雙循環新發展格局對中國式現代化的影響研究

黃楚刁

1（中南大學馬克思主義學院， 長沙 410083） 2（東莞理工學院機械工程學院， 東莞 523808）

引 言

中國式現代化既有各國現代化的共同特征，更有基于我國國情的鮮明特色［1，2］。 黨的十八大以來， 我國全面構建社會主義市場化機制， 推動新型工業化、 城鎮化、 信息化疊加發展， 不斷厚植現代化物質基礎， 走出一條獨具特色的中國式現代化道路［3］。 黨的二十大報告進一步對中國式現代化的特征進行概括， 為實現中華民族偉大復興指明一條“康莊大道”。 但“康莊大道” 并不等于“一馬平川”。 要將中國式現代化的中國特色變為中國實踐， 需要我國全體人民付出艱巨努力， 堅實推動經濟高質量發展， 增強國家硬實力。而構建雙循環新發展格局是推動經濟高質量發展，驅動中國式現代化發展的“先手棋”， 更是我國掌握國際競爭主動權的關鍵動力［4］。 黨的二十大報告也強調“加快構建以國內大循環為主體、 國內國際雙循環相互促進的新發展格局”， 為中國式現代化發展指明方向。 一定程度上， 雙循環新發展格局是適應中國新發展階段要求的必然選擇，也是貫徹新發展理念、 推動經濟高質量發展的重大舉措， 成為推進中國式現代化的必由之路。 因此， 探究雙循環新發展格局對中國式現代化發展的影響， 并明確二者的作用機制， 對于加快推動中華民族偉大復興、 全面建設社會主義現代化國家具有重要意義。

學術界關于中國式現代化的研究較為豐富，但大多集中在理論層面。 楊志勇（2022）［5］指出，要實現中國式現代化， 必須保持經濟穩定增長、 堅持系統觀念、 統籌協調好安全和發展問題、 處理好戰略和策略的辯證關系。 余玉湖和李景源（2022）［6］提出， 中國式現代化道路是實現人與自然和諧發展和共生的道路， 與西方資本主義的現代化具有本質區別。 陳金龍（2022）［7］認為， 中國式現代化與中華民族偉大復興緊密相連， 推動中國式現代化能有效推動社會主義現代化國家建設、 實現中華民族偉大復興。 劉文勇（2022）［8］提出， 雙循環格局、 新型工業化發展與全過程人民民主是中國式現代化對世界發展的重要貢獻。 王勇（2023）［9］認為， 中國式現代化的歷史演進大致分為3 個階段， 分別為提出階段、 摸索階段和最終形成階段。王建國和田娜（2023）［10］指出， 堅持黨的領導能夠為中國式現代化注入強勁動能， 不斷拓展中國式現代化道路， 化解中國式現代化建設中的風險挑戰。 此外， 部分學者從中國式現代化的實證方面展開探討。 胡峰等（2023）［11］采用雙重差分法和合成控制法進行實證檢驗， 研究發現數字經濟能夠有效促進中國式現代化發展。 陳勝利和萬政（2023）［12］認為， 數字經濟能夠顯著提升中國式現代化水平， 且經過穩健性檢驗后該結論依然成立。任保平和張倩（2023）［13］從中國式現代化的理論基礎出發， 構建包含經濟現代化、 社會進程現代化、 城鄉區域現代化等5 個維度的評價指標體系。

關于雙循環新發展格局的研究主要集中在測度和影響因素方面。 就測度方面而言， 黃群慧和倪紅福（2021）［14］通過對雙循環新發展格局依存度進行測度， 認為中國國內經濟循環的依賴程度在90%上下， 即國內經濟循環在我國占據著主體地位。 丁曉強和張少軍（2022）［15］研究發現， 中國經濟雙循環始終保持著較強的集中化趨勢， 且在外循環中的集中化程度要大于在內循環中的集中化程度。 趙文舉和張曾蓮（2022）［16］采用耦合協調度模型進行測度， 發現中國經濟“內循環”與“外循環” 之間的耦合協調度呈現穩定上升趨勢， 但總體水平仍然較低， 地區異質性、 時間階段性特征明顯。 黃仁全和李村璞（2022）［17］探究發現， 我國經濟內循環依存度呈現“U” 形結構特征。 就影響因素方面而言， 依紹華（2020）［18］認為， 高質量流通體系可有效促進雙循環新發展格局建設。 胡浩（2020）［19］研究發現， 金融是雙循環新發展格局建設的重要支撐。 周軍和黃瑞玲（2021）［20］認為， 現代金融體系是驅動內需增長、推動外貿發展的關鍵， 可以有效支持雙循環新發展格局構建。 劉金全等（2022）［21］研究發現， 貿易政策不確定性與“雙循環” 之間可能存在反向關聯關系。 梁若浩和馮均科（2023）［22］認為， 國家審計能夠有效助力形成雙循環新發展格局。

關于雙循環新發展格局與中國式現代化之間關系的研究較少。 李梁棟和呂景春（2023）［23］指出， 我國需要圍繞國際大循環實施高水平對外開放空間戰略， 形成國內國際雙循環相互促進的空間格局， 實現中國式現代化。 趙峰和周慧珍（2023）［24］認為， 從生產力、 經濟體系、 奮斗方向、 實踐路徑和核心力量等維度合力支撐新發展格局構建，是實現中國式現代化建設的必由之路。

綜合上述研究來看， 雙循環新發展格局與中國式現代化的研究方興未艾， 但多表現在二者各自的研究方面， 關于二者關系的研究較少， 且主要集中在理論層面。 鑒于此， 本文在測度雙循環新發展格局和中國式現代化的基礎上， 實證檢驗雙循環新發展格局對中國式現代化的影響， 深化關于二者的研究； 引入技術創新這一中介變量，探究技術創新在雙循環新發展格局與中國式現代化之間的傳導作用， 從而拓寬相關研究思路； 提出推動雙循環新發展格局和中國式現代化的對策建議， 以期為推進中國式現代化發展進程提供理論依據和政策選擇。

1 理論分析與研究假設

1.1 雙循環新發展格局與中國式現代化

構建雙循環新發展格局是推動中國式現代化發展的必由之路。 中國式現代化可分為經濟發展現代化、 開放發展現代化、 共享發展現代化、 協調發展現代化、 生態環境現代化五方面［25］。 從經濟發展現代化層面看， 雙循環新發展格局建設能夠有效解決供給側產業單一、 產能過剩等問題，通過優化產業要素資源配置， 促進生產、 技術、 人才等要素合理配置， 增強經濟發展硬實力［26］， 為中國式現代化發展提供強勁支持。 同時， 雙循環新發展格局有助于暢通國民經濟循環， 完善擴大內需體系， 增強消費對經濟發展的基礎性支撐作用， 賦能中國式現代化。 從開放發展現代化層面看， 雙循環新發展格局有助于深化我國各地區開放層次， 加強與各區域和國際的交流， 提高開放發展效益［27］， 夯實中國式現代化的物質基礎。 從共享發展現代化層面看， 雙循環新發展格局建設利于發揮超大規模本土市場規模優勢， 提高我國在全球價值鏈中的分工地位， 為經濟社會創造更多財富， 并借助要素市場完善收入分配機制， 推動利益共享水平提升， 賦能中國式現代化建設。從協調發展現代化層面看， 雙循環新發展格局更加注重打通區域間及各生產部門間的市場體制及制度規則壁壘， 合理配置資金、 技術、 數據等各類資源， 通過暢通區域間資源流、 產品流、 信息流、 技術流， 進一步縮小地區間發展差距［28］， 利于實現區域間協調發展， 賦能中國式現代化。 從生態環境現代化層面看， 雙循環新發展格局建設有助于打破綠色貿易壁壘， 擴大綠色生態產品和服務的進出口貿易［29］， 強化綠色經貿合作交流，滿足人民群眾對綠色低碳、 人與自然和諧共處的美好生活需要， 促進中國式現代化建設。 鑒于此，提出如下假設：

假設1： 雙循環新發展格局有助于促進中國式現代化發展。

1.2 雙循環新發展格局、 技術創新與中國式現代化

雙循環新發展格局能夠有效推動技術創新，賦能中國式現代化建設。 雙循環新發展格局有助于推動技術創新。 雙循環新發展格局建設能夠以擴大內需為戰略基點， 強化技術市場需求， 引導企業加大創新投入， 擴大技術創新發展［30］。 同時， 雙循環新發展格局建設可通過暢通要素市場流動， 推進要素市場化建設， 加強對壟斷和不正當競爭行為的管制， 營造有利于創新的市場環境，增強技術創新實力［31］。 此外， 雙循環新發展格局建設有助于加快推動國內產業鏈、 創新鏈、 價值鏈與全球價值鏈的融合， 促進創新要素的流動，進一步提高我國綜合創新能力， 提升創新效率和質量， 推動技術創新； 另外， 技術創新能夠有效推動中國式現代化。 （1） 技術創新作為全面建設社會主義現代化國家的第一動力， 能夠有效解決當前我國發展面臨關鍵技術領域“卡脖子” 問題，破除全球價值鏈分工低端鎖定困境， 推動中國式現代化； （2） 技術創新有助于持續開發新產品、新服務和新市場， 提高一國科技實力， 增強我國在國際競爭與合作中的地位， 引領和推動經濟全球化向機會更加均等化的方向發展， 賦能中國式現代化建設。 鑒于此， 提出如下假設：

假設2： 雙循環新發展格局能夠通過技術創新， 賦能中國式現代化發展。

2 實證研究設計

2.1 樣本數據

本文以2012～2021 年我國31 個省（區、 市）為研究樣本（考慮到數據的可獲得性， 不包括港、 澳、臺地區）。 數據來自于《中國統計年鑒》、 《中國科技統計年鑒》、 《中國工業統計年鑒》、 《中國勞動統計年鑒》、 《中國城鄉統計年鑒》、 各省（區、市）統計年鑒、 Wind 數據庫及中國海關統計數據庫。 此外， 將2012 年作為基期， 采用GDP 平減指數對數據進行物價平減處理， 以消除價格因素對研究結果的影響。 對于個別缺失數據， 用插值法補齊。

2.2 變量定義

（1） 中國式現代化（CSM）。 黨的二十大報告指出， “中國式現代化， 是中國共產黨領導的社會主義現代化， 既有各國現代化的共同特征， 更有基于自己國情的中國特色”。 中國式現代化評價指標體系建設既要體現發達國家現代化共性指標，又要充分結合中國特色社會主義制度。 鑒于此， 參考任保平和張倩（2022）［13］、 蔣永穆等（2022）［32］的研究， 從經濟發展現代化、 開放發展現代化、共享發展現代化、 協同發展現代化和生態環境現代化五方面構建評價指標體系（見表1）， 并運用熵權法測度中國式現代化水平。

表1 中國式現代化評價指標體系

（2） 雙循環新發展格局（NDPC）。 從現有文獻來看， 當前學界關于雙循環新發展格局尚未形成統一衡量方法［14，16］。 本文參考原偉鵬和孫慧（2021）［27］的研究方法， 從經濟內循環和經濟外循環兩方面構建雙循環新發展格局評價指標體系（見表2）， 并借助熵權法進行測度。

表2 雙循環新發展格局評價指標體系

（3） 技術創新（ID）。 技術創新是指創新主體通過新工藝、 新技術， 將知識產權開發成商品并在商場上進行交易的方式［33，34］。 鑒于此， 借鑒單春霞等（2023）［35］的研究， 運用R＆D 經費支出占GDP 比重表征技術創新水平。

（4） 控制變量。 參考陳勝利和萬政（2022）［12］的研究，選取如下控制變量：人口增長速度（PGR），運用人口自然增長率表征； 城鎮化水平（UL）， 借助城鎮人口數量占總人口數量比重反映； 交通基礎設施水平（TI）， 以公路密度和鐵路密度之和表征； 人力資本水平（HCL）， 采用高等院校在校生占年末人口數量比重衡量； 財政支持力度（FSI），借助財政支出占總人口數比重進行表征。

2.3 計量模型設定

參考溫忠麟等（2022）［36］提出的中介效應模型， 探究技術創新能否在雙循環新發展格局對中國式現代化的影響過程中發揮中介作用。 中介效應模型如下：

式（1） 中，NDPCit為雙循環新發展格局水平；CSMit反映中國式現代化程度；Zit表示控制變量；α0為截距項；α1和α2分別為各變量回歸系數；μi和δt分別反映個體固定效應和時間固定效應；εit為隨機擾動項；i和t分別表示省（區、 市）和年份。

式（2） 和式（3） 中，IDit反映技術創新水平；β0、γ0均為常數項，β1、βc、γ1、γ2、γ3分別反映各變量待估系數。 其他變量含義與式（1）相同。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

各變量描述性統計如表3 所示。 可以看出，中國式現代化平均值為0.575， 依舊存在較大上升空間。 雙循環新發展格局平均值為0.492， 與過往文獻較為接近［30］。 其余變量分布均處于合理區間。

表3 變量統計性描述

3.2 雙循環新發展格局與中國式現代化測度

（1） 雙循環新發展格局測度。 基于熵權法，對2012～2021 年雙循環新發展格局進行測度， 結果如圖1 所示。 可以看出， 2012～2021 年， 雙循環新發展格局整體呈現波動上升趨勢。 其中， 2012～2016 年， 雙循環新發展格局發展水平從0.394 上升到0.476， 年均增長率為4.16%， 增長速度較為緩慢。 這可能是因為， 2012 ～2016 年， 我國雙循環新發展格局建設尚處于起步階段， 要素資源市場機制有待進一步完善， 商品和服務市場質量體系仍不健全， 致使雙循環新發展格局建設進程較為緩慢。 2016 ～2017 年， 雙循環新發展格局發展水平從0.476 下降到0.465。 這可能是因為2016年， 我國長期開發房地產導致的債務負擔加重，生產加工要素出現扭曲， 抑制雙循環新發展格局構建。 2017～2021 年， 雙循環新發展格局發展水平從0.465 上升到0.663， 年均增長率為8.52%，增長速度較快。 究其原因， 2017 年黨的十九大報告提出“加快完善社會主義市場經濟體制， 為雙循環新發展格局建設掃除大量阻礙因素， 促使雙循環新發展格局建設得以快速發展”。

圖1 2012～2021 年雙循環新發展格局建設程度

（2） 中國式現代化水平測度。 采用熵權法對2012～2021 年中國式現代化水平進行分析， 結果如圖2 所示。 整體而言， 2012 ～2021 年， 中國式現代化發展水平從0.488 上升到0.596， 整體呈現上升趨勢。 其中， 2012～2020 年， 國內大循環發展水平呈現穩步上升趨勢， 從0.488 上升到0.606。細究其因， 我國擁有人口龐大和超大規模經濟市場優勢， 能夠為中國式現代化提供堅實支撐。 但2020～2021 年， 中國式現代化發展水平從0.606下降到0.596。 這可能是因為2020 年， 受新冠肺炎疫情暴發、 消費活力不足、 中美貿易摩擦加劇等因素影響， 導致中國式現代化發展水平出現小幅度下降。

圖2 2012～2021 年中國式現代化發展水平

3.3 基準回歸分析

為明確雙循環新發展格局對中國式現代化發展的影響， 以及技術創新在其中的傳導機制， 采用式（1） ～（3） 進行實證分析， 結果如表4 所示。 從模型1 測度結果來看， 雙循環新發展格局對中國式現代化發展的影響系數顯著為正， 且在1%水平上顯著為正。 這說明雙循環新發展格局能夠顯著促進中國式現代化發展水平提升。 因此，假設1 得到驗證。 細究其因， 雙循環新發展格局建設有利于形成統一、 開放的國內市場， 提升國際循環體系的穩定性和競爭力， 給予中國式現代化發展重要支撐。 從各控制變量來看， 各控制變量均對中國式現代化具有顯著正向影響。 其中，人力資本水平對中國式現代化的影響最強， 其次為財政支持力度， 再次為人口增長速度， 之后為城鎮化水平， 最后為交通基礎設施水平。 究其原因， 人力資本水平的提升能夠充分利用我國人口紅利， 推動人口規模巨大的中國式現代化發展。從模型2 和模型3 回歸結果來看， 雙循環新發展格局對技術創新具有顯著促進作用。 同時， 引入技術創新這一中介變量后， 雙循環新發展格局對中國式現代化具有顯著正向影響， 且影響系數小于模型（1） 回歸系數。 這說明技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化發展的影響中發揮部分中介效應。 因此， 假設2 得以驗證。 究其原因， 雙循環新發展格局建設能夠優化要素資源配置， 為企業技術創新提供基礎要素資源支持， 激勵企業積極開展創新活動， 以創新帶動經濟社會發展， 推動中國式現代化進程。

表4 技術創新在雙循環新發展格局推動中國式現代化中的傳導機制

3.4 內生性及穩健性檢驗

考慮到雙循環新發展格局、 技術創新與中國式現代化之間可能存在雙向因果關系， 從而產生內生性問題。 因此， 本文采用王永倉等（2021）［37］的做法， 運用雙循環新發展格局滯后1 期作為工具變量實施內生性檢驗， 結果如表5 所示。 模型4～6 結果顯示， 雙循環新發展格局對技術創新和中國式現代化的影響系數均顯著為正。 同時， 在引入技術創新這一中介變量后， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數仍為正， 且雙循環新發展格局回歸系數出現小幅度下降。 這反映技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化的影響中發揮部分中介作用， 說明基準回歸結果具有較強穩健性。

表5 內生性檢驗結果

為進一步檢驗研究結果穩健性， 采用如下方法進行檢驗（見表6）。

表6 穩健性檢驗結果

（1） 更換解釋變量。 為了檢驗前文研究結論可靠性， 參考Emire 等（2020）［38］的研究方法，采用OLS 法對雙循環新發展格局進行計算。 從模型7 測度結果來看， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數顯著為正， 這與前文回歸結果保持一致。 從模型8 測度結果來看， 雙循環新發展格局對技術創新具有顯著促進作用。 模型9 結果顯示，雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數顯著為正， 說明基準回歸結果具有較強穩健性。

（2） 剔除極端值。 為避免極端值可能對研究結果產生影響， 分別剔除本文主要變量基礎最大值和最小值的1%數據， 并采用前文研究方法進行回歸。 從模型10～12 測度結果來看， 雙循環新發展格局對中國式現代化具有顯著促進作用， 且技術創新在二者間發揮正向中介作用， 說明前文研究結論可靠。

（3） 增加控制變量。 考慮中國式現代化受諸多因素影響， 本文引入網絡通信水平（NCL）作為控制變量， 并采用上述回歸模型重新進行回歸。其中， 網絡通信水平采用移動電話普及率進行衡量。 從模型13～15 來看， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數顯著為正， 且技術創新在這一影響過程中發揮正向促進作用， 反映上文研究結論具有較強穩健性。

3.5 時空異質性分析

前文研究結論表明， 我國雙循環新發展格局建設水平整體呈現波動上升趨勢。 其中2012 ～2016年， 雙循環新發展格局發展水平呈緩慢上升趨勢。2016～2017 年， 雙循環新發展格局發展水平呈緩慢下降趨勢。 此后， 雙循環新發展格局發展水平逐步上升。 鑒于此， 本文以2016 年為時間節點，探究雙循環新發展格局對中國式現代化影響的時間異質性， 結果如表7 所示。 可以看出， 2012 ～2016 年， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.275， 且在1%的水平上顯著。 2017 ～2021 年， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.429， 且通過1%水平顯著性檢驗。 由此來看， 相比2012 ～2016 年， 2017 ～2021 年雙循環新發展格局對中國式現代化的影響程度更高。這說明伴隨時間的推移， 雙循環新發展格局對中國式現代化的推動作用逐漸增強。

表7 時間異質性檢驗結果

考慮到我國各地區政策因素、 要素資源稟賦存在一定異質性， 可能導致雙循環新發展格局對中國式現代化的影響存在差異。 因此， 參考國家統計局劃分標準， 將研究樣本劃分為東、 中、 西和東北地區， 實證檢驗雙循環新發展格局對中國式現代化影響的空間異質性， 結果如表8 模型18 ～21 所示。 可以看出， 各地區雙循環新發展格局對中國式現代化均具有顯著促進作用， 且呈現出東部＞東北＞中部＞西部地區的特征。 分地區來看，東部地區雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.441， 并在1%水平上顯著為正。 東北地區雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.402， 且通過5%水平顯著性檢驗。 中部地區雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.397， 并在5%水平上顯著。 西部地區雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數為0.363，且通過5%水平的顯著性檢驗。 究其原因， 東部地區擁有充足的技術、 數據、 人力等要素資源，可有效推動雙循環新發展格局建設， 賦能中國式現代化發展。 東北地區擁有優異的工業基礎， 以及廣闊的土地、 森林資源， 能夠為雙循環新發展格局建設提供必要支持， 驅動中國式現代化建設。而中部地區和西部地區的人、 財、 物等生產要素流動相對較為緩慢， 致使雙循環新發展格局建設對中國式現代化的影響相對較低。

表8 空間異質性檢驗結果

4 結論與建議

本文在科學評價雙循環新發展格局對中國式現代化發展水平的基礎上， 實證檢驗2012 ～2021年雙循環新發展格局對中國式現代化的影響， 并運用中介效應模型探究技術創新在雙循環新發展格局與中國式現代化關系之間的傳導機制。 結論顯示： （1） 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響系數顯著為正， 即雙循環新發展格局對中國式現代化具有顯著促進作用； （2） 技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化的影響中發揮部分中介效應； （3） 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響存在時間異質性。 具體表現為， 相比于2012～2016 年， 2017 ～2021 年雙循環新發展格局對中國式現代化影響的程度更高。 這反映隨著時間的推移， 雙循環新發展格局對中國式現代化的促進作用更強； （4） 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響具有空間異質性， 呈現出東部最強、 東北次之、 中部再次之、 西部最后的影響特征。 基于此， 結合上述研究結論， 提出如下建議：

（1） 深化供給側結構性改革， 增強雙循環新發展格局建設內生動力。 本文研究結論顯示， 雙循環新發展格局對中國式現代化具有顯著促進作用。 對此， 相關主體應進一步深化供給側結構性改革， 增強雙循環新發展格局建設內生動力， 賦能中國式現代化發展。 ①持續擴大去產能。 相關政府部門應充分發揮自身宏觀調控作用， 通過稅收政策優惠途徑， 引導鋼鐵、 煤炭等過剩產能行業向其他產業轉移。 同時， 相關政府部門應盡快修訂資產處置、 債務清償等方面的法律法規， 增強對僵尸企業處置的法制保障， 持續擴大去產能規模， 從而深化供給側結構性改革， 增強雙循環新發展格局建設內生動力， 賦能中國式現代化發展； ②縱深實施去庫存。 各地方政府部門應結合當地實際情況， 從改善市場供求關系的角度出發，建立健全房地產基礎性制度、 戶籍制度改革等去庫存政策， 從而深化供給側結構性改革， 增強雙循環新發展格局對中國式現代化的促進作用。

（2） 驅動產學研協同創新合作， 建設技術創新服務平臺。 上述研究結論表明， 技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化的影響中發揮部分正向中介作用。 鑒于此， 相關創新主體應縱深驅動產學研協同創新合作， 建設技術創新服務平臺， 強化技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化影響中的中介作用。 具體而言， 高校應聯合當地企業和科研機構， 通過學校科研人才、 企業工程技術人才、 研究機構研發人才的聚合， 建立多元主體協同創新平臺， 以破除技術創新難題，增強技術創新在雙循環新發展格局對中國式現代化影響中的中介作用。 同時， 高校可聯合企業和科研機構， 建立科技成果轉化中心， 增強技術創新在雙循環新發展格局與中國式現代化間的中介作用。

（3） 建立要素跨區域自由流動通道， 縮小各地區發展差距。 研究結論表明， 雙循環新發展格局對中國式現代化的影響具有空間異質性， 呈現東部＞東北＞中部＞西部地區的特征。 鑒于此， 各地區相關政府部門應建立要素跨區域自由流動通道， 統籌優化各地區生產要素合理流動， 推動各地區均衡發展， 助推雙循環新發展格局建設， 賦能中國式現代化發展。 ①建立統一開放跨區域要素市場。 各地區相關政府部門應積極探索兩地經濟區和行政區適度分離系統， 共同打造統一開放的人力資源、 資本、 技術、 土地、 產權交易等各類要素流通通道， 實現生產要素跨區域合理流動，縮小各地區發展差距， 降低雙循環新發展格局對中國式現代化的影響差距； ②建立跨區域利益共享聯結體系。 各地方政府應探索建立兩地內部產業合作、 稅收分成體系， 對產業合作項目帶來的稅務按一定比例分成共享。 同時， 地方政府部門應建立跨區域財政協同投入系統， 按比例注入開發建設資金， 從而通過共建共享縮小各地區發展差距， 統籌各地區雙循環新發展格局建設， 賦能中國式現代化發展。