DOI：10.3969/j.issn.1004-910X.2025.05.003 [中图分类号]F124；F752 [文献标识码]A
引言
党的二十届三中全会指出：“要健全因地制宜发展新质生产力体制机制，催生新产业、新模式、新动能，发展以高技术、高效能、高质量为特征的生产力”。新质生产力是符合新发展理念的先进生产力质态，是中国经济高质量发展的重要着力点[1]。随着新一轮科技革命和产业变革的深入推进，人工智能、物联网、区块链等前沿技术不断涌现，全面革新了生产要素、生产方式和组织形式，催生了新模式、新业态，塑造了新动能和新优势，为生产力的跃迁升级提供了重要支撑。作为数字技术、互联网与传统贸易结合的产物[2]，跨境电商平台通过数字化技术应用、供应链优化、创新商业模式以及全球化合作，显着推动了新质生产力的发展。跨境电商不仅通过数据要素分析优化生产决策，有效识别并解决生产环节中的低效率问题[3]，还通过推动智能设备应用和数字创新人才培养，促进了全球价值链体系的深刻变革，为改造提升传统动能、培育发展新动能提供了有力手段[4]，进一步推动了新质生产力的发展。
得益于中国数字经济的发展和完备的商品供应链优势，中国的跨境电商规模不断壮大，国内平台如Temu、Shein、TikTokShop等与欧美传统电商Amazon、eBay等展开激烈竞争。为了统筹推进数字贸易快速发展，打造外贸新业态新模式，2013年8月21日，国务院办公厅以国办发[2013]89号转发商务部等部门《关于实施支持跨境电子商务零售出口有关政策的意见》。2015年，中国杭州跨境电子商务综合试验区建设正式启动。此后，国家陆续设立了第二批到第七批跨境电子商务综合试验区（以下简称“跨境电商综试区\"）。截至2022年底，全国总共选择了北京、天津等165个试点城市。跨境电商综试区通过制度创新、管理创新、服务创新及协同发展，化解了跨境电商发展中的深层次矛盾和体制性难题，推动了跨境电商的自由化、便利化、规范化发展，为新质生产力的培育提供了良好的政策环境和实验平台。据深圳市商务局统计，2023年深圳跨境电商交易额突破8000亿元；深圳跨境电商综试区吸引了大量企业集聚，截至2024年9月，深圳跨境电商卖家已超过8万家，约占全国卖家总数的 50% ；综试区还构建了立体式物流通道，如深圳机场已开通38个国际及地区全货机航点①。可见，跨境电商综试区的设立吸引了更多国家与地区、更多产业与企业的参与，为科技创新、资源配置和产业发展等提供新动能，加快新质生产力的形成与发展。
目前，新质生产力的研究已取得一定进展，部分学者深入探讨了其理论内涵及发展水平的测度[1，5]，另有部分学者考察了大数据综合试验区、国家创新型城市以及“宽带中国”战略等政策对新质生产力的影响[6-8]，但少有研究关注跨境电商综试区这一宏观政策对新质生产力的赋能作用。自跨境电商综试区政策实施以来，其政策效应已受到广泛的关注。相关研究多数将跨境电商综试区的设立视为一项准自然试验，利用多期双重差分、空间双重差分模型等方法，探讨其对生产性服务业集聚、居民消费等的影响[9.10]，并肯定了其积极效应。基于此，本文探讨设立跨境电商综试区对新质生产力的影响及其传导路径，不仅有助于理解跨境电商综试区与新质生产力的关系，还能为进一步促进跨境电商发展和驱动新质生产力提升提供启示。
与已有研究相比，本文将国家级跨境电子商务综合试验区政策看作一项准自然实验，考察其对新质生产力的驱动作用，丰富了新质生产力的相关研究；本文将城市的创新积累、资源配置与产业集聚水平纳入分析框架，解析跨境电商综试区驱动新质生产力提升的机制路径；本文从政策的不同作用情境出发，对政策赋能城市新质生产力提升效应进行探讨，考察跨境电商综试区试点政策实施效果的异质性规律。
1 理论分析与研究假说
跨境电商综试区的设立会对新质生产力的劳动资料、劳动对象和劳动力产生影响。（1）数字经济时代催生了新型生产工具，也推动了传统生产工具的颠覆式创新。跨境电商通过数字技术的广泛应用，激发了新需求，并以大规模的外部市场创造效应推动企业数字化转型，在此过程中，企业得以提升技术存量和多样性，降低研发成本，实现创新的模仿升级，从而推动新质生产力的形成，促进经济领域的充分发展；（2）数据成为新质劳动对象的重要组成部分。数据的广泛应用和深度挖掘，为跨境电商的生产活动带来前所未有的灵活性，实现个性化和定制化生产，创造更多价值，促进了商业模式、产业形态和体制机制的协同创新；（3）在新一轮科技革命的驱动下，劳动者需要具备更高的素养和技能水平，以适应新质生产力的发展需求。跨境电商的“数字引擎”属性可以发挥数据等先进生产力要素的引领作用，会刺激软件、硬件和通信设备等相关行业的就业，同时企业采用数字技术对整个生产链进行数字化升级，提高企业的生产经营规模和效率，从而雇佣更多的劳动力，驱动新质生产力水平提升。基于上述分析，提出以下研究假说：
假说1：跨境电商综试区的设立有利于提高新质生产力水平。
跨境电商综试区提高新质生产力水平的理论机制如图1所示。
图1跨境电商综试区提高新质生产力水平的理论机制（1）创新积累。地区通过加强创新资源来支撑和引领产业智能化发展，是加快形成新质生产力的内生动力[1]，加强地区的创新积累有助于改善地区创新环境，促进数字技术创新，加快创新成果扩散，进而强化对新质生产力的正向驱动作用。具体而言，跨境电商综试区内的跨境电商数量增加，激烈的市场竞争倒逼企业加强创新积累，提高研发成功率，力求在技术上取得突破，从而引发地区创新的正反馈效应，提升新质生产力水平；另外，设立跨境电商综试区有利于商品出口，产生信息溢出效应，帮助企业获取市场反馈，加快技术创新和创新积累[12]，有利于营造良好的创新环境和发展相对完善的人工智能和大数据等创新型产业集群，降低创新成本，提升新质生产力水平。因此，本文提出以下假说：
假说2：跨境电商综试区的设立能够通过加强创新积累提高新质生产力水平。
（2）资源配置。跨境电商综试区的设立为资源配置的优化创造了有利条件。优化资源配置可以提高资源要素之间的协同合作水平，减少生产过程中的多余消耗[13]。跨境电商综试区的设立可以吸引资源要素集聚，提高企业生产效率，重构产业链，实现生产要素和资源的相互识别、实时联通[14]，从而发挥对新质生产力水平的正向驱动作用；同时，跨境电商综试区的设立促进了区域性数字基础设施的整合，形成数据等资源汇聚的比较优势，进而引导劳动力、资本、技术、数据等生产要素的自由流动和灵活调度。这不仅提高了劳动生产效率，还改善了投入产出比，使得生产力在更高层次上实现跃迁。基于以上分析，本文提出以下假说：
假说3：跨境电商综试区的设立能够通过优化资源配置提高新质生产力水平。
（3）产业集聚。跨境电商有利于不同产业在线上形成集聚，打破了地理区位限制，通过线上协作实现规模经济。线上产业集聚有利于充分发挥数字技术的时空壁垒突破优势，提升知识资源和技术要素的交流效率和传播速度，助推新质生产力发展。跨境电商综试区的设立使得产业在空间上有序协同集聚，形成以降低成本与资源贡献为特征的空间结构，强化创新合作和知识交流，从而形成强大的竞争优势[15]。在这种竞争效应下，生产要素流向高生产率企业，催动各产业部门技术含量不断提升，充分促进传统产业数字化转型与智能化升级，以量的累积和质的提升来驱动新质生产力水平的发展；另外，在传统贸易中，分销商与下游环节的交易频率相较于上游环节更加频繁，分销商与零售商处于同一地理空间，而与产业集群空间分离，但随着跨境电商的发展，出于降本增效等要求，生产开始在网络销售商邻近区位集聚，网络销售带来的需求冲击进一步促进产业集群发展，激发新质生产力的形成。至此，本文提出以下假说：
假说4：跨境电商综试区的设立能够通过促进产业集聚提高新质生产力水平。
2模型构建与变量选取
2.1 模型设定
本文运用多时点双重差分模型，评估跨境电商综试区政策对新质生产力的驱动作用，回归方程如下：
（1）
其中， i 和 
分别表示城市和年份，被解释变量producticityu为新质生产力水平。解释变量 
为政策变量，是处理组虚拟变量与政策实施时间虚拟变量的乘积，其中处理组虚拟变量的处理原则为在样本期内跨境电商综试区覆盖的城市赋值为1，未覆盖的赋值为0；政策实施时间虚拟变量设定原则是城市在获批之前赋值为0，之后赋值为1。control为控制变量组，year为年份固定效应，city为城市固定效应， 
表示随机扰动项。
2.2变量定义与数据说明
2.2. 1 被解释变量
2024年1月，习近平总书记在中共中央政治局第十一次集体学习时强调，“新质生产力是创新起主导作用，摆脱传统经济增长方式、生产力发展路径，具有高科技、高效能、高质量特征，符合新发展理念的先进生产力质态”。本文结合新质生产力的本质内涵，借鉴前人的相关研究，认为新质生产力包括以下关键特征：
（1）新质生产力是契合高质量与高效能发展的生产力。新质生产力的形成标志着生产力“质”的跃迁，新质生产力不仅涵盖了技术和领域的创新，还体现了生产力在质量和效能上的提升；（2）新质生产力是贯穿高科技创新的生产力，发展新质生产力的全过程都贯穿了高科技创新；（3）新质生产力是一种先进的生产力。产业是生产力发挥作用的载体，而现代化产业体系是新质生产力的重要载体和主阵地，是新质生产力在产业发展中的重要体现；（4）新质生产力是一种绿色的生产力。实现绿色发展所重点面向的行业基本都符合培育新质生产力的发展要求，具备绿色化、数字化、低碳化特征。
在上述分析基础上，本文构建了新质生产力的测度指标体系，运用熵值法，对中国2010＼～2022年278个城市的新质生产力水平进行测算。数据来源包括《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、各地国民经济与社会发展统计公报、CSMAR数据库和CNRDS数据库。为保证测算结果真实可靠，本文剔除了变量缺失严重的个别城市，对各变量在部分年份的缺失值进行插值法或线性趋势法补齐，具体指标见表1。
2.2.2 核心解释变量
本文将跨境电商综合试验区试点政策作为核心解释变量，变量的处理方式如前文所述
2.2.3 控制变量
为避免其他潜在因素对回归结果的影响，本文选取如下控制变量加入回归方程：城市经济发展水平（城市人均GDP取对数）、城市教育水平（地方财政教育事业费支出取对数）、城市金融发展水平（城市年末金融机构存贷款余额占GDP比重）、城市科学技术水平（科学技术支出占地方一般公共预算支出比重）、城市对外开放程度（城市外商投资额取对数）。
表2列出了本文相关变量的描述性统计结果。
3 实证结果分析
3.1 基准回归结果及分析
为识别国家级跨境电商综试区政策与新质生产力水平的关系，本文对基准模型（1）进行实证检验，回归结果见表3。其中，列（1）是没有考虑双固定效应和控制变量的回归结果；列（2）是只考虑控制变量的回归结果；列（3）是只考虑双固定效应的回归结果；列（4）是考虑双固定效应与控制变量的回归结果。结果显示回归系数均显着为正，说明在其他条件不变的情况下，跨境电商综试区的设立显着驱动新质生产力水平的提升。以列（4）结果为例，进一步说明跨境电商综试区的设立提升新质生产力水平的经济意义。did的估计系数为 0.009 ，且在 1% 的水平上显着，新质生产力水平的均值为0.285，这表明跨境电商综试区的实施使得处理组城市相较于对照组城市，其新质生产力水平平均提升了 3.16%（0.009/0.285） ，反映出跨境电商综试区的建立对新质生产力水平的提升起到了较为明显的促进作用。该结果初步验证了前文假说1成立。
表1新质生产力发展水平测度指标体系注：产业结构合理化与高级化参考袁航和朱承亮（2018）[1]的研究；经济高质量发展指数参考刘佳等（2021）[1]的研究；能源效率指数根据城市的全社会用电量、煤气天然气供应量和液化石油气供应量折合成吨标准煤计算，再除以实际GDP；金融科技指数参考盛天翔和范从来（2020）[18]的研究；城市创新指数参考《中国城市和产业创新力报告2017》；数字经济指数参考刘军等（2020）[19]的研究；工业机器人渗透度参考Acemoglu和Restrepo（2020）[20]、赵春明等（2020）[21]的研究。以上基础指标数据均为城市层面数据。
表2变量描述性统计
表3基准回归结果说明：*、**、***分别表示在 10% 、5%和1%水平下显着，括号内的数值是标准误，下同。3.2共同趋势检验与动态效应
本文运用DID方法对政策冲击进行有效评估的重要条件是在跨境电商综试区试点政策实施前，新质生产力水平的变化趋势在处理组和控制组之间没有显着的差异，即满足共同趋势假设。本文采用事件研究法进行检验，并将试点政策前1年作为基期，将得到的政策估计系数和 95% 的置信区间绘制于图2中。由图可知，（1）尽管政策实施前第三年的系数显着为负，但政策前第二年（即距离政策实施更近的年份）的系数不显着，表明处理组与对照组在政策即将落地前的关键时间段内已满足趋势一致性，政策前第三年的显着性可能源于早期不可观测的短期冲击（如区域经济波动或行业调整），而非长期趋势性差异；（2）动态检验结果表明，在跨境电商综试区建设实施之后，政策的估计系数均显着为正，表明试点政策实施后可以发挥提升新质生产力水平的政策效应。具体而言，跨境电商综试区试点政策实施之后，估计系数显着为正且不断增大，说明跨境电商综试区建设对新质生产力水平的促进作用在长期中不断提升。可能的原因在于，随着该政策效应的累计与深化，政策逐渐深人到产业链、供应链等更广泛的领域，并对新质生产力产生越来越大的推动作用。在后文中，为进一步排除样本选择偏误等带来的问题，本文采取了多种稳健性检验方法来验证基准回归结果。
图2政策动态效果检验3.3 稳健性检验
3.3.1 安慰剂检验
为确保估计结果非偶然因素导致，即政策效应是真实有效的，本文采用置换检验法对回归结果进行安慰剂检验。具体地，本文从全部城市样本中随机抽取与国家级跨境电商综试区相同的城市样本数目，得到随机的“伪”政策处理组，然后构建出“伪”政策变量 
重新进行估计。本文运用蒙特卡洛模拟将以上随机试验重复进行500次，相应得到500个“伪”回归系数，这500个“伪”回归系数的核密度和P值分布见图3。由图可知，500次随机处理所得的估计系数主要集中在0值附近，且近似于正态分布。这表明，基准模型中实验组样本比对照组样本有更高的新质生产力水平并非是由除跨境电商综试区试点政策以外的其他因素导致的，即其他非观测因素不会产生显着的影响，验证了本文实证结果的稳健性。
图3安慰剂检验3.3.2 倾向得分匹配-双重差分方法
为避免由于样本选择偏差导致回归结果产生偏误，本文采用PSM-DID进行稳健性检验。具体地，先采用PSM法为处理组匹配更加合适的控制组样本，同时利用核密度匹配、1：1近邻匹配和卡尺匹配方法，为处理组样本筛选对照组中匹配变量特征最接近的样本，并将匹配得到的样本进行多期DID的TWFE检验。估计结果如表4列（1）＼～（3）所示，其中did系数均显着为正，这与基准估计结果下系数符号和显着水平一致，进一步验证了本文的假说1。
3.3.3 合成双重差分估计
为验证估计结果的稳健性，本文将样本设置为平衡面板数据，并采用Arkhangelsky等（2021）[22]提出的合成双重差分模型估计跨境电商综合试验区试点政策的平均处理效应。将合成双重差分模型（SDID）应用于跨境电商综试区试点政策效果评估中，不需要满足共同趋势假设，也在一定程度上弥补了合成控制法难以构造极值虚拟组的问题，同时进行了异质性处理效应检验，进而保证所估计的结果具有较好的稳健性。由表4列（4）可知，SDID模型估计的平均处理效应即did的系数显着为正，说明该政策的推行对新质生产力水平具有显着提升作用，与基准回归的结论一致。
3.3.4替换被解释变量
本文在基准回归中的被解释变量新质生产力水平是采用熵值法所得，因此采用主成分分析法重新确定权重测算新质生产力水平，检验基准回归结果的稳健性，如表4列（5）所示。可知，did系数均显着为正，与基准估计结果一致。
表4稳健性检验的估计结果3.3.5 工具变量估计
考虑到潜在的遗漏变量、逆向因果等内生性问题，本文选用1984年各城市人均邮电业务量（_post）为跨境电商综试区试点政策的工具变量。（1）从相关性来看，邮电通信业务是传统商务交易活动的主要工具，而跨境电商平台则是数字化转型的商务交易新平台，邮电通信较多的地区一般也是跨境电商发展较好的地区，更有可能成为政策试点。因此，历史上的人均邮电业务量都满足作为工具变量的相关性条件；（2）从外生性来看，1984年的人均邮电业务量是历史数据，难以影响当前新质生产力的发展，因此满足外生性条件。此外，由于1984年的人均邮电业务量是截面数据，本文将该变量分别与时间变量的交互项作为政策变量的工具变量。
工具变量的两阶段最小二乘法估计结果见表5。K-PrkLM统计量的P值为O，K-PrkWaldF统计量的值均大于弱工具变量检验 10% 临界值，显着拒绝弱工具变量的原假设。此外，第一阶段？_post的估计系数在 1% 水平上显着，工具变量的相关性得到满足。第二阶段的结果显示，跨境电商综试区的设立对新质生产力水平的估计系数显着为正。说明借助工具变量进行估计后，本文的主要研究结论基本稳健。
表5工具变量估计3.4 机制分析
本文采用中介效应检验模型跨境电商综试区的设立对新质生产力的影响机制。中介效应检验可能存在部分渠道识别不清和内生性偏误等问题[23]，因此本文基于江艇（2022）[23]的处理方法，通过观测核心解释变量（did）对机制变量（创新积累水平 
、资源配置水平 z y 、产业集聚水平cy）的影响进行机制检验，具体结果见表6。
（1）创新积累机制。本文选取历年各城市累计的新产品开发项目数来衡量地区的创新积累水平。由于发明专利数与新产品开发项目数可表征创新的中间产出和最终产出[24]，本文将当年各城市与该省（区、市）发明专利授权数的比值再乘以该省（区、市）新产品开发项目数，得到当年各城市的新产品开发项目数，进一步整理得到历年各城市累计的新产品开发项目数，数据来源于《中国高技术产业统计年鉴》与国家知识产权局。表6列（1）中did的系数为1.132，且在 1% 的水平上显着，表明跨境电商政策实施后，创新积累水平显着增加。可见，实施跨境电商综试区试点政策能够通过加强创新积累来推动新质生产力发展，城市创新积累水平越高，越有利于发展新质生产力，该结果验证了本文的假说2。
（2）资源配置机制。本文借鉴Hsieh和Klenow（2009）[25]的方法，采用生产函数法来测算各城市的劳动力与资本价格扭曲指数，数值越大表明距最优配置越远，数值越小表明资源配置越优化。表6列（2）中did的系数显着为负，说明实施跨境电商综试区试点政策对优化资源配置有显着影响，假说3得证。
（3）产业集聚机制。本文借鉴杨仁发（2013）[26]的测度方法，通过区位熵来衡量各城市的产业集聚水平。表6列（3）中did的系数显着为正，验证了跨境电商综试区试点政策能够通过提高产业集聚水平来驱动新质生产力发展，假说4成立。
表6机制分析3.5 异质性分析
3.5.1 城市群异质性
城市群经济是经济发展和科技发展的重要驱动力，可以打破资源要素流动的行政壁垒，吸引各种资源要素向特定区域范围内集中。京津冀、长三角、珠三角、成渝、长江中游五大城市群位于跨境电商综试区试点的关键位置，因此跨境电商综试区试点政策对五大城市群内外的新质生产力水平的影响可能存在异质性。当样本城市属于五大城市群内部的城市时，CSQ取值为1，否则取值为0，并加入交互项 d i d× C S Q 进行回归，结果如表7列（1）所示。可以发现，did与 d i d×C S Q 均显着为正，表明跨境电商综试区试点政策能够同时促进五大城市群内外的新质生产力水平，但是该政策效应在五大城市群内的城市中更加显着，意味着该试点政策对五大城市群内的新质生产力水平提升作用要优于城市群外。
3.5.2 市场整合程度异质性
为考察跨境电商综试区试点政策对新质生产力水平的影响在不同市场整合程度的地区是否表现出差异性。（1）本文借鉴盛斌和毛其淋（2011）[27]的测算方法得到各个城市的市场分割指数，该指数的对立面反映了市场整合程度；（2）根据该指数将城市分为高市场分割和低市场分割程度两种，当城市属于高市场分割程度时，市场分割虚拟变量SEG设置为1，否则为0，并加入交互项did×SEG进行回归，结果如表7列（2）所示。可以发现，did的系数显着为正，而 
的系数显着为负，说明跨境电商综试区的设立对市场分割程度较高的新质生产力水平提升作用小于市场分割程度较低的城市，表明地区市场整合程度越高，该试点政策对新质生产力水平的提升作用越强，进一步显示了中国构建统一大市场的重要意义。
3.5.3 城市营商环境异质性
为考察跨境电商综试区政策对新质生产力水平的影响在不同城市营商环境中是否表现出差异性，本文借鉴韩峰和柯善咨（2012）[28]的测算方法得到各个城市的市场潜力指数，该指数能反映城市的营商环境情况，并将城市分为营商环境较好和较差两种类型，构建城市营商环境虚拟变量CBE，当属于营商环境较好的城市时，CBE取值为1，否则为0。然后，加入交互项 d i d× C B E 进行回归，结果汇报在表7列（3）。从中可知，跨境电商综试区的设立对营商环境较好城市的新质生产力水平具有显着提升作用，而对营商环境较差城市的新质生产力水平具有抑制作用，说明城市营商环节越良好越有利于发挥该试点政策驱动新质生产力水平的提升。原因可能在于，营商环境较好的城市通常具备更加完善的市场经济体系和更加开放的政策环境，也拥有更加完善的基础设施和配套服务，这为跨境电商综试区的建设提供了有利的条件，更有助于推动新质生产力水平的提升。
表7异质性分析结果4研究结论与政策建议
本文基于2010＼～2022年中国278个地级市面板数据，构建新质生产力测度指标，运用多时点DID模型分析跨境电商综合试验区政策对新质生产力的影响，得到以下研究结论：跨境电商综试区政策能显着提升新质生产力水平，且该政策效应具有一定的持续性。该结论通过安慰剂检验、PSM-DID、合成双重差分估计、工具变量估计等一系列稳健性检验后依然成立。机制分析结果表明，设立跨境电商综试区主要通过加强地区创新积累、优化资源配置和促进产业集聚水平来提升新质生产力水平。异质性分析表明，跨境电商综试区试点政策对新质生产力水平的促进效应在五大城市群内、市场整合程度更高、营商环境较好的城市样本中更为显着。基于本文结论，可以得到以下的政策启示。
（1）继续扩容跨境电商综试区试点范围，完善相关基础设施建设。通过强化监管与考核，确保跨境电商综试区政策的精准落地与高效执行，以试点城市为先锋，发挥其先行先试、勇于探索的精神，为新质生产力的培育与发展提供宝贵的政策赋能与示范引领；同时，实施更加积极主动的开放战略，打造具有国际竞争力的完整产业链和生态链。通过提供税收减免等优惠政策，降低跨境电商企业的运营成本，鼓励企业进行长期投资和创新积累，激发其创新活力与市场竞争力。
（2）本文的机制分析表明，加强地区创新积累、优化资源配置和提高产业集聚水平是跨境电商综试区设立驱动城市新质生产力发展的重要渠道。因此， 
应加强地区创新积累，提升科研投入与激励机制，政府重点支持基础研究和应用基础研究，鼓励产学研合作，同时建设创新生态系统，完善创新服务体系； 
优化资源配置，推进数据要素市场化，建立健全数据交易规则和市场监管体系，提高数据资源的利用效率，另外政府应优先保障数字经济相关的财政投人，引导社会资本加大对数字化转型的投入，形成多元化投资格局，为跨境电商综试区的设立提供有利支持；
提高产业集聚水平，明确数字经济的主导产业和重点方向，推动相关产业集聚发展，并建设一批高水平的创新平台，为产业集聚提供技术支撑和服务保障，推动城市新质生产力的持续提升。
（3）异质性分析表明，由于跨境电商综试区驱动新质生产力水平提升还依赖于市场的整合和营商环境的改善，因此，在提高市场整合程度方面，需要加强区域市场联动，推动区域市场一体化，加强区域内各市场之间的联动与协同，打破行政壁垒，促进商品、服务、资本、技术、人才等要素的自由流动。在优化营商环境方面，要完善法律法规体系，加强跨境电商、数字经济等新兴领域的立法工作，完善相关法律法规体系，为市场主体提供稳定、可预期的法治环境。
注释：
深圳市商务局：https：//commerce.sz.gov.cn/xxgk/qt/swzx/con-tent/post_11538101.html。
参考文献
[1］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（6）：5＼～25.
[2]岳中刚.跨境电商综试区设立的贸易促进效应研究———基于地级市数据的双重差分检验[J]．商业经济与管理，2023，（8）：5＼～17.
[3]Verhoef PC，Broekhuizen T，Bart Y，et al. Digital Transforma-tion：AMultidisciplinaryReflectionand Research Agenda[J].Journal of Business Research，2021，122：889＼～901.
[4]WangJ，LiuY，WangW，etal.HowDoesDigital Transforma-tionDriveGreen TotalFactorProductivity？Evidence fromChineseListed Enterprises[J]. Journal of Cleaner Production，2023，406：136954.
[5］刘伟．科学认识与切实发展新质生产力［J]．经济研究，2024，59 （3）：4＼～11.
[6]邢霖，陈东，张红梅.大数据赋能与区域新质生产力发展—来自国家级大数据综合试验区的准自然实验［J]．科技进步与对策，2024，41（20）：23＼～31.
[7]胡兆廉，刘明洋．新质生产力、城市韧性与全要素生产率提升——基于国家创新型城市试点政策的研究［J]．重庆社会科学，2024，（5）：23＼～38.
[8]李国柱，李可心.数字基础设施建设与城市新质生产力基于“宽带中国”战略试点政策的准自然实验［J].统计与管理，2024，39（7）：16＼～24.
[9]刘玉荣，杨柳，刘志彪.跨境电子商务与生产性服务业集聚[J]．世界经济，2023，46（3）：63＼～93.
[10］唐学朋，余林徽，王怡萱，等．跨境电子商务与中国家庭福利———基于家庭消费视角的实证研究［J]．数量经济技术经济研究，2023，40（11）：137＼～157.
[11］范晓韵，潘爱民，袁永发．算法基建赋能产业智能化发展：何以可能与何以可行[J]．经济学家，2024，（4）：88＼～97.
[12]Bratti M，Felice G.Are Exporters More Likely to Introduce Pro-duct Innovations？[J].The World Economy，2012，35（11）：1559＼～1598.
[13］董直庆，姜昊，王林辉．“头部化”抑或“均等化”：人工智能技术会改变企业规模分布吗？［J]．数量经济技术经济研究，2023，40（2）：113＼～135.
[14］范合君，吴婷，何思锦．企业数字化的产业链联动效应研究[J]．中国工业经济，2023，（3）：115＼～132.
[15］张虎，韩爱华，杨青龙．中国制造业与生产性服务业协同集聚的空间效应分析［J]．数量经济技术经济研究，2017，34（2）：3＼～20.
[16］袁航，朱承亮．国家高新区推动了中国产业结构转型升级吗［J]．中国工业经济，2018，（8）：60＼～77.
[17］刘佳，黄晓凤，陈俊．高铁与城市经济高质量发展—基于地级市数据的实证研究［J]．当代财经，2021，（1）：14＼～26.
[18］盛天翔，范从来．金融科技、最优银行业市场结构与小微企业信贷供给[J].金融研究，2020，（6）：114＼～132.
[19]刘军，杨渊鋆，张三峰．中国数字经济测度与驱动因素研究［J]．上海经济研究，2020，（6）：81＼～96.
[20]Acemoglu D，RestrepoP.Robotsand Jobs：Evidence fromUSLa-borMarkets[J].Journal ofPoliticalEconomy，202O，128（6）：2188＼～2244.
[21]赵春明，李震，李宏兵，等.机器换人—工业机器人使用与区域劳动力市场调整［J].北京师范大学学报（社会科学版），2020，（6）：113＼～127.
[22]ArkhangelskyD，AtheyS，HirshbergDA，etal.SyntheticDifference-in-Differences [J].American EconomicReview，2O21，111（12）：4088＼～4118.
[23]江艇.因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［J].中国工业经济，2022，（5）：100＼～120.
[24]牛冲槐，杜弼云，牛彤．科技型人才聚集对智力资本积累与技术创新影响的实证分析［J]．科技进步与对策，2015，32（10）：145＼～150.
[25]HsiehCT，KlenowPJ.Misallocationand ManufacturingTFPinChina and India [J].TheQuarterly Journal ofEconomics，2009，124（4）：1403＼～1448.
[26]杨仁发.产业集聚与地区工资差距——基于我国269个城市的实证研究[J].管理世界，2013，（8）：41＼～52.
[27］盛斌，毛其淋．贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长：1985＼～2008年［J].世界经济，2011，（11）：44＼～66.
[28]韩峰，柯善咨.追踪我国制造业集聚的空间来源：基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角［J]．管理世界，2012，（10）：55＼～70.
Research on the Impact of Comprehensive Cross-border E-commerce Pilot Zone Policies on the Development of New Quality Productivity
Wang PengChen Diexin （School of Economics，Jinan University，Guangzhou ，China）
[Abstract]Asanew high ground forreformandopeningupinthenew era，the establishmentofcomprehensivepilot zones for cross-border e- commerce provides a favorable environment and conditions for the development of new quality productivity. Basedonthedataof278prefecture-levelcitiesfrom2010to202，thispaperexplorestheimpactofthepilotpolicyofcomprehensive cross-border e- commerce pilot zones on the level of new-quality productivity forces using a multi-period DID model.The results of the study show that the construction of comprehensive cross-border e- commerce pilot zones can significantly enhance the levelofnewqualityproductivity，andtheefecthasacertaindegreeofcontinuity.Theresultsofthemechanismtestshowthatthe construction of the comprehensive cross $＼ulcorner$ border e- commerce pilot zone drives the new-quality productivity forces level mainly through threechannels，namelystrengtheningregional innovationacumulation，optimizingresource alocation，andimprovig the levelof industriallomerationHeterogeeityalyesshowtatthepolicyspromotioaleectonthelevelofnewalityprodu tivityismorepronouncedintesampleofitswithinthefivemajorurbanagglomerations，withahigherdegreeofmarketintegration and a favorable business environment.
[Key words]comprehensivecross-bordere-commerce pilotzones；newquality productivity；pilot zone policy；multi-peric DID model；quasi-natural experiment；innovation accumulation；resource allocation；industrial agglomeration
[Jelclassification]L81；P30
（责任编辑：张舒逸）
