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This study takes listed manufacturing enterprises in China from 2011 to 2023 as the research object, and empirically analyzes the impact and mechanism of digital technology innovation spillover on the global value chain upgrading of manufacturing enterprises by using benchmark regression model, mediating effect model, moderating effect model and spatial Durbin model. The research results show that the spillover of digital technology innovation can significantly promote the global value chain upgrading of manufacturing enterprises. After conducting endogeneity tests and robustness tests such as replacing the benchmark model, changing sample intervals, tailing treatment, replacing explanatory variables, and adding other control variables, this conclusion still holds. Heterogeneity analysis indicates that the spillover of digital technology innovation has a stronger promoting effect on the global value chain upgrading of enterprises in the eastern region and technology-intensive manufacturing industries. The mediating effect test reveals that the spillover of digital technology innovation can promote the global value chain upgrading of manufacturing enterprises by promoting the development of new quality productivity. The analysis of the moderating effect indicates that high-level-standard opening up positively moderates the promoting effect of digital technology innovation spillover on the global value chain upgrading of manufacturing enterprises. The analysis of spatial spillover effects confirms that the impact of digital technology innovation spillover on the global value chain upgrading of manufacturing enterprises has a positive spatial spillover effect.
Compared to prior work,this research makes several notable contributions: first, it is the first to link digital-technology innovation spillovers to GVC upgrading using a panel of Chinese listed manufacturers (2011-2023), broadening the research perspective on the global value chain upgrading of manufacturing enterprises. Second, it explores the heterogeneous impacts of digital technology innovation spillover on the global value chain upgrading of manufacturing enterprises across different factor intensities and regional contexts. Such an analysis enriches the empirical landscape in related fields by uncovering context-specific dynamics. Furthermore, the study examines the mediating role of new-quality productive forces and the moderating effect of high-standard opening-up. This investigation refines the causal chain through which digital technology innovation spillovers influence manufacturing firms' GVC upgrading. Finally, considering the spatial spillover effect of digital technology innovation, the study reveals the law of how digital technology innovation spillover affects the global value chain upgrading of manufacturing enterprises, providing a useful reference for manufacturing enterprises seeking to advance their position in global value chains. In accordance with the analysis, this paper proposes to enhance the level of digital technology innovation and promote the upgrading of the global value chain of manufacturing enterprises, make efforts to optimize the supply of new types of factors and consolidate the foundation for the development of new quality productivity, and build a new highland of institutional opening up and deepen high-standard opening up, so as to provide theoretical references for accelerating the global value chain upgrading of manufacturing enterprises.
In the future, the research period can be further extended to obtain more accurate analysis results. Moreover, given that the samples used in this paper are listed manufacturing enterprises, the universality of the conclusions is limited. Future research could delve into the analysis of the effect path of digital technology innovation spillover on the global value chain upgrading of the manufacturing industry from the perspectives of cities and provinces.
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随着全球价值链分工体系的形成与深化,中国产品科技含量高、劳动力资源丰富的比较优势得以发挥,使得制造业企业全球价值链攀升成为推进中国经济高质量发展的重要内容。制造业企业全球价值链攀升是指一国或地区的制造业企业通过技术升级、服务优化、结构转型等方式,从全球价值链低附加值环节向高附加值环节跃迁的过程[1]。2023年12月,工业和信息化部等八部门联合印发《关于加快传统制造业转型升级的指导意见》,提出“到2027年,传统制造业高端化、智能化、绿色化、融合化发展水平明显提升,有效支撑制造业比重保持基本稳定,在全球产业分工中的地位和竞争力进一步巩固增强”。2024年12月,工业和信息化部等三部门联合印发《制造业企业数字化转型实施指南》,强调“推动制造业企业数字化转型是一项系统工程,……,以场景数字化为切入点”。这为制造业企业全球价值链攀升提供了方向指引。现阶段中国制造业内部存在附加值偏低、生产成本较高等挑战,制约了制造业企业全球价值链攀升。近年来,随着以数字孪生、计算机视觉为代表的数字技术取得突破,数字技术创新展现出显著的溢出效应。数字技术创新溢出具有正外部性特点,能够打破地理距离限制,使得数字要素和数据资源深度融入全球生产体系。同时,有效缓解制造业企业信息不对称,降低贸易成本,提升制造业企业规模经济效益,为制造业企业全球价值链攀升提供有力支撑。鉴于此,研究数字技术创新溢出如何推动制造业企业全球价值链攀升具有重要的理论与现实意义。
当前学界相关研究主要包括以下方面:第一,关于数字技术创新溢出的研究。有学者从影响效应视角分析数字技术创新溢出。赵立斌和张梦雪[2]基于数字技术创新溢出展开实证分析,发现数字技术创新溢出能够促进数字产业化、产业数字化,进而提升全球价值链结构性权力。还有学者从相关视角探究数字技术创新的影响效应,指出数字技术创新能够赋能中国式现代化[3]、生产链延伸[4]、企业数据资产增长[5]。第二,关于制造业企业全球价值链攀升的研究。多数学者探究制造业企业全球价值链攀升的影响因素,发现汇率变动[6]、城市群空间集聚[7]、数字贸易[8]、数字产业[9]均能够促进制造业企业全球价值链攀升。第三,关于数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升关系的研究。鲜有文献直接探析数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升的关系,有部分学者从相关视角展开研讨。李晓静等[10]研究发现,数字技术可正向影响制造业企业全球价值链攀升。宋林等[11]实证检验发现,数字技术创新能够显著促进制造业企业全球价值链攀升。张倩莎和罗伟[12]指出,技术创新对制造业企业全球价值链攀升具有驱动效应。
梳理上述文献可知,数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升已有一定的研究积累,这为本文奠定了理论基础。但关于数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升关系的研究则相对较少,难以明晰数字技术创新溢出影响制造业企业全球价值链攀升的机制和效应。因此,本文从以下方面展开探究:其一,分析在不同要素密集度和地区下,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的差异化影响,以丰富相关领域研究。其二,考察新质生产力的中介作用与高水平对外开放的调节作用,完善数字技术创新溢出影响制造业企业全球价值链攀升的因果链条。其三,进一步分析空间溢出效应,揭示数字技术创新溢出影响制造业企业全球价值链攀升的规律,为制造业企业全球价值链攀升提供有益参考。
从微笑曲线理论视角看,企业全球价值链攀升一般是企业由生产和加工等低附加值环节往上游研发、下游营销等高附加值环节延伸的过程[13]。从经典西方经济学视角看,数字技术创新溢出也可称为数字技术创新的正外部性,是数字技术创新主体在非自愿情形下,依托数字技术创新活动对其他社会经济主体产生的福利溢出(张煜等,2023)。聚焦制造业视角可知,数字技术创新溢出是不同领域制造业企业在开展数字技术创新活动时,依托数字技术连接性和扩展性优势,实现相互渗透、分工协作和边界融合的过程。这可助力制造业企业增加产品附加值、提高数字服务可得性、降低外部交易成本、保障运营稳定性,进而实现全球价值链攀升。其一,增加产品附加值。随着数字技术创新溢出效应的有效发挥,制造业企业能够组合运用5G技术、工业软件等数字技术(陈林等,2023),优化产品生产流程、升级产品质量,进而有效增加产品附加值,实现全球价值链攀升。其二,提高数字服务可得性。在数字技术创新溢出过程中,制造业中的数字技术领导企业能够为其余传统企业提供在线支付、移动应用服务,提高传统制造业企业数字服务可得性,助力制造业向智能化、数字化转型升级[14],从而促进制造业企业全球价值链攀升。其三,降低外部交易成本。在数字技术创新溢出效应发挥过程中,大数据分析和机器学习算法深度渗透至制造业贸易合作领域,助力制造业企业解决贸易信息不对称问题,降低外部交易成本,塑造成本竞争优势的同时,精准掌握国内外市场需求,抢占市场份额,实现全球价值链攀升。其四,保障运营稳定性。随着数字技术创新溢出效应持续增强,制造业企业能够依托跟踪技术打造高效闭环、智能监管的治理模式[5],快速捕获产业链上下游生产经营信息,更好识别和降低市场风险,由此提升自身运营稳定性,为全球价值链攀升奠定基础。基于此,提出如下研究假设:
H1:数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升具有正向促进作用。
在数字技术创新溢出过程中,数字技术正向作用于制造业全链条的改造升级,能够加快数字技术产业化、市场化以及商业化步伐,催生新质劳动者、新质劳动资料、新质劳动对象,赋能新质生产力发展。其一,数字技术创新溢出能够催生新质劳动者。在数字技术创新溢出的赋能下,移动网络、计算机视觉等数字技术在制造业广泛应用,使得制造业就业门槛提高,倒逼劳动者以掌握自动化、数据分析技能的方式适应新生产要求,由此培养出一支熟悉国际技术前沿、重视技术成果应用转化的新质劳动者,提升新质生产力发展水平。其二,数字技术创新溢出赋能新质劳动资料迭代升级。在数字技术创新溢出过程中,先进的生产技术和工艺不断涌现,可促进现代信息技术的集成创新,推动新质劳动资料向网络化、智能化方向迭代[15],为新质生产力发展奠定基础[16]。其三,数字技术创新溢出推动新质劳动对象涌现。在数字技术创新溢出影响下,数据、技术、知识成为新型生产要素,并通过融合渗透至协同创新网络,推动数字孪生、智能算法的交叉应用,催生电子元件、机械零部件等多种劳动对象,进而赋能新质生产力发展。
作为经济增长和产业变革的核心驱动力之一,新质生产力以创新为主导,具有高质量、高科技、高效能的特点[17]。基于全球价值链理论视角,新质生产力促进制造业企业全球价值链攀升的逻辑在于依托生产要素创新性配置和技术革命性突破,打破“低端锁定”[18],塑造核心竞争优势。一方面,新质生产力具有生产要素创新性配置优势,可助力制造业企业实现生产要素的帕累托改进,摆脱高污染、高排放的传统发展模式,逐步由低附加值环节跃迁至高附加值环节,破除全球价值链“低端锁定”困境[19],加速全球价值链攀升。另一方面,新质生产力具备技术革命性突破优势,可依托前沿性、颠覆性技术优势,助力制造业企业创新商业模式、升级组织管理,在国内外市场形成核心竞争优势,实现全球价值链攀升。根据以上分析,提出如下研究假设:
H2:数字技术创新溢出能够通过新质生产力赋能制造业企业全球价值链攀升。
新古典经济学理论认为,对外开放和自由贸易可通过知识技术溢出、专业化分工和规模效应带动一国产业结构升级和经济增长[20-21]。作为自由贸易和对外开放的直接体现,高水平对外开放以自由贸易试验区为门户枢纽,具有“引进来”和“走出去”双重优势[22],能够促使我国有序融入国际贸易网络,集聚全球数字技术资源,强化数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能效应。首先,作为高水平对外开放的先行区(别奥等,2024),自由贸易试验区能够带动区块链、人工智能、大数据等技术的跨国合作,加速数字技术跨境流动,打破数字技术贸易壁垒,强化数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能效应。其次,高水平对外开放具有“引进来”优势,能够引进国际先进数字设备和技术,助力我国制造业企业实现数字前沿技术突破,从而加速数字技术创新成果扩散,增强数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能效应。最后,高水平对外开放可深化“走出去”这一重要途径,畅通国内国际双循环渠道,带动我国数字技术国际化,使我国制造业企业更容易接触到国际最新技术研发信息,进而在数字技术创新上取得突破性进展,由此增强数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响效应。基于此,提出如下研究假设:
H3:高水平对外开放能够强化数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能作用。
本文选取2011—2023年中国制造业A股上市企业为研究样本,剔除金融类、ST、PT以及数据缺失的企业,最终获得16 112个观测值。相关数据来源于《中国科技统计年鉴》《中国统计年鉴》,CSMAR数据库和Wind数据库,国家部委官网数据、海关总署及其各地机构官网数据。另外,被解释变量制造业企业全球价值链攀升2011—2017年的数据主要源自对外经济贸易大学全球价值链研究院编制的UIBE_GVC数据库。鉴于该数据库2017年后截止更新,此处根据已知年份制造业全球价值链地位指数的年均增长率推算得到2018—2023年数据。对于变量的个别缺失数据采用线性插值法补齐。
2.2.1 被解释变量
制造业企业全球价值链攀升(Gvc)。制造业企业全球价值链攀升是指制造业企业在全球价值链中从低附加值环节向高附加值环节的升级过程[23]。在这一过程中,制造业企业通过技术创新、市场拓展和产业链整合等手段,提升自身竞争力和市场地位,从而获得更高收益。参考周文慧等[8]、韩忠雪和高心仪[24]的研究,在测算出制造业行业全球价值链地位的基础上,使用加权法衡量制造业企业全球价值链攀升。具体步骤如下:
第一步,计算前向关联长度与后向关联长度之比,测算出制造业行业到全球价值链两端的相对距离,以此衡量制造业全球价值链地位。
Gvcjt=Plv_Gvcjt/Ply_Gvcjt
(1)
式(1)中,Plv_Gvcjt表示前向关联长度;Ply_Gvcjt指代后向关联长度;Gvcjt映射j制造业行业t年的全球价值链地位。
第二步,以息税前收益率刻画制造业企业边际利润,计算出制造业企业息税前利润与制造业行业平均息税前利润之比,进一步测算制造业企业全球价值链地位的权重,以此衡量制造业企业全球价值链攀升。
Gvcit=Ebitit/Ebitjt×Gvcjt
(2)
式(2)中,Gvcit表示i企业t年的全球价值链地位;Ebitit表征i企业t年的息税前收益率个体值;Gvcjt反映j行业t年的全球价值链地位;Ebitjt代表j行业t年的息税前收益率行业均值。
2.2.2 解释变量
数字技术创新溢出(Dti)。数字技术创新溢出是指数字技术创新主体通过进行数字技术创新活动,影响其他主体价值创造的过程[25]。现实来看,制造业数字技术领导企业能够产生与其行业势力相匹配的数字技术影响力。此处参考已有研究[26],以行业—年度销售收入在市场中的占比反映每个制造业公司数字技术溢出效应的权重,并进一步加权得出数字技术创新溢出指标,衡量数字技术创新溢出水平。具体构建公式如下:
(3)
式(3)中,s行业中i企业在t年的数字技术创新溢出水平用Dtiist表征,
表示在s行业中除了i企业以外其余所有企业在t年研究与开发投入的总和,Ajst为j公司行业一年的主营业务收入占比。
2.2.3 中介变量
新质生产力(Tep)。新质生产力是以工业互联网、大数据、物联网等技术为基础,对劳动者、劳动资料、劳动对象进行优化组合的先进生产力[27]。立足于全球格局演变与经济发展态势的深度研判,新质生产力的核心在于通过技术革新驱动产业升级,为产业实现高质量发展和迈向全球价值链中高端创造条件。借鉴相关研究成果[28-30],从新质劳动者、新质劳动对象、新质劳动资料3个层面出发,构建新质生产力评价指标体系,如表1所示。在此基础上,采用熵权法测算新质生产力发展水平。
表1 新质生产力评价指标体系
Table 1 Evaluation index system of new quality productive forces
一级指标 二级指标 测度方法 单位 属性 新质劳动者 员工素质 研发人员数与员工总数的比值 % + 本科及以上学历员工与员工总数的比值 % + 员工平均受教育年限 年 + 管理层素质 CEO 职能经历丰富度 % + 新质劳动对象 数据资产 数据资产总额与资产总额的比值 % + 生态环境 单位能源消耗量与 GDP的比值 % - 工业废水排放量与工业总产值的比值 % - 华证 ESG 评分中环境层面得分 分 + 数字技术应用 企业层面机器人渗透率 % + 企业年报中大数据技术应用关键词词频加1的自然对数值 - + 新质劳动资料 数智劳动资料 企业申请专利的自然对数 - + 数字化相关资产与无形资产总额的比值 % + 企业年报中智能化词频的自然对数 - + 绿色劳动资料 企业申请绿色发明专利与专利总数的比值 % +
2.2.4 调节变量
高水平对外开放(Open)。高水平对外开放是指国家在全球化进程中,通过积极参与国际分工合作,深度对接国际高标准经济贸易准则的过程[31],强调实现多领域、高质量开放,有助于推动经济高质量发展。开放基础、开放程度、开放政策是我国高水平对外开放的重要衡量标准,而经济贸易合作则是高水平对外开放的直接体现。因此,借鉴既有文献[32-33],将开放基础、开放程度、开放政策以及经贸合作作为二级指标,构建高水平对外开放指标体系(见表2),并采用熵值法进行测度。
表2 高水平对外开放指标体系
Table 2 Evaluation index system of high-standard opening up
一级指标 二级指标 衡量方法 单位 属性 高水平 对外开 放 开放基础 财政收入 亿元 + 开放程度 开放口岸类型数量 个 + 进口额与 GDP之比 % + 出口额与 GDP之比 % + 开放政策 开放性金融政策 项 + 开放试点政策 项 + 经贸合作 规模以上外商投资企业数 家 + 对外直接投资 亿美元 +
2.2.5 控制变量
为避免其他因素对制造业企业全球价值链攀升的干扰导致估计结果偏误,参考相关研究[34],选取如下控制变量,增强回归结果的可靠性。
企业规模(Size):制造业企业规模通常反映制造业企业生产经营规模,可能关系到制造业企业规模经济效应的发挥,进而影响制造业企业全球价值链攀升。本文采用规模以上制造业企业固定资产投入表征企业规模。
企业成长性(Growth):制造业企业成长性的强弱往往是制造业企业财务指标、技术迭代更新速度、市场扩张能力的集中体现,可能会对制造业企业全球价值链攀升造成影响。本文使用营业收入增长率刻画企业成长性。
总资产周转率(Ato):制造业企业总资产周转率代表制造业企业的资产有效利用水平,可能会对其价值创造活动造成影响,进而干预制造业企业全球价值链攀升。本文以营业收入占总资产的比重表示总资产周转率。
科研水平(Rd):制造业企业科研水平是衡量制造业企业综合实力和发展潜力的关键指标,关系到制造业企业技术进步、风险应对、可持续发展,进而影响全球价值链攀升。本文使用规模以上制造业企业R&D经费支出测度科研水平。
工资水平(Wage):制造业企业工资水平是制造业企业组织架构和内部稳定性的关键影响因素,与制造业企业全球价值链攀升息息相关,可反映制造业企业员工薪酬待遇和发展前景。本文利用企业工资薪酬与员工数量的比值映射工资水平。
在上述理论分析基础上,构建基准回归模型,深度剖析数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的直接影响效应:
Gvcit=α0+α1Dtiit+αnControlit+δi+λt+εit
(4)
式(4)中,Dtiit代表i企业在t年的数字技术创新溢出水平;Gvcit代表被解释变量制造业企业全球价值链攀升;α0与εit分别为常数项与随机扰动项;系数α1越大,表示数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的提升效应越强;Controlit为控制变量集合;δi、λt分别表示企业固定效应、年份固定效应。
为深入探究数字技术创新溢出影响制造业企业全球价值链攀升的作用机制,参考相关研究[35],构建如下中介效应模型:
Tepit=β0+β1Dtiit+βnControlit+δi+λt+εit
(5)
Gvcit=γ0+γ1Dtiit+γ2Tepit+γnControlit+δi+λt+εit
(6)
式(5)(6)中,Tepit表示中介变量新质生产力,其他变量含义同上式保持一致。
为考察高水平对外开放是否能够调节数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响作用,构建如下调节效应模型:
Gvcit=η0+η1Dtiit+η2Openit+η3Dtiit×Openit+ηnControlit+δi+λt+εit
(7)
式(7)中,Openit表示调节变量高水平对外开放,Dtiit×Openit代表数字技术创新溢出与高水平对外开放的交乘项,其余变量释义与上式相同。需要强调的是,若η3系数均为正,表明高水平对外开放能够正向调节数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响。
为研判数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升影响的空间溢出效应,借鉴Yu等[36]的做法,构建如下空间杜宾模型:
Gvcpt=b0+ρW×Gvcpt+b1W×Dtipt+b2Controlpt+μ1W×Dtipt+∑μ2W×Controlspt+δp+λt+εpt
(8)
式(8)中,Gvcpt表示t年p省的制造业企业全球价值链攀升,W表示空间权重矩阵,ρ表示空间自回归系数值,δp与λt分别表示省份固定效应和年份固定效应。
表3报告了本文的基准回归结果。列(1)～(6)报告了控制企业、年份固定效应并依次增加控制变量企业规模、企业成长性、总资产周转率、科研水平与工资水平后的回归结果。列(1)反映了将企业和年份固定效应纳入回归模型的结果;列(2)～(6)是依次加入控制变量后的回归结果。数据显示,尽管数字技术创新溢出的回归系数有所下降(可归因于控制变量对相关影响的吸收),但依旧通过了1%水平的显著性检验。这说明不论是否加入控制变量,数字技术创新溢出均能够正向影响制造业企业全球价值链攀升。基于此,假设H1得以验证。这一结果从实证层面补充了数字技术创新溢出和制造业企业全球价值链攀升的关系研究。在数字技术创新溢出水平持续提升背景下,制造业行业的数字技术转让、合作研发活动数量增加,能够助力传统制造业企业增强数字技术和数字服务可得性,开发新型数字产品和服务,提高生产经营附加值的同时,抢占国内外市场份额,实现全球价值链攀升。
表3 基准回归结果
Table 3 Benchmark regression results
变 量 ( 1 ) Gv c ( 2 ) Gv c ( 3 ) Gv c ( 4 ) Gv c ( 5 ) Gv c ( 6 ) Gv c Dti 0 . 7 6 8 * * * 0 . 7 4 3 * * * 0 . 6 7 6 * * * 0 . 6 4 5 * * * 0 . 6 1 2 * * * 0 . 5 8 7 * * * ( 3 . 7 5 2 ) ( 3 . 5 2 6 ) ( 3 . 5 2 8 ) ( 4 . 3 5 5 ) ( 3 . 5 7 6 ) ( 4 . 3 4 7 ) Si z e - 0 . 3 3 5 * * * 0 . 2 9 6 * * 0 . 2 4 4 * * 0 . 2 3 7 * * 0 . 2 1 3 * * ( 3 . 8 7 4 ) ( 2 . 2 3 6 ) ( 2 . 2 4 2 ) ( 2 . 2 3 7 ) ( 2 . 3 2 6 ) Gr o wth - - 0 . 1 9 8 * * * 0 . 1 7 4 * * * 0 . 1 6 5 * * * 0 . 1 5 4 * * ( 3 . 0 4 3 ) ( 2 . 8 6 1 ) ( 3 . 1 7 1 ) ( 2 . 2 3 6 ) At o - - - 0 . 2 6 2 * * * 0 . 2 5 4 * * * 0 . 2 3 1 * * ( 3 . 4 7 8 ) ( 3 . 3 5 7 ) ( 2 . 3 3 5 ) Rd - - - - 0 . 1 3 3 * 0 . 0 7 4 * ( 1 . 7 5 4 ) ( 1 . 7 2 6 ) Wa g e - - - - - 0 . 2 7 7 * * * ( 3 . 2 5 7 ) 常 数 项 5 . 3 5 1 * * * 5 . 3 3 1 * * * 5 . 1 6 9 * * * 5 . 3 1 3 * * * 5 . 4 2 1 * * * 5 . 2 8 3 * * * ( 4 . 8 2 3 ) ( 4 . 4 1 2 ) ( 4 . 8 6 5 ) ( 3 . 7 6 3 ) ( 4 . 7 3 4 ) ( 4 . 5 5 1 ) 企 业 固 定 效 应 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 年 份 固 定 效 应 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 N 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 R 2 0 . 8 5 1 0 . 8 5 3 0 . 8 6 7 0 . 8 5 2 0 . 8 2 9 0 . 8 6 4
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,下同
从控制变量看,企业规模、企业成长性、总资产周转率、科研水平与工资水平的回归系数均为正,且至少通过10%的显著性水平检验,符号均为正。这说明所选控制变量均有助于推动制造业企业全球价值链攀升。原因可能在于,制造业企业规模扩大意味着制造业企业会开展大规模采购、生产及销售活动,发挥规模经济效应,降低单位生产成本,能够在全球市场中形成成本竞争优势,加快向全球价值链高端攀升的步伐。制造业企业成长性提升通常伴随着市场份额扩大、营业收入增长和技术创新能力增强,能够助力制造业企业由低附加值环节向高附加值环节跃迁,快速实现全球价值链攀升。总资产周转率较高的制造业企业具备资产高效利用优势,能够快速利用资产创造营收,提高自身盈利能力,赋能全球价值链攀升。科研水平较高的制造业企业拥有颠覆性创新能力,能够提高产品和服务的科技含量,降低对国外技术的依赖,获取产业发展主动权,从而在全球价值链中占据更有利的位置,加快全球价值链攀升进程。工资水平较高的制造业企业具有稳健的组织架构,能够吸引高素质劳动力,降低人员变动所导致的经营风险,激发内部开发新产品、改进生产工艺积极性,由此促进全球价值链攀升。
3.2.1 内生性检验
数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升可能存在反向因果关系,进而造成估计偏差。为此,本文采用如下方法进行内生性检验:一是解释变量滞后一期。参考相关研究[37-38],对数字技术创新溢出做滞后一期处理,并重新进行回归分析,详见表4列(1)。观察数据可知,数字技术创新溢出滞后一期的回归系数在1%统计水平上显著为正,意味着基准回归模型较为可靠。二是引入工具变量。借鉴王梦颖[39]的研究思路,选取1967年总的邮电基础设施数量作为数字技术创新溢出的工具变量(IV),并使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归分析,如列(2)(3)所示。从结果看,分析列(2)第一阶段回归估计结果发现,Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk Ward F统计量均通过显著性检验,这表明所选工具变量具备有效性。列(3)汇报了第二阶段的检验结果,可以发现,数字技术创新溢出的显著性以及方向与基准回归结果无异。这表明在考虑内生性问题后,数字技术创新溢出仍能正向影响制造业企业全球价值链攀升,进一步验证结论的稳健性。
表4 内生性检验结果
Table 4 Endogeneity test results
变量 解释变量 滞后一期 (1) Gvc 引入工具变量 (2) (3) Dti Gvc L1.Dti 0.343 *** (3.542) - - IV - 0.424 *** - (4.315) Dti - - 0.418 *** (3.552) 控制变量 控制 控制 控制 常数项 5.163 *** 5.432 *** 5.268 *** (4.253) (4.437) (4.105) 企业固定效应 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 Kleibergen-PaaprkLM 统计量 - 134.223 *** - [0.000] Kleibergen-PaaprkWardF 统计量 - 315.476 *** - {16.38} N 16112 16112 16112 R 2 0.813 0.837 0.847
注:[]内为p值,{}内为Stock-Yogo弱识别检验10%水平的临界值
3.2.2 稳健性检验
(1)替换基准模型。 为克服估计模型选取偏差对实证结果的干扰,参考相关研究,将前文基准模型替换为Tobit模型[40],再次检验结果如表5列(1)所示。其中,数字技术创新溢出的回归系数仍通过了1%显著性水平上的正向检验,意味着数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升具有正向影响,再次证明研究结论较为稳健。
表5 稳健性检验结果
Table 5 Robustness test results
变量 (1) (2) (3) (4) (5) 替换为 Tobit模型 更换样本区间 缩尾处理 替换解释变量 添加其他控制变量 Dti 0.374 *** 0.429 *** 0.427 *** 0.369 *** 0.412 *** (5.277) (4.734) (3.337) (4.033) (3.997) 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 Liqud 0.229 ** (2.341) Hhi 0.235 ** (2.114) 常数项 5.352 *** 5.253 *** 5.567 *** 6.085 *** 6.552 *** (5.113) (5.548) (4.437) (4.697) (4.354) 企业固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 N 16112 14868 16112 16112 16112 PseudoR 2 0.853 R 2 0.877 0.858 0.882 0.851
(2)更换样本区间。 考虑到2020年新冠疫情对数字技术创新带来外部冲击,进而对研究结论产生干扰,因此参照刘鑫等[41]的研究思路,将2020年的样本剔除,并再次进行检验。分析表5列(2)可以发现,在更换样本区间之后,数字技术创新溢出的回归系数与基准回归结果均无明显差异,证明前文研究结论具有稳健性。
(3)缩尾处理。 为避免各变量在分析中出现极端值,对各研究变量进行上下1%缩尾处理后再次分析,具体结果如表5列(3)所示。数字技术创新溢出的回归系数在1%水平上显著为正,表明在缩尾处理后,数字技术创新溢出仍显著推动制造业企业全球价值链攀升,验证了研究结论的稳健性。
(4)替换解释变量。 选取位于同一省份其他城市的制造业上市企业技术创新水平,以此作为数字技术创新溢出的代理变量进行稳健性检验,结果如表5列(4)所示,数字技术创新溢出的回归系数与基准检验一致。由此表明,本文研究结论具有稳健性。
(5)添加控制变量。 考虑到其他因素对制造业企业全球价值链攀升的影响,本文加入企业流动比率(Liqud)和行业竞争程度(Hhi)两大控制变量。其中,以企业流动资产与流动负债之比的自然对数衡量企业流动比率;以4分位行业中的赫芬达尔指数衡量行业竞争程度,回归结果如表5列(5)所示。添加控制变量后,数字技术创新溢出仍然在1%水平上显著正向影响制造业企业全球价值链攀升,表明研究结论依旧稳健。
3.3.1 地区异质性
本文依照国家统计局最新地区划分标准,并参考相关研究[42],将研究样本按注册地所在省份划分为东部、中部、西部及东北部四大地区进行异质性分析,具体结果如表6列(1)～(4)所示。通过分析数据发现,数字技术创新溢出的回归系数均至少在10%水平上显著为正,证实数字技术创新溢出对东部、中部、西部及东北部四大地区制造业企业全球价值链攀升具有显著驱动效应。进一步对比不同地区系数大小发现,东部地区数字技术创新溢出的回归系数最大,西部地区数字技术创新溢出的回归系数最小。Chow检验结果表明,组间系数差异检验的p值为0.004。这意味着数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能效应在东部地区最强、西部地区最弱。产生这一现象的原因可能是,东部地区产业链完整、数字人才集聚、金融资本雄厚,并率先布局数据中心、云计算中心等数字基础设施建设,已抢先成为数字技术发展高地。因而,东部地区制造业企业更容易开展数字技术创新活动,充分发挥数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能作用。西部地区在“东数西算”工程支持下,虽已在算力供给、算力输送、算力调度方面取得一定进展,但物资流、人才流、资金流、技术流短缺,以及数字产业基础薄弱、数字基础设施建设滞后等情况仍然存在。因此,西部地区制造业企业开展数字技术创新活动的频率低于其他地区,致使数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的赋能效应受到限制。
表6 异质性检验结果
Table 6 Heterogeneity test results
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 东部地区 中部地区 西部地区 东北地区 劳动密集型 资本密集型 技术密集型 Dti 0.774 *** 0.512 ** 0.344 * 0.435 ** 0.036 0.513 *** 0.798 *** (3.617) (2.387) (1.748) (2.332) (1.363) (4.452) (3.587) 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 常数项 5.576 *** 5.547 *** 5.633 *** 5.634 *** 5.623 *** 5.688 *** 5.565 *** (4.273) (3.588) (3.347) (3.376) (3.436) (3.426) (4.437) 企业固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 8759 3660 2674 1019 4028 6928 5156 R 2 0.817 0.863 0.822 0.841 0.812 0.834 0.844 系数差异 P值 0.004 0.032
3.3.2 要素密集度异质性
不同要素密集度存在显著差距,一定程度上可能导致数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响呈现异质性特征。借鉴易子榆[43]的研究成果,将制造业企业划分为劳动密集型、资本密集型以及技术密集型三大类,并重新展开回归估计,结果如表6列(5)～(7)所示,数字技术创新溢出对这3类制造业企业全球价值链攀升均产生促进作用。对比系数大小可知,技术密集型制造业数字技术创新溢出的回归系数明显大于劳动密集型制造业。进一步结合Chow检验的组间系数差异p值可以看出,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的推动作用在技术密集型制造业企业中最强,在劳动密集型制造业企业中最弱。究其原因,技术密集型制造业企业通常拥有先进技术优势,能够有序参与数字产品和服务开发项目,增加数字技术创新成果,加快数字化转型,充分发挥数字技术创新溢出效应,提高出口技术复杂度,快速实现全球价值链攀升。劳动密集型制造业企业对劳动力的依赖程度较大,通常采用手工操作方式进行生产,生产工艺落后、生产效率较低、技术含量不足,缺乏有效开展数字技术创新活动的技术和物质基础,导致数字技术创新溢出效应难以充分发挥,致使全球价值链攀升速度相对于其他类型制造业企业较为滞缓。
前文理论分析指出,数字技术创新溢出可通过促进新质生产力发展,赋能制造业企业全球价值链攀升。为验证这一结论,本文将新质生产力作为机制变量展开分析(见表7)。列(1)主要检验数字技术创新溢出对新质生产力的影响。观察数据发现,数字技术创新溢出的回归系数为0.423,在1%统计水平上显著,说明数字技术创新溢出在1%水平上正向促进新质生产力发展。列(2)显示新质生产力的回归系数为0.346,通过1%统计水平上的显著性检验为正,意味着新质生产力对制造业企业全球价值链攀升有显著正向影响。并且,加入新质生产力这一变量后,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的回归系数有所降低,但显著性未发生明显变化。这表明数字技术创新溢出能够通过促进新质生产力推动制造业企业全球价值链攀升,即存在“数字技术创新溢出—新质生产力—制造业企业全球价值链攀升”这一作用路径,假设H2得到验证。分析原因,2011年以来,在网络强国战略和数字经济发展战略引导下,我国加快推进产业数字化和数字产业化,数字经济规模不断扩大。得益于数字经济规模的快速增长,我国数字技术创新溢出水平持续提升,使得数字技术深度融入制造业全链条,带动生产要素优化组合,催生新模式和新业态,驱动新质生产力发展。而新质生产力的发展助力制造业企业摆脱传统经济增长路径,形成了颠覆性技术和可持续发展优势,由此提高国内外市场竞争力,实现全球价值链攀升。
表7 中介效应检验结果
Table 7 Results of mediating effect test
变 量 ( 1 ) ( 2 ) Te p Gv c Dti 0 . 4 2 3 * * * 0 . 4 4 1 * * * ( 3 . 5 3 4 ) ( 4 . 3 6 2 ) Te p 0 . 3 4 6 * * * ( 3 . 4 3 2 ) 控 制 变 量 控 制 控 制 常 数 项 5 . 2 7 3 * * * 5 . 2 4 3 * * * ( 3 . 5 2 6 ) ( 3 . 3 8 2 ) 企 业 固 定 效 应 控 制 控 制 年 份 固 定 效 应 控 制 控 制 N 1 6 1 1 2 1 6 1 1 2 R 2 0 . 8 2 4 0 . 8 1 8
高水平对外开放的调节效应结果见表8。其中,数字技术创新溢出与高水平对外开放的交互项的回归系数为0.358,在1%水平上显著。这说明高水平对外开放对数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升之间的关系具有正向调节作用,假设H3得以验证。产生这一现象的原因可能在于,改革开放至今,我国对外贸易伙伴国家和地区数量大幅上升,高水平对外开放取得显著成就。这在“引进来”大量国际先进数字企业和科研机构、高素质创新人才的同时,带动了制造业企业对标先进数字技术标准“走出去”,抢占国际高端数字市场,实现全球价值链攀升。
表8 调节效应检验结果
Table 8 Test results of moderating effect
变 量 Gv c Dti × Op e n 0 . 3 5 8 * * * ( 3 . 2 4 3 ) Dti 0 . 6 2 3 * * * ( 4 . 3 7 6 ) 控 制 变 量 控 制 常 数 项 6 . 5 4 2 * * * ( 4 . 2 1 4 ) 企 业 固 定 效 应 控 制 年 份 固 定 效 应 控 制 N 1 6 1 1 2 R 2 0 . 8 5 4
考虑到数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响可能具有空间溢出效应,采用Moran's I指数对数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升进行空间自相关性分析,可以发现,数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升存在空间相关关系。进一步地,通过偏微分方法进行空间效应分解,相关结果如表9所示。无论是地理距离矩阵还是经济距离矩阵,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的直接效应、间接效应与总效应均显著为正,这说明数字技术创新溢出正向影响制造业企业全球价值链攀升的同时,也会对周边地区制造业企业全球价值链攀升产生正向影响。可能的原因是,目前我国产业数字化和数字产业化水平逐步提升,使得数字技术创新溢出效应日益强大。在此情形下,制造业企业可依托数字技术创新成果的互联性和拓展性特征,打破运营地域限制,与周边地区制造业企业交流产品和服务研发经验,带动周边地区制造业企业提升出口技术复杂度,加快周边地区制造业企业全球价值链攀升。
表9 空间溢出效应检验结果
Table 9 Test results of spatial spillover effect
变量 经济距离矩阵 地理距离矩阵 直接效应 0.369 *** 0.363 *** (3.378) (3.269) 间接效应 0.347 *** 0.218 *** (4.342) (3.337) 总效应 0.716 *** 0.581 *** (3.547) (4.126) 控制变量 控制 控制 常数项 5.421 *** 5.237 *** (4.236) (4.312) 企业固定效应 控制 控制 年份固定效应 控制 控制 N 16112 16112 R 2 0.844 0.823
全球经济结构性转型背景下,制造业企业摆脱“微笑曲线”低附加值代工环节,打破“低端锁定”困境,对于加速经济高质量发展、塑造国际竞争新优势具有重要意义。当前,我国正积极突破原创性、引领性技术,推动制造业企业嵌入全球价值链高端。如何助力制造业企业提升产品附加值、增加出口技术复杂度,成为当下的重要议题。随着数字技术创新活力的持续释放,数字技术创新溢出助力制造业企业提升数字服务可得性、增强运营稳定性,为制造业企业全球价值链攀升带来了新机遇。为此,本文以中国制造业上市企业为研究样本,以2011—2023年为考察周期,从理论和实证双重视角探讨数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响,得到以下主要结论:
(1)数字技术创新溢出能够正向影响制造业企业全球价值链攀升,且该结论在一系列稳健性和内生性检验后依然成立。
(2)异质性分析表明,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响存在差异。具体而言,相较于中部、西部及东北部地区,数字技术创新溢出对东部地区制造业企业全球价值链攀升的赋能效应更加明显;相较于资本密集型和劳动密集型,数字技术创新溢出更能推动技术密集型制造业企业全球价值链攀升。
(3)中介效应分析表明,新质生产力是数字技术创新溢出赋能制造业企业全球价值链攀升的重要途径,即数字技术创新溢出能够通过提升新质生产力发展水平,助力制造业企业全球价值链攀升。
(4)调节效应分析表明,高水平对外开放在数字技术创新溢出驱动制造业企业全球价值链攀升过程中发挥正向调节作用。换言之,高水平对外开放能够强化数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的促进效果。
(5)空间溢出效应分析表明,数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的正向推动作用展现出显著的空间溢出效应。数字技术创新溢出不仅对本地区制造业企业全球价值链攀升产生直接影响,还对周边地区制造业企业全球价值链攀升产生间接影响。
(1)提升数字技术创新水平,推动制造业企业全球价值链攀升。上文述及,数字技术创新溢出能够显著推动制造业企业全球价值链攀升。鉴于此,政府和制造业企业需提升数字技术创新水平,推动制造业企业全球价值链攀升。第一,制造业企业可与产业链上下游企业共同开辟数据通道,带动生产加工、研发设计、销售服务等业务数字化转型,提升自身的数字技术创新水平,充分释放数字技术创新溢出效应,增强制造业企业数字服务可得性,助推制造业企业全球价值链攀升。第二,政府可优化数据中心、超算中心、智算中心布局,为制造业企业在大数据分析、人工智能训练方面提供强大的算力支持,助力制造业企业提升数字技术创新水平,实现全球价值链攀升。
(2)着力优化新型要素供给,夯实新质生产力发展基础。研究结果表明,新质生产力是数字技术创新溢出驱动制造业企业全球价值链攀升的重要传导机制。因此,可从新型劳动者、新型劳动资料、新型劳动对象着手,着力优化新型要素供给,夯实新质生产力发展基础。首先,培育新型劳动者。积极响应2025年《政府工作报告》号召,完善学科设置调整机制和人才培育模式,紧密对接产业升级和技术变革趋势,优先发展先进制造、人工智能等新兴产业相关的新兴专业,培育熟悉前沿技术的新型劳动者,夯实新质生产力发展基础,为制造业企业全球价值链攀升赋能。其次,加强新型劳动资料建设。扩大5G规模化应用,加快工业互联网创新发展,推动人工智能、工业互联网深度融入制造业,促进传统劳动资料新质化迭代,加速新质生产力发展,赋能制造业企业全球价值链攀升。最后,拓展新型劳动对象。依托国家级新材料大数据中心建设,着力引进生物材料和智能设备,增加内部新型劳动对象,提高资源的利用效率和价值,逐步向高端装备制造业转型,由此实现全球价值链高端嵌入。
(3)打造制度型开放新高地,深化高水平对外开放。上述结论表明,高水平对外开放能够正向调节数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的促进作用。因此,建议政府加快打造制度型开放新高地,深化高水平对外开放。其一,深入贯彻落实2025年4月中共中央、国务院印发的《关于实施自由贸易试验区提升战略的意见》,统筹推进自由贸易试验区、海南自由贸易港等开放平台建设,打造制度型开放新高地,加速数字技术跨境流动,强化数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的促进作用。其二,主动对接国际高标准经贸规则,实现产权保护、产业补贴、环境标准等领域规则相通相容,健全知识产权保护机制,营造法治化、国际化营商环境,推动高水平对外开放,增强数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的驱动效应。
本文将数字技术创新溢出与制造业企业全球价值链攀升纳入同一框架,探讨了数字技术创新溢出对制造业企业全球价值链攀升的影响,但仍存在一定的研究局限。第一,使用数据局限在2011—2023年,未来可拓宽研究期限,进一步验证结论的普适性。第二,使用样本局限为我国制造业上市企业,未来研究可进一步考虑区域异质性,深入分析数字技术创新溢出对制造业全球价值链攀升的作用路径。
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