一、引　言

党的二十大指出“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”。共同富裕是社会主义的本质要求，是实现社会主义现代化的重中之重。新时代共同富裕不仅强调物质生活的富裕，还注重精神生活的充盈，是发展与共享的统一。在高质量发展中促进共同富裕，要解决好普遍增长和发展不平衡、不充分这两个问题（王雪莹等，2022），这需要依靠创新的强大驱动力。因此，必须坚持创新发展，以创新推动高质量发展，实现共同富裕。

随着新一轮科技革命和产业变革发展，许多国家注重创新驱动要素对经济发展的推动作用。目前已有二十多个国家进入创新型国家行列。2005年10月，党的十六届五中全会正式提出建设创新型国家的战略目标，2006年国务院颁布《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2020）》，标志我国创新型国家建设正式进入实施阶段。2016年5月党中央国务院印发《国家创新驱动发展战略纲要》提出，到2020年进入创新型国家行列，2030年跻身创新型国家前列以及到2050年建成世界科技创新强国的“三步走”目标。在建设创新型国家过程中，2008年开始实施的创新型城市试点政策是其中的重要举措之一。2008年6月，国家发展和改革委员会批准深圳市为第一个创新型试点城市。2010年，国家发展和改革委员会、科技部分别批准大连、北京海淀区等城市或区为创新型城市试点，此后逐渐增加试点城市数量，目前已有103个城市（区）成为创新型城市试点。2016年，科技部、国家发展和改革委制定的《建设创新型城市工作指引》对创新型试点城市建设的总体要求、重点任务等方面工作作出要求。经过持续推进创新型试点城市建设，创新投入和创新成效均显著增加。根据国家统计局数据，2021年全国研究与试验发展经费支出达到约2.79万亿元，是2005年的9.3倍。全国专利申请授权数从2005年的21万项增加到2021年的460万项。总的来看，随着创新型城市试点政策的推进，创新投入的增加促进经济社会的快速发展，经济总量2021年达到约114.37万亿元，是2005年的6.1倍。城乡居民人均收入比值从2005年的3.4下降到2021年的2.5。可以看出，在创新型城市试点政策的实施期间，城乡收入差距不断缩小，但这之间有内在关联吗？这需要进一步验证。本文尝试分析创新型城市试点政策对共同富裕发展的影响机制和效应，希望为共同富裕发展提供政策建议。

实现共同富裕是中国发展的重中之重，而创新是最为关键的动力。与本文相关的文献主要有三个方面：一是共同富裕相关研究。目前对共同富裕的研究主要围绕共同富裕内涵、测度以及实现路径等内容展开。在共同富裕内涵方面，李海舰和杜爽（2021）从全民富裕、全面富裕、渐进富裕、共建富裕四个方面概述共同富裕含义；郁建兴和仁杰（2021）将共同富裕内涵概括为是发展性、共享性、可持续性三个关键要素的统一；李军鹏（2021）认为共同富裕包含消除绝对贫困、实现全体人民富裕、兼顾物质富裕与精神富裕以及缩小差距四个方面。在共同富裕测度方面，万海远和陈基平（2021）从结果导向出发，使用单一指标来衡量共同富裕的“总体富裕”和“共享富裕”两个维度，并借鉴新人类发展指数的构建方式构建共同富裕量化函数；陈丽君等（2021）在对共同富裕内涵界定的基础上，结合共同富裕的特征，从发展性、共享性和可持续性三个维度来构建共同富裕指标体系；李金昌和余卫（2022）强调以人民为中心，以富裕、共享和可持续性为要点，并以此构建共同富裕过程评价指标体系和共同富裕结果评价指标体系。在共同富裕实现路径方面，李实和杨一心（2022）认为基本公共服务能够促成更加合理的收入分配制度和提高精神生活质量，从而推进共同富裕，进一步探讨推动基本公共服务均等化的行动逻辑和路径选择；徐鹏杰等（2022）研究表明构建现代产业体系能够有效促进共同富裕，全面促进消费对共同富裕推动作用主要依靠提升居民消费能力。此外，还有学者研究表明扩大中等收入群体比重（李春玲，2022）、增强先富地区经济增长空间外溢能力（覃成林和杨霞，2017）和推动收入分配制度改革（孙豪和曹肖烨，2022）等途径能够实现共同富裕。

二是创新发展对共同富裕的影响。目前部分学者从不同角度来分析创新发展对共同富裕的影响。Doloreux（2002）认为交互式学习、知识生产、空间距离、社会嵌入性是发展区域创新体系的四个途径。邹克和倪青山（2021）理论分析普惠金融对共同富裕的影响，并采用2010—2019年省级层面的数据进行实证检验。张金林等（2022）基于CHFS微观调查数据，实证研究数字普惠金融对共同富裕的影响和作用机制。谢谦和汪雪婷（2022）基于劳资共赢视角，使用中关村海淀科技园企业微观数据研究企业创新对共同富裕的影响。王雪莹等（2022）则从发展不平衡角度研究数字服务业与协调性均衡发展之间的关系，认为数字服务业对协调性均衡发展具有显著推动作用，但存在滞后性。另外，也有部分学者探讨相关政策对共同富裕的影响。张敏等（2022）探讨国家级自主创新示范区对共同富裕的影响效应和机制。刘奥和张双龙（2023）基于城乡收入差距视角探讨革命老区振兴规划的实施对共同富裕的影响。熊凯军和张柳钦（2023）基于居民收入视角探讨国家级承接产业转移示范区对共同富裕的影响效应和作用机制。

三是创新型城市试点政策效应分析。目前对创新型城市试点政策效应的研究围绕创新、绿色发展、经济韧性等多个方面展开深入探讨。李政和杨思莹（2019）认为创新型城市试点政策能够显著提升城市创新水平，并且呈现先增强后减弱的非对称倒“V”形变化特征。杨仁发和李胜胜（2020）将企业创新影响因素拓展到宏观试点政策层面，研究发现创新型城市试点政策能够显著提高企业创新水平，并且不存在时滞效应。丁焕峰等（2021）将创新型城市试点作为创新改善环境的典型例证，探讨创新型城市试点政策对城市环境的影响效应和作用机制。王晓等（2022）理论分析创新型城市试点政策对城市经济韧性的影响并进行实证检验，研究发现创新型城市试点政策能够显著提升城市经济韧性。孙倩倩和周建军（2022）研究表明创新型城市试点政策的实施将有效推动城投债发债规模，并呈现倒“U”形趋势。刘曙光等（2023）研究表明创新型城市试点政策的实施能够显著推动城市绿色发展，但推动效应存在滞后性。

现有文献主要围绕共同富裕和创新型城市试点政策效应展开较为深入研究，这为探讨创新型城市试点政策对共同富裕影响提供研究基础。从研究共同富裕的文献看，直接从创新政策视角进行研究的文献较少，而且现有文献虽然对创新型城市试点政策效应的研究较多，但是对于共同富裕影响的探讨较少。因此，仍需进一步研究创新试点政策对共同富裕的促进作用以及作用机制。

本文尝试分析创新型城市试点政策对共同富裕影响的理论机制，利用2002—2020年全国258个城市的数据，在构建共同富裕指标体系并进行测算的基础上，采用多期双重差分模型进行实证分析，得出以下结论：创新型城市试点政策的实施有利于共同富裕的发展，并且经过一系列稳健性检验之后依然成立。异质性检验表明，创新型城市试点政策更为显著地推动中西部地区以及一般城市共同富裕的发展。作用机制检验表明，创新型城市试点政策主要通过城镇化、人才集聚和产业结构升级等途径促进共同富裕。

本文可能存在的边际贡献在于：（1）区别于现有文献，本文基于创新试点政策视角，利用多期双重差分模型对创新型城市试点政策能否促进共同富裕进行实证研究，不仅拓展了创新型城市试点的政策效应分析，为新时期促进共同富裕提供政策启示，还为下一阶段继续扩大创新型城市试点范围选择提供决策依据；（2）本文从共同度和富裕度两个维度构建共同富裕指标体系，测算共同富裕指数，进一步补充共同富裕量化测算；（3）本文尝试从城镇化、人才集聚和产业结构升级三个方面弄清创新型城市试点政策对共同富裕的作用机制，为进一步制定促进共同富裕政策提供理论依据。

本文其余部分结构安排如下：第二部分为创新型城市试点政策对共同富裕影响的理论分析及其作用机制；第三部分为模型设定、变量选取以及数据来源；第四部分为实证结果以及分析；第五部分为机制分析；第六部分为主要结论与政策建议。

二、理论分析

（一）创新型城市试点政策对共同富裕影响的理论分析

共同富裕是富裕的共享，也是共享的富裕（李实，2021）。共同富裕应是全体人民在物质、精神生活上均达到满足的一种状态，实质上是解决好“做大蛋糕”和“分好蛋糕”两个问题，是富裕与共享的统一。具体来看，富裕对应“做大蛋糕”，指的是提高生产效率，提升物质资源丰富程度，同时加强精神文明建设，进而达到物质生活的富裕以及精神层面的盈余；共享对应“分好蛋糕”，其更注重公平，指的是全体人民共同享用“富裕成果”，强调不同维度的共享程度。本文尝试从这一内涵角度进行理论分析。

实施创新型城市试点政策目的在于提高城市的自主创新能力，建设创新型国家，在试点城市的建设过程中，将有利于共同富裕的实现。从宏观层面上，创新型城市试点政策有利于提升创新氛围，促进试点城市带动周边城市进行协同创新发展。创新型城市试点政策是在地方政府的主导下进行的，各城市根据地理区位、经济发展水平等基础条件制定差异化的政策实施策略，定期进行城市间的学习交流、总结经验，构建城市创新协同发展新格局。在推动城市经济高速、高质量发展的同时，不断缩小城市之间的差距，进而推动共同富裕。从微观层面上，创新型城市试点政策有利于促进企业和个人的创新行为，以创新驱动企业等微观主体发展，缩小微观主体间差距，从而促进共同富裕发展。熊彼特创新理论认为创新是通过建立一种新的生产函数，满足经济发展的根本需求，而研发投入是创新的重要组成部分。创新型试点城市在政策和资本等方面支持企业等微观主体的发展，加大创新研发投入，帮助企业等各类微观主体解决诸如资金投入不足等问题（Brown等，2012），降低企业研发风险（Edler和Fagerberg，2017），促进企业等各类微观主体创新，提高创新能力；同时，创新型试点城市实施诸如落户、补贴等一系列政策来吸引人才，促进人力资本聚集，推动技术创新与科技进步，优化资源分配系统，提高城市创新资源的使用效率（李政和杨思莹，2018），进一步推动产业结构升级，促进共同富裕。因此，创新型城市试点政策的实施有利于促进共同富裕的实现。基于此，本文提出以下假说：

假设1：创新型城市试点政策的实施有利于促进共同富裕。

研究共同富裕不仅要聚焦共同富裕的内在逻辑，更要关注相关因素对共同富裕影响的异质性（袁惠爱等，2023）。因此，本文进一步从共同富裕子维度（共同度和富裕度）分析创新型城市试点政策对共同富裕的影响。

实现共同富裕，需要实现富裕度和共同度的共同发展，不能只想着“做大蛋糕”，而不注重“分好蛋糕”（李海舰和杜爽，2021）。共同富裕追求的并不是完全一致的平均主义，同样也不允许两极分化存在。中国经济高速发展，但可能也带来区域发展不协调等问题。创新型城市试点政策的实施不仅促进科技创新不断进步，还将通过集聚创新资源来推动数字经济、数字服务业、电子商务等多种新经济形态和新兴产业的发展，促进区域以及不同群体的协调发展，为城乡收入差距、区域发展差距等问题提供新的解决路径，有利于促进共同富裕。例如，数字服务业的发展能够间接推动协调性均衡发展，进而促进共同富裕（王雪莹等，2022），而农村电商的发展能缩小城乡差距，促进共同富裕（陈享光等，2023）。

富裕是实现共同富裕的首要保证，只有奠定坚实的基础，才能建设好共同富裕的各种“精神生活”。传统的经济发展模式很难使经济发展取得突破性的进步。如果要促进经济发展，必须加大对创新的支持力度，以创新带动技术进步，从而推动经济增长（Romer，1990）。创新型城市试点政策不仅是推动建设创新型国家的关键举措之一，也是中国经济发展由要素驱动转向创新驱动的关键，在提高城市创新能力、提升城市综合竞争力的过程中非常重要。创新型城市试点政策的实施将促使地方政府加大创新投入，并且降低企业创新研发风险，促使企业进行更多的研发（Clausen，2009）。创新型城市试点政策能够合理地引导要素流动，优化资源配置模式，提高企业的生产效率，降低企业的生产成本，进而使企业利润增加，推动经济发展，最终促使物质富裕的实现。同时，创新型城市试点政策的实施也能够显著降低碳排放量（苏涛永等，2022）和增加城市绿色发展绩效（郭俊华和周丹萍，2021），这也有利于满足人们的精神需求，推动精神富裕的实现。

（二）创新型城市试点政策对共同富裕作用机制分析

在理论分析的基础上，进一步深入探讨创新型城市试点政策影响共同富裕的作用机制，主要从城镇化、人才集聚和产业结构升级三方面进行分析。

创新型城市试点政策将通过城镇化推动共同富裕的实现。创新型城市试点政策的实施，一方面促进数字经济等新兴产业的发展，增加对高技能人才的需求，提供更多的工作岗位，吸引人口向城镇流入，加速城镇化的发展；另一方面，技术创新促进新型基础设施的建设，使居民在交通出行、生活方式等方面发生改变，生活理念发生转变。同时，城镇化的发展也是实现共同富裕的必经之路。首先，城镇化将优化城乡空间布局，打破城乡二元结构所导致的资源流通限制，促进城乡融合发展，缩小城乡差距，为共同富裕的实现奠定基础（孙学涛等，2022）；其次，城镇化将使得大量农村劳动力到城镇就业，这不仅能提高居民的收入，还将激发居民消费潜力，促进物质层面的共同富裕；最后，城镇化的发展将推动基础设施尤其是农村基础设施的完善，加快公共服务均等化进程（赵丽琴等，2023），促进社会公平公正，使更多居民享受高品质生活，促进精神层面的共同富裕。基于此，本文提出以下假说：

假设2a：创新型城市试点政策通过城镇化促进共同富裕。

创新型城市试点政策将通过人才集聚推动共同富裕的实现。创新型城市试点政策的实施将促进人才集聚（张扬，2021）。为吸引高素质人才，各试点城市出台科研补助、住房补贴等一系列优惠政策，在给高素质人才工作、生活带来便利的同时，降低人力资源的搜集成本，为城市创新发展奠定人才基础。创新型城市试点政策的实施将优化创新环境，增强创业者的创业意愿（白俊红等，2022），吸引创业者进行创业；同时也将进一步促进“产学研”合作，降低高校、科研机构与企业之间的人才交流成本（冉征和郑江淮，2023），提升创新试点城市的人力资源“蓄水池”功能，使创新试点城市吸引大量的创新人才，产生良好的人才集聚效应。人才集聚正是实现共同富裕的动力源泉。一方面，人才集聚为思想碰撞与知识交流提供条件（Glaeser和Gottlieb，2009），通过跨地区学术交流、项目合作等方式推动知识溢出和技术扩散，有助于科技研发和技术创新，加速新技术的转化应用；另一方面，人才集聚也促使更多的科技人才进入基层，助力农村经济、新型基础设施的建设发展，激发乡村创新创业潜力，缩小城市、城乡之间的差距，促进共同富裕。基于此，本文提出以下假说：

假设2b：创新型城市试点政策通过人才集聚促进共同富裕。

创新型城市试点政策将通过产业结构升级推动共同富裕的实现。创新型试点城市能够提升城市创新水平（霍春辉等，2020），提升城市全要素生产率，推动产业结构升级，形成创新驱动高质量发展的新模式。创新型城市试点政策的实施，能够提升城市的创新能力，科技发展水平的提升将促进产业、行业间的协调发展，也促使相关产业部门与企业改进生产设备，提升生产效率，开展新的生产经营模式。企业在政府政策的引导下积极推动企业转型升级，优化创新环境，进而促进高技术产业发展水平提升和产业结构升级。产业结构升级对共同富裕的发展同样具有积极的促进作用，从“做大蛋糕”角度来看，产业结构升级使劳动力更多地向第二、第三产业聚集，不仅创造大量的就业机会，还将提高居民收入，缩小收入差距；从“分好蛋糕”角度来看，产业结构升级能够加速要素流动，降低资源错配程度，提高资源配置效率（王晓等，2022），优化收入分配制度，推动产业间协调发展，有利于缓解城乡收入以及行业间的不平等。基于此，本文提出以下假说：

假设2c：创新型城市试点政策通过产业结构升级促进共同富裕。

当然，创新型城市试点政策的实施可能对共同富裕产生负面影响。首先是有可能加剧“城市病”“乡村病”等问题。创新型城市试点政策的实施将加快城镇化的发展进程，大量农村劳动力进入城市，给城市带来交通拥挤等“城市病”，导致居民生活满意度下降。农村流失大量劳动力，可能出现一些“乡村病”，这将拉大城乡差距，不利于整体共同富裕的发展。其次是创新型城市试点政策的“虹吸效应”可能大于“示范效应”（晏艳阳等，2022）。各城市为吸引高质量人才采取各种措施（李磊和王天宇，2023）。试点城市往往能够吸引到数量更多、能力更强的人才，致使资源“竞争效应”大于“联动效应”（张新月和师博，2022），这会扩大城市间的差距，进而对共同富裕产生负面影响。最后是可能产生“空间溢出效应”。创新型试点城市推动产业结构升级会产生“空间溢出效应”，对邻近城市绿色技术进步产生“抑制”作用（张杰和范雨婷，2023），导致“致富效应”显著而“共富效应”不足（彭刚等，2023）。

创新型城市试点政策对共同富裕的理论分析框架如图1所示。

三、研究设计

（一）模型设定

双重差分法常用于评测政策的实施效果，其在严格控制城市与时间两个维度后，可以尽可能排除其他共时性因素产生的影响（霍春辉等，2020），提取出政策实施对研究目标的净效应。因创新型城市试点政策的实施时间不尽相同，本文采用多期双重差分模型来研究创新型城市试点政策对共同富裕的影响。

本文的多期双重差分模型为：

其中，下标 $ i $ 和 $ t $ 分别表示城市和年份， $ {Cwm}_{i,t} $ 为因变量，即共同富裕指数； ${DID}_{i,t}$ 为核心解释变量，代表 $ i $ 城市在 $ t $ 年是否实施创新型城市试点政策，其系数 $ {\beta }_{1} $ 体现了政策影响净效应，若回归系数 $ {\beta }_{1} $ 为正且显著，则说明政策的实施能够推动共同富裕的发展； $ {Controls}_{i,t} $ 为控制变量， $ {\mu }_{i} $ 和 $ {\tau }_{i} $ 为城市和年份虚拟变量； ${\varepsilon }_{i,t}$ 为不可观测的随机误差。

（二）变量选取

1. 被解释变量：共同富裕

共同富裕的测度是近年来学术界关注的焦点，学者们从不同维度进行测算（郭健等，2022；张金林等，2022；张旺等，2023），并且在指标的选取方面也存在差异。万海远和陈基平（2021）采用单一指标来衡量共同富裕的两个维度；刘培林等（2021）在构建指标体系的基础上采用多个维度指标综合衡量共同富裕；李金昌和余卫（2022）在构建共同富裕指标体系时全部选用单向指标。结合这些学者的研究，本文认为新时代的共同富裕应是共享和富裕的统一。在大力发展生产力，提升居民生活水平，满足居民物质生活富足的同时，还要注重居民的精神生活，提升居民的综合素质和社会文明程度。新时代的共同富裕也注重公平正义，但其追求的不是完全一致的同时富裕，也不是整齐划一的平均主义，而是“允许在一个良序社会中承认优越性的价值”（Rawls，1999），允许存在富裕的合理差距。因此，本文尝试从城乡差距、产业差距、区域内差距和区域间差距四个维度衡量共同度，从物质富裕和精神富裕两个维度衡量富裕度。在综合现有文献基础上，从共同富裕的内涵出发，考虑到指标选取的全面性、科学性等原则，构建包含2个一级指标、6个二级指标和16个三级指标的共同富裕指标体系，具体指标见表1。

本文使用的泰尔指数的运算公式为：

其中，TL表示泰尔指数，i表示产业， $ i=\mathrm{1,2},3 $ ； $ {Y}_{i} $ 表示第 $ i $ 产业的产值，Y表示总产值， $ {L}_{i} $ 表示第 $ i $ 产业的就业人数，L表示总就业人数，n表示产业部门数。

在具体测算方法上，本文借鉴万广华等（2023）的测算方法，使用能够充分考虑各指标提供的数值信息以及所得结果更加客观的熵值法对共同富裕指数进行测算。

2. 核心解释变量：创新型试点城市政策

本文核心解释变量是创新型试点城市虚拟变量，即 ${Treated}_{i,t} \times {Time}_{i,t}$ ，该城市被设立为创新型试点城市，设为处理组，对应的政策虚拟变量（ $ {Treated}_{i,t} $ ）取值为1，否则为0；该城市被设立为创新型试点城市当年及以后的年份对应的时间虚拟变量（ $ {Time}_{i,t} $ ）取值为1，否则为0。本文处理组为42个创新型试点城市，其他216个非试点城市为对照组。

3. 控制变量

本文根据现有文献选取以下6个控制变量：一是政府规模（ $ gov $ ），借鉴金殿臣等（2023）的研究，采用地方财政一般预算内支出与地区生产总值的比值衡量；二是金融发展水平（ $ fina $ ），借鉴马为彪和吴玉鸣（2022）的研究，采用年末贷款余额占地区生产总值的比重衡量；三是教育支出（ $ edu $ ），借鉴陈昱燃等（2022）的研究，采用教育支出与地方财政一般预算内支出之比衡量；四是对外开放程度（ $ fori $ ），借鉴惠献波（2023）的研究，采用外商直接投资与地区生产总值的比值衡量；五是劳动力工资水平（ $ lab $ ），借鉴熊凯军和张柳钦（2023）的研究，采用在岗城镇职工平均工资取对数衡量；六是固定资产投资（ $ invest $ ），借鉴马威和张人中（2022）的研究，采用固定资产投资总额取对数衡量。

（三）样本选择与数据说明

为确保数据的完整性，本文剔除了巢湖市、三沙市等在样本期内发生撤市或设市的城市以及数据缺失严重的厦门、海口两市。考虑到2018年新公布的创新型试点城市，其政策实施时间较短，同样剔除2018年新公布的创新型试点城市以及港澳台地区。因此，本文以2002—2020年中国258个城市为研究样本，其中包括42个创新型试点城市与216个非试点城市。

本文的数据主要来源于历年《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国县域统计年鉴》和各省市县的统计年鉴以及EPS数据库等，创新型城市试点信息来自《建设创新型城市工作指引》。主要变量的描述性统计结果如表2所示。

四、实证分析

（一）基准回归分析

表3汇报的是创新型城市试点政策对共同富裕影响的估计结果。列（1）为不考虑固定效应的结果，创新型城市试点政策的虚拟变量估计值显著为正，表明创新型城市试点政策的实施有利于促进共同富裕。列（2）、列（3）分别为控制时间和城市单个固定效应的结果，虚拟变量估计值虽然有所变化，但均显著为正，表明分别在控制时间和城市固定效应之后，创新型城市试点政策的实施仍是有利于共同富裕的实现。为排除其他干扰因素对回归结果的影响，列（4）、列（5）采用双向固定效应模型来检验创新型城市试点政策对共同富裕的影响。列（4）为不考虑其他控制变量的情况下，创新型城市试点政策对共同富裕的影响。根据回归结果，创新型试点城市虚拟变量的估计值在1%的显著性水平下显著。列（5）是在列（4）的基础上考虑了控制变量的影响。根据回归结果，创新型试点城市虚拟变量的估计值为0.0136，虽然相较于加入控制变量之前有所波动，但依然在1%的显著性水平下显著为正，因此创新型城市试点政策的实施能够促进共同富裕指数平均提高1.36%，这表明创新型城市试点政策作为我国创新发展的重要战略有利于促进共同富裕，即假设1得证。

（二）平行趋势检验

本文借鉴张国建等（2019）的研究思路进行平行趋势检验，将创新型城市试点政策正式实施前第6年这一时间节点定为比较基期，平行趋势检验的基本模型设定如下：

其中， $ {Current}_{i,t} $ 表示创新型城市试点设立当期， $ pre $ 表示试点设立前， $ post $ 表示试点设立后，下标数字表示设立前后的第几年，系数 $ \alpha $ 反映第 $ t $ 年创新型试点城市与非试点城市的共同富裕差异。平行趋势检验结果如图2所示。根据分析结果，在创新试点政策实施之前，虚拟变量回归系数均不显著，表明创新试点城市和非试点城市并不存在显著差异，满足平行趋势假设。而在创新型城市试点政策开始实施之后，虚拟变量回归系数显著为正，表明试点城市和非试点城市之间存在显著差异，创新型城市试点政策对共同富裕发展的推动作用显著，并且推进作用随着时间推移不断增强。综上所述，共同富裕发展并不是政策实施前的共同趋势所导致的，模型通过平行趋势检验。

（三）稳健性检验

1. 安慰剂检验

为排除年份、城市层面不可观测因素的影响，本文进行安慰剂检验。以随机抽取的方式从258个城市中选出与处理组相同个数的42个城市组成一个新样本，并随机选取创新型城市试点政策的实施年份，生成新的虚拟变量进行回归，重复上述操作500次。得到的估计系数密度分布情况图如图3所示。估计系数集中分布于零附近，而代表基准回归实际估计值的垂直虚线显著异于整体分布，表明创新型城市试点政策对于共同富裕的正向效应并非来自偶然因素，本文基准回归结论是稳健的。

2. 双重差分倾向得分匹配法

在设立创新型城市时往往会考虑城市的创新水平和经济发展状况，试点城市的设立并不是真正意义上的“自然实验”（李仁宇和钟腾龙，2021），可能会违背双重差分模型的共同趋势假设。因此，本文采用PSM-DID来进行稳健性检验。本文选取5个匹配变量：一是信息化建设水平（ $ infor $ ），用国家互联网用户数的对数衡量；二是创新发展（ $ innov $ ），用专利申请数取对数衡量；三是政府科研投资（ $ sup $ ），用科学支出占地方财政一般预算支出的比重衡量；四是企业集聚水平（ $ indus $ ），用规模以上工业企业数的对数衡量；五是基础设施建设水平（ $ inf $ ），用人均道路面积衡量。首先使用这5个匹配变量进行logit回归，然后运用最近邻匹配方法进行1:4匹配，最后再根据新匹配的样本进行回归。最近邻匹配法的匹配结果如图4所示。竖线代表标准误为0，点为匹配变量，经过匹配，各点由远离竖线变为靠近竖线，匹配效果良好。PSM-DID结果如表4列（1）所示，估计系数显著为正，与前文所得结果一致，表明创新型城市试点政策能够显著地促进共同富裕，验证了前面结论的稳健性。

3. 排除其他政策干扰

在研究创新型城市试点政策与共同富裕关系的同时，需要排除其他政策的干扰。智慧城市建设致力于使用大数据、物联网等智能技术使城市设施建设、经济发展等各方面更高效，其对城市创新尤其是城市高技术产业发展具有积极影响，这可能会对共同富裕产生影响，同时考虑到智慧城市政策实施时间与创新型城市相近，故选择智慧城市政策进行检验，并设智慧城市政策虚拟变量为 $ {DID}_{1} $ 。实证结果如表4的列（2）所示，在考虑其他政策干扰的情况下，系数依旧显著，并且符号与前文相同，证明了前文所得结论的可靠性。

4. 缩尾处理

对所有连续变量分别进行1%和5%的缩尾处理，再重新进行估计，结果如表4列（3）、列（4）所示。在1%或5%的缩尾处理情况下，创新型城市虚拟变量的系数均在1%的显著性水平下显著为正，与前文结果一致，证明前文所得结论是稳健的。

（四）异质性分析

1. 城市区位异质性

城市经济的发展状况与所处的地理区位等因素相关。为验证城市区位异质性，根据《中华人民共和国2021年国民经济和社会发展统计公报》的划分范围，分为东部地区和中西部地区分别研究创新型城市试点政策对共同富裕的影响。城市区位异质性检验结果如表5列（1）、列（2）所示。结果表明，东部地区和中西部地区的创新型城市虚拟变量的系数大小虽有所不同，但均显著为正，表明创新型城市试点政策的实施均能促进东部地区和中西部地区共同富裕。本文借鉴薛飞和陈煦（2022）的研究，采用似无相关模型SUR进行检验，结果显示东部地区和中西部地区的组间系数在1%的显著性水平下显著，表明两组的系数可以直接进行比较。同时，中西部地区的系数高于东部地区，表明中西部地区创新型城市政策的实施对共同富裕的促进作用大于东部地区。产生这一结果的原因可能是，相较于经济发达的东部地区，中西部地区处于经济发展上升阶段，创新型城市试点政策对中西部地区的创新促进作用更为明显。

2. 城市等级异质性

本文借鉴华岳和叶芸（2023）、韦庄禹（2022）的研究，将直辖市、省会城市以及副省级城市共计33个城市划分为高等级城市，剩下的其他城市为一般城市。这是由于省会城市、副省级城市和直辖市一般为本省或所在区域的经济、政治和文化中心（李政和杨思莹，2019），将这三类城市划分为一类具有合理性。城市等级异质性结果如表5列（3）、列（4）所示。基于似无相关模型的检验结果，组间系数存在显著差异，可以直接进行比较。高等级城市的创新型城市虚拟变量系数未通过显著性检验，而一般城市的虚拟变量系数在1%的显著性水平下显著为正，表明创新型城市试点政策的实施对促进高等级城市共同富裕不显著，而对一般城市共同富裕具有显著的正向作用。产生这一结果的原因可能在于高等级城市不论是经济发展水平还是居民的社会生活保障都已达到较高水平，导致创新型城市试点政策的实施效应不显著，而一般城市经济基础相对较弱，各类社会保障系统仍需完善，创新型城市试点政策能够优化创新资源配置，提升城市综合能力，从而对共同富裕产生显著的正向作用。

五、机制分析

根据前文的分析，创新型城市试点政策可能通过城镇化、人才集聚、产业结构升级三个途径对共同富裕产生影响。在进行机制分析时，多数学者使用温忠麟提出的中介效应模型，但该检验方法因其内生性偏误等原因可能导致结果不可靠（江艇，2022）。本文借鉴刘斌和甄洋（2022）的研究，通过观测核心解释变量对中介变量的影响进行机制检验，检验结果如表6所示，其中列（1）、列（2）和列（3）分别为城镇化、人才集聚和产业结构升级的作用机制检验结果。

（一）城镇化的机制检验

本文选取城镇化率作为衡量城镇化的指标进行机制检验。表6列（1）结果显示创新型城市虚拟变量的估计系数在1%的显著性水平下显著为正，表明创新型城市试点政策能够通过城镇化对共同富裕产生正面影响，即假设2a得证。其原因为创新型城市试点政策的实施能推动新型基础设施的建设，加快资源要素的流动速度，不仅促使农村劳动力转移到城市，提高农村居民收入，还能提高农村土地资源的利用效率，推动城镇化的发展进程。城镇化的提高将加速基本公共服务均等化进程、促进城乡融合发展和缩小城乡收入差距，进而促进共同富裕。

（二）人才集聚的机制检验

本文借鉴白俊红等（2022）、杜群阳和俞航东（2019）的研究，采用信息传输、计算机服务和软件业从业人员数与科研、技术服务以及地质勘查业从业人员数之和占城市总从业人员的比重来衡量人才集聚，使用这两类行业人数主要是因为这两类行业所要求的知识、技术水平要高于其他行业。具体结果见表6列（2），估计系数在1%的显著性水平下显著为正，表明创新型城市试点政策能够通过人才集聚促进共同富裕，即假设2b得证。创新型城市试点政策的实施能为试点城市吸引到大量的创新人才，人才集聚将加快知识、技术的溢出扩散，不仅能够促进各种新兴产业的发展，提升居民的收入，缩小城乡、区域、行业之间的差距，还能加速高新技术的应用，提升生产效率，从而促进共同富裕。

（三）产业结构升级的机制检验

本文借鉴王晓等（2022）的研究，以产业高级化作为产业结构升级的代理变量，用第三与第二产业产值之比衡量产业结构升级，具体结果见表6列（3），估计系数在1%的显著性水平下显著为正，表明创新型城市试点政策能够通过产业结构升级对共同富裕产生正面影响，即假设2c得证。创新型城市试点政策的实施使更多的资源应用于生产效率更高的产业，推动产业结构升级。产业结构升级一方面能创造大量的工作岗位，提高居民收入水平；另一方面能完善资源配置系统，促进产业之间的协调发展，缩小行业间收入差距，进而促进共同富裕。

六、主要结论与政策建议

共同富裕是社会主义的本质要求，在高质量发展中实现共同富裕，要解决好普遍增长和发展不平衡、不充分问题，这就需要依靠创新。因此，必须坚持创新驱动发展。本文首先分析创新型城市试点政策对共同富裕影响的理论机制，利用2002—2020年中国258个城市的数据，在构建共同富裕指标体系并进行测算基础上，采用多期双重差分模型实证研究创新型城市试点政策的实施对共同富裕的影响，得出以下结论：（1）创新型城市试点政策的实施有利于促进共同富裕，该结论经过一系列稳健性检验依然成立；（2）异质性检验表明，创新型城市试点政策的实施对中西部地区和一般城市具有更高的政策效应，而对高等级城市共同富裕并不存在显著作用；（3）作用机制检验表明，创新型城市试点政策主要通过城镇化、人才集聚和产业结构升级等途径对共同富裕产生影响。

基于以上结论，本文提出以下建议：（1）继续推行创新型城市试点政策，提高城市自主创新能力。本文结论表明创新型城市试点政策的实施能够通过城镇化、人才集聚、产业结构升级三条路径显著促进共同富裕。因此，继续深入推动创新型试点城市建设的同时，进一步完善劳动力市场，促进人才充分就业，提高居民收入，促进城乡融合，推动城镇化的发展，应加大教育财政支出与科研支出，培养高质量人才，为城市创新提供动力支持，提升城市自主创新能力。还应大力发展新兴产业，推动产业结构高级化，促进共同富裕发展。（2）构建更加公平的分配制度，促进共同富裕发展。在实施创新型城市试点政策时，应加强新型基础设施的建设，为资源要素的流通提供基础，深化社会保障制度改革，加快教育、医疗、社会保障等公共服务均等化进程，缩小城乡差距。（3）实施创新型城市试点政策时要“因地制宜”和“因城施策”。本文异质性的研究表明不同类型城市实施创新型城市试点政策对促进共同富裕的作用效应不同，应将创新型城市试点政策更多地向中西部城市与一般城市倾斜，增加试点城市数量，更好地发挥创新型城市试点政策对共同富裕的推动作用。同时，对于高等级城市，要注重城市创新质量的提升，加强城市之间的交流学习，促进共同富裕。

　　* 感谢审稿专家和编辑部提出的宝贵意见。当然，文责自负。