中國創新創業活躍度對共同富裕的影響研究

王中偉，焦方義，趙彤彤

（1.黑龍江大學 經濟與工商管理學院，黑龍江 哈爾濱 150000；2.牡丹江師范學院 西方語言學院，黑龍江 牡丹江 157000）

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，也是中國式現代化的基本特征[1]。黨的二十大報告指出，要“健全基本公共服務體系，提高公共服務水平，增強均衡性與可及性，堅決防止兩極分化，扎實推進共同富裕”。考慮到中國仍處于社會主義初級階段的實際情況，地區發展不充分、不平衡問題較為突出，共同富裕的實現無疑是一項長期、艱巨且復雜的任務[2]。由此，探究共同富裕的實現機制已成為中國全面建設社會主義現代化國家進程中的核心議題。

創新作為引領發展的第一動力，是中國經濟高質量轉型的關鍵所在。而創業作為實踐創新的必然選擇，承擔著帶動社會就業的重要功能。由此可以推斷，創新創業在推動共同富裕過程中能夠發揮重要作用。事實上，近年來國家多次強調創新創業活動的重要性。繼黨的十八大確定創新驅動發展戰略后，“十三五”規劃進一步提出“創新、協調、綠色、開放、共享”新發展理念。“十四五”規劃則再次強調，要堅持創新驅動發展，并就完善創新體制機制、優化創新創業創造生態等方面做出宏觀戰略部署。從一系列創新創業支持政策文件的旨向來看，其實質是鼓勵支持集體或個人積極創新、勇于創業，形成人人促進發展、人人共享發展成果的生動局面，最終實現全民共同富裕。2021年全國大眾創業、萬眾創新活動便明確提出，要“更加突出創新創業促進全民共同富裕”。那么，創新創業活躍度是否真的能帶動共同富裕？這一過程中是否存在區域異質性與時間異質性？創新與創業兩個維度對共同富裕的影響是否相似？厘清上述問題有助于豐富共同富裕的理論研究，為相關政策制定提供有益借鑒。

二、文獻綜述

現階段，學界并未就創新創業活躍度與共同富裕之間的關系展開針對性探討。對共同富裕內涵進行拆解剖析后發現，“富裕”可以從經濟增長角度理解，而“共同”則能從收入差距層面進行解讀。因此，文章基于以上兩個角度對現有相關文獻進行梳理。第一，創新創業對經濟增長的影響研究。唐夕汐、夏青(2021)研究發現，旅游創新能夠顯著拉動本地經濟增長，且這一拉動力具備跨區域傳導效應[3]。魯釗陽、馬輝(2021)認為，金融科技創新能夠顯著促進地區實體經濟增長，對東部地區的影響要強于中、西部地區[4]。耿鵬(2021)則指出，區域創新能力無論是在短期還是長期，均可拉動地區經濟增長[5]。鄒欣(2018)將創業劃分為創新型與一般型兩種類型，分析二者對經濟發展的影響，發現創新型創業有助于提高經濟發展增速，一般型創業對經濟發展的影響則有限[6]。第二，創新創業對收入分配差距的影響。代傳煊等(2022)在考察城鄉收入差距的基礎上，指出科技創新能夠直接和間接縮小城鄉收入差距[7]。王淼、張婷(2021)研究發現，科技創新能夠顯著帶來中國部分群體的收入增加，即出現“創新驅動”與“收入差距縮小”相矛盾的不利困境，市場競爭及宏觀調控則有助于削弱這一影響[8]。李政、楊思瑩(2017)研究發現，創業具備普惠性，能夠降低收入不平等程度；相較于一般型創業，創新型創業在經濟發展水平較低的地區會加劇收入不平等，但在經濟發展水平較高的地區仍可以降低收入不平等程度[9]。張龍耀等(2013)研究指出，中國家庭創業會影響城鄉家庭人均收入，縮小城鄉收入差距[10]。

既有文獻為文章研究奠定了一定基礎，對深入探究創新創業活躍度與共同富裕之間的內在聯系大有裨益。文章基于中國30個省份的面板數據，實證檢驗二者之間存在的影響。文章的邊際貢獻在于：第一，無論是創新創業活躍度還是共同富裕，現階段都沒有形成一套普遍公認的量化指標。文章分別構建創新創業活躍度與共同富裕水平的評價指標體系，為二者定量研究提供理論借鑒。第二，豐富了共同富裕的影響因素研究，發現創新創業活躍度提升有助于提高共同富裕水平，且創新活躍度與創業活躍度對共同富裕的影響存在異質性。第三，考察了不同地區、不同時間段內創新創業活躍度對共同富裕的影響差異，為各地區政府制定針對性政策提供支撐。

三、研究設計

1.空間計量模型設定

國家推進共同富裕發展過程中可能出現產業、教育資源、資本投資、勞動力資源等要素跨區域流動現象，即某個省份的共同富裕水平會受相鄰省份影響，從而導致創新創業活躍度對共同富裕的影響存在空間溢出效應。因此，文章基于對變量空間相關性的考量，選取空間計量模型對中國創新創業活躍度與共同富裕展開探討，并對相關溢出效應進行實際測度。參考方慧等(2021)的研究思路[11]，構建如下空間計量模型：

其中，CPit為i地區在t時期內的共同富裕水平。IEA表示中國創新創業活躍度水平，Control為控制變量合集，δi、μi、εit依次為個體效應、時間效應以及隨機誤差項，ρ、α、β、γ、λ、κ則指代各變量系數，Wij則為空間權重矩陣。

2.空間權重矩陣選擇

考慮到中國省域間空間分布特點以及在地理上的相互鄰近情況，文章采用地理距離空間權重矩陣作為空間權重矩陣，以省會間距離的倒數進行衡量，并進行標準化處理，公式為：Wij=1/dij(i≠j)。式中，dij為兩地間的地理距離，使用省會間的距離進行測算。

3.變量說明與數據來源

（1）解釋變量：創新創業活躍度

關于創新創業活躍度指標的衡量，學術界尚未形成統一衡量標準，呂爽等(2022)[12]、李守偉(2021)[13]以及孫勇等(2022)[14]以構建指標體系的方式對創新創業活躍度進行衡量。文章在借鑒既有研究的基礎上，基于數據可獲取性、科學性、連續性以及可操作性等因素考量，從創新、創業兩個維度構建中國創新創業活躍度評價指標體系，具體如表1所示。其中，創新活躍度包含資金投入、成果產出、創新環境3個二級指標、8個三級指標；創業活躍度涵蓋企業創業、個體創業、創業環境3個二級指標、8個三級指標。

表1中國創新創業活躍度綜合評價指標體系

（2）被解釋變量：共同富裕

根據共同富裕的內涵，在參考現有文獻的基礎上[15-17]，結合省域層面數據的可獲取性與完整性，文章從物質富裕、精神富裕、環境富裕、富裕差距4個維度構建共同富裕評價指標體系，具體指標體系構建如表2所示。

（3）控制變量

參考現有研究[18-20]，文章引入信息化水平(IL)、人力資本水平(HC)、政府干預水平(GOV)、對外開放水平(OPEN)作為控制變量。其中，信息化水平的提升有助于推動平臺企業建設、技術發展，加快共同富裕相關政策的傳播速度，繼而實現成果共享，對共同富裕發展具有促進作用。該指標以互聯網寬帶用戶數量進行表征；人力資本水平的提升意味著高技能、高素質勞動力增加，能夠進一步推動全社會創造財富、實現富裕的速度，助推共同富裕發展。該指標以人均受教育年限來表征；政府干預水平能夠反映出政府對經濟發展、推動共同富裕的調節與干預程度。該指標以政府財政支出占GDP的比重來衡量；對外開放水平有助于推動地方經濟增長，促進內外經濟聯動，助力共同富裕。該指標以進出口貿易總額與GDP比值表征。

（4）數據來源

基于對數據完整性與可獲取性的考量，文章選取中國30個省份（除西藏及港澳臺地區）作為研究樣本，研究時段為2011—2020年。數據主要來源自《中國經濟普查年鑒》《中國統計年鑒》以及Wind數據庫，部分缺失數據則來源于相應省份的統計年鑒及政府公開統計數據網站。

表2共同富裕評價指標體系

四、測度結果分析

1.創新創業活躍度測度結果分析

在上述創新創業活躍度評價指標體系基礎上，文章采用熵權法測度2011—2020年中國創新創業活躍度及其子維度得分。在測度之前，采取歸一化方法對各指標數據進行標準化處理。研究期內中國創新創業活躍及其兩個子維度得分如圖1所示。

觀察可知，研究期內，創新創業活躍度及其兩個子維度的發展趨勢存在高度的相似性，整體均經歷了先緩慢上升，再快速上升，最后輕微下降的發展階段。就整體上漲幅度而言，創新創業活躍度、創新活躍度、創業活躍度2011—2020年間分別提升了34.80%、31.69%、53.63%。分時間段來看，創新創業活躍度及其子維度在2011—2015年均處于緩慢穩定上升態勢，2016—2018年增長速度明顯加快，2019-2020年則出現輕微下降趨勢。原因可能在于2019年之后，新冠肺炎疫情防控的復雜形勢在一定程度上影響到創新創業活躍度的變化。

圖1創新創業活躍度及其子維度測度結果

2.共同富裕測度結果分析

文章采取熵權法測度2011—2020年中國共同富裕及其子維度指數，結果如圖2所示。就整體發展而言，中國共同富裕水平呈穩定增長態勢，從2011年的0.499增長至2020年的0.659，提升32.06%。研究期內，物質富裕、精神富裕與環境富裕均呈明顯上升態勢，富裕差距則在經歷輕微下降后再次緩慢上升。就整體上漲幅度而言，共同富裕在2011—2020年間提升29.06%，物質富裕、精神富裕與環境富裕、富裕差距在研究期內分別提升了45.58%、25.04%、24.59%、2.42%。可見，伴隨近年來中國經濟的快速發展，人民共同富裕水平穩步提升，特別是物質層面的富裕水平增長明顯。但與此同時，也要關注在富裕差異層面，中國近年來的發展現狀并不理想，部分年份甚至出現下滑態勢，未來需引起重點關注。

圖2共同富裕及其子維度測度結果

五、實證結果與分析

1.基礎回歸結果及分析

（1）空間相關性檢驗

通常而言，空間計量模型要求被解釋變量具有一定的空間相關性，故在進行回歸分析時還需先對被解釋變量展開莫蘭檢驗，以判定其是否存在空間相關性，具體公式如下所示：

式中，xi為省份的觀測值，Moran's I指數取值范圍在-1與1之間，大于0表示正自相關，小于0表示負自相關，越趨近于0表明空間分布越隨機，即不存在空間自相關。表3為2011—2020年共同富裕的Moran's I指數，觀察可知，共同富裕Moran's I指數顯著為正，因此可推斷共同富裕存在一定空間自相關性，適用于空間計量模型。

表3創新創業活躍度與共同富裕Moran's I指數檢驗結果

（2）基準回歸分析

為方便與檢驗結果作對比，同時采用空間計量模型與雙向固定效應模型展開回歸分析，與此同時，為降低由變量間數值差距產生的異方差問題，對各變量取自然對數處理，具體回歸結果如表4所示。

表4 OLS與SDM模型回歸結果

由表4可知，兩種模型回歸結果顯示創新創業活躍度及其子維度的系數均為正，且通過1%顯著性水平檢驗，表明創新創業活躍度、創新活躍度、創業活躍度均對共同富裕發展產生顯著促進作用。究其原因，“創新驅動創業、創業帶動就業”等政策的逐步實施在為地區經濟發展注入新動能的同時提高了各地區就業水平，有效推動共同富裕發展。三個空間杜賓模型的空間系數ρ均在5%水平下顯著，可知共同富裕的發展存在顯著空間自相關。就控制變量而言，信息化水平的回歸系數為正，且在5%水平下顯著，表明信息化水平的提升能夠助推共同富裕發展。原因在于，信息化水平的提升能夠加速信息與技術的傳遞，很大程度上降低了信息傳遞成本，進而加速實現成果共享。人力資本水平的系數為正，且在1%水平下顯著，說明人力資本水平提高能夠正向推動共同富裕發展。究其緣由，人力資本水平上升意味著高技術、高素質勞動力的增加，有力強化地區經濟、技術等領域的發展動力，助力共同富裕發展。政府干預水平的回歸系數為正，但不顯著。原因可能在于，政府干預雖然能夠穩定地方就業，促進地方經濟發展，但政府干預的程度把握不好很可能導致地方市場的自由發展，影響共同富裕的實現。對外開放水平的系數為正，且在1%水平下顯著，說明對外開放水平有助于共同富裕發展。原因在于，對外開放水平提升有助于擴大國內企業市場渠道，使企業能夠獲取到更多來自國際市場的技術溢出，同時還能為國內消費者帶來多樣化消費選擇，滿足人們提升生活質量的需求，繼而推動共同富裕。

為進一步探討創新創業活躍度對共同富裕的空間影響，文章對創新創業活躍度對共同富裕影響效應進行分解，效應分解結果如表5所示。其中，直接效應主要指的是某地區自變量對該地區因變量產生的影響，間接效應指的是某地區自變量對周邊地區因變量的影響。由表5可知，創業活躍度整體上對共同富裕的直接效應與間接效應均為正，表明創新創業活躍度在促進本地區共同富裕提升的同時，對周邊地區共同富裕發展也產生了正向推動作用。原因在于，創新創業活躍度的提升帶動了地區經濟與技術創新發展，形成了正向的技術溢出效應與“引領作用”，使得周邊地區紛紛效仿，從而帶動周邊地區共同富裕發展。分維度來看，創新活躍度的直接效應與間接效應均為正，表明創新活躍度不僅有助于本地區共同富裕水平提升，還能帶動周邊地區共同富裕發展。究其緣由，實現共同富裕的基礎是經濟發展，創新作為新時期引領發展的第一動力，有效推動當地經濟發展，且其發展成果可以向周邊地區輻射。創業活躍度的直接效應為正，間接效應為負，表明創業活躍度雖促進了本地區共同富裕發展，但卻對周邊地區產生抑制作用。原因可能在于，當某一地區的創業活躍度水平較高時，會吸引周邊地區人才、資金等要素集聚，從而在一定程度上減少周邊地區的發展機會，影響其共同富裕發展進程。

表5創新創業活躍度對共同富裕影響的效應分解結果

2.異質性檢驗

（1）分區域檢驗

由于中國領土遼闊，各地區間經濟、社會發展以及政策制定與落實均存在一定差異，故根據國家統計局的劃分，將樣本省份分為中、中、西部三個地區，并使用空間杜賓模型對其展開回歸估計，回歸結果如表6所示。

由表可知，東部地區創新創業活躍度及其子維度對共同富裕的系數均為正，且在1%水平下顯著；中部地區創新創業活躍度、創新活躍度與創業活躍度對共同富裕的系數均為正，且分別通過1%、5%、1%顯著性水平檢驗；西部地區創新創業活躍度與創業活躍度對共同富裕的系數顯著為正，且均通過5%顯著性檢驗，但創新活躍度對共同富裕的系數雖為正，但不顯著。究其原因，與東、中部地區相比，西部地區基礎設施、人力資本、技術水平等條件相對落后，限制了創新活躍度對共同富裕的提升效果。從空間效應看，東部地區創新創業活躍及其子維度的系數均顯著為正。主要原因在于，東部地區省份大多處于“京津冀”“長三角”“珠三角”等經濟發展示范區，已形成較為完善的協同發展機制，且政府對于投資與創業的監管手段已相對完善，使得創新創業活躍度及其子維度的空間溢出效應均為正。中部地區空間效應回歸結果則與基準回歸結果相對一致，但作用系數略低于基準回歸。西部地區創新創業活躍度及其子維度對共同富裕影響的空間效應為負，但均不顯著。

（2）分階段檢驗

由于共同富裕發展具有一定的階段性特征，不同時期表現出異質發展趨勢，且針對創新創業活動的相關政策制定在不同時期亦存在一定差異。因此文章分別以“十二五”時期、“十三五”時期為節點，將研究時段劃分為2011—2015年與2016—2020年，分別對兩個時段進行空間計量檢驗，檢驗結果如表7所示。

表6分區域回歸結果

表7分時段回歸結果

觀察可知，相比于“十二五”時期，“十三五”時期創新創業活躍度及其子維度對共同富裕影響的系數均明顯提升。其中，創新創業活躍度的系數由0.0864提升至0.1341，提升了55.4%，表明國家出臺的創新與創業利好政策與相應扶持力度有所增加，強化了地方創新創業活躍度對共同富裕的助力效應。創新活躍度的系數由0.0394提升至0.0577，提升了46.4%。創業活躍度的系數由0.0487提升至0.0738，提升了51.5%，說明創業帶動就業得到有效實施，對共同富裕發展形成有效推動作用。此外，創新創業活躍度與創新活躍度的空間溢出效應有所提升，且創業活躍度的負向空間溢出效應系數與顯著性明顯下降，說明“十三五”規劃實施以來，區域協調創新發展機制已產生作用，地區間聯系更為緊密，使得創新創業活躍度與創新活躍度對共同富裕影響的正向空間溢出效應明顯增強。同時，各地方政府針對市場競爭、創業投資等方面的引導作用逐步增強，相關監管亦愈發完善，使得周邊地區創業活躍度對本地區共同富裕的不利影響顯著下降。

表8穩健性檢驗結果

3.穩健性檢驗

文章以SDM模型對創新創業活躍度及其子維度對共同富裕的直接和間接影響展開檢驗，但空間計量模型存在因設定不同以及異方差、自相關、內生性等問題導致的結果偏誤。由此，為確保上述結果的穩健性，文章展開穩健性檢驗（限于篇幅，僅列出創新創業活躍度檢驗結果）。首先構建在檢驗空間相關性具有優勢及一定特點的空間誤差模型(SEM)以及空間滯后模型(SLM)，結果見表8列(1)、(2)。其次，鑒于模型固定效應與隨機效應的選擇亦會對實證結果造成一定影響，為確保實證結果的穩健性，文章采用隨機效應重新回歸，結果見表8列(3)。再次，使用系統GMM模型重新回歸，確保核心解釋變量與被解釋變量間不會因為互為因果關系或控制變量遺漏而出現內生性問題，回歸結果如表8列(4)所示。最后，為避免由自相關以及異方差造成的回歸結果偏誤問題，分別采用FGLS法與穩健標準誤重新回歸，結果如表8列(5)、(6)所示。由表可知，各模型核心解釋變量的回歸結果方向、顯著性水平相同，且系數變化在可接受范圍內，由此能夠判定空間計量回歸結果具備穩健性。

六、結論與啟示

文章基于2011—2020年中國30個省份的面板數據，采用空間杜賓模型實證探討了中國創新創業活躍度對共同富裕的影響。研究顯示：第一，整體上創新創業活躍度及其子維度促進了共同富裕的發展，其中，創新創業活躍度與創新活躍度的影響具有正向空間溢出效應，創業活躍度影響的空間溢出效應為負；第二，分區域檢驗發現，創新創業活躍度與創業活躍度促進了東、中、西部三大地區共同富裕發展，創新活躍度對東、中部地區共同富裕發展的促進作用顯著，對西部地區影響不顯著；第三，分時段檢驗發現，自2016年“十三五”規劃實施以來，創新創業活躍度及其子維度對共同富裕的促進作用明顯增強，創新創業活躍度與創新活躍度的正向空間溢出效應有所提高，創業活躍度的負向空間溢出效應明顯下降。

基于上述研究結論，文章提出如下對策建議：

第一，組建多元主體參與的創新聯合體。一方面，通過政策引導、資金扶持等形式，鼓勵先富起來的龍頭企業聯合中小微企業，形成創新聯合體，解決產業發展中遇到的共性問題。針對微電子、工業軟件等中國存在技術短板的重點領域，充分發揮行業領軍企業的主導作用，聯合產學研等多維度創新主體，構建“領軍企業+中小微企業+學校+研究機構”的協同創新生態圈，提高行業整體創新活躍度，為共同富裕有效“聚力”。另一方面，積極支持創新聯合體形式的創新主體作為重大科技項目的承擔者與轉化者，借助“業主制”等新模式激發創新聯合體的創新活躍度。地方政府則需依據自身產業發展方向及創新優勢，積極整合創新資源，為創新聯合體建設提供有力政策支持。

第二，打造創新創業主體服務鏈。人才作為主導創新創業活動的重要載體，是實現共同富裕目標的關鍵力量。由此，有必要圍繞“創新創業人才鏈”構建相應的“服務鏈”，充分激發其創新創業活躍度，進而帶動共同富裕水平穩步提升。對于創新人才，要重點完善薪酬獎勵制度，提高創新人才勞動收入報酬，將人口紅利逐漸升級為科技創新人才紅利，筑牢共同富裕的中產基石。與此同時，積極對接國家對于創新作出的重大科研基礎設施建設與創新平臺戰略機遇，著力搭建高能級創新載體平臺。對于創業人才，大力組建一批新型創業孵化載體，引導人才投身創業領域，強化對畢業大學生、科研人員及返鄉農民工創業過程中的資金、土地、技術支持，調動其創業積極性，實現以創業帶動就業，為共同富裕格局的形成提供有力支撐。

第三，強化跨區域創新合作力度。研究結論顯示，創新活躍度不僅可推動本地區共同富裕水平提升，還有助于提高相鄰地區共同富裕水平。因此，既要加大全國創新資源統籌力度，在鞏固北京、上海、粵港灣等國際創新中心基礎的前提下，深挖中部、西部、東部地區創新資源稟賦，強化彼此之間的聯系，激發創新生態體系整體活力。也要探索以科技園區為載體的跨區域合作模式，總結東、西部地區創新合作中可操作性的合作機制并加以推廣，強化發達地區與非發達地區之間創新合作機制，并重視不同地區的創新協調發展。與此同時，加快金融資本、技術、人才等創新要素的全國流動，全面提高創新資源配置效率與邊際收益，最終實現以創新驅動共同富裕格局形成。