新質生產力對中國式產業鏈現代化的影響研究

編者按： 發展新質生產力是黨中央國務院隆重推出的我國經濟高質量發展的最新重大戰略方針， 具有極其深遠的意義。發展新質生產力是一個巨大的系統工程， 不僅要加強國家戰略科技力量布局， 發展顛覆性技術， 培育壯大新興產業， 超前布局建設未來產業， 還要運用先進技術賦能傳統產業轉型升級， 更要進一步深化體制機制改革與創新， 充分發揮企業的市場主體作用。本刊本期集中推出的五篇相關論文， 重點圍繞著顛覆性技術創新與碳褔利績效、新質生產力水平的測度、數字化轉型與企業新質生產力發展、新質生產力對現代產業體系及產業鏈現代化的影響， 進行了深入分析和開拓性研究。

〔摘 要〕 作為傳統生產力蝶變的先進生產力， 新質生產力是推進重點產業全鏈條數智化改造升級的核心動力， 亦是實現中國式現代化的重要物質技術基礎。本文以２０１０～２０２２ 年我國３０ 個省（區、市）面板數據為研究樣本， 在理論分析的基礎上， 通過構建多種計量模型， 對新質生產力與中國式產業鏈現代化的關系以及作用機制進行實證考察。研究發現： 新質生產力對中國式產業鏈現代化建設具有正向促進作用。機制檢驗結果表明， 新質生產力可通過提升創業活躍度正向促進中國式產業鏈現代化。數字化轉型在新質生產力與中國式產業鏈現代化間的關系中發揮正向調節作用。異質性檢驗結果顯示， 在南方地區、小規模產業地區中， 新質生產力對中國式產業鏈現代化建設的正向推動作用較強。

〔關鍵詞〕 新質生產力 中國式產業鏈現代化 數字化轉型 創業活躍度 中國式現代化 異質性分析

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．０６．００２

〔中圖分類號〕Ｆ１２４； Ｆ４９ 〔文獻標識碼〕Ａ

引 言

黨的二十大報告指出， “加快建設現代化經濟體系， 著力提高全要素生產率， 著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平”。２０２３ 年４ 月， 習近平總書記在廣東考察時指出， “中國式現代化不能走脫實向虛的路子”、“更加重視發展實體經濟， 加快產業轉型升級， 推進產業基礎高級化、產業鏈現代化”。這從頂層設計角度為我國提升產業鏈發展水平， 增強產業鏈國際競爭力， 繼而加速推動產業鏈現代化指明方向。但我國產業鏈發展仍面臨抗風險能力不足、供需不匹配、自主創新水平較低、價值鏈“低端鎖定” 桎梏［１］ 等嚴峻挑戰，致使我國產業鏈現代化建設出現局部性梗阻， 進而制約中國式現代化建設進程。

２０２４ 年３ 月， 中央政府工作報告強調， “大力推進現代化產業體系建設， 加快發展新質生產力”、“推動產業鏈供應鏈優化升級”， 為加快產業鏈現代化建設明晰方向。理論而言， 新質生產力發展可強化創新驅動作用， 加速產業轉型升級， 以此破除產業鏈現代化建設“斷點” 和“堵點”， 確保產業鏈供應鏈平穩運行， 為中國式產業鏈現代化建設提供新動能。那么， 新質生產力能否對中國式產業鏈現代化產生影響？ 其作用機制如何？ 為解決上述問題， 本文嘗試將新質生產力與中國式產業鏈現代化納入統一研究框架， 并利用我國省級面板數據， 對二者的關系以及作用機制進行實證檢驗， 為提升產業鏈現代化水平、加速中國式現代化建設提供理論參考。

１ 文獻綜述

縱觀現有文獻， 與本文相關研究主要集中于如下三方面： （１） 新質生產力相關研究。自２０２３ 年９ 月， 新質生產力被首次提出后便成為學術界研究的重點議題。現階段， 大部分學者對新質生產力的研究聚焦于理論層面， 立足馬克思主義政治經濟學與產業經濟學兩個角度進行解讀。前者認為新質生產力是符合數字經濟時代的先進生產力， 是以新生產要素重塑為前提的傳統生產力質變、原創性技術突破性變革、革新傳統生產力要素的具有高水平、高質量、可持續特征的生產力“躍遷”［２，３］ ；后者認為新質生產力以大數據等新技術對生產力三要素進行重塑催生新產業與新業態， 是具有多層次、多要素的綜合性和超越性的可引領產業發展的生產力［４］ ， 并且新質生產力可為經濟高質量發展［５］ 、農業現代化［６］ 以及中國式現代化［７］ 提供強大物質基礎與動力引擎； （２） 中國式產業鏈現代化相關研究。現有研究主要從產業鏈現代化的影響因素與發展水平測度兩個維度進行考察。①影響因素層面， 現有文獻指出， 數字化轉型［８］ 、數字基礎設施建設［９］ 等均可對產業鏈現代化產生積極影響； ②發展水平測度層面， 學者通過構建產業鏈現代化指標體系測算發現， 我國產業鏈現代化建設指數整體趨于上漲態勢， 而在省級層面呈現Ｍ 型、Ｕ 型等多種變化［１０］ ， 其中區域間差異是造成發展趨于差異化的主要原因［１１］ ； （３） 新質生產力與中國式產業鏈現代化的相關研究。當前， 僅有個別學者基于新質生產力理論邏輯， 考察其對現代化產業體系建設的關系。洪銀興（２０２４）［１２］ 認為， 新質生產力可對現代化產業體系建設產生積極促進作用。王文澤（２０２４）［１３］ 認為， 人工智能是新質生產力的具體體現， 通過重塑產業生產組織架構與促進產業創新， 推動產業智能化、融合化、綠色化快速蝶變， 為現代化產業體系建設提供核心技術與物質支撐。

綜上， 現有文獻為本文開展研究提供豐富理論基礎與數據支撐。隨著中國式現代化建設進程的加速推進， 在影響產業鏈現代化的眾多影響因素中， 以新技術應用、以新業態新產業為支撐的新質生產力在賦能產業轉型升級、重塑產業體系發展中發揮決定性作用。因此， 對二者關系的考察具有重要現實意義。基于此， 本文在以下方面作出拓展： （１） 研究思想上， 不同于現有文獻從理論層面出發， 探析新質生產力的影響效應。本文立足新質生產力內涵邏輯， 將研究視角聚焦產業鏈， 并通過省級面板數據實證考察新質生產力與中國式產業鏈現代化間的關系， 拓展新質生產力發展在產業鏈層面的研究； （２） 研究內容上，引入創業活躍度、數字化轉型作為機制變量， 并通過構建中介效應模型與調節效應模型， 進一步探究新質生產力對中國式產業鏈現代化的作用機制， 為中國式產業鏈現代化建設提供新思路。

２ 理論分析與研究假設

２. １ 新質生產力的直接效應

作為產業現代化的內涵延伸， 產業鏈現代化是運用新技術革命性突破成果對傳統產業鏈進行改造升級， 繼而提升產業鏈全球競爭力的現代化過程， 是實現中國式現代化的必由之路［１４］ 。而新質生產力具有動態性、時代性與戰略性的特點， 是更創新、更高階、更可持續的先進生產力， 可對傳統生產力體系進行重塑， 并通過提升產業鏈創新能力、提高產業鏈市場競爭力、增強產業鏈韌性， 加速推進中國式產業鏈現代化建設。（１） 提升產業鏈自主創新水平。新質生產力具有高科技、高效能特征， 有利于推動產業主體利用新型通信技術對產業鏈上斷點、痛點環節開展科研攻關， 全力突破“卡脖子” 技術和“掉鏈子” 環節， 提升產業鏈自主創新能力， 繼而賦能中國式產業鏈現代化建設； （２） 增強產業鏈競爭力。新質生產力的發展可促使產業變革生產方式， 優化生產流程，降低生產成本， 推動傳統行業向高附加值轉移，進一步塑造產業鏈競爭新優勢， 促進產業鏈升級并向價值鏈高端躍升， 賦能中國式產業鏈現代化建設； （３） 增強產業鏈韌性。新質生產力可充分發揮數據乘數效應， 提升產業數據要素獲取、傳輸和處理能力［１５］ ， 促使產業鏈上各產業主體更好了解市場需求， 精準研判產業發展態勢， 繼而增強產業鏈抗風險能力， 提升產業鏈韌性， 助力中國式產業鏈現代化建設。由此， 提出假設Ｈ１：

假設Ｈ１： 新質生產力可對中國式產業鏈現代化產生直接促進作用。

２. ２ 創業活躍度的間接效應

新質生產力可通過激發創業活躍度， 推動中國式產業鏈現代化建設。（１） 新質生產力發展過程中能夠催生大量新業態與新商業模式， 為創業者提供更加靈活便利的創業環境， 激發創業者創業活躍度。這有利于創業者推陳出新， 在不同領域開辟新賽道， 破除產業原有市場競爭方式， 促使生產要素由低勞動生產部門流向高勞動生產部門， 激發產業鏈內生動力與創新活力， 推動產業鏈上主體優鏈、補鏈、穩鏈、擴鏈， 賦能中國式產業鏈現代化； （２） 新質生產力發展過程可進一步加速大數據、人工智能等數字技術賦能效應，提高創業者信息搜集與傳輸效率， 促進創業活躍度提升。此過程中， 大量新創企業涌現并通過“創造性破壞” 提高市場交易效率與績效， 繼而倒逼低效率產業退出市場［１６］ ， 以此重構產業競爭格局， 進一步緩解產業鏈供應鏈結構性問題， 加速傳統產業鏈轉型升級， 更好賦能中國式產業鏈現代化。由此， 提出假設Ｈ２：

假設Ｈ２： 新質生產力可通過增強創業活躍度，正向賦能中國式產業鏈現代化。

２. ３ 數字化轉型的調節效應

２０２３ 年２ 月， 中共中央、國務院印發的《數字中國建設整體布局規劃》指出， “以數字化驅動生產生活和治理方式變革， 為以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興注入強大動力”。可見，數字化轉型已成為驅動新質生產力形成與發展的關鍵動力引擎。數字化轉型過程中催生的新理念、新技術與新要素， 促使社會各類生產活動以數字化方式進行記錄、儲存以及交互， 優化生產關系和生產方式， 有效推動各行各業降本提質增效，為新質生產力形成與發展注入新動能； 同時， 作為數字化轉型核心要素， 數據要素憑借強滲透性、非競爭性以及低成本服務等優勢， 為產業生產、消費、分配等環節提供海量可循環利用的資源， 推動傳統生產要素序列重置。另外， 在數字化轉型過程中， 數據要素可發揮倍增效應催生新型勞動者， 提升勞動效率與質量， 繼而推動傳統產業由“數” 向“實” 進行改造。這有利于變革生產要素組合結構與生產運營邏輯， 促進傳統生產力實現“質變”， 增強新質生產力對中國式產業鏈現代化的正向賦能作用。由此， 提出假設Ｈ３：

假設Ｈ３： 數字化轉型在新質生產力助力中國式產業鏈現代化過程中發揮正向調節作用。

３ 變量測算與實證模型設定

３. １ 數據來源

本文選擇２０１０～２０２２ 年我國３０ 個省（區、市）（考慮到數據的可獲得性， 不包含港、澳、臺及西藏地區）面板數據作為研究樣本展開實證驗證。其中， 各變量數據來源于《中國統計年鑒》、《中國電子信息產業統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、國家知識產權局以及各省（區、市）統計年鑒。創業活躍度數據來源于北京大學發布的《中國區域創新創業指數》。為使研究結果真實可靠、保證數據的完整性， 采用鄰近點的均值對部分缺失數據進行補齊。

３. ２ 變量選取與測算

３. ２. １ 新質生產力

新質生產力為本文核心解釋變量。新質生產力是習近平總書記對生產力理論的創新與發展， 是對傳統生產力的超越， 其起點是“新”， 關鍵在“質”， 最終落腳點為“生產力”［１７］ 。“新” 的核心在于科技創新， 為不斷解放和發展生產力提供動力引擎； “質” 在于提升傳統生產力的質態與質效， 對經濟效益與生態效益具有倍增效應。因此， 立足生產力核心要義， 并參考相關學者研究思路［１８，１９］ ， 本文從勞動者、新質產業、科技創新、經濟效益以及生態效益５ 個維度， 構建新質生產力評價指標體系， 并通過熵值法進行測度， 避免主觀意愿導致計算結果偏差。新質生產力記作ＮＱＰ。具體指標體系詳見表１。

３. ２. ２ 中國式產業鏈現代化

本文被解釋變量為中國式產業鏈現代化。作為中國式現代化的重要物質基礎與現代化產業體系建設的重要內容， 產業鏈現代化是對產業鏈理論的拓展與創新， 是鞏固與壯大實體經濟發展的必由之路。為科學合理對我國產業鏈現代化發展水平進行測度， 本文沿襲已有研究成果［２０，２１］ ， 從產業鏈創新、可控、韌性以及安全四方面構建中國式產業鏈現代化評價指標體系， 同樣利用熵值法計算其發展指數， 記作ＭＩＣ。具體指標如表２所示。

３. ２. ３ 中介變量

創業活躍度（ＥＡＴ）。參考姜南等（２０２１）［２２］的測度方法， 采用新建企業進入指數衡量創業活躍度， 該指數越大表明創業活躍度越高。

３. ２. ４ 調節變量

數字化轉型（ＤＴＦ）。當前研究多以上市公司年報中數字化相關的關鍵詞數測度數字化轉型，這在一定程度上并不能準確反映省級數字化轉型水平。因此， 為準確反映省級層面數字化轉型水平， 本文借鑒施思（２０２３）［２３］ 的研究成果， 從以下４ 個維度建立數字化轉型評價指標體系， 并通過熵值法進行測度， 以此得到省級層面數字化轉型指數（見表３）。

３. ２. ５ 控制變量

為更好探析新質生產力對中國式產業鏈現代化影響的凈效應， 對如下變量進行控制。（１） 消費水平（ＣＯＮ）： 采用社會消費品零售總額與地區ＧＤＰ 的比值計算； （２） 金融發展水平（ＦＩＮ）： 以金融機構貸款總額占地區ＧＤＰ 的比重表征； （３） 政府干預（ＧＯＶ）： 通過財政支出與地區ＧＤＰ 之比衡量； （４） 對外開放程度（ＯＰＥＮ）： 利用實際使用外資金額與地區ＧＤＰ 的比值測算； （５） 城鎮化水平（ＵＲＢ）： 通過各省（區、市）城鎮人口與總人口的比值衡量。

３. ３ 模型設定

３. ３. １ 基準回歸模型

基于前文假設， 構建基準模型驗證新質生產力對中國式產業鏈現代化的直接影響效應。具體模型如下：

ＭＩＣｉｔ ＝α０＋α１ＮＱＰｉｔ ＋αｘ ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋θｉ ＋μｔ ＋εｉｔ （１）

式（１） 中， 被解釋變量中國式產業鏈現代化與核心解釋變量新質生產力分別用ＭＩＣ 與ＮＱＰ 表示； ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ表示控制變量集合； θｉ 、μｔ 分別表示不隨時間變化的個體固定效應與不隨個體變化的時間固定效應； εｉｔ 為隨機擾動項； 時間和省（區、市）通過ｔ，ｉ 表征。

３. ３. ２ 中介效應模型

為深入考察新質生產力能否通過激發創業活躍度對中國式產業鏈現代化產生影響， 借鑒溫忠麟等（２０２２）［２４］ 的研究成果， 建立遞歸方程對創業活躍度的機制作用進行檢驗。在式（１） 的基礎上構建遞歸方程（２）～（３）， 具體模型設定如下：

ＥＡＴｉｔ ＝β０ ＋β１ＮＱＰｉｔ ＋βｘ ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋θｉ ＋μｔ ＋εｉｔ （２）

ＭＩＣｉｔ ＝γ０ ＋γ１ＮＱＰｉｔ ＋γ２ＥＡＴ＋γｘ ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋θｉ ＋μｔ ＋εｉｔ （３）

其中， ＥＡＴ 表征中介變量創業活躍度； β１ 和γ１、γ２ 的系數值正負以及顯著性是重點關注系數，若系數符號均大于０， 則表明創業活躍度的中介作用成立。其余變量含義同式（１）。

３. ３. ３ 調節效應模型

設定如下模型， 探析數字化轉型是否在新質生產力與中國式產業鏈現代化間存在正向調節作用：

ＭＩＣｉｔ ＝η０ ＋η１ＮＱＰｉｔ ＋η２ＤＴＦｉｔ ＋η３ＮＱＰｉｔ ×ＤＴＦｉｔ ＋ηｘ ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋θｉ ＋μｔ ＋εｉｔ （４）

式（４） 中， ｉ 省（區、市）ｔ 年數字化轉型程度用ＤＴＦｉｔ表示； ＮＱＰｉｔ ×ＤＴＦｉｔ 為新質生產力與數字化轉型的交乘項； 其余變量含義同式（１）。

４ 實證結果與分析

４. １ 基準回歸結果

在經過Ｈａｕｓｍａｎ 檢驗以及相關性檢驗后， 各變量不存在多重共線性問題， 且Ｆ 統計量與Ｐ 值分別為３８ ０５１６ 和０ ００００ 拒絕隨機效應原假設。基于此， 本文選擇固定效應模型進行實證檢驗。具體檢驗結果如表４ 所示。分析結果數據可知，在對控制變量、個體以及時間固定效應進行控制后， 新質生產力對中國式產業鏈現代化的影響系數均顯著為正。進一步分析列（３） 中數據可知，在同時引入控制變量與固定效應后， 新質生產力的回歸系數值有所下降， 這表明在一定程度上遺漏變量會對檢驗結果產生影響， 而引入控制變量后該影響進一步得以緩解。綜上， 新質生產力對中國式產業鏈現代化建設具有顯著促進作用， 且新質生產力發展水平每增強１％， 中國式產業鏈現代化建設進程提升０ ５９０６％。前文假設Ｈ１ 得以證實。

４. ２ 穩健性與內生性檢驗

４. ２. １ 穩健性檢驗

（１） 更換變量測度方式。在不改變被解釋變量指標體系的基礎上， 采用主成分分析法測算中國式產業鏈現代化指數， 并將其與新質生產力重新納入回歸模型進行驗證； （２） 剔除樣本極端值。為避免部分省（區、市）與年份數據異常值對模型檢驗結果帶來的干擾， 對新質生產力與中國式產業鏈現代化樣本數據進行１％ 雙邊縮尾和雙邊截尾處理后， 重新將二者納入回歸模型進行檢驗；（３） 更換估計方法。參考潘紅玉等（２０２４）［２５］ 的研究思路， 采用嶺回歸方法替換前文固定效應模型， 重新對新質生產力與中國式產業鏈現代化的關系進行驗證。具體檢驗結果如表５ 所示。分析表中數據可知， 在經過上述檢驗后， 新質生產力的影響系數依舊顯著為正， 表明其對中國式產業鏈現代化仍存在正向賦能作用， 與前文基準回歸結果基本一致， 證實研究結果穩健。

４. ２. ２ 內生性檢驗

中國式產業鏈現代化建設水平提升也會對新質生產力發展產生影響， 由此造成內生性問題可能對研究結果產生影響。參考黃群慧等（２０１９）［２６］的研究成果， 選取１９８４ 年每百人固定電話數量作為新質生產力的工具變量， 并采用兩階段最小二乘法（２ＳＬＳ）進行估計， 緩解變量互為因果帶來的內生性問題。結果詳見表６。Ｋ－Ｐ ｒｋ ＬＭ 和Ｋ－ＰＷａｌｄ Ｆ 的檢驗結果表明本文所選工具變量拒絕工具變量識別不足與弱工具變量原假設， 工具變量具有合理性與可行性。由第二階段回歸結果可知，新質生產力對中國式產業鏈現代化的影響系數依舊在１％統計水平上為正。進一步地， 在排除互為因果的內生性問題后， 新質生產力的促進效果依舊顯著， 證實前文結論穩健。

４. ３ 機制檢驗

４. ３. １ 中介機制檢驗

分析表７ 列（１） 檢驗結果可知， 新質生產力對創業活躍度的影響系數為０. ６５８８， 并通過１％顯著性檢驗。這說明新質生產力每提升１％， 創業活躍度相應提高０. ６５８８％， 即新質生產力可對創業活躍度產生正向促進作用。由列（２） 檢驗結果可以發現， 同時將創業活躍度、新質生產力納入基準回歸模型后， 二者對中國式產業鏈現代化的影響系數在１％水平上顯著， 系數值分別為０. ２４６８和０. ４０１８， 證實存在創業活躍度的中介效應， 且中介效應占比為２８. ８８％。這說明新質生產力可通過提升創業活躍度， 促進中國式產業鏈現代化建設。假設Ｈ２ 得到驗證。

４. ３. ２ 調節機制檢驗

數字化轉型的調節效應檢驗結果如表８ 所示。分析列（２） 中數據不難發現， 新質生產力的影響系數依舊在１％統計水平上顯著為正， 其對中國式產業鏈現代化的促進作用依舊存在； 此外， 數字化轉型的影響系數為１. ３１３６， 且通過１％ 顯著性檢驗， 說明數字化轉型可對中國式產業鏈現代化發揮積極促進作用。同時， 數字化轉型與新質生產力的交互項系數在１％統計水平上顯著為正， 其系數值為３. ０７２６， 表明數字化轉型在新質生產力與中國式產業鏈現代化的關系中發揮正向調節作用，即數字化轉型可增強新質生產力對中國式產業鏈現代化的正向推動作用。進一步地， 證實前文研究假設Ｈ３ 成立。

５ 異質性檢驗

５. １ 地理區位異質性分析

本文以秦嶺淮河為南北方分界線， 將研究樣本劃分為南方地區與北方地區兩個維度進行異質性檢驗。分析表９ 列（１） 和列（２） 中的結果可以得出， 在南方地區， 新質生產力的影響系數在１％統計水平上顯著為正； 在北方地區， 新質生產力對中國式產業鏈現代化的影響系數值為０. １２６５，但未能通過顯著性檢驗。這表明無論在南方地區還是北方地區， 新質生產力均可促進中國式產業鏈現代化建設， 但對北方地區產業鏈現代化建設的影響較弱。

５. ２ 產業規模異質性分析

為深入探析在不同產業規模中新質生產力對中國式產業鏈現代化的差異化影響， 從產業自身發展規模層面對二者的關系進行異質性檢驗。以地區產業投入產出中位數為依據， 將樣本地區劃分為小規模產業地區與大規模產業地區兩個樣本單位進行估計。具體回歸結果如表９ 列（３）、列（４） 所示。在小規模產業地區， 新質生產力的影響系數為正， 且通過１％顯著性檢驗； 而在大規模產業地區中， 新質生產力的影響效應為負， 并未通過顯著性檢驗， 表明新質生產力對中國式產業鏈現代化具有抑制作用， 但該作用不顯著。

６ 結論與政策建議

６. １ 結論

本文基于２０１０～２０２２ 年我國３０ 個省（區、市）面板數據， 實證考察新質生產力對中國式產業現代化的影響效應與作用機制。得出如下研究結論：（１） 新質生產力可正向推動中國式產業鏈現代化建設； （２） 創業活躍度可在新質生產力正向賦能中國式產業鏈現代化建設過程中發揮部分中介效應， 其中介效應占比為２８. ８８％； （３） 數字化轉型能夠正向調節新質生產力對中國式產業鏈現代化建設的促進作用； （４） 新質生產力對中國式產業鏈現代化建設的促進作用會受到產業地理區位以及產業規模的異質性影響， 對南方地區、小規模產業地區中國式產業鏈現代化建設的正向推動作用更強。

６. ２ 政策建議

（１） 以科技創新為主導， 培育新質生產力新動能。應立足新質生產力發展核心要素， 加快原創性、顛覆性科技創新， 打造培育新質生產力動力引擎。①相關部門應完善現代產業、高校以及科研院所創新幫扶制度， 鼓勵各主體實現交叉合作， 實現核心技術突破， 加速勞動者、勞動資料、勞動對象及其優化組合躍升， 塑造新質生產力發展核心要素； ②政府部門可通過稅收優惠、財政補貼等措施降低傳統產業創新成本， 增強產業主體創新積極性的同時， 推動產業主體深化原始創新和集成創新， 加快形成新質生產力， 繼而更好助推中國式產業鏈現代化建設； ③高校、科研機構和企業可通過協同合作建立人才儲備孵化基地，加強人才培養和引進的同時， 打造“高精尖缺” 科技人才， 增強產業科技創新能力， 為新質生產力發展提供強大動力支撐， 繼而賦能中國式產業鏈現代化。

（２） 增強創業服務保障， 提升創業活躍度。應以發展新質生產力為導向， 為創業服務護航， 提升創業主體創業活力， 為提升產業鏈競爭力創造新市場機會， 賦能中國式產業鏈現代化。①優化創業信貸服務。有關部門應通過簡化貸款審批流程、提高信用貸款以及中長期貸款比重等措施，提升創業擔保貸款申請服務效能， 增強創業活躍度， 從而催生新創產業推動傳統產業鏈轉型升級，加速中國式產業鏈現代化進程； ②增強創業培訓服務。相關部門可通過提供專項資金支持雙創示范基地建設， 鼓勵大企業與地方政府、高校共建創業孵化園區， 優化創業培訓服務， 激發創業者創業活躍度的同時， 推動新創企業量質齊升， 倒逼傳統產業迭代創新發展新質生產力， 更好賦能中國式產業鏈現代化。

（３） 推動數實深度融合， 為數字化轉型賦能蓄力。應以“機器換人、數據換腦” 為出發點，推動數據要素市場化建設， 全面加快產業主體數字化轉型， 進一步增強新質生產力對中國式產業鏈現代化的驅動作用。①相關部門應鼓勵產業主體加速實現“智改數轉”， 補足智能硬件及裝備短板， 為數實融合發展夯實基底， 進而實現產業數字化、智能化轉型升級， 促進新質生產力涌現，為中國式產業鏈現代化注入源頭活水； ②相關部門需加大力度建立數據交易中心， 暢通產業主體數據要素生產、供給、使用等渠道， 進一步激活數據要素潛能， 促使數字技術和實體經濟深度融合， 賦能產業數字化轉型， 繼而加大新質生產力對中國式產業鏈現代化的促進作用。

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［２５］ 潘紅玉， 任宇新， 潘為華． 數字經濟對產業鏈高質量發展的影響及空間溢出效應［Ｊ］． 科學決策， ２０２４， （２）： ２２～３８．

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（責任編輯： 張舒逸）

基金項目： 浙江大學２０２２ 年黨建研究課題“社會主義意識形態引領力提升路徑研究” （項目編號： ２０２２ＤＪ－ＺＸ３０２Ｙ）。