外資股東能夠推動數字經濟發展嗎？
——基于企業數字化轉型的視角

王新光

（南京師范大學商學院，江蘇南京 210023）

一、引言

黨的二十大報告指出，要“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合”。據工業和信息化部測算，在2012 年至2021 年的十年間，我國數字經濟規模由11 萬億元增長至超45 萬億元①，實現了跨越式發展。在微觀層面，數字革命深刻地重塑了企業經營發展模式，傳統發展模式的持續性遭遇重大挑戰[1]。但是在數字化轉型浪潮中，很多企業陷入數字化轉型“冷啟動”困境[2]。究其原因，一方面是因為部分企業由于生產要素的束縛，其數字化轉型面臨著資源壁壘與高額成本；另一方面是因為數字化轉型的跨周期性與產出的不確定性加劇了企業面臨風險的程度。在數字經濟快速發展的背景下，企業應如何把握數字化浪潮下的發展契機，突破“冷啟動”困境，抓緊布局數字化轉型？對這個問題的探索可以有效提升企業的數字化能力，助力其實現科技的自立自強，也吸引了學術界的持續關注。

吸引外資是我國構建開放型經濟新體制的必由之路[3]。隨著國際投資壁壘的大幅降低，外資躋身企業前十大股東（本文將其稱為“外資股東”）已成為全球資本市場中的普遍現象[4-6]。聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）發布的《2021 世界投資報告》的數據顯示，2020年我國是全球第二大外國直接投資流入國，也是全球第一大外國直接投資流出國，投資總額達1 330 億美元②。現有證據表明外資股東優化了企業薪酬制度安排[7]，提升了企業創新能力[8]，增加了企業國際化程度[9]，成為企業股權結構中重要的組成部分。但遺憾的是，以往研究大多基于較為發達的資本市場背景，在我國數字經濟轉向深化應用、規范發展、普惠共享新階段的現實情景下，外資股東對企業數字化轉型會產生什么影響，其影響機制與邊界條件如何，值得進一步研究。基于此，本文以外資股東為切入點，試圖探究外資股東對企業數字化轉型的影響，以期對企業數字化轉型影響因素的研究進行有益補充。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面。第一，為企業數字化轉型研究提供了新視角。以往對企業大股東的研究多集中于連鎖股東[10]和管理層股東[11]，對外資股東的研究方興未艾，且現有外資股東產生后果的證據多來源于較為發達的資本市場[12]。本文從外資股東視角出發，基于我國經驗證據檢驗外資股東在企業數字化轉型過程中所發揮的作用，豐富企業數字化轉型影響因素領域的文獻。第二，現有文獻大多以合格境外機構投資者為外資股東的確定標準[13]，但這一界定方式存在“噪音”。本文對企業前十大股東中的外資股東進行測量以排除“噪音”干擾。此外，根據企業所有權性質與所處環境差異，本文識別并檢驗產權性質與環境不確定性的調節作用，拓展邊界機制研究。第三，具備一定的政策含義。國務院印發的《“十四五”數字經濟發展規劃》明確提出數字經濟發展目標：“到2025年，數字經濟邁向全面擴展期，數字經濟核心產業增加值占GDP 比重達到10%，數字化創新引領發展能力大幅提升，智能化水平明顯增強，數字技術與實體經濟融合取得顯著成效，數字經濟治理體系更加完善，我國數字經濟競爭力和影響力穩步提升。”從本文研究結論看，外資股東推動了企業數字化轉型，發揮了資本作為生產要素的積極作用。由此，積極引進外資，合理縮減外資準入負面清單，依法保護外商投資權益，將是數字經濟時代我國企業轉型升級的重要驅動力量。

二、理論機制和研究假設

外資股東以其擁有的股權為基礎，是影響企業管理決策不可忽視的力量[14]。一方面，外資股東既是企業行為的重要監督者，也是企業戰略的有力推動者，在企業治理中發揮著重要作用[15]。另一方面，外資股東具有一定的資源稟賦，其偏好是追求資本的價值增值[16]。作為企業重要的利益相關者，外資股東憑借大股東權利的“發聲”而非“退出”策略來降低資產組合的風險會更有效率[17]。因此，在數字經濟為企業帶來的轉型紅利期，外資股東可以通過治理監督與協同發展促進企業數字化轉型，這既能夠踐行自身權利，又能夠實現資本的增值。

第一，治理監督作用。由于外資進入我國市場存在較高程度的信息不對稱，作為理性投資者，外資股東所獲取的回報必須能夠補償他們的進入成本[18]。為降低信息不對稱程度，外資股東具有監督企業經營行為從而保障自身利益的意愿。另外，外資股東作為企業的大股東，一般具備高于普通中小股東的監督能力。因此，在委托代理框架下，外資股東以其更少的利益沖突和相對獨立的地位，能夠對企業管理者實施積極的監督[19]。由于企業數字化轉型具有周期長、產出不確定和收益跨期等特點，短視主義下的管理者會在機會主義驅使下偏重眼前利益，阻礙企業數字化轉型，從而損害企業長期利益[20]。外資股東對企業管理者的監督能夠有效約束管理者損害股東利益的行為，促使管理者更積極地承擔風險性的創新項目[21]，推動企業進行數字化轉型。

第二，協同發展作用。外資股東作為完善制度要素的象征[22]，為企業數字化轉型提供了資源要素保障。首先，在財務資源方面，股東入資和債務融資構成了上市企業初始發展與持續擴張的原始資源動力[23]。一方面，外資股東可以為企業帶來財務資源，幫助企業抓住有利投資機遇促進數字化發展；另一方面，憑借其國際化背景，外資股東在必要時可以幫助企業拓寬在數字化轉型過程中的融資渠道，緩解企業融資壓力。其次，在信息資源方面，外資股東能為企業帶來先進的信息管理理念，拓寬信息獲取范圍，降低信息搜尋的時間成本與交易成本，提高企業的信息處理能力，挖掘不易察覺的信息潛在價值。最后，在知識資源方面，知識（尤其是隱性知識）是企業最重要的戰略資源[24]，對數字化轉型發揮著不可忽視的作用。外資股東可以為企業帶來團隊建設、管理經驗等組織根植型隱性知識以及組織價值觀形成、作用機制發揮等組織文化型隱性知識[25]，豐富企業數字化轉型所需的知識儲備。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：外資股東有助于促進企業數字化轉型。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本清洗

本文選取的樣本為2008—2020 年我國滬深A股上市企業數據。年報數據主要來源于上海證券交易所網站與深圳證券交易所網站。外資股東數據來自Wind 數據庫。其他數據來源于CSMAR 數據庫（China Stock Market &Accounting Research Database）。根據研究所需，本文對數據進行以下處理：剔除金融行業企業；剔除僅存在一個企業的行業；剔除ST、*ST、PT 企業；剔除數據存在缺失值的企業；為消減極端值的不良影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾（Winsorize）處理。

（二）建立計量模型

本文的基準回歸模型如下：

其中，DCG為被解釋變量，表示企業數字化轉型；FO為核心解釋變量，表示外資股東；CVs為本文的控制變量集合：i、t分別表示企業、時間。此外，本文同時控制了行業虛擬變量（Industry）和年份虛擬變量（Year），并采用穩健標準誤緩解異方差問題。ε為隨機擾動項。

（三）變量定義

1.被解釋變量：企業數字化轉型

目前，學者對企業數字化轉型的探討以理論定性分析和案例分析為主，對數字化轉型程度的測度較少且并未達成共識。上市企業根據實際運營情況客觀陳述的文本信息載體——企業年度財務報告具有很高的研究價值[26]，其中有大量與企業數字化轉型有關的特征化信息。因此，本文借鑒吳非等[27]的方法，將篩選出的特征關鍵詞進行結構化分類，分為底層技術運用與技術實踐應用兩個層面，形成圖1所示的特征詞集合。本文進一步剔除關鍵詞前置語為“不”等否定詞語的描述和非本企業的“數字化轉型”關鍵詞。然后，根據特征詞分類加總關鍵技術方向的詞頻并求和得到總詞頻，再進行對數化處理，最終得到企業數字化轉型程度的代理指標DCG。

圖1 企業數字化轉型的結構化特征詞集合

2.解釋變量：外資股東

借鑒石（Shi）等[28]的做法，本文以企業前十大股東中外資股東持股數與總股數的比值測量外資股東（FO）。

3.控制變量

根據以往研究，為提高研究精度，本文控制了一系列影響企業數字化轉型的變量：在企業特征層面選取資產負債率（Lev）、企業規模（Size）、成長性（Growth）、盈利能力（ROA）、資產結構（AS）、投資機會（TobinQ）為控制變量；在治理特征層面選取董事會獨立性（Indep）、董事會規模（Bsize）、管理層持股比例（Mng）、機構投資者持股比例（INS）為控制變量。

主要變量含義列示于表1。

表1 變量名稱、符號及定義

四、實證分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計結果列示于表2。企業數字化轉型（DCG）的最大值與最小值差異較大，且標準差為1.29，說明不同企業數字化轉型進程存在較大差異。外資股東（FO）最大值為0.39，最小值為0.00，表明不同企業外資股東的參與程度存在較大差異。此外，各控制變量標準差、極值與平均值都位于可接受區間。

表2 描述性統計結果

（二）相關性分析

表3 給出了相關性分析結果。從相關系數來看，外資股東（FO）與企業數字化轉型（DCG）正相關，但回歸系數較小，在未控制其他影響因素的前提下僅初步驗證了二者存在正向關系。更嚴謹的證明需對必要因素進行控制并通過計量分析得到，因此仍需后續計量檢驗。

表3 相關性分析結果

（三）基準回歸

表4列出了基準回歸結果。列（1）僅控制了年份固定效應與行業固定效應，外資股東（FO）的回歸系數為0.62，且在1%的水平上顯著。列（2）在列（1）的基礎上添加了控制變量集合，相關的回歸系數在1%的水平上顯著，說明在控制一系列企業特征、治理特征方面的變量后，外資股東與企業數字化轉型呈現出顯著的正相關關系，H1 得到了驗證。

表4 企業數字化轉型（DCG）基準回歸結果

五、內生性檢驗與穩健性分析

（一）內生性檢驗

1.PSM檢驗

若外資只是隨機持股上市企業，則只需考察外資股東的有無與企業數字化轉型的相關性即可得出結論。但事實上，部分企業的某些共同特征可能是其吸引外資股東的重要因素，從而產生樣本自選擇的問題。因此，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行一對一最近鄰匹配檢驗。首先，根據企業前十大股東中是否有外資股東將樣本分為處理組與控制組，將前十大股東中含有外資股東的上市企業界定為處理組。選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、成長性（Growth）、盈利能力（ROA）、資產結構（AS）、投資機會（TobinQ）、現金流（Cashflow）、賬面市值比（MB）、董事會獨立性（Indep）、董事會規模（Bsize）、管理層持股比例（Mng）和機構投資者持股比例（INS）為協變量。除已定義變量外，現金流（Cashflow）以經營活動產生的現金流量凈額與總資產的比值衡量；賬面市值比（BM）以股東權益與企業市值的比值衡量。

PSM匹配前后外資股東（FO）的核密度函數如圖2所示。觀察圖2可以發現，經過一對一最近鄰匹配后，處理組與控制組樣本的核密度曲線分布形態高度接近。此外，未列示的結果顯示，一對一最近鄰匹配之后兩組企業的特征變量顯著差異消失，且匹配后變量標準化偏差均大幅縮小，基本滿足了均衡性假設的要求。

圖2 PSM匹配前后外資股東（FO）的核密度函數

最后，利用匹配后的樣本重新回歸，結果列示于表5 列（1）。即使匹配樣本有所改變，外資股東（FO）的估計系數仍在1%的水平上顯著為正，表明本文結論具有一定的穩健性。

表5 企業數字化轉型（DCG）內生性檢驗結果

2.Heckman二階段回歸

本文采用海科曼（Heckman）二階段回歸法進行內生性檢驗。在第一階段，構造Probit 回歸模型，計算逆米爾斯比率（IMR），檢驗上一期的企業特征變量是否會影響外資股東。具體的Probit 模型如下所示：

其中，LagCVs為上市企業特征變量的集合，包括企業規模（Size）滯后項、資產負債率（Lev）滯后項、成長性（Growth）滯后項、盈利能力（ROA）滯后項、資產結構（AS）滯后項、投資機會（TobinQ）滯后項。在第二階段，將第一階段計算得到的逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量加入基準回歸模型中進行擬合，以糾正潛在的選擇性偏差對研究結果的干擾。回歸結果如表5 列（2）所示，逆米爾斯比率（IMR）系數在1%的水平上顯著，說明外資股東樣本的分布偏差客觀存在。另外，觀察回歸結果可知，外資股東（FO）的系數仍然顯著為正，說明通過內生性檢驗。

3.滯后處理

外資股東與企業數字化轉型之間可能存在反向因果問題，如尋求研發創新的企業可能更傾向于引入外資[29]。為解決這種反向因果問題，將解釋變量與所有控制變量進行滯后一期處理。回歸結果如表5 列（3）所示，滯后一期的外資股東（FO_t1）的系數仍在1%的水平上顯著為正，排除了反向因果問題的存在。

（二）穩健性分析

1.安慰劑檢驗

在理論層面，基準回歸中的外資股東與企業數字化轉型所呈現的正相關關系有可能只是一種安慰劑效應，即這種正相關關系只是由于研究設計過程中未被覺察到的限制性因素導致的。因此，為保證外資股東與企業數字化轉型相關關系結論的穩健性，本文利用安慰劑檢驗方法對這一可能性進行了排除。借鑒科爾納賈（Cornaggia）等[30]的做法，本文將外資股東（FO）變量的取值全部提取，再隨機匹配到每一個樣本觀測值，利用模型（1）重新回歸。若確系存在安慰劑效應，則處理后的外資股東（FO）依然會與企業數字化轉型（DCG）顯著正相關。表6 列（1）顯示了回歸結果，兩種方法下外資股東（FO）的系數存在顯著差異，排除了安慰劑效應。

2.排除外生因素影響

2008年全球金融危機使企業數字化轉型進程遭受重大外部沖擊。為排除外生因素的影響，本文剔除金融危機相關年份，利用2010—2020 年的數據重新回歸，回歸結果列示于表6 列（2）。外資股東（FO）的系數在1%的水平上顯著為正，排除了金融危機這一外生因素的影響。

表6 企業數字化轉型（DCG）穩健性檢驗結果

3.控制行業的年度趨勢

考慮到周期性行業易受宏觀經濟波動影響，且我國產業政策對微觀經濟活動的影響比較明顯[31]。為控制行業周期與產業政策等的作用，本文在基準回歸的基礎上添加行業與年份交互項的固定效應，結果列示于表6 列（3），其中外資股東（FO）的系數依然顯著為正，說明納入行業周期等因素后，外資股東對企業數字化轉型的影響依然顯著。

4.控制宏觀影響因素

考慮到企業數字化轉型必然會受宏觀經濟的影響，為緩解由于遺漏關鍵宏觀經濟變量導致的研究結果偏差，本文進一步控制宏觀經濟層面的變量，將GDP增長率和貨幣M2增速作為控制變量加入基準回歸模型。重新回歸后結果如表6列（4）所示，其中外資股東（FO）的系數在1%的水平上依然顯著為正。

5.替換自變量

考慮到企業股權結構中外資股東的有無和外資股東持股時長對企業數字化轉型的影響，本文檢驗了兩個外資股東的代理變量對企業數字化轉型的影響。第一個代理變量為是否存在外資股東（FO_dummy）。若當年存在外資股東，則取值為1，否則為0。第二個代理變量為外資股東持股時長（FO_time）。參考周縣華等[32]的研究，若企業t期的外資股東（FO）變量值為0，而t+1期的外資股東（FO）變量值大于0，則將t+1期界定為外資股東存在首年；若企業t-1 期的外資股東（FO）變量值大于0，而t期的外資股東（FO）變量值為0，則將t-1期界定為外資股東存在末年。最終的外資股東持股時長取值為外資股東存在首年至外資股東存在末年的年限數。回歸結果如表6 列（5）、列（6）所示，是否存在外資股東（FO_dummy）與外資股東持股時長（FO_time）的系數仍顯著為正，通過了穩健性檢驗。

六、機制檢驗與異質性分析

（一）機制檢驗

1.外資股東、風險承擔水平與企業數字化轉型

根據上述理論分析可知，通過財務資源、信息資源與知識資源的協同發展效應，外資股東可以為企業提供資源承諾，在面對風險高、周期長的數字化轉型時提升企業風險承擔能力，進而推動數字化轉型進程。借鑒法喬（Faccio）等[33]、何瑛等[34]的研究，采用式（3）、式（4）兩種方法計算企業風險承擔水平。具體而言，以t至t+2 年為一個觀測周期，計算經行業調整后盈利能力（Adj_ROA）的標準差與極差，并將結果乘以100得到風險承擔水平的兩個測度指標Risk1和Risk2。

本文構建如下三個模型：

其中，n=1，2 。回歸結果如表7 所示。列（1）中外資股東（FO）系數在1%的水平上顯著為正，列（2）、列（4）中外資股東（FO）系數的顯著性水平略有降低，但仍在5%的水平上顯著為正，說明外資股東提升了風險承擔水平；列（3）、列（5）結果顯示Risk1和Risk2的系數顯著為正，外資股東（FO）系數在1%的水平上顯著為正，且外資股東（FO）系數有所減小，說明風險承擔水平在外資股東與企業數字化轉型之間發揮了部分中介作用，即本文的研究結果驗證了“外資股東→風險承擔水平→企業數字化轉型”這條路徑。

表7 風險承擔水平的機制檢驗結果

2.外資股東、治理水平與企業數字化轉型

外資股東緩解了企業的委托代理沖突，為企業數字化轉型提供了一定的制度保障。外資股東通過提升企業治理水平，減少管理者機會主義行為，為企業數字化轉型營造積極有效的治理環境。另外，企業內部的治理機制是促進代理人行動與股東財富最大化目標相一致的一系列機制，主要目的是在維持企業所有參與主體利益基本平衡或不失衡的前提下追求股東利益最大化[35]。良好的企業治理結構可以有效監督和激勵管理層，督促管理層以股東利益最大化為目標[36]，推動企業數字化轉型進程。綜上所述，本文認為外資股東可以通過提升治理水平促進企業數字化轉型。

為驗證上述猜想，借鑒周茜等[36]的研究，本文利用主成分分析法構造企業治理水平（Gov）。具體而言，選取獨立董事比例、董事會規模、管理層薪酬、管理層持股比例、機構投資者持股比例、股權制衡度和董事長與總經理是否兩職合一7個測度指標，將從主成分分析法中得到的第一主成分提取出來。為便于實證結果解讀，借鑒現有研究[37]，本文對其取相反數得到Gov。Gov越大，表明企業治理水平越低。為驗證以上機制，構建以下三個模型：

回歸結果如表8 所示。在列（1）中，外資股東（FO）系數在1%的水平上顯著為正。列（2）中外資股東（FO）系數在1%的水平上顯著為負，表明外資股東提升了企業治理水平。列（3）結果顯示治理水平（Gov）系數在1%的水平上顯著為負，外資股東（FO）系數在1%的水平上顯著為正，且外資股東（FO）系數有所減小。本文的結果支持了“外資股東→企業治理水平→企業數字化轉型”這條路徑。

表8 治理水平的機制檢驗結果

（二）異質性分析

1.產權性質的影響

非國有企業在人力資本、資源稟賦、政策扶持等方面的優勢不及國有企業，并且面臨較激烈的市場競爭環境和更高程度的信息不對稱。因此，外資股東為企業帶來的治理監督作用和協同發展作用在非國有企業中更明顯。為驗證上述猜想，本文根據企業性質構造變量Soe：若企業為國有企業，則Soe取值為1，反之取值為0。將Soe、交互項FO×Soe帶入基準回歸模型，結果如表9 列（1）所示，FO×Soe系數在10%的水平上顯著為負，上述猜想得到驗證。

2.環境不確定性的影響

當客戶需求改變、競爭對手和供應商行為變化、技術發展等情況發生時，環境不確定性也會隨之出現。環境不確定性是影響企業決策不可忽視的因素，也制約著外資股東在推動企業數字化轉型過程中積極作用的發揮。在低環境不確定情況下，外資股東對企業數字化轉型的促進作用更明顯。為驗證上述猜想，借鑒申慧慧等[38]的研究，利用式（11）估算各企業過去5 年的非正常銷售收入。

其中，Sale為銷售收入，Year為年度變量，μ0為常數項，μ1為年度變量的系數。殘差ε即為非正常銷售收入。以企業過去5 年殘差的標準差除以企業過去5年銷售收入均值，再經過行業調整得到環境不確定性（EU）。該數值越大，表明企業面臨的環境不確定性越大。將EU、交互項FO×EU帶入基準回歸模型，結果如表9 列（2）所示，FO×EU系數在1%的水平上顯著為負，上述猜想得到驗證。

表9 異質性分析結果

七、結論與啟示

（一）結論

數字經濟推動著生產方式、生活方式和治理方式的深刻變革，并成為全球要素資源重組、經濟結構重塑的關鍵力量。企業作為推動數字經濟發展的主力軍，如何應對新形勢新挑戰、把握數字化發展新機遇、拓展經濟發展新空間、推動我國數字經濟健康發展顯得尤為重要。本文以外資股東為切入點，基于2008—2020 年我國滬深A 股上市企業樣本，在分析外資股東對企業數字化轉型影響的基礎上，聚焦于其中的機制傳導與邊界研究。研究結果表明，外資股東對企業數字化轉型具有顯著的促進作用，且在一系列內生性檢驗與穩健性分析后結果依舊成立。機制檢驗發現，外資股東能夠提升企業的風險承擔水平和治理水平，進而促進企業數字化轉型。此外，異質性分析發現，外資股東對企業數字化轉型的促進作用在非國有企業與低環境不確定性情境中更顯著。

（二）啟示

第一，上市企業應充分發揮外資股東的積極作用，使其成為幫助企業實現數字化轉型的重要抓手。本文的結論表明在企業數字化轉型進程中，外資股東一方面通過對管理者的監督發揮著積極的治理作用，另一方面又通過在財務資源、信息資源與知識資源上的比較優勢發揮重要的協同作用。因此，上市企業要充分認識外資股東在企業數字化轉型過程中的推動作用，積極引入外資股東，在合理的范圍內增加企業股權結構中外資股東的比例，擴大外資股東的影響力。異質性分析發現，外資股東對企業數字化轉型的監督治理與協同發展作用在非國有企業和低環境不確定性下更明顯。因此，非國有上市企業更要切實保障外資股東合法權益，充分調動外資股東參與企業治理的主動性，以彌補企業數字化轉型過程中資源稟賦的缺失。另外，企業在數字化轉型過程中還應充分重視所面臨的不確定性環境。即使企業可以利用外資股東為企業帶來的比較優勢進行數字化轉型，也要根據外部環境狀況審慎選擇合理方案，避免因較高的環境不確定性使企業蒙受損失。

第二，相關政府部門應進一步順應數字經濟迅猛發展的態勢，依法保護外商投資權益，營造一流營商環境，鼓勵外資積極參與我國數字經濟建設，助力我國數字經濟發展。相關政府部門在制定實施外商投資相關政策，特別是針對外商投資上市企業數字化發展相關政策時，應鼓勵外商投資者積極投資，使外資與被投資企業之間產生更多的良性互動，發揮外資股東的積極作用。

注釋：

①數據來源于http：//www.gov.cn/shuju/2022-07/03/content_5699000.htm。

②數據來源于https：//www.ndrc.gov.cn/fggz/gjhz/zywj/20210 7/t20210728_1291902.html?code=&state=123。