阔,区域发展异质性可能引致创新型城市试点政策对共同富裕的驱动效应以及空间溢出效应产生明显差异。本文以国家统计局划分依据为准,将研究样本分为东部、中部、西部与东北地区,深入考量地区异质性下创新型城市试点政策与共同富裕的关系,结果列示于表7。观察直接作用相关系数发现,创新型城市试点政策对东部与中部地区共同富裕水平的影响更为显著。原因可能是,东部及中部地区具有扎实的经济基础,可快速响应创新型城市试点政策,促进创新要素流动,加速推进共同富裕。分析空间溢出效应可知,创新型城市试点政策对共同富裕的促进作用在东部及中部地区存在显著空间溢出效应;在西部与东北地区空间溢出影响效能不显著。究其缘由,西部与东北地区资源配置与基础设施均处于较低水平,不足以支撑创新型城市试点政策带来的发展红利,故难以发挥正向空间溢出效应。

表7 地区异质性检验结果

七、结论与建议

选取2006—2021年中国地级及以上城市面板数据,实证检验创新型城市试点政策、创业活跃度和共同富裕间的关系与内在作用机制,结果显示：创新型城市试点政策对共同富裕发挥正向影响,该结论在经过PSM-DID估计、控制城市×时间交互固定效应、排除政策干扰、内生性检验的稳健性检验后依然成立。机制检验表明,创新型城市试点政策能够以提高创业活跃度为重要渠道,促进共同富裕。异质性检验结果显示,数字经济发展水平、金融服务效率以及公共服务水平提升可增强创新型城市试点政策对共同富裕的赋能效应。空间效应分析发现,创新型城市试点政策对共同富裕的推动作用具有空间溢出性,且在创业活跃度较高地区其空间溢出效应显著。另外,与西部、东北地区相比,创新型城市试点政策对东部、中部地区共同富裕的促进作用更为强劲。鉴于此,提出以下政策建议：

第一,加快建设科技创新中心。前文述及,创新型城市试点可对共同富裕产生赋能效应。据此,政府应优化创新平台布局,提高成果转化效率,打造科技创新高地,推进共同富裕。一方面,优化科技创新平台布局。分梯次建设高能级创新载体,加速技术扩散与应用中心建设,为创新成果产业化提供基础保障,加速推进共同富裕。另一方面,促进高效率成果转化。政府需发挥财政资金引导作用,引导企业及产业开展创新成果产业化活动,强化产业园区与各类创新联盟合作,持续提高科技创新成果转化效率,助力共同富裕。

第二,提升公共服务质效。由上述分析可知,公共服务水平可增强创新型城市试点政策对共同富裕的赋能效应。据此,应持续提高基本公共服务水平与质量,促进共同富裕。一方面,提高数字公共服务质效。技术部门应运用数据信息进行分析与建模,建立集约化政务数据共享系统,提供一事通办、一码通城智能化公共服务,有效捕捉社会反馈信息与公众需求,提高教育、医疗、社保等基本公共服务供给质量,赋能共同富裕。另一方面,促进优质公共服务下沉延伸。地方政府应大力发展远程医疗、远程教育,构建城乡公共服务共同体,推动各类公共服务组织间技术、设备与资金共享,提高公共服务可达性与普惠性,助力实现共同富裕。

第三,调整收入分配格局。前文已提及,东中部地区创新型城市试点政策对共同富裕的促进作用较强,西部与东北地区其助力效能较弱。对此,一方面,东中部地区应扩大中等收入群体,疏通自由职业者专业技术人员职称申报与技能认定渠道,出台小微企业创业者扶持政策,实现群体勤劳致富。另一方面,西部与东北地区需健全再分配机制,加强高收入群体税收监管与金额调节,推进基本养老保险由制度全覆盖到法定人群全覆盖,为共同富裕夯实根基。此外,政府应增加教育、医疗等社会民生领域支出,支持个体工商户与灵活就业群体发展,增加技能型人才收入,进一步扩大中等收入群体,促进共同富裕。