企業數字化轉型與出口產品質量提升
——基于價值增值視角的研究

張如續，楊丹萍

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

近年來，中國對外貿易發展取得了豐碩的成果。其中貨物出口貿易市場份額從2000 年的7.6%提升至2021 年的15.1%，貨物貿易總額已連續五年保持世界第一，外資吸收方面急起直追已位列全球第二，我國已悄然成為帶動全球經濟發展的“主力軍”。但與此同時中國制造業大而不強的問題卻日漸深刻。一方面中國勞動力優勢逐漸消失，用工成本逐年上升，眾多制造產業轉移到越南等成本較低的國家。另一方面，新冠疫情席卷全球，逆全球化思潮涌現，歐美等國家對中國實行科技封鎖，使得中國企業在國際市場的競爭環境日發嚴峻。以往國內企業大多依仗“成本低廉”策略參與價格競爭，導致中國企業長時間缺少核心技術，研發創新能力不足，這也使得中國企業出口產品質量與發達國家之間存在不小差距（祝合良和王春娟，2021）[1]。制造業作為高質量發展的命脈所系，因此如何提升中國出口產品質量目前成為亟待解決的問題。

隨著數字技術的發展，數字化轉型已經成為制造業轉型升級的重要手段。與傳統的生產要素相比，數字技術具有高效的信息傳遞與廣闊的信息覆蓋能力，依托信息技術對企業組織結構、生產運營模式、核心競爭力等加以優化創新與再創造（袁淳等，2021）[2]，進而推動傳統產業轉型升級、促進制造企業創新發展、激發市場主體發展活力。然而數字化轉型在我國大多數企業中并未實現全方位的普及與應用（趙宸宇等，2021）[3]。因此，伴隨著我國制造業競爭優勢呈現逐步下降的趨勢，數字化轉型已然成為我國制造業企業提升出口產品質量的現實需求與時代要求。因此，本文試圖從數字化轉型視角切入，探尋我國出口產品質量升級新路徑，厘清數字化轉型與出口產品質量的影響機制，識別決定兩者關系的核心要素，以期為我國制造業升級轉型提供一定的理論支撐和經驗證據。

二、文獻綜述

對于出口產品質量的研究一直是學界研究的重點，首先是出口產品質量的度方法，Hallak和Sivadasan（2009）[4]用價格作為質量的替代變量進行實證分析，但是價格不能完全等同于質量。因此，Khandelwal（2010）[5]通過殘差回歸法間接計算出口產品質量，施炳展（2014）[6]在此基礎上通過對產品質量進行標準化處理，實現不同層面產品質量跨期、跨截面比較分析。基于上述方法，學者們實證發現中國企業出口產品質量自入世以來呈現波動式上升態勢（許和連和王海成，2016；余淼杰和張睿，2017）[7-8]。隨后，學者不斷豐富關于產品質量升級路徑的相關研究，許家云等（2017）[9]認為進口中間品質量的提升是我國在全球化發展中產品質量升級的核心因素，而貿易自由化則極大地拓寬了這一升級路徑（余淼杰和李樂融，2016）[10]。對比眾多學者的研究成果發現，產品質量升級路徑主要是依賴政策制度（張洋，2017）[11]與市場環境（段文奇等，2020）[12]等因素，通過影響企業內在生產效率與生產能力進而影響產品質量，但是鮮有文獻研究數字化轉型是否能通過上述路徑促進企業出口產品質量升級。

另一支文獻是關于數字化轉型的研究。早期的研究聚焦于信息技術在制造業中的應用，制造業企業通過網絡信息技術改變現有生產格局，提高生產效率（韓先鋒等，2014）[13]；而后“互聯網+制造業”發展模式為制造業實現數字化轉型的開辟了新路徑，極大地促進制造業提質增效（王如玉等，2018）[14]；在此基礎上學者們從生產要素投入的視角，將數字化引入傳統企業生產理論框架中進行分析，趙宸宇等（2021）[3]通過對上市公司的年度報告與數字化相關的詞頻進行處理和統計得出數字化轉型指標，實證發現數字化轉型能夠通過提高企業創新、優化人力資本結構進而提升企業生產率。袁淳等（2021）[2]在已有研究的基礎上構建相對完備的數字化詞典，通過文本分析法構建上市公司數字化指標，實證發現數字化轉型顯著提升了企業專業化分工，進而提升企業生產效率；齊俊妍和任奕達（2021）[15]通過篩選數字經濟要素的依托行業，采用完全消耗系數表示各行業投入數字化水平，驗證了數字經濟對全球價值地位的促進作用。張晴和于津平（2020）[16]在前人的基礎上構造制造業行業數字化依賴度，通過實證發現企業數字化轉型顯著提高了企業全球價值鏈地位。

從現有文獻歸納總結分析，盡管學者們使用不同的數據與不同的測度方法在一定程度上證實數字化轉型對于制造業發展具有積極的作用，但是鮮有文獻從增加值視角對數字化轉型進行研究，因此本文相比以往文獻創新點在于：（1）運用新貿易理論，并采用微觀貿易數據，探究數字化轉型與企業出口產品質量之間的關系。（2）在考慮貿易開放條件下對企業出口產品質量內生決定模型進行推導，依托中介模型梳理數字化轉型對企業出口產品質量的作用機制。（3）從增加值視角計算我國制造業內涵數字化完全增加值率，從而更加全面、完整地刻畫我國制造業企業數字化轉型水平。

三、理論機制分析

（一）理論框架設定

本文借鑒Hallak 和Sivadasan（2009）[4]的質量內生決定模型，從理論上推導在利潤最大化的生產決策中，企業質量生產能力（product productivity）與生產效率（process productivity）對企業產品質量的影響，進一步梳理數字化轉型對企業出口產品質量的影響機制。

1.需求側分析。假設消費者從不同種類的連續商品消費中獲得效用，消費者消費商品z 的數量為q（z），商品質量為ω（z），并且z?Z，Z 為消費者可選擇的商品種類，σ 表示商品之間替代彈性。消費者的效用函數可以表示為：

各種商品最優的消費數量取決于市場特征、消費數量和商品質量。根據消費者效用最大化的原則可以求得產品的需求：q（ω，p）=RPσ-1ωσ-1p-σ，其中R為消費者的總支出，R≡PQ，p 為商品的單位價格，P為價格指數

2.供給側分析。根據Melitz（2003）[17]的設定，勞動為產品生產的唯一投入要素，且每個廠家只生產一種產品，因此產品種類也代表著廠商數量，工資w設定為1。故總的生產成本可以表示為：

（3）式中成本包括不可變固定成本（f0）、可變固定成本和與邊際成本。在產品質量不變的情況下，可變固定成本會隨著產品質量的提升而增加，會隨著企業質量生產能力（μ）增強而下降。邊際成本會隨著產品質量的提升而增加，隨著生產效率（φ）的提升而下降。由此可得企業利潤為：

3.考慮開放條件下的均衡。根據Melitz（2003）[17]的理論，企業進行對外貿易必須克服兩種成本，一是冰山融化的運輸成本（τ），和出口的進入成本（fx）。企業的總利潤是生產效率，質量生產能力和產品質量的函數，因此總利潤可以表示為：

其中，p 和px 分別代表國內外價格，q（p，ω）和qx（px，ω）分別為利潤最大化時國內外需求，Ix為企業是否出口指標，如果企業出口則等于1，否則為零。企業選擇生產何種質量的產品來獲得利益最大化，通過對利潤最大化下求一階偏導數可以得到：

根據式（5）與式（6）中一階偏導數為正可以說明，企業質量生產能力越強企業的可變固定成本越低，企業生產效率越高企業邊際成本越低，當成本越低時企業傾向于提高出口產品質量獲得更大的利潤，因此企業生產的產品質量越高。

（二）數字化轉型影響出口產品質量的作用機制分析

通過上一部分理論分析，本文推導出企業質量生產能力和生產效率是影響企業出口產品質量的兩大因素，下面將分別從探究數字化轉型影響企業出口產品質量的傳導路徑及影響機制。

首先，質量生產能力機制。企業質量生產能力主要反映企業在既定固定支出下改進產品質量的能力，而企業改進產品質量離不開研發創新活動，因此企業研發創新在一定程度上提升企業生產能力（蘇丹妮等，2018）[18]。當數字產品作為一種生產要素投入企業生產中時，其自身所具有的創新性要素融入到企業當中，如人工智能、云計算、大數據等一些創新型的技術平臺，企業能夠更加高效的吸收外部知識，減少交易成本，對于自身研發創新起到直接促進作用（韓先鋒等，2014）[13]。其次，當數字產業作為一種信息承載功能體，其自身具有高效信息傳遞功能以及實時信息反饋機制，對于企業而言能夠更加深入和迅速及時的了解產品生產的環節與市場反應（王開科等，2020）[19]，進而幫助企業了解自身產品優缺點，激勵企業對產品進行升級改造，提升企業質量生產能力。綜上所述，數字化轉型給企業質量生產能力帶來正向的積極作用，據此提出本文的假設：

假設1：數字化轉型通過提升企業質量生產能力進而促進企業出口產品質量的提升。

其次，生產效率機制。數字化轉型對于企業生產是一種全方位的優化和升級，數字技術的應用不僅能夠增強生產要素之間的流通性與協調性，也是對于企業生產環節之間的連通性與協作關系的優化，實現企業各生產環節的精準鏈接，并且數字化轉型能夠優化生產要素配比，幫助企業減少中間消耗，對企業整體生產效率提升帶來了直接的正向影響（李春發等，2020）[21]。同時，數字技術的應用對于企業內部組織結構起到了優化的作用，數字化轉型能夠幫助企業提升組織能力，促進企業組織構架網絡化、扁平化發展，加強企業之間知識信息融合創造，優化企業結構，進而提升企業生產效率（戚聿東和肖旭，2020）[22]。綜上所述，數字化轉型促進企業生產效率提升，據此本文提出如下假設：

假設2：數字化轉型通過提升企業生產效率進而促進企業出口產品質量提升。

四、研究設計

（一）模型設定

結合前文的分析，本文的基準回歸模型設定如下：

其中，下表f 表示企業，i 代表企業所屬行業，t代表年份；Qualityfit代表企業在t 年的出口產品質量，Digit代表行業i 在t 年的數字化轉型水平；X 為控制變量集合。此外，本文還控制了個體固定效應μf，時間固定效應（μt），εit為殘差項。

為了驗證制造業數字化轉型通過促進企業質量生產能力（lnμ）與生產效率（lnφ）來提升出口產品質量，構建模型如下：

其中，M 代表中介變量，在本文指企業質量生產能力（lnμ）與生產效率（lnφ），其余變量含義與基準回歸模型一致。本文選取企業專利申請數量加1后取對數作為企業質量生產能力（lnμ）的代理變量，選取企業勞動生產率代替企業生產效率（lnφ）。

（二）變量選取與數據說明

1.核心解釋變量。本文采用回歸殘差法來計算企業出口產品質量，首先，根據前文機制分析中構建回歸方程進行對數處理后得到如下回歸方程：

參照Khandelwal（2010）[5]的做法，在回歸中加入企業所在省份的當年GDP 來代替產品的水平多樣性。本文借鑒Weinstein 和Broad（2004）[23]測算的SITC四位碼層面的產品替代彈性（σ）。最后回歸得到的產品質量為：

為了方便進行加總比較，借鑒施炳展（2014）[6]的做法將質量進行標準化：

2.核心被解釋變量。本文借鑒王直等（2015）[24]的方法構建產出模型，在產業層面測算中國制造業內涵的數字行業增加值率，基于投入產出表的平衡關系，存在以下等式，Zsr=Xsr+Ysr，其中Z 代表中間使用，Y 代表最終需求，X 代表總產出。假設各國行業數量統一為N，則Zmn 為N*N 矩陣，Ym和Xm為N*1矩陣。定義直接消耗系數矩陣，或者A=，則有AsrXsr+Ysr=Zsr，整理即可得到里昂惕夫逆矩陣Bsr=（I-Asr）-1，然后定義增加值系數矩陣V，其元素Vi=1－“所有的中間投入系數”，V^為V 的對角矩陣，則完全增加值系數為：

從列方向上看，每一列代表某一特定國家的行業其完全增加值系數的組成，因此用制造業行業中內涵數字要素增加值率表示數字化轉型水平，其計算公式為：

其中i，j 代表國家，s 代表數字產業，m 代表制造業，借鑒張晴和于津平（2020）[16]的方法，本文選取WIOD 行業中計算機、電子和光學產品的制造（c17）、電信活動（c39）以及計算機編程、咨詢和相關活動；信息服務活動（c40）作為數字產業。

3.控制變量。本文參考蘇丹妮等（2018）[18]的研究控制了以下相關變量：（1）企業存續年限（lnage）。本文采用企業年齡加1 后取對數。（2）企業規模（lnsize），本文用企業人數取對數表示。（3）企業資本密集度（lncaptial），這里采用企業固定資產比上員工數量并取對數表示。（4）融資約束（fin_res），用企業應付賬款比上企業總資產來表示。（5）市場集中度（HHI），采用赫芬達爾-赫希曼指數來表示，其值越大表明市場集中度越高。

（三）數據說明

本文使用的數據庫包括中國海關企業數據庫、中國工業企業數據庫、WIOD 數據庫，選取的時間樣本為2000—2013 年。具體操作如下，首先剔除海關數據庫中關鍵信息無效的樣本并剔除貿易公司樣本，然后保留制造業產品。工企數據庫借鑒楊汝岱（2015）[25]的方法進行數據清洗，剔除關鍵信息缺失及異常值樣本后與海關數據合并。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

本文首先進行基準回歸，表1 第（1）列～ 第（6）列為依次加入控制變量的回歸結果，結果顯示Dig的系數均在1%顯著性水平下為正，說明數字化轉型對于企業出口產品質量有顯著的提升作用。從控制變量的分析結果分析與以往的研究結論基本一致，市場集中程度、企業年齡、企業規模、以及企業資本密度對于企業出口產品質量存在顯著的正向作用，而融資約束對于企業出口產品質量的提升呈現抑制作用。

表1 基準回歸

（二）穩健性檢驗與內生性問題討論

首先改變樣本范圍鑒，對出口產品質量進行1%雙邊縮尾可以排除離群值和極端值的影響，表2第（1）列為重新回歸的結果，Dig 的系數依然顯著為正。其次替換解釋變量，本文改用完全依賴度作為穩健性指標進行回歸，表2 的第（2）列的回歸結果顯示Dig_r 的系數依然顯著為正，上述結果表明本文的基本結論較為穩健。本文內生性問題的處理采用工具變量進行2SLS 回歸。借鑒劉維剛等（2020）[26]的處理方法，本文使用的工具變量包括美國制造業數字化轉型水平與本國制造業數字化轉型水平一階滯后項。重新進行2SLS 估計后，估計結果如表2第（3）與第（4）列，Dig 的系數與基準回歸結果基本一致。

表2 穩健性檢驗和內生性處理

（三）企業質量生產能力與生產效率中介效用

通過固定效應模型對中介效用進行回歸檢驗，表3 第（1）列～（5）列展示了中介機制檢驗的回歸結果，第（1）列為Dig 對lnμ 的影響效果，結果都在1%顯著性水平為正，與前文中機制分析的結果一致。第（2）列是在基準回歸的基礎上加入lnμ，可見Dig的系數與lnμ 的系數均在1%顯著性水平為正，第（3）列為數字化轉型對企業生產效率的作用效果，回歸結果說明數字化轉型對企業效率存在促進作用，再把lnφ 與Dig 同時放到模型中進行回歸，第（4）列回歸結果顯示Dig 與lnφ 的系數均在1%顯著性水平下為正，說明數字化轉型通過提升企業生產效率進而促進企業出口產品質量的提升。進一步地，本文參考祝樹金等（2020）[27]的方法對中介效應的結果進行Sobel 檢驗，結果顯示質量生產能力與生產效率對應的Z 統全都在1%水平上顯著。因此滿足中介效應顯著的條件。

表3 中介機制檢驗

六、異質性分析

（一）基于企業不同特征的異質性檢驗

本文根據企業特征進行分組回歸，從表4 的列（1）和列（2）的結果來看，數字化轉型對于國有和非國有企業出口產品質量均存在促進效果，并且對非國有企業的促進效果強于非國有企業。原因可能是：國有企業相對于非國有企業在融資約束、政策幫扶上具有優勢，因此能夠更好地利用數字化轉型提升自身生產效率和企業研發創新能力。表4 的第（3）和第（4）列的回歸結果顯示數字化轉型對于東部企業的出口產品質量呈現顯著的正向效果，對于中西部地區的影響未通過顯著性水平檢驗。本文認為原因可能是東部地區在市場化程度、數字化技術的發展環境、政策力度、應用人群等方面都要優于中西部地區（劉維剛和倪紅福，2018）[28]，因此數字化轉型對于東部地區的企業附近效果更加明顯。近一步地，本文進行似不相關回歸（SUR）檢驗，檢驗結果發現三組的經驗P 值均小于0.05，說明不同樣本間Dig 的系數差異顯著。

表4 異質性檢驗

（二）基于不同數字要素的異質性檢驗

本文基于不同的數字要素進行回歸分析，表4第（5）列～ 第（7）列為實證結果，首先數字化基礎設備與數字化信息服務對于企業出口產品質量存在顯著的促進作用。這是因為數字化基礎設備的投入能夠幫助提升數字基礎設施水平，為企業是實現數字化轉型提供硬件支撐，數字化信息服務幫助企業升級現有的商業模式，簡化原先繁瑣的業務流程，降低企業成本；本文在回歸中加入電信行業的數字要素增加值率二次項，實證發現電信與出口產品質量之間呈現倒“U”型關系。本文認為出現這種結果的原因是：電信活動的投入對企業來說能夠提升企業間協同運作能力，但在我國電信行業存在壟斷（劉斌等，2016）[29]，市場化程度不足，因此企業進行過多電信服務投入時會增加企業的成本，進而抑制企業產品質量提升。

七、結論與建議

本文基于新貿易理論模型，利用微觀數據通過實證檢驗得出以下結論：（1）研究發現數字化轉型對我國企業出口產品質量存在正向效用，并且經過計量檢驗證明這結果是穩健的。（2）通過機制分析發現，數字化轉型通過提升企業生產效率與企業質量生產能力兩條路徑提升企業出口產品質量。（3）通過異質性分析發現，數字化轉型對于東部地區與國有企業促進效果強于中西部地區企業與非國有企業，區分數字要素后發現，數字化基礎設備與數字化信息服務對企業出口產品質量存在促進效應，電信則對企業出口產品質量存在倒“U”型影響效應。

根據本文的研究結論提出以下政策建議。第一，應當大力推動企業數字化轉型改造，將產業鏈上各點精準鏈接，實現各市場生產要素與數據互通互聯；第二，要重視數字化轉型基礎設置建設，推進基礎設施改造升級，實現產業智能化；第三，在引導企業利用數字技術進行全方位全鏈條升級改造的而同時，要制定相應政策促進數字技術產業化、市場化發展，努力建成功能完善的數字產業市場。