數字經濟創新發展試驗區設立利于全球價值鏈分工地位提升嗎？

[摘要]數字經濟創新發展試驗區設立對于全球價值鏈分工地位提升而言具有重要意義?；?016—2022年中國滬深A股2987家上市制造企業面板數據，以國家數字經濟創新發展試驗區為準自然實驗，通過雙重差分模型、中介效應模型、空間溢出模型，實證分析數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響效應及作用機制。結果證實：數字經濟創新發展試驗區設立利于提升全球價值鏈分工地位，且該結論經由內生性處理及系列穩健性檢驗以后仍然成立。依據產業屬性與產權性質拆分的異質性檢驗結果顯示，相較于非高技術制造業、國有制造企業，數字經濟創新發展試驗區設立對高技術制造業、非國有制造企業全球價值鏈分工地位的提升作用更為顯著。機制檢驗發現，貿易數字化、出口加成率與網絡嵌入度是數字經濟創新發展試驗區設立提升全球價值鏈分工地位的重要傳導機制。進一步的空間溢出效應分析發現，數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位提升的影響具有正向空間溢出效應。應從發揮數字經濟創新發展試點標桿效應、扎實推動貿易全鏈條數字化轉型升級、驅動高技術制造企業鏈式集群化發展著手，穩步驅動全球價值鏈分工地位提升。

[關鍵詞]數字經濟創新發展試驗區；全球價值鏈分工地位；貿易數字化；出口加成率；網絡嵌入度

一、 引言

適逢全球百年未有之大變局加速演進時期，中國社會經濟發展進入結構調整陣痛期、增長速度換檔期及前期刺激政策消化期的“三期疊加”階段，面臨產業低端價值鎖定、人口比較優勢弱化等現實困厄，對中國全球價值鏈分工位勢產生沖擊。受以往過度依存加工貿易、前沿技術困窘等因素影響，中國在全球價值鏈分工體系中陷入低端鎖定困境，在全球價值鏈分工演進時所面臨的“機會不均等”和“地位不平等”突出矛盾加劇，成為提升中國全球價值鏈分工地位的重要阻礙[1]。聚焦這一現實困頓，黨的二十大報告強調“深度參與全球產業分工和合作，維護多元穩定的國際經濟格局和經貿關系”1，指出了中國在新發展階段提升全球價值鏈分工地位的戰略方向。

數字經濟作為農業經濟、工業經濟之后的主要經濟形態，憑借高創新性、強滲透性與廣覆蓋性成為搶灘國際分工藍海的重要支點。扎實推動數字經濟創新成為重塑生產關系、調節要素資源配置的有效方式，可為中國全球價值鏈分工地位提升注入新動能。2019年10月，國家發展改革委聯合中央網信辦授權成立數個國家數字經濟創新發展試驗區2，通過數字經濟創新先行先試推動數據生產要素高效配置、壯大數字經濟生產力、構建數字經濟新型生產關系、強化數字經濟發展基礎。黨的二十大報告圍繞創新發展作出系列戰略部署，強調“優化配置創新資源”“形成具有全球競爭力的開放創新生態”1，給予全球價值鏈分工地位提升戰略方向引導。那么，作為數字經濟創新發展的重要政策措施，數字經濟創新發展試驗區設立是否能夠切實推動全球價值鏈分工地位提升？就此，本文嘗試基于2016—2022年中國滬深A股2987家上市制造企業面板數據，以國家數字經濟創新發展試驗區為準自然實驗，實證檢驗數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響效應及作用機制，進一步剖析異質性影響與空間溢出效應，為明晰數字經濟創新發展試驗區設立政策效應，我國在新一輪國際分工浪潮占據核心競爭優勢提供有益參考。

二、 理論分析與研究假設

1. 數字經濟創新發展試驗區設立與全球價值鏈分工地位提升

（1）數字經濟創新發展試驗區通過財政支持效應促進全球價值鏈分工地位提升。數字經濟創新發展試驗區是國家發展改革委牽頭的政策試點，給予試點區域財政補貼及稅收優惠政策以增加資本資源留存。同時，地方政府也針對試驗區設立專項建設基金，為內部市場主體提供資本支持。基于財政支持效應，數字經濟創新發展試驗區內部主體有充足創新資源投入產品研發過程，促進產品價值增值[2]，進一步借助產品技術領先優勢提高全球價值鏈分工地位。

（2）數字經濟創新發展試驗區通過產業裂變效應驅動全球價值鏈分工地位提升。數字經濟創新發展試驗區設立的核心旨向是全面開展數字經濟基礎通用技術、前沿巔峰技術及非對稱技術的突破創新，并促使各類技術與實體產業深度融合，裂變形成新產業業態、新產業模式，以此提高試驗區內部主體生產質效，促使全球價值鏈分工地位攀升。同時，數字經濟創新發展試驗區借助產業裂變的傳導效應倒逼上下游企業開展創新活動適應某一節點技術需求，以此提高全鏈條主體競爭優勢[3]，借此提升全球價值鏈分工地位。據此，本文提出如下假設：

H1：數字經濟創新發展試驗區設立可促進全球價值鏈分工地位提升。

2. 數字經濟創新發展試驗區設立、貿易數字化與全球價值鏈分工地位提升

（1）數字經濟創新發展試驗區設立與貿易數字化。作為數字經濟創新發展試驗區設立的核心目標之一，數字經貿交流可通過建立數字口岸、數字港口等外貿基礎設施，全面推動外貿營銷、外貿物流、外貿結算、外貿單證等環節的數字化滲透，為貿易數字化夯實基礎。同時，在數字經濟創新發展試驗區政策推動下，數字技術廣泛滲入生產、流通、消費等經濟循環的不同環節，培育形成數字展覽、數字文化、數字營銷與跨境電商等貿易新業態新模式，進而實現貿易數字化發展[4]。

（2）貿易數字化與全球價值鏈分工地位提升。貿易數字化既可通過降低產品貿易成本、減少貿易中間環節等方式驅動傳統貿易升級，也可通過修訂、新增貿易協定掌握全球價值鏈分工的主導地位，促進全球價值鏈分工地位提升。具體而言，貿易數字化可有效削弱傳統貿易的時空局限，促進出口擴展邊際、集約邊際延伸[5]，進一步提高全球價值鏈分工地位。同時，貿易數字化發展借助數字經濟創新發展試驗區國際合作的契機，通過簽訂數字貿易協定等方式消解貿易壁壘、促進貿易自由化發展；借助“數字絲路”一類貿易合作項目的協定話語權促使國際分工地位攀升。據此，本文提出如下假設：

H2：數字經濟創新發展試驗區設立通過貿易數字化促進全球價值鏈分工地位提升。

3. 數字經濟創新發展試驗區設立、出口加成率與全球價值鏈分工地位提升

（1）數字經濟創新發展試驗區設立與出口加成率。數字經濟創新發展試驗區可通過建設技術創新中心、開設數字技術科技攻關項目、開展進口替代成果等多項舉措，促使內部主體通過學習效應、溢出效應降低生產成本并提高產品質量，有效改善產品生產流程、降低生產誤差[6]，進而提升出口加成率。同時，數字經濟創新發展試驗區通過構建數字經濟綜合評價指標、數據分析等手段，根據國際市場需求調整自身生產結構，切實提高出口加成率。另外，數字經濟創新發展試驗區借助數字技術賦能優勢，著力構筑新基建、培育新產業、發展新制造、拓展新場景與推進新治理，不斷提高出口產品技術復雜度，驅動出口加成率增長。

（2）出口加成率與全球價值鏈分工地位提升。出口加成率持續提升有利于出口產業結構優化升級，驅動產品功能與價值不斷增加，憑借產品內涵的高價值獲取國際市場話語權，提高全球價值鏈分工地位。不僅如此，出口加成率提升還會形成高投入、高技術的復雜出口模式，并基于貿易網絡向全球擴散，迫使發達國家主導的全球價值鏈分工由高度垂直一體化進行環節分解[7]，進而提高中國全球價值鏈分工地位。據此，本文提出如下假設：

H3：數字經濟創新發展試驗區設立通過出口加成率促進全球價值鏈分工地位提升。

4. 數字經濟創新發展試驗區設立、網絡嵌入度與全球價值鏈分工地位提升

（1）數字經濟創新發展試驗區設立與網絡嵌入度。各數字經濟創新發展試驗區在工作方案中均圍繞數字經貿合作進行系統部署，借以政策紅利、產業優勢促進國際高端技術、人才、資本等各類創新要素集聚試驗區，進而高效鏈接國際頂尖科創資源，不斷提高出口產品國際市場競爭能力，充分提升貿易網絡嵌入度。同時，各數字經濟創新發展試驗區通過數字前沿技術攻堅與國際產業合作，持續強化中國在全球價值鏈中的資源獲取與掌控能力，從而提高中國的貿易網絡嵌入度。

（2）網絡嵌入度與全球價值鏈分工地位提升。貿易網絡嵌入程度表征某一經濟體在全球價值鏈中同其他經濟體的聯系范圍與深度，在一定程度上決定了該經濟體在全球價值鏈中的分工地位[8]。結合前文所述，中國數字經濟創新發展試驗區設立可有力提高網絡嵌入度，為全球價值鏈分工地位提升提供充足動能。網絡嵌入度深化可通過國際貿易合作網絡的上下游生產環節匹配與前向后向產品配套等因素驅動，扎實推動相關產業競爭能力提高[9]，進一步實現全球價值鏈分工地位提升。據此，本文提出如下假設：

H4：數字經濟創新發展試驗區設立通過網絡嵌入度促進全球價值鏈分工地位提升。

三、 研究設計

1. 變量選取

（1）被解釋變量：全球價值鏈分工地位（[GVCDLS]）

梳理國內、國外關于全球價值鏈分工地位的主流核算方法，主要有Koopman等[10]提出的全球價值鏈地位指數、Fally[11]提出的上游度指數及Wang等[12]提出的全球價值鏈位置指數。當中，全球價值鏈位置指數即WWZ方法將總出口完全分解為國內增加值出口、出口國內增加值返還、源自國外的增加值以及雙重計算部分，是學界測算全球價值鏈分工地位的主流方法[13-14]。因此，本文使用基于前向關聯的生產長度與基于后向關聯的生產長度之比，用該指數作為全球價值鏈分工地位的代理變量，具體公式如下：

[GVCDLSit=PLV_GVCDLSit/PLY_GVCDLSit] （1）

式（1）中，[PLV_GVCDLSit]表示[i]產業[t]年前向關聯生產長度，[PLY_GVCDLSit]表示[i]產業[t]年后向關聯生產長度。[GVCDLSit]的數值越大表明中國在全球價值鏈中的位置越靠近上游，說明在全球價值鏈中的分工地位越高。

（2）解釋變量：數字經濟創新發展試驗區設立（[PDVS]）

本文設定區域虛擬變量與時間虛擬變量的交互項作為數字經濟創新發展試驗區設立的代理變量，使用[PDVS]表示。具體而言，若某一區域為試驗區試點則視為1，否則為0；設立之前的年份賦值為0，設置之后的年份取1。

（3）機制變量

第一，貿易數字化（[DNOFTE]）。HellmanzikC[15]基于470億個網址及87個經濟體構建雙邊雙向網址鏈接數量指標，用以衡量貿易數字化的特征。然而，該方法受到網址廢除及新增等諸多因素影響，并不適用于當下研究。有鑒于此，本文沿襲張倩男等[16]的思路，使用投入產出法測算貿易數字化水平。先行測算貿易數字化的直接消耗系數，公式如下：

[Ain=QinYn] （2）

式（2）中，[Ain]為貿易數字化的直接消耗系數，表征[i]企業生產[n]產品直接消耗的數字產出，[Qin]表示[i]企業投入[n]產品的要素總量，[Yn]表示最終產出。其中，直接消耗系數矩陣如下所示：

[A=α11…α1n?…?αn1…αnn] （3）

矩陣[A]主要刻畫中間投入價值與全國出口總額的比值系數，為貿易數字化的代理變量。

第二，出口加成率（[ETMPRE]）。出口加成率是衡量中國外貿質效的核心指標，反映出口經濟體的盈利能力及動態競爭力。Loecker等[17]提出的DLW加成率測算方法可有效降低市場結構約束，并利用半參數法克服生產率無法觀測所產生的估計偏差。因此，本文使用DLW測算出口加成率，公式如下：

[ETMPREiht=θxihtαxiht-1] （4）

式（4）中，[θxiht]表示[i]出口企業某類投入要素的產出彈性，[h]表示出口行業，[αxiht]表示該類投入要素占出口企業產出比重。通常，投入要素包括勞動力與中間品投入?？紤]到中國勞動力投入具有不可變性，僅使用中間品投入作為投入要素。

第三，網絡嵌入度（[NKEGDE]）。本研究使用嵌入中心度與嵌入結構洞指標測算網絡嵌入度，分別表示中國在貿易網絡中的參與程度與控制能力。其中嵌入中心度使用度數中心度、出度中心度與入度中心度表示，公式如下：

[EGCY=i=1，i≠jnwiji=1，i≠jnwoutii=1，i≠jnwini]" （5）

式（5）中，[EGCY]代表嵌入中心度；[wij]代表中國與其他節點連接邊的權值；[wouti]代表中國與其他節點出邊上的權值；[wini]代表中國與其他節點入邊的權值。另外，嵌入結構洞指標使用“1-限制度”表示。

（4）控制變量

結合已有研究[18-20]，本文控制如下變量：第一，數字技術創新（[DTINLL]），使用數字經濟實用新型與發明專利授權數量的對數表示數字技術創新水平。第二，自然資源稟賦（[NLREET]），用礦石與金屬出口規模與出口總額的比重表示。第三，資本存量密度（[CLSKDY]），使用資本形成總額與全國生產總值的比重衡量。第四，經濟發展基礎（[FSECDT]），使用人均國內生產總值表示經濟發展基礎（2016年不變價美元）。第五，貿易地理優勢（[TEGLAS]），當某一經濟體具有沿海邊境線時設定為1，否則為0。

2. 模型構建

（1）基準回歸模型

本文結合王偉龍[21]的研究，構建雙重差分模型如下：

[GVCDLSit=β0+β1PDVSit+β2Xit+Industryi+Timet+εit] （6）

式（6）中，[GVCDLSit]表示[i]企業[t]年全球價值鏈分工地位；[β0]表示截距項；[PDVSit]表示數字經濟創新發展試驗區設立的政策虛擬變量；[β1]表示數字經濟創新發展試驗區設立的影響系數；[Xit]表示系列控制變量；[Industryi]表示企業固定效應；[Timet]表示時間固定效應；[εit]表示隨機擾動項。

（2）機制檢驗模型

本文沿襲江艇[22]思路，基于已經提出的貿易數字化、出口加成率、網絡嵌入度等機制變量，構建如下模型：

[GVCDLSit=δ0+δ1Mit+β2Xit+Countryi+Timet+εit] （7）

式（7）中，[M]為研究備擇機制變量，即貿易數字化、出口加成率、網絡嵌入度。該式主要用于檢驗機制變量對被解釋變量的影響，即重點觀察[δ1]的顯著性。若[δ1]顯著，表明該機制變量對全球價值鏈分工地位具有直接而顯然的影響，可進一步識別數字經濟創新發展試驗區設立對機制變量的影響。在此基礎上，構建如下模型：

[Mit=γ0+γ1PDVSit+γ2Xit+Countryi+Timet+εit] （8）

若[γ1]顯著為正，證實該機制變量在數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響中發揮中介作用。

3. 樣本選擇與數據來源

2016年5月，中辦、國辦印發《國家創新驅動發展戰略綱要》1，強調“開展區域全面創新改革試驗，建設創新型省份和創新型城市”，為后續數字經濟創新發展試驗區設立提供系統指引。有鑒于此，本研究選擇2016—2022作為時間范圍。在此基礎上，以試點區域為實驗組、以非試點區域為對照組，選擇制造產業的滬深A股2987家上市企業為研究樣本。為確保研究數據可得性與準確性，對研究樣本做如下處理：（1）剔除樣本期內制造企業所在地區變更的樣本；（2）剔除ST與*ST制造企業，最終獲得20909個觀測值。數據主要來源于中國工業企業數據庫、中國海關貿易數據庫、歷年《中國統計年鑒》、統計公報、世界銀行數據庫、WIOD數據庫、CEPII數據庫、UNCTAD數據庫、ADBMRIO數據庫以及UIBE GVC Indicators數據庫。針對WIOD數據庫斷代問題，基于ADB數據作延續處理；針對部分指標偶有年限數據缺失情況，使用均值替代法進行補齊。

四、 實證分析

1. 變量描述性統計

全部變量描述性統計如表1所示。可以發現，全球價值鏈分工地位的最大值為2.258，最小值為0.253，基本符合實際情況。

表1" 變量描述性統計

[變量名稱 變量符號 觀測數量 均值 標準差 最小值 最大值 全球價值鏈分工地位 [GVCDLS] 20909 1.075 0.062 0.253 2.258 數字經濟創新發展試驗區設立 [PDVS] 20909 0.450 0.542 0.000 1.000 貿易數字化 [DNOFTE] 20909 2.079 1.036 0.424 5.875 出口加成率 [ETMPRE] 20909 1.026 0.892 0.568 3.079 網絡嵌入度 [NKEGDE] 20909 1.113 0.883 0.573 4.032 數字技術創新 [DTINLL] 20909 2.022 0.846 0.942 5.075 自然資源稟賦 [NLREET] 20909 1.095 0.732 -1.032 4.346 資本存量密度 [CLSKDY] 20909 2.073 0.465 1.487 4.062 經濟發展基礎 [FSECDT] 20909 2.983 0.875 1.643 6.559 貿易地理優勢 [TEGLAS] 20909 0.352 0.448 0.000 1.000 ]

2. 平行趨勢檢驗

構建模型如下進行平行趨勢檢驗：

[GVCDLSit=β0+k=-34βkPDVSit+β2Xit+Industryi+Timet+εit] （9）

式（9）中，[βk]代表政策實施前后的差異。研究設定政策實施前3年與后4年為平行趨勢檢驗區間，結果詳見圖1。圖1顯示，全球價值鏈分工地位在政策實施前并不具有顯著差異，在政策實施之后顯著為正，滿足平衡趨勢建設，可以應用雙重差分模型進行檢驗。

3. 政策效應評估

基于前文所構式（6）開展基準回歸檢驗，具體結果列于表2?？梢园l現，在依次加入控制變量之后，數字經濟創新發展試驗區設立的估計系數均在1%水平上顯著為正，證實數字經濟創新發展試驗區設立可有效提升全球價值鏈分工地位。出現這一現象的原因可能在于，中央政府基于數字經濟創新發展試驗區這一試點契機，通過聚合社會要素資源為技術攻關迭代和商用轉化提供動能支持，并聚焦數據跨境流動、數據交易成熟模式及離岸數據加工等產業項目進行探索，搶占全球創新創業創造高地，助力中國在新一輪國際分工中占據有利地位。由此，研究證實假設H1成立。

梳理各控制變量對全球價值鏈分工地位的影響效應發現，數字技術創新、自然資源稟賦、資本存量密度、經濟發展基礎的影響系數至少在10%水平上顯著為正，表明上述因素均可提升全球價值鏈分工地位。貿易地理優勢的影響系數為-0.125，且不顯著。

4. 內生性討論

本文選擇數據要素規模（[SDES]）作為國家數字經濟創新發展試驗區的工具變量，并應用工具變量法克服雙重差分模型可能存在的內生性問題。表3為內生性檢驗結果。表3中數據顯示，LM在1%置信水平拒絕工具變量不可識別的原假設；Wald F統計量超過弱工具變量15.472的臨界值，證實并不存在弱工具變量；Hansen J統計量為0，證實工具變量并無過度識別問題。另外，將工具變量納入基準回歸模型與國家數字經濟創新發展試驗區設立同時回歸可以發現，對應系數并不顯著[表3列（1）]。這一結果表明工具變量影響全球價值鏈分工地位除了作用于國家數字經濟創新發展試驗區設立的路徑實現，并無其他機制，證明工具變量滿足外生性條件。

5. 穩健性檢驗

（1）排除同質政策影響。本文剔除2017年以后成為自由貿易試驗區轄屬的制造企業重新回歸，結果見表4列（1）。數據顯示，排除自由貿易試驗區政策影響以后，國家數字經濟創新發展試驗區設立的影響系數在1%水平上顯著為正，證實基準回歸結果具有穩健性。另外，剔除創新型試點省份轄屬的制造企業重新回歸，結果見表4列（2）。根據列（2）數據，排除創新型試點省份政策影響之后國家數字經濟創新發展試驗區設立的影響系數為0.503，仍在1%水平上顯著為正，再次印證研究假設H1成立。

（2）PSM-DID檢驗。以數字技術創新、自然資源稟賦、資本存量密度、經濟發展基礎及貿易地理優勢為參照變量，使用樣條匹配、近鄰匹配與半徑匹配重新進行傾向得分匹配，并結合雙重差分模型開展穩健性檢驗，結果列于表4列（3）至列（5）?？梢园l現，無論使用何種方法匹配回歸，國家數字經濟創新發展試驗區設立的影響系數均在1%水平上顯著為正，表明國家數字經濟創新發展試驗區設立可有效促進全球價值鏈分工地位提升，假設H1得證。

（3）變更樣本范圍。本研究將樣本期間調整為2016—2022年重新進行回歸，結果列于表5列（1）。結果表明，國家數字經濟創新發展試驗區設立的回歸系數為1.101，且在1%水平上通過顯著性檢驗，證明變更樣本范圍以后結論依然穩健。

（4）反事實檢驗。本文將研究政策時間提前至2010年重新開展回歸，結果詳見表5列（2）。可以知悉，改變政策實施時間之后國家數字經濟創新發展試驗區設立的回歸系數雖為0.627，但并未通過顯著性檢驗，證實基礎回歸結果有效。

（5）反向因果檢驗。將國家數字經濟創新發展試驗區設立作為被解釋變量，選擇全球價值鏈分工地位的滯后一期作為解釋變量開展回歸。若回歸系數并非顯著為正，證實研究并不存在反向因果問題，結果如表5列（3）所示。可以知悉，全球價值鏈分工地位的滯后一期系數為正但不顯著，表明前文基準回歸結果并不存在反向因果關系，充分證明假設H1成立。

6. 異質性檢驗

（1）產業屬性異質性檢驗。根據國家統計局《高技術產業（制造業）分類（2013）》，本文將所選樣本企業劃分為高技術制造業、非高技術制造業。其中，高技術制造業包括醫藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫療儀器設備及儀表儀器制造，信息化學品制造等6大類，其余為非高技術制造業，回歸結果如表6列（1）（2）所示。根據回歸結果可知，國家數字經濟創新發展試驗區設立對高技術制造業全球價值鏈分工地位的提升作用顯著高于非高技術制造業，且通過Chow檢驗。究其根本，高技術制造業具有一定技術底蘊，并依靠技術支持已初步占據全球價值鏈分工地位。國家數字經濟創新發展試驗區設立通過集聚各類資源，賦能高技術制造業追趕前沿技術，攀升全球價值鏈分工地位。

（2）產權性質異質性檢驗。與非國有制造企業相比，國有制造企業能夠獲得更多政策、金融資源支持，這導致國家數字經濟創新發展試驗區設立對不同產權性質制造企業全球價值鏈地位的影響作用出現差異。根植于此，本文依據控股比例將研究樣本劃分為國有制造企業、非國有制造企業。具體而言，國家控股超過50%歸為國有制造企業，國家控股低于50%歸為非國有制造企業，結果列于表6列（3）（4）?？梢灾?，國家數字經濟創新發展試驗區設立對非國有制造企業全球價值鏈地位的促進作用更為顯著，且該結果通過Chow檢驗。

7. 機制檢驗

應用前文所構式（7）與式（8）開展機制檢驗，結果列于表7。其中，列（1）（2）用于檢驗貿易數字化是否在國家數字經濟創新發展試驗區設立促進全球價值鏈分工地位提升中發揮傳導機制；列（3）（4）用于檢驗出口加成率是否具有傳導作用；列（5）（6）用于檢驗網絡嵌入度是否發揮機制作用。根據列（1）數據，貿易數字化的影響系數為0.375，在1%水平上顯著，表明貿易數字化有利于提升全球價值鏈分工地位。進一步根據列（2）結果可知，貿易數字化在數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響過程發揮傳導作用，假設H2得證。分析原因如下，數字經濟創新發展試驗區以數字技術融合為重點，推進國際貿易技術手段、組織模式、貿易標的與交易方式數字化變革，有效降低跨境交易成本且產生更多貿易流量，驅動中國在全球價值鏈分工環節的地位得以升級。

依據表7列（3）數據，出口加成率對全球價值鏈分工地位的影響在1%水平上顯著為正，表明機制變量對被解釋變量具有直接而顯著的影響這一前提條件成立。結合列（4）數據可知，數字經濟創新發展試驗區設立通過提高出口加成率促進全球價值鏈分工地位提升，驗證假設H3。深度解析出現這一現象的原因，數字經濟創新發展試驗區集聚各類要素資源推進自主創新能力提高與技術進步，助務中國擺脫以往依賴廉價勞動資源稟賦優勢承接全球價值鏈勞動密集型環節分工的困境，有效提高外貿附加值創造能力與成本節約水平，切實提升全球價值鏈分工地位。

綜合表7列（5）（6）回歸系數可知，網絡嵌入度在數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響過程發揮機制作用，假設H4得證。分析出現這一現象的原因，中國以數字經濟創新發展試驗區為窗口，依托國內超大市場規模效應與消費潛能吸引全球優勢生產要素和高質量外資充分流入，并依靠國際產能合作將傳統“大進大出”的貿易模式轉變為“優進優出”，形成高標準自由貿易區網絡且強化網絡嵌入度，助力中國全球價值鏈分工地位提升。

8. 空間溢出效應的拓展檢驗

根據LM檢驗、Hausman檢驗、Wald檢驗及LR檢驗結果，本研究適用于企業、時間雙項固定的空間杜賓模型進行回歸分析。由此，在式（6）基礎上構建空間杜賓模型，公式如下：

[GVCDLSit=β0+κj=1NWij×GVCDLSit+β1PDVSit+λj=1NWij×PDVSit+β2Xit+Industryi+Timet+εit] （10）

式（10）中，[Wij]代表空間權重矩陣，包括地理反距離矩陣（[W1]）、經濟地理嵌套矩陣（[W2]），其余變量含義同上。為提高空間溢出效應檢驗的有效性，研究在[W1]、[W2]的基礎上引入鄰接權重矩陣（[W3]）進行穩健性檢驗，具體結果列于表8。根據表8中結果列示，在[W1]、[W2]及[W3]不同類型的空間權重矩陣下，國家數字經濟創新發展試驗區設立的估計系數以及空間相關性系數ρ均顯著為正，證實國家數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響具有正向空間溢出效應。由此，假設H5得到初步驗證。進一步應用偏微分方法分解影響效應，得到直接、間接與總效應。根據間接效應結果，國家數字經濟創新發展試驗區設立對相鄰區域全球價值鏈分工地位亦可產生顯著正向影響，即國家數字經濟創新發展試驗區設立具有正向空間溢出效應，充分證實假設H5。可以推斷，數字經濟創新發展試驗區設立能夠充分發揮試點的制度示范效應、技術擴散效應與知識傳遞效應，可促使相鄰區域制造產業實現產業結構升級、提高產品技術含量，助力提升全球價值鏈分工地位提升。

五、 結論與建議

本研究基于2016—2022年中國滬深A股2987家上市制造企業面板數據，將國家數字經濟創新發展試驗區視為一項準自然實驗，運用雙重差分、機制檢驗及空間杜賓模型實證考察了國家數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位的影響效應及作用機制。研究發現：第一，國家數字經濟創新發展試驗區設立利于提升全球價值鏈分工地位。在經過內生性處理及排除同質政策影響、PSM-DID檢驗、變更樣本范圍、反事實檢驗在內的穩健性檢驗后，該結論依然成立。第二，相較于非高技術制造業、國有制造企業，國家數字經濟創新發展試驗區設立對高技術制造業、非國有制造企業全球價值鏈分工地位的提升作用更為顯著。第三，引入貿易數字化、出口加成率與網絡嵌入度機制變量進行檢驗，結果表明國家數字經濟創新發展試驗區設立主要通過貿易數字化、出口加成率與網絡嵌入度間接促進全球價值鏈分工地位提升。第四，國家數字經濟創新發展試驗區設立對全球價值鏈分工地位提升的影響具有正向空間溢出效應。

根據研究結論，本文提出以下建議：

其一，發揮數字經濟創新發展試點標桿效應，開辟全球價值鏈分工地位提升新賽道。第一，中央政府應依托現有數字經濟創新發展試點，支持制造領域市場主體以國際市場需求為導向，逐步建立健全數字產業發展、數字經濟政策、數字資源配置與數字開放戰略，為全球價值鏈分工地位提升提供數字經濟支持。第二，試點區域政府應立足數字經濟創新發展試點的標桿效應，結合區域實際情況構建與數字經濟發展相適應的政策體系和制度環境，借此突破一批關鍵核心技術、打造一批特色優勢產業，助力全球價值鏈分工地位提升。

其二，扎實推動貿易全鏈條數字化轉型升級，打造全球價值鏈分工地位提升新引擎。一方面，制造企業應當全面推進生產數字化、智能化轉型，依托數字技術、平臺消費開展大數據分析工作，打造國際柔性供應鏈，適應國際定制的、高頻的市場需求，提高全球價值鏈分工地位。另一方面，試點政府應引導區域制造龍頭企業積極布局全球產業鏈供應鏈，培育具有全球資源整合能力的數字貿易平臺，借助數字貿易平臺制定供應鏈產品信息、數據采集、指標口徑、交換接口、數據交易等關鍵共性標準，為全球價值鏈分工地位提升提供支撐。

其三，驅動高技術制造企業鏈式集群化發展，構建全球價值鏈分工地位提升新動能。試點區域政府部門須依托數字經濟創新發展試驗區設立的政策支持紅利，制定重點產業鏈圖譜、產業龍頭企業和重點項目、產業鏈技術創新體系、形成產業鏈上下游集聚的重點園區與產業區塊，利用集聚優勢瞄準國內外產業發展前沿和最新趨勢持續優化產品結構，進一步提高產品競爭力和市場占有率，助力全球價值鏈分工地位提升。

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基金項目：河南省哲學社會科學規劃項目“河南農村普惠金融賦能鄉村振興影響機理與助推機制研究”（項目編號2021BJJ077）；河南省哲學社會科學規劃項目“河南省金融支持數字農業發展的實施路徑研究”（項目編2022BJJ083）。

作者簡介：劉軍英，女，碩士，平頂山學院經濟管理學院副教授，研究方向為數字經濟、財務管理。

（收稿日期：2024-04-29" 責任編輯：蘇子寵）