數字經濟如何影響制造業全球價值鏈地位：機制分析與空間溢出

屠年松，李 柯，柴正猛

(昆明理工大學 管理與經濟學院，云南 昆明650093)

0 引言

目前，我國制造業發展面臨雙重挑戰。一方面，我國傳統加工制造業長期位處于微笑曲線的價值洼地，價值增值空間小，高技術產業也出現高端產業低端化和高技術不高的問題，面臨低端鎖定風險。另一方面是要素成本上漲以及部分發展中國家工業化進程加快與發達國家再工業化的“兩端擠壓”。提升我國制造業國際競爭力，必須突破制造業升級的技術瓶頸，提升制造業出口復雜度，打破制造業價值鏈的低端鎖定。盡管2020年新冠疫情在全球暴發，但我國數字經濟規模仍達到39.2萬億元，同比增長2.4%，對GDP的貢獻達到38.6%。數字產業化和產業數字化在數字經濟內部以二八結構分布，促使制造業成為數字經濟的主戰場。數字經濟的特點是以現代通信網絡作為技術載體，能夠突破時空限制，提升數字化知識與信息的傳播速度，一定程度上降低區域內知識信息的不完全性，有助于企業獲取知識溢出、增強技術創新能力，促進制造業生產效率提高，提升其全球價值鏈地位。數字經濟依托互聯網發展能夠有效支撐疫情防控需要和經濟社會發展，成為穩定經濟增長的重要引擎[1]。

1 文獻回顧

如何客觀評價數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響程度，全面闡釋其影響機制并重點考察數字經濟對制造業全球價值鏈的空間溢出效應尤為重要。通過對已有文獻進行回顧，發現以下3個方面與本文研究密切相關。

(1)數字經濟發展。Don Tapscott在1996年正式提出數字經濟(Digital Economy)這一概念。伴隨數字經濟快速發展，學者們對數字經濟發展水平的測算方法存在較大差異，具體可以分為兩大類：以中國信息通信研究院領銜的直接測算法和以OECD與美國經濟分析局為代表的指標體系核算法[2]。楊慧梅和江璐[3]從數字產業化和產業數字化維度，采用直接測算法測算省級數字經濟發展水平，發現數字經濟通過人力資本和產業結構升級兩方面影響全要素生產率，且存在空間溢出效應。此外，指標體系核算法是指建立有關數字經濟的多維指標體系，測算不同區域的數字經濟發展水平。劉軍等[4]利用信息化發展、互聯網發展和數字交易發展指標衡量省級數字經濟發展水平；趙濤等[5]基于互聯網普及率、相關從業人員情況、相關產出情況和移動電話普及率4個指標量化城市層面的數字經濟水平。

(2)數字經濟與制造業發展。韋莊禹[6]認為我國制造業資源配置效率呈現先降后升的趨勢，數字經濟通過降低企業成本和增強技術創新能力提高制造業資源配置效率[7]，在將進口貿易占比設置為門檻變量后，數字經濟發展對西部地區制造業出口競爭力的提升作用顯著增強[8]。數字經濟在對外開放、產業結構、R&D投入和環境規制4種因素約束下，對制造業高質量發展的影響呈現出非線性動態效應[9]，通過積累人力資本和激發創業活力推動制造業高質量發展[10]。此外，數字經濟能夠延伸制造業產業鏈分工邊界，降低其交易成本，引發需求變化倒逼和價值轉移[11]。

(3)數字經濟與制造業全球價值鏈(Global Value Chain，GVC)。Gonzalez等[12]認為數字經濟對全球價值鏈的嵌入度和升級具有正向影響； Lanz 等[13]指出，互聯網的普及和應用使企業參與全球價值鏈分工的意愿變得更加強烈；張艷萍等[2]認為數字經濟從根本上改變了全球價值鏈的價值增值，并通過網絡連接效應、成本節約效應、價值創造效應3種渠道影響全球價值鏈的廣度和深度；費越等[14]研究發現，數字經濟對資本和技術密集型制造業全球價值鏈升級的促進作用最大，并存在先抑后揚的U型單門檻效應，對資源密集型行業全球價值鏈升級的作用最小，并且可以通過提升企業生產效率和技術創新水平促進制造業全球價值鏈升級；孫黎和許唯聰[15]認為中國各地區參與全球價值鏈程度存在嚴重失衡現象，數字經濟發展能增強全球價值鏈的空間溢出效應；裘瑩和郭周明[16]認為數字經濟能夠降低中小企業參與全球價值鏈的固定成本和交易成本，使企業參與價值鏈的難度降低；余珊等[17]、杜傳忠和管海峰[18]基于省級面板數據發現，數字經濟能顯著提升我國制造業出口復雜度，其影響具有動態非線性驅動效應，過度推進數字化、智能化反而會削弱這種影響效應，而且沿海地區和出口貿易量大的地區能夠獲得更多數字經濟紅利。

綜上所述，現有關于數字經濟對制造業高質量發展影響的研究成果已較為豐富，但關于數字經濟對提升制造業價值鏈地位的研究相對單調，鮮有文獻將中介模型與空間計量模型納入研究體系。本文以制造業出口復雜度表示制造業全球價值鏈地位，研究數字經濟對中國各省制造業全球價值鏈地位的影響及中介機制。本文可能的邊際貢獻在于：在研究指標上，從數字產業化和產業數字化兩個維度選取25個三級指標，采用主成分分析法構建省級層面數字經濟發展水平綜合評價指標體系；在研究視角上，以中國數字經濟蓬勃發展為立足點，推導數字經濟影響全球價值鏈地位的數理模型，基于制造業全球價值鏈地位視角評估數字經濟的影響和動態非線性效應，利用歷史數據工具變量法緩解內生性問題，并利用動態面板估計進行穩健性檢驗，從地區和政策層面分樣本研究該影響的異質性，并將技術創新能力與產業結構升級作為中介變量研究間接影響機制；在研究內容上，考慮到數字經濟的空間特征和制造業全球價值鏈地位的空間依賴性，本文借助空間杜賓模型研究數字經濟對制造業全球價值鏈地位的空間溢出效應。

2 理論分析

2.1 數字經濟影響制造業全球價值鏈地位的數理分析

本文從數理推導中辨別數字經濟與全球價值鏈地位的內在聯系。借鑒Hallak等[19]的研究模型，構建全球價值鏈地位(GVC_P)、企業生產率(θ)和企業生產技術水平(χ)三者之間的數理關系。假設產品間的替代彈性不變，壟斷競爭需求模型為：

(1)

企業的異質性來源于生產率(θ)和生產技術水平(χ)，企業生產率越高，產品邊際成本越低，生產技術水平越高，企業的固定成本越低。企業的邊際成本(MC)和固定成本(FC)可表示為：

(2)

(3)

其中，βmc代表邊際成本的質量彈性，βmc>0；βfc代表固定成本的質量彈性，βfc>0；FC0代表設備運轉的固定成本，c、f為常數。

企業利潤函數π可表示為：

π=q(pj-MCj)-FCj

(4)

企業利潤最大化時，價格的一階條件為：

(5)

企業利潤最大化時，全球價值鏈地位的一階條件可表示為：

GVC_P(θ,χ)=

(6)

其中，σ'=βfc-(1-βmc)(σ-1)>0。企業生產率和技術水平變動會對產品的全球價值鏈地位造成直接影響。

數字經濟通過信息通信技術發展提高企業生產效率和技術水平[20]。借鑒Aghion等[21]關于人工智能與企業生產效率的模型，構建數字經濟發展對企業生產率和技術水平影響的數理模型。

(7)

(8)

式中，T表示提升企業生產率(θ)和技術水平(χ)的要素投入；ω、ρ表示要素替代參數，ω≤1且ω≠0，ρ≤1且ρ≠0。要素投入T可分為數字經濟要素投入(I)和非數字經濟要素投入(B)。式(7)(8)可改寫為：

(9)

(10)

δ表示提高企業生產率中運用到數字經濟要素投入(I)的比例，γ表示提高企業技術水平運用到數字經濟要素投入(I)的比例。將式(9)(10)代入式(6)中，得到用數字經濟要素投入(I)表示全球價值鏈地位(GVC_P)的函數。

(11)

為便于分析，假設要素替代參數ρ→0、ω→0，則：

(12)

對上式中I求偏導得到：

(13)

2.2 數字經濟影響制造業全球價值鏈地位的中介效應

2.2.1 數字經濟通過技術創新能力推動制造業全球價值鏈地位提升

作為數字經濟的關鍵要素，知識和信息通過通訊網絡傳播應用，有效促進區域內知識傳播與技術創新，提高產業生產效率和產品附加值，推動制造業全球價值鏈地位提升。一方面，發展數字經濟能有效降低技術創新成本。摩爾定律認為技術進步尤其是數字技術的快速更新迭代，會造成數字要素價格持續下降。相對于生產傳統產品，數字技術產品因其易復制性、便于傳播、低邊際成本等特征被大規模量產，從而進入研發、生產、流動、銷售等環節，提高制造業創新效率和產品質量[22]。另一方面，數字經濟有助于整合擴充知識，提升企業研發創新能力。企業在技術創新領域存在知識搜索能力不足、創新研發風險大等問題，這可以通過發展數字經濟彌補。企業基于地區間存在技術知識溢出的異質性效應從而獲取具有創新價值的知識，尋求技術水平的不斷突破，促使研發活動延伸到最前沿技術領域，進而實現技術創新突破，加速技術成果轉換。

2.2.2 數字經濟通過產業結構升級推動制造業全球價值鏈地位提升

產業結構升級有利于生產要素向高成長性、高效率行業流動，并通過合理配置要素資源，加快技術變革，提升全球價值鏈地位。一方面，數字經濟要素之間協同發展，新型生產方式與傳統生產方式融合，拓寬產業鏈分工邊界，加快傳統產業轉型，促進制造業創新進而提升制造業GVC地位。另一方面，產業升級在數字經濟加持下，信息獲取能力增強，從而有效降低分工主體間的處理成本和交易成本，建立統一的數字化共享平臺，強化知識溢出效應，提高資源配置和生產管理效率，促進不同企業間的協同創新研發和專業化分工，加快傳統產業技術變革，實現產業結構優化升級，促進制造業全球價值鏈地位提升。

2.3 數字經濟影響制造業全球價值鏈地位的空間效應

地區鄰接便于知識、人力資本及技術等高級要素的傳播和轉移，生產要素通過虹吸效應在某地集聚，帶來要素內部知識、技術和創新研發信息的空間集聚與產業集聚[23]。數字經濟能夠突破地理時空限制，通過構建技術合作與信息交流平臺，加快生產要素流通。相鄰地區通過整合分析學習來自要素區域流動中的先進創新技術，優化產業結構，提高制造業技術水平，提升制造業GVC地位。發展數字經濟將帶動電子通信等高技術部門發展，增加地區出口中高技術產品比重。并且出口企業面臨國際市場多樣化與高質量需求、更高的市場準入門檻和激烈的市場競爭。數字技術也會進一步強化市場競爭機制，倒逼地區篩選更具競爭力的企業與產品，推動整個區域內產品技術含量和創新生產效率提升，提高產品國際競爭力。在競爭倒逼作用下，相鄰地區相應提高產品質量和市場競爭力，擴大出口，提高制造業出口復雜度，更好地嵌入全球價值鏈。數字經濟使企業間的信息交流不受政策壁壘和保護主義限制，這將激發企業間互動活力，幫助企業吸收發達地區在全球價值鏈高端的先進知識技術，提高制造業GVC地位，推動制造業從價值洼地攀向價值高地，打破低端鎖定陷阱。

3 實證模型與變量選取

3.1 基準模型設定

數字經濟發展水平影響各省制造業全球價值鏈地位的基準模型如下：

lnExpyit=β0+β1lnDigit+β2Control+ui+ut+εit

(14)

其中，Expyit代表t年i省份的制造業出口復雜度，Digit代表t年i省份的數字經濟發展水平，Control代表控制變量，ui代表個體固定效應，ut代表時間固定效應，εit代表隨機擾動項。

3.2 變量選取

本文使用2005—2020年中國內地31個省份的面板數據，分析數字經濟發展水平對各省制造業全球價值鏈地位的影響。

(1)被解釋變量：全球價值鏈地位(lnExpy)。目前大部分研究基于投入產出數據或增加值數據從行業或國家層面測算制造業全球價值鏈地位指數。在此基礎上，考慮到數據可獲取性以及相關學者提出出口復雜度可以通過科學賦權的方式實現對國家或省級層面全球價值鏈地位的測算，本文采用出口復雜度衡量我國各省制造業全球價值鏈地位。發達國家聚焦研發設計和關鍵性產品生產等高附加值環節，其產品出口復雜度較高，處于全球價值鏈高端位置；發展中國家多從事加工生產等低附加值環節，其產品出口復雜度低，處于全球價值鏈低端位置。制造業產品出口復雜度可以體現一國或地區制造業在全球價值鏈中所處地位。Hausmann等[24]根據貿易結構反映的生產結構邏輯，利用人均GDP和地區行業出口額構建出口復雜度表示一國或地區的全球價值鏈地位。借鑒上述做法，本文采用各省制造業出口復雜度衡量其全球價值鏈地位，測算公式如下：

(15)

(16)

其中，xikt表示t年i省k行業的出口額，Xit表示t年i省的出口額，PGDPit表示t年i省的人均國內生產總值，PRODYkt表示t年k行業的出口復雜度，Expyit表示t年i省的出口復雜度。本文采用國研網對外貿易數據庫提供的2005—2020年各省出口數據，計算各省制造業出口復雜度。采用HS海關編碼，該編碼下共有22類行業，剔除農業等非制造業行業后，測算車輛、航空器、船舶及有關運輸設備等16類制造業行業出口復雜度。

(2) 核心解釋變量：數字經濟發展水平(lnDig)。借鑒楊慧梅和江璐[3]的研究，從數字產業化和產業數字化維度選取8個二級指標和25個三級指標，利用主成分分析法構建我國省級層面數字經濟發展水平綜合評價指標體系，如表1所示。

(3) 控制變量。借鑒楊慧梅和江璐[3]的做法，設置如下控制變量：①交通基礎設施水平(lnfrei)，用貨運總量取對數表示；②出口貿易水平(lnexp)，用出口總額取對數表示；③人力資本水平(lnuniv)，用各省普通高等學校數量取對數表示；④財政支出(fiscal)，用各省財政一般預算支出占國內生產總值的比值表示；⑤金融發展水平(fin)，用金融機構人民幣各項貸款余額占國內生產總值的比值表示。以上數據來源于國家統計局和Wind數據庫。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

根據VIF和Hausman檢驗結果，排除多重共線性問題并選擇固定效應模型。表2中列(1)是對核心解釋變量數字經濟單獨的回歸結果，lnDig的系數在1%的水平下顯著為正，說明數字經濟能夠顯著提升各省制造業全球價值鏈地位。表2中列(2)為加入控制變量后的回歸結果，進一步驗證了數字經濟在1%的顯著水平下正向影響各省制造業GVC地位。核心解釋變量的結果較為穩健，表明數字經濟發展水平提高有助于制造業全球價值鏈攀升。這一結論可為各省加快發展數字經濟，培育制造業發展新動能，提高中國制造業全球競爭力，攀升全球價值鏈提供一定理論基礎。

4.2 異質性分析

4.2.1 地區異質性分析

本文將中國內地31個省份樣本分為東部地區(北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南)和中西部地區(安徽、山西、黑龍江、吉林、內蒙古、河南、湖南、湖北、江西、陜西、重慶、四川、寧夏、甘肅、云南、貴州、廣西、新疆、西藏和青海)，地區異質性回歸結果如表2中列(3)(4)所示。結果顯示，數字經濟對不同區域制造業GVC地位均有正向影響，但對中西部地區制造業全球價值鏈地位的影響系數更大，說明數字經濟對中西部地區制造業GVC地位的影響大于東部地區。其原因在于，數字經濟具備較高的外部性、便捷性、靈活性、智能性，中西部地區制造業生產技術提升空間更大，使數字經濟對中西部地區制造業GVC地位提升的推動作用更強。

表1 數字經濟發展水平評價指標體系Tab.1 Indicator system of digital economy development level

表2 基準回歸與異質性檢驗結果Tab.2 Benchmark regression and heterogeneity test results

4.2.2 政策異質性分析

數字經濟對“一帶一路”沿線地區(根據商務部的劃分，“一帶一路”沿線地區包括18個省份:新疆、重慶、浙江、海南、廣東、福建、上海、西藏、云南、廣西、遼寧、吉林、黑龍江、內蒙古、青海、寧夏、甘肅和陜西)制造業全球價值鏈地位的影響是否因政策原因產生差異？本文按照是否屬于“一帶一路”沿線省份劃分樣本并進行實證估計，結果如表2中列(5)(6)所示。結果顯示，數字經濟對“一帶一路”沿線省份和非“一帶一路”沿線省份制造業全球價值鏈地位都有顯著正向影響，但對前者的影響系數更大，說明數字經濟對“一帶一路”沿線省份制造業GVC地位的提升作用強于非“一帶一路”沿線省份，但仍有進一步提升空間?？赡艿脑蛟谟?，“一帶一路”倡議的提出帶動了沿線地區制造業蓬勃發展，促進了沿線地區的對外聯系和出口貿易。

4.3 非線性遞增效應分析

利用面板分位數回歸，就數字經濟發展對制造業GVC地位的動態非線性遞增效應進行檢驗，結果如表3所示。在25%、50%、75%分位數下，數字經濟對制造業全球價值鏈地位影響的顯著性逐漸增強，lnDig的估計系數也逐漸變大，呈現出邊際效應遞增趨勢。說明相比于制造業GVC地位較低的省份，數字經濟對制造業全球價值鏈地位較高省份的作用更加顯著，也即，數字經濟發展水平對制造業全球價值鏈地位的影響存在動態非線性遞增效應。這是由于制造業GVC地位高的省份更容易吸納人才和資本，能夠更好地發揮數字經濟紅利。

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 動態面板方法估計

各省制造業全球價值鏈地位提升具有一定持續性，即上一期制造業全球價值鏈地位可能影響當期全球價值鏈地位從而產生累積效應，本文利用差分GMM方法進行檢驗。

lnExpyit=α0+α1lnExpyi,t-1+α2lnDigit+α3Control+ui+εit

(17)

AR檢驗和Sargan檢驗結果說明該模型設定是有效且穩定的，具體結果如表3中列(6)所示。差分GMM估計結果表明數字經濟對制造業GVC地位的提升作用存在滯后性，本文將數字經濟發展水平的一階滯后作為工具變量進行2SLS回歸，結果如表3中列(5)所示，進一步驗證了差分GMM結果的準確性。兩者都證實上文實證結果具有穩健性。

4.4.2 內生性分析

數字經濟對各省制造業全球價值鏈地位的影響可能存在內生性問題。基準回歸采用固定效應模型雖然可以在一定程度上減輕未觀測到遺漏變量對模型的影響，但由于數字經濟發展水平可能與制造業GVC地位存在逆向因果關系，這將使模型因具有聯立性而產生有偏差的實證結果。為緩解聯立性偏差，本文重新采用工具變量法進行計量估計。

考慮到數字經濟發展以網絡為載體，同時為滿足工具變量的相關性和排他性要求，本文借鑒黃群慧等(2019)的研究，采用2001年各省每百人擁有固定電話數量作為工具變量。其內在邏輯在于，互聯網進入大眾視野基本上是從電話撥號開始的，數字經濟發展依托的現代信息網絡就是電話基礎設施與行業通訊建設的延續發展，也就是說，歷史上固定電話普及率高的地區極有可能現在數字經濟發展水平也較高，而且2001年的固定電話數量基本不會對當前制造業GVC地位產生直接影響。為避免實際應用時工具變量在面板數據模型中不隨時間變化，借鑒Nunn等[25]的處理辦法，構建2001年各省每百人擁有固定電話數量與前一年全國互聯網投資額(隨時間變化)的交互項進行2SLS回歸，用信息傳輸、軟件和信息技術服務業固定資產投資額表示互聯網投資額，數據來源于Wind數據庫。

表3中列(4)結果顯示，工具變量的Kleibergen-Paap rk LM檢驗和Hansen檢驗均強烈拒絕原假設，說明該工具變量有效。考慮內生性問題后，數字經濟仍然在1%的顯著水平下正向影響制造業出口復雜度，進一步驗證了基準回歸結果的可靠性，說明各省數字經濟發展有助于提高其制造業全球價值鏈地位。

表3 非線性回歸與穩健性檢驗結果Tab.3 Nonlinear regression and robustness test results

5 進一步研究：中介效應與空間效應

5.1 數字經濟對制造業全球價值鏈地位的中介效應

結合前文理論分析，本文構建中介效應模型檢驗技術創新能力與產業結構升級兩種作用渠道，具體模型如下：

lnExpyit=β0+β1lnDigit+β2Control+ui+ut+εit

(18)

Medit=γ0+γ1lnDigit+γ2Control+ui+ut+εit

(19)

lnExpyit=δ0+δ1lnDigit+θMedit+δ2Control+ui+ut+εit

(20)

其中，Medit為中介變量，包括技術創新能力與產業結構升級，其它變量含義不變。借鑒萬建香和汪壽陽[26]的研究，采用專利申請量衡量各省技術創新能力(lnTech)；借鑒楊慧梅和江璐[3]的研究，采用第三產業增加值占地區生產總值的比重衡量產業結構升級(Inst)。數據均來源于國家統計局。

表4為數字經濟影響制造業GVC地位的機制檢驗結果。列(1)(3)結果顯示，lnDig的估計系數在1%的顯著水平下為正，表明數字經濟能夠顯著提升各省技術創新能力，推動產業結構升級。列(2)(4)為分別引入中介變量技術創新能力和產業結構升級的回歸結果，結果顯示，lnDig的估計系數在1%的顯著水平下為正，表明數字經濟通過有效提升技術創新能力和推動產業結構升級提高制造業GVC地位，驅動各省更好地嵌入全球價值鏈。與基準回歸結果相比，引入中介變量后，數字經濟的估計系數雖有所下降但依舊顯著為正，說明存在技術創新能力和產業結構升級的中介效應。數字經濟能夠有效降低企業技術成本、處理成本和交易成本，提高企業技術創新能力，促進要素間協同發展，加快傳統產業轉型，優化產業結構，推動制造業全球價值鏈攀升。

表4 中介效應檢驗結果Tab.4 Mediating effect test results

5.2 數字經濟發展對制造業全球價值鏈地位的空間效應

生產要素跨區域流動和各地區間不斷加強經濟合作，不同地區間產生交互效應，一地區的制造業GVC地位會受到另一地區的影響，產生空間自相關性。同時，以現代信息網絡作為重要載體的數字經濟能夠突破時空限制，實現跨區域分工合作，產生空間溢出效應，出現發展本地區數字經濟也會影響其它地區制造業GVC地位的現象。為解決采用固定效應模型導致結果出現誤差這一問題，利用空間計量模型進一步討論數字經濟發展與制造業全球價值鏈地位的關系。

5.2.1 空間自相關性考察

為準確反映各省域之間的空間相關性，本文將地理鄰接矩陣(W1)和地理距離權重矩陣(W2)設定為空間權重矩陣，公式如下：

(21)

其中，dij表示i省省會與j省省會之間的雙邊地理距離，數據來源于GADM遠程數據庫。

空間計量經濟學認為地理單元在空間上具有密切關系，因此現實中不存在獨立觀測值，即省域間存在空間依賴性。W1、W2的莫蘭指數都在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明省域制造業GVC地位存在空間自相關性，各省在全球價值鏈地位上存在空間依賴，證明本文設定的空間計量模型合理。

5.2.2 空間面板模型構建

本文認為一地的制造業全球價值鏈地位不僅受到鄰近地區制造業全球價值鏈地位的影響，還受到鄰近地區數字經濟發展的影響。為此，本文構建空間杜賓模型進行空間計量實證分析。

lnExpyit=α0+ρ1WlnExpyit+α2lnDigit+α3WlnDigit+∑α4Control+μi+μt+εit

(22)

其中，W表示空間權重矩陣W1、W2。借鑒Elhorst[27]的研究，LR檢驗和Wald檢驗結果都強烈拒絕原假設，說明選擇空間杜賓模型(SDM)更合理，且Hausman檢驗在W1、W2情況下都接受原假設，因此選擇隨機效應模型。

5.2.3 空間計量實證結果分析

本文就數字經濟對各省制造業全球價值鏈地位的空間效應進行分解，基于W1、W2空間權重矩陣的空間效應分解結果如表5所示。在地理鄰接矩陣(W1)下，數字經濟作用于制造業GVC地位的直接效應、空間溢出效應和總效應均在1%的水平下顯著為正。在地理距離權重矩陣(W2)下，數字經濟作用于制造業GVC地位的直接效應在10%的水平下顯著為正，空間溢出效應和總效應都在1%的水平下顯著為正。從空間效應分解的量化系數看，數字經濟對各省制造業GVC地位提升的直接效應約占總效應的23.61%和14.94%，對制造業GVC地位的空間溢出效應約占總效應的76.16%和84.91%。這說明本省制造業全球價值鏈地位不但受到本省數字經濟發展的影響，還受到鄰近省份數字經濟發展的影響，也即數字經濟具有空間溢出效應。

表5 空間計量結果Tab.5 Spatial econometric results

6 研究結論與政策建議

6.1 研究結論

本文利用2005—2020年中國內地31個省份制造業面板數據，構建省級數字經濟發展水平綜合評價指標體系，客觀分析數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響程度，不僅運用固定效應模型探究數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響和中介效應，還利用空間杜賓模型考察數字經濟對制造業全球價值鏈地位的空間效應，得到如下主要結論：第一，數字經濟有助于提升制造業全球價值鏈地位。在進行差分GMM和工具變量法檢驗后結論仍成立，表明發展數字經濟的確對提升制造業全球價值鏈地位具有推動作用。第二，數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響存在地區和政策異質性。與東部地區相比，數字經濟對中西部地區制造業全球價值鏈地位提升的推動作用更強；數字經濟對“一帶一路”沿線省份制造業GVC地位的提升作用強于非“一帶一路”沿線省份。第三，數字經濟對各省制造業全球價值鏈地位的影響具有動態非線性遞增效應，制造業出口復雜度較高的省份享受到的數字經濟紅利更大。第四，數字經濟通過增強技術創新能力和推動產業結構升級兩條路徑有效提升制造業全球價值鏈地位，驅動制造業向全球價值鏈高端攀升。第五，各省制造業全球價值鏈地位存在空間依賴性，數字經濟對各省制造業全球價值鏈地位的影響存在明顯的空間溢出效應。這意味著數字經濟不但可以提升本省制造業全球價值鏈地位，還能促進鄰近省份的制造業全球價值鏈攀升。

6.2 政策建議

基于本文研究結論，為加快數字經濟發展，提升我國制造業全球價值鏈地位，提出如下建議：

第一，各省要加強數字經濟基礎設施建設，把握數字經濟賦能制造業全球價值鏈地位提升的有利時機，充分利用本地資源優勢，尋求產業與數字經濟相結合的平衡點，制定與發展相適應的政策措施，以此驅動制造業全球價值鏈攀升。例如，中西部地區應以豐富的自然資源為基礎，布局與本地產業高度關聯的數字技術開發試點區，尋求制造業發展與數字經濟相結合的新模式?！耙粠б宦贰毖鼐€省份要更加積極地響應“一帶一路”倡議，依托先行優勢發展數字經濟，對口幫扶非“一帶一路”沿線省份，引導其開展數字技術創新。

第二，提升技術創新能力，為數字經濟驅動各省制造業全球價值鏈攀升提供新動能。依托數字技術，提升我國制造業整體技術創新能力。鼓勵和引導企業與高校、科研機構緊密合作，打造制造業數字經濟創新中心和技術創新基地，加快突破數字技術與制造業技術瓶頸。同時，圍繞制造業細分領域和垂直行業，打造制造業數字經濟共享平臺，集聚并共享相關資源，加快技術創新變革。

第三，推動產業結構升級，為數字經濟提升制造業全球價值鏈地位提供新優勢。推動信息通信技術與制造業深度融合，借助數字化進一步夯實我國產業基礎，促進產業鏈發展。一方面，大力發展數字經濟，為傳統制造業轉型升級奠定基礎，促進傳統制造業向智能高端化發展，更新、改進生產及商業模式，提高傳統制造業的附加值；另一方面，加快高技術制造業發展，培育5G、大數據、人工智能和區塊鏈等新興技術產業，大力發展航空航天、集成電路和芯片等高精尖行業，合理布局前沿信息技術領域。

第四，發揮數字經濟的輻射帶動作用，促進各省制造業全球價值鏈地位協同提升。搭建區域數字經濟協同發展網絡，充分發揮數字經濟的空間溢出效應，推動數字要素與傳統制造業深度融合，鼓勵跨區域分工合作，“先富帶動后富”，實現各省協同發展。

6.3 研究不足與展望

本文研究數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響作用，尚存在以下不足：首先，本文采用8個二級指標和25個三級指標構建數字經濟發展水平綜合評價指標體系，但數字經濟發展水平測算仍處于摸索階段，所采用的三級指標難以全面概括數字經濟發展情況，對數字經濟發展水平的測算難免存在誤差，未來可采用更科學的方法選取評價指標。其次，本文采用省級面板數據研究數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響作用，未來可利用更微觀的城市面板數據深入研究數字經濟與制造業全球價值鏈的作用關系，并提出針對性建議。最后，本文僅利用空間杜賓模型對空間效應進行分解研究，未來可從空間維度系統研究數字經濟對制造業全球價值鏈地位的影響。