企業新質生產力助力區域數實融合路徑研究

摘 要：本文基于河北省2011—2022年A股上市公司和11個地級市相關數據，選取合適的指標測度企業新質生產力發展水平、區域數實融合水平，將微觀上市企業數據和宏觀地級市數據相匹配，在理論分析的基礎上檢驗企業新質生產力發展水平對區域數實融合的影響。研究發現，河北省企業新質生產力的發展能夠顯著加深區域數實融合水平；企業高科技化轉型、企業市場需求拓展是新質生產力促進區域數實融合水平提升的重要途徑；異質性分析發現，融資約束相對較低、國有和大型企業新質生產力的發展能夠充分發揮推動區域數實融合的效應。

關鍵詞：企業新質生產力；數實融合；數字經濟；實體經濟；異質性；河北省

中圖分類號：F062.9；F124.3 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）06（b）--05

數字經濟與實體經濟融合（簡稱“數實融合”）是以互聯網、云計算、人工智能、大數據等數據技術應用、貫穿于實體經濟的生產、分配、流通、消費等各個環節的過程。該過程的特點是通過海量數據的匯聚、匹配、分析，實現產業間高效聯結與高度協同。黨的二十大報告明確指出，要“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合”。新質生產力是以數據要素創新為根本動力、以實現顛覆性技術和關鍵性技術突破為主要特征的生產力。在微觀企業層面，新質生產力能夠通過增強企業勞動者的數智化技能水平和知識儲備，使其熟練操作數字化技術設備、現代化計算設備等勞動資料，并作用于新材料、新能源等勞動對象，最終實現傳統企業轉型升級和新興戰略性企業發展壯大。這一過程也是以新質生產力逐步加深信息技術在企業生產、經營、管理等各個環節的滲透力度，不斷釋放數字紅利對實體經濟發展的效率，推動數字經濟與實體經濟融合共生的過程。企業新質生產力的發展對加深區域數實融合的效應有多大？其實現途徑是什么？該影響效應是否具有異質性？為了回答上述問題，本文以河北省為例展開研究，以期為河北省如何以新質生產力推動數字經濟和實體經濟更深層次融合提供重要的現實依據。

1 文獻綜述

當前，對于新質生產力、數實融合及兩者關系的相關研究集中在以下幾點：（1）新質生產力的影響效應。學者分別分析其對共同富裕[1]、經濟高質量發展[2]、城鄉融合[3]等的影響邏輯、效應和途徑。（2）數實融合測度及其影響因素。關于數實融合的測度，一個思路是學者分別構建數字經濟和實體經濟發展水平評價體系，再測度兩者的耦合協調度[4]；另一個思路是將數實融合作為系統性整體，直接建立綜合評價指標體系[5]。關于數實融合的影響因素或推進路徑，學者分別基于數字基礎設施[6]，以及微觀企業層面、中觀產業層面、社會經濟層面[7]等角度進行分析。（3）新質生產力和數實融合的關系。在實證分析方面，學者通過研究發現，數實融合能夠通過優化要素配置、推動產業結構升級的途徑提高新質生產力發展水平[8]；也有研究基于數實技術融合角度，在理論分析的基礎上驗證了其對新質生產力的正向影響[9]。在理論分析方面，學者認為大力培育新質生產力能夠提升數字經濟的有效供給、適配數字經濟結構轉型化需要，從而推動數實深度融合[10]；新質生產力通過釋放技術紅利、打破固有行業界限、開辟新的實踐領域等加深數實融合[11]等。

通過梳理文獻可以發現，基于新質生產力角度研究其對數實融合的影響集中在理論分析方面，缺乏實證檢驗作為支撐。因此，本文以河北省為例，利用2011—2022年A股上市公司和11個地級市的相關數據，在理論分析的基礎上實證檢驗企業新質生產力對區域數實融合的影響效應和作用機制。本文的邊際貢獻在于：（1）將數實融合納入新質生產力的影響分析框架下，豐富了理論研究的實踐檢驗基礎。（2）明確新質生產力通過推動企業高科技化轉型、企業市場需求拓展的途徑加深區域數實融合，豐富了新質生產力的相關研究。（3）驗證了企業新質生產力對區域數實融合影響的異質性，為區域間差異化培育新質生產力和更好地促進數實融合提供了現實依據。

2 理論分析與假設

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時首次提出，整合科技創新資源，引領發展戰略性新興產業和未來產業，加快形成新質生產力。作為培育新質生產力的微觀主體，企業應順應時代需要和歷史機遇，抓住科技創新這一發展新質生產力的核心要義，通過推動自身高科技化轉型、實現市場需求拓展，逐漸加深區域數實融合。

2.1 企業高科技化轉型機制

從微觀企業角度來看，首先，通過發展新質生產力實現傳統生產力的能級躍升，從而帶來企業高科技化轉型，有效提升企業生產效率、從而降低數字融入實體經濟的成本，擴大數實融合規模；其次，發展新質生產力以推動企業高科技化轉型，有利于企業在生產、經營、管理等過程中合理配比和使用數字技術以提升自身競爭力，這在一定程度上優化了數實融合的結構；最后，企業通過發展新質生產力向高科技化轉型，加速了數據要素、數字技術滲透于實體經濟的速度，通過知識密集、富有創新活力的新經濟提升數實融合的質量。

2.2 企業市場需求拓展機制

一方面，數據要素是新質生產力的重要組成部分，隨著對數據要素的投入和廣泛使用，企業能夠以供給識別、細分、匹配、適應具體的市場需求，在市場價格機制的調節作用下不斷提高供需匹配效率；另一方面，企業在發展新質生產力的過程中，能夠以高品質、高附加值、綠色化產品不斷挖掘市場曲線潛力、創造出更多新型市場需求。而市場供需匹配度提高、市場需求潛力被激發及新型市場需求的不斷創造也為數實融合的發展提供了更廣闊的空間。

因此，從供給端來看，企業以新質生產力賦能自身高科技化轉型，提高了數實融合規模、結構和質量；從需求端來看，發展新質生產力能夠通過拓展企業的市場需求加速數實融合。基于此，本文提出以下假設：

H1：河北省企業新質生產力的發展能夠有效加深區域數實融合。

H2：企業高科技化轉型和市場需求拓展是新質生產力賦能河北省數實融合的重要渠道。

同時，鑒于不同企業面臨的融資約束、規模、所有制屬性等，其新質生產力的發展對區域數實融合的效應存在明顯差異。因此，本文提出以下假設：

H3：企業新質生產力的發展對河北省數實融合的影響效應具有顯著異質性。

3 模型設定、變量說明與數據來源

3.1 模型構建

基于前文的理論分析，建立企業新質生產力影響河北省數實融合效應的模型：

式中，j表示企業，i表示河北省地級市，t表示年份；dpiaijt表示數實融合水平；npbijt表示企業新質生產力的發展水平；Xit為宏觀城市層面的控制變量向量，為微觀企業層面的控制變量；ui、δj分別為城市和企業固定效應；ωit為隨機誤差項。

為了進一步考察企業新質生產力影響河北省數實融合的作用機制，本文采用逐步分析法，建立中介效應模型：

式中，Mijt為中介變量，分別為企業高科技化轉型、企業市場需求拓展機制。式（1）、（2）和（3）共同構成了中介效應模型。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量

數實融合水平（dpia）。本文從數實融合規模、數實融合結構、數實融合質量三個維度構建河北省地級市數實融合水平綜合評價體系。在選取合適指標（表1）的基礎上，基于熵權法進行測度。

3.2.2 核心解釋變量

企業新質生產力（dpia）。本文對企業新質生產力指標的選取參照李心茹等（2024）[12]的做法，分別從新質勞動者、新質勞動對象、新質勞動資料三個維度建立綜合評價體系，所采取的方法為熵權法。

3.2.3 機制變量

根據前文的理論分析，本文以企業的高科技化轉型（pq）、企業市場需求拓展（lnei）作為新質生產力影響河北省數實融合機制變量。對于企業的高科技化轉型，參考張杰等（2018）[13]的研究，以企業申請專利質量表示；對于后者，考慮到企業營業性收入越高，往往意味著企業市場需求越高，因此本文以企業營業性收入（取對數）表示企業市場需求拓展。

3.2.4 控制變量

為了盡可能地避免遺漏變量等因素導致的估計偏差，本文選取宏觀、微觀兩個層面的控制變量。選取宏觀層面的控制變量為：（1）貿易開放程度（tradeopen），以地區進出口總額占GDP之比衡量；（2）財政支持力度（policy），以地方財政一般預算支出與GDP的比值衡量，同時，考慮到財政支出的影響可能存在非線性特征，因此本文將財政支持力度的平方項作為控制變量之一。選取的微觀企業層面的相關控制變量為：（1）公司規模（size），以企業資產的對數表示；（2）資產負債率（lev），以企業總負債與總資產之比表示；（3）董事會規模（board），以企業董事會人數的對數表示；（4）股權集中度（top），以企業第一大股東持股比例表示；（5）資本密集度（cap），以企業總資產與總營業收入之比表示；（6）公司成立年限（firmage），以公司成立年限的對數表示。

3.3 數據來源

本文以2011—2022年河北省A股上市公司和11個地級市相關數據為研究對象。企業相關數據來自WIND數據庫、CNRDS數據庫，并對樣本進行篩選：剔除資不抵債、ST、關鍵指標缺失的樣本，并對數據進行1%縮尾處理；地級市相關數據來自歷年《河北統計年鑒》《中國城市統計年鑒》、各地級市統計年鑒等。針對個別數據出現缺失值的情況，以插值法補齊。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸分析

河北省企業新質生產力發展（npb）對區域數實融合（dpia）的影響效應如表2所示，其中，列（1）為未加入控制變量、未控制固定效應的OLS回歸結果，企業新質生產力發展的影響系數為0.235，且在1%的水平下統計顯著；列（2）為加入宏觀層面的控制變量且控制固定效應下的回歸結果，企業新質生產力的影響系數仍在1%的水平下顯著為正，其估計值大小為0.364；列（3）為加入微觀企業層面的控制變量、未控制固定效應的回歸結果，企業新質生產力的影響系數在10%的水平下顯著為正；列（4）是加入宏觀、微觀層面的控制變量，且控制固定效應下的回歸結果，企業新質生產力對區域數實融合的影響系數在5%的水平下影響顯著，其值大約為0.091。因此，從基準結果來看，河北省企業新質生產力的發展能夠有效加深區域數實融合，假設H1成立。

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 替換解釋變量

（1）將企業新質生產力的度量方法變更為變異系數法，在重新測度企業新質生產力的基礎上對區域數實融合重新進行回歸。回歸結果如表3列（1）所示，在更換解釋變量后，企業新質生產力對河北省數實融合的影響效應依然為正，且在5%水平下統計顯著。

（2）考慮到企業新質生產力發展的影響可能存在滯后性，因此將解釋變量調整為以滯后一期企業新質生產力，回歸結果如表2列（2）所示，發現基準回歸結果依然成立。因此，替換解釋變量并不改變基準回歸結果的穩健性。

4.2.2 剔除異常值

考慮到新冠疫情可能對企業帶來的影響，本文剔除2020—2022年的樣本數據，再進行回歸分析。如表2列（3）所示，企業新質生產力對區域數實融合的影響系數仍在5%水平下顯著為正，說明H1結論的穩健性。

4.2.3 內生性問題的處理

考慮到企業新質生產力發展和區域數實融合可能互為因果，以及企業新質生產力對區域數實融合影響估計過程中可能存在的遺漏變量等問題，本文采用二階段最小二乘法（IV—2SLS）回歸分析以規避內生性問題。在對工具變量的選取上，借鑒柏培文等的做法，利用企業所在城市的質心距離港口最近距離作為工具變量，同時，再構造其與滯后一期企業新質生產力發展水平的交互項，以使工具變量具有時變性。回歸結果如表3列（4）、列（5）所示，在第一階段的回歸中，工具變量對企業新質生產力的影響系數在1%的水平下顯著為正，且F檢驗值（1017.860）大于臨界值（10），說明不存在弱工具變量的問題，工具變量有效；第二階段的回歸中，以工具變量擬合的“企業新質生產力”影響系數在1%水平下顯著為正，說明在緩解模型中的內生性問題后，企業新質生產力對區域數實融合的影響顯著為正，基準回歸的結果是穩健的。

4.2.4 更換回歸方法

為緩解自相關和遺漏變量等問題，本文將回歸方法替換為系統廣義距估計法（SYS—GMM），如表3列（6）所示，與基準回歸模型結論一致，表明回歸結果的穩健性。

4.3 作用機制檢驗

為檢驗河北省企業新質生產力加深區域數實融合的作用機制，本文分別以企業的高科技化轉型（pq）、企業市場需求拓展（lnei）作為中介變量，基于前文中介效應模型（1）、（2）、（3）進行回歸，結果如表4所示。通過列（1）中的基準回歸結果可知，企業新質生產力（npb）對區域數實融合（dpia）影響的主效應顯著為正，可按中介效應立論。列（2）的回歸結果表明，企業發展新質生產力（npb）有利于推動自身高科技化轉型（pq）。列（3）同時以企業新質生產力發展水平和企業高科技化轉型對區域數實融合進行回歸，并與列（1）進行比較，發現在加入中介變量“企業高科技化轉型”后，核心解釋變量的影響系數有所下降，同時中介變量的影響系數顯著在10%水平下為正，說明企業高科技化轉型機制成立。

通過表4列（4）中的回歸結果發現，企業新質生產力的發展能夠有效提高企業供給匹配需求的效率，并能夠創造新的市場需求；通過對比表4列（1）與列（5），發現在加入中介變量“企業市場需求（lnei）”后，核心解釋變量的顯著性和系數值均有所下降，同時中介變量的系數估計值在5%的水平下顯著為正，說明新質生產力的發展能夠通過拓展企業的市場需求，加深區域數實融合水平。因此，企業市場需求拓展機制應運而生。

綜上所述，新質生產力通過企業高科技化轉型、企業市場需求拓展機制促進了河北省數實融合水平的提升，假設H2得到驗證。

4.4 異質性檢驗

不同企業在發展過程中的外部環境和自身特征并不相同，例如融資約束、產權性質、規模等，這些不同將可能導致企業新質生產力的發展對區域數實融合的影響效應具有異質性。本文將分別從企業面臨的融資約束差異、所有制差異和規模差異三方面分析該異質性。回歸結果如表5所示。

4.4.1 融資約束異質性

參照鞠曉生等（2013）[14]的研究，本文以SA指數表示企業面臨的融資約束，其絕對值越大，表示企業受到的融資約束越大。本文以樣本SA指數均值為劃分標準，低于均值的企業面臨的融資約束更低，反之更高。對比表5的列（1）、列（2）可以發現，融資約束低的企業，其新質生產力發展對區域數實融合的影響在1%的水平下顯著為正，而融資約束高的企業新質生產力對數實融合的影響并不顯著。

4.4.2 所有制屬性異質性

按照所有制不同，本文將樣本劃分為國有企業和非國有企業并分別進行回歸，結果如表5列（3）、列（4）所示。通過比較可以發現，國有企業新質生產力能夠顯著促進區域數實融合水平的提升，而非國有企業的促進效應并不顯著。這可能是由于相對于非國有企業，國有企業在資金獲取渠道和成本、政策支持等方面具有比較優勢，各方面資源相對充足的情況下，國有企業發展新質生產力的促進效應更強。

4.4.3 企業規模異質性

按照企業規模大小的差別，本文將企業劃分為大型企業和中小型企業，并按照該分組進行回歸。表5列（5）、列（6）顯示，大型企業新質生產力的發展能夠有效推動區域數實融合水平的提升，而中小型企業的促進效應并不顯著。

因此，企業新質生產力對河北省數實融合的影響效應具有顯著的異質性，融資約束相對較低、國有和大型企業新質生產力的發展能夠充分推動區域數實融合，假設H3得以驗證。

5 結語

在進行理論分析的基礎上，本文運用河北省2011—2022年A股上市公司和11個地級市相關數據，選取合適的指標測度企業新質生產力的發展水平和區域數實融合水平，將微觀上市企業數據和宏觀地級市數據進行匹配，在理論分析的基礎上檢驗河北企業新質生產力發展水平對區域數實融合的影響。主要結論：（1）河北省企業新質生產力的發展能有效推動區域數實融合水平提升；（2）新質生產力的發展通過推動企業高科技化轉型、拓展企業市場需求渠道賦能河北省數實融合；（3）企業新質生產力對河北省數實融合的影響效應具有顯著的異質性，融資約束相對較低、國有和大型企業新質生產力的發展能夠充分發揮推動區域數實融合的效應。

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