互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與全球價值鏈嵌入

呂 越， 陳泳昌

(1. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院， 北京 100029；2. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 中國WTO研究院， 北京 100029)

一、引 言

以互聯(lián)網(wǎng)為代表的電子信息技術(shù)在近年來經(jīng)歷了飛躍式發(fā)展。2018年全球互聯(lián)網(wǎng)用戶比率約49%，人口規(guī)模達到37億。(1)國際電信聯(lián)盟(International Telecommunication Union，簡稱ITU)：www.itu.int/en/ITU-D/Statistics/Pages/stat/default.aspx.其中，中國的網(wǎng)民數(shù)增至8.29億，普及率達到59.6%，(2)詳見《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報告(2019)》。用戶數(shù)量的激增反映出互聯(lián)網(wǎng)對當前經(jīng)濟社會運轉(zhuǎn)的影響更加深入。事實上，無論是信息獲取、商務(wù)交易，還是交流溝通、娛樂休閑等方面都滲透著互聯(lián)網(wǎng)的影子。[1]從國際貿(mào)易的視角看，互聯(lián)網(wǎng)憑借高效的信息傳遞能力、低廉的邊際成本優(yōu)勢不僅顯著降低了貿(mào)易雙方的協(xié)調(diào)和匹配成本，也使貿(mào)易雙方節(jié)約了交易成本，對于推動國家間經(jīng)貿(mào)往來有著重要意義?！妒澜玢y行2020發(fā)展報告》中提及，信息與通信技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加有助于一國從初級制造業(yè)轉(zhuǎn)向先進制造業(yè)和服務(wù)業(yè)。由世貿(mào)組織、經(jīng)合組織以及世界銀行等聯(lián)合發(fā)布的《全球價值鏈發(fā)展報告2019》中更是突出強調(diào)，根植于互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)的數(shù)字經(jīng)濟在未來世界經(jīng)濟發(fā)展中將占據(jù)重要地位。這一新型經(jīng)濟模式將大幅提升經(jīng)濟效率并降低交易成本，從而優(yōu)化資源配置，并最終推動企業(yè)組織形式、產(chǎn)品流通模式、服務(wù)模式及營銷方式等深化變革。

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國際貿(mào)易的影響一直是學(xué)者們研究的熱點。[1-5]從宏觀層面來看，部分國外學(xué)者認為互聯(lián)網(wǎng)既會通過降低特定海外市場的出口沉沒成本來提升一國的貨物貿(mào)易流量[3]，又會對一國服務(wù)貿(mào)易增長帶來積極影響[2，4]。Fink等(2005)研究發(fā)現(xiàn)通訊成本的大幅下降是互聯(lián)網(wǎng)推動國際貿(mào)易的重要著力點。[6]近年來，國內(nèi)學(xué)者從微觀層面論證了互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)參與國際貿(mào)易的影響效應(yīng)。施炳展(2016)基于中國海關(guān)數(shù)據(jù)，以雙邊、雙向網(wǎng)址鏈接數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)代理變量，分析得出互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展降低了企業(yè)出口中的交易成本，從而在出口定價方面獲取了更多優(yōu)勢，同時實現(xiàn)了交易規(guī)模的擴張、出口效率的提升及出口持續(xù)性；[1]李兵等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)交易規(guī)模的提升效應(yīng)在海外市場中更強[5]。此外，針對根植于互聯(lián)網(wǎng)等通信技術(shù)的新型商業(yè)模式——電子商務(wù)，岳云嵩等(2018)研究發(fā)現(xiàn)一系列電子商務(wù)平臺通過提升企業(yè)生產(chǎn)率、交易匹配率有助于降低出口門檻，最終實現(xiàn)了企業(yè)國際貿(mào)易體量的增加。[7]

盡管互聯(lián)網(wǎng)對于國際貿(mào)易的推動作用在學(xué)者們的廣泛研究下得到一再證實，但考慮到當前的國際貿(mào)易及分工體系已經(jīng)發(fā)生了巨大調(diào)整，受益于過去二十余年全球化的迅猛發(fā)展及通信技術(shù)的迭代更新，全球化的生產(chǎn)分工及貿(mào)易模式已形成以跨國公司為主導(dǎo)，以國際化生產(chǎn)、加工貿(mào)易、外包等為主要模式的新體系，即全球價值鏈(Global Value Chain，簡稱GVC)生產(chǎn)體系。[8]Koopman等(2012)、Maurer等(2012)認為采用以往的總貿(mào)易核算難以反映出當前各國參與國際分工及貿(mào)易的真實情況。[9-10]此外，前世界貿(mào)易組織總干事拉米指出：“增加值貿(mào)易是衡量世界貿(mào)易更好的一種方法，是真實反映全球貿(mào)易運行的新的測度工具”?！妒澜玢y行2020發(fā)展報告》也以“在全球價值鏈時代，以貿(mào)易促發(fā)展”為題對當前及未來的國際經(jīng)貿(mào)格局進行分析，可見，基于全球價值鏈分工視角，再次探討互聯(lián)網(wǎng)帶來的影響效應(yīng)依然有著重要的現(xiàn)實意義。

本文旨在探討互聯(lián)網(wǎng)是否能成為價值鏈分工參與的驅(qū)動力，因此，需要對已有文獻中影響價值鏈分工的內(nèi)部因素和外部環(huán)境進行梳理。首先就內(nèi)部因素而言，從國家層面看，Amsden(1989)認為由加工貿(mào)易轉(zhuǎn)向自主創(chuàng)新是發(fā)展中國家打破自身產(chǎn)業(yè)限制，推動產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)化的重要渠道[11]；Velde等(2006)則對玻利維亞和墨西哥的非木材產(chǎn)品價值鏈進行研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者是相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要動力。[12]從企業(yè)層面看，Upward等(2013)、張杰等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的地理位置、貿(mào)易模式、所有制類型、與出口目的國的差異等因素將影響其價值鏈參與；[13-14]呂越等(2017)以中國企業(yè)在全球價值鏈中的生存時間為切入，進一步分析得出東部開放地區(qū)企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)在GVC中的生存率更高，且研發(fā)能力較強、全要素生產(chǎn)率較高、規(guī)模較大、融資約束較小、年齡較小的企業(yè)嵌入價值鏈的持續(xù)時間更長[15]。除卻內(nèi)部因素，企業(yè)面臨的融資約束、一國市場規(guī)模、產(chǎn)權(quán)制度等外部環(huán)境也會對其價值鏈參與產(chǎn)生影響。其中，融資環(huán)境在一定程度上決定著企業(yè)經(jīng)營的資金獲取難易，從而較高的融資約束不利于企業(yè)參與價值鏈分工。[16-17]而發(fā)展中國家的本土市場規(guī)模擴大則會引起價值鏈高端生產(chǎn)環(huán)節(jié)的梯度轉(zhuǎn)移，[18]此外，東道國的知識產(chǎn)權(quán)保護也有助于一國在全球價值鏈中分工地位的提升[19]。

伴隨學(xué)術(shù)界對價值鏈相關(guān)問題研究的進一步深入，已有學(xué)者針對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對全球價值鏈參與影響進行了分析。基于企業(yè)數(shù)據(jù)，施炳展等(2020)、沈國兵等(2020)發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)深化了國際分工格局。[20-21]基于國別數(shù)據(jù)，王欠欠等(2018)、韓劍等(2018)認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的確會對一國嵌入價值鏈體系有著正向影響，[22-23]但他們沿宏觀層面的研究并未深入討論互聯(lián)網(wǎng)這一促進作用的實現(xiàn)機制。劉斌等(2019)雖然發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)能夠通過削減貿(mào)易成本、縮短交貨時間等推動行業(yè)價值鏈嵌入，[24]但其研究樣本為截面數(shù)據(jù)，缺乏時間維度的連續(xù)性。因此，這為本文留下了進一步的研究空間。較之于以往的文獻，本文可能存在以下邊際貢獻：(1)從研究問題上看，我們不僅分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否以及會在多大程度上對各國參與全球價值鏈帶來影響，還進一步對這一影響效應(yīng)的內(nèi)在機制進行了系統(tǒng)梳理，從而更加深刻地探討了互聯(lián)網(wǎng)的這一影響效應(yīng)；(2)從研究數(shù)據(jù)來看，本文測算了2000—2014年國家—行業(yè)層面的貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)，并基于這一數(shù)據(jù)構(gòu)建了一國某行業(yè)全球價值鏈嵌入度的衡量指標，進而考察互聯(lián)網(wǎng)對一國各細分行業(yè)全球價值鏈嵌入的影響效應(yīng)；(3)從研究內(nèi)容來看，本文還從異質(zhì)性的視角，將一國經(jīng)濟發(fā)展水平的差異、以金融危機為代表的經(jīng)濟突變因素納入考慮，進一步檢驗了互聯(lián)網(wǎng)對全球價值鏈促進作用的敏感性，從而豐富了現(xiàn)有的研究內(nèi)容。

二、機制分析

如前所述，雖然已有學(xué)者對一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的價值鏈嵌入提升效應(yīng)進行了分析，但對于這一影響機制梳理尚不完善。對此，本文嘗試沿融資約束、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及居民就業(yè)三個方面展開討論，并在下文中從實證層面進行驗證(如圖1所示)。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)提升價值鏈參與的作用機制

就融資約束而言，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠從緩解信息不對稱、降低金融交易成本及改善信貸結(jié)構(gòu)性錯配等方面優(yōu)化一國的融資環(huán)境。首先，互聯(lián)網(wǎng)的深化發(fā)展提高了企業(yè)的信息披露力度，同時，信貸市場的供需訴求等信息變得更易獲取，這有效緩解了信貸市場中的信息不對稱難題；[25]其次，以往必須依靠企業(yè)自身或金融中介的部分交易成本伴隨互聯(lián)網(wǎng)的滲透顯著下降，同時電子化交易進一步壓縮了金融交易成本；最后，根植于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的大數(shù)據(jù)、云計算等新興產(chǎn)業(yè)還能有效提升信貸交易雙方的匹配效率，從而有效緩解金融市場中資本的結(jié)構(gòu)性錯配，改善融資環(huán)境。那么，這一影響是否有助于一國企業(yè)參與到國際分工及貿(mào)易中？一方面，Melitz(2013)認為出口企業(yè)往往承擔(dān)更大的固定成本，[26]因此，該類企業(yè)會對融資環(huán)境要求更高[27]。另一方面，通過引進發(fā)達國家的高技術(shù)機器設(shè)備等，發(fā)展中國家能夠發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢融入國際分工，但較高的融資約束會制約企業(yè)的進口行為，[28]從而牽制這一增長路徑的實現(xiàn)，因此，過高的融資約束可能會制約國際分工及貿(mào)易的參與度。對此，我們提出第一個假說。

假說1：其他條件不變時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過緩解一國融資約束帶來價值鏈參與度的提升。

就產(chǎn)業(yè)升級而言，一方面，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的深化緩解了部分服務(wù)產(chǎn)品的不可貿(mào)易性，同時催生出電子商務(wù)、數(shù)字經(jīng)濟等新模式，這將加速社會資本及要素向服務(wù)部門快速流動積聚，有助于推動一國產(chǎn)業(yè)向增加值更高的服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級；[2，4]另一方面，互聯(lián)網(wǎng)的滲透不僅推動了相關(guān)的信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時有著較強的賦能效應(yīng)，即通過與諸多傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門融合，催生一系列的新模式、新產(chǎn)品和新業(yè)態(tài)，進而優(yōu)化一國市場結(jié)構(gòu)并助力產(chǎn)業(yè)升級。[29]那么產(chǎn)業(yè)升級如何深化一國的價值鏈分工參與？一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級有助于豐富一國傳統(tǒng)的生產(chǎn)模式，從而帶來產(chǎn)品多樣性的提升，這為該國融入全球價值鏈開辟了更多可能；另一方面，發(fā)達國家在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的進程中，會以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、FDI等形式將其國內(nèi)尤其是不再具備比較優(yōu)勢的夕陽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，從而部分產(chǎn)業(yè)承接國借此融入到國際生產(chǎn)分工中。由此，我們提出本文的第二個假說。

假說2：在其他條件不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過推動一國產(chǎn)業(yè)升級帶來價值鏈嵌入度的提升。

就居民就業(yè)而言，提升就業(yè)信息的可獲性、提高工資率及直接提供更多的就業(yè)崗位是互聯(lián)網(wǎng)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展改善居民就業(yè)的重要途徑。首先，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的深化推動了就業(yè)信息的傳播，[30]從而緩解了勞動力市場上由信息不對稱、信息不完全導(dǎo)致的部分失業(yè)；其次，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛傳播提升了部分地區(qū)或行業(yè)的工資水平，[31]而工資率的提升是居民參與就業(yè)的重要激勵；最后，由互聯(lián)網(wǎng)及通信技術(shù)發(fā)展催生的電子商務(wù)、跨境電商等新產(chǎn)業(yè)及商業(yè)模式，能夠帶來大批就業(yè)崗位，從而對勞動力產(chǎn)生直接需求[32]。顯然，更高的就業(yè)率為一國工業(yè)化生產(chǎn)提供了勞動力支撐，從而為一國參與到國際分工中帶來了要素優(yōu)勢。例如：發(fā)展中國家通過產(chǎn)業(yè)承接參與國際分工往往依賴于大量勞動力，需要更多的就業(yè)支持；跨境電子商務(wù)這一新型國際分工及貿(mào)易橋梁對于價值鏈體系的拓寬同樣需要相關(guān)人才參與才能實現(xiàn)。從而，本文提出第三個假說。

假說3：在其他條件不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過改善一國居民就業(yè)帶來價值鏈嵌入度的提升。

三、實證設(shè)計

(一)計量模型設(shè)定

為從實證層面探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對行業(yè)價值鏈嵌入的影響，本文參考呂越等(2018)的研究設(shè)定如下模型[33]：

FVARijt=a0+a1intit+a2Xit+δi+ηj+vt+εijt

(1)

模型(1)中，F(xiàn)VARijt表示i國行業(yè)j在第t年出口當中的國外增加值率；intit表示i國在第t年的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平；Xit表示其他影響一國出口國外增加值率的控制變量；δi、ηj、vt分別為國家、行業(yè)及時間固定效應(yīng)；εijt為隨機誤差項。

(二)指標說明及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

國外學(xué)者對全球價值鏈測算方法的研究起步較早，Hummels等(2001)基于非競爭型投入產(chǎn)出表，提出垂直專業(yè)化測算法(HIY法)，這一方法將一國總出口中包含的中間品進口含量作為貿(mào)易增加值的測算標準。[34]而后引用度較高的是Koopman等(2012)提出的KWW法，該方法不僅發(fā)展了加工貿(mào)易與一般貿(mào)易國內(nèi)增加值的估算框架，還提出了分離后投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣的優(yōu)化算法。[9]基于KWW法，劉維林(2017)更為細化地將出口中的國外增加值依據(jù)其性質(zhì)拆分為服務(wù)和產(chǎn)品兩部分，以更加凸顯一國嵌入全球價值鏈的結(jié)構(gòu)性質(zhì)。[35]Wang等(2013)則在KWW法的基礎(chǔ)之上，依據(jù)最終吸收目的地的不同將所有的中間品貿(mào)易流量進行分類，以得到被不同國家不同部門最終產(chǎn)品生產(chǎn)所吸收的各個部分。[36]進一步的，程大中(2015)將這一系列的出口成份分解為前向GVC關(guān)聯(lián)和后向GVC關(guān)聯(lián)，以評估中國參與全球價值鏈分工的程度及演變趨勢。[37]結(jié)合上述方法及待分析問題，本文借鑒Wang等(2013)和程大中(2015)的測算方法，[36-37]選擇一國總出口當中國外增加值占比(The Ratio of Foreign Value Added in Exports to Gross Exports，簡稱FVAR)對42個國家(地區(qū))56個行業(yè)的全球價值鏈嵌入度進行測度，占比越大，表明一國參與全球價值鏈分工的程度就越高，這一指標目前已被學(xué)者們廣泛應(yīng)用于國際貿(mào)易研究當中。

2.核心解釋變量

早期，部分學(xué)者采用互聯(lián)網(wǎng)主機數(shù)量衡量一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平以探究互聯(lián)網(wǎng)的影響效應(yīng)，[3]但主機數(shù)量僅能從硬件方面反映出各國的互聯(lián)網(wǎng)接入情況，而無法準確測度其國內(nèi)的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。因此，本文借鑒Choi(2010)的研究，[4]選用一國互聯(lián)網(wǎng)滲透率，即一國互聯(lián)網(wǎng)使用數(shù)與總?cè)丝诘谋壤?int)，以更加精準地反映互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。此外，下文中還進一步選擇一國寬帶使用情況、通信產(chǎn)品出口占比進行穩(wěn)健性檢驗。

3.控制變量

本文選擇了以下五個控制變量：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)，以一國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進行測度。一國的經(jīng)濟發(fā)展水平對其生產(chǎn)方式、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)以及貿(mào)易水平等均有著深刻的影響。(2)人均資本存量(lncpc)，以一國資本形成總額和人口比例進行測度。人均資本的提升能夠推動一國工業(yè)化建設(shè)進而影響其國際分工參與。(3)開放水平(open)，以一國服務(wù)貿(mào)易與GDP的比例作為其對外開放程度的測度指標。開放度更高的國家往往與別國有著更加緊密的生產(chǎn)合作及貿(mào)易往來，對海外市場的了解程度更高，從而深刻地影響該國的價值鏈參與。(4)技術(shù)水平(tech)，以一國研發(fā)投入與GDP的比例進行測度，研發(fā)投入和技術(shù)進步對于優(yōu)化一國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升產(chǎn)品國際競爭力有著重要意義，[38]從而可能影響到一國的全球價值鏈分工參與。(5)人口規(guī)模(lnpop)，以一國人口總數(shù)進行測度?？紤]到一國人口規(guī)?；蛟S同樣會對國際分工帶來影響，從而將其納入考慮范圍。為優(yōu)化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)同時緩解異方差問題，本文對經(jīng)濟發(fā)展水平、人均資本存量及人口規(guī)模三項指標的數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

4.數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

文中被解釋變量FVAR數(shù)據(jù)來源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(World Input-Output Database，簡稱WIOD)，核心解釋變量以及控制變量數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。需要說明的是，在FVAR測算過程中，考慮到數(shù)據(jù)平衡誤差問題，故剔除國外增加值率大于1的異常值以保證回歸結(jié)果的準確性。此外，對核心解釋變量及控制變量的缺失值也進行了相應(yīng)的剔除處理。

表1 描述性統(tǒng)計

四、計量結(jié)果與分析

結(jié)合上文模型，本文先進行基準回歸分析，隨后從多角度進行穩(wěn)健性檢驗。此外，考慮到潛在的內(nèi)生性問題，本文還通過尋找合適的工具變量進行了再檢驗，最后對前文理論層面的機制分析進行定量驗證。

(一)基準回歸結(jié)果

考慮到被解釋變量數(shù)值均位于0～1之間，因此，本文主要以雙限制的Tobit回歸探討一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對其全球價值鏈嵌入的影響。回歸中依次加入核心解釋變量及上文提及的一系列控制變量，且對國家、行業(yè)及時間固定效應(yīng)進行了控制，最終的回歸結(jié)果呈現(xiàn)于表2第(1)—(6)列，同時第(7)列顯示了OLS估計結(jié)果。就核心解釋變量而言，回歸結(jié)果顯著為正，能夠在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明一國互聯(lián)網(wǎng)水平的提升顯著推動了該國各行業(yè)在全球價值鏈分工中的嵌入度，且多次回歸中互聯(lián)網(wǎng)指標的系數(shù)值較為穩(wěn)定。原因主要在于：首先，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展提升了信息傳遞效率，[25]從而顯著弱化了地理距離對國際分工及貿(mào)易的阻滯效應(yīng)；其次，互聯(lián)網(wǎng)通過消減新市場開拓、線下交易及信息獲取等相關(guān)成本，從而降低了國際分工參與壁壘，這有助于發(fā)展中國家參與到全球價值鏈分工中；此外，互聯(lián)網(wǎng)本身的技術(shù)優(yōu)勢及其對傳統(tǒng)工業(yè)的賦能同樣是其推動價值鏈分工體系調(diào)整的重要因素。就控制變量而言，經(jīng)濟發(fā)展水平降低了行業(yè)的全球價值鏈參與度，原因或在于較高的經(jīng)濟發(fā)展水平完善了一國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈建設(shè)[23]，從而在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈與國際產(chǎn)業(yè)鏈間形成局部替代，最終導(dǎo)致行業(yè)的國際分工參與度有所下降；人均資本與價值鏈分工間呈現(xiàn)正向促進關(guān)系，人均資本對提升勞動要素的邊際生產(chǎn)力有著重要意義，從而有助于行業(yè)嵌入全球價值鏈分工；對外開放度顯著推動了行業(yè)的價值鏈嵌入度，原因可能在于對外開放度的提升增進了國家間的交流往來，增進了彼此間市場了解及信任度，從而為彼此間開展互補性分工合作提供了更多可能；技術(shù)水平與價值鏈參與呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，技術(shù)進步有助于提升產(chǎn)品在國際市場中的綜合競爭力，從而會為行業(yè)參與全球價值鏈帶來更多優(yōu)勢；此外，人口規(guī)模與價值鏈嵌入間存在著負向關(guān)聯(lián)。

表2 基準回歸結(jié)果

考慮到上述Tobit回歸中并未體現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對行業(yè)參與全球價值鏈分工的邊際效應(yīng)，因此，需要進一步對其測度。以表2第(6)列結(jié)果為例，數(shù)據(jù)表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平每提高一個單位會帶動價值鏈參與度提升約0.045個單位，這進一步從邊際層面表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對于提升一國價值鏈參與的重要意義。事實上，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展還存在顯著的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)和集聚效應(yīng)，其經(jīng)濟影響會伴隨相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善和用戶數(shù)量的不斷積累，表現(xiàn)出遞增式的促進作用。[39-40]

(二)穩(wěn)健性檢驗

為提升基準回歸結(jié)果的可信性，本文通過調(diào)整核心解釋變量、調(diào)整回歸方法、剔除離群值等進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3和表4所示。首先是調(diào)整核心解釋變量?？紤]到前文中以互聯(lián)網(wǎng)滲透率測度一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展情況，更多反映的是個體居民層面的互聯(lián)網(wǎng)使用，而對企業(yè)、組織的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用則反映有限，從而表3第(1)列以固定寬帶訂閱率作為新的核心解釋變量并繼續(xù)進行Tobit回歸；此外，考慮到一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平會在其通信產(chǎn)業(yè)中有所體現(xiàn)，從而第(2)列使用一國通信產(chǎn)品出口占GDP的比例作為互聯(lián)網(wǎng)滲透率的替換指標再一次進行回歸，兩次回歸結(jié)果(表3第(1)(2)列)與基準回歸反映出的結(jié)論相一致。其次，前文回歸實際上屬于均值回歸，雖能反映出互聯(lián)網(wǎng)對于價值鏈嵌入度提升的集中趨勢，但對這一促進作用的全貌表征有限，從而本文進一步以分位數(shù)回歸進行穩(wěn)健性檢驗，以1/4分位數(shù)、1/2分位數(shù)及3/4分位數(shù)為切入，自助法重復(fù)抽樣50次來對這一促進效應(yīng)進行更加全面的驗證，回歸結(jié)果見表3第(3)-(5)列，此時核心解釋變量依然均在1%的顯著性水平上支持上文結(jié)論。

表3 穩(wěn)健性檢驗

進一步的，本文還通過剔除離群值、納入交叉固定效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗。首先，剔除離群值。本文探討的問題為一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對其全球價值鏈嵌入度的影響，從而過低的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平或過高的全球價值鏈嵌入度都可能會引發(fā)回歸結(jié)果的偏誤，因此，表4第(1)(2)列分別剔除互聯(lián)網(wǎng)滲透率在1%以下及全球價值鏈參與水平在99%以上的樣本個體進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果并未拒絕前述結(jié)論。盡管上述回歸中控制了國家、行業(yè)及年份固定效應(yīng)，但并未考慮隨時間變化的國家特征，從而進一步對國家—年份交叉固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)進行控制，由表4第(3)列可知，回歸結(jié)果與基準結(jié)論保持一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(三)內(nèi)生性處理

上文中的一系列回歸證實了一國互聯(lián)網(wǎng)水平的提升的確對該國行業(yè)參與全球價值鏈分工有著積極意義。但伴隨全球價值鏈嵌入度的不斷加深，該國可能會因生產(chǎn)合作及貿(mào)易需要而強化自身互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)，這將帶來國內(nèi)的互聯(lián)網(wǎng)滲透率快速提升。倘若如此，本文的研究或許會存在潛在的內(nèi)生性。因此，本文通過尋找合適的工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行再回歸，以增強前述結(jié)論的可信性。

考慮到一國當前的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平必然根植于其前期的歷史積淀，且一國全球價值鏈的嵌入無法影響前期的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，因此，本文主要采用歷史工具變量法。首先，使用樣本期之前的互聯(lián)網(wǎng)滲透率作為工具變量進行再回歸?；诳色@數(shù)據(jù)的完整性及對偶然性因素的規(guī)避，本文選取樣本期之前且數(shù)據(jù)相對完整的年份——1995—1999年，并對這五年數(shù)據(jù)做算數(shù)平均處理，采用2SLS進行回歸，結(jié)果呈現(xiàn)于表5第(1)(2)列。首先，識別不足檢驗及弱識別檢驗表明工具變量選擇有效，回歸結(jié)果表明一國早期互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與當前保持高度的正相關(guān)關(guān)系，證實了我們的猜想，同時二階段結(jié)果支持基準結(jié)論，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來價值鏈嵌入度提升的正向效應(yīng)。其次，考慮到互聯(lián)網(wǎng)傳播可能遵循家庭采用其他通信技術(shù)的長期模式，因此借鑒Bellou(2015)的研究，選擇固定電話作為工具變量再一次對內(nèi)生性問題進行處理，[41]同樣基于數(shù)據(jù)可得性及完整性考慮，選擇1975年各國的固定電話使用數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果如表5第(3)(4)列所示，工具變量的選擇依然有效且與本文的核心解釋變量呈現(xiàn)高度的正相關(guān)，同時二階段回歸結(jié)果能夠在1%的顯著性水平上支持互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對參與價值鏈分工帶來提振作用這一結(jié)論。此外，本文還將核心解釋變量的滯后一期作為工具變量再次進行了2SLS回歸，由表5第(5)(6)列可知，這一工具變量回歸結(jié)果與早期互聯(lián)網(wǎng)滲透率及固定電話使用率的結(jié)果相一致，從而再一次證實前文的結(jié)論。

表5 工具變量回歸結(jié)果

(四)影響機制分析

上文從理論層面對一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進行業(yè)價值鏈分工參與的作用機制進行了梳理，但缺乏相應(yīng)的實證檢驗。因此，本文借鑒溫忠麟等(2004)的研究，[42]建立如下模型從定量角度來驗證互聯(lián)網(wǎng)是否真正能夠通過影響一國融資約束、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及居民就業(yè)來促進其全球價值鏈嵌入度。

FVARijt=a0+a1intit+a2Xit+δi+ηj+vt+εijt

(2)

xit=a0+a1intit+a2Xit+δi+vt+εit

(3)

FVARijt=a0+a1intit+a2xit+a3Xit+δi+ηj+vt+εijt

(4)

模型(4)中，xit為中介變量，包括一國的融資約束(fin)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indsup)及居民就業(yè)(empl)?；趯χ笜说脑忈尲皵?shù)據(jù)的可得性，本文選擇一國私營部門的國內(nèi)信貸占GDP的比例測度融資約束，選擇一國第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，選擇一國15歲以上就業(yè)人口在總?cè)丝谥械恼急葴y度居民就業(yè)，三項指標相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。機制檢驗的結(jié)果于表6呈現(xiàn)。

首先，融資約束作為中介變量的檢驗結(jié)果如表6第(1)-(3)列所示。其中，第(2)列結(jié)果表明一國互聯(lián)網(wǎng)滲透率的提升能夠在1%的顯著性水平上推動該國信貸擴張，從而緩解其國內(nèi)融資約束，第(3)列的結(jié)果表明融資約束的放松能夠帶來一國行業(yè)出口國外增加值率的顯著提升。即前文假說1得以驗證，降低融資約束的確是互聯(lián)網(wǎng)推動一國價值鏈嵌入度提升的重要機制，且從互聯(lián)網(wǎng)指標的系數(shù)大小上看，在將金融發(fā)展納入到回歸中后，其系數(shù)大小存在顯著下降，這進一步表明該中介變量的有效性。其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為中介變量的檢驗結(jié)果如表6第(4)(5)列所示，第(4)列結(jié)果表明一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對其國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級有著重要的提振效應(yīng)，同時，第(5)列的數(shù)據(jù)進一步表明產(chǎn)業(yè)升級顯著推動了行業(yè)全球價值鏈的參與度，且核心解釋變量系數(shù)存在顯著下降，從而證實假說2，即一國互聯(lián)網(wǎng)水平的提升能夠通過帶動該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級進而助力其全球價值鏈分工參與度提升。最后，居民就業(yè)作為中介變量的檢驗結(jié)果如表6第(6)(7)列所示，第(6)列的結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展有助于一國居民就業(yè)率的提升[43]，第(7)列的結(jié)果進一步表明居民就業(yè)率的改善對于行業(yè)價值鏈嵌入度的提升有著積極意義，第(7)列中互聯(lián)網(wǎng)指標的系數(shù)較之第(1)列顯著下降，這再一次支持了改善一國居民就業(yè)的確是互聯(lián)網(wǎng)推動一國價值鏈參與的重要作用機制，從而假設(shè)3得到驗證。至此，本文所作假設(shè)驗證完畢，且驗證結(jié)果與理論分析相一致。

表6 機制檢驗結(jié)果

五、拓展性分析

上文基準回歸及一系列的穩(wěn)健性檢驗證實了一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平能夠通過緩解融資約束、推動產(chǎn)業(yè)升級以及促進居民就業(yè)從而提升行業(yè)的出口國外增加值率。本文進一步沿異質(zhì)性視角，探討這一正向影響對一國經(jīng)濟發(fā)展水平及時間維度上的敏感性表現(xiàn)。

(一)基于國家發(fā)展水平的異質(zhì)性分析

考慮到一國經(jīng)濟發(fā)展水平會對其國內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、信貸市場及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等產(chǎn)生影響，從而首先沿國家間的經(jīng)濟發(fā)展差異一側(cè)探討互聯(lián)網(wǎng)提升行業(yè)價值鏈嵌入度的異質(zhì)性表現(xiàn)。參照聯(lián)合國開發(fā)計劃署公布的《2018年人類發(fā)展指數(shù)和指標報告》，選擇報告中的人類發(fā)展指數(shù)對樣本進行劃分，將該指數(shù)在0.9以上的國家定義為發(fā)達國家，其余為發(fā)展中國家，子樣本回歸結(jié)果如表7第(1)(2)列所示：首先，無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展都為其參與國際分工帶來了顯著的正向影響；其次，從系數(shù)大小上看，發(fā)達國家的這一效應(yīng)似乎更強，進一步進行子樣本系數(shù)差異性檢驗(結(jié)果見表8)，發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提升的確存在著更強的價值鏈嵌入度提升效用，主要原因在于發(fā)達國家憑借技術(shù)及配套產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，在互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)方面更為領(lǐng)先，互聯(lián)網(wǎng)滲透率普遍更高。ITU數(shù)據(jù)顯示，2019年發(fā)達國家的平均互聯(lián)網(wǎng)滲透率約為發(fā)展中國家的兩倍。結(jié)合上文機制分析結(jié)論，相比較而言，發(fā)達國家的信貸市場更為多元、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化，因此，能更加充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)帶來的價值鏈參與促進效應(yīng)。此外，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展存在顯著的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，[39]即伴隨一國互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用深化，其引發(fā)的邊際經(jīng)濟促進效應(yīng)會更加凸顯，從而發(fā)達國家憑借先占優(yōu)勢得以通過互聯(lián)網(wǎng)帶來更高的價值鏈參與度提升效應(yīng)。

表7 異質(zhì)性分析

表8 系數(shù)差異性檢驗結(jié)果

(二)基于金融危機前后的異質(zhì)性分析

機制分析表明，緩解融資約束是一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動該國行業(yè)價值鏈嵌入的重要途徑，因此，2008年金融危機的爆發(fā)或許會阻礙這一機制的發(fā)揮，進而弱化互聯(lián)網(wǎng)的價值鏈嵌入度提升效應(yīng)。事實上，世界銀行發(fā)布的《2020年世界發(fā)展報告》中指出，全球價值鏈生產(chǎn)規(guī)模在2008年前后曾出現(xiàn)大幅調(diào)整，金融危機的確導(dǎo)致全球價值鏈分工體系遭遇不小沖擊，因此，本文嘗試探討互聯(lián)網(wǎng)提升價值鏈嵌入度的促進效應(yīng)對金融危機爆發(fā)的敏感性?；诿绹鴩医?jīng)濟研究局的商業(yè)周期發(fā)布(3)美國國家經(jīng)濟研究局在2010年9月針對起始于美國的這場金融危機的商業(yè)周期發(fā)布中提出，2007年12月份開始，包括國民生產(chǎn)總值、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)等在內(nèi)的多項經(jīng)濟指標開始下滑，直至2009年6月跌至谷底。2010年以來，部分經(jīng)濟指標增長率由負變正，美國經(jīng)濟逐漸開始恢復(fù)。及《中國金融穩(wěn)定報告2011》(4)中國人民銀行發(fā)布的《中國金融穩(wěn)定報告2011》中提出，2010年全球經(jīng)濟不斷復(fù)蘇，多個發(fā)達經(jīng)濟體及新興經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長率由負變正。，我們將本文的研究樣本劃分為危機前(2000—2007年)、危機中(2008—2010年)和危機后(2011—2014年)三個時期。分樣本的回歸結(jié)果如表7所示，第(3)列結(jié)果表明金融危機前互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展的確對一國價值鏈嵌入有著積極影響，但第(4)列數(shù)據(jù)意味著這一正向影響在金融危機爆發(fā)后幾年中被顯著弱化，回歸系數(shù)不再顯著，而第(5)列數(shù)據(jù)表明伴隨著各國經(jīng)濟的逐步復(fù)蘇，危機的逐漸消退，這一正向促進作用能再次顯現(xiàn)。我們認為，這一結(jié)果或許歸因于危機爆發(fā)時國家間、行業(yè)間的金融紐帶發(fā)生部分斷裂，尤其是信貸依賴度較高的制造業(yè)企業(yè)及出口密集行業(yè)受到較大沖擊，從而互聯(lián)網(wǎng)對全球價值鏈嵌入的促進作用被金融危機明顯抑制。而危機后，各國通過一系列的財政及貨幣政策加緊推動本國經(jīng)濟復(fù)蘇，同時，進一步發(fā)揮通信技術(shù)對經(jīng)濟的帶動作用，從而互聯(lián)網(wǎng)能夠再次顯著提升一國的價值鏈分工嵌入度?；诜治鼋Y(jié)果，本文認為金融危機顯著阻礙了互聯(lián)網(wǎng)對行業(yè)嵌入全球價值鏈的促進作用，但這一效應(yīng)在危機影響逐漸消退后又能重新建立。

六、結(jié)論與建議

本文首先基于2000—2014年世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫測算了42個國家(地區(qū))56個行業(yè)的全球價值鏈嵌入度指標，并通過實證回歸發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提升能夠顯著推動一國各行業(yè)的全球價值鏈參與度，且這一結(jié)果在多重穩(wěn)健性檢驗及內(nèi)生性處理后依然顯著成立；其次，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)提升價值鏈嵌入的重要機制包括緩解融資約束、推動產(chǎn)業(yè)升級以及改善居民就業(yè)；最后，在異質(zhì)性分析中，基于各國經(jīng)濟發(fā)展水平的差異發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的這一正向影響在發(fā)達國家更加凸顯，考慮到經(jīng)濟危機的影響，沿時間維度進行的異質(zhì)性分析顯示2008年爆發(fā)的金融危機顯著抑制了危機前互聯(lián)網(wǎng)的價值鏈嵌入度提升效應(yīng)，但隨后幾年中，伴隨著全球經(jīng)濟逐步恢復(fù)，這一促進效應(yīng)又重新建立。

近年來，中美摩擦與新冠肺炎疫情疊加對全球經(jīng)濟造成了巨大沖擊，既有價值鏈分工體系出現(xiàn)弱化松動甚至局部中斷，傳統(tǒng)貿(mào)易模式及國家間經(jīng)貿(mào)往來也在一定程度上遭遇阻滯，因此，思考通過何種方式來更好地把握全球價值鏈調(diào)整機遇，持續(xù)推動我國的國際生產(chǎn)及分工參與至關(guān)重要。2020年兩會強調(diào)應(yīng)“穩(wěn)定產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈”，十九屆五中全會進一步要求“不斷提升產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈現(xiàn)代化水平”。事實上，憑借低成本和高效率，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)行業(yè)廣泛融合并深入發(fā)展，相伴催生了大量的新技術(shù)、新業(yè)態(tài)，豐富了傳統(tǒng)貿(mào)易模式，深化了舊有分工格局，從而對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，以及保持和提升我國在全球價值鏈分工中的參與度有著重要意義。由此，在世界范圍內(nèi)新一輪信息技術(shù)變革的當下，我國更應(yīng)牢牢把握5G建設(shè)優(yōu)勢，并進一步拓展延伸至人工智能、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)等相關(guān)新興產(chǎn)業(yè)，從而為我國把握全球價值鏈調(diào)整機遇提供更多支撐。