《现代财经-早读早分享》2025年2月1日周六（第3263期）

今天是2025年2月1日，星期六，农历正月初四，美好的一天从阅读《现代财经-早读早分享》开始！

每日晨语

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正月初四福星降，新春喜气盈满堂。愿你新年事事顺，如意吉祥伴身旁。家庭和睦笑声扬，工作顺利心舒畅。健康平安永相随，幸福快乐万年长！初四，早安！

以下内容是由《现代财经》编辑部根据国内外财经类门户网站相关资讯编辑整理而成（总第3263期）。原创不易，敬请尊重。谢谢鼓励。

一、早读分享

1、乡村振兴加“数”跑，畅通特色产业发展“大动脉”。 近日，中共中央、国务院印发《乡村全面振兴规划（2024—2027年）》（以下简称《规划》）提出，加快数字乡村建设，完善信息基础设施。到2027年，乡村全面振兴取得实质性进展，农业农村现代化迈上新台阶。乡村振兴，关乎国计民生，助力乡村产业发展，要加强信息基础设施建设，打通乡村经济发展的信息“大动脉”。（经济日报）

蔡子微评： 全国多地乡村也在积极探索通过通信数字技术结合当地特色资源发展特色产业的道路，数字乡村建设不仅为乡村经济发展注入了活力，也开拓了新的产业空间。我国搭建起数字乡村建设的框架，通5G行政村占比不断提高，智慧农业等领域市场规模不断扩大。数字乡村建设成果显著，前景广阔，将为乡村全面振兴和农业农村现代化提供有力支撑。

话题关注：数字经济促进乡村特色产业高质量发展的路径研究

2、加强实践和制度创新，建设美丽中国先行区。 国务院办公厅日前转发生态环境部《关于建设美丽中国先行区的实施意见》（以下简称《实施意见》）。《实施意见》指出，到2027年底前形成一批实践创新和制度创新成果，久久为功建成若干各美其美、群众满意的示范样板，为全面推进美丽中国建设积累经验、树立标杆。（人民网）

蔡子微评： “美丽中国先行区”体现了生态文明与高质量发展的有机结合。在推动环境治理的同时，也强调地方特色和民生需求，确保建设符合人民意愿。通过分层次、分类别的规划，能够有效落实政策、引导地方创新，并通过实践经验积累为全国推广提供借鉴。这一举措不仅对环境改善具有深远意义，也为国家的绿色发展提供了可持续发展的新路径。

话题关注：“双碳”目标下环境基础设施建设与生态环境保护的耦合协同发展研究

3、我国加快构建全国公共数据资源“一本账”。 国家发展改革委、国家数据局近日印发《公共数据资源登记管理暂行办法》，旨在形成全国一体化的公共数据资源登记体系，为建立公共数据资源底账、提高公共数据资源可用性奠定基础，加快构建全国公共数据资源“一本账”。（新华网）

蔡子微评： 我国加快构建全国公共数据资源“一本账”，此举有助于摸清数据家底，提升数据资源的可用性，促进跨层级、跨地域、跨系统、跨部门的数据共享和应用。通过登记管理，能够明确数据的权属和使用规则，为数据的市场化运营奠定基础。同时，这也有利于保障数据安全，推动数据要素价值的充分释放。

话题关注：城市数字化转型视域下公共数据资源治理体系构建

4、2025年将研究制定个人养老金支持政策。 人力资源社会保障部养老保险司相关负责人近日表示，将会同有关部门抓紧研究制定个人养老金相关支持政策，进一步增强个人养老金制度的吸引力，引导更多具备条件的群众参加进来，增加一份积累，让老年生活更有保障。个人养老金制度是我国多层次、多支柱养老保险体系的重要组成部分，具有政府给予税收优惠 、 个人自愿参加、个人缴费完全积累以及市场化运营等特点。截至2024年11月末， 全国已有 7279万人开通个人养老金账户。从2024年12月15日起，个人养老金制度推开至全国，在中国境内参加城镇职工基本养老保险或城乡居民基本养老保险的劳动者，都可以参加。国债、特定养老储蓄、指数基金 也 被纳入个人养老金产品范围。（中经网）

蔡子微评： 个人养老金制度的可持续发展是一个长期而复杂的过程。为了实现这一目标，需要政府、企业和个人共同努力。政府需要加强监管和指导，确保个人养老金制度能够健康、有序地发展；企业需要积极参与并承担责任，为员工提供更好的养老保障；个人则需要提高风险意识和理财能力，合理规划自己的养老资金。

话题关注：养老金支持政策与金融市场互动机制研究

5、近九成受访企业对中国营商环境表示满意。 中国贸促会日前发布的《2024年度中国营商环境研究报告》显示，受访企业对2024年度中国营商环境 的评价 为4.37分（满分5分），近九成受访企业对中国营商环境评价为“非常满意”或“比较满意”，较2023年提高2.1个百分点。从市场预期看，2024年，超七成受访企业利润 保持稳定 或有所提升，占比与2023年基本持平。超六成受访企业对中国前景预期良好。受访企业希望政府加大减税降费力度，加强惠企政策宣传和解读，持续优化营商环境。（中经网）

蔡子微评： 持续优化营商环境，对我国未来经济发展意义重大。在全球竞争日益激烈的背景下，良好的营商环境是吸引国际投资、提升我国全球竞争力的关键因素。不断对标国际先进水平，深化改革，能让我国在全球经济格局中占据更有利的位置。通过改善营商环境，激发市场主体活力，促进创新和产业升级，有助于构建现代化经济体系，实现经济的可持续、高质量发展。

话题关注：营商环境优化如何促进区域经济高质量发展？

6、多部门：扩大高校学生基本医疗保险参保覆盖面。 1月29日，国家发展改革委近日会同教育部、民政部等部门联合印发《关于进一步提高高校学生医疗保障质量的通知》，明确扩大高校学生基本医疗保险参保覆盖面，巩固提高高校学生医疗保障水平。通知指出，为高校学生参保创造便利条件。教育部门及各有关高校要为学生参保提供便利，高校后勤服务机构和内设医疗卫生机构配合属地医疗保障部门，建立高校参保经办服务点，做好参保宣传服务，畅通线上参保缴费渠道，为学生参保缴费提供便捷服务。通知要求，完善高校学生医保待遇政策。在巩固住院待遇水平基础上，可根据经济社会发展水平和医保基金承受能力，巩固提高包括高校学生在内的居民门诊保障水平。（中国经济网）

蔡子微评： 当前我国已经建成了覆盖全民的基本医疗保险制度。然而，我国基本医疗保险目前存在着制度不完善与信息化建设不足等问题。对此，一方面要加快推动“互联网+医保”建设，构建统一的医保服务信息化支撑体系，建立基本医疗保险、大病保险、医疗救助衔接机制，实现医疗费用“一站式”结算；另一方面要推动职工医保和城乡居民医保的整合，逐步缩小制度间、地域间、人群间的待遇差距。

话题关注：“互联网+医保”模式对基本医疗保险服务效率的提升研究

7、报告显示：我国商贸物流降本增效加快推进。 商贸物流涉及批发、零售、住宿、餐饮等多个领域，是社会物流的重要组成部分。中国商业联合会近日发布的2025年中国商业十大热点评述报告显示，我国商贸物流业通过数字技术应用、业务模式优化、多元主体合作等方式，加快推进降本增效，实现业务流程、组织方式等方面的综合提升。（中证网）

蔡子微评： 我国商贸物流降本增效的加快推进，是经济发展中的积极信号。这一趋势不仅能够有效降低企业运营成本，提升市场竞争力，还能促进商品流通效率，加速市场响应速度。降本增效的实现，得益于技术创新如智能化、数字化管理的应用，以及物流基础设施的不断完善。这不仅有助于优化资源配置，减少浪费，还对推动供给侧结构性改革、构建高效顺畅的现代流通体系具有重要意义。

话题关注：数字技术助力商贸物流降本增效的作用机理与创新路径

8、不妨助力追微短剧升级为“新年俗”。 近年来，随着智能手机的普及和移动互联网的快速发展，大众的追剧习惯已经渐渐发生显著变化，微短剧越来越受到普通大众的喜爱。微短剧具有短小精悍、形式新颖、节奏明快的特点，能够迅速制造悬念、快速反转，完美契合了现代生活的快节奏。（中国新闻网）

蔡子微评： 基于消费者感知视角来看，网络微短剧产业的高质量发展需要关注内容创新与用户体验。通过精准把握观众喜好，微短剧能够提供更具吸引力和个性化的内容，增强观众的 黏性 和满意度。同时，优化制作质量和传播渠道，提升剧集的观赏性和传播力，有助于推动产业的可持续发展。政策支持和行业规范将进一步促进网络微短剧产业的规范化和专业化，为观众提供更优质的文化产品，助力文化产业的繁荣。

话题关注：消费者感知视角下网络微短剧产业高质量发展路径研究

9、加快发展不停步，新疆和田打造绿色矿业发展高地。 新春伊始，新疆和田地区围绕打造绿色矿业发展高地谋篇布局 ，加快 推进探、采、冶、精深加工一体化发展、全产业链成长。2025年，和田地区将全力支持新疆昆仑蓝钻锂业有限责任公司建成二期4万吨/年碳酸锂生产线，进一步扩大产能；全力支持新疆昆仑锌业有限责任公司加快项目建设进度，确保项目在2025年上半年建成达产，以高水平现代化园区助力和田打造绿色矿业发展高地。（经济日报）

蔡子微评： 在双碳目标的推动下，传统能源产业的绿色低碳可持续发展成为必然趋势。通过技术创新和管理优化，传统能源企业能够实现节能减排，提升资源利用效率，降低碳排放。同时，发展清洁能源和推进能源转型，有助于传统能源产业适应新的市场需求，增强市场竞争力。政策的支持和市场机制的完善将进一步促进传统能源产业的绿色转型，为实现 碳达峰碳中和 目标提供有力支撑，助力经济的可持续发展。

话题关注：双碳目标下传统能源产业绿色低碳可持续发展路径研究

10、入境游火热让他们更忙了。 近年来，社交媒体成为展示中国魅力的重要窗口。外国游客分享着自己“China Travel”的经历，从乘坐舒适的高铁穿梭城市，到体验便捷的移动支付，再到参与热闹的传统节日活动，每一段体验都吸引着更多人对中国的向往。入境游的火爆，绝非导游行业的“一枝独秀”。从酒店里的外语交流声，到商铺里外国游客们的讨论声，各个与旅游相关的行业都在这波热潮中切实感受到了“China Travel”的火爆。（人民网）

蔡子微评： 中国传统文化和现代化发展的结合为外国游客提供了丰富的体验。这一增长不仅证明了中国的文化吸引力，也体现了旅游政策的有效推动。从旅游服务的提升到文创产品的受欢迎，体现了中国在吸引外国游客方面的综合实力。面对这一趋势，各行业需要继续提升服务质量，为外国游客提供更加便捷、丰富的文化体验，从而促进文化交流与经济发展。

话题关注：数字经济时代下跨境旅游对我国经济贸易提质增效的影响研究

11、我国光子毫米波雷达技术取得突破性进展。 财联社1月31日电，从南开大学获悉，南开大学携手香港城市大学，成功研制出薄膜铌酸锂光子毫米波雷达芯片，在毫米波雷达领域取得重大突破。这一创新成果，为未来6G通信、智能驾驶、精准感知等前沿领域的应用奠定了坚实基础。研究团队成员、南开大学教授朱厦说，该芯片基于兼容CMOS工艺的4英寸薄膜铌酸锂平台设计，实现了厘米级距离与速度 探测器分辨率 ，并在逆合成孔径雷达（ISAR）二维成像方面展现出卓越的精度，该成果1月27日发表在《自然·光子学》杂志上。这一创新成果有效突破了传统电子雷达在低频段窄带宽上的技术瓶颈，推动集成光子毫米波雷达系统在分辨率、灵活性、适用性和集成度方面迈上新台阶。（财联社）

蔡子微评： 这项技术突破在推动光子毫米波雷达系统商业化应用的同时，也为相关产业链（如通信、智能交通、自动驾驶等）带来了巨大的发展机遇。随着技术的进一步成熟，如何在产业管理上实现光子毫米波雷达技术的推广、应用以及产业生态的构建，成为了一个亟待深入研究的话题。

话题关注：从产业链角度看光子毫米波雷达技术在6G通信中的应用前景研究

12、电力碳足迹因子发布，填补国内数据空白。 近日，生态环境部联合国家统计局、国家能源局印发《关于发布2023年电力碳足迹因子数据的公告》，填补了国内电力碳足迹因子数据空白，可供不同主体核算电力生产和消费产生的碳足迹使用，有助于促进产业链供应链绿色低碳转型。

根据国内国际产品碳足迹 、 生命周期评价标准，按照急用先行的原则，生态环境部、国家统计局、国家能源局组织中国电力企业联合会等单位计算了2023年燃煤发电、燃气发电、水力发电、核能发电、风力发电、光伏发电、光热发电、生物质发电碳足迹因子和输配电碳足迹因子以及全国电力平均碳足迹因子。 （中经网）

蔡子微评： 这一举措对推动 产业链供应链 的绿色低碳转型具有重要意义。不同发电方式（如燃煤、燃气、水力、核能、风力等）对应的碳足迹因子的发布，有助于更精准地评估电力生产和消费过程中碳排放的具体贡献，从而为企业制定更具针对性的低碳减排策略提供依据。该数据的发布不仅能促进电力行业的碳管理实践，还能推动绿色技术和低碳能源的投资。

话题关注：基于碳足迹因子的电力行业碳排放核算与减排策略研究

二、今日社科期刊佳作关注

链主主导的产业链治理能够提升新质生产力吗 ——以战略性新兴产业上市公司为例

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作者：曹景林,郭熠倩,苏淼淼 . 来源：《科技进步与对策》2024年第22期

导读

摘要： 新质生产力是以科技创新为主导、实现关键性颠覆性技术突破而产生的生产力,攻克关键性颠覆性技术是链主企业主导产业链治理的核心目标。以2010—2022年我国战略性新兴产业A股上市公司为例,定量识别“行业—年份”层面的行政性和经济性链主企业,测算链主企业的新质生产力和产业链治理水平,实证检验链主企业主导的产业链治理对新质生产力的影响。结果表明,链主企业主导的产业链治理能够显著提升新质生产力;在调节效应方面,市场化环境正向调节链主产业链治理对新质生产力的影响。拓展的同群效应分析表明,链主主导的产业链治理存在显著行业同群效应,而地区同群效应具有显著跨层特征,长三角的地区跨层同群效应更显著。研究结论可以为培育产业链链主、培育和发展新质生产力、提升产业链现代化水平及实现经济高质量发展提供参考。

关键词： 链主企业;新质生产力;产业链治理;战略性新兴产业;同群效应

引用格式： 曹景林,郭熠倩,苏淼淼.链主主导的产业链治理能够提升新质生产力吗——以战略性新兴产业上市公司为例[J].科技进步与对策,2024,41(22):13-24.

0 引言

习近平总书记在湖南考察时指出,“科技创新是发展新质生产力的核心要素”。培育和发展新质生产力的要义在于创新,包括技术创新和制度创新 [1] 。在技术创新方面,关键性颠覆性技术是更高层次的先进科技,是发展新质生产力的前沿驱动。换言之,培育和发展新质生产力,需要集聚创新性投入和优化配置高质量生产要素,实现关键性颠覆性技术创新突破。

2019年,浙江省率先推出产业链“链长制”,产业链“链长制”逐渐成为各地稳链、固链,推动全产业链优化升级和构建新发展格局的有益探索。本文将链主企业定义为在产业链组织系统中具有核心竞争力、发挥生态主导力的核心企业 [2-4] 。链主产业链治理的内涵非常丰富,其最终目标是取得技术创新的实质性进展。具体来讲,链主企业通过发挥生态主导力,以攻克技术难题为目标开展一系列产业链治理活动,如参与行业技术标准制定、强化研发任务模块自主可控、重构产学研用协同共治、优化数字技术赋能布局等。

“链长制”强调有为政府的积极作用,链主企业主导下的产业链治理是有为政府和有效市场相结合的实践探索 [5] 。从行业视角看,亟需攻克的前沿技术具有行业知识专业化特征;从地区视角看,链主企业的空间分布具有区域产业集群化特征 [6] 。

鉴于上述背景,本文将新质生产力和链主企业主导的产业链治理纳入同一分析框架,致力于回答如下问题:链主企业的产业链治理能否提升新质生产力?外部市场环境对链主产业链治理与新质生产力二者间关系有何影响?链主企业的产业链治理活动是否具有行业或地区趋同性和相似性,从而引致链主产业链治理活动的规模效应?

1 文献综述

目前,大部分学者将新质生产力理论作为马克思主义生产力理论的重要发展。一部分学者从经济增长理论出发阐释新质生产力。基于经济增长理论,全要素生产率是新质生产力的重要考量,培育和发展新质生产力,追求更高的生产效能,旨在大幅提升全要素生产率。从经济生产要素出发,劳动和资本是经济生产过程中的重要投入,相应地,培育和发展新质生产力离不开新质劳动和新质资本投入。一方面,新质劳动是劳动者付出的技术含量较高的劳动,尤其是战略性新兴产业中的技术密集型劳动,如熟练运用数字工具处理复杂信息等;另一方面,新质资本具有数字化特征,分为有形新质资本和无形新质资本,其中,有形新质资本包括高精尖仪器和智能工具等,无形新质资本包括参与到生产过程中的数据信息等 [7] 。从经济关系保障出发,培育和发展新质生产力需要发挥好政府和市场两方面的作用。科技创新是新质生产力的驱动枢纽,在原始创新和成果转化创新阶段,政府在综合治理过程中统筹规划优质资源的战略性基础布局;在应用创新和拓展创新阶段,不同细分市场存在异质性竞争机制,影响各类卓越人才与优质资本等的流动和聚集 [8] 。目前关于新质生产力的研究大多聚焦理论基础,虽然有实证研究探讨了地区新质生产力测度及影响机制 [9-10] ,但还需深入探索企业新质生产力的培育路径和具体渠道。

产业链治理相关研究内容展现出不断发展的时代特征,主要体现在治理主体、治理目的和治理措施上。在治理目的上,产业链治理活动旨在促进技术链整体跃升,通过攻破薄弱环节的生产工艺瓶颈,提高上下游技术链接的创新联动效能,从而提升产业链抗风险能力。从区域创新生态系统视角看,创新联合体激发创新要素集聚效应,使得尖端资源交织耦合,进而不断减少劳动错配造成的效率损失,缓解研发风险带来的资金困境,加速基础技术扩散和转移,最终提升产业链韧性 [11-12] 。在治理主体上,具有规模优势的链主企业和专精特新中小企业逐渐成为产业链治理的行为主体。链主企业扮演“架构者”角色,凭借人才储备、资金实力和技术积累等优势,在全产业链布局中发挥生态主导力,链主治理行为形成示范效应和规模效应,提高链上其它企业的全要素生产率,促进产业链高质量发展 [4,13,14] 。专精特新中小企业在专业化深入、精细化集成和生态化协作阶段,跟进产业链协同配套,补齐产业链衔接短板,巩固产业链稳定性(赵晶等,2023)。在治理措施上,现有文献着重研究链主企业在治理过程中显现的产业生态主导功能,以及专精特新中小企业的技术创新攻克路径。链主企业在主导产业链治理的过程中,发挥技术创新引领力、产业协作整合力、产业发展领导力和数字化赋能能力,促进颠覆性技术进步、产业链协同配套和数字化转型,发挥强链、补链和稳链作用 [2,3] 。专精特新企业克服技术难关,跨越专业化“锁定”鸿沟,通过外驱双元型、内驱吸收型、外驱攻关型和内外双驱型的驱动路径,提高突破式创新绩效 [15] 。整体而言,现有产业链治理研究尚处于初步探索阶段,需要进一步探究产业链治理的复杂经济影响。

鉴于此,为研究链主企业产业链治理与新质生产力的作用联系,本文首先从理论上阐明链主产业链治理对新质生产力的促进作用、市场化环境对二者关系的调节效应,以及链主产业链治理的同群效应;其次,提出相关理论假设并逐一进行实证检验;最后,根据理论和实证分析结果,为提升产业链治理水平、厘清新质生产力培育思路,提出相应政策建议。

本文创新点主要体现在以下方面。第一,定量识别链主企业。以马歇尔外部性理论和垄断势力理论为基础,综合链主企业认定的现实情况,构建识别链主企业的一般性门槛指标,得出分行业分年份的链主企业名单,为后续产业链研究拓宽链主企业的微观识别边界。第二,测度企业新质生产力和产业链治理水平。将新质生产力的核心内涵与经济增长理论中的要素投入过程相结合,测算企业新质劳动和新质资本投入,采用LP法测度链主企业新质生产力水平,并构建较为全面的产业链治理评价体系,在稳健性检验中选用二阶段时空极差熵值法进行测度,深化链主企业治理行为及效果研究。第三,实证检验链主产业链治理对新质生产力的促进作用,以及市场化环境所发挥的调节效应,拓展产业链治理的经济效应研究和新质经济要素投入研究,为政府和企业培育壮大新质生产力提供参考。第四,探索链主产业链治理的多维度同群效应,分析典型经济区的同群效应跨层特征,进一步丰富企业行为同群效应研究,从同群效应视角为优化产业链治理体系提出政策建议。

2 理论分析与研究假设

2.1 链主产业链治理对新质生产力的影响

根据马歇尔外部性理论,垄断更有利于技术创新,当企业获得市场垄断地位后,其技术外部性在很大程度上被内部化(薄文广,2007)。与此相一致,链主企业依托核心资源势能,在市场中占据较为稳健的垄断地位,通过产业链治理的制度安排,集中破解产业共性技术难题,加速共性技术外部性内部化进程。

新质生产力是新质劳动力和新质资本优化组合投入后的产出结果,其实现条件有两个:一是新质经济要素的有效集聚,二是集约式的新质要素优化配置。一方面,链主企业主导的产业链治理促使链上企业深度融合,技术研发、工程设计、配套制造单位和研究院所等主体合力构建创新联合体,集聚和储备大量高科技人才与高质量资本。针对特色化的前沿科技研发工作,链主发起科研协同共治新模式,新质要素参与研发任务流的架构得以重塑,拓扑型任务流模式不断破除行业和单位间要素集聚壁垒,为新质要素持续尝试全新组合配置方式创造条件 [16] 。另一方面,高精密研发项目具有高投入、低效率和长期性等风险特征 [17] ,在链主自上而下的统筹规划下,大规模尖端科研任务被分解为模块化的研发环节,工程设计方案旨在剥离、简化和合并基础研发分支路径,进而展露出较为清晰的技术链路主线,方便优秀人力资源和资金顺沿技术链路主线,优选研发效率最高的模块化节点。简言之,链主产业链治理引导新质要素进行集约式组合配置 [18] 。综上,链主企业通过产业链治理构建创新联合体,促进新质劳动和新质资本实现量的积累,并梳理和搭建研发目的明确的技术链条道路,引领新质要素集约配置,助力生产力实现质的提升。由此本文提出如下假设:

H 1： 链主企业主导的产业链治理能够提升新质生产力水平。

2.2 市场化环境的调节作用

链主企业的治理决策不仅与生态主导力有关,而且与外部制度环境密不可分,市场化程度是衡量外部制度环境的重要标准。链主企业通过优化产业链治理决策,适应区域市场化环境变化,进而影响新质生产力培育壮大的过程与结果。

从政府干预角度看,适度的市场化环境反映政府与市场间合理的权责边界。政府在行业准入、行政审批方面适当放权,减少对企业决策的过度干预,引发强劲的市场“优胜劣汰”动力,此时企业竞争更加激烈,加剧市场竞争的不确定性 [19] 。对比其它企业,链主企业作为行业龙头,发挥更大的稳定市场预期作用,生态主导力得以强化,减少链主企业联合其它主体进行共治的阻碍,释放更多产业链治理潜能,从而加速新质生产力形成进程。从要素市场角度看,当要素市场的区域分割等状况得到缓解时,链主企业拥有更自由的要素优化组合空间。特别是在开放的数据市场环境中,数据要素与链主集聚的传统要素形成产能叠加和倍增效果,加快新质生产力迭代培育速度 [20] 。从产品市场角度看,链主企业面对创新产品时持有谨慎态度,市场化进程促使产品市场活跃,导致产品竞争更加激烈,促使市场主体提升信息披露质量,规避信息不对称带来的创新产品估值偏差,减少链主企业自主创新过程中的机会成本 [21] ,进而提升产业链治理效率,推动新质生产力发展壮大。从制度法规角度看,市场化改革提供更加完备的基础性制度,公共产品、产权保护和契约履行等降低企业交易成本,帮助企业在应用研究活动中持续优化新质要素组合方式 [22] ,有利于链主企业规范地配置新质经济要素,提升新质生产力水平。由此本文提出如下假设:

H 2： 市场化环境对链主产业链治理提升新质生产力具有正向调节作用。

2.3 链主产业链治理的同群效应

为避免成本过高或产出不确定性,企业之间相互学习和参考技术研发,形成企业研发同群效应 [23] 。与之相似,链主在引领创新联合体集中攻克技术难关的过程中,拓扑型任务流模式增强创新主体间知识溢出,激发链主进行产业链治理的同群效应。

从行业角度看,同行业链主企业处于相同或相似的共性技术困境,彼此存在竞合博弈关系,一方面,为避免技术工艺落后于行业对手,削弱行业竞争力,当少量行业链主开始采取产业链治理活动时,其它链主企业随之跟进,保持相对一致的研发效率 [24] ;另一方面,攻破共性技术难题需要专业的行业知识,其解决方案可替代性较弱,治理路径较为单一,为提升行业整体技术创新效率,同行业众多链主开展研发合作,为治理活动的学习参考营造有利环境 [25] 。从省域角度看,各省市政府是地方产业集群治理的关键利益相关者,对链主产业链治理行为发挥决定性引导和规范作用,因此,在相同行政区域内,链主企业作出与地方政府规划相对一致的产业链治理决策,从而形成地区层面的产业链治理同群效应。基于地理邻近优势原则,新质经济要素更容易在地区内传递和交流。新质劳动力流动会加速前沿技术学习传播,形成数据要素的地区同群效应,促使企业相互学习形成知识共识,这些都可为链主之间学习和参考产业链治理活动提供便利 [26] 。由此本文提出如下假设:

H 3： 链主主导的产业链治理存在行业同群效应。

H 4： 链主主导的产业链治理存在省域同群效应。

3 研究设计

3.1 数据来源与样本选择

3.1.1 数据来源

选取2010—2022年我国战略性新兴产业A股上市公司作为初始研究样本,将上市公司四位数行业代码与《战略性新兴产业分类(2018)》进行匹配,仅保留属于战略性新兴产业的上市公司。上市公司数据来自国泰安(CSMAR)数据库和中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库,产学研合作等专利申请数据来源于国家知识产权局网站。对样本进行如下筛选:剔除金融和保险行业样本;剔除标记为ST和PT的样本;剔除数据明显异常或关键变量存在缺失的样本。为避免极值造成偏误,对连续型变量进行前后1%分位的缩尾处理,为缓解潜在的组内自相关问题,选择公司层面的聚类稳健标准误。

3.1.2 链主企业识别

资产、产品和技术优势是识别链主企业的重要标准 [4,14] ,区别于现有研究基于各级地方政府对链主企业的非标准化认定(赵晶等,2023),本文基于垄断势力理论进行链主企业识别,增强各行业和各年份链主企业名单的完备性、可比性和代表性。企业垄断势力指企业对其产品价格的控制能力,有利于企业产生垄断利润 [27] 。当企业具备资产、产品和技术优势时能够拥有更多垄断利润,意味着企业在产品市场上具备垄断势力(李钢,2004),可以发挥产业链生态主导力,进而具有较高的产业链治理水平。

鉴于此,将企业垄断势力作为链主识别标准,按照以下两步确定“行业—年份”层面的链主企业名单。第一步,计算企业垄断势力。借鉴Loecker等 [28] 对垄断势力指标的测算方法,参考王贵东等 [27] 的处理方式,采用产品价格与边际成本之比衡量企业垄断势力,其数值等于要素产出弹性除以相应报酬份额,其中,分年份的企业劳动力产出弹性由LP法计算得到,劳动力报酬份额由应付薪酬总额与企业本年总产值之比表征。第二步,识别行政性链主企业和经济性链主企业。中央企业是推动关键核心技术突破、破解“卡脖子”技术、实现国产替代的主导力量,国资委已认定部分央企作为核心链主企业 [5,13] 。央企凭借其所拥有的行政性垄断属性,在要素市场具有制度型资源配置优势,因此将央企视为行政性链主企业。将“行业—年份”层面的央企垄断势力最小值作为门槛指标,若非央企垄断势力大于该门槛值,则将该企业同样视为链主企业,并回归经济性链主企业,经济性链主企业依托市场力量或非制度的技术因素实现经济性垄断。

3.1.3 链主同群企业匹配

在产业链组织系统中,同群效应指存在网络关联的个体企业在行为活动上具有趋同性和相似性,即个体企业的行为活动会受到具有相似特征的企业群体的交互影响。进一步地,当个体企业对同群企业的行为活动进行有意识的学习和追随时,会引起该行为活动在整体产业链网络中表现出同质性和普遍性特征 [29] 。

若链主企业主导的产业链治理具有同群效应,则说明链主产业链治理在整体产业链中呈现扩张化和规模化发展,而非少数链主企业的个别产业链治理活动。进而说明,链主企业主导的产业链治理对新质生产力的提升具有规模效应,而非个别现象。为此,需要研究链主主导的产业链治理是否存在同群效应,即个体链主企业的产业链治理是否受到同群企业产业链治理的影响。

同群企业指具有相近特征或处于相似经济环境的企业群体。参考现有文献,将同群企业分为行业同群企业和地区同群企业 [29] ,行业同群企业指处于同行业不同地区的全部企业集合,地区同群企业指处于同地区不同行业的全部企业集合。

在链主研究领域,某个体链主的链主同群企业分为行业链主同群企业(Ⅰ)、省域链主同群企业(Ⅱ)、行业和省域链主同群企业(Ⅲ)、经济区链主同群企业(Ⅳ)。某个体链主的链主同群企业分类及概念界定范围如表1和图1左侧所示,该范围划分避免了由于行业和地区交叠造成的伪同群效应。

图1 链主同群企业分类及链主产业链治理的同群效应分类
Fig.1 Leading-chain peer enterprises category and peer effects category in industrial chain governance

表1 某个体链主的链主同群企业及概念界定范围
Table 1 Definitions and scopes of specific leading-chain peer enterprises

图1右侧展示链主产业链治理的同群效应分类。链主产业链治理的行业同群效应指个体链主的产业链治理活动会受到行业链主同群企业(Ⅰ)产业链治理活动的影响;链主产业链治理的省域同群效应指个体链主的产业链治理活动会受到省域链主同群企业(Ⅱ)产业链治理活动的影响;链主产业链治理的行业和省域同群效应指个体链主的产业链治理活动会受到行业和省域链主同群企业(Ⅲ)产业链治理活动的影响;链主产业链治理地区同群效应的跨层特征指下属省域链主企业的产业链治理活动会受到所属经济区链主企业(Ⅳ)产业链治理活动的影响。

分析链主产业链治理的行业同群效应时,将个体链主与该个体链主的行业链主同群企业(不包括该个体链主)相匹配。分析链主产业链治理的省域同群效应时,将个体链主与该个体链主的省域链主同群企业(不包括该个体链主)相匹配。分析链主产业链治理的行业和省域同群效应时,将个体链主与该个体链主的行业和省域链主同群企业(不包括该个体链主)相匹配。分析链主产业链治理的地区同群效应的跨层特征时,将个体链主的经济区链主同群企业(不包括该个体链主)与该个体链主的省域链主同群企业(不包括该个体链主)相匹配。

3.2 变量测度

3.2.1 被解释变量

链主企业新质生产力( Xztfp ):新质生产力中“质”的变革核心在于要素禀赋变革及相应的全要素生产率提升 [1] ,由此,本文的新质生产力选用新质资本和新质劳动投入及优化配置后的全要素生产率表示。新质资本具有数字化特征,新质劳动着重强调战略性新兴产业中的技术密集型劳动,由此,本文将数字资本作为企业投入的新质资本( XzK ),将贡献于战略性新兴产业的技术密集型劳动作为新质劳动( XzL )。

采用LP法计算新质生产力,企业资本投入( K )用企业新质资本的自然对数表示,新质资本的计算过程如式(1)所示。企业劳动投入( L )用企业新质劳动的自然对数表示,新质劳动的计算过程如式(2)所示。企业产出用营业收入的自然对数表示;企业中间品投入用营业成本、管理费用、销售费用之和与为员工支付的工资之差的自然对数表示。选用Wooldridge(2009)提出的GMM一步估计法重新计算新质生产力,以检验结果的稳健性。

X z K = NFA × DC _ INS

(1)

其中, XzK 代表企业新质资本, NFA 为企业固定资产净额, DC _ INS 为行业数字资本投入强度,用行业数字资本募集金额与行业固定资产净额的比值表示,对 DC _ INS 的缺失值进行“行业—年份”层面的线性插补。若某一行业在所有年份的 DC _ INS 均存在缺失值,则取当年其它行业的 DC _ INS 均值代替。具体来讲,当该行业属于非制造业,则选用当年其它非制造业的 DC _ INS 均值代替;当该行业属于制造业,则选用当年相关制造行业的 DC _ INS 均值代替。行业分类标准参考《上市公司行业分类指引(2012年修订)》中制造业类别名称及说明。

X z L = NE × DL _ INS

(2)

其中, XzL 代表企业新质劳动, NE 为企业员工人数, DL _ INS 为战略性新兴劳动素养投入强度,使用企业董监高人员的战略性新兴产业劳动素养得分(以下简称素养得分)进行计算。原因在于,企业高管是典型的高人力资本劳动者,高管人力资本深度与企业研发投入强度存在显著正相关关系,特别是具有特定专业技术的高管会对其技术相匹配的企业研发投入强度产生更强激励作用 [30] 。首先,按照企业董监高人员的专业或从业经历、学历、年龄计算素养得分,若董监高人员具有战略性新兴产业的专业或从业经历,则赋值为1,否则为0;若董监高人员具有本科及以上学历,则赋值为1,否则为0;若董监高人员年龄小于45岁,则赋值为1,否则为0。其次,将三项得分的均值作为董监高人员的素养得分,该得分也反映董监高所拥有的战略性新兴劳动素养在战略性新兴劳动素养总量(满分为3)中的占比,取值介于0～1之间,因此用其表征企业战略性新兴劳动素养投入强度。最后,计算同行企业的战略性新兴劳动素养投入强度平均值,作为行业战略性新兴劳动素养投入强度( DL _ INS )。

3.2.2 解释变量

链主企业产业链治理( Incgo )。链主企业主导下的产业链治理具体可分为引领治理、协调治理、自主治理和数字治理4个维度 [2,3] 。其中,引领治理表示链主企业凭借其在产业生态系统中的主导力和影响力,对其它企业发挥的技术创新领头作用;自主治理衡量链主企业为了强化自身所负责产业链环节的技术支撑,实现技术突破性进展的自主创新能力;协调治理强调链主企业促进技术开放共享,进行产业链资源整合和关系协调,开展实质性技术创新的互动协作;数字治理突出链主企业在技术创新攻关中借助的数字化赋能及转型优势,数字化技术及其创新推动链主企业改进创新资源交互方式和协作流程,提高技术创新攻关效率,如链主企业搭建数字化平台,提升创新资源服务支撑、跨部门共享、协同流程的集成及优化效能等。从这4个维度建立综合评价指标体系,并采用熵值法进行测度,详细衡量指标如表2所示。

表2 产业链治理综合评价指标体系
Table 2 Comprehensive evaluation indicator system for industrial chain governance

3.2.3 调节变量

市场化环境指数( Market )。选用樊纲市场化指数作为各地区市场化环境的衡量指标,具体分为政府与市场关系指数( relation )、产品市场发育指数( product )、要素市场发育指数( pfactor )、市场中介发育与法律环境指数( legal ),借鉴俞红海等(2010)的做法,以年平均增长幅度推算2020—2022年数据。

3.2.4 控制变量

为避免遗漏变量造成内生性偏误,准确揭示链主产业链治理与新质生产力的因果关系,需要对影响新质生产力的其它变量加以控制。选择链主企业基本特征、资金链稳定性、生产运营效率和内部治理结构作为控制变量的4个重要维度。原因在于,当链主企业具有丰富行业经验、规模优势和市场价值,具备牢固稳定的资金链支持、高效健康的生产运营关系、合理灵活的内部治理结构时,该链主企业能够高效集聚和优化配置新质经济要素,有利于培育和发展新质生产力。也就是说,链主基本特征、资金链稳定性、生产运营效率、内部治理结构均能够对链主新质生产力产生影响。

链主基本特征用企业规模( Size )、企业年龄( Fira )和企业价值( TobinQ )表征。链主资金链稳定性用净资产收益率( ROE )、营业收入增长率( Growth )表征。链主生产运营效率用固定资产占比( Fixed )、存货周转率( Invt )表征。链主内部治理结构用独立董事比例( Indep )、两职合一( Dual )表征,具体如表3所示。

表3 变量定义
Table 3 Variable definitions

3.3 实证模型

为检验链主产业链治理对企业新质生产力的直接影响,构建基准回归模型(3)。

Xztfp it = β 0 + β 1 Incgo it + β ∑ Controls

+ Industry + Year + Province + ε it

(3)

其中, i 为链主企业, t 为年份, Xztfp 代表链主企业新质生产力, Incgo 代表链主产业链治理水平, Controls 代表控制变量, Industry 、 Year 、 Province 分别代表行业、年份和省份固定效应, ε 为随机误差项。

为检验市场化环境的调节作用,构建模型(4)。

Xztfp it = β 0 + β 1 Incgo it × Mk it + β 2 Incgo it + β 3 Mk it + β ∑ Controls + Industry + Year + Province + ε it

(4)

其中, Mk 代表市场化环境指数及其分指数。

为检验链主产业链治理的行业同群效应和省域同群效应,构建模型(5)。

Incgo it = β 0 + β 1 Incgopeers it + β ∑ Controls + Industry + Year + Province + ε it

(5)

其中, Incgo it 代表链主企业 i 在 t 年份的产业链治理水平。 Incgopeers it 分为 ind _ Incgopeers it 、 prov _ Incgopeers it 和 ip _ Incgopeers it 。 ind _ Incgopeers it 是链主 i 的行业链主同群企业(不包括链主 i )在 t 年的产业链治理均值; prov _ Incgopeers it 是链主 i 的省域链主同群企业(不包括链主 i )在 t 年的产业链治理均值; ip _ Incgopeers it 是链主 i 的行业和省域链主同群企业(不包括链主 i )在 t 年的产业链治理均值。

为考察产业链治理地区同群效应的跨层特征,即经济区链主产业链治理对下属省域链主产业链治理的影响,建立回归模型(6)。

prov _ Incgopeers it = β 0 + β 1 zone _ Incgopeers it + β ∑ Controls + Industry + Year + Province + ε it

(6)

其中, zone _ Incgopeers it 是链主 i 的经济区链主同群企业(不包括链主 i )在 t 年的产业链治理均值。 zone _ Incgopeers it 分为 csj _ Incgopeers it 、 jjj _ Incgopeers it ,前缀 csj _和 jjj _分别代表长三角和京津冀经济区。

3.4 描述性统计与相关性分析

主要变量描述性统计结果如表4所示。被解释变量新质生产力( Xztfp )的最小值为0 . 524,最大值为6 . 811,中位数(2 . 754)与均值(2 . 915)非常接近,说明不同样本的新质生产力存在显著差异;解释变量产业链治理( Incgo )的离散系数(标准差 / 均值)大于1,中位数(0 . 229)略小于均值(0 . 436),说明链主产业链治理在分行业分年份样本间存在明显差异,且稍呈现右偏分布;调节变量市场化环境( Market )的最小值为4 . 572,最大值为12 . 86,中位数(10 . 12)与均值(9 . 904)较为接近,说明地区间市场化环境差异较为明显;其余变量的统计值均在现有文献披露的合理范围之内,且均显示样本企业间存在明显差异。

表4 主要变量描述性统计结果(N=25 904)
Table 4 Descriptive statistics of main variables(N=25 904)

为排除解释变量和控制变量可能存在的相关性对回归结果造成偏误,进行Spearman相关性检验和VIF共线性检验,结果如表5所示。由相关系数矩阵可知,大多数相关系数的绝对值不超过0.1,说明变量两两间相关性较小,且大多数相关系数通过显著性检验,说明相关系数是可信的;由VIF值可知,各变量的VIF值远小于经验临界值10,说明产业链治理与各控制变量、各控制变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表5 Spearman相关系数检验与VIF共线性检验结果
Table 5 Results of the Spearman correlation coefficient test and the VIF collinearity test

注:***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平,下同

4 实证检验与结果分析

4.1 链主产业链治理与新质生产力

模型(3)的基准回归结果如表6所示。列(1)(2)(3)依次加入行业、年份和省份固定效应,链主产业链治理的系数均通过1%水平的显著性检验,即链主企业产业链治理能够显著提升新质生产力水平。列(4)加入产业链治理的平方项( Incgo 2 ),产业链治理系数显著为正,平方项系数显著为负,表明链主产业链治理对新质生产力的促进效果呈倒 U 型特征。列(5)(6)表明,滞后一期和二期的产业链治理( LIncgo 、 L 2 Incgo )系数均显著为正,表明近两年的链主产业链治理对新质生产力具有稳健促进效果,由此假设H 1 得以验证。

表6 基准回归结果
Table 6 Benchmark regression results

注:括号内为企业层面的聚类稳健标准误

4.2 市场化环境的调节作用

为探究市场化环境在产业链治理提升新质生产力过程中的调节效应,检验模型(4),结果如表7所示。市场化环境指数的总体检验结果如列(1)所示,市场化环境( Market )与产业链治理的交互项系数为0.037,且在5%水平上显著,表明市场化环境整体上正向调节产业链治理与新质生产力间关系,地区市场化环境越好,链主企业主导的产业链治理对新质生产力的促进效果越明显,因此假设H 3 成立。分指数的检验结果如列(2)—列(5)所示,要素市场发育指数( pfactor )、市场中介发育与法律环境指数( legal )均大于0,且至少通过5%的显著性检验,说明在要素市场发育较完善、市场中介发育与法律环境较好的地区,链主企业进行产业链治理能够显著提升新质生产力水平。

表7 市场化环境的调节效应检验结果(N=25 894)
Table 7 Results of moderating effect of market environment(N=25 894)

如表7所示,政府与市场的关系指数( relation )未通过显著性检验,原因在于该指数并不是越高越好,即政府对市场和企业的干预不是越高越好,只有适度干预才能发挥正向调节作用。产品市场发育指数( product )未通过显著性检验,可能是因为地区市场分割导致信息不对称,削弱链主企业稳定市场预期的治理效果。

4.3 产业链治理同群效应检验

4.3.1 “行业—省域”层面的产业链治理同群效应

对应实证模型(5),同群效应检验结果如表8所示。列(1)检验链主产业链治理的行业同群效应,行业同群企业的产业链治理( ind _ Incgopeers )回归系数显著为正,表明产业链治理( Incgo )存在显著的行业同群效应,即同行业其它链主的产业链治理水平提升会带动个体链主提升产业链治理水平。列(2)检验链主产业链治理的省域同群效应,省域同群企业的产业链治理( prov _ Incgopeers )回归系数为正,但未通过显著性检验,表明产业链治理不存在显著的省域同群效应,即省域内不存在明显的产业链治理相互带动作用,可能是因为产业集群在省域内的分布并不均衡,以及数字化发展和高铁等交通发展减弱了空间近邻优势,进而弱化产业空间集聚特征。列(3)检验链主产业链治理的行业和省域同群效应,行业和省域同群企业的产业链治理( ip _ Incgopeers )回归系数在1%水平上显著为正,表明同行业同省域其它链主的产业链治理水平提升会促进个体链主提升产业链治理水平。列(4)同时检验以上3种同群效应,结果显示,同群企业产业链治理的回归系数均显著为正。对比列(2)和列(4),产业链治理的省域同群效应检验结果由不显著变为显著,说明该同群效应并不稳健,据此假设H 3 成立,假设H 4 不成立。

表8 “行业—省域”层面产业链治理同群效应检验结果
Table 8 Results of the same peer effects of industrial chain governance divided by industry and province

4.3.2 典型经济区产业链同群效应分析

以“行业—省域”同群效应检验结果为基础,深入研究更广泛地区的产业链治理同群效应,选择长三角和京津冀地区作为典型的一体化经济区。对应实证模型(6),回归结果如表9所示。

表9 典型经济区产业链治理同群效应分析结果
Table 9 Results of the supply chain governance in typical economic zones with peer effects

可以看到,无论是长三角还是京津冀,经济区同群企业的产业链治理( csj _ Incgopeers 、 jjj _ Incgopeers )回归系数(0.756、0.187)均在1%水平上显著,表明经济区产业链治理会显著提升其下属省域的产业链治理水平。也就是说,下属省域的链主产业链治理受到经济区中链主企业产业链治理的示范带动影响。简言之,产业链治理的地区同群效应具有由上而下的跨层影响特征。更进一步,长三角同群企业的产业链治理系数为0.756,明显大于京津冀同群企业的产业链治理系数(0.187),说明相较于京津冀,长三角链主产业链治理的地区跨层同群效应更加显著,长三角链主企业提升产业链治理水平时,更能够对下属省域的链主企业起到示范带动作用,更能带动其提升产业链治理水平。

4.4 内生性检验

(1)工具变量法。以企业风险承担水平( Risk