服務開放如何影響企業數字化轉型※

孫哲遠

內容提要：以2008-2020年非金融類上市企業面板數據為基礎，探究服務開放對企業數字化轉型的影響及其內在機理。研究發現，服務開放顯著提升了企業數字化轉型水平，且對處于經濟發達地區的企業數字化轉型的正向影響較強，對資本密集度、海外市場比重及高管持股比例較高的企業數字化轉型的正向作用較強。從影響機制看，服務開放通過提高知識整合效應、緩解企業融資約束與提高企業創新意愿促進企業數字化轉型水平。營商環境改善能夠促進服務開放提升企業數字化水平的效應。

一、引 言

數據作為新興要素在經濟發展過程中的作用日趨重要。數據要素具有較強的流通性特征，不僅可以與傳統生產要素相互聯結，且具有較強的輻射效應、復制的便捷性以及供給的無限性等獨特優勢，能夠在較大范圍內突破傳統生產性資源對企業發展推動乏力的困境，進而構成微觀組織可持續發展的新引擎(邱洋冬，2020)。隨著包括大數據、云計算、人工智能在內的數字技術的開發與應用，產業生態系統整體跨入了數字經濟時代，推動制造業企業數字化轉型已經在全球范圍內的管理者中達成共識，并力促數字經濟與傳統產業深度融合，這形成企業采用智能制造作為新一輪生產模式變革的重要機遇。

2017年以來，中國數字經濟總體規模呈現出穩步上升的態勢，并在2020年超越美國成為全球第一。在當前數字經濟發展浪潮中，多數生產性企業表現出主動尋求轉型的態勢，以期充分發揮數字化平臺的要素配置效用和產品結構改善效用，有也部分企業是在復雜且嚴峻的市場環境下被迫進行數字化轉型，以求維持自身在市場中的地位。當前新冠肺炎疫情疊加貿易戰對企業的正常生產經營活動造成了嚴重的負面影響，但從另一方面也強化了企業數字化轉型的決心，以提升企業韌性。隨著全球價值鏈地位競爭日趨激烈，具有高效、開放且競爭的要素供給環境在企業轉型過程中所發揮的作用愈加重要。由此，中國明確提出“要堅持實施更大范圍、更寬領域、更深層次對外開放”。《服務貿易創新試點方案》作為一項深化服務領域開放的制度設計，能否借助該項政策效應的發揮來驅動企業數字化轉型，成為本文關注的重要問題。

本文擬研究在高水平對外開放背景下，服務開放如何影響國內企業數字化轉型。與既有研究相比，本文創新之處在于：第一，研究主題上，為考察微觀視角上制造業企業數字化轉型所受到宏觀貿易創新制度層面所帶來的影響，本文采用服務貿易創新試點城市設立政策構造準自然實驗，不僅從實證層面有效減少了本文所涉及的反向因果所帶來的內生性影響，而且在理論層面拓展了數字經濟微觀理論研究。第二，機制探索上，區別于以往文獻，本文選擇基于產業結構宏觀視角來考察企業數字化轉型的內在機理，選取知識整合、融資約束和企業創新動力三種機制，考察服務貿易創新試點城市設立政策在企業數字化轉型過程中所發揮的多重機制作用。第三，異質性分析上，從企業所處生存環境和內部管理結構差異出發，進一步完善開放經濟體系下微觀組織進行數字化改造的路徑，并為相關部門決策提供參考。

二、理論分析

國內外學者大多圍繞技術、組織和社會這三個因素來探究微觀組織數字化轉型動力和意愿。在數字經濟發展過程中，分析企業數字化轉型對企業內部要素配置、產品競爭力和管理模式的影響研究較多，而從外部環境視角出發，探討影響企業數字化轉型的因素較少。雖然中國數字經濟規模不斷擴大，但不同行業進行數字化轉型的程度不盡相同，特別是部分企業的轉型仍然面臨較多障礙，甚至陷入“數字經濟焦慮”，從本質上看，主要體現在企業融資約束和研發能力，只有當制造業企業具有較強的創新能力與所面臨的融資約束程度較低時，數字化轉型進程方能加快。而服務貿易創新試點的目標，即是鼓勵試點城市探索擴大區域服務業雙向開放力度，穩步推進金融、技術服務、商貿物流等行業的開放程度。這些行業的開放，降低了數字經濟發展所需的各類高級要素的進入門檻(楊以文和鄭江淮，2013)，使得服務供應商能夠更為精準地為相關企業的生產經營匹配人力資源，提升自身服務效率，進而為企業數字化轉型保駕護航。基于此，本文提出假說：

H1：服務開放對企業數字化轉型存在正向影響。

服務開放通過緩解企業融資約束影響企業數字化轉型，具體表現為研發項目支持和節約交易成本。一方面，數字化轉型活動具有高風險和高投入的特征，因而主要制約因素便是企業融資能力的強弱，企業一旦在轉型過程中資金鏈發生斷裂，會面臨嚴重的違約風險。也就是說，企業數字化程度提升需要金融機構及其所組成的融資環境的支持。因此，金融業作為生產性服務業中的重要行業，加強金融機構對實體企業的服務能力和二者協調性是解決企業融資約束的有效路徑。金融服務環境的改善，既能減少企業從事實體投資的風險，還能給企業數字化轉型保留足夠的備用金，而且長期穩定的資金供給為企業不斷升級工業軟硬件設備創造了條件(李青原和章尹賽楠，2021)。另一方面，多數學者認為，中國是典型的銀行主導型金融體系，就金融服務開放對企業資產配置的影響而言，外資銀行進入能夠對國內企業帶來同質性效應，激發各類市場主體活力，進而優化企業間資源配置。長期以來，制造業企業面臨較高的融資約束和信貸歧視。根據監管溢出假說，外資銀行在真實的財務信息收集、篩查和甄別等方面具有更強的專業化能力，外資金融機構進入到中國后，會產生“鯰魚效應”，能夠促使國內金融機構提高自身對多種類型企業的監管效率，進而激勵制造業企業更好地運用數字化技術、區塊鏈技術來提高會計信息質量(李旭超等，2021)。特別是在開放程度較高的區域，外來金融機構的進入更有利于通過優化資源配置效率降低制造業企業數字化轉型成本，推動企業數字化轉型進程。

服務開放可以通過提升企業創新意愿進而為促進企業數字化轉型提供技術支點。較多學者認為服務開放是方便企業尋求生產技術革新的重要制度，在為企業提供更為廣闊的市場空間的同時，也給予企業縮短技術差距的機遇。根據內生增長理論，東道國融入全球化貿易和跨國投資，能夠縮小與發達國家之間的技術差距。一方面，企業可以借助服務開放引來的境外技術型服務企業，盡快掌握國外前沿技術，以降低創新失敗的可能性，增強企業數字化轉型意愿；另一方面，境外服務商的加盟會增強區域內要素的流通性，進而在滿足要素需求的同時，促進高級生產要素進一步流向高效率生產部門，因而企業會有更強的意愿進行數字化轉型(鄒國偉等，2018)。另外，與國內投資機構相比，境外投資機構相對擁有更強的全球信息優勢，因此一般具有更強的外部監督治理能力，而且更傾向于針對長期項目投資，對創新活動失敗相對擁有較高的容忍度，有助于減輕企業管理者的憂慮，保證創新活動的順利開展。此外，服務開放戰略不僅能夠推動境外企業進入，還可以促進制造業企業通過利用對外直接投資來融入全球價值鏈網絡，并以此獲取境外人才與技術資源，提升自身的創新能力。而且制造企業能夠通過建設海外研發基地、海外運營等方式直接將境外的高端生產技術融入到企業的創新活動中，有助于緊跟世界技術進步潮流。

服務開放能夠促進研發資源和知識的整合，優化企業要素結構，從而有效推動企業數字化轉型。從知識層面上看，數字化轉型活動涉及新產品研發、制造流程、管理模式變革等不同領域的知識在企業內部創造、整合與擴散，僅依賴于微觀主體在某一項領域內的知識儲備來進行數字技術的研發與創新，將會造成創新成本門檻提升。企業為使得數字化轉型戰略實施盡快見效，需要不斷整合源于多學科的知識，并對組織內外部的創新資源進行有效積累和利用，以掌握智能制造過程中的關鍵技術(李靖華等，2020)。此外，創新要素的配置范圍在服務開放政策的影響下得以拓展，并促進市場內的企業、大學、科研院所等多類型的創新主體共同參與到跨區域、跨領域的協同創新活動中，使得單個企業實際承擔的數字技術創新任務和創新投資風險降低，且能夠進一步正確引導企業數字化轉型方向，加快企業數字化轉型進程。基于此，本文提出假說：

H2：服務開放通過提升知識整合效應、緩解融資約束和增強企業創新意愿，來促進企業數字化轉型。

企業發展有賴于良好的營商環境，而服務開放作為影響營商環境的重要因素，在推動企業數字化轉型過程中，如何理清二者關系，值得探究。首先，良好的營商環境中所包含的知識產權保護制度，有助于保障企業間合法化的技術轉移，使企業更愿意為新技術投入研發資源，從而有利于進一步發揮服務開放對企業數字化轉型的正向效應(杜運周等，2020)。其次，營商環境的改善有助于塑造公平且透明的經營環境，減少企業尋租的可能，吸引更多優質的服務貿易商流入。另外，優化的營商環境可以降低企業技術和人才服務引進過程中額外的制度性交易成本，進而降低企業數字化轉型中的無效投入，提升轉型效率。營商環境的優化所引發的市場競爭效應，激發區域內微觀組織對新產品的研發和投資熱情，不斷增強轉型能力(夏后學等，2019)；同時，境外服務供應商往往擁有更為先進且豐富的技術服務經驗和產品類型，國內制造業企業可以借助技術外溢效應提高自身的數字化轉型能力。由此，本文提出假說：

H3：隨著營商環境的改善，服務開放將進一步發揮對企業數字化轉型的正向效應。

三、研究設計

1. 計量模型設定

根據上文理論分析與研究假說，為了檢驗服務貿易創新試點政策如何影響企業數字化轉型，構建如下的回歸模型：

DIGTit=α0+α1DIDit+α2Xit+εt+εi+εit

(1)

其中，i表示企業，t表示年份；DIGTit表示企業數字化轉型程度；DIDit表示服務貿易創新試點區域建立所帶來的政策效應；α0、Xit分別表示常數項和控制變量；εi表示企業固定效應；εt表示時間固定效應；εit為殘差項。

2. 變量說明

(1) 被解釋變量。企業數字化轉型(DIGT)，該變量的測度首先基于上市企業年報中的關鍵詞劃分。關鍵詞篩選方法，借鑒袁淳等(2021)，利用歷年政府工作報告和數字經濟發展報告中的文字描述，篩選出能夠體現企業數字化轉型特征的關鍵詞，并以此建立企業數字化的詞表。隨后借鑒楊德明和畢建琴(2019)的方法，使用企業年報中數字化關鍵詞的詞頻數量占年報總詞頻數的比重，作為企業數字化轉型的代理變量。

(2) 核心解釋變量。2016年服務貿易創新試點區域既包括天津、上海、深圳、武漢、廣州等東部發達城市，也包括哈爾濱、重慶、西安等西部城市，在范圍上涵蓋了多種類型和處于不同發展階段的城市。由此，將服務貿易創新試點政策的實施(DID)視為一項準自然實驗，并借助雙重差分模型來評估該政策給企業數字化轉型所帶來的影響。由于服務貿易創新試點建設在2016年提出，故某城市被設立為服務貿易創新試點區域當年及之后的年份DID取值為1，否則取值為0。

(3) 機制變量。知識整合效應(ipc)，借鑒宋德勇等(2022)的研究方法，運用企業專利涉及的新的知識領域數量度量企業知識整合效應，即基于企業每年專利申請所涉及的知識領域信息，得出在新技術領域企業所申請專利的涉及范圍(企業當年以前的專利從未涉及過的知識領域)及數量，并與企業當年申請的專利數量相比，再進行標準化處理，進而得到知識整合效應變量。企業融資約束(FC)，借鑒Kaplan等(1997)的方法，采用KZ指數作為制造業企業融資約束的度量指標。該指數值越大，代表企業融資約束程度越高。企業創新意愿(RD)，企業微觀層面的研發投入額度能夠較為真實地反映企業的創新意愿，因而參考以往研究成果，采用樣本企業歷年R&D投入與企業總資產的比率，作為衡量企業創新意愿的代理變量。

(4) 門檻變量。營商環境(db)，借鑒粵港澳大灣區研究院發布的《中國城市營商環境評價報告》，對研究所需的門檻變量營商環境進行權重設定與測量(孫哲遠，2022)。

(5) 控制變量。企業生產經營活動中其他因素亦會對企業數字化轉型產生影響，因此選取企業規模(SIZE)、總資產報酬率(ROA)、資產負債率(LEV)、企業成長性(GROWTH)、財務費用率(FER)、公司年齡(AGE)等為控制變量。

3. 數據來源

本文使用的數據主要來自兩個部分。一是微觀數據，上市公司財務與投資數據來自Wind數據庫和國泰安上市公司數據庫，企業發明專利數據主要來自于Incopat數據庫。樣本的時間區間為2008-2020年，并以A股上市非金融類企業作為研究樣本。本文對數據進行如下篩選：刪除樣本企業中的金融類、房地產類企業；將研究時間范圍內的掛牌ST和退市的企業予以剔除；對所有連續變量進行1%的縮尾處理，消除異常值的影響，最終得到2070個有效樣本。二是宏觀數據，營商環境數據主要源于《中國城市統計年鑒》和各城市統計公報。

四、實證分析

1. 基準回歸

依據前文的分析，為驗證服務貿易創新試點政策對企業數字化轉型的影響，將被解釋變量和核心變量納入基準回歸模型，結果見表1。列(1)未考慮任何控制變量；列(2)加入控制變量；列(3)加入控制變量和雙向固定效應。變量DID的回歸系數始終在1%或5%的統計水平上顯著為正，且在加入控制變量后，回歸系數有一定程度的增加，表明本文所選取的控制變量是有效的，而且相較于控制組，試點區域的確立顯著增強了實驗組內的企業數字化轉型程度，兩者之間存在正向影響關系，這也驗證了假說H1。

表1 服務貿易創新試點政策對企業數字化轉型的回歸結果

2. 平行趨勢假定檢驗

根據前文假說，對處于服務貿易創新試點地區內的企業和未處于試點地區內的企業進行平行趨勢檢驗，定義變量year2009，如果數據為2009年的為1，否則為0，同理定義其余年份，并將其與虛擬變量進行交乘，具體回歸結果如表2所示。在政策實施之前交互項的系數不顯著，試驗區設立后的交互項系數總體呈現出由不顯著到顯著且正向影響逐漸增強的態勢，這說明政策實施所帶來的轉型效應顯著。總而言之，本文選取DID模型來驗證服務貿易創新試點政策對企業數字化轉型的影響，符合平行趨勢假設。

表2 平行趨勢假定檢驗結果

3. 穩健性檢驗

(1) PSM+DID檢驗。本文進一步借鑒石大千等(2018)的做法，為了實現樣本中實驗組和控制組的有效匹配，選擇一對一近鄰匹配法，并用控制變量表征協變量，從而有效避免選擇性偏差問題。具體而言，運用logit方法對服務貿易創新試點地區設立這一虛擬變量以及控制變量進行回歸檢驗，進而計算出傾向匹配后的分值，分值相近的樣本被劃分至控制組。在分配好實驗組和控制組后，還需驗證其是否滿足共同支撐假設，即顯著差異是否存在于篩選的實驗組和控制組中。經共同趨勢檢驗匹配后的實驗組和控制組并無顯著差異，驗證了本文選擇的PSM+DID方法是有效的。表3中列(1)的回歸結果與表1中的回歸結果差異較小，因而通過了PSM+DID檢驗。

(2) 工具變量法。由于服務貿易創新試點城市設立旨在打造對外開放新高地，在選擇試點城市的過程中，城市地理區位是上級政府優先考慮的因素，而對外開放水平較高的城市一般會沿海、沿江分布，而通常該類城市氣候較為濕潤且年均降水量較多，符合工具變量相關性假設(崔日明等，2021)。同時年均降水量(iv)具有嚴格的外生性，由當地的地理環境所決定，企業數字化轉型程度對降雨量沒有影響，符合工具變量外生性假設。表3中列(2)和(3)所展示的回歸結果表明使用該工具變量有效地避免了內生性問題。

表3 穩健性檢驗

(3) 排除其他政策的影響。服務貿易創新試點政策作為國家貿易制度創新的嘗試，在該項政策實施的同時，中央政府也在部分副省級城市設立國家級新區，該政策的實施有助于高新技術產業的集聚，其中亦包括成立和引進較多數字技術企業，進而對企業數字化轉型產生引領作用。因此，參考崔日明等(2021)的做法，為了排除國家級新區設立政策的干擾，根據上市企業的注冊地，有選擇地剔除處于國家級新區內的企業，估計結果如表3中列(4)所示，DID系數與上文基準回歸結果一致，說明服務貿易創新試點政策所引發的制造業企業轉型效應確實是由該項政策產生的。

(4) 政策外生性檢驗。多期雙重差分模型的運用有一定的前提條件，其需要保證在該項政策實施之前尚未對研究對象形成有效預期，即需要保證服務開放政策具有嚴格的外生性。因此，借鑒宋弘等(2019)的方法，建立試驗區設立前1年的虛擬變量didb1并加入回歸模型中，重新進行回歸分析。由表3中列(5)可得，DID系數與上文較為一致，而變量didb1的估計系數并不顯著，這表明并不存在預期效應。

(5) 加入基準變量緩解選擇的影響。實際上，國家在選擇服務貿易創新試點地區時并不是完全隨機的。各城市的經濟基礎、地理區位和資源稟賦方面的差異是能否被確立為試點地區的重要考量因素，而以上差異隨著時間推移會對區域貿易發展態勢產生潛在異質性的影響，從而導致回歸結果存在偏誤。為了控制上述差異，本文參考趙濤等(2020)和宋弘等(2019)的方法，將基準因素與時間線性趨勢交乘，并納入到回歸模型中，進而控制區域間固有特征差異對企業數字化轉型進程的影響，使得實驗組與控制組選擇的不隨機所造成的估計偏差在一定程度上得以緩解。表3中列(6)展示了加入基準變量后的回歸結果，DID系數依舊顯著為正，表明考慮了地區間固有差異后，回歸結果依然穩健。

(6) 更換被解釋變量。本文借鑒王宏鳴等(2022)的思路，進一步擴充有關企業數字化轉型的關鍵詞至30個，對被解釋變量進行重新度量，替換原有被解釋變量進行重新回歸。表3中列(7)DID系數在1%的水平上顯著為正，與表1的回歸結果基本一致。

上述穩健性檢驗結果排除了不同類型因素對回歸結果可能帶來的干擾，說明本文的結論具有一定的穩健性。

4. 機制檢驗

基準回歸結果表明企業數字化轉型確實受到了服務貿易創新試點政策所帶來的正向影響，因而本文進一步探究服務開放對企業數字化轉型的具體傳導路徑。上文理論機制部分提出的假設認為，服務開放通過知識整合效應、緩解企業融資約束和增強企業創新意愿對企業數字化轉型發揮正向效應。為了驗證該假設的合理性，本文構建如下模型：

Mit=β0+β1DIDit+β2∑Xit+εit

(2)

DIGTit=γ0+γ1Mit+γ2∑Xit+εit

(3)

其中，Mit為機制變量。

式(2)驗證試驗區設立政策對3個機制變量的影響，式(3)檢驗機制變量對企業數字化轉型的作用。具體估計結果見表4。

在傳導機制驗證方面，表4中列(1)、(3)、(5)的回歸結果表明，服務貿易創新試點政策對3個機制變量具有顯著的促進作用。結合列(2)、(4)、(6)的回歸結果，表明提升知識整合效應、緩解企業融資約束以及提高企業創新意愿均顯著推動了企業數字化轉型。服務開放為制造業企業的技術升級和產品創新創造了機遇，使得企業管理者在轉型投入以及推動智能制造模式推廣方面的信心得以恢復，從而對企業數字化轉型產生積極影響，本研究結論驗證了假說H2。

表4 機制檢驗結果

5. 異質性分析

通常而言，企業面臨著更普遍的信息不對稱所帶來的供需不匹配，特別是對制造企業的技術創新決策、意愿和效果產生異質性影響。而且服務貿易創新試點政策實施不僅能夠創造新的高技能就業崗位，而且出現了低資本密集度行業的市場競爭力進一步下降的情形，使得低資本密集度企業受到沖擊，不同資本密集度行業的企業表現出不同的數字化轉型程度。

(1) 區域差異。本文根據制造業企業所處城市的級別，將樣本劃分為處于中心城市(直轄市、副省級城市)與非中心城市兩組分別進行回歸檢驗，回歸結果見表5。服務貿易創新試點政策對處于不同規模城市內的企業數字化轉型都能夠產生積極作用，其中在中心城市內的制造業企業，核心變量所產生的作用最為明顯。這一估計結果反映了中心城市在市場環境和數字技術服務等方面存在獨特優勢，且在幫扶制造業企業方面的投入較大，因此，與其他地區相比，制造業企業在該類城市內開展數字化轉型活動會更具優勢。此外，試驗區設立無論是對東部地區還是中西部地區企業數字化轉型均具有顯著正向影響，特別是對東部地區企業數字化轉型的提升作用更大。從目前狀況來看，試點地區設立政策對中西部地區企業數字化轉型尚有較大的發揮空間。

表5 異質性估計結果(1)

(2) 資本密集度差異。為考察試驗區設立對企業數字化轉型的行業異質性影響，本文從要素密集度角度進行研究。根據資本密集度的大小，將樣本劃分為高于均值和低于均值的兩種類型企業分別進行回歸。表6的實證結果表明，服務貿易創新試點政策設立對高資本密集度型的企業數字化轉型具有更強的正向效應，對低資本密集度型企業的影響并不顯著，原因可能是數字化技術應用具有一定的知識和資金門檻，這與高資本密集度型企業的高投入發展方向較為契合，而且技術革命所帶來的智能化生產對低資本密集度型企業形成沖擊，弱化了該類企業產品創新能力。

(3) 海外市場比重差異。本文的被解釋變量可以近似看成制造業企業所處的外在數字經濟環境，城市的數字經濟發展與企業國內市場的關系相比于海外市場則更加緊密。表6的回歸結果表明，數字經濟對海外市場比重較高的制造業企業的促進作用更大。這其中可能的原因是，更為依托海外市場的制造業企業能夠借助服務開放政策機遇，充分利用國內國外兩個市場空間和要素更為迅速地實現數字化轉型。

表6 異質性回歸結果(2)

(4) 高管持股比例差異。本文依據制造業企業內部管理方式差異，將樣本按高管持股比例均值劃分為高于均值和低于均值的兩類企業分別進行分樣本回歸。表6的回歸結果表明，高管持股比例高于均值的企業受數字經濟發展的正向影響程度高于低于均值的企業，這可能是因為，持股比例高的高管對于企業經營具有較強的責任心和使命感，會更傾向于利用數字經濟發展機遇積極開展企業生產領域的技術升級，進而推動企業數字化轉型。

6. 進一步分析

根據前文的敘述，為了驗證營商環境在服務開放與企業數字化轉型中所發揮的作用，本文進一步運用門檻效應模型進行實證檢驗。建立如下門檻模型：

DIGTit=θ1FHit(dbit≤ω1)+θ2FHit(ω1ω2)+d1∑uit+εit

(4)

其中，DIGT為被解釋變量，表示企業數字化轉型；FH為核心解釋變量，參考陳啟斐和劉志彪(2014)，采用FH指數來衡量服務貿易開放程度；db為門檻變量，表示城市營商環境；I代表指數函數，ω1、ω2代表門檻值，且滿足ω1<ω2。

估計結果見表8和表9。一重和二重門檻值分別為7.1550和9.1979。這表明營商環境改善能夠在一定程度上幫助受到服務開放程度加大沖擊和處于轉型階段的制造業企業承擔部分成本，緩解制造業企業的生存壓力，增強企業數字化轉型意愿和動力，進而更好地促使企業完成數字化轉型目標。該結論基本驗證了本文所提出的假說H3。

表7 門檻效應的顯著性檢驗

表8 門檻效應估計結果

五、研究結論及政策建議

1. 研究結論

本文以服務貿易創新試點政策設立為準自然實驗，考察了服務開放對企業數字化轉型的影響，主要得到以下結論：第一，服務開放有利于推動企業數字化轉型，在多重穩健性檢驗下研究結論仍然成立；第二，服務開放通過推動知識整合、緩解企業融資約束和提高企業創新意愿三種傳導途徑，實現對企業數字化轉型的促進作用；第三，異質性檢驗表明，從宏觀層面來看，服務開放對東部地區及中心城市內的企業數字化轉型的正向效應更強，從微觀層面來看，服務開放對高資本密集度、海外市場占比較高和高管持股比例較高的企業數字化轉型具有更強的正向影響。門檻效應檢驗表明，營商環境改善有助于增強服務開放對企業數字化轉型的正向效應。

2. 政策建議

第一，堅持全面建設高水平對外開放體系，將企業數字化轉型作為經濟發展模式轉型的重要突破口。受貿易戰和新冠肺炎疫情的疊加影響，企業生存和發展環境正變得日趨復雜，而多領域、高水平的服務貿易制度創新體系能夠有效刺激生產主體進行技術升級，促使企業生產模式變革，推動數字經濟發展助力制造業轉型。

第二，立足于技術創新環境實際，從戰略層面推進數字經濟與實體經濟深度融合以及企業數字化轉型。在要素供給和創新生態構建方面，充分借鑒發達國家發展經驗，加強對跨國服務企業的學習與交流，降低企業數字化改造風險，提高企業管理者在新技術研發與應用方面的主觀意愿。

第三，根據各地資源稟賦特征，穩步推進區域數字經濟協調發展。特別是循序漸進地推進對非中心城市及中西部地區企業數字化轉型的幫扶，鼓勵欠發達地區借鑒東部地區先行經驗，以實現區域發展優勢互補，提高國內不同類型企業數字化轉型的協調性，進而實現經濟高質量發展。