鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響

齊平 宋威輝

摘 要：文章基于2003—2013年中國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響。首先，以測算的企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度兩個微觀指標(biāo)，表征中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。其次，按照已公示鏈主企業(yè)的標(biāo)記、已公示鏈主企業(yè)的排序、一般性門檻指標(biāo)的構(gòu)建、全國鏈主企業(yè)的識別四個步驟，定量識別鏈主企業(yè)。再次，通過構(gòu)建鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣和鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣，定量測度鏈主企業(yè)影響力。最后，運用理論分析與實證檢驗相結(jié)合的方法，厘清鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的具體影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：鏈主企業(yè)能夠通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展；專業(yè)化外部性和多樣化外部性能夠強化鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用，而波特外部性表現(xiàn)出抑制作用；在資本密集型行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)、內(nèi)陸地區(qū)、“一帶一路”沿線地區(qū)中，鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展更具推動力。文章提出了定量識別鏈主企業(yè)與定量測度鏈主企業(yè)影響力的方法，拓展了鏈主企業(yè)影響中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的研究邊界，這對發(fā)揮鏈主企業(yè)影響力進而推動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有一定現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：鏈主企業(yè)? 制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈? 高質(zhì)量發(fā)展

DOI：10.19592/j.cnki.scje.401976

JEL分類號：L60，M11，D24? ?中圖分類號：F424

文獻標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2023）05 - 084 - 23

一、引言

黨的二十大報告提出，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。制造業(yè)是立國之根本、強國之基石與興邦之重器，推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的關(guān)鍵戰(zhàn)略支撐。習(xí)近平總書記高度重視制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展問題，強調(diào)“制造業(yè)是國家經(jīng)濟命脈所系”1。自2010年以來，中國制造業(yè)增加值連續(xù)12年位列全球首位，但這不足以說明中國已邁入制造強國行列。特別是受新冠疫情沖擊、單邊主義抬頭、中美貿(mào)易摩擦、俄烏戰(zhàn)爭爆發(fā)等影響，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈在百年未有之大變局中暴露出發(fā)展不均衡、缺乏核心競爭力、關(guān)鍵技術(shù)“卡脖子”、核心環(huán)節(jié)“掉鏈子”等問題。黨和政府高度關(guān)注制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展和安全，強調(diào)要積極發(fā)揮鏈主企業(yè)影響力，在“補鏈”、“延鏈”與“強鏈”方面促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

（一）制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展

早期，國內(nèi)外文獻較少關(guān)注制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的測度，更多是圍繞供應(yīng)鏈和價值鏈進行定性分析。之后，雖然有學(xué)者以狹義視角用全要素生產(chǎn)率表征制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（Chen，1997；李小平、朱鐘棣，2005；李勝文、李大勝，2008），但是單一指標(biāo)較難揭示高質(zhì)量發(fā)展的豐富內(nèi)涵。隨著中國制造業(yè)發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者基于五大發(fā)展理念、三大變革、增長質(zhì)量指數(shù)等，對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提出了更加全面的測度方法。如余紅偉、胡德狀（2015）利用武漢大學(xué)質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院構(gòu)建的質(zhì)量競爭力評價體系，基于三階段DEA模型對2013年中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進行了測度。張文會、喬寶華（2018）構(gòu)建了包括要素效率、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、品質(zhì)品牌、速度效益、創(chuàng)新驅(qū)動、綠色發(fā)展、融合發(fā)展7大指標(biāo)的制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價體系。然而，在制造業(yè)生產(chǎn)分工與合作的發(fā)展趨勢下，以上方法測度的結(jié)果脫離了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇，難以客觀刻畫出中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。對此，本文在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇內(nèi)，通過構(gòu)建企業(yè)層面的國內(nèi)價值鏈長度和全球價值鏈上游度，對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展進行研究。這種方法能夠在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇內(nèi)，以國內(nèi)價值鏈長度和全球價值鏈上游度兩個指標(biāo)，在“延鏈”和“強鏈”兩方面體現(xiàn)中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展水平，這更加符合現(xiàn)行政策內(nèi)涵。同時，為在微觀視角上考察鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展提供了可能性。

（二）鏈主企業(yè)與中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展

隨著“卡脖子”“掉鏈子”等關(guān)鍵性問題的出現(xiàn)，鏈主企業(yè)成為了熱點話題。目前，關(guān)于鏈主企業(yè)的研究尚處于早期定性分析階段。例如，清華大學(xué)五道口金融學(xué)院副院長田軒認為，鏈主企業(yè)是在產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展過程中能夠基于自身比較優(yōu)勢實現(xiàn)內(nèi)外資源合理配置，進而在產(chǎn)業(yè)鏈中逐漸具備凝聚力與主導(dǎo)力的少數(shù)企業(yè)。工信部副部長王志軍提到，“十四五”期間要積極發(fā)揮優(yōu)質(zhì)企業(yè)引領(lǐng)作用，培育一批具有產(chǎn)業(yè)鏈影響力的鏈主企業(yè)。然而，對于鏈主企業(yè)的識別標(biāo)準、培育模式、評價體系等核心內(nèi)容則缺乏深入研究。有學(xué)者認為，鏈主企業(yè)與龍頭企業(yè)在很多方面存在相似之處（劉貴富，2006）。因此，分析龍頭企業(yè)的相關(guān)文獻，對本文定量識別鏈主企業(yè)與定量測度鏈主企業(yè)影響力具有重要參考價值。龍頭企業(yè)是產(chǎn)業(yè)鏈中少數(shù)在企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)品質(zhì)量、生產(chǎn)工藝、市場占有率、經(jīng)營理念、創(chuàng)新能力、品牌知名度上具有絕對優(yōu)勢，且具備較強地方化外部性的企業(yè)（Autor et al.，2020；范劍勇等，2021）。不同于龍頭企業(yè)，鏈主企業(yè)高度關(guān)注并在很大程度上決定產(chǎn)業(yè)鏈價值的實現(xiàn)。

目前，鮮有學(xué)者研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響。參考龍頭企業(yè)基于其地方化外部性影響其他企業(yè)發(fā)展，以及鏈主企業(yè)提高產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平的文獻，于本文探索鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響具有重要意義。①龍頭企業(yè)基于其地方化外部性影響其他企業(yè)發(fā)展的文獻：龍頭企業(yè)作為行業(yè)的成功示范、發(fā)展動力與創(chuàng)新引力，其發(fā)展壯大能夠創(chuàng)造和維系產(chǎn)業(yè)鏈整體競爭優(yōu)勢（賈生華、楊菊萍，2007）。但是，蓋慶恩等（2015）認為龍頭企業(yè)會降低產(chǎn)業(yè)鏈資源配置效率，并出于利益最大化目的，通過地位不對等、信息不對稱等渠道，對其他企業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)和競爭威脅，進而降低產(chǎn)業(yè)鏈競爭力（Shimomura and Thisse，2012）。上述相悖的理論，為本文考察鏈主企業(yè)是否能夠促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展提供了契機。②鏈主企業(yè)提高產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平的文獻——劉志彪、孔令池（2021）認為，培育鏈主企業(yè)不僅是破解產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵要素供需失衡、核心技術(shù)“卡脖子”等難題的重要途徑，更是通過獲取“鏈主”地位以提高產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平的關(guān)鍵手段。陳曉東等（2022）認為，在數(shù)字經(jīng)濟時代形成具有產(chǎn)業(yè)鏈主導(dǎo)作用的鏈主企業(yè)，有助于提高產(chǎn)業(yè)鏈韌性與現(xiàn)代化水平。這支文獻僅論證了鏈主企業(yè)對提高產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的重要性，而未對具體影響機制展開深入研究，且缺乏以數(shù)據(jù)為支撐的實證檢驗，這為本文利用理論分析和實證檢驗相結(jié)合的方法，研究鏈主企業(yè)將如何影響中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展留下了切入點。

本文在現(xiàn)有研究成果上積極探索，可能做出以下邊際貢獻：①在定量識別鏈主企業(yè)上。根據(jù)山東等地區(qū)已公示共計332家鏈主企業(yè)的現(xiàn)實證據(jù)與現(xiàn)有文獻用企業(yè)總資產(chǎn)識別具有一定影響力企業(yè)的理論依據(jù)，以抽取部分地區(qū)已公示鏈主企業(yè)共同特征、構(gòu)建一般性門檻指標(biāo)、在全國范圍內(nèi)識別鏈主企業(yè)為思路，提出了定量識別鏈主企業(yè)的方法。其過程包括已公示鏈主企業(yè)的標(biāo)記、已公示鏈主企業(yè)的排序、一般性門檻指標(biāo)的構(gòu)建、全國鏈主企業(yè)的識別4個步驟。②在定量測度鏈主企業(yè)影響力上。通過構(gòu)建能夠代表鏈主企業(yè)數(shù)量少特征的鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置特征的制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣與規(guī)模大特征的鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣，定量測度鏈主企業(yè)影響力。測度結(jié)果綜合反映了鏈主企業(yè)數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征。③在研究對象上。聚焦鏈主企業(yè)特征與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵，以微觀視角研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果、作用機制與異質(zhì)性特征。其中，根據(jù)現(xiàn)行政策并在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇內(nèi)，通過測算能夠體現(xiàn)“延鏈”的企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與“強鏈”的企業(yè)全球價值鏈上游度2個微觀指標(biāo)，來表征中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。綜上，本文基于現(xiàn)有研究成果，提出了定量識別鏈主企業(yè)與定量測度鏈主企業(yè)影響力的方法，拓展了鏈主企業(yè)影響中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的研究邊界，這些不僅對后續(xù)相關(guān)研究具有一定參考價值，而且對發(fā)揮鏈主企業(yè)影響力進而推動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有一定現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假說

本文在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇內(nèi)，分別使用企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度和企業(yè)全球價值鏈上游度表征中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，并以成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為中介變量，在微觀視角上考察鏈主企業(yè)影響中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系與作用機制。此外，分別在專業(yè)化外部性、多樣化外部性與波特外部性環(huán)境中，探析集聚外部性對鏈主企業(yè)影響中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性作用。具體理論分析結(jié)構(gòu)見圖1。

（一）鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果與作用機制

本文在梳理相關(guān)政府文件和學(xué)術(shù)文獻之后，認為鏈主企業(yè)具有數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征，并且能夠提高產(chǎn)業(yè)鏈資源配置效率、引領(lǐng)成員企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展以及決定產(chǎn)業(yè)鏈價值實現(xiàn)。具體為，在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈范疇內(nèi)，鏈主企業(yè)能夠基于其數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征產(chǎn)生的示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)鏈影響力與規(guī)模效應(yīng)，形成以鏈主企業(yè)為中心、成員企業(yè)協(xié)同發(fā)展的企業(yè)聯(lián)盟1。在具有交互媒介功能的企業(yè)聯(lián)盟中，鏈主企業(yè)的影響力與成員企業(yè)的相機抉擇共同影響著二者所在的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。基于此，通過以下分析厘清鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果與作用機制。

鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響。Gereffi and Memodovic（2003）認為，在產(chǎn)業(yè)鏈框架中，自下而上提高產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展水平的重點在于發(fā)揮“領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)”1作用。根據(jù)效率理論，“領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)”可以通過企業(yè)聯(lián)盟或并購活動產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，促進產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)演化博弈理論，產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的主要動力源于成員企業(yè)的異質(zhì)性與互動性。所以，本文認為鏈主企業(yè)能夠基于其數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征產(chǎn)生的綜合影響力，影響成員企業(yè)的決策與行為，進而推動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，即鏈主企業(yè)的影響力與成員企業(yè)的相機抉擇，共同促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

鏈主企業(yè)對成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。因為關(guān)于鏈主企業(yè)影響成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻較少，所以本部分基于鏈主企業(yè)3個特征產(chǎn)生的不同效應(yīng)或影響力，逐步分析鏈主企業(yè)對成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。第一，基于鏈主企業(yè)示范效應(yīng)的理論分析。鏈主企業(yè)能夠以其示范效應(yīng)，通過創(chuàng)新示范、知識溢出、技術(shù)關(guān)聯(lián)等渠道，實現(xiàn)各類要素在產(chǎn)業(yè)鏈上的高效配置，進而提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Andersson et al.，2019；李蘇蘇等，2022）。同時，在現(xiàn)實經(jīng)濟活動中，技術(shù)差距現(xiàn)象普遍存在于企業(yè)之間，特別是在大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)之間尤為明顯。為縮小差距或保持優(yōu)勢，企業(yè)會采取自主研發(fā)或外部引進2種方式進行創(chuàng)新活動（Becheikh et al.，2006），并在該過程中通過研發(fā)創(chuàng)新、技術(shù)轉(zhuǎn)讓和吸收能力提升自身全要素生產(chǎn)效率（Marrocu et al.，2013）。第二，基于鏈主企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈影響力的理論分析。鏈主企業(yè)能夠基于其產(chǎn)業(yè)鏈影響力，通過高端要素集聚與資源整合分配，形成以鏈主企業(yè)為中心、成員企業(yè)協(xié)同參與，并具有動態(tài)、競爭、博弈、演化特點的企業(yè)聯(lián)盟。在企業(yè)聯(lián)盟中，鏈主企業(yè)能夠促進各類要素在企業(yè)之間的水平式雙向流動，進而提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體為，企業(yè)通過參加企業(yè)聯(lián)盟能夠獲得聯(lián)盟伙伴的互補性資產(chǎn)（包括無形資產(chǎn)和有形資產(chǎn)），擴大利用外部資源的可能性邊界（陳耀，2004；蔡莉等，2018）。這種資源共享模式有利于企業(yè)在現(xiàn)有生產(chǎn)要素水平上實現(xiàn)更高的產(chǎn)出，進而提升全要素生產(chǎn)率。同時，企業(yè)聯(lián)盟創(chuàng)造了開放式創(chuàng)新模式，為成員企業(yè)增加了創(chuàng)新渠道、降低了創(chuàng)新成本、分散了創(chuàng)新風(fēng)險，進而提高了創(chuàng)新成功率，提升了全要素生產(chǎn)率（黃勃，2022）。第三，基于鏈主企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的理論分析。根據(jù)規(guī)模經(jīng)濟理論，大規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營模式能夠使企業(yè)通過增加先進設(shè)備與專業(yè)人才，實施更為精細的勞動分工，進而降低生產(chǎn)成本。根據(jù)創(chuàng)新假說理論，相較于眾多的小規(guī)模企業(yè)，少數(shù)的大規(guī)模企業(yè)能夠基于其低生產(chǎn)成本優(yōu)勢保障創(chuàng)新活動的研發(fā)投入，進而成為產(chǎn)業(yè)鏈中驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新的重要力量（Schumpeter，1943）。Fazlioglu et al.（2019）通過對土耳其制造業(yè)的研究，認為任何形式的創(chuàng)新均能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，鏈主企業(yè)能夠通過規(guī)模效應(yīng)產(chǎn)生的低生產(chǎn)成本優(yōu)勢保持較高的研發(fā)意愿與研發(fā)能力，并成為中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中驅(qū)動成員企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的重要力量（金玲娣、陳國宏，2001）。綜上，理論上鏈主企業(yè)能夠提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響。全要素生產(chǎn)率是企業(yè)綜合實力的重要體現(xiàn)，也是產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)（Gereffi，1999；Humphrey and Schmitz，2002）。從長期來看，全要素生產(chǎn)率幾乎可以決定所有（Krugman，1991）。具有較高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)，生產(chǎn)經(jīng)營效率更高、效益更好、可持續(xù)性更強，因此在推動產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展上作用更大（肖宇等，2019）。參考Humphrey and Schmitz（2002）的產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展“HS”模式，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展可以被看作是工藝、產(chǎn)品、功能、價值鏈的高質(zhì)量發(fā)展。此外，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展還應(yīng)該包括另一種內(nèi)涵，即在適應(yīng)市場變化中取得并保持競爭優(yōu)勢（Kaplinsky et al.，2002），成員企業(yè)全要素生產(chǎn)效率正是決定這種內(nèi)涵的重要因素（牛建國、張小筠，2019）。基于以上理論分析和邏輯推理，提出第1個研究假說。

H1：鏈主企業(yè)能夠通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

（二）集聚外部性對鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性特征

集聚外部性是由企業(yè)之間資源互通、信息交流、生產(chǎn)協(xié)同等而產(chǎn)生的外部效應(yīng)，也是企業(yè)互相影響的重要媒介。集聚外部性包括相同行業(yè)之間的專業(yè)化外部性，不同行業(yè)之間的多樣化外部性，以及相同或不同行業(yè)之間的波特外部性。在專業(yè)化外部性影響下，企業(yè)可以通過勞動蓄水池、知識溢出效應(yīng)以及中間商品投入共享外部紅利，提高自身高質(zhì)量發(fā)展水平。多樣化外部性對于提高企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制與專業(yè)化外部性類似。波特外部性也稱競爭外部性，主要通過行業(yè)競爭對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生促進或抑制作用。

集聚外部性是研究引領(lǐng)型企業(yè)以其外部效應(yīng)影響成員企業(yè)發(fā)展的理論基礎(chǔ)（Greenstone et al.，2010；Jannati et al.，2020；范劍勇等，2021），其影響具有強弱、正負之分（Glaeser et al.，1992；伊凌雪等，2022）。制造業(yè)企業(yè)在選址時更傾向于靠近產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)（Debaere et al.，2010），以降低獲取產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的成本，即通過專業(yè)化外部性和多樣化外部性降低經(jīng)營成本、提高全要素生產(chǎn)率（Glaeser and Gottlieb，2009；Jacobs，1969）。然而，波特外部性對企業(yè)發(fā)展的影響效果并不確定，尤其是在中國市場結(jié)構(gòu)和市場監(jiān)管體制有待完善的環(huán)境下，行業(yè)壟斷、價格戰(zhàn)等不良競爭現(xiàn)象依然存在，這可能引致引領(lǐng)型企業(yè)出于自身利益最大化的目標(biāo)，通過地位不對等、信息不對稱等渠道，對成員企業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)和競爭威脅，進而降低成員企業(yè)甚至產(chǎn)業(yè)鏈的競爭力。因此，鏈主企業(yè)集聚于某地區(qū)自然會因3種不同的集聚外部性對成員企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不確定影響，并將未知影響傳導(dǎo)至整個產(chǎn)業(yè)鏈上?；谝陨侠碚摲治雠c邏輯推理，提出第2個研究假說。

H2：專業(yè)化外部性和多樣化外部性能夠強化鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用，而波特外部性表現(xiàn)出抑制作用。

三、模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

為研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果，根據(jù)前文理論分析與邏輯推理，設(shè)定如下模型：

其中，下標(biāo)[t]表示年份，[i]表示企業(yè)，[k]表示行業(yè)1，[j]表示?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）；[ln]表示對變量取對數(shù)；[mhqdit]代表中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，分別用企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度（[ply_dit]）和企業(yè)全球價值鏈上游度（[pos_uit]）表征；[cmejkt]代表鏈主企業(yè)影響力，其構(gòu)建過程考慮了鏈主企業(yè)數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征；[x]代表一系列控制變量，包括企業(yè)控制變量企業(yè)年齡（[lnageit]）與企業(yè)資產(chǎn)負債率（[tdrit]），行業(yè)控制變量赫芬達爾指數(shù)（[hhijkt]），地區(qū)控制變量進出口總額（[lniejt]）與人口密度（[pdjt]）；[μt]代表時間固定效應(yīng)；[λi]代表企業(yè)固定效應(yīng)；[ψk]代表行業(yè)固定效應(yīng)；[νj]代表地區(qū)固定效應(yīng)；[εit]代表隨機擾動項；[β0]、[β1]、[β]為待估系數(shù)。本文重點關(guān)注系數(shù)[β1]，其代表鏈主企業(yè)是否以及如何促進了中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

（二）變量測度

1.企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度

基于現(xiàn)有研究成果，分兩步將行業(yè)層面的國內(nèi)價值鏈長度和全球價值鏈上游度量化到企業(yè)層面，最終得到企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度，并用其表征中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

第一步，測算行業(yè)層面的價值鏈指標(biāo)。借鑒Wang et al.（2017）的方法，通過式（2）和式（3），測算行業(yè)層面的國內(nèi)價值鏈長度（[PLY_D]）與全球價值鏈上游度（[POS_U]）。

其中，引入經(jīng)典Leontief等式[X=BY]，并令Leontief逆矩陣[B=（I-A）-1]，繼而推出[X=AX+Y]。[A]代表投入系數(shù)矩陣，矩陣[A]中任意元素[asrhg]代表[r]國[g]行業(yè)每增加一單位最終產(chǎn)品而[s]國[h]行業(yè)所增加的中間品投入量，[A=AD+AF]，[AD]、[AF]是對角分塊矩陣，分別代表國內(nèi)產(chǎn)品投入產(chǎn)出系數(shù)和進口產(chǎn)品投入產(chǎn)出系數(shù)；[Y=YD+YF]，[YD]、[YF]分別代表在國內(nèi)和國外消費的最終產(chǎn)品；[V]為行業(yè)增加值系數(shù)對角矩陣、[LD]為本國Leontief逆矩陣，[LD=（I-AD）-1]。

式（2）由向后連接的全球價值鏈長度公式進一步分解得到，代表一國某行業(yè)產(chǎn)品與其初始要素提供者到之間的距離，即產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中所經(jīng)歷的生產(chǎn)階段數(shù)。階段數(shù)越大說明行業(yè)專業(yè)化水平和分工程度越高。其中，[YD]為[YD]的對角矩陣；[VLDYD]代表在國內(nèi)生產(chǎn)和消費的純國內(nèi)增加值；[VLDLDYD]代表價值鏈活動帶來的國內(nèi)總產(chǎn)出。

式（3）為全球價值鏈活動中累計總產(chǎn)出與增加值之比，代表一國某行業(yè)產(chǎn)品與其最終消費者之間的距離，即產(chǎn)品在成為最終產(chǎn)品之前還需要經(jīng)歷的生產(chǎn)階段數(shù)。階段數(shù)越大說明行業(yè)在全球價值鏈中的地位越高。其中，[F]代表最終產(chǎn)品的對角矩陣；[μ]代表元素均等于1的[GN×1]求和列向量，[G]為國家數(shù)，[N]為行業(yè)數(shù)；[VLDAFBFμ]代表有關(guān)跨國分工與合作的產(chǎn)業(yè)鏈生產(chǎn)活動；[VLDLDAFBFμ]、[VLDAFBBFμ]分別代表由價值鏈活動引致的國內(nèi)總產(chǎn)出與國外總產(chǎn)出，二者相加為價值鏈活動總產(chǎn)出。

第二步，測算企業(yè)層面的價值鏈指標(biāo)。將行業(yè)價值鏈指標(biāo)量化到企業(yè)，對揭示企業(yè)在價值鏈中扮演的角色和發(fā)揮的作用更具準確性與現(xiàn)實意義（Amador and Cabral，2016）。根據(jù)式（2）和式（3）的計算過程可知，測算行業(yè)價值鏈指標(biāo)本質(zhì)上是對企業(yè)各類產(chǎn)品之間生產(chǎn)階段數(shù)的計算，因此企業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段數(shù)與該產(chǎn)品所在行業(yè)的生產(chǎn)階段數(shù)具有一致性，即企業(yè)價值鏈指標(biāo)可以使用企業(yè)產(chǎn)品所在行業(yè)的行業(yè)價值鏈指標(biāo)表示：生產(chǎn)一種產(chǎn)品的企業(yè)，企業(yè)價值鏈指標(biāo)能夠直接使用企業(yè)產(chǎn)品所在行業(yè)的行業(yè)價值鏈指標(biāo)表示；生產(chǎn)多種產(chǎn)品的企業(yè)，企業(yè)價值鏈指標(biāo)能夠使用以企業(yè)產(chǎn)品比重為權(quán)重經(jīng)過加權(quán)平均處理的行業(yè)價值鏈指標(biāo)表示（Chor et al.，2021；唐宜紅、張鵬楊，2018）?；诖?，Chor et al.（2021）、唐宜紅、張鵬楊（2018）和沈鴻等（2019）以企業(yè)單個行業(yè)產(chǎn)品出口份額占企業(yè)當(dāng)年出口總份額的比重為權(quán)重，通過加權(quán)平均將行業(yè)全球價值鏈上游度量化到企業(yè)。所以，本文在企業(yè)—行業(yè)—年份層面上，以企業(yè)單個行業(yè)產(chǎn)品非出口份額占企業(yè)當(dāng)年非出口總份額的比重為權(quán)重，通過式（4）對行業(yè)國內(nèi)價值鏈長度進行加權(quán)平均處理，得到企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度（[ply_dit]）1。同樣，以企業(yè)單個行業(yè)產(chǎn)品出口份額占企業(yè)當(dāng)年出口總份額的比重為權(quán)重，通過式（5）對行業(yè)全球價值鏈上游度進行加權(quán)平均處理，得到企業(yè)全球價值鏈上游度（[pos_uit]）。

其中，[ply_dit]代表企業(yè)[i]第[t]年的國內(nèi)價值鏈長度，數(shù)值越大說明企業(yè)產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中所經(jīng)歷的生產(chǎn)階段數(shù)越多，即企業(yè)專業(yè)化水平和分工程度越高；[pos_uit]代表企業(yè)[i]第[t]年的全球價值鏈上游度，數(shù)值越大說明企業(yè)產(chǎn)品在成為最終產(chǎn)品之前還需要經(jīng)歷的生產(chǎn)階段數(shù)越多，即企業(yè)在全球價值鏈中的地位越高；[Xitk]代表企業(yè)[i]第[t]年行業(yè)[k]產(chǎn)品非出口份額；[Xit]代表企業(yè)[i]第[t]年非出口總份額，等于工業(yè)總產(chǎn)值減去出口總份額；[Yitk]代表企業(yè)[i]第[t]年行業(yè)[k]產(chǎn)品出口份額；[Yit]代表企業(yè)[i]第[t]年出口總份額；[n]代表企業(yè)產(chǎn)品所屬行業(yè)種類；[PLY_Dkt]與[POS_Ukt]由第一步計算得出，分別代表企業(yè)產(chǎn)品所在行業(yè)[k]第[t]年的國內(nèi)價值鏈長度和全球價值鏈上游度。

2.識別鏈主企業(yè)與測度鏈主企業(yè)影響力

識別鏈主企業(yè)。目前，雖然學(xué)術(shù)界尚未形成識別鏈主企業(yè)的方法和標(biāo)準，但是山東省、陜西省、甘肅省、山西省、上海市、重慶市已經(jīng)公示了共計332家鏈主企業(yè)1，這為本文在全國范圍內(nèi)識別鏈主企業(yè)提供了現(xiàn)實證據(jù)。此外，Jannati et al.（2020）、范劍勇等（2021）、葉振宇、莊宗武（2022）認為企業(yè)能夠利用其資產(chǎn)規(guī)模優(yōu)勢改善內(nèi)外部經(jīng)營環(huán)境進而形成產(chǎn)業(yè)生態(tài)圈，于是將企業(yè)總資產(chǎn)作為識別具有一定影響力企業(yè)的門檻指標(biāo)，這為本文將已公示鏈主企業(yè)總資產(chǎn)的平均排名作為一般性門檻指標(biāo)來識別全國鏈主企業(yè)提供了理論依據(jù)?；谝陨犀F(xiàn)實證據(jù)與理論依據(jù)，這里以抽取部分地區(qū)已公示鏈主企業(yè)共同特征、構(gòu)建一般性門檻指標(biāo)、在全國范圍內(nèi)識別鏈主企業(yè)為思路，按照已公示鏈主企業(yè)的標(biāo)記、已公示鏈主企業(yè)的排序、一般性門檻指標(biāo)的構(gòu)建、全國鏈主企業(yè)的識別4個步驟，在全國—行業(yè)—年份層面上識別鏈主企業(yè)：第一，已公示鏈主企業(yè)的標(biāo)記。參照Upward et al.（2013）和張杰等（2013）的方法，使用企業(yè)中文名稱變量在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫合并得到的樣本數(shù)據(jù)庫中，標(biāo)記出山東等地區(qū)已公示的鏈主企業(yè)2。第二，已公示鏈主企業(yè)的排序。在全國—行業(yè)—年份層面上對樣本數(shù)據(jù)庫中所有企業(yè)按照企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模進行降序排序，并記錄其中已公示鏈主企業(yè)的排名結(jié)果。第三，一般性門檻指標(biāo)的構(gòu)建。在全國—行業(yè)—年份層面上，將剔除已公示鏈主企業(yè)最高排名和最低排名的平均排名，作為識別全國鏈主企業(yè)的一般性門檻指標(biāo)。其中，若某行業(yè)所有年份中未得到已公示鏈主企業(yè)排名結(jié)果，則取當(dāng)年其它行業(yè)已公示鏈主企業(yè)的平均排名作為一般性門檻指標(biāo)。若某行業(yè)當(dāng)年未得到但其他年份至少一年得到已公示鏈主企業(yè)排名結(jié)果，則取該行業(yè)其它年份已公示鏈主企業(yè)的平均排名作為一般性門檻指標(biāo)。第四，全國鏈主企業(yè)的識別。在全國—行業(yè)—年份層面上，將樣本數(shù)據(jù)庫中排名高于或等于一般性門檻指標(biāo)的企業(yè)識別為鏈主企業(yè)。具體識別結(jié)果見表2前3列。

測度鏈主企業(yè)影響力。通過構(gòu)建能夠代表鏈主企業(yè)數(shù)量少特征的鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置特征的制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣與規(guī)模大特征的鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣，測度鏈主企業(yè)影響力。第一，根據(jù)ISIC行業(yè)分類標(biāo)準，在中國投入產(chǎn)出流量表第I象限中對行業(yè)進行同類歸并，并構(gòu)建包含18個制造業(yè)行業(yè)的投入產(chǎn)出流量表3：在省（自治區(qū)、直轄市）[j]年份[t]層面上，對各列[v]行業(yè)，通過計算其來自[k]行業(yè)中間投入與來自其他行業(yè)中間投入的比重[ajktv]，得到矩陣[A=（ajktv）18×18]。同理，在?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）[j]年份[t]層面上，對各行[k]行業(yè)，通過計算其產(chǎn)出作為中間投入進入[v]行業(yè)的比重[bjktv]，得到矩陣[B=（bjktv）18×18]。在得到矩陣[A]和矩陣[B]后，借鑒Behrens and Sharunova（2015）使用投入產(chǎn)出系數(shù)測度產(chǎn)業(yè)鏈上下游關(guān)系的方法，將[C=（AT+B）/2]作為代表鏈主企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置特征的制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣。第二，對上文中識別出來的鏈主企業(yè)在地區(qū)—行業(yè)—年份層面上進行歸類處理，并得到鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣[N=（njkt）m×1]，該矩陣能夠代表鏈主企業(yè)數(shù)量少的特征。其中，[N]為[m]行列向量，[njkt]為矩陣任意元素，代表?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）[j]行業(yè)[k]年份[t]的鏈主企業(yè)數(shù)量。第三，借鑒葉振宇、莊宗武（2022）在測度龍頭企業(yè)影響力時考慮企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的做法，在行業(yè)[k]年份[t]層面上，通過計算省（自治區(qū)、直轄市）[j]所有鏈主企業(yè)總資產(chǎn)與全國所有鏈主企業(yè)總資產(chǎn)的比重，得到代表鏈主企業(yè)規(guī)模大特征的鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣[W=（Wjkt）1×m]。其中，W為m列行向量，[Wjkt]為矩陣任意元素。第四，通過計算[C×N×W]得到地區(qū)—行業(yè)—年份層面上的鏈主企業(yè)影響力[cmejkt]（葉振宇、莊宗武，2022）。該指標(biāo)綜合反映了鏈主企業(yè)數(shù)量少、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置和規(guī)模大3個特征，指標(biāo)數(shù)值越大說明鏈主企業(yè)影響力越強。具體測度結(jié)果見表2后3列。

3.控制變量

企業(yè)控制變量：企業(yè)年齡（[lnageit]），采用觀測年份與企業(yè)成立年份之差加1再取對數(shù)的形式表示；企業(yè)資產(chǎn)負債率（[tdrit]），等于企業(yè)的總負債除以總資產(chǎn)。行業(yè)控制變量：赫芬達爾指數(shù)（[hhijkt]），在三位數(shù)行業(yè)層面上以主營業(yè)務(wù)收入為指標(biāo)計算得到1，該指數(shù)越大說明行業(yè)競爭程度越大。地區(qū)控制變量：進出口總額（[lniejt]），對各地區(qū)當(dāng)年進出口總額取對數(shù)得到；人口密度（[pdjt]），等于各地區(qū)單位土地面積上的人口數(shù)量。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文基于2003—2013年中國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果、作用機制與異質(zhì)性特征。其中，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫：參照Brandt et al.（2012）的方法對數(shù)據(jù)進行跨年份匹配。同時，借鑒Cai and Liu（2009）的數(shù)據(jù)處理方法，并遵循會計準則對數(shù)據(jù)進行清理，刪除缺失重要指標(biāo)、非制造業(yè)、短期負債或長期負債大于總負債、固定資產(chǎn)或固定凈資產(chǎn)或流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、本年折舊大于累計折舊、從業(yè)人數(shù)少于8人2、成立時間小于1949年或大于觀測年份的觀測值。企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫：參照Upward et al.（2013）與張杰等（2013）的方法匹配到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中。行業(yè)數(shù)據(jù)來自UIBE GVC Index數(shù)據(jù)庫和中國投入產(chǎn)出流量表。地區(qū)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。此外，依據(jù)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，對數(shù)據(jù)中涉及貨幣價值的指標(biāo)以2003年為基期進行不變價格處理。為排除極端觀測值的影響，對連續(xù)變量進行1%水平雙邊縮尾處理。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

1.主要變量的描述性統(tǒng)計分析

表1主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度（[ply_d]）的取值范圍與均值分別是［1.8705，4.2010］和2.8326，說明中國制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中需要經(jīng)歷1.8705到4.2010個生產(chǎn)階段，平均需要經(jīng)歷2.8326個生產(chǎn)階段。企業(yè)全球價值鏈上游度（[pos_u]）的取值范圍與均值分別是［2.0372，4.4243］和2.9150，說明中國制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品在成為最終產(chǎn)品之前還需要經(jīng)歷2.0372到4.4243個生產(chǎn)階段，平均還需要經(jīng)歷2.9150個生產(chǎn)階段。企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度的最小值和最大值、均值和最大值差異明顯，均值和中位數(shù)近乎相等，標(biāo)準差較小，說明企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度基本服從正態(tài)分布，發(fā)展水平比較平穩(wěn)，但仍存在較大差異性和提升空間。鏈主企業(yè)（[cme]）取值范圍在0.0049到9.0536之間，最小值和最大值、均值和中位數(shù)、均值和最大值差異明顯，標(biāo)準差較大，說明各地區(qū)鏈主企業(yè)影響力偏低，且存在較大波動性和地域差異性。控制變量與現(xiàn)有文獻基本一致。

2.鏈主企業(yè)數(shù)量與鏈主企業(yè)影響力的描述性統(tǒng)計分析

從空間分布看，鏈主企業(yè)主要集中分布在經(jīng)濟比較發(fā)達的地區(qū)，并且表現(xiàn)出較強的鏈主企業(yè)影響力。如表2結(jié)果顯示，在2003—2013年之間，廣東省、江蘇省、浙江省、上海市、山東省是鏈主企業(yè)數(shù)量最多（約占全國的60.67%）、鏈主企業(yè)影響力最大（約占全國的81.85%）的5個地區(qū)，甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)與之相反，這基本符合現(xiàn)實情況。廣東省、江蘇省、浙江省、上海市、山東省在建國初期就具有一定工業(yè)基礎(chǔ)，之后又在改革開放偉大實踐中憑借地理優(yōu)勢與政策紅利形成了相對成熟的工業(yè)體系，更多鏈主企業(yè)也被培育出來。綜上，鏈主企業(yè)主要集中在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，具有顯著的空間分布不均衡特征。所以，在全國范圍內(nèi)培育發(fā)展鏈主企業(yè)并發(fā)揮其影響力，對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

（二）基準回歸

本文采用多維面板固定效應(yīng)模型對式（1）進行估計，并以遞進方式將回歸結(jié)果報告在表3中。其中，分別在第（1）列和第（2）列不引入控制變量且不控制固定效應(yīng)、第（3）列和第（4）列僅控制固定效應(yīng)但不引入控制變量、第（5）列和第（6）列既引入控制變量又控制固定效應(yīng)的情況下，考察鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度和企業(yè)全球價值鏈上游度的影響效果。結(jié)果顯示，各列鏈主企業(yè)影響力系數(shù)均在1%水平上顯著為正。說明在不同情況下，鏈主企業(yè)均能夠顯著促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用。原因可能是鏈主企業(yè)能夠基于其影響力，以“鏈主”身份通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即推動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。從經(jīng)濟意義上來看，以第（5）列和第（6）列為例，鏈主企業(yè)影響力每提高1個單位標(biāo)準差，企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度和企業(yè)全球價值鏈上游度分別會提高約0.0155（≈0.0044×1.7449÷0.4967）個單位標(biāo)準差與0.0127（≈0.0040×1.7449÷0.5492）個單位標(biāo)準差。

各控制變量回歸結(jié)果基本達到預(yù)期。其中，企業(yè)控制變量系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明分別以年齡、資產(chǎn)負債率為代表的企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗與融資能力，能夠顯著促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展；行業(yè)控制變量赫芬達爾指數(shù)系數(shù)在1%水平上顯著，說明行業(yè)競爭有可能倒逼企業(yè)通過提升經(jīng)營效率、降低經(jīng)營成本、加大研發(fā)投入等途徑提升自身競爭力，進而提升產(chǎn)業(yè)鏈競爭力，促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展；城市控制變量系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明以人口密度、進出口總額為代表的地區(qū)人力資源與外貿(mào)能力，是促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。

（三）穩(wěn)健性檢驗

對可能存在的內(nèi)生性、極端觀測值、特殊觀測值、變量測度問題，進行如下穩(wěn)健性檢驗。

1.內(nèi)生性問題檢驗

本文先后采用滯后一階法和兩階段最小二乘法（2SLS）來解決基準回歸中可能存在的內(nèi)生性問題，結(jié)果見表4。首先，第（1）列和第（2）列報告了鏈主企業(yè)影響力變量取一階滯后值的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，鏈主企業(yè)影響力一階滯后變量系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明基準回歸的結(jié)論是穩(wěn)健的。其次，葉振宇、莊宗武（2022）認為地區(qū)中華老字號企業(yè)數(shù)量與當(dāng)?shù)佚堫^企業(yè)影響力因為企業(yè)家精神和營商環(huán)境而存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，且前者不會影響本地其他企業(yè)成長。因此，本文以地區(qū)中華老字號企業(yè)數(shù)量1與1998年地區(qū)制造業(yè)二位數(shù)行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)數(shù)量占全國比重的交互項作為工具變量，使用兩階段最小二乘法對基準回歸進行內(nèi)生性檢驗（葉振宇、莊宗武，2022），結(jié)果見第（3）列和第（4）列。此外，第（5）列和第（6）列報告了將工具變量更換為同一地區(qū)內(nèi)其它行業(yè)鏈主企業(yè)影響力變量年度平均值的內(nèi)生性檢驗結(jié)果。第（3）—（6）列結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量顯著拒絕了識別不足的檢驗，Kleibergen-Paap rk Wald F和Hansen J統(tǒng)計量同時顯著拒絕了弱工具變量的檢驗，這說明工具變量的選擇是合理的，且基準回歸的結(jié)論是穩(wěn)健的。綜上，在采用滯后一階法和兩階段最小二乘法對基準回歸進行內(nèi)生性檢驗后，鏈主企業(yè)依然能夠顯著促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用的結(jié)論未發(fā)生改變。

2.1%水平雙邊截尾處理

本文通過對被解釋變量、解釋變量和控制變量在1%水平上進行雙邊縮尾處理，來避免極端觀測值對基準回歸結(jié)果的干擾。這里用雙邊截尾方法替代雙邊縮尾方法，檢驗在剔除極端觀測值后基準回歸的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表5第（1）列和第（2）列。結(jié)果顯示，在使用雙邊截尾方法在1%水平上剔除極端觀測值之后，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，說明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的：鏈主企業(yè)能夠顯著促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度提升，即鏈主企業(yè)能夠顯著促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

3.剔除直轄市觀測值

一方面，直轄市因為在行政級別、人口數(shù)量、經(jīng)濟狀況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施等方面較其他城市存在明顯優(yōu)勢，使得更多政策向其傾斜、資源向其聚集，進而易于培育發(fā)展更多鏈主企業(yè)。另一方面，鏈主企業(yè)也會受直轄市特殊行政屬性影響而承擔(dān)更多社會責(zé)任或政府職責(zé)，進而影響其在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中的影響力。因此，本文對剔除直轄市特殊觀測值的樣本重新回歸，結(jié)果見表5第（3）列和第（4）列。結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，說明在剔除直轄市特殊觀測值后，鏈主企業(yè)依然能夠顯著促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4.更換中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)

首先，使用向前連接的企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度（[plv_d]）代替基準回歸中向后連接的企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度（[ply_d]），對新樣本進行回歸以驗證鏈主企業(yè)是否能夠促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸，結(jié)果見表5第（5）列。結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，說明鏈主企業(yè)對促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸的作用依然穩(wěn)健。其次，分別用企業(yè)全球價值鏈下游度（[pos_d]）、企業(yè)全球價值鏈平均位置（[pos_apl]）和企業(yè)全球價值鏈總體位置（[pos_tpl]）作為基準回歸中企業(yè)全球價值鏈上游度（[pos_u]）的替代指標(biāo)，對樣本重新進行回歸，結(jié)果見表5第（6）—（8）列。結(jié)果表明，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，說明鏈主企業(yè)能夠顯著促進企業(yè)全球價值鏈位置攀升的結(jié)論未發(fā)生改變。表5第（5）—（8）列回歸結(jié)果說明，更換中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)并不會改變鏈主企業(yè)能夠顯著促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈位置攀升的結(jié)論，即鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）作用機制檢驗

本文在構(gòu)建了由式（1）、式（6）和式（7）組成的中介效應(yīng)模型之后，基于代表鏈主企業(yè)數(shù)量少特征的鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、處于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵位置特征的制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣以及規(guī)模大特征的鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣，構(gòu)建不同的鏈主企業(yè)影響力指標(biāo)，并逐步檢驗不同鏈主企業(yè)影響力通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。

其中，[cme_xjkt]代表不同的鏈主企業(yè)影響力，包括由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力（[cme_ajkt]），由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣和制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣相乘構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力（[cme_bjkt]），由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣和鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣相乘構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力（[cmejkt]），即本文核心解釋變量；[mhqdit]、[x]、[λi]、[μt]、[ψk]、[νj]、[εit]代表意義與式（1）相同；中介變量[mit]為成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率（[tfpit]），參考魯曉東、連玉君（2012）的LP法計算得到1；[δ0]、[δ1]、[δ]、[θ0]、[θ1]、[θ2]、[θ]為待估系數(shù)。這部分，重點關(guān)注[δ1]、[θ1]和[θ2]的顯著性：若[δ1]和[θ2]顯著，則表明[mit]具有中介效應(yīng)，即鏈主企業(yè)能夠通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

表6報告了不同鏈主企業(yè)影響力通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的作用機制檢驗結(jié)果。首先，逐步系數(shù)檢驗法發(fā)現(xiàn)，在Panel A中，第（1）—（6）列由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力系數(shù)在5%或1%水平上顯著為正，第（3）列和第（6）列成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率系數(shù)在1%水平上顯著為正；在Panel B中，第（1）—（6）列由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣和制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣相乘構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力系數(shù)在10%、5%或1%水平上顯著為正，第（3）列和第（6）列成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率系數(shù)在10%或1%水平上顯著為正；在Panel C中，第（1）—（6）列由鏈主企業(yè)數(shù)量矩陣、制造業(yè)投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣和鏈主企業(yè)資產(chǎn)比重矩陣相乘構(gòu)建的鏈主企業(yè)影響力系數(shù)在1%水平上顯著為正，第（3）列和第（6）列成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率系數(shù)在1%水平上顯著為正。逐步系數(shù)檢驗法的結(jié)果說明，中介效應(yīng)是顯著的。其次，參考溫忠麟、葉寶娟（2014）的中介效應(yīng)檢驗流程，采用Sobel檢驗法對逐步系數(shù)檢驗法的結(jié)果進行穩(wěn)健性驗證。Panel A、Panel B與Panel C中的Sobel檢驗結(jié)果顯示，Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量數(shù)值均大于5%水平的臨界值0.97，說明逐步系數(shù)檢驗法的結(jié)果具有穩(wěn)健性，即中介效應(yīng)是顯著的。綜上，鏈主企業(yè)能夠通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，假說1得到驗證。這可能是因為鏈主企業(yè)能夠以其影響力，打破先進生產(chǎn)技術(shù)、管理方法等在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中的交互壁壘，形成知識與技術(shù)外溢效應(yīng)，進而通過提升成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升，即促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

五、異質(zhì)性分析

上文已證實鏈主企業(yè)能夠促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，并且在對內(nèi)生性、極端觀測值、特殊觀測值、變量測度問題進行一系列穩(wěn)健性檢驗之后，結(jié)論未發(fā)生改變。同時，作用機制檢驗結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)能夠通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。為深入探析鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性特征，展開如下分析。

（一）區(qū)分集聚外部性類型的異質(zhì)性分析

假說2提到集聚外部性能夠影響鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。對此，通過構(gòu)建模型（8）考察專業(yè)化外部性、多樣化外部性和波特外部性3種集聚外部性對鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性作用。

其中，[mhqdit]、[cmejkt]、[x]、[μt]、[λi]、[ψk]、[νj]、[εit]代表意義與式（1）相同；[cmejkt×aggjkt]代表?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）[j]行業(yè)[k]年份[t]鏈主企業(yè)影響力與集聚外部性的交互項；[aggjkt]代表?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）[j]行業(yè)[k]年份[t]的集聚外部性，包括專業(yè)化外部性（[marjkt]）、多樣化外部性（[jacjkt]）和波特外部性（[porjkt]）1；[ω0]、[ω1]、[ω2]、[ω3]、[ω]為待估系數(shù)。在這一部分，主要關(guān)注系數(shù)[ω2]的正負性與顯著性：若[ω2]顯著為正，說明集聚外部性對鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著強化作用；若[ω2]顯著為負，說明集聚外部性對鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著抑制作用。

表7報告了3種集聚外部性對鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性作用。其中，第（1）列和第（4）列的回歸結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力與專業(yè)化外部性的交互項系數(shù)在1%水平上顯著為正。說明專業(yè)化外部性能夠顯著強化鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升的促進作用，即專業(yè)化外部性能夠強化鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。第（2）和第（5）列的回歸結(jié)果表明，鏈主企業(yè)影響力與多樣化外部性的交互項系數(shù)分別在5%與1%水平上顯著為正。說明多樣化外部性可以顯著強化鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升的促進作用，即多樣化外部性可以強化鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。第（3）列和第（6）列的回歸結(jié)果表示，鏈主企業(yè)影響力與波特外部性的交互項在1%水平上顯著為負。說明波特外部性顯著抑制了鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升的促進作用，即波特外部性弱化了鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。這可能是因為行業(yè)競爭使鏈主企業(yè)出于自身利益第一的目的，在一定程度上加強了對先進生產(chǎn)技術(shù)、管理方法等資源的保護，從而增加了成員企業(yè)獲得相關(guān)知識與技術(shù)外溢性的難度，最終引致產(chǎn)業(yè)鏈整體競爭力下降，抑制了中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。綜上，假說2得到驗證。

（二）區(qū)分行業(yè)要素密集度類型的異質(zhì)性分析

借鑒李怡、李平（2018）的行業(yè)分類方法，分別對勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)與技術(shù)密集型行業(yè)3個單位樣本進行估計，回歸結(jié)果見表8。其中，第（2）列、第（3）列、第（5）列、第（6）列結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明在資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中，鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度提升具有顯著促進作用，即鏈主企業(yè)能夠促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。這可能是因為鏈主企業(yè)帶來的知識與技術(shù)外溢效應(yīng)，能夠間接提升成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而驅(qū)動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。同時，鏈主企業(yè)可以促進資本在產(chǎn)業(yè)鏈中的自由流動和配置效率，豐富成員企業(yè)的融資渠道、降低成員企業(yè)的融資成本，在一定程度上破解成員企業(yè)“融資難、融資貴”難題。第（1）列和第（4）列結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)在10%水平以內(nèi)不顯著且為負。說明在勞動密集型行業(yè)，鏈主企業(yè)對企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度提升起到抑制作用，但效果并不顯著，即鏈主企業(yè)抑制了中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展但作用不顯著。這可能是因為勞動密集型行業(yè)的生產(chǎn)工藝和流程較為簡單成熟，受鏈主企業(yè)資本驅(qū)動或技術(shù)賦能的影響較小，反而有可能會被擾亂原有生產(chǎn)方式和效率，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)鏈競爭力下降，進而抑制中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展。

（三）關(guān)于企業(yè)是否在沿海地區(qū)的異質(zhì)性分析

表9各列回歸結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)影響力系數(shù)在1%、5%或10%水平上顯著為正。其中，相較于第（2）列與第（4）列沿海地區(qū)，第（1）列與第（3）列內(nèi)陸地區(qū)中鏈主企業(yè)影響力系數(shù)更加顯著。說明在內(nèi)陸地區(qū)，鏈主企業(yè)對促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升的效果更明顯，即對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展更具推動力。這表明中國在沿海經(jīng)濟圈向內(nèi)陸地區(qū)延伸戰(zhàn)略上已取得明顯成效，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈布局在全國范圍內(nèi)趨于平衡，更多鏈主企業(yè)被培育出來。其原因主要包括四點：一是政府宏觀政策統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。近年來，“雙循環(huán)”新發(fā)展格局、構(gòu)建國內(nèi)統(tǒng)一大市場、中部崛起等戰(zhàn)略陸續(xù)出臺，在政府宏觀政策統(tǒng)籌協(xié)調(diào)下，制造業(yè)企業(yè)不斷加強產(chǎn)業(yè)鏈向內(nèi)陸地區(qū)延伸力度，力求在供給端提高供應(yīng)鏈韌性、在需求端擴大市場內(nèi)需。二是對外貿(mào)易風(fēng)險加大。在國際貿(mào)易摩擦沖擊下，中國制造業(yè)出口導(dǎo)向受到阻礙、對外貿(mào)易逐步放緩，部分行業(yè)出現(xiàn)出口比重下降、內(nèi)銷比重擴大現(xiàn)象。對此，不少制造業(yè)企業(yè)逐漸將出口便利的沿海戰(zhàn)略要地，轉(zhuǎn)向更能輻射國內(nèi)大市場的內(nèi)陸地區(qū)。三是沿海地區(qū)生產(chǎn)成本增加。隨著沿海地區(qū)勞動力成本與土地價格的上漲，向低成本地區(qū)轉(zhuǎn)移成為制造業(yè)企業(yè)保持利潤的關(guān)鍵途徑。四是內(nèi)陸地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)日趨完善。目前，中國八縱八橫的鐵路網(wǎng)基本形成，用于商業(yè)貿(mào)易的內(nèi)陸水運體系與空運體系也在不斷改善，交通運輸條件的差距不再是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈由沿海地區(qū)向內(nèi)陸地區(qū)延伸的阻礙。同時，內(nèi)陸地區(qū)廣建經(jīng)濟特區(qū)，各種稅收、補貼與融資優(yōu)惠政策極大激勵了制造業(yè)企業(yè)由沿海地區(qū)遷向內(nèi)陸地區(qū)的動力。綜上，政府宏觀政策統(tǒng)籌協(xié)調(diào)、對外貿(mào)易風(fēng)險加大、沿海地區(qū)生產(chǎn)成本增加、內(nèi)陸地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)日趨完善為內(nèi)陸地區(qū)培育鏈主企業(yè)并發(fā)揮其影響力促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展提供了契機或保障。

（四）關(guān)于企業(yè)是否在“一帶一路”沿線地區(qū)的異質(zhì)性分析

表10回歸結(jié)果顯示，雖然第（1）—（4）列鏈主企業(yè)影響力系數(shù)均在1%或10%水平上顯著為正，但是相較第（1）列與第（3）列非“一帶一路”沿線地區(qū)，第（2）列與第（4）列“一帶一路”沿線地區(qū)中鏈主企業(yè)影響力系數(shù)的顯著性更高。說明在“一帶一路”沿線地區(qū)中，鏈主企業(yè)對促進企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度延伸和企業(yè)全球價值鏈上游度攀升的作用更顯著、效果更明顯，即對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展更具推動力。原因主要是，“一帶一路”倡議秉承共商、共享、共建原則，通過基礎(chǔ)設(shè)施互通互聯(lián)與經(jīng)貿(mào)深度合作促進了“一帶一路”沿線地區(qū)的要素流動，特別是技術(shù)要素的流動，強化了鏈主企業(yè)通過提高成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率進而推動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的作用。鏈主企業(yè)在“一路一帶”沿線地區(qū)中對促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的更強作用，彰顯了中國提出“一帶一路”倡議的偉大高度和時代前瞻性，預(yù)示了“一帶一路”倡議必將取得卓越成績，同時也為構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主、國內(nèi)國際雙循環(huán)互相促進的新發(fā)展格局提供了思路：在國內(nèi)大循環(huán)層面上，優(yōu)化同一地區(qū)資源的配置效率、打破不同地區(qū)信息的交互壁壘、強化跨地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈的協(xié)同發(fā)展；在國內(nèi)國際雙循環(huán)層面上，促進跨國產(chǎn)業(yè)鏈的對接與融合。

六、結(jié)論與啟示

本文測算了企業(yè)國內(nèi)價值鏈長度與企業(yè)全球價值鏈上游度2個微觀指標(biāo)來表征中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，并定量識別了鏈主企業(yè)與定量測度了鏈主企業(yè)影響力。之后，基于2003—2013年中國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用理論分析與實證檢驗相結(jié)合的方法，研究鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響效果、作用機制與異質(zhì)性特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用，并且在對內(nèi)生性、極端觀測值、特殊觀測值、變量測度問題進行一系列穩(wěn)健性檢驗之后，結(jié)論未發(fā)生改變。從鏈主企業(yè)對促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的作用機制檢驗結(jié)果來看，成員企業(yè)全要素生產(chǎn)率在其中發(fā)揮著顯著正向傳導(dǎo)作用。異質(zhì)性分析表明，專業(yè)化外部性和多樣化外部性強化了鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用，而波特外部性則可能因為行業(yè)競爭抑制了知識外溢效應(yīng)等原因，弱化了鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的促進作用；在資本密集型行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)、內(nèi)陸地區(qū)、“一帶一路”沿線地區(qū)中，鏈主企業(yè)對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展更具推動力。

基于以上研究，為培育發(fā)展鏈主企業(yè)并發(fā)揮其影響力促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展，提出如下建議：第一，各地政府加強對鏈主企業(yè)推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的重視程度，盡快出臺、完善具有地方特色的鏈主企業(yè)培育發(fā)展政策體系，并建立健全市場監(jiān)管體制，自上而下營造良好的營商環(huán)境，充分發(fā)揮鏈主企業(yè)促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈高質(zhì)量發(fā)展的影響力。第二，充分發(fā)揮鏈主企業(yè)“以大帶小”、“以點帶鏈”的產(chǎn)業(yè)鏈“鏈主”影響力，構(gòu)建以鏈主企業(yè)為中心、成員企業(yè)協(xié)同參與的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈生態(tài)，最終形成以鏈主企業(yè)優(yōu)勢資源為輻射核心、成員企業(yè)享受知識外溢性并釋放產(chǎn)業(yè)鏈生態(tài)紅利的良性發(fā)展格局。第三，強化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中成員企業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)經(jīng)營能力，加大對“專精特新”、“小巨人”、“隱形冠軍”等企業(yè)的培育發(fā)展，以提升制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈專業(yè)化與多樣化水平。第四，加大對資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)的扶持力度，并從供給側(cè)提高勞動密集型行業(yè)的生產(chǎn)工藝，改變其產(chǎn)業(yè)鏈低端嵌入問題。第五，堅定不移地走改革開放道路，深化制造業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。同時，強化沿海經(jīng)濟圈向內(nèi)陸地區(qū)輻射的作用，貫徹落實“一帶一路”倡議，激活國內(nèi)巨大市場需求潛力，構(gòu)建國內(nèi)統(tǒng)一大市場，形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)互相促進的新發(fā)展格局。

參考文獻

蔡莉、魯喜鳳、單標(biāo)安、于海晶，2018，“發(fā)現(xiàn)型機會和創(chuàng)造型機會能夠相互轉(zhuǎn)化嗎？——基于多主體視角的研究”，《管理世界》，第12期，第81-94+194頁。

陳曉東、劉洋、周柯，2022，“數(shù)字經(jīng)濟提升我國產(chǎn)業(yè)鏈韌性的路徑研究”，《經(jīng)濟體制改革》，第1期，第95-102頁。

陳耀，2004，“戰(zhàn)略聯(lián)盟的理論思考及其啟示”，《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》，第8期，第38-40頁。

范劍勇、劉念、劉瑩瑩，2021，“地理距離、投入產(chǎn)出關(guān)系與產(chǎn)業(yè)集聚”，《經(jīng)濟研究》，第10期，第138-154頁。

蓋慶恩、朱喜、程名望、史清華，2015，“要素市場扭曲、壟斷勢力與全要素生產(chǎn)率”，《經(jīng)濟研究》，第5期，第61-75頁。

黃勃、李海彤、江萍、雷敬華，2022，“戰(zhàn)略聯(lián)盟、要素流動與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升”，《管理世界》，第10期，第195-212頁。

賈生華、楊菊萍，2007，“產(chǎn)業(yè)集群演進中龍頭企業(yè)的帶動作用研究綜述”，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟評論》，第1期，第129-136頁。

金玲娣、陳國宏，2001，“企業(yè)規(guī)模與R&D關(guān)系實證研究”，《科研管理》，第1期，第51-57頁。

劉貴富，2006，“產(chǎn)業(yè)鏈功能效應(yīng)研究”，《社會科學(xué)戰(zhàn)線》，第3期，第295-297頁。

劉志彪、孔令池，2021，“從分割走向整合：推進國內(nèi)統(tǒng)一大市場建設(shè)的阻力與對策”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第8期，第20-36頁。

李勝文、李大勝，2008，“中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的波動：1986～2005——基于細分行業(yè)的三投入隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)分析”，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，第5期，第43-54頁。

李蘇蘇、段軍山、葉祥松，2022，“中國工業(yè)行業(yè)間的資源錯配與效率損失研究”，《南方經(jīng)濟》，第5期，第78-100頁。

李小平、朱鐘棣，2005，“中國工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率測算——基于分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究”，《管理世界》，第4期，第56-64頁。

李怡、李平，2018，“FDI對中國工業(yè)價值鏈升級影響的異質(zhì)性考察”，《世界經(jīng)濟研究》，第5期，第37-50+135-136頁。

魯曉東、連玉君，2012，“中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007”，《經(jīng)濟學(xué)（季刊）》，第2期，第541-558頁。

牛建國、張小筠，2019，“全球價值鏈中的企業(yè)價值鏈功能升級——以中國體育用品制造業(yè)為例”，《企業(yè)經(jīng)濟》，第10期，第130-139頁。

沈鴻、向訓(xùn)勇、顧乃華，2019，“全球價值鏈嵌入位置與制造企業(yè)成本加成——貿(mào)易上游度視角的實證研究”，《財貿(mào)經(jīng)濟》，第8期，第83-99頁。

唐宜紅、張鵬楊，2018，“中國企業(yè)嵌入全球生產(chǎn)鏈的位置及變動機制研究”，《管理世界》，第5期，第28-46頁。

溫忠麟、葉寶娟，2014，“中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展”，《心理科學(xué)進展》，第5期，第731-745頁。

肖宇、夏杰長、倪紅福，2019，“中國制造業(yè)全球價值鏈攀升路徑”，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，第11期，第40-59頁。

葉振宇、莊宗武，2022，“產(chǎn)業(yè)鏈龍頭企業(yè)與本地制造業(yè)企業(yè)成長：動力還是阻力”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第7期，第141-158頁。

伊凌雪、蔣藝翅、姚樹潔，2022，“企業(yè)ESG實踐的價值創(chuàng)造效應(yīng)研究——基于外部壓力視角的檢驗”，《南方經(jīng)濟》，第10期，第93-110頁。

余紅偉、胡德狀，2015，“中國區(qū)域制造業(yè)質(zhì)量競爭力測評及影響因素分析”，《管理學(xué)報》，第11期，第1703-1709頁。

張杰、陳志遠、劉元春，2013，“中國出口國內(nèi)附加值的測算與變化機制”，《經(jīng)濟研究》，第10期，第124-137頁。

張文會、喬寶華，2018，“構(gòu)建我國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系的幾點思考”，《工業(yè)經(jīng)濟論壇》，第4期，第27-32頁。

Amador，J. and Cabral，S，2016，“Global Value Chains： A Survey of Drivers and Measures”，Journal of Economic Surveys，30（2）：278-301.

Andersson，M.，Larsson，J.P. and Wernberg，J.，2019，“The Economic Microgeography of Diversity and Specialization Externalities-Firm-Level Evidence from Swedish Cities”，Research Policy，48（6）：1385-1398.

Autor，D.，Dorn，D.，Katz，L.F.，Patterson，C. and Reenen，J.V.，2020，“The Fall of the Labor Share and the Rise of Superstar Firms”，The Quarterly Journal of Economics，135（2）：645-709.

Becheikh，N.，Landry，R. and Amara，N.，2006，“Lessons from Innovation Empirical Studies in the Manufacturing Sector：a Systematic Review of the Literature from 1993-2003”，Technovation，26（5-6）：644-664.

Behrens，K. and Sharunova，V.，2015，“Inter- and Intra-firm Linkages：Evidence from Microgeographic Location Patterns”，CEPR Discussion Paper，No.10921.

Brandt，L.，Biesebroeck，J. and Zhang，Y. F.，2012，“Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-Level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”，Journal of Development Economics，97（2）：339-351.

Cai，H.B. and Liu，Q.，2009，“Competition and Corporate Tax Avoidance：Evidence from Chinese Industrial Firms”，Economic Journal，119（537）：764-795.

Chen，E.K.Y.，1997，“The Total Factor Productivity Debate：Determinants of Economic Growth in East Asia”，Asian-Pacific Economic Literature，11（1）：18-38.

Chor，D.，Manova，K. and Yu，Z.H.，2021，“Growing like China：Firm Performance and Global Production Line Position”，Journal of International Economics，130（C）：103445.1-103445.25.

Debaere，P.，Lee，J.H. and Paik，M.，2010，“Agglomeration，Backward and Forward Linkages：Evidence from South Korean Investment in China”，Canadian Journal of Economics，43（2）：520-546.

Fazlioglu，B.，Dalgic，B. and Yereli，A.B.，2019，“The Effect of Innovation on Productivity：Evidence from Turkish Manufacturing Firms”，Industry and Innovation，26（4）：439-460.

Gereffi，G.，1999，“International Trade and Industrial Upgrading in the Apparel Commodity Chain”，Journal of International Economics，48（1）：37-70.

Gereffi，G. and Memodovic，O.，2003，“The Global Apparel Value Chain：What Prospects for Upgrading by Developing Countries？”，Vienna：United Nations Industrial Development Organization.

Glaeser，E.L.，Kallal，H.D.，Scheinkman，J.A. and Shleifer，A.，1992，“Growth in Cities”，Journal of Political Economy，100（6）：1126-1152.

Glaeser，E.L. and Gottlieb，J.D.，2009，“The Wealth of Cities：Agglomeration Economies and Spatial Equilibrium in the United States”，Journal of Economic Literature，47（4）：983-1028.

Greenstone，M.，Hornbeck，R. and Moretti，E.，2010，“Identifying Agglomeration Spillovers：Evidence from Winners and Losers of Large Plant Openings”，Journal of Political Economy，118（3）：536-598.

Jacobs，J.，1969，“The Economy of Cities”，American Political Science Review，66（2）：648-650.

Jannati，S.，Korniotis，G. and Kumar，A.，2020，“Big Fish in a Small Pond：Locally Dominant Firms and the Business Cycle”，Journal of Economic Behavior & Organization，180：219-240.

Humphrey，J. and Schmitz，H.，2002，“How does Insertion in Global Value Chains Affect Upgrading in Industrial Clusters？”，Regional Studies，36（9）：1017-1027.

Kaplinsky，R.，Morris，M. and Readman，J.，2002，“The Globalization of Product Markets and Immiserizing Growth：Lessons from the South African Furniture Industry”，World Development，30（7）：1159-1177.

Krugman，P.，1991，“Increasing Returns and Economic Geography”，Journal of Political Economy，99（3）：483-499.

Marrocu，E.，Paci，R. and Usai，S.，2013，“Productivity Grownth in the Old and New Europe：the Role of Agglomeration Externalities”，Journal of Regional Science，53（3）：418-442.

Schumpeter，J.A.，1943，Capitalism，Socialism and Democracy，London：George Allen and Unwin.

Shimomura，K.I. and Thisse，J.F.，2012，“Competition among the Big and the Small”，Rand Journal of Economics，43（2）：329-347.

Upward，R.，Wang Z. and Zheng J.H.，2013，“Weighing China's Export Basket：the Domestic Content and Technology Intensity of Chinese Exports”，Journal of Comparative Economics，41（2）：527-543.

Wang，Z.，Wei，S.J.，Yu，X.D. and Zhu，K.F.，2017，“Characterizing Global Value Chains：Production Length and Up-streamness”，NBER Working Paper，No.23261.

Abstract： It is great practical significance to build a new development paradigm that focuses on domestic cycle and features positive interplay between domestic and international engagements by exploring how leading-chain-enterprises influence the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain. This paper uses the panel data of Chinas manufacturing enterprises from 2003 to 2013 to study the impact of leading-chain-enterprises on the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain. Firstly， measure two micro indicators of the length of enterprises domestic value chain and the upstream degree of enterprises global value chain to characterize the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain. Secondly， quantitatively identify leading-chain-enterprises through four steps of marking publicized leading-chain-enterprises， ranking publicized leading-chain-enterprises， building generality threshold indicators， and identifying national leading-chain-enterprises. Thirdly， build the matrix of leading-chain-enterprises number， the matrix of industry input-output coefficient and the matrix of leading-chain-enterprises asset proportion to quantitatively measure the influence of leading-chain-enterprises. Finally， clarify the impact effect， action mechanism and heterogeneity characteristic of leading-chain-enterprises‘ impact on the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain through the combination of theoretical analysis and empirical verification.

The main conclusions are as follows： The benchmark regression result shows that leading-chain-enterprises can significantly promote the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain； The test result of action mechanism shows that leading-chain-enterprises can promote the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain by improving the total factor productivity of member enterprises； Heterogeneity analysis shows that specialization externality and diversification externality can strengthen the promotion role of leading-chain-enterprises to the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain， while Porter externality shows a restraining effect； In capital-intensive industries， technology-intensive industries， inland areas and “the Belt and Road” areas， leading-chain-enterprises have more impetus to the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain.

Based on the above research results， in order to cultivate leading-chain-enterprises and exert their influence to promote the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain， the following suggestions are proposed： Firstly， local governments should strengthen their emphasis on promoting the high-quality development of the manufacturing industry chain by leading-chain-enterprises， introduce a policy system for cultivating and developing leading-chain-enterprises with local characteristics， establishe a sound market supervision system， and createa good business environment； Secondly， adhere to the ‘Reform and Opening-Up， give full play to the influence of leading-chain-enterprises to build a manufacturing industry chain ecosystem centered on leading-chain-enterprises and with the collaborative participation of member enterprises； Thirdly， deepen the supply side structural reform of the manufacturing industry， strengthen the role of the coastal economic circle in radiating inland areas， and implement the “Belt and Road” initiative. Finally， form a new development paradigm that focuses on domestic cycle and features positive interplay between domestic and international engagements.

In summary， based on existing research results， this paper proposes a method for quantitatively identifying leading-chain-enterprises and quantitatively measuring influence of leading-chain-enterprises， expands the research boundary of leading-chain-enterprises impact on the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain. These not only have certain reference value for subsequent related research， but also have certain practical significance for exerting the influence of leading-chain-enterprises and promoting the high-quality development of Chinas manufacturing industry chain.

Keywords： Leading-Chain-Enterprises； Manufacturing Industry Chain； High-Quality Development

（責(zé)任編輯：謝淑娟）