鄒 靖

（大連民族大學國際商學院，遼寧 大連 116600）

0 引言

自2001 年加入WTO 以來，中國憑借人口紅利、資源稟賦等比較優(yōu)勢，以“低端嵌入”迅速融入全球價值鏈分工體系。但就實際情況而言，“低端嵌入”和外向型經濟發(fā)展模式雖然能夠實現經濟高速增長，但核心技術與關鍵性專利始終掌握在發(fā)達國家手中，導致中國企業(yè)陷入“低端鎖定”困境[1]。這不利于中國企業(yè)知識創(chuàng)造與競爭力提升，使其逐漸失去參與全球價值鏈的傳統比較優(yōu)勢，進而抑制企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。如何助力企業(yè)突破“低端鎖定”困境，實現全球價值鏈位勢攀升，已成為中國當前亟待解決的問題。

數字經濟依托大數據、云計算、人工智能等技術手段，可有效突破區(qū)域內知識信息傳遞的時空限制，助力企業(yè)突破技術創(chuàng)新瓶頸[2]。在此背景下，企業(yè)可獲取更多知識要素，強化自身技術創(chuàng)新與研發(fā)能力，提高產品技術附加值與國際競爭力，助力全球價值鏈位勢攀升。與此同時，數字經濟依托強大的鏈接能力在企業(yè)間建立外部市場橋梁，可有效減少信息不對稱問題，提高企業(yè)加成率。而企業(yè)加成率亦是刻畫企業(yè)國際競爭力的重要指標[3]，其水平提升可助力企業(yè)生產效率與產品質量提高，賦能企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。

現有研究從諸多方面探討了全球價值鏈位勢攀升的影響因素。毛艷華和謝宇平（2022）[4]指出，智慧城市建設有助于提升我國城市全球價值鏈地位；戴翔和王如雪（2023）[5]研究發(fā)現，人口老齡化對全球價值鏈位勢攀升具有顯著負向影響。在微觀層面，張彭（2023）[6]研究指出，綠色技術創(chuàng)新質量與數量均可正向促進制造業(yè)全球價值鏈位勢攀升。

伴隨數字經濟快速崛起，部分學者關注到數字經濟的影響效應。一方面是數字經濟與全球價值鏈位勢攀升的關系。齊俊妍和任奕達（2021）[7]研究發(fā)現，數字經濟不同維度均能顯著提高全球價值鏈分工地位；張艷萍等（2022）[8]認為，數字經濟可通過降低成本、強化網絡連接及價值創(chuàng)造等方式賦能制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈升級。另一方面是數字經濟與企業(yè)加成率的關系。王菲等（2022）[9]研究發(fā)現，數字經濟可有效提高企業(yè)生產效率和技術水平，賦能企業(yè)加成率提升；唐浩丹等（2022）[10]研究指出，數字經濟高速發(fā)展有利于企業(yè)加速實現數字化轉型，從而提高企業(yè)市場實力，為企業(yè)加成率提升提供有力支持。

綜上，既有文獻為本文提供了豐富的理論基礎與實證經驗，但鮮少有學者將數字經濟、企業(yè)加成率、全球價值鏈位勢攀升發(fā)展置于同一研究框架，深入分析數字經濟影響全球價值鏈位勢攀升的作用機制。本文主要從以下三個方面對已有文獻進行拓展：一是從微觀企業(yè)視角出發(fā)，實證檢驗數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響；二是以企業(yè)加成率為中介變量，探究數字經濟影響企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的內在機制；三是基于不同地理區(qū)位與企業(yè)異質性，深入考察數字經濟對企業(yè)全球價值鏈升級的異質性影響，以期為不同區(qū)域與不同類型企業(yè)全球價值鏈位勢攀升提供有益參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟與全球價值鏈位勢攀升

數字經濟依托知識和信息等數據要素傳播與應用，可有效降低企業(yè)創(chuàng)新成本、提高企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)能力，推動企業(yè)全球價值鏈位勢攀升[11]。一方面，數字經濟發(fā)展可極大降低企業(yè)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)成本。相對于傳統生產模式，數字經濟發(fā)展使得企業(yè)生產的產品具備易復制性、低邊際成本等特征。這些商品流入市場可有效推動先進生產技術的傳播與擴散，有利于降低企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)成本，提高產品質量與國際競爭力，助力全球價值鏈位勢攀升。另一方面，數字經濟發(fā)展有利于企業(yè)提升創(chuàng)新研發(fā)能力。具體而言，數字經濟發(fā)展強化了技術、知識等信息要素的擴散與傳遞，有利于企業(yè)獲取具有創(chuàng)新價值的知識與技術，以推動技術創(chuàng)新并突破研發(fā)瓶頸，助力企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。

值得注意的是，數字經濟對不同地理區(qū)位、不同產權性質及不同規(guī)模企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響可能存在異質性。就區(qū)域層面而言，東部地區(qū)在數字基礎設施建設等方面更具優(yōu)勢，使其數字經濟發(fā)展水平領先于中西部及東北地區(qū)，可有效推動地區(qū)內企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。就企業(yè)產權性質而言，與國有企業(yè)較為固化的機制與管理體制不同，非國有企業(yè)在發(fā)展模式轉型方面更具靈活性，可充分依托數字經濟發(fā)展紅利助力自身全球價值鏈位勢攀升。就企業(yè)規(guī)模而言，相較于中小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)擁有更雄厚的資金與固定資本，在數字技術與設備引進方面更具優(yōu)勢，利于其加速完成數字化轉型，賦能企業(yè)全球價值鏈位勢攀升?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O1：數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升具有顯著正向影響，且該效應存在異質性。

1.2 數字經濟、企業(yè)加成率與全球價值鏈位勢攀升

數字經濟可通過提升企業(yè)加成率間接助推企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。一方面，數字經濟可以提高企業(yè)創(chuàng)新意愿，推動企業(yè)加成率提升，賦能全球價值鏈位勢攀升。數字經濟發(fā)展衍生出的網絡信息平臺強化了企業(yè)間知識連接，為企業(yè)獲取異質性創(chuàng)新要素提供了新路徑。企業(yè)加成率提升有利于提高產品與服務的出口附加值，進而增強國際競爭力，助力全球價值鏈位勢攀升。另一方面，數字經濟可有效緩解企業(yè)融資約束問題，提高企業(yè)加成率，助力企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。數字經濟高速發(fā)展能夠有效加速金融數字化進程[12]。這有助于為企業(yè)提供更豐富的融資渠道與方式，降低企業(yè)與金融機構間信息不對稱，助力企業(yè)加成率提升。在此條件下，企業(yè)擁有更多資金獲取渠道用以轉型升級，強化國際競爭力，提高自身在全球價值鏈中嵌入程度，為全球價值鏈中高端攀升提供有力支撐?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出假設2：數字經濟可通過提升企業(yè)加成率來促進企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。

2 研究設計

2.1 模型構建

基于上述理論分析，本文構建如下模型以檢驗數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響：

其中，GVC_up指代企業(yè)全球價值鏈位勢攀升；DIG指代數字經濟發(fā)展水平；X表示一系列控制變量；μ與λ分別為個體與時間固定效應；εit為誤差項。

為探討數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響路徑，構建如下中介效應模型：

其中，MKP表示企業(yè)加成率，其余變量符號同式（1）。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：企業(yè)全球價值鏈位勢攀升（GVC_up）。參考侯俊軍等（2023）[13]的研究思路，構建如下公式測算企業(yè)全球價值鏈相對位置：

其中，PLυ_GVC表征全球價值鏈上游度，反映在供給端角度測算出的生產端至需求端最終距離；PLy_GVC反映全球價值鏈下游度，即在需求端角度測算出的消費端到初始投入總距離。進一步借鑒Chor 等（2021）[14]的研究方法，將中國企業(yè)層面海關數據、聯合國統計數據庫HS編碼及ISIC3.0 版本，與全球投入產出數據庫（WIOD）相匹配，具體企業(yè)全球價值鏈相對位置指數測算方式如下：

其中，Xdft為企業(yè)f在時期t行業(yè)d的出口總規(guī)模；Xft為企業(yè)f在t時期的出口總規(guī)模；GVC_posdt表示行業(yè)d在時期t的全球價值鏈相對位置，GVC_upft是企業(yè)f在時期t的全球價值鏈相對位置。

（2）解釋變量：數字經濟（DIG）。考慮到數字經濟涵蓋多個領域與維度，僅依靠單個指標無法全面且有效地衡量一個地區(qū)數字經濟綜合水平。依據中國信息通信研究院發(fā)布的《中國數字經濟發(fā)展研究報告（2023年）》中所搭建的“四化”框架，并借鑒既有研究思路[15]，構建數字經濟發(fā)展水平評價指標體系，見下頁表1。在此基礎上，借助熵權法對各指標進行賦權，最終得出數字經濟發(fā)展水平。

表1 數字經濟發(fā)展水平評價指標體系

（3）中介變量：企業(yè)加成率（MKP）。借鑒胡賽和魯建坤（2021）[16]的研究思路，使用DLW方法估算企業(yè)加成率，具體表達式如下：

其中，指代企業(yè)某種投入要素產出彈性；下標f、h、t依次指代企業(yè)、行業(yè)、年份；αx=px X/pQ為要素投入占企業(yè)總產出的比重。選取中間投入品作為估計企業(yè)產出彈性的投入要素，使用超越對數生產函數進行參數估計，具體表達式如下：

其中，ω指代企業(yè)生產率，ε為涵蓋不可預期沖擊的誤差項?；诠剑?），DLW 法借助兩步估計法，得出中間品投入產出彈性估計值：

（4）控制變量：企業(yè)盈利水平（LOP），以企業(yè)成本費用利潤率表示，該數值越大，說明企業(yè)經濟效益越高；企業(yè)資本密集度（CAP），使用企業(yè)固定資產凈值與員工總數比值的對數表征；企業(yè)年齡（AGE），以研究當年年份減去企業(yè)成立年份，并對其加1；企業(yè)科研人員（RD），使用企業(yè)科技人員數量的對數表示；行業(yè)集中度（HHI），利用行業(yè)赫芬達爾-赫希曼指數進行計算，該指數越小說明企業(yè)所在行業(yè)壟斷程度越低，競爭力越強。

2.3 數據說明

本文選取2012—2021 年我國滬深A 股上市公司財務數據作為研究樣本。企業(yè)全球價值鏈位勢攀升原始數據來源于世界投入產出數據庫（WIOD），而WIOD 數據僅更新至2016 年，因此結合ADBMRIO 數據庫將WIOD數據延長至2021 年。其余變量數據主要來源于歷年《中國企業(yè)年鑒》《中國城市統計年鑒》、國泰安數據庫（CSMAR）、萬德數據庫（WIND）。同時，對數據進行如下處理：（1）剔除金融類上市公司和ST 類上市公司；（2）剔除營收、成立日期、總資產、凈利潤、總負債等數據缺失的企業(yè)。此外，為剔除異常值對估計結果的影響，對所有連續(xù)變量進行雙端1%的縮尾處理。經過篩選與處理，最終得到1358 個上市企業(yè)的13580 個觀測樣本。各變量描述性統計見表2。

表2 變量的描述性統計

3 實證檢驗

3.1 基準回歸結果

Hausman 檢驗結果顯示，P 值低于0.05，拒絕原假設，使用固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，因此選擇面板固定效應模型展開回歸分析。出于對模型穩(wěn)健性的考慮，同時使用最小二乘法（OLS）模型與個體固定效應（FE）模型展開回歸，結果如表3所示。由表3可知，數字經濟在OLS模型與FE模型下均對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升產生顯著正向影響，且至少通過5%水平的顯著性檢驗，表明數字經濟可顯著促進企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。究其原因，數字經濟發(fā)展可有效提升資源配置效率，強化企業(yè)風險管理能力與創(chuàng)新能力，為全球價值鏈位勢攀升提供必要支持。由此，假設1得到初步驗證。

表3 基準回歸結果

3.2 異質性分析

（1）區(qū)域異質性

前文研究結果表明，數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升具有顯著正向影響?？紤]到我國不同地區(qū)之間經濟發(fā)展、產業(yè)結構存在明顯差距，根據國家統計局四大區(qū)域劃分標準，將樣本企業(yè)按所在地理區(qū)位劃分為東、中、西部及東北地區(qū)4 個子樣本并重新展開回歸，結果見下頁表4。不難發(fā)現，數字經濟對四大地區(qū)企業(yè)全球價值鏈位勢攀升均具有顯著正向影響，但存在明顯異質性，具體表現為對東部地區(qū)促進作用最強、中部地區(qū)次之、東北地區(qū)再次、西部地區(qū)最弱。

表4 區(qū)域異質性回歸結果

（2）企業(yè)異質性

考慮到不同企業(yè)在產權性質、規(guī)模大小和要素密集度等方面存在差異，進一步基于企業(yè)屬性視角考察數字經濟對全球價值鏈位勢攀升的異質性影響。將全部企業(yè)樣本按照產權性質劃分為國有與非國有兩個子樣本重新進行回歸，結果見下頁表5 列（1）至列（2）。觀察可知，數字經濟對非國有與國有企業(yè)全球價值鏈位勢攀升均具有顯著正向影響，且對非國有企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的促進作用更強。細究其因，數字經濟發(fā)展能夠強化非國有企業(yè)的資源調動能力，使其在面臨激烈的市場競爭環(huán)境時快速實現數字化轉型，賦能全球價值鏈位勢攀升。

表5 企業(yè)異質性回歸結果

按照國家統計局《統計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》的劃分標準，將樣本企業(yè)劃分為大規(guī)模（從業(yè)人員300 人及以上）、中小規(guī)模（從業(yè)人員300 人以下）兩組，并重新展開回歸，結果見表5 列（3）和列（4）。觀察可知，數字經濟對兩種規(guī)模企業(yè)全球價值鏈位勢攀升均具有顯著正向影響，但相比中小規(guī)模企業(yè)，數字經濟對大規(guī)模企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的促進作用更強?？赡艿脑蛟谟冢笮推髽I(yè)具有雄厚的創(chuàng)新研發(fā)資本與較強的風險抵抗能力，能夠充分吸收數字經濟發(fā)展紅利開展創(chuàng)新活動，提升企業(yè)國際競爭力，助力全球價值鏈位勢攀升。將樣本企業(yè)劃分為資本密集型、技術密集型及勞動密集型三個子樣本，并重新展開回歸，結果見表5 列（5）至列（7）。觀察可知，數字經濟對資本密集型企業(yè)的回歸系數為0.413，通過5%水平上的顯著性檢驗；數字經濟對技術密集型企業(yè)的回歸系數為0.526，在1%的水平上顯著；數字經濟對勞動密集型企業(yè)的回歸系數為0.327，通過10%水平上的顯著性檢驗。綜合而言，數字經濟對技術密集型企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的促進作用更強。

3.3 內生性處理

（1）工具變量法

將各地級及以上城市郵局歷史數量與對應年份互聯網用戶數的交互項POST作為工具變量替換數字經濟，并借助兩階段最小二乘法（2SLS）展開回歸，結果見表6 列（1）、列（2）。結果顯示，第一階段F值統計量為25314.36，表明數字經濟與該城市歷史上郵局數量具有關聯性，滿足相關性條件。而且，第二階段KP rk LM及KP Wald rk F檢驗結果均證實原假設被拒絕，說明所選工具變量具備一定合理性。觀察變量POST的回歸系數可知，在考慮內生性問題后，數字經濟依舊有助于推動企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。

表6 內生性處理

（2）雙重差分法

以2016 年國家級大數據綜合試驗區(qū)作為準自然實驗，借助雙重差分模型，考察數字經濟發(fā)展對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響。根據中央網信辦、國家發(fā)展改革委以及工業(yè)和信息化部批復的城市試點名單，以處于67 個政策試點城市的企業(yè)為控制組，將其他非試點城市中的企業(yè)作為對照組。研究時段為2015—2021 年，構建多期雙重差分模型如下：

其中，SCP為國家級大數據綜合試驗區(qū)試點，若企業(yè)注冊地所在城市當年被列入試驗區(qū)則為1，反之為0；其余變量符號同式（1）。表6列（3）為雙重差分估計結果，觀察可知，SCP的估計系數為正且顯著，表明大數據綜合試驗區(qū)設立可顯著促進企業(yè)全球價值鏈位勢攀升，也進一步證實基準回歸結論具備穩(wěn)健性與可靠性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

（1）采用不同方法測算解釋變量?；谥鞒煞址治龇▽底纸洕笜诉M行測算，并重新展開回歸。由下頁表7列（1）可知，數字經濟的估計系數為0.242，在1%的水平上顯著，說明數字經濟發(fā)展能夠顯著促進全球價值鏈位勢攀升，即本文回歸結果具備穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果

（2）高維面板估計。將企業(yè)層面數據按照“城市-行業(yè)-所有制”處理成高維面板數據，以檢驗中觀層面下數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響，回歸結果見表7 列（2）。其中，數字經濟的估計系數為0.314，在5%的水平上顯著，說明在中觀層面上，數字經濟仍可對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升產生顯著促進作用，進一步表明本文結論具備較強穩(wěn)健性。

（3）剔除部分樣本。由于我國直轄市屬于省級行政單位，在數字基礎設施建設、技術創(chuàng)新等方面均具有明顯優(yōu)勢，可能導致這些城市內企業(yè)數字化水平明顯高于其他城市企業(yè)?；诖耍蕹本?、重慶、上海和天津4個直轄市的企業(yè)數據，并重新展開估計。由表7列（3）結果可知，數字經濟發(fā)展仍對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升產生顯著正向影響，這也進一步證實了上述基準回歸結論的穩(wěn)健性。

3.5 作用機制檢驗

中介效應檢驗結果如表8所示。由列（1）回歸結果可知，數字經濟的估計系數為0.117，在1%的水平上顯著，表明數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升具有顯著正向影響，即數字經濟發(fā)展水平越高，企業(yè)全球價值鏈位勢越高。列（2）回歸結果顯示，數字經濟與企業(yè)加成率存在顯著正相關關系，說明數字經濟發(fā)展水平越高，企業(yè)加成率水平越高。列（3）回歸結果顯示，數字經濟的回歸系數仍顯著為正，但與列（1）中的回歸結果相比，系數由0.117 下降至0.106，即加入企業(yè)加成率變量后，數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的促進作用有所下降，但仍顯著為正。依據中介效應模型檢驗步驟及表8回歸結果可知，數字經濟可通過影響企業(yè)加成率助力企業(yè)全球價值鏈位勢攀升，即企業(yè)加成率在數字經濟與企業(yè)全球價值鏈位勢攀升間發(fā)揮中介作用。

表8 作用機制檢驗

3.6 進一步分析：門檻效應檢驗

為檢驗數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的門檻效應，借助門檻效應模型展開回歸分析。以單一門檻模型為例，構建如下公式：

其中，DIG為本文門檻變量；I(?)為示性函數，滿足括號內條件時取值為1，否則等于0。雙重門檻或三重門檻可依次擴展得到。

依次對單一門檻、雙重門檻及三重門檻效應進行檢驗。由表9 回歸結果可知，數字經濟在5%的水平上通過雙重門檻效應檢驗，門檻估計值分別為0.543和0.756。

表9 門檻效應檢驗

表10 回歸結果顯示，數字經濟發(fā)展對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響存在“邊際遞增”的非線性特征，具體可分為三個階段：當數字經濟發(fā)展水平低于0.543時，數字經濟的估計系數為0.087，在10%的水平上顯著；當數字經濟發(fā)展水平介于0.543與0.756之間時，數字經濟的估計系數為0.127，通過5%水平上的顯著性檢驗；當數字經濟發(fā)展水平超過0.756 時，數字經濟的估計系數為0.398，且通過1%水平上的顯著性檢驗。這說明隨著數字經濟不斷發(fā)展，數字技術應用與設備引進成本隨之降低，使得越來越多的企業(yè)能夠通過數字化轉型實現高質量發(fā)展，提高產品質量與國際競爭力，助力全球價值鏈位勢攀升。

表10 門檻模型回歸結果

4 結論與建議

本文基于2012—2021 年我國滬深A 股上市企業(yè)微觀數據，實證考察數字經濟對全球價值鏈位勢攀升的影響效應及內在機制。得出以下結論：第一，數字經濟可顯著促進企業(yè)全球價值鏈位勢攀升，且在經過一系列穩(wěn)健性及內生性檢驗后，該結論依舊成立。第二，異質性檢驗發(fā)現，數字經濟對企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的促進作用在東部地區(qū)企業(yè)、非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)、技術密集型企業(yè)中更強。第三，企業(yè)加成率是數字經濟影響企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的重要機制變量。第四，數字經濟促進企業(yè)全球價值鏈位勢攀升的影響具有雙重門檻效應，呈現“邊際效應遞增”的非線性特征。

為充分釋放數字經濟發(fā)展紅利，本文提出如下建議：第一，深刻把握數字經濟發(fā)展機遇。各地方政府應充分利用本地資源稟賦，尋求企業(yè)與數字要素融合發(fā)展的均衡點，推動企業(yè)數字化轉型，提高國際競爭力，賦能其全球價值鏈位勢攀升。同時，各地方政府應加強核心數字技術研發(fā)攻關，搶占數字經濟領域高地，加速突破企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展技術瓶頸，助力全球價值鏈位勢攀升。第二，延伸拓展產業(yè)鏈。地方政府需在打造企業(yè)競爭新優(yōu)勢的同時，鼓勵企業(yè)重視技術進步與自主研發(fā)，推動產業(yè)鏈向全球價值鏈上下游延伸，夯實低端市場占有率的同時搶占上游市場份額，助力全球價值鏈位勢攀升。針對部分投入產出較低企業(yè)，政府應進一步完善退出門檻與機制，推動國內市場形成良性競爭，提高企業(yè)國際競爭力與加成率，助力全球價值鏈位勢攀升。第三，制定差異化的企業(yè)數字化策略。針對不同地區(qū)企業(yè)，各地方政府應因地制宜推動數字資源擴散與轉移，助力欠發(fā)達地區(qū)數字經濟發(fā)展，整體推動企業(yè)全球價值鏈位勢攀升。針對不同類型企業(yè)，各地方政府應優(yōu)化金融、資金等資源供給，綜合提升企業(yè)生產效率，助力全球價值鏈位勢攀升。