數字經濟、技術創新與制造業產業鏈自主可控能力

金星 郭誼

[摘要]伴隨數字技術應用逐漸深化，數字經濟發展已然成為提升制造業產業鏈自主可控能力的“新賽道”。基于2011—2020年中國制造業產業鏈數據，利用動態面板模型、中介效應模型與門檻效應模型，實證分析數字經濟、技術創新與制造業產業鏈自主可控能力之間的關系。研究結果表明：數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力有直接促進作用，且這種作用在不同生產要素密集類型的產業鏈中存在顯著差異，具體表現為技術密集型產業鏈>資本密集型產業鏈>勞動密集型產業鏈；技術創新在數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間發揮部分中介作用；技術創新對制造業產業鏈自主可控能力存在基于數字經濟的單一門檻效應，跨過門檻值后，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的促進作用有所增強。據此，提出加快制造業產業鏈數字化轉型進程，構建關鍵核心技術創新共同體，以期為政府提升產業鏈自主可控能力提供有益參考。

[關鍵詞]數字經濟；技術創新；產業鏈自主可控；門檻效應；中介效應

一、 引言

改革開放以來，我國持續推進對外開放，一般制造業基本全部放開。借助勞動力成本優勢與資源優勢，我國制造業全面參與國際分工，并深度融入全球產業鏈。然而，逆全球化浪潮加劇等問題使得國際貿易保護主義抬頭，不斷對我國制造業實施打壓封鎖。與此同時，制造業部分領域內核心技術和關鍵零部件的缺失導致制造業產業鏈控制權面臨喪失風險。在此背景下，我國高度重視制造業產業鏈安全穩定問題，并強調要提升制造業產業鏈強度與韌性。黨的二十大報告指出，要維護重要產業鏈供應鏈安全，保障國家安全能力1。可見，面對百年未有之大變局，加快強化制造業產業鏈自主可控能力，對于鞏固實體經濟根基、構建新發展格局具有重要意義。

伴隨區塊鏈、大數據、人工智能等數字技術應用逐漸深化，傳統封閉式制造業生產流程與業態發生深刻變革，價值創造與價值獲取形式隨之轉變，形成具備高度融合特性的“數字經濟”形態。與傳統經濟相比，數字經濟突破了地域限制，在實現經濟集約增長與推動產業轉型升級方面優勢明顯。據《全球數字經濟發展白皮書（2022年）》公布數據顯示，2021年，全球47個主要國家數字經濟增加值規模為38.1萬億美元，同比名義增長15.6%。其中，中國數字經濟規模達到7.1萬美元億元，占本國GDP比重高達39.8%2。2022年1月，國務院印發《“十四五”數字經濟發展規劃》，提出要“以數據為關鍵要素，以數字技術與實體經濟深度融合為主線，加強數字基礎設施建設，完善數字經濟治理體系，協同推進數字產業化和產業數字化”3。在這一態勢下，數字經濟發展已然成為提升制造業產業鏈自主可控能力的“新賽道”。

本質上看，提升制造業產業鏈自主可控能力的核心邏輯在于提升產業鏈現代化水平，破除因要素市場化低、基礎創新能力不足所導致的產業鏈不穩定問題。這一過程中，培育技術創新能力是關鍵所在。只有掌握關鍵核心技術，才能真正意義上獲得對制造業產業鏈關鍵環節與發展方向的掌控能力。國家政策文件多次強調，要提升企業技術創新能力，加快關鍵核心技術創新應用。在數字經濟發展背景下，企業技術創新環境發生了改變。借助各類數字技術，各類制造業企業得以高效提升勞動力素質、協調內部資源，提高技術創新能力，進而帶動制造業產業鏈自主可控能力提升。由此，本文以數字經濟發展為切入點，分析其對制造業產業鏈自主可控能力的直接影響，并考察技術創新在兩者之間的中介效應，具有一定現實價值。

二、 文獻回顧與研究假設

1. 文獻回顧

伴隨數字經濟近年來的飛速發展，眾多學者就數字經濟與產業鏈之間的關系展開研究。Mulligan[1]指出，數字經濟加速了產業鏈模塊化分工，降低產業鏈分工環節的協調成本及交易成本，進而為全球產業鏈重構賦能。楊夢潔[2]研究發現，數字經濟的高滲透、高價值、高技術等特征能夠深化城鄉產業分工，促進城鄉產業鏈融合發展。王磊等[3]以高技術制造業產業鏈為研究對象，發現數字經濟有利于提升高技術制造業產業鏈國產化水平和科技自立自強能力，提升產業鏈現代化水平。陳曉東等[4]指出，數字經濟時代下的新要素、新模式強化了產業鏈韌性，有助于提高其風險抵御及恢復能力。

關于技術創新與產業鏈自主可控能力提升之間的關系，學者們一致認同技術創新是產業鏈自主可控能力提升的重要引擎，且相關研究多側重于理論分析。范旭等[5]以光纖產業為研究對象，指出技術創新是提高產業鏈自主可控能力的關鍵路徑，政府應為企業提供差異化干預策略，促使其實現技術趕超。姜江[6]研究指出，我國戰略性新興產業存在基礎研究能力不足、高水平創新型企業數量較少等問題，這嚴重影響產業鏈自主可控能力，未來應以關鍵核心技術為突破點，補齊產業鏈短板。白雪潔等[7]研究指出，未來應構建能發揮創新驅動“定力”的重點產業核心技術體系，提高產業鏈自主可控能力。

綜上，既有文獻多側重于分析數字經濟與產業鏈之間的關系，缺乏具化到產業鏈自主可控能力的細分研究，關于數字經濟與制造業自主可控能力關系的探討更是極為少見。圍繞技術創新與產業鏈自主可控能力關系的研究則主要從宏觀角度出發，并未對制造業產業鏈進行定向分析。在前人研究基礎上，本文嘗試從以下三個方面進行拓展。第一，以制造業為研究對象，用進口中間投入品國內市場供給率測度產業鏈自主可控能力，并分析數字經濟對產業鏈自主可控能力的直接影響效應；第二，將數字經濟、技術創新與制造業產業鏈自主可控能力三者納入統一框架，以技術創新為中介變量，研究其在數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間的中介效應；第三，以數字經濟為門檻變量，探討技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的異質性影響。

2. 研究假設

數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力具有直接推動作用，可通過提升產業鏈配套服務水平，建構產業鏈競爭優勢兩種機制來實現推動作用。

第一，提升產業鏈配套服務水平，促進制造業產業鏈自主可控。數字經濟重要特征之一是數據要素逐漸成為關鍵性生產要素。數據要素與產業之間的滲透融合實現了制造業產業鏈配套服務水平升級[8]。一方面，數據要素產業化進程中會涌現出大批數字基礎設施建設。產業鏈上企業能夠借助這些基礎設施完成數據采集與分析，從而在整體層面上提升產業鏈控制能力。另一方面，數據要素產業化會催生出一系列的數字化軟件服務，為制造業產業鏈企業提供信息跨時空流動的技術支持，進一步激發產業鏈主體對外服務創新能力，提高制造業產業鏈自主可控能力。

第二，建立產業鏈競爭優勢，促進制造業產業鏈自主可控。塑造競爭新優勢是徹底打破低端鎖定，實現制造業產業鏈自主可控的關鍵路徑[9]。數字經濟發展的重要內涵之一便是產業數字化。而產業數字化核心在于通過生產、經營等環節的數字化轉型達到降低生產成本、提高勞動生產率的目的，促使產業綠色、智能、服務化發展。數字經濟發展過程會產生大量數據，并營造豐富應用場景。以智能制造為突破點，加快工業互聯網等數字平臺在制造業產業鏈中的布局能夠促進工序協同，提升資源要素配置效率，建立產業鏈競爭優勢，進而提升制造業產業鏈自主可控能力。

基于以上分析，本文提出假設如下：

假設1：數字經濟發展能夠顯著提升制造業產業鏈自主可控能力。

技術創新能力是保障產業鏈自主可控能力的重要依托。產業鏈失控、關鍵環節被“卡脖子”的根本性原因之一在于關鍵核心技術領域的話語權缺失。數字經濟發展有助于強化制造業企業技術創新能力，間接推動制造業產業鏈自主可控能力提升。第一，數字經濟可通過加速數字技術在創新活動中的應用滲透優化創新流程，降低創新成本[10]。諸如數字仿真、人工智能等數字技術的應用很大程度上突破了制造業企業創新活動環境限制。基于數字技術的模擬場景使得部分傳統研發過程中的“現實試錯”環節得以虛擬化，從而有效降低創新試錯成本。與此同時，在大數據、云計算等數字技術加持下，研發人員之間的信息共享和協作模式得以有效優化，進一步提高技術創新效能，賦能制造業產業鏈自主可控能力提升。第二，數字經濟提升了企業數據獲取及分析能力，能夠降低其技術創新潛在風險[11]。數字經濟時代下，借助機器學習與數據挖掘等技術，企業對制造業產業鏈上下游客戶需求的了解更加精準，有助于針對性開展創新活動，降低創新方向偏差帶來的潛在損失，提高制造業產業鏈自主可控能力。第三，數字經濟能夠提升制造業企業技術吸收能力，助力其開展技術創新活動。數字經濟時代下，企業獲取創新知識的渠道大幅延伸，有助于其積累隱性知識，提高技術吸收能力。強大的技術吸收能力可提高技術創新水平，帶動制造業產業鏈自主可控能力提升。

基于以上分析，本文提出假設如下：

假設2：數字經濟可通過加速技術創新提升制造業產業鏈自主可控能力。

技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的推動作用并非固定不變，而是受社會經濟發展所影響的。數字經濟時代下，技術創新與制造業產業鏈自主可控能力之間的關系可能表現為邊際遞增特點。當數字經濟發展處于起步階段時，制造業產業鏈中的多數企業正處于數字化轉型階段，數字技術在創新活動中的應用更多處于一種嘗試探索階段，對技術創新活動的推動效應并不會及時體現[12]。并且，企業用于數字化轉型的資金還會在一定程度上擠壓技術創新投入。這一情形下，技術創新對于制造業產業鏈自主可控能力的促進作用將被抑制。當數字經濟發展達到一定水平時，數字技術與制造業企業創新活動融合深度進一步加強，對企業技術創新的推動效應逐漸顯現。與此同時，數字經濟所衍生的大量數字交互平臺還會加速技術創新成果的快速轉化，進而放大技術創新對制造業產業鏈自主可控水平的推動效應。

基于以上分析，本文提出假設如下：

假設3：技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的促進作用受數字經濟發展門檻效應的影響，隨著數字經濟發展水平的不斷提升，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的促進作用逐漸增強。

三、 研究設計

1. 模型設定

（1）動態面板模型

為實證檢驗數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的直接影響，本文參考劉賽紅等[13]的研究構建如下計量模型：

[Indei，t=α0+α1Digi，t+jαjXj，i，t+λi+?i，t] （1）

式（1）中，[i]表示制造業產業鏈，[t]表示年份，[j]表示控制變量個數，[Inde]反映制造業產業鏈自主可控能力，[α]為常數項，[Dig]代表數字經濟發展水平，[λ]反映個體效應；[?]為隨機誤差項。[X]為控制變量，包括對外開放水平研發強度、行業貿易自由化水平和外商直接投資水平。另外，考慮到制造業產業鏈自主可控能力發展在時間上具有延續性，本文在式（1）基礎上引入制造業產業鏈自主可控能力發展的一階滯后項，具體動態面板模型設定如下：

[Indei，t=α0+α1Digi，t+α2Indei，t-1+jαjXj，i，t+λi+?i，t]? （2）

其中，[Indei，t-1]為制造業產業鏈自主可控能力的一階滯后項，其余變量同上。考慮到上述模型無法規避變量內生性問題，采用[SYS-GMM]法對動態面板模型進行估計。

（2）中介效應模型

為探究技術創新在數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間是否發揮顯著中介作用，本文構建如下中介效應模型：

[Indei，t=?0+?1Digi，t+ηXi，t+?i，t] （3）

[Teci，t=π0+π1Digi，t+?Xi，t+?i，t] （4）

[Indei，t=τ0+τ1Digi，t+τ2Teci，t+λXi，t+?i，t] （5）

其中，[Tec]代表技術創新指數，[?1]用于衡量數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的總效應，[τ1]反映直接效應，[π1τ2]代表中介效應，[π1τ2/（π1τ2+τ1）]表示中介效應占比。

（3）門檻效應模型

為考察技術創新對制造業產業鏈自主可控能力影響程度的區間差異，本文以數字經濟作為門檻變量，首先構造單門檻面板模型：

[Indei，t=b0+φ1Teci，t×I（T≤κ1）+φ2Teci，t×I（T>κ1）+Xi，t+λi+?i，t] （6）

考慮到可能存在多個門檻值，為保證研究結論嚴謹準確，進一步構建多門檻面板模型：

[Indei，t=b0+φ1Teci，t×I（T≤κ1）+φ2Teci，t×I（θ1≤T≤κ2）+…+φnTeci，t×I（θn-1≤T≤κn）+φn+1Teci，t×I（T>κn）+Xi，t+λi+?i，t]? （7）

其中，[κ]為未知門檻值，[T]為門檻變量，即數字經濟發展水平，[I（?）]為指示性函數，若滿足括號內條件為1，反之為0。

2. 變量選取

（1）被解釋變量

制造業產業鏈自主可控能力（[Inde]）。陳曉東等[14]指出，識別制造業產業鏈生產過程中所消耗的中間投入品國內市場供給比例，是度量中國制造業產業鏈自主可控能力的關鍵所在。參考該學者的研究，本文構建如下計算公式：

[indeit=1-im_interitoutputit×100%]? （8）

式（8）中，[i]表示制造業產業鏈，[t]表示年份，[indeit]表示制造業產業鏈[i]在[t]年的制造業產業鏈自主可控能力，[im_interit]表示制造業產業鏈[i]在[t]年的進口中間投入品消耗量，[outputit]表示制造業產業鏈[i]在[t]年的總產值。

針對進口中間投入品的識別，具體步驟如下所示：第一步，梳理聯合國商品貿易統計數據庫中具有HS商品編碼的進口商品；第二步，根據聯合國對于中間產品的界定及其提供的廣義經濟類別分類與HS商品編碼對應表，篩選出以HS商品編碼的進口中間產品；第三步，將篩選出的進口中間產品與中國國民經濟行業進行匹配，識別出中國國民經濟二位碼行業的進口中間產品；第四步，依據制造業產業鏈與國民經濟行業分類的匹配情況，整理得出本文所需的進口中間投入品。

（2）核心解釋變量

數字經濟發展水平（[Dig]）。當前，學界對數字經濟的測度并未統一。本文借鑒魏麗莉等[15]、段鈺等[16]研究，從數字產業化、產業數字化、數字化治理和數據價值化四個維度構建指標體系，具體見表1。在測度方法選擇上，采用熵值法進行測算。

表1 數字經濟發展水平評價指標體系

[一級指標 二級指標 計算方法 屬性 數字產業化 廣播電視業 廣播、電視、電影和影視錄音制作業上市公司數量 正 電子信息制造業 計算機、通信和其他電子設備制造上市公司數量 正 軟件業 軟件和信息技術服務業上市公司數量 正 數字產業化 電子商務 電子商務業務上市公司數量 正 智能化生產 智能化業務上市公司數量 正 數字化治理 數字用戶 百人中移動電話用戶數 正 政府電子政務服務能力 中國政府網站發展指數 正 數據價值化 數據交易規范 數據交易中心數量 正 ]

（3）中介變量

技術創新能力（[Tec]）。參考張輝等[17]的研究思路，本文采用制造業產業鏈全部專利授權量衡量制造業產業鏈技術創新能力。

（4）控制變量

影響制造業產業鏈自主可控能力的因素眾多，考慮到多重共線性困厄剔除部分影響因素，僅保留如下7項重要控制變量：一是對外開放水平（[Open]），采用制造業產業鏈進出口貿易總額占GDP比重表示。二是經濟發展水平（[Eco]），采用地區生產總值衡量。三是研發強度（[RD]），選用制造業產業鏈上企業研發經費內部支出占企業總產值比重衡量。四是貿易自由化水平（[Trade]），以制造業產業鏈中間投入品關稅率進行表征。五是外商直接投資水平（[FDI]），采用中國制造業產業鏈上外商直接投資企業數量的對數予以表征。六是產業鏈規模（[Scale]），采用制造業產業鏈行業總產值衡量。七是行業資本勞動比（[Cap-La]），采用制造業產業鏈固定資本存量與行業勞動力人數的比重表征。

3. 樣本選取與數據來源

制造業是衡量一個國家工業實力的重要標志，也是國家推動數字經濟與實體經濟融合發展的主戰場。本文制造業產業鏈具體包括機械設備產業鏈、交通運輸設備產業鏈、電氣機械和器材產業鏈、儀器儀表產業鏈等15個產業鏈1，涵蓋國民經濟行業分類代碼C13—C43。研究時間圈定為2011—2020年，研究樣本主要來自聯合國商品貿易統計數據庫、中國投入產出表、WIOD數據庫、《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》以及《中國工業統計年鑒》，部分數據通過官方權威網站獲得。對于少量缺失數據，通過插值法予以補足。為消除數據波動及異方差影響，對所有變量取自然對數。

四、 實證分析

1. 數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的直接影響分析

運用SYS-GMM法對式（2）進行估計，結果如表2列（1）所示。通過[AR（2）]檢驗和[Hansen]檢驗，可以看出數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力不存在自相關問題，本次研究內生性問題得以克服且回歸結果相對可靠。就制造業產業鏈自主可控能力滯后項而言，其對制造業產業鏈自主可控能力的影響系數估計值通過了1%顯著性檢驗，說明制造業產業鏈自主可控能力提升是一個長期性工程，且當期制造業產業鏈自主可控能力會受到上一期制造業產業鏈自主可控能力的影響。

進一步通過Fe和Re方法對式（2）分別進行估計，結果見表2列（2）與列（3）。可以發現，SYS-GMM法估計結果中制造業產業鏈自主可控能力滯后項的影響系數估計值介于Fe和Re方法的估計結果之間，即1.1382>0.9649>0.8716，表明SYS-GMM估計結果較為可靠。以下部分僅分析SYS-GMM估計結果。可以發現，數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的影響系數估計值為0.3084，在5%水平上顯著，說明數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力具有顯著正向影響，假設1得到證實。另外，從經濟學含義來看，數字經濟水平每提升1%，制造業產業鏈自主可控能力將提升30.84%，彰顯出數字經濟可提升產業鏈配套服務水平、建構產業鏈競爭優勢、完善供應鏈風險應對機制，直接推動制造業產業鏈自主可控能力提升。

表2? 數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力影響的估計結果

[變量 （1）

[SYS-GMM] （2）

[Fe] （3）

[Re] [L.Inde] 0.9649***

（0.0185） 0.8716***

（0.0794） 1.1382***

（0.0858） [Dig] 0.3084**

（0.1795） 0.2985***

（0.1037） 0.3528***

（0.09574） [Open] 0.2087*

（0.1996） 0.1026***

（0.0084） 0.2674*

（0.2553） [Eco] 0.0897*

（0.0756） 0.0543***

（0.0039） 0.1658***

（0.0087） [RD] 0.0134*

（0.0122） 0.3176***

（0.0985） 0.1113

（0.0745） [Trade] -0.0249***

（0.0035） -0.2846***

（0.0074） -0.1475***

（0.0856） [FDI] -0.0105***

（0.0310） -0.1256*

（0.0869） -0.4761***

（0.0748） [Scale] 0.3584***

（0.0358） 0.1267***

（0.0846） 1.3694***

（0.0950） [Cap-La] 0.2954**

（0.1574） 0.3698***

（0.0855） 0.2844***

（0.0652） 常數項 -0.6112***

（0.1542） -0.8469**

（0.2552） -1.7685***

（0.2254） AR（2）檢驗的P值 0.6846 — — Hansen檢驗的P值 1.0000 — — 觀測值 150 150 150 ]

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下通過檢驗；括號內為Z值；下同

就控制變量而言，對外開放水平、經濟發展水平、產業鏈規模對制造業產業鏈自主可控能力的影響顯著為正。細究其因，可能是對外開放水平提升為制造業學習國外先進科學技術提供了便利條件，經濟發展水平、產業鏈規模為制造業加速技術進步奠定了堅實的基礎，有利于政府調動國內外技術創新資源進行關鍵技術攻關，進而實現制造業產業鏈自主可控。研發強度、行業資本勞動比對制造業產業鏈自主可控能力的影響為正，且在10%的水平上顯著。原因可能在于，隨著制造業產業鏈研發強度與行業資本勞動比提升，中國對制造業產業鏈關鍵技術的掌握程度逐漸加深，使得中國在開放與競爭中獲得更多的制造業產業鏈話語權。行業貿易自由化水平、外商直接投資水平對制造業產業鏈自主可控能力的影響均顯著為負。這可能是因為行業貿易自由化水平、外商直接投資水平越高，中國對國外市場、外資的依賴度越高，這會阻滯國內企業掌握制造業產業鏈關鍵技術，從而使得制造業產業鏈自主可控能力降低。

（2）異質性檢驗

制造業產業鏈從原材料到最終制成的過程中，對不同生產要素的依賴程度具有異質性，因此各制造業產業鏈自主可控能力可能呈現較大的差異。為研判這一推斷是否正確，將15個制造業產業鏈劃分為勞動密集型、資本密集型、技術密集型3種類型，依次代入式（2），使用SYS-GMM方法分別進行估計，結果如表3所示。

從數字經濟的估計結果來看，數字經濟對勞動密集型制造業產業鏈的影響系數估計值為0.3990，且在5%水平上顯著；數字經濟對資本密集型制造業產業鏈的影響系數估計值為1.6289，在5%水平上顯著；數字經濟對技術密集型制造業產業鏈的影響最大，為2.1140，在5%水平上顯著。上述數據充分體現出數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的影響存在生產要素密集類型差異。詳細而言，各制造業產業鏈自主可控能力受數字經濟的影響從大到小依次排序為：技術密集型制造業產業鏈>資本密集型制造業產業鏈>勞動密集型制造業產業鏈。細究其因，可能是相較于資本密集型、勞動密集型制造業產業鏈，技術密集型制造業產業鏈對數字經濟相關要素更為敏感，能夠在數字經濟的帶動下更快提升產業鏈自主控制能力。

表3? 異質性檢驗結果

[變量 （1）

勞動密集型制造業產業鏈 （2）

資本密集型制造業產業鏈 （3）

技術密集型制造業產業鏈 [Dig] 0.3990**

（0.1874） 1.6289**

（0.9001） 2.1140**

（0.9467） [L.Inde] 2.1346***

（0.3004） 1.8465***

（0.2588） 1.6247***

（0.4120） 控制變量 控制 控制 控制 常數項 -2.5542***

（0.8468） -1.9852***

（0.3546） -0.8004***

（0.2461） AR（2）檢驗的P值 0.3141 0.2852 0.2007 Hansen檢驗的P值 1.0000 1.0000 1.0000 觀測值 50 50 50 ]

2. 中介效應分析

為深入探討技術創新能力在數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間是否扮演了中介角色，本文進一步根據式（3）（4）（5）對技術創新能力的中介效應進行檢驗（表4）。表4列（1）顯示，數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力的總效應顯著為正，系數估計值為5.1141。列（2）顯示，數字經濟對技術創新能力的影響系數估計值為1.8148，在1%水平上顯著。列（3）顯示，技術創新能力對制造業產業鏈自主可控能力的影響系數估計值為0.8475，在1%水平上顯著。上述數據證實技術創新為數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間的中介變量。進一步計算可得，技術創新的中介效應大小為1.5380，在總效應中所占比重達30.07%，再次證實數字經濟發展不僅可以直接影響制造業產業鏈自主可控能力，還可通過技術創新產生間接促進作用。此外，經由Sobel檢驗發現，技術創新能力的中介效應在1%水平上顯著，說明技術創新能力的中介效應顯著。綜上，假設2得以驗證。

表4? 技術創新能力的中介效應分析

[變量 （1）

[Inde] （2）

[Tec] （3）

[Inde] [Dig] 5.1141***

（0.4946） 1.8148***

（0.2619） 3.5761***

（0.2317） [Tec] — — 0.8475***

（0.1258） 控制變量 控制 控制 控制 常數項 -7.7607***

（1.1116） -2.2436***

（0.3820） -5.9551***

（0.3075） F值 801.33*** 49.76*** 833.41*** 觀測值 150 150 150 Soble檢驗 Z=3.548，P=0.0005 中介效應/總效應=30.07% ]

3. 門檻效應分析

（1）門檻模型檢驗

為進一步探究數字經濟是否會影響技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的促進作用，本部分根據式（7）對數字經濟的門檻值進行估計（限于篇幅，表略）。發現數字經濟在技術創新影響制造業產業鏈自主可控能力的過程中發揮單重門檻效應，門檻值為0.6263，在5%水平上顯著。

（2）面板門檻回歸結果

表5列示了門檻模型估計結果。可以發現，當數字經濟發展水平超過門檻值0.6263時，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的影響系數估計值由0.4214提高至1.1597。這說明在數字經濟發展水平較低時，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的影響較為微弱；當數字經濟發展水平邁入一個更高的階段時，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的影響顯著增強，假設3得到驗證。細究其因，可能是制造業產業鏈在數字經濟滲透水平較高的情況下，技術創新產出與轉化能力更強，更有利于增強自身自主控制能力。而制造業產業鏈在數字經濟滲透水平較低的情況下，難以擺脫對國際市場核心技術的高度依賴，導致制造業產業鏈面臨卡脖子難題，無法自主可控。

表5? 門檻模型估計結果

[項目 （1） [Tec?I（Dig≤0.6263）] 0.4214***

（0.1008） [Tec?I（Dig>0.6263）] 1.1597***

（0.0567） 控制變量 控制 常數項 -6.9901***

（0.1377） 觀測值 150 [R2] 0.6998 ]

五、 結論與對策建議

1. 研究結論

本文基于2011—2020年中國制造業產業鏈面板數據，利用動態面板模型、中介效應模型與門檻效應模型，實證分析數字經濟、技術創新與制造業產業鏈自主可控能力之間的關系。研究結果表明：第一，數字經濟對制造業產業鏈自主可控能力有直接促進作用，且這種作用在不同生產要素密集類型的制造業產業鏈中存在顯著差異，具體表現為技術密集型產業鏈>資本密集型產業鏈>勞動密集型產業鏈。第二，技術創新在數字經濟與制造業產業鏈自主可控能力之間發揮部分中介作用，占總效應的比重為26.55%。第三，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的促進作用受數字經濟門檻效應影響。數字經濟發展水平越高，技術創新對制造業產業鏈自主可控能力的提升作用越強。

2. 對策建議

一是要加快制造業產業鏈數字化轉型進程。數字經濟有助于提升制造業產業鏈自主可控水平。為此，政府應筑牢數字底座，為制造業產業鏈數字化轉型提供有力政策支持。在頂層設計方面，加快推進重點行業產業鏈數字化轉型實施方案，提供針對性產業鏈數字化轉型基金，為企業數字化轉型提供資金扶持。與此同時，加快數據綜合立法工作，建立重點行業的數據流動指南，不斷完善數據交易流通機制。在配套服務供給方面，一方面要鼓勵數字化轉型服務商做大做強，引導制造業龍頭企業開發數字化轉型服務板塊，為產業鏈中的中小企業數字化轉型提供專業服務。另一方面，健全本土數字化人才培養體系，明確數字人才能力標準，鼓勵高等院校開設相關專業課程，強化制造業產業鏈數字化轉型過程中的人才供給質量。

二是要構建關鍵核心技術創新共同體。提高制造業產業鏈自主可控能力的關鍵在于核心技術的快速突破。應對現階段關鍵核心技術被“卡脖子”問題，政府部門應聯合相應行業協會，繪制制造業產業鏈關鍵核心技術圖譜，并根據行業重要性、緊迫性制定突破專項計劃。在重點制造業行業領域，由政府部門牽頭，以產業鏈核心企業為研發突破點，分步驟強化存在斷鏈風險的關鍵核心技術攻關。通過整合具備不同技術特長的企業或科研機構技術創新資源，形成關鍵核心技術創新共同體，穩步提高制造業產業鏈自主可控能力。

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基金項目：廣西區教育廳項目“廣西高校中青年教師科研基礎能力提升項目”（項目編號C22WXM00WX27）。

作者簡介：金星（1982-），女，博士，桂林電子科技大學商學院副教授，研究方向為技術創新，消費者行為；郭誼（1978-），女，博士，桂林航天工業學院管理學院講師，研究方向為消費者行為、物流服務質量。

（收稿日期：2022-11-17? 責任編輯：蘇子寵）