朱富顯 李瑞雪 徐曉莉 孫家昌

1（新疆大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，烏魯木齊 830046）2（新疆大學(xué)計算機科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，烏魯木齊 830046）

引 言

2023 年中央經(jīng)濟工作會議提出“要以科技創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，特別是以顛覆性技術(shù)和前沿技術(shù)催生新產(chǎn)業(yè)、新模式、新動能，發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”。中國上市公司協(xié)會于2023 年11 月10 日發(fā)布《以新質(zhì)生產(chǎn)力推進高質(zhì)量發(fā)展（深圳）倡議》（以下簡稱《倡議》），該《倡議》 在2023 年9 月習近平總書記考察調(diào)研黑龍江時創(chuàng)造性提出“新質(zhì)生產(chǎn)力” 的基礎(chǔ)上，進一步指出“堅持問題導(dǎo)向、需求導(dǎo)向、目標導(dǎo)向，大力發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)關(guān)系，為催生新質(zhì)生產(chǎn)力創(chuàng)造良好制度土壤，持續(xù)激發(fā)和釋放資本、勞動力、技術(shù)三大要素新活力，為經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展提供澎湃動力”。所謂新質(zhì)生產(chǎn)力是以科技創(chuàng)新為核心，以優(yōu)質(zhì)發(fā)展為宗旨，適應(yīng)新產(chǎn)業(yè)，服務(wù)于高品質(zhì)生活的新型生產(chǎn)力，是由“高素質(zhì)” 勞動者和“高精尖” 勞動資料以及“新形態(tài)” 勞動對象構(gòu)成的新的經(jīng)濟常態(tài)下的生產(chǎn)力新質(zhì)態(tài)［1］。

當前關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的研究主要集中在政治學(xué)領(lǐng)域，鮮有學(xué)者從經(jīng)濟學(xué)角度對新質(zhì)生產(chǎn)力進行分析。因此，關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的研究，可以從以下幾點深入探討： （1） 關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的經(jīng)濟學(xué)定義，馬克思生產(chǎn)力理論認為生產(chǎn)力是隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展不斷動態(tài)演進的，并且科學(xué)技術(shù)想要轉(zhuǎn)化為具象化的物質(zhì)實體切實促進人類社會進步，就需要與生產(chǎn)力，即勞動者、勞動資料、勞動對象相結(jié)合［2］。因此，新質(zhì)生產(chǎn)力之“新”，是區(qū)別于傳統(tǒng)生產(chǎn)力，為實現(xiàn)關(guān)鍵性、技術(shù)性突破而產(chǎn)生，是以新技術(shù)、新經(jīng)濟、新業(yè)態(tài)為主要特征的“新”； 所謂“質(zhì)”，強調(diào)在創(chuàng)新驅(qū)動本質(zhì)的基礎(chǔ)上，對技術(shù)進行顛覆性突破，即一種創(chuàng)新驅(qū)動力［3］。新質(zhì)生產(chǎn)力呈現(xiàn)出科學(xué)技術(shù)對勞動者、勞動資料、勞動對象的充分賦能特征； （2） 社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，而新質(zhì)生產(chǎn)力的涌現(xiàn)，不僅能為我國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供強勁動力，更是解放和發(fā)展生產(chǎn)力的必然要求。因此，戴翔［4］認為以動力變革、效率變革和質(zhì)量變革為特征的新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展關(guān)鍵引擎。蒲清平和向往［5］認為新質(zhì)生產(chǎn)力能夠通過培育新興產(chǎn)業(yè)和未來產(chǎn)業(yè)極大賦能創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享發(fā)展； （3） 關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的指標測度還較為匱乏，研究僅停留在理論探討領(lǐng)域。結(jié)合以上研究，本文從馬克思生產(chǎn)力三要素理論出發(fā)，運用投影尋蹤指標測度方法，以2011～2022 年地級市為研究對象，構(gòu)建了基于新質(zhì)勞動者、新質(zhì)勞動對象、新質(zhì)勞動資料3 個維度的新質(zhì)生產(chǎn)力指標測度體系。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟視角，運用Dagum 基尼系數(shù)法［6］、Kernel 密度估計法［7］、Moran's I［8］全面探究并驗證了新質(zhì)生產(chǎn)力對不同時間維度、空間維度的動態(tài)演變特征最終將生產(chǎn)關(guān)系進行量化，并與新質(zhì)生產(chǎn)力進行耦合，再將新質(zhì)生產(chǎn)力指標與地區(qū)全要素生產(chǎn)率進行線性擬合來多維度檢驗指標的有效性。

1 研究設(shè)計

1.1 新質(zhì)生產(chǎn)力指標構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

新質(zhì)生產(chǎn)力主張“以新促質(zhì)” 和“以質(zhì)育新”，前者強調(diào)生產(chǎn)力以“新” 為起點、以“質(zhì)” 為落腳點，后者強調(diào)生產(chǎn)力螺旋式上升的持續(xù)革新、進化過程。人類社會從最初依靠人力、牲畜的農(nóng)耕文明時期，發(fā)展到依靠機器、資本的工業(yè)文明時期，再到現(xiàn)如今依靠大數(shù)據(jù)、計算機和技術(shù)的信息技術(shù)文明時期，生產(chǎn)力總是處在不斷進步的變化之中［4，9］。馬克思生產(chǎn)力理論認為，人類社會的每一次重大變革，都表現(xiàn)出新生生產(chǎn)力的發(fā)展突破原有生產(chǎn)關(guān)系的“社會必然性”。因此，在指標構(gòu)建方面，主要強調(diào)現(xiàn)代科技創(chuàng)新對傳統(tǒng)生產(chǎn)力的賦能。（1） 新質(zhì)勞動者認識自然、改造自然的能力相比于傳統(tǒng)勞動者是一個能級躍升； （2）新質(zhì)勞動資料和新質(zhì)勞動對象能夠改變傳統(tǒng)生產(chǎn)力的性狀和功能［10］。具體來說，傳統(tǒng)勞動者主要是指以體力勞動和特定技能來從事生產(chǎn)活動的工人，而新質(zhì)勞動者更強調(diào)擁有較高勞動素養(yǎng)和職業(yè)道德的智力工人，這類工人一般擁有更強的認識和改造自然的能力，能夠熟練運用高精尖的儀器去從事生產(chǎn)活動，從而提高生產(chǎn)效率和生產(chǎn)質(zhì)量。就勞動資料而言，傳統(tǒng)勞動資料主要依靠的是傳統(tǒng)的大機器生產(chǎn)設(shè)備與電子計算機，而新質(zhì)生產(chǎn)資料主要是依靠大數(shù)據(jù)智能、云計算為運行邏輯的“高級、精密、尖端” 的設(shè)備，該類設(shè)備對生產(chǎn)效率和生產(chǎn)質(zhì)量有著能級提升的作用。就勞動對象而言，傳統(tǒng)的勞動對象主要是自然物和經(jīng)過簡單加工的非自然物，而新質(zhì)勞動對象則更多的是將自然物中注入了更多科技要素，能夠極大地促進勞動對象的利用效率與轉(zhuǎn)化效率［1］。因此，以科技賦能為表征的新質(zhì)生產(chǎn)力能夠加速數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的深度融合，為新興產(chǎn)業(yè)和未來產(chǎn)業(yè)的出現(xiàn)創(chuàng)造了有利條件。新質(zhì)生產(chǎn)力是傳統(tǒng)勞動者、勞動對象、勞動資料的躍遷。

在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本文著重在以下幾個方面進行指標構(gòu)建： （1） 在考慮了新質(zhì)人力資本投入產(chǎn)出后，從科學(xué)投入、教育投入、研發(fā)人員數(shù)量、計算機行業(yè)貢獻度、高等教育水平5 個指標來衡量新質(zhì)勞動者水平； （2） 在勞動資料指標維度下，融入了能源消耗水平、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施完善水平、機器人應(yīng)用水平和數(shù)字化創(chuàng)新水平4 個二級指標和9 個三級指標； （3） 勞動對象維度，將新自然物的利用水平和綠色環(huán)保因素納入指標體系，用新興產(chǎn)業(yè)活躍度、污染減排指標和環(huán)境保護力度5 個指標來刻畫當?shù)匦沦|(zhì)勞動對象的涌現(xiàn)水平； （4） 3 個維度的20 個指標都是連續(xù)變量指標，能夠客觀準確對比出地區(qū)各指標的橫向差異和縱向差異，保證了指標的客觀性和準確性。指標選取如表1 所示。

1.2 研究方法

本文采用基于遺傳算法的投影尋蹤聚類模型進行新質(zhì)生產(chǎn)力指標構(gòu)建，限于篇幅，僅介紹投影尋蹤模型［14］。該方法具有抗干擾能力強、數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定、準確度高的特點，計算過程包括以下步驟：

步驟1： 新質(zhì)生產(chǎn)力指標的歸一化處理，設(shè)各城市樣本指標的樣本集合為｛x*（p，q）｜p＝1，2，…，m；q＝1，2，…，n｝，其中x*（p，q）為第p個樣本第q個指標值，m、n分別為城市樣本個數(shù)和新質(zhì)生產(chǎn)力子指標個數(shù)，為消除各指標的量綱使得各指標具有可比性，需要進行歸一化處理，具體操作如下：

其中，xmax（q）、xmin（q）分別為第q個指標的最大值和最小值。

步驟2： 設(shè)Q（a）為投影函數(shù)，把n維度的數(shù)據(jù)｛x（p，q）｜q＝1，2，…，n｝綜合成以a＝｛a（1），a（2），a（3），…，a（n）｝為投影方向的一維投影值z（p）。

然后根據(jù)｛z（p）｜p＝1，2，…，m｝的一維散布圖進行分類，式（3） 中，a為單位長度向量，綜合投影指標時，要求投影值z（i）理想的散布特征為局部密集、整體稀疏分散，因此考慮數(shù)據(jù)的局部密度、距離和分布特性來構(gòu)造如下函數(shù)：

其中Sz為z（p）的標準差，Dz為z（p）特定局域內(nèi)的密度，即：

其中，E（z）為序列｛z（p）｜i＝1，2，…，m｝的平均值；R為局部密度的窗口半徑，r（p，q）表示各個城市樣本之間的距離，；u（t）為一單位階躍函數(shù)，當t≥0 時，函數(shù)值為1，當t＜0 時，函數(shù)值為0。

步驟3： 需要對投影指標函數(shù)進行特定優(yōu)化，當各個指標所在的樣本數(shù)確定時，函數(shù)Q（a）只隨著投影方向a的變化而變化，不同的投影方向可以展示數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的不同特征。為了最準確地揭示高維數(shù)據(jù)中的某種特定結(jié)構(gòu)特征，需要找到最佳的投影方向。因此，可以通過求解一個旨在最大化投影函數(shù)指標的問題來找尋最佳投影方向，即：

這是一個以｛a（q）｜q＝1，2，…，n｝為優(yōu)化變量的高維有約束的非線性優(yōu)化問題，傳統(tǒng)方法計算較為復(fù)雜，可以選用基于實數(shù)編碼的加速遺傳算法來解決其高維全局尋優(yōu)問題。

步驟4： 分類（權(quán)重排列）。把步驟3 求得的最佳投影方向a*代入式（3） 后可得各個樣本的投影值z*（p），即z*（q），z*（p）值即為各個維度、各個指標的權(quán)重值。

1.3 數(shù)據(jù)來源

新質(zhì)生產(chǎn)力指標體系總共包含20 個子指標，鑒于數(shù)據(jù)可得性，選取2011～2022 年中國218 個地級市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。數(shù)據(jù)來源于CSMAR、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》 以及各地級市統(tǒng)計年鑒，由于原始數(shù)據(jù)存在缺失，為了減少樣本損失，缺失數(shù)據(jù)使用插值法進行處理。

2 實證分析

2.1 中國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的時序演變

中國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平如圖1 所示，從發(fā)展趨勢來看，全國地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平隨時間呈增長趨勢。全國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平從2012 年的9.449 增長到2022 年的16.263，平均增長率為14.42%。東北地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平從2012年的0.897 增長到2022 年的1.387，平均增長率為10.95%。東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平從2012年的3.087 增長到2022 年的7.226，平均增長率為23.34%。中部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平從2012年的2.871 增長到2022 年的4.336，平均增長率為10.20%。西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平從2012年的2.347 增長到2022 年的3.314，平均增長率為8.24%。由圖可知在四大地區(qū)中，東部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平是最高的，同時也是增長率最高的，東北地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平最低（注： 東北地區(qū)： 黑龍江、吉林、遼寧； 東部地區(qū)： 北京、天津、河北、廣東、浙江、海南、福建、山東、上海、江蘇； 中部地區(qū)： 河南、安徽、湖北、山西、湖南、江西； 西部地區(qū)： 新疆、青海、廣西、內(nèi)蒙古、四川、甘肅、貴州、西藏、寧夏、云南、重慶、陜西）。由圖2 所示，將各年份的地級市的新質(zhì)生產(chǎn)力以及各維度進行加總，各地區(qū)平均新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平隨時間增長，新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平、新質(zhì)勞動資料以及新質(zhì)勞動者數(shù)量在不斷增長，新質(zhì)勞動對象在2013 年顯著增長原因可能是環(huán)境污染較為嚴重，并在2017 年之后得到緩解。

圖1 2012～2022 年各地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平

圖2 2011～2022 年新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平

2.2 四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異分解

將全國分為四大地區(qū)，探討四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差距和差異來源，對新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平進一步研究［15］，采用Dagum 基尼系數(shù)法對差異來源進行分解。表2 結(jié)果表明，從總體上看中國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基尼系數(shù)處于0.198和0.276 之間，平均值為0.227。其中，2013～2014年呈下降趨勢，說明新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展差距逐漸降低，2014～2022 年呈上升震蕩趨勢，說明新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展差距逐漸增大。就東北地區(qū)而言，新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基尼系數(shù)處于0.0989 和0.157之間，平均值為0.129，2015 ～2021 年基尼系數(shù)均低于平均值，且新質(zhì)生產(chǎn)力的差異在逐漸減小。從東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基尼系數(shù)處于0.192 和0.332 之間，平均值為0.265，新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平隨時間變化呈現(xiàn)震蕩上升趨勢，并于2022 年達到最大值0.332，東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平在穩(wěn)步提升。從中部地區(qū)看，2011 ～2022年新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基尼系數(shù)處于0.169 和0.218 之間，平均值為0.180。新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平在2011～2022 年間呈現(xiàn)U 型曲線的震蕩趨勢，在2022 年中部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平基尼系數(shù)高于平均值。從西部地區(qū)看，2011 ～2022 年新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基尼系數(shù)處于0.213 和0.266之間，平均值為0.234。新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平隨時間變化呈現(xiàn)震蕩上升趨勢，2018 ～2022 年新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平基尼系數(shù)均高于平均水平，西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平逐漸擴大。

表2 四大區(qū)域內(nèi)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異（基尼系數(shù)）

表3 匯報了四大區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力差異來源的分解結(jié)果，超變密度（Gt）占比最大，平均值為0.114，占比為51.32%，地區(qū)內(nèi)差異（Gw）來源次之，平均值為0.068，占比為29.97%，地區(qū)間差異（Gb）最后，平均值為0.043，占比為18.71%。3 種差異來源隨時間變化呈現(xiàn)完全不同的走勢，超變密度差異處于0.091 和0.122 之間，在一定區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)震蕩上升走勢，其次是地區(qū)內(nèi)差異處于0.055～0.085 之間，隨時間變化呈現(xiàn)上升趨勢，地區(qū)內(nèi)差異逐漸擴大，最后是地區(qū)間差異處于0.025～0.076 之間，2018 ～2022 年地區(qū)間差異均大于平均值，差異隨時間增大。分解結(jié)果表明超變密度以及地區(qū)差異是影響四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展差異的主要原因，且隨著時間變化呈現(xiàn)不同的變動趨勢。

表3 四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異分解（基尼系數(shù)）

表4 主要對四大地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異進行分解，東北－東部基尼系數(shù)在0.173 ～0.334之間，地區(qū)差異隨著時間變化呈現(xiàn)震蕩上升趨勢，差異逐年擴大； 東北與中部基尼系數(shù)處于0.146～0.2 之間，地區(qū)差異隨著時間變化呈U 型趨勢； 東北與西部基尼系數(shù)處于0.182～0.222 之間，2015～2022 年整體基尼系數(shù)相比于2011～2014 年基尼系數(shù)要小，新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異呈逐漸縮小趨勢，在2022 年基尼系數(shù)突然增大，地區(qū)差異化加??； 東部與中部基尼系數(shù)處于0.184～0.296 之間，2011～2014 年基尼系數(shù)出現(xiàn)小范圍的震蕩，在2022 年基尼系數(shù)達到最大，新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異逐漸增大； 東部與西部基尼系數(shù)處于0.215 ～0.311 之間，新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異基尼系數(shù)呈現(xiàn)震蕩上升趨勢，新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異逐漸增大； 中部與西部基尼系數(shù)處于0.199 ～0.234 之間，新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異基尼系數(shù)呈現(xiàn)震蕩上升趨勢，在2017 年新質(zhì)生產(chǎn)力水平基尼系數(shù)最小，2022 年新質(zhì)生產(chǎn)力水平基尼系數(shù)達到最大。

表4 四大地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異分解（基尼系數(shù)）

表5 所示，從總體差異來看，其主要結(jié)構(gòu)來源依次為新質(zhì)勞動者差異、新質(zhì)勞動資料差異以及新質(zhì)勞動對象差異?？傮w差異主要來源于新生產(chǎn)者的差異以及新質(zhì)勞動資料的的差異。隨著時間的推移，新質(zhì)勞動者差異貢獻率在37.27%～43.96%之間，處于差異貢獻率最大的地位。新質(zhì)勞動對象次之，其差異貢獻率在31.57%～38.18%之間，有震蕩增長的趨勢。最后則是新質(zhì)勞動資料處于較低的貢獻率，處于22.11%～25.41%之間，趨勢較為平穩(wěn)。從區(qū)域內(nèi)差異來看，新質(zhì)生產(chǎn)者的差異貢獻最大，但呈現(xiàn)下降趨勢，新質(zhì)生產(chǎn)對象貢獻率次之，表現(xiàn)出震蕩上升趨勢，新質(zhì)生產(chǎn)資料貢獻較小，呈現(xiàn)下降趨勢。新質(zhì)勞動者、新質(zhì)勞動資料以及新質(zhì)勞動對象對于東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展差異的貢獻基本穩(wěn)定，其中新質(zhì)勞動者貢獻最大，新質(zhì)勞動對象次之，新質(zhì)勞動資料最后。新質(zhì)勞動者貢獻對于中部地區(qū)貢獻最大，呈現(xiàn)下降趨勢，新質(zhì)勞動對象對于中部地區(qū)差異貢獻次之，呈現(xiàn)上升趨勢，最后新質(zhì)勞動資料較少，其貢獻率趨于平穩(wěn)趨勢。新質(zhì)勞動者及新質(zhì)勞動對象貢獻對于西部地區(qū)差異貢獻最大，但分別呈現(xiàn)出下降和上升的趨勢，最后新質(zhì)勞動資料對于西部差異貢獻最小，趨于平穩(wěn)態(tài)勢。這說明四大地區(qū)新經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域內(nèi)差異來源具有異質(zhì)性，新質(zhì)勞動者差異對東部、東北、中部和西部地區(qū)新經(jīng)濟發(fā)展的空間分化具有更大影響，而新質(zhì)勞動對象差異對西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平發(fā)展的空間分化具有更大影響。

表5 四大區(qū)域新質(zhì)生產(chǎn)力差異的結(jié)構(gòu)分解單位：%

2.3 新質(zhì)生產(chǎn)力水平分維的空間異質(zhì)性

圖3～圖6 展示考察期內(nèi)新質(zhì)生產(chǎn)力和三大維度的分布動態(tài)和演進特征，由圖可知： （1） 從分布位置來看，新質(zhì)生產(chǎn)力、新質(zhì)勞動者以及新質(zhì)勞動資料核密度圖的中心出現(xiàn)向右移動的特征，說明考察期內(nèi)，新質(zhì)生產(chǎn)力、新質(zhì)生產(chǎn)者新質(zhì)生產(chǎn)資料均呈現(xiàn)上升態(tài)勢，而新質(zhì)生產(chǎn)對象有一定的向左移動說明新質(zhì)生產(chǎn)對象在考察期內(nèi)有一定縮減趨勢； （2） 從分布形態(tài)上來看，密度函數(shù)曲線主峰高度出現(xiàn)下降態(tài)勢，說明不同地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力和三大維度正逐漸拉開差距； （3） 從分布延展性來看，密度函數(shù)曲線出現(xiàn)向右拖尾現(xiàn)象，說明不同地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力和三大維度出現(xiàn)明顯差異； （4） 從極化現(xiàn)象來看，新質(zhì)生產(chǎn)力、新質(zhì)勞動者、新質(zhì)勞動資料以及新質(zhì)勞動對象均存在一個主峰，說明不存在區(qū)域極化的現(xiàn)象。

圖3 新質(zhì)生產(chǎn)力核密度圖

圖4 新質(zhì)勞動者核密度圖

圖5 新質(zhì)勞動資料核密度圖

圖6 新質(zhì)勞動對象核密度圖

2.4 新質(zhì)生產(chǎn)力水平的空間相關(guān)性

生產(chǎn)力本身受到要素稟賦、要素組合的影響，因此生產(chǎn)力狀況往往呈現(xiàn)出明顯的時空差異特征。從空間角度看，在特定時期，不同地區(qū)生產(chǎn)力水平通常存在顯著落差； 從時序角度看，對特定地區(qū)而言，不同時期的生產(chǎn)力水平也不盡相同。新質(zhì)生產(chǎn)力作為生產(chǎn)力的進階形態(tài)，是否也存在這種特征？ 為驗證這一猜想，本文首先剔除新疆、青海、西藏等偏遠地區(qū)的省份樣本城市，以減少離群值的干擾，最終得到178 個樣本城市。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建基于地理距離的標準化矩陣進行莫蘭檢驗，檢驗結(jié)果如表6 所示。在2016 年之前，各區(qū)域Moran's I 呈現(xiàn)不相關(guān)特征，原因可能在于2011年中國城鎮(zhèn)化率首次超過50%，達到51.3%，到2016 年年底中國城鎮(zhèn)化率已經(jīng)達到57.4%，大量生產(chǎn)力涌向大城市，此時大城市虹吸效應(yīng)較強，加速對周邊城市優(yōu)質(zhì)資源的吸引，抑制周邊城市新質(zhì)生產(chǎn)力的形成與發(fā)展，使得城市與城市之間出現(xiàn)較大的新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異，因此Moran's I呈現(xiàn)不相關(guān)性。除此之外，在此期間，新質(zhì)生產(chǎn)力還處于概念化階段，不能作為新生生產(chǎn)力去推動經(jīng)濟體制的變革和發(fā)展。從2017 年起Moran's I開始顯著，原因可能在于在“十三五” 期間，國家提出“實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”、“構(gòu)建發(fā)展新體制”、“構(gòu)筑現(xiàn)代基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)” 等，再加上周邊地區(qū)城市資源和信息優(yōu)勢的建立，生產(chǎn)要素逐步回流甚至反向帶動周邊城市，新質(zhì)生產(chǎn)力的空間相關(guān)性也逐步顯現(xiàn)。隨著區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的提出，新質(zhì)生產(chǎn)力的空間溢出效應(yīng)逐漸增強。

表6 2011～2021 年新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的全局Moran's I

表7 新質(zhì)生產(chǎn)力與地區(qū)全要素生產(chǎn)率（TFP）相關(guān)性檢驗

2.5 新質(zhì)生產(chǎn)力指標有效性檢驗

2.5.1 新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的耦合

生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的辨證規(guī)律是歷史唯物主義的核心命題，生產(chǎn)力在創(chuàng)造物質(zhì)世界的同時也創(chuàng)造出了與之相適應(yīng)的、不以人的意志為轉(zhuǎn)移的生產(chǎn)關(guān)系。中國立足生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的辯證統(tǒng)一，通過對所有制、分配制和市場經(jīng)濟體制的綜合性創(chuàng)新來推動生產(chǎn)關(guān)系的不斷變革，從而催生出生產(chǎn)力的新質(zhì)態(tài)。因此，解放和發(fā)展生產(chǎn)力需要不斷對生產(chǎn)關(guān)系進行調(diào)整。當新質(zhì)生產(chǎn)力作為新動能賦能實體經(jīng)濟創(chuàng)新時，生產(chǎn)關(guān)系的治理角色就起著關(guān)鍵作用。為了驗證新質(zhì)生產(chǎn)力指標的有效性，本文將生產(chǎn)關(guān)系指標進行量化，進一步將生產(chǎn)關(guān)系和新質(zhì)生產(chǎn)力進行耦合協(xié)調(diào)度檢驗［16］，邏輯在于新質(zhì)生產(chǎn)力指標是否有效最直接的體現(xiàn)在與生產(chǎn)關(guān)系的協(xié)調(diào)適配上，結(jié)合我國經(jīng)濟現(xiàn)狀，社會主義經(jīng)濟體制改革不斷進入深水區(qū)，中國特色社會主義現(xiàn)代化道路逐步形成，這與生產(chǎn)力的不斷變革和發(fā)展密不可分。因此，本文量化生產(chǎn)關(guān)系，通過耦合協(xié)調(diào)來逆向驗證新質(zhì)生產(chǎn)力指標的有效性［17］。在前文構(gòu)建新質(zhì)生產(chǎn)力指標的基礎(chǔ)上，從生產(chǎn)關(guān)系的定義出發(fā)對其進行量化： 生產(chǎn)關(guān)系是人們再生產(chǎn)過程中結(jié)成的生產(chǎn)、分配、交換、消費的相互關(guān)系。就生產(chǎn)領(lǐng)域而言，衡量一個地區(qū)生產(chǎn)水平的最佳變量是地區(qū)的生產(chǎn)總值（GDP），GDP 代表著地區(qū)一定時期內(nèi)經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值的總和； 就分配關(guān)系而言，分配主要是指收入、社會總產(chǎn)品、個人消費品、生產(chǎn)資料的分配，其中收入分配作為社會公平的重要體現(xiàn)，直接影響著共同富裕目標的實現(xiàn)，而收入分配最主要的矛盾是城鄉(xiāng)收入差距的矛盾，因此借鑒張碧瓊和吳琬婷［18］的方法，用城鄉(xiāng)收入差距來衡量地區(qū)的分配公平程度； 交換是指人們交換活動和勞動產(chǎn)品的過程，是在流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)中形成的經(jīng)濟活動，因此采用地區(qū)增值稅總額來衡量，原因在于增值稅作為一種流轉(zhuǎn)稅，能夠直接體現(xiàn)當?shù)厣唐吩诹鬓D(zhuǎn)過程中的增值程度，可以側(cè)面反映地區(qū)的交換水平； 對于消費關(guān)系，采用地區(qū)消費品零售總額來衡量。在對4 個生產(chǎn)關(guān)系要素量化的基礎(chǔ)上，對樣本進行3 等分，在前1/3 范圍內(nèi)的地區(qū)賦0 分，在中間1/3 的地區(qū)賦1 分，在最后1/3 的地區(qū)賦2 分（分配維度的城鄉(xiāng)收入差距是負向指標，賦分標準與其他3 個維度相反）。各地區(qū)和全國的新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)走勢如圖7、圖8 所示。

圖7 各地區(qū)和全國的新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)

圖8 各新質(zhì)生產(chǎn)力維度與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度

圖7 可以看出，各地區(qū)和全國的新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的耦合度不低于0.4，從全國層面來看，全國新質(zhì)生產(chǎn)力呈現(xiàn)波動上升趨勢。從四大地區(qū)來看，東部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度最高，其次是中部、西部以及東北地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度最低。究其原因，東部地區(qū)由于地理因素，在改革開放初期獲得國家政策傾斜，加之優(yōu)越的地理區(qū)位優(yōu)勢，生產(chǎn)要素更迭較快，許多配套政策也是在東部地區(qū)率先作為試點，再鋪往全國，因此與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度更高。西部地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平較差，更多承接的是東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，但東部地區(qū)的試點政策往往具有滯后性，使得新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度低。對于東北地區(qū)，由于老工業(yè)基地沒落，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型滯后，傳統(tǒng)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系矛盾突出，因此新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度較低。從各新質(zhì)生產(chǎn)力維度與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度來看（如圖8 所示），各維度與生產(chǎn)關(guān)系的耦合協(xié)調(diào)度不低于0.4，并隨著時間維度的增長，耦合協(xié)調(diào)度逐年增加，其中勞動對象與生產(chǎn)關(guān)系總體耦合度高，說明勞動對象對于生產(chǎn)關(guān)系占有較大比重，其次是勞動資料與生產(chǎn)關(guān)系耦合協(xié)調(diào)度，最后是勞動者與生產(chǎn)關(guān)系的耦合協(xié)調(diào)度。

2.5.2 與地區(qū)全要素生產(chǎn)率的相關(guān)性檢驗

本文借鑒王勁松和任宇航［9］的方法，構(gòu)建以新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)為主要自變量的計量模型，以檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力與地區(qū)全要素生產(chǎn)率（TFP）之間的關(guān)系。新質(zhì)生產(chǎn)力的涌現(xiàn)會將不斷優(yōu)化技術(shù)、人才、數(shù)據(jù)等關(guān)鍵生產(chǎn)要素，推動產(chǎn)業(yè)智能化的誕生和成長，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)在持續(xù)迭代優(yōu)化升級的過程中更新壯大，由此帶來地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，選用地區(qū)全要素生產(chǎn)率作為因變量構(gòu)建線性回歸模型［4］，并假設(shè)新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)應(yīng)與當期地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系。檢驗結(jié)果符合預(yù)期，指數(shù)有效性得到驗證。

3 研究結(jié)論

本文基于馬克思生產(chǎn)理論，采用投影尋蹤遺傳算法，構(gòu)建了2011～2021 年中國城市新質(zhì)生產(chǎn)力指標測度體系，并揭示了新質(zhì)生產(chǎn)力的時空演進態(tài)勢，結(jié)論如下：

中國城市新質(zhì)生產(chǎn)力指數(shù)呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長態(tài)勢［10］，但各地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力存在差異，各地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平依次為： 東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)＞東北地區(qū)，原因在于新質(zhì)生產(chǎn)力源起于勞動者、勞動對象、勞動資料的初始狀態(tài)，發(fā)展于科學(xué)技術(shù)的傳播，而地區(qū)間固有的要素稟賦差異是造成地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異的直接原因。因此，完善以技術(shù)轉(zhuǎn)移和人才引進為主的生產(chǎn)要素跨地區(qū)配置，充分發(fā)揮地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢，實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化，縮小地區(qū)差異才是實現(xiàn)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的根本之策。

我國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平隨著時間變化，差異性不斷擴大，東部地區(qū)在四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異最大，究其原因主要由于超變密度影響四大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的差異。東部與西部地區(qū)之間的差異次之，其主要原因有，西部地區(qū)的科技水平及人才資源相較于東部而言存在較大差異，最后從三大維度差異分析，新質(zhì)勞動者貢獻對于全國新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展具有重大影響。盡管考察期間三大維度呈現(xiàn)上升趨勢，新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平空間溢出效應(yīng)也在不斷增強，但需要進一步優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)、健全區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制、發(fā)揮新質(zhì)生產(chǎn)力集聚效益以縮小新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異。

無論是新質(zhì)生產(chǎn)力3 個子維度與生產(chǎn)關(guān)系的耦合還是地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的耦合，都逐步呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)度，但距離最佳協(xié)調(diào)還存在較大的差距。原因在于，隨著生產(chǎn)力的發(fā)展和生產(chǎn)關(guān)系的演進，我國數(shù)字經(jīng)濟等相關(guān)創(chuàng)新政策支撐體系逐漸暴露出諸如權(quán)益所屬不明確、交易流程不合規(guī)、收益分配不合理等問題和矛盾。因此要充分發(fā)揮市場經(jīng)濟體制優(yōu)勢，展現(xiàn)政府引領(lǐng)作用，引導(dǎo)建立數(shù)字化要素收益按貢獻度分配報酬機制，促進公平的市場分配制度，逐步構(gòu)建集政府、企業(yè)、個人、社會各方協(xié)同共贏的數(shù)字經(jīng)濟政策體系，最大限度釋放利好政策效應(yīng)，實現(xiàn)生產(chǎn)關(guān)系與生產(chǎn)力的動態(tài)協(xié)調(diào)適配。