李 陽，陳海龍，田茂再，2

（1.新疆財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，烏魯木齊 830012；2.中國人民大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，北京 100872）

0 引言

2023年9月，習(xí)近平總書記在黑龍江考察期間首次提出“新質(zhì)生產(chǎn)力”，為新時代新征程加快科技創(chuàng)新、推動高質(zhì)量發(fā)展提供了科學(xué)指引。習(xí)近平總書記在哈爾濱主持召開新時代推動?xùn)|北全面振興座談會上，再次強調(diào)要發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力，明確了培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和未來產(chǎn)業(yè)的重要性，此舉旨在加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力，增強發(fā)展的新動能[1]。全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與重組以及勞動力市場的變革催生了對更高效、靈活的生產(chǎn)方式的強烈渴望，新質(zhì)生產(chǎn)力的提出是對傳統(tǒng)生產(chǎn)方式在新時代沖擊下亟須重新定義的迫切響應(yīng)[2]。

從內(nèi)涵的角度來看，新質(zhì)生產(chǎn)力是指在同等資源投入下，通過引入創(chuàng)新技術(shù)、優(yōu)化管理機制、改進組織方式等手段，對生產(chǎn)方式、生產(chǎn)關(guān)系、生產(chǎn)要素等進行重新整合和優(yōu)化，以實現(xiàn)更高效、靈活、可持續(xù)的生產(chǎn)[3]。首先，相較于傳統(tǒng)生產(chǎn)力，新質(zhì)生產(chǎn)力的核心理念在于強調(diào)顛覆性技術(shù)[4]，而并非僅僅是對現(xiàn)有技術(shù)或流程的改進，通過引入全新的理念和方法，甚至打破不同領(lǐng)域之間的界限，促使各學(xué)科交融合作，以創(chuàng)造新的生態(tài)系統(tǒng)，引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和商業(yè)模式發(fā)生根本性變革[5]。其次，新質(zhì)生產(chǎn)力的形成與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集群密不可分[6]。黨的二十大報告提出，要推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融合集群發(fā)展，強調(diào)了不同產(chǎn)業(yè)、地區(qū)間的融合協(xié)同。這種融合集群的發(fā)展模式將不同領(lǐng)域的創(chuàng)新力量匯聚到一起，形成更具綜合實力和創(chuàng)新活力的產(chǎn)業(yè)集群，最大化釋放新質(zhì)生產(chǎn)力的潛能。最后，新質(zhì)生產(chǎn)力還強調(diào)高素質(zhì)勞動者[7]與綠色可持續(xù)性的生態(tài)環(huán)境理念[8]。從勞動者的角度來看，新質(zhì)生產(chǎn)力更加注重技術(shù)創(chuàng)新和知識產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因此對高素質(zhì)勞動者的需求更為迫切。高技能和高素質(zhì)的勞動者能夠憑借自身的知識儲備和技能更好地應(yīng)對復(fù)雜多變的市場和生產(chǎn)環(huán)境，從而推動技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用。從生態(tài)環(huán)境的角度來看，新質(zhì)生產(chǎn)力注重最大限度地減少資源浪費，提倡資源高效利用，其通過優(yōu)化生產(chǎn)流程、采用先進技術(shù)、推廣循環(huán)經(jīng)濟等模式，改進傳統(tǒng)生產(chǎn)方式，實現(xiàn)更環(huán)保的生產(chǎn)。由此可見，新質(zhì)生產(chǎn)力在帶動經(jīng)濟增長的同時，還注重在人類活動與自然環(huán)境之間建立和諧、可持續(xù)的平衡。

本文首先基于新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵，構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系，借助熵權(quán)法測算2010—2021 年中國30 個省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平；其次，使用Dagum 基尼系數(shù)及其分解分析新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異；最后，借助核密度估計、莫蘭指數(shù)及空間Markov 鏈方法分析新質(zhì)生產(chǎn)力水平的時空演變特征。

1 研究設(shè)計

1.1 指標(biāo)體系構(gòu)建

新質(zhì)生產(chǎn)力是由技術(shù)革命性突破、生產(chǎn)要素創(chuàng)新性配置、產(chǎn)業(yè)深度轉(zhuǎn)型升級而催生的當(dāng)代先進生產(chǎn)力，它以勞動者、勞動資料、勞動對象及其優(yōu)化組合的質(zhì)變?yōu)榛緝?nèi)涵，以全要素生產(chǎn)率提升為核心標(biāo)志。中央經(jīng)濟工作會議明確提出，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。新質(zhì)生產(chǎn)力的獨特之處在于不再單一地依賴傳統(tǒng)生產(chǎn)手段和要素，而是更加注重創(chuàng)新、科技、信息化等現(xiàn)代化因素的應(yīng)用和發(fā)揮。在創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)、科技進步、數(shù)字化技術(shù)等的推動下，新質(zhì)生產(chǎn)力引發(fā)了生產(chǎn)要素組織和協(xié)同運作方式的根本性變革。通過科技和創(chuàng)新的推動，新質(zhì)生產(chǎn)力使得生產(chǎn)過程變得更加高效、靈活、可持續(xù)，從而提升了整個產(chǎn)業(yè)的競爭力和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展水平。其主要特征體現(xiàn)在以下幾個方面：在新技術(shù)方面，培育和形成新質(zhì)生產(chǎn)力的關(guān)鍵在于科技創(chuàng)新，尤其是科技創(chuàng)新帶來的傳統(tǒng)生產(chǎn)方式的徹底變革。在新產(chǎn)業(yè)方面，新質(zhì)生產(chǎn)力有助于促進產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，激發(fā)產(chǎn)業(yè)變革，進而實現(xiàn)生產(chǎn)方式的全面升級。在新要素方面，新質(zhì)生產(chǎn)力通過對生產(chǎn)要素的創(chuàng)新性重組和運用實現(xiàn)了生產(chǎn)效率和生產(chǎn)力水平的全面提升。

本文根據(jù)新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵和主要特征，借鑒文獻[9,10]的研究，從技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、要素創(chuàng)新三個維度構(gòu)建新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評價指標(biāo)體系，見表1。

表1 新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評價指標(biāo)體系

1.2 研究方法

1.2.1 熵權(quán)法

本文采用熵權(quán)法測算新質(zhì)生產(chǎn)力水平，具體步驟如下。

（1）運用極差法對原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）計算各項指標(biāo)的信息熵。

其中，ait為第i個省份第t項指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果，bit為第i個省份第t項指標(biāo)所占的比重，Et為第t項指標(biāo)的熵值。

（3）計算權(quán)重（W）及綜合評價得分（S）。

1.2.2 Dagum基尼系數(shù)及其分解

通過熵權(quán)法測算得到中國30個省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平后，借助Dagum基尼系數(shù)[16]分析新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異及其來源，相關(guān)計算公式如下。

其中，G為總體基尼系數(shù)，n為省份個數(shù)，k為區(qū)域個數(shù)，yji為區(qū)域j中第i個省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平，yˉ為新質(zhì)生產(chǎn)力水平的全國均值，Gjj表示區(qū)域j新質(zhì)生產(chǎn)力水平的基尼系數(shù)，qj和lj分別表示區(qū)域j的省份數(shù)量和新質(zhì)生產(chǎn)力水平占比，Djh=(djh-qjh)/(djh+qjh)衡量的是不同區(qū)域間新質(zhì)生產(chǎn)力水平的相互影響程度，djh為區(qū)域j、h的新質(zhì)生產(chǎn)力水平之差，qjh代表超變一階矩，Gw表示地區(qū)內(nèi)差異貢獻，Gb表示地區(qū)間差異貢獻，Gt表示超變密度貢獻。

1.2.3 核密度估計法

為探究全國及三大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的分布動態(tài)及演變特征，本文選取高斯核函數(shù)，使用核密度估計進行分析。

其中，h為平滑參數(shù)，K(·)為高斯核函數(shù)，xi為樣本觀測值，xˉ為樣本均值。

1.2.4 莫蘭指數(shù)

本文借助鄰接權(quán)重矩陣，運用全局莫蘭指數(shù)（I）檢驗新質(zhì)生產(chǎn)力水平的空間相關(guān)性特征。在此基礎(chǔ)上，進一步借助局部莫蘭指數(shù)（Ii）描述各省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平的空間局部特征，計算公式如下。

1.2.5 空間Markov鏈

在空間相關(guān)性檢驗的基礎(chǔ)上，本文進一步運用空間Markov鏈探討新質(zhì)生產(chǎn)力水平的時空演變特征。

其中，pij表示從狀態(tài)i轉(zhuǎn)移至狀態(tài)j的概率，nij代表研究期內(nèi)樣本由第i種類型轉(zhuǎn)移至第j種類型的次數(shù)。

1.3 數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)處理

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2010—2021 年中國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，數(shù)據(jù)來源于CNRDS 平臺、CSMAR 數(shù)據(jù)庫、IFR 公布的數(shù)據(jù)、上市公司年報、北京大學(xué)開放研究數(shù)據(jù)平臺、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。對于個別缺失數(shù)據(jù)，運用插值法補全。

2 結(jié)果分析

2.1 測度結(jié)果分析

基于前文的指標(biāo)體系，計算出2010—2021 年中國30個省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平，結(jié)果如下頁表2所示。

表2 2010—2021年中國30個省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平及排名

從整體發(fā)展趨勢來看，中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，全國均值由0.082 增長到0.230，年均增長率為9.83%。從各地區(qū)均值來看，三大地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈遞增趨勢，東部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平顯著高于全國平均水平以及中西部地區(qū)水平，而中西部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平則低于全國平均水平，這表明東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的增長速度顯著快于中西部地區(qū)。當(dāng)前，三大地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在明顯的不平衡。究其原因，東部地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢顯著，豐富的沿海資源使其便于與國際市場接軌，且相較于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)在市場化改革和對外開放過程中積累了雄厚的資本、先進技術(shù)、市場經(jīng)驗等，因此在發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力方面具有起點領(lǐng)先的優(yōu)勢。而中西部地區(qū)受限于資源稟賦、交通條件等因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對單一，能源、資源型產(chǎn)業(yè)居多，且資源分布不均，因而導(dǎo)致中西部地區(qū)發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)生動力相對不足。從各省份發(fā)展角度來看，研究期內(nèi)，廣東的新質(zhì)生產(chǎn)力水平年均值最高，達到0.373。廣東的經(jīng)濟較為發(fā)達和開放，這種開放型經(jīng)濟促進了技術(shù)、資金、人才等要素的跨境流動，為本省企業(yè)獲取國際化的資源和市場提供了機會，從而有助于新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展。江蘇的新質(zhì)生產(chǎn)力水平年均值排在第2位，為0.312。江蘇作為長三角地區(qū)的重要一員，始終將科技創(chuàng)新置于經(jīng)濟發(fā)展的核心位置，通過增加研發(fā)投入、建設(shè)科研平臺、引進高端人才等多種方式提高科技創(chuàng)新水平，推動新質(zhì)生產(chǎn)力水平穩(wěn)步提升。北京的新質(zhì)生產(chǎn)力水平年均值排在第3位，為0.243。作為一個歷史悠久、文化底蘊深厚的城市，北京在文化和創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)方面具有獨特的優(yōu)勢，這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅推動了經(jīng)濟增長，也促進了新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展。相比之下，海南、貴州、寧夏的新質(zhì)生產(chǎn)力水平較為滯后，三者的年均值分別為0.079、0.085、0.085，主要原因是這些省份經(jīng)濟結(jié)構(gòu)較為單一，交通便利性較差，創(chuàng)新投入不足，制約了新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展。

2.2 區(qū)域差異分析

本文參照國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將30個省份劃分為東、中、西三大地區(qū)，考察各地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異及其來源，Dagum基尼系數(shù)分解結(jié)果如表3所示。

表3 三大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的Dagum基尼系數(shù)分解

從全國總體來看，2010—2014 年，整體基尼系數(shù)呈現(xiàn)略微波動上升的趨勢；2014—2021 年，整體基尼系數(shù)逐年上升，呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的趨勢?？傮w上，整體基尼系數(shù)從最初的0.178 上升至0.305。這一變化反映出中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異逐漸擴大。

從區(qū)域內(nèi)差異來看，東部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異顯著大于中部及西部地區(qū)，且呈現(xiàn)逐漸擴大的趨勢。西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異在2010—2015 年大于中部地區(qū)，在2016—2021 年與中部地區(qū)逐漸趨同。具體而言，研究期內(nèi)東部地區(qū)的基尼系數(shù)從0.189 增加到0.301，增長了59.3%；中部地區(qū)的基尼系數(shù)在2010—2014 年略微波動下降，在2014—2021 年波動上升，總體上從2010年的0.059增長至2021年的0.148，增長了150.8%；西部地區(qū)的基尼系數(shù)在2010—2013 年小幅上升，在2013—2014 年驟降，在2014—2021 年逐年上升，總體上從2010 年的0.087 增長至2021 年的0.165，增長了89.7%。由此可見，各地區(qū)內(nèi)部新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異均在擴大，其中，中部地區(qū)的內(nèi)部差異增幅最大。

從區(qū)域間差異來看，研究期內(nèi)，東-西部地區(qū)間新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異最大，地區(qū)間基尼系數(shù)年均值為0.255；東-中部次之，地區(qū)間基尼系數(shù)年均值為0.229；中-西部地區(qū)間差異最小，地區(qū)間基尼系數(shù)年均值為0.107。由此可見，東部地區(qū)和中部、西部地區(qū)之間的新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在著較大的差異，而中部和西部地區(qū)之間的差異相對較小，東-西部及東-中部地區(qū)間差異是導(dǎo)致中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平區(qū)域差異擴大的重要因素。

從貢獻率來看，地區(qū)內(nèi)差異的貢獻率從12.178%下降至9.904%，下降了18.7%，平均貢獻率為9.969%；地區(qū)間差異的貢獻率從64.479%下降至62.965%，下降了2.3%，平均貢獻率為64.26%；超變密度的貢獻率從2010年的25.343%上升至2021年的27.131%，平均貢獻率為25.938%。由此可見，新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異主要來源于地區(qū)間差異。

2.3 時空演變特征分析

2.3.1 分布及演變特征

本文使用核密度估計法探究新質(zhì)生產(chǎn)力水平的分布及演變特征，為更加直觀地描述，繪制2010 年、2013 年、2016年、2019年及2021年的核密度曲線，如圖1所示。

圖1 全國及三大地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平核密度曲線

從分布位置及形態(tài)來看，全國整體及三大地區(qū)的核密度曲線總體上呈現(xiàn)不同程度的右移趨勢，說明全國及各地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平逐年上升。

從分布延展性來看，圖1（a）和（b）中，主峰高度隨時間推移逐漸下降，核密度曲線均存在右側(cè)拖尾現(xiàn)象，意味著研究期內(nèi)，全國及東部地區(qū)內(nèi)部差異逐漸擴大，且整體新質(zhì)生產(chǎn)力水平相對較高。對比圖1（c），其主峰高度在研究中期逐漸下降，延展程度從主峰高度下降開始不斷加深，表明中部地區(qū)內(nèi)部新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異在研究中期呈現(xiàn)擴大的趨勢。圖1（d）中，主峰高度經(jīng)歷了研究初期下降、中期上升、末期下降三個階段，且研究末期延展性增加，表明西部地區(qū)內(nèi)部新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異在研究期內(nèi)呈現(xiàn)先擴大后減小再擴大的演變趨勢。

從極化特征來看，圖1（a）和（d）中，核密度曲線近似呈現(xiàn)單峰形態(tài)，僅在研究中期核密度曲線右側(cè)存在幾個較小的側(cè)峰。圖1（b）中，核密度曲線近似呈現(xiàn)從雙峰向單峰變動的趨勢，表明全國整體、西部及東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平極化現(xiàn)象顯著。圖1（c）中，核密度曲線由單峰向雙峰、近似均勻分布轉(zhuǎn)變，表明中部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平從多極化逐漸趨于兩極化甚至無極化。

綜上所述，全國及三大地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平普遍呈現(xiàn)逐步上升的趨勢，但動態(tài)發(fā)展過程中存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性特征，且大部分地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平出現(xiàn)極化現(xiàn)象，區(qū)域內(nèi)部尚未形成空間協(xié)調(diào)格局，發(fā)展差異仍然顯著存在。

2.3.2 空間相關(guān)性分析

為進一步分析新質(zhì)生產(chǎn)力水平是否存在空間相關(guān)性，本文借助鄰接權(quán)重矩陣，運用莫蘭指數(shù)檢驗進行驗證，全局莫蘭指數(shù)的計算結(jié)果如表4所示。

表4 2010—2021年新質(zhì)生產(chǎn)力水平全局莫蘭指數(shù)

從表4 可以看出，全局莫蘭指數(shù)從2010 年的0.075 上升到2021 年的0.135，整體呈現(xiàn)波動上升的趨勢，反映出新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在空間正相關(guān)性。

由于全局莫蘭指數(shù)不能反映各省份間的空間相關(guān)性，因此選取部分年份30 個省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平，采用局部莫蘭指數(shù)進一步探究，結(jié)果如表5所示。

表5 2010—2021年部分年份新質(zhì)生產(chǎn)力水平局部莫蘭指數(shù)分析結(jié)果

從地區(qū)發(fā)展的角度來看，H-H 型省份大多集中于東部地區(qū)，表現(xiàn)為自身及鄰近省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平均較高。相反，L-L 型省份大部分集中于中部以及西部地區(qū)，表現(xiàn)為自身與鄰近省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平均較低。從時間演變的角度來看，各省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平的整體波動較小。通過對比2010 年與2021 年的結(jié)果可以看出，天津從H-H 型轉(zhuǎn)變?yōu)長-H 型，陜西從H-L 型轉(zhuǎn)變?yōu)長-L 型。天津作為典型的工業(yè)城市，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向于重化工業(yè)，而陜西的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對單一，缺乏多元化產(chǎn)業(yè)，二者在新舊動能轉(zhuǎn)換方面均存在困難，新質(zhì)生產(chǎn)力水平暫時較低。福建、安徽從L-H 型轉(zhuǎn)變?yōu)镠-H 型，廣西、湖南從L-L 型轉(zhuǎn)變?yōu)長-H 型，可能是受到周邊地區(qū)發(fā)展的帶動，這些省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平提升明顯。湖北、四川從L-L 型轉(zhuǎn)變?yōu)镠-L型。近年來，湖北的數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展實力躍居中部地區(qū)之首，而四川在電子信息產(chǎn)業(yè)、清潔能源產(chǎn)業(yè)等方面的發(fā)展優(yōu)勢尤為突出，為本省新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展提供了創(chuàng)新動能。

2.3.3 時空動態(tài)演變特征

本文以鄰接權(quán)重矩陣作為Markov 鏈的空間權(quán)重矩陣，計算其轉(zhuǎn)移概率矩陣，考察2010—2021年新質(zhì)生產(chǎn)力水平的穩(wěn)態(tài)分布。使用四分位法將新質(zhì)生產(chǎn)力水平劃分為Ⅰ型、Ⅱ型、Ⅲ型、Ⅳ型，分別代表低、中低、中高、高四個層級，傳統(tǒng)和空間Markov 轉(zhuǎn)移概率矩陣分別如表6和表7所示。

表6 傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣

表7 空間Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣

由表6的傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣可知，各類型省份維持在自身新質(zhì)生產(chǎn)力水平狀態(tài)的概率分別為66.2%、66.2%、70.0%以及98.0%。其中，發(fā)展水平為Ⅱ型、Ⅲ型的省份，其新質(zhì)生產(chǎn)力水平均有3.3%的概率會發(fā)生退步，分別有30.6%、26.7%的概率進步為Ⅲ型、Ⅳ型，而Ⅳ型省份僅有2.0%的概率會退化為Ⅲ型，且各類型省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平均不存在跨越式躍遷，表明中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平整體呈現(xiàn)梯度上升的發(fā)展趨勢。

由表7的空間Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣可知，各省份與其相鄰省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平的類型具有協(xié)同效應(yīng)，當(dāng)相鄰省份為Ⅰ型時，在T時期新質(zhì)生產(chǎn)力水平較低的省份數(shù)量大于其他類型的省份數(shù)量。從轉(zhuǎn)移概率的角度來看，當(dāng)一個省份與新質(zhì)生產(chǎn)力水平較高的省份相鄰時，該省份的發(fā)展類型向上轉(zhuǎn)移的概率更大。由此可以看出，新質(zhì)生產(chǎn)力水平較高的省份能夠發(fā)揮輻射帶動作用，促進相鄰省份的發(fā)展。從對角線元素來看，當(dāng)與Ⅱ型省份相鄰時，Ⅰ型、Ⅱ型省份不發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率分別為42.9%、68.0%。當(dāng)與Ⅲ型省份相鄰時，Ⅱ型、Ⅲ型省份不發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率分別為69.6%、80.0%，大部分時候均高于傳統(tǒng)Markov 轉(zhuǎn)移概率。該現(xiàn)象表明，當(dāng)一個省份與Ⅱ型、Ⅲ型省份相鄰時，處于相同類型的省份向上轉(zhuǎn)移的概率也隨之變大。當(dāng)相鄰省份為Ⅰ型時，各類型省份維持在自身新質(zhì)生產(chǎn)力水平狀態(tài)的概率分別為86.2%、66.7%、50.0%、100%，除Ⅲ型省份外，其余類型省份的轉(zhuǎn)移概率均高于傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率，表明當(dāng)相鄰省份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平較低時，各省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平趨于保持相對穩(wěn)定的狀態(tài)。

3 結(jié)論

本文基于2010—2021 年中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，運用熵權(quán)法測算新質(zhì)生產(chǎn)力水平，并進一步運用Dagum基尼系數(shù)及其分解、核密度估計、莫蘭指數(shù)、空間Markov 鏈方法分析全國、三大地區(qū)及各省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異及時空演變特征，主要結(jié)論如下：

（1）從整體上看，研究期內(nèi)中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈逐年增長的趨勢，年均增長率達到9.83%。從區(qū)域角度來看，三大地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平的變化趨勢在某種程度上與全國平均水平保持一致，東部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平顯著高于全國平均水平以及中西部地區(qū)水平，相比之下，中西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平相對較低，未能達到全國平均水平。中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平在區(qū)域間存在顯著的不平衡現(xiàn)象，呈現(xiàn)“東高西低”的區(qū)域發(fā)展格局。

（2）從新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異及來源的角度看，研究期內(nèi)中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平的總體差異逐漸擴大。從地區(qū)內(nèi)差異來看，各地區(qū)內(nèi)部新質(zhì)生產(chǎn)力水平的差異不斷擴大，且中部地區(qū)的內(nèi)部差異增幅最大。從地區(qū)間差異來看，東部地區(qū)和中西部地區(qū)新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在較大的差異，而中部地區(qū)和西部地區(qū)間的差異相對較小，東-西部及東-中部的地區(qū)間差異是導(dǎo)致中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平差異擴大的主要因素。從貢獻率的角度來看，中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平的區(qū)域差異主要來源于地區(qū)間差異，各地區(qū)之間的不平衡發(fā)展是導(dǎo)致新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在差異的主要原因。

（3）從新質(zhì)生產(chǎn)力水平的分布及演變特征來看，全國及東西部地區(qū)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平存在顯著的極化現(xiàn)象，地區(qū)內(nèi)部尚未形成協(xié)調(diào)發(fā)展格局，發(fā)展的不均衡現(xiàn)象十分突出。在時空動態(tài)演進特征方面，中國新質(zhì)生產(chǎn)力水平整體上呈現(xiàn)梯度上升的趨勢，且并未出現(xiàn)跨越式躍遷。同時，各省份新質(zhì)生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)空間聚集特征，高水平省份能夠發(fā)揮輻射帶動作用，促進鄰近低水平省份新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展。