现代管理科学杂志已发表格式范文参考
1.新型消费、双循环联动与战略性 新兴产业全球价值链升级
作者：邓俊;郭艳
作者单位：肇庆学院;仲恺农业工程学院
关键词：战略性新兴产业;全球价值链升级;新型消费;双循环联动
[摘要]新型消费作为新一代信息技术和传统消费深度融合的产物，成为重塑消费结构、激发产业升级潜 能的重要引擎，对战略性新兴产业全球价值链升级产生影响。以2012—2022年我国283个地级市面板数据 为样本，将国家信息消费试点政策设为一项准自然实验，使用双重差分模型、中介效应模型实证检验新型消 费与战略性新兴产业全球价值链升级的内在关联，以及双循环联动的机制作用。研究发现：新型消费能够驱 动战略性新兴产业全球价值链升级，且该结论在经过动态效应分析、排除同期其他竞争性政策干扰等系列稳 健性检验后仍然成立。异质性分析表明，相较于低科教水平城市与内陆城市，新型消费更能促进高科教水平 城市与沿海城市战略性新兴产业全球价值链升级。中介效应检验发现，新型消费能够促进双循环联动，进而 赋能战略性新兴产业全球价值链升级。结论明晰了新型消费和战略性新兴产业全球价值链升级的关系及内 在作用机制，为加速战略性新兴产业全球价值链升级、形成国际竞争新优势提供有益借鉴。
一、引言
战略性新兴产业全球价值链升级是战略性新兴产业从低加工深度、低技术水平、低附加值，向高加工深 度、高技术水平、高附加值跃迁的过程，也是拉动中国产业高端化发展的重要引擎。现阶段，战略性新兴产业 全球价值链升级肩负着应对“低端锁定”与“高端封锁”双重挑战的重要使命，是我国塑造产业国际竞争力的 关键支点[1-2] 。为此，2024年7月召开的国务院常务会议再次强调，“要加快培育壮大战略性新兴产业，打造新 的支柱产业，增强我国在全球产业链供应链中的竞争力影响力”①。然而，我国长期以来面临内需驱动力较 弱、外需依赖度偏高、关键核心技术攻关不足的难题[3] ，致使战略性新兴产业难以形成特有产业优势、技术优 势，无法向全球价值链中高端攀升。此情形下，亟须寻求拉动战略性新兴产业全球价值链升级的新动能，增 强我国产业国际竞争力。
随着新一代信息技术与经济社会发展加速融合，数字消费、绿色消费、信息消费等新型消费业态逐渐兴 起，并在国家信息消费试点政策推动下逐渐壮大。新型消费能够连接重构消费者、商品、场景三者关系[4] ，催 生新产业、新场景、新模式，激发内需潜能，驱动战略性新兴产业全球价值链升级。此过程中，新型消费依托 国家信息消费试点政策，助力外贸企业建立新型营销网络，有效研判国内外居民消费倾向，进而针对性调整 营销策略和品牌服务定位，深化国内外供需有效对接程度，实现双循环联动。而双循环联动可助力战略性新 兴企业向外转移低端生产环节，提高国内生产上游度，赋能战略性新兴产业全球价值链升级。已有研究表 明，国家信息消费试点政策可推动试点城市消费升级[5] ，而消费升级是战略性新兴产业全球价值链升级的重 要牵引力[6] 。同时，有学者从理论层面指出，国家信息消费试点政策能拉动经济增长，是打通国内大循环、国内国际双循环的重要载体[7] 。此外，也有学者认为，大国双循环系统可为战略性新兴产业高质量发展提供基 础性支撑[8] 。既有研究存在以下两方面局限：一方面，鲜有文献直接探究国家信息消费和战略性新兴产业全 球价值链升级之间的净效应。另一方面，鲜有学者关注双循环联动在国家信息消费试点影响战略性新兴产 业全球价值链升级过程中的作用。
鉴于此，本文可能的边际贡献在于：一是搭建国家信息消费试点政策影响战略性新兴产业全球价值链升 级的理论框架，并使用双重差分模型进行实证检验，为从消费端带动战略性新兴产业全球价值链升级提供经 验参考。二是使用动态效应分析、排除同期其他竞争性政策干扰等方法展开稳健性检验，提高实证结果的可 靠性和说服力。三是分析不同科教水平与区位条件下国家信息消费试点政策的作用效果差异，为进一步扩大 新型消费范围提供实践指南。四是加入关键变量双循环联动，研讨其在国家信息消费试点和战略性新兴产业 全球价值链升级间发挥的作用，有助于明晰新型消费影响战略性新兴产业全球价值链升级的边界条件。
二、政策背景与理论假设
1. 政策背景
国家信息消费试点政策以数字技术为核心驱动力、以绿色理念为基本遵循、以提质扩容为核心导向，是 国家促进居民消费升级、培育壮大新型消费的重要抓手。2013 年，工信部批复首批 68 个信息消费试点城 市①，增强了各地区进行信息消费活动的意愿。2014年12月，工信部和财政部再次公示36个第二批信息消费 试点城市②，突出了信息消费对稳增长、调结构的重要作用。2017年8月，国务院发布《关于进一步扩大和升 级信息消费持续释放内需潜力的指导意见》，进一步扩大信息消费覆盖面，促进经济社会持续健康发展③。 2023年7月，国务院办公厅转发国家发展改革委《关于恢复和扩大消费的措施》，明确要求“升级信息消费，促 进信息消费体验中心建设改造，提升信息消费示范城市建设水平”④，进一步壮大信息消费实力。此外，《中国 信息消费发展态势报告（2022年）》曾预测，2020—2025年，信息消费市场将有望达到8.2万亿元⑤。随着信息 消费市场规模持续扩大，紧抓国家信息消费试点政策红利，通过试点先行总结新型消费驱动战略性新兴产业 全球价值链升级的经验，对构建内需主导型的全球价值链具有重要战略意义。
2. 理论假设
（1）新型消费对战略性新兴产业全球价值链升级的影响 作为培育新型消费的重要抓手，国家信息消费试点政策能够提升信息基础设施覆盖率、集聚度和升级信 息产业，对战略性新兴产业全球价值链升级发挥牵引作用。其一，国家信息消费试点政策要求提升信息基础 设施覆盖率，这能够优化战略性新兴企业的信息沟通系统和信息传递渠道，助力战略性新兴企业迅速获取消 费者需求信息并合理匹配供需双端，加速新能源、新材料产品迭代升级，进而驱动战略性新兴产业全球价值 链升级。其二，国家信息消费试点政策要求升级信息产业，这有助于拓展新兴信息服务业态[9] ，引导新一代信 息技术产业为代表的战略性新兴产业深度融入实体经济，由此推动战略性新兴产业链向全球价值链中高端 跃升。据此，本文提出研究假设1。 假设1：新型消费能够显著驱动战略性新兴产业全球价值链升级。
（2）双循环联动的中介作用 结合西方经济学和马克思主义政治经济学可知，双循环联动是打通生产、交换、分配、消费等环节堵点的过程，也是国内大循环、国际外循环以及内外循环畅通高效的结果[10] 。国家信息消费试点政策具有扩大消费 市场规模、塑造消费新业态的优势，是畅通国内大循环、推动国际外循环、加速双循环联动的有力举措。从国 内大循环视角来看，国家信息消费试点政策要求加快“大数据+云计算”“物联网+智能生产”等新兴技术发 展[11-12] ，这能够催生享乐型服务消费和市场型服务消费模式，加速建设综合承载力强、辐射周边的消费集聚 区，充分发挥超大规模消费对内需的拉动作用，赋能国内大循环。就国际外循环视角而言，在互联网、大数 据、人工智能支撑下，国家信息消费试点政策助力打造超大规模消费市场，有助于吸引国际外商投资[13] ，扩大 国际贸易规模，从而推动国际外循环。从双循环联动视角来看，国家信息消费试点政策落地促进跨境电商平 台渗入消费环节、推动国内高标准产品出口的同时，使得国外先进消费模式流入国内，由此实现国内市场和 国际市场的有效衔接，加速双循环联动。
双循环联动能够发挥国内国际两个市场、两种资源的相互促进作用，对内释放市场需求潜力、对外深化 开放水平，是助力战略性新兴产业构建内需主导型全球价值链的重要战略基点，即双循环联动能够助推战略 性新兴产业全球价值链升级。其一，双循环联动具备网络化供应链优势，能够强化国内外各产业部门的专业 化分工联系[14-15] ，助力战略性新兴企业整合国内外要素资源、学习先进技术，从而生产高科技含量、高附加值 产品，驱动战略性新兴产业全球价值链升级。其二，双循环联动意味着生产分割专业化程度提升[16] ，助力战 略性新兴企业将设计、研发以及品牌打造等上游环节留在国内，将生产、制造等中下游环节外包，由此打破战 略性新兴产业“低端锁定”，加速战略性新兴产业全球价值链升级。由此，本文提出假设2。
假设2：新型消费能够促进双循环联动，进而赋能战略性新兴产业全球价值链升级。
三、研究设计
1. 模型设定
为验证前文假设1，本文将国家信息消费试点政策作为准自然实验，构建如下多期双重差分模型： GVCi,t = α0 + α1TREATi × POSTt + α2CONTROLSi,t + μi + νt + θi,t （1） 式（1）中，i指代城市，t反映年份；GVCi,t表示城市战略性新兴产业全球价值链升级；α0为常数项；α1表示 解释变量影响系数；TREATi × POSTt反映新型消费，其中，TREATi反映国家信息消费试点城市的虚拟变量， 若为国家信息消费试点城市，TREATi = 1，属于实验组，反之TREATi = 0，属于对照组；POSTt反映国家信息消 费试点政策执行时间，若在试点执行前，POSTt = 0，若在试点执行后，POSTt = 1。α2表示控制变量影响系数； CONTROLSi,t反映控制变量集，包括政府支持、资本密集度、基础设施水平、人力资本水平、信息化水平；μi 、νt 、 θi,t分别表示城市固定效应、时间固定效应和随机扰动项。 为检验前文假设2，在式（1）基础上，本文构建中介效应模型如下： DCLi,t = γ0 + λ1TREATi × POSTt + γ2CONTROLSi,t + μi + νt + θi,t （2） GVCi,t = ζ0 + ζ1TREATi × POSTt + ζ2DCLi,t + ζ3CONTROLSi,t + μi + νt + θi,t （3） 式（2）（3）中，DCLi,t表示中介变量双循环联动；λ、ζ均为变量待估系数；其余变量含义同式（1）保持相符。
2. 数据来源与变量测度
（1）数据来源
鉴于 2012 年之前的相关统计数据缺失值较多，本文选取 2012—2022 年中国 283 个地级市作为研究样 本，以保证实证结果的可靠性。国家信息消费试点城市名单直接取自工信部网站。战略性新兴产业全球价 值链升级测算过程中涉及的城市层面人均GDP和出口额数据主要来自国家统计局、国研网以及海关总署官 网。双循环联动数据主要来自《中国统计年鉴》《中国电子商务年鉴》。并且，以线性插值法补全缺失值较少 的城市数据。
（2）被解释变量
被解释变量为战略性新兴产业全球价值链升级（GVC）。战略性新兴产业全球价值链升级是战略性新兴 企业通过生产高质量中间品和最终消费品获取更高附加值的过程，强调技术进步和生产率水平提升[17-18] 。借鉴申俊喜等[19] 、谢呈阳等[20] 的研究，本文从不同战略性新兴产业细分行业入手，以城市层面的人均 GDP和出 口额数据测算出口复杂度指数，用以表示战略性新兴产业全球价值链升级。具体计算步骤如下： 首先，测算HS四位码商品的出口复杂度指数：
式（4）中，t、h、i分别为年份、四位码商品以及城市；INDEXht和diht分别表示出口复杂度和商品出口额；Dit 和Sit为城市层面的出口总额和人均GDP。 其次，测算行业层面的出口复杂度指数：
式（5）中，e 为行业；GVCe,t 代表 t 年份 e 行业的出口复杂度，即 e 行业的全球价值链地位；h ∈ e 意思为 h 商品隶属于 e 行业；dht 表示 t 年份 h 商品的出口总额；其余变量含义同式（4）。指标测算中涉及的战略性 新兴产业的细分行业界定如下：根据《战略性新兴产业分类）（2018）》对新能源汽车产业、节能环保产业、 新一代信息技术产业、高端装备制造业、新材料产业、生物产业、新能源产业进行研究，排除数据严重缺 失的数字文化创意产业和相关服务业。具体而言，建构战略性新兴产业与《国民经济行业分类》的对应 关系，选取 10 个细分行业①，再对照匹配 HS 2007 四位代码商品甄选获取 346 个大类商品。进一步地，获 得 2012—2022 年战略性新兴产业各细分行业的出口复杂度指数，用以衡量战略性新兴产业全球价值链 升级。
（3）解释变量
核心解释变量为新型消费。以国家信息消费试点政策（TREAT × POST）表征新型消费。工业和信息化 部于2013年、2014年两批次遴选出104个信息消费试点城市（县、区）。考虑到两批次信息消费试点城市的遴 选时间均在年末，无法对2013年和2014年当期产生明显影响，此处推迟一年，将2014年和2015年设定为两 批信息消费试点城市（县、区）受政策冲击的年份。将试点城市（县、区）（在国家信息消费试点政策处理时间 点后入选试点的城市，赋值为1）设置为实验组，反之为对照组（赋值0）。剔除部分地级市下辖的区、县样本， 以及数据严重缺失的地级市样本，最终获取87个信息消费试点城市②，196个非试点城市。新型消费的估计 系数α1是本文的关注重点，能够反映国家信息消费试点政策对战略性新兴产业全球价值链升级的净效应。
（4）中介变量
中介变量为双循环联动（DCL）。作为畅通国民经济循环的必经之路，双循环联动既要坚持国内大循环 的主体地位，又要发挥好国际外循环在内外资分工合作中的重要作用[21-22] ，是实现内部经济良性循环和更 高水平对外开放的关键。在此基础上，本文进一步参考已有学者的研究[23-24] ，构建包括国内大循环、国际外 循环两个一级指标的双循环联动综合评价指标体系（表 1），并以熵值法进一步测算双循环联动指数，衡量 双循环联动水平。
（5）控制变量
参考杨仁发等[25] 、刘阳[26] 的研究，本文选取如下可能影响战略性新兴产业全球价值链升级的因素：政府支 持（GOV），采用财政一般预算支出占GDP比重衡量；资本密集度（CAPI），以固定资产总值与从业人员年平均人 数之比表征；基础设施水平（INFRA），使用城镇居民人均拥有道路面积表征；人力资本水平（HUMAN），使用在 校大学生人口数量占总人口数量比重测度；信息化水平（INFOR），利用互联网接入户数占总户数比重度量。
四、实证结果与分析
1. 基准回归结果
表2显示了新型消费作用对战略性新兴产业全球价值链升级的影响结果。列（1）未考虑控制变量、城市 固定效应以及时间固定效应；列（2）在列（1）基础上纳入城市固定效应以及时间固定效应；列（3）在列（1）基础 上考虑控制变量的影响；列（4）在列（1）基础上加入控制变量、城市固定效应以及时间固定效应。观察数据可 知，列（1）至列（4）中，新型消费的估计系数始终在1%水平上显著为正；且在逐步纳入控制变量、城市固定效 应以及时间固定效应过程中，模型拟合优度（R2 ）有明显增长。这印证了新型消费正向作用于战略性新兴产 业全球价值链升级的研究结论，假设1得证。原因可能在于，国家信息消费试点政策的实施能够催生新型科 技消费、数字消费、绿色消费模式，促使消费者形成高端消费需求，倒逼战略性新兴企业生产智慧化、数字化、 绿色化的外贸产品，有助于战略性新兴产业打破高端环节产能紧缺困境，实现全球价值链升级。
剖析控制变量回归结果可知，政府支持、基础设施水平、人力资本水平、信息化水平的估计系数均为正， 且至少通过5%的显著性检验，说明提升政府支持力度、基础设施水平、人力资本水平、信息化水平可为战略 性新兴产业全球价值链升级注入新动能。资本密集度的估计系数为正但未能通过显著性检验，说明资本密 集度不是战略性新兴产业全球价值链升级的有效驱动因素。
2. 稳健性检验
（1）动态效应分析
双重差分法要求在国家信息试点政策实施前，实验组和对照组城市的战略性新兴产业在全球价值链上 具有相同攀升趋势。为保证前文基准回归所得研究结论的准确性与可靠性，此处提出平行趋势假设：在无国 家信息试点政策冲击情形下，实验组和对照组城市战略性新兴产业全球价值链升级不会随时间变化而出现 明显差异，并综合利用事件分析法和回归法进行检验。具体检验模型如下：
式（6）中，ι0表示常数；ι1、ι2均为变量系待估系数；其余未作解释变量含义同式（1）。表3动态效应分析结 果显示，TREAT（-2）和TREAT（-1）的估计系数均为正，但不显著，说明国家信息消费试点政策实施前2年，实 验组和对照组城市战略性新兴产业全球价值链升级不存在明显差异；TREAT（0）、TREAT（+1）、TREAT（+2）、 TREAT（+3）的估计系数均在 1%水平上显著为正，说明国家信息消费试点政策实施当年及后 3年，实验组和 对照组城市战略性新兴产业全球价值链升级出现明显区别。由此，平行趋势假设成立，即新型消费正向影响 战略性新兴产业全球价值链升级的研究结论具有稳健性。
（2）排除同期其他竞争性政策干扰
信息惠民国家试点政策开始于2014年，可能会干扰到国家信息消费试点政策净效应的分析。为排除信 息惠民国家试点政策对基准回归结果准确性的影响，此处引入该政策与时间的交互项（UDG × TIME）作为控 制变量，展开稳健性检验（表 4）。分析回归数据可知，新型消费的估计系数仍为正，且通过 1%显著检验，说 明新型消费可正向作用于战略性新兴产业全球价值链升级，再次证明假设1。
3. 异质性分析
（1）科教水平异质性
根据《第二轮“双一流”建设高校及建设学科名单》划分规则，本文将地级市分为高科教水平组、低科教水 平组。具体而言，如样本城市辖区内拥有“双一流”学科或高校，即为高科教水平城市；若样本城市辖区内尚 未建成“双一流”学科或高校，则为低科教水平城市。此基础上，进一步展开科教水平异质性检验。表5检验 结果显示，国家信息消费试点政策对高科教水平城市战略性新兴产业全球价值链升级的估计系数为0.747， 且通过1%的显著性检验；国家信息消费试点政策对低科教水平城市战略性新兴产业全球价值链升级的估计 系数为0.259，且通过5%的显著性检验。这说明国家信息消费试点政策更能促进高科教水平城市战略性新 兴产业全球价值链升级。原因可能在于，高科教水平城市通常具有技术创新能力强、科研实力雄厚、高等教 育资源丰富、战略性新兴人才集聚等优势，能够为战略性新兴产业提供高水平人力供给，赋能战略性新兴产 业全球价值链攀升。
（2）区域异质性
根据国家统计局发布的《关于沿海和内地划分问题的通知》，本文将样本城市划分为沿海城市与内陆城 市两组，展开国家信息消费试点政策影响战略性新兴产业全球价值链升级的区域异质性检验。表 6回归结 果显示，国家信息消费试点政策的估计系数至少通过5%水平上的显著性检验，但就数值大小而言，沿海城市 国家信息消费试点政策的估计系数明显大于内陆城市。这证明国家信息消费试点政策对沿海城市战略性新 兴产业全球价值链升级的驱动作用明显强于内陆城市。原因可能在于，沿海城市交通便利、对外开放程度 高、资金雄厚，加之关键技术、产业组织、商业模式基础扎实，能够快速抢抓国家信息消费试点政策红利，实现 战略性新兴产业全球价值链攀升。
4. 中介效应检验
前文证实，新型消费可促进战略性新兴产业全球价值链升级。此基础上，为进一步探究新型消费影响战略 性新兴产业全球价值链升级的作用机制，本文展开中介效应检验，具体结果如表7所示。列（1）中国家信息消 费试点政策影响双循环联动的估计系数为0.410，且通过1%的显著性检验，说明国家信息消费试点政策可显著 促进双循环联动。列（2）中，双循环联动对战略性新兴产业全球价值链升级的估计系数为0.157，且通过5%的 显著性检验，表明双循环联动对战略性新兴产业全球价值链升级发挥正向影响。并且，相较于表2列（4），双循 环联动的加入使列（2）中国家信息消费试点政策的估计系数由0.559下降为0.495，但显著性未发生变化。这说 明双循环联动是国家信息消费试点政策影响战略性新兴产业全球价值链升级的部分中介变量，即国家信息消 费试点政策可加速双循环联动，进而赋能战略性新兴产业全球价值链升级。由此，假设2得证。
五、结论与建议
1. 结论
国家信息消费试点政策是推动战略性新兴产业全球价值链升级、提升产业国际竞争力的重要工具。本 文基于2012—2022年我国283个地级市样本数据，以双重差分模型实证检验新型消费对战略性新兴产业全 球价值链升级的影响。研究得出以下结论：第一，新型消费可驱动战略性新兴产业全球价值链升级，该结论 经过动态效应分析、排除同期其他竞争性政策干扰等系列稳健性检验后仍然成立。第二，相较于低科教水平 城市，新型消费对高科教水平城市战略性新兴产业全球价值链升级的赋能作用更强；相较于内陆城市，新型 消费更能驱动沿海城市战略性新兴产业全球价值链升级。第三，新型消费可显著正向作用于双循环联动，进 而赋能战略性新型产业全球价值链升级，即双循环联动是新型消费驱动战略性新兴产业全球价值链升级的 中介机制。
2. 政策建议
基于上述研究结论，本文得出以下三点政策建议：
第一，促进新型消费提质扩容。上文研究结论表明，新型消费可显著正向作用于战略性新兴产业全球价值链升级。据此，政府应着手扩大电子商务惠民惠企活动范围，大力整合培训、技术、信用等公共服务资源， 引导处于成长期和衰退期的企业信息化转型，培育新型消费龙头企业，促进新型消费提质扩容，驱动战略性 新兴产业全球价值链升级。其二，各行业组织应通过互联飞地、伙伴园区加强生产信息化协作和数字资源共 享，培育集聚金融、物流、咨询等服务资源的链主型平台企业，促进新型消费产品高质量供给，加速新型消费 提质扩容，为战略性新兴产业全球价值链升级注入消费活水。
第二，畅通双循环联动渠道。研究表明，新型消费能够助力双循环联动，从而加速战略性新兴产业全球 价值链升级。为此，政府及外贸企业应联合畅通双循环联动渠道，驱动战略性新兴产业全球价值链升级。其 一，政府应针对性壮大国内商品市场，以财税优惠积极引导综合实力和国际竞争力强的商品“走出去”，在逆 全球化抬头背景下强化双边经贸合作，畅通双循环联动渠道，助力战略性新兴产业全球价值链升级。其二， 外贸企业应积极把握国家信息消费试点契机，以新型销售网络体系带动生产企业“走出去”，形成前店后厂发 展模式，打造更加安全高效、内外协同的产业链和供应链体系，畅通双循环联动渠道，赋能战略性新兴产业向 全球价值链中高端升级。
第三，采取差异化战略性新兴产业全球价值链升级策略。前文述及相较于低科教水平城市与内陆城市， 新型消费更能促进高科教水平城市与沿海城市战略性新兴产业全球价值链升级。对此，各地区应实施差异 化战略性新兴产业全球价值链升级策略，综合推动战略性新兴产业全球价值链升级。高科教水平城市与沿 海城市应发挥海上交通便利、基础设施配套以及科教资源充足优势，培育涵盖服装鞋帽、日用品等领域的线 上线下直播电商基地，孵化可释放国内外新型消费潜力的网红品牌，引领辖区内商贸业态融入战略性新兴产 业，加速战略性新兴产业全球价值链升级。低科教水平城市与内陆城市应响应国家信息消费试点政策号召， 加大对本土企业品牌塑造、智能改造的支持力度，推动国潮品牌融入特色餐饮、智慧零售、休闲娱乐领域，持 续优化新型消费供给，带动战略性新兴产业全球价值链升级。
3. 局限与展望
本研究基于国家信息消费试点政策实施准自然实验，揭示了新型消费提质扩容对战略性新兴产业全球 价值链升级的净效益。研究局限与展望可归纳为以下两方面内容：其一，在战略性新兴产业全球价值链升级 衡量方面，采用出口复杂度指数的方法可能缺乏全面性和权威性，有待进一步挖掘探索。其二，已证实双循 环联动是新型消费驱动战略性新兴产业全球价值链升级的有效路径，但随着数字新基建水平的提升以及人 工智能技术的进步，国家信息消费试点政策对战略性新兴产业全球价值链升级的影响路径可能会进一步扩 展，这将成为今后相关研究的关注重点和发展方向。
