数字产业渗透驱动全球价值链重构的实证检验

王建州，黄 磊

（东北财经大学统计学院，辽宁 大连 116012）

一、引言及文献综述

伴随经济全球化浪潮涌动与新工业革命纵深发展，全球经济往来与贸易投资格局产生深刻变革，带动全球价值链体系制造范式与生产格局产生显著变化。在世界发展格局加速演变、贸易保护主义盛行、大国竞争加剧、全球对外投资增速放缓的影响下，全球价值链面临数字化、区域化发展趋势，其阶段性扩张势头放缓，以致全球价值链重构步伐受阻［1-3］。这将严重滞碍部分长期处于全球价值链中低端位置的国家参与全球生产再配置、建立全球性的产销网络以及提高边际收益，加剧全球价值链高端位势国家发展战略竞争［4］。在此情形下，如何系统梳理全球价值链发展脉络，精准把握全球价值链重构契机，重塑参与全球价值链分工的优势，成为中国经济高质量发展的必由之路。作为全球价值链重构的关键动能，数字产业渗透可凭借高信息流动性与穿透性深化云计算、区块链、人工智能应用，催生数字产品、数字服务与数字贸易等全新业态，提高商品附加值与价值创造能力，助力中国在全球价值链参与地位攀升［5］。国家互联网信息办公室发布的《数字中国发展报告（2022年）》数据显示，“规模以上电子信息制造业实现出口交货值同比增长1.8%”，“软件业务收入达10.8 万亿元，同比增长11.2%”，说明数字产业渗透规模日趋扩大。党的二十大报告明确提出，加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合，打造具有国际竞争力的数字产业集群，将数字产业发展置于战略高位，为进一步强化数字产业渗透对全球价值链重构的助力效能指明进路。是以，深入探究数字产业渗透对全球价值链重构的影响效应与内在机理，对促进产业结构升级、增强经济韧性与推动国内国际双循环具有深远现实意义。

纵观既有研究，探讨全球价值链重构的文献成果较为丰富。从理论层面来看，张文宣［6］从政治经济学、资源配置效率、国际环境变化角度分析全球价值链重构的内在逻辑，并从畅通国民经济大循环、促进国内国际双循环等角度提出对全球价值链重构的前景展望。李坤望等［7］分析了1995—2019年全球价值链变化态势，指出自2008年以来，全球价值链上升趋势放缓，其原因可能是劳动力成本上升、投资活跃度下降、贸易保护主义盛行，并进一步提出全球价值链重构趋势预判。沈铭辉与张中元［8］认为，东亚区域价值链重构面临不确定性，应主动推进区域内部价值链分工与合作，构建更具包容性的区域价值链，把握全球价值链重构契机，有效提升东亚国家的产业全球价值链地位。张辉等［9］发现，全球价值链区域化属性日益增强，无形资产在其中的作用日趋凸显。为有效应对全球价值链重构，中国应打造自主可控产业链与供应链，塑造国际合作竞争新优势。

从实证层面来看，有部分学者围绕数字经济衍生要素对全球价值链重构的影响进行探讨。戴翔等［10］指出，数字技术能够促进要素禀赋变化与制度变迁，改变产业组织范式特征，推动制度性变迁，从而对全球价值链重构发挥驱动作用。伦蕊等［11］发现，数字科技发展对全球价值链重构的影响是“双刃剑”，在推动全球价值链衍生新节点、促进微观经济主体参与全球价值链分工的同时，亦会引致传统产业链纵向收缩、企业在物理空间内部集聚等现象。易子榆等［12］发现，数据要素可促进贸易与生产成本相对变动，通过变革资源配置方式与技术水平驱动全球价值链重构。黄亮雄［13］认为，发展中国家与发达国家间工业机器人应用差异缩小能够明显缩小技术水平差距，通过上下游行业联动增强全球价值链重构作用。刘洪钟等［14］指出，数字技术投入对全球价值链相对位置与双边合作均有明显助力效能，可有效推动中国参与全球价值链重构，且该作用在资本密集型行业与发达国家更为显著。

梳理可知，全球价值链重构相关研究在理论层面与实证层面均取得丰硕成果。与此同时，多数学者认为数字经济衍生要素对全球价值链重构具有良好助力作用。在既有文献成果基础上，本文尝试作出如下创新：第一，已有研究多从单维度剖析了全球价值链重构，为增强对全球价值链重构的解读，本文将全球价值链重构划分为全球价值链增加值与全球价值链生产长度，丰富全球价值链重构的测度方法。与此同时，拟分别考察数字产业渗透对全球价值链重构不同维度的影响，拓展研究视角。第二，数字产业作为数字经济衍生要素的重要组成部分，是否对全球价值链重构具有促进效应？鲜有学者围绕数字产业渗透与全球价值链重构的关系进行研究，这为本文进行创新性突破提供契机。

二、机制分析与研究假设

（一）数字产业渗透对全球价值链重构的直接作用

从本质上来看，全球价值链重构是各经济参与主体通过技术变革、重构市场分配格局、改变贸易制度规则等方式实现全球经济体系生产再配置的过程［15］。数字产业意指产业主体通过数据反哺生产运营环节，有效提升研发与生产效率，加速业务流程运转的全新产业发展模式［16］。从类型来看，数字产业可划分为计算机、通信和其他电子设备制造业，电信、广播电视和卫星传输服务业，互联网和相关服务业，软件和信息技术服务业四种类别。

数字产业渗透能够从重塑竞争优势与打破垄断视角出发，促进全球价值链重构。一方面，数字产业渗透可通过机械自动化控制、数据分析、趋势预测等方式驱动产业链各参与主体产品研发创新与技术突破，有效提高技术密集型与知识密集型产业全要素生产率。工信部数据显示，2021 年中国企业数字化研发设计工具普及率、关键工序数控化率分别达74.7%和54.2%，具有较强区域影响力的工业互联网平台超过100家，这意味着数字产业渗透效果良好，能够为全球价值链重构嵌入数字动能。同时，数字产业渗透具有广泛性与渗透性特征，能够打破联结壁垒，加强产业链上下游互联共享，汇聚研发、生产与运维环节核心资源，增强产业链自主可控能力，从而提高全球价值链增加值，驱动全球价值链重构。另一方面，数字产业渗透可促进产业链分工专业化、标准化与模块化，降低全球价值链参与门槛与生产环节迁移与交易成本。这可为中国开拓全球价值链分工深度与广度创造有利条件，打破大国在价值链创造环节的垄断现象，重塑全球利益分配格局，驱动全球价值链重构。在以上分析的基础上，本文提出如下假设：

假设1：数字产业渗透能够驱动全球价值链重构。

（二）数字产业渗透对全球价值链重构的间接作用

数字产业渗透可经由提高要素禀赋水平、促进垂直专业化的作用渠道，推进全球价值链重构。一方面，数字产业渗透可提高要素禀赋水平，进而助力全球价值链重构。数字产业不断渗透催生出具有网络化特征的多种数字应用场景［17］，有助于发挥数字应用场景的正外部性效应及规模效应［18］，为加速要素流动、提高要素禀赋水平提供便利条件。提高要素禀赋水平能够促使相关产业充分利用自身资源要素优势推进生产技术创新、经营策略，以此提升生产效率，增加产品内涵技术附加值［19］，推动优质产品嵌入高端价值链分工中，加速全球价值链重构。另一方面，数字产业渗透可促进垂直专业化，进而助力全球价值链重构。据亚洲开发银行投入产出表的数据显示，2000—2021 年间，我国中高技术制造业的RCA_DVA（基于国内增加值测算的显性比较优势）逐年提升，从2000年的0.9 跃升至2021 年的1.4，证明我国高技术制造业国内增加值日趋上涨。这是由于，数字产业持续渗透能够拓展数字技术应用范围，推动制造业数字化转型、生产技术进步，以此提升产业国内增加值，推动全球价值链分工格局重塑。同时，数字产业持续渗透促使信息共享便利化，提高产品质量、价格等信息可获取性，极大降低产品交易双方合作期间的沟通成本。依据成本最小化原则，降低生产、交易过程中的各类成本有助于产业提升在产品及服务质量方面的投入，推动垂直专业化程度提升［20］。垂直专业化程度的提升能够促进产品生产链进一步分割至全球更广的空间范围内［21］，促使相关产业更加专注于核心业务，提高自身市场竞争力，驱动全球价值链重构。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2：数字产业渗透可优化要素禀赋，进而助力全球价值链重构。

假设3：数字产业渗透可促进垂直专业化分工，进而助力全球价值链重构。

（三）数字经济监管的门槛效应

数字产业渗透能够为传统制造业数字化转型提供支点，完善工业互联网生态体系建设，但未经有效政府监管与把控的数字产业渗透会存在市场垄断、信息不对称性剧增的负面效应［22］。2022年12月，中央经济工作会议明确指出要大力发展数字经济，提升常态化监管水平。2023年以来，《互联网信息服务深度合成管理规定》《个人信息出境标准合同办法》等出台，进一步夯实数字经济反垄断法律制度规则、细化完善数字经济监管相关制度规则。因此，数字经济监管在数字产业渗透驱动全球价值链重构的过程中承担重要职责。在数字经济监管力度较弱时，数字产业渗透水平持续提升会导致区域内部与国家之间数字鸿沟扩大，不利于全球价值链参与主体的项目承接与均衡发展，增加全球价值链断链风险，进而抑制全球价值链重构。当数字经济监管力度适中时，政府可加大反垄断规制力度，有效防止资本无序扩张与数据资源垄断［23］。在此作用下，数字产业渗透能够逐渐缩小处于全球价值链高端位势与低端位势国家间的要素差距与技术差距，重塑全球价值链利益分配格局，驱动全球价值链重构。需注意的是，在数字经济监管力度过强时，数字产业会对政府调控产生较高依赖，从而引致自主能动性与市场调节性减弱［24］。上述经济行为会削弱数字产业渗透程度，延缓全球价值链生产长度的增长速度，进而减弱数字产业渗透对全球价值链重构的正向影响。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设4：数字经济监管在数字产业渗透驱动全球价值链重构的过程中发挥门槛效应。

三、数据与方法

（一）变量说明

1.被解释变量：全球价值链重构

借鉴徐铮和张其仔［25］、倪红福等［26］的做法，使用全球价值链增加值（GVC-vai）与全球产业链生产长度（GVC-vpl）衡量全球价值链重构，具体模型设定如下：

上述模型中，vai-fin表征最终产品出口后国内增加值；vai-fir代表产业以中间品形式直接与间接被进口国吸收的国内增加值部分；vai-firtax表征以中间品形式出口至进口国，而后再被第三方国家吸收；rdi-v为最终产品出口返回本国并被本国吸收后国内增加值；u为部门；表示j国u部门生产阶段数。若GVC-vai系数越大，说明国家直接或间接输出增加值越多。若GVC-vpl系数越大，全球产业链生产长度越长，说明国家越靠近全球价值链上游。

2.解释变量：数字产业渗透

鉴于现有数字产业渗透相关研究较少，使用产业数字化与数字产业化的加权平均值衡量数字产业渗透。一方面，借助刘凌波和刘军［27］的做法，使用直接消耗系数测算产业数字化：

其中，Ind代表单位矩阵、Q表征直接消耗矩阵。

另一方面，考虑到数字产业化水平不仅是数字经济发展的重要衡量标准，也是决定一个国家经济发展水平的重要因素，研究依据何树全和陈京［28］的思路，借助信息传输、计算机服务和软件业就业人数总额测算数字产业化。

3.中介变量

（1）要素禀赋

要素禀赋水平为复合型指标，涵盖技术要素禀赋（X1）、劳动力要素禀赋（X2）、资本要素禀赋（X3）在内。沿袭既有研究思路［29］，本文使用研发支出与一国GDP 之比反映技术要素禀赋水平；通过各国年末公有单位、私营个体就业人数与年末总人数的比值表示劳动力要素禀赋水平；运用各国年末人均生产总值表征资本要素禀赋水平。在此基础上，将各分指标代入如下计算公式：

上式中，i与t分别指代国家与时期；lnDigit代表要素禀赋水平；X1、X2、X3分别为技术、劳动力与资本要素禀赋水平。

（2）垂直专业化

构建如下公式计算垂直专业化水平：

上式中，Yi为i行业总产出；Xi指代i行业总出口；表示i行业进口的中间商品；代表i行业从j行业进口的中间商品；X为总出口量。

其中，E=(1,1,…,1)；AM表示由aij组成的进口系数矩阵；AK指代国内消耗矩阵；A为直接消耗系数矩阵，可通过AM与AK之和表示；XV是指Xi构成的进口向量指标。

4.门槛变量：数字经济监管

借鉴张文文和景维民［30］的做法，选取“公平竞争、数据共享、权益保护、安全保护”在国家数据库中的词频表征数字经济监管，当行政处罚安全总量越多时，数字经济监管水平越高。测算方法如下，在国家数据库中依次将“公平竞争”“数据共享”“权益保护”“安全保护”“互联网”为关键词进行搜索，以检索获得行政处罚安全总量，研判数字经济监管水平。

5.控制变量

借鉴既有文献［31-32］做法，选取如下控制变量：（1）产业结构，使用各国制造业增加值GDP的百分值表示；（2）对外投资额，借助外国直接投资净流入数据测算；（3）金融发展水平，以各国银行信贷额占GDP 的比值表征；（4）知识产权保护，以一国知识产权保护情况测度；（5）互联网覆盖率，借助各国每万人互联网用户数测度；（6）研发投入强度，以各国研发支出与GDP的比重衡量。

（二）数据来源与说明

以2012—2022 年58 个国家面板数据①58 个国家包括：委内瑞拉、越南、老挝、缅甸、不丹、锡金、印度、巴基斯坦、日本、朝鲜、菲律宾、尼泊尔、墨西哥、巴拿马、巴西、阿根廷、智利、厄瓜多尔、哥伦比亚、巴拉圭、斯洛文尼亚、斯洛伐克、比利时、卢森堡、乌克兰、白俄罗斯、立陶宛、捷克、罗马尼亚、波黑、波兰、克罗地亚合众国、乌拉圭、蒙古、卡塔尔、科威特、瑞士、泰国、斯里兰卡、马来西亚、印度尼西亚、新加坡、柬埔寨、俄罗斯、美国、加拿大、瑞典、德国、法国、英国、意大利、西班牙、葡萄牙、丹麦、挪威、冰岛、希腊。剖析数字产业渗透与全球价值链重构间的内在关联与作用机理。数字产业渗透数据主要来源于《中国统计年鉴》、中经网与国家统计局网站公开数据；全球价值链重构的数据主要来源于历年亚洲发展银行数据库、世界银行数据库、联合国贸易和发展会议数据库、外商直接投资数据库、北大法宝法律数据库。为保证研究结论真实有效，运用线性插值法补齐少量缺失数据，描述性统计结果列示于表1。

表1 主要变量描述性统计结果

为考察数字产业渗透与全球价值链重构关系，计量模型参考俞伯阳［33］的做法，建立如下基准模型：

上述模型中，i与t分别指代国家与时期；GVC代表全球价值链重构；Dig为数字产业渗透程度；β表示常数项与解释变量回归系数；Xit为控制变量集；λi与μt指代个体与时间固定效应；εit为随机误差项。

四、实证分析

（一）基准回归分析

运用固定效应模型检验数字产业渗透与全球价值链重构间的关系（结果详见表2）。其中，列（1）与（3）数据显示，未控制地区与年份固定效应时，数字产业渗透对全球价值链增加值的影响系数为0.309，对全球产业链生产长度的估计系数为0.302，均在1%统计水平上显著为正。控制地区、年份固定效应后，数字产业渗透对全球价值链增加值与全球产业链生产长度的影响系数见列（2）（4）。数据显示，相较于列（1）与（3）的回归结果有所下降，但仍在1%统计水平上显著为正，表明数字产业渗透可切实提高全球价值链增加值与全球产业链生产长度，即数字产业渗透可驱动全球价值链重构。就此，假设1得证。

表2 基准回归结果

（二）稳健性检验

1.工具变量法

沿袭辛璐璐［34］的做法，使用各国数字产业支持力度指数（Dis）作为工具变量。选取各国数字产业支持力度指数作为工具变量的原因在于：一方面，各国数字产业支持力度可为数字产业渗透创设良好发展环境，符合相关性原则；另一方面，数字产业支持力度可影响数字产业发展格局，但对广范围内全球价值链重构的直接影响尚浅，符合外生性要求。将工具变量代入模型再次进行拟合，结果列示于表3列（1）。观察可知，研究结果显著拒绝弱工具变量的原假设，说明工具变量选取具备合理性，前文研究结论稳健。

表3 稳健性检验

2.缩尾处理

为避免极端值对回归结果产生影响，对研究数据进行了上下1%的Winsorize 缩尾处理，并再次代入模型展开拟合分析，结果见表3列（2）。数据显示，在进行数据处理后，前文结论仍具备稳健性。

（三）中介效应检验

为探究要素禀赋与垂直专业化的中介作用，参考江艇［35］研究思路，构建如下中介效应模型：

上述模型中，Nit表征中介变量。若系数β1显著，则表明要素禀赋、垂直专业化在数字产业渗透与全球价值链重构中发挥中介效应。但需特别指出的是，上述中介模型虽已在理论中证实，却仍然缺乏足够经验证据。基于此，本文参考赵亚南和方炜［36］的做法，构建如下模型：

将要素禀赋与垂直专业化代入中介效应检验模型进行回归，结果分别报告于表4与表5。表4数据表明，要素禀赋对全球价值链增加值、全球价值链生产长度的影响系数分别为0.323 与0.316，通过1%统计水平上的显著性检验，且列（3）数值相比列（1）有所下降，这意味着数字产业渗透通过提升要素禀赋条件促进全球价值链重构这一路径成立，假设2得证。

表4 要素禀赋的中介效应检验

表5 垂直专业化的中介效应检验

观察表5 可知，垂直专业化对全球价值链增加值、全球价值链生产长度的影响系数分别为0.317 与0.346，在1%置信水平上显著为正。同时，列（3）数值相比列（1）有所下降，说明垂直专业化在数字产业渗透、全球价值链重构间发挥的中介效应成立，假设3得证。

（四）门槛效应分析

参考田时中和陈浩鹏［37］的做法，构建如下门槛效应模型：

其中，M(·)代表取值为1 或者0 的示性函数，若满足括号内条件则取1，反之为0；Trait表征门槛数字经济监管；η为门槛值；γ1代表不同门槛水平下数字产业渗透对全球价值链重构的影响程度；∂n表示控制变量的影响系数。参考杜克锐等［38］思路，选取数字经济监管为门槛变量开展门槛个数的检验分析。第一，检验门槛是否存在及对应门槛数量，采用Stata16.0 软件，自抽样（Bootstrap）500 次，门槛变量两端数值作缩尾0.01 处理。第二，由高至低依次检验是否存在三重、双重、单一门槛数量。结果表明，被解释变量为全球价值链增加值时，数字产业渗透对全球价值链增加值存在单门槛效应。被解释变量为全球价值链生产长度时，数字产业渗透对全球价值链生产长度受数字经济监管双门槛效应影响。

基于此，进一步开展门槛模型回归，具体结果详见表6。当被解释变量为全球价值链增加值时，数字产业渗透能够正向驱动全球价值链增加值增加，且随着数字经济监管跨过门槛值，数字产业渗透对全球价值链增加值的增益作用更为显著。具体而言，数字经济监管强度低于6.303 时，数字产业渗透对全球价值链增加值不具有影响作用。数字经济监管强度超过6.303 的门槛值时，数字产业渗透对全球价值链增加值的回归系数在1%统计水平上显著为正。这意味着，数字产业渗透对全球价值链增加值具有“正向边际提增效应”。当被解释变量为全球价值链生产长度时，数字产业渗透对全球价值链生产长度的影响呈逐步增强态势。具体而言，当数字经济监管小于5.325时，数字产业渗透对全球价值链生产长度的系数为0.201，未通过任何显著性检验，证明数字产业渗透并未对全球价值链生产长度产生任何正向推动作用。当数字经济监管介于两道门槛值之间时，数字产业渗透对全球价值链生产长度的估计系数为0.347，通过1%显著性检验，说明数字产业渗透对全球价值链生产长度呈现正向推动作用。当数字经济监管跨过第二道门槛值时，数字产业渗透对全球价值链生产长度的影响系数虽为正但显著降低，说明增强数字经济监管强度时，数字产业渗透对全球价值链生产长度的驱动作用效果呈“倒U型”，说明假设4成立。

表6 门槛模型回归结果

（五）异质性检验

“一带一路”沿线国家与非“一带一路”沿线国家可能在数字技术创新水平、数字基础设施等方面存在差异，引致数字产业渗透对全球价值链重构的作用产生异质性。因此，沿袭孟猛和郑昭阳［39］的做法，将研究样本划分为“一带一路”沿线国家与非“一带一路”沿线国家进行验证，具体研究结果如表7 所示。其中，列（1）（2）刻画数字产业渗透对非“一带一路”沿线国家全球价值链增加值与全球价值链生产长度的影响。观察表中数据可以发现，数字产业渗透对非“一带一路”沿线国家全球价值链增加值与全球价值链生产长度的回归系数均在1%统计水平上显著为正，说明数字产业渗透可切实提高非“一带一路”沿线国家全球价值链增加值与全球价值链生产长度。观察列（3）（4）数据可知，数字产业渗透对“一带一路”沿线国家全球价值链增加值与全球价值链生产长度的影响系数为0.307 与0.303，在1%统计水平上为正，但相较于列（1）（2）数据较小，说明数字产业渗透对“一带一路”沿线国家全球价值链增加值与全球价值链生产长度的提升作用相对偏低。原因可能是，“一带一路”沿线国家产业互补性较强，其全球价值链增加值与产业链生产长度相较其他地区具有明显优势，加之“一带一路”沿线国家数字产业发展深受各国重视，其数字基础设施相对完善，使得数字产业渗透对全球价值链重构的正向影响较弱。

表7 基于“一带一路”沿线国家的异质性检验

五、结论与建议

（一）结论

选择2012—2022 年为研究时段，使用58 个经济体数据分析数字产业渗透对全球价值链重构之间的关系及作用渠道，结论显示：数字产业渗透能够驱动全球价值链重构，该结论在一系列稳健性检验后依然成立。要素禀赋水平与促进垂直专业化是数字产业渗透驱动全球价值链重构的中介作用渠道。数字产业渗透对全球价值链重构的促进作用存在非线性特征。

（二）政策建议

其一，“双能共促”，推动数字产业发展。实证结论显示，数字产业渗透能够提高全球价值链增加值、增加全球产业链生产长度，即数字产业渗透对助推全球价值链重构具有促进作用。因此，政府部门应从“激发数字新基建潜能”“释放数字要素动能”双能着手，进一步推动数字产业发展，助力全球价值链重构。一方面，拓宽数字技术应用场景，激发数字新基建潜能。政府部门应推进5G网络基站布设，结合5G网络建设与数字产业发展需求，开展垂直行业应用场景培养，以此激发数字新基建潜能，推动数字产业发展，助力全球价值链重构。另一方面，制定行业数据分类标准，释放数字要素动能。相关部门应配合中央加快制定行业数据分类分级标准，破除技术与协议之间的现存壁垒，打造贯通数据链、提升数据供给水平，以释放数字要素动能，推动数字产业发展，助力全球价值链重构。

其二，“统一市场”，促进生产要素配置。中介效应的检验结果表明，要素禀赋水平与促进垂直专业化是数字产业渗透驱动全球价值链重构的中介作用渠道。因此，应积极推进全国统一要素市场建设，为释放数字产业渗透对全球价值链重构的促进作用夯实基础。一方面，构建统一化技术要素共享数据库。地方政府应积极与周边地区展开合作，构建全国性的统一化技术要素共享网络，促使创新性技术要素实现跨区域匹配，以此助力全国统一要素市场建设，打通生产要素流通堵点，提高各类要素配置水平，促进全球价值链重构。另一方面，构建统一标准的数据要素交易平台。政府部门应推动建设统一标准的数据要素交易平台，通过深化数据市场的供给侧结构性改革，畅通供给渠道，促进不同地区数据要素共享，以此推进全国统一要素市场建设，打通创新数据要素流通堵点，提高生产要素配置水平，促进全球价值链重构。

其三，“双重保证”，强化数字经济监管。门槛结果表明，存在数字经济监管的门槛变量，即数字产业渗透与全球价值链重构之间具有非线性关系。基于此，政府部门应提高数字经济监管水平，确保数字产业渗透保持在合理区间内，推动全球价值链重构。一方面，制定数据保护机制。地方政府应配合中央制定个人、企业数据信息保护机制，帮助关联主体在规避信息泄露风险的情况下完成数据采集与开发，提高数据使用及流通的安全性，进而加强数字经济监管水平，助力全球价值链重构。另一方面，制定数据封闭管理机制。政府部门应与关联企业展开合作，制定数据封闭管理机制，降低关联主体数据获取及处理的成本费用，促进监管体制现代化、开放化变革，以此加强数字经济监管水平，驱动全球价值链重构。