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产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响孔翠(嘉兴南湖学院现代金融学院，浙江嘉兴3 140 0 1)摘要：选取2 0 11一2 0 2 1年中国3 0 个省级面板数据，借助固定效应模型、中介效应模型、空间杜宾模型等方法，研判产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响机制与空间溢出效应。结果显示：产业链数字化协同能够显著驱动实体经济高质量发展，且这一效应具有正向边际效应递增的非线性特征。中介机制分析显示，产业链数字化协同可通过推动数字技术发展与降低资源错配程度驱动实体经济高质量发展。进一步检验发现，产业链数字化协同对实体经济高质量发展的驱动效应存在空间溢出特性。为此，未来要强化产业链数字化协同、推动数字技术创新发展、优化资源要素配置，为巩固壮大实体经济根基提供有益参鉴。关键词：产业链数字化协同；实体经济；高质量发展；数字技术发展；资源错配中图分类号：F124.3文献标识码：A文章编号：10 0 4-2 9 2 X(2024)01-0059-07The Impact of Digital Symbiosis of Industrial Chain on the High-quality Development of the Real EconomyKONGCui(School of Modern Finance,Jiaxing Nanhu University,Jiaxing Zhejiang 31400l,China)Abstract:Select the panel data of 30 provinces in China from 2011 to 2021,this paper used fixed effect model,intermediary eff-ect model,spatial Durbin model and other methods to study the impact mechanism and spatial spillover effect of digital symbiosis of ind-ustrial chain on high-quality development of the real economy.The results show that the digital symbiosis of industrial chain can signifi-cantly drive the high-quality development of the real economy,and this effect has a nonlinear characteristic of increasing positive mar-ginal effect.The analysis of intermediary mechanisms shows that digital symbiosis of industrial chain can drive high-quality developmentof the real economy by promoting the development of digital technology and reducing the degree of resource mismatch.Further testingfound that the driving effect of digital symbiosis of industrial chain on the high-quality development of the real economy has a spatial sp-illover characteristic.Therefore,in the future,it is necessary to strengthen the digital symbiosis of the industrial chain,promote the inno-vative development of digital technology,optimize the allocation of resource elements,so as to provide useful references for consolidatingand strengthening the foundation of the real economy.Key words:Digital symbiosis of industrial chain;Real economy;High-quality developmentDevelopment of digital technology;Resource mismatch一、引言与文献综述党的二十大报告强调，“坚持把发展经济的着力点放在实体经济上”，并围绕实体经济发展进行详细部署。这是党中央立足全局、面向未来对实体经济发展作出的重大战略决策，具有重要而深远的意义。随着人工智能、区块链、云计算等数字技术加速创新，产业数字化日趋成为赋能实体经济、企业数字化转型发展的重要方式。现阶段，产业数字化发展面临龙头企业牵引机制缺失、要素难以价值化、数字化见效慢等痛点难点，对实体经济高质量发展赋能作用较弱。对此，产业领军企业呕须发挥产业链“链长”优势，以数字技术创新与管理机制创新双轮驱动产业链数字化协同，整合提升产业数字化动态能力，加速推进实体经济高质量发展。数智化技术推动下，产业链数字基金项目：嘉兴南湖学院重点科研项目（6 2 10 4ZW）；浙江省文化和旅游厅一般科研项目（2 0 2 1KYY046）。作者简介：孔翠，嘉兴南湖学院现代金融学院副教授，研究方向：区域经济、产业集群、数字鸿沟。59技术经济与管理研究2 0 2 4年第1期化协同能够将数字技术引人产业生产、供应、服务、创新等环节中叫，发挥数字技术整合内外资源优势，驱动实体经济高质量发展。近年来，实体经济发展受到学术界高度关注。一是实体经济相关理论研究。刘晓欣和田恒(2 0 2 0)提出，实体经济为囊括建筑业、运输业、农业、商业与工业有关的物质生产活动 2。洪银兴和任保平(2 0 2 3)认为，实体经济数智化包含由数字经济所衍生的新范畴与新概念，主要涵盖共享经济、数字技术、平台经济、数据要素等内容。二是实体经济相关实证研究。谭中明等(2 0 2 2)借助空间计量模型与中介效应模型检验发现，金融科技对实体经济高质量发展具有显著驱动效应，且存在正向空间效应4。胡西娟等(2 0 2 2)运用双向固定效应模型检验的结果表明，数字经济可显著促进我国实体经济发展，且科技创新和人力资本是中介传导机制5。同时，学术界围绕产业链协同展开诸多探究。其一，针对绿色建造产业回、电子商务产业的产业链协同展开探究，并针对性提出创新发展路径。其二，部分学者针对产业链协同的经济效应展开研究。如陈俊(2 0 2 2)提出，产业链与创新链协同的经济发展效应主要受行政审批中心设立时间、进驻部门影响8。纵观已有研究，有关产业链协同相关研究主要集中于特定产业链协同与经济效应方面，鲜有文献从产业链数字化协同展开研究。鉴于此，文章的边际贡献主要有以下三点：一是在测度实体经济高质量发展水平的基础上，定量分析产业链数字化协同影响实体经济高质量发展的作用机理。二是将数字技术发展与资源错配纳入产业链数字化协同影响实体经济高质量发展的分析框架。三是运用面板门槛模型与空间计量模型，研判产业链数字化协同影响实体经济高质量发展的非线性特征与空间溢出效应。二、理论分析与研究假设1.产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响产业链数字化协同可打通不同产业之间的信息孤岛，实现重大核心技术及全产业链的群体突破，驱动实体经济高质量发展。一方面，产业链数字化协同可通过加速数字技术发展，促进产业链与创新链深度融合，提升产业韧性与核心竞争力，实现实体经济高质量发展。数字技术可有效降低产业交易成本，有助于推动价值链、物流、信息流协同，提升产业链各组织间的关联性，逐渐模糊组织边界9。产业链数字化协同可通过深化资本链、供应链、创新链协同联动，打造以需求为牵引的技术攻关共同体，破解实体经济发展面临的“卡脖子”问题，着力建造高水平数字技术平台，赋能实体经济高质量发展。另一方面，产业链数字化协同能够合理配置资源要素，引导各类生产要素向实体经济集聚，驱动实体经济高质量发展。产业链数字化协同可通过发挥数字化优势进行要素聚合、资源交换与优化配置，提升产业链前后侧、上下游、内外围的协调发展水平。因此，文章提出以下假设：假设H1：产业链数字化协同可通过推动数字技术发展与降低资源错配程度，助力实体经济高质量发展。2.产业链数字化协同对实体经济高质量发展的非线性影响效应产业链数字化协同具有较强的网络外部性和规模效应，可通过推动数字技术发展与降低资源错配程度，为实体经济高质量发展注人活力。随着产业链数字化协同水平达到一定程度后，其对实体经济高质量发展的驱动效应更为明显，并表现出边际递增的演变趋势。一方面，产业链数字化协同具有高水平网络外部性，使得链上各主体衔接更为紧密，打造出产业链共生发展生态，赋能实体经济高质量发展。根据梅特卡夫定律，网络具有外部性，其自身价值随着用户数量增加呈几何式增长。当产业链数字化协同水平逐步提升，链上各主体将借助网络外部性优势迅速发展，由生产最大化转变为收益最大化，对实体经济高质量发展的促进作用呈现边际递增特征。另一方面，产业链数字化协同可发挥规模经济效应，降低链上主体的边际成本，进而不断提升边际收益，驱动实体经济高质量发展。在互联网与传统产业广泛融合的过程中，产业链数字化协同能够降低商品和服务的流通成本，有效提升供给端的供给能力，为实体经济高质量发展持续带来增长的边际收益。据此，文章提出以下假设：假设H2：产业链数字化协同对实体经济高质量发展的驱动效应存在正向“边际效应”递增特点。3.产业链数字化协同对实体经济高质量发展的空间溢出效应在数字经济背景下，产业链数字化协同能够变革传统生产发展模式，有效联接跨区资源和服务，使得线上线下得以聚合，驱动实体经济高质量发展。既有研究指出，互联网和网络基础设施能够产生外溢效应叫,数字经济对实体经济高质量发展同样也存在溢出效应。与之相类似，产业链数字化协同能够为各类经济要素流动、应用与集聚提供便利条件，增强要素空间关联深度与广度，实现跨地区合作与交流，产生空间外溢效应。一方面，产业链数字化协同可借助信息、知识.60产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响溢出效应，缩短链上主体在不同区域信息传递的时空其余变量解释同式(1)一致。距离，有效增强区域间经济活动的纵向与横向关联，为证实产业链数字化协同对实体经济高质量发展助力本地与周边地区实体经济高质量发展。另一方的空间溢出效应，参考王军和罗茜(2 0 2 3)13 的研究，引面，产业链数字化协同可提高空间资源配置效率，扩人产业链数字化协同与实体经济高质量发展的空间滞大区域间竞争效应与示范效应，提升本地区实体经济后项。空间杜宾模型设定如下：高质量发展水平。同时，本地实体经济发展可利用资HdreCit=Ko+pWHdreC+KiWDigcici+K2Digcicit本、人才等要素形成扩散效应与回波效应，对周边地+kWcontrolt+Kacontroli+8+u+9区实体经济高质量发展产生空间溢出效应。为此，文式中，W为空间权重矩阵，选取空间邻接权重矩章提出以下假设：阵、空间地理距离矩阵、空间经济距离矩阵。内生性假设H3：产业链数字化协同对实体经济高质量与外生性空间交互效应（Ki与）为研究重点。发展的影响存在空间溢出效应。2.变量选取三、研究设计(1)被解释变量1.模型设定实体经济高质量发展(Hdrec)。实体经济高质量发为探究产业链数字化协同对实体经济高质量发展展不仅要注重经济规模，还需关注实体经济的技术创的直接效应及作用强度，文章构建固定效应模型进行新、产业升级、生态环境等方面。为此，从生态环境、回归检验。基准回归方程如下：科技创新、产业升级、经济效益四个维度构建实体经济HdreCi=o+jDigcica+2controli+8+u+9(1)式中，i为省份；t为年份；9.为随机扰动项；Hdrec.表示实体经济高质量发展；Digcic表示产业链数字化协同；controlt表示方程中影响实体经济高质量发展的控制变量；8 为省份固定效应；u.表示年份固定效应。为研判产业链数字化协同对实体经济高质量发展的作用机制，将数字技术发展、资源错配、产业链数字化协同与实体经济高质量发展纳人同一分析框架。设定回归方程如下：M:=Bo+,Digcici+acontrol:+8:+u:+HdreCa=o+A,Digcica+Ma+2controla+$.+u+(3)式中，M为中介变量，分别表示数字技术发展与资源错配程度；i、i 分别代表数字技术发展与资源错配的中介效应；入表示产业链数字化协同从数字技术发展与资源错配两个维度对实体经济高质量发展的直接效应；方程(1)中系数i为产业链数字化协同对实体经济高质量发展的总效应。为进一步检验产业链数字化协同通过数字技术发展与资源错配，可能对实体经济高质量发展产生的非线性溢出效应，设立如下固定效应面板模型：Hdreci=o+iThri+2DigcictxI(Thriw2)+ascontrolt+8:+u:+9式中，为门槛值；Thri为门槛变量，表示t年i省份的数字技术发展与资源错配程度；I)表示指示函数，当符合括号内条件时取值为1，反之取值为0；(5)高质量发展的评价指标体系。借鉴宋旭光等(2 0 2 2)14的研究，运用值法度量实体经济高质量发展指数。(2)解释变量产业链数字化协同(Digcic)。参考余典范等(2 0 2 2)15)的方法，构建产业链上游数字化指标：Up-dl=Zinputaixdig-rateatMiputa#ba式中，inputa一为t年行业a对行业b的直接消a(2)耗系数；inputat为t年a行业投人至b行业的中间产品；dig-ratea为t年数字化水平；Zinputar为a行业在t年投人中间产品的总数。构建产业链下游数字化测度指标如下：Down-d=Zoutputaixdig-rateaab式中，outputai一为t年行业a对行业b的分配Zoupua；Z o u p u t a.代表t年行业a的中间需求总和；系数；aoutputab:代表t年行业a提供给行业b的中间产品。建立如下模型度量产业链数字化协同水平：(4)nDigcic:=2-Z l up-d-Down-d.lj=1n式中，lup-d-Down-.l为产业链上游数字化j=1(6)a(7)(8)61：技术经济与管理研究2 0 2 4年第1期与产业链下游数字化的差距平方，取值介于0 2 之间。为便于评估与测度，以2 减去该值进行简单变化，该值越高说明产业链数字化协同水平越高。(3)中介变量数字技术发展(Digt)。从数字要素投入、数字交易发展、数字基础设施、数字技术相关产出四个维度评价数字技术发展水平。其中，数字要素投入运用计算机服务和软件业从业人数与城镇单位从业人员比值、人均电信业务收入衡量；数字交易发展以数字普惠金融指数的总指数表示；数字基础设施以百人中互联网宽带接人用户数与移动电话年末用户数测算；数字技术相关产出以人均电信业务收入度量。参考周明生和张一兵(2 0 2 2)的研究，使用主成分分析法对上述指标进行综合处理。资源错配(Remi)。借鉴乌云图等(2 0 2 3)17)的研究方法度量各地区劳动力错配指数与资本错配指数。具体度量公式如下：Kmi=-1,Lmi=l-1mki式中，nx、n u 分别为资本、劳动力价格的相对扭曲系数，度量方法为：KS:kimki=Kki其中，S,为地区i产出占全部总产出的比重；K分别为地区1使用资本与总资本的比值、劳动力与L总劳动力的比值；ki、u分别为地区i资本、劳动力对产出的贡献；ki、分别为用产出加权的资本与劳动力的贡献值；S、S o 则分别表示在资本与劳动&Ki力有效配置时，地区i使用的资本比例与劳动力比例。就实际情况而言，产业链数字化协同对资本与劳动力的影响同时存在。因此，文章将劳动力与资本错配指数的绝对值求和，最终获取资源错配指数Remi。(4)控制变量借鉴现有研究，设定以下控制变量：对外投资(Open)，运用外商投资额在地区生产总值中所占的比重来衡量；固定资本投人(Fica)，使用地区固定资本投人占地区国内生产总值的比重度量；财政分权度(Fide)，借助财政预算内收人占财政预算支出的比值表示；消费水平(Cons)，选取人均居民消费支出的对数值进行度量；政府科教投入(Goed)，借助地方财政科学与教育支出占财政总支出的比重表示；城镇化水平(urban)运用城镇人口占总人口的比重表示；人力资本(pusel)，文章选取高等院校人学率测度。3.数据来源文章以2 0 11一2 0 2 1年作为研究区间，选取我国30个省级行政区（未考虑西藏及港澳台地区）为研究样本。数据主要源自历年中国统计年鉴中国人口和就业统计年鉴北京大学数字普惠金融指数中国分省份市场化指数报告中国环境统计年鉴中国科技统计年鉴。部分缺失数据运用类推法与插值法进行测算。四、实证结果分析1.基准回归分析表1结果显示，产业链数字化协同的影响系数在三组模型中均显著为正，说明产业链数字化可有效促进实体经济高质量发展。由列(3)可以看出，产业链数字化协同每提高1个百分点，实体经济高质量发展指数上升0.3 2 1个单位。就控制变量而言，财政分权度、消费水平、政府科教投人对实体经济高质量发展具有(9)负向影响，对外投资、固定资本投人、城镇化水平、人力资本对实体经济高质量发展具有促进作用。表 1基准回归结果SLL(1)MLi(10)LiK注：（）内为标准误；*、*、*分别表示在10%、5%和1%水平上显著，下同。2.中介机制检验为验证前文中介机制，将数字技术发展与资源错配引人中介效应模型中展开回归分析（见表2）。数字(2)变量Hdrec0.352*Digcic(0.089)OpenFicaFideConsGoedurbanpuselcons省份固定效应年份固定效应样本量R(3)HdrecHdrec0.275*0.321*(0.093)(0.069)0.122*0.129*(0.04.9)(0.035)0.0160.018*(0.007)(0.008)-0.009*-0.009*(0.004)(0.004)-0.015-0.017(0.012)(0.012)-0.012(0.008)0.046(0.247)0.021(0.042)0.139*-0.698(0.013)(0.462)控制控制控制控制3303300.8920.932-0.725(0.426)控制控制3300.93162产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响表2 中介效应模型检验结果数字技术发展变量(1)Hdrec0.321*Digcic(0.075)DigtRemi控制变量省份固定效应年份固定效应样本量省份个数R技术发展回归结果显示，总效应与间接效应I、均显著，且I、均为正，说明产业链数字化协同对数字技术发展具有显著促进作用。并且，将数字技术发展纳入产业链数字化协同回归模型进行检验时该效应同样显著。同时，直接效应入显著为正，表明以数字技术发展为中介变量的部分中介效应存在，即“产业链数字化协同一数字技术发展一实体经济高质量发展”的传导机制成立。资源错配回归结果显示，产业链数字化协同与实体经济高质量发展关系的总效应i为正且显著，资源错配指数的间接效应i、不显著。由于i、均不显著，Bootstrap检验表明i、分别在5%、1%水平上显著为负(P=0.016，P=0.0 0 0)，表明产业链数字化协同有利于降低资源错配程度。直接效应入显著为正，说明产业链数字化协同通过降低资源错配程度对实体经济高质量发展发挥促进作用。由此，假设H1得以验证。3.非线性效应分析为证实研究假设H2，分别设立单一门槛与双重门槛模型，对产业链数字化协同、数字技术发展和资源错配的门槛值展开测算。结果表明，产业链数字化协同、数字技术发展和资源错配均仅存在单一门槛，且各变量门槛值分别为0.47 5、1.0 3 6 和0.3 5 7。基于此，对产业链数字化协同、数字技术发展和资源错配进行门槛回归，结果如表3 所示。由表3 列(1)可知，产业链数字化协同对实体经济高质量发展的促进作用呈现出正向边际效应递增的非线性特点。列(2)和列(3)分别是以数字技术发展、资源错配为门槛变量的回归结果。可以看出，产业链数字化协同对实体经济高质量发展的促进作用依然保持正向“边际递增”的非线性特点。表明数字技术发展和资源错配(2)(3)DigtHdrec0.831*0.342*(0.42.5)(0.072)0.039*(0.017)控制控制控制控制控制控制33033030300.9310.851(4)Hdrec0.319*(0.069)控制控制控制控制控制控制33033030300.9230.935变量门槛值山DigcicxI(Thr;w)DigcicxI(Thriwi)控制变量样本量R降低资源错配程度会作用于产业链数字化协同，从而对实体经济高质量发展产生影响，具体表现为产业链数字化协同与数字技术发展、资源错配程度降低间形成积极互动。由此，假设H2得以验证。4.空间溢出效应分析考虑到产业链数字化协同与实体经济高质量发展可能存在空间效应，采用莫兰指数对空间特征展开分析，结果如表4所示。结果表明，产业链数字化协同与实体经济高质量发展均呈现出显著的空间聚集特征。首先，实体经济高质量发展水平存在强烈空间聚集特性，均通过1%显著性检验，且该聚集效应随着表4产业链数字化协同与实体经济高质量发展的空间特征Hdrec年份MoransI20110.131*20120.135*20130.142*20140.144*:20150.145*20160.149*20170.152*20180.153*20190.159*20200.160*:20210.161*(5)Remi-0.315*(0.186)控制控制控制330300.892表 3 门槛回归结果调节变量DigcicDigt(1)(2)0.4751.0360.315*0.302*(0.042)(0.041)0.359*0.374*(0.032)(0.031)控制控制3303300.9290.929Z值Morans I2.6160.175*2.6490.172*2.6530.169*2.6750.165*:2.7250.158*2.7660.154*2.8590.147*2.9020.142*2.9590.145*2.9990.135*3.0230.143*(6)Hdrec0.169*(0.082)-0.121(0.081)控制控制控制330300.936Remi.(3)0.3570.462*(0.032)0.369*(0.031)控制3300.931DigcicZ值3.0852.8122.9332.8942.7562.7252.6952.6242.6872.5242.63663技术经济与管理研究2 0 2 4年第1期时间变迁逐步增强。其次，产业链数字化协同同样存在显著的空间聚集性，但该集聚效应随着时间变迁表现为衰减特征。这意味着产业链数字化协同的外溢效应具有边际效应递减特征。文章在LM检验的基础上构建空间计量模型展开实证检验，以规避可能存在遗漏空间变量引起的结果误差（见表5）。可以看出，空间滞后项与产业链数字化协同和空间权重矩阵的交互项WxDigcic均显著为正，表明在空间上同时存在实体经济高质量发展的内生交互效应和产业链数字化协同发展的外生交互效应。同时，为提高研究结果的准确性，通过检验空间交互效应影响实体经济高质量发展的边际效应，阐述某地产业链数字化协同对本地以及其他地区实体经济高质量发展的影响。表5 结果表明，在空间权重矩阵下，产业链数字化协同发展对实体经济高质量发展的间接效应显著，即本地区产业链数字化协同可通过空间外溢效应对周边地区实体经济高质量发展产生积极影响。由此，假设H3得以验证。表5 空间模型回归结果(1)(2)空间邻接空间地理变量权重矩阵Hdrec0.485*Digcic(0.069)0.309*(0.075)0.365*WxDigcic(0.149)控制变量控制0.521*直接效应(0.066)0.033*间接效应(0.018)0.554*总效应(0.079)Likelihood377.425R20.909五、内生性及稳健性检验1.内生性检验(1)Selection-ratio 检验实证检验时可能存在遗漏重要解释变量的情况，进而引起检验结果产生偏误。Altonji等(2 0 0 5)1假定模型因果效应为0，设定可观测变量与不可观测变量比值为，旨在探究实证检验过程中可能面临的遗漏变量问题。比值愈高，说明模型出现“存在因果效应”的概率愈高。当 1时，表明变量选取具有合理性，且遗漏变量对于实证结果的影响较小；反之，则表明模型中遗漏变量对实证结果的影响较大，存在内生性问题。文章同时参考Bellows&Miguel(2009)20方法，对进行测算。结果表明，两类测算方法中的值均大于1，说明模型中变量选取具有合理性，且不存在遗漏变量引起的内生性问题。(2)DID-IV 工具变量检验文章借助DID-IV法消除反向因果可能引发的内生效应，旨在更为精准地评估产业链数字化协同对实体经济高质量发展的促进作用。2 0 16 年工业和信息化部发布关于开展智能制造试点示范2 0 16 专项行动的通知，在符合“两化”融合管理体系标准的重点地区、行业中，遂选6 0 个以上智能制造试点示范项目。运用两阶段最小二乘法回归检验，测算公式如下：Digcicr=o+iPolicyi+zcontroli+8+u+9(11)HdreCi=o+iDigcici+2controli+8+u,+9(12)式(11)为第一阶段回归，式(12)为第二阶段回归。式中，Policyi为t年i省份是否被纳入“智能制造试点示范项目”，是为1、否为0；Digcic表示第一阶段(3)产业链数字化协同的拟合值。空间经济距离矩阵距离矩阵HdrecHdrec0.359*0.521*(0.034)(0.063)0.275*0.251*(0.079)(0.076)0.2110.098(0.119)(0.112)控制控制0.361*0.522*(0.035)(0.062)0.133*0.048(0.049)(0.146)0.494*0.570*(0.055)(0.179)387.985373.0890.9070.911工具变量第一阶段回归结果表明，对产业链数字化协同的影响系数为0.16 2，通过1%显著性检验，说明“智能制造试点示范项目”对产业链数字化协同具有显著促进作用。第二阶段回归结果表明，在引人工具变量后，产业链数字化协同对实体经济高质量发展依然存在显著正向影响，且这一结果与基准回归分析保持一致。同时，结果显示第一阶段F值大于10，说明弱工具变量假设不成立，进一步验证实证模型设置具有合理性。2.稳健性检验(1）移动平均处理与HP滤波过滤为规避面板数据周期性波动对实证结果的影响，借助移动平均处理和HP滤波过滤法先对数据去除周期性影响与平滑性处理，再进行实证检验。结果表明，样本数据在平滑性处理后，均通过1%显著性检验。并且，平滑性处理后影响系数与基准回归系数较相近，上述实证结果具有稳健性。(2)缩尾检验考虑到数值分布异常可能对检验结果造成一定干扰，文章在1%水平上对产业链数字化协同进行缩尾处理，并对剩余变量再次回归检验。实证结果表明，产业链数字化协同系数为0.3 19，通过1%显著性检.64产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响验，说明研究结果具有较好稳健性。(3）剔除直辖市考虑到中国幅员辽阔、地形各异，各地区产业链数字化协同水平参差不齐，可能导致其协同发展存在较大差异。剔除北京、重庆、天津、上海四个直辖市，再次检验产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响。结果显示，产业链数字化协同与实体经济高质量发展在1%水平上显著为正，充分证实前文实证结果具有较好稳健性。六、结论与建议文章选取2 0 11一2 0 2 1年省级面板数据，采用固定效应模型、中介效应模型、空间杜宾模型等方法，研判产业链数字化协同对实体经济高质量发展的作用机制与空间溢出效应。研究结论如下：产业链数字化协同对实体经济高质量发展具有显著促进作用。数字技术发展与资源错配是产业链数字化协同驱动实体经济高质量发展的内在机制。产业链数字化协同对实体经济高质量发展的促进作用具有正向边际效应递增的非线性特征。产业链数字化协同对实体经济高质量发展的影响具有空间溢出效应。基于上述结论，文章提出如下建议：一是强化产业链数字化协同。一方面，政府部门应打造产业链供需对接平台，探索建立产业链供需对接常态化机制，帮助企业拓展产品销路和应用场景，为产业链上下游搭建线上合作交流的平台，从而赋能实体经济高质量发展。另一方面，政府需设立专项资金，加大对产业链基础设施建设和数字化改造的支持力度，培育具有数智化能力的产业链技术服务企业，引导上下游企业精准补链、强链、固链，提升产业链数字化协同水平，驱动实体经济高质量发展。二是推动数字技术创新发展。一方面，各地应加强关键技术攻关，围绕产业链部署创新链，加速以5G、人工智能、集成电路、工业互联网、物联网等为重点领域的新技术研发，为实体经济高质量发展夯实技术基础。另一方面，政府部门还需鼓励产业链上主体积极探索数字经济创新发展路径，建立数字技术协同研发机制，突破集成电路、人工智能、大数据等核心技术，发挥数字技术对实体经济高质量发展的外溢效应。三是优化资源要素配置。其一，政府应持续打好减税降费、财政奖补“组合拳”，完善招商项目引荐、服务实体经济、集聚人才创新发展、促进就业创业等财政奖补扶持措施，落实相关政策的资金配套保障，支持实体经济高质量发展。其二，政府部门应制定要素市场化改革行动计划，促进产业链供应链资源要素高效配置，强化生物医药、新能源、集成电路等产业的资源协调和配置，优化国内产业链布局，助力实体经济高质量发展。【参考文献】1余东华，李云汉数字经济时代的产业组织创新一以数字技术驱动的产业链群生态体系为例.改革,2 0 2 1(7)：2 4-43.2刘晓欣,田恒，中国经济从“脱实向虚”到“脱虚向实”基于马克思主义政治经济学的分析视角.社会科学战线,2 0 2 0(8)：44-5 5.3洪银兴,任保平.数字经济与实体经济深度融合的内涵和途径.中国工业经济，2 0 2 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