公共文化服務如何提升城市創新能力？
——來自中國城市的經驗證據

王文姬，王 冉

(1.南京郵電大學 管理學院,南京 210003；2.南京大學 長三角文化產業發展研究院,南京 210093；3.伊犁師范大學 旅游與歷史文化學院,新疆 伊犁 835100)

一、引 言

公共文化服務屬于政府提供的基本公共服務，是全面建設社會主義現代化國家的重要內容，在促進城市化進程、增強城市創新能力、提升城市軟實力和競爭力建設等方面發揮重要作用[1]。2016—2020年我國一般公共預算中文化旅游與體育傳媒支出總額為1.83萬億元，年均增長6.75%，2021年中央支持地方公共文化服務體系建設補助資金達126.8億元。(1)數據來源于http://www.gov.cn/xinwen/2020-11/11/Content_5560445.htm。國家文化和旅游部發布的《“十四五”公共文化服務體系建設規劃》，對“十四五”時期現代公共文化服務體系建設做出了全面的部署。從國際化城市的發展趨勢來看,將公共文化服務建設置于城市發展的中心位置,促進和實現公民文化權利,是一些國際大都市建設戰略選擇的重要特征。我國政府對公共文化服務體系建設的重視，是與我國經濟社會發展跨入高質量發展階段相適應的時代要求，而中心城市則將成為推動高質量發展的主戰場。現階段，如何更有效地發揮公共文化服務對城市創新能力的促進作用，成為迫切需要關注的議題。

盡管我國公共文化服務建設在現實生活中有了很大的提高，但準確評估公共文化服務作用的實證研究卻極為缺乏。已有的相關理論研究主要從公共服務、城市基礎設施建設等角度探討對城市創新的作用，認為勞動力選擇流向某個城市，不僅是由于更高工資水平和就業機會，城市基礎教育和醫療等公共服務也起到顯著影響[2]，因此，增加公共服務供給能夠促進創新要素流動和創新要素集聚[3]。新經濟條件下，城市在創新體系中的地位與作用凸顯，而人才是推動創新的根本動力，對調整經濟結構發揮了重要作用，為城市創新能力提升提供了有力支撐。基于此，本文從公共文化服務對人才集聚的影響視角展開研究，通過建立系統的分析框架探討公共文化服務促進城市創新能力提升的現實路徑。

二、理論機制與實證假說

創新具備不確定性和高風險特征，在供給側結構性改革背景下，政府公共服務供給成為降低創新風險、支撐技術創新的有力保障。作為公共服務的重要組成部分，理論上公共文化服務除會對創新活力產生直接影響外，還能夠通過影響城市人才集聚對城市創新活力產生間接影響。

(一)公共文化服務促進城市創新能力提升的直接效應

第一，公共文化服務的優化，如數字文化服務平臺建設縮短了創新要素之間的匹配時間，降低了成本，提高了資源整合能力，提升了創新活動的頻率，有利于提高創新能力[4]；第二，當城市功能從生產性向服務型轉化后，公共文化設施建設促進了服務業結構的優化升級[5]，為提升城市整體創新活力提供了保障和支持；第三，公共文化服務還可以通過拉動文化消費需求和擴大文化階層兩個方面促進文化產業的創新發展[6]，如博物館、電影院、劇院等公共文化服務設施通過文化產品供給引導文化消費，培養文化消費習慣，從需求側拉動文化產業創新，從而帶動城市創新[7]。

(二)公共文化服務促進城市創新能力提升的間接效應

第一，公共文化服務能夠提高人力資本水平，進而推動城市創新發展。當前，我國經濟社會正處于從高速發展到高質量發展的重要轉型時期，轉型需要創新驅動，而人才是創新發展的第一資源要素，人才政策和文化服務直接影響人才質量，進而影響改革創新的推進力度和水平。現實看，高端人才缺乏是我國在推進創新發展中最突出的短板，而公共文化服務供給則有利于促進文化氛圍的形成，為培養高端文化人才提供一定的社會基礎。公共文化服務特別是公共教育的優化，通過影響教育硬件設施、師資水平、管理制度等優化人才培養環境，為社會提供高質量的人力資本。第二，基于公共服務供給的財政競爭促進了資金和人才要素的流入，提升了區域創新能力。“用腳投票”(Charles Tiebout，1956)理論表明，資本、人才、技術流向能夠提供更加優越的公共服務的行政區域[8][9]。在中國式分權的背景下，要素在區域空間上的流動不僅是市場機制驅動，還要依靠政府引導，如今許多地方政府已經把創新要素特別是人才要素的爭奪擺在提升城市競爭力的首位[10]。以提高公共文化服務數量和質量為手段的競爭，能夠吸引創新要素流入，優化創新要素空間配置，推動區域創新能力和競爭力整體提升。

(三)人才集聚推動創新能力的提升

研發人員、創意人才等高技能勞動者的集聚有助于提高創新能力。人才是城市中擁有高技能勞動力的人群，高技能勞動力的集聚將產生人力資本外部性，進而提升勞動生產率，促進創新發展[11]。同一地區聚集了大量來自同一行業的人才，便于建立信息和知識傳播的網絡結構，由此產生的信息共享、組織學習、知識溢出易形成創新發展的良性循環。基于以上分析，本文提出如下假設。

假設1：公共文化服務可以通過提升人才集聚水平對城市創新能力產生積極作用。

公共文化服務發展初期，改善資源稟賦、降低信息成本的能力有限，人才吸引力和培養能力較小，形成的創新效應有限。當公共文化服務發展到一定水平時，可在一定程度上促進人力資本的積累和創新發展，當創新效率增加、創新產出積累形成良性循環時，資本消耗下降，邊際收益上升，創新成果應用風險大大降低，邊際效應遞增[12]。依據以上分析，提出如下假設。

假設2：公共文化服務對城市創新能力的作用具有邊際效應遞增的非線性特征。

由于各地區資源稟賦、區位條件、經濟基礎、公共服務投資規模等方面存在較大差異，因此將城市按區域劃分為南方地區和北方地區，分別探究公共文化服務對創新能力提升的影響。公共文化服務建設是一個逐步完善和優化的過程，在不同的發展階段，其對創新的影響作用也不盡相同，總體而言，一定階段里公共文化服務對創新的正向作用會愈加顯著。由此提出如下假設。

假設3：公共文化服務對城市創新能力的影響存在異質性。

三、研究設計

(一)模型構建

為檢驗上述研究假設，本文首先考量公共文化服務對創新能力影響的直接傳導機制，構建如下基本模型：

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

(1)

式(1)中，Pubi,t為城市i在t時期的公共文化服務供給指數指標；lnInnovi，t為城市i在t時期的創新能力綜合水平指標，并對其取對數；Z代表一系列控制變量；μi表示城市i的個體固定效應；δt表示時間固定效應；εi,t表示隨機擾動項。

除了公式(1)所檢驗的直接效應，本文還探究公共文化服務影響創新能力的作用機制，具體為驗證人才集聚是否為兩者之間的中介變量。檢驗步驟如下：在公式(1)得出的公共文化服務Pub對創新能力lnInnov線性回歸系數α1的顯著性通過檢驗的基礎上，分別構建Pub對于中介變量人才集聚lnAgg的線性回歸方程，以及Pub與中介變量lnAgg對lnInnov的線性回歸方程，通過β1、γ1和γ2等回歸系數的顯著性進行判斷中介效應是否存在。針對以上分析設定如下模型：

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)

除了利用中介效應模型檢驗間接傳導機制外，還應考慮公共文化服務促進創新能力提升可能存在的非線性動態效應。因此，設定如下面板模型：

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

(4)

式(4)中，I(·)是指示函數，滿足括號內條件即為1，否則為0；lnAgg為門檻變量人才集聚。式(4)是只考慮單門檻情形時的模型構建，可根據具體情況擴充至多門檻傾向。

(二)變量測度與說明

1.被解釋變量：城市創新能力。為度量創新活動或技術進步，既有研究主要使用三類指標：TFP(全要素生產率)、研發投入(R&D支出)和專利。TFP使用非常廣泛，但在不完全競爭市場上衡量創新水平存在較大的誤差。研發投入是反映創新激勵的合理指標，但目前存在數據可獲得性較差和虛報問題。本文選用的是由復旦大學產業發展研究中心發布的《中國城市和產業創新能力報告》中地級及以上城市的創新指數作為創新能力綜合水平的測度指標，該指數基于更加微觀和多維度的數據進行測算，本文取對數記為lnInnov。

2.解釋變量：公共文化服務。公共文化服務發展水平的定量測度由于受限于測度單一性，學界并沒有統一的共識。因此，通過多維的指標體系對公共文化服務進行衡量顯得尤為重要。在參考韓峰(2019)[13]對城市公共服務供給的測算指標以及楊秀云等(2016)[14]、于井遠等(2020)[15]對公共文化服務測算指標的基礎上，結合城市層面可獲得的數據，本文對公共文化服務設置了由3個二級指標(教育類公共文化服務、文化類公共文化服務和休閑類公共文化服務)及9個三級指標(見下頁表1)構成的多維度評價體系，運用全局主成分分析法對數據標準化后降維處理，然后對所得結果進行歸一化處理，最終得到2003—2016年全國284個地級及以上城市的公共文化服務供給指數，記為Pub。

3.中介變量：人才集聚。目前學者對人才的研究主要集中在人才集聚和人才流動方面，測算方法主要有以下幾種：區位熵法、基尼系數法、人才密度、大專以上從業人員與總從業人員的比值等。由于本文重點考慮的是人才數量規模的集聚情況，所以選用信息傳輸、計算機服務和軟件業從業人員數，科研綜合技術服務業從業人員數及文化體育和娛樂業從業人員數三者總數來衡量，取其對數記為lnAgg。

4.控制變量。為了更加全面地分析城市創新能力提升過程中公共文化服務的影響效應，還需要設定對創新能力可能產生影響的控制變量，參考魏守華等(2011)[16]、夏杰長等(2020)[17]等學者的變量設置，本文設定如下控制變量：用人均GDP來控制經濟發展水平(lnGDP)可能產生的非線性影響；用第三產業增加值占地區生產總值的比重表示產業結構(Ind)；政府投資(FAI)，用政府固定資產總投資占地區生產總值的比重表示；用政府科學投入(Sci)和政府教育投入(Edu)來控制科學和教育投入可能存在的影響，分別用政府對科學事業費支出和教育事業費支出占政府財政預算總支出的比重來表示。

表1 公共文化服務供給指數和創新能力綜合水平評價指標體系

(三)數據來源和描述性統計

本文選取2003—2016年中國284個地級及以上城市為考察對象，共形成3976個觀測數據。研究使用的數據中，城市創新指數來自《中國城市和產業創新能力報告》，其他主要來自《中國城市統計年鑒》和部分地級市統計年報。表2為本文主要變量的描述性統計結果。統計顯示，城市創新能力綜合水平(lnInnov)的均值為-0.317，最大值為6.967，最小值為-5.272 ，標準差為1.904，呈現“均值小，標準誤差大”的特點，表明不同地區間創新能力綜合水平差異較大。公共文化服務供給指數和人才集聚水平同樣也存在著明顯的地區差異。

表2 變量描述性統計

四、公共文化服務對城市創新能力影響的實證研究和穩健性檢驗

回歸分析前，首先通過相關系數和膨脹因子兩種方法對各變量之間進行多重共線性檢驗。結果顯示，變量間的相關系數均不大，最高為0.45，所有變量的最大VIF值為2.07，均值為1.48，遠小于10。因此，變量間可視為不存在多重共線性。

(一)基準回歸結果

表3報告了公共文化服務影響城市創新能力的線性估計結果。從模型(1)和(2)可以看出，核心解釋變量公共文化服務(Pub)的估計系數均顯著為正，公共文化服務促進了城市創新能力的提升。此外，在模型(2)中加入了控制變量，結果顯示各控制變量系數均顯著為正。具體來看，經濟發展水平(lnGDP)與創新能力提升之間呈顯著正向相關關系，表明經濟發展水平高有利于地區創新能力的提升；產業結構(Ind)顯著提升了地區創新能力，說明市場機制越健全，服務業越發達，創新要素的流動越自由，越能加快創新提升；政府投資(FAI)、政府科學投入(Sci)和政府教育投入(Edu)系數均顯著為正，表明政府投入特別是科教投入能促進地區創新能力,這與張所地等(2021)[18]的研究結果相一致。

表3 公共文化服務影響城市創新能力的基準回歸結果

前文從人才集聚的視角理論分析了公共文化服務對創新能力影響的傳導機制。為驗證該作用機制假設，本文選用中介效應模型進行實證檢驗，回歸結果見表4。模型(1)證實了公共文化服務對城市創新能力提升具有積極影響，模型(2)驗證了公共文化服務是否促進了城市的人才集聚，回歸系數顯示公共文化服務對人才集聚起到了顯著的促進作用。最后，再將人才集聚這一中介變量放回到公共文化服務對城市創新能力影響的回歸方程中，通過觀察核心解釋變量Pub的系數值及顯著性變化情況判斷是否存在中介效應。模型(3)中公共文化服務對城市創新能力的影響系數為1.258，相比模型(1)系數1.328有所下降，說明人才集聚是公共文化服務促進城市創新能力提升的作用機制。綜上，實證結果支持了假設1。

表4 公共文化服務影響城市創新能力作用機制的檢驗結果

(二)非線性效應分析

為驗證假設2，本文采用面板門檻回歸模型進行實證檢驗。在估計門檻模型之前，我們首先基于Hansen(1999)的方法檢驗了面板門檻的存在，即使用“自助法”(Boorstrap)重復抽樣1000次，結果顯示以人才集聚作為門檻變量，單一門檻在1%的水平上顯著通過，而雙重門檻和三重門檻檢驗結果不顯著，在單一門檻基礎上進行回歸結果見下頁表5。從中不難發現，隨著人才集聚水平的提高，公共文化服務的創新帶動溢出效應表現出了顯著的正向且“邊際效應遞增”的非線性特征。這說明公共文化服務對城市創新的動態影響受人才集聚的調節影響，體現為公共文化服務與城市創新生態系統形成了積極互動, 這一結論與宋美喆(2018)政府民生類公共服務對創新要素集聚的影響存在遞增效應的結論一致。假設2得到了支持。

表5 公共文化服務影響城市創新能力門檻模型的回歸結果

(三)進一步拓展：區域異質性和時間異質性

1.地區異質性檢驗。在分類回歸檢驗之前，首先對不同地區之間的創新能力和公共文化服務差異進行描述性統計，統計發現：南北地區相比看，創新能力南方地區遠高于北方地區，但是北方地區公共文化服務供給指數反而略高于南方地區。表6進行了區域異質性的回歸檢驗，模型(1)和(2)顯示，南方地區和北方地區公共文化服務對創新能力均具有顯著的提升作用，但從回歸系數看，北方地區明顯低于南方地區，即南方地區公共文化服務對創新能力提升的積極效應更強。但是從統計結果看，南北方公共文化服務供給水平相差比較小，且樣本期內北方略占優勢。造成這種結果的原因主要考慮為北方地區公共文化資源配置在省際和城市間配比不合理以及文化資源配置效率不高導致，北方地區公共文化服務集中于京津冀特別是北京，其他地區和城市配比與經濟發展和人口規模不相適應，北方地區特別是西北地區和基層地區公共文化服務建設投入并不低，但由于文化設施的空置率較高，陷入政府投入不斷增大，績效卻持續下滑的局面，公共文化服務的投入并沒有發揮應有的效應，對創新的帶動作用并不能充分顯現[19]。

表6 公共文化服務影響城市創新能力的區域異質性檢驗

2.分階段估計。隨著政府對公共文化服務投入和優化力度的不斷增大和增強，其對創新能力的影響是否有變化是需要進一步討論的。通過對研究期內公共文化服務供給指數變化情況進行分析發現，以2010年為節點，該指數增長速度發生了較大提高，因此以2010年為界，將考察期分為兩個階段進行估計。回歸結果表明，2003—2010年公共文化服務對創新的影響顯著為正，回歸系數為0.441，2011—2016年影響依然顯著，且回歸系數為1.268，說明2010年以來隨著公共文化服務建設效率的提升，其對城市創新能力的促進作用逐漸加大。在前文影響機制的分析上可解釋為：一方面，隨著公共文化服務的發展，政府對創新能力最重要的要素之一人才的培養越發重視，人力資本的質量進一步得到優化和積累，進而促進創新能力提升的作用更加明顯；另一方面，人才在城市間流動時公共文化服務的優劣占據越來越重要的影響，擁有高學歷和高技能的人力資本愈發關注城市公共文化服務的供給水平，隨著城市人才流入和集聚，城市創新力大大增強。

通過以上分析，驗證了公共文化服務對城市創新能力的影響具有區域異質性和時間異質性的特點，假設3得到驗證。

(四)穩健性檢驗

為檢驗前文主要結論的可靠性，本文接下來分別采用更換核心解釋變量和樣本期的方法進行如下穩健性檢驗。

1.更換樣本期。考慮到樣本極端值可能會影響估計的準確性，從而影響前文主要結論，本文將2003年和2016年樣本進行剔除，然后再進行估計，結果如表7所示。從模型(1)不難發現，各變量的估計系數符號均未發生變化，基本通過顯著水平檢驗，說明前文的估計結果是穩健的。

2.替換被解釋變量。對于被解釋變量，前文主要采用城市創新指數代表創新能力，為克服可能的變量測量偏差所導致的內生性問題，本文以發明專利數量代替被解釋變量重新進行回歸，結果如表7所示。從模型(2)可以發現，采用固定效應模型回歸后，核心解釋變量估計系數的符號沒有變化且仍顯著，符合理論預期，因而前文主要結論穩健，不受變量測度偏差影響。

表7 公共文化服務影響城市創新能力的穩健性檢驗

五、結論與政策建議

立足于創新驅動中國高質量發展的時代背景，本文嘗試構建“公共文化服務→人才集聚→城市創新”作用機制的理論框架，探討公共文化服務對創新能力提升的影響，并利用2003—2016年284個城市層面的數據進行了測算。主要結論如下：第一，公共文化服務顯著促進了城市創新能力的提升，通過穩健性檢驗該結論仍然成立；第二，公共文化服務對城市創新能力的提升效應呈現“邊際效應遞增”的非線性變化趨勢，且人才集聚這一中介因素能夠強化此效應；第三，公共文化服務對城市創新能力的影響效應存在區域異質性，南方地區公共文化服務促進城市創新能力的作用較北方地區更強。從時間趨勢上看，隨著公共文化服務的發展和完善，其對創新能力的積極效應將不斷加強。

上述結論具有以下政策啟示：首先，應加大對公共文化服務的投入力度，推進我國公共文化服務建設，特別是為人才交流與溝通節約成本創造便利、為人才培養創造更優越的環境、為人才要素在空間上合理流動和配置提供科學合理的政策支持，激發公共文化服務、人才集聚和城市創新動態良性發展的生態系統；其次，由于公共文化服務對北方地區城市創新能力產生的積極影響有待深化，應實施動態差異化公共文化服務建設策略，使優化公共文化服務成為有效降低區域創新發展不平衡的手段，既注重本地優秀文化人才的培養，又要注重外來文化人才的引進，為城市創新注入活力；再次，應加強北方地區公共文化服務建設以及提高資源利用效率，在充分尊重人口和產業向優勢區域集聚的客觀規律下，依據自身特色發揮比較優勢，深入推進北方地區公共文化服務標準化建設，合理優化資源配置，充分釋放公共文化服務對留住本地人才、吸引外來人才的積極作用，提升區域創新源動力；最后，應加快推進公共文化服務數字化建設，從供給側和需求側兩方面激勵公共文化服務高質量發展，積極推動基本公共文化服務融入城鄉居民生活，拓展服務內容和形式，提升服務品質，如大力發展基于5G等先進技術應用的數字服務類型，拓寬數字文化服務應用場景，以文化消費側的政策創新引導供給側的績效提升，促進公共文化服務提質增效。