互聯網發展與全球價值鏈嵌入

呂 越， 陳泳昌

(1. 對外經濟貿易大學 國際經濟貿易學院， 北京 100029；2. 對外經濟貿易大學 中國WTO研究院， 北京 100029)

一、引 言

以互聯網為代表的電子信息技術在近年來經歷了飛躍式發展。2018年全球互聯網用戶比率約49%，人口規模達到37億。(1)國際電信聯盟(International Telecommunication Union，簡稱ITU)：www.itu.int/en/ITU-D/Statistics/Pages/stat/default.aspx.其中，中國的網民數增至8.29億，普及率達到59.6%，(2)詳見《中國互聯網發展報告(2019)》。用戶數量的激增反映出互聯網對當前經濟社會運轉的影響更加深入。事實上，無論是信息獲取、商務交易，還是交流溝通、娛樂休閑等方面都滲透著互聯網的影子。[1]從國際貿易的視角看，互聯網憑借高效的信息傳遞能力、低廉的邊際成本優勢不僅顯著降低了貿易雙方的協調和匹配成本，也使貿易雙方節約了交易成本，對于推動國家間經貿往來有著重要意義。《世界銀行2020發展報告》中提及，信息與通信技術基礎設施投資的增加有助于一國從初級制造業轉向先進制造業和服務業。由世貿組織、經合組織以及世界銀行等聯合發布的《全球價值鏈發展報告2019》中更是突出強調，根植于互聯網等信息技術的數字經濟在未來世界經濟發展中將占據重要地位。這一新型經濟模式將大幅提升經濟效率并降低交易成本，從而優化資源配置，并最終推動企業組織形式、產品流通模式、服務模式及營銷方式等深化變革。

互聯網發展對國際貿易的影響一直是學者們研究的熱點。[1-5]從宏觀層面來看，部分國外學者認為互聯網既會通過降低特定海外市場的出口沉沒成本來提升一國的貨物貿易流量[3]，又會對一國服務貿易增長帶來積極影響[2，4]。Fink等(2005)研究發現通訊成本的大幅下降是互聯網推動國際貿易的重要著力點。[6]近年來，國內學者從微觀層面論證了互聯網對企業參與國際貿易的影響效應。施炳展(2016)基于中國海關數據，以雙邊、雙向網址鏈接數作為互聯網代理變量，分析得出互聯網的發展降低了企業出口中的交易成本，從而在出口定價方面獲取了更多優勢，同時實現了交易規模的擴張、出口效率的提升及出口持續性；[1]李兵等(2017)研究發現，互聯網對企業交易規模的提升效應在海外市場中更強[5]。此外，針對根植于互聯網等通信技術的新型商業模式——電子商務，岳云嵩等(2018)研究發現一系列電子商務平臺通過提升企業生產率、交易匹配率有助于降低出口門檻，最終實現了企業國際貿易體量的增加。[7]

盡管互聯網對于國際貿易的推動作用在學者們的廣泛研究下得到一再證實，但考慮到當前的國際貿易及分工體系已經發生了巨大調整，受益于過去二十余年全球化的迅猛發展及通信技術的迭代更新，全球化的生產分工及貿易模式已形成以跨國公司為主導，以國際化生產、加工貿易、外包等為主要模式的新體系，即全球價值鏈(Global Value Chain，簡稱GVC)生產體系。[8]Koopman等(2012)、Maurer等(2012)認為采用以往的總貿易核算難以反映出當前各國參與國際分工及貿易的真實情況。[9-10]此外，前世界貿易組織總干事拉米指出：“增加值貿易是衡量世界貿易更好的一種方法，是真實反映全球貿易運行的新的測度工具”。《世界銀行2020發展報告》也以“在全球價值鏈時代，以貿易促發展”為題對當前及未來的國際經貿格局進行分析，可見，基于全球價值鏈分工視角，再次探討互聯網帶來的影響效應依然有著重要的現實意義。

本文旨在探討互聯網是否能成為價值鏈分工參與的驅動力，因此，需要對已有文獻中影響價值鏈分工的內部因素和外部環境進行梳理。首先就內部因素而言，從國家層面看，Amsden(1989)認為由加工貿易轉向自主創新是發展中國家打破自身產業限制，推動產業鏈優化的重要渠道[11]；Velde等(2006)則對玻利維亞和墨西哥的非木材產品價值鏈進行研究，發現創業者是相關產業發展的主要動力。[12]從企業層面看，Upward等(2013)、張杰等(2013)研究發現，企業的地理位置、貿易模式、所有制類型、與出口目的國的差異等因素將影響其價值鏈參與；[13-14]呂越等(2017)以中國企業在全球價值鏈中的生存時間為切入，進一步分析得出東部開放地區企業、加工貿易企業、民營企業和外資企業在GVC中的生存率更高，且研發能力較強、全要素生產率較高、規模較大、融資約束較小、年齡較小的企業嵌入價值鏈的持續時間更長[15]。除卻內部因素，企業面臨的融資約束、一國市場規模、產權制度等外部環境也會對其價值鏈參與產生影響。其中，融資環境在一定程度上決定著企業經營的資金獲取難易，從而較高的融資約束不利于企業參與價值鏈分工。[16-17]而發展中國家的本土市場規模擴大則會引起價值鏈高端生產環節的梯度轉移，[18]此外，東道國的知識產權保護也有助于一國在全球價值鏈中分工地位的提升[19]。

伴隨學術界對價值鏈相關問題研究的進一步深入，已有學者針對互聯網發展對全球價值鏈參與影響進行了分析。基于企業數據，施炳展等(2020)、沈國兵等(2020)發現互聯網深化了國際分工格局。[20-21]基于國別數據，王欠欠等(2018)、韓劍等(2018)認為互聯網發展的確會對一國嵌入價值鏈體系有著正向影響，[22-23]但他們沿宏觀層面的研究并未深入討論互聯網這一促進作用的實現機制。劉斌等(2019)雖然發現互聯網能夠通過削減貿易成本、縮短交貨時間等推動行業價值鏈嵌入，[24]但其研究樣本為截面數據，缺乏時間維度的連續性。因此，這為本文留下了進一步的研究空間。較之于以往的文獻，本文可能存在以下邊際貢獻：(1)從研究問題上看，我們不僅分析了互聯網發展是否以及會在多大程度上對各國參與全球價值鏈帶來影響，還進一步對這一影響效應的內在機制進行了系統梳理，從而更加深刻地探討了互聯網的這一影響效應；(2)從研究數據來看，本文測算了2000—2014年國家—行業層面的貿易增加值數據，并基于這一數據構建了一國某行業全球價值鏈嵌入度的衡量指標，進而考察互聯網對一國各細分行業全球價值鏈嵌入的影響效應；(3)從研究內容來看，本文還從異質性的視角，將一國經濟發展水平的差異、以金融危機為代表的經濟突變因素納入考慮，進一步檢驗了互聯網對全球價值鏈促進作用的敏感性，從而豐富了現有的研究內容。

二、機制分析

如前所述，雖然已有學者對一國互聯網發展帶來的價值鏈嵌入提升效應進行了分析，但對于這一影響機制梳理尚不完善。對此，本文嘗試沿融資約束、產業結構及居民就業三個方面展開討論，并在下文中從實證層面進行驗證(如圖1所示)。

圖1 互聯網提升價值鏈參與的作用機制

就融資約束而言，互聯網技術及相關產業的發展能夠從緩解信息不對稱、降低金融交易成本及改善信貸結構性錯配等方面優化一國的融資環境。首先，互聯網的深化發展提高了企業的信息披露力度，同時，信貸市場的供需訴求等信息變得更易獲取，這有效緩解了信貸市場中的信息不對稱難題；[25]其次，以往必須依靠企業自身或金融中介的部分交易成本伴隨互聯網的滲透顯著下降，同時電子化交易進一步壓縮了金融交易成本；最后，根植于互聯網技術的大數據、云計算等新興產業還能有效提升信貸交易雙方的匹配效率，從而有效緩解金融市場中資本的結構性錯配，改善融資環境。那么，這一影響是否有助于一國企業參與到國際分工及貿易中？一方面，Melitz(2013)認為出口企業往往承擔更大的固定成本，[26]因此，該類企業會對融資環境要求更高[27]。另一方面，通過引進發達國家的高技術機器設備等，發展中國家能夠發揮后發優勢融入國際分工，但較高的融資約束會制約企業的進口行為，[28]從而牽制這一增長路徑的實現，因此，過高的融資約束可能會制約國際分工及貿易的參與度。對此，我們提出第一個假說。

假說1：其他條件不變時，互聯網發展通過緩解一國融資約束帶來價值鏈參與度的提升。

就產業升級而言，一方面，互聯網技術的深化緩解了部分服務產品的不可貿易性，同時催生出電子商務、數字經濟等新模式，這將加速社會資本及要素向服務部門快速流動積聚，有助于推動一國產業向增加值更高的服務業轉型升級；[2，4]另一方面，互聯網的滲透不僅推動了相關的信息技術產業發展，同時有著較強的賦能效應，即通過與諸多傳統產業部門融合，催生一系列的新模式、新產品和新業態，進而優化一國市場結構并助力產業升級。[29]那么產業升級如何深化一國的價值鏈分工參與？一方面，產業結構不斷升級有助于豐富一國傳統的生產模式，從而帶來產品多樣性的提升，這為該國融入全球價值鏈開辟了更多可能；另一方面，發達國家在產業結構升級的進程中，會以產業轉移、FDI等形式將其國內尤其是不再具備比較優勢的夕陽產業轉移至發展中國家，從而部分產業承接國借此融入到國際生產分工中。由此，我們提出本文的第二個假說。

假說2：在其他條件不變的情況下，互聯網發展通過推動一國產業升級帶來價值鏈嵌入度的提升。

就居民就業而言，提升就業信息的可獲性、提高工資率及直接提供更多的就業崗位是互聯網及相關產業發展改善居民就業的重要途徑。首先，互聯網技術的深化推動了就業信息的傳播，[30]從而緩解了勞動力市場上由信息不對稱、信息不完全導致的部分失業；其次，互聯網技術的廣泛傳播提升了部分地區或行業的工資水平，[31]而工資率的提升是居民參與就業的重要激勵；最后，由互聯網及通信技術發展催生的電子商務、跨境電商等新產業及商業模式，能夠帶來大批就業崗位，從而對勞動力產生直接需求[32]。顯然，更高的就業率為一國工業化生產提供了勞動力支撐，從而為一國參與到國際分工中帶來了要素優勢。例如：發展中國家通過產業承接參與國際分工往往依賴于大量勞動力，需要更多的就業支持；跨境電子商務這一新型國際分工及貿易橋梁對于價值鏈體系的拓寬同樣需要相關人才參與才能實現。從而，本文提出第三個假說。

假說3：在其他條件不變的情況下，互聯網發展通過改善一國居民就業帶來價值鏈嵌入度的提升。

三、實證設計

(一)計量模型設定

為從實證層面探究互聯網發展對行業價值鏈嵌入的影響，本文參考呂越等(2018)的研究設定如下模型[33]：

FVARijt=a0+a1intit+a2Xit+δi+ηj+vt+εijt

(1)

模型(1)中，FVARijt表示i國行業j在第t年出口當中的國外增加值率；intit表示i國在第t年的互聯網發展水平；Xit表示其他影響一國出口國外增加值率的控制變量；δi、ηj、vt分別為國家、行業及時間固定效應；εijt為隨機誤差項。

(二)指標說明及數據來源

1.被解釋變量

國外學者對全球價值鏈測算方法的研究起步較早，Hummels等(2001)基于非競爭型投入產出表，提出垂直專業化測算法(HIY法)，這一方法將一國總出口中包含的中間品進口含量作為貿易增加值的測算標準。[34]而后引用度較高的是Koopman等(2012)提出的KWW法，該方法不僅發展了加工貿易與一般貿易國內增加值的估算框架，還提出了分離后投入產出系數矩陣的優化算法。[9]基于KWW法，劉維林(2017)更為細化地將出口中的國外增加值依據其性質拆分為服務和產品兩部分，以更加凸顯一國嵌入全球價值鏈的結構性質。[35]Wang等(2013)則在KWW法的基礎之上，依據最終吸收目的地的不同將所有的中間品貿易流量進行分類，以得到被不同國家不同部門最終產品生產所吸收的各個部分。[36]進一步的，程大中(2015)將這一系列的出口成份分解為前向GVC關聯和后向GVC關聯，以評估中國參與全球價值鏈分工的程度及演變趨勢。[37]結合上述方法及待分析問題，本文借鑒Wang等(2013)和程大中(2015)的測算方法，[36-37]選擇一國總出口當中國外增加值占比(The Ratio of Foreign Value Added in Exports to Gross Exports，簡稱FVAR)對42個國家(地區)56個行業的全球價值鏈嵌入度進行測度，占比越大，表明一國參與全球價值鏈分工的程度就越高，這一指標目前已被學者們廣泛應用于國際貿易研究當中。

2.核心解釋變量

早期，部分學者采用互聯網主機數量衡量一國互聯網發展水平以探究互聯網的影響效應，[3]但主機數量僅能從硬件方面反映出各國的互聯網接入情況，而無法準確測度其國內的互聯網使用情況。因此，本文借鑒Choi(2010)的研究，[4]選用一國互聯網滲透率，即一國互聯網使用數與總人口的比例(int)，以更加精準地反映互聯網發展水平。此外，下文中還進一步選擇一國寬帶使用情況、通信產品出口占比進行穩健性檢驗。

3.控制變量

本文選擇了以下五個控制變量：(1)經濟發展水平(lnpgdp)，以一國人均國內生產總值進行測度。一國的經濟發展水平對其生產方式、生產結構以及貿易水平等均有著深刻的影響。(2)人均資本存量(lncpc)，以一國資本形成總額和人口比例進行測度。人均資本的提升能夠推動一國工業化建設進而影響其國際分工參與。(3)開放水平(open)，以一國服務貿易與GDP的比例作為其對外開放程度的測度指標。開放度更高的國家往往與別國有著更加緊密的生產合作及貿易往來，對海外市場的了解程度更高，從而深刻地影響該國的價值鏈參與。(4)技術水平(tech)，以一國研發投入與GDP的比例進行測度，研發投入和技術進步對于優化一國國內產業結構、提升產品國際競爭力有著重要意義，[38]從而可能影響到一國的全球價值鏈分工參與。(5)人口規模(lnpop)，以一國人口總數進行測度。考慮到一國人口規模或許同樣會對國際分工帶來影響，從而將其納入考慮范圍。為優化數據結構同時緩解異方差問題，本文對經濟發展水平、人均資本存量及人口規模三項指標的數據進行對數化處理。

4.數據來源及描述性統計

文中被解釋變量FVAR數據來源于世界投入產出數據庫(World Input-Output Database，簡稱WIOD)，核心解釋變量以及控制變量數據均來源于世界銀行數據庫，變量的描述性統計如表1所示。需要說明的是，在FVAR測算過程中，考慮到數據平衡誤差問題，故剔除國外增加值率大于1的異常值以保證回歸結果的準確性。此外，對核心解釋變量及控制變量的缺失值也進行了相應的剔除處理。

表1 描述性統計

四、計量結果與分析

結合上文模型，本文先進行基準回歸分析，隨后從多角度進行穩健性檢驗。此外，考慮到潛在的內生性問題，本文還通過尋找合適的工具變量進行了再檢驗，最后對前文理論層面的機制分析進行定量驗證。

(一)基準回歸結果

考慮到被解釋變量數值均位于0～1之間，因此，本文主要以雙限制的Tobit回歸探討一國互聯網發展對其全球價值鏈嵌入的影響。回歸中依次加入核心解釋變量及上文提及的一系列控制變量，且對國家、行業及時間固定效應進行了控制，最終的回歸結果呈現于表2第(1)—(6)列，同時第(7)列顯示了OLS估計結果。就核心解釋變量而言，回歸結果顯著為正，能夠在1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明一國互聯網水平的提升顯著推動了該國各行業在全球價值鏈分工中的嵌入度，且多次回歸中互聯網指標的系數值較為穩定。原因主要在于：首先，互聯網的快速發展提升了信息傳遞效率，[25]從而顯著弱化了地理距離對國際分工及貿易的阻滯效應；其次，互聯網通過消減新市場開拓、線下交易及信息獲取等相關成本，從而降低了國際分工參與壁壘，這有助于發展中國家參與到全球價值鏈分工中；此外，互聯網本身的技術優勢及其對傳統工業的賦能同樣是其推動價值鏈分工體系調整的重要因素。就控制變量而言，經濟發展水平降低了行業的全球價值鏈參與度，原因或在于較高的經濟發展水平完善了一國國內產業鏈建設[23]，從而在國內產業鏈與國際產業鏈間形成局部替代，最終導致行業的國際分工參與度有所下降；人均資本與價值鏈分工間呈現正向促進關系，人均資本對提升勞動要素的邊際生產力有著重要意義，從而有助于行業嵌入全球價值鏈分工；對外開放度顯著推動了行業的價值鏈嵌入度，原因可能在于對外開放度的提升增進了國家間的交流往來，增進了彼此間市場了解及信任度，從而為彼此間開展互補性分工合作提供了更多可能；技術水平與價值鏈參與呈現正向關聯，技術進步有助于提升產品在國際市場中的綜合競爭力，從而會為行業參與全球價值鏈帶來更多優勢；此外，人口規模與價值鏈嵌入間存在著負向關聯。

表2 基準回歸結果

考慮到上述Tobit回歸中并未體現互聯網發展對行業參與全球價值鏈分工的邊際效應，因此，需要進一步對其測度。以表2第(6)列結果為例，數據表明互聯網發展水平每提高一個單位會帶動價值鏈參與度提升約0.045個單位，這進一步從邊際層面表明互聯網發展對于提升一國價值鏈參與的重要意義。事實上，互聯網產業發展還存在顯著的網絡效應和集聚效應，其經濟影響會伴隨相關基礎設施的不斷完善和用戶數量的不斷積累，表現出遞增式的促進作用。[39-40]

(二)穩健性檢驗

為提升基準回歸結果的可信性，本文通過調整核心解釋變量、調整回歸方法、剔除離群值等進行穩健性檢驗，結果如表3和表4所示。首先是調整核心解釋變量。考慮到前文中以互聯網滲透率測度一國互聯網發展情況，更多反映的是個體居民層面的互聯網使用，而對企業、組織的互聯網應用則反映有限，從而表3第(1)列以固定寬帶訂閱率作為新的核心解釋變量并繼續進行Tobit回歸；此外，考慮到一國互聯網發展水平會在其通信產業中有所體現，從而第(2)列使用一國通信產品出口占GDP的比例作為互聯網滲透率的替換指標再一次進行回歸，兩次回歸結果(表3第(1)(2)列)與基準回歸反映出的結論相一致。其次，前文回歸實際上屬于均值回歸，雖能反映出互聯網對于價值鏈嵌入度提升的集中趨勢，但對這一促進作用的全貌表征有限，從而本文進一步以分位數回歸進行穩健性檢驗，以1/4分位數、1/2分位數及3/4分位數為切入，自助法重復抽樣50次來對這一促進效應進行更加全面的驗證，回歸結果見表3第(3)-(5)列，此時核心解釋變量依然均在1%的顯著性水平上支持上文結論。

表3 穩健性檢驗

進一步的，本文還通過剔除離群值、納入交叉固定效應進行穩健性檢驗。首先，剔除離群值。本文探討的問題為一國互聯網發展對其全球價值鏈嵌入度的影響，從而過低的互聯網發展水平或過高的全球價值鏈嵌入度都可能會引發回歸結果的偏誤，因此，表4第(1)(2)列分別剔除互聯網滲透率在1%以下及全球價值鏈參與水平在99%以上的樣本個體進行穩健性檢驗，結果并未拒絕前述結論。盡管上述回歸中控制了國家、行業及年份固定效應，但并未考慮隨時間變化的國家特征，從而進一步對國家—年份交叉固定效應和行業固定效應進行控制，由表4第(3)列可知，回歸結果與基準結論保持一致。

表4 穩健性檢驗

(三)內生性處理

上文中的一系列回歸證實了一國互聯網水平的提升的確對該國行業參與全球價值鏈分工有著積極意義。但伴隨全球價值鏈嵌入度的不斷加深，該國可能會因生產合作及貿易需要而強化自身互聯網建設，這將帶來國內的互聯網滲透率快速提升。倘若如此，本文的研究或許會存在潛在的內生性。因此，本文通過尋找合適的工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行再回歸，以增強前述結論的可信性。

考慮到一國當前的互聯網發展水平必然根植于其前期的歷史積淀，且一國全球價值鏈的嵌入無法影響前期的互聯網發展水平，因此，本文主要采用歷史工具變量法。首先，使用樣本期之前的互聯網滲透率作為工具變量進行再回歸。基于可獲數據的完整性及對偶然性因素的規避，本文選取樣本期之前且數據相對完整的年份——1995—1999年，并對這五年數據做算數平均處理，采用2SLS進行回歸，結果呈現于表5第(1)(2)列。首先，識別不足檢驗及弱識別檢驗表明工具變量選擇有效，回歸結果表明一國早期互聯網發展水平與當前保持高度的正相關關系，證實了我們的猜想，同時二階段結果支持基準結論，即互聯網發展帶來價值鏈嵌入度提升的正向效應。其次，考慮到互聯網傳播可能遵循家庭采用其他通信技術的長期模式，因此借鑒Bellou(2015)的研究，選擇固定電話作為工具變量再一次對內生性問題進行處理，[41]同樣基于數據可得性及完整性考慮，選擇1975年各國的固定電話使用數據進行回歸，結果如表5第(3)(4)列所示，工具變量的選擇依然有效且與本文的核心解釋變量呈現高度的正相關，同時二階段回歸結果能夠在1%的顯著性水平上支持互聯網發展對參與價值鏈分工帶來提振作用這一結論。此外，本文還將核心解釋變量的滯后一期作為工具變量再次進行了2SLS回歸，由表5第(5)(6)列可知，這一工具變量回歸結果與早期互聯網滲透率及固定電話使用率的結果相一致，從而再一次證實前文的結論。

表5 工具變量回歸結果

(四)影響機制分析

上文從理論層面對一國互聯網發展促進行業價值鏈分工參與的作用機制進行了梳理，但缺乏相應的實證檢驗。因此，本文借鑒溫忠麟等(2004)的研究，[42]建立如下模型從定量角度來驗證互聯網是否真正能夠通過影響一國融資約束、產業結構及居民就業來促進其全球價值鏈嵌入度。

FVARijt=a0+a1intit+a2Xit+δi+ηj+vt+εijt

(2)

xit=a0+a1intit+a2Xit+δi+vt+εit

(3)

FVARijt=a0+a1intit+a2xit+a3Xit+δi+ηj+vt+εijt

(4)

模型(4)中，xit為中介變量，包括一國的融資約束(fin)、產業結構(indsup)及居民就業(empl)。基于對指標的詮釋及數據的可得性，本文選擇一國私營部門的國內信貸占GDP的比例測度融資約束，選擇一國第三產業與第二產業的比值測度產業結構，選擇一國15歲以上就業人口在總人口中的占比測度居民就業，三項指標相關數據均來源于世界銀行數據庫。機制檢驗的結果于表6呈現。

首先，融資約束作為中介變量的檢驗結果如表6第(1)-(3)列所示。其中，第(2)列結果表明一國互聯網滲透率的提升能夠在1%的顯著性水平上推動該國信貸擴張，從而緩解其國內融資約束，第(3)列的結果表明融資約束的放松能夠帶來一國行業出口國外增加值率的顯著提升。即前文假說1得以驗證，降低融資約束的確是互聯網推動一國價值鏈嵌入度提升的重要機制，且從互聯網指標的系數大小上看，在將金融發展納入到回歸中后，其系數大小存在顯著下降，這進一步表明該中介變量的有效性。其次，產業結構作為中介變量的檢驗結果如表6第(4)(5)列所示，第(4)列結果表明一國互聯網發展對其國內產業升級有著重要的提振效應，同時，第(5)列的數據進一步表明產業升級顯著推動了行業全球價值鏈的參與度，且核心解釋變量系數存在顯著下降，從而證實假說2，即一國互聯網水平的提升能夠通過帶動該國產業結構優化升級進而助力其全球價值鏈分工參與度提升。最后，居民就業作為中介變量的檢驗結果如表6第(6)(7)列所示，第(6)列的結果表明互聯網的發展有助于一國居民就業率的提升[43]，第(7)列的結果進一步表明居民就業率的改善對于行業價值鏈嵌入度的提升有著積極意義，第(7)列中互聯網指標的系數較之第(1)列顯著下降，這再一次支持了改善一國居民就業的確是互聯網推動一國價值鏈參與的重要作用機制，從而假設3得到驗證。至此，本文所作假設驗證完畢，且驗證結果與理論分析相一致。

表6 機制檢驗結果

五、拓展性分析

上文基準回歸及一系列的穩健性檢驗證實了一國互聯網發展水平能夠通過緩解融資約束、推動產業升級以及促進居民就業從而提升行業的出口國外增加值率。本文進一步沿異質性視角，探討這一正向影響對一國經濟發展水平及時間維度上的敏感性表現。

(一)基于國家發展水平的異質性分析

考慮到一國經濟發展水平會對其國內基礎設施建設、信貸市場及產業結構等產生影響，從而首先沿國家間的經濟發展差異一側探討互聯網提升行業價值鏈嵌入度的異質性表現。參照聯合國開發計劃署公布的《2018年人類發展指數和指標報告》，選擇報告中的人類發展指數對樣本進行劃分，將該指數在0.9以上的國家定義為發達國家，其余為發展中國家，子樣本回歸結果如表7第(1)(2)列所示：首先，無論是發達國家還是發展中國家，互聯網的發展都為其參與國際分工帶來了顯著的正向影響；其次，從系數大小上看，發達國家的這一效應似乎更強，進一步進行子樣本系數差異性檢驗(結果見表8)，發現發達國家互聯網發展水平的提升的確存在著更強的價值鏈嵌入度提升效用，主要原因在于發達國家憑借技術及配套產業優勢，在互聯網建設方面更為領先，互聯網滲透率普遍更高。ITU數據顯示，2019年發達國家的平均互聯網滲透率約為發展中國家的兩倍。結合上文機制分析結論，相比較而言，發達國家的信貸市場更為多元、產業結構更加優化，因此，能更加充分發揮互聯網帶來的價值鏈參與促進效應。此外，互聯網的發展存在顯著的網絡效應，[39]即伴隨一國互聯網應用深化，其引發的邊際經濟促進效應會更加凸顯，從而發達國家憑借先占優勢得以通過互聯網帶來更高的價值鏈參與度提升效應。

表7 異質性分析

表8 系數差異性檢驗結果

(二)基于金融危機前后的異質性分析

機制分析表明，緩解融資約束是一國互聯網發展推動該國行業價值鏈嵌入的重要途徑，因此，2008年金融危機的爆發或許會阻礙這一機制的發揮，進而弱化互聯網的價值鏈嵌入度提升效應。事實上，世界銀行發布的《2020年世界發展報告》中指出，全球價值鏈生產規模在2008年前后曾出現大幅調整，金融危機的確導致全球價值鏈分工體系遭遇不小沖擊，因此，本文嘗試探討互聯網提升價值鏈嵌入度的促進效應對金融危機爆發的敏感性。基于美國國家經濟研究局的商業周期發布(3)美國國家經濟研究局在2010年9月針對起始于美國的這場金融危機的商業周期發布中提出，2007年12月份開始，包括國民生產總值、工業生產指數等在內的多項經濟指標開始下滑，直至2009年6月跌至谷底。2010年以來，部分經濟指標增長率由負變正，美國經濟逐漸開始恢復。及《中國金融穩定報告2011》(4)中國人民銀行發布的《中國金融穩定報告2011》中提出，2010年全球經濟不斷復蘇，多個發達經濟體及新興經濟體的經濟增長率由負變正。，我們將本文的研究樣本劃分為危機前(2000—2007年)、危機中(2008—2010年)和危機后(2011—2014年)三個時期。分樣本的回歸結果如表7所示，第(3)列結果表明金融危機前互聯網的發展的確對一國價值鏈嵌入有著積極影響，但第(4)列數據意味著這一正向影響在金融危機爆發后幾年中被顯著弱化，回歸系數不再顯著，而第(5)列數據表明伴隨著各國經濟的逐步復蘇，危機的逐漸消退，這一正向促進作用能再次顯現。我們認為，這一結果或許歸因于危機爆發時國家間、行業間的金融紐帶發生部分斷裂，尤其是信貸依賴度較高的制造業企業及出口密集行業受到較大沖擊，從而互聯網對全球價值鏈嵌入的促進作用被金融危機明顯抑制。而危機后，各國通過一系列的財政及貨幣政策加緊推動本國經濟復蘇，同時，進一步發揮通信技術對經濟的帶動作用，從而互聯網能夠再次顯著提升一國的價值鏈分工嵌入度。基于分析結果，本文認為金融危機顯著阻礙了互聯網對行業嵌入全球價值鏈的促進作用，但這一效應在危機影響逐漸消退后又能重新建立。

六、結論與建議

本文首先基于2000—2014年世界投入產出數據庫測算了42個國家(地區)56個行業的全球價值鏈嵌入度指標，并通過實證回歸發現互聯網發展水平的提升能夠顯著推動一國各行業的全球價值鏈參與度，且這一結果在多重穩健性檢驗及內生性處理后依然顯著成立；其次，研究發現互聯網提升價值鏈嵌入的重要機制包括緩解融資約束、推動產業升級以及改善居民就業；最后，在異質性分析中，基于各國經濟發展水平的差異發現互聯網的這一正向影響在發達國家更加凸顯，考慮到經濟危機的影響，沿時間維度進行的異質性分析顯示2008年爆發的金融危機顯著抑制了危機前互聯網的價值鏈嵌入度提升效應，但隨后幾年中，伴隨著全球經濟逐步恢復，這一促進效應又重新建立。

近年來，中美摩擦與新冠肺炎疫情疊加對全球經濟造成了巨大沖擊，既有價值鏈分工體系出現弱化松動甚至局部中斷，傳統貿易模式及國家間經貿往來也在一定程度上遭遇阻滯，因此，思考通過何種方式來更好地把握全球價值鏈調整機遇，持續推動我國的國際生產及分工參與至關重要。2020年兩會強調應“穩定產業鏈供應鏈”，十九屆五中全會進一步要求“不斷提升產業鏈供應鏈現代化水平”。事實上，憑借低成本和高效率，互聯網產業與傳統制造業行業廣泛融合并深入發展，相伴催生了大量的新技術、新業態，豐富了傳統貿易模式，深化了舊有分工格局，從而對國內產業結構的轉型升級，以及保持和提升我國在全球價值鏈分工中的參與度有著重要意義。由此，在世界范圍內新一輪信息技術變革的當下，我國更應牢牢把握5G建設優勢，并進一步拓展延伸至人工智能、工業互聯網等相關新興產業，從而為我國把握全球價值鏈調整機遇提供更多支撐。