數字產業滲透賦能全球價值鏈重構：理論機制與實證檢驗*

謝 煜

（中共深圳市龍華區委黨校教研室，深圳 518000）

一、引 言

經濟全球化背景下， 世界發展格局呈現新興崛起大國與霸權大國競爭愈演愈烈特點。 以發達國家為首的霸權國家利用自身在全球產業布局的控制力，實施高科技產業回流政策，以重構全球價值鏈。 所謂全球價值鏈重構，即新經濟形勢下的產品生產環節再分配、產業地理結構再分布，表現在國家間全球價值鏈關系可以理解為價值鏈相對位置和價值鏈雙邊合作度的再調整。［1］33在此背景下，發展中國家有必要借助數字技術， 通過加強國際間合作，探尋和改變舊經濟體系發展路徑，深度參與全球價值鏈重構。然而，受全球資源配置低效［2］、“低端俘獲”困局［3］、全球經濟下行壓力劇增［4］影響， 發展中國家經濟發展面臨嵌入遭低端鎖定、攀升被圍追堵截雙重發展困境，為其參與國際分工帶來巨大挑戰。 因此，如何加快發展中國家參與全球貿易與國際分工的步伐，實現全球價值鏈重構，已然成為當前學界研究的重點。

作為國家經濟發展的重要引擎和創新支柱，數字產業可借助智能化技術滲透至傳統貿易產業，通過轉變要素參與價值創造方式，賦能傳統貿易產業轉型升級， 提高出口產品技術含量，重構全球價值鏈。 詳細而言，數字產業憑借高滲透性可助力傳統產業實現數字化變革， 以精簡、細化原有生產鏈。 這可有效實現生產利益重新分配，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，為全球價值鏈重構注入產業動能。 與此同時，數字產業憑借高滲透性可借助數字技術為貿易發展帶來新契機， 通過搶占科技競爭制高點，實現對外貿易規模擴大，助力全球價值鏈重構。［5］由此推及，數字產業滲透與全球價值鏈重構存在密切聯系，但二者間的內在機理仍需從理論分析與實證檢驗層面進一步展開。

梳理當前文獻可以發現，多數學者從如下層面探討全球價值鏈：第一，全球價值鏈時空演變。張璽等指出， 國內與全球價值鏈耦合水平時空演變趨勢呈現由東部到西部逐級遞減態勢。［6］戴翔和宋婕發現，OFDI 產生的價值鏈構建效應和價值鏈分工位置改善效應，不僅作用于中國與東道國，還可有效提升中國與第三國價值鏈關聯程度。［7］第二，全球價值鏈影響因素。 張晴和于津平認為，綠色信貸政策的實施對全球價值鏈分工地位攀升具有正向推動作用。［8］方杰煒和施炳展強調，簽訂并實施知識產權保護條款的區域貿易協定可切實提高發展中國家全球價值鏈分工水平。［9］

關于數字產業滲透與全球價值鏈重構的研究較少，多是從宏觀角度探討數字經濟與全球價值鏈的關系。 徐錚和張其仔指出，數字經濟對全球價值鏈分工地位的推動作用具有技術前沿距離異質性、國家異質性、時期異質性與制造業技術類別異質性。［10］楊仁發和鄭媛媛強調，數字經濟顯著推動全球價值鏈長度增加，以此深化全球價值鏈分工。［11］

梳理上述文獻可以發現，已有研究證明數字經濟與全球價值鏈存在密切聯系，為本文奠定扎實研究基礎，但仍存在如下不足：一方面，現有文獻多從數字經濟對全球價值鏈的影響展開研究，但鮮有文獻具化至數字產業層面探討其對全球價值鏈重構的影響。另一方面，貿易開放度是影響全球價值鏈重構的重要因素， 卻少有研究觀察其對數字產業滲透與全球價值鏈重構的影響。 綜合上述分析，本文可能的創新性貢獻在于：第一，基于現有研究，進一步細分維度，探討數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響。第二，將創新要素配置與顛覆性技術創新作為中介變量， 使用中介效應模型， 考察數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響機制。 第三，借助面板門檻模型，實證檢驗貿易開放度門檻下， 數字產業滲透與全球價值鏈重構的非線性關系。

二、理論分析與研究假設

（一） 數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響效應

全球價值鏈重構是指國家、 企業在技術革命、產業鏈管理模式變革等方式助力下，切實改變原有產業鏈配置方式，具體包括提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置。 數字產業滲透憑借廣覆蓋性和高融合性，有效提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，驅動全球價值鏈重構。 一方面，數字產業滲透有助于提高全球價值鏈雙邊合作度。 數字產業滲透以數字技術為依托，以數字化轉型為主線，通過推動“四鏈”融合，搭建技術網絡、生態網絡等多種貿易網絡。 這可有效助力生產要素實現跨時空、跨組織自由流動與共享，以此緩解區域壟斷與地方保護主義導致的技術性、制度性分割格局，進而提高全球價值鏈雙邊合作度， 賦能全球價值鏈重構。另一方面，數字產業滲透有助于改善全球價值鏈相對位置。 數字產業滲透借助數字技術可有效推動傳統產業數字化轉型發展，提高傳統產業生產效率，以此助力發展中國家產品類型從“制造”向“智造”轉型。 這有利于改善出口產品結構，提高出口技術含量，有效占據國際市場，以此提高全球價值鏈相對位置，促進全球價值鏈重構。 基于上述分析，提出如下假設：

H1：數字產業滲透可有效提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，實現全球價值鏈重構。

（二）數字產業滲透賦能全球價值鏈重構的中介效應

數字產業滲透可通過合理配置創新要素與助力顛覆式技術創新兩種途徑，促進全球價值鏈重構。 一方面，數字產業滲透可通過合理配置創新要素，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。 數字產業滲透以現代互聯網技術為基礎，通過推動傳統貿易實現轉型升級，助力國際生產活動的環節分離與空間整合加速發展，以此帶動知識性創新要素跨區域流動。［12］同時，數字產業滲透可助力價值鏈上游“鏈主”主動向下游產業提供創新要素，加速知識的空間溢出與擴散，實現創新要素合理配置。創新要素合理配置可有效降低國內產業參與國際分工門檻， 緊密銜接全球經濟體生產協作［13］，提高全球價值鏈雙邊合作度，助力全球價值鏈重構。 此外，創新要素合理配置通過不斷打通創新要素流動的瓶頸和壁壘， 有效解決產能過剩、產業結構趨同問題，助力傳統產業轉型升級。這可有效提高出口產業技術水平，提升產業生產效率，提高全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。

另一方面，數字產業滲透可通過顛覆式技術創新，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，以此賦能全球價值鏈重構。 顛覆式技術創新指在傳統創新、破壞式創新和微創新的基礎之上， 通過替代已有傳統或主流技術途徑，實現從原有底層邏輯蛻變成一種全新技術。［14］數字產業在數字技術助力下， 有效構建溝通便捷、縱橫交錯的數字化貿易網絡，以此提高網絡內部資源交換效率，加速信息共享，提高傳統產業獲取關鍵性技術信息概率，推動顛覆式技術創新。 顛覆式技術創新可在金融市場產品研發、效益評估等方面提供技術支撐，以此提高傳統產業生產效率，打破“低端鎖定”困局［15］，為提高全球價值鏈雙邊合作度扎實根基，賦能全球價值鏈重構。 與此同時， 顛覆式技術創新憑借對數據的整合、篩選、匹配機制，可有效打破生產要素流動的時空限制對組織分工的硬性約束，從而拓寬產業鏈延伸空間，提高全球價值鏈相對位置，促進全球價值鏈重構。 綜合上述分析，提出如下假設：

H2：數字產業滲透可通過合理配置創新要素提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，以此實現全球價值鏈重構；

H3：數字產業滲透可通過顛覆式技術創新提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，進而助力全球價值鏈重構。

（三）數字產業滲透賦能全球價值鏈重構的門檻效應

貿易開放初期，受創新技術水平偏低、協調機制不完善等因素疊加影響， 發展中國家參與國際分工地位話語權偏低。這在一定程度使得發展中國家面臨出口成本偏高、 跨境清關程序煩瑣等問題， 滯緩發展中國家參與全球價值鏈重構步伐。伴隨貿易開放度的提高，各國交流開放水平逐漸上升，使得國家在技術、管理、服務等方面的交流逐漸增強。 發展中國家可借助數字產業滲透提升技術密集型產業研發設計能力與生產能力，加強產業鏈供應鏈產品供給。 這可在產業鏈分工中更好聚焦高附加值環節， 提升出口技術復雜度，以此提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，推動全球價值鏈重構。 但值得一提的是，當貿易開放度水平超出一定區間時，數字產業滲透受技術擠壓效應與規模經濟效應疊加影響將產生 “規模壁壘”。 這將降低貿易開放度邊際效應，削弱數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置提高的正向推動作用。 基于上述分析，提出如下假設：

H4：數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響存在貿易開放度門檻效應。

三、數據與方法

（一）變量說明

1.被解釋變量：全球價值鏈重構（Gvcr）

全球價值鏈重構的量化存在多種衡量方式，大致分為宏觀層面與微觀層面。 其中，宏觀層面主要借助全球投入產出表測算全球價值鏈長度、貿易附加值等相關數據，以此探究國家/部門在全球產業鏈中的整體趨勢與位置。［16］微觀層面，重點關注企業層面數據，通過考察企業在全球價值鏈中的參與度， 測算跨國生產活動參與者的效率。［17］本文延續劉洪鐘和劉源丹［1］59研究思路，使用全球價值鏈雙邊合作度（Gvc-dbc）和全球價值鏈相對位置指數（Gvc-rpi）刻畫全球價值鏈重構，具體衡量方式如模型（1）和（2）所示：

其中，IVij代表j國出口到i國并被i國再次出口的增加值，與兩國出口額之和的比值在一定程度上可以表征兩國之間的依賴度；FVij指代j國出口產品中所包含的i國增加值；Ei為i國的總出口額；Ej是j國的總出口額。 若Gvc-dbc系數越大，證明兩國經貿關系越緊密，雙邊全球價值鏈雙邊合作度高；若Gvc-rpi指數越大，表明j國在全球價值鏈分工中處于越有利地位，證明相較于i國，j國全球價值鏈相對位置較高。

2.解釋變量：數字產業滲透（Dip）

考慮到現有研究對數字產業滲透研究較少，同時缺乏準確、統一的衡量方法，故選取數字產業化與產業數字化加權平均值作為數字產業滲透的代理變量。 一方面，參考武亞楠和彭璧玉［18］研究思路，使用完全依賴度體現產業數字化：

其中，Comdq代表制造業q對數字產業d完全消耗系數。

另一方面，參考費越等［19］做法，使用軟件和信息技術服務業發展規模表征數字產業化。 具體地，使用軟件業務收入和信息技術服務收入的總額表征數字產業化。

3.中介變量：創新要素配置（Aif）和顛覆式技術創新（Dti）

依據上述理論分析，選取創新要素配置（Aif）和顛覆式技術創新（Dti）作為本文的中介變量?？紤]到樣本的可得性與連續性，沿襲現有學界的普遍做法［20］，使用創新要素錯配系數表征創新要素配置。 具體計算步驟為：

首先，測度國家整體創新要素配置水平。 設定行政部門經濟產出為Xc，總產出為X，故國家整體創新要素配置水平公式為：

此時，各經濟部門產出和經濟體總產出與創新要素呈現C-D 函數關系， 故可以構建如下模型：

其次，在上述公式基礎上，假定生產函數中規模報酬不變，那么創新資本（K）與創新勞動力（L）雖然呈現扭曲現象但總體產業彈性并未發生明顯變化。 此外，為規避創新要素配置“扭曲”現象，借鑒有關學者研究［21］，使用最小二乘回歸模型估算創新要素扭曲彈性，以0.55 賦值。其中，創新資本與勞動力扭曲使用從價稅衡量，此時目標函數設置如下：

上式中，K表示市場環境下創新資本，L代表創新勞動力的價格水平， （1+τKc）R、 （1+τLc）? 依次表示要素扭曲前提下創新資本與創新勞動力的價格水平。

最后，測算創新要素配置扭曲水平，設定如下創新要素扭曲系數：

在此基礎上測算創新資本要素與創新勞動力要素比重：

顛覆式技術創新（Dti）。 有學者指出［22］，顛覆式技術創新具備技術顛覆性和市場顛覆性雙重屬性。 因此，沿襲余思勤和孫司琦［23］思路，使用技術要素市場化指數作為顛覆式技術創新的代理變量。 具體地，研究開發經費支出結構與修正的市場化總指數測算技術要素市場化。 其中，研究開發經費支出結構借助研發經費中企業占比與研發經費存量增長率的乘積測算， 同時使用單位技術合同成交額與市場化總指數乘積衡量修正的市場化指數。

4.門檻變量：貿易開放度（To）

現有研究大多使用地區年度進出口總額與地區生產總值的比值測度貿易開放度，但這一定程度上忽視外貿活動過程中外商投資對貿易開放的影響。 因此，參考司深深［24］研究思路，使用各地當年進出口總額與外商直接投資之和與地區生產總值的比重測算。

5.控制變量

參考已有學者研究思路［25－26］，選取如下控制變量：（1）地理距離（Gd），使用國家首都（中心城市）之間的直線距離公里數取對數測算；（2）經濟發展水平（Ed），以現價美元計算的GDP 取對數表征；（3）自然資源豐富度（Nr），以礦石、金屬和燃料出口數量之和占GDP 比值衡量；（4） 固定資本總額（Gfc），以固定資本形成總額度量。

（二）數據來源與說明

依據中國信息通信研究院發布的《全球數字經濟白皮書（2022）》，剔除部分特殊國家樣本后，選取2012—2022 年47 個國家（1）面板數據作為研究樣本，實證探究數字產業滲透與全球價值鏈重構的因果關系。 變量數據來源于ITU 的互聯網寬帶數據庫、WDI 數據庫、ADB 數據庫、聯合國數據庫、WGI 數據庫，缺失數據使用插值法進行補齊。各變量描述性統計如表1 所示。

表1 描述性統計

（三）計量模型

為探究數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響，構建如下計量模型：

模型（11）中，Gvcrit代表國家i在t時期的全球價值鏈重構水平，Dipit表示國家i在t時期的數字產業滲透水平，Xit代表一系列控制變量，α0指代模型截距項，α1為數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響系數，αn表征控制變量的系數，λi是國家i不可觀測的個體固定效應，φt代表時間固定效應，εit為隨機擾動項。

為探究創新要素配置、顛覆式技術創新在數字產業滲透重構全球價值鏈過程中的中介效應，參考Baron 與Kenny［27］提出的中介檢驗方法，建立創新要素配置、顛覆式技術創新對全球價值鏈重構的中介效應模型：

其中，Kit表示創新要素配置、 顛覆式技術創新，γ1代表數字產業滲透對中介變量的直接影響，γ1φ2表征數字產業滲透對全球價值鏈重構的中介效應，其余變量同模型（11）。

依據前文理論分析可以發現，數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響可能受到貿易開放度的制約，故參考孫永強等［28］研究思路，構建面板門檻模型，探究數字產業滲透對全球價值鏈重構的非線性效應，模型設定如下：

模型（14）中Toit代表貿易開放度門檻變量，δ表示待估計的門檻值，θ1為貿易開放度小于門檻值δ時， 數字產業滲透對全球價值鏈重構的敏感系數。同理，θ2為貿易開放度大于門檻值δ時，數字產業滲透對全球價值鏈重構的敏感系數；I（·）代表指標函數，在滿足條件情況下，取值為1；反之為0。

四、結果與分析

（一）基準回歸結果分析

為探究數字產業滲透對全球價值鏈重構的關系，構建線性回歸模型進行初步研究，具體結果如表2 所示。 可以知悉，在加入年份固定效應前后，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度的影響系數依次為0.305 和0.303，對全球價值鏈相對位置的影響系數依次為0.305 和0.293，且均通過1%顯著性檢驗， 證明數字產業滲透可切實提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，實現全球價值鏈重構。 據此，H1 得證。

表2 基準回歸結果

就控制變量而言，經濟發展水平、自然資源豐富度與固定資本總額對全球價值鏈重構的影響系數為正，且至少通過10%顯著性檢驗，表明經濟發展水平、自然資源豐富度與固定資本總額均可有效提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置。 產生這一現象可能原因在于，經濟發展水平的提高可有效加快各國基礎設施建設步伐，從而撬動投資需求的增加，加快人才、資本、技術區域性流動。 這可有效帶動數字產業要素從低發展部門流向高發展部門，以此加強國際產業間合作， 實現國際貿易多元化與便利化，重構全球價值鏈。 自然資源豐富度作為生產發展的重要因素，一定程度上決定國家要素稟賦的發展優勢，影響國家在國際分工中的優勢環節。 固定資本總額決定國家發展潛力和國際競爭力，在參與全球價值鏈重構過程中注入資金動能。 地理距離對全球價值鏈重構的影響系數為正， 僅通過10%顯著性檢驗?？赡茉蛟谟?，地理距離的長短一定程度上可影響全球價值鏈重構，但隨著數字技術逐步滲透至傳統產業，傳統產業將向智能化轉型發展，可有效彌補地理距離差距對全球價值鏈重構的影響，故地理距離對全球價值鏈重構的推動作用偏低。

（二）中介效應檢驗

1.創新要素配置

表3 列（1）－（3）展示了當創新要素配置為中介變量時，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響效應。 觀察表3列（1）可以知悉，數字產業滲透對創新要素配置的影響系數為正，且通過1%顯著性檢驗，說明數字產業滲透可有效實現創新要素配置。 觀察列（2）（3）數據可以發現，數字產業滲透與創新要素配置對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的回歸系數分別為0.297 和0.293， 在1%統計水平上顯著為正，說明數字產業滲透可通過合理配置創新要素，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置， 助力全球價值鏈重構，H2 得證。 在保證其他因素不變的情況下，數字產業滲透每增加1 個單位，會使創新要素配置提高0.301 個單位， 繼而間接推動全球價值鏈雙邊合作度提高0.297 個單位，總效應為0.598 個單位。同時，數字產業滲透每增加1 個單位，會使得創新要素配置提高0.301 個單位， 繼而間接促進全球價值鏈相對位置提高0.293 個單位， 總效應為0.594 個單位。

表3 數字產業滲透對全球價值鏈重構的中介效應檢驗

2.顛覆式技術創新

表3 列（4）-（6）展示了當顛覆式技術創新為中介變量時，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響效應。 觀察列（4）可以發現，顛覆式技術創新與數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響系數在1%置信區間內顯著為正， 說明數字產業滲透可通過推動顛覆式技術創新，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。 就此，H3 得證。 在其他因素不變時，數字產業滲透每增加1 個單位，使得覆式技術創新提高0.316 個單位， 促使全球價值鏈雙邊合作度提高0.311 個單位， 總效應為0.627。同時，數字產業滲透每增加1 個單位，使得顛覆式技術創新提高0.316 個單位， 而全球價值鏈相對位置提高0.307 個單位，總效應為0.623。

（三）門檻效應分析

1.門檻的檢驗與確定

為進一步考察數字產業滲透與全球價值鏈重構間的非線性關系，參考浦小松和趙章靖［29］研究方法，使用面板門檻模型進行檢驗，并選取貿易開放度作為門檻變量。 在進行門檻效應檢驗前，通過bootstrap 法反復抽樣得到相應的F 統計量，并利用其對應的P 值先行驗證門檻變量的存在性，具體結果如表4 所示。 當自變量為全球價值鏈雙邊合作度時，貿易開放度的單一門檻P 值為0.000，門檻值為6.114，證明數字產業滲透度對全球價值鏈雙邊合作度受貿易開放度的單一門檻影響； 當自變量為全球價值鏈相對位置時，貿易開放度的單一門檻P 值為0.328， 門檻值為5.478，顯著拒絕存在單門檻值的原假設，證明數字產業滲透度對全球價值鏈相對位置不受貿易開放度的單一門檻影響。 就雙門檻效應檢驗而言，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度受貿易開放度雙門檻影響的P 值為0.227， 顯著拒絕存在雙門檻值的原假設，表明數字產業滲透度對全球價值鏈雙邊合作度不受貿易開放度雙門檻的影響。 數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度受貿易開放度雙門檻影響的P 值為0.000， 門檻值為6.482， 表明數字產業滲透度對全球價值鏈相對位置受貿易開放度的雙門檻影響。

表4 貿易開放度的門檻效應檢驗

2.門檻效應檢驗

進一步地，對設定具體門檻個數的模型進行回歸，具體結果如表5 所示。 數字產業滲透與全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置具有顯著的非線性關系。 從數字產業滲透與全球價值鏈雙邊合作度的非線性關系來看，在單一門檻影響下，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度在各區間系數為正，且通過1%顯著性檢驗，表明數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度的影響存在門檻效應。 觀察數據可以發現，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度的推動作用呈現由弱到強的非線性變化過程，即貿易開放度超過一定區間后，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度的推動作用逐漸增強。

表5 門檻模型回歸結果

從數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的非線性特征來看，雙重門檻下，數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的促進作用呈現從無到弱再到強的過程。 由回歸結果可以發現，貿易開放度低于5.478 時， 數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的影響系數不顯著，證明貿易開放度低于該值時，數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的正向促進作用不明顯。 當貿易開放度處于［5.478，6.482］區間時，數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的影響系數僅通過5%顯著性檢驗。當貿易開放度大于6.482 時， 數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的影響系數為正， 且通過1%顯著性檢驗，但相較于［5.478，6.482］區間的影響系數有所下降，說明數字產業滲透對全球價值鏈相對位置的影響具有非線性特征。 H4 得證。

（四）異質性檢驗

具體地，為深度考察數字產業滲透對不同經濟實力國家全球價值鏈重構影響是否存在異質性，參考文藝和文淑惠［30］做法，依照IMF 分類方法將樣本國家劃分為發達經濟體和發展中經濟體，探究數字產業滲透對全球價值鏈重構的異質性影響，具體結果如表6 列（1）-（4）所示。 首先第（1）（2） 列匯報數字產業滲透對發達國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響。觀察表中數據可以知悉，數字產業滲透對發達國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響系數為正，且通過1%顯著性檢驗，說明數字產業滲透可正向提高發達國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，助力全球價值鏈重構。 觀察列（3）（4）數據可以發現，數字產業滲透對發展中國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的影響系數為正， 且通過1%顯著性檢驗，說明數字產業滲透可切實提高發展中國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置。 但相較于發展中國家，數字產業滲透對發達國家全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的推動作用更顯著。

表6 異質性檢驗

（五）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

參考易子榆等［31］做法，選取1984 年電話普及率（Tpr）作為工具變量。 選取1984 年電話普及率作為工具變量主要由于：一方面，數字產業滲透所依托的數字技術早期為固定通訊網，故歷史上固定電話普及率高的國家可能創造數字產業滲透環境，符合相關性原則；另一方面，隨著現代社會發展中數字技術與移動電話已經逐漸取代固定電話，固定電話存量和增量的大幅下降使得歷史固定電話數量難以帶動全球價值鏈重構，符合外生性要求。具體地，使用1984 年電話普及率與上一年數字產業滲透水平的交互項作為工具變量，使用兩階段最小二乘法進行估計，具體結果如表7 列（1）（2）所示。工具變量的檢驗中不可識別檢驗統計量P 值為0.000， 明顯拒絕弱識別檢驗統計量為弱統計量的原假設，表明選取的工具變量具有合理性。同時，LM 統計量的P 值均為0.000，故強烈拒絕不可識別的原假說。 F 統計量結果顯示，最小特征值統計量均大于10%顯著性水平下的臨界值， 說明工具變量不是弱工具變量。 依據表中數據可以發現，穩健性檢驗結果與基準模型數據相一致，說明本文研究結果具有穩健性。

表7 穩健性檢驗

2.穩健性檢驗

參考何琨玟等［32］研究思路，使用出口技術復雜度作為全球價值鏈重構的代理變量。 具體地，使用Qi衡量出口技術復雜度。其中，i表示國家，s指代產品，Qi為國家i的人均GDP，lsi代表國家i產品s的出口額，li代表國家i出口總額，Prodys為產品s的出口技術復雜度。具體結果如表7 列（3）所示。 可以知悉，更換全球價值鏈重構的衡量方式后，數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響系數為正，且通過1%顯著性檢驗，說明上述研究結論具有穩健性。

五、結論與建議

（一）結論

以2012—2022 年47 個國家面板數據作為研究樣本，深度考察數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響，以及創新要素配置與顛覆式技術創新在其中的作用機制。 研究結論如下：其一，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置提高具有正向推動作用，這一結論在更換被解釋變量方法后依舊成立。 其二，數字產業滲透對全球價值鏈重構的影響存在“數字產業滲透→創新要素合理配置→全球價值鏈重構”和“數字產業滲透→顛覆式技術創新→全球價值鏈重構”的路徑。 其三，數字產業滲透對全球價值鏈重構的正向推動作用受貿易開放度的影響，呈現非線性特征。 總體而言，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度的推動作用呈現由弱到強的非線性變化過程，對全球價值鏈相對位置的促進作用呈現倒“U”型趨勢。

（二）政策建議

第一，擴大數字產業發展規模。 基準回歸結果表明，數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置提高具有正向推動作用?；诖?， 政府部門應進一步拓寬數字產業規模，進一步實現全球價值鏈重構。 一是積極培養壯大互聯網、大數據、區塊鏈等新興數字產業，鼓勵發展新模式、新業態與新產業，以此拓寬數字產業規模，助力全球價值鏈重構；二是建立科技成果轉化機制， 通過健全數字技術轉化體制機制，優化科技成果轉化流程，進一步擴大數字產業發展規模，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構；三是打造數字產業園區與數字產業集聚區，發揮中小數字產業發展優勢，以此提升數字產業發展規模，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。 此外，政府部門還可通過加強對外交流，切實提高對數字產業園區與數字產業集聚區的外商投資與技術引進水平，擴大數字產業發展規模，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。

第二，優化創新要素配置方案。 中介效應顯示， 數字產業滲透可通過合理配置創新要素，間接賦能全球價值鏈重構。 因此，政府部門可通過優化創新配置方案，放大數字產業滲透對全球價值鏈重構的作用。 一是建立健全要素配置調控體系，通過緩解要素市場化分割，實現創新要素快速流動與配置，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，實現全球價值鏈重構；二是在高效利用初級生產要素基礎上，深入挖掘組織機制、數據信息與人力資源，有效提高生產要素創新價值，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，助力全球價值鏈重構；三是構建創新要素財政扶持政策， 通過加大稅收優惠、提高專項資金比例等方式，為優化創新要素配置注入資金動能，以此提升全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，賦能全球價值鏈重構。 不僅如此，政府部門還可構建創新要素配置綜合改革試點，通過發揮龍頭企業引領作用，促進創新要素在市場中的自由流動與有效配置，為提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置注入要素動能，正向推動全球價值鏈重構。

第三，強化顛覆式技術創新平臺建設。 上述結論顯示，數字產業滲透可通過助力顛覆式技術創新，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，進而賦能全球價值鏈重構。 基于此，政府部門應緊抓上述機遇，通過強化顛覆式技術創新平臺建設，提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，進而賦能全球價值鏈重構。 一方面，政府部門通過市場在技術創新擴散中的主導作用， 鼓勵和引導技術實現跨界整合模式，以此構建信息共享平臺。 信息共享平臺切實加強技術創新知識共享， 助力數字技術實現顛覆式創新，以此提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置，實現全球價值鏈重構。 另一方面，政府部門可構建顛覆式技術創新專業孵化平臺，通過為入駐孵化器的項目提供資金、 推廣服務、技術咨詢等支持，助力顛覆式技術創新，放大數字產業滲透對全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置的作用，助力全球價值鏈重構。 不僅如此，政府部門還可通過發布顛覆式技術創新目錄，加速顛覆式技術研發和轉化，為提高全球價值鏈雙邊合作度和全球價值鏈相對位置注入技術動能，以此正向推動全球價值鏈重構。