2023年9月7日，习近平总书记在黑龙江调研时提出要“加快形成新质生产力，增强发展新动能”，首次提出新质生产力的概念。而后国务院在政府工作报告中将“大力推进现代化产业体系建设，加快发展新质生产力”作为2024年的主要工作任务。根据发展的客观规律，生产力是推动社会发展的必备因素，新质生产力的提出不仅为社会生产方式变革和生产关系改革指明了新方向，而且为经济高质量发展提供了新动能。从本质上看，新质生产力是符合新发展理念的先进生产力形态，发展新质生产力需要以创新为导向，摆脱传统生产力的粗放型经济增长模式，最终实现劳动者、劳动资料、劳动对象及其优化组合的跃升。企业作为具有创新活力的经济个体，正是发展新质生产力的重要生力军。
不同于常规的创新行为，新质生产力所要求的创新是颠覆性、前沿性的创新，这意味着顺应新质生产力要求的企业创新活动可能需要承受更高的失败风险。尽管发挥主观能动性是企业发展新质生产力的重要手段，但是培育新质生产力更离不开政府之手的扶持作用。在二十届中央政治局第十一次集体学习时，习近平总书记指出，发展新质生产力需要“政府超前规划引导、科学政策支持”。2015年国务院颁发的《中国制造2025》产业政策强调创新驱动和质量为先的原则，与新质生产力的“高科技、高效能、高质量”特征不谋而合，意味着《中国制造2025》或许能成为企业发展新质生产力的契机。然而，产业政策的有效性存在争议。促进论认为产业政策能够弥补市场失灵的缺陷，在提高企业创新绩效和生产率方面发挥正面作用。抑制论认为政府干预反而会破坏市场秩序，而且产业政策伴生的寻租、资源错配等行为会损害市场运行效率。《中国制造2025》作为培育一批具有核心竞争力的产业集群和企业群体的典型产业政策，对企业生产率的影响已经得到一致的结论，但是对企业新质生产力的影响如何，尚未得到充分探讨。
为探究《中国制造2025》对企业新质生产力的影响，本文构建了企业新质生产力指标，并将《中国制造2025》视为准自然实验，利用2009—2023年中国A股上市企业的数据实证检验了两者之间的关系，得到以下结论。第一，《中国制造2025》能显著提升企业新质生产力水平，平行趋势检验及其敏感性分析等一系列稳健性测试并未改变此结论。第二，在投资者预期良好（正面评价与看涨情绪）和地区资源禀赋丰富（金融资源与人力资本）的样本中，《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用更强。第三，机制研究发现《中国制造2025》能够通过创新、协调、绿色、开放和共享五个维度促进企业新质生产力发展。第四，基于政府干预视角的研究发现，地方政府经济增长竞争行为会削弱产业政策对企业新质生产力的促进作用。
本文的贡献如下。第一，从新发展理念的视角系统、全面地刻画了企业层面的新质生产力指标。现有文献主要从劳动力和生产资料等生产力要素维度构造企业新质生产力指标。而本文主要从新发展理念的创新、协调、绿色、开放和共享维度构建了具有概括性的企业新质生产力指标体系，为微观层面新质生产力的定量研究奠定基础。第二，丰富了微观层面新质生产力驱动因素的研究。微观层面新质生产力的定量研究集中于其经济后果的分析，如企业劳动收入份额等。尽管少数文献从金融发展等视角分析了推动企业新质生产力发展的具体路径，但是目前仍然缺乏来自产业政策视角的研究。本文研究了《中国制造2025》对企业新质生产力的影响作用，为产业政策促进新质生产力发展提供了政策启示。第三，从政府干预的视角，分析了地方政府竞争对产业政策效果的影响，丰富了政府干预理论的研究。本文探讨了地方政府经济增长竞争背景下《中国制造2025》对企业新质生产力的影响，证实了政府过度干预对于产业政策效果的削弱作用，从而为政府干预的适度性提供了政策启示。
（一）文献综述
在现有研究中，有三类文献与本文的研究密切相关。第一类文献主要从科技赋能、制度保障、财政扶持等方面分析企业新质生产力的影响因素。在科技赋能方面，新质生产力的发展需要高精尖技术的支持。诸如数字技术创新、关键技术突破等高端创新能够有效驱动新质生产力。在制度保障方面，新质生产力的提高依赖于完善的制度环境。知识产权保护和营商环境建设能够满足企业的新技术发展需要，并为新质生产力的发展提供必要支持。在财政扶持方面，政府能够通过财政补贴和税收优惠等财政政策提高企业新质生产力。
第二类文献从中观和微观层面探讨《中国制造2025》的经济后果。在中观层面，《中国制造2025》能够提升产业链整体的自主可控能力。在微观层面，《中国制造2025》对企业具有创新驱动和生产率提升作用。
第三类文献从产业聚集、协同和融合的视角研究产业政策对企业新质生产力的作用。在聚集视角下，数字产业能够充分发挥先进生产力的优势，帮助企业提高新质生产力。在协同视角下，产业数字化与绿色化协同转型具有成本低和可持续强的特点，可以为培育高效益的新质生产力提供有益帮助。在融合视角下，数字与实体经济产业融合能够重构企业的创新流程，助力新质生产力发展。尽管诸多文献已经探讨了产业政策对企业新质生产力的影响，但是仍然缺乏对具体类型产业政策实施效果的实证检验。本文以《中国制造2025》这一典型的功能性产业政策为研究对象，详细分析其对企业新质生产力提升作用，在细化政策类型的基础上提供了对应的经验证据，丰富了该领域的研究。
（二）理论分析
新质生产力是新时代下的产物，其“新质”和“高质”特点与新发展理念相契合。在新发展理念的先导下，新质生产力能够形成以创新为第一动力、协调为内生特点、绿色为普遍形态、开放为必由之路、共享为根本目的的新型先进生产力。因此，本文从新发展理念的创新、协调、绿色、开放和共享五个方面，分析《中国制造2025》影响企业新质生产力的具体路径。
《中国制造2025》能通过创新发展路径提高企业新质生产力水平。第一，《中国制造2025》能提供创新必需的生产要素。政府不仅会以补贴或税收减免的方式帮助企业增加创新投资，而且能够为制造业发展培养专业的技术人员，从而积累创新资本和劳动要素，为发展新质生产力提供支撑。第二，《中国制造2025》能够加强企业对于核心技术的研发与突破能力。通过建设国家技术创新示范企业与技术中心激励企业增加创新产出、提高创新质量，为新质生产力发展提供创新保障。第三，《中国制造2025》为企业创新活动提供安全保障。一方面，《中国制造2025》通过公共服务平台和工程数据中心搭建具有风险分担特点的创新网络，以降低企业创新风险；另一方面，该政策还能通过加强知识产权保护降低企业的专利风险，从而为以创新为特征的新质生产力发展提供安全保障。
《中国制造2025》能通过协调发展路径提高企业新质生产力水平。第一，《中国制造2025》能够搭建科研交流平台，充分发挥龙头企业的主导作用、高校与科研机构的辅助作用，形成产学研协同合作联盟，促进企业协调发展。在产学研合作的模式下，科技成果能够快速、高效地转化为现实生产力，从而有助于新质生产力发展。第二，《中国制造2025》旨在推动企业数字技术与制造技术融合，引导企业朝智能制造方向前进，从而提高企业信息化与工业化协调发展的能力。在信息化的助力下，企业能够优化其商业模式，实现从原料采购、生产制造到营销模式的数字化转型，从而构建新型生产关系，促进新质生产力发展。更重要的是，信息化与工业化融合产生的数据要素能够催生和创造新的劳动资料和劳动对象，驱动新质生产力的形成。
《中国制造2025》能通过绿色发展路径提高企业新质生产力水平。第一，《中国制造2025》倡导节能环保技术升级。政府通过提供财政补贴资金、搭建合作平台等方式鼓励受政策支持的企业开展环保技术研发活动，加速企业环保技术进步。一方面，环保技术革新能够通过循环生产方式降低企业的能源消耗，提高资源利用效率，有助于形成绿色生产关系。另一方面，环保技术革新可以在生产中运用脱硫脱硝等绿色工艺技术，帮助企业减少污染物排放量，实现绿色生产，形成绿色新质生产力。第二，《中国制造2025》形成的绿色评价体系对企业污染行为具有监督和制约作用。《中国制造2025》对试点企业实行严格的环境监测与规制政策，迫使企业开展清洁生产专项技术改造、增加污染物治理资金，同时从源头预防和末端治理提高环境治理能力，有助于实现社会生产力与自然生产力的辩证统一，从而促进企业新质生产力发展。
《中国制造2025》能通过开放发展路径提高企业新质生产力水平。第一，《中国制造2025》以对外开放方式直接提高企业新质生产力水平。一方面，《中国制造2025》通过吸引外资进入、搭建境内外企业合作平台等方式帮助中国企业学习借鉴成功的经营管理与研发经验，提高企业新质生产力。另一方面，《中国制造2025》通过完善国际统筹协调机制、增加金融支持等方式鼓励国内企业走出去，帮助企业融入国际市场，吸引优质生产要素流入企业，从而提高企业新质生产力水平。第二，《中国制造2025》对外开放通过增加竞争压力间接提高企业新质生产力。《中国制造2025》扩大制造业对外开放的举措使得企业同时面临国内国际双重竞争，导致企业获取超额利润的难度增加。为从竞争中脱颖而出，企业会通过组织变革等方式提高生产率，这有助于改善其新质生产力发展水平。
《中国制造2025》能通过共享发展路径提高企业新质生产力水平。《中国制造2025》是功能性的产业政策，遵循市场主导和政府引导的原则，通过市场环境改善、人才培育、金融财税政策支持、对外开放等政策激发企业活力，同时引导企业提高创新能力、增强国际竞争力，进而增加企业经营利润。此时企业的利益相关者随之获得更多的收益，恰恰满足了“发展成果由人民共享”的新质生产力内在要求。基于以上分析，本文提出假说1。
假说1：《中国制造2025》能提高企业新质生产力
《中国制造2025》作为国家战略高度层面的重要产业政策，向市场传递了产业发展方向的明确信号，引导资源向先进制造领域集聚，进而激励企业培育新质生产力。然而，政策信号对企业的实际影响依赖于金融市场参与主体对政策的解读与响应方式。股吧论坛作为中国资本市场中独特的信息交流与情绪传播平台，其所形成的投资者预期能够反映市场氛围。当股吧论坛中正面帖子占比较高时，意味着投资者对政策利好形成了广泛的理性共识。此类共识有助于降低政策信号本身所具有的不确定性，增强企业管理层对政策持续性的信心，促使其更愿意投入周期长、风险高的战略性研发活动。此外，当股吧论坛中的看涨情绪强烈时，会提高股票交易的活跃度、改善企业的资本市场表现，不仅为创新提供更充足的外部资金支持，而且向管理层传递明确的市场支持信号，提升其推进创新变革、发展新质生产力的决心。因此，如果股吧论坛投资者群体中的投资者预期趋向良好，则有望增强《中国制造2025》对企业新质生产力的促进效果。基于以上分析，本文提出假说2。
假说2：当投资者预期良好时，《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用更强
《中国制造2025》对新质生产力的促进作用依赖于企业所处外部环境，以资本和劳动要素为代表的地区资源禀赋即是决定政策效应大小的关键因素。在资本要素方面，发达的金融体系为政策响应提供资金支持。发展新质生产力所依赖的研发活动具有高投入、长周期和高不确定性的特征，企业内源融资往往难以满足需求。具备多层次资本市场、高效信贷机制和活跃风险投资的金融环境，可显著缓解融资约束，确保具备创新潜力的企业及时获得资金，用于先进设备购置、核心技术攻关和市场拓展，从而将政策机遇转化为实际生产力。在劳动要素方面，高水平的人力资本为新质生产力的发展提供人才支撑。拥有高素质劳动力、科研人员及完善高等教育体系的地区，不仅能直接输送研发与管理人才，还能通过知识溢出效应营造良好的创新生态。这使企业在获得政策引导与资金注入后，具备足够的吸收能力和创新能力，将资源投入转化为具有市场竞争力的新技术、新工艺和新产品，从而为发展新质生产力奠定坚实基础。因此，具备发达金融体系与丰富人力资本的地区，更能为企业发展新质生产力创造有利环境。基于以上分析，本文提出假说3。
假说3：在资本和劳动禀赋丰富的地区，《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用更强
《中国制造2025》的实施效果高度依赖地方政府的执行与支持。然而，在“晋升锦标赛”机制驱动下，各地方政府围绕GDP等指标激烈竞争，这种以增长为导向的竞争行为干扰了市场秩序，可能会对新质生产力政策效应产生不利影响。《中国制造2025》旨在培育一批以技术创新为核心的企业，其特点是投入大、周期长。地方政府面临经济增长压力，行为偏向短期化，往往优先支持见效快的项目，而非长期投入的基础研发，这容易导致资源错配，使真正创新的企业难以获得稳定支持。一方面，地方政府可能引导金融、土地等资源流向房地产、基建等短期贡献大的领域，或迫使企业聚焦低端生产，挤占研发所需投入。另一方面，在考核压力与晋升激励下，企业为获得更多的政府支持，会迎合性地增加短期项目的投资，并减少长期科技创新投入，导致《中国制造2025》的政策效果被削弱。基于以上分析，本文提出假说4。
假说4：地方政府经济增长竞争会削弱《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用
（一）数据来源
本文选取2009—2023年中国沪深A股上市公司作为初始样本，数据主要来源于国泰安数据库（CSMAR）。在实证研究之前对原始数据做以下处理：第一，为增加实验组和对照组的可比性，剔除非制造业企业；第二，剔除ST等企业，仅保留正常上市企业样本；第三，剔除核心变量缺失的样本；第四，将所有连续型变量做上下1%分位数的缩尾处理。
（二）变量设定
1.被解释变量：企业新质生产力（NQP）
目前衡量企业新质生产力的主要方法过度强调“创新”的重要性，使得指标的概念趋于单一化。而企业新质生产力是具有全面性的指标体系，创新只是其中的一部分。为了得到细致且具有概括性的指标，必须要深入理解新质生产力的组成要素。新发展理念作为新发展格局下的重大理论创新成果，是新时代下高质量发展的核心指导思想，对于理解和发展新质生产力具有重要现实意义和参考价值。从实践上看，党和国家也将新发展理念的“创新、协调、绿色、开放、共享”五项原则作为新质生产力的核心要素，因此企业新质生产力必然要符合新发展的理念。于是，本文从新发展理念的五个要素出发，对企业新质生产力进行测度。
第一，创新要素。本文分别从创新投入、创新成效和安全发展三个维度衡量企业创新要素。其中创新投入包括创新资本和创新劳动，分别用企业研发支出和研发员工比例衡量。创新成效包括创新数量和创新质量，分别用申请专利数量和专利知识宽度衡量。安全发展既包括创新活动的安全性，也涵盖供应链的稳定度，分别用反映企业当期研发支出增长率与未来一期净利润增长率关系的虚拟变量以及企业前五大供应商集中度衡量。
第二，协调要素。协调指的是要素之间的融合度，包括两化融合、数实融合和产学研合作，分别用企业数字化转型、非数字专利引用数字专利的次数以及企业产学研联合申请专利数量衡量。
第三，绿色要素。绿色涵盖环保绩效、资源利用以及污染与风险的内容。其中环保绩效选择ESG评分中的E（环境）得分和绿色治理绩效指标；资源利用选择产能利用率和绿色全要素生产率；污染与风险包括空气污染、水体污染和气候风险，分别用碳排放强度、水体污染当量对数和气候风险词频衡量。
第四，开放要素。开放涵盖对内开放和对外开放，分别用企业跨省和跨境设立的子公司数量（加一后取自然对数）衡量。
第五，共享要素。共享涵盖企业和个人层面的回报。企业回报选择权益收益率和利润率衡量；个人回报一方面考虑了应付职工薪酬占比的收入绝对数指标，另一方面也选择了内部薪酬差距的收入相对数指标。
根据以上讨论，本文建立了如表1所示的指标体系，并利用熵值法根据信息熵值确定权重，合成企业新质生产力总体指标NQP。为增加实证结果的可读性，将NQP扩大100倍。
2.核心解释变量：中国制造2025（Treat×Post）
如果企业属于制造强国十大重点领域的行业，Treat赋值为1，否则赋值为0；Post为政策实施的虚拟变量，2015年之前赋值为0，2015年及以后赋值为1。Treat×Post表示企业是否受中国制造2025政策冲击的虚拟项。
3.控制变量
本文选取的控制变量包括企业规模（Size，总资产的自然对数值）；企业杠杆率（Lev）；第一大股东持股比例（First）；总资产回报率（ROA）；营业收入增长率（Growth）；独立董事比例（Dep）；是否两职合一（Dual，董事长兼任总经理取1，否则取0）；审计意见类型（Audit，无保留审计意见取1，否则取0）。
表1 企业新质生产力指标体系
（三）模型设定
为研究《中国制造2025》对企业新质生产力的影响，本文构造如下的双重差分模型：
其中被解释变量
，t表示企业i在t年的新质生产力水平，核心解释变量
表示企业是否受《中国制造2025》冲击的政策虚拟项。
为前文所述的控制变量。
和
分别表示企业和年份固定效应，
为残差项。
（四）描述性统计
表2展示了主要变量的描述性统计结果。NQP的均值为14.642，标准差为4.208，最小值和最大值分别为6.755和29.126，说明不同企业间的新质生产力发展水平存在较大差距。Treat×Post的均值为0.497，说明有样本中有49.7%的企业受到了《中国制造2025》政策的冲击影响。
表2 描述性统计
（一）基准回归
表3展示了《中国制造2025》对企业新质生产力影响的基准回归结果。列（1）为不加控制变量和固定效应的回归结果，列（2）则为增加企业和年份双向固定效应的回归结果，列（3）则同时增加了控制变量和固定效应。在所有列中Treat×Post对NQP的回归系数均为正且至少通过了5%的显著性检验，这说明与对照组企业相比，受《中国制造2025》支持的实验组企业具有更高的新质生产力水平，意味着《中国制造2025》能促进企业新质生产力发展，假说1得到验证。
（二）稳健性检验
1.平行趋势及其敏感性检验
本文选用的双重差分模型需要满足平行趋势假定，即在《中国制造2025》实施之前，受支持与未受支持的企业新质生产力不存在显著差异。为验证双重差分模型的有效性，本部分从政策实施的2015年前后各取三期，生成一系列的政策虚拟项，检验其对企业新质生产力的影响。图1的平行趋势检验结果显示，政策实施前的虚拟项对企业新质生产力的回归系数均不显著（95%置信区间覆盖0轴），而政策实施后虚拟项对企业新质生产力有显著的促进作用，说明平行趋势检验初步通过。
表3 基准回归
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平；括号中是经企业层面聚类调整的稳健标准误。下文同。
图1 平行趋势检验
然而有研究指出以处理前趋势为代表的平行趋势检验具有统计意义上的低效性，可能造成估计偏误。为增强处理前趋势检验的稳健性，应当采用相对偏离程度限制和平滑限制方法对处理后点估计量及其置信区间进行敏感性分析。相对偏离程度限制是指在特定偏离倍数约束下，处理后时期违反平行趋势假设的程度不超过处理前的违反程度。图2汇报了对应的平行趋势检验敏感性分析结果，可见在一倍偏离程度限制以内估计系数的置信区间均高于0轴，说明即使存在1倍偏差平行趋势仍然成立。而平滑限制是指在给定线性差值约束下，处理后时期违反平行趋势的程度不超过处理前的程度。图3展示的对应敏感性分析结果显示，即使处理后与处理前时期违反平行趋势程度的差值达到0.15（约为基准回归的系数标准误的一倍），政策仍然具有显著的企业新质生产力提升效应。以上结果说明，即使平行趋势检验存在一定的偏离，《中国制造2025》仍然能明显提高企业新质生产力水平。
图2 平行趋势敏感性分析：相对偏离限制
图3 平行趋势敏感性分析：平滑限制
2.替换核心变量
前文合成企业新生产力指标采用了熵权法，而这种方法侧重于权重的计算，对样本优劣等级的判断能力不足。熵权TOPSIS法能够在熵权法确定客观权重的基础上，利用TOPSIS法进一步比较评价对象与理想目标的接近程度，有效结合了熵值法和TOPSIS法的优点，能够更加准确、客观地测度综合指标。因此本部分采用熵权TOPSIS法测算了新口径的企业新质生产力指标NQP1，替换熵值法测度的NQP，展开稳健性检验。此外，对于核心解释变量，根据企业是否位于“中国制造2025国家级示范区”定义新的实验组虚拟变量Treat1，与原有的政策实施时间虚拟变量Post交乘，形成新口径的《中国制造2025》政策冲击变量Treat1×Post。表4列（1）和（2）展示的替换被解释和核心解释变量结果显示，更换主变量测量方法并不改变基准结论。
3.增加固定效应
企业新质生产力的发展可能会受地区人文特征、市场环境等非观测因素的影响，遗漏这些因素容易导致估计出现偏误。因此，本部分在企业—年份双向固定效应的基础上控制了城市固定效应，以吸收地区层面不可观测因素的干扰。表4列（3）的回归结果显示，增加城市固定效应后，Treat×Post对NQP的回归系数为0.357且通过了5%的显著性检验，《中国制造2025》提高企业新质生产力的结论保持不变。
4.排除其他产业政策
《中国制造2025》作为典型的产业政策，对于提高企业新质生产力具有重要作用。然而，同时期其他类型的产业政策同样也对企业具有培育和扶持作用，或许也能对企业新质生产力发展有所裨益。为了清晰地识别《中国制造2025》对企业新质生产力的影响，有必要排除其他产业政策的干扰作用。因此，本部分在基准回归方程中纳入了三个产业政策变量：Belt、IP1和IP2。其中，Belt是“一带一路”倡议政策的虚拟变量，IP1和IP2分别指代中央和省级层面的重点产业政策虚拟变量。纳入这些虚拟变量的回归结果显示，Treat×Post对NQP的回归系数依然显著为正，意味着在排除其他产业政策的干扰后，《中国制造2025》对企业新质生产力仍然具有提升作用。
表4 稳健性检验：替换核心变量、增加固定效应、排除其他产业政策
5.安慰剂检验
为排除非观测因素对“《中国制造2025》—企业新质生产力”关系的干扰作用，本部分采用了安慰剂检验方法。如果通过虚构实验组与对照组能得到政策效应，就说明非观测因素会对基准关系产生干扰，反之则认为非观测因素的干扰是有限的。具体而言，将受到与未受到《中国制造2025》支持的实验组与对照组企业随机划分，进行1000次抽样检测，记录下《中国制造2025》对企业新质生产力所有回归系数的t统计量，并绘制成图4所示的直方图与核密度曲线。图4中虚构政策的t值基本服从关于零对称的正态分布，而真实的t值为2.452（黑色的垂线），高于绝大多数虚构政策的t值。这说明虚构实验组与对照组无法得到《中国制造2025》政策效应，样本期间内难以观测的因素不会对基准关系造成较大的冲击影响。
图4 安慰剂检验
6.遗漏变量强度检验
本文选用的《中国制造2025》政策是外生冲击事件，企业难以提前预计到，因而基准模型受到互为因果的内生性干扰较小。然而，由于无法穷尽和一一刻画影响企业新质生产力的诸多因素，基准模型可能隐含遗漏变量的内生性问题。为缓解这一担忧，本文参考现有文献的方法，检验在特定遗漏变量强度的冲击下，基准结论是否会发生变化。具体地，以企业规模（Size）为基准变量，观察当遗漏变量的强度达到Size的数倍时，《中国制造2025》对企业新质生产力的影响如何。图5和图6的遗漏变量强度检验结果显示，即使遗漏变量强度达到企业规模的三倍，回归系数仍然为正；虽然系数对应的t统计量减小为2.42，但并不低于95%置信水平的临界值1.96，这意味着遗漏变量的内生性问题不足以改变基准关系。
图5 遗漏变量强度检验：系数敏感性分析
图6 遗漏变量强度检验：t值敏感性分析
（三）机制检验
前文考察了《中国制造2025》对企业新质生产力的提升作用，本部分将设定如下模型（2），从新发展理念的创新、协调、绿色、开放、共享五个维度验证其中的作用机制。其中
表示来自五个维度的机制变量，其余变量的设定与模型（1）相同。
创新效应。现有研究认为技术转移能够通过知识溢出作用提高企业在原有领域内的创新效率，并进一步扩展企业的技术领域广度，从而提高企业创新能力。如果能够观察到《中国制造2025》对技术转移的促进作用，就能够证明政策对企业创新的促进作用，从而验证创新效应。于是本文选取企业专利转入数量PT作为创新维度的机制变量，并将其加一后取自然对数处理。表5列（1）的结果显示Treat×Post对PT的回归系数显著为正，说明《中国制造2025》能帮助企业引进技术，创新效应得到验证。这是因为《中国制造2025》搭建了企业与科研院所等机构的技术交流、合作平台，为研究成果的转移和流动提供了方便。
协调效应。协调指的是企业内各要素之间的融合度。由于全要素生产率指的是总产出中无法被其他要素所解释的部分，正是要素融合度与协调能力的直观体现，因此选择企业全要素生产率TFP作为协调维度的机制变量。表5列（2）的回归结果发现，《中国制造2025》能够提高企业全要素生产率，这说明该政策能够增加企业的要素融合度，从而产生协调效应。对此可能的解释是，《中国制造2025》旨在推动企业信息化与工业化的融合，而信息化、数字化的运用能够推动其他要素间的协调发展，从而带来全要素生产率的提升。
绿色效应。绿色是企业可持续发展的重要方向，涵盖节能减排、环境治理等方面的概念。无论是污染减排，抑或是环境治理效能，都能通过环境处罚予以体现，因此本文选择企业是否受到环境处罚的虚拟变量Punish作为绿色维度的机制变量，若能观察到Treat×Post对Punish的抑制作用，就能够证明政策对绿色绩效的促进作用，从而验证绿色效应。表5列（3）的结果显示，Treat×Post对Punish的回归系数为-0.052且通过了1%的显著性检验，说明《中国制造2025》能减少企业受到环境处罚的概率，绿色效应得到验证。其内在原因是，《中国制造》倡导循环生产方式，强调企业生产工艺流程的环保化与高效化，有效提高了企业的可持续发展能力。
开放效应。开放指的是企业跨地区经营的能力。“中国上市公司企业家精神数据库”中的“国际视野”涵盖企业跨国经营的深度和广度两个方面，能够有效衡量企业的开放能力，因此本文选择企业“国际视野”IO作为开放维度的机制变量。表5列（4）的结果显示，《中国制造2025》能够有效提高企业的跨国经营能力，说明该政策能够发挥开放效应。这是因为《中国制造2025》不仅能够为企业国际化提供资金等支持，为企业国际化提供直接帮助；而且能够通过吸引外资的方式帮助企业学习借鉴先进国际经验，间接提高企业国际化水平。
共享效应。共享指的是企业回馈利益相关者的能力。本文选取能反映企业为所有者创造经济利润的经济附加值EVA作为共享维度的机制变量，并将其除以总资产去规模化。表5列（5）的结果显示，Treat×Post对EVA的回归系数为0.002且通过了5%的显著性检验，说明《中国制造2025》能提高企业经济附加值，共享效应得到验证。对此的解释是，《中国制造2025》通过研究平台搭建、财政金融支持等手段多方面支持企业的高质量创新发展，帮助企业迅速转型升级，从而带来更高的经济收益。
表5 机制检验：基于新发展理念视角
（四）异质性分析
前文证实了《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用，并探究了其中的影响机制。事实上，除了政策本身之外，企业新质生产力发展水平还与投资者的预期以及企业所处地区的要素禀赋密切相关。为捕捉这类因素的作用，本部分在基准关系中嵌入投资者预期和地区资源禀赋特征，展开两个层面的异质性分析。
对于投资者预期，采用投资者正面评价和投资者看涨情绪衡量，分别等于股吧论坛正面帖子与总帖子数之比、股吧总帖子数与看跌帖子之比，两者数值越大表示预期越良好。表6列（1）和（2）展示了以正面评价为中位数分组的回归结果。当投资者正面评价居多时，《中国制造2025》对企业新质生产力有强劲的促进作用；而正面评价较少时，《中国制造2025》却不能提高企业新质生产力。类似地，表6列（3）和（4）显示，当投资者看涨情绪高涨时，《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用更强。这些结果说明投资者预期能强化《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用，假说2得到验证。可能的解释是，良好的投资者预期能提振企业经营的信心，对于科技创新等活动给予更多的包容与支持，有助于为企业建立宽松、稳定的资本市场环境，从而充分释放政策活力。
表6 异质性分析：投资者预期
地区资源禀赋层面主要考虑了资本和劳动两类影响企业新质生产力的要素。其中资本要素禀赋用金融发达程度衡量，等于城市的金融机构存贷款余额与生产总值之比；劳动要素用人力资本水平衡量，等于城市的高校学生与户籍人口之比。存贷款余额占比、高校学生比例越高，说明当地的资本和劳动要素越丰富。表7展示了分别以地区金融发达程度和人力资本水平中位数分组的子样本回归结果。可见当地区金融和人力资源匮乏时（列（2）和（4）），《中国制造2025》不会影响企业新质生产力发展水平（回归系数均未通过10%的显著性检验）；而在金融资源和人力资源丰富的样本中（列（1）和（3）），《中国制造2025》能明显提高企业新质生产力，假说3得到验证。对此可能的解释是，企业新质生产力依赖于资本和劳动等生产要素，提高企业新质生产力不仅需要充裕的金融资源支持，更离不开与之匹配的高素质劳动者。
表7 异质性分析：地区资源禀赋
《中国制造2025》作为功能性的产业政策，秉承着“市场主导，政府引导”的原则，将政府职能由“驾驭市场”和“挑选赢家”转变为服务市场和弥补市场职能，明晰了政府与市场行为的边界，充分地强调了市场的资源配置作用，从而发挥重要的政策效果。前文《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用证实了这一点。然而，在得到政策支持的同时，企业同时受到地方政府的干预，且这种干预程度存在地区层面的差异。若是忽略了地方政府干预行为，将会高估《中国制造2025》的政策效应。因此有必要在不同地方政府干预强度下，进一步考察《中国制造2025》对企业新质生产力的差异性政策效果。
根据“晋升锦标赛”思想，以经济增长为导向的GDP竞争，是地方政府通过干预市场促进经济发展的手段，必然会对辖区内企业形成冲击。于是本文考虑了“为经济增长而竞争”（EC）的地方政府干预行为，通过定义地级市政府经济增长目标与省内各城市经济增长目标均值之差进行衡量，EC数值越大，说明地方政府对市场的干预越多。
图7 地方政府干预行为下的检验——经济增长竞争视角
图7显示了在不同的地方政府经济增长竞争强度下，《中国制造2025》对企业新质生产力的边际效应影响。当地方政府“为经济增长而竞争”的倾向较弱时（对应EC数值较小的区间），《中国制造2025》能提高企业新质生产力；但是随着这种倾向性逐渐增强（对应EC数值较大的区间），《中国制造2025》对企业新质生产力的边际预测值呈现不显著的特征。这说明地方政府的经济增长竞争行为会削弱甚至抵消《中国制造2025》的政策效果，假说4得到验证。其中的原因是，为了实现较高的经济增长目标，地方政府往往会通过财政政策等手段过度干预市场，导致市场失灵。而《中国制造2025》却是强调市场作用的功能性产业政策，政府干预引起的市场资源配置效率下降势必会弱化政策效果。
本文从新发展理念的视角构造了企业新质生产力的总体指标，并利用2009—2023年中国A股上市企业数据实证检验了《中国制造2025》产业政策对企业新质生产力的影响，得到以下结论。第一，《中国制造2025》能发挥企业新质生产力提升效应，即政策支持的企业比未受支持的企业具有更高的新质生产力水平。平行趋势及其敏感性分析等稳健性检验并未改变这一结论。第二，机制研究发现，《中国制造2025》能够通过创新、协调、绿色、开放和共享五条路径提高企业新质生产力。第三，《中国制造2025》对企业新质生产力的影响具有异质性特征。在投资者预期良好和地区资源禀赋丰富的样本中，《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用更强。第四，基于地方政府干预市场的研究发现，地方政府经济增长竞争会削弱甚至抵消《中国制造2025》对企业新质生产力的促进作用。
根据以上研究结论，本文提出以下政策建议。第一，政府应当为发展企业新质生产力提供更多支持。为了有效地提高企业新质生产力、释放产业政策效能，政府应当搭配实施人才政策等有利于增加地区要素禀赋的相关政策，如降低人才落户门槛、分发人才补贴等。第二，政府对市场的干预应当具有适度性。在实施功能性的产业政策时，政府一方面要尊重市场的资源配置作用，尽量避免出现过度干预市场的行为；另一方面要为企业发展即使提供配套的资源支持，如适时适度地提供财政补贴、优惠贷款等。第三，政府应当优化市场和制度环境。一方面，政府可以为企业搭建科技合作平台、牵头建立产学研联盟，帮助企业提升创新能力；另一方面，政府应当加强知识产权保护，降低企业的专利诉讼风险，激励企业的创新意愿。