新质生产力驱动共同富裕实现：影响效应与作用机制

The Driving Force of New-Quality Productivity for the Realization of Common Prosperity: Impact Effects and Mechanism of Action

摘要: 实现共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，探究新质生产力如何影响共同富裕有利于推动全体人民共同富裕取得更为实质性的进展。本文基于新质生产力的三要素和共同富裕的内涵构建了全面、具体的指标体系，以我国2013~2022年省级面板数据检验了新质生产力对共同富裕的作用机制。结果表明：新质生产力的发展能够显著提高共同富裕水平，在经过稳健性检验和内生性处理后该结论依然成立；新质生产力不仅能够直接促进共同富裕，还通过推动城乡融合和区域协调发展对共同富裕产生积极影响；新质生产力对共同富裕的赋能作用在东部和中部地区、高政策支持和高对外开放水平地区更为显著。

Abstract: Realizing common prosperity is the essential requirement of socialism with Chinese characteristics. Exploring how new-quality productivity affects common prosperity is conducive to facilitating more substantive progress in achieving common prosperity for all people. Based on the three elements of new-quality productivity and the connotation of common prosperity, this paper has constructed a comprehensive and specific index system and examined the mechanism of new-quality productivity’s impact on common prosperity using provincial panel data from 2013 to 2022 in China. The results indicate that the development of new-quality productivity can significantly enhance the level of common prosperity, and this conclusion still holds after robustness tests and endogenous treatment. New-quality productivity not only directly promotes common prosperity but also exerts a positive influence on it by promoting urban-rural integration and regional coordinated development. The enabling effect of new-quality productivity on common prosperity is more pronounced in the eastern and central regions, regions with high policy support, and regions with a high level of openness to the outside world. This study enriches the related theories of new-quality productivity and common prosperity and holds significant practical significance for solidly advancing common prosperity.

1. 引言

共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，也是中国式现代化的本质特征。“十四五”规划提出，到2035年，我国全体人民共同富裕要取得更明显的实质性进展。新质生产力以自主创新推动经济社会快速发展，是促进相关技术实现革命性突破，组织各种生产要素实现创新性配置，赋能产业深度转型升级的先进生产力，可能会成为促进共同富裕的关键驱动因素。因此，通过深入分析新质生产力对共同富裕作用机制，对于充分发挥新质生产力的创新驱动作用以及提升经济发展水平、缩小地区发展差距具有重要意义。

现阶段对新质生产力与共同富裕关系的相关研究较少，但学术界已经分析了新质生产力在推动经济高质量发展[1] [2]、缩小区域间经济差距[3] [4]等方面的重要作用，侧面为新质生产力赋能共同富裕提供了证据。与本研究密切相关的文献在企业层面[5]和区域层面[6]肯定了科技创新对共同富裕的促进作用，但新质生产力与共同富裕之间的关系是否与科技创新赋能共同富裕的作用机制相似是现阶段亟需研究的课题。

本研究从富裕度和共同度两个维度构建省级共同富裕指标评价体系，进一步量化了省级共同富裕水平，并基于生产力要素体系，构建新质生产力指标，测度了各个省份的新质生产力水平。在此基础上，系统分析新质生产力赋能共同富裕的直接作用和异质性影响，并进一步研究新质生产力赋能共同富裕的具体作用机制。

2. 理论分析与研究假设

2.1. 新质生产力对共同富裕的直接作用机制

新质生产力作为一种先进生产质态，是推动我国经济发展，实现产业现代化的重要动力。新质生产力代表了生产力发展质的跃迁，实现了新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料的有机结合，为推进中国式现代化，最终实现共同富裕的目标提供了强大动力。新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料作为新质生产力的重要组成部分，具有高科技、高效能和高质量的特征，能够通过催生新产业、新模式、新动能，摆脱传统的经济增长方式，进而对于实现共同富裕具有重要意义。

第一，新质劳动者是共同富裕的创造者。新质劳动者不仅可以通过创造新价值促进物质财富的积累，进而助力共同富裕实现，还在缩小区域发展差距中扮演着关键角色。同时，新质劳动者作为更优质的人力资本，具有更高的知识技术水平和创新能力，通过参与创新研发和技术迭代推动技术创新。此外，如果地区间数字基础设施和数据资源获取能力存在明显差异，新质生产力的发展可能会产生“数字鸿沟”和“就业替代”效应。因此，发展新质生产力必须同步促进就业和经济包容性增长，通过构建普惠性的教育体系和完善职业技能培训使劳动者融入新产业结构，为共同富裕奠定坚实的人力基础。第二，新质劳动对象是促进共同富裕的重要条件。劳动对象是物质生产的前提，劳动者和劳动资料只有与劳动对象相结合，才能创造社会财富[7]。新质劳动对象的范围边界不再局限于“实体”物质，还包括数据、信息等非实体化产物[8]。新质劳动对象为数字经济与实体经济的融合发展提供必要的技术和基础设施支持[9]，通过不断优化产业链布局为共同富裕奠定坚实基础。第三，新质劳动资料是共同富裕的重要支撑。新质生产资料包括新质物质劳动资料和新质无形劳动资料，具备更先进的技术能力[10]，主要通过高级、精密和智能的设备及技术工具，实现对生产过程分工协作的重大变革[11]和对产业结构优化调整[12]，为实现共同富裕提供有力支撑。

根据以上分析，本文提出以下假设：

H₁：新质生产力有利于促进共同富裕实现。

2.2. 新质生产力赋能共同富裕的间接传导机制

城乡融合与区域的协调发展仍然是中国经济和社会发展的重要主题[13]。新质生产力通过促进城乡融合与区域协调发展，进一步缩小城乡与区域之间的差距，使城乡和区域的经济规模更加协调，为实现共同富裕奠定基础。

(1) 基于促进城乡融合的传导机制。

现阶段我国收入方面的不平等主要体现在城乡间的不平等[14]，推动实现城乡融合是促进共同富裕的重要一环。新质生产力通过城乡融合赋能共同富裕主要体现在以下几个方面：第一，新质生产力加快了农村农业的现代化进程，使乡村剩余劳动力向城镇转移。资金、技术等要素向农村流动能够吸引城市人才返乡创业。在此基础上促进实现城乡人口融合，为实现共同富裕人才奠定基础。第二，新质生产力为乡村经济提供新动力，通过农业生产方式变革，能够促进释放农村经济潜力，实现城乡经济融合。第三，新质生产力通过基础设施的不断完善和资源的整合利用，能够促进城乡社会融合，在社会发展中推进共同富裕。第四，新质生产力强调绿色发展对于生产力的引领作用[15]，通过改善城乡生态环境促进城乡环境融合，为共同富裕创造资源和环境条件。因此，本文提出以下假设：

H₂：新质生产力可以通过城乡融合促进共同富裕。

(2) 基于促进区域协调发展的传导机制。

目前我国区域发展不平衡不充分问题较为突出，是阻碍我国经济高质量发展重要因素，解决这一问题对实现共同富裕目标具有重要意义。发展新质生产力能够有效化解区域发展不平衡不充分矛盾，统筹推进区域协调发展[16]，助力实现共同富裕。一方面，新质生产力通过促进区域平衡发展提升共同富裕水平。新质生产力所涉及的技术创新、产业集聚、产业链协同等往往不会局限在一个区域或行业内，而是辐射相邻或关联区域，通过缩小区域间发展差距促进区域平衡发展，为实现共同富裕创造条件。另一方面，新质生产力通过促进区域充分发展提升共同富裕水平。新质生产力具有高科技、高效能、高质量的特征，能够推动地区主导产业、支柱产业迭代升级，实现区域产业结构和产业形态的优化更新[17]，通过构建现代化产业体系促进区域充分发展，为实现共同富裕提供动力[18]。根据以上分析，提出以下假设：

H₃：新质生产力可以通过区域协调发展促进共同富裕。

3. 研究设计

3.1. 变量定义

3.1.1. 解释变量

新质生产力(NQP)。新质生产力是新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料三种构成要素的有机统一，通过科技创新改变了传统经济增长模式，开辟了符合新发展理念的生产力发展路径。本文结合相关研究[19] [20]，从新质生产力的构成要素出发，构建了新质生产力指标体系。考虑到熵值法具有客观和全面的特点，本文采用熵值法测度2013~2022年我国31个省份的新质生产力水平(由于数据可得性原因，本文分析不含我国港澳台地区的样本数据)，具体内容如表1所示。

Table 1. Comprehensive index system for new-quality productivity

表1. 新质生产力综合指标体系

目标层	准则层	一级指标	二级指标	三级指标	属性
各省份新质生产力	劳动者	劳动生产率	经济产出	人均GDP	正
			经济收入	人均工资	正
			就业结构	第三产业就业比重	正
		劳动者素质	文化程度	高等教育人数占比	正
			培育经费	教育经费强度	正
			知识积累潜能	在校学生结构	正
		劳动者精神	创新精神	创新人力投入	正
			创业精神	创业活跃度	正
	劳动对象	产业发展水平	信息化水平	企业信息化水平	正
			未来产业	机器人安装密度	正
		生态环境	绿色生态	绿色资源	正
				环境保护力度	正
			绿色生产	污染防治质量	负
					负
				绿色发明成果	正
	劳动资料	物质劳动资料	基础设施	传统基础设施	正
					正
					正
				数字基础设施	正
			能源利用水平	能源强度	负
				绿色能源消耗水平	正
			能源利用潜力	污染防治潜力	正
		无形劳动资料	科技创新水平	人均专利数量	正
				新产品经济投入	正
			数字化水平	数字经济	正
				企业数字化	正

3.1.2. 被解释变量

共同富裕(CP)。目前，学术界对共同富裕的测度主要基于总体富裕程度和发展成果共享程度两方面[21] [22]。考虑到地区创新投资与地区富裕程度密切相关，为更准确地衡量各省的共同富裕水平，本文在已有研究基础上[23]，将创新投资水平纳入“富裕度”指标体系，并从富裕度和共同度两个维度构建共同富裕的测度框架。

本文将采用熵值法测度了2013~2022年我国31个省份的共同富裕水平。本文从富裕度和共同度两个维度选取23个三级指标构建共同富裕指标评价体系，具体指标如表2所示。

Table 2. Comprehensive index system of common prosperity

表2. 共同富裕综合指标体系

目标层	准则层	一级指标	二级指标	三级指标	属性
共同富裕	富裕度	经济水平	经济增长率	人均GDP增长率(%)	正
			地区经济水平	人均地区生产总值	正
			地区经济结构	人均可支配收入占人均GDP比重(%)	正
				人均可支配消费占收入的比重	正
		环境水平	绿化水平	森林覆盖率(%)	正
			污染治理	工业污染治理完成投资额	正
		社会保障水平	养老保障	城乡居民社会养老保险实际领取待遇人数	正
			社会保障	社会保障支出占GDP之比(%)	正
	共同度	社会 共同度	教育共同度	人均教育经费	正
			医疗共同度	每万人执业医师数	正
			基础设施共同度	人均拥有公共图书馆藏量/册/人	正
				电话普及率(包括移动电话)	正
				每万人拥有公共交通车辆	正
			社会保障共同度	每万人拥有登记社会组织数	正
		地区 共同度	城乡共同度	城镇化率(%)	正
			经济共同度	城乡居民收入倍差	负
				恩格尔系数城市农村比	负
				低保标准城市农村比	负
				城乡人均可支配收入差异系数比	负
				地区人均GDP差异系数	负

3.1.3. 中介变量

为验证新质生产力影响共同富裕的作用机制，本文从促进城乡融合和区域协调发展两个途径选取相关的中介变量。

(1) 城乡融合(URI)。城乡融合把城市与乡村、一二三产业、城乡居民作为一个整体统筹规划和整体推进[24]，使城镇和乡村在人口、经济、资源和环境等维度交叉、渗透和融合[25]。城乡产业发展融合是城乡融合的重要支撑[26]，因此本文将城乡产业发展融合水平纳入城乡融合指标体系。

基于以上分析，本文从人口、经济、社会、环境与产业发展融合五个维度出发，选取22个三级指标构建城乡融合指标体系，采用熵值法测度2013-2022年度我国31个省份的城乡融合水平，具体指标如表3所示。

Table 3. Comprehensive index system of urban-rural integration

表3. 城乡融合综合指标体系

目标层	准则层	一级指标	二级指标	三级指标	属性
城乡融合	人口融合	人口情况	人口密度	乡村城市人口密度比	负
			人口比例	乡村人口占总人口比重(%)	负
	经济融合	经济水平	经济发展	国内生产总值	正
			产业结构	二三与第一产业比重	正
		经济差距	收入支出	农村城镇人均可支配收入比	正
				农村城镇人均可支配支出比	正
				城乡居民收入水平对比	负
	社会融合	基础设施	网络基础设施	农村城市宽带比	正
			公用设施	乡村城市人均道路面积比	正
				乡村城市人均公园绿地面积比	正
				公路铁路里程和与面积之比	负
		社会保障	医疗保障	城乡城镇职工医疗保险比	正
		文化教育	教育支出	文化事业费	正
				乡村城市教育文化娱乐支出比	正
	环境融合	环境治理	污染治理	乡村城市污水处理率比	正
		绿化水平	绿地率	乡村城市绿化覆盖率	正
	产业发展融合	产业发展基础	城镇化	人口城镇化水平	正
				土地城镇化水平	正
			开放水平	对外开放程度	正
		产业发展动力	金融发展	数字普惠金融	正
				金融发展指数	正
			电商比例	有电子商务交易活动企业比重	正

(2) 区域协调发展(CDR)。由于区域协调发展水平代表了区域经济格局与集聚形态的演化[27]，并且区域夜间灯光亮度与该地区的经济情况息息相关[28]，本文通过夜间灯光亮度刻画区域协调发展水平。研究采用伪不变像素法对数据进行校准，通过指数平滑法对SNPP-VIIRS中缺失数据进行预测和修补，采用Sigmoid函数模型将SNPP-VIIRS数据转换为DMSP-OLS数据，得到改进的DMSP-VIIRS夜间灯光栅格数据。最后，对夜间灯光栅格数据的标准差取倒数，获得2013~2022年我国31个省份的区域协调发展水平数据。

3.1.4. 控制变量

考虑到其他因素对共同富裕的影响，为了提高回归结果的精确度，本文控制了以下变量：对外开放水平(open)，选取外商实际投资额取对数来测度；基础设施水平(infra)，选取省内邮电业务总量取对数测量；文化建设水平(culture)，通过文化事业费占财政支出比重测量；教育发展水平(edu)，采用各省份财政教育支出取对数来测度。

3.2. 数据说明

新质生产力是经济新常态下出现的生产力新质态[29]，由于习近平总书记在2013年首次提出“新常态”概念，本文将研究样本的起始点设定为2013年。研究选取我国2013~2022年31个省份的面板数据作为研究样本。其中，夜间灯光数据来自美国国家海洋和大气管理局(NOAA)公布的夜间灯光遥感数据。其他原始数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《城乡建设统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国科技统计年鉴》和CNRDS数据库。对于部分缺失数据，采用插值法进行补充。各变量的描述性统计分析结果如表4所示。

Table 4. Descriptive statistics of variables

表4. 变量的描述性统计

变量类型	变量名	符号	观测值	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
解释变量	新质生产力	NQP	310	0.1925	0.084	0.06	0.17	0.55
被解释变量	共同富裕	CP	310	0.2608	0.079	0.11	0.25	0.52
中介变量	城乡融合	URI	310	0.1809	0.082	0.03	0.16	0.53
	区域协调发展	CDR	310	0.1424	0.170	0.04	0.09	1.25
控制变量	对外开放水平	open	272	12.9185	1.818	6.99	13.34	16.60
	基础设施水平	infra	310	6.8331	1.162	3.59	6.79	9.31
	文化建设水平	culture	279	0.4648	0.119	0.26	0.45	0.95
	教育发展水平	edu	310	15.8534	0.697	13.88	15.93	17.47

3.3. 模型设计

3.3.1. 基准回归模型

为了研究新质生产力水平对共同富裕的影响，根据以上理论分析，建立如下基准模型：

$C{P}_{\text{i,t}}={\beta }_0+{\beta }_{1}NQ{P}_{i,t}+{\beta }_n{\displaystyle \sum X_{i,t}+{\mu }_i+{\delta }_t+{\epsilon }_{i,t}}$ (1)

其中，URI_i,t和CDR_i,t分别代表城乡融合和区域协调发展。其中i为省份，t为年份，NQP_i,t为新质生产力水平，X_i,t为控制变量，μ_i为个体固定效应，δ_t为时间固定效应，ε_i,t为误差项。

3.3.2. 中介机制模型

为了进一步研究新质生产力与共同富裕之间的作用机制，本文对新质生产力促进共同富裕的中介效应进行检验。由于采用传统三步法对中介效应进行分析可能存在检验偏误，本文参考相关研究[30]，在理论分析部分说明城乡融合与区域协调发展对共同富裕的影响，在实证部分考察新质生产力对城乡融合和区域协调发展的影响作用。构建模型如下：

$M_{\text{i,}t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}NQ{P}_{i,t}+{\alpha }_2\sum X_{i,t}+{\mu }_i+{\delta }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (2)

$C{P}_{\text{i,}t}={\gamma }_0+{\gamma }_{1}NQ{P}_{i,t}+{\gamma }_2{M}_{i,t}+{\gamma }^{\text{'}}{X}_{\text{i},t}+{\mu }_i+{\delta }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (3)

其中，M_i,t是中介变量，本文采用城乡融合(URI)和区域协调发展(CDR)作为中介变量，进一步考察新质生产力对共同富裕的影响机制。

考虑到城乡融合和区域协调发展的当期值会受到前期值影响，本文进一步构建动态面板模型分析中介变量与新质生产力之间的关系，设置中介变量的一阶滞后项作为内生变量，其余解释变均为外生变量，构建式(4)~式(5)，运用系统GMM对模型进行回归检验，具体动态面板计量模型如下：

$UR{I}_{\text{i,}t}={\alpha }_0+{\phi }_{\text{1}}UR{I}_{i,t-1}+{\alpha }_{1}NQ{P}_{i,t}+{\alpha }_2\sum X_{i,t}+{\mu }_i+{\delta }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (4)

$CD{R}_{\text{i,}t}={\alpha }_0+{\phi }_{\text{1}}CD{R}_{i,t-1}+{\alpha }_{1}NQ{P}_{i,t}+{\alpha }_2\sum X_{i,t}+{\mu }_i+{\delta }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (5)

其中，$UR{I}_{i,t}$ 和$CD{R}_{i,t}$ 分别代表城乡融合和区域协调发展。其中i为省份，t为年份，NQP_i,t为新质生产力水平，X_i,t为控制变量，μ_i为个体固定效应，δ_t为时间固定效应，ε_i,t为误差项。

4. 实证与结果分析

4.1. 基准回归分析

新质生产力对共同富裕影响的基准回归结果如表5所示。通过Hausman检验发现，采用固定效应模型较为合理。模型1是仅考虑核心解释变量的个体固定效应回归结果，模型2进一步加入了时间固定效应，模型3是加入控制变量并控制个体固定效应的回归结果，模型4展示了加入控制变量的双向固定效应回归结果。结果显示，无论是否添加控制变量和固定效应，核心解释变量的系数在1%的置信度水平上显著为正，表明新质生产力的发展显著提高了共同富裕水平，且该结论较为稳健，验证了假设H1。

Table 5. Baseline regression results

表5. 基准回归结果

变量	模型1	模型2	模型3	模型4
NQP	0.465^***	0.329^***	0.173^***	0.243^***
	(11.153)	(10.631)	(5.252)	(8.2732)
open			0.001	0.003^**
			(0.395)	(2.4873)
infra			0.0002	−0.012^**
			(0.0922)	(−2.515)
culture			0.048^***	0.037^***
			(2.711)	(2.695)
edu			0.102^***	0.035^***
			(11.535)	(3.153)
常数项	0.171^***	0.171^***	−1.419^***	−0.342^**
	(20.998)	(33.995)	(−11.358)	(−2.114)
观测值	310	310	252	252
调整R^2	0.232	0.830	0.760	0.863

注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平(双尾)。

4.2. 稳健性检验

基准回归结果验证了新质生产力对共同富裕的正向促进作用，为了进一步证实结果的可靠性，本文通过添加控制变量、更换被解释变量和剔除部分省份数据等方式进一步进行稳健性检验，结果说明新质生产力对实现共同富裕具有显著的促进作用，进一步验证了假设H1。

4.3. 异质性分析

本文将全国按照地理区位划分为东部、中部和西部三组样本进行区域一致性检验，回归结果如表6模型1~3所示。从东部地区来看，新质生产力对共同富裕的影响在1%的置信水平上显著为正，并且影响强度高于中西部地区。说明在产业现代化发展较为成熟的地区，新质生产力对共同富裕的赋能作用更为明显。

新质生产力的发展在很大程度上需要政府的支持和引导，这意味政府的财政政策可能会影响新质生产力在赋能共同富裕过程中发挥的促进作用。因此，本文以财政预算占GDP比例的中位数为标准，将各省份分类为高政策支持地区和低政策支持地区。从表6中模型4和模型5的回归结果中可以看出，新质生产力对共同富裕的赋能作用均显著为正，并且相较于低政策支持地区，高政策地区新质生产力的赋能作用更明显。

为了探究对外开放水平能否影响新质生产力促进共同富裕的过程，本文以外商实际投资额对数的中位数为基准，将研究样本分为高水平的对外开放地区和低水平的对外开放地区，分别进行回归。表6模型6和模型7的回归结果表明，在高水平对外开放地区，新质生产力对共同富裕的促进作用在1%水平上显著为正，在低水平对外开放地区，新质生产力对共同富裕的影响作用为负且不显著。由此可见，对外开放水平能够影响新质生产力对共同富裕的促进作用。

Table 6. Regression results of heterogeneous effects

表6. 异质性影响回归结果

变量	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6	模型7
NQP	0.209^***	0.188^*	0.119	0.224^***	0.121^***	0.161^***	−0.041
	(4.760)	(1.701)	(1.186)	(4.963)	(2.643)	(4.071)	(−0.631)
控制变量	是	是	是	是	是	是	是
时间控制变量	是	是	是	是	是	是	是
省份控制变量	是	是	是	是	是	是	是
常数项	−0.321	−0.419	−0.179	−0.7230^***	−1.732^***	−1.551^***	−1.223^***
	(−1.1352)	(−1.267)	(−0.546)	(−4.362)	(−9.850)	(−7.598)	(−8.890)
观测值	108	72	72	126	126	130	122
调整R^2	0.872	0.880	0.882	0.742	0.797	0.828	0.701

注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平(双尾)。

4.4. 机制分析

为检验新质生产力对共同富裕的具体作用机制，本文分别检验城乡融合与区域协调发展的中介效应，结果如表7所示。

从促进城乡融合发展机制分析，模型1为新质生产力促进城乡融合的检验结果。结果显示，新质生产力对城乡融合发展的赋能作用在1%水平上显著为正，表明新质生产力有利于促进城乡融合，进而推动共同富裕的实现。为了缓解可能存在的内生性问题，本文将城乡融合滞后一期作为工具变量，进一步采用系统GMM法构建动态面板计量模型，分析新质生产力与城乡融合之间的关系。模型3展示了式(4)的机制检验结果。结果显示新质生产力的系数在5%置信水平上显著为正，与基准回归的结果一致，进一步说明了新质生产力可以通过促进城乡融合推动实现共同富裕。

从促进区域协调发展机制分析，模型2为新质生产力赋能区域协调发展的检验结果。结果显示，新质生产力对区域协调发展的影响在1%水平上显著为正，表明新质生产力主要通过区域协调发展促进共同富裕。可见，新质生产力能够推动区域经济社会一体化发展，缓解区域发展不平衡不充分问题，促进各个地区实现共同富裕发展目标。为了缓解可能存在的内生性问题，本文将区域协调发展滞后一期作为工具变量，进一步采用系统GMM法构建动态面板计量模型，分析新质生产力与区域协调发展之间的关系。模型4表明新质生产力的系数在1%置信水平上显著为正，与基准回归结果相符，证明了“新质生产力–区域协调发展–共同富裕”这一作用路径。

综上，新质生产力主要通过促进城乡融合与区域协调发展进而实现共同富裕，验证了假设H2和假设H3。

Table 7. Regression results of mechanism analysis

表7. 机制分析回归结果

变量	模型1	模型2	模型3	模型4
	FE		系统GMM
	URI	CDR	URI	CDR
L.CDR				0.961^***
				(0.014)
L.URI			0.180^**
			(0.092)
NQP	0.208^***	0.252^***	0.260^*	0.024^*
	(7.078)	(2.682)	(0.156)	(0.014)
open	0.002	0.002	0.008^**	0.000
	(1.389)	(0.494)	(0.004)	(0.000)
infra	−0.014^***	0.004	0.012	0.005
	(−3.098)	(0.270)	(0.014)	(0.003)
culture	−0.008	0.0837^*	0.113^***	−0.024
	(−0.576)	(1.900)	(0.044)	(0.014)
edu	−0.066^***	0.034	−0.017	−0.008^**
	(−5.952)	(0.967)	(0.030)	(0.004)
常数项	1.208^***	−0.532	0.140	0.096^**
	(7.463)	(−1.028)	(0.360)	(0.044)
AR(1) test-P值			0.0004^***	0.004^***
AR(2) test-P值			0.442	0.332
Hansen test-P值			0.365	0.978
观测值	252	252	222	222
调整R^2	0.590	0.642

注：同表5。

5. 结论与启示

5.1. 主要结论

新质生产力能够为实现现代化目标提供有力支撑，是我国实现共同富裕的动力源泉。本文基于2013~2022年中国31个省份的面板数据，根据新质生产力的三要素和共同富裕的内涵构建了新质生产力和共同富裕测度指标体系。在此基础上检验新质生产力对共同富裕的促进作用、异质性和影响路径。主要研究结论如下：第一，新质生产力与共同富裕之间存在显著的正相关关系，即新质生产力能够促进实现共同富裕，并且通过了稳健性和内生性检验；第二，新质生产力对共同富裕的影响作用存在明显的异质性，具体表现为在高政策支持、高对外开放水平和东部、中部地区，新质生产力赋能作用更为显著；第三，在影响机制方面，新质生产力水平的提高会通过推动城乡融合和区域协调发展促进实现共同富裕。

5.2. 研究启示

根据上述研究结论，本文从企业发展层面和政府管理层面提出以下建议：在企业发展方面，企业应将数据要素融入供应链各环节，在驱动传统产业数字化的同时，通过科技创新引领新兴产业发展。同时，企业应培养和雇佣新质劳动者，实现新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料的有机结合，通过提高企业全要素生产率为共同富裕提供物质基础。第一，在劳动者方面，加大在优化人力资源配置方面的资金投入，加强对员工的专业知识培训和继续教育。第二，在劳动对象方面，企业应深入挖掘数据要素的价值，积极产业数字化和数字产业化。第三，在劳动资料方面，企业应充分利用新型劳动资料，促进企业数字化、智能化和绿色化发展。

在政府管理层面，政府应结合当地的基础设施规模、市场发展水平和资源禀赋等，通过因地制宜制定产业发展政策，充分发挥新质生产力的赋能作用。首先，东部地区政府应积极培育新质生产力，充分利用东部较为完善的数字基础设施和市场条件，以科技创新引领产业现代化发展，使新质生产力向经济效益高效转化。中部地区政府应贯彻落实中部地区崛起政策，加强数字基础设施建设，以科技创新为抓手，通过数字化转型和制造业智能化构建现代化产业体系。西部地区政府应抓住技术创新和产业发展的机遇，依托西部大开发战略政策优势并结合财税政策，进一步完善数字基础设施，调整产业结构，加快构建现代化产业体系。

基金项目

本文为陕西省教育厅专项科研计划项目《“双碳”目标下数字金融赋能陕西绿色低碳技术创新的机理及路径研究》(批准号：24JK0223)的阶段性成果。