大众创业、互联网发展与城市全要素生产率

程慧，苏任刚，季学芳

摘  要：城市经济发展面临要素规模和投资规模驱动瓶颈，迫切需要提升全要素生产率水平。基于283个城市面板数据，运用多种计量方法在同一理论框架内，对大众创业、互联网发展与城市全要素生产率进行了实证研究。研究发现：大众创业与互联网发展都显著提升了城市全要素生产率水平；互联网发展对于大众创业提升城市全要素生产率水平，具有正向调节效应和非线性溢出效应。大众创业对城市全要素生产率水平提升有重要作用，而互联网是相关政策实施的有力抓手。

关键词：大众创业；互联网发展；城市全要素生产率

中图分类号：F49；F124        文献标识码：A          文章编号：1671-9255（2022）03-0001-08

一、引 言

随着资本积累速度下降、人口红利消失和资源环境压力增大，城市经济发展动力出现下降趋势。在这种情况下，通过提升城市全要素生产率水平来增加投入要素的报酬率是解决以上困局的代表性思路，也是实现经济高质量发展的主流思路。自熊彼特提出“创造性破坏”理论后，围绕创业议题的相关研究与日俱增。创业被认为是提升经济效率的重要动力之一 。目前，准确评估创业对于城市全要素生产率影响的实证研究不多。互联网的快速普及和广泛渗透，5G技术、大数据、人工智能和云计算等新兴技术的发展，既降低了创业门槛，也对提升城市全要素生产率产生了积极影响。[1]同时，国家也出台政策充分肯定了互联网对于“双创”以及经济效率提升的重要作用。在这一背景下，有必要将大众创业、互联网发展和城市全要素生产率统一到一个理论框架内进行研究。本文在梳理已有文献的基础上进行深入的理论分析和实证检验从而得出严谨的研究结论。

已有的研究主要是三个方面：第一，企業家精神对于全要素生产率的影响。已有研究认为企业家精神提升了全要素生产率水平，同时也存在异质性特征。更多学者关注了创业与经济发展的关系。[2]研究认为创业促进了经济发展，同时也有不同结论。[3]第二，互联网发展对于全要素生产率的影响。

研究表明互联网对全要素生产率水平的提升有促进作用。[4]第三，互联网对于创业的影响。研究表明互联网发展促进了创业活动的开展，尤其是短视频商业模式为大众创业带来了价值回报。互联网对于金字塔底层创业，以及包容性市场的构建都具有赋能作用。[5]从以上三方面的研究进展看，研究大众创业、互联网发展对于城市全要素生产率的影响问题具有理论价值和政策含义。从目前这一领域的研究现状看，在研究问题视角方面，已有研究集中于探究创业对于经济增长（经济数量）的影响，忽视了其对于全要素生产率（经济质量）的影响。相关研究多强调精英创业和企业家精神对于全要素生产率的影响，而对于大众创业影响城市全要素生产率的研究并不多。在数据应用方面，已有研究主要以国家数据、省级面板数据和问卷调查数据为主，可能存在数据量不足和样本偏差的问题。在研究结论方面，主要是创业影响全要素生产率的解释性研究，缺乏政策的可操作性。因此，本文针对以上问题，在同一个理论框架内理论分析和实证检验大众创业、互联网发展同城市全要素生产率的关系，明确大众创业政策实施的着力点并提出相关建议。

本文的边际贡献如下：第一，在研究问题的视角方面，将大众创业、互联网发展和城市全要素生产率归于同一个研究框架下，围绕城市全要素生产率开展研究，厘清了三者之间的关系。相较于宏观的结论性研究，聚焦了研究范围，体现了政策的可操作性。第二，在研究数据方面，采用283个城市的面板数据，更能反映研究内容在城市空间单元上的特殊性和异质性。样本量更加丰富，避免了样本选择性偏差。第三，在研究对象方面，以大众创业为研究对象，突破了精英创业和企业创业的研究范围，有着更广泛的经济意义。第四，在研究方法方面，综合运用多种计量模型进行了多角度、多层次的实证分析和稳健性检验，实证结果更扎实。

二、理论分析与研究假说

（一）大众创业与城市全要素生产率

大众创业通过以下三个方面提升了城市全要素生产率水平。第一，大众创业通过促进产业集群发展提升了城市全要素生产率水平。大众创业活动的开展往往是效仿和追随成功者的活动，以成功创业者为中心衍生出创业网络，通过创业网络中资源的交互共享逐步形成产业集群。依托产业集群通过连接和集聚的力量，发挥规模效应和网络效应，实现知识信息快速传播、成本控制、效率提升、互利共生和演化发展。单个创业者在产业集群中会获得更多的创业机会，同时也会减少创业风险。大众创业集群实现了信息、技术和资本的高度集中和快速流动，提高了资源配置效率，降低了能量损耗，实现了效率与弹性兼具，提升了城市全要素生产率水平。第二，大众创业通过精准的消费供给提升了城市全要素生产率水平。大众创业开拓了城市“下沉市场”，满足了城市“下沉市场”细枝末节的需求。很多基层创业者销售产品都是日清月结，带动生产要素快速流动。同时，大众创业与互联网融合发展，在线下和线上串联了人们的生活，实现了流量整合，孕育了发展动力，激发了经济活力，提升了城市全要素生产率水平。第三，大众创业通过优化要素配置提升了城市全要素生产率水平。大众创业活动扩大了要素的使用范围，利用闲置资源增加了经济效益。在市场化程度高、要素自由流动的情况下，通过大众创业活动，资源要素可以得到优化配置，发挥出更高的生产效率，从而提升城市全要素生产率水平。第四，大众创业通过“生存竞争”提升了城市全要素生产率水平。大众创业者为了能在竞争中胜出，就要“小步快跑”式地进行技术与管理创新。竞争会倒逼大众创业者不断学习新的知识技能，提升城市人力资源水平，也为更多创业活动的开展打下基础，从而进一步提升城市全要素生产率水平。第五，大众创业通过形成创业文化提升了城市全要素生产率水平。大众创业不是个别创客的单独行为，而是大众的协同集聚。大众创业以广大人民的奋进精神集聚强大的创业动能，形成社会创业价值生态系统，孕育新的经济发展动力，提升城市全要素生产率水平。基于以上分析提出研究假设H1。

H1：大众创业提升了城市全要素生产率水平。

（二）互联网发展与城市全要素生产率

第一，信息通讯技术（ICT）的进步提升了全要素生产率水平。ICT产业通过资本深化、生产部门内部创新以及部门生产率增长提升了城市全要素生产率水平。同时，ICT的应用降低了产业部门的生产成本，提升了城市全要素生产率水平。从更微观的层面来看，个人可以借助互联网充分展现自身价值，实现自身发展效率的提升。企业对于互联网等信息基础设施的应用可以提高投入要素的生产效率，提升城市全要素生产率水平。第二，作为一项技术，互联网实现了知识信息的跨时空传播，打破了信息不对称，提高了决策效率，降低了交易成本，優化了资源配置。互联网实现了消费者、生产者和科研人员等主体的多元参与，有利于资源共享和开放创新，提升了创新效率，进一步提升了城市全要素生产率水平。互联网强调开放、共享、合作、包容和创新的互联网精神，有利于社会资本积累、研发合作和开放创新，从而提升城市全要素生产率水平。基于以上分析提出研究假设H2。

H2：互联网发展提升了城市全要素生产率水平。

（三）大众创业、互联网发展与城市全要素生产率

第一，互联网对于大众创业具有赋能作用。互联网平台实现了创业者与消费者双方直接互动，减少了流通成本。通过互联网普惠金融服务，增强了创业者金融资源的可得性与便利性。创业者依托互联网平台建立和传播成功的商业模式。互联网促进了创业者从单个创业种子到创业集聚的自发式发展，实现了创业者物质与精神双重提升。第二，数字经济时代，信息对于创业者的重要性不言而喻。信息资源配置不均会导致信息不平等，使得普通大众丧失很多创业机会。互联网的普及和技术的进步整体上提升了普通大众信息获取和应用的水平，降低了创业者的信息搜寻成本，扩大了市场参与范围，提升了人力资本水平。基于互联网平台的电子商务模式实现了信息的整合，激发了大众创业的活力。第三，精英创业模式和经验对于普通大众的借鉴意义有限。大众创业的成功典型在互联网上出现和传播会引发更多人的效仿。普通人创业成功会大大激发大众创业的激情。互联网、数字技术和人工智能等为大众创业提供了很好的技术支持，提升了大众获取信息的范围和质量。当大众作为生产者和消费者融入互联网平台后，大众创业规模和社交网络就会迅速扩大，促使更多盈利机会不断涌现，为地区经济发展注入新活力。第四，重大科技发明的应用会带来创业的浪潮。“现有产业+新技术=新产业”。[6]互联网是一项伟大的技术发明，其对现有产业的广泛渗透提高了大众创业的积极性。一台电脑加一根网线，甚至只会“一指禅”就可以开网店。“互联网+大众创业”开拓了销售市场、促进了专业分工、提高了生产效率。第五，大众创业带头人的商业模式被周围群众模仿产生商业裂变。商业规模扩大，分工合作更加细化，逐渐形成上下游产业链集群。“淘宝村”的产生基本沿袭了这一路径。借助互联网平台，大众创业改变的不仅是经济状况，也提升了知识技能水平，改变了旧的思想观念，让大众更加重视知识和教育，看重诚信品质和创新意识。这就增强了一个地区经济持续高质量发展的底蕴。第六，互联网发展对于大众创业的赋能作用随着技术水平的提升而逐步显现。在互联网接入数量少、网速慢的时代，文字表达是主要交流方式，对信息生产者和接受者的操作能力、表达能力、阅读能力和受教育水平都有着较高的要求。大众很难通过互联网去展示自己，更难获取创业机会。随着互联网技术的进步，信息载体由原来的文字、图片转换为（短）视频，信息传播变得非常直观、容易解读，数字内容生产变得极为简单方便。基于互联网平台，结合有效商务推广模式，通过（短）视频信息载体形式传播，构建了一个大众生产、大众传播、大众消费的包容性市场，提升了城市全要素生产率水平。第七，信息网络改善了区域营商环境，促进了大众创业，提升了城市全要素生产率水平。互联网构架的市场相比于地理市场，实现了产品品牌的快速传播，降低了准入条件，加速了企业合法性的获得，缩短了创业成功的时间，创建了较为宽松、公平的市场环境。同时，大众创业离不开政府的支持。政府部门积极推行网上办公和移动办公，推行网络化行政审批、程序化办理，大大简化了行政审批手续，降低了权力寻租的可能性，提高了行政效率，改善了营商环境。第八，互联网提升了大众的知识技术水平，进而提升了城市全要素生产率水平。大众创业所需的技术和知识并不是无本之木、无源之水，需要融合已有知识，构建知识技术支撑平台，以此降低大众创业的不确定性，成为企业的智力支撑通道，赋能大众创业活动。大众可以通过互联网快速获取各种学习资料和共享资源。知识的传播和学习变得非常便捷。在线互动与网络平台交流降低了学习成本，改善了社会教育环境，推动了人力资本素质提升，促进了大众创业开展，提升了城市全要素生产率水平。基于以上分析提出研究假设H3。

H3：互联网发展对于大众创业提升城市全要素生产率水平，具有正向调节效应和非线性溢出效应。大众创业与互联网的融合发展，是提升城市全要素生产率水平的有效途径。

三、研究设计

（一）模型设定

为了检验以上研究假说，构建双向固定效应模型如下：

（1）

模型（1）中下标代表城市，代表年份，表示城市全要素生产率，表示大众创业，表示互联网发展，表示一系列控制变量，表示个体固定效应，表示时间固定效应，表示随机扰动项。

对于互联网的非线性溢出效应，采用Hansen提出的面板门槛模型检验[7]，进一步采用面板分位数模型进行稳健性检验。为了缓解遗漏空间地理因素造成的内生性问题，采用空间滞后模型（SAR）进行稳健性检验。

（二）变量测度与说明

被解释变量全要素生产率（TFP）：基于超越对数生产函数的随机前沿分析测算城市全要素生产率。优点在于除了考虑资本存量和劳动力投入之外，还考虑了随机不可测因素对于全要素生产率的影响，比较而言，更全面、更符合实际情况。[8]

解释变量大众创业（entre）：个体私营经济是激发大众创业的重要力量，为新常态下中国经济转型发展注入了新活力。个体私营经济的发展过程充分体现了大众创业的过程。本文借鉴已有研究，采用城市个体经济和私营经济从业人数占城市人口总数的比例作为大众创业的代理变量。[9]

调节变量、门槛变量（net）：互联网目前主要是通过规模效应和网络效应赋能大众创业。本文借鉴已有研究，采用互联网渗透率指标作为互联网发展的代理变量，采用“互联网宽带订购用户数”和“年末人口数”计算得到。

控制变量：控制变量的设置主要参考已有研究的做法，结合研究内容的特点，选取使用较多的控制变量。控制變量选取具体参考文献，变量的描述性统计分析见下表1。

（三）样本选择与数据来源

选取2003—2016年中国283个城市为研究样本，在数据筛选过程中做了以下几方面的处理：具有时间价值的数据以2002年为基期进行了平减处理，个别缺失值采用线性差值法进行了插补。为了控制离群值对实证结果的影响，对于连续变量在1%水平上进行缩尾winsorize处理。数据来源于《中国城市统计年鉴》和城市统计局公布数据，数据范围选择的是“全市数据”。

四、实证结果与分析

（一）大众创业、互联网发展提升城市全要素生产率水平回归检验

1．基准回归检验

基准回归结果见表2。模型（1）是稳健标准误的最小二乘模型检验，回归结果显示：大众创业entre和互联网发展net的回归系数都达到1%以下的正向显著水平。这说明大众创业与互联网发展显著提升了城市全要素生产率水平。为了克服双向因果关系造成的偏差，在模型（1）中分别加入变量entre和net的滞后一期进行回归，回归结果见（2）所示：L.entre和L.net回归系数在1%的水平下显著为正。在模型（1）的基础上加入城市个体固定效应和时间固定效应，双向固定效应模型的回归结果见（3）所示：entre和net回归系数仍在 1%的水平下显著为正。在模型（2）的基础上加入城市个体固定效应和时间固定效应，回归结果见（4）所示：L.entre和L.net回归系数仍在 1%的水平下显著为正。这说明大众创业与互联网发展显著提升了城市全要素生产率水平。H1和H2的研究假说得到初步验证。

2．分组回归检验

从区域异质性角度分为东部、中部和西部三个地区样本组。从城市类型角度分为资源型城市、非资源型城市、国开区城市和非国开区城市四个样本组。采用（1）式的双向固定效应模型进行检验，回归结果见下表3。大众创业entre和互联网发展net的回归系数在所有样本组都达到5%以下的正向显著水平。这说明大众创业与互联网发展显著提升了城市全要素生产率水平。H1和H2的研究结论得到进一步证实。

3．互联网发展net的调节效应检验

在式（1）双向固定效应模型中，加入大众创业entre与互联网发展net的交互项entrenet，检验互联网发展的调节效应，检验结果见下表4。交互项entrenet在七组样本回归中都达到了10%以下的正向显著水平，总体说明互联网发展通过促进大众创业，提升了城市全要素水平，互联网发展从中起到了调节效应。H3的研究结论得到证实。

4．互联网发展net的非线性溢出效应检验

根据面板门槛模型检验互联网发展的非线性溢出效应，检验结果如表5所示。使用Hansen提出的“自抽样”通过重叠模拟似然比统计量500次得到F值和P值。互联网发展变量net通过了一重门槛检验，门槛值是0.113，第二重门槛值是0.217， 但未达显著性水平，门槛区间回归系数分别是0.005、0.193和0.287，呈现逐渐增大趋势，除了0.005之外都达到1%以下显著性水平。这说明当互联网发展未跨越门槛之时，对于大众创业提升城市全要素生产率水平的促进作用不显著。当互联网发展突破门槛值后，其非线性溢出效应越来越显著。从面板门槛模型回归结果看，互联网发展依然有上升空间。H3的研究结论得到证实。

五、稳健性检验

（一）内生性检验IV-2SLS回归

内生性问题是实证研究必须解决的一个难题。采用IV-2SLS工具变量法缓解内生性。以城市地形起伏度作为第一个工具变量。城市地形起伏度度量的是城市所在地区的地形地貌，处在高山峻岭地区的人们较难从事农耕，恶劣环境逼迫当地人走出大山去从事商业活动。从历史来看，徽商、晋商、闽商等都是从大山中走出来的商帮。反之，处在农耕发达的平原地区的人们容易获得温饱，相对缺乏企业家的冒险精神，所以，变量城市起伏度（updlt）与创业活力（entre）有关。城市起伏度会影响互联网基础设施建设成本以及信号传输质量。所以，城市起伏度（updlt）与互联网发展（net）也相关。又因为城市起伏度（updlt）是自然形成，与随机扰动项无关。同时，选择大众创业变量entre和互联网发展变量net的滞后一期lentre和lnet，作为第二个工具变量。变量lentre和lnet与当期entre和net高度相关，又因为随机扰动项前定，变量滞后期与当期随机扰动项不相关。因此，解释变量滞后一期可以成为当期的工具变量，IV-2SLS回归结果见下表6。变量entre和net的DWH检验统计量为3.371、13.287，都在10%水平下显著，说明解释变量存在内生性问题。工具变量updlt、lentre和lnet对于解释变量entre和net的回归结果都达到了10%以下显著水平，说明工具变量与解释变量具有较强的相关性。同时，工具变量都通过了“弱工具变量”和“工具变量过度识别”检验，证明工具变量选取合理模型设定可靠。大众创业变量entre和互联网发展变量net回归系数是0.072和0.154，都在5%水平下正向显著，表明大众创业和互联网发展提升了城市全要素生产率水平，在缓解内生性情况下再次证实了H1和H2的研究结论。

（二）面板分位数模型稳健性检验

Koenker提出的分位数回归模型使用残差绝对值的加权平均回归作为最小化目标函数，不容易受极端值的影响。分位数回归属于半参数回归，避免了对回归误差参数分布的假设，使得回归结果更加稳健。[10]采用面板分位数回归模型的检验结果显示：大众创业变量entre回归系数在9个分位点都达到了5%以下正向显著性水平，互联网发展变量net在6个分位点回归系数达到了1%以下正向显著性水平，互联网对于城市全要素生产率水平的提升随着应用市场规模的扩大逐渐显现，所以，回归系数呈逐步变大趋势。发展初期在市场规模不足的情况下，相对投入而言会有成本超支，所以，在0.1和0.2两个低分位点回归系数为负。面板分位数检验结果进一步证实了H1和H2的研究结论。

（三）空间滞后模型（SAR）稳健性检验

为了缓解遗漏地理空间要素导致的内生性问题，采用空间滞后模型（SAR）进行计量检验。因为空间距离权重矩阵的选择对空间计量结果有较大影响，所以采用地理距离矩阵和邻接矩阵两种空间权重矩阵进行检验。[11]检验回归结果显示：空间自回归系数rho（）都在1%水平下显著为正，大众创业变量entre和互联网发展变量net，在所有城市样本组的估计系数，都达到了5%以下正向显著性水平。这说明大众创业、互联网发展提升了城市全要素生产率水平，进一步证实了H1和H2的研究结论。

（四）交互项entrenet面板分位数模型稳健性检验

采用面板分位数模型检验互联网net调节效应是否显著。回归结果显示：entrenet变量回归系数在6个分位点都达到了5%以下正向顯著性水平。整体而言，互联网发展（net）对于大众创业（entre）促进城市全要素生产率（TFP）水平提升具有调节效应，证实了H3的研究结论。

（五）交互项entrenet空间滞后模型（SAR）稳健性检验

采用空间滞后模型对互联网net的调节效应进行计量检验。回归结果显示：空间自回归系数rho（）都在1%水平下显著为正，entrenet变量回归系数全部为正，除了西部城市样本邻接距离权重矩阵回归之外，都达到了10%以下显著性水平。整体而言，互联网发展（net）对于大众创业（entre）促进城市全要素生产率（TFP）水平提升具有调节效应，再一次证实了H3的研究结论。

（六）互联网发展net的非线性溢出效应稳健性检验

中心城市（包括直辖市、副省级城市和省会城市）与普通地级市相比，享有政策、资本等多方面的优势。混合样本有可能会造成门槛检验的样本偏差，所以采用去掉中心城市后的样本重新进行门槛检验。检验结果显示：互联网发展变量net通过了一重门槛检验，门槛区间回归系数依然呈现逐渐增大趋势，除第一重门槛系数外，其他门槛系数都达到1%以下显著性水平。这说明互联网发展在大众创业促进城市全要素生产率水平提升过程中，发挥了非线性溢出效应。H3的研究结论具有稳健性。

六、政策建议

（一）依托互联网构建大众创业商业模式，发挥典型创业者的示范带头作用，激发大众创业活力

第一，通过互联网平台互动，以社交为情感纽带、诚信为基础、叠加商品交易的方式，实现对大众创业项目的推广和价值的挖掘。第二，创业活动的区域差异是社会环境分异和行为榜样空间分布的结果。除了在技术层面搭建创业平台，政府还需要开辟创业空间，营造创业环境，塑造“容败”的文化氛围，多方面鼓励创业，构建政府与创业者之间快速高效的双向沟通机制。深化“放管服”改革，为创业者提供及时高效的信息和行政服务。营造法治、公平、有序的市场竞争环境，培育良好的大众创业沃土和创业生态系统。第三，充分发挥创业者的示范作用和精神激励作用。大众创业也离不开创业带头人的示范作用，同时他们为广大创业者建构了一种“他/她行，我也行”的合理化的心理过程，激发了大众创业热情。[12]借助互联网传播创业知识，播种全民创业种子，使大众创业成为一种常态化的就业形式，通过创业活动的开展促进产业网络形成和产业集聚。

（二）加强互联网基础设施建设，充分发挥互联网对大众创业的赋能作用，提升城市全要素生产率

第一，从门槛检验结果分析互联网还有发展空间。可以从硬件和软件两个方面推进互联网发展。硬件方面，加大互联网基础设施建设和网络设备投入，加快5G技术、大数据、云计算和人工智能的推广和应用。软件方面，积极引进互联网技术人才，依托企业和高校加强互联网应用人才的培养。第二，扩大无线网络覆盖范围，依托个性化的商业推广和互联网视频的高效传播，助推大众创业活动。第三，利用互联网为创业者搭建展示自我、寻求合作、解决问题、成果展示的平台，提供不断改进产品和服务的通道，促进大众创业快速发展。

（三）利用互联网的科技赋能作用，实现城市经济的“数量”和“质量”双提升

政府部门要充分发挥城市管理智慧，提升科技应用水平，为大众创业开辟发展空间。要利用互联网和大数据分析等现代手段，引导和规范大众创业行为，保证大众创业在有序、可控、安全和保质的基础上健康发展。要促进大众创业和互联网融合发展，激发大众创业活力，实现城市经济的“数量”和“质量”双提升。

参考文献：

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[12]蘇任刚，赵湘莲.制造业发展、创业活力与城市经济韧性[J].财经科学，2020（９）：79-92.

Mass entrepreneurship， Internet development and urban total factor productivity

Cheng Hui， Su Rengang， Ji Xuefang

（School of Accounting， Anhui Business College of Vocational Technology， Wuhu Anhui 241002）

Abstract： Urban economic development is faced with the bottleneck driven by factor scale and investment scale， under the background of the urgent need to improve the level of total factor productivity. Based on the panel data of 283 cities and using a variety of measurement methods in the same theoretical framework， this paper makes an empirical study on mass entrepreneurship， Internet development and urban total factor productivity. The findings are as follows： First， mass entrepreneurship and the development of the Internet have significantly improved the level of urban total factor productivity. Second， Internet development has positive moderating effect and nonlinear spillover effect on mass entrepreneurship to improve urban total factor productivity. Based on the above analysis， mass entrepreneurship plays an important role in the improvement of urban total factor productivity， and the Internet is a powerful starting point for the implementation of relevant policies.

Keywords： Mass entrepreneurship; Internet development; Urban Total Factor Productivity Growth