摘 要：在當前中國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下，創(chuàng)業(yè)活躍度成為衡量一個地區(qū)經(jīng)濟活力和創(chuàng)新能力的重要指標，本文從新質(zhì)生產(chǎn)力視角出發(fā)，以中國30個省份2012—2022年的數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力對省際創(chuàng)業(yè)活躍度影響。研究發(fā)現(xiàn)新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度具有顯著的正向影響；政府債務(wù)水平較高的省份往往具有更高的創(chuàng)業(yè)活躍度；進一步分析顯示：不同地區(qū)之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在異質(zhì)性，在東部地區(qū)較為顯著；與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策環(huán)境等因素有關(guān)；同時地區(qū)競爭程度作為中介變量，在新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間起到了橋梁作用。因此，各省份要加大科技創(chuàng)新的力度，培養(yǎng)創(chuàng)新型人才，積極推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，充分發(fā)揮新質(zhì)生產(chǎn)力推動創(chuàng)業(yè)活躍度。

關(guān)鍵詞：新質(zhì)生產(chǎn)力；創(chuàng)業(yè)活躍度；創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)

一、引言及文獻綜述

創(chuàng)業(yè)活躍度是城市經(jīng)濟活力的重要體現(xiàn)。在新經(jīng)濟時代，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)已成為推動經(jīng)濟增長和轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵力量[1]。國務(wù)院在“十四五”規(guī)劃中也明確指出，要進一步深化創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，通過吸納更多就業(yè)來切實保障和改善民生，讓發(fā)展的成果惠及更多人民群眾。提升城市創(chuàng)業(yè)活躍度，不僅可以促進科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級，還可以帶動就業(yè)增長和經(jīng)濟效益提升，對于推動城市經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展具有重要意義[2]。新質(zhì)生產(chǎn)力是促進城市創(chuàng)業(yè)活躍度提升的重要驅(qū)動力量。新質(zhì)生產(chǎn)力作為新經(jīng)濟時代的核心概念，強調(diào)以創(chuàng)新為主要動力推動經(jīng)濟增長和社會發(fā)展。在中國城市創(chuàng)業(yè)活躍度提升過程中，新質(zhì)生產(chǎn)力的培育和發(fā)展至關(guān)重要。只有不斷注入創(chuàng)新元素，才能推動城市創(chuàng)業(yè)活動蓬勃發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和可持續(xù)發(fā)展[3]。由此看來，地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展必將對該地區(qū)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生重要影響。但由此也引發(fā)出一系列需要回應(yīng)的理論及實踐問題：一是理論層面，新質(zhì)生產(chǎn)力如何影響城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度，其內(nèi)在機理是什么？二是實踐層面，新質(zhì)生產(chǎn)力對城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應(yīng)如何？對上述問題的理論回應(yīng)和實證檢驗，無疑具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的研究，目前主要集中在對其內(nèi)涵特征的深入剖析上。從現(xiàn)有的學(xué)術(shù)成果來看，學(xué)者們普遍從性質(zhì)、生態(tài)、動力、效率和價值等多個維度來全面闡釋新質(zhì)生產(chǎn)力的豐富內(nèi)涵。在性質(zhì)層面，鐘茂初將新質(zhì)生產(chǎn)力界定為一種前沿的、先進的生產(chǎn)力形態(tài)，他認為，這種生產(chǎn)力是由“顛覆性技術(shù)創(chuàng)新”作為核心生產(chǎn)要素，有效配置其他資源要素，從而形成的引領(lǐng)性力量[4]。從生態(tài)視角出發(fā)，韓文龍將新質(zhì)生產(chǎn)力視為一種可持續(xù)生產(chǎn)力[5]。在動力維度上，萬長松賦予了新質(zhì)生產(chǎn)力創(chuàng)新驅(qū)動型的新標簽[6]。效率方面，杜傳忠將新質(zhì)生產(chǎn)力描述為一種高效的生產(chǎn)力。他指出，在數(shù)字經(jīng)濟時代和新興技術(shù)的融合下，新質(zhì)生產(chǎn)力相較于傳統(tǒng)生產(chǎn)力，展現(xiàn)出了更高的效能和更優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)出[7]。最后，從價值維度來看，趙峰將新質(zhì)生產(chǎn)力視為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的社會生產(chǎn)力。他認為，新質(zhì)生產(chǎn)力不僅促進了經(jīng)濟的快速增長，更在推動社會進步、提升人民福祉方面發(fā)揮了重要作用[8]。學(xué)界從不同角度深入探討了新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵特征，普遍將其視為一種先進、綠色、創(chuàng)新驅(qū)動和高效的生產(chǎn)力形態(tài)，對于推動經(jīng)濟社會的高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

關(guān)于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的研究，早期學(xué)者們主要圍繞其內(nèi)涵的界定、現(xiàn)實意義等層面進行了深入的定性探討。李時椿等強調(diào)了創(chuàng)新在創(chuàng)業(yè)過程中的核心地位，以及創(chuàng)新在推動創(chuàng)業(yè)成功中的重要作用[9]。Samila等認為創(chuàng)業(yè)活動在推動經(jīng)濟增長、創(chuàng)造就業(yè)機會和促進技術(shù)創(chuàng)新等方面扮演著重要角色[10]。隨著研究的深入，研究者們逐漸將焦點轉(zhuǎn)向了對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效率的量化評估，并探索了市場一體化、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及地方政府間競爭等多重因素對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的影響。王超超等從企業(yè)的微觀視角切入，聚焦于京、滬、津、深、渝這五大城市的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)生態(tài)。他基于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)潛力、活力以及成效三個維度進行了細致的評價，展現(xiàn)了這些城市在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的獨特魅力和競爭力[11]。呂爽等的研究從成果產(chǎn)出、要素投入、社會環(huán)境以及經(jīng)濟發(fā)展這四個核心維度出發(fā)，綜合評估了我國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的活躍度[12]。

綜上所述，目前新質(zhì)生產(chǎn)力主要集中在定性研究，鮮有文獻進行新質(zhì)生產(chǎn)力的定量研究，關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的研究則相對較少?；诖?，本文利用中國30個省份2012—2022年的數(shù)據(jù)實證考察新質(zhì)生產(chǎn)力對中國省際創(chuàng)業(yè)活躍度的影響以及作用機制。與已有文獻相比，本文的拓展之處在于：首先，構(gòu)建了更為科學(xué)合理的新質(zhì)生產(chǎn)力測度指標體系。在評估中國省際新質(zhì)生產(chǎn)力水平時，考慮到其多維性，本文基于新質(zhì)勞動者、新質(zhì)勞動對象、新質(zhì)生產(chǎn)資料三個方面，共選取21個具體指標，采用機器學(xué)習(xí)來構(gòu)建一個綜合性的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)。其次，豐富了新質(zhì)生產(chǎn)力與中國省際創(chuàng)業(yè)活躍度的相關(guān)文獻。本文基于新質(zhì)生產(chǎn)力角度，探索其是否會影響中國省際創(chuàng)業(yè)活躍度，厘清了其中的作用機制，并進行了區(qū)域異質(zhì)性分析，是對已有相關(guān)文獻的有益補充。第三，研究結(jié)論對于更好地提高中國城市創(chuàng)業(yè)活躍度，推動新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了一定啟發(fā)。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動的直接影響

新質(zhì)生產(chǎn)力作為對創(chuàng)新起主導(dǎo)作用的先進生產(chǎn)力質(zhì)態(tài)，通過技術(shù)革命性突破、生產(chǎn)要素創(chuàng)新性配置以及產(chǎn)業(yè)深度轉(zhuǎn)型升級，為城市創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動提供了強大的動力。綜合來看，新質(zhì)生產(chǎn)力對城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的影響主要體現(xiàn)在以下三個方面：一是技術(shù)推動，新質(zhì)生產(chǎn)力往往伴隨著新技術(shù)的出現(xiàn)和應(yīng)用，如人工智能、大數(shù)據(jù)、云計算等，新質(zhì)生產(chǎn)力中的科技創(chuàng)新要素，是推動城市創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動的核心力量，這些技術(shù)不僅提高了生產(chǎn)效率，也為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供了新的思路和方向[13]；二是資源配置優(yōu)化，新質(zhì)生產(chǎn)力強調(diào)資源的高效利用和合理配置，通過提高資源利用效率，降低生產(chǎn)成本，使得更多的創(chuàng)業(yè)者有機會參與到創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動中來。同時，資源的合理配置也有助于減少創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)過程中的不確定性和風(fēng)險[14]，提高成功率，為城市創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動創(chuàng)造了更好的環(huán)境。高效的生產(chǎn)力水平意味著企業(yè)能夠以更低的成本、更高的質(zhì)量進行生產(chǎn)，從而有更多的資源和精力投入創(chuàng)新活動中。同時，資源的優(yōu)化配置也使得創(chuàng)新活動更加順暢，減少了因資源短缺或配置不當而導(dǎo)致的創(chuàng)新障礙；三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，新質(zhì)生產(chǎn)力引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，為城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動提供了更廣闊的空間和機會[15]。隨著新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)將逐漸轉(zhuǎn)型升級，新興產(chǎn)業(yè)將不斷涌現(xiàn)。這些新興產(chǎn)業(yè)往往具有高技術(shù)含量、高附加值的特點，為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供了更多的機會和可能性。同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整也將帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，形成創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的良性循環(huán)?；谝陨戏治?，本文提出：

假設(shè)1：新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間存在正相關(guān)關(guān)系，即新質(zhì)生產(chǎn)力的提升能夠顯著促進創(chuàng)業(yè)活躍度的增加。

（二）不同區(qū)域之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響

由于當前中國的東中西部之間仍然存在發(fā)展不平衡的現(xiàn)象，不同區(qū)域在資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、政策支持等多方面的差異。資源稟賦的差異直接影響到新質(zhì)生產(chǎn)力在該區(qū)域的發(fā)展水平和方向，進而影響到創(chuàng)業(yè)活動的活躍度和質(zhì)量。同時經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)往往具有更高的市場化程度、更完善的產(chǎn)業(yè)鏈條和更豐富的創(chuàng)新資源，這些都有利于新質(zhì)生產(chǎn)力的快速發(fā)展和創(chuàng)業(yè)活動的繁榮。不同區(qū)域在政策支持方面也存在差異，包括財政支持、稅收優(yōu)惠、創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)等方面。政策差異直接影響到創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)活動的質(zhì)量[16]。一些地區(qū)可能出臺更加優(yōu)惠的政策措施，吸引更多的創(chuàng)業(yè)者前來創(chuàng)業(yè)，提高創(chuàng)業(yè)活躍度。基于以上分析，本文提出：

假設(shè)2：不同區(qū)域之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在異質(zhì)性。

（三）新質(zhì)生產(chǎn)力增強市場競爭程度對創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動的影響

新質(zhì)生產(chǎn)力的提高推動了新興產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，為創(chuàng)業(yè)活動提供了新的領(lǐng)域和機會。在市場競爭的推動下，企業(yè)會不斷探索新的市場空白和消費者需求，通過技術(shù)創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新來拓展業(yè)務(wù)領(lǐng)域，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力。加大在研發(fā)、設(shè)計、生產(chǎn)等各個環(huán)節(jié)的創(chuàng)新投入，以推出更具市場競爭力的新產(chǎn)品、新技術(shù)和新服務(wù)[17]。同時市場競爭強度的增加有助于優(yōu)化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境。政府為了鼓勵創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動，會出臺一系列的政策措施，以降低創(chuàng)業(yè)門檻和創(chuàng)業(yè)成本，提高創(chuàng)業(yè)成功率[16]。市場競爭強度還能夠促進創(chuàng)新人才的培養(yǎng)。在市場競爭的壓力下，企業(yè)需要具備更強的創(chuàng)新能力和人才儲備。因此，企業(yè)會加大在人才培養(yǎng)和引進方面的投入，吸引更多的創(chuàng)新人才加入。這些人才將成為推動新質(zhì)生產(chǎn)力在創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動中發(fā)揮更大作用的重要力量?；谝陨戏治?，本文提出：

假設(shè)3：市場競爭程度在新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間起到中介作用，即新質(zhì)生產(chǎn)力的提升會通過增強市場競爭程度來間接促進創(chuàng)業(yè)活躍度的增加。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究選取我國31個省份2012—2022年的樣本數(shù)據(jù)，在收集過程中，由于西藏的數(shù)據(jù)大量缺失，故本文將西藏進行剔除，其余缺失值采用插值法進行填充。最終為30個省份11年的樣本數(shù)據(jù)，共330個樣本。數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，北京大學(xué)企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心，各個省份工業(yè)、能源、環(huán)境統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年鑒。具體而言，被解釋變量創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)編制的區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)，綜合反映了各地區(qū)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍程度。解釋變量新質(zhì)生產(chǎn)力（NQPI）是基于主成分分析法（PCA）對多個相關(guān)指標進行合成得到的綜合性指標。此外，控制變量包括對外開放程度（OPEN）、數(shù)字化水平（DL）、金融發(fā)展水平（FIN）、消費水平（CPI）和政府干預(yù)程度（GIL），分別通過進出口總額占GDP的比例、省級上市公司年報中的關(guān)鍵詞詞頻、金融機構(gòu)存貸款余額占GDP的比例、居民消費價格指數(shù)以及政府財政支出與GDP的比值來衡量。中介變量市場競爭程度（MCL）通過地區(qū)的法人單位數(shù)量來反映。具體指標選取如表1。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量

創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）作為本研究的被解釋變量，反映了各地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的活躍程度。采用北京大學(xué)編制的區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)作為衡量標準，該指數(shù)從新建企業(yè)數(shù)量、吸引外來投資、吸引風(fēng)險投資、專利授權(quán)數(shù)量和商標注冊數(shù)量5個維度，運用客觀性產(chǎn)出類指標，實現(xiàn)對中國各地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力更加真實的度量。

2. 解釋變量

本研究的解釋變量為新質(zhì)生產(chǎn)力（NQPI），它代表了基于新技術(shù)、新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)和新模式等要素形成的生產(chǎn)力。通過主成分分析法（PCA），本研究將多個與新質(zhì)生產(chǎn)力相關(guān)的指標進行合成，得到一個綜合性的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)。具體而言，為了全面衡量新質(zhì)生產(chǎn)力的水平，本研究構(gòu)建了一個包括目標層、準層和一級、二級指標在內(nèi)的指標體系。目標層即新質(zhì)生產(chǎn)力（NQPI），準層包括新質(zhì)勞動者、新質(zhì)勞動對象和新質(zhì)生產(chǎn)資料三個方面，具體包含了21個二級指標（見表2）。

3. 控制變量

為了更準確地揭示新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間的關(guān)系，本研究還引入了多個控制變量。其中，對外開放程度（OPEN）反映了各地區(qū)對外經(jīng)濟開放的廣度和深度；數(shù)字化水平（DL）通過上市公司年報中的關(guān)鍵詞詞頻來衡量，反映了各地區(qū)數(shù)字化發(fā)展的水平；金融發(fā)展水平（FIN）和金融機構(gòu)存貸款余額占GDP的比例來衡量，反映了各地區(qū)金融服務(wù)的完善程度；消費水平（CPI）通過居民消費價格指數(shù)來衡量，反映了各地區(qū)居民的消費能力和消費結(jié)構(gòu)。政府干預(yù)程度通過政府財政支出和GDP的比值進行衡量，反映了政府在區(qū)域中的作用程度。

4. 中介變量

市場競爭程度（MCL）作為本研究的中介變量，通過地區(qū)的法人單位數(shù)量來反映。市場競爭程度的提高可以促進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的增加，進而提升創(chuàng)業(yè)活躍度。因此，研究市場競爭程度在新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間的作用機制具有重要意義。

（三）模型設(shè)定

基于上述研究假設(shè)，本研究構(gòu)建以下面板回歸模型來檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響以及市場競爭程度的中介效應(yīng)。首先，為了檢驗假設(shè)1，本文構(gòu)建以下基準回歸模型：

其中，[EAit]表示第i個省份第t年的創(chuàng)業(yè)活躍度，[NQPIit]表示第i個省份第t年的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)，[xit]表示控制變量（開放度、金融發(fā)展程度、消費者價格指數(shù)等），β0是截距項，[α1]是新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)的系數(shù)，[βi]是控制變量的系數(shù)向量，[εit]是誤差項。

此外，為了檢驗假設(shè)2，進一步構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型：

步驟1（同基準模型）：

步驟2（檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力對市場競爭程度的影響）：

其中，[MCLit]表示市場競爭程度，γ0是截距項，γ1? 是新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)的系數(shù)，[βi]是控制變量的系數(shù)向量，[εit]是誤差項。

步驟3（檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力和市場競爭程度對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響）：

其中，[η0]是截距項，[η1]、[η2]是新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)和市場競爭程度的系數(shù)，[βi]是控制變量的系數(shù)向量，[εit]是誤差項。如果步驟1中[α1]顯著，步驟2中γ1顯著，步驟3中[η1]的顯著性降低且[η2]顯著，可以認為市場競爭程度在新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間起到了中介作用。

（四）變量的描述性統(tǒng)計分析

所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）的均值為35.30，標準差較大（17.99），表明各省份間的新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在顯著差異。創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）的均值為79.65，同樣顯示出一定的波動性。偏度和峰度值揭示了部分變量的非正態(tài)性。創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）呈現(xiàn)出尖峰左偏的形態(tài)。而新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）呈現(xiàn)出尖峰右偏的形態(tài)。Jarque-Bera統(tǒng)計量及其對應(yīng)的p值說明除了消費水平，其余變量均不服從正態(tài)分布。此外，從描述性統(tǒng)計可以看出：數(shù)字化水平（DL）數(shù)值較大，與其他變量不在同一單位量級，故后續(xù)在回歸分析中對于DL進行取對數(shù)處理。

（五）相關(guān)性分析

相關(guān)性分析表明（見表4），新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）與創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.54），說明新質(zhì)生產(chǎn)力水平較高的省份往往具有更高的創(chuàng)業(yè)活躍度。EA與OPEN（開放度）的相關(guān)性系數(shù)為0.41，呈現(xiàn)中等程度的正相關(guān)。說明更開放的經(jīng)濟環(huán)境有利于創(chuàng)業(yè)活動的增加。EA與DL的相關(guān)性系數(shù)為0.38，同樣顯示為正相關(guān)。表明勞動力資源的豐富性和創(chuàng)業(yè)活躍度之間存在正相關(guān)關(guān)系。此外，EA與FIN、CPI和GIL的相關(guān)系數(shù)的絕對值較小。值得注意的是，相關(guān)分析不是因果分析，因此，還需要進行回歸分析。

四、基于機器學(xué)習(xí)的省際新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)測度

在評估省際新質(zhì)生產(chǎn)力水平時，考慮到其多維性，本研究采用機器學(xué)習(xí)中的主成分分析法（PCA）來構(gòu)建一個綜合性的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)。PCA是一種常用的降維技術(shù)，它能夠在保留原始數(shù)據(jù)大部分信息的同時，將多個相關(guān)變量轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個不相關(guān)的主成分，從而簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)并揭示變量之間的內(nèi)在關(guān)系。

（一）KMO檢驗

在進行主成分分析之前，首先需要對數(shù)據(jù)進行KMO檢驗，以確保數(shù)據(jù)適合進行主成分分析。KMO檢驗用于測量變量之間的偏相關(guān)性，其值越接近1，表示變量間的相關(guān)性越強，越適合進行主成分分析。巴特利特球形度檢驗用于檢驗數(shù)據(jù)的分布是否滿足多變量正態(tài)分布的總體，如果顯著（即p值小于0.05），表明數(shù)據(jù)適合進行主成分分析。

如表5所示，KMO值為0.739，大于0.7的通常接受標準，表明變量間的相關(guān)性較強，適合進行主成分分析。同時，巴特利特球形度檢驗的近似卡方值為6467.181，顯著性水平為0.000，小于0.05的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)適合進行主成分分析。

（二）主成分提取

在主成分分析中，根據(jù)特征值大于1的標準，本文提取了5個主成分，并計算了解釋的總方差。

如表6所示，前五個主成分的累積方差百分比達到了73.061%，表明這五個主成分能夠解釋原始數(shù)據(jù)中大部分的信息。因此，本文選擇前五個主成分作為新質(zhì)生產(chǎn)力的代表性指標。同時，本文還計算了每個變量在主成分分析中的公因子方差，即變量在提取的主成分上的方差。

如表7所示，大部分變量的公因子方差都在0.5以上，表明這些變量在主成分分析中有較好的解釋力。

（三）新質(zhì)生產(chǎn)力的合成

旋轉(zhuǎn)后的成分得分矩陣如下表8所示，其提供了每個變量在各個主成分上的載荷系數(shù)。這些載荷系數(shù)反映了變量與主成分之間的相關(guān)性，即變量對主成分的貢獻程度。

從上表中可以看到每個變量在各個主成分上的載荷系數(shù)。這些系數(shù)反映了變量與主成分之間的相關(guān)性，并可用于計算各個主成分上的得分。具體來說，對于每個省份，本文將其在各個變量上的值與該變量在對應(yīng)主成分上的載荷系數(shù)相乘，然后將結(jié)果相加，即可得到該省份在該主成分上的得分。此外，為了進一步將這些主成分綜合成一個綜合的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)，本文采用了加權(quán)求和的方法。權(quán)重為每個主成分的方差百分比。新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（F）的計算公式如下：

五、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

基準回歸模型的結(jié)果揭示了新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響（見表9）：

在模型（1）中，僅考慮新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)作為解釋變量，結(jié)果顯示新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度具有顯著的正向影響（系數(shù)為0.3782，t統(tǒng)計量為11.5750）。在模型（2）至（6）中，本文逐步加入了其他控制變量，以更全面地考察新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響。結(jié)果顯示，在加入控制變量后，新質(zhì)生產(chǎn)力的系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)值相對穩(wěn)定，說明新質(zhì)生產(chǎn)力顯著促進省際創(chuàng)業(yè)活躍度，假設(shè)1得到驗證。

此外，從控制變量來看，政府債務(wù)水平（DL）的系數(shù)為正，表明政府債務(wù)水平較高的省份往往具有更高的創(chuàng)業(yè)活躍度，這與政府債務(wù)對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)的支持有關(guān)。金融發(fā)展水平（FIN）的系數(shù)為負，反映了金融市場的波動性和不確定性對創(chuàng)業(yè)活動的負面影響。政府干預(yù)水平（GIL）的系數(shù)為正，表明政府政策對創(chuàng)業(yè)活動的支持有助于提升創(chuàng)業(yè)活躍度。

在模型選擇方面，隨著控制變量的加入，模型的R2值逐漸增加，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合度逐漸提高。同時，F(xiàn)統(tǒng)計量的值也較大，且對應(yīng)的概率值均小于0.01，表明模型的整體解釋力較強。

（二）穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗中（見表10），通過將新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）滯后一期（NQPI（-1））以及滯后一期（NQPI（-2））作為解釋變量，以檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。將新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）滯后一期的原因在于創(chuàng)業(yè)活動不是獨立的，往往會受到前期經(jīng)濟、環(huán)境等影響，因此，前期的新質(zhì)生產(chǎn)力更能表示滯后影響。

結(jié)果顯示，滯后一期的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI（-1））對創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）仍然具有顯著的正向影響（系數(shù)為0.1087，t統(tǒng)計量為2.3080，在5%顯著性水平下顯著），滯后二期的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI（-2））對創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）也具有顯著的正向影響（系數(shù)為0.0930，t統(tǒng)計量為1.9666，在10%顯著性水平下顯著）表明新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響具有持續(xù)性。同時，其他控制變量的符號和顯著性未發(fā)生明顯變化，增強了模型的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

異質(zhì)性分析旨在探討不同地區(qū)之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度影響的差異（見表11）。

根據(jù)模型結(jié)果，東部、中部、西部和東北地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)（NQPI）對創(chuàng)業(yè)活躍度（EA）的影響存在顯著差異。東部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)對創(chuàng)業(yè)活躍度有顯著的正向影響（系數(shù)為0.1930，t統(tǒng)計量為3.1238），而中部、西部和東北地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響不顯著或存在負向影響。結(jié)果表明，不同地區(qū)之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在異質(zhì)性，與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策環(huán)境等因素有關(guān)。假設(shè)2得到驗證。

（四）中介效應(yīng)檢驗

為了驗證假設(shè)3，本文進行了中介效應(yīng)檢驗（見表12）：

從中可以看出：模型（1）檢驗了新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響。結(jié)果表明，新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度具有顯著的正向影響，即新質(zhì)生產(chǎn)力的提升能夠促進創(chuàng)業(yè)活動的增加。模型（2）檢驗了新質(zhì)生產(chǎn)力對中介變量地區(qū)競爭程度（MCL）的影響。結(jié)果顯示，新質(zhì)生產(chǎn)力對地區(qū)競爭程度具有顯著的正向影響（系數(shù)為0.0138，t統(tǒng)計量為4.6136）。說明新質(zhì)生產(chǎn)力的提升能夠增強地區(qū)的競爭程度。模型（3）將地區(qū)競爭程度和新質(zhì)生產(chǎn)力同時作為解釋變量納入模型，以檢驗地區(qū)競爭程度是否作為中介變量影響了新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，當中介變量地區(qū)競爭程度被納入模型后，新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的直接影響系數(shù)顯著下降（從0.1149降至0.0398），但地區(qū)競爭程度對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響仍然顯著為正（系數(shù)為4.0484，t統(tǒng)計量為5.9883）。符合中介效應(yīng)的存在條件，即當加入中介變量后，原先的解釋變量（新質(zhì)生產(chǎn)力）對被解釋變量（創(chuàng)業(yè)活躍度）的影響減弱，而中介變量對被解釋變量的影響顯著。因此，可以說明地區(qū)競爭程度在一定程度上解釋了新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，即新質(zhì)生產(chǎn)力通過提升地區(qū)競爭程度進而促進了創(chuàng)業(yè)活動的增加。驗證了假設(shè)3，即地區(qū)競爭程度作為中介變量，在新質(zhì)生產(chǎn)力與創(chuàng)業(yè)活躍度之間起到了橋梁作用。

六、結(jié)論與建議

本文通過中國30個省份2012-2022年的數(shù)據(jù)實證研究探討了新質(zhì)生產(chǎn)力對中國城市創(chuàng)業(yè)活躍度的提升路徑。主要研究結(jié)論如下：第一，新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度具有顯著的正向影響，新質(zhì)生產(chǎn)力能夠顯著促進省際創(chuàng)業(yè)活躍度。第二，不同地區(qū)之間新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在異質(zhì)性，與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策環(huán)境等因素有關(guān)，其中在東部地區(qū)影響較為顯著。第三，地區(qū)競爭程度在一定程度上解釋了新質(zhì)生產(chǎn)力對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，即新質(zhì)生產(chǎn)力通過提升地區(qū)競爭程度進而促進了創(chuàng)業(yè)活動的增加。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，加大科技創(chuàng)新的力度，增加科研投入，建立一批高水平的科技創(chuàng)新平臺，吸引和培養(yǎng)創(chuàng)新型人才。通過科技成果轉(zhuǎn)化，形成具有市場競爭力的新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)，為創(chuàng)業(yè)者提供更多商業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)靈感。

第二，積極推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，形成多元化、高附加值的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。通過引導(dǎo)資本、技術(shù)、人才等要素向新興產(chǎn)業(yè)集聚，培育一批具有創(chuàng)新能力和市場潛力的創(chuàng)業(yè)企業(yè)。同時，鼓勵傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新等方式實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，為創(chuàng)業(yè)者提供更多創(chuàng)業(yè)空間和發(fā)展機遇。

第三、優(yōu)化創(chuàng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，打造良好的創(chuàng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，為創(chuàng)業(yè)者提供全方位的支持和服務(wù)。包括簡化創(chuàng)業(yè)流程、降低創(chuàng)業(yè)成本、提供稅收優(yōu)惠等政策支持；建立創(chuàng)業(yè)孵化器、加速器等創(chuàng)業(yè)服務(wù)機構(gòu)，提供場地、資金、人才等一站式服務(wù)；加強創(chuàng)業(yè)教育和培訓(xùn)，提升創(chuàng)業(yè)者的素質(zhì)和能力。

第四，激發(fā)市場主體活力，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，激發(fā)各類市場主體的活力。鼓勵大型企業(yè)通過開放創(chuàng)新、合作共享等方式，與創(chuàng)業(yè)者形成緊密的產(chǎn)業(yè)鏈合作關(guān)系；支持中小微企業(yè)發(fā)揮靈活創(chuàng)新的優(yōu)勢，快速響應(yīng)市場需求，成為城市創(chuàng)業(yè)活躍度的重要力量。

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作者簡介：楊杰（1977— ），男，安徽蚌埠人，安徽財經(jīng)大學(xué)副教授，博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向為跨國公司與外商投資，陳德欽（2003— ），男，福建莆田人，安徽財經(jīng)大學(xué)學(xué)生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)；王娜（1982— ），女，山東萊蕪人，安徽財經(jīng)大學(xué)副教授，博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向為文化創(chuàng)意旅游與管理。