新质生产力对共同富裕的影响与实证检验

新质生产力对共同富裕的影响与实证检验【摘要】文章以31个省份为研究对象，探析了新质生产力对共同富裕发展的影响。研究发现，新质生产力能显著促进共同富裕发展水平提升，新质生产力与共同富裕发展均存在显著的空间集聚性。新质生产力具有显著的正向空间溢出效应，新质生产力的集聚和扩散能够有效地提升区域间的经济联系和协同发展，进而推动共同富裕发展水平的提升。进一步研究发现，区域异质性的新质生产力水平对地区共同富裕发展的贡献存在较大差异，相较于西部地区，东部地区新质生产力发展水平对地区共同富裕发展的促进作用更加明显。文章探究了新质生产力在空间维度的影响力，为解答地区发展不均衡和区域政策制定提供了新的视角和方法论。【关键词】新质生产力；共同富裕；空间溢出效应；异质性【中图分类号】F124"【文献标识码】A"【文章编号】1004-5937（2025）09-0139-08在复杂的全球化经济环境下，探索生产力发展新模式成为实现国家竞争力提升和社会全面发展的重要课题。2023年9月，习近平总书记在黑龙江考察时对“整合和优化科教创新资源”作出战略性指示，明确提出了积极培育战略性新兴产业、未来产业应“加快形成新质生产力”[1]的发展方向。2023年召开的中央经济工作会议对“以科技创新驱动产业革新、以颠覆性、前沿技术催生新产业、新模式、新动能的发展理念”[2]的强调，标志着中国重塑国家发展战略的坚定决心。新质生产力作为一种“新型”生产力，预示着一个国家或地区在科技创新、产业结构优化、全要素生产率提升等方面的进步，体现了一个重要趋势：创新已经成为推动生产力发展的关键力量。在此背景下，新质生产力的培育和发展与共同富裕构建具有内在逻辑关联。共同富裕不仅代表一种经济和社会的发展结局，而且意味着持续不断地推动社会成员的福祉水平提升，缩小贫富差异，形成社会的公平发展局面。新质生产力所释放的新动能，以全面创新为驱动，不仅能够催化新行业的兴起，促使旧有产业改造与升级，更能够解决经济结构不平衡、不协调的问题，提供更多、更优质的就业机会，提高劳动收入水平，进而为实现共同富裕奠定坚实基础。因此，研究新质生产力与共同富裕之间的关系不仅要关注宏观层面的国家战略与政策制定，更需要潜入微观层面的个体、组织和区域内的行为与反馈。基于此，本文使用基准回归模型、中介效应模型以及空间杜宾模型作为主要研究工具，剖析新质生产力对共同富裕的影响路径及其内在机制，并重点研究新质生产力如何通过空间关联影响共同富裕的区域差异及溢出效应。本文的创新之处和可能的边际贡献在于：首先，本文采用多维度、立体的分析框架弥补传统单一分析视角的不足，在此框架下，新质生产力的各个组成部分被有机整合和分析。其次，本文在现有研究基础上进一步开拓，尤其注重新质生产力在空间维度的影响力，探究其作用机制与区域间共同富裕发展的关联性，将空间经济学的方法带入新质生产力对共同富裕影响的研究中，为解答地区发展不均衡和区域政策制定提供了新的视角和方法论；通过构建全面的理论与实证分析框架，为了解和推动共同富裕的高质量发展提供了有力的研究支撑。二、理论分析与研究假设（一）直接效应全体人民共同富裕不仅体现了社会主义对财富分配的高度关注与理想追求，而且也是中国特色社会主义现代化道路的鲜明特征及其发展逻辑的内在要求。共同富裕的实质在于通过科技进步与产业升级，促进生产力的全面提升，实现经济结构和分配方式的优化，以此达到财富增长与社会公平的有机结合，从而保障和促进社会成员的整体福祉。共同富裕包含总体富裕程度和发展共享程度两个方面，新质生产力主要从这两个方面对共同富裕高质量发展产生影响。1.新质生产力与总体富裕程度在实现共同富裕的进程中，共同富裕的概念已不再局限于经济增长的单一维度，而是转化为多元化、多层次的社会发展目标。新质生产力这一核心概念已成为推进共同富裕概念全面落实的关键，不单是在物质富裕的层面，更在于推动整个社会的包容性增长与均衡发展。随着生产方式的革新，新质生产力成为经济增长的非线性驱动力。区别于以往依赖资源和劳动力的线性增长模式，新质生产力更多地表现为通过创新引发的‘爆发式’发展或‘几何级数’增长。“数字经济的兴起和创新型企业的出现，以其快速的发展和巨大的经济价值”[3]，诠释了这一现象。而这种增长不仅在数量上显著，更在于其所推动的“经济结构优化和经济活力”[4]的提升。创新的能量还溢出至社会层面，通过技术的普及与教育的普及化“推动人力资本的提升”[5]，为普通群众带来了提高个人技能、改善生活质量的渠道。技术平台的枯木逢春，“技术平台所提供的信息服务，已然成为日常社会生活中不可或缺的一部分”[6]，为中小企业及个人打造了展示自我、实现价值的舞台，让更多人有机会参与到经济增长的进程中，从而实现参与式的共同富裕，不仅为部分人带来了难以想象的职业上升通道，也为整个社会带来了更为广泛的经济参与感与成就感。新质生产力的蓬勃发展，有力推动了经济增长、产业升级和人力资本提升，正是在做大共同富裕“蛋糕”的同时，实现财富公平分配的重要途径。2.新质生产力与发展共享程度马克思在《〈政治经济学批判〉序言》中指出：“随着生产方式即谋生方式的改变，人们也就会改变自己的一切社会关系。”[7]这一思想彰显了生产力作为社会发展最活跃、最革命的因素，对生产关系乃至整个社会关系的深刻影响。生产力决定生产关系，生产力的每一次进步都会引起生产关系的变革，进而带来社会结构的深刻调整。随着新质生产力的不断发展壮大，必然会孕育和形成与之相适应的新型生产关系。这种新型生产关系往往以协同创新、共享发展为主要特征，超越了传统的竞争对抗模式，彰显了互利共赢的时代价值取向，由此构成了经济社会发展的新范式、新模式。新质生产力的发展壮大，推动生产组织方式从传统的金字塔式科层制，向扁平化、去中心化的网络化方向演进，从而形成利益共享、风险共担的命运共同体。一是“共享经济、平台经济”[8]的蓬勃发展，极大降低了中小微主体和个人参与经济活动的门槛，使得各类市场主体能够通过网络平台充分对接、灵活协作，共同分享发展机遇、发展成果。二是“产业数字化”[9]、“数字产业化”[10]的深入推进，加速形成以产业链为纽带，以数据要素为驱动，各环节企业深度协同、互利共赢的新型产业生态，内部主体在开放、平等、协作、共享的基础上深度融合，彼此成就，构筑起利益共享、责任共担的命运共同体，有效规避了个别主体垄断发展资源、主导生态价值分配的弊端。综上所述，提出假设1。H1：新质生产力发展能够显著推动共同富裕。（二）间接效应新质生产力驱动的产业力量异军突起，标志着社会生产力发展进入新阶段。在全球经济一体化的大潮中，“新质生产力形成的关键在于创新和优化，以及在适合的实践路径中发展壮大”[11]，新质生产力的发展表现为对知识和信息化的重视，以及以此为基底的制造智能化、服务个性化和管理科学化，反映了人类生产力水平的飞跃。这些新产业不仅具有创新活跃的特征，而且呈现出技术密集与高度依赖科技进步的趋势。作为“新经济”的象征，通过科技创新引导产业结构的优化升级，以“领头羊”的姿态，不断拓展产业边界，其高增值能力和可持续发展潜力，正成为推动经济增长的核心动力。新质生产力与新产业的联合成果对于国家全面竞争力的提升起到了不可或缺的作用，不仅体现在经济实力的增强上，更体现在如何通过均衡发展促进共同富裕，让经济发展的成果惠及更广泛的社会成员。当新产业的红利能被更多地区和社会阶层分享时，共同富裕的理念将逐步成为现实。综上所述，提出假设2。H2：新质生产力发展能够通过推动产业结构升级，进而推动共同富裕。（三）空间溢出效应新质生产力的快速发展，降低了信息传播和知识共享的成本，拓展了经济社会发展的时空边界，“新质生产力发展具有明显的空间外溢效应”[12]。生产要素能够更加便捷地在不同区域之间流动配置，创新资源能够更加高效地实现优化整合，区域间经济联系更加紧密，发展联动性、关联性显著增强。例如“江苏在充分发挥自身优势条件和经济活跃动能的同时，还要通过区域协同发展带动更大范围的城市群空间的活力增长”[13]。新质生产力发展水平较高地区可以充分利用数字化手段，加快新技术、新产业、新业态、新模式的培育壮大，积极探索现代化建设的新路径、新模式，在更大范围、更高水平上参与经济循环，提升在国内国际双循环中的枢纽地位，进而辐射带动周边地区加快发展。同时，发达地区还可以利用数字化技术搭建产业协同发展平台，发挥“先富”带动“后富”优势，加强与欠发达地区在资金、技术、人才、管理等方面的对接联动，推动产业链供应链优化重构，在更高水平上实现优势互补、互利共赢，携手走出一条符合高质量发展要求的共同富裕新路子。综上所述，提出假设3。H3：新质生产力发展不仅能够提升本地区共同富裕水平，还能带动周边地区共同富裕发展，产生正向的空间溢出效应。三、研究设计（一）数据来源与变量选取本文以2013—2022年期间省级地区数据为研究样本，原始数据来源于中国科技统计年鉴、中国农村统计年鉴、中国统计年鉴、中国城市统计年鉴、国家统计局官网以及相关统计公报以及EPS数据库。针对个别数据缺失值，采用平均值差补法进行缺失值的填补，以确保数据的完整性和可靠性。1.被解释变量共同富裕（Com）。基于现有研究[14-15]，从总体富裕程度和发展共享程度构建综合评价指标体系（见表1）测度共同富裕。在原始数据基础上，借助熵权法测算共同富裕指数。2.解释变量新质生产力（Nqp）。基于现有研究[16-17]，根据新质生产力内涵与本质，从劳动者、生产资料和劳动者对象3方面构建综合评价指标体系（见表1）测度新质生产力。在原始数据基础上，借助熵权法测算新质生产力指数。3.中介变量产业结构调整（Upg），为深入理解产业演进的内在机制，避免主观因素对评估结果的干扰，采用产业高级化程度作为衡量产业结构升级的指标。借助第三产业产值与第二产业产值的比值测算产业高级化程度。4.控制变量为降低遗漏变量产生内生性问题，参考现有研究做法，选取控制变量：城镇化水平（Url），以城镇常住人口占地区总人口比值表示；信息化程度（Inf），以千人拥有计算机量与地区GDP的比值进行衡量；人力资本水平（Hcl），外贸依存度（Tri），使用地区进口总额与地区GDP的比值表示。5.变量描述性统计由描述性统计结果（见表2）可知，新质生产力指数最大值为0.9377，远高于最小值0.2334，意味着新质生产力水平在各省份之间存在较大差异；共同富裕水平在各省份之间同样差异较大。（二）模型构建1.基准模型基于上述分析构建基准回归模型，检验新质生产力发展对共同富裕的影响。Comi，t=α0+α1Nqpi，t+α2Conti，t+μi+δt+εi，t"（1）其中，i、t为地区和年份；Comi，t为共同富裕指数；Nqpi，t为新质生产力指数，Conti，t为控制变量；μi表示个体固定效应；δt表示时间固定效应；εi，t表示误差项。2.中介效应模型借助中介效应模型，检验新质生产力能够通过产业结构调整推动共同富裕发展，建立如下中介传导模型：Upgi，t=α0+α1Nqpi，t+α2Conti，t+μi+δt+εi，t"（2）其中，Uqpi，t表示中介变量。3.溢出效应模型新质生产力影响共同富裕发展的过程中需要考虑空间依赖性，借助空间杜宾模型研究新质生产力对共同富裕的空间溢出效应，在基准模型的基础上考虑新质生产力与邻近地区共同富裕发展的空间交互效应，构建空间模型：Comi，t=ω0+？籽Wi，jComi，t+θ1Wi，jNqpi，t+ω1Nqpi，t+θ2Wi，jConti，t+ω2Conti，t+μi+δt+εi，t""（3）其中，Wi，j表示空间权重矩阵，本文主要构建邻接距离矩阵分析空间溢出效应；？籽为空间自回归系数；θ1为新质生产力空间滞后项系数；ω1为新质生产力指数系数；θ2为控制变量空间滞后项系数；μi为个体固定效应；δt表示时间固定效应；εi，t表示误差项。四、实证结果与分析（一）基准回归分析为检验新质生产力对共同富裕发展的影响，对基准模型分步回归，依次是不加入控制变量、控制个体固定效应、双固定效应情形下新质生产力对共同富裕发展影响的回归结果（见表3）。由结果可知，新质生产力对共同富裕发展的影响在三种情形下均为正向显著，说明新质生产力的发展和应用能够推动共同富裕发展水平提升，验证H1成立。由此可知，新质生产力的快速发展伴随人工智能、云计算、大数据以及物联网等技术的逐步成熟与广泛部署，生产流程得以实现高度智能化与自动化，不仅实现了对生产效率的极大提升，更为精细化管理与决策提供了数据支撑，从而效仿科学实验中精准控制变量所带来的细微变化观测，对生产活动进行更微观、动态的优化与调整。通过先进的生产力技术实现劳动力成本的大幅削减，无疑加深了生产系统自身的效益优化，同时借助自动化设备替代高强度、高危险、低附加值的人工作业，也有利于释放劳动力从事更为创造性与智能性的工作，这不但提升了劳动者的个人价值与生活质量，也为整个社会的共同富裕目标奠定了坚实基础。在新质生产力的作用下，生产要素的流通速度显著加快，区域间生产要素的流动渠道进一步拓宽，不仅促进了地域间的经济平衡发展，还加强了全球生产网络的整合性与协同性。生产要素的高效流动不仅是提升全要素生产率的关键，同时也是推动生产过程再现代化、国际化的催化剂。不仅在宏观层面上推动经济持续增长与转型升级，也在微观层面上促进各省份内部机制的创新与效能提升，因此对于实现社会共同富裕具有深远影响。（二）中介效应回归分析表3最后一列为新质生产力通过产业结构调整影响共同富裕的中介效应检验结果，由结果可知，新质生产力对产业结构调整的影响正向且显著，说明新质生产力能够通过产业结构调整推动共同富裕发展，因此，H2成立。（三）内生性分析新质生产力对共同富裕的影响过程中可能存在逆向因果关系导致内生性问题。内生性问题可能会极大地干扰对于新质生产力影响程度的估计，导致研究结论的偏误。共同富裕水平的提高可能倒逼技术创新和新质生产力的发展，地区共同富裕水平的提高，往往会伴随着政策支持、资本积累与人才集聚等一系列经济和社会环境的优化，从而倒逼相关技术的研发和应用，推动新质生产力的进一步发展。这样的双向反馈机制，使得识别新质生产力对共同富裕影响的单向因果关系具有一定的难度。要缓解此类内生性偏误，并准确估计新质生产力对共同富裕的影响，可以采用工具变量法。具体采用1984年地区产业结构与上年度地区专利申请数量的交互项作为工具变量，主要原因在于：（1）一个地区过去基于传统产业结构形成的专业化技能与知识积累，可能会在技术进步过程中提供必要的基础支持，有助于新质生产力的采纳与整合，但这种历史造就的专业化技能与知识积累本身不直接决定当前的共同富裕状况。（2）专利申请数量指标反映了地区潜在的创新能力和科技发展基础。将工具变量代入基准回归模型，并使用两阶段最小二乘法进行重新估计。控制内生性问题后，根据表4所示的结果，新质生产力对共同富裕的影响是正向且显著的，与基准回归模型中得到的结果基本一致，进一步表明研究结论是可靠和可信的。此外，进行弱工具变量检验，结果显示其F值大于临界值（16.38），这意味着选择的工具变量是合理和有效的。（四）稳健性检验为确保估计结果的稳健性，本文采用了三种方法进行检验：更改样本量回归、考虑遗漏变量以及缩尾检验。第一，基于新质生产力发展水平的描述性统计分析，可以发现北京、上海、浙江、广东的新质生产力发展水平明显高于其他省份。为了消除这些异常值可能对回归结果产生的影响，本文剔除了上述样本数据后重新进行了回归分析。结果表明，在剔除部分样本数据后回归，新质生产力对共同富裕发展的促进作用依然显著。第二，影响共同富裕发展的因素是多方面的，除了新质生产力以外，还可能存在其他重要的解释变量。如果这些变量与新质生产力存在相关性但没有被纳入模型，就可能导致遗漏变量偏误，从而使得估计结果失真。为了减少遗漏变量问题带来的干扰，本文在基准模型的基础上增加了一系列控制变量，包括农业总产值、固定资本投资、交通便利度等。在加入这些控制变量后，新质生产力对共同富裕发展的促进作用仍然显著为正。第三，为了进一步确保结果的稳健性，本文还采用了缩尾检验的方法。根据样本统计结果，新质生产力水平与共同富裕水平在各省份间均存在明显差异，且新质生产力指数的平均值更靠近最大值，说明新质生产力指数的分布呈现出左拖尾的态势。这种非对称性可能会影响估计结果的有效性。因此，剔除了新质生产力指数较低的20%的样本观测值；同时，对共同富裕指数剔除了共同富裕指数较高和较低各10%的样本观测值。在进行缩尾处理后，新质生产力对共同富裕发展的促进作用依然显著为正。根据检验结果（见表5），经过稳健性检验后，新质生产力对共同富裕发展的积极影响是稳健的，进一步印证了新质生产力是推动共同富裕的重要动力这一基本结论。五、进一步分析（一）不同地区的异质性分析新时代以来，“数据要素与‘算力’资源分配的空间性失衡成为新时代中国区域协调发展和经济高质量发展的又一阻力”[18]。历经快速的工业化与信息化进程，我国各地区经济发展与创新能力差异加剧，不断呈现和凸显发达东部与欠发达西部之间的差距。本文按照胡焕庸线将样本分为东西两部，使用该分割对样本数据进行分区域回归分析。西部地区样本包括了西藏、新疆、青海、甘肃、内蒙古和宁夏，东部地区样本则包含了胡焕庸线以东的省份（不含港澳台地区）。结果表明（见表6）东部地区的新质生产力对共同富裕的促进作用具有统计学上的显著性。主要原因是东西部地区的发展不平衡，生产要素与生产力向发达地区不断聚集。该聚集效应并非孤立现象，而是一种链式反应，形成“累积性因果循环”机制，不仅对区域经济平衡造成负面冲击，更可能导致梯度转移的自我强化，东西差距不断扩大。（二）空间溢出效应分析1.空间自相关检验通过全局Moran'sI指数检验揭示了新质生产力和共同富裕发展在我国范围内的空间自相关性，根据回归模型检验结果②，新质生产力和共同富裕的Moran’sI指数均显著，说明在空间分布上呈现出显著的集聚性。新质生产力的Moran'sI指数在1%的水平上显著，说明地方政府在政策设计和实施中体现了对新质生产力发展的重视，地处相邻区域的地方政府在新质生产力的投入与推动上存在明显的正向模仿和比较效应。共同富裕Moran'sI指数正向显著，表明共同富裕的地区间发展在空间分布上呈现出相互正向加强的格局。2.模型选择经过LagrangeMultiplier（LM）检验、LikelihoodRatio（LR）检验和Wald检验的统计检验，最终采用空间杜宾模型（SpatialDurbinModel，SDM）来分析新质生产力对共同富裕的影响的空间溢出效应。3.空间溢出效应检验使用空间杜宾模型（SpatialDurbinModel，SDM）不仅捕捉到给定区域内生性生产效率的波动，而且还能探究区域间的互动影响力量。通过估计SDM模型（见表7），揭示了新质生产力内在的空间特征，新质生产力与空间权重矩阵的交互效应，以及空间滞后项ρ的显著性均呈现正向关联，并且在1%的水平上显著。显著的正ρ值表示了强烈的空间自相关性，表明样本地区不仅仅是单个自治实体，而且彼此间在经济生产过程中维持一种有益的互动状态，促进和强化了地区间的经济活动，导致新质生产力扩散所带来的正面溢出效应，验证了H3。外溢效应对于提升邻近区域的共同富裕程度与产业升级转型具有关键意义，为区域之间协调发展奠定了潜在的经济联动基础。新质生产力不仅在地理位置上产生了显著的外生交互作用，在空间经济结构内部也产生了富有成果的互动。进一步运用偏微分方程（PDE）对SDM模型进行稳健分解。结果表明在考虑了所有空间交互之后，间接效应在数值上明显大于直接效应，新质生产力在空间上具有异常强大的辐射和带动能力，足以冲破地理与行政边界，形成横跨区域的知识、技术与信息扩散网。关于这些经验与技术的传播方式，显然并非停留在传统的地理邻近概念中，而是通过网络化的、多层次交互作用构架，确保了高效的知识和技术传递，甚至可能在无形中展开了一场静默的“知识和技术革命”。六、研究结论与政策启示本文着眼于新经济时代背景下的共同富裕发展问题，重点关注新质生产力这一现代经济发展新动能对共同富裕理论构想的实践影响。将新质生产力视作区域经济发展潜在的动力源泉的前提下，本文基于2013—2022年省级面板数据开展系统性探索。得出以下结论：（1）总体层面看，新质生产力对于推动共同富裕的显著正向作用，并在多个稳健性检验的验证下仍旧稳固，表明即便是在不同的模型规范和计量方法之下，新质生产力对共同富裕的促进作用依然明显。（2）新质生产力可以通过优化和升级产业结构来促进区域经济的协调性增长及平衡发展。特别是那些依靠技术创新、人才汇聚、高端装备制造和数字化转型等要素驱动的产业，已经成为地方经济社会发展的新引擎，为广大民众提供了高质量的就业岗位，优化了收入分配结构，从而有效推动了共同富裕目标的实现。（3）新质生产力的提升不仅直接促进了当地经济的繁荣和居民生活水平的提高，还因显著的空间溢出效应，助推了邻近地区共同富裕的实现。这表明区域协同发展的重要性与必要性，对于区域发展战略的制定具有现实的借鉴意义。（4）分地区看，由于区域发展不平衡，新质生产力对共同富裕的影响存在明显的区域差异，东部地区的影响程度要显著强于西部地区。基于以上结论，得出以下政策启示：首先，应充分利用新质生产力的空间溢出效应，实现共同富裕的区域协调发展。新质生产力的发展具有明显的空间集聚特征，产生的经济效益能够通过多种机制向周边地区扩散。政府应积极引导新质生产力的合理布局，促进其在欠发达地区的落地生根，带动当地经济社会发展。同时，应加强区域间的经济联系，构建区域协调发展的利益共享机制，促进新质生产力的空间溢出效应惠及更广范围的地区和人口。其次，应以创新驱动产业结构调整升级，壮大新兴产业，为民众提供全新就业机会和岗位。新质生产力的发展离不开科技创新的支撑，应将创新作为第一驱动力，加大研发投入，突破关键核心技术，推动人工智能、量子计算等前沿领域取得新突破。同时，应顺应数字化、网络化、智能化发展趋势，积极推进数字产业化，利用数字技术改造提升传统产业，培育发展新业态、新模式。产业结构的调整升级将带动就业结构的优化，为民众提供更多高质量、高收入的就业岗位，为共同富裕夯实物质基础。最后，应扩大升级基础设施建设，改善新质生产力空间分布失调的现状。当前，新质生产力在区域间分布不平衡，发达地区新质生产力水平远高于欠发达地区，导致区域发展差距不断拉大。扩大基础设施建设规模，完善欠发达地区的交通、通信、能源等基础设施，是缩小区域差距、推动新质生产力扩散的重要抓手。应立足区域发展需求，科学规划基础设施布局，积极对接重大区域发展战略，加快补齐基础设施建设短板，为承接新质生产力转移创造良好条件。【参考文献】［1］牢牢把握东北的重要使命奋力谱写东北全面振兴新篇章［N］.人民日报，2023-09-10（001