企业数字化转型是否影响出口贸易

孙文远 李琪

一、引 言

出口贸易作为拉动我国经济发展的三驾马车之一，对发展国民经济、稳定经济形势至关重要。目前国际形势复杂严峻，各国贸易摩擦加剧，疫情的反复蔓延进一步模糊了贸易局势，我国经济下行压力加大，国际贸易自由化面临新的挑战。若要顺应发展趋势与潮流，深度把握未来，如何调整出口贸易模式以及如何优化出口贸易结构成为发展出口贸易、助力外贸企业踏浪 “数字革命”的关键。商务部发布的《“十四五”对外贸易高质量发展规划》指出，“加快贸易全链条数字化赋能”，旨在促进我国对外贸易数字化发展进程、推动出口贸易包容性增长。伴随着信息技术的普及应用，数字经济时代悄然来临。企业应用数字技术的过程即为企业数字化（Wu 等，2019），企业利用新兴技术进行产业升级转型的过程即为企业数字化转型（张永珅等，2021）。基于企业生产的自动化改革，传统行业在数字经济的影响下开始数字化转型，以谋求数字经济时代高速发展的竞争优势，以新数字技术、新发展模式实现可持续发展（刘九如，2023）。同时，新冠疫情在全世界的蔓延和反复倒逼传统企业不得不进行数字化转型，传统企业的数字化转型正由“选择题”变成“必答题”。

基于此背景，本文从国内企业应用数字化技术的角度分析数字技术与出口贸易之间的密切联系，将异质性企业贸易理论作为研究基点，从微观企业视角切入，旨在探究如下议题：出口贸易与企业数字化转型二者之间的影响方向；影响背后是否存在具体的理论机制；对于异质性企业是否存在差异性影响。从微观层面回答上述问题无疑具有重要的理论价值和现实意义，这既有助于深刻理解数字化时代企业出口升级新的动力机制，也为助力实现企业出口发展提供有力的经验证据。本文其他部分安排如下：第二部分为文献综述，梳理数字化与出口的相关文献，分析现有研究进展；第三部分为理论机制，拓展异质性企业理论模型，嵌入数字化转型变量，进一步揭示具体影响途径；第四部分为数据说明与研究设计，定义并描述文中所使用的所有变量；第五部分针对实证结果进行分析，通过汇报实证结果验证前几部分相关结论假说；最后是本文结论及政策建议。

二、文献综述

（一）企业数字化转型的相关研究

国内外现有研究主要针对内涵、测度及相关经济效应展开。首先，Vial（2019）认为数字化转型是一个数字化技术影响组织，进而组织寻求价值创造路径的过程，并由此构建数字化转型的认知框架。陈剑等（2020）基于数字化转型引发组织变革创新的视角，认为数字化转型的内涵与商业模式重塑、价值创造路径创造有关，可以从根本上提升企业绩效以及扩大影响范围。还有学者将数字化转型分为信息转化、信息应用以及商业模式三个阶段，认为改变数字技术的应用方式有助于创造和分配更多价值的新数字化商业模式（Verhoef 等，2019）。其次，刘飞（2020）从三个维度衡量数字化转型，分别为投资、应用以及业务转型，其中，对于数字化应用及转型业务的测度主要通过对年报词频的分析。词频分析法因其简便、精准的特性受到诸多学者的欢迎，吴非等（2021）在以资本市场视角探究企业数字化转型时，即通过词频分析法对企业数字化转型强度进行刻画。袁淳等（2021）利用词频分析法构建数字化程度指标，同时建立数字化词典，该方法对上市公司的数字化程度反映较为全面。最后，企业数字化转型的相关经济效应主要体现在获得价值效益以及造成的行为结果等方面。在价值效益角度，研究发现传统企业在数字化转型过程中可以显著提升经济效益（Verhoef 等，2019），也有学者基于组织内部学习及外部合作两个视角对企业数字化转型与经济效益之间的内在机制展开探讨，内部学习导向和外部网络关系均可以正向调节经济效益，使数字化企业在传统企业发展中具备一定竞争优势（Bellstam 等，2020），提高企业商业价值（Dai 等，2020），且资本产出弹性远超于劳动产出弹性（刘淑春，2021），销售净利率与每股收益均可得到不同程度的稳定提升（赵宸宇等，2021），同时，促进企业节能减排，对“双碳”目标具有一定助力（刘慧、白聪，2022）。涂心语和严晓玲（2022）基于知识外溢视角，发现企业运用数字化技术可以促进增强经济内生增长动力，为“数实融合”助力。在行为结果角度，陈庆江等（2021）认为企业在进行数字化转型的过程中具有一定企业间的行为互动，从而引发同群效应。另有学者发现企业面临的外部环境不确定性因素将正向影响数字化技术与企业内部的业绩驱动程度（易露霞等，2021）。此外，还有部分研究指出企业数字化转型的程度越高，债务违约风险越低，企业产权性质、产业性质均在其中起到调节作用，由此保障企业建立稳定持续的商业模式（Katsamakas，2022），同时还能促使企业承担更多社会责任（赵宸宇，2022），显著提升企业ESG 表现，推进ESG 发展（胡洁等，2022），为驱动企业高质量发展提供动力源泉。

（二）数字化与出口贸易的相关研究

关于企业通过数字化技术影响出口贸易的现有文献主要可以分为数字产业化和产业数字化与出口贸易之间的研究。首先，企业对于数字产业化的运用主要为信息和通信技术（ICT）等数字技术的发展带来了互联网、电子商务等一系列新兴数字产业，对社会发展及贸易带来一定影响，主要表现在互联网发展及电商平台的应用等方面。在互联网发展方面，研究发现企业对于互联网的广泛运用可以显著促进出口贸易发展（Bulturbayevich 和Jurayevich，2020；段颀、史宇鹏，2022），不仅在宏观上促进出口规模扩大，而且在微观上可以优化企业内部资源配置（施炳展，2016），且随着国民收入水平不断提升，对出口贸易的推动效应越强。互联网的引致效应对企业出口产品质量有提升作用，主要通过提高产品管理能力、加强创新保护实现（沈国兵、袁征宇，2020）。闫林楠等（2022）通过探寻贸易结构转型新路径，发现企业运用互联网技术可以同时促进当地及关联地区的出口贸易共同增长。金祥义和施炳展（2022）基于互联网搜索视角，发现互联网技术可以从企业生产及交易两个层面对出口产生影响。在电商平台应用方面，Kim（2017）以中国电子商务对韩国企业战略及政策的影响为研究切入点，通过在线调查及实证分析，认为企业对于电子商务平台的发展对扩大出口市场具有显著促进作用。部分国内学者研究发现，企业对于电子商务平台的应用可以显著提高企业进入出口市场的概率，促进出口规模扩大，进而增加国内企业与发达国家之间的贸易交流（岳云嵩、李兵，2018），提升出口国内增加值率，降低我国企业出口市场的组合风险（李泽鑫等，2021）。还有学者从细分市场角度出发，基于跨境电商的交叉销售行为分析企业的出口溢出效应（马述忠、濮方清，2022）。

其次，企业运用产业数字化即以数字技术为依托，将数字化技术和传统业务有效整合，通过“数实融合”对传统业务及产品进行数字化改造。如制造业的数字化可以通过提高产品附加值，促进企业在全球价值链中向中高端迈进。Meijers（2014）认为企业的产业数字化创新水平同样会产生作用，应用不同来源的数字技术会对企业的出口附加值产生不同的影响，应用国内数字技术会产生正向的提升作用，而应用国外来源的数字技术，作用效果则相反。另有研究表明，产业数字化的发展可以显著刺激发展中国家服务出口的增长，同时，随着数字技术革命的不断推进，将助推企业数字化转型，引发世界范围内生产方式、生活方式变革，从而导致企业参与国际贸易的固定成本下降，服务和商品贸易的比例随之增加（Bukht 和Heeks，2018）。王桂军（2022）认为产业数字化通过促进企业创新，可以推进企业生产系统的升级换代，实现产业数字化、智能化，既有利于优化我国在国际贸易市场中的贸易结构，激发国内市场对企业产品的需求，也有利于提高产品的出口竞争力，推动构建“双循环”新发展格局。户华玉和佘群芝（2022）研究发现，出口隐含碳强度与企业数字化转型在制造业行业中存在一定的倒U 型关系，其中，技术水平提升为负效应，规模和能源结构属于倒U 型中介效应，全面开展数字化转型，实现管理和生产系统的数字化，提高管理和生产效率，利用数字平台直接与消费者建立联系，缩短外贸链条，降低国际贸易成本，将协同促进企业出口贸易与低碳发展。

与现有研究相比，本文的边际贡献如下。首先，在研究视角方面：现有研究主要集中在数字化技术与经济效应的宏观影响上，针对微观理论机制的研究较少，本文则从企业应用数字技术的视角出发，揭示了企业数字化转型影响出口的微观渠道，通过拓展理论模型，诠释了企业数字化转型影响企业出口的作用机理。其次，在研究方法方面：国内外对数字化转型的研究多集中于理论分析，本文基于企业异质性理论模型，嵌入数字化转型变量，并结合2003 - 2013 年中国A 股上市公司数据与海关贸易数据，采用理论分析结合数据实证的方式，对企业数字化转型与出口贸易之间的联系进一步说明。

三、理论机制

假设在垄断竞争市场中，每家企业仅生产一种产品，基于Hallak 和Sivadasan（2008）异质性企业理论模型，我们嵌入企业数字化转型变量，研究在开放条件下企业数字化转型对出口贸易的影响。

（一）消费者行为

构建经典恒替代弹性（Constant Elasticity of Substitution，CES）形式模型，代表性消费者在t时期消费类产品的效用函数如下：

消费者对企业i生产的产品的最优消费数量可由式（1）求得：

其中，E代表消费者对该产品的总支出，E⁄P代表市场中整体消费规模。消费者对某种商品的消费需求取决于两个方面，分别是商品的价格（）和商品的质量（）。

（二）生产者行为

假设生产所需的劳动力要素单位价格标准化为1，市场为垄断竞争，每个企业在生产率（）和固定成本投入效率（）两个方面具有异质性（Melitz，2003；Bernard，2003）。由此可知，企业边际成本（MC）和固定成本（F）与生产率（）②产品生产率作为投入和产出的比值，分为单要素生产率和多要素生产率，会影响产业内部的资源配置，从“索洛余值”的概念指去除投入要素后的剩余部分。而固定投入效率则是指在给定投入情况下，实际产出与最优产出之间的比值，或指给定产出条件下，实际投入与最优投入之间的比值。和固定成本投入效率（）的关系如下：

其中，③α、β 分别表示产品固定成本质量弹性和边际成本质量弹性，均为正数；c 、f 分别表示可变成本单位价格和固定成本投入单位价格，均为正常数。FO、Fe分别代表经营所需固定成本与出口所需固定成本（比如运输过程中的“冰山成本”等）。企业参与数字化转型对其生产经营活动产生直接影响，故在FO生产经营所需成本处设置参数d，以此衡量企业数字化转型程度。根据企业数字化转型数据d∈[0,1)，即企业完全参与数字化转型取值为1，否则为 0，同时结合现实条件，企业不可能完全实现数字化。

（三）企业的出口行为

基于前文需求函数和成本函数的假设，结合式（1）、式（3），推得企业参与贸易出口的利润函数：

企业在进入市场时为实现利润π最大化，必须对产品价格和质量进行调整，使得运营收益和固定成本之间的差额达到最大。假设β∈(0,1)，则有α′＞0；当πe≥0时，企业能够支付进入国际市场的高昂成本(FO+Fe)，克服国际市场进入壁垒。因此，（7）式也决定了企业的出口决策。

（四）企业数字化转型的影响机制

由（6）式推得（7）式可知，在市场规模(E⁄P)既定时，企业产品出口取决于、。企业数字化转型将对企业出口产生积极、消极两方面影响。一方面，企业应用数字化技术后提高生产效率进而有利于出口。首先，企业应用数字化技术完成产品生产的过程，基于数字技术的可重编译性、可同质化性等特征，将提高产品生产效率进而降低边际成本（Nambisan 等，2017）。贸易企业通过数字化技术提高生产效率，进而会选择增加国际业务，扩大出口贸易，以此抢占国际市场份额，提升企业出口集约边际。非贸易企业通过数字技术提高生产率，会促使企业开展国际业务，开展出口贸易活动，进而提升企业出口扩展边际。其次，数字化技术为企业拓宽交易渠道、扩大交易规模、增加海外交流提供了低成本平台，有利于降低信息沟通成本、及时了解产品信息更迭、实现精准化专业级分工。同时，数字经济也为数字服务与数字贸易的发展提供了平台与技术，企业通过互联网平台扩展学习视野，拓展企业升级空间，不仅在产品生产、销售等环节得到技术补充和提升，在员工培训及人才招聘等方面亦可获得正向技术外溢效应（叶娇等，2018）。综上可知，企业数字化转型可以通过提高生产率、提高固定成本投入效率进而降低边际成本和固定成本。

另一方面，企业应用数字化技术具有风险成本，不利于出口。首先，企业运用数字技术将面临经营模式转变、新型人才招揽以及产品科研创新，极大增加企业产品生产的投入成本。同时，数字化技术的应用过程需要消耗大量资源，而企业的“资源应险能力”具有一定门槛。贸易企业随成本增加，可能优先使用数字化投入成本替代出口成本，转战国内市场，以应用数字化技术的新型产品增加国内市场竞争力，不利于企业对外出口。非贸易企业在增加投入成本的过程中，更加无力考虑出口市场，因此导致企业应用数字化技术使得成本提高，进而阻碍出口贸易发展。其次，企业运用互联网收集数据信息，在存储方面安全隐患问题难以保证，道德风险问题隐现。同时，在虚实信息难辨的交易中，企业需要额外划分一定管理资金用于客户维护，不仅加大固定成本、边际成本，而且提高了企业承担风险的可能（戚聿东，2020）。综上可知，企业数字化转型也具有一定负效应，会提高企业边际成本及固定成本。

①使用Mathematica 软件计算：，其中，E ⁄P 为市场中整体消费规模，和分别为商品的价格和质量，c 、f 分别为可变成本单位价格和固定成本投入单位价格，即；以及，c 、f为正常数，故。由（7）式对、求一阶导可知：即、与企业出口同向变动，企业出口随、提高而扩大。生产率及固定成本投入效率较高的企业面对竞争激烈的国际市场，具有适应国外标准、改造自身产品的能力，更易克服跨国贸易的高昂成本。因此，基于以上分析，可得如下假说。

H 1：企业数字化转型对出口贸易发展具有促进作用。

H 2：企业数字化转型可以通过提高企业生产率、固定成本投入效率两个渠道影响出口贸易。

图1 影响机制路线图

四、数据说明与研究设计

（一）模型设定

为验证企业数字化转型是否影响企业出口，本文构建如下双向固定效应模型：

（二）变量选取和说明

参照张永珅等（2021）、吴非等（2021）对企业数字化转型指标的衡量，选取上市公司财务报告的年末无形资产明细项，将其中与数字化转型相关的部分与无形资产总额作比，用以度量企业的数字化水平。具体计算方法：首先，界定数字化技术无形资产，即包含数字化转型技术相关关键词的部分无形资产明细项目，其关键词如“软件”“网络”“客户端”“智能平台”等；其次，以数字化技术无形资产总和与该年度无形资产占比，衡量企业数字化转型程度。

为提高研究精确度，本文加入一系列控制变量。（1）营业利润率()。在一定程度上衡量了企业的盈利能力，企业的盈利水平高低会影响企业对出口的决策。营业利润率由企业营业利润与企业营业收入作比得到。（2）资产负债率(lev)。衡量了一个企业的生产运营能力及资金周转水平，对企业未来的发展前景具有一定预期作用。由企业负债总额与企业资产总额作比得到。（3）资本密集度()。衡量了企业的生产要素丰裕度及各要素使用比例。采用企业固定资产净额与企业员工总人数的比值，作对数化处理加入模型。（4）股权集中度()。股权结构影响一个企业的决策状况与效率。我们选择前五大股东持股比例衡量企业的股权集中度。（5）企业规模(sal)。代表了一个企业的资本、人力水平，规模较大的企业拥有较多资本和人力，因此，规模因素对一个企业的出口参与决策也具有重要影响，采用企业资产总额与企业所在行业资产总额的比值衡量。（6）企业年龄(age)。在一定程度上衡量了企业的营业稳定性，经营时间更长的企业在生产、管理、技术等方面拥有更多的经验。由企业年份差额取对数得到。（7）平均工资()。使用企业平均工资衡量企业的人力资本状况，利用企业应付职工薪酬与员工人数之比来衡量，并取其自然对数。

（三）数据来源

样本数据主要来自三方面。（1）2003 - 2013 年中国上市公司数据，来源于CCER 数据库和CSMAR 数据库；（2）2003 - 2013 年中国海关数据，该数据包含中国所有进出口企业的产品贸易信息；（3）上市公司年报文本数据，通过Python 语言的爬虫功能从上海证券交易所和深圳证券交易所官方网站搜集整理所得。进一步地，将上述数据进行整理和匹配。首先，按照证券代码将企业数字化转型指数与上市公司面板数据匹配；其次，清洗各微观数据库中的企业名称；最后，依次按照企业名称、法定代表人、邮政编码和后7 位电话号码将海关数据与上市公司面板数据逐次匹配（Yu ，2015）。鉴于中国海关数据截至2016 年，但由于2014-2016 年数据缺失较多，为保证实验的精准性，故选取2003-2013 年数据。由每年所有企业数字化转型均值的分布趋势图（图2）可知，在2003-2013 年趋势较稳定，故截取该阶段数据亦能检验本文的实验结果。

图2 数值分布图

对合并后的数据进行如下处理：（1）剔除贸易信息损失以及中间贸易代理商的样本；（2）剔除A、B 股同时上市的企业；（3）剔除样本期间内的ST 企业或* ST 企业；（4）剔除资不抵债的企业样本；（5）对所有连续变量进行上下1%水平的缩尾。在经过系列处理后，最终获得可用于分析的996 个上市出口企业、68 183 个企业—出口目的国—HS8 位码产品对，以及109 418 个企业—出口目的国—产品—年份有效样本量。主要变量的描述性统计如表1 所示。

表1 各变量描述性统计

五、实证结果及分析

（一）基准回归

表2 报告了企业数字化转型对企业出口产生影响的基准回归结果。本文从企业—出口目的国—产品维度进行实证检验，采用逐步回归的方法，在控制企业固定效应以及年份固定效应的同时，依次添加控制变量。列（1）为参照基础，仅纳入核心解释变量，结果显示，核心解释变量在1% 水平上显著且为正，这意味着企业数字化转型显著促进了企业出口量增加。列（2）至列（5）在此基础上依次加入了净利润率、总负债率、资本密集度以及企业规模等企业层面控制变量，此时依然显著为正，再次表明企业进行数字化转型可以显著促进企业出口量增加，初步验证了本文假说1，且结论说明企业参与数字化转型平均而言提升了2.3% 的产品出口量。根据其估计结果，企业数字化转型有利于促进企业出口量增加的论断得到证实。

表2 基准回归结果

（二）内生性检验

考虑到企业是否进行数字化转型属于企业自身的决策行为，同时，企业数字化转型与出口贸易发展之间可能会因为存在反向因果关系使得模型具有内生性问题，致使估计结果有偏。例如，出口规模较大的企业可能更具有数字化转型偏好，进而通过数字技术赋能实现出口贸易的进一步升级。为此，我们构建如下工具变量并利用两阶段最小二乘法（IV-2SLS）对模型进行更为稳健的因果判断。选取本地区同行业企业数字化转型的平均水平作为工具变量。选择该工具变量的主要原因如下：（1）企业所在地区行业的数字化发展水平会影响企业自身的数字化程度，满足相关性条件；（2）本地区同行业企业数字化发展水平无法对各地区企业的出口决策产生直接影响，满足工具变量的外生性假设。具体借鉴已有研究（周铭山等，2017；肖土盛，2022），采用前一期扣除企业自身的企业注册所在城市同行业同年度企业数字化水平的均值作为工具变量，然后采用 IV-2SLS 法重新进行估计。表3 列（1）报告了工具变量法第二阶段的回归结果。Kleibergen-Paap rk LM 统计量在1%的水平上显著，拒绝工具变量识别不足的原假设；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，拒绝弱工具变量的原假设。综上，该工具变量的选取合理可靠。表3 第（1）列结果显示，Digital 的系数显著为正，表明本文主要结论仍成立。

表3 检验结果

（三）稳健性检验

1. 更换核心解释变量

对于企业数字化转型指标的测度方式有多种，其中，袁淳等（2021）基于机器学习构建中国上市企业数字化程度的文本分析法反映企业的数字化水平，该方法全面、完备，具有相对完整的指标维度，因此本文将采用该方法测度的企业数字化转型指标再次进行检验。回归结果如表3 列（2），在更换核心解释变量衡量指标后，其结果仍然为正且显著，再次证实了企业数字化转型对企业出口贸易额增加的显著促进作用。

2. 滞后效应检验

由于企业数字化转型可能存在滞后影响，即当期企业应用数字化技术后对下一期的企业出口额产生影响，因此本文将数字化转型指数滞后一期（），代入（8）式重新回归。其结果如表3 列（3）所示，滞后一期的数字化转型变量（）结果显著为正，这说明企业数字化转型对企业出口产品额存在持续性提升效应。

3. 添加控制变量

考虑到国内外的经济趋势变动会对企业出口贸易产生不可忽视的影响，因此本文将贸易政策不确定性（Trade Policy Uncertainty，TPU）作为新的控制变量加入（8）式再次回归，其中，tpu 指数选取年度指数衡量，具体将TPU 月度指数加权平均至年度指数，除以100 使用（Baker 等，2016；Huang 和Luk，2020）。结果如表3 列（4），在添加新的控制变量后，核心解释变量依旧显著为正，再次证明研究结论稳健可靠。

4. 更换样本区间

本文基准回归所选择的样本时间区间为 2003 年至2013 年，但鉴于2008 年全球金融危机，其负面冲击使中国企业出口呈现大幅下降，且在2008 年后，政府出台多项出口退（免）税政策以缓解外部压力，支持贸易出口。因此，2008 年后的样本数据可能错估本文研究结果。为避免该阶段样本对估计结果造成影响，本文剔除了2008 - 2013 年所有样本，重新回归。结果如表3 列（5）所示，本文基本结论稳健。

5. 控制地区固定效应

城市层面的经济发展水平对企业的发展及出口决策都有一定影响，如果遗漏城市层面的经济水平因素，可能会高估企业数字化转型对出口贸易的作用程度，故本文添加地区固定效应，以控制城市层面对企业出口选择的影响。

结果如表3 列（6）所示，在控制地区固定效应后，核心解释变量依然在1%水平上显著为正，回归系数0.196 与前文基准回归结果中企业数字化转型对出口贸易的影响程度基本符合。

（四）异质性分析

1. 基于贸易方式的异质性分析

鉴于一般贸易和加工贸易之间存在关税政策和定价能力等显著差异，故本文区分一般贸易和加工贸易，进一步讨论不同贸易方式的异质性影响。本文设置贸易方式虚拟变量g1，若贸易方式为一般贸易，则g1=1，若贸易方式为加工贸易，则g1=0，并构建交互项加入（8）式。结果如表4 列（1）所示，交互项在1%的水平上为正且显著，即相对于加工贸易企业，数字化转型更有利于一般贸易企业的出口。对此，本文认为加工贸易类型企业之所以对企业数字化转型不显著，主要是因为该类型企业不仅具有较为稳定的外销市场，而且生产过程中所需中间品及原材料等直接由国外合作方提供，其贸易规模以及新产品研发力度均不易受到影响。因此与加工贸易企业相比，一般贸易企业更易受到企业数字化转型的影响。

表4 异质性检验结果

2. 基于股权性质的异质性分析

国有企业与非国有企业在政策福利、发展目标等方面具有显著差异，故本文将样本划分为国有企业与非国有企业两部分。本文设置股权性质虚拟变量g2，若企业为国有企业，则g2=1，若为非国有企业，则g2=0，并构建交互项加入（8）式。结果如表4 列（2）所示，交互项显著为正，即相对于非国有企业，数字化转型更有利于国有企业的出口。对此，本文认为外资企业本身实力雄厚且多从事加工贸易类型生产，该类企业的贸易生产对企业内部的数字化转型不敏感，同时，私营企业在面对数字化转型时所能做出的反应较弱，即使企业进行数字化转型，其对私营企业的生产与销售产生了影响，这类企业也很难对出口规模做出及时的相应调整。因此，相对于外资企业、私营企业等非国有企业而言，企业数字化转型对国有企业出口贸易可以产生更加显著的影响。

3. 基于企业所在地的异质性分析

东部地区与中西部相比，不仅具备优越的地理环境、优先的扶持政策，而且自加入世界贸易组织（World Trade Organization，WTO）以来，率先参与全球价值链分工，故在出口贸易的发展方面具有一定的先行条件。因此，我们从地区层面划分东部与中西部两类样本进一步探究地区异质性。本文设置地区虚拟变量g3，若企业位于东部地区，则g3=1，若企业位于中西部地区，则g3=0，并构建交互项加入回归方程。结果如表4 列（3）所示，交互项的估计系数显著为正，说明数字化转型更有利于促进东部地区企业的出口额增加。对此，本文认为东部地区因其地理位置优越，本身有较好的对外贸易环境，因而企业数字化转型对东部地区的贸易发展产生了有力的推动，而中西部地区，尤其是西部地区地理位置较偏僻，不利于对外贸易发展，故企业数字化转型对中西部地区出口贸易的影响不显著。

4. 基于出口目的国的异质性分析

在经济全球化浪潮下，“一带一路”倡议将我国贸易发展带入新阶段。虽然“一带一路”倡议自2013 年提出，但我国与沿线国家的贸易合作在此之前已处于强化阶段，且考虑到预期效应，本文认为我国对“一带一路”沿线国家出口与其他国家出口存在差异，故据此划分两类样本。首先设置出口目的国虚拟变量，如进口方国家属于“一带一路”沿线国家，则=1，否则=0，构建交互项加入回归方程。结果如表4 列（4）所示，交互项系数显著为正，表明相对于其他国家，企业数字化转型对我国企业向沿线国家出口产品的影响更大。本文认为相比其他国家，“一带一路”沿线国家贸易往来较多，贸易信息成本较低，本身存在一定的先行优势。

（五）机制检验

本文核心结论表明企业数字化转型能够有效推动出口贸易额增加，接下来，采用中介效应模型对其背后的微观作用机制进行检验。具体回归方程如下：

其中，为中介变量，本文采用企业全要素生产率衡量企业生产率（谢谦等，2021），以企业专利创新数量衡量固定投入效率（施炳展，2014）。企业生产产品的固定投入效率，在企业层面反映的是在固定支出下企业提高产品质量的能力，也被称为“质量生产能力”，因为固定成本投入效率的提升主要通过企业在技术、管理和营销等方面的创新来实现（曹毅和陈虹，2021），创新水平提升以及技术引进会带来技术进步，体现为固定投入效率提升、产品生产能力提升（唐未兵等，2014）。因此，提高企业的固定投入效率需要企业不断进行研发与创新活动，来提高自己的产品质量。故部分现有文献以企业专利创新数量衡量固定投入效率。

1. 企业生产率渠道。采用 LP 方法计算上市公司的全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP），LP 方法相较于OP 方法使用中间品投入作为代理变量，可以较少损失样本量。估计结果分别报告在表5 列（1）至列（2）。由列（1）可知，企业数字化转型可以显著促进企业全要素生产率提高，与诸多研究结论相符（赵宸宇等，2021）。由列（2）可知，全要素生产率及数字化转型指数均在 1% 的水平上显著为正，表明企业的数字化转型可以通过提高全要素生产率进而推动企业出口贸易额的增加。以OP 方法衡量企业全要素生产率作进一步检验，结果如表5 列（3）所示，结论仍稳健。

表5 中介机制检验

2. 企业固定投入效率渠道。该指标由企业专利创新量衡量，具体计算为该年企业专利申请量与授权量之和取对数。估计结果分别报告在表5 列（4）至列（5）。由列（4）可知，固定投入效率的估计系数显著为正，表明企业数字化转型能够促进企业创新能力增强，符合现有研究结论（Loebbecke 和Picot，2015）。由列（5）可知，固定投入效率及数字化转型指数均在 1% 的水平上显著为正，表明企业的数字化转型可以通过提高企业固定投入效率进而推动企业出口贸易额的增加。以企业当年发明专利授权总量加1 后取自然对数衡量专利创新作进一步检验，结果如表5 列（6）所示，结论仍稳健。综上，本文假说2 得以验证。

六、主要结论与政策建议

本文使用2003-2013 年中国A 股上市公司数据与中国海关总署的产品贸易数据进行匹配，将企业数字化转型变量嵌入企业产品异质性理论模型，深入研究了企业运用数字化技术即企业数字化转型对企业出口贸易的影响，并对其具体理论机制与影响渠道展开分析。

本文主要结论如下：（1）企业数字化转型对企业出口贸易额增加有显著的促进作用，在考虑多种层面因素影响后，其结论依旧显著。（2）企业数字化转型对异质性企业出口变动的影响程度存在差异，其中，相对于出口贸易企业、非国有企业、中西部地区企业而言，一般贸易企业、国有企业以及东部地区企业更易受到企业数字化转型的影响。在考虑企业出口目的国差异时，发现当进口国家为“一带一路”沿线国家时，贸易企业的出口交易更易受到数字化转型影响。（3）企业数字化转型通过提升企业产品生产率（使用企业全要素生产率衡量）推动出口贸易增加；其次，企业数字化转型通过提高企业固定投入效率（使用企业创新能力衡量）促进出口贸易发展。

根据文章主要结论，可得政策启示如下。第一，推进数字化治理进程，提高数字化治理力度，加快发展外贸新业态新模式，带领出口贸易发展进入新阶段。首先，政府应针对数字化政策体系加以完善，制定、落实企业数字化转型的具体行动规划，在普惠金融、降低成本等方面有针对性地加强支持，培育企业应用新兴数字技术进行组织变革的意识，加大对企业数字化转型的资金支持，鼓励企业在生产、经营、销售、服务等环节灵活融入数字技术。同时，企业自身需要学习和掌握相关的扶持政策，主动适应形势变化和政策调整，将外部助力转化为内部动力。其次，可以通过开展数字化转型成功企业示范点、建设全国产业数字化发展引领区、组织企业间相关交流论坛等方式增加企业间交流。增加数字化企业与非数字化企业项目合作，构建新型技术产业集群，在产业内、企业间“梯队式”实施帮扶、连带政策。

第二，合理把握企业特性及行业特征，因地制宜发挥数字化活力，对异质性企业制定针对性政策。首先，在支持国内企业应用数字化技术、落实数字发展规划时，充分考量不同类型企业对数字化技术的接受程度以及企业数字化转型带来的异质性影响。例如东部企业与中西部企业应用数字化技术转型升级的潜力空间与发展目标均有差异，只有深度把握企业自身特性及行业特质，寻找到“数实融合”平衡点，才能够更加充分地发挥企业数字化转型的潜力及作用力，对不同类型企业的出口贸易做到普惠共促，在整体上进一步发挥数字化技术对出口贸易的推动作用。其次，通过本文实证部分的异质性分析可知，一般贸易企业、国有企业、东部地区企业以及与“一带一路”沿线国家合作的企业受数字化影响程度更大，可见自身具备一定发展优势、具有先行发展条件的企业对数字化新型技术的运用更容易，更有利于进一步紧跟时代发展。故政府应针对原本处于发展劣势的企业加大扶持力度，制定阶段式帮扶政策，避免发展差距进一步扩大。

第三，强化科技拓展，探寻数字化技术发展深度，为企业数字化应用、产业数字化融合、要素数字化治理提供新动能。提高企业创新能力对促进企业出口贸易具有重要意义。首先，政府应将提升企业创新水平作为推动数字化发展、拥抱数字化转型的重要基点，为企业数字化转型和纾困营造良好的政策服务环境，出台并落实相关税收、补贴政策，以此支持、鼓励企业积极应用数字化智能化技术，增进对技术创新的扶持工作，加大对产业创新的投入力度。其次，政府可以根据产业发展需要合理引进国外先进技术，构建国内外合作交流机制，通过制定优惠型补贴类措施以及提升收益型福利类待遇的方式，吸引海外复合型相关人才，从技术与人才、内部与外部两方面合力强化科技拓展，逐步打造跨界融合的专业化、国际化人才队伍。