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新质生产力对中国城市出口的异质性研究
A Study on the Heterogeneity of New-Type Productivity in Chinese City Exports
引言
全球贸易格局深度调整，国内传统低成本出口竞争优势逐步弱化，培育新质生产力成为推动外贸高质量发展、塑造国际竞争新优势的核心抓手。城市作为对外贸易开展的空间载体，创新资源、产业基础与开放条件存在显著分化，新质生产力对城市出口的驱动效应难以呈现均质特征。厘清新质生产力影响城市出口的差异化规律，对各地因地制宜推进外贸转型升级具有现实意义。
现有文献围绕创新、数字技术与出口增长展开丰富讨论，近年来开始关注新质生产力对外贸发展的赋能作用。洪俊杰与刘晓宇证实新质生产力能够推动出口技术升级，但其效应存在明显区域差异；新质生产力的促进效应表现出区域异质性，金泽虎、韩佳玉指出新质生产力对城市出口升级的促进作用依托城市自身禀赋条件。梳理文献可见，相关研究仍存在拓展空间：多数研究聚焦省级层面或企业微观样本，立足于地级市面板、系统开展多维异质性检验的成果仍相对有限，尚未充分揭示不同类型城市承接新质生产力红利的边界条件。
基于此，本文选取中国地级市面板数据，实证考察新质生产力对城市出口的总体效应，并从地理区位、城市规模、资源禀赋三个维度开展异质性分析，识别不同城市出口受新质生产力驱动的差异特征。研究旨在丰富新质生产力与区域贸易的经验证据，为各城市依托自身条件培育外贸新动能、缩小区域出口发展差距提供政策参考。
一、模型构建与变量测度
（一）模型构建
本文从出口规模和出口技术复杂度两个角度，探讨新质生产力对城市出口影响的差异化特征，并构建如下面板双重固定效应模型，见（１）、（２）式：
其中，和分别代表地级市和年份，和为被解释变量，分别代表出口规模和出口技术复杂度；为新质生产力指标，是本文的核心解释变量；为一系列控制变量，、代表个体固定效应和时间固定效应，为随机扰动项。
（二）变量测度
1.解释变量
综合考虑数据的可获得性，本文参考借鉴韩文龙等的方法构建新质生产力发展水平评价指标体系（如下表1），并运用熵值法确定各层级指标权重、计算出各地级市的新质生产力发展指数，记为NEWP。
| 维度 | 构成要素 | 分项指标 | 基础指标 | 方向 |
|---|---|---|---|---|
| 实体性要素 | 新劳动者 | 新劳动者数量 | 新产业员工数 | ＋ |
| 新劳动者结构 | 新产业员工教育结构 | ＋ | ||
| 新产业员工技能机构 | ＋ | |||
| 新劳动资料 | 新生产工具 | 工业机器人渗透度 | ＋ | |
| 集成电路产量 | ＋ | |||
| 新基础设施 | 5G移动用户数 | ＋ | ||
| 国家重大科技基础设施建设数 | ＋ | |||
| 新劳动对象 | 新能源 | 新能源发电比重 | ＋ | |
| 特高压输电线路数 | ＋ | |||
| 新能源利用效率 | ＋ | |||
| 新材料 | 新材料产业产值 | ＋ | ||
| 新材料上市企业数 | ＋ | |||
| 渗透性要素 | 新技术 | 技术研发 | 高技术研发人员 | ＋ |
| 高技术研发经费投入 | ＋ | |||
| 高技术研发机构数 | ＋ | |||
| 创新产出 | 高技术发明专利申请数 | ＋ | ||
| 高技术新产品销售收入 | ＋ | |||
| 生产组织 | 智能化 | 电子商务企业数 | ＋ | |
| 人工智能企业数 | ＋ | |||
| 绿色化 | 工业污染治理完成投资 | ＋ | ||
| 融合化 | 两化融合水平 | ＋ | ||
| 数据要素 | 大数据生成 | 移动互联网接入数据流量 | ＋ | |
| 大数据处理 | 数据处理和运营服务收入 | ＋ | ||
| 大数据交易 | 数据交易所数量 | ＋ |
2.被解释变量
其中出口规模（EXP）以地级市出口总额（取对数形式，单位为万美元）进行估算；出口技术复杂度（PRODY）的测量是在充分研究相关文献的基础上，参考Hausman和Rodrik的研究，根据HS 2位编码产品分类的出口贸易数据，先计算各类产品的出口技术复杂度，再加权计算出各地区出口技术复杂度。
3.控制变量
人力资本水平（HUMANCAP），用普通本专科在校学生数占年末总人口比重表示；互联网普及率（INTER），采用每百人互联网用户数表示；产业结构高级化指数（GJ），选择第三产业增加值比第二产业增加值来衡量；金融发展程度（FIN），用年末金融机构存贷款余额与地区生产总值的比值来代指各地级市金融发展程度。
4.数据来源
本文选取253个地级市2011-2024年面板数据。其中，地级市新质生产力数据来源于csmar数据库、cnrds数据库和《中国城市统计年鉴》，出口额、出口技术复杂度和其余数据均来源于《中国城市统计年鉴》和地方统计局，部分缺失数据使用均值法补齐。
二、实证结果和分析
（一）地理区域
地理区域的实证结果如表2，从出口规模维度来看，新质生产力对不同区域城市出口的拉动效应呈现出明显的梯度差异。中部地区新质生产力（NEWP）的回归系数高达1.019，且在1%的统计水平上显著为正，表明其对中部城市出口规模扩张的驱动作用最为强劲。这主要是因为中部地区城市大多处于工业化中后期阶段，具备较为完善的工业体系和较强的产业承接能力，新质生产力催生的创新技术与高附加值产能能够快速与本地制造业深度融合，直接转化为出口增量，推动出口规模实现突破性增长。东部地区NEWP系数为0.347，同样在1%水平上显著为正，说明新质生产力对东部城市出口规模仍具有稳定的正向拉动作用，但由于东部城市出口规模已处于全球较高水平，进一步扩张的边际空间相对有限，因此新质生产力更多通过优化存量产能、拓展新兴市场的方式实现规模的稳步提升，其拉动效应相对中部地区更为平缓。西部地区NEWP系数仅为0.20，且未通过显著性检验，反映出新质生产力对西部城市出口规模尚未形成显著影响，这与西部地区产业基础薄弱、创新资源不足、配套体系不完善密切相关，新质生产力的要素投入难以有效转化为实际的出口供给能力，导致规模赋能效应未能有效释放。
从出口技术复杂度维度来看，新质生产力对不同区域城市出口质量的提升效果同样存在显著分化。中部地区NEWP系数为0.518，在1%水平上显著为正，赋能效果最为突出，说明新质生产力能够精准匹配中部地区产业升级的需求，通过推动技术创新、产业结构优化，直接带动出口产品向中高端转型，实现出口技术复杂度的跨越式提升。东部地区NEWP系数为0.223，同样在1%水平上显著为正，表明新质生产力仍是推动东部城市出口质量升级的核心动力，东部地区依托成熟的创新生态与高端产业基础，新质生产力更多体现在对现有高附加值产业链的迭代升级上，推动出口技术复杂度实现稳步提升，赋能效果虽不及中部地区突出，但稳定性更强。西部地区NEWP系数为0.142，未通过显著性检验，反映出新质生产力对西部城市出口技术复杂度的提升作用尚未显现，这主要是因为西部地区技术吸收能力较弱、产业链配套不完善，新质生产力难以形成有效的技术外溢，无法有效推动出口产品技术含量的提升，需进一步强化产业基础培育与配套体系建设，才能更好释放新质生产力对出口质量的赋能潜力。
| 变量 | 被解释变量：出口规模（lnEXP） | 被解释变量：出口技术复杂度（lnPRODY） | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| 东部地区 | 中部地区 | 西部地区 | 东部地区 | 中部地区 | 西部地区 | |
| NEWP | 0.347**
(0.135) |
1.019***
(0.323) |
0.2
(0.251) |
0.223***
(0.078) |
0.518**
(0.199) |
0.142
(0.121) |
| FIN | 0.305***
(0.102) |
-0.033
(0.128) |
0.242
(0.266) |
0.308***
(0.073) |
0.133
(0.083) |
0.44***
(0.075) |
| LABOR | 0.36
(0.536) |
-0.639
(0.413) |
1.548
(1.059) |
0.837***
(0.272) |
-0.337
(0.226) |
0.713*
(0.407) |
| INTER | 0.092***
(0.02) |
0.249***
(0.023) |
0.126***
(0.031) |
0.117***
(0.02) |
0.201***
(0.013) |
0.126***
(0.012) |
| GJ | -0.297**
(0.128) |
-0.159
(0.122) |
-0.127
(0.118) |
0.482***
(0.068) |
0.442***
(0.061) |
0.358***
(0.051) |
| 常数项 | 3.245***
(0.139) |
1.364***
(0.128) |
0.366
(0.225) |
-0.579***
(0.069) |
-0.3***
(0.078) |
-0.475
(0.089) |
| 个体固定效应 | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| 年份固定效应 | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| N | 1190 | 1358 | 994 | 1190 | 1358 | 994 |
| R2 | 0.4299 | 0.2988 | 0.2696 | 0.5127 | 0.5864 | 0.4999 |
（二）城市规模异质性
参考王晗等的研究，本文将年末总人口在500万以上的城市定义为大城市，其余城市定义为中小城市，并重新进行了异质性分析,结果如表3所示。从出口规模（lnEXP）回归结果来看，大城市新质生产力系数为 0.125，未通过统计显著性检验；中小城市新质生产力系数为1.029，在1%水平高度显著。大城市汇聚创新资源、外贸渠道、外商资本等多重优势，外贸增长由区位红利、传统制造业、外资布局等诸多因素共同支撑，新质生产力形成的增量贡献被原有多重增长动力稀释，单独驱动出口扩张的统计效应并不显著。中小城市产业门类相对单一，传统经济增长动能相对不足，当新产业、创新产能依托新质生产力落地后，可以直接形成全新外向型增长点，因此新质生产力对出口规模的边际拉动效果更为突出。
在出口技术复杂度（lnPRODY）模型中，大城市新质生产力系数0.174，在5%水平显著为正；中小城市新质生产力系数1.192，在1%水平高度显著。对比结果表明，新质生产力对中小城市出口技术升级的赋能强度显著高于大城市。大城市创新主体集聚、产学研体系完善，产业技术升级拥有多元化支撑渠道；而多数中小城市创新基础薄弱，长期依赖低附加值产品出口，易于陷入低端锁定。新质生产力带来的前沿技术、战略性新兴产业落地，可以有效补齐中小城市创新短板，带动出口产品向中高端转型，出口结构优化的边际效应更加凸显。
综上，城市规模维度存在清晰异质性规律：相较于大城市，中小城市在出口规模扩张、出口技术复杂度提升两条路径上，均能够释放更强的外贸增长红利。
| 被解释变量：出口规模（lnEXP） | 被解释变量：出口技术复杂度（lnPRODY） | |||
|---|---|---|---|---|
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| 大城市 | 中小城市 | 大城市 | 中小城市 | |
| NEWP | 0.125
(0.146) |
1.029***
(0.356) |
0.174**
(0.069) |
1.192***
(0.177) |
| FIN | 0.358**
(0.152) |
0.007
(0.099) |
0.477***
(0.057) |
0.192***
(0.061) |
| LABOR | -0.037
(0.505) |
0.929
(0.659) |
0.043
(0.196) |
0.829***
(0.292) |
| INTER | 0.125***
(0.031) |
0.161***
(0.021) |
0.105***
(0.018) |
0.146***
(0.011) |
| GJ | 0.076
(0.169) |
-0.179**
(0.083) |
0.353***
(0.067) |
0.432***
(0.042) |
| 常数项 | 2.69***
(0.177) |
1.196***
(0.103) |
-0.529***
(0.081) |
-0.449***
(0.044) |
| 个体固定效应 | YES | YES | YES | YES |
| 年份固定效应 | YES | YES | YES | YES |
| N | 1148 | 2394 | 1148 | 2394 |
| R2 | 0.2672 | 0.1923 | 0.5400 | 0.6588 |
（三）资源禀赋异质性
根据国务院关于资源型城市的划分标准，将样本划分为资源型城市和非资源型城市，并重新进行检验，结果如表4所示。首先考察出口规模（lnEXP）的回归结果。非资源型城市组新质生产力（NEWP）系数为0.287，在5%统计水平显著为正；资源型城市新质生产力系数为0.98，仅在10%水平显著。从系数显著性能够看出，新质生产力对两类城市出口规模均存在正向促进作用，但作用的稳健程度存在明显差异。非资源型城市摆脱了单一资源产业束缚，产业结构更加多元，外向型制造业配套体系更为完善，创新成果转化为出口产能的渠道更为顺畅，新质生产力能够稳定驱动出口规模持续扩张。资源型城市长期形成资源依赖路径，产业结构偏重、产业链条较短，产业转型成本较高，创新要素难以快速转化为外向型经济动能，因此新质生产力拉动出口总量增长的效应显著性偏弱。
进一步分析出口技术复杂度（lnPRODY）维度。非资源型城市新质生产力系数为0.212，通过5%显著性检验；资源型城市新质生产力系数高达1.072，在1% 统计水平高度显著。横向对比系数大小与显著性层级可知，新质生产力对资源型城市出口结构高端化的提升效应远强于非资源型城市。资源型城市传统优势产业集中于资源采掘等价值链低端环节，产业升级与产品结构优化的潜在空间巨大。依托新质生产力推动资源精深加工产业发展、延伸上下游产业链、培育绿色低碳制造业，能够有效打破低端产业锁定，快速优化出口产品结构，推动出口技术复杂度实现更大幅度跃升。
综合来看，资源禀赋差异使得新质生产力的外贸赋能效应呈现结构性分化：非资源型城市依托多元化产业基础，更适合借助新质生产力实现出口规模平稳增长；资源型城市在出口质量升级层面拥有更大红利潜力，但需要持续破除资源依赖壁垒，畅通产业转型通道。
| 被解释变量：出口规模（lnEXP） | 被解释变量：出口技术复杂度（lnPRODY） | |||
|---|---|---|---|---|
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| 非资源型城市 | 资源型城市 | 非资源型城市 | 资源型城市 | |
| NEWP | 0.287**
(0.114) |
0.98*
(0.508) |
0.212***
(0.065) |
1.072***
(0.243) |
| FIN | 0.246**
(0.115) |
-0.007
(0.14) |
0.34***
(0.058) |
0.214**
(0.091) |
| LABOR | 0.43
(0.46) |
0.609
(0.719) |
0.378*
(0.196) |
0.451
(0.36) |
| INTER | 0.142***
(0.023) |
0.171***
(0.028) |
0.13***
(0.013) |
0.158***
(0.015) |
| GJ | -0.113*
(0.094) |
-0.156
(0.114) |
0.383***
(0.046) |
0.472***
(0.059) |
| 常数项 | 2.195***
(0.123) |
0.948***
(0.142) |
-0.439***
(0.064) |
-0.502***
(0.052) |
| 个体固定效应 | YES | YES | YES | YES |
| 年份固定效应 | YES | YES | YES | YES |
| N | 2058 | 1484 | 2058 | 1484 |
| R2 | 0.3509 | 0.1623 | 0.5204 | 0.6000 |
三、结论和建议
（一）结论
新质生产力的外贸赋能存在显著分维度、多层级异质性，出口规模与出口技术复杂度的分化规律各不相同。区域维度：对出口规模拉动强度中部＞东部，西部无显著效应；对出口技术复杂度提升同样中部最强、东部次之、西部不显著。城市规模维度：新质生产力扩张出口规模的边际效果中小城市远高于大城市；提升出口技术复杂度的赋能强度同样中小城市更强。资源禀赋维度：非资源型城市依托多元产业基础，新质生产力显著拉动出口规模增长；资源型城市出口规模仅弱显著，但出口技术复杂度提升效应大幅领先非资源型城市，质量升级潜力突出。
（二）建议
按东中西区域分维度精准布局新质生产力发展重心。东部城市以出口技术复杂度提升为核心目标，加大人工智能、生物医药、高端新材料等未来产业研发投入，布局国家级创新实验室，突破关键零部件技术，压缩低端加工贸易占比，依托新质生产力打造技术、品牌驱动型高质量出口；适度放缓单纯追求出口总量扩张的政策导向。中部城市兼顾出口规模扩张与质量升级双目标，发挥产业承接核心优势，完善工业配套、数字基础设施，推进传统制造业智能化、绿色化改造，搭建创新成果产业转化平台，快速将新质产能转化为出口增量，同步延伸产业链提升产品技术含量，打造全国外向型高端制造中转基地。西部城市优先补齐数字、跨境物流基建短板，定向培育特色资源加工、新能源轻工产业，短期目标以稳定出口规模为主，长期逐步引入绿色创新技术，缓慢提升出口技术复杂度。
针对城市规模、资源禀赋设置分维度发展目标。中小城市同步推动出口规模、出口技术复杂度提升，设立专项创新扶持资金，引导大城市科创资源、产业链配套外溢，承接细分高端制造环节，培育特色细分出口产业，依靠新产业落地形成全新出口增量，同步摆脱低端加工锁定。大城市重点聚焦出口质量升级，弱化出口总量考核，搭建跨城市产学研协同平台，发挥创新辐射功能，依托前沿技术迭代持续优化出口产品结构。非资源型城市主攻出口规模稳步增长，完善外向型产业集群，依托数字技术拓展多元化海外市场；资源型城市以出口技术复杂度提升为核心，布局资源精深加工、循环经济产业，依靠新质生产力延长产业链，打破低端资源出口锁定。
参考文献：
- [1] 洪俊杰,刘晓宇. 地区新质生产力与企业出口技术升级[J].国际贸易问题,2026(01):50-69.
- [2] 刘晓宇,梁瑶佳. 新质生产力对城市出口贸易升级的影响研究:机制识别与空间溢出[J].经济问题探索,2026(03):90-111.
- [3] 金泽虎,韩佳玉. 新质生产力对城市出口结构升级的影响研究[J].兰州财经大学学报,2026,42(03):11-22.
- [4] 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,2024,41(06):5-25.
- [5] Hausman R, Rodrik D. Economic development as self discovery. Harvard University, John F. Kennedy School of Government[R]. March, Working Paper 02-023, 2002.
- [6] 王晗，何枭吟，许舜威. 创新型城市试点对绿色创新效率的影响机制［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（04）：105-114.