数字产业渗透赋能全球价值链重构：理论机制与实证检验*

谢 煜

（中共深圳市龙华区委党校教研室，深圳 518000）

一、引 言

经济全球化背景下， 世界发展格局呈现新兴崛起大国与霸权大国竞争愈演愈烈特点。 以发达国家为首的霸权国家利用自身在全球产业布局的控制力，实施高科技产业回流政策，以重构全球价值链。 所谓全球价值链重构，即新经济形势下的产品生产环节再分配、产业地理结构再分布，表现在国家间全球价值链关系可以理解为价值链相对位置和价值链双边合作度的再调整。［1］33在此背景下，发展中国家有必要借助数字技术， 通过加强国际间合作，探寻和改变旧经济体系发展路径，深度参与全球价值链重构。然而，受全球资源配置低效［2］、“低端俘获”困局［3］、全球经济下行压力剧增［4］影响， 发展中国家经济发展面临嵌入遭低端锁定、攀升被围追堵截双重发展困境，为其参与国际分工带来巨大挑战。 因此，如何加快发展中国家参与全球贸易与国际分工的步伐，实现全球价值链重构，已然成为当前学界研究的重点。

作为国家经济发展的重要引擎和创新支柱，数字产业可借助智能化技术渗透至传统贸易产业，通过转变要素参与价值创造方式，赋能传统贸易产业转型升级， 提高出口产品技术含量，重构全球价值链。 详细而言，数字产业凭借高渗透性可助力传统产业实现数字化变革， 以精简、细化原有生产链。 这可有效实现生产利益重新分配，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，为全球价值链重构注入产业动能。 与此同时，数字产业凭借高渗透性可借助数字技术为贸易发展带来新契机， 通过抢占科技竞争制高点，实现对外贸易规模扩大，助力全球价值链重构。［5］由此推及，数字产业渗透与全球价值链重构存在密切联系，但二者间的内在机理仍需从理论分析与实证检验层面进一步展开。

梳理当前文献可以发现，多数学者从如下层面探讨全球价值链：第一，全球价值链时空演变。张玺等指出， 国内与全球价值链耦合水平时空演变趋势呈现由东部到西部逐级递减态势。［6］戴翔和宋婕发现，OFDI 产生的价值链构建效应和价值链分工位置改善效应，不仅作用于中国与东道国，还可有效提升中国与第三国价值链关联程度。［7］第二，全球价值链影响因素。 张晴和于津平认为，绿色信贷政策的实施对全球价值链分工地位攀升具有正向推动作用。［8］方杰炜和施炳展强调，签订并实施知识产权保护条款的区域贸易协定可切实提高发展中国家全球价值链分工水平。［9］

关于数字产业渗透与全球价值链重构的研究较少，多是从宏观角度探讨数字经济与全球价值链的关系。 徐铮和张其仔指出，数字经济对全球价值链分工地位的推动作用具有技术前沿距离异质性、国家异质性、时期异质性与制造业技术类别异质性。［10］杨仁发和郑媛媛强调，数字经济显著推动全球价值链长度增加，以此深化全球价值链分工。［11］

梳理上述文献可以发现，已有研究证明数字经济与全球价值链存在密切联系，为本文奠定扎实研究基础，但仍存在如下不足：一方面，现有文献多从数字经济对全球价值链的影响展开研究，但鲜有文献具化至数字产业层面探讨其对全球价值链重构的影响。另一方面，贸易开放度是影响全球价值链重构的重要因素， 却少有研究观察其对数字产业渗透与全球价值链重构的影响。 综合上述分析，本文可能的创新性贡献在于：第一，基于现有研究，进一步细分维度，探讨数字产业渗透对全球价值链重构的影响。第二，将创新要素配置与颠覆性技术创新作为中介变量， 使用中介效应模型， 考察数字产业渗透对全球价值链重构的影响机制。 第三，借助面板门槛模型，实证检验贸易开放度门槛下， 数字产业渗透与全球价值链重构的非线性关系。

二、理论分析与研究假设

（一） 数字产业渗透对全球价值链重构的影响效应

全球价值链重构是指国家、 企业在技术革命、产业链管理模式变革等方式助力下，切实改变原有产业链配置方式，具体包括提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置。 数字产业渗透凭借广覆盖性和高融合性，有效提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，驱动全球价值链重构。 一方面，数字产业渗透有助于提高全球价值链双边合作度。 数字产业渗透以数字技术为依托，以数字化转型为主线，通过推动“四链”融合，搭建技术网络、生态网络等多种贸易网络。 这可有效助力生产要素实现跨时空、跨组织自由流动与共享，以此缓解区域垄断与地方保护主义导致的技术性、制度性分割格局，进而提高全球价值链双边合作度， 赋能全球价值链重构。另一方面，数字产业渗透有助于改善全球价值链相对位置。 数字产业渗透借助数字技术可有效推动传统产业数字化转型发展，提高传统产业生产效率，以此助力发展中国家产品类型从“制造”向“智造”转型。 这有利于改善出口产品结构，提高出口技术含量，有效占据国际市场，以此提高全球价值链相对位置，促进全球价值链重构。 基于上述分析，提出如下假设：

H1：数字产业渗透可有效提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，实现全球价值链重构。

（二）数字产业渗透赋能全球价值链重构的中介效应

数字产业渗透可通过合理配置创新要素与助力颠覆式技术创新两种途径，促进全球价值链重构。 一方面，数字产业渗透可通过合理配置创新要素，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。 数字产业渗透以现代互联网技术为基础，通过推动传统贸易实现转型升级，助力国际生产活动的环节分离与空间整合加速发展，以此带动知识性创新要素跨区域流动。［12］同时，数字产业渗透可助力价值链上游“链主”主动向下游产业提供创新要素，加速知识的空间溢出与扩散，实现创新要素合理配置。创新要素合理配置可有效降低国内产业参与国际分工门槛， 紧密衔接全球经济体生产协作［13］，提高全球价值链双边合作度，助力全球价值链重构。 此外，创新要素合理配置通过不断打通创新要素流动的瓶颈和壁垒， 有效解决产能过剩、产业结构趋同问题，助力传统产业转型升级。这可有效提高出口产业技术水平，提升产业生产效率，提高全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。

另一方面，数字产业渗透可通过颠覆式技术创新，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，以此赋能全球价值链重构。 颠覆式技术创新指在传统创新、破坏式创新和微创新的基础之上， 通过替代已有传统或主流技术途径，实现从原有底层逻辑蜕变成一种全新技术。［14］数字产业在数字技术助力下， 有效构建沟通便捷、纵横交错的数字化贸易网络，以此提高网络内部资源交换效率，加速信息共享，提高传统产业获取关键性技术信息概率，推动颠覆式技术创新。 颠覆式技术创新可在金融市场产品研发、效益评估等方面提供技术支撑，以此提高传统产业生产效率，打破“低端锁定”困局［15］，为提高全球价值链双边合作度扎实根基，赋能全球价值链重构。 与此同时， 颠覆式技术创新凭借对数据的整合、筛选、匹配机制，可有效打破生产要素流动的时空限制对组织分工的硬性约束，从而拓宽产业链延伸空间，提高全球价值链相对位置，促进全球价值链重构。 综合上述分析，提出如下假设：

H2：数字产业渗透可通过合理配置创新要素提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，以此实现全球价值链重构；

H3：数字产业渗透可通过颠覆式技术创新提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，进而助力全球价值链重构。

（三）数字产业渗透赋能全球价值链重构的门槛效应

贸易开放初期，受创新技术水平偏低、协调机制不完善等因素叠加影响， 发展中国家参与国际分工地位话语权偏低。这在一定程度使得发展中国家面临出口成本偏高、 跨境清关程序烦琐等问题， 滞缓发展中国家参与全球价值链重构步伐。伴随贸易开放度的提高，各国交流开放水平逐渐上升，使得国家在技术、管理、服务等方面的交流逐渐增强。 发展中国家可借助数字产业渗透提升技术密集型产业研发设计能力与生产能力，加强产业链供应链产品供给。 这可在产业链分工中更好聚焦高附加值环节， 提升出口技术复杂度，以此提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，推动全球价值链重构。 但值得一提的是，当贸易开放度水平超出一定区间时，数字产业渗透受技术挤压效应与规模经济效应叠加影响将产生 “规模壁垒”。 这将降低贸易开放度边际效应，削弱数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置提高的正向推动作用。 基于上述分析，提出如下假设：

H4：数字产业渗透对全球价值链重构的影响存在贸易开放度门槛效应。

三、数据与方法

（一）变量说明

1.被解释变量：全球价值链重构（Gvcr）

全球价值链重构的量化存在多种衡量方式，大致分为宏观层面与微观层面。 其中，宏观层面主要借助全球投入产出表测算全球价值链长度、贸易附加值等相关数据，以此探究国家/部门在全球产业链中的整体趋势与位置。［16］微观层面，重点关注企业层面数据，通过考察企业在全球价值链中的参与度， 测算跨国生产活动参与者的效率。［17］本文延续刘洪钟和刘源丹［1］59研究思路，使用全球价值链双边合作度（Gvc-dbc）和全球价值链相对位置指数（Gvc-rpi）刻画全球价值链重构，具体衡量方式如模型（1）和（2）所示：

其中，IVij代表j国出口到i国并被i国再次出口的增加值，与两国出口额之和的比值在一定程度上可以表征两国之间的依赖度；FVij指代j国出口产品中所包含的i国增加值；Ei为i国的总出口额；Ej是j国的总出口额。 若Gvc-dbc系数越大，证明两国经贸关系越紧密，双边全球价值链双边合作度高；若Gvc-rpi指数越大，表明j国在全球价值链分工中处于越有利地位，证明相较于i国，j国全球价值链相对位置较高。

2.解释变量：数字产业渗透（Dip）

考虑到现有研究对数字产业渗透研究较少，同时缺乏准确、统一的衡量方法，故选取数字产业化与产业数字化加权平均值作为数字产业渗透的代理变量。 一方面，参考武亚楠和彭璧玉［18］研究思路，使用完全依赖度体现产业数字化：

其中，Comdq代表制造业q对数字产业d完全消耗系数。

另一方面，参考费越等［19］做法，使用软件和信息技术服务业发展规模表征数字产业化。 具体地，使用软件业务收入和信息技术服务收入的总额表征数字产业化。

3.中介变量：创新要素配置（Aif）和颠覆式技术创新（Dti）

依据上述理论分析，选取创新要素配置（Aif）和颠覆式技术创新（Dti）作为本文的中介变量。考虑到样本的可得性与连续性，沿袭现有学界的普遍做法［20］，使用创新要素错配系数表征创新要素配置。 具体计算步骤为：

首先，测度国家整体创新要素配置水平。 设定行政部门经济产出为Xc，总产出为X，故国家整体创新要素配置水平公式为：

此时，各经济部门产出和经济体总产出与创新要素呈现C-D 函数关系， 故可以构建如下模型：

其次，在上述公式基础上，假定生产函数中规模报酬不变，那么创新资本（K）与创新劳动力（L）虽然呈现扭曲现象但总体产业弹性并未发生明显变化。 此外，为规避创新要素配置“扭曲”现象，借鉴有关学者研究［21］，使用最小二乘回归模型估算创新要素扭曲弹性，以0.55 赋值。其中，创新资本与劳动力扭曲使用从价税衡量，此时目标函数设置如下：

上式中，K表示市场环境下创新资本，L代表创新劳动力的价格水平， （1+τKc）R、 （1+τLc）ϖ 依次表示要素扭曲前提下创新资本与创新劳动力的价格水平。

最后，测算创新要素配置扭曲水平，设定如下创新要素扭曲系数：

在此基础上测算创新资本要素与创新劳动力要素比重：

颠覆式技术创新（Dti）。 有学者指出［22］，颠覆式技术创新具备技术颠覆性和市场颠覆性双重属性。 因此，沿袭余思勤和孙司琦［23］思路，使用技术要素市场化指数作为颠覆式技术创新的代理变量。 具体地，研究开发经费支出结构与修正的市场化总指数测算技术要素市场化。 其中，研究开发经费支出结构借助研发经费中企业占比与研发经费存量增长率的乘积测算， 同时使用单位技术合同成交额与市场化总指数乘积衡量修正的市场化指数。

4.门槛变量：贸易开放度（To）

现有研究大多使用地区年度进出口总额与地区生产总值的比值测度贸易开放度，但这一定程度上忽视外贸活动过程中外商投资对贸易开放的影响。 因此，参考司深深［24］研究思路，使用各地当年进出口总额与外商直接投资之和与地区生产总值的比重测算。

5.控制变量

参考已有学者研究思路［25－26］，选取如下控制变量：（1）地理距离（Gd），使用国家首都（中心城市）之间的直线距离公里数取对数测算；（2）经济发展水平（Ed），以现价美元计算的GDP 取对数表征；（3）自然资源丰富度（Nr），以矿石、金属和燃料出口数量之和占GDP 比值衡量；（4） 固定资本总额（Gfc），以固定资本形成总额度量。

（二）数据来源与说明

依据中国信息通信研究院发布的《全球数字经济白皮书（2022）》，剔除部分特殊国家样本后，选取2012—2022 年47 个国家（1）面板数据作为研究样本，实证探究数字产业渗透与全球价值链重构的因果关系。 变量数据来源于ITU 的互联网宽带数据库、WDI 数据库、ADB 数据库、联合国数据库、WGI 数据库，缺失数据使用插值法进行补齐。各变量描述性统计如表1 所示。

表1 描述性统计

（三）计量模型

为探究数字产业渗透对全球价值链重构的影响，构建如下计量模型：

模型（11）中，Gvcrit代表国家i在t时期的全球价值链重构水平，Dipit表示国家i在t时期的数字产业渗透水平，Xit代表一系列控制变量，α0指代模型截距项，α1为数字产业渗透对全球价值链重构的影响系数，αn表征控制变量的系数，λi是国家i不可观测的个体固定效应，φt代表时间固定效应，εit为随机扰动项。

为探究创新要素配置、颠覆式技术创新在数字产业渗透重构全球价值链过程中的中介效应，参考Baron 与Kenny［27］提出的中介检验方法，建立创新要素配置、颠覆式技术创新对全球价值链重构的中介效应模型：

其中，Kit表示创新要素配置、 颠覆式技术创新，γ1代表数字产业渗透对中介变量的直接影响，γ1φ2表征数字产业渗透对全球价值链重构的中介效应，其余变量同模型（11）。

依据前文理论分析可以发现，数字产业渗透对全球价值链重构的影响可能受到贸易开放度的制约，故参考孙永强等［28］研究思路，构建面板门槛模型，探究数字产业渗透对全球价值链重构的非线性效应，模型设定如下：

模型（14）中Toit代表贸易开放度门槛变量，δ表示待估计的门槛值，θ1为贸易开放度小于门槛值δ时， 数字产业渗透对全球价值链重构的敏感系数。同理，θ2为贸易开放度大于门槛值δ时，数字产业渗透对全球价值链重构的敏感系数；I（·）代表指标函数，在满足条件情况下，取值为1；反之为0。

四、结果与分析

（一）基准回归结果分析

为探究数字产业渗透对全球价值链重构的关系，构建线性回归模型进行初步研究，具体结果如表2 所示。 可以知悉，在加入年份固定效应前后，数字产业渗透对全球价值链双边合作度的影响系数依次为0.305 和0.303，对全球价值链相对位置的影响系数依次为0.305 和0.293，且均通过1%显著性检验， 证明数字产业渗透可切实提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，实现全球价值链重构。 据此，H1 得证。

表2 基准回归结果

就控制变量而言，经济发展水平、自然资源丰富度与固定资本总额对全球价值链重构的影响系数为正，且至少通过10%显著性检验，表明经济发展水平、自然资源丰富度与固定资本总额均可有效提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置。 产生这一现象可能原因在于，经济发展水平的提高可有效加快各国基础设施建设步伐，从而撬动投资需求的增加，加快人才、资本、技术区域性流动。 这可有效带动数字产业要素从低发展部门流向高发展部门，以此加强国际产业间合作， 实现国际贸易多元化与便利化，重构全球价值链。 自然资源丰富度作为生产发展的重要因素，一定程度上决定国家要素禀赋的发展优势，影响国家在国际分工中的优势环节。 固定资本总额决定国家发展潜力和国际竞争力，在参与全球价值链重构过程中注入资金动能。 地理距离对全球价值链重构的影响系数为正， 仅通过10%显著性检验。可能原因在于，地理距离的长短一定程度上可影响全球价值链重构，但随着数字技术逐步渗透至传统产业，传统产业将向智能化转型发展，可有效弥补地理距离差距对全球价值链重构的影响，故地理距离对全球价值链重构的推动作用偏低。

（二）中介效应检验

1.创新要素配置

表3 列（1）－（3）展示了当创新要素配置为中介变量时，数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响效应。 观察表3列（1）可以知悉，数字产业渗透对创新要素配置的影响系数为正，且通过1%显著性检验，说明数字产业渗透可有效实现创新要素配置。 观察列（2）（3）数据可以发现，数字产业渗透与创新要素配置对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的回归系数分别为0.297 和0.293， 在1%统计水平上显著为正，说明数字产业渗透可通过合理配置创新要素，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置， 助力全球价值链重构，H2 得证。 在保证其他因素不变的情况下，数字产业渗透每增加1 个单位，会使创新要素配置提高0.301 个单位， 继而间接推动全球价值链双边合作度提高0.297 个单位，总效应为0.598 个单位。同时，数字产业渗透每增加1 个单位，会使得创新要素配置提高0.301 个单位， 继而间接促进全球价值链相对位置提高0.293 个单位， 总效应为0.594 个单位。

表3 数字产业渗透对全球价值链重构的中介效应检验

2.颠覆式技术创新

表3 列（4）-（6）展示了当颠覆式技术创新为中介变量时，数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响效应。 观察列（4）可以发现，颠覆式技术创新与数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响系数在1%置信区间内显著为正， 说明数字产业渗透可通过推动颠覆式技术创新，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。 就此，H3 得证。 在其他因素不变时，数字产业渗透每增加1 个单位，使得覆式技术创新提高0.316 个单位， 促使全球价值链双边合作度提高0.311 个单位， 总效应为0.627。同时，数字产业渗透每增加1 个单位，使得颠覆式技术创新提高0.316 个单位， 而全球价值链相对位置提高0.307 个单位，总效应为0.623。

（三）门槛效应分析

1.门槛的检验与确定

为进一步考察数字产业渗透与全球价值链重构间的非线性关系，参考浦小松和赵章靖［29］研究方法，使用面板门槛模型进行检验，并选取贸易开放度作为门槛变量。 在进行门槛效应检验前，通过bootstrap 法反复抽样得到相应的F 统计量，并利用其对应的P 值先行验证门槛变量的存在性，具体结果如表4 所示。 当自变量为全球价值链双边合作度时，贸易开放度的单一门槛P 值为0.000，门槛值为6.114，证明数字产业渗透度对全球价值链双边合作度受贸易开放度的单一门槛影响； 当自变量为全球价值链相对位置时，贸易开放度的单一门槛P 值为0.328， 门槛值为5.478，显著拒绝存在单门槛值的原假设，证明数字产业渗透度对全球价值链相对位置不受贸易开放度的单一门槛影响。 就双门槛效应检验而言，数字产业渗透对全球价值链双边合作度受贸易开放度双门槛影响的P 值为0.227， 显著拒绝存在双门槛值的原假设，表明数字产业渗透度对全球价值链双边合作度不受贸易开放度双门槛的影响。 数字产业渗透对全球价值链双边合作度受贸易开放度双门槛影响的P 值为0.000， 门槛值为6.482， 表明数字产业渗透度对全球价值链相对位置受贸易开放度的双门槛影响。

表4 贸易开放度的门槛效应检验

2.门槛效应检验

进一步地，对设定具体门槛个数的模型进行回归，具体结果如表5 所示。 数字产业渗透与全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置具有显著的非线性关系。 从数字产业渗透与全球价值链双边合作度的非线性关系来看，在单一门槛影响下，数字产业渗透对全球价值链双边合作度在各区间系数为正，且通过1%显著性检验，表明数字产业渗透对全球价值链双边合作度的影响存在门槛效应。 观察数据可以发现，数字产业渗透对全球价值链双边合作度的推动作用呈现由弱到强的非线性变化过程，即贸易开放度超过一定区间后，数字产业渗透对全球价值链双边合作度的推动作用逐渐增强。

表5 门槛模型回归结果

从数字产业渗透对全球价值链相对位置的非线性特征来看，双重门槛下，数字产业渗透对全球价值链相对位置的促进作用呈现从无到弱再到强的过程。 由回归结果可以发现，贸易开放度低于5.478 时， 数字产业渗透对全球价值链相对位置的影响系数不显著，证明贸易开放度低于该值时，数字产业渗透对全球价值链相对位置的正向促进作用不明显。 当贸易开放度处于［5.478，6.482］区间时，数字产业渗透对全球价值链相对位置的影响系数仅通过5%显著性检验。当贸易开放度大于6.482 时， 数字产业渗透对全球价值链相对位置的影响系数为正， 且通过1%显著性检验，但相较于［5.478，6.482］区间的影响系数有所下降，说明数字产业渗透对全球价值链相对位置的影响具有非线性特征。 H4 得证。

（四）异质性检验

具体地，为深度考察数字产业渗透对不同经济实力国家全球价值链重构影响是否存在异质性，参考文艺和文淑惠［30］做法，依照IMF 分类方法将样本国家划分为发达经济体和发展中经济体，探究数字产业渗透对全球价值链重构的异质性影响，具体结果如表6 列（1）-（4）所示。 首先第（1）（2） 列汇报数字产业渗透对发达国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响。观察表中数据可以知悉，数字产业渗透对发达国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响系数为正，且通过1%显著性检验，说明数字产业渗透可正向提高发达国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，助力全球价值链重构。 观察列（3）（4）数据可以发现，数字产业渗透对发展中国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的影响系数为正， 且通过1%显著性检验，说明数字产业渗透可切实提高发展中国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置。 但相较于发展中国家，数字产业渗透对发达国家全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的推动作用更显著。

表6 异质性检验

（五）稳健性检验

1.内生性检验

参考易子榆等［31］做法，选取1984 年电话普及率（Tpr）作为工具变量。 选取1984 年电话普及率作为工具变量主要由于：一方面，数字产业渗透所依托的数字技术早期为固定通讯网，故历史上固定电话普及率高的国家可能创造数字产业渗透环境，符合相关性原则；另一方面，随着现代社会发展中数字技术与移动电话已经逐渐取代固定电话，固定电话存量和增量的大幅下降使得历史固定电话数量难以带动全球价值链重构，符合外生性要求。具体地，使用1984 年电话普及率与上一年数字产业渗透水平的交互项作为工具变量，使用两阶段最小二乘法进行估计，具体结果如表7 列（1）（2）所示。工具变量的检验中不可识别检验统计量P 值为0.000， 明显拒绝弱识别检验统计量为弱统计量的原假设，表明选取的工具变量具有合理性。同时，LM 统计量的P 值均为0.000，故强烈拒绝不可识别的原假说。 F 统计量结果显示，最小特征值统计量均大于10%显著性水平下的临界值， 说明工具变量不是弱工具变量。 依据表中数据可以发现，稳健性检验结果与基准模型数据相一致，说明本文研究结果具有稳健性。

表7 稳健性检验

2.稳健性检验

参考何琨玟等［32］研究思路，使用出口技术复杂度作为全球价值链重构的代理变量。 具体地，使用Qi衡量出口技术复杂度。其中，i表示国家，s指代产品，Qi为国家i的人均GDP，lsi代表国家i产品s的出口额，li代表国家i出口总额，Prodys为产品s的出口技术复杂度。具体结果如表7 列（3）所示。 可以知悉，更换全球价值链重构的衡量方式后，数字产业渗透对全球价值链重构的影响系数为正，且通过1%显著性检验，说明上述研究结论具有稳健性。

五、结论与建议

（一）结论

以2012—2022 年47 个国家面板数据作为研究样本，深度考察数字产业渗透对全球价值链重构的影响，以及创新要素配置与颠覆式技术创新在其中的作用机制。 研究结论如下：其一，数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置提高具有正向推动作用，这一结论在更换被解释变量方法后依旧成立。 其二，数字产业渗透对全球价值链重构的影响存在“数字产业渗透→创新要素合理配置→全球价值链重构”和“数字产业渗透→颠覆式技术创新→全球价值链重构”的路径。 其三，数字产业渗透对全球价值链重构的正向推动作用受贸易开放度的影响，呈现非线性特征。 总体而言，数字产业渗透对全球价值链双边合作度的推动作用呈现由弱到强的非线性变化过程，对全球价值链相对位置的促进作用呈现倒“U”型趋势。

（二）政策建议

第一，扩大数字产业发展规模。 基准回归结果表明，数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置提高具有正向推动作用。基于此， 政府部门应进一步拓宽数字产业规模，进一步实现全球价值链重构。 一是积极培养壮大互联网、大数据、区块链等新兴数字产业，鼓励发展新模式、新业态与新产业，以此拓宽数字产业规模，助力全球价值链重构；二是建立科技成果转化机制， 通过健全数字技术转化体制机制，优化科技成果转化流程，进一步扩大数字产业发展规模，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构；三是打造数字产业园区与数字产业集聚区，发挥中小数字产业发展优势，以此提升数字产业发展规模，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。 此外，政府部门还可通过加强对外交流，切实提高对数字产业园区与数字产业集聚区的外商投资与技术引进水平，扩大数字产业发展规模，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。

第二，优化创新要素配置方案。 中介效应显示， 数字产业渗透可通过合理配置创新要素，间接赋能全球价值链重构。 因此，政府部门可通过优化创新配置方案，放大数字产业渗透对全球价值链重构的作用。 一是建立健全要素配置调控体系，通过缓解要素市场化分割，实现创新要素快速流动与配置，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，实现全球价值链重构；二是在高效利用初级生产要素基础上，深入挖掘组织机制、数据信息与人力资源，有效提高生产要素创新价值，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，助力全球价值链重构；三是构建创新要素财政扶持政策， 通过加大税收优惠、提高专项资金比例等方式，为优化创新要素配置注入资金动能，以此提升全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，赋能全球价值链重构。 不仅如此，政府部门还可构建创新要素配置综合改革试点，通过发挥龙头企业引领作用，促进创新要素在市场中的自由流动与有效配置，为提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置注入要素动能，正向推动全球价值链重构。

第三，强化颠覆式技术创新平台建设。 上述结论显示，数字产业渗透可通过助力颠覆式技术创新，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，进而赋能全球价值链重构。 基于此，政府部门应紧抓上述机遇，通过强化颠覆式技术创新平台建设，提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，进而赋能全球价值链重构。 一方面，政府部门通过市场在技术创新扩散中的主导作用， 鼓励和引导技术实现跨界整合模式，以此构建信息共享平台。 信息共享平台切实加强技术创新知识共享， 助力数字技术实现颠覆式创新，以此提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置，实现全球价值链重构。 另一方面，政府部门可构建颠覆式技术创新专业孵化平台，通过为入驻孵化器的项目提供资金、 推广服务、技术咨询等支持，助力颠覆式技术创新，放大数字产业渗透对全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置的作用，助力全球价值链重构。 不仅如此，政府部门还可通过发布颠覆式技术创新目录，加速颠覆式技术研发和转化，为提高全球价值链双边合作度和全球价值链相对位置注入技术动能，以此正向推动全球价值链重构。