中心城市科技創新、學習效應對區域共同富裕的影響

李洪濤,王麗麗

(大連理工大學 人文與社會科學學部,遼寧 大連 116024)

0 引言

科技創新在新中國發展建設中始終扮演著重要角色,更是新時代突破技術“卡脖子”問題、建設創新型國家的關鍵。從國家政策導向看,“十四五”規劃強調中心城市和城市群在區域發展中的重要作用,新時代下必須大力推動區域創新高地建設,增強區域發展平衡性,促進共同富裕。從區域經濟理論看,集聚—擴散效應是城市發展的客觀規律。內生增長理論與演化經濟地理理論通過對科技創新內生性、外部性及空間溢出效應的考察,提出科技創新對區域發展存在發散效應、收斂效應兩種截然不同的理論分析框架。中心城市科技創新能否推動以差距收斂為表征的區域共同富裕存在學術爭議。從現實問題看,由于科技創新在經濟增長過程中存在內生性與外部性影響,導致集聚—擴散效應同時作用于區域經濟發展。那么,從長期看,區域經濟發展趨勢究竟是發散還是收斂?

綜上,基于國家政策導向、區域經濟理論、現實問題的分析發現,充分發揮中心城市和城市群作用是新時代實現區域共同富裕的關鍵,而現有關于中心城市科技創新對區域共同富裕影響的研究尚不明晰。由于城市規模報酬處于動態變化中[1],中心城市科技創新水平在集聚—擴散效應作用下對區域整體產生影響。一方面,在集聚效應作用下,中心城市憑借人力資本、市場規模、科學技術、基礎設施、交易費用、要素資源等方面的絕對優勢,成為區域經濟發展的增長極,科技創新活動往往在中心城市內部發生并完善成熟,區域經濟增長呈現出發散趨勢。另一方面,城市在發展過程中通過科技創新、產業升級的輻射擴散,使得周邊地區創新成本降低、勞動生產率提高,產生中心—外圍的一體化帶動作用。鑒于現有研究關于中心城市科技創新對區域發展影響的發散與收斂效應存在爭論,本文認為中心城市科技創新對具備學習效應的城市形成帶動作用,應當考慮中心城市科技創新空間溢出效應的路徑選擇問題。因此,引入演化經濟地理理論模型框架,從動態演化視角分析中心城市科技創新推動區域共同富裕的作用機制。

相較以往研究,本文邊際貢獻在于:第一,在研究主題上,從共同富裕視角針對性地考察中心城市科技創新能否促進區域共同富裕問題,對于澄清當前學界關于中心城市科技創新內生性、外部性及空間溢出效應的爭論具有一定理論價值。第二,在理論上,基于演化經濟地理理論,引入生態學Logistic曲線模型,建立包含集聚—擴散效應動態變化的城市間協調發展模型,從而將科技創新在經濟增長過程中的內生性與外部性問題納入統一分析框架,實現在城市間交流競爭、資源稟賦約束等條件下中心城市科技創新對區域共同富裕的機制分析,有利于進一步揭示中心城市科技創新對區域共同富裕的影響機制及傳導路徑。第三,在方法上,采用固定效應模型與空間計量模型相結合的方法考察中心城市科技創新、學習效應與區域共同富裕的作用關系及空間維度的路徑選擇傾向,可以提高研究結論的精確度與可信度。研究對于建立以中心城市與城市群為主要空間的區域共同富裕新機制、增強城市創新活力、實施創新驅動發展戰略具有重要理論與實踐價值。

1 文獻綜述

中央財經委第十次會議強調要推進共同富裕,增強區域發展的平衡性。目前圍繞中心城市科技創新與共同富裕的研究極為少見,相關研究主要關注大城市科技創新與區域發展差距問題。一方面,新經濟地理理論認為大城市科技創新會擴大區域發展差距,不利于區域共同富裕[2]。學者們運用實證計量模型對大城市科技創新導致區域發展差距擴大的現象進行了驗證[3-5]。另一方面,科技創新存在外部性和空間溢出效應[6]。Cooke等[7]通過引入演化經濟學分析框架,提出大城市科技創新的影響呈現動態演化特征,從長期趨勢看,大城市科技創新能夠縮小區域發展差距,推動區域共同富裕。基于實證分析角度,學者們運用空間計量模型對大城市科技創新的外部性和空間溢出效應進行考察,發現大城市科技創新具有顯著的空間溢出效應,能夠推動區域共同富裕[8-10]。

部分學者進一步對中心城市科技創新與區域共同富裕、中心城市科技創新與區域協調發展問題展開研究。如曹清峰等[11]通過對單中心城市與區域經濟協調發展進行實證分析,發現單中心城市科技創新水平與區域經濟協調發展之間呈倒U型關系;李洪濤和王麗麗[12-13]通過對中心城市科技創新與城市群結構、產業結構進行實證研究,發現中心城市科技創新對區域整體發展呈現出先抑制后促進的U型作用關系。

基于上述分析可知,盡管學界圍繞大城市科技創新與區域發展差距問題進行了大量研究,但得到的結論不盡相同。在理論層面,關于大城市科技創新與區域發展差距的關系尚存在發散效應與收斂效應的爭論。在實證層面,學者們運用國內外經驗數據研究中心城市科技創新對區域發展與共同富裕的影響,得到正向推動作用、負向影響、非線性關系等不同結論。因此,本文關注新時代下中國區域共同富裕問題,基于演化經濟地理理論,建立城市規模報酬動態變化的Logistic模型,將城市自身學習效應納入分析框架,對新時代以中心城市和城市群為主要空間促進區域共同富裕的新機制展開理論與實證分析,進而嘗試回答如下問題:①中心城市科技創新與學習效應如何影響區域共同富裕?②中心城市科技創新通過何種路徑產生空間溢出效應?

2 理論模型與研究假設

在中心城市和區域發展過程中,客觀存在著中心城市集聚—擴散效應的影響。在集聚效應作用下,大中小城市呈現出梯度化的城鎮格局;在擴散效應作用下,城市間通過廣泛連接逐漸演化成為更高級的區域空間形式——城市群。城市在發展過程中會經歷發展初期規模報酬遞增、發展成熟階段規模報酬不變、發展后期規模報酬遞減的非線性動態演化,并且城市發展還受到其它城市競爭、客觀資源稟賦等方面的約束限制。基于上述分析,本文引入Logistic曲線模型[14],建立包含集聚—擴散效應動態變化的城市間協調發展模型,從而將科技創新在經濟增長過程中的內生性與外部性納入統一分析框架,實現在城市間交流競爭、資源稟賦約束等條件下中心城市科技創新、學習效應對區域共同富裕的機制分析。

基于Logistic方程對單一城市的經濟增長模型進行描述,如式(1)。

(1)

其中,n為城市經濟規模,N為城市最大環境可承載范圍,k為城市經濟增長率。其中,城市發展的規模報酬呈動態變化。

引入雙城市經濟增長模型,如式(2)。

(2)

其中,β為城市n1、n2之間的競爭狀態,0≤β≤1;R為城市的學習效應,P為城市的科技創新實力。基于演化經濟學研究框架,科技創新的空間溢出效應與學習效應相關[15],科技創新擴散是一種多層次的學習效應[16],需要通過特定渠道被外界接受采用[17]。從接受者角度而言,對于科技創新的接受實際上也是學習的過程[18]。

進一步引入城市間互動作用下的承載力模型[19],城市n1的有效資源約束承載力C1可表示為:

(3)

當城市n1、n2處于競爭狀態時,需要滿足:

(4)

在演化經濟學模型中,城市間狀態主要有兩種:城市1取代城市2和演化競爭下城市1與城市2處于相應穩態。進一步結合區域經濟學理論,競爭取代也意味著城市1對城市2形成虹吸效應。在競爭穩態下,可以理解為城市1與城市2之間的協調狀態。若城市經濟規模未達到資源限制條件,則城市處于健康發展狀態[20]。

將城市科技創新實力與學習效應納入分析模型,如式(5)。

R=a×r,0

(5)

R為城市的學習效應函數[21],a為城市市場規模(環境份額),r為城市學習使用新科技的人數。

就城市內部的有效資源約束承載力而言,在考慮城市學習效應后,可以得到:

(6)

在學習效應推動下,形成動態化的有效資源約束承載力N*,可表示為:

(7)

聯立式(7)后,可以得到:

(8)

式(8)表明市場的開放與規模擴大有利于推動城市資源利用效率提升。當城市處于市場規模積累階段時,受到其它城市科技創新的作用,城市有效資源約束承載力不斷提升,反映出城市具有虹吸效應。

結合式(2)(4)(5),對兩城市間的穩態模型進行分解,如式(9)。

(9)

聯立式(3)(5),令k1=k2=k,N1=N2=N,可以得到:

(10)

β=1代表城市間處于完全競爭狀態,β=0則意味著城市間嚴重的市場分割。若β=0,兩城市間科技創新的溢出交流受到城市經濟規模、客觀承載力、經濟增長影響。若β=1,可以進一步對模型進行簡化,如式(11)。

(a1r1)P2n2<(a2r2)P1n1

(11)

若P1n1>P2n2,則無法判斷兩城市間科技創新溢出的影響關系;若P1n1

由于演化經濟學模型主要是對單一主體、雙主體的模型推導,本文引入雙城市模型,以分析兩個城市間形成穩態的影響條件,并在最終推導部分對城市1、城市2的規模大小進行區分,得到相應結論:大城市科技創新、學習效應能夠促進區域形成共同富裕穩態,同時科技創新的空間溢出效應受到城市經濟規模、市場規模、學習能力影響。

在雙城市關系解析的基礎上,本文推廣至中心城市對城市群整體的影響,即大城市對周邊中小城市的影響。基于上述分析,本文提出以下研究假設:

H1:中心城市在科技創新與學習效應兩個維度都具備引領帶動作用,通過強化中心城市科技創新與學習效應可以推動區域共同富裕。

H2:科技創新的空間溢出效應存在區位要素的路徑選擇,城市經濟規模與市場規模越大,學習能力越強,溢出效應越顯著。

3 實證模型設定與變量說明

根據研究構建的理論模型,中心城市科技創新、學習效應能夠正向推動區域共同富裕,城市間科技創新的空間溢出效應具有顯著的路徑選擇特征。本文以中國19個城市群為研究對象,運用固定效應模型對中心城市科技創新、學習效應與區域共同富裕的影響進行檢驗。考慮到中心城市科技創新、學習效應可能存在內生性問題,進一步通過內生性檢驗與反事實估計方法對研究結論進行檢驗,以提高研究結論的精確度與可信度。同時,運用空間計量模型對城市科技創新的空間溢出效應及其路徑選擇問題展開驗證。

3.1 基本回歸模型設定

構建中心城市科技創新、學習效應與區域共同富裕的估計模型如下:

LnYit=α0+β1LnINNOit+β2LnMarketit+β3LnStudyit+βicontrolit+timet+cityi+uit

(12)

Lnyit=α0+β1LnINNOit+β2LnMarketit+β3LnStudyit+βicontrolit+timet+cityi+uit

(13)

Tit=α0+β1LnINNOit+β2LnMarketit+β3LnStudyit+βicontrolit+timet+cityi+uit

(14)

研究以城市群人均GDP(Yit)、城市群排除中心城市后的人均GDP(yit)、城市群泰爾指數(Tit)3個指標衡量區域共同富裕。區域共同富裕強調要增強區域發展平衡性,即縮小區域內大中小城市間的發展差距,應當從人均意義上促進發展的相對平衡[22]。因此,本文選取城市群人均GDP、城市群排除中心城市后的人均GDP、城市群經濟協調發展度驗證中心城市科技創新、學習效應對區域共同富裕的帶動作用。同時,以發明專利數量INNOit衡量中心城市科技創新水平。參考學習效應函數,以Marketit(市場規模)、Studyit(學習能力)衡量中心城市學習效應。

3.2 空間計量模型構建

構建基于地理距離、經濟地理、市場規模、學習能力的空間矩陣,以驗證城市科技創新是否存在空間溢出效應,分析城市科技創新空間溢出效應的路徑選擇問題。運用空間計量模型對式(12)進行修正,得到式(15)。

LnYit=βLnXit+Wij(LnXit)+Wij(LnYit)+εi+uit

(15)

其中,Yit為城市人均GDP,Xit表示模型的解釋變量與控制變量,Wij為空間矩陣元素。參考曾鵬和李洪濤[23]的做法,構建地理空間權重矩陣W1、經濟地理權重矩陣W2、市場規模地理權重矩陣W3、學習能力地理權重矩陣W4。

(16)

W2=W1*Wj,Wj=1/(|yi-yj|+1)

(17)

其中,d代表城市間的歐氏距離,yi、yj分別為城市i、j的人均GDP。與W2的構建方式一致,W3、W4分別基于市場規模均值、學習能力均值進行矩陣構建。

3.3 研究范圍與變量說明

根據“十三五”期間國家發改委陸續發布的城市群規劃及《中國城市群地圖集》,確定19個城市群為本文研究對象。參考李洪濤和王麗麗[12]的研究,通過經濟規模、人口規模判斷識別城市群的中心城市。構建2007—2020年中國19個城市群的面板數據,涉及的城市數據來源于EPS數據平臺,并對相關價格數據進行平減處理。

(3)控制變量。本文進一步引入可能對經濟增長產生影響的城鎮結構(城鎮化率urban)、產業結構(非農產業比率industry)、信息流通(郵電業務總量LnPost)、政府規模(政府財政收入與GDP之比Gov)作為控制變量。表1為19個城市群面板數據的描述性統計結果。

表1 變量描述性統計結果

4 實證模型分析

4.1 基本回歸模型估計

首先采用固定效應模型,通過控制聚類標準誤差緩解模型異方差、自相關問題,結果見表2。

表2 基本回歸結果

列(1)(2)結果顯示,中心城市科技創新對城市群人均GDP、城市群排除中心城市后的人均GDP具有顯著正向作用,而中心城市市場規模、學習能力與城市群人均GDP、城市群排除中心城市后的人均GDP之間的關聯性較低。這說明城市群整體經濟發展主要依賴于中心城市科技創新產生的技術外部性與知識溢出效應。列(3)結果顯示,中心城市科技創新與泰爾指數之間呈負向關系,說明中心城市科技創新水平提升會導致區域內城市間差距擴大,不利于區域共同富裕。此外,中心城市市場規模擴大、學習能力提升有助于推動區域共同富裕。

4.2 內生性檢驗與反事實估計

考慮到科技創新內生于經濟增長,導致模型可能存在互為因果問題以及模型設計中可能出現遺漏、估計偏差,需要進一步進行內生性檢驗。通過Durbin-Wu-Husman內生性檢驗得到P值為0.000,拒絕原假設,說明模型確實存在內生性問題。為此,通過選取工具變量,運用兩階段最小二乘法對模型進行內生性檢驗。由于科技創新對經濟增長的影響可能存在滯后效應,本文選取滯后一期的發明專利數量作為中心城市科技創新的工具變量。同時,《中國城市和產業創新力報告》從多維度對城市科技創新水平進行系統估計,因而選取其中的城市創新指數作為工具變量。本文采用工具變量法與兩階段GMM估計方法對核心解釋變量進行內生性檢驗,結果見表3。

表3 內生性檢驗結果

表3中內生性檢驗結果與表2中回歸結果基本一致,說明研究結論具有較高的可信度。為證明工具變量選取的合理性,對模型進行識別不足檢驗和弱工具變量檢驗。結果顯示,識別不足的P值為0.016,拒絕原假設,說明不存在識別不足問題;Cragg-Donald Wald F統計量為367.234,大于10%的臨界值(9.08),拒絕原假設,不存在弱工具變量的干擾,表明工具變量選取合理;在過度識別檢驗中,3個模型的Hansen-J統計量分別為0.594、0.465、0.789,P值分別為0.533、0.370、0.441,在5%水平上接受原假設,說明模型基本滿足過度識別假定。

基于式(12)(13),進一步運用反事實估計方法提取依次剔除中心城市科技創新、學習效應后的模型擬合值,再對擬合值進行收斂回歸,計算得到收斂系數δ,結果見表4。

表4 反事實分析結果對比

表4結果顯示,當原模型中包含科技創新、學習效應時,城市群人均GDP與城市群剔除中心城市后人均GDP之間的收斂系數δ為1.039;當剔除中心城市科技創新后,收斂系數δ上升至1.040;當剔除中心城市學習效應后,收斂系數δ進一步上升至1.041;當同時剔除中心城市科技創新、學習效應后,收斂系數δ為1.042。通過對比模型收斂系數δ,再次驗證了中心城市科技創新、學習效應有利于推動城市群內城市間發展差距的收斂。

4.3 進一步機制分析

根據知識生產函數,進一步將科技創新分解為城市科技資本投入、科技人員、技術效率[29],構建中心城市科技創新的中介效應模型如下:

LnCapit=α0+δ1LnINNOit+δ2LnMarketit+δ3LnStudyit+δicontrolit+timet+cityi+uit

(18)

LnLabit=α0+δ1LnINNOit+δ2LnMarketit+δ3LnStudyit+δicontrolit+timet+cityi+uit

(19)

Tecit=α0+δ1LnINNOit+δ2LnMarketit+δ3LnStudyit+δicontrolit+timet+cityi+uit

(20)

LnYit=α0+θ1LnINNOit+θ2LnCapit+θ3LnLabit+θ4Tecit+θ5LnMarketit+θ6LnStudyit+θicontrolit+timet+cityi+uit

(21)

Lnyit=α0+θ1LnINNOit+θ2LnCapit+θ3LnLabit+θ4Tecit+θ5LnMarketit+θ6LnStudyit+θicontrolit+timet+cityi+uit

(22)

Tit=α0+θ1LnINNOit+θ2LnCapit+θ3LnLabit+θ4Tecit+θ5LnMarketit+θ6LnStudyit+θicontrolit+timet+cityi+uit

(23)

其中,Capit為科技資本投入,用中心城市政府財政支出中的科學技術支出衡量;Labit為科技人員,用中心城市科學研究、技術服務和地質勘查業從業人員數衡量;Tecit為技術效率,參考劉建國(2012)、楊浩昌(2018)的做法,基于DEA-Malmaquist指數模型計算城市全要素生產率(TFP)。

若δ1、θ1、θ2、θ3、θ4均顯著,說明中心城市科技資本投入(Capit)、科技人員(Labit)、技術效率(Tecit)存在中介作用。若θ1顯著,說明存在不完全中介作用;若θ1不顯著,則說明具有完全中介效應。中介效應模型的回歸結果見表5。

表5 中介效應模型回歸結果

表5中列(1)～(3)結果顯示,中心城市科技資本投入、科技人員、技術效率與科技創新之間呈顯著正向關系,能夠作為中心城市科技創新的中介變量。列(4)～(6)是納入核心解釋變量與中介變量的估計結果,可以發現,中心城市科技資本投入、科技人員、技術效率對科技創新起到部分中介效應。這說明中心城市科技創新通過中心城市科技資本投入、科技人員、技術效率推動區域共同富裕。

4.4 空間計量模型估計

首先對式(15)進行基本回歸,再對其殘差項、城市人均GDP、城市科技創新等關鍵變量進行空間相關性檢驗。結果顯示,模型中變量存在空間自相關性,說明模型可以進行空間計量分析。同時,進一步通過LR檢驗、Wald檢驗對選用的空間計量模型進行判斷識別,發現4個空間矩陣均拒絕原假設,應當采用空間杜賓模型進行估計分析。因此,本文運用空間杜賓模型對基于式(15)構建的空間計量模型進行分析,結果如表6所示。

表6 空間計量模型回歸結果

表6結果顯示,W1、W2、W3、W4矩陣模型均在1%的水平上通過空間相關性檢驗,主要解釋變量的系數也與基本模型所得結果一致。從空間相關性方面分析,城市科技創新主要在經濟地理權重矩陣、學習能力地理權重矩陣上保持顯著。

由于表6中各解釋變量對被解釋變量的影響存在空間溢出,因此需要進一步對空間杜賓模型進行分解,分析空間杜賓模型中主要解釋變量的直接效應與間接效應,結果如表7所示。

表7 中心城市科技創新的直接、間接效應回歸結果

在直接效應下,中心城市科技創新在地理空間權重矩陣、經濟地理權重矩陣、市場規模地理權重矩陣、學習能力地理權重矩陣中均具有顯著正向作用,這與基本回歸結論保持一致。在間接效應下,中心城市科技創新在經濟地理權重矩陣、學習能力地理權重矩陣中均具有顯著正向作用,說明中心城市科技創新的外部性及空間溢出效應主要依賴于城市的經濟關聯性與學習能力。

5 結論與討論

5.1 研究結論

本文通過對中心城市科技創新、學習效應與區域共同富裕進行理論與實證研究,得到以下主要結論:第一,中心城市科技創新、學習效應能夠顯著促進區域共同富裕。其中,中心城市科技創新水平提升能夠推動城市群內其它城市的經濟增長,中心城市學習能力的提高、市場規模的擴大有利于縮小城市群內城市間發展差距。第二,中心城市科技創新以城市間的經濟聯系、學習能力為主要路徑形成空間溢出效應。

5.2 進一步討論

首先,研究發現中心城市科技創新、學習效應能夠推動區域共同富裕。具體而言,中心城市科技創新有助于推動城市群整體經濟發展,中心城市的市場規模與學習能力有助于縮小城市群內城市間發展差距,實現區域共同富裕。這一現象表明區域共同富裕實際上包含兩個部分:一方面,在以中心城市為增長極的帶動下,城市群整體形成健康可持續發展態勢,中心城市市場規模擴張與學習能力提升反映出市場和人力資本的正外部性,有助于形成廣泛聯系的城市群經濟互聯體系,實現城市群的一體化構建[30],從而縮小各城市間發展差距。另一方面,中心城市科技創新使得勞動生產率不斷提升,客觀上形成集聚效應[31],進而使得中心城市在城市群內占據絕對主導地位。這一發現為中央強調我國新時代以中心城市和城市群為主要空間,建立具備梯度化、廣泛互聯的大中小城市和小城鎮共同富裕的城鎮格局,最終實現在發展中營造平衡的區域共同富裕新思路提供了理論與現實層面的論證。

其次,研究發現城市科技創新的空間溢出路徑存在顯著差異。具體地,中心城市科技創新以經濟聯系為路徑形成廣泛的空間溢出效應,說明要素資源自由流動使得中心城市科技創新的空間溢出路徑并不固定,城市間的經濟互聯促使科技創新資本、人力產生擴散效應。這一現象反映出城市科技創新存在顯著外部性。同時,中心城市科技創新還以經濟聯系、學習能力為路徑形成空間溢出效應,說明城市的外部擴散存在路徑選擇性,承接技術擴散的地區往往與擴散源之間具有緊密的地理關聯,并且其自身學習能力會進一步強化這一空間溢出效應[32]。中心城市科技創新同時存在以經濟聯系和學習能力為路徑的選擇性擴散,這解釋了科技創新在經濟增長過程中的內生性與外部性問題[33]。后發地區在提升科技創新水平的過程中,必須以強化與大中城市的經濟聯系和提高自身學習能力為先決條件,依托中心城市科技創新實現城市群范圍內的共同富裕。

5.3 政策建議

(1)打造“點—線—面”一體化的區域創新體系,形成城市間相互融合的空間格局。應當以中心城市科技創新為第一發展動力,建立以中心城市為核心、關鍵節點城市相連接、城市群市場統一的區域創新體系。具體地,推動以中心城市為核心的都市圈建設,促進中心城市與周邊地區相互融合;引導和鼓勵中心城市、次中心城市、節點城市間的廣泛緊密連接,形成區域多中心、多節點、多層級的區域創新網絡;搭建連接人力、資本、技術、信息、基礎設施等創新要素資源的平臺,形成城市群大中小城市的統一市場。

(2)促進科技創新要素在城市群內、不同創新主體間的自由流動,發揮區域創新體系的功能作用。應當打破行政壁壘,引導和鼓勵人力、資本、技術等各類要素資源在大中小城市間、不同主體間(企業、研發機構、政府、高校、社會組織等)自由流動。不僅要發揮中心城市在科技創新活動中的引領示范作用,帶動城市群整體科技創新水平提升,還要推進區域創新體系建設,促進科技創新的研究開發、轉移轉化、互補共享等,構建一體化的城市群科技創新平臺。

(3)提高城市群科技創新協同發展水平,實現區域共同富裕。以城市群為主體建設區域創新體系,實際上就是形成區域創新共同體,重點是提升中心城市的集聚水平與輻射帶動能力,促進城市群內大中小城市協同發展。應當通過對城市群整體政策進行系統設計,保持城市群范圍內的科技創新政策步調一致,加強大中小城市間各領域的協同合作,推動城市群大中小城市形成功能互補、經濟互聯、協同創新的新機制,增強區域發展平衡性,推動區域發展,實現共同富裕。

5.4 研究不足與展望

本文利用中國19個城市群面板數據評估分析中心城市科技創新對區域共同富裕的作用,但缺乏微觀企業層面的分析,亟需探討企業科技創新活動對各類要素流動與集聚的作用機制。未來可嘗試從微觀企業層面,利用上市公司數據對中心城市的科技創新水平進行評估,進一步細化創新演化的顆粒度。“十四五”規劃強調企業是創新的主體,將中觀城市層面數據與微觀企業層面數據進行匹配,從而精確地定量估計中心城市科技創新對區域共同富裕的影響,對于指導創新驅動發展戰略與區域協調發展戰略的實施、增強中心城市科技創新的引領帶動作用具有突出的現實價值。