產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響研究

劉德光

[摘要]基于中心-外圍的研究框架，采用基準計量模型、中介效應模型與空間杜賓模型，實證檢驗產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響。研究表明：地方與省會城市產業鏈創新鏈融合均會顯著提升本地經濟高質量發展水平，且省會城市產業鏈創新鏈融合對鄰近城市經濟高質量發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業鏈創新鏈融合促進區域經濟高質量發展過程中扮演中介角色；不同經濟發展水平、城市規模、分布區域下，地方與省會城市產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響具有異質性特征。據此，提出以“硬科技”突破產業鏈短板與痛點、基于宏觀視野合理規劃產業鏈創新鏈融合中心空間布局等建議，以期進一步推動區域經濟高質量發展。

[關鍵詞]產業鏈；創新鏈；高質量發展；空間溢出

一、 引言

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

二、 文獻綜述

產業鏈相關研究最早可以追溯到1958年的《經濟發展理論》[3]。該研究將產業鏈定義為一系列具有投入產出關系關聯的產業。創新鏈的研究最早可以追溯到1977年。Visvanathan[4]認為創新鏈是包含創新活動各個環節的組織樣態。隨著時間的推移，產業鏈與創新鏈的概念逐漸引進國內，兩者的內涵不斷延伸、拓展，相關研究亦不斷豐富。近年來，國內已有諸多學者圍繞產業鏈與創新鏈融合的經濟效應展開了一系列積極探索。陳俊[2]發現，行政審批改革利于推動產業鏈創新鏈協同發展，進而發揮兩者對于經濟的驅動作用。李雪松等[5]指出，產業鏈與創新鏈能夠產生橫向與縱向的協同效應，以技術進步為主要路徑促進全要素生產率提升。倪君等[6]認為，產業鏈與創新鏈精準對接是粵港澳大灣區建設國際科技創新中心的關鍵路徑，可更好支撐中國“一帶一路”建設與經濟發展。

對于產業鏈創新鏈融合與區域經濟高質量發展的關系，鮮有學者直接將二者納入統一分析框架展開探討，多是圍繞創新與經濟增長、產業與經濟增長之間的關系展開間接考察。就創新與經濟增長而言，郭志鋼等[7]認為不論是技術創新還是產品創新，均可通過產業結構升級促進經濟增長。就產業與經濟增長而言，劉家樹等[8]指出產業結構升級在創新鏈與資金鏈融合促進經濟高質量發展過程中發揮部分中介作用。王立平等[9]表示創新驅動能夠通過產業升級進而促進城市經濟增長。此外，部分學者發現產業、創新對經濟發展的促進作用能否有效發揮，有賴于兩者發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業集聚對經濟高質量發展的促進作用和空間溢出效應。李四維等[11]指出創新驅動對區域經濟收斂的正向空間溢出效應在波及其他地區后會反作用于本區域，具體動態調整特征。

綜上可以初步推斷得出，產業鏈創新鏈融合可能利于區域經濟高質量發展，且這一效應與產業鏈創新鏈融合過程中供需雙方的地理距離有關。鑒于此，本文首先要明晰產業鏈與創新鏈融合是否會影響區域經濟高質量發展。其次，試圖基于“中心-外圍”的研究框架，審視產業鏈與創新鏈融合的空間溢出效應。最后，對產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展影響效應的傳導機制進行識別，以期為進一步激發中國局部性及全域性的發展潛能提供經驗證據。

三、 理論分析與研究假設

1. 地方產業鏈創新鏈融合與區域經濟高質量發展

產業鏈是集成產品由原材料轉變為最終產品全部環節的鏈條。創新鏈是連接創新活動從思想萌發到創新成果應用開發、試制改進等環節的鏈式結構。本質而言，兩者融合是產業發展與科技創新、生產主體與創新主體、產業化應用與原創性創新的互融互通、相互滲透。從宏觀層面來說，產業鏈創新鏈深度融合利于加速中國經濟發展模式從要素驅動轉變為創新驅動，實現經濟在動力、效率、質量維度的全面變革。從微觀層面來看，產業鏈創新鏈深度融合，能夠強化節能技術、人工智能、自動駕駛、量子技術、再生能源、先進材料等新興產業領域研究與成果轉化[12]，解決中國勞動密集型產業大而不強的問題，加速區域經濟高質量發展步伐。綜上，本文認為產業鏈創新鏈深度融合是經濟高質量發展的重要支撐。據此，本文提出如下假設：

H1：地方產業鏈創新鏈融合可以提升本地經濟高質量發展水平。

2. 省會城市產業鏈創新鏈融合發展的溢出效應

產業鏈創新鏈融合發展使得省會城市匯集大量金融、技術、人才資源。相對于外圍區域，省會城市在資源配置方面更具優勢[13]，當地產業鏈與創新鏈內上下游企業協同發展對經濟高質量發展的外部規模經濟效應、網絡經濟效應更強。隨著產業鏈創新鏈融合戰略的深入推進，省會城市產業鏈創新鏈融合將逐漸能夠在更為廣泛的地理空間上發揮對經濟高質量發展的促進作用，促進周邊地區經濟高質量發展。值得注意的是，省會城市產業鏈創新鏈融合對周邊地區的經濟高質量發展促進效應還取決于地理距離的遠近。在推動經濟高質量發展過程中，“領航型”龍頭企業、專精特新“小巨人”企業等產業鏈創新鏈融合發展主體高度依賴“軟”信息，地理距離越近，此類信息的獲取成本越低，越有利于降低產業鏈創新鏈融合參與主體借貸違約風險[14]。總結而言，與相對遙遠的邊緣地區相比，省會城市產業鏈創新鏈融合對周邊臨近地區的經濟高質量發展促進效應更強。據此，本文提出如下假設：

H2：省會城市產業鏈創新鏈融合不僅可以提升所在區域經濟高質量發展水平，還可以促進周邊鄰近地區經濟高質量發展水平提升。

3. 金融資源配置的中介作用機制

隨著產業鏈創新鏈深度融合、相互纏繞螺旋上升，各地區為對接“雙鏈”融合的資本訴求會相應提高區域金融資源配置效率。同時，區域“領航型”龍頭企業、專精特新“小巨人”企業在提升產業鏈創新鏈融合過程中，為緩解融資約束會積極尋求提升“雙鏈”效能的資本路徑，促使金融機構構筑與產業鏈創新鏈融合配套的“資金鏈”，大幅提升金融資源配置水平。于此背景下，與區域經濟高質量發展相關的創新成果產業化、環保生產技術創新、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，金融資源在產業鏈、創新鏈中的高效配置，能夠促使依賴于金融資源支撐的知識密集型新興產業比重迅速增加，為經濟高質量發展提供原動力和基礎條件[15]。另一方面，金融資源配置水平提升利于發揮金融市場的蓄水池作用，有效對沖、吸收和轉化經濟高質量發展過程中積累的風險矛盾，助推經濟實現穩定、健康發展[16]。據此，可以推斷出提高金融資源配置水平是產業鏈創新鏈融合助推經濟高質量發展的重要路徑，據此，本文提出以下假設：

H3：金融資源配置在地方產業鏈創新鏈融合（省會城市產業鏈創新鏈融合）促進區域經濟高質量發展水平提升的過程中發揮著部分中介作用。

四、 研究設計

1. 數據來源

本文研究時間跨度為2009—2020年，所用數據主要源自《中國城市統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》等官方權威報告，部分源自Wind金融數據庫、中經網統計數據庫等網站，少量缺失數據采用插值法予以補足。考慮到本文旨在探究地方與省會城市產業鏈與創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響，因此構建了兩組數據分別展開研究。限于數據可得性，第一組數據包括245個地級市，第二組數據在245個城市基礎上剔除省域中心（包括省會城市與四個直轄市），組內包括220個地級市。

2. 模型設定

為驗證假設H1、H2，本文構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]表示區域經濟高質量發展水平，[LN_local_IIC]表示地方產業鏈與創新鏈融合水平，[LN_center_IIC]表示省會城市的產業鏈與創新鏈融合水平，[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H3，本文進一步對產業鏈與創新鏈融合影響區域經濟高質量發展的機制效應展開檢驗，構建如下模型：

[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：區域經濟高質量發展（[LN_High]）。本質而言，經濟高質量發展是推動文化、政治、社會、生態、經濟建設五位一體的可持續增長方式，具有創新性、高效益、生態性等特征。當前，已有學者從經濟增長效率、經濟增長結構、社會穩定發展和資源環境代價四個維度對區域經濟高質量發展水平進行測算[17]，也有學者從經濟發展動能、經濟發展結構、經濟發展成果三個角度對其進行綜合考量[18]，還有學者從經濟增長條件、過程、結果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者的研究，從經濟結構、生態環保、教育發展、民生保障和人民生活5個維度出發，構建經濟高質量發展評價指標體系（表1）。選取min-max標準化方法對指標數量級與量綱差異可能帶來的影響進行消除，采用熵值法對區域經濟高質量發展指數進行測算。

表1? 區域經濟高質量發展評價指標體系

[一級指標 二級指標 單位 屬性 經濟結構 第三產業產值/第二產業產值 % + 外資占全社會固定資產投資比重 % + 政府公共預算支出/GDP % + 社會消費品零售總額/GDP % + 生態環保 單位產出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 + 教育發展 教育經費 萬元 + 本科與專科招生數 人 + 本科生在校人數 人 + 普通高等學校數 所 + 民生保障 基本養老保險基金支出 萬元 - 醫療機構數 個 + 公共服務支出占公共預算收入比重 % + 人民生活 城市人口密度 人/平方千米 - 城鄉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：“三產與二產比重”反映產業結構高級化水平，“外資投資比重”反映中國經濟的對外開放水平，兩者變化均會引起中國經濟結構變化，是經濟高質量發展經濟結構維度的關鍵指標

（2）核心解釋變量：產業鏈與創新鏈融合水平（[LN_IIC]）。對于地方產業鏈與創新鏈融合水平（[LN_local_IIC]），本文借鑒劉家樹等[8]的研究方法，基于樣本城市規模以上工業企業創新活動的經驗數據，采用耦合協調度模型進行測算，具體指標如表2所示。

表2? 產業鏈與創新鏈耦合協調度評價指標體系

[總系統 子系統 一級指標 二級指標 序參量 指標計算 產業鏈與創新鏈“雙鏈”復合系統 創新鏈系統

S創新 研發能力

人員投入 X11 R&D人員全時當量 資金投入 X12 R&D投入強度 專利授權數 X13 專利授權數量 成果轉化

能力 技術市場成交額 X21 技術市場成交額 新產品銷售收入 X22 新產品銷售收入 新產品出口占比 X23 新產品出口額/貨物總出口額 產業鏈系統

S產業 融合化水平 技術共享程度 Y11 地區技術市場成交合同金額占比/全國技術市場成交金額 產學研合作深度 Y12 區域規模以上工業企業對高校研發經費支出/規模以上工業企業研發經費外部支出 服務業擁有網站比例 Y13 服務業擁有網站企業/服務業企業數 集群化水平 企業密度 Y21 企業數量/每平方公里 集聚效益密度 Y22 每平方公里年產值/利稅額 生態化水平 循環利用 Y31 工業固體廢物綜合利用率 生態治理 Y32 工業污染治理投資總額占GDP比重 ]

測算步驟如下：首先，運用功效函數分別測度S創新、S產業兩大子系統項下各個序參量對總系統的貢獻度，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]分別表示系統穩定狀態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的貢獻越大。

其次，通過線性加權法將S創新、S產業兩系統的序參量進行集成，計算公式如下：

[Ui=ωjUij]? ? （6）

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

最后，運用耦合關聯函數測度產業鏈與創新鏈的耦合關聯度，計算公式如下：

[C=U1U2（U1+U2）2]? （7）

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

對于省會城市產業鏈與創新鏈融合水平（[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]表示某一省份內部省會與非省會城市的最短地理距離，通過城市之間的經緯度差值測算得到。

（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、工具使用與基礎保障3個維度構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資金規模予以表征，通過“銀行業金融機構各項存款余額/所在區域GDP”測算得到；金融資源配置工具使用水平通過貸款規模進行衡量，即銀行業金融機構各項貸款余額與所在區域的GDP之比；金融資源配置基礎保障水平利用金融業從業人員規模表示，即金融業從業人員數量與總就業人口的比值。

（4）控制變量：第一，勞動力就業水平（[LN_Lab]）用各城市城鎮單位從業人員期末與期初的平均人數表示；第二，政府干預度（[GOV]）用政府科技教育支出占政府財政支出的比值表示；第三，對外貿易水平（[OPEN]）采用各區域對外貿易進出口總額占區域生產總值的比重表示。相關描述性統計見表3。

表3? 變量描述性統計

[變量名 符號 觀測值 均值 標準差 最小值 最大值 區域經濟高質量發展水平 [LN_High] 2940 6.644 1.692 1.613 11.854 地方產業鏈與創新鏈融合水平 [LN_local_IIC] 2940 11.120 0.761 5.833 13.659 產業鏈與創新鏈融合中心溢出 [LN_center_IIC] 2940 5.863 0.954 0.471 9.140 勞動力就業水平 [LnLab] 2940 10.896 0.700 -1.758 15.680 政府干預度 [GOV] 2940 0.020 0.018 0.000 0.212 對外貿易水平 [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、 實證結果與分析

1. 基準回歸結果

利用式（1）分別對研究預先構建的兩組數據進行回歸，以檢驗地方產業鏈創新鏈融合與省會城市產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響，結果見表4。其中，列（1）和列（2）是第一組數據的回歸結果，可以發現，無論是否加入控制變量，地方產業鏈創新鏈融合均能夠顯著正向影響區域經濟高質量水平，假設1得以證實。列（3）和列（4）是第二組數據的回歸結果，可以發現，控制變量加入與否不會對實證結論產生影響，假設1依舊成立。同時，省會城市產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的影響系數顯著為正，表明省會城市產業鏈創新鏈融合利于提升省內其他城市的經濟高質量程度，假設2成立。

對表4控制變量基準回歸結果展開分析，可以發現勞動力就業水平的影響系數始終為正，且至少通過了5%的顯著性檢驗。這充分證實勞動力就業水平提升對區域經濟高質量發展極為有利。同時，列（2）和列（4）政府干預的影響系數亦為正，且在1%水平下顯著，表明政府對產業鏈創新鏈融合的有效支持能夠驅動區域經濟高質量發展。此外，對外貿易水平的影響系數顯著為正，說明某一地區對外開放水平越高，其區域經濟高質量發展程度越高。

表4? 基準回歸結果

[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，括號內為標準誤，下同

2. 內生性檢驗

考慮到上述模型可能存在內生性問題，本文選擇產業鏈創新鏈融合指數的滯后一期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法對內生性問題進行討論，結果見表5。可以發現，無論是否加入控制變量，地方產業鏈創新鏈融合、省會城市產業鏈創新鏈融合對經濟高質量發展的影響均顯著為正，內生性檢驗結果與基準回歸結果保持一致。這表明模型存在的內生性問題不會對研究結論產生影響。

表5? 內生性檢驗結果

[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. 穩健性檢驗

為確保研究結論穩健，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建新的經濟高質量發展指數。在此基礎上，對式（1）進行重新估計，結果見表6。可以發現，地方產業鏈創新鏈融合的回歸系數在1%置信水平下顯著為正，省會城市產業鏈創新鏈融合的回歸系數亦顯著為正，且均通過了顯著性檢驗，與前述結論相符，證實本文研究結論可靠。

表6? 穩健性檢驗結果

[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業鏈創新鏈融合與區域經濟高質量發展之間的中介效應檢驗結果。由第3列可以發現，地方產業鏈創新鏈融合對金融資源配置有顯著正向影響。由第4列可以發現，地方產業鏈創新鏈融合的回歸系數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業鏈創新鏈融合與區域經濟高質量發展之間發揮了部分中介作用。同理，可以看出省會城市產業鏈創新鏈融合促進區域經濟高質量發展的過程中，金融資源配置起到了部分中介作用。綜上，假設3得到驗證。

表7? 中介效應回歸結果

[ [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. 異質性檢驗

由上述分析可知，地方產業鏈創新鏈融合與省會城市產業鏈創新鏈融合均能夠促進區域經濟高質量發展。那么，如果經濟發展水平、城市規模、分布區域不同，這種促進作用是否會呈現異質性特征？為解答這一困惑，本文從這三個角度分別進行異質性檢驗。

經濟發展水平異質性檢驗1結果見表8。由第（1）和第（2）列可以發現，經濟發展水平較高組別的城市，產業鏈與創新鏈融合對經濟高質量發展促進作用更強。這可能是因為經濟發展水平較高城市有產業鏈與創新鏈融合的便利條件，能夠充分調動周邊地區人力、物力，使得各類資源要素在區域內部自由流動，從而促使所在地區經濟高質量發展。

表8? 經濟發展水平異質性檢驗結果

[變量 經濟發展水平

較低組（1） 經濟發展水平

較高組（2） 經濟發展水平

較低組（3） 經濟發展水平

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 ]

城市規模異質性檢驗1結果如表9所示。可以發現，相較于規模較大組城市，規模較小組城市產業鏈與創新鏈融合對區域經濟高質量發展的促進作用更強。細究其因，可能是人口規模較大的地方及省會城市容易引致當地及鄰近城市各個領域出現“擁擠效應”，會阻礙區域經濟高質量發展步伐。

表9? 城市規模異質性檢驗結果

[變量 城市規模較小組

（1） 城市規模較大組

（2） 城市規模較小組

（3） 城市規模較大組

（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 ]

分布區域異質性檢驗2結果如表10所示。可以發現，中部地區城市產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的促進作用最強，西部次之，東部最弱。可能的原因在于，相較于其他地區，中部地區產業發展實力、創新發展潛力最大，為中部地區產業鏈創新鏈深度融合創造了有利條件。就省會城市而言，東部地區、西部地區省會城市產業鏈創新鏈融合對區域高質量發展的溢出效應顯著為正，中部地區的溢出效應雖為正但不顯著。相較于東部地區，西部地區的溢出效應更強。產生這一結果的原因可能在于，研究期內西部地區建設了一系列國家重要的戰略性新興產業基地、資源深加工基地，為區域經濟高質量發展奠定了重要基礎。由此，西部地區省會城市產業鏈創新鏈融合對區域經濟高質量發展的溢出效應更明顯。