中国创新创业活跃度对共同富裕的影响研究

王中伟，焦方义，赵彤彤

（1.黑龙江大学 经济与工商管理学院，黑龙江 哈尔滨 150000；2.牡丹江师范学院 西方语言学院，黑龙江 牡丹江 157000）

一、引言

共同富裕是社会主义的本质要求，也是中国式现代化的基本特征[1]。党的二十大报告指出，要“健全基本公共服务体系，提高公共服务水平，增强均衡性与可及性，坚决防止两极分化，扎实推进共同富裕”。考虑到中国仍处于社会主义初级阶段的实际情况，地区发展不充分、不平衡问题较为突出，共同富裕的实现无疑是一项长期、艰巨且复杂的任务[2]。由此，探究共同富裕的实现机制已成为中国全面建设社会主义现代化国家进程中的核心议题。

创新作为引领发展的第一动力，是中国经济高质量转型的关键所在。而创业作为实践创新的必然选择，承担着带动社会就业的重要功能。由此可以推断，创新创业在推动共同富裕过程中能够发挥重要作用。事实上，近年来国家多次强调创新创业活动的重要性。继党的十八大确定创新驱动发展战略后，“十三五”规划进一步提出“创新、协调、绿色、开放、共享”新发展理念。“十四五”规划则再次强调，要坚持创新驱动发展，并就完善创新体制机制、优化创新创业创造生态等方面做出宏观战略部署。从一系列创新创业支持政策文件的旨向来看，其实质是鼓励支持集体或个人积极创新、勇于创业，形成人人促进发展、人人共享发展成果的生动局面，最终实现全民共同富裕。2021年全国大众创业、万众创新活动便明确提出，要“更加突出创新创业促进全民共同富裕”。那么，创新创业活跃度是否真的能带动共同富裕？这一过程中是否存在区域异质性与时间异质性？创新与创业两个维度对共同富裕的影响是否相似？厘清上述问题有助于丰富共同富裕的理论研究，为相关政策制定提供有益借鉴。

二、文献综述

现阶段，学界并未就创新创业活跃度与共同富裕之间的关系展开针对性探讨。对共同富裕内涵进行拆解剖析后发现，“富裕”可以从经济增长角度理解，而“共同”则能从收入差距层面进行解读。因此，文章基于以上两个角度对现有相关文献进行梳理。第一，创新创业对经济增长的影响研究。唐夕汐、夏青(2021)研究发现，旅游创新能够显著拉动本地经济增长，且这一拉动力具备跨区域传导效应[3]。鲁钊阳、马辉(2021)认为，金融科技创新能够显著促进地区实体经济增长，对东部地区的影响要强于中、西部地区[4]。耿鹏(2021)则指出，区域创新能力无论是在短期还是长期，均可拉动地区经济增长[5]。邹欣(2018)将创业划分为创新型与一般型两种类型，分析二者对经济发展的影响，发现创新型创业有助于提高经济发展增速，一般型创业对经济发展的影响则有限[6]。第二，创新创业对收入分配差距的影响。代传煊等(2022)在考察城乡收入差距的基础上，指出科技创新能够直接和间接缩小城乡收入差距[7]。王淼、张婷(2021)研究发现，科技创新能够显著带来中国部分群体的收入增加，即出现“创新驱动”与“收入差距缩小”相矛盾的不利困境，市场竞争及宏观调控则有助于削弱这一影响[8]。李政、杨思莹(2017)研究发现，创业具备普惠性，能够降低收入不平等程度；相较于一般型创业，创新型创业在经济发展水平较低的地区会加剧收入不平等，但在经济发展水平较高的地区仍可以降低收入不平等程度[9]。张龙耀等(2013)研究指出，中国家庭创业会影响城乡家庭人均收入，缩小城乡收入差距[10]。

既有文献为文章研究奠定了一定基础，对深入探究创新创业活跃度与共同富裕之间的内在联系大有裨益。文章基于中国30个省份的面板数据，实证检验二者之间存在的影响。文章的边际贡献在于：第一，无论是创新创业活跃度还是共同富裕，现阶段都没有形成一套普遍公认的量化指标。文章分别构建创新创业活跃度与共同富裕水平的评价指标体系，为二者定量研究提供理论借鉴。第二，丰富了共同富裕的影响因素研究，发现创新创业活跃度提升有助于提高共同富裕水平，且创新活跃度与创业活跃度对共同富裕的影响存在异质性。第三，考察了不同地区、不同时间段内创新创业活跃度对共同富裕的影响差异，为各地区政府制定针对性政策提供支撑。

三、研究设计

1.空间计量模型设定

国家推进共同富裕发展过程中可能出现产业、教育资源、资本投资、劳动力资源等要素跨区域流动现象，即某个省份的共同富裕水平会受相邻省份影响，从而导致创新创业活跃度对共同富裕的影响存在空间溢出效应。因此，文章基于对变量空间相关性的考量，选取空间计量模型对中国创新创业活跃度与共同富裕展开探讨，并对相关溢出效应进行实际测度。参考方慧等(2021)的研究思路[11]，构建如下空间计量模型：

其中，CPit为i地区在t时期内的共同富裕水平。IEA表示中国创新创业活跃度水平，Control为控制变量合集，δi、μi、εit依次为个体效应、时间效应以及随机误差项，ρ、α、β、γ、λ、κ则指代各变量系数，Wij则为空间权重矩阵。

2.空间权重矩阵选择

考虑到中国省域间空间分布特点以及在地理上的相互邻近情况，文章采用地理距离空间权重矩阵作为空间权重矩阵，以省会间距离的倒数进行衡量，并进行标准化处理，公式为：Wij=1/dij(i≠j)。式中，dij为两地间的地理距离，使用省会间的距离进行测算。

3.变量说明与数据来源

（1）解释变量：创新创业活跃度

关于创新创业活跃度指标的衡量，学术界尚未形成统一衡量标准，吕爽等(2022)[12]、李守伟(2021)[13]以及孙勇等(2022)[14]以构建指标体系的方式对创新创业活跃度进行衡量。文章在借鉴既有研究的基础上，基于数据可获取性、科学性、连续性以及可操作性等因素考量，从创新、创业两个维度构建中国创新创业活跃度评价指标体系，具体如表1所示。其中，创新活跃度包含资金投入、成果产出、创新环境3个二级指标、8个三级指标；创业活跃度涵盖企业创业、个体创业、创业环境3个二级指标、8个三级指标。

表1中国创新创业活跃度综合评价指标体系

（2）被解释变量：共同富裕

根据共同富裕的内涵，在参考现有文献的基础上[15-17]，结合省域层面数据的可获取性与完整性，文章从物质富裕、精神富裕、环境富裕、富裕差距4个维度构建共同富裕评价指标体系，具体指标体系构建如表2所示。

（3）控制变量

参考现有研究[18-20]，文章引入信息化水平(IL)、人力资本水平(HC)、政府干预水平(GOV)、对外开放水平(OPEN)作为控制变量。其中，信息化水平的提升有助于推动平台企业建设、技术发展，加快共同富裕相关政策的传播速度，继而实现成果共享，对共同富裕发展具有促进作用。该指标以互联网宽带用户数量进行表征；人力资本水平的提升意味着高技能、高素质劳动力增加，能够进一步推动全社会创造财富、实现富裕的速度，助推共同富裕发展。该指标以人均受教育年限来表征；政府干预水平能够反映出政府对经济发展、推动共同富裕的调节与干预程度。该指标以政府财政支出占GDP的比重来衡量；对外开放水平有助于推动地方经济增长，促进内外经济联动，助力共同富裕。该指标以进出口贸易总额与GDP比值表征。

（4）数据来源

基于对数据完整性与可获取性的考量，文章选取中国30个省份（除西藏及港澳台地区）作为研究样本，研究时段为2011—2020年。数据主要来源自《中国经济普查年鉴》《中国统计年鉴》以及Wind数据库，部分缺失数据则来源于相应省份的统计年鉴及政府公开统计数据网站。

表2共同富裕评价指标体系

四、测度结果分析

1.创新创业活跃度测度结果分析

在上述创新创业活跃度评价指标体系基础上，文章采用熵权法测度2011—2020年中国创新创业活跃度及其子维度得分。在测度之前，采取归一化方法对各指标数据进行标准化处理。研究期内中国创新创业活跃及其两个子维度得分如图1所示。

观察可知，研究期内，创新创业活跃度及其两个子维度的发展趋势存在高度的相似性，整体均经历了先缓慢上升，再快速上升，最后轻微下降的发展阶段。就整体上涨幅度而言，创新创业活跃度、创新活跃度、创业活跃度2011—2020年间分别提升了34.80%、31.69%、53.63%。分时间段来看，创新创业活跃度及其子维度在2011—2015年均处于缓慢稳定上升态势，2016—2018年增长速度明显加快，2019-2020年则出现轻微下降趋势。原因可能在于2019年之后，新冠肺炎疫情防控的复杂形势在一定程度上影响到创新创业活跃度的变化。

图1创新创业活跃度及其子维度测度结果

2.共同富裕测度结果分析

文章采取熵权法测度2011—2020年中国共同富裕及其子维度指数，结果如图2所示。就整体发展而言，中国共同富裕水平呈稳定增长态势，从2011年的0.499增长至2020年的0.659，提升32.06%。研究期内，物质富裕、精神富裕与环境富裕均呈明显上升态势，富裕差距则在经历轻微下降后再次缓慢上升。就整体上涨幅度而言，共同富裕在2011—2020年间提升29.06%，物质富裕、精神富裕与环境富裕、富裕差距在研究期内分别提升了45.58%、25.04%、24.59%、2.42%。可见，伴随近年来中国经济的快速发展，人民共同富裕水平稳步提升，特别是物质层面的富裕水平增长明显。但与此同时，也要关注在富裕差异层面，中国近年来的发展现状并不理想，部分年份甚至出现下滑态势，未来需引起重点关注。

图2共同富裕及其子维度测度结果

五、实证结果与分析

1.基础回归结果及分析

（1）空间相关性检验

通常而言，空间计量模型要求被解释变量具有一定的空间相关性，故在进行回归分析时还需先对被解释变量展开莫兰检验，以判定其是否存在空间相关性，具体公式如下所示：

式中，xi为省份的观测值，Moran's I指数取值范围在-1与1之间，大于0表示正自相关，小于0表示负自相关，越趋近于0表明空间分布越随机，即不存在空间自相关。表3为2011—2020年共同富裕的Moran's I指数，观察可知，共同富裕Moran's I指数显著为正，因此可推断共同富裕存在一定空间自相关性，适用于空间计量模型。

表3创新创业活跃度与共同富裕Moran's I指数检验结果

（2）基准回归分析

为方便与检验结果作对比，同时采用空间计量模型与双向固定效应模型展开回归分析，与此同时，为降低由变量间数值差距产生的异方差问题，对各变量取自然对数处理，具体回归结果如表4所示。

表4 OLS与SDM模型回归结果

由表4可知，两种模型回归结果显示创新创业活跃度及其子维度的系数均为正，且通过1%显著性水平检验，表明创新创业活跃度、创新活跃度、创业活跃度均对共同富裕发展产生显著促进作用。究其原因，“创新驱动创业、创业带动就业”等政策的逐步实施在为地区经济发展注入新动能的同时提高了各地区就业水平，有效推动共同富裕发展。三个空间杜宾模型的空间系数ρ均在5%水平下显著，可知共同富裕的发展存在显著空间自相关。就控制变量而言，信息化水平的回归系数为正，且在5%水平下显著，表明信息化水平的提升能够助推共同富裕发展。原因在于，信息化水平的提升能够加速信息与技术的传递，很大程度上降低了信息传递成本，进而加速实现成果共享。人力资本水平的系数为正，且在1%水平下显著，说明人力资本水平提高能够正向推动共同富裕发展。究其缘由，人力资本水平上升意味着高技术、高素质劳动力的增加，有力强化地区经济、技术等领域的发展动力，助力共同富裕发展。政府干预水平的回归系数为正，但不显著。原因可能在于，政府干预虽然能够稳定地方就业，促进地方经济发展，但政府干预的程度把握不好很可能导致地方市场的自由发展，影响共同富裕的实现。对外开放水平的系数为正，且在1%水平下显著，说明对外开放水平有助于共同富裕发展。原因在于，对外开放水平提升有助于扩大国内企业市场渠道，使企业能够获取到更多来自国际市场的技术溢出，同时还能为国内消费者带来多样化消费选择，满足人们提升生活质量的需求，继而推动共同富裕。

为进一步探讨创新创业活跃度对共同富裕的空间影响，文章对创新创业活跃度对共同富裕影响效应进行分解，效应分解结果如表5所示。其中，直接效应主要指的是某地区自变量对该地区因变量产生的影响，间接效应指的是某地区自变量对周边地区因变量的影响。由表5可知，创业活跃度整体上对共同富裕的直接效应与间接效应均为正，表明创新创业活跃度在促进本地区共同富裕提升的同时，对周边地区共同富裕发展也产生了正向推动作用。原因在于，创新创业活跃度的提升带动了地区经济与技术创新发展，形成了正向的技术溢出效应与“引领作用”，使得周边地区纷纷效仿，从而带动周边地区共同富裕发展。分维度来看，创新活跃度的直接效应与间接效应均为正，表明创新活跃度不仅有助于本地区共同富裕水平提升，还能带动周边地区共同富裕发展。究其缘由，实现共同富裕的基础是经济发展，创新作为新时期引领发展的第一动力，有效推动当地经济发展，且其发展成果可以向周边地区辐射。创业活跃度的直接效应为正，间接效应为负，表明创业活跃度虽促进了本地区共同富裕发展，但却对周边地区产生抑制作用。原因可能在于，当某一地区的创业活跃度水平较高时，会吸引周边地区人才、资金等要素集聚，从而在一定程度上减少周边地区的发展机会，影响其共同富裕发展进程。

表5创新创业活跃度对共同富裕影响的效应分解结果

2.异质性检验

（1）分区域检验

由于中国领土辽阔，各地区间经济、社会发展以及政策制定与落实均存在一定差异，故根据国家统计局的划分，将样本省份分为中、中、西部三个地区，并使用空间杜宾模型对其展开回归估计，回归结果如表6所示。

由表可知，东部地区创新创业活跃度及其子维度对共同富裕的系数均为正，且在1%水平下显著；中部地区创新创业活跃度、创新活跃度与创业活跃度对共同富裕的系数均为正，且分别通过1%、5%、1%显著性水平检验；西部地区创新创业活跃度与创业活跃度对共同富裕的系数显著为正，且均通过5%显著性检验，但创新活跃度对共同富裕的系数虽为正，但不显著。究其原因，与东、中部地区相比，西部地区基础设施、人力资本、技术水平等条件相对落后，限制了创新活跃度对共同富裕的提升效果。从空间效应看，东部地区创新创业活跃及其子维度的系数均显著为正。主要原因在于，东部地区省份大多处于“京津冀”“长三角”“珠三角”等经济发展示范区，已形成较为完善的协同发展机制，且政府对于投资与创业的监管手段已相对完善，使得创新创业活跃度及其子维度的空间溢出效应均为正。中部地区空间效应回归结果则与基准回归结果相对一致，但作用系数略低于基准回归。西部地区创新创业活跃度及其子维度对共同富裕影响的空间效应为负，但均不显著。

（2）分阶段检验

由于共同富裕发展具有一定的阶段性特征，不同时期表现出异质发展趋势，且针对创新创业活动的相关政策制定在不同时期亦存在一定差异。因此文章分别以“十二五”时期、“十三五”时期为节点，将研究时段划分为2011—2015年与2016—2020年，分别对两个时段进行空间计量检验，检验结果如表7所示。

表6分区域回归结果

表7分时段回归结果

观察可知，相比于“十二五”时期，“十三五”时期创新创业活跃度及其子维度对共同富裕影响的系数均明显提升。其中，创新创业活跃度的系数由0.0864提升至0.1341，提升了55.4%，表明国家出台的创新与创业利好政策与相应扶持力度有所增加，强化了地方创新创业活跃度对共同富裕的助力效应。创新活跃度的系数由0.0394提升至0.0577，提升了46.4%。创业活跃度的系数由0.0487提升至0.0738，提升了51.5%，说明创业带动就业得到有效实施，对共同富裕发展形成有效推动作用。此外，创新创业活跃度与创新活跃度的空间溢出效应有所提升，且创业活跃度的负向空间溢出效应系数与显著性明显下降，说明“十三五”规划实施以来，区域协调创新发展机制已产生作用，地区间联系更为紧密，使得创新创业活跃度与创新活跃度对共同富裕影响的正向空间溢出效应明显增强。同时，各地方政府针对市场竞争、创业投资等方面的引导作用逐步增强，相关监管亦愈发完善，使得周边地区创业活跃度对本地区共同富裕的不利影响显著下降。

表8稳健性检验结果

3.稳健性检验

文章以SDM模型对创新创业活跃度及其子维度对共同富裕的直接和间接影响展开检验，但空间计量模型存在因设定不同以及异方差、自相关、内生性等问题导致的结果偏误。由此，为确保上述结果的稳健性，文章展开稳健性检验（限于篇幅，仅列出创新创业活跃度检验结果）。首先构建在检验空间相关性具有优势及一定特点的空间误差模型(SEM)以及空间滞后模型(SLM)，结果见表8列(1)、(2)。其次，鉴于模型固定效应与随机效应的选择亦会对实证结果造成一定影响，为确保实证结果的稳健性，文章采用随机效应重新回归，结果见表8列(3)。再次，使用系统GMM模型重新回归，确保核心解释变量与被解释变量间不会因为互为因果关系或控制变量遗漏而出现内生性问题，回归结果如表8列(4)所示。最后，为避免由自相关以及异方差造成的回归结果偏误问题，分别采用FGLS法与稳健标准误重新回归，结果如表8列(5)、(6)所示。由表可知，各模型核心解释变量的回归结果方向、显著性水平相同，且系数变化在可接受范围内，由此能够判定空间计量回归结果具备稳健性。

六、结论与启示

文章基于2011—2020年中国30个省份的面板数据，采用空间杜宾模型实证探讨了中国创新创业活跃度对共同富裕的影响。研究显示：第一，整体上创新创业活跃度及其子维度促进了共同富裕的发展，其中，创新创业活跃度与创新活跃度的影响具有正向空间溢出效应，创业活跃度影响的空间溢出效应为负；第二，分区域检验发现，创新创业活跃度与创业活跃度促进了东、中、西部三大地区共同富裕发展，创新活跃度对东、中部地区共同富裕发展的促进作用显著，对西部地区影响不显著；第三，分时段检验发现，自2016年“十三五”规划实施以来，创新创业活跃度及其子维度对共同富裕的促进作用明显增强，创新创业活跃度与创新活跃度的正向空间溢出效应有所提高，创业活跃度的负向空间溢出效应明显下降。

基于上述研究结论，文章提出如下对策建议：

第一，组建多元主体参与的创新联合体。一方面，通过政策引导、资金扶持等形式，鼓励先富起来的龙头企业联合中小微企业，形成创新联合体，解决产业发展中遇到的共性问题。针对微电子、工业软件等中国存在技术短板的重点领域，充分发挥行业领军企业的主导作用，联合产学研等多维度创新主体，构建“领军企业+中小微企业+学校+研究机构”的协同创新生态圈，提高行业整体创新活跃度，为共同富裕有效“聚力”。另一方面，积极支持创新联合体形式的创新主体作为重大科技项目的承担者与转化者，借助“业主制”等新模式激发创新联合体的创新活跃度。地方政府则需依据自身产业发展方向及创新优势，积极整合创新资源，为创新联合体建设提供有力政策支持。

第二，打造创新创业主体服务链。人才作为主导创新创业活动的重要载体，是实现共同富裕目标的关键力量。由此，有必要围绕“创新创业人才链”构建相应的“服务链”，充分激发其创新创业活跃度，进而带动共同富裕水平稳步提升。对于创新人才，要重点完善薪酬奖励制度，提高创新人才劳动收入报酬，将人口红利逐渐升级为科技创新人才红利，筑牢共同富裕的中产基石。与此同时，积极对接国家对于创新作出的重大科研基础设施建设与创新平台战略机遇，着力搭建高能级创新载体平台。对于创业人才，大力组建一批新型创业孵化载体，引导人才投身创业领域，强化对毕业大学生、科研人员及返乡农民工创业过程中的资金、土地、技术支持，调动其创业积极性，实现以创业带动就业，为共同富裕格局的形成提供有力支撑。

第三，强化跨区域创新合作力度。研究结论显示，创新活跃度不仅可推动本地区共同富裕水平提升，还有助于提高相邻地区共同富裕水平。因此，既要加大全国创新资源统筹力度，在巩固北京、上海、粤港湾等国际创新中心基础的前提下，深挖中部、西部、东部地区创新资源禀赋，强化彼此之间的联系，激发创新生态体系整体活力。也要探索以科技园区为载体的跨区域合作模式，总结东、西部地区创新合作中可操作性的合作机制并加以推广，强化发达地区与非发达地区之间创新合作机制，并重视不同地区的创新协调发展。与此同时，加快金融资本、技术、人才等创新要素的全国流动，全面提高创新资源配置效率与边际收益，最终实现以创新驱动共同富裕格局形成。