新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響

[摘要]新質生產力作為由科技創新主導的先進生產力質態，對于全面推進產業鏈供應鏈現代化具有重要影響。基于2012—2022年中國30個省區市面板數據，借助固定效應模型、中介效應模型和空間效應模型考察新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響作用。研究結果表明：新質生產力對產業鏈供應鏈現代化具有顯著促進作用，該結論在經過一系列穩健性與內生性檢驗后依舊成立。中介效應分析發現，新質生產力可通過促進國內國際雙循環，賦能產業鏈供應鏈現代化。異質性分析發現，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響具有異質性，具體表現為新質生產力在東部地區、高創新能力地區對產業鏈供應鏈現代化的影響更顯著。進一步分析發現，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化具有顯著正向空間溢出效應，即本地新質生產力對鄰近省份產業鏈供應鏈現代化存在輻射帶動作用。據此，提出全方位培育壯大新質生產力、多維度構筑國內國際雙循環新發展格局、因地施策制定差異化發展策略的政策建議，為驅動產業鏈供應鏈現代化提供新思路。

[關鍵詞]新質生產力；國內國際雙循環；空間溢出效應；產業鏈供應鏈現代化

一、 引言

產業鏈供應鏈現代化是助推供給側結構性改革的核心抓手，也是構建高水平現代化經濟體系的必由之路，對于實現中國式現代化目標至關重要。2022年5月，工業和信息化部等11個部門聯合頒布《關于開展“攜手行動”促進大中小企業融通創新（2022—2025年）的通知》，提出要“加快建設現代化經濟體系，增強產業鏈供應鏈韌性和競爭力，提升產業鏈現代化水平”1。黨的二十大報告也進一步強調，要“加快建設現代化經濟體系，著力提高全要素生產率，著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平”2，為產業鏈供應鏈現代化發展提供指導方向。然而，囿于受要素結構失衡、產業鏈供應鏈風險隱患、數字化程度低等[1-2]，我國產業鏈供應鏈仍面臨關鍵技術“卡脖子”、產業鏈布局滯后諸多問題，在一定程度上阻滯了產業鏈供應鏈現代化。鑒于此，如何在供給側結構性改革關鍵時期，加快產業鏈供應鏈現代化進程、助力中國式現代化建設成為社會各界重點關注議題。

2024年3月，國務院政府工作報告強調“大力推進現代化產業體系建設，加快發展新質生產力、充分發揮創新主導作用”3。新質生產力作為先進生產力的具體表現形式，是科技創新交叉融合產生的創新成果，也是要素合理配置衍生的創新動能，亦是產業結構創新升級催生的新動力，可為產業鏈供應鏈現代化帶來新契機[3]。詳細來看，新質生產力通過發揮“新”與“質”雙輪驅動作用，可促進產業結構優化升級，提升產業全要素生產率，重塑產業鏈供應鏈新格局，化解關鍵技術卡脖子問題，實現“穩鏈固鏈”“延鏈補鏈”“創新強鏈”，助力現代化產業體系向高層次、寬領域發展，為產業鏈供應鏈現代化提供新動能。此外，新質生產力還可通過深化供給側結構性改革、促進生產模式變革、提高技術水平和產業競爭力等方式，激活國內國際市場發展潛力，推動構建國內國際雙循環新發展格局，為產業鏈供應鏈現代化塑造新經濟優勢。那么，新質生產力如何影響產業鏈供應鏈現代化？兩者間的作用機制為何？是否存在空間溢出效應？科學解答上述疑問對于釋放新質生產力動能、提升產業鏈供應鏈現代化安全水平具有重要意義。

二、 文獻綜述

現階段，學界與本研究有關的文獻多聚焦于以下幾點：

一是新質生產力的相關研究。就理論層面來看，任保平[4]認為，新質生產力作為推動中國式現代化發展的核心驅動力，對于促進中國式現代化建設具有重要意義。彭緒庶[5]提出，新質生產力本質上屬于新時代技術產業化的產物，是生產力躍遷和變革的重要表現。就實證層面來看，董慶前[6]基于勞動者、勞動資料、勞動對象及其優化組合的躍遷四個子系統進行測度后發現，研究期內新質生產力整體上表現為持續攀升態勢。朱富顯等[7]從新質勞動者、新質勞動資料和新質勞動對象三個方面建立評價指標體系并展開測度，發現全國及四大區域新質生產力水平持續提升。李光勤等[8]以新質勞動者、新質勞動對象、新質勞動資料、新技術創新、新經濟規模為指標展開測度，發現中國省域新質生產力水平存在梯度發展特征，具體表現為東部地區高西部地區低。

二是產業鏈供應鏈現代化的相關研究。就理論層面來看。邵軍等[9]指出，數字經濟的持續發展能夠通過增強創新能力、安全可控能力、綠色低碳發展能力助力產業鏈供應鏈現代化。李健[10]認為，數字實體雙向融合戰略部署、數據要素合理配置及新型基礎設施布局等為數字經濟推動農業產業鏈供應鏈現代化筑牢根基。就實證層面來看，部分學者認為農村三產融合[11]、數字基礎設施建設[12]能夠顯著驅動農業產業鏈供應鏈現代化。

三是國內國際雙循環的相關研究。影響效應層面，章秀琴等[13]指出，國內國際雙循環聯動有助于促進出口工業產品質量升級。柳江等[14]指出，產業數字化可加快國內國際雙循環。影響因素層面，部分學者研究發現產業關聯[15]、貿易成本[16]能夠有效暢通國內國際雙循環渠道。測度水平層面，黃仁全等[17]認為，中國經濟內循環具有“U”形結構特征。

綜上可知，現有文獻分別對新質生產力、產業鏈供應鏈現代化和國內國際雙循環單一主體展開研究，為本文奠定了扎實的理論基礎。值得注意的是，學界關于新質生產力與產業鏈供應鏈現代化的探討仍舊處于初級階段，鮮有學者考察國內國際雙循環在二者間的作用機制。為此，本文可能存在的創新性貢獻在于：（1）利用固定效應模型揭示新質生產力與產業鏈供應鏈現代化二者的關系，拓寬產業鏈供應鏈現代化影響因素研究范疇。（2）利用中介效應與空間溢出效應模型，對省份層面新質生產力與產業鏈供應鏈現代化的關系進行探討，豐富并拓展已有研究成果。（3）從區域稟賦和創新能力兩個層面，考察新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的異質性，為后續研究提供全方位借鑒。

三、 理論分析與研究假設

1. 新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的直接效應

新質生產力快速發展能夠優化產業鏈供應鏈布局、帶動上下游產業鏈供應鏈協同創新、打造新式算力產業鏈供應鏈，著力驅動產業鏈供應鏈現代化。第一，優化產業鏈供應鏈布局。新質生產力以科技創新為主導，憑借顛覆性、前沿性技術突破，促進科技創新和產業創新深度融合，推動短板產業補鏈、優勢產業延鏈、傳統產業升鏈、新興產業建鏈，優化產業鏈供應鏈布局，為產業鏈供應鏈現代化提供新動能。第二，帶動上下游產業鏈供應鏈協同創新。新質生產力以新技術、新設備和新工具為手段，能夠促進生產方式變革，優化生產流程，實現設備自動化和智能化，逐步加快要素流動，帶動上下游產業鏈供應鏈協同創新[18]，為產業鏈供應鏈現代化筑牢新優勢。第三，打造新式算力產業鏈供應鏈。新質生產力以大數據和大模型等為技術工具，可著力突破算法、大模型等顛覆性技術，加快云網融合、“雙千兆”網絡以及超級計算中心等數字信息基礎設施建設，打造新式算力產業鏈供應鏈，為產業鏈供應鏈現代化提供新引擎。基于此，本文提出以下假設：

假設1：新質生產力可有效推動產業鏈供應鏈現代化。

2. 新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的間接效應

新質生產力不僅能直接驅動產業鏈供應鏈現代化，還可通過國內國際雙循環間接促進產業鏈供應鏈現代化。一方面，新質生產力有利于推動國內國際雙循環。新質生產力通過聚焦關鍵核心技術突破，促進一大批新產業、新崗位涌現，擴大我國居民就業崗位和空間，在增加群眾收入的同時，還可以提高國內整體消費水平、有效釋放我國經濟內需[19]。這有利于激活我國巨大的創新、創業、創造潛力，積極培育參與國際合作和競爭的新優勢，為構建國內國際雙循環新發展格局注入強大創新動力。另一方面，國內國際雙循環有利于驅動產業鏈供應鏈現代化。從國內循環來看，國內循環能夠充分發揮國內超大規模市場優勢，建立富有彈性和韌性的產業鏈供應鏈體系，推動上下游、產供銷、大中小企業協同發展，顯著擴大市場規模和內需，為產業鏈供應鏈現代化發展重塑新優勢。從國際循環來看，國際循環有利于國內市場深度參與全球分工和合作，接軌國外市場經濟和先進技術，實現國內創新技術裂變式增長，推進產業鏈供應鏈向高級化和合理化轉變，賦能產業鏈供應鏈現代化。綜上所述，本文提出以下假設：

假設2：新質生產力通過國內國際雙循環賦能產業鏈供應鏈現代化。

3. 新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的空間溢出效應

新質生產力以科技創新為手段，推動技術、創新、資本以及數據等要素在各區域間流動，在加快本省產業鏈供應鏈現代化進程的同時，還可以實現跨區域空間擴散，帶動周邊地區產業鏈供應鏈現代化發展。一方面，新質生產力借助物聯網、人工智能技術，推動產業向上下游延伸，促進信息、技術等資源實現跨區域流動和擴散，以此強化鄰近區域科技創新水平，提高全要素生產率[16]，從而驅動產業鏈供應鏈現代化發展。另一方面，新質生產力以科技創新為主導，能夠助力相關主體加快建設現代化經濟體系，推動創新鏈、產業鏈、資金鏈、人才鏈深度融合，由此產生鏈鎖效應、模仿效應、帶動效應，使鄰近區域通過學習模仿提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平、賦能產業鏈供應鏈現代化。綜合上述分析，新質生產力不僅能夠促進本區域產業鏈供應鏈現代化建設，亦可帶動鄰近區域產業鏈供應鏈現代化發展。是以，本文提出如下假設：

假設3：新質生產力對產業鏈供應鏈現代化具有正向空間溢出效應。

四、 研究設計

1. 變量選取

（1）被解釋變量

產業鏈供應鏈現代化（[Chains]）。產業鏈供應鏈現代化旨在借助前沿技術，促進經營管理模型、組織形式以及治理能力轉型升級，以此推動產業鏈上下游和供應鏈各環節高水平協同發展。本文遵循數據可獲得性、全面性原則，參照高貴現[20]、湯吉軍等[21]的研究，從產業鏈供應鏈韌性、綠色化、創新性、數字化和安全性出發，建立產業鏈供應鏈現代化水平綜合指標體系，詳見表1。此基礎上，借助熵權-TOPSIS法測度得到產業鏈供應鏈現代化水平綜合指數。

（2）解釋變量

新質生產力（[Produc]）。新質生產力強調利用新一代信息技術推動顛覆性技術創新、促進產業結構升級和提升全要素生產率，具有高科技、高效能和高質量特質[22]。本文基于新質生產力內涵要義，結合相關研究[23-24]，從科技創新生產力、產業創新生產力、要素創新生產力3個維度建立指標體系，具體如表2所示。進一步，延續前文做法，借助熵權-TOPSIS法測算獲得新質生產力綜合指數。

（3）中介變量

國內國際雙循環（[Circul]）。借鑒相關學者[25-26]的做法，本文從經濟內循環和經濟外循環兩個維度建立國內國際雙循環評價指標體系。其中，經濟內循環選取固定資產投資額與GDP比值、人均地區財政收入、勞動力錯配指數3個指標展開測度；經濟外循環選取進出口總額與GDP比值、實際利用外資與GDP比值、進出口貿易額與GDP比值、非金融類直接對外投資額增長率4個指標衡量。此外，選取熵值法衡量國內國際雙循環各指標權重。

（4）控制變量

本文選取如下控制變量：（1）金融發展水平（[Finan]），通過各省年末貸款總額占GDP比重予以衡量；（2）城鎮化率（[Urban]），以城鎮人口數與省份總人口數的比值表示；（3）對外開放水平（[Open]），利用某一地區進出口貿易總額占GDP的比重表征；（4）經濟發展水平（[Ecodev]），采用各省人均GDP表示。

2. 模型設定

為揭示新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響效應，本文構建如下固定效應模型：

[Chainsi，t=α0+α1Produci，t+κZi，t+ηi+μt+εi，t] （1）

式（1）中，下標[i]、[t]依次指代省份和年份；[Chainsi，t]表示[i]省份[t]時期產業鏈供應鏈現代化水平；[Produci，t]指代[i]省份[t]時期新質生產力指數；[α0]表示常數項；[α1]為新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響系數；[κ]指代各個控制變量的待估參數；[Zi，t]表示一系列控制變量；[ηi]、[μt]分別指代省份固定效應和年份固定效應；[εi，t]表示隨機擾動項。

鑒于此，本文參照江艇[27]關于機制檢驗的思路與做法，建立如下模型：

[Circuli，t=λ0+λ1Produci，t+κZi，t+ηi+μt+εi，t] （2）

[Chainsi，t=γ0+γ1Produci，t+γ2Circul+κZi，t+ηi+μt+εi，t] （3）

上式中，[Circuli，t]指代本文的中介變量國內國際雙循環；其余變量含義同式（1）一致。

3. 數據來源

考慮港澳臺西藏地區數據缺失，本文選取2012—2022年中國30個省（自治區、直轄市）面板數據展開實證分析。涉及變量原始數據來源于《中國貿易外經統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國工業年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《中國電子信息產業年鑒》《中國區域統計年鑒》《中國統計年鑒》、EPS數據庫。針對部分缺失指標數據借助趨勢法予以補充。

五、 實證分析

1. 基準回歸結果

新質生產力影響產業鏈供應鏈現代化的的基準回歸結果如表3所示。其中，模型（1）表示未控制固定效應和控制變量的回歸結果，模型（3）表示加入控制變量且控制省份固定和時間固定效應的回歸結果。可以知悉，無論是否加入控制變量，新質生產力及其相關變量均顯著為正，說明新質生產力對產業鏈供應鏈現代化具有顯著促進作用。由此，驗證假設1。

2. 穩健性檢驗

（1）替換被解釋變量測度方法

為更準確驗證結果穩健性，本文將產業鏈供應鏈現代化衡量方法替換為主成分分析法（[ProducPCA]），并重新進行回歸。觀察發現，新質生產力仍然能夠顯著促進產業鏈供應鏈現代化，與基本回歸結果相似，表明前文結論具有穩健性。

（2）縮減樣本區間

2012年6月，國務院出臺的《關于大力推進信息化發展和切實保障信息安全的若干意見》，促使各省逐步加快數字基礎設施建設，為培育新質生產力提供了基底支撐。鑒于此，為規避這一政策帶來的滯后效應，本文將該政策頒布后兩年內的數據予以剔除，將時間段設定為2015—2022年，并對全樣本重新進行分析。觀察表中數據可知，在剔除年份子區間后，新質生產力的回歸系數仍舊為正，且通過1%顯著性檢驗，說明上述回歸結果較為穩健。

（3）剔除特殊樣本

考慮到四個直轄市（北京、天津、上海、重慶）在經濟發展、基礎設施、資源稟賦以及政策扶持等方面具有一定特殊性，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響結果可能出現差異。鑒于此，本文剔除四個特殊樣本，并重新予以回歸。觀察表中數據可知，在剔除特殊樣本后，新質生產力的回歸系數與顯著性未發生明顯變化，說明上述結果具有穩健性。

3. 內生性檢驗

考慮到新質生產力與產業鏈供應鏈現代化可能存在反向因果關系引致的內生性問題，本文參考王帥和王亞靜[28]的研究成果，選取歷史上各省份1984年每百人固定電話數量作為新質生產力的工具變量。值得注意的是，本文所選數據為面板數據，而1984年每百人固定電話數量為截面數據，故進一步參考賈云赟[29]的做法，將1984年固定電話數量與互聯網寬帶接入用戶的乘積項（[IV]）作為新質生產力的工具變量，并借助兩階段最小二乘法展開估計，具體如表4所示。LM檢驗統計量與F檢驗統計量分別為33.576和32.895，均在1%水平下拒絕弱工具變量的假設，表明所選工具變量較為合理。觀察模型（4）可知，2SLS第一階段新質生產力的預估系數在1%統計水平上顯著為正，意味著工具變量滿足相關性假設。由模型（5）數據可知，2SLS第二階段新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的預估系數同樣顯著為正，與前文結論一致，說明基準回歸結果具有較強穩健性。

4. 中介效應分析

借助中介效應模型對新質生產力影響產業鏈供應鏈現代化的中介效應進行檢驗，回歸結果如表5所示。據模型（6）可知，新質生產力對國內國際雙循環發展的預估系數為0.208，通過1%顯著性檢驗。據模型（7）可知，國內國際雙循環的估計系數在1%統計水平上為正，說明國內國際雙循環對產業鏈供應鏈現代化具有正向影響，這也意味著國內國際雙循環存在部分中介效應，即新質生產力可通過提升國內國際雙循環發展水平，驅動產業鏈供應鏈現代化。由此，證明假設2成立。

5. 異質性討論

（1）區域稟賦異質性

本文將30個省區市樣本數據按照國家統計局劃分準則，劃分為東部、中部、西部和東北部地區四大區域，并重新開展回歸分析，結果見表6。可知，東部地區新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響系數為0.469，且在1%統計水平上顯著；中部地區的回歸系數為0.404，通過5%顯著性檢驗；西部地區和東北地區新質生產力的回歸系數分別為0.329、0.281，在10%統計水平上顯著。對比來看，新質生產力對東部地區產業鏈供應鏈現代化的影響效應最大、中部地區次之、西部地區較弱、東北部地區最小。細究其因，東部地區整體的數字技術創新能力、產業集聚程度、產業鏈韌性以及基礎設施建設較好，可顯著加快新質生產力發展速度，驅動產業鏈供應鏈現代化。

（2）創新能力異質性

本文參考“中國區域創新創業指數”，將全樣本根據中國區域創新創業指數的均值，分別設定為高創新能力地區和低創新能力地區兩組，并重新展開檢驗，結果詳見表7。可知，高創新能力地區新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響系數為0.437，且在1%統計水平上顯著；低創新能力地區新質生產力的回歸系數0.325，通過10%顯著性檢驗。這表明相較于低創新能力地區，新質生產力對高創新能力地區產業鏈供應鏈現代化的影響更顯著。可能的原因是，高創新能力地區整體研發水平、技術創新以及產業協同能力較強，更有利推動戰略性、前沿性新興產業和未來產業發展，加快形成新質生產力，為產業鏈供應鏈現代化建設提供新動能。

六、 進一步分析：空間溢出效應

本文建立空間計量模型，以探究新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的空間效應，具體公式如下：

[Chainsi，t=α0+γWChains+α1Produci，t+α2κZi，t+ηi+μt+εi，t] （4）

[Chainsi，t=α0+α1Produci，t+κZi，t+ηi+μt+εi，t，εi，t=ρWεi，t] （5）

[Chainsi，t=α0+γWChains+?1WProduci，t+α1Produci，t+?2W∑Zi，t+ηi+μt+εi，t] （6）

上式中，[W]為空間權重矩陣；公式（4）表示空間回歸模型，公式（5）表示空間誤差模型，公式（6）表示空間杜賓模型。

空間權重矩陣是進行空間計量分析的重要前提條件。鑒于此，本文通過建立地理經濟嵌套權重矩陣（W1）、鄰接權重矩陣（W2）、經濟距離權重矩陣（W3），檢驗新質生產力與產業鏈供應鏈現代化的空間相關性（篇幅限制，不列示具體圖表說明，備索）。可知，考察期內新質生產力和產業鏈供應鏈現代化均存在顯著空間相關性。

經過LR、LM檢驗、Wald檢驗與Hausman篩選模型檢驗后發現，時空雙向固定空間杜賓模型更契合。是以，本文通過空間杜賓模型將總效應拆分為直接與間接效應，以考察新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響效應，具體見表8。結果顯示，在不同空間權重矩陣下，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的總效應、直接效應和間接效應均通過1%顯著性檢驗。這表明新質生產力對產業鏈供應鏈現代化具有顯著正向空間溢出效應，且對鄰近區域產業鏈供應鏈現代化具有正向影響，證實假設3。

七、 結論與建議

本文以2012—2022年中國30個省區市面板數據為研究樣本，實證檢驗新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響效應及作用機制。得出如下結論：第一，新質生產力能夠顯著驅動產業鏈供應鏈現代化發展，經過穩健性和內生性檢驗后結論依舊成立。第二，國內國際雙循環在新質生產力影響產業鏈供應鏈現代化過程中發揮部分中介作用。第三，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響在東部地區、高創新能力地區更強。第四，新質生產力對產業鏈供應鏈現代化的影響存在空間溢出效應。基于上述結論提出以下政策建議：

第一，全方位培育壯大新質生產力。一方面，相關龍頭產業應利用人工智能、元宇宙等顛覆性技術和前沿技術，不斷創新生產模式、提高技術研發能力，催生新業態和新動能，改變傳統生產方式，培育壯大新質生產力，提高全要素生產效率，以創新驅動產業鏈供應鏈現代化發展。另一方面，各地區應從發達國家和地區學習高水平數字技術，打造新材料、“五鏈”融合等新增長引擎，并積極落實“數據要素×”和“AI+”行動計劃，促進數字技術和實體經濟深度融合，著力培養新質生產力，驅動產業鏈供應鏈現代化。

第二，多維度構筑國內國際雙循環新發展格局。一方面，政府應以擴大我國內需為經濟增長核心動能，利用新興技術進行技術創新和商業模式更新，培育一批戰略性產業和未來產業，以此打造具有國際競爭力的數字生態共同體，加快經濟“雙循環”速度，構筑國內國際雙循環新發展格局，為產業鏈供應鏈現代化打造新引擎。另一方面，相關部門應以科技創新推動貨物貿易結構優化升級，積極開拓國際市場，吸引更多全球優質要素資源集聚，提高我國對外開放水平，構建國內國際雙循環發展新格局，為產業鏈供應鏈現代化打造擴大開放的新優勢。

第三，因地施策制定差異化發展策略。對于東部地區和高創新能力地區，地方政府應充分發揮數字經濟、資源稟賦以及技術創新優勢，加快技術創新成果轉化，推動產業鏈供應鏈向高端化、規模化發展，并形成規模效應帶動周邊區域產業轉型升級，為新質生產力促進產業鏈供應鏈現代化提供新動力。對于中西部、東北部和低創新能力地區，相關部門和龍頭產業應引導各類企業向某一區域集聚，形成產業集聚效應，強化區域聯動和政策協同，合力培育高水平產業集群，加快發展新質生產力，提升資源配置效率，補齊產業鏈供應鏈短板，助推產業鏈供應鏈現代化。

參考文獻：

[1] 宋華，楊雨東.中國產業鏈供應鏈現代化的內涵與發展路徑探析[J].中國人民大學學報，2022（1）：120-134.

[2] 陶鋒，王欣然，徐揚，等.數字化轉型、產業鏈供應鏈韌性與企業生產率[J].中國工業經濟，2023（5）：118-136.

[3] 曾立，謝鵬俊.加快形成新質生產力的出場語境、功能定位與實踐進路[J].經濟縱橫，2023（12）：29-37.

[4] 任保平.以新質生產力賦能中國式現代化的重點與任務[J].經濟問題，2024（5）：1-6.

[5] 彭緒庶.新質生產力的形成邏輯、發展路徑與關鍵著力點[J].經濟縱橫，2024（3）：23-30.

[6] 董慶前.中國新質生產力發展水平測度、時空演變及收斂性研究[J].中國軟科學，2024（8）：178-188.

[7] 朱富顯，李瑞雪，徐曉莉，等.中國新質生產力指標構建與時空演進[J].工業技術經濟，2024（3）：44-53.

[8] 李光勤，李夢嬌.中國省域新質生產力水平評價、空間格局及其演化特征[J].經濟地理，2024（8）：116-125.

[9] 邵軍，楊敏.數字經濟與我國產業鏈供應鏈現代化：推動機制與路徑選擇[J].南京社會科學，2023（2）：26-34.

[10] 李健.數字經濟助力農業產業鏈供應鏈現代化：理論機制與創新路徑[J].經濟體制改革，2023（3）：80-88.

[11] 李艷琦.農村三產融合、生產性服務業集聚與農業產業鏈供應鏈現代化[J].中國流通經濟，2023（3）：48-60.

[12] 陳潔梅，林曾.數字基礎設施建設賦能農業產業鏈供應鏈現代化：理論機制與經驗證據[J].云南財經大學學報，2024（4）：52-68.

[13] 章秀琴，施旭東.國內國際雙循環聯動、生產要素流動與出口工業產品質量升級[J].現代財經（天津財經大學學報），2023（8）：49-63.

[14] 柳江，丁薇峰.產業數字化對國內國際雙循環的影響研究[J].現代管理科學，2024（2）：43-51.

[15] 鄭休休，劉青，趙忠秀.產業關聯、區域邊界與國內國際雙循環相互促進——基于聯立方程組模型的實證研究[J].管理世界，2022（11）：56-80.

[16] 李丹，呂鑫萌.貿易成本、統一大市場和暢通國際國內雙循環[J].中國特色社會主義研究，2023（1）：81-93.

[17] 黃仁全，李村璞.中國經濟國內國際雙循環的測度及增長動力研究[J].數量經濟技術經濟研究，2022（8）：80-99.

[18] 洪銀興，王坤沂.新質生產力視角下產業鏈供應鏈韌性和安全性研究[J].經濟研究，2024（6）：4-14.

[19] 韓文龍，張瑞生，趙峰.新質生產力水平測算與中國經濟增長新動能[J].數量經濟技術經濟研究，2024（6）：5-25.

[20] 高貴現.新質生產力驅動農業產業鏈供應鏈現代化：理論機制與實證檢驗[J].統計與決策，2024（17）：18-23.

[21] 湯吉軍，史銳，陳俊龍.新基建與產業鏈供應鏈現代化耦合協調度測度、時空分布及影響因素研究[J].經濟問題探索，2024（5）：57-70.

[22] 劉震，周云帆.新質生產力與高質量發展：內在邏輯和重要著力點[J].上海經濟研究，2024（9）：5-16.

[23] 董靜，呂孟麗，孫傳超，等.對新質生產力的投資能否推動制造業企業的數字化轉型？[J].外國經濟與管理，2024（9）：134-152.

[24] 劉明慧，李秋.財稅政策何以驅動新質生產力發展？[J].上海經濟研究，2024（3）：31-41.

[25] 王思文，孫亞輝.國內國際“雙循環”有效聯動測度及其應用研究[J].統計與信息論壇，2023（1）：28-42.

[26] 韓兆安，吳海珍，云樂鑫.我國省際經濟國內國際雙循環測度與地區差異研究[J].統計研究，2024（9）：21-31.

[27] 江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應[J].中國工業經濟，2022（5）：100-120.

[28] 王帥，王亞靜.城鎮化與糧食生態效率——基于異質性城鎮化的理論視角與實證檢驗[J].農業現代化研究，2023（3）：469-479.

[29] 賈云赟.數字普惠金融、財政補貼與農民農村共同富裕[J].統計與決策，2024，40（15）：16-21.

基金項目：國家社會科學基金“新疆網絡意識形態安全問題及治理研究”（項目編號：22KSC00268）。

作者簡介：劉通，男，新疆師范大學馬克思主義學院博士研究生，研究方向為馬克思主義理論、新質生產力。

（收稿日期：2024-08-08" 責任編輯：蘇子寵）