改革开放以来，我国城乡融合发展取得的成就有目共睹。国家统计局数据显示，我国常住人口城镇化率由2013年的53.73%提高到2023年的66.16%，2023年城乡居民人均可支配收入比值为2.39，比2013年下降0.64。城乡融合发展在拓宽农村增收空间、增强经济增长动力、促进全体人民共同富裕等方面发挥了重要作用。党的二十届三中全会强调，城乡融合发展是中国式现代化的必然要求。然而，当前我国城乡关系发展仍面临诸多挑战，如户籍制度改革亟待深化，城乡二元经济结构相当尖锐，城乡要素合理流动的机制尚未建立，城乡基本公共服务差距依然较大，乡村衰退日益加剧等^{[ [1] 张海鹏. 中国城乡关系演变70年：从分割到融合[J]. 中国农村经济, 2019(3): 2-18.
1 ]}，阻碍了城乡融合发展进程。为重塑城乡关系，补齐城乡融合发展短板，我国政府发布了《国家新型城镇化规划（2014—2020年）》《“十三五”推进基本公共服务均等化规划》《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》《国家城乡融合发展试验区改革方案》等政策性文件，旨在通过缩小城乡基本公共服务差距、推进城镇化和乡村振兴、促进城乡要素流动等举措，推动城乡融合发展。这些举措虽在一定程度上改善了我国的城乡关系，但并未从根本上改变城乡发展差距过大的格局。这促使人们思考如何进一步协调联动促进城乡融合发展，从而推动经济高质量发展。

2023年，习近平总书记在地方考察调研时提出，要整合科技创新资源，引领发展战略性新兴产业和未来产业，加快形成新质生产力。“新质生产力”这一重大概念的提出，为探寻我国城乡融合发展的动力源泉提供了新空间。一方面，新质生产力提高了就业市场的运行效率，要求劳动力学习新知识、新技术，提高技能水平，使农村劳动力有更多机会进入更高层次的就业市场，有利于缩小城乡就业质量差距，为城乡融合发展提供人才支撑。另一方面，新质生产力催生了许多新业态和商业模式，并通过构建开放互联的商业环境降低创业门槛，有助于促进农村居民增收，并增强城乡经济联系，从而推动城乡融合发展。目前，部分学者已注意到数字新质生产力对城乡融合发展的重要影响^{[ [2] 孙志远. 数字新质生产力对城乡高质量融合的影响与机制[J]. 中国流通经济, 2024(5): 28-40.
2 ]}，并定性探讨了新质生产力赋能城乡融合发展的理论逻辑和路径选择^{[ [3] 张震宇. 新质生产力赋能城乡融合：理论逻辑与路径探索[J]. 重庆理工大学学报(社会科学), 2024(2): 11-21.
3 ]}，这为理解新质生产力对城乡融合发展的赋能效应提供了有益参考。然而，如何推动新质生产力在城乡融合发展中发挥更大作用，需要对新质生产力促进城乡融合发展的效应及其背后的机制进行定量研究。

基于以上背景，本文尝试基于一个完整的框架探讨新质生产力如何促进城乡融合发展。具体来讲，本文在测度2011—2021年全国275个地级及以上城市的新质生产力和城乡融合发展水平的基础上，探究新质生产力对城乡融合发展的影响效应及其作用渠道，从有效市场、有为政府两个维度讨论新质生产力影响城乡融合发展的门槛条件，并进一步剖析新质生产力在东部、中部和西部地区中对城乡融合发展影响效果的异质性。

与既有研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，从城市层面更加细致地刻画了新质生产力和城乡融合发展之间的关系，为探讨后者的影响因素开辟了新视角，同时对于评估新质生产力的经济效应也有一定的贡献。第二，探讨了新质生产力主要通过何种渠道影响城乡融合发展这一根本性问题，支持了就业质量、创业活力对于新质生产力影响城乡融合发展的渠道影响作用，深化了已有研究。第三，进一步检验了有效市场、有为政府条件下新质生产力对城乡融合发展影响的门槛效应，为制定更利于新质生产力赋能城乡融合发展的政策支持提供有益思路。另外，本文还从区域异质性这一角度研究了新质生产力对城乡融合发展的影响效果差异，也是对相关研究的一个有益补充。

与本文相关的第一类文献是研究新质生产力的经济效应。第一，新质生产力具有资源配置效应。徐波等以我国30个省份为样本，研究发现新质生产力显著提升了资源配置效率，提高劳动生产率和增强市场竞争在其间发挥了渠道作用^{[ [4] 徐波, 王兆萍, 余乐山, 等. 新质生产力对资源配置效率的影响效应研究[J]. 产业经济评论, 2024(4): 35-49.
4 ]}。第二，新质生产力具有经济增长效应。韩文龙等利用2012—2022年省级数据研究了新质生产力对地区经济增长的影响，结果表明，新质生产力通过优化资源配置和提高产业竞争力，间接促进人均GDP增长^{[ [5] 韩文龙, 张瑞生, 赵峰. 新质生产力水平测算与中国经济增长新动能[J]. 数量经济技术经济研究, 2024(6): 5-25.
5 ]}。第三，新质生产力具有收入分配效应。企业新质生产力能够提升普通员工的地位、收入和自主权，为增加普通员工的劳动收入份额提供了新路径，进而优化企业内部的收入分配格局^{[ [6] 梁孝成, 吕康银, 唐志东. 共同富裕目标下企业新质生产力的收入分配效应[J]. 山西财经大学学报, 2024(8): 32-45.
6 ]}。企业新质生产力还可以提高企业整体经营水平，扩大员工权利并制约管理层权力，从而缩小管理层与员工的平均薪酬差距^{[ [7] 肖有智, 张晓兰, 刘欣. 新质生产力与企业内部薪酬差距：基于共享发展视角[J]. 经济评论, 2024(3): 75-91.
7 ]}。第四，新质生产力具有韧性提升效应。一方面，企业发展新质生产力能够缓解融资约束、减少非效率投资并促进企业共同富裕，从而赋能组织韧性提升^{[ [8] 李心茹, 田增瑞, 常焙筌. 新质生产力、资源利用与企业组织韧性[J]. 西部论坛, 2024(4): 35-49.
8 ]}。另一方面，得益于新质生产力发展，企业可以在技术、管理、人才和合作方面实现创新，进而提升供应链韧性^{[ [9] 王煜昊, 马野青. 新质生产力、企业创新与供应链韧性：来自中国上市公司的微观证据[J]. 新疆社会科学, 2024(3): 68-82.
9 ]}。除了上述研究，还有一些学者从数字新质生产力、政府对新质生产力的注意力等角度，侧面探讨新质生产力的经济效应。例如，张彭基于我国41类产业面板数据的研究表明，数字新质生产力水平提高有助于我国嵌入全球价值链^{[ [10] 张彭. 数字新质生产力与全球价值链嵌入：理论机制与实证检验[J]. 当代经济研究, 2024(5): 75-86.
10 ]}；徐毅等测算了我国七大城市群的地方政府对新质生产力的注意力水平，研究发现地方政府对新质生产力的关注度越高，越能够促进产业结构高级化^{[ [11] 徐毅, 杜凤龙, 徐政. 地方政府新质生产力注意力对产业结构高级化的影响：基于我国七大城市群经验证据的分析[J]. 城市问题, 2024(7): 46-57.
11 ]}。

另一类与本文相关的文献则是研究城乡融合发展的影响因素，主要集中在财政分权、基础设施、数字化发展和要素配置几个方面。第一，从财政分权的角度看，Tiebout^{[ [12] TIEBOUT C M. A Pure Theory or Local Expenditure[J]. Journal of Political Economy, 1956, 64(5): 416-424.
12 ]}的“用脚投票”理论和Oates^{[ [13] OATES W E. Fiscal Federalism[M]. New York: Harcourt, Brace, Jovanovich, 1972.
13 ]}的分权理论认为，分权让地方政府更好地了解居民偏好，能够为城乡居民提供良好的公共服务，从而提高居民整体福利水平。但中国式分权引发的央地财政纵向失衡不利于基本公共服务供给^{[ [14] 闫坤, 黄潇. 中国式分权、财政纵向失衡与基本公共服务供给研究[J]. 经济学动态, 2022(12): 37-50.
14 ]}，对城乡融合发展存在负面影响^{[ [15] 何平均, 贺美玲. 财政分权对城乡融合发展的影响研究[J]. 农业经济与管理, 2024(4): 78-89.
15 ]}。第二，从基础设施的角度看，交通基础设施对城乡融合发展具有重要作用^{[ [16] 王硕, 孙涛. 交通基础设施、劳动力配置与中国城乡融合发展：基于劳动力与产业、区域双重耦合视角[J]. 广东财经大学学报, 2023(4): 98-112.
16 ]}，数字基础设施有效提高了城乡融合发展水平^{[ [17] 赵华平, 袁方玉, 孟宏玮. 数字基础设施赋能城乡融合发展的机制研究[J]. 城市问题, 2023(12): 16-28.
17 ]}。第三，从数字化发展的角度看，数字经济正迈向全面扩展期，已成为城乡融合发展不可忽视的重要因素^{[ [18] 黄庆华, 潘婷, 时培豪. 数字经济对城乡居民收入差距的影响及其作用机制[J]. 改革, 2023(4): 53-69.
18 ]}，但城乡数字鸿沟加剧了城乡的经济发展和居民收入差距，影响城乡融合与乡村振兴的实现^{[ [19] 胡莹. 乡村振兴背景下城乡数字鸿沟审视[J]. 中国特色社会主义研究, 2022(4): 60-69.
19 ]}。数字新质生产力通过“赋能发展”与“平权共享”双轮驱动提高数字红利的可及性并纾解数字红利普惠难题^{[ [20] 陈桂生, 吴合庆. 数字新质生产力何以推进共同富裕：基于数字赋能与数字平权的解释[J]. 重庆大学学报(社会科学版), 2024(4): 131-143.
20 ]}，可以推动城乡融合发展^{[ [2] 孙志远. 数字新质生产力对城乡高质量融合的影响与机制[J]. 中国流通经济, 2024(5): 28-40.
2 ]}。第四，从要素配置的角度看，要素市场化是城乡融合发展的重要动力因素^{[ [21] 段锴丰, 施建刚, 吴光东, 等. 城乡融合发展的动力因素及其驱动路径[J]. 中国人口·资源与环境, 2024(1): 150-161.
21 ]}，但我国城乡要素市场改革滞后，导致要素双向流动受限，城乡融合发展水平不高^{[ [22] 刘明辉, 卢飞. 城乡要素错配与城乡融合发展：基于中国省级面板数据的实证研究[J]. 农业技术经济, 2019(2): 33-46.
22 ]}。

综上所述，目前有关城乡融合发展影响因素的研究较为成熟，但从实证的角度研究新质生产力经济效应的文献并不多，关于新质生产力影响城乡融合发展的文献较为缺乏。尽管已有学者利用省级数据，分析了数字新质生产力对城乡融合发展的影响^{[ [2] 孙志远. 数字新质生产力对城乡高质量融合的影响与机制[J]. 中国流通经济, 2024(5): 28-40.
2 ]}，但数字新质生产力并不能反映新质生产力发展的全貌。因此，本文将在测度城市新质生产力水平和城乡融合发展水平的基础上，实证检验新质生产力对城乡融合的影响效应及其作用机制，以及新质生产力对城乡融合发展的影响可能存在的门槛效应和区域异质性特征，旨在加深对新质生产力与城乡融合发展关系的理解，为相关政策制定和执行提供理论支撑。

首先，新质生产力拓宽了城乡融合发展的广度。第一，新质生产力通过有效配置劳动、知识、资本、土地等要素，引导资源向中西部和农村地区流动^{[ [23] 杨昊月, 陈力. 新质生产力对高质量充分就业的作用[J]. 中国特色社会主义研究, 2024(3): 53-60.
23 ]}，丰富了要素流动的目的地选择，有利于扩展城乡要素流动与要素融合的空间。第二，在新质生产力的推动下，创新除了在技术原创领域内传播，还通过技术转移和技术模仿在多个产业间广泛扩散，促进了更加广泛的经济增长和产业升级^{[ [24] 周密, 李东宇. 新质生产力在产业融合中的作用及其影响研究[J]. 社会科学辑刊, 2024(5): 47-60.
24 ]}，城乡经济融合空间得以拓展。第三，新质生产力的产业形态和发展方向深刻影响着土地利用的方向、结构和布局，这将带动城乡的生产、生活和生态空间科学布局与合理统筹，进而优化城乡空间融合形态。第四，新质生产力不断发展必然会促进生产关系调整，这种生产关系通常以协同合作、共享发展为主要特征，构成了社会发展的新模式^{[ [25] 燕连福, 牛刚刚. 新质生产力赋能共同富裕的内在逻辑与推进路径[J]. 马克思主义理论学科研究, 2024(2): 82-90.
25 ]}，有助于提高城乡社会融合的广度。第五，新质生产力本身就是绿色生产力，强调劳动者、劳动资料、劳动对象及其优化组合的绿色化跃升，以参与主体多元化为特点的绿色化发展将不断拓宽绿色经济活动范围，加快城乡生态融合全面推进。

其次，新质生产力拓宽了城乡融合发展的深度。第一，新质生产力强化了市场机制的决定性作用。新质生产力在经济循环中体现的社会性，反映了新技术对开放、自由而不失有序性和整体性的经济关系的追求，这与全国统一大市场建设的市场机制目标相契合，因此新质生产力不仅决定了市场的发展路径，为市场建设提供了物质基础，还带动了市场体制发展进程^{[ [26] 许永洪, 黄泽霖. 新质生产力和全国统一大市场的高质量发展与协同逻辑[J]. 经济学家, 2024(6): 16-24.
26 ]}。换言之，新质生产力能够创造条件让市场在资源配置中发挥决定性作用，推动城乡深层次融合。第二，新质生产力强化了政府的引导保障作用。新质生产力的发展需要与之匹配的生产关系，与土地要素相关的制度性安排本身便是最为重要的生产关系安排，土地制度改革通过创新土地配置模式，打破如土地产权限制、城乡土地流动障碍等制约新质生产力发展的瓶颈，构建适应新质生产力发展的生产关系^{[ [27] 夏方舟, 张松培. 土地要素赋能新质生产力发展：作用机理与基本路径[J]. 改革, 2024(8): 130-139.
27 ]}。这些政策举措在为新质生产力的持续发展提供制度保障的同时，也将推动城乡深度融合发展。第三，新质生产力促进了城乡共享发展成果。农村发展落后是制约城乡融合发展水平提升的一个重要因素，而发展农业新质生产力不仅能够显著促进农民增收，助力农民共同发展，还能有效缩小城乡差距，推进农业农村现代化^{[ [28] 杨颖. 发展农业新质生产力的价值意蕴与基本思路[J]. 农业经济问题, 2024(4): 27-35.
28 ]}，有助于促进城乡共建共享，夯实城乡融合发展基础，推动城乡融合发展向更高水平迈进。

假设1：新质生产力能够促进城乡融合发展。

随着城镇化进程加快，大批农村劳动力向城镇和非农产业转移，但主要集中在城市的次级劳动力市场，城乡就业质量分化明显^{[ [29] 孙源序, 雷娜, 刘晓倩. 数字经济可以促进城乡融合发展吗：来自中国268个城市的经验证据[J]. 南方金融, 2023(12): 38-53.
29 ]}。因此，加快补齐就业市场短板，优化城乡居民的工作环境，提升城乡居民尤其是农村居民的就业质量对于城乡融合发展至关重要。

新质生产力对优化城乡就业服务具有重要作用，能够缩小城乡就业质量差距，促进城乡融合发展。第一，新质生产力可以优化工作条件。新质生产力通过质量变革、效率变革、动力变革，提高企业市场竞争力和生产效率，降低生产成本^{[ [6] 梁孝成, 吕康银, 唐志东. 共同富裕目标下企业新质生产力的收入分配效应[J]. 山西财经大学学报, 2024(8): 32-45.
6 ]}，使企业更注重优化员工的工作环境，以吸引更多劳动力来满足更大规模的生产需求，农村居民的工作条件因此得到改善。第二，新质生产力能够完善劳动力市场。新质生产力提倡灵活的就业模式，如共享经济、平台经济、远程工作和自由职业等，丰富了劳动者的就业选择，提高了劳动力市场的流动性和灵活性^{[ [23] 杨昊月, 陈力. 新质生产力对高质量充分就业的作用[J]. 中国特色社会主义研究, 2024(3): 53-60.
23 ]}。新质生产力以数字化、网络化、智能化新技术为支撑，其衍生出的数智化网络平台能够精准匹配和传递城乡劳动力的供需信息，从根本上提高了城乡就业市场的运行效率，促进人岗相适、用人所长、人尽其才。第三，新质生产力有助于提高农村劳动力的就业层次。新质生产力发展所依赖的原创性创新具有难度大、周期长、更新快等特点，会倒逼农村居民树立终身学习理念，不断提高劳动技能水平。新质生产力还大大降低了农村居民获取知识的难度和成本，加速了农村的人力资本积累和新型劳动者培育，为农村居民进一步争取城市的高层次就业机会创造了有利条件，有助于缓解城乡居民之间的就业质量差距。

创业活动是城乡融合发展的重要推动力，可以增强城乡经济联系，加快城乡一体化进程。林嵩等发现，县域创业通过促进农户就业和推动产业发展，不仅能够促进农民增收，而且有助于缩小城乡收入差距^{[ [30] 林嵩, 谷承应, 斯晓夫, 等. 县域创业活动、农民增收与共同富裕：基于中国县级数据的实证研究[J]. 经济研究, 2023(3): 40-58.
30 ]}。因此，激发创业活力对于推动城乡融合发展具有重要意义。

新质生产力能够提高创业活力，进而促进农民增收，推动城乡要素资源双向流动，提高城乡融合发展水平。第一，新质生产力有利于激发创业精神。新质生产力不仅要求农村数字人才掌握数字技能和知识，还需要具备创新思维和创业精神^{[ [31] 张震宇. 新质生产力赋能数字乡村建设：转型逻辑与实施路径[J]. 学术交流, 2024(1): 93-107.
31 ]}，而这两方面改变都有助于培育农村居民的创新与创业精神，进而通过农村创业推动城市多元业态下沉乡村，增加农村居民收入，从而缩小城乡收入差距。第二，新质生产力能够降低创业风险。新质生产力构建更加开放和互联的商业环境，为资本、技术、市场的信息流通及跨行业协作提供了便利，降低了创业的门槛和风险^{[ [32] 武峥. 新质生产力赋能中国式现代化：理论逻辑、动力机制与未来路径[J]. 新疆社会科学, 2024(2): 20-28.
32 ]}。这一机制虽不能从总体上消除创业风险，但能在一定程度上增加创业者信心，还会推动城市的管理理念和市场资源下沉农村，农村资源也能通过创业得到利用和市场化，有利于城乡资源“双向奔赴”。第三，新质生产力有助于缓解融资约束。数字技术是新质生产力的内核，与金融深度融合催生了数字普惠金融这一金融新业态^{[ [33] 李晓园, 刘雨濛. 数字普惠金融如何促进农村创业?[J]. 经济管理, 2021(12): 24-40.
33 ]}。数字普惠金融拓宽了传统金融的服务范围，将金融服务延伸至城镇低收入群体、农村居民等特殊群体中，能够缓解创业初期的资金难题^{[ [34] 翟仁祥, 宣昌勇. 数字普惠金融提高了城市创业活跃度吗[J]. 现代经济探讨, 2022(5): 76-87.
34 ]}，激发市场活力和创业热情。第四，新质生产力可以增加创业机会。在新质生产力的推动下，涌现了农村电商、数字农业、乡村旅游等新型创业模式，将吸引更多青年人才向农村流动，为城乡的产业和经济融合发展提供更大可能。

假设2：新质生产力可以通过提升就业质量和提高创业活力促进城乡融合发展。

有效市场和有为政府是影响科技创新并以此形成新质生产力的重要力量^{[ [35] 高帆. “新质生产力”的提出逻辑、多维内涵及时代意义[J]. 政治经济学评论, 2023(6): 127-145.
35 ]}。因各城市的经济、社会、历史等存在差异，导致不同城市的市场发展水平和政府治理效率也存在较大差异，而这种差异如何影响新质生产力和城乡融合发展的关系值得进一步关注和思考。

市场建设是推动新质生产力形成与发展必不可少的一环。一方面，有效市场可以提高技术和人才要素的供给水平^{[ [36] 卢现祥, 滕宇汯. 创新驱动政策如何提升城市经济韧性：基于有效市场和有为政府的机制分析[J]. 中国软科学, 2023(7): 102-113.
36 ]}，市场化水平越高，越有助于推动资源合理配置和生产要素自由流动^{[ [37] 张婷, 林桂军. “双循环”经济背景下市场一体化对产业转型的影响：兼论有为政府与有效市场的协同效应[J]. 北京社会科学, 2023(2): 73-87.
37 ]}，促进各类生产要素向发展新质生产力集聚。另一方面，有效市场是突破关键性、颠覆性技术的关键^{[ [38] 周文, 李吉良. 新质生产力与中国式现代化[J]. 社会科学辑刊, 2024(2): 114-124.
38 ]}，完善的市场机制能为先进技术的扩散和溢出提供便利，引导企业将有限的创新资源投入符合市场需求的领域，促进资源向高效的项目转移^{[ [39] 戴魁早, 刘友金. 市场化进程对创新效率的影响及行业差异：基于中国高技术产业的实证检验[J]. 财经研究, 2013(5): 4-16.
39 ]}，让新产品、新模式迅速落地并不断迭代、改造，培育壮大新质生产力。此外，有效市场也会加速优胜劣汰，通过淘汰高能耗、高污染企业，让更多“源头活水”流入市场，释放新质生产力的潜能。总的来说，当一个地区的市场发展水平较低时，数据、技术、劳动力等要素的流动性和互通性较差，市场对新质生产力发展的支持作用有限，新质生产力发展相对不完善、不充分、不平衡。这种情况下，新质生产力可以在一定程度上促进城乡融合发展，但较难发挥其最大潜力。随着市场化水平提高，市场机制不断完善，市场能为新质生产力的发展及相关技术创新和产业突破提供更有利的市场条件和应用场景。随着各类资源要素的流动强度增加、流动范围扩大，“万物互联”成为可能，此时新质生产力对城乡融合发展的引领作用将更为明显。

有为政府是推动新质生产力发展的重要保障。一方面，政府“有为”能够推动形成与新质生产力相适应的生产关系。新质生产力要求所有制结构更多元、市场竞争更充分，对劳动力技能和素质提出了更高的要求，带来了更加灵活的劳动形式，而政府通过宏观调控，比如实施财税政策，能够推动生产关系变革^{[ [40] 刘明慧, 李秋. 财税政策何以驱动新质生产力发展?[J]. 上海经济研究, 2024(3): 31-41.
40 ]}。另一方面，政府“有为”可以纠正市场失灵。市场不能完全应对关键性和颠覆性技术的所有创新难题，需要政府推动基础性和关键技术研发，采取产权保护、财政补助和税收减免等措施，降低创新的成本与风险，引导企业投身关键性和颠覆性技术领域，激发形成新质生产力的市场活力^{[ [41] 周文, 许凌云. 再论新质生产力：认识误区、形成条件与实现路径[J]. 改革, 2024(3): 26-37.
41 ]}。与此同时，政府还通过提供稳定环境，发挥举国体制优势，实施产业政策，加强基础设施建设，推进教育、科技、人才“三位一体”建设，助力新质生产力发展^{[ [42] 高帆. 系统集成：发展新质生产力的基本方法论[J]. 改革, 2024(7): 21-32.
42 ]}。当政府的效率较低时，“无形之手”发挥的作用难以实现最优，此时相关的政策和措施实施后并不能很好地支撑新质生产力发展，对城乡融合发展的推动作用有限；当政府的效率提高到一定程度时，尤其是随着数字政府和赋能型政府的建设水平提高，政府的治理效能提升到新水平，政府更能增进对市场的创新发现、信息发现与资源配置功能，从而促进新质生产力对城乡融合发展的推动效果进一步提升。

假设3：市场“有效”和政府“有为”有助于强化新质生产力促进城乡融合发展的效果。

为了验证上述研究假说，对新质生产力影响城乡融合发展的直接作用机制进行检验，构建如下基本计量模型：

其中：i表示城市个体，t表示年份，UREI表示城乡融合发展水平，Newpro表示新质生产力发展水平，回归系数β是本文关注的重点，反映新质生产力对城乡融合发展的影响效应；Controls为本文选择的一系列控制变量的集合；λ_i表示个体效应，ε_t表示残差。

城乡融合是一项系统性工程，需要从多维度尽可能全面、准确地评价其发展水平。借鉴孙源序等^{[ [29] 孙源序, 雷娜, 刘晓倩. 数字经济可以促进城乡融合发展吗：来自中国268个城市的经验证据[J]. 南方金融, 2023(12): 38-53.
29 ]}、孙玉环等^{[ [43] 孙玉环, 张冬雪, 梁雨萩, 等. 生态产品价值实现与城乡融合发展：基于城乡融合发展试验区的实证研究[J]. 统计研究, 2024(2): 87-99.
43 ]}、赵伟和诸培新^{[ [44] 赵伟, 诸培新. 土地资源配置影响城乡融合发展的作用机制[J]. 资源科学, 2023(11): 2144-2155.
44 ]}的做法，从人口融合、经济融合、空间融合、社会融合和生态融合五个方面，选取15个测量指标构建城乡融合发展水平评价指标体系。考虑到不同城市的人口、面积等具有较大差异性，均选取相对性指标进行测量，采用熵值法测算城乡融合发展水平，具体指标体系见表1。

目前关于新质生产力的测度主要集中在省级层面。比如，王珏和王荣基^{[ [45] 王珏, 王荣基. 新质生产力：指标构建与时空演进[J]. 西安财经大学学报, 2024(1): 31-47.
45 ]}、朱富显等^{[ [46] 朱富显, 李瑞雪, 徐晓莉, 等. 中国新质生产力指标构建与时空演进[J]. 工业技术经济, 2024(3): 44-53.
46 ]}基于新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料特征，构建了省域新质生产力评价指标体系。韩文龙等以我国30个省级行政区为研究对象，构建了包含实体性要素、渗透性要素两个维度的新质生产力指标测度体系^{[ [5] 韩文龙, 张瑞生, 赵峰. 新质生产力水平测算与中国经济增长新动能[J]. 数量经济技术经济研究, 2024(6): 5-25.
5 ]}。卢江等认为，结合习近平总书记的相关重要论述和当前我国的经济发展事实，新质生产力是一个至少涵盖科技、绿色和数字三大方面的集成体，因此将科技生产力、绿色生产力和数字生产力作为省域新质生产力评价指标体系的一级指标^{[ [47] 卢江, 郭子昂, 王煜萍. 新质生产力发展水平、区域差异与提升路径[J]. 重庆大学学报(社会科学版), 2024(3): 1-17.
47 ]}。本文结合研究需要，借鉴卢江和郭子昂^{[ [48] 卢江, 郭子昂. 市域新质生产力：水平测度、时空演化与影响因素：基于2012—2021年全国277个城市面板数据的研究[J]. 社会科学辑刊, 2024(4): 124-133.
48 ]}对市域新质生产力的测度方法，从科技生产力、绿色生产力和数字生产力三个方面构建新质生产力水平评价指标体系，同样采用熵值法测算新质生产力水平。具体指标体系见表2。

为了更精准地刻画新质生产力与城乡融合发展的关系，借鉴孙源序等^{[ [29] 孙源序, 雷娜, 刘晓倩. 数字经济可以促进城乡融合发展吗：来自中国268个城市的经验证据[J]. 南方金融, 2023(12): 38-53.
29 ]}、王军等^{[ [49] 王军, 柳晶晶, 车帅. 长三角城市群数字经济发展对城乡融合的影响[J]. 华东经济管理, 2023(8): 33-41.
49 ]}的做法，选取如下四个控制变量：一是经济发展水平（Economic），使用人均GDP的对数值来衡量。二是财政自主度（Fiscal），使用财政预算内收入与财政预算内支出的比值来衡量。三是对外开放水平（Open），使用进出口总额占地区GDP的比重来衡量。四是金融发展水平（Finance），使用金融机构存贷款余额占地区GDP的比重来衡量。

鉴于数据的可得性，选取2011—2021年275个地级及以上城市作为研究对象。原始数据主要来自《中国城市统计年鉴》《中国区域统计年鉴》、中国研究数据服务平台（CNRDS），各省份和城市的统计年鉴、统计公报、政府工作报告，以及企查查、CSMAR、Wind等数据库。本文主要采用插值法和移动平均法补齐缺失值。需要说明的是，市域层面的互联网宽带接入端口数尚未公布，因此先测算各城市电信业务总量占全省的比重，再用该比重与全省互联网宽带接入端口数相乘所得结果表示城市互联网宽带接入端口数。

模型中主要变量的描述性统计结果见表3。可以发现，城乡融合发展水平（UREI）的均值为0.395 1，最大值为0.688 5，最小值为0.222 8，标准差为0.050 0，表明不同城市间城乡融合发展水平的差异较大。各城市新质生产力（NewPro）的取值同样存在较大的变化区间。从控制变量看，不同城市在经济发展水平（Economic）、财政自主度（Fiscal）、对外开放水平（Open）和金融发展水平（Finance）等方面也存在着明显的差异。

为了探究新质生产力能否推动城乡融合发展，利用基准回归模型（1）考察新质生产力对城乡融合发展的影响，估计结果见表4。列（1）仅加入了新质生产力，可以发现，新质生产力的回归系数显著为正，新质生产力会显著促进城乡融合发展。列（2）—（5）为依次加入控制变量后的回归结果，新质生产力的回归系数方向和显著性未发生改变。本文以列（5）的回归结果作为基准进行分析，新质生产力（NewPro）与城乡融合发展（UREI）的回归结果在1%的统计水平上显著为正，这意味着新质生产力水平越高，越有助于城乡融合发展。从经济意义上看，新质生产力水平提升1个单位，城乡融合发展水平将提高0.070 7个单位。无论是在统计意义还是经济意义上，新质生产力水平提高确实有助于城乡融合发展。上述结果充分表明，新质生产力作为生产力发展的高级形态，加快形成和发展新质生产力的地区更容易促进城乡融合发展，这对于缩小城乡差距大有裨益。实证结果同本文的核心假说1是一致的，为新质生产力促进城乡共同繁荣发展提供了新的证据。

前文结果表明，提高新质生产力水平有助于城乡融合发展，但是其内在影响机理是什么？由理论分析可知，新质生产力可能通过两个渠道影响城乡融合发展：第一，新质生产力能够优化城乡的就业服务，有助于提高农村劳动力的就业层次，缩小城乡就业质量差距，推动城乡融合发展。第二，新质生产力有利于优化创新创业环境，提高创业活力，促进城乡的要素资源双向流动，从而促进城乡融合发展。基于此，构建模型（2）检验上述潜在作用渠道。

其中，Mech表示机制变量，分别为就业质量、创业活力，其他参数与基准模型一致。回归系数δ、φ和μ是本文关注的重点，δ表征新质生产力对机制变量的影响，μ表征机制变量在新质生产力对城乡融合发展影响中的作用。在模型（1）中的回归系数β通过了显著性检验的基础上，结合δ、φ和μ的估计结果即可实证验证上述潜在影响渠道。检验结果如表5所示。

首先，考察提升就业质量机制。本文借鉴陶爱萍和刘秉东^{[ [50] 陶爱萍, 刘秉东. 互联网发展对城市创新的影响研究：基于中国283个城市面板数据的实证检验[J]. 经济与管理评论, 2022(6): 30-45.
50 ]}的做法，使用在岗职工的平均工资度量就业质量（Quality），平均工资越高，说明当地的就业满意度越高。列（2）显示，新质生产力（NewPro）对就业质量（Quality）的回归系数为1.295 2，且在1%的水平上显著，这意味着新质生产力能够显著提升就业质量。列（3）将新质生产力与就业质量同时纳入回归模型中，发现新质生产力的回归系数为0.045 6，与基准模型的0.070 7相比有所下降，而就业质量的回归系数依然显著为正。综合列（2）—（3）的实证结果以及Sobel的检验结果可知，新质生产力在发展过程中能够提升就业质量，缩小城乡就业质量差距，进而促进城乡融合发展。因此，提升就业质量是新质生产力促进城乡融合发展的一个作用渠道。

其次，考察提高创业活力机制。本文参考白俊红等^{[ [51] 白俊红, 张艺璇, 卞元超. 创新驱动政策是否提升城市创业活跃度：来自国家创新型城市试点政策的经验证据[J]. 中国工业经济, 2022(6): 61-78.
51 ]}的方法，利用企查查数据库获取新创企业的详细信息，整理得到各城市不同年度所有类型的新创企业数，再除以所在城市的人口数量得到每百人新创企业数，以此度量城市的创业活力（Entrep）。不难发现，列（4）新质生产力（NewPro）对创业活力（Entrep）的回归系数显著为正，新质生产力能够显著提高创业活力；列（5）中加入机制变量创业活力之后，新质生产力对城乡融合发展的影响系数同样显著为正，但相比基准模型的系数有所下降。综合以上结果和Sobel检验值可知，新质生产力能够提高创业活力，激发农村经济活力，从而推动城乡融合发展。因此，提高创业活力可能是新质生产力促进城乡融合发展的另一个潜在渠道。以上分析验证了研究假设2。

基准面板模型说明了新质生产力能够对城乡融合发展产生影响，但是无法证明新质生产力对城乡融合发展的影响存在门槛效应。根据前文理论分析，随着市场发展水平和政府治理效率进一步提高，新质生产力对城乡融合发展的影响可能呈现出不同的门槛特征。为了验证这一推论，本文分别将有效市场和有为政府作为门槛变量，构建如下门槛回归模型^{[ [52] HANSEN B E. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference[J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.
52 ]}：

式（3）和（4）是单门槛模型，具体检验时可根据样本数据的检验结果拓展至多门槛模型。其中，γ表示待估算的门槛值；I（·）代表示性函数，若符合括号内的条件，I（·）=1，否则，I（·）=0。Market表示市场化水平，即有效市场的发展水平，用城镇私营和个体从业人员数占城镇从业人员数的比重衡量^{[ [53] 贺光烨, 吴晓刚. 市场化、经济发展与中国城市中的性别收入不平等[J]. 社会学研究, 2015(1): 140-165.
53 ]}。Government表示政府效率，即有为政府的建设水平，借鉴王园园和王亚丽^{[ [54] 王园园, 王亚丽. 数字经济能否促进产业结构转型：兼论有效市场和有为政府[J]. 经济问题, 2023(3): 35-44.
54 ]}的做法，围绕政府投入、经济增长、就业水平、物价水平和国际收支平衡，构建政府效率指标体系并运用熵值法测算；以上几个方面分别对应政府财政支出与GDP之比、GDP、城镇居民登记失业率、居民消费价格指数、净出口与进出口总额之比五个指标。

在进行门槛回归之前，需要检验门槛效应是否存在，再确定各门槛变量的个数。本文借助Bootstrap自抽样法，反复抽样300次。表6结果表明，有效市场（Market）和有为政府（Government）均显著通过了单一门槛检验，表7显示单一门槛值分别为0.450 2、0.345 3。

表8显示了有效市场与有为政府条件下新质生产力对城乡融合发展的门槛回归结果。由列（1）可知，当有效市场的发展水平（Market）低于0.450 2时，新质生产力（NewPro）对城乡融合发展（UREI）的影响为0.060 0；跨越门槛值后，新质生产力对城乡融合发展的促进作用提升至0.067 7，表明新质生产力对城乡融合发展的影响存在基于有效市场的门槛效应。由列（2）可知，当有为政府的建设水平（Government）低于0.345 3时，新质生产力（NewPro）促进城乡融合发展（UREI）的作用为0.064 1，显著为正；跨越门槛值后，新质生产力的促进作用进一步提升至0.071 4，表明政府效率提升会强化新质生产力对城乡融合发展的促进作用。综合以上结果可知，新质生产力对城乡融合发展的影响存在基于有效市场和有为政府的门槛效应，由此验证了研究假设3。

为了应对双向因果问题可能导致的结论偏误，利用各省份2024年政府工作报告的新质生产力总词频构建工具变量^{[ [7] 肖有智, 张晓兰, 刘欣. 新质生产力与企业内部薪酬差距：基于共享发展视角[J]. 经济评论, 2024(3): 75-91.
7 ]}。将城市所在省份2024年的新质生产力总词频与城市上一年的移动电话年末用户数交互，并取自然对数，以此作为工具变量（NewProRatio_Int）。选择该变量作为工具变量的原因在于：第一，新质生产力的形成和发展离不开政府的支持，地方政府对新质生产力的关注度与新质生产力水平密切相关，满足相关性假设。第二，使用城市所在省份2024年的政府工作报告进行分析，且与城市上一年的移动电话年末用户数交互，而本文使用2011—2021年的数据构建城市的城乡融合发展指数，未来和过去的数据并不会对城市当年的城乡融合发展水平产生显著影响，满足外生性假设。

表9列（1）和（2）报告了两阶段最小二乘法的回归结果。工具变量检验方面，Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%的水平上显著，Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值，从而拒绝工具变量识别不足和弱工具变量的原假设，说明本文选取的工具变量合适可靠。列（1）可以看出，NewProRatio_Int与NewPro在1%水平上显著正相关。列（2）可以看出，新质生产力（NewPro）与城乡融合发展（UREI）的回归系数在1%的统计水平上显著为正。上述结果表明，在控制了潜在互为因果导致的内生性问题后，本文的基准结论仍然成立。

为了保证结论的稳健性，进行如下稳健性检验：第一，重新测度新质生产力水平。运用主成分分析法重新测算新质生产力水平后进行回归，结果见表9列（3）。第二，改变计量模型。鉴于城市间的新质生产力发展情况存在差异且相互影响，为降低估计偏误，采用FGLS估计方法重新进行回归，结果见表9列（4）。第三，剔除样本。考虑到全球性突发公共卫生事件对经济社会发展产生了深刻且持续的影响，剔除2020年及之后年份的样本后重新进行估计，结果见表9列（5）。以上稳健性检验结果表明，总体而言，新质生产力与城乡融合发展的回归系数均显著为正，表明新质生产力能够显著促进城乡融合发展这一基本结论稳健、可靠，不会随外部条件的变化而发生根本性改变。

由于各地区在资源禀赋和发展阶段上存在差异，导致新质生产力与城乡融合发展的水平各有不同。这意味着，新质生产力对城乡融合发展的影响可能存在地区上的差异性，有必要对此进行深入讨论。本文将总样本按照东、中、西三大区域进行分组回归，检验新质生产力对城乡融合发展的区域异质性，结果如表10所示。可以发现，东部地区新质生产力对城乡融合发展具有显著的积极影响，而中部和西部地区则未表现出显著作用。其原因可能为，相较于中西部地区，东部地区的经济基础雄厚、技术积累更加丰富，具有发展新质生产力的领先优势，新质生产力水平较高，因此新质生产力对城乡融合发展的边际效应可能更明显。

本文基于新质生产力深刻影响了社会经济发展这一典型事实，利用2011—2021年的城市样本数据，多维度实证检验新质生产力对城乡融合发展的影响及其作用机制。主要结论如下：（1）样本期间内，新质生产力能够显著促进城乡融合发展，已成为新时代下我国城乡融合系统优化重构的重要推动力。考虑到可能存在内生性问题，进一步采用工具变量估计，并进行一系列稳健性检验，结论都未发生根本改变。（2）机制检验结果表明，新质生产力会通过提升就业质量和提高创业活力促进城乡融合发展。（3）门槛回归结果显示，新质生产力对城乡融合发展的影响存在基于有效市场、有为政府的门槛效应，即随着地区的市场化水平、政府治理效率进一步提高，新质生产力对城乡融合发展的促进作用不断增强。（4）进一步研究发现，新质生产力对城乡融合发展的影响存在区域异质性，相较于中西部地区，东部地区发展新质生产力对城乡融合发展的促进效应更加显著。结论具有以下政策启示。

第一，加快发展新质生产力，重视新质生产力对城乡融合发展的强大推动作用。一是完善新型举国体制。设立和实施重大科技专项，发挥新型举国体制对关键性、颠覆性技术创新与突破的主导作用。通过“揭榜挂帅”等方式，由企业牵头，与高校院所、上下游企业联合突破“卡脖子”难题，力争取得更多“从0到1”的原创性成果。二是构建现代化产业体系。做大做强先进制造业，大力发展战略性新兴产业，加快布局建设未来产业，提升现代化产业体系的完整性、先进性和安全性。加强区域联动，打造现代化产业集群高地，筑牢新质生产力发展的产业根基。三是推进教育、科技和人才体制机制创新。推动教育发展、科技创新、人才培养实现良性循环，以教育、科技和人才“三位一体”共同推动生产力跃迁。

第二，探索多维城乡融合发展驱动路径，最大化激活新质生产力的发展潜力。一方面，完善城乡就业政策体系，缩小城乡就业质量差距。破除限制劳动力流动的体制机制和政策障碍，消除妨碍农村劳动力平等就业的不合理限制和歧视。打破城乡学习资源壁垒，加大对农村人力资本的开发力度和政策倾斜。健全职业资格认证体系，激发农村劳动力的学习热情和创新活力，助力农村劳动力走向更高层次的就业市场。另一方面，鼓励“大众创业、万众创新”，激活农村地区的经济潜力。通过实施税收优惠政策、畅通创业融资渠道、完善法律保障等举措，降低创业者的创业成本和风险。加强创业服务体系建设，针对项目孵化、技术支持、市场推广等，为创业者提供全方位、一站式服务支持，激发社会各界的创业热情。

第三，发挥好有效市场和有为政府的作用，为新质生产力营造良好的发展环境。研究发现，随着市场化水平和政府治理效率提高，新质生产力促进城乡融合发展的效应有所增强。为此，一方面，应加强市场建设。引导各类先进优质生产要素向发展新质生产力顺畅流动，促进市场主体尤其是科创企业培育壮大，推动企业打造原创技术策源地。另一方面，应提高政府的治理效率。强化新质生产力形成与发展的各类政策供给，加强新型数字基础设施建设，加大对农村基本公共服务供给模式的创新力度，强化市场监管，防范化解各种风险挑战。总之，要在党的领导下，以市场有效促进政府有为，以政府有为推动市场有效。

第四，遵循地区间相对比较优势，因地实施差异化新质生产力发展战略。研究表明，新质生产力对城乡融合发展的影响存在较为明显的区域异质性特征。现阶段针对新质生产力发展的相关政策仍然比较笼统，政策层面“一刀切”现象比较普遍。为此，针对新质生产力水平较低地区，应加强吸引外部企业和高层次技术人才，加大对原始创新的支持力度，促进本地技术升级，推动产业深度转型升级，全面赋能新质生产力发展。针对新质生产力水平较高地区，应探索更完善、更成熟的发展保障体系，加快构建与新质生产力发展相适应的政策体系，力争突破关键性、颠覆性技术，打造新质生产力发展的省域或市域范例。