移動信息通訊技術與城市創業活力研究
——基于城市創新水平的機制分析

蘇任剛，趙湘蓮

（1.南京航空航天大學經濟與管理學院，江蘇 南京 211106；2.安徽商貿職業技術學院，安徽 蕪湖 241002）

一、引言

創業對于一個國家的發展來說，其所起到的重要作用不言而喻，創業可以推動產業結構升級和經濟轉型、可以提供大量就業崗位、也可以促進經濟增長[1]。基于國家層面，李克強總理提出了“大眾創業，萬眾創新”的口號；中國政府也出臺了《國務院關于大力推進大眾創業萬眾創新若干政策措施的意見》（國發[2015]32 號） 等相關措施鼓勵開展創業活動。哪些因素可以促進創業的開展呢？目前，Taylor、Chowdhury 等[2]和尹志超等[3]學者從創業政策、財政支出、個人特質、社會資源和金融發展等許多方面研究了促進創業活動開展的影響因素。但是，Kleine 和Hashim 等認為目前移動信息通訊技術對于創業影響的相關研究較少。中國的移動信息通訊技術和產業發展非常的迅速，2017 年中國移動電話用戶規模突破了14 億，移動電話普及率達到102.5 部/百人。智能手機已經成為人們工作、學習和生活不可或缺的一部分。移動終端、移動網絡和應用程序一起構成了一個信息生態系統。同時，小小的移動終端集中展現的是技術研發、加工生產和服務維修等產業生態鏈的發展。移動信息通訊技術深深嵌入到經濟社會生活之中。“信息化為中華民族帶來了千載難逢的機遇”。所以，探究移動信息通訊技術對城市創業活力的影響具有現實意義。

二、文獻綜述

城市創業影響因素的研究，可分為宏觀研究和微觀研究兩類。在微觀研究方面，Hashim 等、Vicki 等[4]和Lazear 分別從創業者的性別、年齡、工作經歷、社會資本水平、人力資本水平和風險偏好程度等方面進行了研究。在宏觀研究方面，Djankov等[5]、Glaeser 等、Ghani 等和周廣肅等[6]分別從創業者所處的政治、經濟、文化及社會環境進行了研究。Djankov 等[5]認為行政法律環境、制度監管因素對于創業活動也有影響。如果創業活動的開展要履行繁瑣的手續，獲得許多的執照和許可，遵守許多規則和程序，會大大降低創業的意愿。Hessels 等研究了創業和失業之間的關系。失業的壓力會導致創業機會成本降低，創業活動增加，這種情況被認為是難民效應。但是，因為人力、資金和專業知識等條件不足，這種被動創業失敗率很高，創業活動應該是繁榮經濟催生的結果。

ICT(Information Communication Technology)與創業的相關研究。也可以分為宏觀和微觀兩類。在微觀方面，Ardichvili 等認為ICT 使得創業者相互認識和交流的機會增多，有利于成功創業。ICT 降低了企業的成本，改善了業務流程，激發了創新活動和創業靈感。此外，Alderete 認為ICT 的發展水平會影響消費者需求的多樣性，從而帶來創業的機會。ICT 驅動創新，帶來了新的商業機會，擴展到其他經濟部門，促進了新公司的創立。在宏觀層面，Bj?rnskov 等[7]認為ICT 拉動了投資，促進了國家經濟增長。Jorgenson 認為ICT 提高了企業、地區和國家的生產效率，改變了生產形態，創造了新的部門和就業機會，促進了就業。Czernich 等認為ICT 加速思想、知識和信息的傳播，促進創新和商業競爭開發，促進了經濟增長。謝絢麗等[1]認為獲得外部融資是創業的重要條件。潛在創業者與投資者之間的信息不對稱是融資難的關鍵問題；利用信息通訊技術克服了信息不對稱的問題，有利于獲得創業資金。Bold 等認為信息通信技術為人們（尤其是邊遠地區的人們） 參與商業活動提供便利。打破了消費，生產和知識傳播的地理限制，擴大了互聯網的覆蓋范圍，降低了交易成本，提高了產品的可獲得性和價格透明度，促進創業活動開展。

創新與創業的研究方面。Dosi 和Stam 等認為技術創新是促進創業的主要因素之一。ICT 提供了創業的機會，而潛在創業者可以利用這些機會。這些機會包括電子商務、物聯網服務、虛擬辦公、客戶關系管理、供應鏈管理、利益相關者持續溝通等。利用ICT 技術可以更好地訪問、管理、利用和控制資源。隨著這些機會的增加，會激發創業精神。Miller 認為創新和創業緊密相關，在持續變化的商業環境中，創新過程與財富增長、資源配置緊密相關，是理解創業的關鍵。

綜合以上文獻，關于移動信息通訊技術對于創業影響的機理分析還不夠深入，實證研究證據還比較缺乏。文章在研究視角上，實證檢驗了信息通訊技術激發城市創業活力的直接效應和間接效應，在研究方法上，運用面板分位數回歸檢驗了移動信息通訊技術激發城市創業活力的直接效應，并運用系統GMM回歸模型克服了內生性問題。運用門檻檢驗模型和中介效應模型分析了移動信息通訊技術激發城市創業活力的中介路徑和溢出效應。在數據選擇上，運用城市面板數據進行檢驗，相比國家數據和省級數據，能夠捕捉到更多的信息，可以支撐分組檢驗，實證結果也更可信。

三、理論分析與研究假設

1. 移動信息通訊技術直接激發了城市創業活力

創業活動與市場環境、政府行政效率和金融支持有很大關系。大量的市場需求，良好的市場條件是創業必不可少的。移動信息通訊技術打破了時間和空間的限制，同數字平臺和數字組件等共同架構了網絡市場（例如淘寶、京東等）。網絡市場實現了信息的公開、透明，破除了地理市場的地方保護主義、欺行霸市和信息不對稱等不利條件，同時降低了創業的準入條件，為創業者創業提供了寬松公平的市場環境。網絡市場實現了產品品牌的快速傳播，企業合法性的快速獲得，大大縮短了創業者創業成功的時間。中國情境下的創業會受到政府行為的影響。信息通訊技術提高了行政效率：政府部門積極推行網上辦公和移動辦公。推行網絡化行政審批，程序化辦理，大大簡化行政審批手續，明確審批時限，降低了權力尋租的可能性，提高了行政審批效率。移動信息通訊技術減少了政府干預和腐敗，為創業活動提供高效寬松的行政環境。信息通訊技術拓展了創業的融資渠道，以信息通訊技術為支撐的數字金融業快速發展。數字金融減少了信息不對稱、降低了交易成本，實現了資源的優化配置。資金需求方和供給方實現了跨時空的快速對接，解決了很多個人和企業融資難的問題。移動信息通訊技術改變了支付方式，實現了可移動支付。移動支付降低了交易成本，拓展了金融服務的范圍。例如，利用移動支付產生的信用積分就可以獲得螞蟻借唄和微粒貸的小額貸款服務。不需抵押、網上辦理、手續簡單，交易成本很低。大大減輕了創業的融資約束。除此之外，移動信息通訊技術連接和融合了數字平臺和數字組件，實現了數字平臺的移動化，是數字創業的重要基礎條件。數字平臺的移動化，實現了隨時隨地的資源搜索和信息交流，降低了創業的門檻和成本，提供了很多創業的機會（例如微商）。數字平臺的移動化也實現了多樣化創業主體互動，可以快速捕捉到碎片化和個性化的用戶需求，使得“長尾效應”得以發揮，增強了城市創業活力。創業所需的新的技術和想法，不是無本之木，是來源于新知識和以往知識的融合貫通，而移動信息通訊技術傳遞了老知識，連接了新知識，形成了知識池，成為創業不可少的知識來源綜合通道。基于以上分析，提出第一個假設H1。

H1：移動信息通訊技術直接激發了城市創業活力，促進了創業活動的開展。

2. 移動信息通訊技術通過提高城市創新水平間接激發了城市創業活力

創業者是為了獲取利潤去創業。Anokhin 等認為創業者獲取利潤的方式分為“套利型創業”和“創新性創業”。在市場中這兩種創業方式同時存在。但又有所不同，見圖1，假設X1Y1是初始生產可能性邊界。C 點是市場的均衡點，資源配置達到最優。但是，市場資源的配置往往是在A 點。套利型創業利用的就是A 點到C點的利潤空間。但是，在X1Y1生產可能性邊界范圍一定情況下，隨著市場資源配置區域最優化，市場實現一般均衡。這樣的套利空間逐漸減少就會消失。而創新會把生產可能性邊界X1Y1向外拓展到X2Y2。這樣就有了C 點到D 點的創新型創業的利潤空間，同時也帶來了新的套利創業空間。套利型創業利潤的獲取相對較快，但利潤空間消失的也會比較快。創新性創業見效相對較慢，利潤的獲得會有堅韌的持續性。

圖1 套利型創業與創新型創業分析圖

移動信息通訊技術傳播信息和知識既快速又豐富。這為套利型創業者識別和利用套利機會提供了幫助。更重要的是移動信息通訊技術通過自身的技術創新帶動了相關產業創新，開拓了創業空間。移動信息通訊技術的進步和商業化使得研發生產部門的創新利益持續增長和溢出。移動信息通訊設備技術創新迅速，性能不斷提升，價格不斷下降，快速覆蓋和普及。移動通訊產品和設備對其他產品和設備實現了大規模替代。隨著需求的增長，利潤的增加，移動通訊技術投資和相關產業鏈條迅速增加和擴展。資金與人力資源也迅速聚集，移動信息通訊技術創新不斷涌現。這樣就形成了一個技術、資金、人力資本和產業發展集合的循環系統，提供了創業活動所需要的條件，形成了孵化創業活動的生態系統。另一方面，移動信息通信技術促進其應用部門生產管理方式產生變化，生產效率提升，利潤增長，新的商業模式出現并蔓延，很多創業機會也隨之而來。移動信息通訊技術應用部門隨著業務和規模增加，對于研發生產部門又不斷產生新的需求，促使研發生產部門不斷開發新技術、構建新平臺、創造新思維，與之相關的創業活動也會隨之增加。應用部門針對技術創新，啟動新一輪應用，又會進一步提升其創新溢出效應，促進創業活動開展。如此不斷反復，最終促進了移動信息通訊技術與區域創業水平的持續攀升。基于以上分析，提出第二個假設H2。

H2：移動信息通訊技術通過提升城市創新水平激發了城市創業活力。

這種間接促進效應具有“邊際效應”遞增的非線性特征和溢出性，并且隨著城市創新水平的提高越來越明顯，符合“梅特卡夫法則”①梅特卡夫定律，由以太網的發明人鮑勃.梅特卡夫提出，內容是網絡價值同網絡用戶數量的平方成正比，即N 個聯結可以創造2 次方效益。。

四、研究設計

1. 數據來源

研究選取了2003-2016 年中國283 個地級市數據為研究樣本。在樣本的篩選過程中做了以下處理：所有具有時間價值的數據以2002 年為基期進行了平減處理；對于個別的缺失值采用了線性差值的方法進行了插補；為了控制離群值對于實證結果的影響，對于連續變量在1%水平上進行縮尾(Winsorize)處理。數據來源于《中國城市統計年鑒》、國家知識產權局。

2. 變量定義與描述性統計分析

被解釋變量：城市創業活力(Ent)。考慮到宏觀層面創業數據的可獲得性和各城市人口的流動性。參照李宏彬等、古家軍等[8]和王葉軍等[9]的研究，采用城市個體經濟和私營經濟從業人數占城市人口總數的比例衡量城市的創業活力。

核心解釋變量：移動通訊技術(Mob)。目前，手機的快速普及和應用最能反映移動信息通訊技術的快速發展。參照徐光順等、Asongu 等和Haseeb 等的研究，采用城市人均移動電話數量表征移動信息通訊技術的發展。其他控制變量見表1，變量描述性統計分析見表2。

表1 變量定義表

3. 研究方法與模型設定

OLS 模型和一般固定效應模型回歸是解釋變量x 對被解釋變量y 的條件期望E(y/x)的影響。實質是刻畫條件分布集中趨勢的均值回歸。但是，當條件分布不是對稱分布時，傳統模型的均值回歸就不能很好地反映整個條件分布的情況。傳統回歸模型使用的殘差平方和最小化目標函數容易受到極端值的影響等。Koenker 提出的分位數回歸可以解決以上問題。一方面，分位數回歸使用殘差絕對值的加權平均回歸作為最小化目標函數，不受極端值的影響。分位數回歸屬于半參數的，避免了對回歸誤差參數分布的假設，使得該回歸更加穩健。另一方面，分位數回歸能夠提供關于自變量在不同條件分位數上的信息。面板數據模型中還采用了固定效應作為懲罰項的分位檢驗函數最小方法等，使得模型估計更加嚴謹。通過面板分位數回歸模型能夠分析自變量對因變量在不同分位數上的邊際影響。因此，文章建立面板分位數模型(1)如下：

表2 變量描述性統計分析結果

其中，i 表示城市，t 表示時間，β0表示截距項。εit表示各個變量的回歸系數。εit為隨機干擾項。αi代表的是個體固定效應。模型(2)中，τ 表示不同的分位數，βτ代表不同分位數點上的各個變量對應的回歸系數。該系數通過計算最小化可得：

五、實證結果及分析

首先采用面板分位數模型對全樣本進行回歸檢驗。然后分組③東部地區樣本組包含北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南省。中部地區樣本組包含山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省。西部地區樣本組包含內蒙古、廣西、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海、寧夏、新疆。進行擴展性檢驗分析，最后利用系統GMM動態模型回歸解決內生性問題，從而增強實證結果的可靠性。

1. 基準回歸分析結果

首先，驗證城市創業活力變量(Ent)的數據是否符合正態分布，峰度檢驗(p=0.000)和偏度檢驗(p=0.000)都顯著拒絕數據符合正態分布的假設。因此，采用傳統條件均值回歸會造成結果偏誤，采用面板分位數回歸是有必要的。根據式(1)運用面板分位數回歸模型對城市創業活力與移動信息通訊技術的關系進行分析。在分位數的劃分中每10%作為一個分位點進行回歸，表3 是全國城市樣本的基準回歸結果。

表3 移動信息通訊技術促進城市創業活力的面板分位數模型估計結果

從回歸結果看，全國城市樣本基準回歸中，移動信息通訊技術發展對于城市創業活力的促進作用在所有的分位點都達到了5%顯著性水平。說明移動信息通訊技術發展促進了城市創業活動的開展。從回歸系數的變化看，達到顯著性的估計系數在0.059～0.143 之間，其中80%分位點的估計系數達到最大值。全國城市樣本的回歸系數隨著分位點的升高整體也上升，說明隨著移動信息通訊技術發展對于城市創業活力的促進作用也越來越顯著。初步驗證了假設H1 的研究結論。

2. 穩健擴展性分析-地域異質性分析

東部地區城市樣本的估計系數在10%～70%分位點顯著為正，達到顯著性的估計系數在0.084～0.142 之間。其中70%分位點的估計系數達到最大值，回歸系數隨著分位點的增大整體呈上升趨勢。說明東部城市移動信息通訊技術發展促進了城市創業活動的開展。中部地區城市樣本的估計系數除了70%分位點外都顯著為正，達到顯著性的估計系數在0.043～0.087 之間，其中90%分位點的估計系數達到最大值。說明中部城市移動信息通訊技術發展促進了城市創業活動的開展。西部地區城市樣本的估計系數除了10%、70%和80%的分位點外都顯著為正，達到顯著性的估計系數在0.030～0.072 之間，其中90%分位點的估計系數達到最大值。回歸系數隨著分位點的增大整體呈上升趨勢，說明西部城市移動信息通訊技術發展促進了城市創業活動的開展。從回歸系數變化趨勢看，東部城市樣本的回歸系數整體平穩性和系數值都高于中部和西部樣本城市。就移動信息通訊技術的發展水平而言，東部城市無疑是比較先進的，說明移動信息通訊技術的差距也是影響創業活力的一個重要因素。

3. 擴展性分析-城市空間計量回歸分析

城市創業活力會受到相鄰城市創業活力和移動通訊技術發展情況的影響，存在空間的溢出效應，需要考慮空間因素影響，采用空間計量模型進行估計。為了同時考察這兩種情況的空間效應，采用空間杜賓模型(SDM)進行估計。當被解釋變量間的空間依賴性對模型非常重要且具有空間相關性時，采用空間滯后模型估計。當模型的誤差項在空間上顯著相關時，需要采用空間誤差模型估計。

表4 城市樣本面板分位數模型分組檢驗結果

模型(3)中變量同模型(1)保持一致。Wij是空間權重矩陣。εit和μit是隨機擾動項，ρ 是空間滯后系數，說明城市的空間依賴性。λ 是空間誤差系數，說明誤差項中存在的空間相關性。當λ=0 時，模型是空間滯后模型(SAR)；當ρ=0 時，模型是空間誤差模型(SEM)。ρ 和λ 反映鄰近城市間經濟韌性發展的相互影響，即空間溢出效應的大小。Wij是空間權重，文章采用兩種空間權重進行檢驗。一種是地理距離權重采用兩城市間距離的倒數作為空間權重：其中dij是根據地理經緯度計算的兩城市之間的距離。另一種是經濟距離空間權重矩陣采用兩城市經濟發展水平差異的倒數計算：其中，Yi為 i 城市2004-2016 年間GDP 的平均值。考慮空間因素的估計結果見表4。從回歸結果可以看出，在SAR 模型下，采用地理距離權重和經濟距離權重，城市制造業升級變量UMI 和城市創業活力UEV 的估計系數都顯著為正。這與文章的分位數回歸結果相一致。同時，空間系數ρ 達到了10%以上顯著性水平。說明城市經濟發展的韌性受到臨近城市經濟發展韌性情況的影響。城市經濟韌性的發展具有空間溢出效應，可能原因是相鄰城市之間存在生產要素流通，可以優勢互補，并產生學習效應。慢慢產生生產效率趨同的趨勢。所以，城市經濟韌性發展存在顯著的空間溢出效應。在SEM 模型下，采用地理距離權重和經濟距離權重，城市制造業升級變量UMI和城市創業活力UEV 的估計系數都顯著為正。與分位數回歸結果相一致。同時，空間系數λ在采用地理權重矩陣時達到了10%顯著性水平，采用經濟權重矩陣時未達到。這說明城市經濟發展的韌性會受到臨近城市未觀測到的隨機因素的影響。這種因素與地理距離緊密相關，可能是城市間快捷便利的交通條件引起的溢出效應。

表4 城市空間計量回歸結果

4. 內生性檢驗

系統GMM同時對水平方程和差分方程進行估計。將差分變量的滯后作為水平方程的工具變量，將水平變量的滯后作為差分方程的工具變量。較好的解決內生性問題，還可以估計不隨時間變化的變量，提高了估計效率。估計結果見表5。在四組回歸中，被解釋變量Ent 的滯后一期回歸結果顯著，說明系統GMM模型是適用的。四組城市樣本中解釋變量Mob 的估計系數都顯著為正，并達到了10%的顯著性水平。系統GMM 模型估計顯示移動信息通訊技術(Mob)顯著促進了城市創業活力(Ent)。在克服內生性的情況下，再次驗證了假設H1 的研究結論。

六、移動信息通訊技術發展促進城市創業活力的機制檢驗

1. 中介效應檢驗

移動信息通訊技術對城市創業活力的直接促進效應得到了檢驗。接下來檢驗移動信息通訊技術通過提升城市創新水平促進城市創業活動開展的間接作用。借鑒溫忠麟等有關中介效應檢驗方法。檢驗結果表6 顯示：中介變量城市創新水平(Inn)的 Sobel檢驗都達到了1%顯著性水平，說明城市創新水平(Inn)的中介效應顯著，說明移動信息通訊技術通過提升城市創新水平激發了城市創業活力。初步驗證了H2 的研究結論。

表5 移動信息通訊技術促進城市創業活力的系統GMM 模型估計結果

2. 門檻效應檢驗

移動信息通訊技術通過促進城市創新水平提升打破了一般均衡狀態，推動生產可能性邊界外移，不斷開拓創業空間，這種間接促進效應會隨創新水平的提升而提升，具有遞增的非線性特征和溢出性。文章采用面板門檻模型檢驗以上結論。其基本模型如下：

表6 中介效應模型估計結果

其中，q 和 γ 分別代表門檻變量和門檻值，εit是隨機擾動項，I(·)為示性函數，門檻值和門檻個數由樣本數據內生決定。考慮多個門檻值的模型如下：

城市創業活力(Ent)是被解釋變量，移動信息通訊技術(Mob)是解釋變量，城市創新水平(Inn)為門檻變量，其他控制變量不變。使用Hansen 提出的“自抽樣”，通過重疊模擬似然比統計量500 次，得到F 值和P值，估計結果見表7 和表8。

表7 面板門檻回歸結果

表8 面板門檻回歸區間系數顯著性

從 四組城市樣本的檢驗結果發現，移動信息通訊技術(Mob)對城市創業活力(Ent)的促進效應都通過了城市創新水平(Inn)的雙重門檻檢驗。城市樣本的門檻值顯示，東部城市門檻值＞中部城市門檻值＞西部城市門檻值。從四組城市樣本面板門檻回歸系數角度分析，東部城市樣本達到顯著性的回歸系數依次是：5.88、9.47 和16.08。中部城市樣本達到顯著性的回歸系數依次是：11.28 和16.08。西部城市樣本達到顯著性的回歸系數依次是：4.07 和11.22。各城市樣本組回歸系數都是隨著門檻值增大也越來越大，顯著性逐漸增強。這說明移動信息通訊技術通過提升城市創新水平激發了城市創業活力，促進效應具有“邊際效應”遞增的非線性特征和顯著的溢出性，并隨著區域創新水平的提高越來越明顯，符合“梅特卡夫法則”。假設H2 成立。

七、結論與政策啟示

文章在文獻梳理的基礎上闡述了移動信息通訊技術激發城市創業活力的理論基礎，對研究假設進行了實證檢驗，研究發現移動信息通訊技術激發了城市創業活力。根據實證分析可以得出如下啟示：

經濟發展新常態下，移動信息通訊技術是支撐經濟高質量發展的重要基礎。所以，政府部門要持續支持移動信息通訊技術研發、產品生產和應用普及，大力發展移動信息通訊產業。針對中西部發展落后地區依然要加大相關投資和基礎設施建設，實行消費補貼政策。針對云計算、物聯網、人工智能等移動信息通訊技術未來應用的重點領域和關鍵技術環節，做好發展規劃，整合產學研創新資源，多部門合作攻關，強化關鍵共用技術研發供給能力。以自主創新為支撐推動生產可能性邊界不斷外移，拓展創業空間。

信息通訊技術的發展非常重要，而推廣使用也同樣重要。充分發揮移動信息通訊技術的滲透效應和技術外溢效應，加強移動信息通訊技術與傳統產業的融合，提高應用部門的生產效率，帶動應用部門的創新創業，推進軟硬件的協調發展，加速移動通訊技術與數字平臺創新服務功能的協調推進，不斷拓展服務領域和服務范圍，識別和創造新的創業機會。