劉德光

[摘要]基于中心-外圍的研究框架，采用基準計量模型、中介效應(yīng)模型與空間杜賓模型，實證檢驗產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究表明：地方與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合均會顯著提升本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，且省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對鄰近城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在正向空間溢出；金融資源配置在地方與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中扮演中介角色；不同經(jīng)濟發(fā)展水平、城市規(guī)模、分布區(qū)域下，地方與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響具有異質(zhì)性特征。據(jù)此，提出以“硬科技”突破產(chǎn)業(yè)鏈短板與痛點、基于宏觀視野合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合中心空間布局等建議，以期進一步推動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]產(chǎn)業(yè)鏈；創(chuàng)新鏈；高質(zhì)量發(fā)展；空間溢出

一、 引言

產(chǎn)業(yè)是承載經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要載體，創(chuàng)新是引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的第一動力[1]。針對產(chǎn)業(yè)發(fā)展與創(chuàng)新驅(qū)動，習近平總書記曾強調(diào)“要圍繞產(chǎn)業(yè)鏈部署創(chuàng)新鏈、圍繞創(chuàng)新鏈布局產(chǎn)業(yè)鏈，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展邁出更大步伐”1，深刻揭示出經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈緊密結(jié)合、互促提高、協(xié)同聯(lián)動、同向發(fā)力的內(nèi)在要求。黨的二十大報告再次作出經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重大戰(zhàn)略部署，即“未來五年是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家開局起步的關(guān)鍵時期，主要目標任務(wù)是：經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展取得新突破，構(gòu)建新發(fā)展格局和建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系取得重大進展”2。是以，在加快構(gòu)建新發(fā)展格局、全力推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中，如何有效發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合的驅(qū)動效應(yīng)，推動我國區(qū)域經(jīng)濟逐步從“高速”發(fā)展走向“高質(zhì)”發(fā)展，這一問題值得深入探討。另外，就現(xiàn)實情況來說，中國各城市的基礎(chǔ)條件、發(fā)展定位不盡相同，在一定程度上阻礙了區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈跨越區(qū)際差異實現(xiàn)充分融合。且省會城市及大型城市（即區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合中心）的產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合進程占絕對優(yōu)勢，偏遠城市以及新興中小城市產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合則可能面臨嚴重發(fā)展阻滯問題[2]。那么在此背景下，我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合中心能否起到帶頭作用，更好地帶動其他地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？偏遠城市以及新興中小城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合能否促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？解答上述問題，對于深耕產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合、激發(fā)局部性及全域性發(fā)展?jié)撃?，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。鑒于此，本文將基于“中心-外圍”的研究框架，從地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合兩個維度入手，分析產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合空間結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響差異。

二、 文獻綜述

產(chǎn)業(yè)鏈相關(guān)研究最早可以追溯到1958年的《經(jīng)濟發(fā)展理論》[3]。該研究將產(chǎn)業(yè)鏈定義為一系列具有投入產(chǎn)出關(guān)系關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)。創(chuàng)新鏈的研究最早可以追溯到1977年。Visvanathan[4]認為創(chuàng)新鏈是包含創(chuàng)新活動各個環(huán)節(jié)的組織樣態(tài)。隨著時間的推移，產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈的概念逐漸引進國內(nèi)，兩者的內(nèi)涵不斷延伸、拓展，相關(guān)研究亦不斷豐富。近年來，國內(nèi)已有諸多學(xué)者圍繞產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合的經(jīng)濟效應(yīng)展開了一系列積極探索。陳俊[2]發(fā)現(xiàn)，行政審批改革利于推動產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈協(xié)同發(fā)展，進而發(fā)揮兩者對于經(jīng)濟的驅(qū)動作用。李雪松等[5]指出，產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈能夠產(chǎn)生橫向與縱向的協(xié)同效應(yīng)，以技術(shù)進步為主要路徑促進全要素生產(chǎn)率提升。倪君等[6]認為，產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈精準對接是粵港澳大灣區(qū)建設(shè)國際科技創(chuàng)新中心的關(guān)鍵路徑，可更好支撐中國“一帶一路”建設(shè)與經(jīng)濟發(fā)展。

對于產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，鮮有學(xué)者直接將二者納入統(tǒng)一分析框架展開探討，多是圍繞創(chuàng)新與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開間接考察。就創(chuàng)新與經(jīng)濟增長而言，郭志鋼等[7]認為不論是技術(shù)創(chuàng)新還是產(chǎn)品創(chuàng)新，均可通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進經(jīng)濟增長。就產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長而言，劉家樹等[8]指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在創(chuàng)新鏈與資金鏈融合促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮部分中介作用。王立平等[9]表示創(chuàng)新驅(qū)動能夠通過產(chǎn)業(yè)升級進而促進城市經(jīng)濟增長。此外，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)、創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用能否有效發(fā)揮，有賴于兩者發(fā)展過程中供給端與需求端之間的地理距離。李濤等[10]指出高鐵開通引致的時空壓縮將強化產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用和空間溢出效應(yīng)。李四維等[11]指出創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟收斂的正向空間溢出效應(yīng)在波及其他地區(qū)后會反作用于本區(qū)域，具體動態(tài)調(diào)整特征。

綜上可以初步推斷得出，產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合可能利于區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且這一效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合過程中供需雙方的地理距離有關(guān)。鑒于此，本文首先要明晰產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合是否會影響區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其次，試圖基于“中心-外圍”的研究框架，審視產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合的空間溢出效應(yīng)。最后，對產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響效應(yīng)的傳導(dǎo)機制進行識別，以期為進一步激發(fā)中國局部性及全域性的發(fā)展?jié)撃芴峁┙?jīng)驗證據(jù)。

三、 理論分析與研究假設(shè)

1. 地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

產(chǎn)業(yè)鏈是集成產(chǎn)品由原材料轉(zhuǎn)變?yōu)樽罱K產(chǎn)品全部環(huán)節(jié)的鏈條。創(chuàng)新鏈是連接創(chuàng)新活動從思想萌發(fā)到創(chuàng)新成果應(yīng)用開發(fā)、試制改進等環(huán)節(jié)的鏈式結(jié)構(gòu)。本質(zhì)而言，兩者融合是產(chǎn)業(yè)發(fā)展與科技創(chuàng)新、生產(chǎn)主體與創(chuàng)新主體、產(chǎn)業(yè)化應(yīng)用與原創(chuàng)性創(chuàng)新的互融互通、相互滲透。從宏觀層面來說，產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈深度融合利于加速中國經(jīng)濟發(fā)展模式從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動，實現(xiàn)經(jīng)濟在動力、效率、質(zhì)量維度的全面變革。從微觀層面來看，產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈深度融合，能夠強化節(jié)能技術(shù)、人工智能、自動駕駛、量子技術(shù)、再生能源、先進材料等新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域研究與成果轉(zhuǎn)化[12]，解決中國勞動密集型產(chǎn)業(yè)大而不強的問題，加速區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展步伐。綜上，本文認為產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈深度融合是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合可以提升本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

2. 省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合發(fā)展的溢出效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合發(fā)展使得省會城市匯集大量金融、技術(shù)、人才資源。相對于外圍區(qū)域，省會城市在資源配置方面更具優(yōu)勢[13]，當?shù)禺a(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈內(nèi)上下游企業(yè)協(xié)同發(fā)展對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的外部規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟效應(yīng)更強。隨著產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合戰(zhàn)略的深入推進，省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合將逐漸能夠在更為廣泛的地理空間上發(fā)揮對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用，促進周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。值得注意的是，省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對周邊地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展促進效應(yīng)還取決于地理距離的遠近。在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中，“領(lǐng)航型”龍頭企業(yè)、專精特新“小巨人”企業(yè)等產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合發(fā)展主體高度依賴“軟”信息，地理距離越近，此類信息的獲取成本越低，越有利于降低產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合參與主體借貸違約風險[14]?？偨Y(jié)而言，與相對遙遠的邊緣地區(qū)相比，省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對周邊臨近地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展促進效應(yīng)更強。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合不僅可以提升所在區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，還可以促進周邊鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平提升。

3. 金融資源配置的中介作用機制

隨著產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈深度融合、相互纏繞螺旋上升，各地區(qū)為對接“雙鏈”融合的資本訴求會相應(yīng)提高區(qū)域金融資源配置效率。同時，區(qū)域“領(lǐng)航型”龍頭企業(yè)、專精特新“小巨人”企業(yè)在提升產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合過程中，為緩解融資約束會積極尋求提升“雙鏈”效能的資本路徑，促使金融機構(gòu)構(gòu)筑與產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合配套的“資金鏈”，大幅提升金融資源配置水平。于此背景下，與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)的創(chuàng)新成果產(chǎn)業(yè)化、環(huán)保生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新、人民生活福利等方面均能夠得到有效資金保障。展開來說，一方面，金融資源在產(chǎn)業(yè)鏈、創(chuàng)新鏈中的高效配置，能夠促使依賴于金融資源支撐的知識密集型新興產(chǎn)業(yè)比重迅速增加，為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供原動力和基礎(chǔ)條件[15]。另一方面，金融資源配置水平提升利于發(fā)揮金融市場的蓄水池作用，有效對沖、吸收和轉(zhuǎn)化經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中積累的風險矛盾，助推經(jīng)濟實現(xiàn)穩(wěn)定、健康發(fā)展[16]。據(jù)此，可以推斷出提高金融資源配置水平是產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑，據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：金融資源配置在地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合（省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合）促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平提升的過程中發(fā)揮著部分中介作用。

四、 研究設(shè)計

1. 數(shù)據(jù)來源

本文研究時間跨度為2009—2020年，所用數(shù)據(jù)主要源自《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》等官方權(quán)威報告，部分源自Wind金融數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等網(wǎng)站，少量缺失數(shù)據(jù)采用插值法予以補足?？紤]到本文旨在探究地方與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，因此構(gòu)建了兩組數(shù)據(jù)分別展開研究。限于數(shù)據(jù)可得性，第一組數(shù)據(jù)包括245個地級市，第二組數(shù)據(jù)在245個城市基礎(chǔ)上剔除省域中心（包括省會城市與四個直轄市），組內(nèi)包括220個地級市。

2. 模型設(shè)定

為驗證假設(shè)H1、H2，本文構(gòu)建如下基準計量模型：

[LN_Highi，t=β0+β1LN_local_IICi，t+β2LN_center_IICc，t+θ1Xi，t+εi，t]? ?（1）

式（11）中，[LN_High]表示區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，[LN_local_IIC]表示地方產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平，[LN_center_IIC]表示省會城市的產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平，[X]為一系列控制變量，[ε]表示隨機誤差項，[i]表示所有城市，[c]表示省會城市，[t]表示年份。

為驗證假設(shè)H3，本文進一步對產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合影響區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的機制效應(yīng)展開檢驗，構(gòu)建如下模型：

[LN_Highi，t=β0+β1LN_local_IICi，t（LN_center_IICc，t）+θ1Xi，t+εi，t]? （2）

[LN_Fini，t=α0+α1LN_local_IICi，t（LN_center_IICc，t）+θ2Xi，t+εi，t] （3）

[LN_Highi，t=β0+β1LN_local_IICi，t（LN_center_IICc，t）+β2LN_Fini，t+θ2Xi，t+εi，t]? ?（4）

其中，[LN_Fin]表示金融資源配置，其余變量含義與式（1）相同。

3. 變量選取

（1）被解釋變量：區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（[LN_High]）。本質(zhì)而言，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是推動文化、政治、社會、生態(tài)、經(jīng)濟建設(shè)五位一體的可持續(xù)增長方式，具有創(chuàng)新性、高效益、生態(tài)性等特征。當前，已有學(xué)者從經(jīng)濟增長效率、經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)、社會穩(wěn)定發(fā)展和資源環(huán)境代價四個維度對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平進行測算[17]，也有學(xué)者從經(jīng)濟發(fā)展動能、經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展成果三個角度對其進行綜合考量[18]，還有學(xué)者從經(jīng)濟增長條件、過程、結(jié)果3個維度對其進行測度[19]。但相對來說，筆者認為上述研究所選指標較為局限且分析維度不夠全面。是以，本文在此梳理歸納大部分學(xué)者的研究，從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、生態(tài)環(huán)保、教育發(fā)展、民生保障和人民生活5個維度出發(fā)，構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系（表1）。選取min-max標準化方法對指標數(shù)量級與量綱差異可能帶來的影響進行消除，采用熵值法對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)進行測算。

表1? 區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

[一級指標 二級指標 單位 屬性 經(jīng)濟結(jié)構(gòu) 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 % + 外資占全社會固定資產(chǎn)投資比重 % + 政府公共預(yù)算支出/GDP % + 社會消費品零售總額/GDP % + 生態(tài)環(huán)保 單位產(chǎn)出SO2排放量 萬噸 - 生活垃圾無害化處理率 % + 城市綠地面積 萬公頃 + 單位產(chǎn)出固體廢棄物排放量 萬噸 - 城市污水日處理能力 萬立方米 + 教育發(fā)展 教育經(jīng)費 萬元 + 本科與?？普猩鷶?shù) 人 + 本科生在校人數(shù) 人 + 普通高等學(xué)校數(shù) 所 + 民生保障 基本養(yǎng)老保險基金支出 萬元 - 醫(yī)療機構(gòu)數(shù) 個 + 公共服務(wù)支出占公共預(yù)算收入比重 % + 人民生活 城市人口密度 人/平方千米 - 城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比 % + 城市燃氣普及率 % + 城市建成面積 平方公里 + ]

注：“三產(chǎn)與二產(chǎn)比重”反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平，“外資投資比重”反映中國經(jīng)濟的對外開放水平，兩者變化均會引起中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化，是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展經(jīng)濟結(jié)構(gòu)維度的關(guān)鍵指標

（2）核心解釋變量：產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平（[LN_IIC]）。對于地方產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平（[LN_local_IIC]），本文借鑒劉家樹等[8]的研究方法，基于樣本城市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，采用耦合協(xié)調(diào)度模型進行測算，具體指標如表2所示。

表2? 產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈耦合協(xié)調(diào)度評價指標體系

[總系統(tǒng) 子系統(tǒng) 一級指標 二級指標 序參量 指標計算 產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈“雙鏈”復(fù)合系統(tǒng) 創(chuàng)新鏈系統(tǒng)

S創(chuàng)新 研發(fā)能力

人員投入 X11 R&D人員全時當量 資金投入 X12 R&D投入強度 專利授權(quán)數(shù) X13 專利授權(quán)數(shù)量 成果轉(zhuǎn)化

能力 技術(shù)市場成交額 X21 技術(shù)市場成交額 新產(chǎn)品銷售收入 X22 新產(chǎn)品銷售收入 新產(chǎn)品出口占比 X23 新產(chǎn)品出口額/貨物總出口額 產(chǎn)業(yè)鏈系統(tǒng)

S產(chǎn)業(yè) 融合化水平 技術(shù)共享程度 Y11 地區(qū)技術(shù)市場成交合同金額占比/全國技術(shù)市場成交金額 產(chǎn)學(xué)研合作深度 Y12 區(qū)域規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)對高校研發(fā)經(jīng)費支出/規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費外部支出 服務(wù)業(yè)擁有網(wǎng)站比例 Y13 服務(wù)業(yè)擁有網(wǎng)站企業(yè)/服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù) 集群化水平 企業(yè)密度 Y21 企業(yè)數(shù)量/每平方公里 集聚效益密度 Y22 每平方公里年產(chǎn)值/利稅額 生態(tài)化水平 循環(huán)利用 Y31 工業(yè)固體廢物綜合利用率 生態(tài)治理 Y32 工業(yè)污染治理投資總額占GDP比重 ]

測算步驟如下：首先，運用功效函數(shù)分別測度S創(chuàng)新、S產(chǎn)業(yè)兩大子系統(tǒng)項下各個序參量對總系統(tǒng)的貢獻度，具體公式如下所示：

[Uij=Zij-MinijMaxij-Minij（Uij具有正功效）Maxij-ZijMaxij-Minij（Uij具有負功效）]? ? （5）

式（5）中，[Zij]表示序參量，[Maxij]、[Minij]分別表示系統(tǒng)穩(wěn)定狀態(tài)下序參量的最大值與最小值；[Uij]取值范圍為[0，1]，[Uij]值越大表明序參量對系統(tǒng)的貢獻越大。

其次，通過線性加權(quán)法將S創(chuàng)新、S產(chǎn)業(yè)兩系統(tǒng)的序參量進行集成，計算公式如下：

[Ui=ωjUij]? ? （6）

式（6）中，[Ui]為總系統(tǒng)的綜合序參量，[ωj]為熵權(quán)法計算得到的權(quán)重（[ωi=1]）。

最后，運用耦合關(guān)聯(lián)函數(shù)測度產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈的耦合關(guān)聯(lián)度，計算公式如下：

[C=U1U2（U1+U2）2]? （7）

式（7）中，[C]取值范圍為[0，1]，[C]越大說明產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合緊密程度越高。

對于省會城市產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平（[LN_center_IIC]），本文參考王書華與姚璐[20]的研究，在上述測算方法基礎(chǔ)上引入省域中非省會城市與省會城市之間的地理距離來測算，具體公式如下：

[LN_center_IICc，t=LN_local_IICc，t/Dc，t=Cc，t/Di，c]? ?（8）

式（8）中，[c]表示省會城市，[i]表示非省會城市，[t]表示年份；[Di，c]表示某一省份內(nèi)部省會與非省會城市的最短地理距離，通過城市之間的經(jīng)緯度差值測算得到。

（3）中介變量：金融資源配置水平（[LN_Fin]）。本文參考郭華等[21]的研究，從金融資源配置的資金儲備、工具使用與基礎(chǔ)保障3個維度構(gòu)建金融資源配置水平評價指標體系。其中，金融資源配置資金儲備水平采用債權(quán)資金規(guī)模予以表征，通過“銀行業(yè)金融機構(gòu)各項存款余額/所在區(qū)域GDP”測算得到；金融資源配置工具使用水平通過貸款規(guī)模進行衡量，即銀行業(yè)金融機構(gòu)各項貸款余額與所在區(qū)域的GDP之比；金融資源配置基礎(chǔ)保障水平利用金融業(yè)從業(yè)人員規(guī)模表示，即金融業(yè)從業(yè)人員數(shù)量與總就業(yè)人口的比值。

（4）控制變量：第一，勞動力就業(yè)水平（[LN_Lab]）用各城市城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員期末與期初的平均人數(shù)表示；第二，政府干預(yù)度（[GOV]）用政府科技教育支出占政府財政支出的比值表示；第三，對外貿(mào)易水平（[OPEN]）采用各區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易進出口總額占區(qū)域生產(chǎn)總值的比重表示。相關(guān)描述性統(tǒng)計見表3。

表3? 變量描述性統(tǒng)計

[變量名 符號 觀測值 均值 標準差 最小值 最大值 區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平 [LN_High] 2940 6.644 1.692 1.613 11.854 地方產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合水平 [LN_local_IIC] 2940 11.120 0.761 5.833 13.659 產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合中心溢出 [LN_center_IIC] 2940 5.863 0.954 0.471 9.140 勞動力就業(yè)水平 [LnLab] 2940 10.896 0.700 -1.758 15.680 政府干預(yù)度 [GOV] 2940 0.020 0.018 0.000 0.212 對外貿(mào)易水平 [OPEN] 2940 0.020 0.019 0.000 0.230 金融資源配置水平 [LN_Fin] 2940 0.278 0.166 0.027 0.819 ]

五、 實證結(jié)果與分析

1. 基準回歸結(jié)果

利用式（1）分別對研究預(yù)先構(gòu)建的兩組數(shù)據(jù)進行回歸，以檢驗地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，結(jié)果見表4。其中，列（1）和列（2）是第一組數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合均能夠顯著正向影響區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量水平，假設(shè)1得以證實。列（3）和列（4）是第二組數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，控制變量加入與否不會對實證結(jié)論產(chǎn)生影響，假設(shè)1依舊成立。同時，省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正，表明省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合利于提升省內(nèi)其他城市的經(jīng)濟高質(zhì)量程度，假設(shè)2成立。

對表4控制變量基準回歸結(jié)果展開分析，可以發(fā)現(xiàn)勞動力就業(yè)水平的影響系數(shù)始終為正，且至少通過了5%的顯著性檢驗。這充分證實勞動力就業(yè)水平提升對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展極為有利。同時，列（2）和列（4）政府干預(yù)的影響系數(shù)亦為正，且在1%水平下顯著，表明政府對產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合的有效支持能夠驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。此外，對外貿(mào)易水平的影響系數(shù)顯著為正，說明某一地區(qū)對外開放水平越高，其區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度越高。

表4? 基準回歸結(jié)果

[變量 （1） （2） （3） （4） [LN_local_IIC] 1.628***

（0.048） 1.331***

（0.107） 1.310***

（0.124） 0.900***

（0.201） [LN_center_IIC] 0.378*

（0.207） 0.401**

（0.191） [LnLab] 0.628***

（0.217） 0.621**

（0.303） [GOV] 8.779***

（2.002） 8.507***

（2.362） [OPEN] 2.520***

（1.113） 2.854***

（0.749） 常數(shù)項 -9.925***

（0.631） -11.739***

（1.204） -8.529***

（0.688） -10.621***

（1.074） 觀測值 2940 2940 2640 2640 R2 0.511 0.585 0.503 0.528 ]

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為標準誤，下同

2. 內(nèi)生性檢驗

考慮到上述模型可能存在內(nèi)生性問題，本文選擇產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合指數(shù)的滯后一期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法對內(nèi)生性問題進行討論，結(jié)果見表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合、省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響均顯著為正，內(nèi)生性檢驗結(jié)果與基準回歸結(jié)果保持一致。這表明模型存在的內(nèi)生性問題不會對研究結(jié)論產(chǎn)生影響。

表5? 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

[變量 （1） （2） （3） （4） [LN_local_IICt-1] 1.543***

（0.071） 1.441***

（0.064） 1.240***

（0.027） 0.703***

（0.054） [LN_center_IICt-1] 0.431***

（0.022） 0.510***

（0.061） 控制變量 不控制 控制 不控制 控制 常數(shù)項 -11.478***

（0.483） -10.522***

（0.367） -6.240***

（0.271） -7.441***

（0.403） 觀測值 2940 2940 2640 2640 R2 0.513 0.413 0.479 0.611 ]

3. 穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論穩(wěn)健，本文采用替換被解釋變量的測算方法，利用主成分分析法構(gòu)建新的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，對式（1）進行重新估計，結(jié)果見表6。可以發(fā)現(xiàn)，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合的回歸系數(shù)在1%置信水平下顯著為正，省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合的回歸系數(shù)亦顯著為正，且均通過了顯著性檢驗，與前述結(jié)論相符，證實本文研究結(jié)論可靠。

表6? 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

[變量 （1） （2） （3） （4） [LN_local_IIC] 1.543***

（0.056） 1.286***

（0.161） 0.398**

（0.177） 1.358***

（0.165） [LN_center_IIC] 1.325***

（0.117） 0.769***

（0.152） 控制變量 不控制 控制 不控制 控制 常數(shù)項 -12.071***

（0.935） -12.009***

（0.893） -8.115***

（1.328） -10.441***

（1.085） 觀測值 2940 2940 2640 2640 R2 0.507 0.528 0.423 0.517 ]

4. 機制檢驗

表7為金融資源配置在產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。由第3列可以發(fā)現(xiàn)，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對金融資源配置有顯著正向影響。由第4列可以發(fā)現(xiàn)，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合的回歸系數(shù)雖然顯著為正但明顯低于第2列。這意味著金融資源配置在產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介作用。同理，可以看出省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中，金融資源配置起到了部分中介作用。綜上，假設(shè)3得到驗證。

表7? 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

[ [LN_local_IIC] [LN_center_IIC] 模型（2） 模型（3） 模型（4） 模型（2） 模型（3） 模型（4） LN_High Fin LN_High LN_High Fin LN_High [LN_local_IIC] 1.295***

（0.097） 0.429***

（0.048） 1.163***

（0.149） [LN_center_IIC] 1.104***

（0.122） 0.179***

（0.028） 1.052***

（0.128） [LN_Fin] 0.307***

（0.068） 0.288***

（0.057） 控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 常數(shù)項 -10.628***

（0.987） -1.200***

（0.384） -10.674***

（0.859） -7.008***

（1.376） -1.854***

（0.129） -5.228***

（1.097） 觀測值 2940 2940 2940 2640 2640 2640 R2 0.629 0.376 0.499 0.574 0.349 0.627 ]

5. 異質(zhì)性檢驗

由上述分析可知，地方產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合與省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合均能夠促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。那么，如果經(jīng)濟發(fā)展水平、城市規(guī)模、分布區(qū)域不同，這種促進作用是否會呈現(xiàn)異質(zhì)性特征？為解答這一困惑，本文從這三個角度分別進行異質(zhì)性檢驗。

經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性檢驗1結(jié)果見表8。由第（1）和第（2）列可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平較高組別的城市，產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展促進作用更強。這可能是因為經(jīng)濟發(fā)展水平較高城市有產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合的便利條件，能夠充分調(diào)動周邊地區(qū)人力、物力，使得各類資源要素在區(qū)域內(nèi)部自由流動，從而促使所在地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

表8? 經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性檢驗結(jié)果

[變量 經(jīng)濟發(fā)展水平

較低組（1） 經(jīng)濟發(fā)展水平

較高組（2） 經(jīng)濟發(fā)展水平

較低組（3） 經(jīng)濟發(fā)展水平

較高組（4） [LN_local_IIC] 0.725***

（0.109） 0.897***

（0.112） 1.201***

（0.173） 0.620***

（0.185） [LN_center_IIC] 0.228*

（0.129） 0.245*

（0.132） 控制變量 控制 控制 控制 控制 常數(shù)項 -4.685***

（1.419） -7.521***

（0.677） -12.413***

（1.254） -12.014***

（1.185） 觀測值 1464 1476 1320 1320 R2 0.351 0.412 0.400 0.574 ]

城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗1結(jié)果如表9所示。可以發(fā)現(xiàn)，相較于規(guī)模較大組城市，規(guī)模較小組城市產(chǎn)業(yè)鏈與創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更強。細究其因，可能是人口規(guī)模較大的地方及省會城市容易引致當?shù)丶班徑鞘懈鱾€領(lǐng)域出現(xiàn)“擁擠效應(yīng)”，會阻礙區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展步伐。

表9? 城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗結(jié)果

[變量 城市規(guī)模較小組

（1） 城市規(guī)模較大組

（2） 城市規(guī)模較小組

（3） 城市規(guī)模較大組

（4） [LN_local_IIC] 1.210***

（0.146） 0.854***

（0.157） 0.807***

（0.205） 1.042***

（0.249） [LN_center_IIC] 0.387***

（0.103） -0.045

（0.152） 控制變量 控制 控制 控制 控制 常數(shù)項 -11.416***

（1.174） -12.554***

（1.273） -10.223***

（1.362） -11.854***

（1.621） 觀測值 1488 1440 1488 1140 R2 0.514 0.623 0.587 0.653 ]

分布區(qū)域異質(zhì)性檢驗2結(jié)果如表10所示。可以發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用最強，西部次之，東部最弱。可能的原因在于，相較于其他地區(qū)，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展實力、創(chuàng)新發(fā)展?jié)摿ψ畲螅瑸橹胁康貐^(qū)產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈深度融合創(chuàng)造了有利條件。就省會城市而言，東部地區(qū)、西部地區(qū)省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的溢出效應(yīng)顯著為正，中部地區(qū)的溢出效應(yīng)雖為正但不顯著。相較于東部地區(qū)，西部地區(qū)的溢出效應(yīng)更強。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能在于，研究期內(nèi)西部地區(qū)建設(shè)了一系列國家重要的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)基地、資源深加工基地，為區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展奠定了重要基礎(chǔ)。由此，西部地區(qū)省會城市產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新鏈融合對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的溢出效應(yīng)更明顯。