中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的影響研究

王中偉，焦方義，趙彤彤

（1.黑龍江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150000；2.牡丹江師范學(xué)院 西方語言學(xué)院，黑龍江 牡丹江 157000）

一、引言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，也是中國式現(xiàn)代化的基本特征[1]。黨的二十大報(bào)告指出，要“健全基本公共服務(wù)體系，提高公共服務(wù)水平，增強(qiáng)均衡性與可及性，堅(jiān)決防止兩極分化，扎實(shí)推進(jìn)共同富?！??？紤]到中國仍處于社會(huì)主義初級(jí)階段的實(shí)際情況，地區(qū)發(fā)展不充分、不平衡問題較為突出，共同富裕的實(shí)現(xiàn)無疑是一項(xiàng)長期、艱巨且復(fù)雜的任務(wù)[2]。由此，探究共同富裕的實(shí)現(xiàn)機(jī)制已成為中國全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家進(jìn)程中的核心議題。

創(chuàng)新作為引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵所在。而創(chuàng)業(yè)作為實(shí)踐創(chuàng)新的必然選擇，承擔(dān)著帶動(dòng)社會(huì)就業(yè)的重要功能。由此可以推斷，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)在推動(dòng)共同富裕過程中能夠發(fā)揮重要作用。事實(shí)上，近年來國家多次強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的重要性。繼黨的十八大確定創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略后，“十三五”規(guī)劃進(jìn)一步提出“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”新發(fā)展理念?！笆奈濉币?guī)劃則再次強(qiáng)調(diào)，要堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，并就完善創(chuàng)新體制機(jī)制、優(yōu)化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造生態(tài)等方面做出宏觀戰(zhàn)略部署。從一系列創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)支持政策文件的旨向來看，其實(shí)質(zhì)是鼓勵(lì)支持集體或個(gè)人積極創(chuàng)新、勇于創(chuàng)業(yè)，形成人人促進(jìn)發(fā)展、人人共享發(fā)展成果的生動(dòng)局面，最終實(shí)現(xiàn)全民共同富裕。2021年全國大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新活動(dòng)便明確提出，要“更加突出創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)促進(jìn)全民共同富?！?。那么，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度是否真的能帶動(dòng)共同富裕？這一過程中是否存在區(qū)域異質(zhì)性與時(shí)間異質(zhì)性？創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)兩個(gè)維度對(duì)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(guān)政策制定提供有益借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)階段，學(xué)界并未就創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕之間的關(guān)系展開針對(duì)性探討。對(duì)共同富裕內(nèi)涵進(jìn)行拆解剖析后發(fā)現(xiàn)，“富?！笨梢詮慕?jīng)濟(jì)增長角度理解，而“共同”則能從收入差距層面進(jìn)行解讀。因此，文章基于以上兩個(gè)角度對(duì)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。第一，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響研究。唐夕汐、夏青(2021)研究發(fā)現(xiàn)，旅游創(chuàng)新能夠顯著拉動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)增長，且這一拉動(dòng)力具備跨區(qū)域傳導(dǎo)效應(yīng)[3]。魯釗陽、馬輝(2021)認(rèn)為，金融科技創(chuàng)新能夠顯著促進(jìn)地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長，對(duì)東部地區(qū)的影響要強(qiáng)于中、西部地區(qū)[4]。耿鵬(2021)則指出，區(qū)域創(chuàng)新能力無論是在短期還是長期，均可拉動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[5]。鄒欣(2018)將創(chuàng)業(yè)劃分為創(chuàng)新型與一般型兩種類型，分析二者對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)有助于提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速，一般型創(chuàng)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響則有限[6]。第二，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)對(duì)收入分配差距的影響。代傳煊等(2022)在考察城鄉(xiāng)收入差距的基礎(chǔ)上，指出科技創(chuàng)新能夠直接和間接縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]。王淼、張婷(2021)研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新能夠顯著帶來中國部分群體的收入增加，即出現(xiàn)“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”與“收入差距縮小”相矛盾的不利困境，市場競爭及宏觀調(diào)控則有助于削弱這一影響[8]。李政、楊思瑩(2017)研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)具備普惠性，能夠降低收入不平等程度；相較于一般型創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)會(huì)加劇收入不平等，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)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(chuàng)業(yè)會(huì)影響城鄉(xiāng)家庭人均收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距[10]。

既有文獻(xiàn)為文章研究奠定了一定基礎(chǔ)，對(duì)深入探究創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕之間的內(nèi)在聯(lián)系大有裨益。文章基于中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)二者之間存在的影響。文章的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，無論是創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度還是共同富裕，現(xiàn)階段都沒有形成一套普遍公認(rèn)的量化指標(biāo)。文章分別構(gòu)建創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)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(fā)現(xiàn)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度提升有助于提高共同富裕水平，且創(chuàng)新活躍度與創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的影響存在異質(zhì)性。第三，考察了不同地區(qū)、不同時(shí)間段內(nèi)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的影響差異，為各地區(qū)政府制定針對(duì)性政策提供支撐。

三、研究設(shè)計(jì)

1.空間計(jì)量模型設(shè)定

國家推進(jìn)共同富裕發(fā)展過程中可能出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)、教育資源、資本投資、勞動(dòng)力資源等要素跨區(qū)域流動(dòng)現(xiàn)象，即某個(gè)省份的共同富裕水平會(huì)受相鄰省份影響，從而導(dǎo)致創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的影響存在空間溢出效應(yīng)。因此，文章基于對(duì)變量空間相關(guān)性的考量，選取空間計(jì)量模型對(duì)中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕展開探討，并對(duì)相關(guān)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)際測度。參考方慧等(2021)的研究思路[11]，構(gòu)建如下空間計(jì)量模型：

其中，CPit為i地區(qū)在t時(shí)期內(nèi)的共同富裕水平。IEA表示中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度水平，Control為控制變量合集，δi、μi、εit依次為個(gè)體效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)以及隨機(jī)誤差項(xiàng)，ρ、α、β、γ、λ、κ則指代各變量系數(shù)，Wij則為空間權(quán)重矩陣。

2.空間權(quán)重矩陣選擇

考慮到中國省域間空間分布特點(diǎn)以及在地理上的相互鄰近情況，文章采用地理距離空間權(quán)重矩陣作為空間權(quán)重矩陣，以省會(huì)間距離的倒數(shù)進(jìn)行衡量，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(huì)間的距離進(jìn)行測算。

3.變量說明與數(shù)據(jù)來源

（1）解釋變量：創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度

關(guān)于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度指標(biāo)的衡量，學(xué)術(shù)界尚未形成統(tǒng)一衡量標(biāo)準(zhǔn)，呂爽等(2022)[12]、李守偉(2021)[13]以及孫勇等(2022)[14]以構(gòu)建指標(biāo)體系的方式對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度進(jìn)行衡量。文章在借鑒既有研究的基礎(chǔ)上，基于數(shù)據(jù)可獲取性、科學(xué)性、連續(xù)性以及可操作性等因素考量，從創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)兩個(gè)維度構(gòu)建中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，具體如表1所示。其中，創(chuàng)新活躍度包含資金投入、成果產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境3個(gè)二級(jí)指標(biāo)、8個(gè)三級(jí)指標(biāo)；創(chuàng)業(yè)活躍度涵蓋企業(yè)創(chuàng)業(yè)、個(gè)體創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)環(huán)境3個(gè)二級(jí)指標(biāo)、8個(gè)三級(jí)指標(biāo)。

表1中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（2）被解釋變量：共同富裕

根據(jù)共同富裕的內(nèi)涵，在參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上[15-17]，結(jié)合省域?qū)用鏀?shù)據(jù)的可獲取性與完整性，文章從物質(zhì)富裕、精神富裕、環(huán)境富裕、富裕差距4個(gè)維度構(gòu)建共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，具體指標(biāo)體系構(gòu)建如表2所示。

（3）控制變量

參考現(xiàn)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(yù)水平(GOV)、對(duì)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(dòng)平臺(tái)企業(yè)建設(shè)、技術(shù)發(fā)展，加快共同富裕相關(guān)政策的傳播速度，繼而實(shí)現(xiàn)成果共享，對(duì)共同富裕發(fā)展具有促進(jìn)作用。該指標(biāo)以互聯(lián)網(wǎng)寬帶用戶數(shù)量進(jìn)行表征；人力資本水平的提升意味著高技能、高素質(zhì)勞動(dòng)力增加，能夠進(jìn)一步推動(dòng)全社會(huì)創(chuàng)造財(cái)富、實(shí)現(xiàn)富裕的速度，助推共同富裕發(fā)展。該指標(biāo)以人均受教育年限來表征；政府干預(yù)水平能夠反映出政府對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、推動(dòng)共同富裕的調(diào)節(jié)與干預(yù)程度。該指標(biāo)以政府財(cái)政支出占GDP的比重來衡量；對(duì)外開放水平有助于推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)，助力共同富裕。該指標(biāo)以進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP比值表征。

（4）數(shù)據(jù)來源

基于對(duì)數(shù)據(jù)完整性與可獲取性的考量，文章選取中國30個(gè)省份（除西藏及港澳臺(tái)地區(qū)）作為研究樣本，研究時(shí)段為2011—2020年。數(shù)據(jù)主要來源自《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及Wind數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)則來源于相應(yīng)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒及政府公開統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)網(wǎng)站。

表2共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

四、測度結(jié)果分析

1.創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度測度結(jié)果分析

在上述創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系基礎(chǔ)上，文章采用熵權(quán)法測度2011—2020年中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度得分。在測度之前，采取歸一化方法對(duì)各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。研究期內(nèi)中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍及其兩個(gè)子維度得分如圖1所示。

觀察可知，研究期內(nèi)，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其兩個(gè)子維度的發(fā)展趨勢存在高度的相似性，整體均經(jīng)歷了先緩慢上升，再快速上升，最后輕微下降的發(fā)展階段。就整體上漲幅度而言，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度、創(chuàng)新活躍度、創(chuàng)業(yè)活躍度2011—2020年間分別提升了34.80%、31.69%、53.63%。分時(shí)間段來看，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度在2011—2015年均處于緩慢穩(wěn)定上升態(tài)勢，2016—2018年增長速度明顯加快，2019-2020年則出現(xiàn)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(fù)雜形勢在一定程度上影響到創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度的變化。

圖1創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度測度結(jié)果

2.共同富裕測度結(jié)果分析

文章采取熵權(quán)法測度2011—2020年中國共同富裕及其子維度指數(shù)，結(jié)果如圖2所示。就整體發(fā)展而言，中國共同富裕水平呈穩(wěn)定增長態(tài)勢，從2011年的0.499增長至2020年的0.659，提升32.06%。研究期內(nèi)，物質(zhì)富裕、精神富裕與環(huán)境富裕均呈明顯上升態(tài)勢，富裕差距則在經(jīng)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(zhì)富裕、精神富裕與環(huán)境富裕、富裕差距在研究期內(nèi)分別提升了45.58%、25.04%、24.59%、2.42%。可見，伴隨近年來中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民共同富裕水平穩(wěn)步提升，特別是物質(zhì)層面的富裕水平增長明顯。但與此同時(shí)，也要關(guān)注在富裕差異層面，中國近年來的發(fā)展現(xiàn)狀并不理想，部分年份甚至出現(xiàn)下滑態(tài)勢，未來需引起重點(diǎn)關(guān)注。

圖2共同富裕及其子維度測度結(jié)果

五、實(shí)證結(jié)果與分析

1.基礎(chǔ)回歸結(jié)果及分析

（1）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

通常而言，空間計(jì)量模型要求被解釋變量具有一定的空間相關(guān)性，故在進(jìn)行回歸分析時(shí)還需先對(duì)被解釋變量展開莫蘭檢驗(yàn)，以判定其是否存在空間相關(guān)性，具體公式如下所示：

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

表3創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（2）基準(zhǔn)回歸分析

為方便與檢驗(yàn)結(jié)果作對(duì)比，同時(shí)采用空間計(jì)量模型與雙向固定效應(yīng)模型展開回歸分析，與此同時(shí)，為降低由變量間數(shù)值差距產(chǎn)生的異方差問題，對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)處理，具體回歸結(jié)果如表4所示。

表4 OLS與SDM模型回歸結(jié)果

由表4可知，兩種模型回歸結(jié)果顯示創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度的系數(shù)均為正，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度、創(chuàng)新活躍度、創(chuàng)業(yè)活躍度均對(duì)共同富裕發(fā)展產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。究其原因，“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)”等政策的逐步實(shí)施在為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新動(dòng)能的同時(shí)提高了各地區(qū)就業(yè)水平，有效推動(dòng)共同富裕發(fā)展。三個(gè)空間杜賓模型的空間系數(shù)ρ均在5%水平下顯著，可知共同富裕的發(fā)展存在顯著空間自相關(guān)。就控制變量而言，信息化水平的回歸系數(shù)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(fā)展。原因在于，信息化水平的提升能夠加速信息與技術(shù)的傳遞，很大程度上降低了信息傳遞成本，進(jìn)而加速實(shí)現(xiàn)成果共享。人力資本水平的系數(shù)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(dòng)共同富裕發(fā)展。究其緣由，人力資本水平上升意味著高技術(shù)、高素質(zhì)勞動(dòng)力的增加，有力強(qiáng)化地區(qū)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)等領(lǐng)域的發(fā)展動(dòng)力，助力共同富裕發(fā)展。政府干預(yù)水平的回歸系數(shù)為正，但不顯著。原因可能在于，政府干預(yù)雖然能夠穩(wěn)定地方就業(yè)，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但政府干預(yù)的程度把握不好很可能導(dǎo)致地方市場的自由發(fā)展，影響共同富裕的實(shí)現(xiàn)。對(duì)外開放水平的系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，說明對(duì)外開放水平有助于共同富裕發(fā)展。原因在于，對(duì)外開放水平提升有助于擴(kuò)大國內(nèi)企業(yè)市場渠道，使企業(yè)能夠獲取到更多來自國際市場的技術(shù)溢出，同時(shí)還能為國內(nèi)消費(fèi)者帶來多樣化消費(fèi)選擇，滿足人們提升生活質(zhì)量的需求，繼而推動(dòng)共同富裕。

為進(jìn)一步探討創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的空間影響，文章對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕影響效應(yīng)進(jìn)行分解，效應(yīng)分解結(jié)果如表5所示。其中，直接效應(yīng)主要指的是某地區(qū)自變量對(duì)該地區(qū)因變量產(chǎn)生的影響，間接效應(yīng)指的是某地區(qū)自變量對(duì)周邊地區(qū)因變量的影響。由表5可知，創(chuàng)業(yè)活躍度整體上對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為正，表明創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度在促進(jìn)本地區(qū)共同富裕提升的同時(shí)，對(duì)周邊地區(qū)共同富裕發(fā)展也產(chǎn)生了正向推動(dòng)作用。原因在于，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度的提升帶動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)與技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，形成了正向的技術(shù)溢出效應(yīng)與“引領(lǐng)作用”，使得周邊地區(qū)紛紛效仿，從而帶動(dòng)周邊地區(qū)共同富裕發(fā)展。分維度來看，創(chuàng)新活躍度的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為正，表明創(chuàng)新活躍度不僅有助于本地區(qū)共同富裕水平提升，還能帶動(dòng)周邊地區(qū)共同富裕發(fā)展。究其緣由，實(shí)現(xiàn)共同富裕的基礎(chǔ)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展，創(chuàng)新作為新時(shí)期引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，有效推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，且其發(fā)展成果可以向周邊地區(qū)輻射。創(chuàng)業(yè)活躍度的直接效應(yīng)為正，間接效應(yīng)為負(fù)，表明創(chuàng)業(yè)活躍度雖促進(jìn)了本地區(qū)共同富裕發(fā)展，但卻對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生抑制作用。原因可能在于，當(dāng)某一地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度水平較高時(shí)，會(huì)吸引周邊地區(qū)人才、資金等要素集聚，從而在一定程度上減少周邊地區(qū)的發(fā)展機(jī)會(huì)，影響其共同富裕發(fā)展進(jìn)程。

表5創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕影響的效應(yīng)分解結(jié)果

2.異質(zhì)性檢驗(yàn)

（1）分區(qū)域檢驗(yàn)

由于中國領(lǐng)土遼闊，各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展以及政策制定與落實(shí)均存在一定差異，故根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的劃分，將樣本省份分為中、中、西部三個(gè)地區(qū)，并使用空間杜賓模型對(duì)其展開回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表6所示。

由表可知，東部地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度對(duì)共同富裕的系數(shù)均為正，且在1%水平下顯著；中部地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度、創(chuàng)新活躍度與創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的系數(shù)均為正，且分別通過1%、5%、1%顯著性水平檢驗(yàn)；西部地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的系數(shù)顯著為正，且均通過5%顯著性檢驗(yàn)，但創(chuàng)新活躍度對(duì)共同富裕的系數(shù)雖為正，但不顯著。究其原因，與東、中部地區(qū)相比，西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本、技術(shù)水平等條件相對(duì)落后，限制了創(chuàng)新活躍度對(duì)共同富裕的提升效果。從空間效應(yīng)看，東部地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍及其子維度的系數(shù)均顯著為正。主要原因在于，東部地區(qū)省份大多處于“京津冀”“長三角”“珠三角”等經(jīng)濟(jì)發(fā)展示范區(qū)，已形成較為完善的協(xié)同發(fā)展機(jī)制，且政府對(duì)于投資與創(chuàng)業(yè)的監(jiān)管手段已相對(duì)完善，使得創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度的空間溢出效應(yīng)均為正。中部地區(qū)空間效應(yīng)回歸結(jié)果則與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相對(duì)一致，但作用系數(shù)略低于基準(zhǔn)回歸。西部地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度對(duì)共同富裕影響的空間效應(yīng)為負(fù)，但均不顯著。

（2）分階段檢驗(yàn)

由于共同富裕發(fā)展具有一定的階段性特征，不同時(shí)期表現(xiàn)出異質(zhì)發(fā)展趨勢，且針對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的相關(guān)政策制定在不同時(shí)期亦存在一定差異。因此文章分別以“十二五”時(shí)期、“十三五”時(shí)期為節(jié)點(diǎn)，將研究時(shí)段劃分為2011—2015年與2016—2020年，分別對(duì)兩個(gè)時(shí)段進(jìn)行空間計(jì)量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表6分區(qū)域回歸結(jié)果

表7分時(shí)段回歸結(jié)果

觀察可知，相比于“十二五”時(shí)期，“十三五”時(shí)期創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度對(duì)共同富裕影響的系數(shù)均明顯提升。其中，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度的系數(shù)由0.0864提升至0.1341，提升了55.4%，表明國家出臺(tái)的創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)利好政策與相應(yīng)扶持力度有所增加，強(qiáng)化了地方創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的助力效應(yīng)。創(chuàng)新活躍度的系數(shù)由0.0394提升至0.0577，提升了46.4%。創(chuàng)業(yè)活躍度的系數(shù)由0.0487提升至0.0738，提升了51.5%，說明創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)得到有效實(shí)施，對(duì)共同富裕發(fā)展形成有效推動(dòng)作用。此外，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)新活躍度的空間溢出效應(yīng)有所提升，且創(chuàng)業(yè)活躍度的負(fù)向空間溢出效應(yīng)系數(shù)與顯著性明顯下降，說明“十三五”規(guī)劃實(shí)施以來，區(qū)域協(xié)調(diào)創(chuàng)新發(fā)展機(jī)制已產(chǎn)生作用，地區(qū)間聯(lián)系更為緊密，使得創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)新活躍度對(duì)共同富裕影響的正向空間溢出效應(yīng)明顯增強(qiáng)。同時(shí)，各地方政府針對(duì)市場競爭、創(chuàng)業(yè)投資等方面的引導(dǎo)作用逐步增強(qiáng)，相關(guān)監(jiān)管亦愈發(fā)完善，使得周邊地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)本地區(qū)共同富裕的不利影響顯著下降。

表8穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

文章以SDM模型對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度對(duì)共同富裕的直接和間接影響展開檢驗(yàn)，但空間計(jì)量模型存在因設(shè)定不同以及異方差、自相關(guān)、內(nèi)生性等問題導(dǎo)致的結(jié)果偏誤。由此，為確保上述結(jié)果的穩(wěn)健性，文章展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)（限于篇幅，僅列出創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度檢驗(yàn)結(jié)果）。首先構(gòu)建在檢驗(yàn)空間相關(guān)性具有優(yōu)勢及一定特點(diǎn)的空間誤差模型(SEM)以及空間滯后模型(SLM)，結(jié)果見表8列(1)、(2)。其次，鑒于模型固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇亦會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果造成一定影響，為確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，文章采用隨機(jī)效應(yīng)重新回歸，結(jié)果見表8列(3)。再次，使用系統(tǒng)GMM模型重新回歸，確保核心解釋變量與被解釋變量間不會(huì)因?yàn)榛橐蚬P(guān)系或控制變量遺漏而出現(xiàn)內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表8列(4)所示。最后，為避免由自相關(guān)以及異方差造成的回歸結(jié)果偏誤問題，分別采用FGLS法與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤重新回歸，結(jié)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(jié)果方向、顯著性水平相同，且系數(shù)變化在可接受范圍內(nèi)，由此能夠判定空間計(jì)量回歸結(jié)果具備穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

文章基于2011—2020年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型實(shí)證探討了中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕的影響。研究顯示：第一，整體上創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度促進(jìn)了共同富裕的發(fā)展，其中，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)新活躍度的影響具有正向空間溢出效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)活躍度影響的空間溢出效應(yīng)為負(fù)；第二，分區(qū)域檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)業(yè)活躍度促進(jìn)了東、中、西部三大地區(qū)共同富裕發(fā)展，創(chuàng)新活躍度對(duì)東、中部地區(qū)共同富裕發(fā)展的促進(jìn)作用顯著，對(duì)西部地區(qū)影響不顯著；第三，分時(shí)段檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自2016年“十三五”規(guī)劃實(shí)施以來，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度及其子維度對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用明顯增強(qiáng)，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度與創(chuàng)新活躍度的正向空間溢出效應(yīng)有所提高，創(chuàng)業(yè)活躍度的負(fù)向空間溢出效應(yīng)明顯下降。

基于上述研究結(jié)論，文章提出如下對(duì)策建議：

第一，組建多元主體參與的創(chuàng)新聯(lián)合體。一方面，通過政策引導(dǎo)、資金扶持等形式，鼓勵(lì)先富起來的龍頭企業(yè)聯(lián)合中小微企業(yè)，形成創(chuàng)新聯(lián)合體，解決產(chǎn)業(yè)發(fā)展中遇到的共性問題。針對(duì)微電子、工業(yè)軟件等中國存在技術(shù)短板的重點(diǎn)領(lǐng)域，充分發(fā)揮行業(yè)領(lǐng)軍企業(yè)的主導(dǎo)作用，聯(lián)合產(chǎn)學(xué)研等多維度創(chuàng)新主體，構(gòu)建“領(lǐng)軍企業(yè)+中小微企業(yè)+學(xué)校+研究機(jī)構(gòu)”的協(xié)同創(chuàng)新生態(tài)圈，提高行業(yè)整體創(chuàng)新活躍度，為共同富裕有效“聚力”。另一方面，積極支持創(chuàng)新聯(lián)合體形式的創(chuàng)新主體作為重大科技項(xiàng)目的承擔(dān)者與轉(zhuǎn)化者，借助“業(yè)主制”等新模式激發(fā)創(chuàng)新聯(lián)合體的創(chuàng)新活躍度。地方政府則需依據(jù)自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向及創(chuàng)新優(yōu)勢，積極整合創(chuàng)新資源，為創(chuàng)新聯(lián)合體建設(shè)提供有力政策支持。

第二，打造創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體服務(wù)鏈。人才作為主導(dǎo)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的重要載體，是實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的關(guān)鍵力量。由此，有必要圍繞“創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才鏈”構(gòu)建相應(yīng)的“服務(wù)鏈”，充分激發(fā)其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度，進(jìn)而帶動(dòng)共同富裕水平穩(wěn)步提升。對(duì)于創(chuàng)新人才，要重點(diǎn)完善薪酬獎(jiǎng)勵(lì)制度，提高創(chuàng)新人才勞動(dòng)收入報(bào)酬，將人口紅利逐漸升級(jí)為科技創(chuàng)新人才紅利，筑牢共同富裕的中產(chǎn)基石。與此同時(shí)，積極對(duì)接國家對(duì)于創(chuàng)新作出的重大科研基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與創(chuàng)新平臺(tái)戰(zhàn)略機(jī)遇，著力搭建高能級(jí)創(chuàng)新載體平臺(tái)。對(duì)于創(chuàng)業(yè)人才，大力組建一批新型創(chuàng)業(yè)孵化載體，引導(dǎo)人才投身創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域，強(qiáng)化對(duì)畢業(yè)大學(xué)生、科研人員及返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)過程中的資金、土地、技術(shù)支持，調(diào)動(dòng)其創(chuàng)業(yè)積極性，實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)，為共同富裕格局的形成提供有力支撐。

第三，強(qiáng)化跨區(qū)域創(chuàng)新合作力度。研究結(jié)論顯示，創(chuàng)新活躍度不僅可推動(dòng)本地區(qū)共同富裕水平提升，還有助于提高相鄰地區(qū)共同富裕水平。因此，既要加大全國創(chuàng)新資源統(tǒng)籌力度，在鞏固北京、上海、粵港灣等國際創(chuàng)新中心基礎(chǔ)的前提下，深挖中部、西部、東部地區(qū)創(chuàng)新資源稟賦，強(qiáng)化彼此之間的聯(lián)系，激發(fā)創(chuàng)新生態(tài)體系整體活力。也要探索以科技園區(qū)為載體的跨區(qū)域合作模式，總結(jié)東、西部地區(qū)創(chuàng)新合作中可操作性的合作機(jī)制并加以推廣，強(qiáng)化發(fā)達(dá)地區(qū)與非發(fā)達(dá)地區(qū)之間創(chuàng)新合作機(jī)制，并重視不同地區(qū)的創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。與此同時(shí)，加快金融資本、技術(shù)、人才等創(chuàng)新要素的全國流動(dòng)，全面提高創(chuàng)新資源配置效率與邊際收益，最終實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)共同富裕格局形成。