數字政府建設如何加快新質生產力形成？

[摘要]基于2014—2022年277個地級市樣本數據，運用雙重差分法實證檢驗數字政府建設對新質生產力的影響機制。研究結論表明：數字政府建設可以顯著促進新質生產力形成。政務服務效能、資源配置效率、數字經濟在數字政府建設促進新質生產力形成過程中發揮中介效應。上述結論經過穩健性檢驗后依然成立。異質性檢驗發現，行政等級較高城市數字政府建設對新質生產力的影響比行政等級較低城市更為顯著；東部城市數字政府建設對新質生產力的影響比中部、西部城市更為顯著；較高科教水平城市數字政府建設對新質生產力的影響比低科教水平城市更為顯著。據此，提出完善數字治理機制，提高政務服務效能，培育數字技術人才的政策建議，以期為推動新質生產力發展提供借鑒。

[關鍵詞]數字政府建設；新質生產力；數字經濟；政務服務效能

一、 引言

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察期間提出“加快形成新質生產力”，為東北老工業區乃至全國積極培育戰略性新興產業指明了道路1。新質生產力是指在黨和國家實現社會主義現代化建設過程中，與產業經濟高質量發展相適配的生產力[1]。在推進產業鏈現代化進程的同時，新質生產力也為我國社會主義現代化建設提供了堅實的物質基礎，并賦能可持續發展[2]。然而，我國新質生產力發展因市場準入門檻較高、行政審批流程繁瑣等原因，致使市場創新與競爭受限[3]。因此，需要加快數字政府建設，提高政府治理能力，通過筑牢數據安全體系、構建多維數字化應用場景、完善信息審核體系等數據治理手段，推進國家治理能力和治理體系現代化，賦能新質生產力形成和發展。

數字政府以建設服務型政府為目的[3]，憑借數字技術提供信息收集、政策頒布、行政管理等政務服務，能夠為新質生產力形成提供必要支持。2024年3月，李強總理在全國政府工作報告中提出，“加快數字政府建設”“加快發展新質生產力”2。數字政府建設能夠通過數字技術、數據要素、數字人才三重維度賦能新質生產力。首先，數字政府建設可以發揮數字技術優勢，憑借云計算、大模型、物聯網等前沿科技為新質生產力發展提供智能化管理，激發市場參與主體創新活力，加快新質生產力形成。其次，數字政府建設能夠構建數據清單目錄，對數據要素進行有序開發和高效利用，在數據收集、存儲、共享、應用等方面提供分級分類保護，增強數據要素的全生命周期管理，激活新質生產力優勢，實現中國式現代化目標。最后，政府在數字化建設過程中會加快數字人才集聚效應和競爭效應，通過健全人才評價體系和職業資格認定制度，篩選兼具創新意識和數據素養的復合型數字人才，為新質生產力涌現提供人才支撐。由上述分析可知，數字政府建設或能加快新質生產力形成，但兩者作用機制如何？影響效果是否顯著？回答上述問題能夠為推動數字政府建設、加快新質生產力形成提供理論借鑒和實證依據。

二_{e0dc2077932925b26dc823c4b616bc2658f989e2006ac26e4fc31edb9f5dfc1b}、 研究假設

1. 數字政府建設對新質生產力的直接影響

有學者提出數字政府建設可以驅動政府組織結構“扁平化”[4]，通過降低政務服務等待時間和精簡流程項目，減少企業獲取政務服務合規成本[5]，并可以基于政府數據開放拓寬企業創新邊界，提升企業創新質量和創新效率[6]。因此，有必要從現代化治理能力、政務信息收集以及數據信息管理三個角度出發，審視數字政府建設對新質生產力直接影響效應。

其一，提高現代化治理能力。數字政府建設通過技術賦能組織再造“清晰化”治理框架，是實現數字治理能力現代化的重要抓手[7]。數字政府建設能夠通過“放、管、服”政策，降低新質生產力發展門檻，并憑借政務信息交互平臺提高政府行政執行能力和科技創新保護力度，為加快形成新質生產力提供現代化治理服務。其二，降低政務信息收集成本。數字政府建設能實現政府信息透明化和全域化[8]。這既降低了市場參與主體政務信息收集成本，又打破不同主體間信息壁壘，使不同行政區劃、不同層級政府部門統籌行政資源，協同處理行政事項，為新質生產力發展提供便利。其三，提升數據信息管理水平。周雅琳等[9]提出，數字政府建設可以完善數據資源體系，增強數據要素安全保障，提升數據信息管理水平。數字政府建設可以運用大數據描繪市場主體的數據畫像，使多元化、虛擬化、跨區域化的交易行為在數據畫像的記錄下具象化和可追查化；可以準確記錄市場主體交易行為，提升行政部門數據信息管理水平，賦能新質生產力發展。據此，本文提出以下假設。

H1：數字政府建設對加快新質生產力形成具有直接促進作用。

2. 數字政府建設對新質生產力的間接影響

（1）政務服務效能的中介作用

一方面，數字政府建設有利于提高政務服務效能。復雜性科學理論認為，科技的顛覆性創新雖然與經濟發展呈正相關關系，但也增加了數字政府治理風險復雜性[10]，需要政府提高政府服務效能，化解遠超預期的風險。數字政府建設可以增加公共服務供給、增強行政監管、提升政府廉潔程度[11]，并利用政務公開與在線平臺減少行政主體自由裁量，使政務管理工作基于公開流程和制度規范運行[12]，從而提高政務服務效能。與此同時，數字政府建設可以精準推送政策信息，在電子政務官網發布關注度較高的時政熱點并進行解讀，彌補市場主體信息差異并緩解信息不對稱性。此外，數字政府建設還可以借助在線服務為市場主體提供復議、檢舉、建議途徑[13]，廣泛匯集民智民力，在聽取群眾意見后定向提高政務服務效能，為形成新質生產力提供高效政務支撐。另一方面，提高政務服務效能有利于加快新質生產力形成。提高政務服務效能可以優化信用環境。高效政務服務通過完善企業信息目錄，定期疏通公共信息收集渠道，敦促各信息源機構依法履職，為新質生產力發展提供信用信息。行政部門在此基礎上建立營商主體信用評價標準[14]，對新興企業進行全面、細致的信用綜合評價，使新質生產力發展免受失信企業干擾。基于此，高效政務服務可以為新質生產力提供良好的市場環境，從源頭處保障企業公平競爭，加速新質生產力形成。據此，本文提出以下假設。

H2：數字政府建設通過提高政務服務效能加快新質生產力形成。

（2）資源配置效率的中介作用

一方面，數字政府建設可以提升資源配置效率。生態理論從社會系統審視數字政府建設軌跡，認為數字政府建設是數字治理的核心[15]，能夠加快各子系統資源要素配置，實現數字社會協調發展。數字政府可以通過電子政務破除行政性壁壘，加快共性資源集約利用，填補市場資源配置漏洞，從而提升資源配置效率[16]。同時，數字政府建設能夠利用大數據平臺及時收集與分析市場信息，通過數字政務提升企業資源轉換效率。具言之，數字政府建設具備市場信息收集成本低[17]、經濟數據與商業秘密存儲安全[18]、政府服務信息透明公開的優勢[19]，其可以促進市場資源在區域間與市場主體間重塑和整合，提升資源配置效率。數字政府建設使用數據平臺有利于協調政府、企業、市場三者關系，加快資源要素在市場參與主體間流轉，進一步提升資源配置效率。另一方面，提升資源配置效率可以助力新質生產力形成。其一，提升資源配置效率可以為新質生產力帶來新質勞動力和新質生產資料。資源配置效率的提升可以讓優質教育資源與勞動者相匹配，促使金融資本與突破性創新項目結合、土地資源開發與綠色環境保護并存，從而加快新質生產力形成。其二，資源配置效率的提升能夠通過調節供需關系促進新質生產力發展。新質生產力發展需要遵循市場經濟發展規律，而提升資源配置效率可以通過價格機制使新質生產資源流向生產效益最大方向[20]，推動新質生產力形成。據此，本文提出以下假設H3。

H3：數字政府建設通過提升資源配置效率加快新質生產力形成。

（3）數字經濟的中介作用

一方面，數字政府建設能夠促進數字經濟發展。演化理論提出，數字政府建設通過“制度—組織—技術”的變遷路徑，對經濟社會發展產生推動作用，并最終實現數字技術變革[21]。這為數字政府建設通過推動數字經濟發展從而加快新質生產力形成提供了理論依據。數字政府已然成為數字經濟發展的先導力量，通過數字技術建設減少“信息孤島”，并為數字經濟發展提供良好制度環境，從而釋放數字經濟發展新動能[22]。在數據流通方面，數字政府建設通過搭建數字平臺，實現數據信息在各政府部門與各市場參與主體間流通共享，有針對性地解決了數字經濟發展過程中的孤島效應[23]，進而促進數字經濟發展。在數據能效方面，數字經濟對數據的包容共享有利于市場參與主體進一步開發數據價值，實現多主體協同創新。同時，數字政府建設通過數字登記保護數據創新和數字產權，吸引更多高素質人才參與數字經濟創新。另一方面，促進數字經濟發展可以加快新質生產力形成。其一，數字經濟通過智能技術與傳統產業融合催生新質生產力[24]。細論之，數字經濟憑借工業互聯網使傳統制造業生產流程智能化，極大提高了工業生產效率，降低了人力資源成本，進一步將傳統工業與智能制造融合，驅動新質生產力生成。其二，數字經濟發展會引導各高等院校與職業院校培育數字技術人才，在滿足自身發展需求的同時，也為新質生產力發展輸送了高素質勞動者。具言之，數字經濟引導高校推進產教融合并搭建人才供給體系，通過數字技能培訓提高在校學生與在職勞動者數字素養[25]，進一步通過數字技能考核為形成新質生產力篩選高素質勞動者。據此，本文提出以下假設。

H4：數字政府建設通過促進數字經濟發展加快新質生產力形成。

三、 研究設計

1. 模型構建

（1）雙重差分模型

電子政務綜合試點的建立，一方面會使試點范圍內城市與試點范圍外城市在同一個時間點的新質生產力水平產生差異，另一方面會使同一個試點城市在不同時間跨度內產生新質生產力水平差異。基于此，試點內數字政府建設可以被視為“準自然”實驗。本文利用雙重差分法構建數字政府建設效應評價模型：

[evit=ε0+ε1cvit+?uconuit+χi+?t+δit] （1）

上式中，[evit]指代城市[i]在[t]年的新質生產力發展水平；[cvit]指代城市[i]在[t]年是否屬于試點范圍內城市的虛擬變量，如果城市[i]在[t]年受到電子政務試點地區數字政府建設影響，取值為1，否則為0；[conuit]代表[t]年影響城市[i]新質生產力發展的第[u]項控制變量；[δit]指代誤差擾動項，[χi]指代城市固定效應，[?t]指代年份固定效應，[t]與[i]分別指代年份和城市。

（2）中介效應模型

為檢驗數字政府建設對加快新質生產力形成的影響路徑，本文構建如下中介效應模型：

[evit=ε0+ε1cvit+?uconuit+χi+?t+δit] （2）

[Mit=μ0+μ1cvit+?uconuit+χi+?t+δit] （3）

[evit=β0+β1cvit+?uconuit+Mit+χi+?t+δit] （4）

上式中，[Mit]為中介變量，其余變量指代含義與公式（1）相同。

2. 變量選取

（1）被解釋變量——新質生產力（[evit]）

本文基于馬克思主義基本原理中生產力三要素相關概念論述及已有研究[26]，從勞動者、勞動對象、生產資料三個維度構建新質生產力評價指標體系（表1）。為使新質生產力評級更為細致全面，進一步建立互聯網普及程度、新質企業產值、信息產業規模等12個新質生產力三級指標。為方便計算，對負向指標做正向化處理，方法如下：

[aiu=max1≤i≤hbiu-biu] （5）

上式中，[biu]指代第[i]個城市第[u]個原始指標得分；[aiu]指代第[i]個城市第[u]個指標平均得分。本文通過主要成分分析法降維三級指標，得出新質生產力發展綜合得分[evit]。

（2）解釋變量——數字政府建設（[cvit]）

將綜合試點內部城市與綜合試點實施時間的乘積作為虛擬變量：[cvig=Treat×Time]，其中[cvit]指代設計綜合試點內城市的虛擬變量，[Time]若為綜合試點內城市則取值為1，若為綜合試點外城市則為0；若在實施時間（2018年及以后）[Treat]取值為1，在政策實施時間以外（2017年及以前）則[Treat]取值為0。

（3）控制變量

本文選取以下控制變量：（1）資本要素稟賦（[cap]），以城市人均新增固定資產的對數值衡量；（2）城市信息化建設程度（[inf]），以數字普惠金融指數取對數衡量；（3）城市金融發展水平（[fin]），以城市金融機構貸款總數與存款總數比值衡量；（4）人口規模（[res]），以城市人口總數占城市規劃面積比值衡量；（5）城市財政預算（[bud]），以城市財政收入與支出比值衡量；（6）城市人均外商投資額（[inv]），以城市外商投資額與人口總數比值衡量。

（4）中介變量

基于理論分析，本文選取如下中介變量：（1）政務服務效能（[int]），根據中國營商環境報告，以企業對政務環境評價分數衡量政務服務效能1；（2）資源配置效率（[nat]），利用索羅余值法估計測度城市全要素生產率，并以城市全要素生產率衡量資源配置效率；（3）數字經濟（[dig]），以數字產業增加值占城市生產總值比重衡量數字經濟。

3. 數據來源

為研究數字政府建設對新質生產力影響，本文選取2014—2022年277個地級市作為研究對象。同時，根據中央網信辦、國家發展和改革委員會及其他有關部門印發的《關于開展國家電子政務綜合試點的通知》，將江蘇、浙江、福建、廣東、陜西、寧夏六個省級試點內城市以及北京、上海作為處理組樣本，其余城市為對照組2。考慮到各指標單位存在較大差異，可能對研究結果產生影響，故對相關指標數據取對數處理。本文數據來源于歷年《中國統計年鑒》、北京大學數字普惠金融指數、2014—2022年《中國外商投資發展報告》3、2023年《中國營商環境報告》、國泰安CSMAR數據庫、國家統計局以及上市公司公開披露的財務管理信息。對于部分缺失數據，以插值法補齊。

四、 實證分析

1. 數字政府建設對新質生產力發展的直接影響估計

根據式（1），本文通過雙重差分法檢測數字政府建設對新質生產力影響（表2）。實證結果顯示，列（1）在不引入控制變量、年份與城市固定效應的情形下，新質生產力回歸系數為0.5637且在1%水平上顯著，由此可以證明數字政府建設對于新質生產力發展具有正向促進作用。列（2）和列（3）在列（1）基礎上，依次加入控制變量和雙向固定效應。回歸結果表明，數字政府建設能夠顯著提高新質生產力發展水平，H1得以驗證。

2. 平行趨勢與動態效應檢驗

本文采取事件研究法檢驗前述數據組別能否滿足平行趨勢假設，具體方式如下：

[evit=ε0+-35εNconNit+conuit?it+χi+?t+δit] （6）

上式中，[conNit]指代電子政務綜合試點虛擬變量，[N]表示數字政府建設后的第[N]年。[εN]反映了數字政府建設對城市新質生產力發展作用方向。其他變量含義與前文表述相同。

圖1為平行趨勢檢驗圖。其中，橫軸表示電子政務綜合試點頒布時間，縱軸表示數字政府建設回歸系數，虛線表示在95%置信水平上電子綜合政務實驗區對城市新質生產力發展的置信區間。如圖1所示，數字政府建設開始前參數變化趨勢不明顯，證明在數字政府建設前城市新質生產力發展水平并未隨時間流動產生顯著變化。在數字政府建設開始后，參數呈現上升態勢，證明數字政府建設對城市新質生產力發展的顯著推動作用通過了平行趨勢檢驗。

3. 穩健性檢驗

（1）PSM-DID檢驗

樣本城市自身差異特征會給實驗結果帶來干擾，為消除影響這種干擾，本文使用PSM-DID雙重差分法降低樣本偏差，提高回歸檢驗準確性（圖2）。結果顯示，處理組和控制組的控制變量標準化差異的絕對值都呈縮小態勢，且標準化差異平均值都處于20%區域內，意味著數字政府建設與新質生產力發展匹配效果良好。PSM-DID檢驗結果（表3）顯示，數字政府建設虛擬變量能夠通過PSM-DID檢測，進一步驗證了H1。

（2）安慰劑檢驗

為防止其他非觀測城市特征因素對PSM-DID估計結果產生影響，增強數字政府建設推行對城市新質生產力發展的因果關系穩健性，本文隨機生成控制組與處理組進行安慰劑檢驗。從隨機處理600次后的DID系數分布（圖3）可以看出，DID系數圍繞0正態分布，顯著區別于實際回歸系數0.195。上述結果可以證明實證結果的可靠性，數字政府建設能夠推動加快城市新質生產力形成。

（3）其他穩健性檢驗

其一，更換測量方法。上文通過雙重差分法測算樣本新質生產力發展水平，參考肖小虹[27]研究方法，運用主要成分分析法重新測算樣本新質生產力發展水平并進行回歸。回歸結果顯示數字政府建設對加快新質生產力形成回歸系數為0.1102，且回歸結果在1%顯著性水平上顯著（表4列1）。這證明數字政府建設顯著加快新質生產力形成，且基準回歸結果穩健。

其二，控制變量滯后一期。利用雙重差分法和控制變量法已然減小因遺漏變量產生的內生性問題，但實驗樣本選取因不具備嚴格外生性依然可能產生選擇性偏差。為進行內生性檢驗，本文參考姜長豐[28]的研究，將前文六個控制變量滯后一期，重新進行回歸檢驗（表4列2）。結果顯示，新質生產力發展水平回歸系數顯著為正，說明數字政府建設能夠顯著提高樣本新質生產力發展水平，再次證明基準回歸結果穩健。

其三，樣本分時段分析。因數字政府建設效果可能受到時間差異干擾，本文設計新時間組別[2014—2019]、[2015—2020]、[2016—2021]、[2017—2022]。通過多時間段PSM-DID模型進行重新檢測（表4列3至列6）。檢測結果顯示，數字政府建設依舊能夠顯著加快樣本新質生產力形成，可以證明上文基準回歸結果并非于特定時間段產生。

（4）機制檢驗

由理論分析可知，數字政府建設能夠有效加快城市新質生產力形成。欲解析其背后成因與機制，還需進一步進行機制檢驗。表5結果表明，數字政府建設對政務服務效能、資源配置效率、數字經濟的回歸系數分別為0.6317、0.3708、0.2486，且均通過1%顯著性檢驗。依次加入中介變量后，數字政府建設對新質生產力影響系數分別為0.1272、0.1521、0.1785，至少在5%水平上顯著為正，這證明政務服務效能、資源配置效率、數字經濟在數字政府建設對新質生產力的影響中發揮正向中介作用，H2、H3、H4得以驗證。

4. 異質性分析

（1）行政等級異質性

本文借鑒王正等[29]的研究將277個樣本城市劃分為行政等級較低城市與行政等級較高城市，以研究不同行政等級樣本城市數字政府建設對加快新質生產力形成是否具有異質性。城市行政等級劃分具體標準如下：27個省會城市，4個經濟特區城市以及國務院批準的18個較大的市為行政等級較高城市，其余城市為行政等級較低城市（表6列1—2）。結果顯示，數字政府建設對行政等級較高城市新質生產力的回歸系數顯著為正，在1%水平上通過顯著性檢驗；對行政等級較低城市新質生產力影響系數也為正值，但未能通過顯著性檢驗。

（2）城市區位異質性

根據國家發改委政策區域劃分標準，本文將277個樣本城市劃分為東部、中部、西部三個組別進行城市區位異質性分析（表6列3—5）。結果顯示，西部、中部、東部城市數字政府建設的回歸系數均為正數。其中，中部城市數字政府建設的回歸系數在5%水平上通過顯著性檢驗，東部城市數字政府建設的回歸系數在1%水平上通過顯著性檢驗。數字政府建設在中部、東部地區城市都能夠顯著推動城市新質生產力形成，且在東部地區城市數字政府建設對新質生產力的促進作用更為明顯。

（3）科教水平異質性

為剔除城市科教水平對實證結果干擾，本文借鑒馮銳等[30]的研究，以是否設有“211工程”大學為標準，將277個樣本城市劃分為較高科教水平城市與較低科教水平城市，進行科教水平異質性檢驗（表6列6—列7）。結果顯示，較高科教水平城市回歸系數為0.2418，且在1%水平通過顯著性檢驗。較低科教水平城市回歸系數為0.1223，未能通過顯著性檢驗。

五、 結論與建議

本文通過構建指標體系在對數字政府建設與新質生產力進行測度的基礎上，實證檢驗了2014—2022年277個城市數字政府建設對加快新質生產力形成的影響。研究結論如下：第一，數字政府建設對新質生產力的影響系數為正，且能在1%水平上通過顯著性檢驗，即數字政府建設能夠顯著加快新質生產力形成。第二，政務服務效能、資源配置效率、數字經濟均能夠在數字政府建設對加快新質生產力形成的影響中發揮中介作用。第三，數字政府建設對加快新質生產力形成的作用存在顯著異質性。具體表現為，城市行政等級與科教水平越高，則數字政府建設對加快新質生產力形成的作用越顯著；城市處于東部、西部地區，數字政府建設對加快新質生產力作用愈加顯著。因此，結合研究結論本文提出以下政策建議：

其一，完善數字治理機制。研究結論表明，數字政府建設對加快新質生產力形成具有顯著促進作用。因此，各級政府應當順應數字政府建設轉型浪潮，完善數字治理機制，為新質生產力形成提供現代化治理保障。一方面，相關部門應當推廣數字治理模式，使數據思維與管理思維相融合。數字政府建設過程中應通過加強財政預算提升完善數字治理機制的比重，設計數字政務考核與數字服務績效，完善數字治理機制，推動新質生產力發展。相關部門通過推廣數字治理模式，完善數字治理機制，從而為新質生產力發展提供智能治理服務。另一方面，相關部門利用數字平臺加強政府部門協作，實現智能化和數字化管理協同。相關部門加快一體化政務管理系統研發，實現線下業務與線上業務雙向流通，通過加強政府部門數字化協作，完善數字治理機制，增強數字政府建設對新質生產力的促進作用。

其二，提高政務服務效能。研究表明，政務服務效能在數字政府建設加快新質生產力形成的過程中發揮中介作用。因此，相關部門應當以人民為中心設計數字化行政管理制度，限縮官員自由裁量權，進一步通過政務服務效能建設加快新質生產力形成。一方面，政府借助信息系統使政務流程與政務信息數據化，通過技術手段與機制設計減少人為因素干擾，保障政務服務過程透明公平。通過設計數字化行政管理制度，加強政務服務效能在數字政府建設對新質生產力形成的中介作用。另一方面，相關部門應當簡化數字平臺結構，方便群眾參與政務服務效能建設。相關部門通過簡化數字信息傳播媒介，及時向公共講解政策熱點，使群眾享受到高效、便捷、免費的政務信息服務，減少信息鴻溝和信息孤島，增強政務服務效能在數字政府建設對新質生產力的中介作用。

其三，培育數字技術人才。研究結果表明，數字經濟在數字政府建設加快新質生產力形成的過程中發揮中介作用。因此，數字政府建設應當抓住時代契機，推動數字政府建設與數字經濟耦合發展，從而進一步加快新質生產力形成。各級政府要構筑人才高地。相關部門利用數字治理優勢，有規劃地指引機關院校、高等教育院校與職業院校培養數字技術人才，為數字政府建設提供人才儲備。同時，相關部門應加快對在職工作人員開展定期培訓，通過借調和掛職方式實現數字人才資源流通。通過構筑人才高地和催動人才流通，為數字經濟與新質生產力提供科技創新勞動者，從而增強數字經濟在數字政府建設對新質生產力形成的中介作用。

參考文獻：

[1] 鈔小靜，王清.新質生產力驅動高質量發展的邏輯與路徑[J].西安財經大學學報，2024（1）：12-20.

[2] 紀玉山，代栓平，楊秉瑜，等.發展新質生產力 推動我國經濟高質量發展[J].工業技術經濟，2024（2）：3-28.

[3] 張杰，李玉波.數字政府建設能否提升基本公共服務均等化？——基于雙重差分模型的檢驗[J].現代管理科學，2023（5）：70-80.

[4] 姜寶，曹太鑫，康偉.數字政府驅動的基層政府組織結構變革研究——基于佛山市南海區政府的案例[J].公共管理學報，2022（2）：72-81.

[5] 周荃，葛爾奇，陳希路，等.數字政府促進經濟發展：理論機制與跨國證據[J].數量經濟技術經濟研究，2023（12）：49-68.

[6] 李澤宇，王雪方，陳新芳.政府數據開放對企業創新的影響效應及機制研究[J].科研管理，2024（7）：11-20.

[7] 祁志偉.中國數字政府現代化：邏輯、機制與轉向[J].電子政務，2024（7）：101-111.

[8] 郭勁光，閆貝明.數字科層制：數字政府原理論建構的一種探索[J].探索與爭鳴，2024（6）：46-57.

[9] 周雅琳，車峰.選擇與生產：公共價值創造視閾下的數字政府政策評估[J].中國科技論壇，2024（7）：52-63.

[10] 李國龍，馬永馳，顧愛華.中國數字政府研究熱點及發展趨勢——基于2003—2023年CSSCI來源文獻的計量分析[J].西南民族大學學報（人文社會科學版），2024（5）：229-240.

[11] 于文超，王丹.數字政府建設能降低企業非生產性支出嗎？——來自中國上市公司的經驗證據[J].財經研究，2024（1）：124-138.

[12] 王翔，白劼.公民參與的數字化”回聲”：信息公開如何塑造意見表達[J].公共管理與政策評論，2024（4）：11-23.

[13] 萬相昱，蔡躍洲，張晨.數字化建設能夠提高政府治理水平嗎[J].學術研究，2021（10）：94-99.

[14] 王海建.數字技術賦能協同治理：長三角數字政府建設一體化的推進策略[J].湖南社會科學，2024（1）：86-94.

[15] 孟天廣.數字治理生態：數字政府的理論迭代與模型演化[J].政治學研究，2022（5）：13-26.

[16] 王磊，徐駿.數字政府賦能產業結構升級——基于電子政務綜合試點的擬自然實驗[J].財經論叢，2024（5）：28-38.

[17] 范合君，吳婷，何思錦.數字政府網站建設優化城市營商環境的路徑分析[J].財會月刊，2024，45（6）：106-112.

[18] 周雅琳，車峰.選擇與生產：公共價值創造視閾下的數字政府政策評估[J].中國科技論壇，2024（7）：52-63.

[19] 石艷芳.推動基層”治理”向”智理”轉變的數字化實現路徑[J].中州學刊，2024（7）：90-96.

[20] 李云賢.新發展格局背景下數字貿易對城鄉流通業一體化發展的影響[J].商業經濟研究，2024（15）：24-28.

[21] 汪波，蔣君卓.數字政府變革的理論形態變遷與實踐模式演進——基于”技術—制度—組織”框架的分析[J].城市問題，2024（3）：21-33.

[22] 倫曉波，劉顏.數字政府、數字經濟與綠色技術創新[J].山西財經大學學報，2022（4）：1-13.

[23] 喇娟娟.中國數字政府現代化建設的邏輯鏈路與實現進路[J].湖南社會科學，2024（1）：137-145.

[24] 盧江，郭子昂，王煜萍.新質生產力發展水平、區域差異與提升路徑[J].重慶大學學報（社會科學版），2024（3）：16.

[25] 胡瑩.論數字經濟時代的價值革命[J].當代經濟研究，2024（8）：22-34.

[26] 王玨，王榮基.新質生產力：指標構建與時空演進[J].西安財經大學學報，2024（1）：31-47.

[27] 肖小虹，林宇豪.地方政府生態環境注意力能否驅動企業綠色轉型[J].現代管理科學，2023（3）：3-14.

[28] 姜長豐.數字化轉型、內部控制與企業投資效率研究[J].現代管理科學，2024，（1）：159-168.

[29] 王正，左文進.數據要素配置、創新驅動與共同富裕[J].技術經濟與管理研究，2024（1）：79-84.

[30] 馮銳，馬青山，劉傳明，科技與金融結合對全要素生產率的影響——基于”促進科技和金融結合試點”準自然實驗的經驗證據[J].科技進步與對策，2021（11）：27-35.

基金項目：山東省社科規劃項目研究成果“山東省數字產業空間集聚及其對經濟高質量發展影響的測度研究”（項目編號：21DTJJ03）。

作者簡介：田政杰，男，博士，山東財經大學統計與數學學院（統計交叉科學研究中心）講師，碩士生導師，主要研究方向為經濟統計分析、數字經濟。

（收稿日期：2024-06-21 責任編輯：蘇子寵）