数字经济、全国统一大市场与产业链现代化

周芸帆

（电子科技大学马克思主义学院，成都 610000）

0 引言

产业链现代化是中国式现代化的重要组成部分，亦是中国掌握经济发展主动权、抢占国际竞争战略制高点的关键支撑。党的二十大报告强调“建设现代化产业体系”，要求“着力提升产业链供应链韧性和安全水平”，为进一步推动产业链现代化指明了方向。然而，工业基础薄弱[1]、核心技术存在短板[2]、产业附加值较低[3]等多项症结并存，成为横亘在中国产业链现代化进程中的主要障碍。如何提升产业链现代化水平，在现代化发展的道路上赢得话语权，成为中国当前亟待解决的核心问题。作为推动产业结构升级的重要抓手，数字经济可充分发挥数字技术的优势，构建互联网信息交流平台，有效打破产业链各环节的时空壁垒，促进数据、技术等要素在产业间相互渗透，有利于实现产业链全方位、全链条改造，提升资源要素利用效率，助推产业链现代化。此外，全国统一大市场具有超大规模、畅通无阻的特点，有助于引导资源要素合理配置[4]，促进产业链现代化。

事实上，学术界已经关注到数字经济对产业链现代化的影响。在理论层面，邵军和杨敏（2023）[5]认为，数字经济可从创新能力、安全可控能力、绿色低碳发展能力等方面多维发力，助推产业链供应链现代化。李健（2023）[6]表示，数字经济可借助数据要素、数字平台等一系列衍生业态，重构发展模式，拓宽服务空间，推动农业产业链供应链现代化。在实证层面，王磊等（2022）[7]指出，数字经济能够助推中国高技术制造业产业链摆脱“低端锁定”困境，促进产业链现代化。张虎和张毅（2023）[8]研究发现，数字经济可以显著促进产业链现代化。除此之外，关于全国统一大市场对产业链现代化的促进作用也在理论层面得到有效论证[9]。通过梳理文献发现，相关研究仍存在以下局限：一方面，尽管部分学者已开始探究数字经济对产业链现代化的影响，但对其门限效应、异质性特征的关注明显不足；另一方面，关于全国统一大市场对产业链现代化的影响已得到初步证实，但以全国统一大市场为作用路径，实证考察数字经济与产业链现代化关系的研究仍较少，即三者的内在逻辑关系仍有待进一步探讨。鉴于此，本文从以下方面展开研究：第一，选取2011—2021年中国31个省份的面板数据，深入探究数字经济对产业链现代化的影响，并从全国统一大市场视角出发，探讨该影响的传导机制和门限效应，以补充和拓展相关领域的研究。第二，将样本划分为东、中、西三大地区，深入揭示数字经济影响产业链现代化的区域异质性，以深化现有研究内容。第三，依据研究结论提出有针对性的建议，为各地区加快推动产业链现代化提供决策参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 数字经济与产业链现代化

数字经济作为现代社会的一种新型经济形态，有利于提升产业链配套能力，增强产业链竞争力，提高产业链整体效率，进而加快产业链现代化进程。第一，提升产业链配套能力，助推产业链现代化。数字经济通过发挥5G、大数据等数字技术的信息跨时空传递优势，打破产业链各环节的信息孤岛，推动产业链上下游一体化协作[10]。这有利于补齐产业基础短板，提升产业链配套能力，以规模效应筑构新竞争优势，促进产业链现代化。第二，增强产业链竞争力，推动产业链现代化。数字经济可依托大数据、人工智能等数字技术手段有效促进资源合理调配，筑构产业链动态合作关系。这在一定程度上会提高产业链核心竞争力，保障产业链安全稳定，加快产业链现代化进程。第三，提高产业链整体效率，赋能产业链现代化。数字经济具有信息跨时空传递优势，有助于集聚研发资源，打造智慧供应链管理和工业互联网平台，推动全产业链、全价值链信息交叉和智能协作，有效提升产业链各环节智能决策水平和经营效率，促进产业链现代化。综上，提出如下假设：

假设1：数字经济有利于推动产业链现代化。

1.2 全国统一大市场的传导作用

数字经济不仅能够直接促进产业链现代化，而且可以加速全国统一大市场建设，优化资源配置，为产业链现代化提供良好的外部条件。具体而言，数字经济能够依托信息化平台打破地域边界和产业边界，促使要素在区域间合理流动，扩大商品和服务的交易范围，以规模效应助推全国统一大市场建设[11]。进一步，全国统一大市场建设可以充分发挥市场调节效应和价格信号机制，促进供需两端精准对接，切实满足市场多样化需求。这有利于打造健康、稳健的产业链生态，提升产业链韧性和安全水平，助推产业链现代化。不仅如此，数字经济还借助5G、大数据等数字技术，拓宽传统物流可达范畴，提升智慧物流覆盖率，有助于加快国内市场整合，助推全国统一大市场建设。在此基础上，全国统一大市场建设可充分发挥自身市场基础优势，推动创新链、产业链、资金链和人才链深度融合，加快实现产业链各环节微观主体的精细化分工，切实提升产业链效率，为推动产业链现代化注入新动力。基于上述分析，提出如下假设：

假设2：数字经济可以推动全国统一大市场建设，进而促进产业链现代化。

1.3 全国统一大市场的门限效应

全国统一大市场作为顺应新发展格局、提升国际竞争力的关键支撑，具有规模效应和资源集聚效应，有助于促进要素自由流动，实现资源在全国范围内的畅通流动和优化配置。通常而言，当全国统一大市场建设水平较低时，数据要素产权制度规则和市场主体行为规范不清晰，导致数据要素相关收益分配模糊[12]，极大程度上制约着数字经济对产业链现代化的效能发挥。随着全国统一大市场建设水平不断攀升并且跨越某一门限值，数据要素市场体系和制度规则日渐完善，知识、技术溢出范围不断拓宽。在这一情境下，数字经济的数据要素价值得到充分释放，持续强化数字技术在产业链各环节的深化应用，打造数据流动、资源配置、需求响应、应用协同的数字化产业链集群，助推产业链现代化。基于此，提出如下假设：

假设3：数字经济对产业链现代化的推动作用存在全国统一大市场的门限效应。

2 研究设计

2.1 计量模型设定

为探究数字经济对产业链现代化的影响，本文借鉴Andrew等（2023）[13]的研究，构建面板双向固定效应模型：

其中，ICMit和DIGit分别表示产业链现代化和数字经济，α0表征截距项，Xit指代一系列控制变量，φi和μt分别指代省份和年份固定效应，εit为随机误差项。

在式（1）的基础上进一步引入全国统一大市场变量，以考察全国统一大市场在数字经济影响产业链现代化中的作用机制，具体模型如下：

其中，NUMit表示全国统一大市场，其余变量含义与式（1）相同。

为探究数字经济对产业链现代化的作用是否存在全国统一大市场的门限效应，参考Helali等（2021）[14]的做法，以全国统一大市场为门限变量，构建面板门限回归模型：

其中，γ表示未知门槛值；δ1、δ2、δn与δn+1分别代表在不同全国统一大市场的门限区间内，数字经济对产业链现代化的差异化影响系数；I()为指示函数，若满足括号内条件，则为1，反之为0；其余变量含义与式（1）相同。

2.2 变量选择

2.2.1 被解释变量：产业链现代化（ICM）

本文以党的二十大精神为指引，创新性地选取“产业链安全”指标，并结合相关研究成果[15,16]，最终构建涵盖产业链基础、产业链创新、产业链韧性、产业链绿色和产业链安全5个维度、20个细分指标的产业链现代化评价指标体系（见下页表1）。进一步，使用综合评价领域应用较广的熵值法测算产业链现代化水平。

表1 产业链现代化评价指标体系

2.2.2 解释变量：数字经济（DIG）

参考黄志等（2022）[17]的研究，结合指标选取的全面性和可操作性原则，构建涵盖数字化基础（FUN）、数字化应用（APP）和数字化创新（INN）3个维度、12个细分指标的数字经济评价指标体系，如下页表2 所示。延续前文做法，使用熵值法测算数字经济发展水平。

表2 数字经济评价指标体系

2.2.3 机制变量与门限变量：全国统一大市场（NUM）

首先，测算相对价格。构建包括年份、省份和商品要素在内的三维数据，并选取统计年鉴中的14 种连续商品，以价格比的对数一阶差分形式测算相对价格：

为避免地理区位差异对相对价格方差产生影响，对相对价格取绝对值：

将31 个省份进行两两匹配，共得到465 个省份组合。在此基础上，利用式（4）和式（5）测算2011—2021年465个省份组合的14 类商品要素数据，最终获得71610（11×465×14）个差分形式的相对价格|。

其次，排除商品要素自身特征的影响。参考余东华和张昆（2020）[19]的思路，采用去均值法进行处理。细言之，假设，其中，ak表示第k类商品要素自身某一特征引起的价格变动，而与i、j两个地区的特殊市场环境有关。为消除固定效应ak，给定某一年份t和某类商品要素k，对465 个省份组合的相对价格求均值。进一步，用相对价格减去相对价格均值得到，作为最终计算方差的相对价格变动部分。

再次，测算全国市场分割度。考察地区间14 类商品要素相对价格波动（k=1，2，…，14）的方差，据此计算2011—2021 年465 个省份组合的相对价格方差。在此基础上，以省份为准则进行合并，获取全国市场分割度，其中，n和N分别表征地区和省份组合的数量。

最后，测度全国统一大市场建设水平。上文测算的全国市场分割度与全国市场统一度存在反向变化关系，故将全国市场分割度取倒数后计算平方根，由此得到全国统一大市场建设水平的测度指标NUMit=[1/var(qnt)]12。

(1)入口从内筒切向进入，能够产生更大的离心力，离心加速度更大，更有利于气泡和油滴向中间集聚，气浮效果更好。

2.2.4 控制变量

纳入下述可能影响产业链现代化的控制变量：经济发展水平（PGDP），以地区人均GDP 反映；对外开放程度（FDI），以出口交货值占总产值的比重衡量；金融发展水平（FIN），采用金融机构贷款余额占GDP 的比重表征；市场化水平（MAR），使用各地区民营企业员工占比表征；人力资本水平（HUM），采用高等院校在校生人数与地区年末总人口的比值测算；研发投入强度（RDI），使用产业内部研发经费支出占总产值的比重衡量。

2.3 数据来源

选取2011—2021 年中国31 个省份（不含港澳台）的面板数据，实证检验数字经济对产业链现代化的影响。相关数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国电子信息产业统计年鉴》、国家统计局官网、国研网数据库和EPS 数据库。针对部分缺失数据，使用前后年份相应变量的均值进行补全。

3 实证分析

3.1 基准回归分析

使用双向固定效应模型进行基准回归，结果见下页表3。列（1）结果显示，数字经济的估计系数为0.148，且在1%的水平上显著，说明数字经济可以有效促进产业链现代化，验证了假设1。列（2）至列（4）展示了数字经济各维度的估计结果。可以看出，数字化基础（FUN）和数字化创新（INN）的估计系数在1%的水平上显著为正，说明加大数字基础设施建设力度和加快数字技术创新均能促进动产业链现代化。就作用强度而言，数字化基础对产业链现代化的推动作用明显强于数字化创新，而数字化应用对产业链现代化的促进作用尚未显现。

表3 基准回归结果

3.2 稳健性检验

为验证前文回归结果的稳健性，采用以下方式进行检验：一是更换被解释变量测度方法。与前文使用熵值法测算产业链现代化水平不同，重新采用主成分分析法测度省份层面的产业链现代化水平。二是更换估计方法。为缓解面板双向固定效应模型可能存在的自相关、同期相关问题，使用面板FGLS方法重新进行回归分析。三是调整研究样本。考虑到国家层面数字经济相关战略规划的密集出台可能会对实证结果产生影响，将2017 年和2018 年的数据剔除。四是进行缩尾处理。为避免数据中可能存在的异方差问题，将所有变量的数据作上下1%的缩尾处理。从表4 可以看出，数字经济的估计系数均在1%的水平上显著为正，充分证明本文的研究结论是稳健的。

表4 稳健性检验结果

3.3 内生性检验

为进一步确保回归结果可靠，从以下方面进行内生性检验：首先，遗漏变量处理。将数字经济滞后一期（L.DIG）作为数字经济的替代变量重新进行回归，结果见表5 列（1）。所得结果与基准回归基本一致，有力地证明了研究结论的稳健性。其次，解释变量测量误差处理。借鉴Lewbe（l1997）[20]构造工具变量的思路，选取AVEit=[DIGit-E(DIGit)]3作为数字经济的工具变量，其中，E(DIGit)表示样本期内数字经济发展水平的均值。表5 列（2）和列（3）分别为第一阶段和第二阶段的回归结果。观察可知，数字经济的估计系数依旧在1%的水平上显著为正，再次印证前文基准回归结果可靠。最后，双向因果关系处理。构建1984年每万人邮局数量与样本年份上一年全国互联网用户数的交乘项（INT）作为数字经济的工具变量，估计结果见表5列（4）和列（5）。数字经济的估计系数在1%的水平上显著为正，表明排除内生性干扰后，实证结果依旧具备较强的稳健性。

表5 内生性检验结果

3.4 传导机制检验

为探究全国统一大市场在数字经济影响产业链现代化中的作用机制，采用前文构建的模型（2）与模型（3）进行回归分析，结果见下页表6。可以看出，数字经济有助于推动全国统一大市场建设。并且，全国统一大市场对产业链现代化具有显著的正向影响，即全国统一大市场建设水平越高，越有利于促进产业链现代化。添加全国统一大市场这一机制变量后，数字经济的估计系数显著为正，但数值相比列（1）变小。综上可知，全国统一大市场是数字经济影响产业链现代化的重要传导路径，验证了假设2。

表6 全国统一大市场的传导机制检验结果

3.5 门限效应检验

本文参照葛立宇等（2022）[21]的做法，使用“自助法”反复抽样500 次，以确定门限值，结果见下页表7。可以发现，数字经济影响产业链现代化的第一门限值和第二门限值分别为0.3327 和0.3596，且均在10%的水平上显著，说明全国统一大市场通过了双重门限效应检验。

表7 门限值估计结果

进一步，开展双重门限效应回归分析，结果见表8。当全国统一大市场建设水平小于第一门限值（0.3327）时，数字经济的估计系数为0.581，且在1%的水平上显著；当全国统一大市场建设水平介于第一门限值（0.3327）和第二门限值（0.3596）之间时，数字经济的估计系数上升为0.654，且在1%的水平上显著；当全国统一大市场建设水平跨越第二门限值（0.3596）后，数字经济的估计系数进一步上升至0.783，并在1%的水平上通过显著性检验。这充分说明数字经济对产业链现代化的促进作用存在全国统一大市场的门限效应，即随着全国统一大市场建设水平的不断提高，数字经济对产业链现代化的促进作用显著增强。列（2）展示了添加控制变量后的回归结果，与列（1）结果基本一致。综上，全国统一大市场建设水平越高，数字经济对产业链现代化的促进作用越强，验证了假设3。

表8 全国统一大市场的门限效应检验结果

3.6 区域异质性分析

考虑到中国地域辽阔，各地区经济发展水平、资源禀赋存在显著差异，有必要对数字经济影响产业链现代化的区域异质性展开分析。具体地，参照国家统计局的划分标准，将31个省份划分为东、中、西三大地区，回归结果见表9。不难看出，东中部地区数字经济可以显著推动产业链现代化，而西部地区数字经济对产业链现代化的促动作用尚未显现。可能的原因是，东中部地区数字基础设施完善，技术人员相对密集，凭借较高的数字技术应用水平和较大的市场规模，不断优化资源配置，拓宽产业链分工边界，提升生产效率，助推产业链现代化；而西部地区硬件设施相对较差，特别是数字技术应用和创新水平偏低，导致当地技术要素市场发育相对较慢，难以保证产业链各环节安全可控，在一定程度上阻碍了产业链现代化进程。

表9 区域异质性检验结果

4 结论与建议

4.1 结论

本文在系统论述数字经济、全国统一大市场与产业链现代化三者间的关系的基础上，利用2011—2021 年中国31 个省份的面板数据，实证检验了数字经济对产业链现代化的影响，并基于全国统一大市场视角探讨该影响的传导机制和门限效应，得到如下结论：（1）数字经济对产业链现代化具有显著正向影响。（2）数字经济不同维度对产业链现代化的影响存在异质性。相较于数字化创新，数字化基础对产业链现代化的促进效果更强，而数字化应用对产业链现代化的促进作用并不明显。（3）全国统一大市场是数字经济影响产业链现代化的重要传导路径，即数字经济可通过推动全国统一大市场建设促进产业链现代化。（4）数字经济对产业链现代化的促进作用存在全国统一大市场的双重门限效应，全国统一大市场建设水平越高，数字经济对产业链现代化的促进作用越强。（5）数字经济对产业链现代化的影响存在区域异质性。相较于西部地区，东中部地区数字经济对产业链现代化的促进作用更显著。

4.2 建议

首先，健全数据要素治理体系，推动数字经济高质量发展。具体而言，各地区应从市场主体活跃、激励政策有效、数据供给有序三个方面入手，健全法律法规体系，强化监督管理，保障数据供给，有力支撑数字经济高质量发展，进而赋能产业链现代化。同时，各地区还应构建数据分级管理机制，明晰重要数据和非重要数据的评估标准，促进数据合理流动、整合与共享，进而推动数字经济高质量发展，促进产业链现代化。

其次，完善市场经济基础制度,推进全国统一大市场建设。第一，实行统一的市场准入制度。全面实施市场准入负面清单制度，严格落实“全国一张清单”的管理模式，加快推进全国统一大市场建设，以引导数据、技术等创新要素合理配置，为数字经济促进产业链现代化提供保障。第二，维护统一的公平竞争制度。完善行业性审查规则和程序，提高审查效能，着力建设高效规范、公平竞争的全国统一大市场，进而以规模经济效应促进产业分工合理化、精细化，推动产业链现代化。

最后，构建区域优势互补机制，全面促进产业链现代化。加快推动“东数西算”工程建设落地，畅通不同区域数据要素循环链条，打通数字经济发展大动脉，以此构筑高效的产业链协同网络，全面提升产业链运行效率，促进产业链现代化。此外，西部地区应立足自身低成本优势和资源禀赋优势，抢抓“新基建”的政策机遇，大力推进5G、工业互联网等新型数字基础设施建设，为加快产业链现代化进程注入动力之源。