数字经济、企业加成率与全球价值链位势攀升

邹 靖

（大连民族大学国际商学院，辽宁 大连 116600）

0 引言

自2001 年加入WTO 以来，中国凭借人口红利、资源禀赋等比较优势，以“低端嵌入”迅速融入全球价值链分工体系。但就实际情况而言，“低端嵌入”和外向型经济发展模式虽然能够实现经济高速增长，但核心技术与关键性专利始终掌握在发达国家手中，导致中国企业陷入“低端锁定”困境[1]。这不利于中国企业知识创造与竞争力提升，使其逐渐失去参与全球价值链的传统比较优势，进而抑制企业全球价值链位势攀升。如何助力企业突破“低端锁定”困境，实现全球价值链位势攀升，已成为中国当前亟待解决的问题。

数字经济依托大数据、云计算、人工智能等技术手段，可有效突破区域内知识信息传递的时空限制，助力企业突破技术创新瓶颈[2]。在此背景下，企业可获取更多知识要素，强化自身技术创新与研发能力，提高产品技术附加值与国际竞争力，助力全球价值链位势攀升。与此同时，数字经济依托强大的链接能力在企业间建立外部市场桥梁，可有效减少信息不对称问题，提高企业加成率。而企业加成率亦是刻画企业国际竞争力的重要指标[3]，其水平提升可助力企业生产效率与产品质量提高，赋能企业全球价值链位势攀升。

现有研究从诸多方面探讨了全球价值链位势攀升的影响因素。毛艳华和谢宇平（2022）[4]指出，智慧城市建设有助于提升我国城市全球价值链地位；戴翔和王如雪（2023）[5]研究发现，人口老龄化对全球价值链位势攀升具有显著负向影响。在微观层面，张彭（2023）[6]研究指出，绿色技术创新质量与数量均可正向促进制造业全球价值链位势攀升。

伴随数字经济快速崛起，部分学者关注到数字经济的影响效应。一方面是数字经济与全球价值链位势攀升的关系。齐俊妍和任奕达（2021）[7]研究发现，数字经济不同维度均能显著提高全球价值链分工地位；张艳萍等（2022）[8]认为，数字经济可通过降低成本、强化网络连接及价值创造等方式赋能制造业企业全球价值链升级。另一方面是数字经济与企业加成率的关系。王菲等（2022）[9]研究发现，数字经济可有效提高企业生产效率和技术水平，赋能企业加成率提升；唐浩丹等（2022）[10]研究指出，数字经济高速发展有利于企业加速实现数字化转型，从而提高企业市场实力，为企业加成率提升提供有力支持。

综上，既有文献为本文提供了丰富的理论基础与实证经验，但鲜少有学者将数字经济、企业加成率、全球价值链位势攀升发展置于同一研究框架，深入分析数字经济影响全球价值链位势攀升的作用机制。本文主要从以下三个方面对已有文献进行拓展：一是从微观企业视角出发，实证检验数字经济对企业全球价值链位势攀升的影响；二是以企业加成率为中介变量，探究数字经济影响企业全球价值链位势攀升的内在机制；三是基于不同地理区位与企业异质性，深入考察数字经济对企业全球价值链升级的异质性影响，以期为不同区域与不同类型企业全球价值链位势攀升提供有益参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 数字经济与全球价值链位势攀升

数字经济依托知识和信息等数据要素传播与应用，可有效降低企业创新成本、提高企业创新研发能力，推动企业全球价值链位势攀升[11]。一方面，数字经济发展可极大降低企业创业创新研发成本。相对于传统生产模式，数字经济发展使得企业生产的产品具备易复制性、低边际成本等特征。这些商品流入市场可有效推动先进生产技术的传播与扩散，有利于降低企业创新研发成本，提高产品质量与国际竞争力，助力全球价值链位势攀升。另一方面，数字经济发展有利于企业提升创新研发能力。具体而言，数字经济发展强化了技术、知识等信息要素的扩散与传递，有利于企业获取具有创新价值的知识与技术，以推动技术创新并突破研发瓶颈，助力企业全球价值链位势攀升。

值得注意的是，数字经济对不同地理区位、不同产权性质及不同规模企业全球价值链位势攀升的影响可能存在异质性。就区域层面而言，东部地区在数字基础设施建设等方面更具优势，使其数字经济发展水平领先于中西部及东北地区，可有效推动地区内企业全球价值链位势攀升。就企业产权性质而言，与国有企业较为固化的机制与管理体制不同，非国有企业在发展模式转型方面更具灵活性，可充分依托数字经济发展红利助力自身全球价值链位势攀升。就企业规模而言，相较于中小规模企业，大规模企业拥有更雄厚的资金与固定资本，在数字技术与设备引进方面更具优势，利于其加速完成数字化转型，赋能企业全球价值链位势攀升。基于以上分析，本文提出假设1：数字经济对企业全球价值链位势攀升具有显著正向影响，且该效应存在异质性。

1.2 数字经济、企业加成率与全球价值链位势攀升

数字经济可通过提升企业加成率间接助推企业全球价值链位势攀升。一方面，数字经济可以提高企业创新意愿，推动企业加成率提升，赋能全球价值链位势攀升。数字经济发展衍生出的网络信息平台强化了企业间知识连接，为企业获取异质性创新要素提供了新路径。企业加成率提升有利于提高产品与服务的出口附加值，进而增强国际竞争力，助力全球价值链位势攀升。另一方面，数字经济可有效缓解企业融资约束问题，提高企业加成率，助力企业全球价值链位势攀升。数字经济高速发展能够有效加速金融数字化进程[12]。这有助于为企业提供更丰富的融资渠道与方式，降低企业与金融机构间信息不对称，助力企业加成率提升。在此条件下，企业拥有更多资金获取渠道用以转型升级，强化国际竞争力，提高自身在全球价值链中嵌入程度，为全球价值链中高端攀升提供有力支撑。基于上述理论分析，本文提出假设2：数字经济可通过提升企业加成率来促进企业全球价值链位势攀升。

2 研究设计

2.1 模型构建

基于上述理论分析，本文构建如下模型以检验数字经济对企业全球价值链位势攀升的影响：

其中，GVC_up指代企业全球价值链位势攀升；DIG指代数字经济发展水平；X表示一系列控制变量；μ与λ分别为个体与时间固定效应；εit为误差项。

为探讨数字经济对企业全球价值链位势攀升的影响路径，构建如下中介效应模型：

其中，MKP表示企业加成率，其余变量符号同式（1）。

2.2 变量选取

（1）被解释变量：企业全球价值链位势攀升（GVC_up）。参考侯俊军等（2023）[13]的研究思路，构建如下公式测算企业全球价值链相对位置：

其中，PLυ_GVC表征全球价值链上游度，反映在供给端角度测算出的生产端至需求端最终距离；PLy_GVC反映全球价值链下游度，即在需求端角度测算出的消费端到初始投入总距离。进一步借鉴Chor 等（2021）[14]的研究方法，将中国企业层面海关数据、联合国统计数据库HS编码及ISIC3.0 版本，与全球投入产出数据库（WIOD）相匹配，具体企业全球价值链相对位置指数测算方式如下：

其中，Xdft为企业f在时期t行业d的出口总规模；Xft为企业f在t时期的出口总规模；GVC_posdt表示行业d在时期t的全球价值链相对位置，GVC_upft是企业f在时期t的全球价值链相对位置。

（2）解释变量：数字经济（DIG）。考虑到数字经济涵盖多个领域与维度，仅依靠单个指标无法全面且有效地衡量一个地区数字经济综合水平。依据中国信息通信研究院发布的《中国数字经济发展研究报告（2023年）》中所搭建的“四化”框架，并借鉴既有研究思路[15]，构建数字经济发展水平评价指标体系，见下页表1。在此基础上，借助熵权法对各指标进行赋权，最终得出数字经济发展水平。

表1 数字经济发展水平评价指标体系

（3）中介变量：企业加成率（MKP）。借鉴胡赛和鲁建坤（2021）[16]的研究思路，使用DLW方法估算企业加成率，具体表达式如下：

其中，指代企业某种投入要素产出弹性；下标f、h、t依次指代企业、行业、年份；αx=px X/pQ为要素投入占企业总产出的比重。选取中间投入品作为估计企业产出弹性的投入要素，使用超越对数生产函数进行参数估计，具体表达式如下：

其中，ω指代企业生产率，ε为涵盖不可预期冲击的误差项。基于公式（8），DLW 法借助两步估计法，得出中间品投入产出弹性估计值：

（4）控制变量：企业盈利水平（LOP），以企业成本费用利润率表示，该数值越大，说明企业经济效益越高；企业资本密集度（CAP），使用企业固定资产净值与员工总数比值的对数表征；企业年龄（AGE），以研究当年年份减去企业成立年份，并对其加1；企业科研人员（RD），使用企业科技人员数量的对数表示；行业集中度（HHI），利用行业赫芬达尔-赫希曼指数进行计算，该指数越小说明企业所在行业垄断程度越低，竞争力越强。

2.3 数据说明

本文选取2012—2021 年我国沪深A 股上市公司财务数据作为研究样本。企业全球价值链位势攀升原始数据来源于世界投入产出数据库（WIOD），而WIOD 数据仅更新至2016 年，因此结合ADBMRIO 数据库将WIOD数据延长至2021 年。其余变量数据主要来源于历年《中国企业年鉴》《中国城市统计年鉴》、国泰安数据库（CSMAR）、万德数据库（WIND）。同时，对数据进行如下处理：（1）剔除金融类上市公司和ST 类上市公司；（2）剔除营收、成立日期、总资产、净利润、总负债等数据缺失的企业。此外，为剔除异常值对估计结果的影响，对所有连续变量进行双端1%的缩尾处理。经过筛选与处理，最终得到1358 个上市企业的13580 个观测样本。各变量描述性统计见表2。

表2 变量的描述性统计

3 实证检验

3.1 基准回归结果

Hausman 检验结果显示，P 值低于0.05，拒绝原假设，使用固定效应模型优于随机效应模型，因此选择面板固定效应模型展开回归分析。出于对模型稳健性的考虑，同时使用最小二乘法（OLS）模型与个体固定效应（FE）模型展开回归，结果如表3所示。由表3可知，数字经济在OLS模型与FE模型下均对企业全球价值链位势攀升产生显著正向影响，且至少通过5%水平的显著性检验，表明数字经济可显著促进企业全球价值链位势攀升。究其原因，数字经济发展可有效提升资源配置效率，强化企业风险管理能力与创新能力，为全球价值链位势攀升提供必要支持。由此，假设1得到初步验证。

表3 基准回归结果

3.2 异质性分析

（1）区域异质性

前文研究结果表明，数字经济对企业全球价值链位势攀升具有显著正向影响。考虑到我国不同地区之间经济发展、产业结构存在明显差距，根据国家统计局四大区域划分标准，将样本企业按所在地理区位划分为东、中、西部及东北地区4 个子样本并重新展开回归，结果见下页表4。不难发现，数字经济对四大地区企业全球价值链位势攀升均具有显著正向影响，但存在明显异质性，具体表现为对东部地区促进作用最强、中部地区次之、东北地区再次、西部地区最弱。

表4 区域异质性回归结果

（2）企业异质性

考虑到不同企业在产权性质、规模大小和要素密集度等方面存在差异，进一步基于企业属性视角考察数字经济对全球价值链位势攀升的异质性影响。将全部企业样本按照产权性质划分为国有与非国有两个子样本重新进行回归，结果见下页表5 列（1）至列（2）。观察可知，数字经济对非国有与国有企业全球价值链位势攀升均具有显著正向影响，且对非国有企业全球价值链位势攀升的促进作用更强。细究其因，数字经济发展能够强化非国有企业的资源调动能力，使其在面临激烈的市场竞争环境时快速实现数字化转型，赋能全球价值链位势攀升。

表5 企业异质性回归结果

按照国家统计局《统计上大中小微型企业划分办法（2017）》的划分标准，将样本企业划分为大规模（从业人员300 人及以上）、中小规模（从业人员300 人以下）两组，并重新展开回归，结果见表5 列（3）和列（4）。观察可知，数字经济对两种规模企业全球价值链位势攀升均具有显著正向影响，但相比中小规模企业，数字经济对大规模企业全球价值链位势攀升的促进作用更强。可能的原因在于，大型企业具有雄厚的创新研发资本与较强的风险抵抗能力，能够充分吸收数字经济发展红利开展创新活动，提升企业国际竞争力，助力全球价值链位势攀升。将样本企业划分为资本密集型、技术密集型及劳动密集型三个子样本，并重新展开回归，结果见表5 列（5）至列（7）。观察可知，数字经济对资本密集型企业的回归系数为0.413，通过5%水平上的显著性检验；数字经济对技术密集型企业的回归系数为0.526，在1%的水平上显著；数字经济对劳动密集型企业的回归系数为0.327，通过10%水平上的显著性检验。综合而言，数字经济对技术密集型企业全球价值链位势攀升的促进作用更强。

3.3 内生性处理

（1）工具变量法

将各地级及以上城市邮局历史数量与对应年份互联网用户数的交互项POST作为工具变量替换数字经济，并借助两阶段最小二乘法（2SLS）展开回归，结果见表6 列（1）、列（2）。结果显示，第一阶段F值统计量为25314.36，表明数字经济与该城市历史上邮局数量具有关联性，满足相关性条件。而且，第二阶段KP rk LM及KP Wald rk F检验结果均证实原假设被拒绝，说明所选工具变量具备一定合理性。观察变量POST的回归系数可知，在考虑内生性问题后，数字经济依旧有助于推动企业全球价值链位势攀升。

表6 内生性处理

（2）双重差分法

以2016 年国家级大数据综合试验区作为准自然实验，借助双重差分模型，考察数字经济发展对企业全球价值链位势攀升的影响。根据中央网信办、国家发展改革委以及工业和信息化部批复的城市试点名单，以处于67 个政策试点城市的企业为控制组，将其他非试点城市中的企业作为对照组。研究时段为2015—2021 年，构建多期双重差分模型如下：

其中，SCP为国家级大数据综合试验区试点，若企业注册地所在城市当年被列入试验区则为1，反之为0；其余变量符号同式（1）。表6列（3）为双重差分估计结果，观察可知，SCP的估计系数为正且显著，表明大数据综合试验区设立可显著促进企业全球价值链位势攀升，也进一步证实基准回归结论具备稳健性与可靠性。

3.4 稳健性检验

（1）采用不同方法测算解释变量。基于主成分分析法对数字经济指标进行测算，并重新展开回归。由下页表7列（1）可知，数字经济的估计系数为0.242，在1%的水平上显著，说明数字经济发展能够显著促进全球价值链位势攀升，即本文回归结果具备稳健性。

表7 稳健性检验结果

（2）高维面板估计。将企业层面数据按照“城市-行业-所有制”处理成高维面板数据，以检验中观层面下数字经济对企业全球价值链位势攀升的影响，回归结果见表7 列（2）。其中，数字经济的估计系数为0.314，在5%的水平上显著，说明在中观层面上，数字经济仍可对企业全球价值链位势攀升产生显著促进作用，进一步表明本文结论具备较强稳健性。

（3）剔除部分样本。由于我国直辖市属于省级行政单位，在数字基础设施建设、技术创新等方面均具有明显优势，可能导致这些城市内企业数字化水平明显高于其他城市企业。基于此，剔除北京、重庆、上海和天津4个直辖市的企业数据，并重新展开估计。由表7列（3）结果可知，数字经济发展仍对企业全球价值链位势攀升产生显著正向影响，这也进一步证实了上述基准回归结论的稳健性。

3.5 作用机制检验

中介效应检验结果如表8所示。由列（1）回归结果可知，数字经济的估计系数为0.117，在1%的水平上显著，表明数字经济对企业全球价值链位势攀升具有显著正向影响，即数字经济发展水平越高，企业全球价值链位势越高。列（2）回归结果显示，数字经济与企业加成率存在显著正相关关系，说明数字经济发展水平越高，企业加成率水平越高。列（3）回归结果显示，数字经济的回归系数仍显著为正，但与列（1）中的回归结果相比，系数由0.117 下降至0.106，即加入企业加成率变量后，数字经济对企业全球价值链位势攀升的促进作用有所下降，但仍显著为正。依据中介效应模型检验步骤及表8回归结果可知，数字经济可通过影响企业加成率助力企业全球价值链位势攀升，即企业加成率在数字经济与企业全球价值链位势攀升间发挥中介作用。

表8 作用机制检验

3.6 进一步分析：门槛效应检验

为检验数字经济对企业全球价值链位势攀升的门槛效应，借助门槛效应模型展开回归分析。以单一门槛模型为例，构建如下公式：

其中，DIG为本文门槛变量；I(∙)为示性函数，满足括号内条件时取值为1，否则等于0。双重门槛或三重门槛可依次扩展得到。

依次对单一门槛、双重门槛及三重门槛效应进行检验。由表9 回归结果可知，数字经济在5%的水平上通过双重门槛效应检验，门槛估计值分别为0.543和0.756。

表9 门槛效应检验

表10 回归结果显示，数字经济发展对企业全球价值链位势攀升的影响存在“边际递增”的非线性特征，具体可分为三个阶段：当数字经济发展水平低于0.543时，数字经济的估计系数为0.087，在10%的水平上显著；当数字经济发展水平介于0.543与0.756之间时，数字经济的估计系数为0.127，通过5%水平上的显著性检验；当数字经济发展水平超过0.756 时，数字经济的估计系数为0.398，且通过1%水平上的显著性检验。这说明随着数字经济不断发展，数字技术应用与设备引进成本随之降低，使得越来越多的企业能够通过数字化转型实现高质量发展，提高产品质量与国际竞争力，助力全球价值链位势攀升。

表10 门槛模型回归结果

4 结论与建议

本文基于2012—2021 年我国沪深A 股上市企业微观数据，实证考察数字经济对全球价值链位势攀升的影响效应及内在机制。得出以下结论：第一，数字经济可显著促进企业全球价值链位势攀升，且在经过一系列稳健性及内生性检验后，该结论依旧成立。第二，异质性检验发现，数字经济对企业全球价值链位势攀升的促进作用在东部地区企业、非国有企业、大规模企业、技术密集型企业中更强。第三，企业加成率是数字经济影响企业全球价值链位势攀升的重要机制变量。第四，数字经济促进企业全球价值链位势攀升的影响具有双重门槛效应，呈现“边际效应递增”的非线性特征。

为充分释放数字经济发展红利，本文提出如下建议：第一，深刻把握数字经济发展机遇。各地方政府应充分利用本地资源禀赋，寻求企业与数字要素融合发展的均衡点，推动企业数字化转型，提高国际竞争力，赋能其全球价值链位势攀升。同时，各地方政府应加强核心数字技术研发攻关，抢占数字经济领域高地，加速突破企业创新发展技术瓶颈，助力全球价值链位势攀升。第二，延伸拓展产业链。地方政府需在打造企业竞争新优势的同时，鼓励企业重视技术进步与自主研发，推动产业链向全球价值链上下游延伸，夯实低端市场占有率的同时抢占上游市场份额，助力全球价值链位势攀升。针对部分投入产出较低企业，政府应进一步完善退出门槛与机制，推动国内市场形成良性竞争，提高企业国际竞争力与加成率，助力全球价值链位势攀升。第三，制定差异化的企业数字化策略。针对不同地区企业，各地方政府应因地制宜推动数字资源扩散与转移，助力欠发达地区数字经济发展，整体推动企业全球价值链位势攀升。针对不同类型企业，各地方政府应优化金融、资金等资源供给，综合提升企业生产效率，助力全球价值链位势攀升。