Study on the Impact of Digital Transformation on the Internationalization of Chinese Enterprises
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摘要: 数字技术已经成为中国企业实现国际化的重要驱动因素。基于2007—2021年中国A股上市公司数据，实证研究数字化转型是否有助于中国企业国际化发展，发现：通过管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能，数字化转型显著促进了中国企业国际化发展，有助于中国企业高质量“走出去”。进一步分析表明，数字化转型对中国企业国际化发展存在“短期单重优化”和“长期双重优化”作用，有助于中国企业在高质量“走出去”的基础上实现长远发展。由此得到三点政策启示：第一，加大对企业数字化转型的支持力度，构建中国企业国际竞争新优势；第二，聚焦数字技术的赋能功能，推动数字技术和实体经济的深度融合；第三，建立企业国际化的初期扶持机制，促进企业国际化长远发展。Abstract: Currently, digital technology has become an important driving factor for the internationalization of Chinese enterprises. Based on the data of Chinese A-share listed companies from 2007 to 2021, this paper empirically studies whether digital transformation helps the international development of Chinese enterprises. The study finds that through management empowerment, financing empowerment, innovation empowerment and production empowerment, digital transformation significantly promotes the international development of Chinese enterprises, and helps Chinese enterprises to go global with high quality. Further analysis shows that digital transformation has a "short-term single optimization" and "long-term double optimization" effect on the international development of Chinese enterprises, which helps Chinese enterprises to achieve long-term development on the basis of high-quality going global. Three policy insights can be drawn: first, increase support for digital transformation of enterprises to build new advantages for Chinese enterprises in international competition; second, focus on the enabling function of digital technology, and promote the in-depth fusion of digital technology and the real economy in a targeted manner; and third, set up a support mechanism for the initial stage of internationalization of enterprises, and promote the long-term development of internationalization of enterprises.
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一. 问题提出
党的二十大报告明确提出，要“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合”。数字经济是以大数据、人工智能、云计算和区块链等数字化技术为基础，以网络化为载体，以智能化为动力，以创新化为核心的新型经济形态[1]。企业作为数字经济的主体和载体，其数字化转型对于提升企业竞争力、促进产业升级、推动经济结构优化具有重要意义。在新发展格局背景下，企业数字化转型与国际化发展更加紧密相连、互为支撑，数字技术已成为中国企业实现国际化的重要驱动因素[2]。那么，数字技术究竟如何赋能企业国际化发展？随着越来越多企业开展数字化转型，学术界亟待探究数字化转型对国际化发展的影响及作用机理，从而为我国企业借助数字化转型实现高质量的国际化发展提供启示。
截至目前，关于企业数字化转型如何影响国际化发展的研究仍显不足。一方面，现有文献从国际化程度[3]、国际化深度[4]、国际化广度[5]等方面，探讨数字化转型对企业国际化绩效的影响。然而，这些研究多数关注企业跨越国界之后的国际化过程，而忽视企业从本土企业向跨国公司的转变过程，尤其是数字化转型如何影响和塑造企业的国际化发展。实际上，对于大多数企业来说，国际化之路最大的挑战往往是如何迈出第一步，突破国际化门槛。另一方面，“走出去”并不意味着“走得好”，现有文献对国际化发展质量及其评价标准的关注明显不够，容易产生“‘走出去’就会‘走得好’”的认识误区。据统计，中国企业的国际化失败率居世界前列，国际化甚至损害了企业在本土市场的竞争力。因此，探究数字化转型如何影响中国企业国际化发展，对中国企业实现高质量“走出去”具有重要的理论和实践意义。
本文基于中国上市公司年报，通过文本分析法识别企业数字化转型的词频特征，构建企业数字化转型的度量指标，考察数字化转型与国际化发展之间的关系及其作用机制。本文的研究贡献主要体现在三个方面，第一，在新发展格局下，中国企业“走出去”是国家战略的重要方向，但关于数字化转型对中国企业国际化发展的影响效果和作用机制尚缺乏系统的理论和实证研究。本文探讨数字化转型对国际化发展的影响，丰富了国际化发展的实证研究文献，以期为中国企业把握海外机遇，实现高质量“走出去”提供支持。第二，随着数字技术和实体经济深度融合，厘清数字化转型对国际化发展的机制机理尤为重要。本文从管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能四个方面，揭示数字化转型对国际化发展的影响路径和机制，有助于指导企业如何利用数字技术提升适应国际市场的能力和国际竞争力，为政府制定相关经济政策提供理论依据。第三，在经济高质量发展阶段，如何确保中国企业在国际市场上“走得稳”是当前研究的重要议题。数字化转型是企业应对外部变化和提升竞争力的有效手段，其如何促进中国企业国际化长远发展亟待实证研究。本文探讨数字化转型对国际化发展的优化作用，拓展了企业国际化发展研究的理论框架，以期为中国企业理性扩张海外市场，实现高质量国际化发展提供有益启示。
余文安排如下：第二部分为文献综述与理论分析；第三部分为实证研究设计；第四部分为实证结果与分析；第五部分为进一步分析；最后给出结论与启示。
二. 文献综述与理论分析
一 国际化发展的相关文献综述
国际化发展是指企业在发展过程中选择进入国际市场并拓展跨国业务的战略选择[6]，标志着企业从本土企业向跨国公司转型，正式融入全球化网络，并在不同国家或地区展开业务活动。企业是否选择进入国际市场是各种因素共同推动的结果。这些因素包括企业的使命和愿景[7]、管理层的国际化经验和背景[8]、领导层的风险偏好和风险承受能力[9]等主观因素以及企业资源能力[10]、国际市场需求[11]、母国和东道国的政策环境[7]等客观因素。
现有文献虽然从多个角度探讨了企业国际化发展的动因，但在研究范式、研究设计和研究主题等方面仍存在不足。一是在研究范式上，现有文献主要关注企业国际化发展的影响因素，而忽略国际化发展的质量评价，从而削弱了国际化发展相关研究的理论深度和现实价值。二是在研究设计上，现有文献多采用个案分析和小样本问卷调查的方法，缺乏大样本面板数据的实证检验，难以充分反映相关因素对国际化发展的影响程度和方向。三是在研究主题上，尚无文献探讨企业数字化转型如何影响国际化发展，更缺乏对两者之间作用机制的深入剖析。综上所述，在新发展格局和数字时代背景下，研究中国企业如何实现高质量“走出去”及其机制机理具有重要的现实意义。
二 数字化转型对国际化发展的影响
数字技术的渗透性使生产要素和生产关系逐渐向数字化发展，这将改变经济社会发展范式[12]。具体到企业层面，数字化转型促进国际化发展，有助于中国企业高质量“走出去”。第一，数字化转型能够增强中国企业的竞争力和创新能力，使其可以在全球市场抢得先机，扩展业务范围并稳固市场份额。通过运用大数据分析市场趋势，利用云计算平台优化产品设计和服务流程，中国企业能够实现智能制造和智能服务，满足不同国家和地区消费者多样化的需求[2]。第二，数字化转型有助于促进中国企业的跨境合作和学习，使其能够借鉴国际先进管理理念和技术方法，提升自身核心竞争力和国际影响力。通过基于区块链技术建立的可信数字合作平台，中国企业可以与全球合作伙伴实现高效数据共享，促进在线协作，共同应对国际市场中的风险和挑战[13]。第三，数字化转型可以提升中国企业的品牌形象和声誉，使其能够在国际市场上树立良好的口碑，得到更多客户和投资者的青睐。通过大数据分析用户反馈，并借助人工智能技术生成个性化内容，中国企业能够塑造积极的企业形象，展示中国式价值观与社会责任，赢得国际社会的认可与尊重[14]。由此，本文提出假设1：
H1数字化转型促进中国企业国际化发展。
进一步地，数字化转型对中国企业国际化发展的促进作用，可能通过四个赋能机制实现。
第一，从管理赋能角度看，数字化转型有助于优化企业管理层结构，进而促进国际化发展。袁然和魏浩研究发现，高管海外经历对于企业国际化发展具有显著的正向影响，能有效缓解“外来者劣势”问题[8]。人力资本是国际化发展的重要驱动力[15]，高学历的高管不仅具备专业知识和技能，而且拥有跨文化沟通和创新能力，是企业实现国际化的人才基础。数字化转型可以从两个方面为企业吸引和培养具有海外经历和高学历背景的高管团队。在人才招聘方面，企业能够利用数字在线平台和工具，更广泛地接触和吸引具有海外丰富经验的专业人才，并通过数字化方式进行有效沟通和协作，提高招聘效率和质量[16]。同时，企业的数字化愿景也能够展示企业的前瞻性和创新性，增强企业的品牌形象和吸引力，吸引更多有志于参与数字化变革的优秀人才。在人才培养方面，企业能够利用数字化分析技术，更客观公正地评估员工的绩效、能力和潜力，为员工开辟更广阔的晋升和发展空间[17], 促进具有国际视野和高素质的优秀员工担任管理职务。因此，数字化转型有助于优化企业管理层结构，通过管理赋能促进企业国际化发展。
第二，从融资赋能角度看，数字化转型有助于缓解企业的融资约束与过度负债，进而促进国际化发展。Jiang等研究发现，融资约束和过度负债会显著阻碍中小企业进入国际市场[18]。数字化转型可以改善企业的融资状况和债务风险。在融资约束方面，企业可以利用数字化技术建立高效的财务管理系统和融资平台，提升对国际资本市场的接入能力。例如，大数据技术可以提供实时的财务数据和业绩指标，增强企业的财务透明度和可信度[19]，吸引更多投资者关注和资金支持。企业还可以拓展海外融资渠道，利用跨境支付和数字货币等手段实现便捷的资金流动。在过度负债方面，企业可以利用数字化技术规避不必要的债务风险，提高债务管理效率。例如，企业可以运用数字工具进行精准的资金分配，优化资产结构，控制债务规模[20]。企业还可以有效监测债务状况，及时发现和解决潜在的债务危机，保障偿债能力。因此，数字化转型有助于缓解企业的融资约束与过度负债，实现资金“开源”与“节流”，为企业实现国际化奠定坚实基础。
第三，从创新赋能角度看，数字化转型有助于提升企业的研发创新能力，进而促进国际化发展。陈再齐和郭子靖研究指出，OFDI具有研发自选择效应，即具备较高研发强度的企业能更容易地走向国际化，研发创新能力已经成为企业进入国际市场的“隐形门槛”[21]。数字化转型可以通过两个方面来加强企业的研发创新能力。在“创新硬件”方面，数字化转型有助于企业利用数字分析工具，缩短研发流程和创新周期。人工智能、机器学习等技术可以帮助企业实现数据的智能化和自动化，为研发过程提供智能辅助和优化建议，提高研发效率和质量。在“创新软件”方面，数字化转型有助于培育企业的创新文化和氛围，激发员工的创新意识和能力。通过数字化培训和激励机制，企业可以提高员工的数字素养和创新思维，鼓励员工积极参与研发创新活动。这有助于企业培养出一支高素质、高效率、高创造力的研发团队，形成持续创新的动力和优势。因此，数字化转型为企业研发创新提供了有益支撑，有助于企业跨过“创新门槛”，走向国际化。
第四，从生产赋能角度看，数字化转型有助于提高企业的全要素生产率，进而促进国际化发展。Teruel等研究发现，企业的生产力水平决定了其对本土市场和海外市场的选择，生产力低的企业更倾向本土市场，而生产力高的企业则更重视开拓海外市场[6]。全要素生产率是衡量企业生产力的核心指标[22]。通过数字化技术，企业可以实现生产过程的自动化和智能化[23]，提高生产效率和资源利用率。同时，利用数字化平台和物联网技术，企业可以实现对生产活动的实时监测和远程控制[24]，优化生产计划和资源配置，降低运营风险和管理成本。此外，通过数字化转型，企业可以建立透明、高效的供应链网络，实现供需信息的快速共享和匹配，消除生产滞缓，提高生产的可持续性。因此，数字化转型有助于提升企业的全要素生产率，通过生产赋能促进企业国际化发展。
由此，本文提出假设2：
H2数字化转型通过管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能，促进国际化发展。
三. 实证研究设计
一 样本数据
本文以2007—2021年中国A股上市公司为研究样本。样本数据分为三类来源：一是企业基本信息、财务指标和公司治理相关数据，来自国泰安数据库和Wind数据库；二是数字化相关信息，来自巨潮资讯网上收集的企业年度报告；三是政策报告和地级市信息的数据，来自国家统计局发布的政府文件和各地级市政府发布的《中国城市统计年鉴》。本文对初始样本进行了以下处理：(1)剔除ST类公司样本；(2)剔除金融行业公司和房地产行业公司；(3)剔除信息传输、软件和信息技术服务业公司；(4)剔除资产负债率大于1的样本。经过处理，得到“公司—年度”观测值共计33 489个。为避免极端值影响，对所有连续型变量均进行了1%的缩尾处理。
二 变量定义
1 被解释变量
本文的被解释变量为国际化发展。借鉴袁然和魏浩[8]、刘莉亚等[25]的方法，在国泰安中国上市公司关联交易研究子数据库中识别企业OFDI数据，具体标准如下：(1)关联方注册地在中国大陆以外；(2)上市公司控制权益比例超过10%；(3)关联类型为“上市公司的子公司”“上市公司的合营企业”或“上市公司的联营企业”。若样本符合上述三个条件，本文认为企业当年发生了OFDI，国际化发展(FDI)取值为1，否则为0。
2 解释变量
本文的解释变量为数字化转型程度。参考吴非等[26]的方法，本文利用文本分析技术，从企业年度报告中提取数字化转型特征词。数字化转型特征词包括“人工智能技术”“区块链技术”“云计算技术”“大数据技术”“数字技术应用”五大类及其相关词汇。将各类特征词的频率相加，得到企业数字化转型总词频。由于总词频呈现右偏分布，因此对其加1后取自然对数，作为企业数字化转型指数，反映企业数字化转型水平。
3 控制变量
参考以往文献的做法[12, 27]，本文加入了一系列控制变量：企业年龄(Age)，以当年年份减成立年份加1后取自然对数来衡量；企业规模(Size)，以企业员工总数的自然对数来衡量；资产负债率(Leverage)，以总负债与总资产的比值来衡量；发展能力(Growth)，以营业收入年增长率来衡量；流动比率(Liquid)，以流动资产与总资产之比来衡量；现金流量(Cashflow)，以经营活动产生现金流量净额与总资产之比来衡量；盈利能力(Return)，以净利润与营业收入之比来衡量。
三 模型构建
为了检验数字化转型对企业国际化发展的影响，本文参考Teruel等[6]的研究，建立如下Logit计量模型：
Pr(FDIit=1)=α0+α1 Digit it+α2 Control it+λt+μi+γi+εit (Ⅰ) 其中，i表示企业，t表示年度，FDIit为企业i在t年是否实现国际化发展的虚拟变量；Digitit为企业数字化转型程度；Controlit表示控制变量的集合；λt、μi和γi分别表示年份、行业以及省份层面的固定效应；εit为随机扰动项。描述性统计如表 1所示。
表 1 描述性统计变量 观测值 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 FDI 33 489 0.266 0.442 0 0 1 Digit 33 489 1.055 1.212 0 0.693 4.443 Age 33 489 2.830 0.366 1.609 2.890 3.466 Size 33 489 7.668 1.247 4.522 7.589 11.003 Leverage 33 489 0.426 0.203 0.055 0.420 0.895 Growth 33 489 0.189 0.433 -0.558 0.119 2.856 Liquid 33 489 0.558 0.203 0.089 0.574 0.941 Cashflow 33 489 0.050 0.070 -0.162 0.048 0.251 Return 33 489 0.071 0.166 -0.867 0.069 0.515 四. 实证结果与分析
一 基准回归结果
表 2展示了本文的基准回归分析结果。从(1)(2)(3)三列可以看出，无论是单变量检验，还是加入控制变量但未控制固定效应，或者加入控制变量和年份固定效应，企业数字化转型程度(Digit)对国际化发展(FDI)的回归系数均显著为正，这意味着数字化转型程度较高的企业更倾向于国际化发展。在单变量检验的基础上，(4)列最终加入所有控制变量并控制年份、行业和省份固定效应，此时变量Digit的回归系数为0.072，仍然通过了1%的显著性水平检验。(5)列显示了Logit模型的边际效应，表明企业数字化转型程度每提高1单位，企业国际化发展的概率增加1.2%。上述结果证实了企业数字化转型促进国际化发展，对推动中国企业“走出去”有积极作用，H1成立。
表 2 基准回归检验变量 FDI 边际效应 (1) (2) (3) (4) (5) Digit 0.277***
(0.010)0.206***
(0.011)0.076***
(0.011)0.072***
(0.014)0.012***
(0.002)Age 0.358***
(0.037)-0.264***
(0.043)-0.130***
(0.046)Size 0.425***
(0.012)0.440***
(0.012)0.534***
(0.014)Leverage -0.091
(0.077)0.246***
(0.079)0.620***
(0.090)Growth 0.098***
(0.030)0.113***
(0.031)0.066*
(0.034)Liquid 0.989***
(0.070)0.964***
(0.071)-0.042
(0.090)Cashflow 0.325
(0.204)0.201
(0.212)0.552**
(0.227)Return -0.401***
(0.093)-0.318***
(0.094)-0.045
(0.103)常数项 -1.334***
(0.017)-6.114***
(0.151)-5.842***
(0.184)-6.519***
(0.249)Year 否 否 是 是 Industry 否 否 否 是 Province 否 否 否 是 N 33 489 33 489 33 489 33 489 Pseudo R2 0.020 0.065 0.091 0.154 注：括号内表示为标准误，* * *、* *和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表同。 二 数字化转型影响国际化发展的作用机制
数字化转型具有管理赋能、融资赋能、创新赋能和生产赋能四种作用。为了考察四种作用是如何影响国际化发展，以推动中国企业实现高质量“走出去”，本文采用中介效应检验的方法。参考黄勃等[12]的做法，本文在基准模型(Ⅰ)的基础上设置中介效应模型(Ⅱ)和(Ⅲ)：
Mediator it=α0+α1 Digit it+α2Controlit+λt+μi+γi+εit (Ⅱ) Pr(FDIit=1)=α0+α1 Digit it+α2 Mediator it+α3 Control it+λt+μi+γi+εit (Ⅲ) 其中，Mediator为中介变量，具体定义将在下文介绍。模型(Ⅱ)用于检验数字化转型(Digit)对中介变量的影响，模型(Ⅲ)用于检验中介变量在数字化转型(Digit)影响企业国际化发展(FDI)过程中具有的中介效应。
1 管理赋能机制
参考以往研究[8, 28]，本文通过海外背景(Overseas)和教育程度(Edu)来构建企业管理层结构指标。海外背景(Overseas)取值为具有海外教育经历或海外工作经历的高管人数占比；教育程度(Edu)取值为具有本科及以上学历的高管人数占比。表 3报告了中介效应检验结果。通过模型(Ⅱ)的检验，在(1)列和(3)列的结果中，变量Digit对中介变量Overseas和Edu的回归系数均显著为正，说明数字化转型驱使企业增加具有海外背景和高学历的高管数量，优化企业管理层结构。通过模型(Ⅲ)的检验，在(2)列和(4)列中，中介变量Overseas和Edu对FDI的回归系数均显著为正，表明具有海外背景和高学历的高管比例增加有助于企业国际化发展。综合以上结果可知，数字化转型具有管理赋能的功能，有助于优化企业管理层结构，从而促进国际化发展。
表 3 作用机制检验：管理赋能与融资赋能变量 管理赋能机制 融资赋能机制 海外背景 教育程度 融资约束 过度负债 Overseas
(1)FDI
(2)Edu
(3)FDI
(4)FC
(5)FDI
(6)Over_Debt
(7)FDI
(8)Digit 0.004***
(0.001)0.060***
(0.014)0.010***
(0.001)0.063***
(0.014)-0.010***
(0.001)0.044***
(0.015)-0.002***
(0.000)0.051***
(0.015)Overseas 4.195***
(0.159)Edu 0.862***
(0.087)FC -1.457***
(0.091)Over_Debt -2.190***
(0.209)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 N 32 729 32 729 31 283 31 283 28 984 28 984 29 047 29 047 Pseudo R2 0.233 0.171 0.197 0.158 0.642 0.162 0.779 0.156 2 融资赋能机制
本文根据顾雷雷等[29]提出的企业融资约束程度模型计算出融资约束指数(FC)，融资约束指数越大，表明企业的融资约束问题越严重。进而，根据许晓芳和陆正飞[30]提出的过度负债模型计算企业过度负债程度(Over_Debt)，该指标越大，表明企业过度负债水平越高。根据表 3的中介效应检验结果，在(5)列和(7)列中，变量Digit对中介变量FC和Over_Debt的回归系数均显著为负，表明数字化转型有助于改善企业融资约束和过度负债问题。(6)列和(8)列显示，中介变量FC和Over_Debt的回归系数均显著为负，说明融资约束和过度负债不利于企业国际化发展。以上结果表明，数字化转型具有融资赋能作用，有助于企业改善融资约束和避免过度负债，进而促进国际化发展。
3 创新赋能机制
Jin等指出，全面衡量企业的研发创新活动需要同时考虑创新投入和创新产出两方面[31]。鉴于此，参考学术界常见做法，本文选取企业研发费用占营业收入的比例作为创新投入指标(RD_Input)，选取企业已获授权的专利申请数的自然对数作为创新产出指标(RD_Output)。如表 4的(1)列和(3)列所示，变量Digit对中介变量RD_Input和RD_Output的回归系数均显著为正，说明数字化转型有助于提高企业创新投入和创新产出，促进企业研发创新。(2)列和(4)列显示，中介变量RD_Input和RD_Output的回归系数均显著为正，说明研发创新程度更高的企业更倾向于国际化。以上结果表明，数字化转型具有创新赋能作用，有助于企业提高研发创新强度，增加研发创新活动，从而促进国际化发展。
表 4 作用机制检验：创新赋能与生产赋能变量 创新赋能机制 生产赋能机制 创新投入 创新产出 全要素生产率LP法 全要素生产率OP法 RD_Input
(1)FDI
(2)RD_Output
(3)FDI
(4)TFP_LP
(5)FDI
(6)TFP_OP
(7)FDI
(8)Digit 0.356***
(0.019)0.064***
(0.015)0.101***
(0.014)0.064***
(0.030)0.066***
(0.004)0.048***
(0.014)0.061***
(0.004)0.050***
(0.014)RD_Input 0.047***
(0.005)RD_Output 0.114***
(0.030)TFP_LP 0.432***
(0.024)TFP_OP 0.442***
(0.023)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 N 24 320 24 320 5 730 5 730 33 487 33 487 33 487 33 487 Pseudo R2 0.375 0.131 0.422 0.147 0.660 0.163 0.067 0.167 4 生产赋能机制
参考黄勃等[12]的做法，本文使用LP法和OP法计算全要素生产率。在表 4中，(5)列和(7)列的结果显示，变量Digit对中介变量TFP_LP和TFP_OP的回归系数均显著为正，说明数字化转型有助于提高企业全要素生产率。(6)列和(8)列显示，中介变量TFP_LP和TFP_OP的回归系数均显著为正，说明全要素生产率的提高有助于国际化发展。上述结果表明，数字化转型具有生产赋能功能，有助于提高企业全要素生产率，从而促进国际化发展。
综上，数字化转型通过管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能，促进国际化发展，H2成立。
三 稳健性检验与内生性处理
本文围绕核心指标构建、样本区间改变、估计方法调整以及工具变量回归等方面，对基准回归结果进行稳健性检验与内生性处理。
1 更换被解释变量的衡量方法
国际化发展变量衡量方式的差异可能会对估计结果产生影响。首先，本文参考Mathews[32]的做法，构建国际化发展变量(FDI1)：若企业当年存在海外子公司且当期海外业务收入大于零，则国际化发展取值为1，否则为0；其次，本文参考Jiang等[18]的做法，构建国际化发展变量(FDI2)：若企业当年海外销售收入占比大于10%，则国际化发展取值为1，否则为0。稳健性检验结果如表 5中(1)列和(2)列所示，Digit系数均显著为正，与基准回归结果保持一致。
表 5 稳健性检验变量 更换因变量 更换自变量 缩短样本区间 高维固定效应 工具变量检验 FDI1 FDI2 FDI (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Digit 0.073***
(0.013)0.053***
(0.014)0.069***
(0.017)0.077***
(0.014)0.075***
(0.043)0.190***
(0.058)DT 0.016***
(0.002)DTIA 0.353***
(0.058)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 年份×省份
年份×行业是 是 样本量 34 449 33 248 33 478 33 478 19 299 31 641 29 733 29 806 Pseudo R2 0.178 0.207 0.155 0.154 0.137 0.158 0.186 0.280 Kleibergen-Paaprk
LM99.141***
(0.000)62.209***
(0.000)Cragg-Donald
Wald F99.040
[16.38]62.072
[16.38]2 更换解释变量的衡量方法
数字化转型变量衡量方式的差异可能会对估计结果产生影响。考虑到基于文本词频测度企业数字化可能存在一定的偏差性，本文进一步从数字资产视角衡量企业数字化。张永珅等主要以上市公司财务报告附注披露的年末无形资产明细项中与数字化相关的部分及其占无形资产总额的比例来度量企业的数字化水平。具体来讲，当无形资产明细项包含“软件”“网络”“客户端”“管理系统”“智能平台”等与数字化技术相关的关键词以及与此相关的专利时，将该明细项目界定为“数字化技术无形资产”，再对同一公司同年度多项数字化技术无形资产进行加总，计算其占本年度无形资产的比例，作为企业数字化程度的代理变量[33]。本文借鉴该方法，手工整理上市公司财务报告附注披露的年末无形资产明细项中与数字化相关的部分及其占总资产的比重，衡量企业数字化转型程度，构建2个企业数字化转型变量：数字化技术无形资产总额的自然对数(DT)和数字化技术无形资产总额占企业总资产比重(DTIA)。稳健性检验结果如表 5中(3)列和(4)列所示，DT和DTIA系数均显著为正，与基准回归结果保持一致。
3 缩短样本时间区间
样本时间区间的差异可能也会对估计结果产生影响。全球性风险事件会改变企业国际化偏好，从而影响企业国际化发展[34]。鉴于此，本文将样本时间区间缩短至2010—2019年，以排除2008年金融危机和2020年新冠疫情两大全球性风险事件的影响。稳健性检验结果如表 5中(5)列所示，Digit系数均显著为正，与基准回归结果保持一致。
4 加入高维固定效应
在经济较为发达的省份，数字基础设施建设较为完善，企业数字化转型更具优势；同理，在数字信息化程度更高的行业，企业数字化转型可能更为迅速。鉴于此，本文参考陶锋等[27]的做法，加入“年份—省份”的交叉固定效应和“年份—行业”的交叉固定效应，以控制省份和行业层面随时间变化的因素，缓解由数字经济发展引起的宏观环境变化带来的影响。稳健性检验结果如表 5中(6)列所示，Digit系数均显著为正，与基准回归结果保持一致。
5 工具变量回归
为了缓解可能存在的内生性问题，本文采用工具变量法进行回归。其一，参考张叶青等[35]的做法，引入外生政策“宽带中国”战略作为工具变量。2013年国务院发布《关于印发“宽带中国”战略及实施方案的通知》，并于2014年、2015年和2016年在全国范围内先后设立了120个“宽带中国”示范城市，旨在推动宽带等网络基础设施建设。一方面，“宽带中国”战略被认为是企业开展数字活动的基础支撑，对企业数字化转型具有重要作用[36]；另一方面，“宽带中国”作为外生政策，满足工具变量的排他性原则。基于此，本文设置工具变量BroadBand，若企业所在城市为“宽带中国”示范城市，且时间为设立年度及之后，则BroadBand取值为1，否则为0。
其二，本文利用中国早期城市邮电数据构建工具变量。1984年各地区固定电话普及率可以衡量邮电通信发展水平，且与当地企业的数字化水平存在显著正相关[37]。同时，在企业的日常经营活动中，固定电话的使用频率已明显下降，难以直接影响企业发展，满足工具变量的排他性原则[38]。由于上述历史数据为截面数据，不能直接作为面板数据的工具变量，因此本文借鉴黄勃等[12]的做法，将上一年度企业所在省份的互联网接入端口与企业所在地级市1984年每万人固定电话数量的自然对数交乘，再将得到的交乘项作为工具变量Telephone。
工具变量回归结果如表 5中(7)列和(8)列所示，Digit系数均显著为正，Kleibergen-Paaprk LM统计量通过了1%的显著性检验；Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值。上述结果表明本文选取的工具变量是合理可靠的，基准回归结果具有一定的稳健性。
五. 进一步分析
前文研究表明，数字化转型通过管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能，促进企业国际化发展，有助于中国企业高质量“走出去”。本部分通过事后分析法，将企业国际化后带来的长期经济效益作为衡量国际化发展质量的标准，评估数字化转型对国际化发展质量的影响，以期进一步验证和扩展前文结论。海外收入是否持续增长是衡量国际化成功与否的核心指标[7]。鉴于此，本文将企业国际化后n(n=2, …, 10)年内是否所有年份海外收入增长率均大于0视为国际化成功与否的标准(n的不同取值对应不同标准，体现了分别以短期标准和长期标准衡量国际化成功的不同视角)。基于这个标准，本文将样本数据中实现国际化发展(FDI = 1)的样本进一步细分，得到优质国际化发展(FDI=1)样本和劣质国际化发展(FDI= -1)样本。最终全体样本包括体现国际化发展质量的三类变量，即未实现国际化发展(FDI=0)、实现优质国际化发展(FDI=1)和实现劣质国际化发展(FDI= -1)。相应地，采用多元Logit模型对数字化转型如何影响国际化发展质量进行事后分析，分析结果如图 1所示。
图 1展示了数字化转型在不同时间段标准下对企业国际化发展质量的影响。从整体上看，无论是短期还是长期，数字化转型都能够显著提高企业优质国际化发展的概率，而且这一概率都高于劣质国际化发展的概率，说明数字化转型优化了国际化发展。具体来说，在短期标准下，数字化转型既促进优质国际化发展，也促进劣质国际化发展；但是随着时间段的延长，数字化转型对劣质国际化发展的促进作用逐渐减弱，直至在长期标准下不再显著。需要注意的是，增加优质国际化发展的概率并不一定意味着减少劣质国际化发展概率。这是因为数字化转型有两种效应：一是总体效应，即数字化转型总体上增加了企业国际化发展的概率，这可能会带来一些劣质国际化发展；二是相对效应，即数字化转型增加优质国际化发展的概率，则相对减少劣质国际化发展的概率。因此，数字化转型对于劣质国际化发展概率的影响取决于两种效应的净效应：如果总体效应大于相对效应，则数字化转型会增加劣质国际化发展概率；如果总体效应小于相对效应，则数字化转型会减少劣质国际化发展概率。根据图 1的结果，可以推断，在短期标准下，数字化转型对优质国际化发展概率的相对效应不足以抵消其对总体国际化发展概率的总体效应，因此数字化转型也会增加劣质国际化发展概率；而在长期标准下，数字化转型对优质国际化发展概率的相对效应逐渐超过其对总体国际化发展概率的总体效应，因此数字化转型不再显著增加劣质国际化发展概率。
综上，数字化转型对国际化发展具有显著的优化作用，表现为“短期单重优化”和“长期双重优化”。所谓“短期单重优化”，是指在短期标准下衡量国际化发展质量时，数字化转型使得企业实现优质国际化发展的概率高于实现劣质国际化发展的概率。所谓“长期双重优化”，是指在长期标准下衡量国际化发展质量时，数字化转型不仅使得企业实现优质国际化发展的概率高于实现劣质国际化发展的概率，而且使得企业实现劣质国际化发展的概率不再显著。“长期双向优化”说明数字化转型对企业国际化发展具有长期可持续性的促进作用，有助于企业实现国际化长远发展。
短期没有“双重优化”可能存在三个原因。第一，正如Bhandari等[3]所指出的，企业在数字化和国际化之间存在权衡。数字化转型需要大量的资金投入，可能会影响国际化初期的资金供给，从而导致短期内国际化绩效不理想。第二，数字化转型拓宽了管理层的国际化视野，使得管理层更加关注国际化项目的长期效益，能够容忍短期内国际化表现不佳[7]。第三，企业在应用数字技术进行国际化运营的初期阶段，不仅要应对内部的技术协调和数据丢失等挑战，还要面对外部的隐私保护和安全漏洞等问题引发的东道国严苛监管，这都会给企业的国际化绩效带来负面影响。
六. 结论与启示
在构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局背景下，探索数字化转型如何推动中国企业实现高质量“走出去”，具有重要的理论意义和现实价值。本文以2007—2021年A股上市公司为研究样本，通过文本分析方法识别企业数字化转型词频以度量企业数字化转型水平，探究数字化转型对企业国际化发展的影响效应和作用机理。研究发现，通过管理赋能、融资赋能、创新赋能与生产赋能，数字化转型显著促进中国企业国际化发展，有助于中国企业高质量“走出去”。进一步分析表明，数字化转型对中国企业国际化发展存在“短期单重优化”和“长期双重优化”作用，有助于中国企业在高质量“走出去”的基础上实现长远发展。
基于以上研究结论，本文得到三点政策启示。
第一，加大对企业数字化转型的支持力度，构建中国企业国际竞争新优势。当前世界正经历百年未有之大变局，外部政治经济环境的深刻变化给中国企业国际化带来了挑战与机遇。本研究发现，数字化转型促进国际化发展，有助于中国企业高质量“走出去”。基于传统OLI理论的比较优势已不可持续，数字技术将成为中国企业国际化发展的重要驱动因素[2]。然而，在传统国际化模式的惯性下，许多企业在国际化道路上尚未选择数字化转型这一前进方式。因此，政府应鼓励和引导企业实现数字化转型，促进企业数字化与国际化协同发展；提供数字专项资金和税收优惠等激励措施，鼓励企业积极采用数字技术，优化业务流程，提高生产效率和产品质量；建立数字化转型的指导机构或平台，为企业国际化提供咨询、指导和技术支持。
第二，聚焦数字技术的赋能功能，推动数字技术和实体经济深度融合。本研究揭示了数字化转型影响国际化发展的作用机制，有助于总结数字技术在实体经济中发挥助推作用的有益经验，为推动数字技术与实体经济相互融合提供理论指引。具体而言，政府应优化海外人才和高学历人才引进机制，建立更加灵活便捷的引才渠道，加大对“数字人才”的重视。同时，应积极提供适度的资金支持和政策优惠，缓解企业融资压力，营造良好的数字技术创新生态环境，建立开放、包容、合作的创新生态系统。此外，要鼓励数字技术与企业生产、组织以及流程管理的深度融合，推动企业充分利用数字技术优势，提升国际化发展的竞争力和适应力。
第三，建立企业国际化的初期扶持机制，促进企业国际化长远发展。本研究发现，数字化转型对国际化发展具有“短期单重优化”和“长期双重优化”作用，有助于中国企业实现国际化长远发展。一方面，政府可以制定数字化转型和国际化发展整体规划，建立扶持基金和加强国际市场信息服务，帮助企业更好地进行数字化转型和国际化发展，实现“长期双重优化”。另一方面，政府应引导企业合理权衡数字化转型和国际化发展决策，避免“短平快”的数字化投资和“粗放式”的国际业务扩张。双措并举，才能促进企业实现以数字技术为动力锚点的长期性国际化发展，在国际市场上“走得稳、走得远”。
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表 1 描述性统计
变量 观测值 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 FDI 33 489 0.266 0.442 0 0 1 Digit 33 489 1.055 1.212 0 0.693 4.443 Age 33 489 2.830 0.366 1.609 2.890 3.466 Size 33 489 7.668 1.247 4.522 7.589 11.003 Leverage 33 489 0.426 0.203 0.055 0.420 0.895 Growth 33 489 0.189 0.433 -0.558 0.119 2.856 Liquid 33 489 0.558 0.203 0.089 0.574 0.941 Cashflow 33 489 0.050 0.070 -0.162 0.048 0.251 Return 33 489 0.071 0.166 -0.867 0.069 0.515 
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表 2 基准回归检验
变量 FDI 边际效应 (1) (2) (3) (4) (5) Digit 0.277***
(0.010)0.206***
(0.011)0.076***
(0.011)0.072***
(0.014)0.012***
(0.002)Age 0.358***
(0.037)-0.264***
(0.043)-0.130***
(0.046)Size 0.425***
(0.012)0.440***
(0.012)0.534***
(0.014)Leverage -0.091
(0.077)0.246***
(0.079)0.620***
(0.090)Growth 0.098***
(0.030)0.113***
(0.031)0.066*
(0.034)Liquid 0.989***
(0.070)0.964***
(0.071)-0.042
(0.090)Cashflow 0.325
(0.204)0.201
(0.212)0.552**
(0.227)Return -0.401***
(0.093)-0.318***
(0.094)-0.045
(0.103)常数项 -1.334***
(0.017)-6.114***
(0.151)-5.842***
(0.184)-6.519***
(0.249)Year 否 否 是 是 Industry 否 否 否 是 Province 否 否 否 是 N 33 489 33 489 33 489 33 489 Pseudo R2 0.020 0.065 0.091 0.154 注：括号内表示为标准误，* * *、* *和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表同。
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表 3 作用机制检验：管理赋能与融资赋能
变量 管理赋能机制 融资赋能机制 海外背景 教育程度 融资约束 过度负债 Overseas
(1)FDI
(2)Edu
(3)FDI
(4)FC
(5)FDI
(6)Over_Debt
(7)FDI
(8)Digit 0.004***
(0.001)0.060***
(0.014)0.010***
(0.001)0.063***
(0.014)-0.010***
(0.001)0.044***
(0.015)-0.002***
(0.000)0.051***
(0.015)Overseas 4.195***
(0.159)Edu 0.862***
(0.087)FC -1.457***
(0.091)Over_Debt -2.190***
(0.209)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 N 32 729 32 729 31 283 31 283 28 984 28 984 29 047 29 047 Pseudo R2 0.233 0.171 0.197 0.158 0.642 0.162 0.779 0.156
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表 4 作用机制检验：创新赋能与生产赋能
变量 创新赋能机制 生产赋能机制 创新投入 创新产出 全要素生产率LP法 全要素生产率OP法 RD_Input
(1)FDI
(2)RD_Output
(3)FDI
(4)TFP_LP
(5)FDI
(6)TFP_OP
(7)FDI
(8)Digit 0.356***
(0.019)0.064***
(0.015)0.101***
(0.014)0.064***
(0.030)0.066***
(0.004)0.048***
(0.014)0.061***
(0.004)0.050***
(0.014)RD_Input 0.047***
(0.005)RD_Output 0.114***
(0.030)TFP_LP 0.432***
(0.024)TFP_OP 0.442***
(0.023)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 N 24 320 24 320 5 730 5 730 33 487 33 487 33 487 33 487 Pseudo R2 0.375 0.131 0.422 0.147 0.660 0.163 0.067 0.167
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表 5 稳健性检验
变量 更换因变量 更换自变量 缩短样本区间 高维固定效应 工具变量检验 FDI1 FDI2 FDI (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Digit 0.073***
(0.013)0.053***
(0.014)0.069***
(0.017)0.077***
(0.014)0.075***
(0.043)0.190***
(0.058)DT 0.016***
(0.002)DTIA 0.353***
(0.058)控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 固定效应 是 是 是 是 是 年份×省份
年份×行业是 是 样本量 34 449 33 248 33 478 33 478 19 299 31 641 29 733 29 806 Pseudo R2 0.178 0.207 0.155 0.154 0.137 0.158 0.186 0.280 Kleibergen-Paaprk
LM99.141***
(0.000)62.209***
(0.000)Cragg-Donald
Wald F99.040
[16.38]62.072
[16.38]
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