跨境电商对制造业升级的作用机制及路径研究——基于双循环新发展格局视角

张 诚，刘守臣，于兆宇

1.华东交通大学交通运输工程学院，江西 南昌 330013；2.华东交通大学高铁与区域发展研究中心，江西 南昌 330013；3.福建商学院工商管理学院，福建 福州 350016)

0 引言

当前，破解中国产业链迈向价值链中高端的关键核心技术，解决 “卡脖子”问题以及系统提升产业链安全性意义重大[1]。技术创新是发展国内国际双循环的根本动力，技术创新驱动制造业升级进而促进居民消费品质的升级，激发国内消费市场潜力。然而消费升级又是贯彻扩大内需战略和有效构建经济双循环新发展格局的重要推手和内生动力[2]，消费升级也是实现双循环的重要路径之一[3]。消费升级是中国产业结构调整及制造业升级的重要驱动力[4]。故消费升级和技术创新是促进制造业升级的有力抓手。

新冠疫情发生以来，跨境电商逆势增长，带动传统外贸转型升级，并对中国制造业、物流业以及居民消费观念等产生深刻影响。跨境电商已成为中国经济快速发展的重要驱动力，也成为促进中国制造业升级的新动力。在跨境电商推动消费升级方面，跨境电商直接推动跨境支付、跨境物流和跨境交易安全等跨境电商供应链高水平发展[5]。更突出的是，跨境电商将加快改变制造业产业组织形式和企业生产方式[6]。跨境电商作为中国对外贸易高质量快速发展的新动力，进而推动居民消费扩大升级[7]，从而改变制造业发展现状，驱动制造业发展创新，促进制造业转型升级[8]。部分制造行业呈现持续收缩或持续扩张的特征，对于产业结构调整和制造业升级有特殊的、不可替代的作用[9]。消费升级体现在消费层次和消费结构上，即消费层次提高和消费结构中非必需品比例增加。消费升级不仅是消费内容升级，也是消费渠道升级及消费工具的升级。

相关学者从不同角度研究技术创新对制造业升级的促进作用，自主技术创新可以促进制造业转型升级[10]，通过 “技术引进→消化吸收→再创新”的技术创新模式取得市场领先地位[11]。在跨境电商发展助推企业技术创新方面，跨境电商发展带动中国中小企业的技术创新，让中国制造在海外市场塑造良好品牌形象[12]。美欧国家加快跨境电商创新，推动中小企业利用数字化技术开展出口业务[13]。关于技术创新促进制造业升级方面，技术进步的要素需求强度存在地区异质性，中西部地区可通过吸收外商投资技术溢出促进地区制造业结构高级化[14]。在信息化影响制造业升级的关系中技术创新发挥不完全中介作用，并且技术创新是抚平信息化拐点的重要途径[15]。技术创新作为促进制造业价值链提升的动力，对制造业价值链提升具有正向作用[16]。跨境电商通过深度融合区块链技术推动制造业升级[17]。跨境电商发展为跨境物流、跨境电子支付和跨境信息安全等领域进行技术创新提供新契机，为中国制造企业技术升级提供新动力[18]。与此同时，中国制造企业面对消费者多层次、个性化的需求，需加强创新力度，提升研发设计水平，提升产品制造工艺和产品质量，重构产品供应链和价值链，对资源配置实现最大程度的优化。

在制造业升级方面，一部分学者从双循环发展格局与中国制造业增长效率[19]、中国制造 “低端锁定”破局之路[20]、 “双循环”新格局下中国制造业出口[21]等方面进行研究。一部分学者在制造业转型升级与经济高质量发展[22]、智能制造与制造业转型升级[23]、互联网、大数据促进制造业转型升级[24-25]、传统制造业融合创新与新兴制造转型升级[26]等角度出发对制造业转型升级进行研究，为中国产业的转型升级提供了理论基础。但有关双循环新发展格局下跨境电商发展对中国制造业升级的研究还有待进一步深化。分析中国制造业升级动力因素以及制造业结构和制造业价值链作用机理，探索双循环新发展格局视角跨境电商发展影响制造业升级的路径至关重要。

综上所述，国内外文献对本研究奠定了重要基础，但对双循环新发展格局视角下跨境电商对制造业升级的作用机制研究缺乏针对性研究。为此，有必要深入探讨制造业积极融入双循环并加快其转型升级的学术研究。鉴于此，本文从双循环新发展格局视角分析跨境电商与制造业升级之间的关系，将制造业升级视为系统演化过程，通过跨境电商驱动消费升级和技术创新两个维度对制造业升级进行系统性研究，从理论上分析跨境电商影响制造业升级的内在机理与基本路径，并通过实证检验跨境电商对制造业升级的影响效应，在此基础上提出发展跨境电商促进中国制造业升级路径，进而促进制造业高质量发展，重塑经济发展新动能和国际竞争新优势。

1 双循环新格局视角下跨境电商对制造业升级的作用机制

跨境电商发展对中国制造业升级的作用机制通过两个路径发生作用，如图1所示。路径1在需求侧跨境电商通过驱动消费升级促进制造业升级；路径2在供给侧跨境电商通过驱动技术创新促进制造业升级。

图1 跨境电商对中国制造业升级的作用机制

1.1 跨境电商通过消费升级促进制造业升级

在双循环新发展格局下，跨境电商可以通过改变国内大循环的需求端来促进制造业升级。跨境电商的发展极大促进了消费者行为方式的变化，改变了需求端，需求端的变化主要体现在消费升级。跨境电商通过消费升级促进制造业升级体现在以下两个层面。

(1)消费升级对制造业升级 “量”的贡献。随着跨境电商高速增长，跨境电商正在加速推动新一轮消费变革。跨境电商通过大数据分析消费者的心理需求，通过对比产品性能和售后评价，潜意识地影响消费者需求。跨境电商还能通过分析消费者购买动机，为消费者定制个性化产品或提供智能化服务，创造出更多消费需求。在消费规模快速扩张的同时，消费者的消费品质、消费形态、消费方式、消费层次以及消费行为等都呈现显著的趋势性变化。在构建双循环新发展格局的推进下，消费升级导致消费市场规模不断壮大，进而通过消费升级倒逼中国制造业转型升级。

跨境电商通过消费升级为制造业升级奠定 “量”的市场基础，国内消费升级国内大循环成效明显。2010—2020年间跨境电商用户规模、跨境电商市场规模和进出口跨境电商交易规模等均呈现快速上升趋势。双循环新发展格局下，中国消费者对进口品的消费潜力随之释放，尤其是对智能化、差异化和高附加值等商品的新需求增加，跨境电商恰恰能够满足中国消费者的新需求，所以中国跨境电商用户规模、市场规模和交易规模等将呈现持续性增长趋势。跨境电商的快速发展能够促进相关产业的蓬勃发展，进而为中国制造业升级提供动力、方向和经济基础。

(2)消费升级对制造业升级 “质”的贡献。中国消费者的消费品质开始从勤俭持家向高品质生活转变，消费结构开始由低层次向高层次转化，消费形态从实物消费向服务消费转变。跨境电商发展能够有效激发消费者的消费欲望，且跨境电商正在颠覆传统的商业模式和消费模式。消费升级新趋向为消费者对高品质商品的需求量大增，消费者对商品的需求更讲品质、更有个性和更重体验等。由于消费升级进一步激活消费者的消费潜力，为制造业升级提供新一轮 “量”的支撑，为制造业升级更高目标提供长期稳定的驱动力。

从质的角度看，根据前瞻产业研究院发布的2021年中国进口跨境电商用户购买产品偏好调研可知，服饰鞋包、美妆个护、食品饮料位居前3位。2021年中国进口跨境电商用户产品选择考虑产品品牌、产品参数和产品价格为主要因素。进口跨境电商反映消费观念和消费需求的改变，是促进消费升级的表现形式，折射出中国消费升级大势所趋。由于消费升级需要通过制造业升级得以实现，而且消费升级决定制造业升级方向，所以消费升级与制造业升级的特征具有一致性。因此，跨境电商是中国制造业升级的驱动力，能为制造业升级在 “质”的层面作出重要贡献。

综上所述，双循环新发展格局背景下制造业的持续升级以消费持续升级为前提，消费升级驱动制造业升级和促进经济增长。制造业升级也要适应消费型主导市场的特征，从引导消费向顺应消费者需求新变化转型、协调供给与需求的关系，以扩大消费、增强消费需求对制造业发展的基础性作用，让消费升级成为助推制造业高质量快速发展动力，助推经济发展质量提升。

1.2 跨境电商通过技术创新促进制造业升级

中国制造业凭借低成本、高效率优势打造 “世界工厂”，从跨境电商维度看，出口跨境电商产品种类主要集中在供应链完善、标准化程度高的3C电子产品和服装服饰类商品，而家居园艺、户外用品等增速较快。然而国外消费者需求变化较快，技术革新也在加速，新产品的需求不断产生，且国外消费者对新兴品类商品的需求增加，创造增量，中国出口跨境电商制造企业，为了迎合国外市场对新产品的需求，通过技术创新驱动出口跨境电商高质量发展，所以中国制造业高质量发展的核心是技术创新力。

在双循环新发展格局中技术创新居于核心地位，技术创新是 “十四五”时期引领中国产业结构升级的重要力量。对比跨境电商进出口商品目录发现，进口跨境电商商品主要为高附加值商品，而出口跨境电商商品主要集中在高能耗低附加值商品，国内跨境电商企业为了迎合国外消费者的需求，努力提升出口商品的科技水平。然而此时，中国在自主创新能力以及科技体制方面的短板不断暴露，凸显中国在自主创新能力方面的不足。跨境电商背景下的制造业升级要以技术创新为引领，创新驱动发展，同时要以强大的产业基础作为支撑。中国目前与发达国家的最大差距就在于产业基础能力较为薄弱，制约了现代化产业链的发展进程。缺乏完善的创新体制机制的保障，没有良好的创新环境，企业自主创新能力弱，无法提高生产效率和产品质量，无法满足新经济发展所创造的新需求，阻碍产业结构升级进程。创新力不足，制约高新技术产业和新兴产业的发展，造成产业基础能力难以提升，产业链现代化水平低。产业基础能力是现代化产业发展的重要支撑，中国是世界上第一制造大国，产业发展规模较大，但在产业基础方面仍存在许多短板，产业基础能力薄弱，且对外依存度较高，严重阻碍制造业升级。习近平总书记在党的十九届五中全会上强调，要推动全产业链优化升级、打造新兴产业链、实施产业基础再造工程等产业发展措施，旨在强调提升产业基础能力，形成更加完整、更富创新力、更加现代化的产业链，促进制造业升级。

综上所述，跨境电商交易规模扩大势必会对本土品牌形成挑战和冲击，进口跨境电商的发展使本土品牌在市场面临挤出效应的威胁，本土品牌为了迎合消费者新的消费需求也使中国制造业的升级变得更加急迫。随着跨境电商的发展，尤其是出口跨境电商市场发展迅速创造增量。与此同时，国外消费者需求变化较快，技术革新加速，新产品的需求不断产生和新兴品类不断涌现，中国跨境电商出口企业必须输出优势产能和先进产能才能满足国外消费者的需求，所以跨境电商高质量发展是制造业进行技术创新重要驱动力。

2 实证分析与结果

上述研究表明，跨境电商是未来中国制造业升级的重要驱动力。那么，跨境电商的发展是否促进制造业的升级?本文以人均第二产业增加值代表制造业发展水平，在两个维度论证跨境电商促进制造业升级，并通过实证分析来提供证据。

2.1 研究假设、变量选取和数据来源

基本假设：跨境电商的发展能够有效推动中国制造业升级。数据来源于国家统计年鉴、中国跨境电商市场数据监测报告等公开资料，见表1。

表1 2010—2020年跨境电商交易规模、人均第二产业增加值等相关统计数据

本文选取因变量Y为人均第二产业增加值，采用人均第二产业增加值来度量制造业升级水平。自变量X为跨境电商市场交易规模，包含两个部分：①进口跨境电商市场规模解释的是消费升级促进制造业升级维度；②出口跨境电商市场规模解释的是技术促进制造业升级维度。为了证明跨境电商发展对中国制造业升级的作用机制通过两个路径发生作用，以进口跨境电商交易规模X1为自变量，以居民可支配收入Y1为因变量，旨在说明进口跨境电商能够促进消费升级，因为进口跨境电商市场规模能够在消费结构、消费层次等方面体现消费升级水平，进口跨境电商市场规模的扩大隐含着消费升级的扩大。以出口跨境电商交易规模X2为自变量，以中国创新指数Y2(2005年为100)为因变量，旨在说明出口跨境电商发展能够倒逼制造业技术创新，因为出口跨境电商市场规模可以体现技术创新和技术升级水平，技术创新是出口跨境电商高质量发展重要驱动力。

2.2 模型选择

(1)自回归移动平均模型。由于跨境电商起步较晚，数据样本较小，所以本文首先选择自回归移动平均模型 (ARMA)对跨境电商发展与制造业升级间关系进行小样本因果关系检验。本文采用改进AICc准则，目的是提高小样本情况下真实滞后长度p的选中率，计算公式为：

(1)

式中，T为样本容量，k=0表示模型不考虑常数c，k=1表示模型考虑常数，p表示AR项的阶数，q表示MA项的阶数。AICc值越小表示预测能力越强，自变量X与因变量Y的因果关系强度采用CE来验证，计算公式为：CE=AICcx/AICcy。如果CE>1，则表明自变量X对因变量Y有显著预测能力，CE越大说明二者的因果关系越强[27]。

(2)动态面板数据模型。为了分析跨境电商发展与制造业升级之间的关系，构建动态面板数据模型，选取2010—2020年31个省份 (港澳台除外)跨境电商进出口额和人均第二产业产值。其中，解释变量为跨境电商进口总额和跨境电商出口总额，被解释变量为各省份人均第二产业产值。对于短面板数据来说，需要研究短面板的固定效应模型估计，使用一阶差分消除固定效应。通过解释变量的适当滞后期作为工具变量对一阶差分模型中的参数进行IV估计可以得到一致估计量，检验个体效应的显著性。做固定效应模型时，F检验表明固定效应模型由于混合OLS模型。由于各省份历年跨境电商进出口数据统计缺失，采用2010—2020年31个省份的对外贸易进出口额作为原始数据，推算2010—2020年31个省份的跨境电商进出口额。

2.3 模型构建

2.3.1 数据的平稳性检验及处理

为了检验X与Y的因果关系，首先采用平稳性单位根检验自变量、因变量序列是否是稳定的随机过程，如果自变量、因变量序列不是稳定随机过程，则需要对序列进行差分处理直至稳定。

(1)X与Y序列平稳性的单位根检验。由于跨境电商市场规模X序列的ADF检验对应T=1.1409，而在0%～10%显著水平下的临界值-2.7476，说明X序列为非平稳序列，不是稳定随机过程；对X序列进行一阶差分，仍大于0%～10%显著水平下的临界值-2.7711；故对X序列进行二阶差分，结果见表2。X序列的ADF检验对应T=-1.7752，p=0.0735介于0%～10%。这说明其二阶差分序列Xt-2不存在单位根，二阶差分后的序列Xt-2为平稳序列，是稳定的随机过程。

表2 X的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

对Y序列的平稳性进行ADF单位根检验，Y序列的初始ADF检验和一阶差分后的ADF检验均显示序列不是稳定随机过程，故对Y序列进行二阶差分，结果见表3。Yt-2序列ADF检验T=-2.5417，p=0.0196，小于10%，故Yt-2为平稳序列。

表3 Y的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

(2)X1和Y1序列平稳性的单位根检验。对进口跨境电商市场规模X1序列和居民可支配收入Y1序列的ADF检验，判断是否为随机稳定过程。计算结果表明，序列X1t-2的ADF检验统计量为-4.3417，p=0.0167介于0%～10%，见表4。这说明X1序列二阶差分序列X1t-2不存在单位根，二阶差分后的序列X1t-2为平稳序列。序列Y1t-2的ADF检验统计量为-2.2049，p=0.0344介于0%～10%，结果见表5。这说明Y1序列的二阶差分序列Y1t-2不存在单位根，二阶差分后的序列Y1t-2为平稳序列。

表4 X1的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

表5 Y1的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

(3)X2和Y2序列平稳性的单位根检验。对出口跨境电商市场规模X2序列和中国创新指数Y2序列进行ADF检验，判断是否为随机稳定过程。计算结果表明，序列X2t-2的ADF检验统计量为-1.7382，p=0.0811介于0%～10%，结果见表6。这说明X2序列二阶差分序列X2t-2不存在单位根，二阶差分后的序列X2t-2为平稳序列。同理序列Y2t-2的ADF检验统计量为-6.4147，p=0.0021介于0%～10%，结果见表7。这说明Y2序列的二阶差分序列Y2t-2不存在单位根，二阶差分后的序列Y2t-2为平稳序列。

表6 X2的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

表7 Y2的二阶差分序列平稳性的ADF检验结果

2.3.2 模型识别与建立

(1)序列Xt与序列Yt的识别与建立。构建ARMA (p,q)模型，对比模型AIC统计量及SC统计量，并结合变量系数的显著性判断，发现ARMA (2,1)的AICC值最小，模型拟合度最好，采用ARMA (2,1)模型对Xt进行拟合，公式为：

(2)

与序列Xt的选择过程同理，发现ARMA (2,1)模型对Yt序列拟合度最好，故选择ARMA (2,1)模型对Yt序列进行拟合，模型为：

(3)

ARMA (2,1)模型的残差自相关系数及偏相关系数如图2所示，其中自相关和偏相关均在2倍标准差标线以内，即回归方程有效。

图2 Yt序列模型残差的相关图

(2)时间序列X1t与Y1t识别与建立。与序列Xt与序列Yt的识别与建立同理，选择ARMA (2,2)模型对X1t序列进行拟合。模型为：

(4)

式中，自变量X1t-1系数为正值，说明进口跨境电商市场交易规模呈增长态势。

选择ARMA (2,1)模型对Y1t序列进行拟合，模型残差自相关系数和偏相关系数如图3所示。其自相关系数和偏相关系数均在2倍标准差标线内，即回归方程有效，回归方程为：

图3 Y1t序列模型残差的相关图

(5)

式中，自变量Y1t-1系数为正值，说明中国居民可支配收入呈增长态势。

(3)时间序列X2t与Y2t识别与建立。通过比较系列ARMA (p,q)模型，选择ARMA (2,1)模型对X2t序列进行拟合。模型为：

(6)

选择ARMA (2,2)模型对Y2t序列进行拟合，其残差自相关系数与偏相关系数如图4所示。其自相关及偏相关均在2倍标准差标线内，即回归方程有效，回归方程计算公式为：

(7)

图4 Y2t序列模型残差的相关图

2.3.3 ARMA模型识别与建立

(1)X1t对Y1t作用的ARMA模型识别与建立。以自变量X1t作为因变量Y1t的输入外生变量建立ARMA模型，经过计算发现ARMA (2,1)的AIC与SC最小，分别为-2.2351和-2.0181，所以采用ARMA (2,1)模型进行拟合，模型为：

(8)

X1t与Y1t的ARMA (2,1)模型残差自相关系数和偏相关系数如图5所示，图中自相关和偏相关均在2倍标准差标线内，表明回归方程有效。通过CE值验证进口跨境电商市场规模X1t对居民可支配收入Y1t的预测能力，其中CE=AICcY1/AICcX1Y1=9.982/9.7649=1.0222>1，表明X1t能够明显提高Y1t的预测能力，即进口跨境电商发展是促进居民消费升级的一个重要原因。此外，由式 (8)可知，X1t作为自变量，Y1t作为因变量建立ARMA模型，模型中跨境电商市场规模的估计系数为正值，且在0.05显著水平下，这说明进口跨境电商市场规模的扩大与消费升级之间呈正相关关系，即进口跨境电商市场规模增加能够促进中国消费升级，进而提升中国制造业的升级水平。因此跨境电商发展能够有效地推动消费升级。

图5 X1t-Y1t序列模型残差的相关图

(2)X2t和Y2t的ARMA模型识别与建立。以自变量X2t作为因变量Y2t的输入外生变量建立ARMA模型，经过计算发现ARMA (2,1)的AIC与SC最小，分别为6.1501和6.3671，所以采用ARMA (2,1)模型进行拟合，模型为：

(9)

X2t和Y2t的ARMA (2,1)模型残差自相关系数与偏相关系数，如图6所示。模型自相关和偏相关均在2倍标准差标线内，表明回归方程有效。通过CE值验证中国进口跨境电商市场规模X2t对中国创新指数Y2t的预测能力。CE=AICcY2/AICcX2Y2=28.1802/18.1501=1.5526>1，说明出口跨境电商市场规模X2t能够提高中国创新指数Y2t的预测能力，出口跨境电商发展是促进技术创新的重要原因。此外，由式 (9)可知，X2t作为自变量，Y2t作为因变量建立ARMA模型，模型中出跨境电商市场规模的估计系数为正值，且在0.05水平下统计显著，这说明出口跨境电商市场规模与技术创新之间呈正相关关系，即出跨境电商市场规模的扩大能够提升中国制造业的技术创新水平，因此跨境电商发展能够有效地推动技术创新升级。

图6 X2t-Y2t序列模型残差的相关图

(3)Xt序列对Yt序列作用的ARMA模型识别与建立。以自变量Xt作为因变量Yt的输入外生变量建立ARMA模型。经过计算发现ARMA (3,1)模型的AIC与SC最小，分别为16.6382和16.8914，所以采用ARMA (3,1)模型进行拟合。模型为：

(10)

Xt和Yt的ARMA (3,1)模型残差自相关系数与偏相关系数如图7所示。其自相关和偏相关均在2倍标准差标线内，表明回归方程有效。通过CE值验证中国跨境电商市场规模即Xt序列对中国人均第二产业增加值Yt的预测能力。CE=AICcY/AICcXY=27.4365/26.832=1.0225>1，说明中国跨境电商市场规模Xt能够提高中国人均第二产业增加值Yt的预测能力，跨境电商的飞速发展是中国制造业升级的一个重要原因。此外，由式 (10)可知，X1t作为自变量，Yt作为因变量建立ARMA模型，模型中跨境电商市场规模的估计系数为正值，且在0.05水平下统计显著，这说明跨境电商市场规模与制造业升级之间呈正相关关系，跨境电商市场规模的扩大可以增加推动中国制造业升级。因此，本研究假设成立，即跨境电商发展能够有效地推动中国制造业升级。

图7 Xt-Yt序列模型残差的相关图

2.3.4 动态面板数据模型

采用31个省份2010—2020年的省际面板数据，借助STATA14对面板数据随机效应与固定效应检验，检验结果见表8。

表8 检验结果汇总

由表8可知，以ln_出口总额，ln_进口总额作为解释变量，以ln_人均第二产业产值作为被解释变量进行面板模型构建。面板模型涉及3个模型分别是混合POOL模型、固定效应FE模型和随机效应RE模型，首先进行模型检验，便于找出最优模型。F检验呈现出5%水平的显著性F(26,268)=22.119,p=0.000<0.05，意味着相对POOL模型而言，FE模型更优。BP检验呈现出5%水平的显著性chi(1)=462.393,p=0.000<0.05，意味着相对POOL模型而言，RE模型更优。Hausman检验呈现出5%水平的显著性chi(2)=67.888,p=0.000<0.05，意味着相对RE模型而言，FE模型更优。综合上述分析选择FE模型，FE模型最终结果见表9。

表9 FE模型最终结果

由表9可知，以FE模型作为最终结果，针对ln_出口总额而言，其呈现出0.01水平的显著性 (t=8.108,p=0.000<0.01)，并且回归系数值为0.305>0，说明ln_出口总额对ln_人均第二产业产值会产生显著的正向影响关系。针对ln_进口总额而言，其呈现出0.01水平的显著性 (t=3.349,p=0.001<0.01)，并且回归系数值为0.103>0，说明ln_进口总额对ln_人均第二产业产值会产生显著的正向影响关系。

2.4 实证结果分析

基于上述分析，在双循环新发展格局视角下，基于时间序列数据及面板数据对 “进口跨境电商-消费升级-制造业升级”和 “出口跨境电商-技术创新-制造业升级”两条路径进行实证分析，探索跨境电商对制造业升级作用机制，结果如下。

(1)跨境电商是助推消费升级重要驱动力。跨境电商对中国消费升级的贡献主要体现在两方面：①跨境电商将提升消费者的发展型新消费比例，消费者对高品质商品消费欲望越来越强，跨境电商的发展也扩大了消费结构中非必需品的消费比例。②提升消费层次中的高端消费需求水平，跨境电商市场规模及用户数量均增长迅速，将持续拉升国内的消费水平。

(2)进口跨境电商驱动消费升级实现制造业升级。跨境电商市场规模扩大直接拉动消费升级并服务于制造业升级的最终目标，提升制造业的投入产出水平，为制造业升级做出 “量”的贡献，所以消费升级为制造业升级提供坚实的基础，为制造业升级做出 “质”的贡献。此外，消费升级会进一步激活消费潜力，为制造业升级提供新一轮 “量”的贡献，为实现制造业升级更高目标提供动力支持。

(3)出口跨境电商驱动技术创新倒逼制造业升级。由于技术革新加速，新产品不断投向市场，消费者对新产品的需求也在提升，技术创新是中国制造业高质量发展重要驱动力。出口跨境电商驱动技术创新倒逼制造业升级是加快促进双循环新发展格局的战略选择，也是中国推进供给侧结构性改革，实现新旧动能转换的重要方式，更是推动疫情常态化背景下经济复苏，积极应对百年未有之大变局的有力抓手。

(4)跨境电商是有效解释制造业升级水平的重要要素，且对制造业升级起促进作用。在制造业升级预测模型中，加入跨境电商市场规模作为输入变量能够提高模型的拟合度，且该跨境电商市场规模的系数为正。通过 “进口跨境电商-消费升级-制造业升级”和 “出口跨境电商-技术创新-制造业升级”两条路径证明，跨境电商发展可以有效地解释中国制造业升级，并对制造业升级有积极的促进作用。

3 跨境电商促进制造业升级的路径

尽管2020年以来世界经济遭受新冠疫情的冲击，然而跨境电商的快速发展使中国经济高质量发展迈上了一个新台阶。由于跨境电商逆市上涨，在这次疫情中中国制造业供应链没有遭受重创，彰显出中国经济的韧性。因此，在双循环新发展格局的背景下，通过跨境电商从需求端刺激消费需求和技术创新，给制造业升级提供内在动力。跨境电商发展对中国制造业升级路径逻辑框架如图8所示。

图8 跨境电商发展对中国制造业升级路径逻辑框架

3.1 把握消费升级机遇，促进制造业竞争发展

双循环新发展格局背景下让消费升级成为驱动中国制造业转型升级的强大动力。以消费升级引领供给创新，以供给提升创造消费新增长点，以供给创造消费、引导消费升级的作用凸显，促进生产消费循环更加顺畅；居民服务消费占比逐渐提升，居民消费结构优化明显；居民收入水平明显提升，消费能力不断提升，收入差距进一步缩小。在此背景下，跨境电商的发展给传统制造业带来新的机遇与挑战，因此中国制造业必须把握消费升级契机，根据中国的实际情况因地制宜作出调整，以更好地适应中国市场的运行机制。

3.2 完善技术供应链管理，保障制造业高质量发展

重视技术创新对制造业转型升级的积极作用，激发制造业创新动力和创造活力。要深刻认识技术创新对制造业提升核心竞争力的重要作用，从政策导向和研发支持等角度为先进制造业和新兴产业的技术创新提供政策保障。准确把握世界制造业价值链发展方向和规律，以技术创新提升制造业核心竞争力。加强优化技术创新资源配置，在创新决策、研发投入、科研组织和成果转化等领域充分发挥制造企业的主动权。以制造企业为主体实施跨区域、跨行业协同创新合作，实现创新、合作及共赢新模式，最终实现完善技术供应链管理，保障制造业高质量发展。通过创新驱动和高质量供给升级传统需求，激发潜在需求和新需求，促进制造业高质量发展，实现制造业形态多样化。

3.3 构建高技术制造业体系，全面推动制造业提质增效

以内循环为主体，国内国际协同发展逐步完善制造业产业链，依据跨境电商优势产业打造具有国际竞争力的高科技制造业集群，将新技术运用于制造业发展，更好助力制造业结构升级。大力推动高品质、高科技含量、高附加值的新产品、新服务、新技术发展。围绕着 “降低成本、提高效率、增强市场反应能力”的要求，通过优化跨境电商供应链各环节、生产体系与组织方式、产业链条等进行全方位赋能。根据上文分析，跨境电商发展对中国制造业影响较大的行业提出明确的升级路径，装备制造销量高速增长已居全球首位，价格仅处中档，但技术仍有短板。3C电子产业迅猛增长，增速持续领跑，占比不断上升，然而集成电路产品自给率不足，对进口依赖度较高，3C产业结构有待向上游拓展，光刻机等核心设备受制于人， “卡脖子”问题亟待消除。医药行业需从 “仿制药”阶段向 “创新药”阶段升级。新药审批数量虽有较大进展，但对进口依赖度仍高，研发投入不足明显阻碍了制药产业升级。龙头企业快速崛起，但制造业结构有待升级。在工业机器人领域的最大差距在技术层面，在工业机器人的几大关键技术上，均处于相对落后地位。服装制造业以出口代工为主，缺乏品牌溢价，亟需提升自主创新能力、能够快速反应的供应平台，与蓬勃发展的跨境电商紧密结合，探寻新颖的、能开拓网络市场需求的合作关系，实现真正的转型升级。

4 结论

本研究在双循环新发展格局视角下研究跨境电商对中国制造业升级作用机制作为切入点，基于进口跨境电商发展现状，在消费结构和消费层次两个方面分析中国消费升级及升级潜力，从 “进口跨境电商-消费升级-制造业升级”维度，分别在 “质”和 “量”两个层面探索跨境电商对中国制造业升级的作用路径；基于出口跨境电商发展现状，在技术创新方面探索中国制造业技术升级及升级潜力，从 “出口跨境电商-技术创新-制造业升级”维度，在技术创新维度探索跨境电商对中国制造业升级的作用路径。通过实证分析验证了跨境电商促进制造业升级的作用机制，最后构建跨境电商促进中国制造业升级的路径。