融通创新对数字全球价值链嵌入的影响

摘要：基于2012—2022年中国沪深A股上市企业数据，使用双向固定效应模型、中介效应模型，实证分析融通创新对数字全球价值链嵌入的直接影响以及新质生产力在二者间的作用机制。研究发现：融通创新会加速数字全球价值链嵌入。并且，融通创新主要通过提升新质生产力水平助力数字全球价值链嵌入。异质性分析表明，相较于成长期和衰退期的企业，融通创新对成熟期企业数字全球价值链嵌入的促进作用最显著；相较于非国有企业，融通创新更能促进国有企业数字全球价值链嵌入。据此，应开发多元主体支撑的融通创新模式，全方位提升新质生产力发展水平，实施差异化数字全球价值链嵌入战略，助力企业高质量嵌入数字全球价值链。

关键词：数字全球价值链嵌入；融通创新；新质生产力；企业生命周期

中图分类号：F740文献标识码：A文章编号：1001-148X（2024）05-0010-09

收稿日期：2024-04-28

作者简介：孙茜（1983—），女，湖北武汉人，博士研究生，副教授，研究方向：国际商务；田毕飞（1979—），男，湖北仙桃人，教授，博士生导师，研究方向：国际商务、国际投资、国际创业。

基金项目：国家社会科学基金一般项目“制度环境视角下中国对外直接投资对东道国创业的影响研究”，项目编号：19BJY015；武汉学院科研基金项目“网络基础设施建设对FDI流入的影响研究”，项目编号：JJB202403；武汉学院数字经济与地方经济发展研究中心重点项目“网络基础设施建设与FDI流入”，项目编号：SD20220004。

一、引言

数字全球价值链嵌入是全球价值链嵌入的关键组成部分，是指企业和产业链上其他主体通过数据资源链式共享方式，持续提高数字产品生产质效和数字服务供给水平，进而嵌入全球数字价值链的过程［1］，有助于我国把握国际贸易主动权、实现高水平对外开放。2022年9月，在国新办新闻发布会上，工业和信息化部表明支持企业更加深入融入全球产业链供应链价值链的立场，为数字全球价值链嵌入提供方向指引。然而，受数字产品开发不足、数字贸易摩擦频发、关键核心技术受制于人等因素影响［2］，我国数字全球价值链嵌入水平仍有待进一步提升。有鉴于此，探究提升数字全球价值链嵌入水平的驱动因素，对于中国全球价值链分工地位由低附加值向高附加值攀升、实现高水平对外开放具有现实意义。

2023年4月，工业和信息化部办公厅印发《关于组织开展2023年度大企业“发榜”中小企业“揭榜”工作通知》，明确要求“带动各地广泛开展多种形式的大中小企业融通创新对接活动，动员更多大企业和中小企业积极参与，推动形成充满活力的融通创新生态”。融通创新以科技成果转化、创新资源共享、产品价值增值为核心要义［3］，能够创新数据要素耦合重组方式，助力企业生产模式数字化重组，削弱跨区域、跨境数字贸易壁垒，推动数字全球价值链嵌入。一方面，融通创新意味着人才链、产业链、创新链、供应链的全面融通，具有产品共研、高效协同、供需对接的新优势，能够增加数字产品科技含量、附加值以及市场竞争力，助力企业嵌入数字全球价值链。另一方面，融通创新代表着资金链、数据链、服务链的有效整合，能够加快金融资源集聚和数据要素泛在连接，健全数字服务贸易网络，进而提升数字全球价值链嵌入水平。此外，融通创新是立足原创性、颠覆性创新的新型技术范式，能够催生新场景、新业态、新模式，优化传统产业生产力布局，进而培育新质生产力。新质生产力作为数字、科技、绿色三轮驱动的生产力，可全面嵌入全球生产工序升级和产业链条数字化转型过程，打破国际数字技术封锁，促进数据要素价值增值，为数字全球价值链嵌入提供有力支持。由此可推断，融通创新、新质生产力以及数字全球价值链嵌入三者存在紧密联系。因而，从理论和实证角度考察融通创新、新质生产力、数字全球价值链嵌入三者的内在机理，有助于提高数字全球价值链嵌入水平，增强中国数字产业国际竞争力。

二、文献综述

现阶段，与本研究相关的文献主要聚焦于以下三个方面：第一，融通创新的内涵及影响效应。学界普遍认为融通创新是企业和其他创新主体的新型合作创新范式，要求彻底打通创新链各环节，实现资源高度畅通和深度融合［4-5］，并且部分学者指出融通创新能够突破“卡脖子”技术难题［6］、推动传统产业升级［7］。第二，数字全球价值链嵌入的内涵及影响因素。既往研究认为数字全球价值链嵌入注重数据要素挖掘与利用，强调价值创造对象、主体、方式数字化发展，是依托数据生产要素参与国际价值创造的系列经济活动［8-9］。且部分学者发现服务贸易创新发展试点［10］、创新城市建设［11］可对数字全球价值链嵌入形成显著促进作用。第三，新质生产力的内涵、影响因素及作用效果。学界普遍认为新质生产力是科技创新主导的先进生产力，具有低能耗、低投入、低污染特征，注重原始创新和科技自立自强［12］。较多学者指出数字金融［13］、数字化转型［14］有助于加快培育新质生产力，而新质生产力可助力经济社会高质量发展［15］、产业链现代化［16］。此外，有学者发现创新能够促进新质生产力发展［17］，而数字新质生产力发展水平提升可助力全球价值链嵌入［18］，且融通创新有助于驱动企业全球价值链升级［19］。这为下文探究融通创新、新质生产力与数字全球价值链嵌入关系提供理论基础和逻辑支撑。

综合上述分析可知，尚未有文献直接探究融通创新和数字全球价值链嵌入关系，也未考虑新质生产力在其中发挥的作用机制。由此，本文选用2012—2022年中国沪深A股上市企业数据，利用双向固定效应模型和中介效应模型，实证分析融通创新对数字全球价值链嵌入的影响效应和作用机制。本文可能的边际贡献为：首先，考察融通创新对数字全球价值链嵌入的影响效应，为相关研究提供文献补充；其次，立足新质生产力视角，探究融通创新赋能数字全球价值链嵌入的作用渠道，为进一步理解融通创新、新质生产力与数字全球价值链嵌入之间的作用机理提供新思路；最后，探究融通创新影响数字全球价值链嵌入的企业生命周期阶段和产权异质性，为差异化促进数字全球价值链嵌入提供理论解释和实证依据。

三、理论分析与研究假设

（一）融通创新与数字全球价值链嵌入

融通创新能够推动数字全球价值链嵌入。一方面，融通创新能够提高数字产品生产质效，推动数字全球价值链嵌入。企业融通创新强调创新知识高效流动、创新资源协同利用，能够加强企业、科研机构、高校等创新主体之间的联系，为企业数字产品开发提供人才和智力支撑，助力数字产品高端化、品质化发展［20］，推动数字全球价值链嵌入。并且，融通创新能够依托突破性创新网络，整合企业原有数据资源，耦合重组出多种数字产品组合方式，提高数字产品多样性，推动数字全球价值链嵌入。在此过程中，企业能够逐步增强数字产品的自主生产能力，减少低端数字产品进口数量，增加高端数字产品出口数量，提升数字产品进出口上游度，进而深化数字全球价值链嵌入。此外，融通创新水平提高意味着市场创新融合顺畅程度持续提升，有利于不断强化市场创新项目合作的基础意愿。这可推动资金优势大、风险承担能力强的社会资本主动为企业数字产品创新提供资金支持，提升数字产品研发效率，为数字全球价值链嵌入注入动能。另一方面，融通创新能够增强数字服务供给水平，赋能数字全球价值链嵌入。融通创新遵循创新成果共益和风险共担原则，能够推动研发投入外包、技术租借、许可授权，助力产业链下游企业实现创新资源最优配置，缩短数字服务模式创新与升级周期，进而提升数字服务供给水平，加速数字全球价值链嵌入。同时，融通创新有利于强化相关创新主体创新价值共享、创新价值互惠、创新价值共生理念，使得部分企业的发展模式由研发单一数字产品扩展至创新升级数字服务链条，有助于提升供应链上下游企业数字服务供给水平，推动数字全球价值链嵌入。据此，提出以下研究假设：

H1：融通创新可对数字全球价值链嵌入发挥赋能效应。

（二）新质生产力的中介效应

融通创新能够提高新质生产力发展水平，进而推动数字全球价值链嵌入。一方面，融通创新可催生新型劳动者、劳动资料、劳动对象，引领新质生产力发展。其一，催生新型劳动者。作为科技创新的新型范式，融通创新主张教育开放、知识共享，能够打破知识传输、流动、获取的边界［21］，提高传统劳动者的人工智能、数据分析、数字营销、社交媒体管理技能，塑造新型劳动者，进而培育新质生产力。其二，催生新型劳动资料。融通创新具有促进多元创新主体融合的特点，能够释放创新的乘数效应，推动传统劳动资料数字化、智能化升级，助力传统产业开发安全性能好、生产效率高、经济适用性强的新型劳动工具，加快培育新质生产力。其三，催生新型劳动对象。融通创新能够强化基础研究、投产测试、产品化以及商业化之间的联系，促进劳动对象范围由自然界物质扩大到量子信息、类脑智能、新材料，优化传统产业的结构、业态以及组织，催生战略性新兴产业和未来产业，赋能新质生产力发展。另一方面，新质生产力可助力形成有效市场、提高数字贸易国际竞争力，从而推动数字全球价值链嵌入。其一，新质生产力依托全国统一大市场，能够以价格、供求机制推动企业开发数字新产品，增加企业数字产品市场份额，形成数字产业有效市场，助力数字全球价值链嵌入。并且，新质生产力意味着生产供给和消费需求的高水平对接，可助力外向型企业精准监控国内外数字消费动态和个体需求，充分挖掘数字消费潜力，扩大数字消费有效市场，进而推动数字全球价值链嵌入。其二，新质生产力具有高质量、高效能特征［22］，能够助力企业提升产品数字附加值，实现数字贸易纵向一体化、高端化发展，提高数字贸易国际竞争力，促进数字全球价值链嵌入水平进一步提升。同时，新质生产力能够促进虚拟数字平台对于外贸资源的高效配置，推动数字贸易“去中介化”发展，有效降低数字贸易中间沟通成本，提升数字贸易国际竞争力，进而深化数字全球价值链嵌入。由此，本文提出如下假设：

H2：融通创新可助力新质生产力水平提升，进而赋能数字全球价值链嵌入。

四、研究设计

（一）模型设定

为验证融通创新对数字全球价值链嵌入的影响作用，设定双向固定效应模型如下：

DGVit=δ0+δ1INNOVit+δ2Xit+μi+νt+εit（1）

式（1）中，i和t分别为企业和时间；DGVit表示因变量数字全球价值链嵌入；INNOVit指代自变量融通创新；Xit反映控制变量合集；μi和νt各自映射个体固定效应、时间固定效应；εit表征随机误差项；δ0为常数项；δ1、δ2各自表示自变量和控制变量估计系数。

进一步地，为考察新质生产力的中介作用，基于式（1），设定以下中介效应模型：

NQPit=β0+β1INNOVit+β2Xit+μi+νt+εit（2）

DGVit=κ0+κ1INNOVit+κ2NQPit+κ3Xit+μi+νt+εit（3）

式（2）、式（3）中，NQPit为表示中介变量新质生产力；β0、κ0分别为常数项；β1、κ1皆是自变量估计系数；κ2为中介变量估计系数；β2、κ3皆表示控制变量估计系数。其余变量含义同式（1）一致。

（二）变量选取与具体说明

1因变量

因变量为数字全球价值链嵌入（DGV）。数字全球价值链嵌入是全球价值链从生产端到需求端过程中各类数字增值活动的组合，以数字企业为主体，以数据资源为核心要素，以数据价值创造为主要目标，强调增强数字产品生产质效、提高数字服务供给水平。参考赵逖（2024）［23］、毛毅坚（2024）［24］的研究，采用数字产业全球价值链前向参与度、数字产业全球价值链后向参与度，对数字全球价值链嵌入展开测度。设定公式为：

GVCEfr=Z－GVCE－ZA′=Z－GVCE－SZA′+Z－GVCE－CZA′（4）

GVCEb=M－GVCE－M′=M－GVCE－SM′+M－GVCE－CM′（5）

式（4）、式（5）中，Z－GVCE－SZA′代表数字产业前向全球价值链简单参与度，M－GVCE－SM′映射数字产业后向全球价值链简单参与度；Z－GVCE－CZA′反映数字产业前向全球价值链复杂参与度，M－GVCE－CM′反映数字产业后向全球价值链复杂参与度；GVCEfr表示数字产业全球价值链前向参与度，GVCEb指代数字产业全球价值链后向参与度。由此，可进一步构建数字全球价值链嵌入程度指数计算公式如下：

GVCE=GVCEfr+GVCEb=Z－GVCE－ZA′+M－GVCE－M′（6）

式（6）中，GVCE值增大，则代表数字全球价值链嵌入水平提高。

2自变量

自变量为融通创新（INNOV）。融通创新是注重协同、高效、融合、顺畅的新型创新范式，其主体为大中小企业，具有资源共享、优势互补、成果转化、价值共创的优势。故而，参考张树含和李晓翔（2023）［25］的研究，从创新协同高效性、创新融合顺畅度两个维度选取指标，构建融通创新指标评价体系（见表1）。基于此，采用熵值法测算融通创新综合水平。

3中介变量

中介变量为新质生产力（NQP）。新质生产力是优化劳动者、劳动资料、劳动对象等要素配置结构的先进生产力质态，具有高效能、高科技、高质量特征。结合新质生产力内涵，构建新质生产力评价指标体系（见表2），并以熵值法测算新质生产力发展指数。

4控制变量

选取可能影响数字全球价值链嵌入的其他因素如下：资本密集度（CAP），采用固定资产净值与员工人数之比衡量；贸易开放度（OPEN），采用一国贸易总额占GDP比重测度；劳动力成本（LAB），使用行业劳动报酬与从业总人数之比表征；行业竞争程度（HHI），利用三分位行业的赫芬达尔指数度量；企业年龄（AGE），使用企业成立年限的自然对数刻画；企业成长能力（GROW），以营业业务增长率表征；企业规模（SIZE），采用企业期末资产总额的对数值度量。

（三）数据来源

基于数据可得性和可靠性，本文设定2012—2022年为研究期，中国沪深A股上市企业数据为研究样本。原始数据主要来源于企业年报资料公布信息、《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《国家知识产权局统计年报》《中国高技术产业统计年鉴》、国泰安数据库、中国海关数据库以及万得数据库。此外，使用下列方法筛选原始数据：一是剔除2012—2022年因经营不善被执行ST、*ST的上市企业样本；二是剔除金融行业上市企业样本，并对连续变量进行双端缩尾处理；三是以线性插值法和均值法补齐部分缺失数据。经上述数据处理步骤后，最终得到1970家上市企业的21054个样本观测值。表3报告了变量描述性统计结果。

五、实证结果分析

（一）基准回归

表4列示了双向固定效应模型对应的基准回归结果。表4列（1）检验结果表明，当不考虑个体固定效应、时间固定效应、控制变量时，融通创新的估计系数在1%水平上显著为正；表4列（2）检验结果显示，当考虑个体和时间固定效应但不加入控制变量的影响时，融通创新的估计系数略微减小，其显著性水平不发生改变；表4列（3）中，当不考虑个体固定效应和时间固定效应但加入控制变量时，融通创新的估计系数大小与显著性水平仍未产生较大改变；表4列（4）中，当同时考虑个体固定效应、时间固定效应以及控制变量时，融通创新的估计系数仍通过1%统计水平上的显著性正向检验，且模型拟合优度（R2）为0869，表明模型整体拟合优度良好。综上所述，融通创新能够对数字全球价值链嵌入发挥显著正向作用，假设H1得到验证。究其缘由，作为科技创新的重要范式，融通创新有助于单线性研发模式多线性发展，促进企业、科研机构、高校形成以价值共创为导向的协同创新体系，催生附加值高、竞争力强的数字新产品，赋能数字全球价值链嵌入。

就表4列（4）控制变量的基准回归结果而言，资本密集度、贸易开放度、企业年龄、企业成长性、企业规模对数字全球价值链嵌入的影响系数在1%水平上显著为正，表明上述控制变量对数字全球价值链嵌入的正向促进作用。而行业竞争程度影响数字全球价值链嵌入的估计系数在10%统计水平上显著为负，说明行业竞争程度越激烈，越不利于数字全球价值链嵌入。究其缘由，行业竞争程度较高的时候，可能会加剧市场份额、生产资源争夺，挤压部分实力较弱的数字创新企业生产空间，进而抑制数字全球价值链嵌入。劳动力成本作用于数字全球价值链嵌入的估计系数在5%统计水平上显著为负，表明劳动力成本会对数字全球价值链嵌入发挥显著抑制作用。细究其因，作为基本生产要素之一，劳动力成本不断上升会导致企业生产成本上涨，增加部分企业数字化转型难度，制约数字全球价值链嵌入。

（二）稳健性检验

为进一步保证研究结论的稳健性，采用剔除异常年份样本、剔除直辖市样本企业、替换解释变量估计方法的方式再次进行稳健性检验。首先，剔除异常年份样本。2020—2022年，新冠疫情制约市场资金流动、技术扩散，可能会限制融通创新水平提升。为规避异常年份企业样本对实证结果的影响，剔除2020—2022年样本数据，重新展开回归。表5列（1）结果显示，融通创新影响数字全球价值链嵌入的估计系数为正，且通过1%的显著性检验，说明融通创新推动数字全球价值链嵌入的研究结论稳健。其次，剔除直辖市样本企业。一般来说，直辖市拥有超越其他省份的资金、人才、知识、技术优势，可能会导致实证结果偏差。因此，本部分剔除位于重庆、上海、天津、北京等四个直辖市的企业样本数据，再次展开实证回归。表5列（2）结果表明，融通创新的估计系数大小和显著性未发生大幅变化，未对上文研究结论造成实质性影响，说明以上实证结果的可靠性。最后，替换解释变量估计方法。为规避实证结果的偶然性，此处将融通创新估计方法由熵值法替换为主成分分析法，再次展开实证回归。表5列（3）结果中，融通创新作用于数字全球价值链嵌入的估计系数为正，且在1%统计水平上显著，再次证明融通创新正向影响数字全球价值链嵌入的研究结论可靠。

（三）内生性问题处理

融通创新可以提高数字产品研发效率，助力企业完成数字全球价值链嵌入；反之，数字全球价值链嵌入可助力企业提高国际贸易定价议价能力，实现产业链由低端加工向高端研发转变，有助于提高国内融通创新水平。为排除上述反向因果导致的内生性问题，本部分采用工具变量法进行内生性检验。选取融通创新滞后一期和融通创新滞后二期作为融通创新的工具变量，并通过两阶段最小二乘法（2SLS）验证融通创新对数字全球价值链嵌入的影响。工具变量选取的合理性在于：一方面，前期的融通创新活动能够极大提升企业创造、使用、转让创新成果的能力，为当期融通创新奠定良好基础，满足相关性要求。另一方面，前期的融通创新活动无法对当期数字全球价值链嵌入水平产生直接影响，满足外生性要求。表6列（1）和列（3）中，融通创新滞后一期和融通创新滞后二期影响融通创新的估计系数均为正，且通过1%显著性检验，这说明融通创新滞后一期和融通创新滞后二期能够显著促进融通创新。表6列（2）和列（4）中，KP-LM检验统计量、Cragg-DonaldWaldF检验值显著拒绝“工具变量不可识别”“弱工具变量”的原假设，且HansenJ统计量P值表明不存在过度识别问题。综上，融通创新滞后一期和融通创新滞后二期两个工具变量选取具有合理性。此外，表6列（2）和列（4）中，融通创新影响数字全球价值链嵌入的估计系数为正，且通过1%的显著性检验，再次验证融通创新对数字全球价值链嵌入的促进作用，证实上文基准回归结果稳健。

（四）中介效应检验

表7展示了融通创新对数字全球价值链嵌入的中介效应回归结果。表7列（1）数据显示，融通创新对新质生产力影响的估计系数（0352）在1%水平上显著，说明融通创新可助力新质生产力发展。表7列（2）结果显示，新质生产力影响数字全球价值链嵌入的估计系数为正，且在5%统计水平上显著，证明新质生产力能够显著促进数字全球价值链嵌入。综上所述，融通创新能够通过助力新质生产力，赋能数字全球价值链嵌入，假设H2得证。究其缘由，融通创新能够缩短资源持有者和创新主体之间的距离，增加中小企业创新资源获得性，提高创新体系整体效能，加速新质生产力发展。进一步地，新质生产力水平提升能够为企业数字产品生产提供数据和算力支撑，助力企业提高数字产品研发效率，赋能数字全球价值链嵌入。

（五）异质性检验

1基于企业生命周期特征的异质性分组检验

受财务实力、技术水平、市场地位的差异化影响，融通创新可能会对不同生命周期企业数字全球价值链嵌入产生异质性效应。本文利用现金流组合法将企业生命周期划为成长期、成熟期、衰退期三种，分析融通创新对不同生命周期阶段企业数字全球价值链嵌入的异质性影响，具体结果见表8。表8列（1）—列（3）检验结果表明，融通创新影响成长期、成熟期、衰退期企业数字全球价值链嵌入的估计系数分别为0655、0969、0439，且至少通过10%水平上的显著性检验。这说明融通创新能够正向影响企业数字全球价值链嵌入，但对成熟期企业的作用最大。究其缘由，一般来说，成长期企业虽拥有较高融通创新意愿，但受到经营规模较小、内源资金不足的限制，在开辟新产品过程中容易遇到创新链资金断流风险，使得融通创新水平有限，对数字全球价值链嵌入的赋能作用相对较弱；成熟期企业在资金结构、市场份额、盈利模式方面具有突出优势，更能发挥创新蓄水池效应，挖掘自身融通创新潜力，进而推动数字全球价值链嵌入；衰退期企业出于自身实力考虑，更加关注日常经营中已盈利的业务价值链，较少通过融通创新开辟数字新产品、新业务范围，对数字全球价值链嵌入的促进作用不强。

2基于企业产权性质的异质性分组检验

根据企业所有权性质将总样本划分为国有企业组和非国有企业组，展开融通创新影响企业数字全球价值链嵌入的企业产权性质异质性检验，具体检验结果如表9所示，由表9结果可见，无论是对国有企业还是非国有企业，融通创新的影响系数至少通过5%显著水平上的正向检验，证实融通创新能够显著驱动企业数字全球价值链嵌入。详细对比系数大小而言，国有企业组融通创新的估计系数（0950）大于非国有企业（0813）。这说明相较于非国有企业，融通创新对国有企业数字全球价值链嵌入的驱动作用更大。细究其因，相较于非国有企业，国有企业数字产品研发资金充足、销售渠道多样化，更能实现产业链数字化转型，推动数字全球价值链嵌入。

六、结论与政策建议

融通创新是促进企业技术优势互补、创新资源共享的重要举措，有助于增加企业产品附加值、优化企业经营模式，对推动数字全球价值链嵌入具有重要意义。本文以中国沪深A股上市企业为研究样本，设定2012—2022年为研究区间，采用双向固定效应模型探究融通创新对数字全球价值链嵌入的影响，并利用中介效应模型从新质生产力视角研究二者的影响机制。主要结论如下：（1）融通创新能够推动数字全球价值链嵌入。（2）融通创新能够通过助力新质生产力发展，进而加快数字全球价值链嵌入。（3）相较于成长期和衰退期企业，融通创新对成熟期企业数字全球价值链嵌入的促进作用更明显；相较于非国有企业，融通创新更能促进国有企业数字全球价值链嵌入。

依据以上研究结论，提出如下政策建议：

第一，开发多元主体支撑的融通创新模式。由前文实证结果可知，融通创新能够推动数字全球价值链嵌入。据此，政府、科研机构以及企业应共同开发融通创新模式，从资金链、人才链、数据链综合提高融通创新水平，推动数字全球价值链嵌入。其一，政府应鼓励金融机构开发融通创新资金支持项目，为融通创新企业定制保险、存储、信贷等金融产品，引导各类基金加大组合式联动投资，为企业提供资金链支撑，推动数字全球价值链嵌入。其二，科研机构应利用公共知识和共性技术打造专业化、开放式培训平台，充分发挥教育的知识溢出效应，促进科研人才集聚，为中小型融通创新企业提供人才链支持，全面提升企业融通创新能力，赋能数字全球价值链嵌入。其三，企业应开发“小快轻准”的低成本数字产品设计方案和场景，减少数据采集、数据利用、数据存储在数字产品开发中的支出，为自身企业融通创新提供数据链支持，赋能企业全球价值链升级。

第二，全方位提升新质生产力发展水平。由前文分析可知，融通创新能够通过助力新质生产力发展，进而加快数字全球价值链嵌入。据此，企业应从科技创新、产业升级、绿色发展等领域全方位提升新质生产力发展水平，促进数字全球价值链嵌入。其一，企业应积极寻求创新资本合作，拓宽科研融资渠道，提高科技创新产出效率，力争自主知识产权，抢先进入高新技术行业，为新质生产力发展注入动能，赋能数字全球价值链嵌入。其二，企业应抓住产业转型升级时机，打造产供销一体化链条，综合提升产业链效能，催生新质生产力，推动数字全球价值链嵌入。其三，企业应引进清洁能源、节能环保技术，实现生产、存储、流通、消费环节的绿色发展，促进经济发展和环境保护相协调，以此释放内部绿色生产力，培育新质生产力，加快实现数字全球价值链嵌入。

第三，实施差异化数字全球价值链嵌入战略。由前文分析可知，融通创新对数字全球价值链嵌入的促进作用存在企业生命周期特征和产权性质异质性。据此，企业应实施差异化数字全球价值链嵌入战略，综合释放自身融通创新潜力，赋能数字全球价值链嵌入。就不同生命周期企业而言，成长期和衰退期企业应审视各经营环节的创新薄弱点，依托高质量科技产业集群和国家高新技术产业开发区建设机遇，开发创新价值增长极，弥补、升级自身创新链，增强融通创新能力，赋能数字全球价值链嵌入。成熟期企业应利用自身强劲的综合实力，增强创新供给方、创新消费方及创新产品关联度，以此延长设计、生产、管理和服务环节的创新链长度，提升自身融通创新能力，推动数字全球价值链嵌入。就企业产权性质而言，国有企业应始终遵循市场导向型原则，加大市场营销力度，提高内部科研成果的经济效益转化率，打造从研发至销售的创新产品实现链条，进而增强融通创新能力，深化数字全球价值链嵌入程度。非国有企业应创新盈利经营模式，增加创新资金和资源投入，提高自主创新能力和外部创新合作水平，实现融通创新，从而强化数字全球价值链嵌入。

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TheImpactofCo-innovationonDigitalGlobalValueChainEmbedding

——AnalysisoftheMechanismofActionbasedonNewQualityProductivity

SUNQian1，2，TIANBifei1

（1.SchoolofBusinessAdministration，ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw，Wuhan430073，China;

2SchoolofFinanceandEconomics，WuhanCollege，Wuhan430212，China）

Abstract：BasedonthedataofChina’sShanghaiandShenzhenA-sharelistedenterprisesfrom2012to2022，thisstudyusesatwo-wayfixedeffectsmodelandamediation effectmodeltoempiricallyanalyzesthedirectimpactofco-innovationondigitalglobalvaluechainembedding，aswellasthemechanismoftheroleofnewqualityproductivitybetweenthetwo.Itisfoundthatco-innovationwillacceleratedigitalglobalvaluechainembedding，andthisconclusionisstillvalidafteraseriesofrobustnessandendogeneitytests.Moreover，co-innovationmainlycontributestotheembeddingofdigitalglobalvaluechainsbyimprovingthelevelofnewqualityproductivity.Heterogeneityanalysisshowsthat，comparedwithenterprisesingrowthanddeclinestages，co-innovationhasthemostsignificantpromotingeffectondigitalglobalvaluechainembeddingofmatureenterprises.Comparedwithnon-state-ownedenterprises，co-innovationcanpromotethedigitalglobalvaluechainembeddingofstate-ownedenterprises.Therefore，weshoulddevelopco-innovationmodelsupportedbymultipleentities，comprehensivelyimprovethedevelopmentlevelofnewqualityproductivity，implementdifferentiateddigitalglobalvaluechainembeddingstrategy，soastohelpenterprisestoembeddigitalglobalvaluechainwithhighquality.

Keywords：digitalglobalvaluechainembedding;co-innovation;newqualityproductivity;enterpriselifecycle

（责任编辑：赵春江）