在分析地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)升級(jí)的理論機(jī)制基礎(chǔ)上,運(yùn)用2004～2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)升級(jí)存在顯著的正向促進(jìn)作用,經(jīng)過(guò)內(nèi)生性問(wèn)題處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn),這一結(jié)論依然穩(wěn)健。通過(guò)門(mén)檻模型分析發(fā)現(xiàn),當(dāng)融入GVC程度超過(guò)一定水平時(shí),地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)升級(jí)可能存在不利影響,從互聯(lián)網(wǎng)視角反映了我國(guó)制造業(yè)在融入全球價(jià)值鏈的過(guò)程中存在"低端鎖定"現(xiàn)象。 

【文章來(lái)源】：軟科學(xué). 2019,33(05)北大核心CSSCI

【文章頁(yè)數(shù)】：6 頁(yè)

【部分圖文】：

第一個(gè)門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間資料來(lái)源:作者用stata12軟件基于門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果繪制

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的常用指標(biāo)[4],選取互聯(lián)網(wǎng)端口數(shù)作為核心解釋變量進(jìn)行回歸;第二個(gè)模型中,選取制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率作為制造業(yè)升級(jí)的指標(biāo);第三個(gè)模型中,選取樣本部分年份進(jìn)行回歸,2004~2009年及2010~2016年。在三個(gè)模型中,結(jié)果均顯示地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)升級(jí)的回歸系數(shù)顯著為正。穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果說(shuō)明本文的核心結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。3.6門(mén)檻模型分析以融入全球價(jià)值鏈程度(ipr)為門(mén)檻變量進(jìn)行門(mén)檻模型檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表4,回歸結(jié)果見(jiàn)表5,圖1和圖2分別繪制了門(mén)檻估計(jì)值和對(duì)應(yīng)的LR統(tǒng)計(jì)量。表4門(mén)檻結(jié)果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虵值P值門(mén)檻值lnipr臨界值1%5%10%單一門(mén)檻19.8590.15041.19931.86024.157雙重門(mén)檻32.6930.007-1.619-0.627.97018.60214.017三重門(mén)檻0.0000.2200.0000.0000.000注:①、、分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著;②自舉法(bootstrap)次數(shù)為300次數(shù)據(jù)來(lái)源:作者根據(jù)stata12計(jì)算結(jié)果整理得到表4的結(jié)果顯示,單門(mén)檻模型的自舉法抽樣P值為0.15,雙門(mén)檻模型的自舉法抽樣P值為0.007,在1%的水平下顯著;三門(mén)檻模型的自舉法抽樣P值為0.22,檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明模型存在雙重門(mén)檻。利用門(mén)檻檢驗(yàn)回歸結(jié)果可以計(jì)算出融入全球價(jià)值鏈程度(ipr)的雙重門(mén)檻值分別為0.198和0.549。表5門(mén)檻模型回歸結(jié)果lnup系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤P值lnedu0.7470.3740.046lntrans0.5750.1070.000lnfdi-0.0010.0500.984lngov-0.1380.1220.000lninf_10.3080.0630.000lninf_20.1630.0510.045lninf_3-0.596

【參考文獻(xiàn)】：
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本文編號(hào)：3561932