新質生產力對企業高質量發展的影響研究

摘要：發展新質生產力是推動高質量發展的內在要求，企業高質量發展是經濟高質量發展的重要基礎。文章基于2011—2022年中國A股上市公司的數據，研究了新質生產力對企業高質量發展的影響及其作用機制。研究發現，新質生產力發展可以推動企業高質量發展，經過工具變量法、替換變量等一系列穩健性檢驗后結論依舊成立;新質生產力發展通過降低信息不對稱程度、強化內部控制能力的機制推動企業高質量發展;新質生產力對國有企業、大型企業、兩職分離企業、發達地區企業的高質量發展推動作用更大;政府補助和市場化水平均能正向調節新質生產力對企業高質量發展的推動作用。研究結論為加快新質生產力發展，推動企業高質量發展提供了經驗證據。

關鍵詞：新質生產力；高質量發展；全要素生產率；上市公司

[基金項目]國家級大學生創新創業訓練計劃資助項目（項目編號：S202310145020；241045）。

[作者簡介]趙芷仟（2003-），男，河南許昌人，碩士研究生，研究方向：企業經濟、金融學。

一、引言

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時指出，整合科技創新資源，加快形成新質生產力[1]。此后，習近平總書記先后作出“加快形成新質生產力”“加快發展新質生產力”“因地制宜發展新質生產力”等重要論述。2024年政府工作報告將“大力推進現代化產業體系建設，加快發展新質生產力”作為2024年政府工作十大任務之首。新質生產力概念的提出，推動了馬克思主義生產力理論中國化時代化，為傳統生產力變革躍遷提供了中國方案，為中國經濟高質量發展提供了行動指南[2]。目前，我國以新質生產力驅動的新型經濟結構正在形成，根據統計局數據，我國戰略性新興產業占GDP的比重從2014年的7.6%上升至2022年的13%以上；根據“十四五規劃”目標，有望在2025年提升至17%。隨著戰略性新興產業的發展和政策促進，未來產業也有望逐漸從孕育階段走向落地。

企業高質量發展是經濟高質量發展的重要基礎。企業是市場經濟的微觀主體，其發展水平直接決定了經濟的整體質量和效益。新質生產力以其獨特的創新性和變革性，為企業的轉型升級注入了新的活力，為企業實現高質量發展開辟了新的道路。高質量發展作為新時代中國經濟發展的鮮明主題，不僅要求企業實現經濟效益的持續增長，更強調發展的質量、效益和可持續性。在這個過程中，新質生產力無疑為企業實現高質量發展提供了強大的動力。新質生產力融合了先進的信息技術、數字化管理等新興技術和管理理念，通過推動管理創新、制度創新等多個方面的變革，提高企業的生產效率和產品質量，助力企業提升核心競爭力，從而實現高質量發展。

然而，目前關于新質生產力的研究多聚焦于理論探討，缺乏深入的實證研究，對于企業高質量發展的研究雖然較為豐富，但還未有文獻探討其與新質生產力的關系。因此，本文基于2011—2022年中國A股上市公司的數據，研究新質生產力對企業高質量發展的影響及其作用機制。通過深入分析新質生產力與企業高質量發展之間的關系，本文旨在揭示新質生產力推動企業高質量發展的內在邏輯和路徑，為加快發展新質生產力，推動企業高質量發展提供經驗證據，為政策制定和企業實踐提供科學依據。

本研究可能的邊際貢獻如下：（1）新質生產力是相對較新的概念，關于新質生產力的實證研究較為匱乏，本文將新質生產力與企業高質量發展置于同一分析框架，從理論和實證兩個方面研究了新質生產力與企業高質量發展之間的內在聯系，有助于深入理解新質生產力的內涵，豐富新質生產力和企業高質量發展的研究文獻。（2）本文從信息不對稱、內部控制兩個視角探討新質生產力發展推動企業高質量發展的傳導機制。（3）本文從產權性質、地區差異等內外部視角比較了新質生產力對不同企業高質量發展的影響，為企業推動高質量發展和政府制定差異化政策提供了實證依據。（4）本文探究了政府補助和市場化水平在新質生產力推動企業高質量發展中的調節作用，為政府制定企業補助政策和優化營商環境提供了實證依據。

二、文獻綜述

（一）新質生產力的研究

現有研究圍繞新質生產力的概念內涵進行了全面解讀。生產力在現實表征上體現為人類根據自身需要利用、改造自然的特定能力，社會發展進步就是生產力從舊質到新質、從低質到高質迭代升級、催化融合的結果[3]。從本意上看，新質生產力，即新質態、高質量的生產力，代表著一種新型區別于傳統、高質超越了舊質生產力的躍遷，它是在科技創新的引領下由戰略性新興產業和未來產業所催生的具有高效能、高質量的利用自然、改造自然的能力[4]。

目前也有一些研究嘗試對新質生產力進行測度分析，且主要從宏觀層面構建新質生產力指標體系。王玨和王榮基[5]基于生產力的三大構成要件，運用熵值法測度了中國省域新質生產力發展水平。盧江等[6]從科技生產力、綠色生產力和數字生產力三個方面入手，采用改進的熵權-TOPSIS方法測度了省級區域的新質生產力水平?？傮w而言，目前關于新質生產力的實證研究較為匱乏，并且大多局限于新質生產力本身和宏觀層面，很少有研究將新質生產力與其他因素聯系起來，同時缺乏新質生產力微觀層面的相關研究。

（二）企業高質量發展的研究

關于企業高質量發展的定義，學術界并未達成共識，但相關研究極大豐富了企業高質量發展的內涵。從企業內部特征來看，企業高質量發展是企業具備內部管理機制完善、產品服務質量優等多種特征的一種理想狀態[7]。從高質量發展內涵來看，企業高質量發展不僅包括經濟發展質量、效率等因素，而且涵蓋動力、生態、開放等方面，是三大變革和新發展理念的融合，是更高水平的持續發展[8]。還有學者從結果層面考慮，認為企業高質量發展就是企業全要素生產率的不斷提高[9]。

關于企業高質量發展的測度方法，主要分為兩類，一類是多指標評價體系的測度方法，另一類是單一指標替代的測度方法。部分學者從多方面進行考察，全方位、多層次地測度了企業高質量發展[10-11]。多指標評價體系雖然能較為全面地測度企業高質量發展，但是主觀性較強，難以得到客觀、統一的測度結果。相比之下，單一指標替代的測度方法操作性和客觀性更強。目前，企業全要素生產率被國內外學者廣泛地用于測度企業高質量發展[12]。此外，也有少數學者使用其他單一指標測度企業高質量發展。比如，采用扣除資本機會成本的經濟增加值率、總資產周轉率等測度企業高質量發展[13-14]。

關于企業高質量發展影響因素的研究文獻較為豐富，主要圍繞企業外部與內部兩個方面展開。企業外部方面，現有研究聚焦于數字經濟[15]、環境規制[16]、經濟政策不確定性[17]等對企業高質量發展的影響，大多研究還探討了具體的作用機制及其異質性。企業內部方面，現有研究聚焦于企業自身特征與企業高質量發展的聯系，比如ESG評級[18]、數字化轉型[19]、資產結構錯配[20]等。雖然企業高質量發展影響因素的相關研究已經十分豐富，但是還未有學者將新質生產力與企業高質量發展聯系起來，更缺乏深入的理論和實證研究。

三、理論分析與研究假設

（一）新質生產力與企業高質量發展

黨的二十大報告強調，要著力提高全要素生產率，堅持以推動高質量發展為主題。全要素生產率是經濟增長中扣除勞動、資本等要素投入數量對經濟增長率的貢獻后的余值，它體現了技術進步、體制改革和組織管理改善等無形要素的作用[21]。提高全要素生產率不僅是實現高質量發展的途徑，也是檢驗高質量發展水平的核心指標。企業全要素生產率不僅能夠反映企業發展質量，甚至還會影響經濟高質量發展水平。因此，本文以企業全要素生產率衡量企業高質量發展水平，并以此為基礎展開理論分析。

新質生產力發展通過引入新的科技成果、生產工具和生產方式，提升了企業生產的技術水平，這種技術進步使得企業能夠在同樣的資源投入下獲得更多的產出，或者在更少的資源投入下維持或增加產出，從而提高企業全要素生產率。同時，新質生產力發展能夠引領產業結構升級，推動企業向更高附加值、更高效益的產業領域拓展，這有助于企業拓展市場空間，提升產業地位。此外，新質生產力發展還涉及多領域、多技術的交叉融合，幫助企業打破傳統行業界限，實現跨界合作與共贏，通過與其他行業的融合發展，企業可以獲取更多的創新資源和市場機會[22]，這種融合性創新有助于企業打破傳統生產模式的束縛，發掘新的增長點，提高生產效率和質量，從而進一步提高企業全要素生產率。

基于上述分析，本文提出研究假設H1：新質生產力發展可以推動企業高質量發展。

（二）新質生產力、信息不對稱與企業高質量發展

新質生產力發展推動了信息技術和數字化手段的廣泛應用，這使得企業能夠更快速準確地獲取和處理信息，提高信息的透明度和流通性，從而降低信息不對稱程度。例如，通過采用先進的供應鏈管理系統，企業能夠實時掌握供應商、客戶和合作伙伴的信息，減少信息傳遞的延遲和誤差。同時，傳統的組織結構和管理模式逐漸顯露出其局限性，新質生產力發展推動企業采用更加扁平化、靈活化的組織結構，以及更加高效、標準化的業務流程，這有助于打破部門之間的信息壁壘，減少信息在傳遞過程中的損耗和變形，從而降低信息不對稱程度[23]。新質生產力發展還促進了市場機制的完善和規范，市場競爭也變得更加激烈和公平，更大的競爭壓力促使企業更加注重信息披露和透明度，以維護自身的聲譽和信譽，從而降低信息不對稱程度。

根據交易成本理論，當信息不對稱程度降低時，企業可以更容易地找到合作伙伴，減少監督成本，從而提高市場交易的效率，進而提高企業全要素生產率。從信息經濟學角度來看，信息不對稱程度的降低可以使企業更準確地獲取和評估市場信息等，從而做出更合理的生產、投資和經營決策，這種決策的優化將反映在企業全要素生產率的提高上[24]。此外，當信息不對稱程度降低時，交易雙方能夠更充分地了解對方的意愿和需求，減少誤解和沖突，降低交易成本和風險，這有利于企業全要素生產率提高。

基于上述分析，本文提出研究假設H2：新質生產力發展通過降低信息不對稱程度的機制推動企業高質量發展。

（三）新質生產力、內部控制與企業高質量發展

新質生產力發展從技術水平、管理理念和方法、制度創新等多個方面強化了企業內部控制能力。新質生產力發展能夠提升企業內部控制的技術水平。例如，新質生產力發展通過引入先進的信息技術和管理軟件，可以優化企業內部控制流程，提高控制效率，減少人為錯誤和舞弊的可能性，這些技術手段能夠更有效地監控企業的各項業務活動，確保內部控制目標的實現[25]。新質生產力發展為企業內部控制提供了更先進的管理理念和方法，通過引入先進的管理理念和方法，優化生產流程，提高管理效率，企業可以更好地實現內部控制的目標。新質生產力發展還能夠推動制度創新，通過完善市場體系、激發市場活力，為企業內部控制提供更加明確和有力的制度保障，這有助于企業建立起更加科學、規范、有效的內部控制機制，提升內部控制的質量和效果。

根據資源配置理論，強化內部控制能力可以確保企業資源使用的透明度和規范性，防止資源的浪費和濫用，通過精確的預算和成本核算，企業可以更好地掌握資源的使用情況，優化資源配置，進而提高企業全要素生產率。根據系統管理理論，強化企業內部控制能力有助于實現企業內部各個部門和流程之間的協同和整合，確保信息的暢通和資源的共享，這種協同作用有助于減少內部摩擦和浪費，提高企業全要素生產率。根據風險管理理論，通過強化內部控制能力，企業可以及時發現和應對潛在風險，降低因風險事件導致的損失，保障企業的穩健經營和持續發展，為企業全要素生產率的提高提供有力保障[26]。

基于上述分析，本文提出研究假設H3：新質生產力發展通過強化內部控制能力的機制推動企業高質量發展。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2011—2022年中國A股上市公司為研究樣本。對樣本進行如下處理：剔除數據嚴重缺失公司、剔除ST類公司、剔除金融等特殊行業公司、對連續變量進行1%和99%水平的縮尾處理。經過處理，共得到24 192個觀測值。數據主要來源于CSMAR數據庫和WIND數據庫，內部控制數據來源于迪博數據庫，市場化水平數據來源于中國分省份市場化指數數據庫。

（二）變量選取

1.被解釋變量：企業高質量發展（TFP）。本文使用Levinsohnand Petrin法（LP法）測度的企業全要素生產率作為企業高質量發展的衡量指標。LP法較好地解決了傳統計量方法中的內生性和樣本選擇問題，并且能綜合反映多種因素對企業發展質量的影響。同時，本文采用Olley-Pakes法（OP法）測度的企業全要素生產率進行穩健性檢驗。

2.解釋變量：新質生產力（Nqpf）。新質生產力以勞動者、勞動對象和勞動資料及其優化組合的質變為基本內涵，參考張秀娥等[27]的研究，構建企業層面的新質生產力指標體系。本文構建了新質勞動者、新質勞動對象和新質勞動資料3個一級指標，構建了高素質員工、環境績效、企業創新水平等12個二級指標。新質勞動者維度基于員工和管理者兩個層面，分別選取高素質員工和研發人員占比衡量員工素質，選取管理層數字化背景和CEO職能經歷豐富度衡量管理者素質。新質勞動對象維度基于生態環境和未來發展兩個層面，分別選取環境績效衡量生態環境，選取固定資產占比和機器人滲透率衡量未來發展。新質生產資料維度基于科技勞動資料、綠色勞動資料和數字勞動資料三個層面，分別選取企業創新水平衡量科技勞動資料，選取綠色技術水平和綠色專利占比衡量綠色勞動資料，選取智能化水平和數字資產占比衡量數字勞動資料。最后，本文利用熵值法測算各二級指標的權重，經過加權后形成企業新質生產力指標（Nqpf），將其作為解釋變量。具體指標說明見表1。

3.控制變量。借鑒黃勃等的研究[28]，本文選取企業規模（Size）、企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、資產收益率（Roa）、現金流量（Cfo）、企業成長性（Growth）、股權集中度（Share）、獨立董事比例（Indep）、董事會規模（Board）等9個變量作為控制變量。具體的變量定義與說明見表2。

（三）模型設定

為了檢驗新質生產力對企業高質量發展的影響，本文構建模型（1）對假設H1進行檢驗：

[" "TFPit=α0+α1Nqpfit+Controlsit+Year+Firm+εit]" （1）

其中，[TFPit]為企業[i]在[t]年的高質量發展水平的代理變量，[Nqpfit]為企業[i]在[t]年的新質生產力水平，[Controlsit]為上文選取的一系列控制變量，[Year]和[Firm]分別代表年份固定效應和企業固定效應。[εit]為隨機擾動項。其中，[α1]為本文關注的回歸系數，如果[α1]顯著為正，則假設H1得到驗證。

為了檢驗信息不對稱和內部控制在新質生產力影響企業高質量發展中的中介效應，本文在模型（1）的基礎上構建模型（2）和（3），對假設H2和H3進行檢驗：

[MVit=β0+β1Nqpfit+Controlit+Year+Firm+εit]（2）

[" " " "TFPit=γ0+γ1Nqpfit+γ2MVit+Controlsit+Year+]

[ +Firm+εit]" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（3）

其中，[MVit]為中介變量，回歸時分別為信息不對稱（[Asy]）和內部控制（[Icq]）。信息不對稱（[Asy]），參考夏子航等[29]的方法，通過主成分分析法構建信息不對稱綜合指標。內部控制（[Icq]），采用迪博上市公司內部控制指數的自然對數衡量。其他變量與模型（1）中一致。

為了檢驗政府補助、市場化水平在新質生產力影響企業高質量發展中的調節效應，本文在模型（1）的基礎上構建模型（4）：

[TFPit=δ0+δ1Nqpfit+δ2Regit+δ3Nqpfit×Regit]" " [" " " " " " " " "+Controlsit+Year+Firm+εit]" " " "（4）

模型（4）中加入了新質生產力（[Nqpfit]）和調節變量（[Regit]）的交乘項，用于檢驗調節效應是否存在。其中，[Regit]為調節變量，回歸時分別為政府補助（[Sub]）和市場化水平（[Mar]）。政府補助（[Sub]），采用政府補助總額占企業總資產的比值衡量。市場化水平（[Mar]），采用中國分省份市場化指數數據庫中的市場化指數衡量。其他變量與模型（1）中一致。

五、實證結果分析

（一）描述性統計

表3為主要變量的描述性統計。企業高質量發展的均值為8.114，標準差為0.983，說明樣本企業的全要素生產率存在一定差異。新質生產力的均值為4.783，標準差為2.105，最小值和最大值相差8.176，同時中位數小于均值，說明樣本企業的新質生產力水平差異很大，樣本企業新質生產力水平呈右偏分布，樣本企業新質生產力水平整體較低，仍有較大提升空間?？刂谱兞糠植继幱诤侠韰^間。

（二）相關性分析

表4展示了相關性分析結果。新質生產力（[Nqpf]）與企業高質量發展（TFP）之間的相關系數為0.036，且在1%水平上顯著。同時，各變量的VIF值均小于2，平均VIF值為1.74，表明各變量不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）基準回歸

基準回歸結果如表5所示。列（1）報告了僅控制企業固定效應的結果，列（2）控制了企業固定效應和年份固定效應，列（3）控制了企業固定效應并加入了控制變量，列（4）控制了企業固定效應和年份固定效應并加入了控制變量。列（1）至列（4）的回歸結果顯示，新質生產力的回歸系數均在1%水平上顯著，表明新質生產力發展可以推動企業高質量發展，假設H1得以驗證。

（四）內生性檢驗

為降低遺漏變量和反向因果等導致的內生性問題，本文采用兩種工具變量進行內生性檢驗。一方面，新質生產力對企業高質量發展的影響可能存在時間滯后性，所以選取滯后一期的新質生產力作為工具變量。表6列（1）和列（2）展示了采用2SLS方法的回歸結果，列（1）第一階段結果顯示，滯后一期的新質生產力的系數為0.571，在1%水平上顯著，且F檢驗值遠大于臨界值，說明選取的工具變量與解釋變量有較強的相關性，同時排除弱工具變量可能，列（2）第二階段結果顯示，新質生產力的系數為0.023，在5%水平上顯著。另一方面，選取除樣本企業外的同城市同行業的樣本企業的新質生產力水平均值作為工具變量，表6列（3）和列（4）展示了采用2SLS方法的回歸結果。從兩種工具變量的回歸結果來看，在考慮內生性問題后，新質生產力發展能夠推動企業高質量發展的結論依舊成立。

（五）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。采用OP法測度的企業全要素生產率作為企業高質量發展的代理變量，重新進行回歸分析，結果如表7列（1）所示?；貧w結果表明，新質生產力的回歸系數為0.015，在1%水平上顯著，說明替換企業全要素生產率的測算方法不會影響本文結論。

2.替換解釋變量。熵值法和主成分分析法都是常用的多變量數據分析方法，本文采用主成分分析法重新測算企業新質生產力水平，重新進行回歸分析，結果如表7列（2）所示?；貧w結果表明，新質生產力的回歸系數為0.009，在5%水平上顯著，說明無論使用哪種方法測算企業新質生產力水平，本文結論不會改變。

3.改變樣本期。2020—2022年的新冠疫情對企業造成了較大沖擊，可能對研究結果造成影響，本文剔除2020—2022年的企業樣本，重新進行回歸分析，結果如表7列（3）所示?；貧w結果表明，新質生產力的回歸系數為0.016，在1%水平上顯著，說明剔除異常年份的樣本后，本文結論依舊成立。

4.剔除特殊城市。中國的直轄市和省會城市往往具有更高的政治和經濟地位，具有較大的特殊性，可能會影響研究結論，本文剔除4個直轄市和27個省會城市的企業樣本，重新進行回歸分析，結果如表7列（4）所示。回歸結果表明，新質生產力的回歸系數為0.013，在1%水平上顯著，說明剔除特殊城市的企業樣本后，研究結論依舊穩健。

5.更換聚類評級。本文將標準誤聚類到企業層面，為使研究結論更加可靠，將企業層面的標準誤替換為行業層面的標準誤，重新進行回歸分析，結果如表7列（5）所示?；貧w結果表明，新質生產力的回歸系數未顯著改變，常數項和調整后R2也未顯著改變，說明不同聚類層級不會改變本文結論。

六、進一步分析

（一）機制分析

1.信息不對稱機制。根據理論分析，新質生產力可能通過降低信息不對稱程度的機制推動企業高質量發展。為檢驗這一機制，以信息不對稱（[Asy]）為中介變量，對模型（2）和（3）進行回歸，回歸結果如表8列（2）和列（3）所示。列（2）中信息不對稱的回歸系數為-0.052，在1%水平上顯著，說明新質生產力能夠降低信息不對稱程度。列（3）中信息不對稱和新質生產力的回歸系數為-0.102和0.013，至少在5%水平上顯著，Sobel檢驗Z值為10.138，在1%水平上顯著，說明信息不對稱在新質生產力影響企業高質量中發揮了部分中介效應，假設H2得到驗證。

2.內部控制機制。根據理論分析，新質生產力可能通過強化內部控制能力的機制推動企業高質量發展。為檢驗這一機制，以內部控制（[Icq]）為中介變量，對模型（2）和（3）進行回歸，回歸結果如表8列（4）和列（5）所示。列（4）中內部控制的回歸系數為0.167，在1%水平上顯著，說明新質生產力發展能夠強化企業內部控制能力。列（5）中內部控制和新質生產力的回歸系數為0.039和0.011，至少在5%水平上顯著，Sobel檢驗Z值為4.652，在1%水平上顯著，說明內部控制在新質生產力影響企業高質量中發揮了部分中介效應，假設H3得到驗證。

（二）異質性分析

1.企業產權異質性。企業產權性質不同，其經營模式與目標也可能不同。因此，本文將樣本企業分為非國有企業和國有企業，分組檢驗新質生產力與企業高質量發展的關系，并采用費舍爾組合檢驗判斷組間系數差異。從表9列（1）和列（2）的回歸結果來看，非國有企業和國有企業新質生產力的回歸系數分別為0.015和0.023，均在1%水平上顯著，且經驗p值為0.013，在5%水平上顯著，說明新質生產力對國有企業高質量發展的推動作用更大。可能的原因是，國有企業作為國家經濟的重要支柱，其發展目標與國家的整體發展戰略緊密相連，國有企業往往具有更強的政策響應能力和社會責任意識，與政府的聯系也更加緊密，這使得國有企業更有意愿和動力推動新質生產力發展。此外，相比非國有企業，國有企業通常擁有更為雄厚的資金實力、政策優惠和技術支持，這些有利條件有助于新質生產力推動國有企業高質量發展。

2.企業規模異質性。企業規模不同，其資源基礎、經營能力和創新能力可能存在差異。因此，本文將樣本企業分為中小型企業和大型企業，分組檢驗新質生產力與企業高質量發展的關系，并采用費舍爾組合檢驗判斷組間系數差異。從表9列（3）和列（4）的回歸結果來看，中小型企業和大型企業新質生產力的回歸系數分別為0.014和0.020，至少在5%水平上顯著，且經驗p值為0.007，在1%水平上顯著，說明新質生產力對大型企業高質量發展的推動作用更大。可能的原因是，大型企業的規模效應在新質生產力發展中發揮了作用，這種規模效應能夠有效降低企業的經營成本，提升企業的盈利能力和創新能力，使得新質生產力推動企業高質量發展的作用更明顯。同時，大型企業往往具有更高的市場地位和更好的資源基礎，應對各種風險的能力較強，在研發創新方面有著強大的研發團隊，在管理方面有著更為完善的制度和更為先進的理念，能夠更好地適應新質生產力發展的需求。

3.治理結構異質性。企業治理結構不同，企業的決策模式和運營效率也可能不同。因此，本文將樣本企業分為兩職合一企業和兩職分離企業，分組檢驗新質生產力與企業高質量發展的關系，并采用費舍爾組合檢驗判斷組間系數差異。從表9列（5）和列（6）的回歸結果看，兩職合一企業和兩職分離企業新質生產力的回歸系數分別為0.016和0.022，至少在5%水平上顯著，且經驗p值為0.038，在5%水平上顯著，說明新質生產力對兩職分離企業高質量發展的推動作用更大?？赡艿脑蚴?，兩職分離企業的董事長和總經理并非一人擔任，企業內部權力分配更加均衡，能夠避免權力過度集中，兩職分離還有助于提高企業決策效率，董事長負責戰略規劃和監督，總經理負責具體執行，二者能夠發揮專長，共同應對各種可能的風險，提高企業的穩定性，這種治理結構整體上更符合新質生產力的發展理念，更有利于推動企業高質量發展。

4.地區異質性。不同地區的資源稟賦、發展模式和經濟環境往往有較大差異。因此，本文將樣本企業分為欠發達地區企業和發達地區企業，分組檢驗新質生產力與企業高質量發展的關系，并采用費舍爾組合檢驗判斷組間系數差異。從表9列（7）和列（8）的回歸結果來看，欠發達地區企業和發達地區企業新質生產力的回歸系數分別為0.012和0.026，至少在5%水平上顯著，且經驗p值為0.003，在1%水平上顯著，說明新質生產力對發達地區企業高質量發展的推動作用更大?？赡茉蚴牵l達地區的經濟發展水平更高，產業結構更加高級，人才積累更加雄厚，營商環境更加一流，這些因素共同發揮作用，使得新質生產力對發達地區企業高質量發展的賦能作用更大。同時，發達地區通常擁有更加完善的政策體系和更加靈活的制度環境，比如政府可以通過稅收優惠、人才引進等措施為新質生產力賦能企業高質量發展提供更多有利條件。

（三）調節效應分析

1.政府補助。政府補助是企業發展的重要推力。為了檢驗政府補助在新質生產力影響企業高質量發展中的調節效應，本文以政府補助（[Sub]）為調節變量，對模型（4）進行回歸。表10列（2）的回歸結果顯示，新質生產力與政府補助的交乘項（[Nqpf_Sub]）和新質生產力的回歸系數分別為0.020和0.014，均在1%水平上顯著，從中可以看出，政府補助能夠正向調節新質生產力對企業高質量發展的推動作用。可能的原因是，政府補助通常具有針對性和引導性，這有助于推動企業投入更多資源發展新質生產力，從而加速新產品的研發和新技術的推廣，提高生產效率及產品質量。同時，政府補助還可以直接幫助企業緩解資金壓力，降低企業風險，尤其是融資約束程度更高和資金更為短缺的中小型企業。此外，政府補助還有信號傳遞作用，這種信號能夠引導更多的社會資本和資源流向企業，從而為企業發展注入強大動力。

2.市場化水平。良好的市場化水平能夠優化企業的外部環境。為了檢驗市場化水平在新質生產力影響企業高質量發展中的調節效應，本文以市場化水平（[Mar]）為調節變量，對模型（4）進行回歸。表10列（3）的回歸結果顯示，新質生產力與市場化水平的交乘項（[Nqpf_Sub]）的系數和新質生產力的回歸系數分別為0.025和0.015，均在1%水平上顯著，從中可以看出，市場化水平能夠正向調節新質生產力對企業高質量發展的推動作用?？赡艿脑蚴?，市場化水平的高低會影響資源配置效率，市場化水平的提升有利于企業得到更充分的資源支持，從而促進企業高質量發展。此外，市場化水平提升還能推動市場機制完善和法律環境優化，市場化水平越高，政府干預越少，市場機制和法律法規能夠發揮的作用越大，這為企業提供了更加公平透明的競爭環境和更強的知識產權保護力度，有利于新質生產力的發展。

七、結論與建議

（一）研究結論

本文基于2011—2022年中國A股上市公司數據，研究了新質生產力對企業高質量發展的影響及其作用機制，得出以下結論：（1）新質生產力發展可以推動企業高質量發展，經過一系列穩健性檢驗后結論依舊成立。（2）新質生產力發展通過降低信息不對稱程度、強化內部控制能力的機制推動企業高質量發展。（3）新質生產力對國有企業、大型企業、兩職分離企業、發達地區企業的高質量發展推動作用更大。（4）政府補助和市場化水平均能正向調節新質生產力對企業高質量發展的推動作用。結論為新質生產力推動企業高質量發展提供了經驗證據。

（二）對策建議

1.要加快新質生產力發展，推動企業高質量發展。企業必須深刻認識到新質生產力的重要性，加快發展新質生產力的步伐，積極主動擁抱新質生產力，加大在技術創新、人才培養、資源配置等方面的投入，提升企業核心競爭力，從而推動高質量發展。

2.企業需要完善公司治理機制，加強人才隊伍建設。企業需要加強信息披露和溝通，增強與利益相關者的互信；建立健全的激勵機制和約束機制，激發員工的創新活力，加強內部控制和風險管理。此外，人才隊伍建設也是發展新質生產力的重要因素，企業需要重視人才的培養和引進，著力打造一支高素質、專業化的團隊，為企業發展提供有力的人才保障；加強對員工的培訓和教育，提升員工的綜合素質和專業技能。

3.企業應當結合自身特點，因地制宜發展新質生產力。不同企業在資源、技術、市場等方面存在差異，企業應充分考慮自身的實際情況，因地制宜地制定發展策略。例如，國有企業和大型企業可以依托自身資源和規模優勢，加快新質生產力發展；兩職分離企業可以優化治理結構，提高決策效率，助力新質生產力發展；發達地區企業可以充分利用地域優勢，加強與國際先進企業的交流與合作，吸收借鑒先進經驗和技術，推動新質生產力發展。

4.優化營商環境，提高市場化水平。政府應該給予企業適當的政府補助，鼓勵企業加大發展新質生產力的投入。同時，政府應該為企業發展提供更加公平、透明、便捷的市場環境。通過政府的引導和支持，進一步激發企業發展新質生產力的積極性和創造力，推動企業實現高質量發展。

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責任編輯：李亞利

On the Impact of New Quality Productive Forces on the High-quality Development of Enterprises——the Empirical Evidence from China’s A-Share Listed Companies

Zhao" Zhiqian

（School of Business Finance Nankai University， TianJin 300000， China）

Abstract： The development of new quality productive forces is an inherent requirement for promoting high-quality development， and the high-quality development of enterprises is an important foundation for high-quality economic development. Based on the data of China's A-share listed companies from 2011 to 2022， this paper studies the impact of new quality productive forces on the high-quality development of enterprises and its mechanism. It is found that the development of new quality productive forces can promote the high-quality development of enterprises， and the conclusion is still valid after a series of robustness tests such as instrumental variable method and substitution variables. Mechanism research finds that the new quality productive forces promotes the high-quality development of enterprises through the mechanism of reducing the degree of information asymmetry， strengthening internal control capabilities. The heterogeneity study finds that the new quality productive forces plays a greater role in promoting the high-quality development of state-owned enterprises， large-scale enterprises， enterprises with separation of two functions， and enterprises in developed regions. The study of moderating effect finds that government subsidies and marketization levels can positively regulate the role of new quality productive forces in promoting the high-quality development of enterprises. The conclusions of this study provide empirical evidence for accelerating the development of new quality productive forces and promoting the high-quality development of enterprises.

Key words： new quality productive forces; high-quality development; total factor productivity; listed companies