新質生產力對共同富裕的影響與實證檢驗

【摘 要】 文章以31個省份為研究對象，探析了新質生產力對共同富裕發展的影響。研究發現，新質生產力能顯著促進共同富裕發展水平提升，新質生產力與共同富裕發展均存在顯著的空間集聚性。新質生產力具有顯著的正向空間溢出效應，新質生產力的集聚和擴散能夠有效地提升區域間的經濟聯系和協同發展，進而推動共同富裕發展水平的提升。進一步研究發現，區域異質性的新質生產力水平對地區共同富裕發展的貢獻存在較大差異，相較于西部地區，東部地區新質生產力發展水平對地區共同富裕發展的促進作用更加明顯。文章探究了新質生產力在空間維度的影響力，為解答地區發展不均衡和區域政策制定提供了新的視角和方法論。

【關鍵詞】 新質生產力； 共同富裕； 空間溢出效應； 異質性

【中圖分類號】 F124" 【文獻標識碼】 A" 【文章編號】 1004-5937（2025）09-0139-08

一、引言

在復雜的全球化經濟環境下，探索生產力發展新模式成為實現國家競爭力提升和社會全面發展的重要課題。2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時對“整合和優化科教創新資源”作出戰略性指示，明確提出了積極培育戰略性新興產業、未來產業應“加快形成新質生產力”[1]的發展方向。2023年召開的中央經濟工作會議對“以科技創新驅動產業革新、以顛覆性、前沿技術催生新產業、新模式、新動能的發展理念”[2]的強調，標志著中國重塑國家發展戰略的堅定決心。新質生產力作為一種“新型”生產力，預示著一個國家或地區在科技創新、產業結構優化、全要素生產率提升等方面的進步，體現了一個重要趨勢：創新已經成為推動生產力發展的關鍵力量。

在此背景下，新質生產力的培育和發展與共同富裕構建具有內在邏輯關聯。共同富裕不僅代表一種經濟和社會的發展結局，而且意味著持續不斷地推動社會成員的福祉水平提升，縮小貧富差異，形成社會的公平發展局面。新質生產力所釋放的新動能，以全面創新為驅動，不僅能夠催化新行業的興起，促使舊有產業改造與升級，更能夠解決經濟結構不平衡、不協調的問題，提供更多、更優質的就業機會，提高勞動收入水平，進而為實現共同富裕奠定堅實基礎。因此，研究新質生產力與共同富裕之間的關系不僅要關注宏觀層面的國家戰略與政策制定，更需要潛入微觀層面的個體、組織和區域內的行為與反饋。

基于此，本文使用基準回歸模型、中介效應模型以及空間杜賓模型作為主要研究工具，剖析新質生產力對共同富裕的影響路徑及其內在機制，并重點研究新質生產力如何通過空間關聯影響共同富裕的區域差異及溢出效應。本文的創新之處和可能的邊際貢獻在于：首先，本文采用多維度、立體的分析框架彌補傳統單一分析視角的不足，在此框架下，新質生產力的各個組成部分被有機整合和分析。其次，本文在現有研究基礎上進一步開拓，尤其注重新質生產力在空間維度的影響力，探究其作用機制與區域間共同富裕發展的關聯性，將空間經濟學的方法帶入新質生產力對共同富裕影響的研究中，為解答地區發展不均衡和區域政策制定提供了新的視角和方法論；通過構建全面的理論與實證分析框架，為了解和推動共同富裕的高質量發展提供了有力的研究支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）直接效應

全體人民共同富裕不僅體現了社會主義對財富分配的高度關注與理想追求，而且也是中國特色社會主義現代化道路的鮮明特征及其發展邏輯的內在要求。共同富裕的實質在于通過科技進步與產業升級，促進生產力的全面提升，實現經濟結構和分配方式的優化，以此達到財富增長與社會公平的有機結合，從而保障和促進社會成員的整體福祉。共同富裕包含總體富裕程度和發展共享程度兩個方面，新質生產力主要從這兩個方面對共同富裕高質量發展產生影響。

1.新質生產力與總體富裕程度

在實現共同富裕的進程中，共同富裕的概念已不再局限于經濟增長的單一維度，而是轉化為多元化、多層次的社會發展目標。新質生產力這一核心概念已成為推進共同富裕概念全面落實的關鍵，不單是在物質富裕的層面，更在于推動整個社會的包容性增長與均衡發展。隨著生產方式的革新，新質生產力成為經濟增長的非線性驅動力。區別于以往依賴資源和勞動力的線性增長模式，新質生產力更多地表現為通過創新引發的‘爆發式’發展或‘幾何級數’增長。“數字經濟的興起和創新型企業的出現，以其快速的發展和巨大的經濟價值”[3]，詮釋了這一現象。而這種增長不僅在數量上顯著，更在于其所推動的“經濟結構優化和經濟活力”[4]的提升。創新的能量還溢出至社會層面，通過技術的普及與教育的普及化“推動人力資本的提升”[5]，為普通群眾帶來了提高個人技能、改善生活質量的渠道。技術平臺的枯木逢春，“技術平臺所提供的信息服務，已然成為日常社會生活中不可或缺的一部分”[6]，為中小企業及個人打造了展示自我、實現價值的舞臺，讓更多人有機會參與到經濟增長的進程中，從而實現參與式的共同富裕，不僅為部分人帶來了難以想象的職業上升通道，也為整個社會帶來了更為廣泛的經濟參與感與成就感。新質生產力的蓬勃發展，有力推動了經濟增長、產業升級和人力資本提升，正是在做大共同富裕“蛋糕”的同時，實現財富公平分配的重要途徑。

2.新質生產力與發展共享程度

馬克思在《〈政治經濟學批判〉序言》中指出：“隨著生產方式即謀生方式的改變，人們也就會改變自己的一切社會關系。”[7]這一思想彰顯了生產力作為社會發展最活躍、最革命的因素，對生產關系乃至整個社會關系的深刻影響。生產力決定生產關系，生產力的每一次進步都會引起生產關系的變革，進而帶來社會結構的深刻調整。隨著新質生產力的不斷發展壯大，必然會孕育和形成與之相適應的新型生產關系。這種新型生產關系往往以協同創新、共享發展為主要特征，超越了傳統的競爭對抗模式，彰顯了互利共贏的時代價值取向，由此構成了經濟社會發展的新范式、新模式。新質生產力的發展壯大，推動生產組織方式從傳統的金字塔式科層制，向扁平化、去中心化的網絡化方向演進，從而形成利益共享、風險共擔的命運共同體。一是“共享經濟、平臺經濟”[8]的蓬勃發展，極大降低了中小微主體和個人參與經濟活動的門檻，使得各類市場主體能夠通過網絡平臺充分對接、靈活協作，共同分享發展機遇、發展成果。二是“產業數字化”[9]、“數字產業化”[10]的深入推進，加速形成以產業鏈為紐帶，以數據要素為驅動，各環節企業深度協同、互利共贏的新型產業生態，內部主體在開放、平等、協作、共享的基礎上深度融合，彼此成就，構筑起利益共享、責任共擔的命運共同體，有效規避了個別主體壟斷發展資源、主導生態價值分配的弊端。

綜上所述，提出假設1。

H1：新質生產力發展能夠顯著推動共同富裕。

（二）間接效應

新質生產力驅動的產業力量異軍突起，標志著社會生產力發展進入新階段。在全球經濟一體化的大潮中，“新質生產力形成的關鍵在于創新和優化，以及在適合的實踐路徑中發展壯大”[11]，新質生產力的發展表現為對知識和信息化的重視，以及以此為基底的制造智能化、服務個性化和管理科學化，反映了人類生產力水平的飛躍。這些新產業不僅具有創新活躍的特征，而且呈現出技術密集與高度依賴科技進步的趨勢。作為“新經濟”的象征，通過科技創新引導產業結構的優化升級，以“領頭羊”的姿態，不斷拓展產業邊界，其高增值能力和可持續發展潛力，正成為推動經濟增長的核心動力。新質生產力與新產業的聯合成果對于國家全面競爭力的提升起到了不可或缺的作用，不僅體現在經濟實力的增強上，更體現在如何通過均衡發展促進共同富裕，讓經濟發展的成果惠及更廣泛的社會成員。當新產業的紅利能被更多地區和社會階層分享時，共同富裕的理念將逐步成為現實。

綜上所述，提出假設2。

H2：新質生產力發展能夠通過推動產業結構升級，進而推動共同富裕。

（三）空間溢出效應

新質生產力的快速發展，降低了信息傳播和知識共享的成本，拓展了經濟社會發展的時空邊界，“新質生產力發展具有明顯的空間外溢效應”[12]。生產要素能夠更加便捷地在不同區域之間流動配置，創新資源能夠更加高效地實現優化整合，區域間經濟聯系更加緊密，發展聯動性、關聯性顯著增強。例如“江蘇在充分發揮自身優勢條件和經濟活躍動能的同時，還要通過區域協同發展帶動更大范圍的城市群空間的活力增長”[13]。新質生產力發展水平較高地區可以充分利用數字化手段，加快新技術、新產業、新業態、新模式的培育壯大，積極探索現代化建設的新路徑、新模式，在更大范圍、更高水平上參與經濟循環，提升在國內國際雙循環中的樞紐地位，進而輻射帶動周邊地區加快發展。同時，發達地區還可以利用數字化技術搭建產業協同發展平臺，發揮“先富”帶動“后富”優勢，加強與欠發達地區在資金、技術、人才、管理等方面的對接聯動，推動產業鏈供應鏈優化重構，在更高水平上實現優勢互補、互利共贏，攜手走出一條符合高質量發展要求的共同富裕新路子。

綜上所述，提出假設3。

H3：新質生產力發展不僅能夠提升本地區共同富裕水平，還能帶動周邊地區共同富裕發展，產生正向的空間溢出效應。

三、研究設計

（一）數據來源與變量選取

本文以2013—2022年期間省級地區數據為研究樣本，原始數據來源于中國科技統計年鑒、中國農村統計年鑒、中國統計年鑒、中國城市統計年鑒、國家統計局官網以及相關統計公報以及EPS數據庫。針對個別數據缺失值，采用平均值差補法進行缺失值的填補，以確保數據的完整性和可靠性。

1.被解釋變量

共同富裕（Com）。基于現有研究[14-15]，從總體富裕程度和發展共享程度構建綜合評價指標體系（見表1）測度共同富裕。在原始數據基礎上，借助熵權法測算共同富裕指數。

2.解釋變量

新質生產力（Nqp）。基于現有研究[16-17]，根據新質生產力內涵與本質，從勞動者、生產資料和勞動者對象3方面構建綜合評價指標體系（見表1）測度新質生產力。在原始數據基礎上，借助熵權法測算新質生產力指數。

3.中介變量

產業結構調整（Upg），為深入理解產業演進的內在機制，避免主觀因素對評估結果的干擾，采用產業高級化程度作為衡量產業結構升級的指標。借助第三產業產值與第二產業產值的比值測算產業高級化程度。

4.控制變量

為降低遺漏變量產生內生性問題，參考現有研究做法，選取控制變量：城鎮化水平（Url），以城鎮常住人口占地區總人口比值表示；信息化程度（Inf），以千人擁有計算機量與地區GDP的比值進行衡量；人力資本水平（Hcl），外貿依存度（Tri），使用地區進口總額與地區GDP的比值表示。

5.變量描述性統計

由描述性統計結果（見表2）可知，新質生產力指數最大值為0.9377，遠高于最小值0.2334，意味著新質生產力水平在各省份之間存在較大差異；共同富裕水平在各省份之間同樣差異較大。

（二）模型構建

1.基準模型

基于上述分析構建基準回歸模型，檢驗新質生產力發展對共同富裕的影響。

Comi，t=α0+α1Nqpi，t+α2Conti，t+μi+δt+εi，t" （1）

其中，i、t為地區和年份；Comi，t為共同富裕指數；Nqpi，t為新質生產力指數，Conti，t為控制變量；μi表示個體固定效應；δt表示時間固定效應；εi，t表示誤差項。

2.中介效應模型

借助中介效應模型，檢驗新質生產力能夠通過產業結構調整推動共同富裕發展，建立如下中介傳導模型：

Upgi，t=α0+α1Nqpi，t+α2Conti，t+μi+δt+εi，t" （2）

其中，Uqpi，t表示中介變量。

3.溢出效應模型

新質生產力影響共同富裕發展的過程中需要考慮空間依賴性，借助空間杜賓模型研究新質生產力對共同富裕的空間溢出效應，在基準模型的基礎上考慮新質生產力與鄰近地區共同富裕發展的空間交互效應，構建空間模型：

Comi，t=ω0+？籽Wi，jComi，t+θ1Wi，jNqpi，t+ω1Nqpi，t+θ2Wi，j

Conti，t+ω2Conti，t+μi+δt+εi，t" " （3）

其中，Wi，j表示空間權重矩陣，本文主要構建鄰接距離矩陣分析空間溢出效應；？籽為空間自回歸系數；θ1為新質生產力空間滯后項系數；ω1為新質生產力指數系數；θ2為控制變量空間滯后項系數；μi為個體固定效應；δt表示時間固定效應；εi，t表示誤差項。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

為檢驗新質生產力對共同富裕發展的影響，對基準模型分步回歸，依次是不加入控制變量、控制個體固定效應、雙固定效應情形下新質生產力對共同富裕發展影響的回歸結果（見表3）。由結果可知，新質生產力對共同富裕發展的影響在三種情形下均為正向顯著，說明新質生產力的發展和應用能夠推動共同富裕發展水平提升，驗證H1成立。由此可知，新質生產力的快速發展伴隨人工智能、云計算、大數據以及物聯網等技術的逐步成熟與廣泛部署，生產流程得以實現高度智能化與自動化，不僅實現了對生產效率的極大提升，更為精細化管理與決策提供了數據支撐，從而效仿科學實驗中精準控制變量所帶來的細微變化觀測，對生產活動進行更微觀、動態的優化與調整。通過先進的生產力技術實現勞動力成本的大幅削減，無疑加深了生產系統自身的效益優化，同時借助自動化設備替代高強度、高危險、低附加值的人工作業，也有利于釋放勞動力從事更為創造性與智能性的工作，這不但提升了勞動者的個人價值與生活質量，也為整個社會的共同富裕目標奠定了堅實基礎。在新質生產力的作用下，生產要素的流通速度顯著加快，區域間生產要素的流動渠道進一步拓寬，不僅促進了地域間的經濟平衡發展，還加強了全球生產網絡的整合性與協同性。生產要素的高效流動不僅是提升全要素生產率的關鍵，同時也是推動生產過程再現代化、國際化的催化劑。不僅在宏觀層面上推動經濟持續增長與轉型升級，也在微觀層面上促進各省份內部機制的創新與效能提升，因此對于實現社會共同富裕具有深遠影響。

（二）中介效應回歸分析

表3最后一列為新質生產力通過產業結構調整影響共同富裕的中介效應檢驗結果，由結果可知，新質生產力對產業結構調整的影響正向且顯著，說明新質生產力能夠通過產業結構調整推動共同富裕發展，因此，H2成立。

（三）內生性分析

新質生產力對共同富裕的影響過程中可能存在逆向因果關系導致內生性問題。內生性問題可能會極大地干擾對于新質生產力影響程度的估計，導致研究結論的偏誤。共同富裕水平的提高可能倒逼技術創新和新質生產力的發展，地區共同富裕水平的提高，往往會伴隨著政策支持、資本積累與人才集聚等一系列經濟和社會環境的優化，從而倒逼相關技術的研發和應用，推動新質生產力的進一步發展。這樣的雙向反饋機制，使得識別新質生產力對共同富裕影響的單向因果關系具有一定的難度。要緩解此類內生性偏誤，并準確估計新質生產力對共同富裕的影響，可以采用工具變量法。具體采用1984年地區產業結構與上年度地區專利申請數量的交互項作為工具變量，主要原因在于：（1）一個地區過去基于傳統產業結構形成的專業化技能與知識積累，可能會在技術進步過程中提供必要的基礎支持，有助于新質生產力的采納與整合，但這種歷史造就的專業化技能與知識積累本身不直接決定當前的共同富裕狀況。（2）專利申請數量指標反映了地區潛在的創新能力和科技發展基礎。

將工具變量代入基準回歸模型，并使用兩階段最小二乘法進行重新估計。控制內生性問題后，根據表4所示的結果，新質生產力對共同富裕的影響是正向且顯著的，與基準回歸模型中得到的結果基本一致，進一步表明研究結論是可靠和可信的。此外，進行弱工具變量檢驗，結果顯示其F值大于臨界值（16.38），這意味著選擇的工具變量是合理和有效的。

（四）穩健性檢驗

為確保估計結果的穩健性，本文采用了三種方法進行檢驗：更改樣本量回歸、考慮遺漏變量以及縮尾檢驗。第一，基于新質生產力發展水平的描述性統計分析，可以發現北京、上海、浙江、廣東的新質生產力發展水平明顯高于其他省份。為了消除這些異常值可能對回歸結果產生的影響，本文剔除了上述樣本數據后重新進行了回歸分析。結果表明，在剔除部分樣本數據后回歸，新質生產力對共同富裕發展的促進作用依然顯著。第二，影響共同富裕發展的因素是多方面的，除了新質生產力以外，還可能存在其他重要的解釋變量。如果這些變量與新質生產力存在相關性但沒有被納入模型，就可能導致遺漏變量偏誤，從而使得估計結果失真。為了減少遺漏變量問題帶來的干擾，本文在基準模型的基礎上增加了一系列控制變量，包括農業總產值、固定資本投資、交通便利度等。在加入這些控制變量后，新質生產力對共同富裕發展的促進作用仍然顯著為正。第三，為了進一步確保結果的穩健性，本文還采用了縮尾檢驗的方法。根據樣本統計結果，新質生產力水平與共同富裕水平在各省份間均存在明顯差異，且新質生產力指數的平均值更靠近最大值，說明新質生產力指數的分布呈現出左拖尾的態勢。這種非對稱性可能會影響估計結果的有效性。因此，剔除了新質生產力指數較低的20%的樣本觀測值；同時，對共同富裕指數剔除了共同富裕指數較高和較低各10%的樣本觀測值。在進行縮尾處理后，新質生產力對共同富裕發展的促進作用依然顯著為正。根據檢驗結果（見表5），經過穩健性檢驗后，新質生產力對共同富裕發展的積極影響是穩健的，進一步印證了新質生產力是推動共同富裕的重要動力這一基本結論。

五、進一步分析

（一）不同地區的異質性分析

新時代以來，“數據要素與‘算力’資源分配的空間性失衡成為新時代中國區域協調發展和經濟高質量發展的又一阻力”[18]。歷經快速的工業化與信息化進程，我國各地區經濟發展與創新能力差異加劇，不斷呈現和凸顯發達東部與欠發達西部之間的差距。本文按照胡煥庸線將樣本分為東西兩部，使用該分割對樣本數據進行分區域回歸分析。西部地區樣本包括了西藏、新疆、青海、甘肅、內蒙古和寧夏，東部地區樣本則包含了胡煥庸線以東的省份（不含港澳臺地區）。結果表明（見表6）東部地區的新質生產力對共同富裕的促進作用具有統計學上的顯著性。主要原因是東西部地區的發展不平衡，生產要素與生產力向發達地區不斷聚集。該聚集效應并非孤立現象，而是一種鏈式反應，形成“累積性因果循環”機制，不僅對區域經濟平衡造成負面沖擊，更可能導致梯度轉移的自我強化，東西差距不斷擴大。

（二）空間溢出效應分析

1.空間自相關檢驗

通過全局Moran's I指數檢驗揭示了新質生產力和共同富裕發展在我國范圍內的空間自相關性，根據回歸模型檢驗結果②，新質生產力和共同富裕的Moran’s I指數均顯著，說明在空間分布上呈現出顯著的集聚性。新質生產力的Moran's I指數在1%的水平上顯著，說明地方政府在政策設計和實施中體現了對新質生產力發展的重視，地處相鄰區域的地方政府在新質生產力的投入與推動上存在明顯的正向模仿和比較效應。共同富裕Moran's I指數正向顯著，表明共同富裕的地區間發展在空間分布上呈現出相互正向加強的格局。

2.模型選擇

經過Lagrange Multiplier（LM）檢驗、Likelihood Ratio（LR）檢驗和Wald檢驗的統計檢驗，最終采用空間杜賓模型（Spatial Durbin Model，SDM）來分析新質生產力對共同富裕的影響的空間溢出效應。

3.空間溢出效應檢驗

使用空間杜賓模型（Spatial Durbin Model， SDM）不僅捕捉到給定區域內生性生產效率的波動，而且還能探究區域間的互動影響力量。通過估計SDM模型（見表7），揭示了新質生產力內在的空間特征，新質生產力與空間權重矩陣的交互效應，以及空間滯后項ρ的顯著性均呈現正向關聯，并且在1%的水平上顯著。顯著的正ρ值表示了強烈的空間自相關性，表明樣本地區不僅僅是單個自治實體，而且彼此間在經濟生產過程中維持一種有益的互動狀態，促進和強化了地區間的經濟活動，導致新質生產力擴散所帶來的正面溢出效應，驗證了H3。外溢效應對于提升鄰近區域的共同富裕程度與產業升級轉型具有關鍵意義，為區域之間協調發展奠定了潛在的經濟聯動基礎。新質生產力不僅在地理位置上產生了顯著的外生交互作用，在空間經濟結構內部也產生了富有成果的互動。進一步運用偏微分方程（PDE）對SDM模型進行穩健分解。結果表明在考慮了所有空間交互之后，間接效應在數值上明顯大于直接效應，新質生產力在空間上具有異常強大的輻射和帶動能力，足以沖破地理與行政邊界，形成橫跨區域的知識、技術與信息擴散網。關于這些經驗與技術的傳播方式，顯然并非停留在傳統的地理鄰近概念中，而是通過網絡化的、多層次交互作用構架，確保了高效的知識和技術傳遞，甚至可能在無形中展開了一場靜默的“知識和技術革命”。

六、研究結論與政策啟示

本文著眼于新經濟時代背景下的共同富裕發展問題，重點關注新質生產力這一現代經濟發展新動能對共同富裕理論構想的實踐影響。將新質生產力視作區域經濟發展潛在的動力源泉的前提下，本文基于2013—2022年省級面板數據開展系統性探索。得出以下結論：（1）總體層面看，新質生產力對于推動共同富裕的顯著正向作用，并在多個穩健性檢驗的驗證下仍舊穩固，表明即便是在不同的模型規范和計量方法之下，新質生產力對共同富裕的促進作用依然明顯。（2）新質生產力可以通過優化和升級產業結構來促進區域經濟的協調性增長及平衡發展。特別是那些依靠技術創新、人才匯聚、高端裝備制造和數字化轉型等要素驅動的產業，已經成為地方經濟社會發展的新引擎，為廣大民眾提供了高質量的就業崗位，優化了收入分配結構，從而有效推動了共同富裕目標的實現。（3）新質生產力的提升不僅直接促進了當地經濟的繁榮和居民生活水平的提高，還因顯著的空間溢出效應，助推了鄰近地區共同富裕的實現。這表明區域協同發展的重要性與必要性，對于區域發展戰略的制定具有現實的借鑒意義。（4）分地區看，由于區域發展不平衡，新質生產力對共同富裕的影響存在明顯的區域差異，東部地區的影響程度要顯著強于西部地區。基于以上結論，得出以下政策啟示：

首先，應充分利用新質生產力的空間溢出效應，實現共同富裕的區域協調發展。新質生產力的發展具有明顯的空間集聚特征，產生的經濟效益能夠通過多種機制向周邊地區擴散。政府應積極引導新質生產力的合理布局，促進其在欠發達地區的落地生根，帶動當地經濟社會發展。同時，應加強區域間的經濟聯系，構建區域協調發展的利益共享機制，促進新質生產力的空間溢出效應惠及更廣范圍的地區和人口。

其次，應以創新驅動產業結構調整升級，壯大新興產業，為民眾提供全新就業機會和崗位。新質生產力的發展離不開科技創新的支撐，應將創新作為第一驅動力，加大研發投入，突破關鍵核心技術，推動人工智能、量子計算等前沿領域取得新突破。同時，應順應數字化、網絡化、智能化發展趨勢，積極推進數字產業化，利用數字技術改造提升傳統產業，培育發展新業態、新模式。產業結構的調整升級將帶動就業結構的優化，為民眾提供更多高質量、高收入的就業崗位，為共同富裕夯實物質基礎。

最后，應擴大升級基礎設施建設，改善新質生產力空間分布失調的現狀。當前，新質生產力在區域間分布不平衡，發達地區新質生產力水平遠高于欠發達地區，導致區域發展差距不斷拉大。擴大基礎設施建設規模，完善欠發達地區的交通、通信、能源等基礎設施，是縮小區域差距、推動新質生產力擴散的重要抓手。應立足區域發展需求，科學規劃基礎設施布局，積極對接重大區域發展戰略，加快補齊基礎設施建設短板，為承接新質生產力轉移創造良好條件。

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