数字化转型对高技术企业内贸与出口影响研究

俞立平

（浙江工商大学a.统计与数学学院；b.统计数据工程技术与应用协同创新中心，浙江 杭州 310018）

一、引言

数字化转型已经成为企业变革最重要的亮点之一。早在1991年Morton 开拓性地指出在企业内部有效地实施数字技术必将引发根本性的变革［1］。2000年Coile 创新性地提炼出“数字化转型”一词［2］。在数字经济快速发展的今天，以元宇宙、人工智能、大数据、5G、物联网等为主要代表的数字化浪潮席卷而来，成为企业发展的新的重要驱动力量。2022年7月8日，中国电子信息产业发展研究院发布《中国数字经济发展现状与趋势洞察》，报告显示中国已经成为数据量最大、数据类型最丰富的国家之一。2021年数字经济规模达到45.5 万亿元，同比名义增长16.2%，占GDP 比重达到39.8%。

高技术产业是国民经济与社会发展的支柱产业，数字化转型对高技术产业发展至关重要，尤其是在新产品领域。根据2022年 《中国高技术产业统计年鉴》，2021年高技术企业新产品开发项目184487 个，新产品研发投入6152.37 亿元，占全国R&D 比重为22.08%。规模以上高技术企业销售额为174613 亿元，新产品销售收入68549.14 亿元，其中出口额为24880.27 亿元。数字化转型对高技术企业的影响，其最佳成果无疑体现在新产品开发、销售和出口上，何况新产品销售收入通常意义也被认为是表征企业创新能力的重要标志［3］。

研究数字化转型对高技术企业新产品内贸与出口的贡献具有重要的意义。在后疫情时代，面对贸易保护主义抬头、全球贸易摩擦加剧以及传统贸易低迷的复杂国际形势，客观评估数字化转型的水平及发展演变，分析其对高技术企业新产品内贸与出口的作用机制，研究其作用特征和规律，分析其中存在的问题，对于后疫情时代中国经济的健康发展，促进数字经济的进一步发展壮大，推动出口企业通过数字化转型在全新的全球贸易格局中占据优势地位，都具有十分重要的价值。

本文的创新主要体现在以下几个方面：第一，以新的视角研究数字化转型对高技术企业新产品内贸与出口的影响，并进行比较分析，该领域缺乏研究。第二，通过全面系统的分析，不仅评估数字化转型的作用特征和规律存在问题，同时对中国数字化水平进行深入反思，一方面防止对我国数字化转型水平的“妄自菲薄”，另一方面又防止夸大成绩，避免数字化转型水平的“虚假繁荣”。

二、文献综述

关于数字化转型的界定，一般认为数字化转型涵盖了通过使用数字技术在社会和产业中发生的深刻变化，是通过信息、计算、通信和连接技术的组合触发实体属性的重大变化来改进实体的过程［4］，这个概念偏向宏观，Nambisan 等指出数字化转型是一种系统性的深刻变化，它会影响人、事物和制度为开展活动而进行自我协调的方式，并从不同对象角度进行了阐述［5］。企业是数字化转型的重要载体和践行力量，Hess 认为企业数字化转型是数字技术与企业生产经营过程融合所引发的组织转型，是数字技术带来的企业战略、组织结构、产品运营和商业模式等方面的重大变化［6］。关于数字化转型，一般采用指标体系即选取若干指标进行测度，评价方法多采用客观评价法，其结果并没有得到公认。

关于数字化转型与创新的关系，多数文献持肯定的观点，并且从不同角度分析了数字化转型对创新的影响。Porter 等指出数字技术革命的到来引发了更多创新，从而改善了产品性能和功能，能够提升企业的运营绩效，其中当然包括创新［7］。Parida 等认为企业通过互联网管理加强与外部的信息交换和收集，能够帮助企业获取更多资源以实现更有效的创新战略，重视信息资源的作用［8］。Tan 等研究发现，当企业拥有很好的大数据处理和分析能力时，企业能够加强组织学习能力进而开发新产品，强调信息在创新中的应用［9］。杨伟、吉梨霞等提出企业数字化转型不仅影响了企业的创新绩效，还通过“自下而上”的作用机制影响着整个创新生态系统的演化，重视数字化转型在创新生态建设中的作用［10］。王才发现数字化转型对企业动态能力形成具有积极的推动作用，从而有助于企业创新［11］。侯光文、高晨曦通过检验企业网络结构对于装备制造业企业创新绩效的作用机制，验证了数字化转型能力的中介作用［12］。还有一些学者持不同观点，如Mulkay 基于微观企业数据的研究表明，在一个产业或给定市场范围内，竞争对企业创新收益有负面的影响，企业数字化转型以绩效为导向，创新收益的减少又反过来减弱了企业数字化转型的意愿［13］。

关于数字化转型与出口的关系，研究主要集中在其作用效果、作用方式、作用机制等方面。David等指出数字经济时代的到来为各种规模的企业提供了从出口贸易中获取成功的新机会［14］。Burri 认为数字技术能够触发服务和货物贸易运作的新模式，数字通信和交易为跨境业务提供了新的可能，数字平台为更多中小企业提供了参与国际贸易的新机遇［15］。易靖韬、王悦昊研究发现，数字化转型有助于降低贸易成本，从而扩大企业出口，企业创新正向调节数字化与出口的关系，且不同创新维度的促进结果存在异质性［16］。李宏、乔越实证发现数字化转型能够通过扩大本地市场规模和对新产品进行赋能，提高制造业出口技术复杂度［17］。

还有一些学者从创新质量角度研究数字化转型与其关系。Lee 等认为从消费端来看，出口企业运用数字化转型能快速搜寻目标客户，精准把握国际市场动态，有针对性地对产品进行优化升级，提升产品出口质量［18］。党琳、李雪松等发现数字化转型对出口技术复杂度具有正向的积极作用［19］。沈国兵、袁征宇提出互联网化能提升企业管理产品的能力，从而加强企业对创新的保护，促使企业提高出口产品质量［20］。洪俊杰、蒋慕超等实证发现企业数字化转型对提升出口质量具有显著正向作用，当企业数字化能力较低时，可能会因数字化投入增加或数字化转型风险阻碍创新活动，降低出口质量，当企业数字化水平较高时，能显著增强企业创新能力，提高出口质量［21］。

从现有的研究看，关于企业数字化转型的界定及其内涵，已经取得了学术界的公认，数字化转型对创新与出口的作用机制，现有的研究也比较充分，企业数字化转型深刻地改变了企业的经营管理与技术创新，对企业的生存和发展发挥着重要的影响。总体上，在以下几个方面有待进一步深入研究：

第一，关于数字化转型的测度，现有研究多从客观评价法角度展开，如采用主成分分析、因子分析、熵权分析、TOPSIS 法进行评价，但这些客观评价方法不能有效评估各指标的实际贡献大小，标准化方法也存在较多问题，因此评价结果本质上是有偏的，难以说明问题。进一步地，从宏观地区角度分析数字化转型的发展变化和地区差距的研究较少。

第二，现有研究关注数字化转型对创新的影响，较少从创新成果的体现即新产品角度展开，进一步地，从新产品内贸与出口比较的角度研究数字化转型的作用机制和贡献大小的研究较少，这是个全新的研究领域。

第三，数字化转型对新产品内贸与出口的影响往往是非线性的，线性关系仅仅是一种特殊情况，现有实证研究中，关于数字化转型与因变量的关系，绝大多数采用线性回归，需要进行改进，分析数字化转型与因变量的非线性关系，以更好地评估数字化转型的作用特征、作用规律和存在问题。

第四，尽管数字化转型很重要，但对中国数字化转型水平进行全面客观评估更加重要。现有的研究结论均侧重肯定，问题分析不够。内贸和出口是企业竞争的两个维度，出口竞争更加激烈，面向国际国内市场，全面深入评估中国的数字化转型作用具有重要价值。

三、理论基础、研究方法与数据

（一）数字化转型对新产品内贸与出口的作用机制

数字化转型通过创新效应、管理效应和竞争效应对新产品内贸及其出口产生影响（图1），本质上，这是数字化转型对新产品的作用方式。

图1 数字化转型对新产品作用机制

1.数字化转型对新产品的创新效应

首先，新产品作为企业产品的一部分，数字化转型对其研发和生产具有顺其自然的作用；其次，新产品是创新的典型代表，数字化转型对新产品的作用主要通过创新效应实现。蒋峦、凌宇鹏等研究发现数字化转型分别对探索式创新和利用式创新具有积极促进作用［22］。数字化转型对创新的作用机制主要体现在以下几个方面：

第一，提高创新效率。数字化转型通过优化创新资源配置、降低创新成本［23］，提高创新效率［24］，杨水利、陈娜等实证发现数字化转型能显著促进制造业企业创新效率提升［25］。

第二，赵婷婷、杨国亮研究发现，加强协同创新数字化转型对制造企业协作创新和模仿创新的促进作用大于独立创新［26］。数字化转型使得企业能够非常方便地寻找协同创新伙伴，加强协同创新管理，保证协同创新效率，从而进一步提高创新效果。

第三，促进团队学习。数字化转型使创新团队更快更全面地了解到知识的不足，从而借助现代信息技术，方便地获取各种学习资源，团队还可以方便地进行学习管理。姜英兵、徐传鑫指出，数字化转型主要通过缓解企业融资约束、改善公司治理、提升人力资本素质等提高企业的双元创新投入［27］。

第四，改善信息搜集。无论是竞争对手的创新信息，还是其他创新情报，都可以方便地进行搜集。David 指出作为数字化发展的基础，信息技术应用能够降低企业通信、信息搜寻等成本，从而刺激出口增长［14］。张吉昌、龙静认为数字化转型通过信息搜集拓展了企业创新机会［28］。

第五，推进综合集成。数字化转型加强了引进技术消化吸收再创新、集成创新。

2.数字化转型的管理改进效应

第一，外部环境改善效应。政府加强数字经济发展，必然改善了企业数字化转型发展的外部环境，对于一些转型较好的企业，政府甚至会给予一定的补贴，这都有利于企业加强数字化转型，改善管理效能。

第二，企业战略重构效应。数字化转型作为企业的一项重要战略又深刻地影响企业战略［6］，宏观上决定了企业的战略方向、战略决策、战略手段，进而全方位对企业的生产经营产生重大的影响。

第三，组织机构优化效应。数字化转型通过优化业务流程重组改善了企业的管理结构，提高了企业的运营效率。安同良等［29］和郭慧芳等［30］发现数字化转型通过实现开放式网络化创新、引致组织管理创新以及提高企业人力资本水平等机制促进企业变革。

第四，商业模式创新效应。数字化转型是促进企业商业模式创新的重要推动力量，元宇宙、人工智能、大数据等的深度应用，彻底改变了许多企业的商业模式。

第五，生产运营改进效应。通过改进生产运营管理、优化供应链合作伙伴关系、提高生产工艺和效率来实现。数字技术与生产制造相融合，能够推动产品向机器人化、智能化和自动化发展，不断提升生产工艺水平，使生产系统实现更大价值［33-34］。对于出口企业而言，数字化转型能够提高出口企业信息流通效率，实现与上下游企业的高效率衔接沟通，为企业生产提供风险预测和防范，降低供应链风险［35］。

3.数字化转型的竞争效应

第一，先入优势效应。先入优势本来是经济学中的一个概念，那些最早开展数字化转型的企业，可以尽早享受数字化转型的成果，从而获得竞争优势，进而通过产品获得回报。不过先入优势的前提条件是数字化转型水平较高，如果数字化转型水平较低，这种优势带来的影响并不明显。

第二，先入劣势效应。数字化转型是一个过程，并非一蹴而就，每个企业的数字化转型之路也各不相同，而且有些企业数字化转型可能会面临挫折甚至失败，正如Solow 提出的生产率悖论［36］。在这种情况下，早先进行数字化转型的企业由于经验不足，一旦失败反而会出现先入劣势现象，导致在竞争中处于不利地位。

第三，竞争失效效应。对于一个行业而言，如果所有的企业都完成了数字化转型，并且数字化水平相差不大，此时数字化转型与创新、企业绩效就会呈不相关关系，即出现竞争失效效应。

以上三种效应的最终结果，取决于数字化转型的综合效果，数字化转型的差距是反映综合效果的有效指标。

4.数字化转型对新产品内贸与出口的贡献比较

根据前文分析，数字化转型对新产品的具有创新效应、管理效应与竞争效应，在这三类效应中，创新效应是正的，管理效应是正的，竞争效应则不确定，但总体上，由于两个效应为正，可以假定数字化转型对新产品贡献为正。新产品的销售渠道，包括国内贸易和出口两个方面，为此本文提出如下假设：

H1：数字化转型对新产品内贸具有积极的正向贡献。

H2：数字化转型对新产品出口具有积极的正向贡献。

从微观层面，尽管数字化转型对内贸与出口的作用机制相差不大，但在宏观层面，两者还是有一定差距的。如果一个国家出口企业的数字化转型能力普遍较强，在国际比较中处于有利地位，那数字化转型对出口是有积极贡献的。在国内贸易中，数字化转型也具有积极作用，它会促进高技术企业新产品销售与研发。关于数字化转型对新产品内贸与出口作用大小的比较，王树柏、张勇认为数字化转型通过扩大本地市场规模提高制造业出口技术复杂度，同时影响制造业上下游产业出口技术复杂度［37］。然而，在现有“动荡、变革”的国际环境下，囿于数字核心技术缺失、低端嵌入全球价值链等，数字化转型的积极贡献难以持续。基于上述分析，本文提出以下假设：

H3：数字化转型对新产品内贸的贡献大于出口的贡献。

（二）数字化转型对新产品内贸与出口的非线性作用

数字化转型对新产品内贸与出口的影响既可以表现为线性机制，也可以表现为非线性机制，不过即使是非线性机制，一般也要估计出其线性影响，以客观评估数字化转型的平均作用。对于非线性影响，如图2所示。

图2 数字化转型对新产品的非线性效应

从区域层面，创新规模是个非常重要的门槛变量。从政策层面，根据创新规模对数字化转型绩效的影响大小，可以有针对性地提出相关政策建议，从而有利于深化数字化转型对新产品内贸与出口的研究。数字化转型始终作为核心解释变量：当被解释变量为新产品国内贸易时，可以估计新产品内贸的创新规模门槛，表征创新规模和能力的变量，包括发明专利、创新投入、创新项目等；当被解释变量为新产品出口时，可以同样进行类似非线性估计。一般情况下，新产品的国内竞争比较激烈，所以其绩效具有大规模优势，而新产品的国际竞争尽管也激烈，但当数字化转型水平还不高时，其绩效反而更加明显，因此具有小规模优势。为此提出如下假设：

H4：数字化转型对新产品国内贸易具有创新大规模优势，规模越大绩效越好。H5：数字化转型对新产品出口具有创新小规模优势，规模较小时绩效越好。

（三）研究方法

1.基本方程与面板数据模型

新产品销售额的核心解释变量是数字化转型，在此基础上引入研发投入、创新能力、创新项目、企业数作为控制变量，其中创新能力用企业有效发明专利数表示。建立如下基本方程：

公式（1）（2）中，Y1、Y2分别表示新产品内贸和出口，DT 表示数字化转型，K 表示新产品开发经费，P表示专利存量，DP 表示新产品开发项目数，F 表示地区企业数，ci、di表示回归系数。

对于公式（1）（2），拟基于面板数据模型进行估计，该模型有利于弥补数据获取的困难，其中的固定效应估计通过差分处理对遗失重要变量不敏感，可以较为精确地估计数字化转型的弹性系数。

2.面板门槛模型

门槛回归模型由Hansen 提出［38］，目前应用非常广泛。它研究门槛变量处在不同水平时，核心解释变量对被解释变量的作用特征和规律。以高技术企业新产品出口为例，以数字化转型作为核心解释变量，以新产品开发经费作为门槛变量，假设新产品开发经费有2 个门槛，其自然对数值分别为m1、m2。

m1、m22 个门槛值将新产品开发经费分为低、中、高三种水平。新产品开发经费低水平时，数字化转型对新产品出口的弹性为α1；新产品开发经费中等水平时，数字化转型对新产品出口的弹性为α2；新产品开发经费高水平时，数字化转型对新产品出口的弹性为α3。

至于其他门槛回归，原理大同小异，此处不再赘述。

（四）数据来源

1.数字化转型的测度

关于数字化转型的测度，目前尚没有公认的标准，由于数字化转型涉及方方面面，很难用单个指标表征，为此在借鉴殷群等［39］、杨慧梅等［40］研究基础上，构建本文的数字化转型指标体系，权重采用专家赋权法，一级指标包括数字基础、数字用户、数字产业、数字应用共4 个，二级指标共15 个，结果如表1所示。

表1 数字化转型评价指标体系及其权重

目前数字化转型的测度方法，许多采用熵权法、主成分分析法、因子分析法之类的客观方法进行评价，采用这种做法要慎重。从数字化转型评价角度，某些关键指标的权重要适当高一些，这容易取得公认，比如互联网普及率的权重应该超过电话普及率，移动互联网用户的重要性超过固定电话用户数，但是没有任何一种客观赋权方法能够提供这样的保证。

关于指标的标准化方法，考虑到传统的极大值标准化方法难以给出某个指标的绝对评价得分即好坏标准，本研究采用sigmoid 函数进行标准化，该方法极大值为1，极小值为0，将评价值乘以100就可以采用传统的百分制判定优劣，对于异常数据也拥有较好的平滑性。

采用sigmoid 函数进行标准化，第一步计算评价指标的z 值，即：

式（4）中，X 为原始指标，μ 为其平均值，δ为标准差。

将z 值代入公式（5），就得到标准化后的指标Y，即：

根据标准化指标值，再结合表1 中的指标权重进行加权汇总，就得到数字化转型的评价结果。

2.变量与数据来源

因变量分别为新产品内贸额与新产品出口额，新产品内贸额为新产品销售额减去新产品出口额，自变量中，核心解释变量为数字化转型，控制变量包括新产品开发经费、有效发明专利数、新产品开发项目数、企业数。此外在稳健性检验时，选取人均电信业务总额作为数字化转型的替代变量。

本文原始数据来自历年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》以及国家统计局官网，由于青海、新疆、西藏地缺失数据较多，将其删除。本文需要测度数字化转型水平，因此涉及变量较多，为了保证时间窗口一致，选取2014-2021年共8年统计年鉴的数据进行分析，实际数据为2013-2020年的数据，变量的描述统计如表2所示。

表2 变量描述统计

四、实证结果

（一）地区数字化转型指数及动态变化

测度出地区数字化转型指数以后，继续计算全国平均水平以及集中度，集中度同时计算CR4 和CR8，它是用来反映地区数字化转型差距的指标，CR4 是全国水平最高的4 个省市数字化水平之和占全国的比重，CR8 是全国水平最高的8 个省市数字化水平之和占全国的比重。该值越大，说明地区数字化转型的差距越大，计算结果及图示分别如表3 和图3所示。

表3 全国数字化转型指数及其差距

图3 年度地区数字化转型演变情况

2013-2020年期间，全国数字化转型指数呈现两个特征：第一，地区数字化转型指数处于持续提高状态，从2013年的0.387 增加到2020年的0.609，平均年增长率为6.69%，这和我国近几年不断重视数字经济发展，加强信息化建设有关。第二，数字化转型地区差距处于持续降低状态，无论是CR4还是CR8，均处于缓慢下降状态，地区数字鸿沟不断降低，呈现良好发展态势。

（二）面板数据回归结果

本文面板数据由于时间跨度较短，只有短短7年，因此一般没有必要考虑其平稳性问题。基于面板数据分别采用新产品内贸额和新产品出口额进行回归，考虑到变量之间可能存在的内生性问题，借鉴Blundell 等的研究，采用所有自变量的一阶滞后作为工具变量，采用两阶段最小二乘法进行回归。hausman 检验结果表明，无论是新产品内贸还是出口，均应采用随机效应进行回归，为了便于比较，本文同时给出固定效应模型的回归结果，如表4所示。

表4 面板数据回归结果

首先看新产品内贸的回归结果，数字化转型对其弹性没有通过统计检验，即数字化转型与新产品内贸无关，这样假设H1 就没有得到检验。其他方面，新产品开发经费的弹性系数为0.590，有效发明专利的弹性系数为0.157，企业数的弹性系数为0.376，均通过了统计检验。在固定效应的回归结果中，数字化转型同样没有通过统计检验。

再看新产品出口的回归结果，数字化转型对新产品出口的弹性系数为1.252，在10%的水平下通过了统计检验，处于较高水平。控制变量方面，新产品开发经费的弹性系数为1.261，企业数的弹性系数为0.927，均通过了统计检验，其他变量没有通过统计检验。在固定效应回归结果中，数字化转型同样通过了统计检验。这样假设H2 就得到了检验，数字化转型对出口贡献非常显著。

综合以上结果，假设H3 也没有得到检验，即数字化转型对新产品出口的贡献小于内贸，从另外一个角度看，这是值得肯定的，说明高技术企业数字化转型在国际市场上具有一定的竞争优势。

（三）面板门槛回归结果

1.数字化转型对新产品内贸的创新规模门槛检验

以新产品内贸作为解释变量，数字化转型作为核心变量，分别以新产品开发经费、有效发明专利数、新产品开发项目数3 个表征创新规模的变量作为门槛变量进行回归，为了便于比较，尽量采用双门槛模型。F 检验表明，除了新产品开发项目门槛没有通过双门槛检验外，其他两个门槛变量均通过了单双门槛检验，回归结果如表5所示。

表5 新产品内贸的创新规模门槛回归结果

从新产品开发经费的双门槛回归结果看，当新产品开发经费水平较低时，数字化转型的回归结果没有通过统计检验，说明在这种情况下，数字化转型是有可能对新产品内贸有所贡献的。其他情况均通过了统计检验，回归系数为负数，并且当新产品开发经费较高时，数字化转型的回归系数最低。从数量看，处于新产品开发经费中等和较高水平的数据占大多数。

从有效发明专利的双门槛回归结果看，当其水平较低和中等时，数字化转型对新产品内贸没有通过统计检验，而当其水平较高时，数字化转型对新产品内贸的弹性为负数，并且通过了统计检验。从数据数量看，前两种情况数据为75 个，后一种情况数据为149 个，同样说明当有效发明专利水平中等及以下时，数字化转型对新产品内贸积极作用更强一些。

从新产品开发项目的单门槛回归结果看，当新产品开发项目较少时，数字化转型对新产品国内贸易的弹性系数为-0.521，当新产品开发项目较多时，其弹性系数为-0.923，两者均通过了统计检验。

综合以上情况可以看出，当创新规模较小时，数字化转型与新产品内贸不相关或低水平负相关，当创新规模较大时，数字化转型与新产品内贸呈高水平负相关，这样假设H4 就没有得到检验，主要原因还是数字化转型的质量不高所致，当创新规模较大时，数字化转型难以有效促进创新水平提高，因此绩效不佳。

2.数字化转型对新产品外贸的创新规模门槛检验

以新产品出口作为解释变量，数字化转型作为门槛变量，分别以新产品开发经费、有效发明专利数、新产品开发项目数3 个表征创新规模的变量作为门槛变量进行回归，为了便于比较，尽量采用双门槛模型。F 检验表明，3 个门槛变量均通过了单双门槛检验，回归结果如表6所示。

表6 新产品出口的创新规模门槛回归结果

从新产品开发经费的双门槛回归结果看：当新产品开发经费水平较低时，数字化转型的弹性系数为1.316，通过了统计检验；当新产品开发经费专利中等时，数字化转型与新产品出口无关；当新产品开发经费较高时，数字化转型对新产品出口的回归系数为-0.442，并且通过了统计检验。从数量看，处于新产品开发经费较低的数据较少，只有10 条。

从有效发明专利的双门槛回归结果看：当有效发明专利水平较低时，数字化转型的弹性系数为1.416，通过了统计检验；当有效发明专利水平中等时，数字化转型与新产品出口无关；当有效发明专利水平较高时，数字化转型对新产品出口的回归系数为-0.466，并且通过了统计检验。从数量看，处于有效发明专利水平较低的数据较少，只有14 条。

从新产品开发项目数的双门槛回归结果看：当新产品开发项目数水平较低时，数字化转型的弹性系数为1.313，通过了统计检验；当新产品开发项目数中等时，数字化转型与新产品出口无关；当新产品开发项目数水平较高时，数字化转型对新产品出口的回归系数为-0.527，并且通过了统计检验。从数量看，处于新产品开发项目数水平较低的数据较少，只有23 条。

综合以上情况可以看出，当创新规模较小时，数字化转型对新产品出口的正向影响较大，这样假设H5 就得到了检验，主要原因是数字化转型质量不高所致，当创新规模较大时，数字化转型难以有效提高创新水平，进而有效促进出口。

（四）稳健性检验

为了对数字化转型与新产品内贸和出口的关系进行进一步分析，同时提高研究的稳健性，继续引入人均电信业务量作为数字化转型的替代变量，采用面板数据进行回归。根据俞立平、万晓云等［41］的研究，电信业务量说明中国各地区信息通信的信息流畅度，不同数字化水平的市场化水平通过电信业务量进行了合理的叠加。

稳健性检验结果如表7所示，无论是新产品内贸还是出口，均应采用固定效应模型进行回归。数字化转型对新产品内贸的弹性系数为负数，通过了统计检验；数字化转型对新产品出口的弹性系数为0.276，同样通过了统计检验。这个研究结论与数字化转型回归时的结论类似，说明研究结果稳健性较好。

表7 稳健性检验

五、研究结论与思考

（一）研究结论

1.近年来中国数字化转型水平持续上升，地区差距逐渐变小

根据数字化转型评价指标体系的测度结果，近年来中国数字化转型水平处于持续上升状态，平均年增长率为6.69%。同时，数字化转型的地区差距不断降低，数字鸿沟不断减小，呈现出良好的发展态势。

2.数字化转型对高技术企业新产品的作用机制包括创新效应、管理效应和竞争效应

数字化转型对新产品的作用机制在企业内部具有创新效应和管理效应，在企业外部具有竞争效应。创新效应包括提高创新效率、加强协同创新、促进团队学习、改善信息搜集、推进综合集成等。管理效应包括外部环境效应、企业战略效应、组织结构效应、商业模式创新效应、生产运营改进效应等等。竞争效应包括先入优势效应、先入劣势效应和竞争失效效应。需要注意的是，竞争效应是一把双刃剑，要合理加以运用。

3.数字化转型对高技术企业新产品内贸影响的绩效不佳

面板数据的回归结果表明，数字化转型与高技术企业新产品内贸无关，稳健性检验结果表明，数字化转型对新产品的弹性系数为负数。主要原因有以下几个方面：第一，中国企业数字化转型的总体质量不高，数字化转型的同质性严重，难以在国内竞争中使企业受益；第二，中国数字化转型总体发展态势良好，但数字化转型的地区差距在不断缩小，这就削弱了数字化转型对内贸的作用；第三，数字化转型对新产品的创新效应、管理效应均是积极的，但竞争效应有可能是消极的，存在先入劣势和竞争失效现象，从而削弱了数字化转型的作用。第四，新产品本质上是高技术企业创新的重要标志，由于数字化转型质量总体不高，其难以对创新发挥积极的影响。

4.数字化转型对高技术企业新产品出口影响的绩效良好

面板回归结果表明，数字化转型对新产品出口影响的绩效良好，并且该结论具有稳健性。主要原因是，中国作为制造业大国，在数字化转型领域取得了一定的成绩，超越了许多竞争国家，形成了新产品出口的竞争优势。也就是说，数字化转型在国内不同地区之间的比较优势不大，但在全球市场上具有比较优势。中国作为发展中大国和制造业大国，在数字化转型方面取得的成绩有目共睹，具有一定的综合竞争优势。

5.当创新规模较大时，数字化转型对新产品内贸与出口影响的绩效均较差

鉴于数字化转型对新产品内贸影响的绩效不佳，继续以数字化转型作为核心解释变量，新产品内贸作为因变量，分别以新产品开发经费、有效发明专利数、新产品开发项目数作为门槛变量进行回归。研究发现，当创新规模较小时，数字化转型与新产品内贸要么无关，要么呈现显著的负相关，但当创新规模较大时，数字化转型对新产品内贸的弹性显著为负数，绩效更差。这说明只有当创新规模较小时，数字化转型才有可能发挥一些正向作用。

以数字化转型作为核心解释变量，新产品出口作为因变量，分别以新产品开发经费、有效发明专利数、新产品开发项目数作为门槛变量进行回归。研究发现，当创新规模较低时，数字化转型对新产品的弹性显著为正，随着创新规模的提升，数字化转型对新产品出口的弹性显著为负数。因此，对于那些创新水平不高、创新规模较小的高技术出口企业而言，应加大数字化转型的力度，促进高技术企业产品出口。

（二）几点思考

1.数字化转型在中国尚处于成长期

新技术的引入及其引发的企业创新行为必须以一定的资源和能力为支撑，动态能力理论是分析企业数字化转型的重要视角［42］。资源基础理论指出不同企业所拥有的异质性资源决定了企业绩效和竞争优势上的差异［43］。无论新产品内贸还是出口，均揭示只有当创新规模较小时，数字化转型才能发挥作用或有可能发挥作用，而当创新规模较大时，数字化转型绩效并不显著，这是企业资源基础与动态能力差距决定的。数字化转型对新产品出口贡献显著。以上充分说明我国高技术企业数字化转型尚未完成，还处在成长期。

2.数字化转型具有一定的国际比较优势

数字化转型对新产品出口的贡献显著，但与新产品内贸无关。对国内而言，中国高技术企业数字化转型的同质性比较严重，如中国高技术企业普遍完成了企业信息化管理，商业模式创新也有许多可圈可点之处，但尚未深入到创新的内在核心部分。张国胜、杜鹏飞［44］认为在数字化转型过程中企业技术创新的“同群效应”使得企业的技术创新策略趋同，这会加剧数字化转型的技术创新“增量”效应、抑制数字化转型的技术创新“提质”效应。加上中国数字化转型的地区差距越来越小，这就使得数字化转型难以成为竞争要素。而对出口而言，中国数字化转型水平尽管还不高，但已经能促进具有传统优势竞争力的产品出口，并在国际竞争中形成数字化转型优势，这是值得肯定的。