長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平綜合評價及時空演化分析

[摘要]通過構(gòu)建綜合評價體系測度長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，采用Dagum基尼系數(shù)、Sigma收斂和空間Beta收斂模型描繪長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的時空演化特征。結(jié)果表明：（1）長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈穩(wěn)定增長態(tài)勢，總體呈“兩頭高中間低”的分布格局。（2）長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在發(fā)展不均衡現(xiàn)象，區(qū)域內(nèi)差距呈緩慢擴(kuò)大趨勢，其是長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平差距的主要來源，中游—下游地區(qū)之間差距最大，且呈擴(kuò)大趨勢。（3）近年來長江經(jīng)濟(jì)帶僅中游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈Sigma收斂特征，長江經(jīng)濟(jì)帶以及上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平均存在空間Beta絕對收斂和條件收斂特征，條件收斂特征受經(jīng)濟(jì)發(fā)展、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、政府干預(yù)、對外開放、人力資本及創(chuàng)新水平等因素影響。因此，在發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力過程中一是要轉(zhuǎn)變政府職能，二是要因地制宜加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，三是推動數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實體經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展，四是加大科技創(chuàng)新投入，培育高質(zhì)量人力資本，持續(xù)提升區(qū)域創(chuàng)新水平。

[關(guān)鍵詞]新質(zhì)生產(chǎn)力；長江經(jīng)濟(jì)帶；時空格局；收斂性

一、 引言

新質(zhì)生產(chǎn)力是馬克思主義生產(chǎn)力理論在中國的創(chuàng)新和實踐，是高質(zhì)量發(fā)展在新時期對生產(chǎn)力優(yōu)化的具體要求。發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力是立足中國新發(fā)展階段，深化經(jīng)濟(jì)增長動力轉(zhuǎn)換的重大戰(zhàn)略部署，有助于實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長動力的根本性轉(zhuǎn)變。盡管新質(zhì)生產(chǎn)力的重要性得到廣泛認(rèn)同，但學(xué)界對其區(qū)域差異以及形成來源等方面的研究仍顯不足。因此，對區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展展開定性及定量研究，有助于明確區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平，進(jìn)而在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展等領(lǐng)域發(fā)揮一定的理論和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。長江經(jīng)濟(jì)帶地處中國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)區(qū)域，在科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟(jì)水平等方面處于全國領(lǐng)先地位，天然承載了形成和發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的重要作用。2020年11月14日，習(xí)近平總書記在江蘇南京主持召開的全面推動長江經(jīng)濟(jì)帶座談會上指出要貫徹新發(fā)展理念，推動長江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展，使長江經(jīng)濟(jì)帶成為暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)主動脈、引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主力軍1。研究長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的時空分布特征，有助于把握我國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展現(xiàn)狀，有利于比較區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平，分析新質(zhì)生產(chǎn)力水平隨時間和空間轉(zhuǎn)化而呈現(xiàn)的演化規(guī)律，為進(jìn)一步推動長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展提供理論支撐。通過總結(jié)長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展經(jīng)驗，為全國各經(jīng)濟(jì)區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展提供重要示范與借鑒，推動中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)更有效率、更加公平、更可持續(xù)的發(fā)展。

基于上述背景，對長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的研究有助于深化對高質(zhì)量發(fā)展的探索認(rèn)識，對促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展有著重要意義。首先，本文以馬克思主義生產(chǎn)力—生產(chǎn)關(guān)系理論為根本依據(jù)，從生產(chǎn)者、生產(chǎn)對象和生產(chǎn)資料三個維度分解長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力，構(gòu)建測度其新質(zhì)生產(chǎn)力水平的評價指標(biāo)體系。其次，運用Dagum基尼系數(shù)、Sigma收斂以及空間Beta收斂等方法，從時間和空間兩個維度考察長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的演變特征。最后，根據(jù)實證分析結(jié)果提出進(jìn)一步推動新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的對策建議。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，拓展新質(zhì)生產(chǎn)力評價的研究。現(xiàn)有研究多以全國為樣本，而針對某一經(jīng)濟(jì)地理屬性的地域分析較少，本研究將探討長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力的演變特征。其二，豐富新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的影響因素研究。已有研究主要考察全國范圍的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平及其空間特征，較少研究形成這一特征的經(jīng)濟(jì)社會因素，本研究將綜合運用收斂模型和空間模型，刻畫長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的收斂特征和時空分布特征，并分析影響新質(zhì)生產(chǎn)力的外部因素，為進(jìn)一步提升其新質(zhì)生產(chǎn)力水平提供理論和現(xiàn)實的參考。

二、 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

已有對新質(zhì)生產(chǎn)力的研究可以分為理論闡釋和定量測算兩方面。學(xué)者們對新質(zhì)生產(chǎn)力內(nèi)涵的理論闡釋基礎(chǔ)大多來源于馬克思主義政治經(jīng)濟(jì)學(xué)中的生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系理論，該理論為新質(zhì)生產(chǎn)力的動態(tài)化闡釋奠定了思想基礎(chǔ)。理論研究認(rèn)為新質(zhì)生產(chǎn)力水平與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展程度高度相關(guān)，對新質(zhì)生產(chǎn)力的闡釋多源自當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形態(tài)，如李政等[1]認(rèn)為新質(zhì)生產(chǎn)力主要體現(xiàn)在科技創(chuàng)新、知識創(chuàng)造和新興產(chǎn)業(yè)及未來產(chǎn)業(yè)等方面；蒲清平等[2]基于馬克思主義生產(chǎn)力質(zhì)量理論、要素理論和發(fā)展理論探討了新質(zhì)生產(chǎn)力的生成邏輯，提出新質(zhì)生產(chǎn)力具有“新質(zhì)料”和新生產(chǎn)力要素兩方面內(nèi)涵；周文等[3]將新質(zhì)生產(chǎn)力與產(chǎn)業(yè)高度結(jié)合，認(rèn)為新技術(shù)、新經(jīng)濟(jì)和新業(yè)態(tài)代表了新質(zhì)生產(chǎn)力。

此外，部分研究從理論層面探討了發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的現(xiàn)實路徑，如杜傳忠等[4]從生產(chǎn)要素、組織形態(tài)、產(chǎn)業(yè)體系和技術(shù)創(chuàng)新的角度分析了新質(zhì)生產(chǎn)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)路徑；徐政等[5]認(rèn)為應(yīng)從體制機制改革、發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、培育新型人才及推進(jìn)對外開放等方面發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力；石建勛等[6]提出應(yīng)從制度環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)據(jù)要素、人才培養(yǎng)、金融供給、算力基礎(chǔ)和綠色科技等方面加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力。劉志彪等[7]認(rèn)為，不同經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展階段應(yīng)采取不同的推進(jìn)機制，并以江蘇省為例提出因地制宜發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的戰(zhàn)略方向。

學(xué)者們多采用構(gòu)建指標(biāo)體系的方式對新質(zhì)生產(chǎn)力水平進(jìn)行定量研究，但對指標(biāo)的遴選依據(jù)存在差異，具體可以分為兩類：一類是依據(jù)馬克思主義生產(chǎn)力理論對新質(zhì)生產(chǎn)力進(jìn)行解析，如王鈺等[8]從勞動者、勞動對象和生產(chǎn)資料三個維度遴選出21個具體指標(biāo)，該指標(biāo)體系被雷學(xué)[9]、朱富顯等[10]、丁仕潮等[11]學(xué)者擴(kuò)展沿用。另一類是根據(jù)生產(chǎn)力的最新發(fā)展趨勢，對其新特征進(jìn)行評價體系的構(gòu)建。施雄天等[12]借鑒黃奇帆提出的新質(zhì)生產(chǎn)力三個“新”的構(gòu)成概念，從新制造、新服務(wù)、新業(yè)態(tài)三方面構(gòu)建了新質(zhì)生產(chǎn)力的評價體系。孫亞男等[13]從“三新”（新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新商業(yè)模式）視角出發(fā)，計算了“三新”的增加值和創(chuàng)新產(chǎn)出，采用生產(chǎn)率模型計算新質(zhì)生產(chǎn)力的增長率和增長質(zhì)量。

對已有文獻(xiàn)梳理后發(fā)現(xiàn)，已有研究多集中于理論層面，對新質(zhì)生產(chǎn)力的實證研究仍處于起步階段。理論研究認(rèn)為新質(zhì)生產(chǎn)力是推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措，應(yīng)根據(jù)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征實施差異化的推進(jìn)戰(zhàn)略和措施，因而對新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的區(qū)域差異研究顯得尤為必要。已有對新質(zhì)生產(chǎn)力的定量研究多從省域視角出發(fā)，而針對新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的區(qū)域性研究較少，且對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的解構(gòu)多從空間維度出發(fā)，忽略了時間維度的特征，這為本研究留下空間。

三、 研究方法和數(shù)據(jù)說明

1. 熵權(quán)法

本文采用熵權(quán)法測度新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，避免了因主觀賦權(quán)帶來的弊端。計算步驟如下：

（1）采用極差法對原始指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，構(gòu)建得到標(biāo)準(zhǔn)化矩陣[V=vijm×n]，標(biāo)準(zhǔn)化處理過程如公式（1）和（2）所示。

對于正向指標(biāo)：

[vij=xij-minxjmaxxj-minxj]" （1）

對于負(fù)向指標(biāo)：

[vij=maxxj-xijmaxxj-minxj]" （2）

（2）計算第j項指標(biāo)下，第i個對象的特征比重：

[pij=viji=1mvij]" （3）

由于[0≤vij≤1]，故[0≤pij≤1]。

（3）計算第j項指標(biāo)的熵值[ej]：

[ej=-1lnmi=1mpijlnpij] （4）

當(dāng)[pij=0]或者[pij=1]時，[pijlnpij=0]。

定義第j項的差異系數(shù)[dj]：[dj=1-ej]。差異系數(shù)越大，表明該指標(biāo)反映的信息量越大，應(yīng)賦予較大的指標(biāo)權(quán)重。

（4）確定各指標(biāo)的熵權(quán)：

[wj=djk=1ndk]，[j=1，2，…，n] （5）

（5）計算新質(zhì)生產(chǎn)力水平加權(quán)得分：

[S=j100×vij×wj]" （6）

上式中，[S]為新質(zhì)生產(chǎn)力水平得分，[wj]為第j個指標(biāo)的權(quán)重。

2. Dagum基尼系數(shù)

本文采用Dagum基尼系數(shù)法[14-16]對長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平基尼系數(shù)進(jìn)行測算，并對其時空分布及差異來源進(jìn)行分解，將長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的總體基尼系數(shù)（Gini）分解為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異以及交叉重疊現(xiàn)象。計算公式如下：

[Gini=j=1kh=1ki=1njr=1nhSji?Shr2n2S]" （7）

上式中，[Sji]（[Shr]）表示第j（h）組內(nèi)個體i（r）的新質(zhì)生產(chǎn)力水平，n為考察省份數(shù)量，k為考察組總數(shù)，[S]為平均值。

3. 收斂模型

本文采用Sigma收斂、Beta絕對/條件收斂和空間計量模型分析長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的演變趨勢。

（1）Sigma收斂模型

新質(zhì)生產(chǎn)力水平的Sigma收斂表示不同區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平偏離整體水平的離差程度，如果離差隨著時間變化而縮小，則認(rèn)為Sigma收斂存在。本文采用新質(zhì)生產(chǎn)力對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來表示，如式（8）所示：

[σt=i（lnSi，t?lnSt）2/N]" （8）

上式中，[Si，t]表示區(qū)域i在時期t的新質(zhì)生產(chǎn)力水平，[lnSi，t]為其對數(shù)值，N為區(qū)域數(shù)量。

（2）Beta收斂模型

Beta收斂是最常用的收斂性檢驗方法，可以分為Beta絕對收斂和Beta條件收斂。Beta絕對收斂表示不同區(qū)域的新質(zhì)生產(chǎn)力都會趨向同一水平，條件收斂是考慮外部影響因素后，不同區(qū)域的新質(zhì)生產(chǎn)力水平也會出現(xiàn)趨同現(xiàn)象。如果Beta絕對收斂存在，則意味著新質(zhì)生產(chǎn)力水平低的區(qū)域的發(fā)展增速比新質(zhì)生產(chǎn)力水平高的區(qū)域更快的情形下，才能收斂到某一個均衡點。然而在實際分析中，異質(zhì)性較大的區(qū)域可能會趨向不同的均衡點。因此，Barro[17]、Mankiw等[18]在模型中加入外部影響因素，繼續(xù)拓展Beta條件收斂。絕對收斂和條件收斂的計算公式如式（9）和式（10）所示：

[lnSi，t+1Si，t=α+βlnSi，t+μi，t] （9）

[lnSi，t+1Si，t=∝+βlnSi，t+k=1nφklnXik，t+μit] （10）

上式中，[α]為常數(shù)項，[β]為待估參數(shù)，[μi，t]為誤差項。當(dāng)[βlt;0]時，表示不同區(qū)域的新質(zhì)生產(chǎn)力水平趨于收斂；當(dāng)[βgt;0]時，則趨于發(fā)散。[Si，t+1]和[Si，t]分別為區(qū)域i在時期t+1和時期t的新質(zhì)生產(chǎn)力水平；[lnSi，t+1Si，t]表示區(qū)域i在t+1時期的新質(zhì)生產(chǎn)力增長率，[Xik，t]表示區(qū)域i在時期t的第k個控制變量（k=1，…，n），[φk]是第k個控制變量的回歸系數(shù)。收斂速度為[?ln1+β/t]，收斂周期為[ln2/θ]。

（3）考慮空間效應(yīng)的Beta收斂模型

考慮到傳統(tǒng)收斂模型忽略了空間因素的影響，最終結(jié)論可能會出現(xiàn)偏差，而新質(zhì)生產(chǎn)力水平可能具有一定的空間效應(yīng)，因此本文將空間效應(yīng)引入Beta收斂模型，基于長江經(jīng)濟(jì)帶各省區(qū)市的空間鄰接矩陣（0-1矩陣）權(quán)重，分別建立空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）進(jìn)行收斂性檢驗。

空間滯后模型的Beta絕對收斂和條件收斂公式分別如式（11）和式（12）所示：

[lnSi，t+1Si，t=α+βlnSi，t+ρj≠inWlnSi，t+1Si，t+μi，t] （11）

[lnSi，t+1Si，t=∝+βlnSi，t+ρj≠inWlnSi，t+1Si，t+k=1nφklnXik，t+μi，t] （12）

上式中，[W]表示空間權(quán)重矩陣系數(shù)，[WlnSi，t+1Si，t]表示空間加權(quán)后的新質(zhì)生產(chǎn)力增長率，[ρ]表示空間自回歸系數(shù)，衡量各區(qū)域空間相互作用的大小。

應(yīng)用空間誤差模型的Beta絕對收斂和條件收斂的公式分別如式（13）和式（14）所示：

[lnSi，t+1Si，t=α+βlnSi，t+μi，t" " ]" " " " " " "[ μi，t=λW+εi，t]" （13）

[lnSi，t+1Si，t=∝+βlnSi，t+k=1nφklnXik，t+μi，t" ]" "[μi，t=λW+εit" ] （14）

上式中，[λ]表示回歸殘差之間空間相關(guān)性的參數(shù)，[εi，t]為空間不相關(guān)的隨機擾動項。

4. 數(shù)據(jù)說明與處理方法

由于數(shù)據(jù)獲取受限，且空間計量模型回歸需要滯后一期，本文選取長江經(jīng)濟(jì)帶沿線11個省區(qū)市2012—2021年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探究長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平，其中Beta收斂檢驗的時間窗口為2013—2021年。數(shù)據(jù)來自《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)構(gòu)建與空間格局》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒等。

主要變量說明。對新質(zhì)生產(chǎn)力的測度旨在凸顯其作為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力，從新型生產(chǎn)者、新型生產(chǎn)對象和新型生產(chǎn)資料三個維度進(jìn)行分解。新型生產(chǎn)者是指具備高素質(zhì)的新質(zhì)生產(chǎn)力的創(chuàng)造者和發(fā)展者，是推動新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的核心，相較于衡量勞動力水平的傳統(tǒng)指標(biāo)如工資水平、人均產(chǎn)出等，新型生產(chǎn)者維度應(yīng)體現(xiàn)勞動者的受教育水平、創(chuàng)業(yè)能力等方面。新型生產(chǎn)對象應(yīng)體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和綠色發(fā)展等方面的成效，指標(biāo)選取機器人數(shù)量、森林覆蓋率、環(huán)境保護(hù)度、污染物排放、工業(yè)廢物治理等指標(biāo)。新型生產(chǎn)資料在考慮傳統(tǒng)物質(zhì)生產(chǎn)資料指標(biāo)的基礎(chǔ)上，如能源消耗總量等，還應(yīng)體現(xiàn)無形生產(chǎn)資料對生產(chǎn)力的影響，包括數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、企業(yè)數(shù)字化程度等指標(biāo)。指標(biāo)計算方法如表1所示。

在Beta條件收斂模型中，控制變量考慮到長江經(jīng)濟(jì)帶沿線省區(qū)市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、數(shù)字化水平、政府干預(yù)程度、對外開放、人力資本、創(chuàng)新水平等方面存在差異，借鑒徐康寧等[19]、張勛等[20]及趙濤等[21]的研究，將以下因素納入Beta絕對收斂模型，形成Beta條件收斂模型。具體指標(biāo)包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采用各省區(qū)市夜間燈光數(shù)據(jù)的均值1表示；數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平，采用數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)2表示；政府干預(yù)程度，采用樊綱市場化分指數(shù)中的政府與市場的關(guān)系指數(shù)表示；對外開放程度，以進(jìn)出口額占地區(qū)GDP比重表示；人力資本，采用?？埔陨蠈W(xué)歷人數(shù)占6歲以上人口比重表示；創(chuàng)新水平，采用北京大學(xué)企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心編制的中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)3表示。

四、 長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平測度及變化趨勢分析

1. 長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的測度結(jié)果分析

采用熵權(quán)法測度樣本期內(nèi)長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平，并對各省區(qū)市均值進(jìn)行排名，結(jié)果見表2。從長江經(jīng)濟(jì)帶整體看，2012—2021年新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈波動上升態(tài)勢，新質(zhì)生產(chǎn)力水平在2020年達(dá)到最高峰0.303，2021年出現(xiàn)小幅下降。從排名看，江蘇、浙江、上海、四川居前四位，且這四個省區(qū)市經(jīng)濟(jì)水平明顯領(lǐng)先其他地區(qū)，這表明新質(zhì)生產(chǎn)力水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度存在較強的正相關(guān)。排名靠后的省份如貴州、安徽和江西，均值水平明顯低于其他省份，這也反映了不同地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力水平發(fā)展不均衡。

為了進(jìn)一步分析長江經(jīng)濟(jì)帶上游、中游以及下游地區(qū)的變化情況，本文繪制了反映不同區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平變化的趨勢圖（圖1）。不同區(qū)域的新質(zhì)生產(chǎn)力水平可以概括為下游地區(qū)gt;上游地區(qū)gt;中游地區(qū)，且下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平要高于長江經(jīng)濟(jì)帶整體水平，整體分布格局為“兩頭高中間低”。

從新質(zhì)生產(chǎn)力水平波動情況看，安徽、上海、江西、四川和重慶的新質(zhì)生產(chǎn)力水平在十年間呈穩(wěn)定增長態(tài)勢。增幅最大的是中游地區(qū)的江西，年均增幅約2.6%，其次是下游地區(qū)的安徽和上海，年均增幅分別為1.89%和1.63%，上游地區(qū)的重慶和四川年均增幅分別為1.55%和0.78%。其余省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈波動下降態(tài)勢，其中貴州和云南年均降幅最大，分別達(dá)到4.04%和2.42%，江蘇和浙江盡管整體水平排名居前兩位，但年均降幅分別為0.12%和0.26%?？赡苁鞘芤咔橐蛩赜绊?，生產(chǎn)要素尤其是創(chuàng)新要素流動受到限制，江蘇、浙江等省對創(chuàng)新要素需求量大，導(dǎo)致受到的沖擊更大。

以上數(shù)據(jù)表明長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在顯著的區(qū)域差異。下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平總體領(lǐng)先，但是近年來江蘇和浙江的新質(zhì)生產(chǎn)力水平受疫情沖擊出現(xiàn)小幅降低；總體水平較為靠后的中游地區(qū)內(nèi)，江西新質(zhì)生產(chǎn)力水平提升勢頭最強；上游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)一半增長（四川、重慶）、一半降低（云南、貴州）的格局，區(qū)域差異較大。

2. 長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的空間差距及其來源分解

本文采用Dagum基尼系數(shù)對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的地區(qū)空間差距分解為區(qū)域內(nèi)差距（上游、中游、下游）、區(qū)域間差距（上游—中游、中游—下游、上游—下游）及超變密度，分別如圖2、圖3、圖4所示。從長江經(jīng)濟(jì)帶整體看，新質(zhì)生產(chǎn)力水平基尼系數(shù)介于0.164～0.193之間，呈“先升后降再升”波動態(tài)勢。具體地，基尼系數(shù)水平在2012—2014年從0.178上升至0.192，在2018年降至0.164，隨后逐年上升，2021年基尼系數(shù)為0.193，十年間總體上升了8.43%?？梢钥闯?，長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異在2014—2018年呈縮小態(tài)勢，在2019—2021年呈緩慢擴(kuò)大態(tài)勢，即長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力存在一定程度的區(qū)域發(fā)展不平衡問題，且各省區(qū)市之間的差距正在擴(kuò)大。

從區(qū)域內(nèi)差距看，下游地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異最大，基尼系數(shù)均值為0.134；其次是上游地區(qū)，基尼系數(shù)均值為0.129；中游地區(qū)基尼系數(shù)均值為0.106，區(qū)域內(nèi)差距相對最低。從變化趨勢看，上游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平基尼系數(shù)呈“先升后降再升”的波動趨勢，基尼系數(shù)整體增長了52.53%，區(qū)域內(nèi)差距增長速度最快；中游地區(qū)基尼系數(shù)在2012—2014年經(jīng)歷了短暫波動后逐年下降，總體下降60.65%，區(qū)域內(nèi)差距縮小幅度最大；下游地區(qū)基尼系數(shù)呈小幅波動下降，總體降低了2.19%。上游地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)以資源型產(chǎn)業(yè)為主，當(dāng)前順應(yīng)綠色發(fā)展號召，四川、重慶等省市積極發(fā)展光伏等綠色新能源產(chǎn)業(yè)，新質(zhì)生產(chǎn)力水平得到較快提升；中游地區(qū)以農(nóng)業(yè)和傳統(tǒng)制造業(yè)為主，在發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力過程中，面臨較多產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的技術(shù)攻關(guān)難題，因而新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展速度較緩；下游地區(qū)以高端制造業(yè)為主，正處于向現(xiàn)代制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，仍需大量創(chuàng)新要素的投入以提振新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展。

從區(qū)域間差距看，中游—下游地區(qū)之間差距最大，基尼系數(shù)均值為0.245；其次是上游—下游間差距，基尼系數(shù)均值為0.214；上游—中游間差距最小，基尼系數(shù)均值為0.137。從區(qū)域間共同差距趨勢看，上游—中游間差距呈波動下降態(tài)勢，樣本期間內(nèi)下降了1.38%，而上游—下游間差距與中游—下游間差距呈波動上升態(tài)勢，樣本期內(nèi)區(qū)域間差距顯著擴(kuò)大，上升幅度分別為18.8%和6.8%，說明長江經(jīng)濟(jì)帶各區(qū)域間新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在嚴(yán)重不均衡現(xiàn)象，這與各區(qū)域傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)不同有較大關(guān)聯(lián)，基于不同產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)發(fā)展的新質(zhì)生產(chǎn)力必然也攜帶“先天”差距，這也表明各區(qū)域應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，因地制宜地發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力。

從貢獻(xiàn)率水平可以看出，長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平區(qū)域間差距的貢獻(xiàn)率最高，均值達(dá)到56.04%；2012—2020年，貢獻(xiàn)率水平從49.16%上升至70.46%，2021年下降至62.71%。樣本期內(nèi)區(qū)域內(nèi)差距上升幅度較小，僅上升0.1個百分點，超變密度下降了10.4個百分點。以上數(shù)據(jù)表明，長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力差距主要受區(qū)域間差距影響，區(qū)域內(nèi)差距和超變密度并非新質(zhì)生產(chǎn)力差距的主要來源。

五、 收斂性檢驗

1. Sigma收斂檢驗

圖5描繪了2012—2021年長江經(jīng)濟(jì)帶及其上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的Sigma收斂系數(shù)的變化情況。長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的Sigma收斂系數(shù)在2018年降至最低點后呈上升態(tài)勢，表明長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平總體上趨于發(fā)散。長江上游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力Sigma收斂系數(shù)呈波動上升態(tài)勢，總體上升了54.17%；長江中游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力Sigma收斂系數(shù)在2012—2014年出現(xiàn)短暫波動后，呈逐年下降態(tài)勢；長江下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力Sigma收斂系數(shù)在2012—2020年呈下降態(tài)勢，在2021年明顯上升。以上數(shù)據(jù)表明，長江經(jīng)濟(jì)帶整體、上游及下游地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平僅在較短時間內(nèi)（2016—2018年、2017—2020年、2016—2020年）呈Sigma收斂特征，隨后在2018年、2020年后未呈現(xiàn)Sigma收斂特征，長江中游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平在2014年后呈現(xiàn)Sigma收斂特征。

2. 空間絕對收斂檢驗

本文對長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平的收斂性檢驗采用空間收斂模型進(jìn)行分析?？臻g計量模型的選擇依據(jù)如下：（1）模型選擇。LM檢驗結(jié)果顯示長江經(jīng)濟(jì)帶整體、下游地區(qū)LM-lag統(tǒng)計量顯著，故采用空間滯后模型（SAR）；上游地區(qū)、中游地區(qū)LM-error統(tǒng)計量顯著，故選擇空間誤差模型（SEM）。（2）固定/隨機效應(yīng)選擇。Hausman檢驗以及LR檢驗結(jié)果表明，長江經(jīng)濟(jì)帶以及下游地區(qū)絕對收斂選用個體時間雙固定效應(yīng)空間滯后模型（SAR），上游和中游地區(qū)選用隨機效應(yīng)空間誤差模型（SEM）。

從表3結(jié)果可以看出，長江經(jīng)濟(jì)帶以及上、中、下游地區(qū)的空間絕對Beta收斂估計系數(shù)均顯著為負(fù)，即新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在絕對Beta收斂特征，意味著在不考慮其他影響因素的前提下，長江經(jīng)濟(jì)帶以及上、中、下游地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平收斂于相同穩(wěn)態(tài)。

從收斂結(jié)果看，上游及下游地區(qū)的收斂速度要快于長江經(jīng)濟(jì)帶整體水平，而中游地區(qū)收斂速度相對較低，收斂周期較長?？赡艿脑蛟谟?，上游地區(qū)特色資源豐富，培育和發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)具有先天優(yōu)勢，下游地區(qū)基于較為發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和良好的營商環(huán)境，經(jīng)過多年的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢頭較好，較早布局了未來產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提升了該地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平。而中游地區(qū)由于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重較下游地區(qū)高，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模較上游地區(qū)大，譬如，2021年中游地區(qū)省份湖北（19332.1億元）、湖南（17852.5億元）和江西（13230.71億元）第二產(chǎn)業(yè)增加值高于上游地區(qū)的重慶（11217.3億元）、云南（9537.2億元）和貴州（6850.5億元），而第二產(chǎn)業(yè)占比（38.6%、39.1%和44.4%）卻低于浙江、江蘇（42.1%、44.9%），造成這部分省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平收斂速度較慢，生產(chǎn)力轉(zhuǎn)型的需求也最為迫切。

3. 空間條件收斂檢驗

空間條件收斂檢驗是在空間絕對收斂模型的基礎(chǔ)上，考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、政府干預(yù)程度、對外開放度、人力資本、創(chuàng)新水平等因素對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的影響效應(yīng)。根據(jù)各地區(qū)的LM檢驗結(jié)果，LM-lag統(tǒng)計量顯著，本部分采用空間滯后模型（SAR）進(jìn)行長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的條件收斂檢驗。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，長江經(jīng)濟(jì)帶、上游以及下游地區(qū)選擇雙固定效應(yīng)空間滯后模型，中游地區(qū)選擇隨機效應(yīng)空間滯后模型。

表4為長江經(jīng)濟(jì)帶空間Beta條件收斂檢驗結(jié)果?？梢钥闯?，在加入條件因素后，長江經(jīng)濟(jì)帶及上、中、下游地區(qū)仍然存在Beta條件收斂，收斂速度從低到高依次為下游地區(qū)lt;上游地區(qū)lt;長江經(jīng)濟(jì)帶lt;中游地區(qū)。實證結(jié)果表明，加入的影響因素對新質(zhì)生產(chǎn)力水平收斂特征會產(chǎn)生一定影響，具體表現(xiàn)為新質(zhì)生產(chǎn)力水平收斂速度加快，收斂周期變短。從各區(qū)域情況看，上游地區(qū)和下游地區(qū)條件收斂速度低于絕對收斂速度，中游地區(qū)的條件收斂速度明顯變快，收斂周期變短。在空間條件收斂模型中，上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的時空差距變化更大，這表明不同區(qū)域由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平、政府干預(yù)程度、對外開放水平、人力資本以及創(chuàng)新水平等資源稟賦的差異，最終導(dǎo)致區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平的差距。

從控制變量對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的影響來看，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會促進(jìn)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提高，長江經(jīng)濟(jì)帶整體和上游地區(qū)的系數(shù)符號顯著為正驗證了兩者的正相關(guān)關(guān)系。但中游和下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平系數(shù)不顯著，且中游地區(qū)系數(shù)符號為負(fù)，這與前文分析中游地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)占比較大導(dǎo)致收斂速度慢的結(jié)果相一致。多數(shù)研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在正相關(guān)關(guān)系，但如果存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能由于不能快速規(guī)?；霈F(xiàn)停滯[22]，在這種情形下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高反而會降低新質(zhì)生產(chǎn)力水平。長江經(jīng)濟(jì)帶沿線產(chǎn)業(yè)整體上仍依賴規(guī)模經(jīng)濟(jì)驅(qū)動，而這種現(xiàn)象在中游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展中表現(xiàn)更為明顯。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶整體和下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提高，但在上游和中游地區(qū)這種影響效應(yīng)不顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對新質(zhì)生產(chǎn)力的影響是多維復(fù)合的，具有較大的區(qū)域差異性。下游地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)經(jīng)過多年的發(fā)展，對實體經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率明顯大于上游地區(qū)和中游地區(qū)，對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提高具有顯著促進(jìn)作用。

政府干預(yù)度對新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在負(fù)向效應(yīng)，但這種影響效應(yīng)在下游地區(qū)不顯著?？梢娫诎l(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的過程中，如果政府過多干預(yù)市場，容易造成創(chuàng)新資源配置扭曲，不但無法達(dá)到促進(jìn)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的初衷，反而會遏制新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展。

對外開放程度對新質(zhì)生產(chǎn)力的影響在長江經(jīng)濟(jì)帶整體以及下游地區(qū)均不顯著，但對上游和中游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的影響方向相反。這表明整體上對外開放經(jīng)濟(jì)會促進(jìn)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展，但不同區(qū)域?qū)ν忾_放程度差異較大，從而對新質(zhì)生產(chǎn)力水平產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

人力資本對新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升作用在長江經(jīng)濟(jì)帶中游和下游地區(qū)顯著，在長江經(jīng)濟(jì)帶整體和上游地區(qū)的檢驗結(jié)果未得到統(tǒng)計學(xué)顯著性支持。現(xiàn)有研究認(rèn)為人力資本投入加大有利于提升新技術(shù)的應(yīng)用速度，進(jìn)而提高生產(chǎn)力水平[23]，本部分實證結(jié)果也驗證了這一觀點。

創(chuàng)新水平對新質(zhì)生產(chǎn)力的影響系數(shù)均顯著為正，即創(chuàng)新水平明顯提升了長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平，一定程度上可以表明由于作為創(chuàng)新產(chǎn)出的專利轉(zhuǎn)化能力不斷提升，科技創(chuàng)新對新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的支撐力也不斷增強。

六、 結(jié)論與對策建議

本文從生產(chǎn)者、生產(chǎn)對象和生產(chǎn)資料三個維度構(gòu)建了新質(zhì)生產(chǎn)力的綜合評價體系，運用熵權(quán)法測算了長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，并基于Dagum基尼系數(shù)分析了長江經(jīng)濟(jì)帶及上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異及其來源，最后采用Sigma收斂、空間Beta絕對和條件收斂模型檢驗了長江經(jīng)濟(jì)帶及其上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的收斂性，得出以下結(jié)論。

第一，長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平整體上呈波動增長態(tài)勢，在樣本期內(nèi)于2017年和2020年到達(dá)波峰，新質(zhì)生產(chǎn)力水平分別為0.280和0.303，近年來受疫情沖擊出現(xiàn)小幅下降。其中，江蘇、浙江、上海、四川新質(zhì)生產(chǎn)力水平居前四位；排名靠后的貴州、安徽和江西等省份，新質(zhì)生產(chǎn)力水平與排名靠前省份差距較大，不同區(qū)域間新質(zhì)生產(chǎn)力水平發(fā)展不均衡，整體呈“兩頭高中間低”的分布格局。

第二，從區(qū)域時空演變趨勢看，下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平要高于長江經(jīng)濟(jì)帶整體水平，其次是上游和中游地區(qū)。Dagum基尼系數(shù)及其分解結(jié)果顯示，長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的區(qū)域差距分布特征呈先縮小后緩慢擴(kuò)大的趨勢。區(qū)域間差距是長江經(jīng)濟(jì)帶新質(zhì)生產(chǎn)力水平差距的主要來源，其中，中游—下游地區(qū)之間差距最大，其次是上游—下游間差距、上游—中游間差距，且區(qū)域間差距仍在擴(kuò)大。

第三，收斂分析結(jié)果表明長江經(jīng)濟(jì)帶及其上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平均在過去較短時間內(nèi)出現(xiàn)Sigma收斂，近年來僅中游地區(qū)呈Sigma收斂特征。長江經(jīng)濟(jì)帶以及上、中、下游地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在空間Beta絕對收斂和條件收斂特征，各區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平收斂于相同穩(wěn)態(tài)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平、政府干預(yù)程度、對外開放度、人力資本、創(chuàng)新水平等控制因素會對新質(zhì)生產(chǎn)力水平差距產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為上游和下游地區(qū)條件收斂速度變慢，中游地區(qū)條件收斂速度加快。

根據(jù)上述結(jié)論，長江經(jīng)濟(jì)帶不同區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展存在一定差距，要因地制宜的發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力，具體對策建議如下。

第一，充分發(fā)揮市場調(diào)節(jié)機制，積極轉(zhuǎn)變政府職能。政府過度干預(yù)會減慢新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展速度，因此要加強區(qū)域市場機制的調(diào)節(jié)作用，減少政府直接干預(yù)，通過簡政放權(quán)、優(yōu)化服務(wù)改革等措施進(jìn)一步提升政府部門的行政效率，為企業(yè)等市場主體營造良好的生態(tài)環(huán)境，驅(qū)動主體提升內(nèi)在創(chuàng)新動力，進(jìn)而提高市場活力。

第二，持續(xù)推進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化新型產(chǎn)業(yè)和未來產(chǎn)業(yè)布局。科學(xué)客觀看待新質(zhì)生產(chǎn)力區(qū)域間發(fā)展不均衡的現(xiàn)狀，依托各區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，因地制宜地推動新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展。上游地區(qū)依托清潔能源、生態(tài)農(nóng)業(yè)等，創(chuàng)新綠色技術(shù)，發(fā)展生物科技、智慧旅游等產(chǎn)業(yè)；中游地區(qū)以打造現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系為核心，深入推動產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)再造工程，發(fā)展智能制造；下游地區(qū)依托高科技產(chǎn)業(yè)、高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，布局戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、未來產(chǎn)業(yè)等高端領(lǐng)域，發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)。

第三，推動數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實體經(jīng)濟(jì)深度融合，提升數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展效益。數(shù)字經(jīng)濟(jì)尤其是數(shù)字金融服務(wù)，能為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、改善收入分配等提供信貸資源[24]。推動“數(shù)實”融合，應(yīng)加大數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過加快人工智能應(yīng)用、5G商用等措施，擴(kuò)大數(shù)字信息技術(shù)為實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的紅利優(yōu)勢。對長江經(jīng)濟(jì)帶不同區(qū)域應(yīng)采取差異化的數(shù)字經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略，使其成為縮小區(qū)域發(fā)展不平衡的有力技術(shù)支撐，提升數(shù)字經(jīng)濟(jì)推動新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的空間效應(yīng)。

第四，加大科技創(chuàng)新投入，注重人力資本培育，持續(xù)提升區(qū)域創(chuàng)新水平。從科創(chuàng)、人才、產(chǎn)業(yè)等方面加快推進(jìn)區(qū)域一體化，借助新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的空間聯(lián)動效應(yīng)，提升區(qū)域間各項創(chuàng)新要素的協(xié)同發(fā)展。發(fā)揮下游地區(qū)科教資源稟賦優(yōu)勢，提高人力資本、科技創(chuàng)新的外溢效應(yīng)。同時，積極培育國內(nèi)市場，轉(zhuǎn)變過去依靠出口市場的發(fā)展模式，通過提高對內(nèi)開放程度，加強長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域間合作，構(gòu)建國內(nèi)、國際雙循環(huán)的良性發(fā)展體系。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李政，廖曉東.發(fā)展“新質(zhì)生產(chǎn)力”的理論、歷史和現(xiàn)實“三重”邏輯[J].政治經(jīng)濟(jì)學(xué)評論，2023，14（6）：146-159.

[2] 蒲清平，黃媛媛.習(xí)近平總書記關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力重要論述的生成邏輯、理論創(chuàng)新與時代價值[J].西南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2023，49（6）：1-11.

[3] 周文，許凌云.論新質(zhì)生產(chǎn)力：內(nèi)涵特征與重要著力點[J].改革，2023（10）：1-13.

[4] 杜傳忠，疏爽，李澤浩.新質(zhì)生產(chǎn)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機制分析與實現(xiàn)路徑[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2023，（12）：20-28.

[5] 徐政，鄭霖豪，程夢瑤.新質(zhì)生產(chǎn)力賦能高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在邏輯與實踐構(gòu)想[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2023，（11）：51-58.

[6] 石建勛，徐玲.加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力的重大戰(zhàn)略意義及實現(xiàn)路徑研究[J].財經(jīng)問題研究，2024（1）：3-12.

[7] 劉志彪，凌永輝，孫瑞東.新質(zhì)生產(chǎn)力下產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向與戰(zhàn)略——以江蘇為例[J].南京社會科學(xué)，2023，（11）：59-66.

[8] 王玨，王榮基.新質(zhì)生產(chǎn)力：指標(biāo)構(gòu)建與時空演進(jìn)[J].西安財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2024，37（1）：31-47.

[9] 雷學(xué).中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平測度、區(qū)域差異分解及動態(tài)演進(jìn)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2024，43（6）：30-39.

[10] 朱富顯，李瑞雪，徐曉莉，等.中國新質(zhì)生產(chǎn)力指標(biāo)構(gòu)建與時空演進(jìn)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2024，43（3）：44-53.

[11] 丁仕潮，魏引娣，張飛揚.中國新質(zhì)生產(chǎn)力：發(fā)展水平與動態(tài)演進(jìn)特征[J].統(tǒng)計與決策，2024，40（10）：5-11.

[12] 施雄天，余正勇.我國區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力水平測度、結(jié)構(gòu)分解及空間收斂性分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2024，43（5）：90-99.

[13] 孫亞男，劉燕偉，傅念豪，等.中國新質(zhì)生產(chǎn)力的增長模式、區(qū)域差異與協(xié)調(diào)發(fā)展[J].財經(jīng)研究，1-17.

[14] BRANKO M.A Simple Way to Calculate the Gini Coefficient， and Some Implications[J].Economics Letters，1997，56（1）：45-49.

[15] XIE L， CHEN C， YU Y.Dynamic Assessment of Environmental Efficiency in Chinese Industry：A Multiple DEA Model with a Gini Criterion Approach[J].Sustainability，2019，11（8）：2294.

[16] ZHANG L， MA X， OCK S，et al.Research on Regional Differences and Influencing Factors of Chinese Industrial Green Technology Innovation Efficiency based on Dagum Gini Coefficient Decomposition[J].Land，2022，11（1）：122.

[17] BARRO J， SALA X. Convergence[J]. Journal of Political Economy，1992，100（2）：223?251

[18] MANKIW G， ROMER D， WEIL N.A Contribution to the Empirics of Economic Growth[J].The Quarterly Journal of Economics，1992，107（2）：407?437.

[19] 徐康寧，陳豐龍，劉修巖.中國經(jīng)濟(jì)增長的真實性：基于全球夜間燈光數(shù)據(jù)的檢驗[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015，50（9）：17-29.

[20] 張勛，萬廣華，張佳佳，等.數(shù)字經(jīng)濟(jì)、普惠金融與包容性增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019，54（8）：71-86.

[21] 趙濤，張智，梁上坤.數(shù)字經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)業(yè)活躍度與高質(zhì)量發(fā)展——來自中國城市的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界，2020，36（10）：65-76.

[22] 余東華，馬路萌.新質(zhì)生產(chǎn)力與新型工業(yè)化：理論闡釋和互動路徑[J].天津社會科學(xué)，2023（6）：90-102.

[23] 馬大來，陳仲常，王玲.中國區(qū)域創(chuàng)新效率的收斂性研究：基于空間經(jīng)濟(jì)學(xué)視角[J].管理工程學(xué)報，2017（1）：71?78.

[24] 李繼尊.關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)金融的思考[J].管理世界，2015（7）：1-7.

作者簡介：陳丹臨，女，通訊作者，博士，江蘇省社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟(jì)、金融市場；周睿，男，博士，江蘇省社會科學(xué)院社會政策研究所副研究員，研究方向為技術(shù)經(jīng)濟(jì)、生態(tài)經(jīng)濟(jì)。

（收稿日期：2024-12-20" 責(zé)任編輯：殷 俊）