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1、第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EeOnOmiCSUrVey创新型城市建设能够深化数字全球价值链参与水平吗？陈苗”(1.南京邮电大学科技处，江苏南京210000;2.河海大学马克思主义学院，江苏南京210000)摘要:将创新型城市建设视为一项“准自然实验，基于2008-2021年中国272个地级及以上城市面板数据，应用多时点双重差分模型考察创新型城市建设对数字全球价值链参与的影响.研究发现:整体来看，创新型城市建设可提升数字全球价值链参与水平,这一结果在经过一系列稳健性检验后依然成立.异质性检验结果表明，创新型城市建设对中小规模、沿海区域及低市场
2、化程度城市参与数字全球价值链的作用效果更为显著.作用机制检验结果表明，创新型城市建设主要通过缓解要素结构错配、前沿数字技术追赶以及服务贸易结构升级对数字全球价值链参与产生推动作用.基于上述结论，提出全面深化创新型城市战略点布局、推动城际数字经济联动格局建设、统筹构建城际数据统一要素市场的政策建议，为高水平建设创新型城市，提升国际数字价值链地位提供新思路.关键词：创新型城市建设；数字全球价值链；数据要素；知识产权示范城市；多时点双重差分模型基金项目:2020年江苏高校哲学社会科学研究项目(2020SJA0115);2021年南京邮电大学党建与思想政治教育研究重点项目课题(XC2021002)作者
3、简介：陈苗(1980),女，汉，江苏涟水人，河海大学博士研究生，南京邮电大学副研究员，主要从事数字经济、全球价值链与社会治理研究。中图分类号:F741文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)05-0073-13收稿日期:2023-06-0988888888888888888888888888888888888888888888888888一、问题的提出改革开放以来，中国依托对外开放发展、经济体制改革、工业体系重塑红利，形成了面向全球的贸易、生产、投资、融资与服务网络,实现了全球产业链初步融入。数字经济时代,数据要素广泛融入社会生产生活，深刻改变了生产生活方式和社会治理模式，推动了
4、全球经济发展及社会结构的根本性变化。这一背景下，大数据、云计算及人工智能等新兴数字技术的不断发展与应用，有效助力数据要素持续嵌入全球产业链，赋能国际经济合作形式逐步由全球产业链形态重塑为数字全球价值链业态。所谓数字全球价值链(简称数字GVC),是指基于信息通信技术，以实现数字产品或服务价值为目的，连接生产、销售、回收等节点组织的全球性网络。党的二十大报告强调，要深度参与全球产业分工和合作，维护多元稳定的国际经济格局和经贸关系。同时，中国人口红利消退等问题逐渐显露，中美技术脱钩、全球要素分配布局调整的外部环境波动愈加明显。因此，中国必须转变经济发展模式,摆脱全球产业链低端锁定，深度嵌入数字全球价
5、值链。在诸多制度安排中，创新型城市试点政策凭借修正创新外部性、要素市场化分配等典型特征，成为深入实施创新驱动发展战略的重要政策抓手02008年，国家发展和改革委员会立足创新驱动战略提出创新型城市建设规划，要求以城市为试点单位，系统推进重大创新平台建设，形成数量众多的创新增长极，为中国深度参与数字全球价值链提供制度支持。随后，党的二十大报告指出，加快实施一批具有战略性全局性前瞻性的国家重大科技项目，增强自主创新能力，充分强调创新对中国深化数字全球价值链参与的重要性。那么，作为国家深化创新驱动战略的先行区，创新型城市建设能否成为深化数字全球价值链参与水平的动力源泉？厘清这一问题,对中国在新发展阶段
6、把握全球动态变化局势、谋求产业结构升级与深度嵌入全球价值链具有重要现实意义。二、文献述评学界已就创新型城市建设的经济效应展开了深入的研究，得到了丰富结论。第一,创新型城市建设能够提升企业创新能力。创新型城市建设在微观层面能够发挥政策激励效应与产业集聚效应,促进企业创新“增量提质（杨仁发等,2020;郭丰等,2021）;在中观层面能够通过优化创新环境、促进人才集聚,助力区域创新提质增效（李政等,2019;崔新蕾等,2022）;在宏观层面可提升企业主体创新水平和优化城市产业集聚方向，推动国家创新“提档升级（王翔翔等，2023）。第二,创新型城市建设能够助推产业发展。创新型城市建设充分推动创新资源集
7、聚，借由技术融合赋能传统产业实现高端、智能、数字转型,驱动产业结构转型（胡兆廉等,2020）。同时，国家创新型城市建设亦可通过数字产业化形成经济新业态，助力产业结构升级（陈晓东等，2021）.第三,创新型城市建设能够促进经济社会发展。国家创新型城市建设促进生产结构绿色转型（郭丰等，2021）、高端产业集聚（陈晨等,2020）,助力经济实现高质量发展。当然,也有学者指出创新型城市建设利于提升城市创业活跃度（白俊红等,2022）,提高碳排放效率（杜传忠等，2022）.另外，学界围绕全球价值链参与的影响因素及积极作用开展探讨，为本研究提供了一定思路借鉴。在全球价值链参与的影响因素方面，数字技术驱动成
8、本节约效应、出口增值效应以及产业赋能效应协同重塑全球价值链的分工形态与分工地位（阳镇等，2022;李嘉美，2021;高运胜等，2021）.数字基础设施建设（何维达等，2022;王磊等,2022;丁文喻等，2022）以及企业数字转型（陶章等,2022;吴莹,2022）均可促进全球价值链地位提升同时,外源性技术进步和内生性技术进步为嵌入全球生产体系创造技术支撑，能够推动中国深度嵌入全球价值链（杨蕙馨等，2020;葛海燕等,2021）.全球价值链参与的积极作用方面，多位学者围绕全球价值链参与在不同领域的积极作用展开深入研究O例如，Meng等（2022）使用随机前沿分析法研究表明，全球价值链嵌入可提升
9、中国创新效率ONdubuisi等（2023）分析得知，全球价值链参与可通过知识溢出和技术转移提升生产效率。此外，亦有学者研究表明全球价值链参与可调节劳动收入份额（高运胜等，2021）,减少环境污染（余泳泽等,2022）需要指出的是，数字全球价值链作为数字经济时代的新兴概念，相关文献数量相对偏少o仅有部分学者围绕数字全球价值链参与水平及作用功能展开初步研究。如He等（2022）基于世界投入产出表从投入-产出角度构建了一个数字全球价值链参与测量框架，得出了各国数字全球价值链参与程度逐渐加深的结论。另外,部分学者强调参与数字全球价值链可充分发挥数字经济支持效应，有利于增强产业经济韧性（杜直前,202
10、3）,减少企业产出波动（张鹏杨等,2022）。梳理相关研究发现，既有研究仍然存在以下拓展空间：较少研究关注创新型城市建设这一渐进式改革对数字全球价值链参与的驱动作用.创新型城市试点政策是创新发展的核心抓手，创新示范和经验推广助力区域实现经济结构转型，获取全球竞争优势。另外，数字全球价值链是数字技术在全球经济活动、产业互动中渗透与融合的直接产物，探讨如何深度参与数字全球价值链，是当下学界关注的热点问题.显然，创新型城市建设能否促使中国深度参与数字全球价值链，正成为相关治理政策实施效果检验的重要指标之一。因此，本文重点关注的是：创新型城市建设能否深化中国数字全球价值链参与？其背后的作用机制如何？不
11、同类型创新型城市的驱动效应是否有所差异？本文通过构建多时点双重差分模型，以揭示创新型城市试点工作的推进对中国数字全球价值链参与的影响。本文的边际贡献在于：第一,利用创新型城市设立为准自然实验，构建多时点双重差分模型检验创新型城市建设对数字全球价值链参与的净效应，为中国创新驱动战略实施与重塑全球价值网络地位提供全新经验证据.第二，在明确创新型城市对数字全球价值链参与的影响效应以后，进一步剖析不同城市特征下的作用效果差异，为地方政府创新施策提供理论参照O第三，深度剖析创新型城市建设对数字全球价值链参与的作用机制，为政府部门、企业部门深度参与数字全球价值链提供经验借鉴。三、制度背景与理论机制（一）制
12、度背景长期以来，在外部技术封锁、贸易壁垒频设以及内部产品附加价值偏低等多重因素影响下，中国在国际价值链中的分工地位并未得到充分提升,甚至一度陷入低端锁定困局（李勃昕等,2023）。为突破这一发展阻碍，中共中央、国务院在2006年1月做出关于实施科技规划纲要增强自主创新能力的决定，确立提高自主创新能力，建设创新型国家的基础战略.随后，我国政府着手推进国家创新型城市试点政策实施，为全国创新发展树立新标杆.2008年,经国家发展和改革委员会（下称国家发改委）批准，深圳成为全国首家以城市为单元的国家自主创新示范区，是第一批首个创新型试点城市。2010年1月，国家发改委扩大试点范围,再将唐山、包头、厦门
13、等24个城市（区）纳入创新型城市建设试点同年4月，国家发改委再次批复昆明、福州、西宁等15个城市成为创新型城市建设试点。2011年4月，国家发改委在创新型城市试点中再次加入6个城市,包括呼和浩特、秦皇岛、连云港、镇江及长春、洛阳。随后,南通、郑州、乌鲁木齐3个城市在2012年亦被纳入创新型城市试点范围。2013年,杭州、青岛等12个城市成为第六批创新型试点城市巴2018年4月，涵括吉林、佛山、芜湖在内的17个城市获批成为国家创新型城市建设试点。2022年1月，科技部印发关于支持新一批城市开展创新型城市建设的通知，支持保定、长治、柳州等25个城市成为创新型试点。截至2023年1月，全国共有103
14、个城市（区）纳入创新型城市试点名单。依据中国科学技术信息研究所发布的国家创新型城市创新能力评价报告2022，103个创新型城市试点汇聚全国85%的研究与试验发展（R&D）经费投入和72%的地方财政科技投入，培育全国85%的高新技术企业，为创新驱动发展注入强劲动力。（二）理论机制1 .创新型城市建设通过缓解要素结构错配深化数字全球价值链参与水平一直以来，受区域政策壁垒、企业市场垄断等诸多因素影响，城市之间要素资源存在结构错配现象（刘小玲等,2022）,导致资源大幅浪费、机会成本增加等问题,阻碍城市深度参与数字全球价值链。创新型城市建设通过缓解要素结构错配现象，为深化数字全球价值链参与水平筑牢要素
15、基石.一方面，缓解金融资源错配，为城市深度参与数字全球价值链提供金融支持。考虑到市场机制干扰,数字全球价值链参与过程中往往具有投入规模较大、回报周期偏长、投资收益波动显著等高风险特点，以至于金融机构对数字产业活动产生排斥（阳镇等，2022）,难为数字全球价值链参与提供金融支撑。创新型试点城市以政策高度向金融市场释放创新服务导向信号，助力金融服务机构与数字经济产业高效对接，充分降低数字经济产业融资门槛O政府在创新型城市建设过程中，通过财政部门实施资金补助、财税免除、低息贷款等多种方式,为城市深度参与数字全球价值链提供金融支持o另一方面，缓解人才资源错配，为城市深度参与数字全球价值链提供人才基础。
16、国家创新型试点城市建设过程中的政策内容重点强调创新人才队伍建设，致力于推动创新人才发展体制及人才吸引政策落地、打造高端人才链。具体来说，创新型城市建设往往伴随人才引进配套制度，通过给予数字领域高层次人才、领军人才、创业人才、科技创新团队扶持和奖励，吸引数字技术人才入驻。人才链同创新链、产业链深度融合的多链融合优势助力实现高水平科技供给与高质量发展，提升产品附加值，有效赋能价值链向高端延伸，推动城市深度参与数字全球价值链。2 .创新型城市建设通过前沿数字技术追赶深化数字全球价值链参与水平迈入数字经济时代，数字领域前沿技术已然成为驱动当下社会经济结构变革的关键支撑,亦是全球价值链中“链主国家占据核
17、心位置的重点抓手（张营营等,2023）。此背景下，“链主国家会通过技术垄断与排斥，限制其他国家进入全球价值链，对中国深度嵌入数字全球价值链产生阻碍。一方面，创新型城市建设通过构建创新服务平台、搭建创新联合平台，助力区域实现前沿数字技术追赶，辅助各产业行业在全球数字领域获取技术竞争优势，为深化数字全球价值链参与水平夯实技术基础。创新型城市建设的核心内容之一即是推进创新基地、服务平台构建,通过提供数字前沿技术创新咨询、研究、开发、设计、交易等全流程服务,提升高技术产品出口复杂度，进一步赋能数字全球价值链深度嵌入。同时，创新型城市建设过程中亦会推进技术成果转化平台建设，加速前沿技术应用至实际生产活动
18、、技术装备，为前沿数字技术追赶蓄力加速。另一方面，创新型城市建设通过构建创新联合平台实现前沿数字技术追赶，促进数字全球价值链深度融入。创新型城市联动建构创新联合平台，能够协同内外产业、学院、研究机构共同攻关数字领域卡脖子”技术壁垒（李政等，2019）,深度掌握前沿数字技术。另外，企业亦可凭借创新联合平台知识溢出与技术扩散效应，助推自身向价值链上游附加值更高的技术创新环节攀升，持续提升城市内部前沿数字技术水平，为数字全球价值链深度参与筑牢技术基础o3 .创新型城市建设通过推动服务贸易结构升级深化数字全球价值链参与水平在新一轮产业革命加速发展与全球价值链深刻调整背景下，服务贸易结构转型升级通过培育
19、服务贸易新兴业态、改造传统服务贸易形态，打造全球产业竞争新优势，成为深度嵌入数字全球价值链的必然路径。创新型城市建设始终是以创新驱动发展作为主线，通过赋能服务贸易结构转型升级推动城市深度参与数字全球价值链。一方面，服务外包高端化转型。随着建设进程不断加快，创新型试点城市逐步将重点聚焦于数字经济领域,通过云计算、大数据、物联网、人工智能等新兴技术综合应用,创新打造众包、云外包、平台分包等新业态新模式，切实推进服务外包数字化、高端化转型,助力城市参与数字全球价值链程度深化。另一方面，服务贸易高质量升级.伴随创新型试点城市建设深度不断提升，城市内部部分服务贸易产品可应用数字技术助力服务贸易向高技术、
20、高附加值、高品质、高效益转型升级，进一步促进城市数字全球价值链深度嵌入。此外,创新型城市建设也会持续催生诸如数字金融、数字文化、数字旅游、远程医疗等新型服务贸易产品，助力服务贸易由规模速度型向质量效益型转型升级，以此赋能城市深度嵌入数字全球价值链。由此可知，创新型城市建设通过推动服务贸易结构升级，提高数字全球价值链参与水平。四、研究设计（一）双重差分模型设定考虑到创新型城市试点获批时间存在明显差异，本文借鉴纪祥裕等（2021）的研究，构建多时点双重差分模型展开研究，具体模型如式（D所示：DGVC%Pir9E（1）式中Q-GVeit表示第i个城市第t年的数字全球价值链嵌入程度;Pig是设立创新型
21、城市的虚拟变量；Control,表示系列控制变量集合J为控制变量个数；,为城市固定效应;凡为时间固定效应；部为随机扰动项；a。表示截距项；ai代表创新型城市建设前后的双重差分估计量，反映试点前后对数字全球价值链参与的影响。（二）变量设定被解释变量：数字全球价值链参与（D-GVC）。在研究全球价值链参与时，使用全球价值链相对位置指数相对科学（侯俊军等，2023）。研究沿袭这一思路，使用数字经济产业前向生产长度与后向生产长度的比值测算样本城市数字全球价值链相对位置指数，研判各城市数字全球价值链参与水平，具体公式如下：D-GVCjdos =Pl.tGVCPL, JhGlC式中，PL-D-GVC代表城
22、市数字全球价值链上游度，表示数字全球价值链中生产端至需求端的距离;PLy-D-GVC表征城市数字全球价值链下游度，表示数字全球价值链中消费端至投入端的距离。数字全球价值链相对位置指数代表该城市数字经济产业在生产链中的相对位置，数值越大代表该城市在数字全球价值链中所处位置愈高.考虑到各国数字经济产业界定差异，本研究借鉴Chor等（2021）的处理方式，以联合国统计数据库中的HS产品编码与ISlC3.0为基准,将中国海关数字经济产业的相关数据对应至WloD数据库，测算各城市数字经济产业出口规模。进一步地，构建各城市数字全球价值链相对位置指数计算公式：D-GVCit=、D-GVJposit其中,X”
23、代表第i个城市t年数字经济产业出口规模N代表数字经济产业总出口规模，D-GVC_p。SR是第i个城市t年的数字全球价值链相对位置,D-GVC表示第i个城市t年数字全球价值链参与水平。解释变量：创新型城市建设（Pic）。创新型城市建设属于政府分时、分段批复的一项政策准实验，故该变量设定时需考虑动态变化。具体而言,研究将创新型城市试点设置为1,非试点城市设置为0；将政策实施前时间设置为0；实施后设置为1。由此,若某个城市当年及以后获批为创新型城市，Pic设定为1,反之即为0。控制变量。为避免其他因素对研究结论产生干扰,结合既有研究（霍春辉等，2023;陈卫民等，2023）,控制如下变量：（1）新型
24、数字基础设施（Dine）新型数字基础设施是推动数字贸易发展的根基，也是决定中国参与数字全球价值链的基础。使用信息基础设施、融合基础设施、创新基础设施的固定资产投资总量对数进行衡量。（2）数字贸易规则（DtrS）。数字贸易规则可能导致中国面临监管准则差异、市场准入分歧，限制中国参与数字全球价值链。借鉴侯俊军（2023）的研究思路,是否签订数字贸易规则（存在赋值为1,否则为0）、数字贸易规则水平广度（存在赋值为1,否则为0）,数字贸易规则垂直深度（无法律可执行性赋值为1,存在部分法律可执行性、部分不可执行赋值为2,全部具有法律可执行性赋值为3）,将最终得分加总视为数字贸易规则指数。（3）数字市场竞
25、争（Cdmt）0数字市场竞争程度愈加激烈，表征中国数字市场创新活跃程度越高，可借助市场优势推动中国深度参与全球数字价值链。本文采用赫芬达尔指数来表示，具体是将对应年份数字经济产业所占市场份额的平方和进行加总。（4）数字服务贸易（DSte）。数字服务贸易是数字技术与服务贸易融合产生的新业态新模式，是中国参与数字全球价值链的重要参考指标。本文采用数字服务贸易进出口总额来表示。（5）创新人才跨国流动（Cbit）。创新人才流动越频繁，国家可借助全球创新网络实现知识转移、技术共享，助推该国深度嵌入数字全球价值链。结合郑江淮等（2023）的研究，使用18个技术行业创新人才流入、流出数量之和的对数表示。（6
26、）城市技术进步（UtPS）。技术进步作为推动经济增长、产品创新的核心动力，能够推动数字全球价值链深度嵌入。结合何雅兴等（2022）的研究，使用城市全要素生产率表示。（7）工业机器人应用密度（Irad）。工业机器人广泛应用不仅可以替代人类工作岗位，也可促进全球范围内的生产组织方式与经营管理模式变革，对数字全球价值链的动态演化具有显著影响。借鉴黄亮雄等（2023）的研究.使用工业机器人存量与工业就业人数的比值对数测度。（三）样本选取与数据来源2008年6月，深圳正式成为首个创新型城市试点;2022年1月，保定、长治、柳州等25个城市成为当下最后一批创新型城市试点。考虑到2022年后设立的创新型试点
27、城市效应显现滞后性,本文将样本区间设定为2008-2021年。由于创新型试点政策是以城市为基本单元，本文选取中国地级及以上城市作为本文研究样本，剔除2022年后的25个入选城市后，最终剩余272个城市作为研究样本。数据主要来自历年中国统计年鉴中国城市统计年鉴中国财政统计年鉴，以及数字中国发展报告（2022年）数字经济及其核心产业统计分类（2021）。部分数据来自经济合作与发展组织（OECD）、中国研究数据服务平台（CNRDS）、世界投入产出数据库（WIoD）、全球价值链数据库（GVCD）、欧盟数字经济与社会指数（DESI）以及WIOD-SEA数据库。另外，在测度各城市数字全球价值链参与时涉及城
28、市层面数字经济产业面板数据，这一部分数据主要来自中国城市数字经济指数中国城市数字经济发展报告20222022中国数字经济发展研究报告。部分年份缺失的指标数据，采用线性插值法进行合理补充。五、模型结果分析与讨论（一）平行趋势检验平行趋势是使用双重差分模型的必要前提.强调处理组、对照组城市在政策实施之前具有一致性变化趋势。若创新型城市建设之前处理组、对照组的数字全球价值链参与水平有明显差异，则模型无法通过平行趋势检验，研究结果不具备稳健性。为此，研究通过构建“前三、当期、后三”共计7个年份的虚拟变量（PoSt-3、Post-2,fbst,也火出式、IW、IW）,将其同是否仓!1新型城市的虚拟变量结
29、合构成交互项。在此基础上，使用式（1）进行回归，得到表Io表1平行趋势检验结果(1)(2)(3)(4)(5)PicxRost3-0.0755-0.0529-0.0449-0.00380.0038(0.054)(0.099)(0.036)(0.012)(0.015)PicxPosr2-0.0423-0.0058-0.0132-0.07550.0042(0.035)(0.023)(0.024)(0.024)(0.015)PicPosf,-0.0128-0.0069-0.0108-0.04230.0082(0.013)(0.063)(0.014)(0.013)(0.017)Picxftjst0-0.
30、00030.00710.00210.00930.0135,(0.024)(0.028)(0.026)(0.027)(0.019)Picxftjst10.0249E0.0266*0.03570.0435,(0.005)(0.007)(0.007)(0.019)续表(1)(2)(3)(4)(5),0.0489”.PiCXR)St7(0.007)0.05280.0582(0.056)(0.019)PiCXft)St30.0535,*0.0594“*(0.043)(0.018)控制变量NoNoNoN380838083808R20.1580.1690.178NoYes380838080.1810.199
31、注：*、*、*依次表示在10%、5%及1$水平显著，括号内为标准误。下表同。观察表1数据可知，PicxPostPiCXR)St及PiCXPbSt一的回归结果均不显著，表明在获批成为创新型城市之前，处理组、对照组的数字全球价值链参与趋势并无明显差异，即通过双重差分法的平行趋势检验。另外，表1歹U(I)-(4)的PiCXPoSto系数亦不显著，可能原因在于创新型城市建设的政策效应显现具有时滞性。此外，PicXPost；PiCXROStf及PiCXPbSt3的系数均在1$水平显著，且数值呈现增长态势，表明创新型城市建设对数字全球价值链参与的推动效应处于持续增长态势。(二)基准回归结果为检验创新型城市
32、建设对数字全球价值链参与的景乡响，使用式(1)进行基准回归，得到表2。其中，列(1)为未加入控制变量的情况下创新型城市建设对数字全球价值链参与的影响。歹!1(1)结果显示，创新型城市建设的系数为0.0525,在1*显著性水平下显著为正，表明创新型城市建设可深化数字全球价值链参与水平。这是因为，创新型城市建设可以在一定程度上获取更多要素资源，支撑城市内部产业、企业开展数字前沿技术创新活动，为中国深化数字全球价值链参与水平夯实技术基础。同时，创新型城市建设也会调整区域发展机制，跟随数字经济发展态势进行超前布局，有力支撑中国参与数字经济全球价值链。随后，逐一加入控制变量,结果如表2列(2)-(8)所
33、示，创新型城市变量系数值虽有所变动，但其始终在1$显著性水平下显著为正，表明创新型城市建设可提升数字全球价值链参与水平。表2基准回归结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Pic005250.05340.0539,*0.05450.05830.05910.05940.0897(0.011)(0.008)(0.008)(0.008)(0.012)(0.008)(0.009)(0.010)0.03390.0314m0.0306-0.0298“0.0284w0.0217,m,0.0245-(0.009)(0.010)(0.011)(0.014)(0.011)(0.014)(0.085)D
34、trs0.0284”0.0276w0.0269,0.027300.0204”0.0195,(0.010)(0.009)(0.012)(0.009)(0.010)(0.009)0.0172*0.0164X0.0155”0.013300.0147”(0.011)(0.013)(0.008)(0.009)(0.008)0.06550.042200.0532,0.0317m(0.039)(0.021)(0.009)(0.005)Cbit0.03110.030400.0324”(0.007)(0.008)(0.012)Utps0.0277,*(0.015)0.0315(0.014)Irad0.0351(
35、0.012)N38083808380838083808380838083808R20.2770.2890.2820.2830.2840.2810.2790.281注：所有回归过程均控制城市固定效应与年份固定效应。(三)稳健性检验1 .替换被解释变量衡量方式为缓解变量测度方式的局限性对研究结果产生影响，我们尝试替换被解释变量测度方式，检验结论稳健性。第一.使用uI-DVARm方法替代测算数字全球价值链位置。在测算企业全球价值链位置时，Kee等(2016)提出使用出口企业国内增加值率(DVAR)的方法，而I-DVAR可以用于衡量企业全球价值链位置(张78鹏杨等,2022）0为此，本研究使用数字经济
36、企业uI-DVAR替换数字全球价值链参与的衡量方式.重新进行回归，结果见表3列（1）。第二，使用“中间品贸易数据”替代测算数字全球价值链位置。具体而言，使用全国数字中间品投入乘以各城市进出口额占全国贸易总额的比重估算数字中间品投入价值。应用数字中间品投入进口总价值在城市增加值的占比测度数字全球价值链参与程度，结果见表3歹（J（2）。第三。使用“数字企业出口的国外增加值”替换测算数字全球价值链位置。借鉴沈国兵等（2023）的研究.采用数字企业出口的国外增加值部分用以衡量数字全球价值链嵌入度,具体使用城市数字企业加工贸易总额与一般贸易中间品进口总额之和除以城市数字企业进出口总额进行测算.结果见表3
37、歹IJ（3）。依据列（1）-（3）结果显示,在更换数字全球价值链衡量方式以后.创新型城市变量均在1$显著性水平下显著为正,表明研究结论较为稳健。表3更换被解释变量衡量方式与更改实验组时间范围的稳健性回归结果更换被解释变量更改实睑组范围(1)(2)(3)(4)(5)1-DVARXD-GVCItdxD-GVCEabdxD-GVCD-GVCD-GVC0.0219o0.09220.2142Pic(0.004)(0.003)(0.054)0.0544*Picl(0.012)0.0572Pic2(0.009)控制变量YesYesYesYesYesN38083808380838083808R20.1690.
38、3130.7690.2550.2762 .更改实验组时间范围2008年，国家发改委仅批准深圳作为创新型城市试点。2010年，创新型城市数量陡然上升至39个。为此，将政策冲击年份设置为2010年。需要指出的是，第六批创新型城市数量在2013年再次上升至12个。由此，将政策冲击年份设置为2013年。当政策冲击年份设置为2013年时，即将2013年获批创新型试点的城市纳入处理组，其他城市均为对照组。为规避其他数据干扰，删除政策年份之后的获批城市样本，重新回归结果如表3列（4）（5）所示。结果显示，更改实验组时间范围后的创新型城市建设变量影响系数分别为0.0544、0.0572,且均在1$水平下显著为
39、正。3 .排除其他政策试点干扰在深化数字全球价值链参与过程中，政府除推进创新型城市建设工作以外，亦在城市层面尝试其他诸如知识产权示范城市、智慧城市、宽带中国在内的若干试点政策。为排除其他政策对回归结果产生干扰，选取知识产权示范城市（IPdC）与智慧城市（SC）两项具有代表性的试点政策进行控制。考虑到知识产权示范城市首发获批时间为2012年.故将政策时间调整为2012年进行重新回归，结果如表4列（1）（2）所示。另外,商务部于2020年批复全国28个地区作为服务贸易创新发展试点，强调推进服务贸易改革、开放、创新发展。数字服务贸易作为数字全球价值链参与的核心因素，可能由于服务贸易创新发展试点政策颁
40、布对数字全球价值链参与产生一定影响。因此，将政策时间再调整至2020年，控制服务贸易创新发展试点政策（Idst）进行回归，结果见表4歹!|（3）。可以看出，即使控制其他政策试点的影响，创新型城市建设依然对数字全球价值链参与产生显著推动作用。4 .反事实检验若数字全球价值链参与倒逼创新型城市建设，本文应用多时点双重差分模型实施政策效应检验会导致研究结果偏误。为此，借鉴张明斗等（2022）的研究思路.重新构建假想处理组开展反事实稳健性检验。具体而言，对各城市数字经济产业出口按照规模由大至小排序。依据当年创新型城市获批的实际数量，将排名前列的城市按照同等数量设定为假想创新型城市（A-Pic）。例如，
41、2010年创新型城市实际获批数量为39个，79将全部城市按照数字经济产业出口规模进行排序，假定出口规模最大的39个城市为创新型城市，则将假定39个城市赋值为1.剩余城市赋值为Oo如若假想的创新型城市变量显著为正，表明创新型城市对数字全球价值链的驱动效应来源于系统性因素，相反则证明数字全球价值链的深度参与动力源于创新型城市设立。估计结果如表4歹!114）所示，假定创新型城市变量系数虽然为正，但无法通过显著性检验，表明研究结论具有稳健性。5 .省份-时间联合固定效应控制在基准回归部分，本文对年份固定效应、城市固定效应进行控制，但忽略了宏观省份因素的影响。对于城市而言,省份属于上级行政区划.会因时势
42、变动出台发展指导文件，影响城市发展布局。因此,各省份可能会在不同时间段出台有利于数字全球价值链参与的政策,最终影响数字全球价值链嵌入程度。在式（1）基础上控制省份-时间联合固定效应，以控制省份层面不同年份政策的影响，结果如表4列（5）显示，在控制省份-时间联合固定效应之后，创新型城市的设立仍然可以深化数字全球价值链参与程度，进一步验证本文结论的可靠性。表4排除其他政策试点干扰、反事实检睑及控制联合固定效应的稳健性检睑结果排除其他政策试点干扰反事实检睑联合固定效应(1)(3)(4)(5)PiC0.0409*0.0379-0.03810.0475,(0.008)0.0069*(0.008)(0.0
43、07)(0.006)IpdcSc(0.003)0.0053(0.001)0.0051Idst(0.001)0.0128A-Pic(0.015)控制变量YesYesYesYesYes省份-时间联合固定效应NoNoNoNoYesN24482448244824482448R20.2840.2860.2750.2780.6336 .培根分解法检验本文在基准回归时所使用基于双向固定效应（TWFE）的多时点双重差分模型可能存在回归结果偏误问题。产生这一现象的原因是基于TWFE的处理效应可能引致“坏处理组”以及负向权重问题，对研究结果产生影响。因此，本文结合GOOdman-Bacon（2021）所提出的培根
44、分解法，核验基于TWFE的多时点双重差分估计偏误程度。在具体执行培根分解法检验之前，先行将样本数据处理为2008-2021的平衡面板。依据分解检验结果显示，合适处理效应（EarlyTreatmentvs.LaterControl）的估计值为-2.2986,权重占比为88.35%；不合适处理效应（LaterTreatnlentvs.EarlyControl）的估计值为-0.3031,权重占比仅为11.65%o对比来看,合适处理效应远高于不合适处理效应权重占比，可以判定本研究核心结论较为稳健。7 .倾向得分匹配（PSM-DID）检验需要指出的是，在创新型城市建设之前.倘若所选对照组、处理组城市的特
45、征变量具有显著差异.此时应用多时点双重差分可能导致估计结果有偏。为此，借鉴吕越等（2023）研究思路,增加PSM-DID稳健性检验。在开展PSM-DID稳健性检验之前，依据所选处理组城市特征，识别、匹配相近的对照城市。为尽可能选择相似样本，在处理过程中选择城市人口规模、城市经济规模、城市行政等级作为协变量。平衡性检验结果显示，所选协变量在匹配后的偏差位于5%之间，证实变量选取有效。在此基础上，依次使用有放回1：6邻近匹配、1：4最近邻匹配及核匹配执行回归，结果如表5所示。依据检验结果可知，创新型城市建设的系数分别在5认1$和5$水平通过显著性检验，表明创新型城市建设促进数字全球价值链参与的结论
46、具有稳健性。（四）异质性分析1 .城市规模异质性分析在现有行政等级体系规范下，中国城市可以划分为一线城市、新一线城市、二线城市、三线城市、四线城市以及五线城市。相比三线及以下城市.二线及以上城市可以凭借“虹吸效应”获取更多资本、技术及人力资本等要素资源，助力数字全球价值链深度嵌入。为此，本研究将二线及以上城市设定为大型城市、三线及以下城市设定为中小城市，重新估计,结果如表6歹J（1）（2）所示。可以发现，创新型城市对大型城市深度嵌入数字全球价值链的影响效应显著为正，但其作用效果小于对中小城市的作用效果。为进一步考察两组城市样本对数字全球价值链影响效应的差异，构建城市规模虚拟变量（中小城市赋值为1,大型城市赋值为
