跨境數字并購促進我國制造業數字化轉型研究
——基于PSM-DID 方法的實證檢驗

盧翔林 衛力

(蘭州理工大學經濟管理學院 甘肅蘭州 730000)

1 引言

數字技術、數字經濟是世界科技革命和產業革命的先機，是新一輪國際競爭的重點領域，數字技術對于我國未來產業轉型升級具有關鍵作用，數字技術已融入經濟社會發展的各個領域，深刻改變著人們的生產方式和生活方式，數字技術與制造業的產業融合為我國制造業轉型升級提供了新的動力和方向。目前，我國已經迅速成長為世界第一工業大國和第一制造大國，但仍面臨“結構封鎖效應”和“低端鎖定效應”雙重困境[1-2]，《中國制造 2025》明確指出我國制造業未來發展方面：提高創新能力，推進信息化和工業化深度融合。為了高質量完成中國制造向中國制造的轉型升級和實現中國制造2025年宏偉目標，我國制造業亟須進行突破性轉型。隨著人工智能、區塊鏈、云計算、大數據以及高速數據傳輸和虛擬現實等數字技術的成熟，數字化轉型逐步為我國制造業的轉型升級提供了新的契機。本文旨在探索我國制造業數字化轉型途徑，闡述企業跨國數字并購與其數字化轉型程度的關系，為我國制造業數字化轉型提出參考性意見具有重要意義。

2 文獻回顧

目前，國內外學者對于數字跨國并購的研究并不多，主要包括以下幾個方面：魯慧鑫，郭根龍，馮宗憲(2022)[3]闡述了跨境數字并購的內涵：其認為跨境數字并購有效融合了數字技術和商業模式，是一種以獲取數字技術為主要目標的跨國投資新模式，該并購模式能夠有效解決企業自身數字化水平不高的問題，加強企業自身運用數字技術能力，助力企業全球價值鏈地位不斷向上攀升。黃先海，王瀚迪(2021)[4]數字產品進口能有效促進我國企業數字技術創新與數字化創新，企業知識存量對這一效應發揮正向調節作用。數字服務主要包括：數據購買，數據分析、數字軟件服務等。綜合上述學者的觀點，本文將跨境數字并購定義為：企業為滿足自身數字化轉型需求提升數字運用能力，以國外數字技術為目標的數字技術和數字服務的并購行為。

基于上述分析可以發現：國內大部分學者詳細闡述數字化轉型的重要性以及數字化能夠為我國企業和制造業所帶來的各種影響，但鮮有學者通過實證檢驗來論述我國制造業實現數字化轉型的途徑。本文將我國A股上市制造企業跨國數字并購和其自身數字化轉型程度相匹配，采用PSM-DID模型進行實證檢驗跨境數字并購是否能夠促進我國制造業數字化轉型程度的提高，為我國制造業數字化轉型提供政策建議。

3 模型構建與研究假設

3.1 直接傳導機制

3.1.1 跨境數字并購是否能夠促進企業數字化轉型

若企業面臨技術瓶頸難以突破，通過外部的技術并購從而獲取稀缺技術資源突破技術難題是一條可行的有效措施，也是企業最迅速有效的成長戰略。企業的跨國數字并購行為體現“技術溢出”效應：數字技術具有動態性、可延展性在企業并購完成后更新企業知識庫，促進企業數字創新，Nyl N D，Holmstr M J(2015)[5]認為數字創新具有自生長性、無邊界性，新主體能夠主動適應數字化趨勢而創造性地使用數字技術創造新產品和服務，從而進一步推動企業的數字化轉型。從長期轉型升級來看，數字并購能夠使企業掌握數字資產，優化企業控制和塑造知識產權的方法和其發展路徑，使其更好為自身的數字化戰略服務。BLACKBURN(2022)[6]指出數字并購融合了數字技術和商業模式，數字并購已成為參與數字時代競爭和實現數字化轉型的重要途徑?；诖耍疚奶岢龅谝粋€假設：

H1：跨國數字并購能夠直接提高我國制造企業數字化程度。

3.2 間接傳導機制

3.2.1 人力資本中介效應

不論是跨國數字技術并購還是企業的數字化轉型，都是一個系統性復雜性過程，因此企業需要大量的數字人才作為支撐，擁有豐厚數字人才資源的企業才能更好完成數字技術并購過程，更利于滿足后期企業進行數字化轉型的需要。相比其他生產性技術，數字技術更為復雜，迭代速度快，對于高學歷人才的需求量也更大，更要求企業不斷優化人才結構?；谝陨戏治觯疚奶岢龅诙€假設：

H2：企業跨境數字并購通過提高企業人力資本水平促進我國制造業數字化轉型。

3.2.2 企業創新能力中介效應

Haneltet al.(2020)[7]作為數字技術研究的先行學者認為：數字技術具有特殊性和創新性，數字技術有利于企業拓寬數字知識庫，同時利用數字技術可以提高企業數字創新能力，最終轉化為企業創新水平的提高。Lechevalier (2014)[8]認為企業引進的數字化技術設備以及數字化軟件本身具有較高的技術創新特征，因此數字并購能夠深刻改變原有的生產流程或生產模式，進而提高企業的創新能力。Li L，Liu X，Yuan D(2021)[9]認為，企業開展跨境數字并購，可以高效低風險的獲得被并購企業的數字技術，通過技術逆向溢出效應，改善企業的自主創新能力和研發水平。基于以上分析，本文提出第三個假設：

H3：企業跨境數字并購通過提高企業創新能力促進我國制造業數字化轉型。

3.2.3 研發強度中介效應

研發投入強度是指企業研發投入的資金占當年營業收入的比例。嚴斌劍，吳啟凡(2021)[10]認為，研發投入強度是數字經濟影響全要素生產率的重要渠道，發揮著部分中介作用。姚維瀚，姚戰琪(2021)[11]認為，研發投入強度是數字經濟與產業結構升級的中介變量，由此可以發現研發強度可以作為具有一定中介屬性的中介變量?；谝陨戏治觯疚奶岢龅谒膫€假設：

H4：企業跨境數字并購通過提高企業研發強度促進我國制造業數字化轉型。

4 研究設計

4.1 研究樣本及數據來源

本文選取2011—2020年A股上市企業并購事件為樣本進行實證檢驗。本文使用的跨境數字并購數據樣本來源于Thomson one購交易數據庫，根據美國BEA2022發布數字經濟行業標準篩選出進行數字并購企業，其中對跨境數字并購交易數據做如下篩選：剔除金融行業ST或*ST行業的并購事件，按我國制造業代碼篩選出屬于制造業的數字并購企業，基于以上篩選原則最終獲取129起并購事件。其他客觀數據來源于國泰安和 Wind 數據庫。

4.2 變量的選取與測量

4.2.1 被解釋變量

數字化轉型程度( DIGI)，本文參考趙宸宇，吳非(2021)[12]等的做法，采用文本分析法對企業數字化轉型程度進行量化，根據其提供的分詞詞典，利用Python軟件抓取企業年報中出現的數字化轉型的相關詞匯，并計算各個詞匯出現的頻率，最后進行匯總處理，作為企業數字化轉型程度的代理變量。

4.2.2 解釋變量

企業跨境數字并購(did)，本文參考魯慧鑫等(2022)[13]的做法，通過Thomson one 并購交易數據庫篩選我國上市公司發生的跨國并購，根據 BEA數字經濟行業標準對數字行業的內容界定，篩選出129個滿足條件的跨境數字并購樣本，對企業跨境數字并購的量化采用虛擬變量，企業發生跨境數字并購，賦值為1，未發生賦值則為0。

4.2.3 中介變量

本文根據研究假設選取以下三個變量作為中介變量：(1)創新能力；(2)研發強度(RR)；(3)人力資本水平(HD)。

4.2.4 控制變量

根據以往學者的研究以及與本文研究目標相關的資料查閱，選取并購方企業年齡(Age)、企業資產收益率(ROA)、銷售凈利率(PR)、企業規模(SIZE)、知識利用能力(ABSO)、整合管理效率(ME)、資產負債率(ALR)作為控制變量選取及說明。

4.2.5 實證模型構建

本文參考石大千(2018)構建PSM-DID模型的做法，具體步驟為：(1)利用得分傾向匹配(PSM)方法篩選出與實驗組樣本公司特點最相近的控制組樣本；(2)利用得分傾向匹配后的實驗組和控制組進行雙重差分(DID)回歸。具體模型如下：

其中，DIGI為企業數字化轉型程度，did為treat*time形成的交互項，treat表示跨境數字并購的虛擬變量，當treat等于1時，表示該樣本為已進行了跨境數字并購的企業，屬于實驗組；當treat等于0時，表示為未進行跨境數字并購企業，屬于控制組；time是時間虛擬變量，等于1時表示跨境數字并購發生之后，等于0時表示跨境數字并購發生之前。Xit為相應的控制變量，εit為隨機誤差項，di和dt為行業固定效應和時間固定效應。

5 實證檢驗

5.1 基本模型回歸結果分析

5.1.1 描述性統計結果

描述性統計結果如表1所示。

表1 描述性統計結果

5.2 實證結果

5.2.1 PSM-DID檢驗

表2DID檢驗結果顯示：僅加入核心解釋變量的回歸結果，did的回歸系數為1.467，可以發現數字并購對企業數字化轉型的影響顯著為正，加入控制變量后，did的回歸系數為1.421，對制造業數字化轉型程度的影響顯著為正，這說明企業跨境數字并購顯著提高了我國制造業數字化轉型程度。為降低雙重差分法估計偏誤，本文進一步利用 PSMDID 方法進行穩健性檢驗，根據表2(3)(4)估計結果表明，無論是否加入控制變量，企業跨國數字并購依然顯著提高了制造業數字化轉型程度。PSM-DID 的實證結果與前文雙重差分結果基本保持一致，從而進一步檢驗上述實證結論。本文的假設H1得到驗證。

5.2.2 動態效應檢驗

為了進一步保證PSM-DID方法的穩健性，本文加入動態效應檢驗，研究了企業跨境數字并購后四年的制造業數字化轉型程度，結果如下：在企業并購當年，數字并購的促進作用為正但并不顯著，隨后在第一，第二，第三，第四年系數分別為：0.557，0.619，0.604，0.931，顯著提高了制造業數字化轉型程度，且有逐年上升趨勢。原因可能是當企業完成跨國數字并購后，將新技術與公司自身技術進行整合需要耗費一定時間，從而出現波動性，這也正是并購當年促進作用并不顯著的原因。企業對外部獲得的技術進行消化、學習、融合后，能夠熟練運用新型技術，此時跨境數字并購的作用逐漸凸顯、放大，這是跨境數字并購后對制造業數字化轉型程度具有明顯促進作用的原因，同時該檢驗也進一步驗證了本文模型的可行性。

如圖2所示，企業在進行跨境數字并購之前的年份，并購的虛擬變量系數均與零不存在顯著差異，這表示在企業進行跨境數字并購之前沒有不平等趨勢。這進一步說明，我國企業數字化轉型程度的變化并不是在開展跨境數字并購之前產生的，在跨境數字并購完成之后可以看到，企業數字化轉型程度緩步提升，這說明跨境數字并購對于企業數字化轉型具有正向的促進效應，并且這種促進效應會在企業完成跨境數字并購之后的年份中逐漸釋放。

5.3 中介效應檢驗

根據實證檢驗結果表明，企業開展跨境數字并購對于我國企業的數字化轉型具有顯著的正向作用。因此，本文通過構建研發強度、創新能力、人力資本水平三個中介變量，進一步研究跨境數字并購影響企業數字化轉型的作用機制，如表3所示。

表3 動態效應檢驗結果

5.3.1 創新能力的中介效應

根據中介效應檢驗結果可得：由表4列(2)可知，did的系數為98.132顯著為正，表明企業跨境數字并購對于企業創新能力(RD)的提高具有顯著的正向作用；由表4列(3)可知，企業創新能力(RD)的回歸系數為0.00023，顯著為正，表明企業創新能力的中介影響效應顯著。因此，本文假設H3得到驗證。

表4 創新能力中介效應檢驗結果

圖1 動態效應檢驗

5.3.2 人力資本水平的中介效應

根據中介效應檢驗結果可得：由表5列(2)可以看到，did的系數為0.132顯著為正，表明跨境數字并購對于企業人力資本水平(HD)的提高具有顯著的正向作用；由表5列(3)可以看出，企業人力資本水平(HD)的回歸系數為2.772，顯著為正，表明企業人力資本水平的中介影響效應顯著。因此，本文假設H3得到驗證。

表5 人力資本水平中介效應檢驗結果

5.3.3 研發強度的中介效應

根據中介效應檢驗結果可得：從表6列(2)可以看到，did的系數為0.030顯著為正，表明企業跨境數字并購對于企業研發投入強度(RR)的提高具有顯著的正向作用；由表6列(3)可以看出，企業研發投入強度(RR)的回歸系數為7.777，顯著為正，表明企業研發投入強度的中介影響效應顯著。因此，本文假設H4得到驗證。

表6 研發強度中介效應檢驗結果

6 結語

本文選取中國滬深 A 股上市企業 2011—2020年的數字并購數據為研究對象，研究跨國數字并購對我國制造業數字化轉型的影響。基于回歸分析結果，得出以下結論：(1)企業跨境數字并購能夠顯著促進我國制造業數字化轉型程度的提升。(2)跨境數字并購對于企業數字化轉型程度的影響具有以下機制：研發強度、人力資本水平和企業創新能力在企業跨國數字并購影響制造業數字化轉型的過程中起到了正向的中介作用，上述三者是跨境數字并購促進制造企業數字化轉型的三條作用機制。

根據上述結論，得到以下啟示：

從政府的角度出發，跨境數字并購對于我國制造業數字化轉型的作用，在宏觀政策上繼續支持中國企業“走出去”，政府應積極加入區域一體化組織，積極主動構建數字化并購的區域規則，打破數字鴻溝和數字壁壘，為我國企業開展跨國數字并購創造有利的外部條件。改善跨國并購環境，簡化并購程序，引導企業在自主研發的基礎上通過數字并購的方式快速提升企業的數字化轉型能力。

從企業層面出發，跨境數字并購對于促進自身數字化轉型的作用，積極開辟跨境數字并購途徑，把握跨境數字并購契機，根據企業自身數字技術空白，通過跨境數字并購的方式推動自身數字技術與自身產品融合，增強自身產品競爭力。