数字贸易对制造业全球价值链地位的影响研究
——基于跨国面板数据的经验证据

沙文兵, 张银玉

(安徽财经大学 国际经济贸易学院,安徽 蚌埠 233030)

作为全球流通经济的重要组成部分,数字贸易是数字经济快速发展衍生出的新型贸易业态。随着传统贸易与数字技术不断融合与深化,数字贸易加速发展,成为推动全球经济增长的新动能。数字贸易以数据为关键生产要素,以现代信息网络为载体,呈现数字化、网络化和全球化的特征,推动各类经济活动进行整合创新,数字贸易的发展和繁荣正在成为重塑全球价值链的关键力量。一方面,随着数字贸易发展规模的扩大,全球数据和信息要素的流动加快,促进产业协同配合,实现科技创新要素共享,传统行业通过数字化转型参与到全球价值链的高端环节,为国家创造新的竞争优势;另一方面,数字贸易的发展使各领域发生颠覆式的创新,以数字化技术和平台为媒介,衍生出大量新业态新模式,更多的产品和服务嵌入全球价值链中,大幅度提高了参与国的全球价值链地位。

全球价值链本质上是产业链的延伸,商品或者服务经过设计、生产、销售等环节,最终交付到消费者手里完成交易,每个环节都会创造价值,其中最核心的环节是生产制造。自2008年全球性的金融危机以来,国际竞争格局产生深刻变革,工业经济的战略意义再次凸显,各国重新聚焦制造经济,振兴制造业成为增强经济核心竞争力、抢占国际产业竞争制高点、掌握未来发展主动权的新途径。在经济全球化和国际分工的格局下,发达国家凭靠较强的自主研发设计、品牌建设推广、市场把控等能力,紧紧占据全球价值链的高端环节,从而获得了较多的战略资源和分工利益。而发展中国家由于技术创新能力较为薄弱、制度建设较为滞后等原因,只能被动参与全球价值链非核心工序的生产环节,沦为发达国家的低端供应商,制造业因此陷入低端锁定以及贫困性增长陷阱中。因此,对于发展中国家来说,如何提升其制造业在全球价值链中的国际竞争力,成为一个被普遍关注和急需解决的重要问题。在数字贸易和数字经济高速发展的今天,制造业和其他相关产业正逐渐朝着智能化和数字化方向优化升级。那么,数字贸易能否成为我国制造业全球价值链地位攀升的推动力量呢?本文在借鉴现有文献成果的基础上,构建数理经济模型,并采用跨国面板数据,对数字贸易与制造业全球价值链地位之间的关系进行检验。

一、文献综述

1.数字贸易的内涵及其测度

关于数字贸易的内涵,国际以及学术界尚未形成统一的定义。OECD(经济合作与发展组织)等国际组织认为,数字贸易涵盖了以数字或实物方式交付的货物和服务贸易中的数字化交易[1]。国内外学者则较多是从数字贸易与传统贸易的比较以及国际贸易规则等角度来界定数字贸易。譬如,Weber基于数字贸易发展的视角,提出数字贸易是在数字经济时代这一特定背景下,通过电子商务的跨境交易等电子化方式传输产品或服务的商业活动[2]。

有关数字贸易的测度,OECD等国际组织认为,数字贸易的测度至少包含三个层面:一是对于数字订购贸易的统计;二是关于数字交付贸易的统计;三是关于数字中介平台的统计[1]。据此,岳云嵩和张春飞对中国数字贸易进行试测算后认为,在数字交付贸易和数字订购贸易的统计上,两者获取数据的方式存在差异,无法准确获取相应数据[3]。贾怀勤等提出了数字贸易的“二元三环”概念架构,建立了以“实际数字交付比率”为核心的数字贸易测度法[4]。此外,贾怀勤还提出用“融合比法”测度数字贸易,即数字已融合服务与数字可融合服务的比值,这两者可分别对应联合国贸易和发展会议(UNCTAD)的信息通信技术(ICT)实际赋能服务与ICT潜在赋能服务[5]。

2.全球价值链地位测度

1985年,Porter首次提出全球价值链(GVC)概念,为综合分析某个经济体的行业竞争力与产业布局提供了新的视角[6]。其后Gereffi等[7]以及Kaplinsky[8]的研究不断丰富了全球价值链研究的广度及深度。如今,全球价值链的研究已经成为当前国际经济领域的重点和热点。其中,有关全球价值链地位测度体系的研究日益完善[9]。最初由Hummels等基于各国的垂直贸易链,通过投入产出表,来测度一国的GVC地位,同时还创建了HIY方法[10]。Koopman等在对HIY方法加以完善的基础上,提出KPWW测算法,并创建了“GVC Position”和“GVG Participation”两个参数,分别来衡量一个经济体在全球价值链中的国际分工地位和参与程度[11]。随后王直等为了完全分解一国的贸易增加值,将其出口总值分解为16个部分,这一方法被称为WWZ法,是目前研究GVC的主要方法[12]。

此外,测度全球价值链地位的代表性方法还有出口技术复杂度指数、垂直专业化指数、出口产品价格指数以及上游度指数[9]。其中,上游度指数是近几年较新的测算指标,由Antràs和Chor率先提出并完善,主要探究某一产品与其最终需求之间的距离,适用于各国之间全球价值链分工地位变化趋势的对比研究[13]。

3.数字贸易与全球价值链地位的关系研究

基于世界经济增长的视角,自20世纪80年代初,国际贸易流通结构产生了重大转变,掀起新一轮的全球化浪潮,被称之为“全球价值链时代”。这种转变的核心推动力量正是以ICT为核心的第四次工业革命。日益成熟的数字技术促使数字贸易的变革趋于常态化,成为全球价值链重构的主要推动力。数字贸易的渗透降低了国际市场的准入门槛[14],使得中小微企业参与到国际贸易中,促进发展中国家与全球价值链的融合[15]。徐金海和夏杰长指出,数字贸易的发展颠覆了传统价值创造范式和收入分配格局,推动数字化产品和服务嵌入到全球价值链中,为重塑价值链带来新的发展机遇[16]。Gonzalez和Jouanjean认为,数字贸易能够促进数据资本等生产要素流动,使得企业在全球范围内进行资源整合与生产布局,推动全球价值链发展[17]。另外,作为数字经济的拓展与应用,数字贸易在克服空间障碍、降低贸易成本的基础上,能够促进企业出口多样化、降低市场组合风险,提高出口质量,从而成为现阶段平抑我国企业产出波动的“稳定器”[18],推动传统贸易转型升级和全球价值链地位提升。

综上,在数字贸易的渗透作用下,全球范围内信息和数据等要素的流动加快,世界贸易分工格局进入优化升级阶段。然而国内外现有文献大多仍是基于数字经济的视角,来探究其与全球价值链以及各产业间的关系,较少涉及到数字贸易对一国制造行业全球价值链地位的系统分析。本文拟在理论研究与实证分析相结合的基础上,深入剖析数字贸易与制造业全球价值链之间的关系,可在一定程度上丰富相关领域的研究。

二、理论分析和研究假说

作为传统贸易在数字经济时代的延展,数字贸易不仅改变了国际贸易形态和流向,还促使企业的管理模式以及生产加工环节趋向智能化和平台专业化[19],推动现代商业模式新一轮的创新变革,有助于提高贸易效率,打破贸易壁垒,成为国际贸易发展新趋势,为经济全球化注入新的动力[20]。

数字贸易对于产业的渗透影响作用可分为两阶段:在其发展初期,由于新型基础设施以及科技研发投入的扩大,会产生一系列前期发展成本,此时数字贸易反而会抑制该国制造业全球价值链地位的提升;而在前期“累积”环节完成之后,数字化技术的经济效应开始释放,抑制作用逐渐转变为促进作用。基于此,本文借鉴 Kee和Tang的方法[21],将一国出口产品的中间品投入划分为国内(DVA)和国外(FVA)两种,并将数字贸易及其释放的外部经济效应引入企业出口品的生产过程,通过构建利润最大化模型来分析数字贸易与制造业全球价值链地位之间的关系,以此为依据提出相关假说,并为下文选择计量模型提供理论支撑。同时,依据Halpern 等的方法[22],本文将中间品投入引入科布-道格拉斯(C-D)生产函数:

Q=AKαLβMγ

(1)

其中:A为全要素生产率;K表示资本;L表示劳动;M表示中间品投入;α和β分别表示资本和劳动份额;γ则表示中间品投入所占份额,且满足α+β+γ=1。

根据中间品投入来源的不同,M可以进一步分为国内中间品投入MH和国外中间品投入MF,其表达式为:

(2)

其中,θ为替代弹性且θ> 1。

以τH表示进口中间品的国内贸易成本;τF表示国外运输中所产生的冰川成本[23];PH和PF分别为国内和进口中间品的价格,得到中间品投入价格PM的表达式:

(3)

数字贸易发展初期,作为新的贸易形态,其制度架构与机制创新尚未完全成熟[24],发展经验不足,复合型人才以及高端研发人才缺乏[25]。为促进数字技术的发展,高水平人才培养、创新研发、新型基础设施建设领域的投入增加,导致中间品贸易成本τH上升。随着数字贸易深入发展,一方面,数字化程度的提高可以帮助企业降低内部管理成本[26]和外部交易成本[27],促进企业专业化发展[28],提高企业全要素生产率;另一方面,作为数字贸易的核心要素,数据和信息较以往更加活跃于各国贸易网络之间,在数字技术强有力的支撑作用下,地理和空间上的距离对国际贸易的约束作用减弱,数字贸易渠道大幅拓宽[29]。

在创新型战略发展格局下,高新技术不断代替从事低端生产环节的劳动力[30],驱动全球价值链重构,激发“知识”“技术”溢出效应,高技术含量的中间产品进口量增加,激发企业创新意愿,提升其创新水平,数字经济成为知识传递与信息共享最重要的媒介;劳动力在“干中学”过程中,借助数字经济的普惠性优势,得到进一步的提升和深化,人力资本结构加速升级[31]。同时,贸易开放促使资源再配置效应得到释放,能够在一定程度上改善制度环境,提升企业管理水平、研发水平和运营效率[32],从而提高全球价值链分工体系下的贸易利益与出口竞争力[33]。

企业的成本函数可以表示为:

(4)

其中: γ代表资本利率; ω代表工资。

借鉴De Loecker和Warzynski的研究(简称 DLW方法)[34],企业的成本加成率可表示为:

(5)

依据企业出口国外增加值率(FVAR)的内涵,其表达式为:

(6)

(7)

GVC=ln (1+DVAR)-ln (1+FVAR)=

(8)

借鉴郝爱民和任禛的做法[30],对式(8)τH求偏导,探究数字贸易发展水平与全球价值链地位之间的关系,可得:

(9)

综合以上推导可以发现,在数字贸易发展初期,由于发展经验不足和高端研发、复合型人才短缺,加之数字贸易自身发展必需的相关投入,会产生一系列的发展成本,导致其负向效应占据主导地位,此时出口的制造行业全球价值链地位反而会受到数字贸易的抑制;但是随着数字化贸易水平逐渐提高,企业内部成本降低,全要素生产率提高,数字贸易渠道拓宽,负向效应逐渐消退,并且由研发强度提升带来的“知识”“技术”溢出效应和联动学习效应,以及贸易开放度增强所释放的资源再分配效应等,数字贸易的正向效应逐渐显现,促进制造业全球价值链地位提升。依据以上分析,提出以下假说:

H1:数字贸易对制造业全球价值链地位的影响可能存在“U”型特征,即:在初期数字技术渗透国际贸易会对其制造业全球价值链地位产生负向作用,而数字贸易前期积累完成后,负向作用会渐渐转变为正向促进作用。

H2 :研发强度和贸易开放度对数字贸易促进制造业全球价值链地位攀升的作用具有正向调节效应。

三、研究设计

1.模型设定

上述理论分析表明,数字贸易对一国制造行业全球价值链地位可能存在“U”型影响,本文借鉴齐俊妍和任奕达[31]的研究,将基准回归模型设定为如下形式,来考察数字贸易对制造业全球价值链地位的影响:

(10)

2.变量选取与数据说明

(1)被解释变量 制造业全球价值链地位(GVCpo):本文借鉴Koopman 等的测算方法[11],根据下列表达式测算全球价值链地位:

(11)

其中: IVit为一国出口中的间接国内附加值; FVit为出口中的国外附加值;Eit表示总出口; IVit/Eit代表 GVC 前向参与度; FVit/Eit为GVC后向参与度。全球价值链地位指数为正向指标,其值越大,表明该经济体越靠近全球价值链上游,其融入程度越深,国际分工地位越高。以上指标数据均来自UIBE政策GVC数据库,其原始数据来源于亚洲开发银行(ADB)的多区域投入产出数据库(MRIO)。

(2)核心解释变量 数字贸易(DT):从数字贸易的具体内涵和本质出发,借鉴齐俊妍和任奕达[31]的研究,综合考虑数据可得性,从数字贸易基础设施、数字贸易技术支撑、ICT产品贸易和数字服务贸易四个维度构建数字贸易发展水平测度指标体系。其中,四个一级指标细化为10个二级指标来进行测度,并采用熵值法确定各二级指标的权重,得到的具体指标及权重见表1所列。

表1 数字贸易发展水平衡量指标

(3)调节变量 研发强度(IRD):基于数据的可得性,本文采用研发支出占GDP的份额来衡量一国的研发强度,数据来源于世界银行数据库;贸易开放度(KF):目前国内外文献对贸易开放度的衡量主要有五种方式,具体包括:贸易依存度、修正贸易依存度、实际关税率、道拉斯指数、黑市交易费用。包群等研究发现,在这五种方式中,贸易依存度最能刻画一个国家的贸易开放程度[35]。故本文使用贸易依存度来衡量一国贸易开放程度,用公式表示为:

(12)

其中:IMit和 EXit别表示i国t时期的进口贸易额和出口贸易额;GDPit表示i国t时期的国内生产总值。数据来源于世界银行数据库。

(4)控制变量 对外投资(FDI):以外国直接投资净流入占GDP的份额表示;政府参与程度(GOV):以一般政府最终消费支出占GDP的份额衡量;金融水平(JR):用各国银行对私营部门的国内信贷占 GDP 的百分比表示;市场规模(SC):用一国的总人口数刻画。

其中FDI、GOV来自WDI 数据库,JR和SC来自世界银行(WB)数据库。

(5)数据说明 本文基于亚洲发展银行投入产出表上的 62 个经济体,结合数据可得性,最终选取 54 个国家2007─2020 年的面板数据作为样本进行实证研究。主要变量的描述性统计参见表2所列。

表2 变量描述性统计

四、实证结果及分析

1.基准回归

为确定固定效应模型对回归分析的适用性,采用 Hausman检验法对前文基准回归模型进行模型适用性检验。检验结果显示P值小于 0.01,故选用固定效应模型估计数字贸易对全球价值链地位的影响效应,基准回归结果见表3所列。表3列(1)显示,在不放入控制变量的条件下,数字贸易发展水平及其二次项对制造业全球价值链地位的影响均在1%的水平上显著为正。表3列(2)～(5)为在列(1)的基础上逐个加入控制变量后的回归结果。表3列(1)～(5)的结果都显示,无论是数字贸易的一次项还是二次项,与制造业全球价值链地位之间的关系都显著为正。由于二次项的系数在1%的水平上显著为正,所以数字贸易与制造业全球价值链地位之间并非简单的线性关系,而是呈显著的非线性正“U”型关系。即数字贸易的渗入会对制造业全球价值链地位产生先抑制后提升的作用,假说1得到验证。

表3 基准回归结果

2.稳健性检验

为验证上述估计结果的可靠性,本文进行如下稳健性检验:

(1)替换被解释变量 上游度指数作为衡量全球价值链地位较新的指标,近年来被越来越多的学者使用。本文将被解释变量替换为上游度指数进行回归,其数据仍然来源于从UIBE数据库整理的亚洲发展银行相关数据。根据Antràs和Chor对上游度的定义[13],其具体公式为:

(13)

根据何祚宇和代谦的分析[36],将上游度指标进行简单的算术平均可能会出现估计偏差,因此,本文利用 UIBE数据库中亚洲开发银行的数据,以54个国家2007-2020年各自的双边贸易额占所有样本国贸易总额的份额为权重,计算各个经济体加权平均的上游度。回归结果见表4列(1)所列,结果显示,数字贸易及其二次项对上游度指数的影响均在1%的水平上显著为正,与基准回归结果基本一致。

表4 稳健性检验

表5 异质性分析

(2)核心解释变量滞后一期和滞后二期 考虑到数字贸易发展对制造业全球价值链地位的影响可能存在滞后性,分别将滞后一期和滞后二期的数字贸易发展水平及其二次项加入模型中进行回归。回归结果见表4 列(2)和列(3)所示。对于滞后一期和滞后二期的数字贸易及其二次项,其系数依然在1%的水平上显著为正,说明模型具有较好的稳健性。

(3)内生性问题的处理 本文可能存在两种形式的内生性问题:一是核心解释变量数字贸易发展水平与被解释变量制造业全球价值链地位之间可能存在反向因果关系;二是两者可能同时受到遗漏重要变量的影响。工具变量法作为解决内生性问题的常见方法,其使用十分广泛。本文借鉴李浩和黄繁华的研究[37],构造各国1990年固定电话数量(每百人)与滞后一期数字贸易及其二次项的交乘项作为工具变量,来进行两阶段最小二乘回归,以缓解可能存在的内生性问题。其内在逻辑是,互联网的发展基本是从固定电话拨号开始的,数字贸易发展依托的现代信息网络技术就是基于固定电话基础设施与信息通讯的延续发展,而1990年的固定电话数量属于历史性数据,对制造业全球价值链地位的影响十分微小,满足工具变量相关性和排他性的要求[38]。且由于本文采用的是面板数据,基于工具变量的适配性,引入与时间有关的数字贸易滞后项,将其与1990年的固定电话数交乘项作为最终的工具变量。结果见表4列(4)所列,核心解释变量的回归结果仍然稳健,并且工具变量通过了弱工具变量与识别不足检验,表明前文回归结果是稳健和可靠的。

五、扩展性分析

1.异质性分析

根据54个样本国家的发展水平,将其划分为发达国家和发展中国家来进行分组回归,得到结果见表 5 的列(1)～(2) 所列。结果显示,无论是发达国家还是发展中国家,数字贸易的一次项和二次项系数都为正,与基准回归结果一致,因此数字贸易与制造业全球价值链地位之间的“U”型关系并没有改变,但是数字贸易对发达国家制造业全球价值链地位的影响系数更大;同时,对于发展中国家而言,数字贸易的一次项系数不显著,因此在发展初期,数字贸易对发展中国家制造业全球价值链地位的影响程度并不明显,这说明数字贸易对发达国家制造业全球价值链地位的影响大于发展中国家。其原因在于,数字化技术具备较高的外部性、便捷性、灵活性、智能性,发达国家的制造业层次水平相较于发展中国家更高,技术提升空间更大,因此在数字贸易渗入制造产业的过程中,发达国家能够快速精确地完成传统制造工艺与数字技术的融会贯通,促使数字贸易对其制造业全球价值链地位产生更为强劲的促进作用。

2.调节效应检验

根据前文的理论分析,将研发强度和贸易开放度作为调节变量,进一步考察调节效应。将两者与数字贸易的交互项引入式(10),得到如下的式(14)和式(15):

(14)

(15)

调节效应的检验结果见表6列(1)～(2)所列。结果显示,两个调节变量以及交互项的系数都显著为正,表明研发强度和贸易开放度均对数字贸易发展水平与国家制造业全球价值链地位之间的关系具有正向调节作用,假说2得到验证。随着研发强度和贸易开放度的提高,数字贸易对一国制造业全球价值链地位的影响作用逐渐增强。

表6 调节效应检验与门槛回归估计结果

3.门槛回归

为了进一步验证数字贸易与制造业全球价值链地位之间的非线性关系,本文设定面板门槛回归模型如下:

(16)

其中:I(·)代表示性函数, 满足括号内条件取值为1, 否则取值为0;thrit代表门槛变量,指代数字贸易;γ代表待估计的门槛值。

根据表7门槛效应检验结果,数字贸易与制造业全球价值链之间确实存在非线性关系,在10%、5%、1%的显著性水平下通过了单一门槛检验。表6列(3)是门槛模型的回归结果,当数字贸易低于门槛值-4.042时,核心解释变量的估计系数为-0.005;当数字贸易高于门槛值-4.042时, 回归系数大幅跃升至 0.017且显著。由此,数字贸易与制造业全球价值链之间“先负后正”的U型影响进一步被证实。在研发强度和贸易开放度的正向调节作用下,数字贸易发展水平跨越门槛值后,负向抑制作用转为正向促进作用,推动制造业全球价值链地位攀升。

表7 门槛效应检验结果、估计值及置信区间

六、结论和对策建议

本文基于54个样本国家2007-2020 年的数据,构建数字贸易发展水平综合指标体系,客观分析数字贸易对一国制造业全球价值链地位的影响,以及研发强度和贸易便利化对二者关系的调节效应。主要结论如下:第一,数字贸易的渗透能对一国制造业全球价值链地位提升产生显著的影响,但是这种作用表现为“先负后正”的“U”型影响,并且在经过稳健性检验、门槛效应检验后,两者之间的这种影响关系依然存在;第二,研发强度和贸易开放度在数字贸易对一国制造业全球价值链地位的影响中起到正向的调节作用;第三,相比于发展中国家而言,数字贸易对发达国家制造业全球价值链地位的促进作用更大。

基于以上研究结论,相关建议主要有:首先,加大数字贸易发展力度,着力提升制造业在全球价值链和国际分工中的地位。对于发展中国家以及制造业发展水平不足的国家来说,利用数字贸易的发展作为媒介,提高制造行业嵌入全球价值链的广度和深度,是突破“低端锁定”困境的一条可能路径。中国作为世界上最大的发展中国家,被誉为“世界工厂”,但制造业总体发展水平仍处于低端环节,因此在数字化浪潮驱动全球价值链重组的大背景下,我国应及时把握机遇,加强数字基础设施建设,充分利用现有的制造业规模优势,寻求数字贸易发展与制造业中高端跃升互惠贯通的平衡点,实现制造业智能化转型升级,以此提升制造业在全球价值链和国际分工中的地位。

其次,重视数字贸易技术的研发,为数字贸易促进制造业全球价值链地位的提升提供技术支撑。在数字化时代,技术力量无疑是各行业蓬勃发展的命脉所在,只有关键技术实现不断创新,数字贸易才能源源不断地展现新的活力。因此,需要加大数字化研发力度,推进5G、物联网、云计算等新一代信息技术同制造业融合发展,打造制造业智能型经济互动共享平台,为制造业向全球价值链高端迈进提供技术支撑。

最后,有序推进高水平合理化的数字贸易开放,增强制造业在全球价值链中的优势与核心竞争力。只有推进高水平的贸易开放,才能在数字全球化的浪潮中屹立不倒,并不断提升国际影响力。当下迫切需要秉承“开放合作,协同发展”的价值理念,坚持“引进来”和“走出去”并重,塑造更高水平的对外开放新格局,完成数字时代的“跨境链接”“跨界链接”,使制造业充分适应开放型世界经济,从而发挥数字贸易对制造业全球价值链地位的提升作用。