引言 目前，经济高质量发展面临要素市场改革尚未完善、创新体系整体效能不足、区域协同发展机制不健全等深层次体制机制障碍（张军扩等，2019）。二十届中央政治局第十一次集体学习点明“发展新质生产力是推动高质量发展的内在要求和重要着力点”。经济高质量发展强调转变传统“粗放式”经济发展模式、要求做优增量并举，需要依靠新质生产力内含的关键性颠覆性技术构筑新的增长优势（周文、许凌云，2023）。因此，理论上如何理解新质生产力对中国经济高质量发展的赋能作用，以及如果这种效应得到证实，其背后的机制是什么，这些问题的探讨对于实现“高质量”发展目标和推进中国的现代化建设具有重要意义。 梳理已有文献，鲜有学者对经济高质量发展如何受到新质生产力水平影响这一问题提供确切证据。创新要素配置驱动创新要素流入传统产业，提升产业的附加值和竞争力，推动产业结构升级，为经济高质量发展奠定坚实基础。本研究从该角度出发，重点分析新质生产力以及其各维度对经济高质量发展的影响，深入探讨在优化创新要素配置的过程中，新质生产力对经济高质量发展的影响及其规律性。
理论分析与研究假说 新质生产力的提升不仅仅是量的扩展，更是质的飞跃，基于创新、协调、绿色、开放、共享五个向度，对经济高质量发展催生赋能作用。因此，提出以下假设： H1：新质生产力能够促进经济高质量发展。 根据熊彼特的创新理论，创新是推动经济发展的关键动力。新质生产力的提升往往伴随着技术创新的突破，这有助于吸引和集中更高水平资金和人力等创新资源，进而推动创新要素配置。创新要素通过网络平台实现跨领域、跨行业的协同，提高整体经济的创新能力和效率，推动经济高质量发展。因此，提出以下假设： H2：新质生产力能够通过优化创新资源配置，间接促进经济高质量发展。 非线性经济增长理论揭示了经济发展的复杂性。在创新要素配置的早期，随着新质生产力的引入，促进了消费升级、激发了新的经济增长点，进而增强了经济的整体竞争力和可持续性。然而，在创新要素配置的中后期，可能会出现技术饱和创新停滞的现象。在这种情况下，资源过度配置或冗余，使得新质生产力的赋能效应减弱。因此，提出以下假设： H3：新质生产力对经济高质量发展的影响受到创新要素配置的门槛效应的制约。
研究设计 （一）模型构建 （二）变量选取 1.被解释变量。经济高质量发展。 2.核心解释变量。新质生产力。 3.中介变量和门槛变量。创新要素配置。 4.控制变量：财政分权度、产业结构水平、金融发展水平、城镇化率、创新创业活力、人口密度、公路密度。 （三）样本说明 剔除西藏、港澳台地区，选取全国2012年-2022年中国30个省（区、市）作为样本进行实证分析。使用插值法补齐缺失值。样本数据主要来源于《中国统计年鉴》、各省（区、市）统计年鉴、国家（地方）统计局、eps数据库以及北京大学企业大数据研究中心。
实证分析 （一）基准回归结果 根据结果可知，新质生产力回归系数显著为正，表明新质生产力促进了经济高质量发展，验证假设H1。其中，新质劳动者对经济高质量发展的作用效果最强，新质劳动资料的推动作用较弱。地区分组回归结果显示，新质生产力对经济高质量影响的显著性在不同地区存在明显差异，东部地区的显著性程度和回归系数最高，中部、西部、东北地区显著性次之。 （二）稳健性检验 采用工具变量法。借鉴李占平、王辉（2024）的研究，以新质生产力滞后一期作为工具变，结果仅在系数方面有所波动。在更换测度方式、剔除直辖市、缩尾处理后，结果仍然成立。
进一步检验 （一）作用机制检验 创新要素配置对经济高质量发展的影响在1%水平上显著，且回归系数为正。新质生产力对创新要素配置的回归系数显著为正。由此，可以从实证层面推断创新要素配置在新质生产力对经济高质量发展的影响中发挥中介效应，假设H2得到验证。 （二）门槛效应检验 bootstrap自主抽样300次后，创新要素配置变量在1%水平上通过了双重门槛检验。对样本数据进行面板门槛回归。根据结果，创新要素配置跨越一重门槛值后，新质生产力对经济高质量发展的赋能效应显著增强，但达到二重门槛值后，提振作用明显减弱。假设3得到验证。
结论与建议 结果表明：新质生产力可以对经济高质量发展产生直接驱动作用，新质劳动者维度的作用效果最显著；新质生产力对经济高质量发展的作用效果展示出“东部>中部>西部>东北部”的差异格局；新质生产力可以通过创新要素配置对经济高质量发展产生促进作用；创新要素配置的门槛效应导致新质生产力对经济高质量发展的推动作用存在非线性特征。因此，提出以下建议。以提升新质生产力为主线，强化新型人才培养；以统筹区域协调发展为锚点，抓牢区域合作战略；以优化创新要素配置为重点，动态匹配发展需求。 （作者：王艳荣、谢晓茜、杨艳，安徽农业大学经济管理学院）
