數字化轉型與企業海外投資：事實考察與機理分析

胡 楊，王 馗，范紅忠

(華中科技大學經濟學院，湖北 武漢 430074)

一、引 言

當前，全球正面臨百年未有之大變局，國內外發展環境復雜多變。對此，我國提出“構建以國內大循環為主體，國內國際雙循環相互促進的新發展格局”。跨國企業作為連接雙循環的重要紐帶，在助力打通生產、分配、流通和消費各環節，暢通國內大循環，促進國內國際雙循環中發揮著重要作用。對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)作為跨國企業最重要的對外經營活動之一，無疑對“雙循環”產生重要影響。近年來，逆全球化和保守主義盛行，加之各國對外資審查逐漸趨緊，這一系列因素疊加致使我國OFDI力度有所下降。2017—2019年，中國OFDI連續三年呈現負增長，直至2020年這一勢頭才得以扭轉(1)數據來源于歷年的《中國對外直接投資統計公報》。。因此，探尋我國OFDI新契機，挖掘企業對外投資潛在優勢，不僅對加快高質量對外開放步伐具有現實意義，而且對暢通國內國際雙循環產生重要影響。

伴隨第四次科技革命的深入發展，數字經濟正成為各國經濟增長的新引擎。在此背景下，2021年商務部聯合三部門印發《數字經濟對外投資合作工作指引》，提出未來數字經濟領域對外投資合作的11項重點工作。其中，一項為推動傳統產業數字化轉型，鼓勵制造業企業主動參與全球制造業產業數字化、智能化、自動化進程，提升企業生產效率。由此可見，數字化轉型為企業“出海”提供新的機遇，數字化企業迎來對外投資合作的好時機。

新新貿易理論指出，生產率異質性是影響企業國際化模式的關鍵因素，只有生產率較高的企業才能克服對外投資固定成本獲得正收益，而數字化轉型通過提升企業生產效率降低OFDI生產率門檻[1]。現有研究表明，數字技術的運用提升了企業生產作業精度，降低操作失誤引致的損失，進而提高生產效率[2]。還有一些研究也給出數字化有助于生產力水平提振的經驗證據[3]。此外，企業只有具備足夠的投資能力和競爭優勢才能順利進入國際市場開展經營活動。既有研究表明，創新能力是企業獲取競爭優勢的一個重要來源[4]。企業引進先進的數字化設備并投入生產過程以改變傳統的生產流程，從而增強了企業創新能力。上述分析表明，數字化轉型可能通過影響企業生產率和創新能力進而對OFDI產生作用。因此，本文利用上市企業數據，通過構建數字化轉型指標實證檢驗數字化轉型如何影響企業OFDI行為及其內在機理。

與本文相關的研究主要有兩類：一類是關于OFDI驅動因素；另一類則是關于數字化轉型的經濟效應。在OFDI驅動因素的研究中，學者主要從宏觀和微觀兩個層面分析，具體包括生產率、融資約束等微觀企業因素及匯率、金融發展等宏觀因素[5][6][7][8]。在數字化轉型的經濟效應研究中，多數學者聚焦于探討數字化轉型對企業出口、創新及各種生產活動的影響。(1)信息技術作為數字化發展的基礎有助于降低信息搜尋成本進而刺激出口[9]。隨著新一代信息技術及數字平臺的推廣運用，中小企業迎來對外貿易的新機遇。沈國兵和袁征宇(2020)探究數字化轉型對企業出口產品質量的影響[10]。(2)企業利用數字平臺不僅加強與不同外部組織的信息交換和收集，幫助企業獲得更多資源以實現更有效的創新戰略，而且有助于獲取大量知識和信息，推動新的發明和創新出現[11]。當企業擁有較強的處理和分析大數據能力時，增強了組織學習能力并助推企業創新和開發新產品[12]。(3)部分學者從企業資本市場表現、生產率等角度考察數字化轉型的經濟影響。吳非(2021)的研究表明數字化轉型賦予企業新的發展動能，提升企業在資本市場中的表現并顯著增強股票流動性[13]。

雖然諸多文獻圍繞OFDI驅動因素和數字化轉型的相關話題展開研究，但仍存在如下不足：(1)多數文獻仍基于傳統視角探討OFDI的驅動因素，僅少數學者從數字經濟這一新型經濟形態視角分析其對OFDI的影響[14][15]。然而，這些研究多是利用宏觀數據著眼于東道國數字經濟發展對中國OFDI的影響，關于微觀數字企業跨國投資的理論探討和經驗證據卻很少。事實上，對于數字化如何改變企業國際化的動機、決定因素及其內在影響機理，未有系統的實證文獻予以研究；(2)多數文獻從出口視角考察數字化與對外經濟的關系，而OFDI作為跨國企業最重要的對外經營活動之一并未受到較多關注。相比于出口，OFDI需更高的生產率和創新能力，數字化轉型在提升企業生產率和創新能力方面具有明顯的促進作用，因而可能對企業OFDI的影響更大[16]。

與現有文獻相比，本文具有如下的幾點貢獻：(1)試圖將數字化轉型與企業OFDI結合起來加以討論。現有文獻僅關注東道國數字經濟發展對中國OFDI的影響，而關于企業自身數字化轉型與OFDI的關系尚未觸及。本文基于異質性理論框架，利用微觀企業數據，從生產率和創新能力兩個層面分析數字化轉型對OFDI的影響機制及作用效果；(2)著力回答數字技術的作用到底體現在哪些方面。一系列結構效應、企業異質性和環境效應分析表明，數字化轉型不僅彌補企業在OFDI中的部分劣勢，而且助力企業突破地區金融科技和市場環境的限制。這對加快企業數字化轉型、挖掘企業海外投資競爭優勢和潛在動力具有現實意義。

二、影響機理與研究假說

(一)理論框架：異質性理論框架下企業OFDI決定因素

區別于傳統國際貿易理論的同質企業假設，Melitz(2003)從生產率視角探討企業異質性與生產模式之間的關系，提出生產率異質性是企業國際化模式選擇的關鍵因素[1]。Helpman等(2004)將該理論延伸至OFDI領域并構建企業異質性理論的一般均衡模型，認為企業在海外生產經營面臨的固定成本大于出口貿易成本時，位于同一行業的企業因生產率不同而選擇差異化的生產模式[17]。具體而言，生產率最高的企業進行OFDI，生產率次之的企業選擇出口，生產率最低的企業則服務于國內市場。此后，眾多學者利用理論和實證分析驗證這一結論，即生產率水平是影響企業OFDI的關鍵因素。Yeaple(2009)利用美國企業數據，發現生產率水平與企業OFDI規模成正比[5]。張海波(2021)對中國企業的研究同樣表明，生產率水平與企業OFDI規模之間具有顯著的正向關系[18]。

相關研究表明，企業若要順利進入國際市場并克服東道國經營的外來者劣勢，還需具備足夠的創新能力和競爭優勢[19]。創新能力作為企業獲取競爭優勢的重要來源，是企業成功進入東道國市場開展經營活動的基本前提和有效保障[4]。

在企業異質性理論框架下，生產率水平和創新能力是影響企業能否實施國際化生產模式的決定性因素，生產率水平的提升及創新能力的增強均推動企業前往國際市場開展OFDI活動。因此，本文從生產率和創新能力兩個層面分析數字化轉型對企業OFDI的影響機制。

(二)生產率渠道

關于數字技術與生產率之間的“索洛悖論”飽受爭議。早期的文獻并未發現數字化投資顯著提升企業生產率。Rei(2004)的研究顯示葡萄牙勞動生產率并未隨著數字技術應用領域的投入增加而得以提高[20]。Aghion等(2017)認為數字技術需經歷多個階段不斷迭代滲透至經濟社會各個方面，并最終與實體經濟深度融合才能實現生產率的提升[21]。最近的部分研究為數字化促進生產率的上升提供了實證證據[3]。

就供給側而言，企業需大量數字化投入來實現轉型。盡管在此過程中企業面臨較高的固定成本，但考慮到技術的可重編譯性及同質化等特征，致使其在生產過程中僅需克服較低的邊際成本就能促進企業生產率水平的提升[22]。此外，數字技術的運用有助于提高生產作業精度，降低操作失誤引致的損失[2]。例如，3D打印、大數據、云計算等技術的聯合使用能有效結合大數據環境來制定生產規范，通過實時監控和預警及時處理生產誤差，從而提升企業生產率。除供給側外，數字化轉型還有利于增進需求側與供給側的匹配效率。以跨境電商為代表的數字化平臺極大地降低了搜尋成本和合同成本[23]，企業利用平臺內的消費者數據更具針對性地生產符合其偏好的產品。

總之，數字化轉型有助于提升企業生產率，促使企業跨越OFDI生產率門檻，提高OFDI概率。

(三)創新能力渠道

在當前數字經濟的背景下，數字技術儼然成為企業自身創新水平提升的新型驅動因素。這一方面源于企業自身數字化轉型，另一方面來自于眾多數字化轉型企業的虛擬集聚。從企業自身數字化轉型來看，企業引進先進的數字技術設備投入生產過程以改變傳統的生產流程，從而提升了自身創新能力[24]。同時，通過采用數字化服務(如大數據、人工智能等)，企業更為精準地了解消費者需求，降低信息獲取成本，進而明確下一步創新方向并提高投入效率[10]。從數字化企業集聚來看，數字技術的運用打破集聚所需的地理空間鄰近依賴，形成企業間信息網絡空間耦合關聯，降低知識的不可重編譯性，擴大了知識外溢。這種數據要素的積累及網絡的知識溢出效應逐步擴散至企業集群，從而有助于提升企業創新水平[25]。

進一步地，企業創新水平的高低顯著影響企業OFDI決策，這一傳導邏輯與經典的國際貿易理論相符合[17]。因此，具有技術創新優勢的企業靈活選擇進入東道國市場的模式，為克服OFDI的固定成本提供技術保障。這意味著數字化轉型提升了企業技術創新水平，進而為OFDI決策提供支持服務，最終推動企業OFDI。

綜上，數字化轉型通過提升企業生產率及增強企業創新能力兩個渠道作用于企業OFDI。

三、研究設計

(一)計量模型設定

在已有文獻的基礎上，本文設定如下的計量模型：

OFDIit=α0+α1digitalit+α2X+δi+θt+εit

(1)

其中，i、t分別表示企業和年份；OFDI為企業是否開展對外直接投資的虛擬變量，若開展了OFDI，則其取值為1，否則為0；Digital表示企業數字化轉型指標。X表示一系列控制變量，具體包括：企業規模(Size)，采用企業員工數的對數值衡量；資本密集度(Capital)，采用企業固定資產總和除以員工數的比值衡量，其中固定資產總和經歷年的固定資產價格指數平減；融資因素(Finance)，采用企業負債總額與總資產的比值衡量；企業年齡(Age)，以當年年份減去企業成立年份的差值衡量；企業所有制(Nature)，以虛擬變量表示，若為國有企業，則其取值為1，否則為0；行業競爭程度(HHI)，采用行業赫芬達爾指數衡量；企業自身投資經驗(Invest_e)，以企業i在t期以前在相同市場j的投資次數表示；同行業企業投資經驗(Other_e)，以在t期之前與企業i同行業的其他企業選擇國家j作為東道國的投資次數表示。δi、θt分別為企業固定效應、時間固定效應，εit為隨機擾動項。

(二)變量選取：數字化轉型指標

參考吳非等(2021)的做法，本文從以“ABCD”技術為企業數字化轉型的底層技術構架和技術實踐運行兩個層面構建企業數字化轉型指標[13]。首先，利用Python爬蟲軟件搜集滬深A股上市企業年報，通過JavaPDFbox庫提取文本內容，以作為后續詞譜篩選的數據池。其次，立足于學術和實業領域，確定數字化轉型的特征詞并參考數字化轉型的相關文獻，總結歸納有關特征詞[26]。基于《中小企業數字化賦能專項行動方案》及政府工作報告等重要資料，擴充特征詞詞庫，參考吳非等(2020)的做法，對數字化展開結構分類并形成特征詞圖譜[13]。在此基礎上，刪除“沒有”“無”“不”等特征詞前的否定詞語。再次，利用Python爬蟲軟件提取上市企業年報并形成數據池。最后，在年報文本數據池的基礎上，對上述特征詞進行搜索、匹配及詞匯頻率計算(2)考慮到不同企業年報存在篇幅上的差異，本文采用特征詞頻率(詞匯出現的頻次/年報文本數據中總詞匯數)來衡量企業數字化轉型。。考慮到詞表中部分詞匯可能在年報中廣泛提及，導致對該類特征詞鑒別力的高估，故借鑒Loughran和McDonald(2014)的逆文本頻率法(Term Frequency-Inverse Document Frequency，TF-IDF)，對各特征詞的頻率進行加權[27]。權重計算的原則為：若關鍵詞w出現的年報較多，則其IDF權重較小，說明關鍵詞w類別區分能力更弱。指標的計算包括三部分：第一，特征詞w在t年公司i年報中的詞頻TFwit；第二，特征詞w在t年的IDF權重指數IDFwt；第三，加權匯總后得到公司i在t年的數字化轉型指數Digitalit。具體公式如下：

(2)

(3)

(4)

其中，ait(w)為t年公司i年報中特征詞w出現的次數，Ait為t年公司i年報的總詞匯數(經數據清洗后)，Nt為t年獲得的年報總數量，nt(w)為t年包含關鍵詞w的年報數量。為避免某年關鍵詞缺失導致的分母為0的情況，我們取nt(w)+1作為IDF權重計算的分母。

(三)樣本選取及數據來源

本文依據上市公司的關聯公司信息來識別企業是否進行OFDI。我們選擇的關聯關系為“上市公司子公司”“上市公司合營公司”“上市公司聯營公司”，關聯方在大陸之外注冊且控制權比例大于10%時被視作上市公司進行了OFDI。據此，搜集2000—2020年滬深A股上市公司OFDI數據，進一步對樣本做如下的篩選：僅保留制造業企業，刪除投資于開曼群島、英屬維爾京群島、百慕大群島及香港的企業，剔除在研究期內被ST或*ST處理的上市公司及不符合會計準則的樣本。

四、實證分析

(一)基準回歸估計

表1的(1)列為式(1)的回歸結果，發現數字化轉型的估計系數顯著為正，說明數字化轉型促進了企業OFDI。(2)列為滯后一期的數字化轉型指數(使用滯后一階項可在一定程度上緩解互為因果的問題)的回歸結果，顯示數字化轉型指數仍顯著為正。考慮到企業進入國際市場后面臨來自全球企業更大的競爭壓力，在國際市場中要占據一定的市場份額不得不進行技術改進升級。OFDI活動在一定程度上促使企業進行數字化轉型以應對國際市場競爭，因此模型可能存在互為因果的內生性問題。(3)列為僅保留企業首次OFDI的樣本，發現數字化轉型指標的估計結果與前幾列較為相似。企業數字化轉型乃至OFDI活動同世界范圍內的重大進入沖擊具有一定程度的關聯。比如，在遭遇重大金融沖擊后，企業對外投資降低，自身數字化轉型也面臨阻礙，忽略這一因素可能造成內生性干擾。(4)列為剔除國際金融危機影響后的估計結果(3)考慮到2008年全球金融危機對企業經營活動的時滯效應，本文刪除2009、2010年的樣本后進行回歸。。(5)列將被解釋變量替換為企業對外投資次數(4)參考黃遠浙等(2021)的做法，以上市公司當年投資市場個數衡量對外投資次數，數據來源于國泰安CSMAR數據庫[28]。，發現數字化轉型指標顯著為正，說明數字化轉型有助于提高企業對外投資次數。(6)列將被解釋變量替換為企業對外投資額(5)參考歐陽艷艷等(2022)的做法，手工摘錄上市公司年報中提及的“長期股權投資”并作為境外子公司、合資公司、聯營公司的直接投資金額[29]。平均投資金額=企業總投資金額/投資企業數。，主要解釋變量仍顯著為正。這一系列結果顯示數字化轉型顯著促進了企業OFDI。

表1 基準回歸估計結果

(二)穩健性檢驗

1.雙重差分法。前述基準回歸中考慮了互為因果的內生性問題，但模型中仍可能存在遺漏變量偏誤。由于“ABCD”技術的不斷成熟助推企業分批次逐步進行數字化轉型，這為本文構造了一個較好的準自然實驗。我們采用漸近雙重差分模型，通過比較企業實施數字化轉型前后處理組與對照組之間的差異得到數字化轉型對企業OFDI的“凈效應”，從而進一步克服內生性問題。具體模型如下：

OFDit=β0+β1(du×dt)+β2X+δi+θt+πit

(5)

其中，du表示個體虛擬變量，當企業在研究期內進行數字化轉型時，du=1，否則du=0。dt表示時間虛擬變量，若企業在當年及之后進行數字化轉型，dt=1，否則dt=0。待估參數β1表示數字化轉型前后企業OFDI的變化。值得注意的是，本文選取至少連續5年的樣本，查看數據可知部分企業從近些年才開始進行數字化轉型，但雙重差分模型需政策沖擊前后幾年均有一定的觀察值。為此，對實施數字化轉型不足2年的企業樣本不賦值du=1，以保證差分前后具有足夠的樣本。

表2的(1)列報告了雙重差分檢驗的估計結果，發現du×dt(did)的估計系數顯著為正，表明實施數字化轉型后企業OFDI的概率得到顯著提高。在此基礎上，本文對雙重差分模型進行平行趨勢檢驗(6)限于篇幅，文中未列出平行趨勢圖，作者備索。。根據(2)列的估計結果，數字化轉型實施前pre3、pre2、pre1的估計系數均不顯著，滿足平行趨勢假設；數字化轉型實施后1年(post1)、2年(post2)、3年(post3)的估計系數均顯著為正，表明數字化轉型對企業OFDI的影響具有一定的持續性特征。從顯著性水平和系數值大小來看，隨著數字化轉型實施時間的推移，du×dt的估計系數值和顯著性水平均有所上升，由此得到一個有趣的結論：數字化轉型對企業OFDI的影響具有時滯效應，往往在實施若干年后才顯現出來。因此，企業需盡早開始數字化轉型戰略部署，搶抓數字化高地，提升企業競爭力，為后續開展OFDI奠定數字基礎。

表2 穩健性檢驗結果

2.工具變量法。數字化轉型與OFDI同屬企業自身的決策行為，因而估計結果可能仍存在內生性問題。一方面，OFDI企業比非OFDI企業的生產率和技術水平相對更高，意味著OFDI企業具有更強的傾向進行數字化轉型，以進一步提高其OFDI水平及企業績效。另一方面，或許同時存在影響企業數字化轉型及OFDI的不可觀測因素，致使回歸結果高估了企業數字化轉型與OFDI之間真實的因果效應。對此，本文采用工具變量法來緩解內生性問題，利用上市企業“董高監”人員受教育背景信息構建工具變量。首先，通過CSMAR數據庫獲取企業“董高監”人員受教育背景信息，若畢業為“軟件工程”“人工智能”或“IT管理”等與數字化轉型密切相關的專業，則將其劃歸為數字人才；其次，計算企業在特定年份擁有的數字人才總數(對其加1后取對數)并作為數字化轉型的工具變量；最后，采用2SLS模型進行估計。選取該工具變量的主要原因是：作為企業經營管理的重要決策者和領導者，“董高監”成員對企業的未來發展方向具有重要影響，成員中數字人才的增加將影響企業數字化轉型水平，而成員中數字人才的數目顯然難以左右企業OFDI決策。因此，該工具變量滿足相關性及外生性的假定。

表2的(3)、(4)列是工具變量的估計結果。(4)列的數字化轉型估計系數顯著為正，表明使用工具變量后的基準回歸結果是穩健的。(3)列的第一階段估計結果顯示，工具變量的估計系數顯著為正，表明工具變量與數字化轉型之間存在顯著的正向關系；Cragg-Donald Wald F統計量為15.291且大于10，拒絕了弱工具變量假設。

(三)影響機制

前述的機理分析表明數字化轉型通過提升企業生產率及增強企業創新能力兩個渠道促進企業OFDI，本文依次檢驗這兩個影響渠道。

表3匯報了企業生產率和創新能力的機制檢驗結果。(1)列采用LP法測度企業全要素生產率，發現數字化轉型的估計系數顯著為正，表明數字化轉型提升企業生產率。考慮到內生性問題，(2)列利用上述的數字化轉型的工具變量進行回歸，其估計系數仍顯著為正，證明數字化轉型在提升企業生產率方面確實具有一定的作用。(3)、(4)列采用OP法測度企業全要素生產率，主要解釋變量的估計系數仍顯著為正，進一步證明數字化轉型的生產率渠道作用。(5)列采用企業發明專利授權數衡量企業的創新能力，發現數字化轉型的估計系數顯著為正，表明企業進行數字化轉型有助于提升自身的創新能力。(6)列采用工具變量的估計結果也證實這一結論的穩健性。上述結果表明，數字化轉型的生產率提升效應和創新能力增強效應是顯著存在的，而企業生產率水平的提升和創新能力的增強均有助于提高企業OFDI水平。

表3 影響機制檢驗結果

(四)進一步檢驗

1.企業異質性。為進一步考察數字化轉型促進企業OFDI的作用程度是否依賴于企業個體異質性，本文分別從要素密集度、企業規模和政企關系三個方面進行比較。

首先，參考魯桐和黨印(2014)的研究，我們將企業劃分為勞動、資本和技術密集型三類[30]。根據表4的(1)—(3)列的估計結果，數字化轉型顯著促進了勞動和技術密集型企業OFDI。技術密集型企業本身具有較高的科技水平，在數字化轉型過程中通過發揮其人力資本優勢和技術優勢來提升企業創新能力及海外投資能力。對勞動密集型企業來說，其技術水平要低于其他兩類企業，數字化轉型可彌補企業在技術水平方面的相對劣勢，助推企業通過OFDI擴大國際市場、拓寬產品銷售渠道，最終改善企業經濟效益。

表4 企業異質性檢驗結果

其次，依據企業規模將樣本劃分為較大、中等和較小三種類型。表4的(4)—(6)列的結果表明，數字化轉型促進了中小規模企業OFDI。相較于中小規模企業而言，規模較大的企業具有較強的資本運作能力和抗風險能力及豐富的國際市場經驗，對外投資能力更強，因而數字化轉型對企業OFDI的作用并不突出。而對中小規模企業來說，數字化轉型有利于企業通過數字技術更便捷、快速地獲取海外市場信息，降低投資風險。此外，借助數字平臺拓展獲取外源資金的途徑，提升資金運作效率，緩解企業融資約束，最終增強企業OFDI能力。

最后，在企業與政府的關系方面，政企關系劃分為較強和較弱兩種(7)由于政企關系難以直接觀測，現有研究多采用政企合謀的概率來衡量政企關系，具體包括企業高管是否在政府主要部門任職、官員出身、擁有政治關聯的高管占企業高管總數的比重等[31][32]。然而，政企關系強調的是政府與企業間互惠行為的制度安排，表現為政企關聯的整體制度性現象[31]。企業與政府在制度層面達成默契后能為自身提供穩固的社會資源和更全面有利的政策信息，進而形成一種非賄賂合謀，因此政企關系需包含企業試圖建立“利益型關系網絡”的可能性。本文參考Cai等(2011)、孫曉華(2022)的研究，采用企業賬目中差旅費和招待費等管理費用占銷售收入的比例來衡量政企關系，將大于中位數的樣本歸為政企關系較強的企業，反之則是政企關系較弱的企業[33][34]。。政企關系較強的企業通過與政府建立某種聯系而更易獲得對外投資所需的資金和政策支持。表4的(7)、(8)列的估計結果表明，數字化轉型促進了政企關系較弱企業的OFDI。相比于政企關系較強的企業，政企關系較弱的企業在取得政府支持方面處于一定的劣勢，在缺乏政府政策和資金扶持的情況下，需通過其他途徑增強自身的OFDI能力，而數字化轉型有助于提升其創新能力，彌補了這一劣勢并增強企業的競爭優勢。

上述的企業異質性分析表明，勞動密集型、中小規模及政企關系較弱的企業進行數字化轉型的受益更大，說明數字化轉型在彌補企業OFDI活動中的部分劣勢起到一定的推動作用。

2.環境效應。事實上，既有研究表明地區金融科技的發展已打破傳統金融市場資源配置的低效率，實現了金融資源的優化配置，通過降低金融機構與企業之間的信息不對稱緩解企業融資約束，提高企業投資的積極性[35]。除地區金融科技環境外，周經和王馗(2019)認為地區市場環境也影響企業OFDI(如要素市場扭曲帶來的要素價格差別化、市場分割引致的商品自由流動限制等均不利于OFDI)[36]。為進一步檢驗數字化轉型能否助力企業突破當地金融科技環境及市場環境約束進而促進其OFDI，本文分別從金融科技水平(地區金融科技環境)、市場分割程度及要素市場扭曲程度(地區市場環境)三個方面進行比較。

首先，參考沈悅和郭品(2015)的思路，采用“文本挖掘法”構建地區金融科技水平指數[37](8)限于篇幅，具體的計算方法未列出，作者備索。。本文以中位數為界，劃分地區金融科技水平高低組別進行回歸(估計結果見表5的(1)、(2)列)。在地區金融科技水平較高的組別中，數字化轉型的估計系數不顯著，而較低組別的估計系數顯著為正，說明數字化轉型對企業OFDI的促進作用在金融科技發展水平較低的地區更明顯，助推企業突破地區金融科技水平的限制，進而提高企業OFDI。

表5 環境效應檢驗結果

其次，參考張杰(2011)等的研究，采用市場化指數法測度地區要素市場扭曲程度[38](9)采用王小魯等(2021)的市場化指數來構建指標，數據來源于王小魯等(2021)的《中國分省份市場化指數報告》(2002—2019年)[40]。具體的計算過程未列出，作者備索。。與上述類似，以中位數為界來劃分各地區要素市場扭曲程度(估計結果見表5的(3)、(4)列)。結果顯示，數字化轉型對地區要素市場扭曲程度較高的企業OFDI的促進作用更顯著，有助于優化要素資源配置，緩解要素市場扭曲的不利影響。

最后，參考卿陶和黃先海(2021)的研究，采用相對價格法測度地區市場分割程度[39](10)大體步驟如下：計算兩兩省份的相對價格絕對值，采取去均值法消除相對價格法中存在的固定效應，求解各商品的價格方差并將其按照兩兩省份匹配合并，最終得到30個省份的市場分割指數。樣本期為2002—2019年。具體的計算過程未列出，作者備索。。仍以中位數為界，地區市場分割程度劃分為較高和較低兩種(估計結果見表5的(5)、(6)列)。在市場分割程度較低的地區，數字化轉型的估計系數不顯著。相反地，數字化轉型促進了位于市場分割程度較高地區的企業OFDI，說明數字化轉型有助于企業突破市場環境限制，在一定程度上打破了地區市場分割，增進商品要素資源自由流動，從而對企業OFDI產生作用。

上述的地區金融科技環境及市場環境分析表明，數字化轉型幫助企業突破地區發展環境的限制而驅動企業OFDI。

五、結論與政策建議

數字化轉型賦予企業新的發展動能能否為企業開展海外投資提供新契機？本文深入探討數字化轉型對企業OFDI行為的影響及其內在機理，結果表明數字化轉型促進企業OFDI并主要通過提升企業生產率和增強企業創新能力兩個渠道來實現，對勞動密集型、中小規模及政企關系較弱的企業OFDI的作用更強；當企業位于金融科技水平較低及市場環境較差的地區時，數字化轉型對企業OFDI的促進效應更明顯，助力企業突破地區發展環境的限制。

上述的研究結論具有重要的實踐啟示。(1)目前，數字企業海外投資正成為引領跨國投資的最新趨勢，企業需通過數字化轉型賦予新的發展動能才可在復雜多變的國際市場中建立競爭優勢。數字化轉型對企業OFDI的影響存在一定的時滯性，企業應盡早實施數字化轉型戰略，搶抓數字高地，縮小與其他企業的數字“鴻溝”，以保持并提高競爭力。(2)重視數字經濟帶來的后發優勢。全球正推進以數字技術為基礎的新一輪技術變革，只有充分利用數字經濟的后發優勢，才能形成中國OFDI的新增長點，進而探尋企業海外投資新契機。我國已成為全球第二大經濟體和最大的發展中國家，但就數字技術而言與發達國家仍存在一定的差距。大力發展數字經濟，積極引導企業數字化轉型，完善數字金融體系，推動經濟高質量發展，提高發展效率，實現對發達國家的“彎道超車”。(3)數字化轉型的“最后1公里”不僅是企業自身發展的問題，還需政府重視企業所處地區的軟環境。前文的環境效應檢驗結果顯示，數字化轉型中仍要注重地區金融科技環境、市場環境等軟環境的建設。各地區應進一步完善金融科技水平建設，推動金融科技與實體企業精準對接，提高金融對高效優質企業的識別率，降低企業融資成本，助力企業“走出去”。