數字化轉型、研發國際化與企業創新績效

溫 科，李常洪，曾建麗

（1.山西大學 經濟管理學院，太原 030006；2.邯鄲學院 經濟管理學院，河北 邯鄲 056003；3.燕山大學河北省公共政策評估研究中心，河北秦皇島 066004；4.天津城建大學經濟與管理學院，天津 300384）

一、引言

隨著經濟全球化及產業變革的逐步深化，創新已經成為全球企業保持并擴大競爭優勢的重要手段。現階段發達國家的眾多跨國企業不僅向國外轉移生產或銷售環節，并且也開始將研發環節向全球轉移，最大限度地將自身技術優勢與東道國豐富的創新資源進行結合，開展研發國際化，實現企業資源在全球的優勢配置。而以中國、巴西、印度等國家為代表的新興經濟體也在逐步成為經濟全球化的主要驅動者，其國內的后發企業為了實現對國外跨國企業的快速趕超，也紛紛通過“走出去”的方式，加大對外直接投資的規模，基于技術引進與模仿，獲取海外先進的生產方式與創新資源，并獲得了階段性的成功。根據2019—2021年《中國對外直接投資統計公報》，2019年中國對外直接投資1369.1 億美元，流量規模僅次于日本，蟬聯全球第二；2020年中國對外直接投資流量1537.1 億美元，同比增長12.3%，首次位居全球第一，占全球份額20.2%；2021年，中國對外直接投資流量1788.2 億美元，比上年增長16.3%，連續十年位列全球前三。而據國家商務部、外匯局統計，2022年，我國對外全行業直接投資9853.7 億元人民幣，較上年增長5.2%。但隨著中國的不斷崛起及國內企業創新能力的不斷提升，以美國為首的西方國家開始對中國實行嚴格的出口管制與技術封鎖，海外企業對于先進技術轉讓的態度趨于保守，僅靠技術引進與模仿會讓國內的后發企業陷入“追趕-落后-再追趕-再落后”的怪圈。黨的二十大報告指出，擴大國際科技交流合作，加強國際化科研環境建設，形成具有全球競爭力的開放創新生態。為了從根本上擺脫西方國家的技術限制，獲取競爭優勢，打造世界品牌，在立足自主創新的基礎上及數字經濟大發展的背景下，國內的一些先進企業逐步采取研發國際化策略，采用開放式創新模式構建國際創新網絡，塑造開放創新生態，集聚全球創新要素，努力打破制約知識、技術、人才等創新要素流動的壁壘，力圖將國外先進技術與國內創新資源相結合，形成自主創新與開放式創新的有效互動，實現創新趕超。

基于以上背景，研發國際化及企業創新績效間的關系已成為學者們研究的焦點。首先，對于研發國際化是否促進了企業創新績效方面，學術界存有爭議。大多數學者認為研發國際化有利于促進企業創新績效的提升，例如，Iwasa 和Odagiri（2004）、L??f（2009）及Grimes 和Miozzo（2015）、李梅等（2022）及劉娟等（2022）認為母國公司通過研發國際化，一是可以與東道國企業建立創新聯盟，建立國際創新網絡，獲取多樣化的創新資源，將新開發的東道國知識轉移到國內，進而促進創新績效；二是可以將部分研發工作外包到市場規模大、技術水平低的國家，重新配置企業目前的研發模式，集中有限資源發展優勢技術，提升創新效率。少數學者認為研發國際化負向影響企業創新績效，甚至基于研究對象的異質性得出兩者的非線性特征關系。例如，Singh（2008）與張利飛等（2021）認為研發國際化可能會引發國內創新資源分流，智力資本外流，核心技術泄露及外來者劣勢造成的創新網絡治理成本提升等問題，從而對母國公司的創新績效產生不利影響。Hurtado-Torres（2018）與李梅等（2020）分別以跨國能源公司及中國滬深兩市的知識密集型高技術行業上市企業為研究對象，發現研發國際化與創新績效呈現倒U 型關系。以上研究主要是以發達國家或地區的跨國公司為樣本，其研發國際化的主要動因在于充分利用自身的創新優勢，通過拓展其技術在全球市場的應用邊界，實現技術的規模經濟效應，而作為新興經濟體的中國的跨國公司開展研發國際化與創新績效之間可能會呈現不同特點；此外，以上研究也忽略了研發國際化的內生性與選擇偏差問題，前者表現為企業創新績效對研發國際化的反作用，后者則表現為如果研發國際化所帶來的成本高于企業創新績效，則企業可能會放棄“走出去”戰略。此外，黨的二十大報告中進一步提出，加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合。近年來，以大數據及云計算等數字技術的應用為基礎的新一輪科技革命也在我國逐步興起，中國信息通信研究院發布的《2022 數字經濟發展報告》中顯示，2021年，我國數字經濟規模達到45.5 萬億元，同比名義增長16.2%，高于GDP 名義增速3.4 個百分點，占GDP 比重達到39.8%，其中，數字產業化規模為8.35 萬億元，同比名義增長11.9%，產業數字化規模達到37.2 萬億元，同比名義增長17.2%。隨著各行業逐步認識到數字經濟的重要性，數字化轉型正在成為撬動產業發展，釋放數字經濟創新活力，有效驅動企業創新加速的有力舉措。那么在當今社會數字化轉型不斷深入的大趨勢下，研發國際化對企業創新績效會呈現怎樣的的影響，數字化轉型對研發國際化又是否會產生某種作用呢？有關這方面的問題，現階段國內外研究較少涉及。

本文可能的邊際貢獻包括：①將數字化轉型、研發國際化及企業創新績效等核心變量納入到同一研究框架。理論方面，提出企業通過數字化轉型推動研發國際化是成本效應帶來的選擇；方法方面，通過Heckman兩階段模型分析核心變量的關系，緩解了研發國際化所帶來的內生性問題，提升了基準回歸結果的穩健性。②論證了研發國際化寬度與厚度對企業創新績效的提升效應。這表明在當前世界經濟陷入衰退、傳統國際循環弱化、國際經濟結構不斷發生重構調整的情況下，堅持更高質量、更深層次、更大規模的對外開放是企業融入全球創新體系，實現高質量創新發展的必由之路。③城市環境方面的異質性研究表明，與高創新資源城市相比，低創新資源城市中，研發國際化對企業創新績效的促進效應更強。這為創新發展水平落后地區的企業實現跨越式創新發展開辟了新的路徑，也為國內創新網絡與國際創新網絡之間的互動開辟了新的空間。④基于經營風險、信息對稱、市場監督及供應鏈關系等視角，發現環境不確定性及供應鏈集中度負向調節研發國際化與企業創新績效間的關系，分析師關注則正向調節該關系。以上結論表明經營風險提升及供應鏈關系緊密會削弱研發國際化對企業創新績效的促進效應，而信息完全性及市場監督力度的加強會增強研發國際化對企業創新績效的促進效應。該結論為揭示研發國際化與企業創新績效的關系機制提供了實證依據。

二、理論分析及假設提出

（一）開放式創新與研發國際化

研發國際化表現為技術、知識、資本及人力在不同國家或地區間的跨境流動（Cantwell and Janne，1999），是開放式創新的典型表現。開放式創新最早是由Chesbrough 等（2003）在2003年提出的，即企業應充分利用企業的內部和外部資源進行技術開發和創新活動，并采取內部和外部兩種渠道將技術成果進行商業化（Chesbrough，2003），其最終目標是降低創新主體的交易成本，縮短創新成果的轉化周期，提高創新活動的效率。與開放式創新相對的概念為封閉式創新，通過兩者比較，可以更好地理解開放式創新（表1）。可見，在開放式創新的概念框架中，企業內外部的知識與市場同等重要。隨著全球市場競爭的加劇及信息技術的飛速發展，企業生存的內外部環境不確定性逐步加強，產品技術升級速度快速提升，產品生命周期也在逐步縮短，創新人才外流嚴重，這將導致企業新產品開發及自主研發活動的成本上升。因此，特別是對于作為新興經濟體的中國的企業來說，僅依靠自身力量開展技術創新的難度日益增加并難以持續，創新策略必須由“封閉式創新”向“開放式創新”轉變。

表1 開放式創新與封閉式創新

在數字化轉型的背景下，研發國際化已成為企業參與國際創新網絡及進行開放式創新的重要途徑。企業展開研發國際化的主要目標之一在于通過高效布局全球范圍內的創新資源，實現創新資源的跨境利用及逆向轉移，獲取境外各國的互補性資產及異質性技術，形成內外部互聯互動的知識共享體系，為企業創新賦予新場景與新動能（王展碩和謝偉，2018）。例如，我國上市公司“浪潮信息”與美國Inter 公司合作研發新一代基因一體機；“東旭光電”與澳大利亞臥龍崗大學下屬超導電子材料研究所簽訂戰略合作協議；“同方股份”與美國戴爾公司合作推出系列模塊化服務器產品。數字經濟的發展不僅推動技術產品更新迭代及技術創新的全球分工，而且也為企業等創新主體間的信息、知識及技術的互通互聯創造條件（張國勝和杜鵬飛，2022），進而催生出研發國際化的新場景、新業態。研發國際化作為全球數字經濟產業創新生態的重要組成部分，已成為在全球范圍內獲取創新資源并實現開放式創新的重要途徑。

（二）研發國際化的成本效應

盡管對于作為新興經濟體的中國企業來說，研發國際化是充分利用國外異質性與互補性創新資源進而提高企業價值與核心競爭力的重要途徑，但研發國際化的過程并非“一帆風順”，企業在獲得國際創新網絡所帶來的協同創新紅利的同時，也面臨諸多障礙所帶來的成本。

外來者劣勢成本。在研發國際化初期，由于企業無法迅速嵌入東道國的文化及制度，研發國際化行為經常會遭到東道國政府及企業的抵制，這使得企業識別及吸收嵌入于東道國文化的技術的過程更加困難，相關知識的正外部性無法有效發揮，研發國際化效率下降（李梅和余天驕，2020）。

學習成本。在研發國際化的過程中，基于東道國技術及知識自身的隱性與黏性特征，企業需要不斷提升知識搜索與學習能力及探索式創新能力，將東道國先進技術進行重構、內化及吸收，增加企業知識存量，提升研發國際化的效能（Singh，2008）。

組織管理成本。隨著研發國際化進程的不斷深入，企業可能會在多個東道國開展具有關聯的研發國際化項目，不同東道國的地理、文化及制度差異增加了研發國際化項目間的創新資源流動成本。為了提升不同海外研發項目間的資源配置效率及有效推進海外研發項目的進程，付出眾多的協調及監督成本也在所難免（Asakawa，2001）。此外，為了獲取必需的創新資源，企業可也能會付出對外部知識的過度搜索成本。

（三）數字化轉型與研發國際化

企業家在進行決策選擇時，往往從理性經濟人的視角并基于成本效益比，從備選決策方案中作出較為滿意的決策。是否展開研發國際化關系到企業是否在海外開展跨國研發聯盟活動、建立海外研發中心及并購或新建海外子公司等一系列決策，是事關企業能否增強自主研發能力、嵌入國際創新網絡的重要戰略。因此，企業家也往往需要根據成本效益原則決定是否進行研究國際化。正如上文中所分析的那樣，盡管已有的大部分研究表明研發國際化很可能會帶來創新績效的提升，但研發國際化產生的一系列成本有可能會高于其所帶來收益，因此，部分研究也表明研發國際化有可能會造成創新績效下降，進而迫使企業放棄研發國際化。當然，已有大部分研究由于忽略了實證分析的選擇偏差及內生性問題，實證結論的可靠性值得商榷，但研發國際化所產生的成本效應也的確為企業是否進行該決策的過程設置了障礙。

隨著數字化轉型浪潮的到來，數字經濟環境的強互動性、無邊界性及不確定性等數字化情景推動了創新主體間知識共享，帶來了包容性的知識創造，這有利于拓展企業開放性創新所帶來的價值，企業在研發國際化進程中所遇到的成本效應可能會隨著數字化轉型的深入而得到有效遏制。首先，數字化轉型有利于降低企業研發國際化進程中所面臨的外來者劣勢成本（楊震寧等，2021）。數字化轉型的推進可以幫助企業在東道國建立數字化運營平臺，該平臺通過數字孿生技術全面提升產品的跨地域全價值鏈數據流轉效率，提供全面的應用開發接口用來鏈接product lifecycle management（PLM）、model-based systems engineerin（MBSE）、community automatic exchange（CAX）等系統，打通創新鏈、供應鏈中的數據孤島，推動各個彼此之間的工具、產線及人員的高效對齊，實現企業與東道國合作伙伴間異構數據的高效流通及跨專業、跨組織及跨地域的全面協同，提升企業對于東道國知識和技術的查看能力、瀏覽能力、搜索能力及吸收能力，全面釋放東道國技術的正外部性，緩解企業的外來者劣勢。其次，數字化轉型有利于降低企業研發國際化進程中所面臨的學習成本。在數字化轉型的過程中，企業通過借助大數據、云搜索等數字化技術，可以與東道國合作伙伴共同構建“數據提煉-價值信息-知識沉淀-知識應用”的數據價值創造模式，這有利于企業準確而又迅速地捕捉東道國合作伙伴的業務數據信息，并深度挖掘與加工其技術知識，提升企業對東道國合作伙伴技術知識的學習能力，減少企業由于重復學習所帶來的機會成本。此外，數字技術作為一種新的信息編碼方式，可以促進原本書面化的技術手段及黏性較強的隱性知識在企業與東道國合作伙伴間進行傳遞，推動彼此之間建立基于知識的相互信任與緊密合作關系。最后，數字化轉型有利于降低企業研發國際化進程中所面臨的組織管理成本。數字化轉型可以推動企業利用智能技術與大數據結合自身的行業特點，在已有知識結構化的基礎上，將數字化與知識管理系統有效結合，使企業自動進行知識識別與知識整合，減少企業對外部知識搜索的盲目性，這有利于推動企業與東道國各個合作伙伴之間克服空間及資源的限制，建立有效的知識流動渠道（王墨林等，2022）。此外，為了滿足企業國際化業務對數據的要求，數字化轉型可以幫助企業建設提純加工后的標準數據資產體系，這也推動了復雜技術的標準化及復雜技術全球分工網絡的建立，借助該網絡，企業可以更好地與東道國各個伙伴建立數字技術創新生態系統，形成穩定的產業與創新鏈條，避免由于信息不對稱所造成的組織管理成本上升等問題。基于以上分析，本文提出假設1：

數字化轉型有利于推動企業展開研發國際化決策（H1）。

（四）數字化轉型背景下研發國際化與企業創新績效的關系

通過上文的文獻與理論分析，認識到數字化轉型的開展有利于推動企業進行研發國際化，研發國際化的成本效應也會得到遏制，這在一定程度上也釋放了研發國際化對企業創新績效的促進效應。除此之外，在數字化轉型的作用下，研發國際化對企業創新績效的作用機制還有哪些表現呢？首先，從價值創造的角度來看，通過數字化轉型戰略會為企業運營過程帶來異質性價值，進而釋放研發國際化對企業創新績效的促進效應。一方面，數字化轉型可以促進企業與其東道國合作伙伴之間進行新思想、新技術及新知識的交流，這有利于推動企業對相關的業務流程及產品進行革新，提升創新績效；另一方面，數字化轉型不僅賦能企業的生產與制造環節，而且也貫通于銷售與消費環節（袁淳等，2021）。數字化技術可以使企業圍繞自身業務架構與流程，使企業產品精準并且動態匹配海外客戶需求，幫助企業建立柔性的供應鏈并提升創新績效。其次，從平臺建設的角度來看，數字化轉型可以發揮其跨界產業融合的作用（洪銀興和任保平，2023），通過information and communications technology（ICT）搭建國內外創新資源共享平臺，進而釋放研發國際化對企業創新績效的促進效應。數字技術的應用催生了數字協同創新云平臺的誕生，打破了企業研發國際化過程中“線下”協同創新的時空界限，這使得企業與東道國合作伙伴間的實時協同研發及國外引領性技術逆向跨國界流動到我國的可能性大大提升（Rabbiosi and Santangelo，2013）。最后，從企業文化的角度看，數字化轉型背景下的研發國際化有利于為企業帶來新的企業文化，改變了員工的創新思維和行為方式，進而釋放研發國際化對企業創新績效的促進效應。數字化轉型帶來的“平等，開放，共享，協作”的互聯網思維，讓企業員工能夠跟上數字技術的發展速度，不僅推動員工之間及上下級之間在企業內部形成了平等互助的創新合作關系，并且也促使員工在企業研發國際化的過程中形成開放共享的創新思維（張志朋等，2023），提升了人力資本水平，促進企業創新。基于以上分析，本文提出假設2：

數字化轉型背景下，企業展開研發國際化有利于促進其創新績效（H2）。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選取

本文以2006—2021年的制造業A 股上市公司作為研究對象，樣本范圍涵蓋《中國上市公司分類指引（2012 修訂）》及《國民經濟行業分類（GB/T4754-2017）》中劃分的31 個制造業行業。考慮到數字化轉型及研發國際化戰略對企業創新績效的滯后性影響，創新績效數據的樣本期間為2006—2020年，數字化轉型及研發國際化數據的樣本期間為2007—2021年。之后，一是剔除由于年報文本格式問題無法通過Python 大數據爬蟲功能抓取數字化轉型信息的企業觀測值；二是剔除special treatment（ST）、*ST 類上市公司的觀測值；三是剔除資產負債率大于1 的上市公司的觀測值；四是為消除異常值的影響，對連續變量進行了1%和99%的縮尾處理（winsorize）。最終，構建了2006—2021年的19216 個觀測值。其中，創新績效數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）；數字化轉型的相關數據資料來源于上市公司年報文本；其他控制變量數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。

（二）模型設計

從邏輯上看，回歸分析中較為常用的普通最小二乘法（OLS）及工具變量法（IV）無法深入體現數字化轉型如何作用于創新國際化進而影響企業創新績效；從參數估計準確性上看，企業是否展開創新國際化活動主要基于成本效益的分析結果，該選擇受到眾多主客觀因素的影響，如果通過OLS 及IV 等傳統回歸分析方法展開研究，則不能有效解決回歸模型的內生性問題，也很難得到參數的相合估計結果。因此，通過借鑒張瑩瑩（2021）的研究及基于驗證研究假設的需要，采用Heckman 兩階段模型分析數字化轉型及創新國際化對企業創新績效的影響。為分析數字化轉型與研發國際化對企業創新績效的效應，構建模型如式（1）所示。

其中：Inno為企業創新績效；Dig為企業數字化轉型；RD_inter為企業創新國際化，該變量為虛擬變量，RD_inter=1 表示企業進行了研發國際化，RD_inter=0 表示企業未進行研發國際化；Control為一系列控制變量；α為回歸估計系數；ε為隨機擾動項；i、t分別為企業個體及年份。由于RD_inter屬于內生變量，其取值取決于企業對于研發國際化所帶來成本效益的考量，因此存在眾多不可觀測因素可能會同時影響企業研發國際化及創新績效，因此構建如式（2）決策選擇方程模型。

其中：RD_inter*為企業研發國際化所帶來的凈收益；β為回歸估計系數；μ為隨機擾動項；Z為對企業研發國際化決策選擇產生影響的一系列外生變量，即排他性約束變量。基于排他性約束要求，該系列變量不包括式（1）中的Dig及Control等變量，這些變量對RD_inter具有解釋力，但對Inno無影響。企業是否進行研發國際化可能會對創新績效產生不同影響，如式（3）與式（4）所示。

其中：Innoyi與Innoni分別為企業進行與未進行研發國際化的創新績效。由于隨機擾動項ε和μ相關（相關系數ρ≠0），因此，E(ε|RD_inter) ≠0，式（1）的OLS 估計系數α2有偏，而Heckman 兩階段模型方法可通過式（2）構造逆米爾斯比率（Imr，η）控制此偏差。假設=var(μ)，σyμ=cov(εy，μ)，σnμ=cov(εn，μ)，將標準化 為1，則εy及εn的條件期望如式（5）與式（6）所示。

其中：假設θ(·)和ψ(·)分別為標準正態分布的密度函數與類似分布函數。在進行以上模型分析的基礎上，運用最大似然估計法（MLE）對式（2）進行Probit 回歸，估計出β1并計算ηyi和ηni；在控制了OLS 估計系數α2選擇性偏差的情況下，得到了α2的一致性估計，如式（7）所示。

其中：如果η顯著，則估計系數α2的選擇性偏差存在；ρ為ε和μ的相關系數；ξ為隨機擾動項。在RD_inter=1及RD_inter=0 的情況下，分別通過式（8）與式（9）得到式（3）與式（4）中αy2、αn2、αy3及αn3一致性估計系數。

（三）變量測度

1.創新績效（Inno）

測量企業創新績效的常用指標主要包括新產品銷售收入、專利申請量及專利授權量等創新產出指標。其中，新產品銷售收入主要體現企業產品創新的能力，卻忽視了企業等創新主體知識創造的表現，此外，各地政府會針對新產品銷售收入給予一定補貼，這就會造成部分企業為獲得更多新產品銷售收入而向政府采取尋租行為，進而引起該指標內容的失真。專利授權過程容易受到審批程序等官僚行政體制方面的影響，并且審核周期較長，具有較強的不確定性，相比而言，專利申請量指標更能直接并且及時體現企業創新的效果。根據專利法規定，專利分為發明、實用新型和外觀設計三種，相對于產品的升級改造等策略性創新方面，企業更加關注數字化轉型與研發國際化決策對方法創新等實質性創新方面的影響，因此，參照白俊紅和卞元超（2016）的研究方法，分別對發明、實用新型和外觀設計相關數據賦予0.5、0.3 和0.2 的權重并加和，集成新的專利申請數指標。此外，考慮到諸多樣本企業的年度專利申請數量為0 及該指標存在右偏態分布等問題，本文將集成后的專利申請數量加1 并取自然對數作為創新績效的衡量指標。

2.數字化轉型（Dig）

借鑒楊金玉等（2022）的研究，首先，基于與企業數字化轉型相關的人工智能、區塊鏈、云計算、大數據及數字應用等維度，一是從政府及相關部門網站檢索國家相關頂層制度文件，如黨的二十大報告等；二是從我國高校、研究機構、企業及全國性協會的網站檢索相關研究報告，如清華大學全球產業研究院推出的《中國企業數字化轉型研究報告（2020）》；三是從中國知網檢索與數字化轉型相關的Chinese Social Sciences Citation Index（CSSCI）期刊論文；在檢索以上資料基礎上，構建企業數字化轉型關鍵詞詞譜。其次，依據詞譜，通過文本分析法并利用Python 分詞處理功能從樣本企業年報中對關鍵詞進行篩選，統計各個關鍵詞的出現頻次，采用熵值法構建客觀形態下的數字化轉型指數（Dig_obj）。再次，借助專家對各個關鍵詞在年報中出現的頻次及企業生產經營資料綜合判斷，在專家打分的基礎上構建主觀形態下的數字化轉型指數（Dig_sub）。最后，將Dig_obj及Dig_sub標準化處理后，分別賦予0.5 的權重并加和，集成新的數字化轉型指數并以此衡量數字化轉型。

3.研發國際化（RD_inter）

借鑒李梅和余天驕（2016）的研究，將企業研發國際化設置為“企業是否展開研發國際化”的虛擬變量。若樣本企業與海外公司開展跨國研發聯盟活動、建立海外研發中心及并購或新建海外子公司涉及技術研發活動，則被視為展開了研發國際化活動，是為1，否則為0。

4.排他性約束變量（Ecv）

借鑒劉修巖（2014）及淦未宇和劉曼（2022）的研究，式（2）中的Heckman 第一階段決策模型中，Z變量主要包括“企業所在城市距離海岸線距離”（Coastline）與“董監高海外背景”（Overseas）。首先，企業所在城市距離海岸線越近，其進行海外業務的可能性就越大，該企業實施研發國際化決策的概率就越高，該變量可通過城市所在經緯度與海岸線的最短距離并取自然對數進行表示。其次，企業的決策層與管理層對于研發國際化決策的制定與實施起著較為重要的作用，而決策層與管理層的人員如果具有海外生活、工作及留學等經歷，其將更具有國際視野，這有利于其作出研發國際化的決策，可將“董監高海外背景”設置為“董監高是否具有海外背景”的虛擬變量，是為1，否則為0。

5.控制變量（Control）

借鑒鄭帥和王海軍（2022）及萬源星等（2021）的研究，本文加入了一系列控制變量，包括企業性質（EN）、企業年齡（Age）、企業規模（Size）、股權集中度（Herf）、企業托賓Q值（TobinQ）、企業成長性（Gro）、凈營運資本（Nwc）、負債比率（DR）、盈利能力（Pro）、凈現金流量（Ncf）。各變量具體定義見表2。

表2 變量定義表

四、實證分析

（一）描述性分析

表3 列出了全樣本下主要變量的描述性統計結果。從中可以看到，創新績效、數字化轉型與研發國際化的均值分別為2.487、0.294 與0.368，相對于最大值水平差距較大，這表明樣本企業的創新績效、數字化轉型與研發國際化水平總體不高；樣本企業所在城市距離海岸線距離的平均值與最大值分別為1.554 與6.923，這表明大部分樣本企業所在城市位置與距離海岸線較近；董監高海外背景變量的平均值與最大值分別為0.618與1.000，這表明大部分樣本企業的董監高都具有海外背景；此外，約49%的供應商企業為國有企業，股權集中度均值約為34%，企業成長性均值約為15%，凈營運資本均值約為2%，負債比率均值約為43%，總資產收益率均值約為3%，現金流量占比均值約為5%。

表3 變量描述性統計結果

此外，依據中國證券監督管理委員會2012年公布的《中國上市公司分類指引（2012 修訂）》及國家質檢總局、國家標準委2017年發布的《國民經濟行業分類（GB/T4754-2017）》，并基于2006—2021年A 股制造業上市公司的專利申請數據、年報文本信息及涉及技術研發的海外投資活動資料，測算了31 個制造業行業（C13～C43）樣本期內的企業創新績效與數字化轉型的行業平均水平，以及截止2021年各行業內企業展開研發國際化活動的占比情況，初步分析了數字化轉型、研發國際化及企業創新績效的關系。圖1 展示了研發國際化與企業創新績效的關系。可以發現，除皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業（C19）及黑色金屬冶煉和壓延加工業（C31）的研發國際化占比與企業創績則無相關關系外，其他行業則呈現出一定的正相關關系，如專用設備制造業（C35）、汽車制造業（C36）、電氣機械和器材制造業（C38）、計算機、通信和其他電子設備制造業（C39）等技術密集型行業的研發國際化企業占比達到了40%左右，并且其企業創新績效在所有行業中也居于較高水平。圖2 展示了數字化轉型與研發國際化轉型的關系。可以發現，除皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業（C19）等行業外，其他行業的企業創新績效基本與數字化轉型行業平均水平呈正相關關系。與西方發達國家相比，我國企業在全球創新競爭中處于弱勢地位，尤其在半導體設備等方面的技術上，依然依賴進口。通過開展研發國際化，我國企業可以在加強產業鏈彈性、優化對外投資結構布局的基礎上，嵌入國際創新網絡，進一步提升自主研發能力。但近年來，全球貿易保護主義逐步抬頭，新一輪“逆全球化”浪潮襲來，這使得我國企業在開展研發國際化的過程中面臨諸多挑戰。數字經濟是數字時代推進中國式現代化的重要引擎，是構筑國家競爭新優勢的有力支撐，而數字化轉型也是當今企業持續創新發展過程中所要面臨的時代場景。數字化轉型中的數字孿生、大數據及云平臺技術促進了企業間數據共享開放及企業內部與用戶的開放連接，推動了開放式產業創新生態系統的構建，因此，數字化轉型中蘊含的開放式創新理念無疑會為破除研發國際化過程中遇到的障礙創造條件。

圖1 研發國際化與企業創新績效

圖2 數字化轉型與研發國際化

基于數據初步分析，是否就可以說明數字化轉型背景下，研發國際化對企業創新績效具有顯著促進效應呢？數字化轉型又能否會推動企業研發國際化的進程呢？本文將對以上問題展開具體分析。

（二）基準回歸

表4 展示了數字化轉型、研發國際化與企業創新績效間的回歸結果。（1）列為Heckman 第一階段決策選擇模型，因變量為研發國際化，并采用Probit 回歸方法進行分析。結果顯示，數字化轉型的參數估計值為0.602，且在1%的統計水平顯著為正，說明數字化轉型對企業創新績效存在正向影響，H1 得到證實。數字化轉型與研發國際化對企業創新績效的回歸結果見表4 的（2）列所示，采用普通最小二乘法（OLS）回歸方法進行分析，數字化轉型與研發國際化的參數估計值分別為1.493 與0.622，且皆在1%的統計水平顯著為正，初步證實H2 成立。考慮到可能存在其他因素會影響企業研發國際化進而產生的內生性問題，此時研發國際化指數不能體現與企業創新績效的回歸結果。按照Heckman 兩階段模型的慣常做法及借鑒李唐等（2020）的研究，選取Heckman 第一階段決策選擇模型所預測的決策概率作為工具變量，并采用二階段最小二乘法（2SLS）估計研發國際化與企業創新績效間的回歸結果，見表4 的（3）列所示，數字化轉型與研發國際化的參數估計值分別為1.341 與1.283，且皆在1%的統計水平顯著為正，在考慮內生性問題后，H2 仍然成立。考慮到OLS 回歸分析過程中可能出現的樣本自選擇偏差問題，采用Heckman 第二階段結果模型估計數字化轉型與研發國際化對企業創新績效的回歸結果。見表4 的（4）列所示，加入η后，數字化轉型與研發國際化的估計值依然顯著為正，H2 再次得到證實；而此時η顯著為負，樣本自選擇偏差問題存在，這表明受自身特征影響，不同企業的研發國際化決策選擇機制有所不同，如果不考慮樣本偏差問題，將無法獲得無偏且一致的回歸結果。表4 的（5）列、（6）列中，無論企業是否實施研發國際化決策選擇（RD_inter=1 或RD_inter=0），數字化轉型都會促進企業創新績效。

表4 基準回歸結果

（三）反事實分析

為了更加清晰地表現研發國際化與企業創新績效的關系，基于基準回歸制訂一個反事實框架，回答以下問題：展開研發國際化的企業如果沒有實施該決策，創新績效有何變化？沒有展開研發國際化的企業如果實施該決策，創新績效有何變化？已經展開研發國際化的企業與后續實施研發國際化決策的企業，何種情況的創新績效提升效應更強？針對以上問題，首先，列出展開研發國際化與未展開研發國際化情況下企業創新績效及相應的反事實狀態下企業創新績效的密度函數分布圖（圖3）。可以發現，已展開研發國際化的企業如果沒有展開研發國際化，則創新績效將會下降；未展開研發國際化的企業如果展開研發國際化，則創新績效將會上升。

圖3 事實與反事實創新績效

其次，建立模型如式（10）與式（11）所示。

其中：YAPE與NAPE分別為企業開展研發國際化后所獲得創新績效的平均處理效應及未開展研發國際化后所獲得創新績效的平均處理效應。經過估計之后，發現YAPE與NAPE分別為1.37 與1.14，這表明實施研發國際化決策樣本企業的創新績效提升效應高于未實施研發國際化決策樣本企業開展研發國際化后所獲得的創新績效提升效應。

因此，以上反事實分析結果再次印證了研發國際化對企業創新績效的提升效應。

五、穩健性檢驗

（一）替換變量

1.替換創新績效變量

借鑒唐要家等（2022）、楊金玉等（2022）的研究，由于我國《專利法》規定專利包括發明專利、實用新型專利、外觀設計專利三種類型，因此將發明專利申請數（Inno_inv）、實用新型專利申請數（Inno_uti）及外觀設計專利申請數（Inno_des）分別加1 取自然對數作為被解釋變量進行回歸分析；此外，還分析了數字化轉型與研發國際化對企業自主創新及協同創新的影響，其中，以企業獨立申請的專利數量加1 取自然對數表示自主創新能力（Inno_ind），以企業聯合其他創新主體申請的專利數量加1 取自然對數表示協同創新能力（Inno_col）。以上替換變量都是從創新數量視角度量創新績效，借鑒Kaiser 等（2018）的研究，從創新質量視角采用年度專利申請數量加上后續3年內被引用次數之和并取自然對數（Inno_qua）度量創新績效。表5 中，分別將發明專利申請數、實用新型專利申請數及外觀設計專利申請數作為被解釋變量進行回歸，數字化轉型與研發國際化對創新績效的促進效應依然顯著；數字化轉型與研發國際化對企業自主創新能力及協同創新能力的提升具有促進作用；此外，核心解釋變量對企業創新質量的提升也具有推動作用。

表5 替換創新績效變量后的回歸結果

2.替換數字化轉型變量

借鑒吳非等（2021）、楊金玉等（2022）的研究，分別采用“企業年報文本中出現的數字化轉型關鍵詞數量加1 取自然對數”（Dig_num）、“是否進行數字化轉型的虛擬變量（“是”取1，“否”則取0）”（Dig_vir）、“同行業中所有企業年報文本中出現的數字化轉型關鍵詞頻率的平均數”（Dig_ave）作為解釋變量，并采用Heckman兩階段回歸分析方法進行研究。表6 中，采用替換后的數字化轉型變量進行回歸，結果顯示數字化轉型的替換變量對研發國際化具有顯著的促進作用，數字化轉型的替換變量與研發國際化對企業創新績效具有顯著的促進效應。

表6 替換數字化轉型變量后的回歸結果

3.替換研發國際化變量

借鑒李梅等（2020）研究，分別采用研發國際化寬度（RD_inter_wid）與研發國際化厚度（RD_inter_thi）作為作為本文研發國際化的替代變量進行Heckman 兩階段回歸分析，驗證研發國際化對企業創新績效的效應。研發國際化寬度表示企業在國外設立研發子公司或機構的地理分散程度；本文根據中國商務部2006—2021年公布的《境外投資企業（機構）名錄》，通過“我國企業在國外設立研發子公司或機構的數量”表示研發國際化寬度。研發國際化厚度表示企業在國外實施研發戰略的投入程度；本文基于Wu 等（2016）的測量方法，首先通過“中國與境外研發子公司或機構所在國家的地理距離集聚程度”構建赫芬達爾指數，然后以“1-赫芬達爾指數”表示研發國際化厚度，如式（12）所示。

其中：Gi為中國與某個樣本企業在國外設立的研發子公司或機構所在國家i的地理距離；G為中國與某個樣本企業在國外設立的全部研發子公司或機構所在國家的地理距離之和。其中地理距離數據可以通過世界貿易數據庫（CEPII BACI 數據庫）獲取。表7 中的回歸結果顯示，H1 與H2 的結論穩健，并且通過與基準回歸結果比較，發現研發國際化寬度對企業創新績效的促進效應更強。

表7 替換研發國際化變量后的回歸結果

（二）替換樣本

近年來，以美國為首的西方國家“技術民族主義”日益盛行，針對中國展開科技競爭，推動其他國家與中國間的“技術脫鉤”，通過了旨在壓制中國科技力量的“中國專項”“清潔網絡”“非對稱競爭”及“小院高墻”等機制或策略（趙明昊，2021），這為我國企業“綠地投資、跨國戰略合作和跨國并購”等研發國際化戰略的實施帶來了不確定性。為了更好更快地實現“高精尖”技術的突破，推動“科學趕超”與“技術趕超”的并進，我國企業在實施研發國際化戰略的同時，要盡可能提升海外研發投資的地理分散性，規避個別國家技術堡壘政策的影響。因此，本文剔除了在單一國家展開研發國際化的企業樣本展開Heckman 兩階段回歸分析，以驗證在多個國家實施研發國際化的企業樣本的回歸結果。表8結果顯示，在1%的顯著性水平下，企業數字化轉型有利于推動我國企業在多個國家實施研發國際化戰略，而該決策也推動了企業創新績效的提升。此外，通過對比表4 的（4）列與表8 的（2）列可以發現，相對于“包括在單一國家與多個國家實施研發國際化戰略的企業樣本”而言，“在多個國家實施研發國際化戰略的企業樣本”中，研發國際化戰略對企業創新績效的提升效應更強。因此，提升海外研發投資的地理分散性，有利于規避個別國家的技術封鎖，使我國企業更好地發揮數字化、智能化技術改造在提升企業創新績效中的作用。

表8 替換樣本后的回歸結果

（三）內生性問題分析

基于數字化轉型在Heckman 兩階段回歸分析過程中可能存在的內生性問題，本文將選取合適的工具變量，通過2SLS進一步對基準回歸結果的穩健性進行檢驗。

決策選擇模型方面。一是考慮到企業展開研發國際化可能會有利于其獲取國外先進的數字化生產方式與技術，進而提升自身的數字化轉型能力；二是考慮到研發國際化中所面臨的國外技術封鎖有可能會倒逼企業進行數字化轉型。首先，借鑒Goldsmith-Pinkham 等（2020）的思路，運用份額移動法構建工具變量，具體思路為：計算每家樣本企業所屬行業內其他樣本企業滯后一期的數字化轉型均值（share），表示分析單元初始的份額構成；計算所有樣本企業的數字化轉型均值的年增長率（shift），表示樣本總體的增長率；計算share×shift作為數字化轉型的工具變量，表示數字化轉型模擬增長量。其次，借鑒Lewbel（1997）的思路，采用同一年度每家樣本企業的數字化指數與share×shift離差的三次方作為數字化轉型的工具變量。表9 的（1）列中，數字化轉型變量的估計系數顯著性與基準回歸結果基本一致，并且F統計量大于10，拒絕了弱工具變量假說，工具變量滿足相關性。因此，H1的結論依然穩健。

表9 內生性問題檢驗

結果模型方面。表4 的基準回歸結果表明無論企業是否展開研發國際化，數字化轉型對企業創新績效都具有顯著提升作用。盡管Heckman 第二階段結果模型主要揭示研發國際化與企業創新績效的關系，但數字化轉型作為重要的控制變量，會對模型回歸結果會產生影響，因此在模型分析過程中，為避免數字化轉型變量內生性對回歸結果的干擾作用，繼續應用上述決策選擇模型中的工具變量展開結果模型分析。表9 的（2）～（4）列中，Sargan 檢驗與Basmann 檢驗的卡方值不顯著，工具變量滿足外生性；在考慮了數字化轉型變量的內生性后，數字化轉型與研發國際化對企業創新績效仍具有顯著的促進作用。因此，H2 的結論依然穩健。

（四）變更模型設定

一是控制遺漏變量的檢驗。盡管基準回歸中納入了眾多的可能影響企業創新績效的控制變量，但仍可能會遺漏某些重要的控制變量。首先，考慮到本文的創新績效變量為創新產出類指標，而創新投入對創新產出具有影響，因此將企業研發強度作為控制變量進行Heckman 兩階段回歸分析。其中，研發強度通過“R&D 投入與主營業務收入的比值”（R&D_inten）進行衡量。其次，進一步納入“年份-省份”（Year×Province）及“年 份-行 業”（Year×Industry）的交互固定效應，進而有效控制了省份層面的動態宏觀環境及異質性行業環境；二是運用聚類穩健標準誤。本文分別對檢驗的標準誤差在行業層面與省份層面進行聚類調整。表10 的（1）列、（2）列中，加入研發強度等控制變量及交互固定效應后，數字化轉型與研發國際化的估計系數依然顯著為正；表10 的（3）～（6）列中的結論也驗證了基準回歸結果的穩健性。

表10 變更模型設定后的回歸結果

六、異質性分析

（一）產權性質的異質性檢驗

基于產權性質可將全樣本分為國有企業樣本組（SOE）與非國有企業樣本組（Non-SOE）。表11 的（1）列、（3）列匯報了國有企業、非國有企業兩個樣本組的Heckman 第一階段回歸結果，數字化轉型顯著促進了兩個樣本組的研發國際化；國有企業、非國有企業兩個樣本組在Heckman 第一階段Probit 模型下對應的數字化轉型的樣本均值處邊際效應（marginal effects of means，MEM）分別為0.23 與0.11，這表明相較于非國有企業樣本組，國有企業樣本組下的數字化轉型對研發國際化的促進效應更強。表11 的（2）列、（4）列匯報了國有企業、非國有企業兩個樣本組的Heckman 第二階段回歸結果，研發國際化顯著促進了兩個樣本組的企業創新績效；基于似無相關模型的檢驗方法（Suest）進行組間系數差異檢驗后發現，研發國際化的組間回歸系數差異性檢驗的P值為0.02，根據兩個樣本組中研發國際化的估計系數，可以發現相較于非國有企業樣本組，國有企業樣本組下的研發國際化對企業創新績效的促進效應更強。盡管國有企業在研發國際化方面具有一定的劣勢，例如，如果意在國際化的國有企業與母國政府的關系較為密切，則東道國政府可能會為國有企業設置眾多的市場堡壘，但國有企業在研發國際化中也具有較為明顯的優勢，一是國有企業基于母國政府的資源和信息支持，可以有效克服在研發國際化過程中所遇到的壁壘和障礙；二是國有企業擁有較為雄厚的科研、人才與技術積累，能夠在與產業鏈中上下游企業及同行業企業進行協同創新的過程中產生科技研發的規模效應，發揮產業鏈與創新鏈有效融合所帶來的積極效應，實現國內的企業創新生態系統與國外的創新網絡有效互動，進而有效推動企業的研發國際化進程。

表11 基于產權性質的異質性分析結果

（二）行業性質的異質性檢驗

依據《上市公司行業分類指引（2012年修訂）》及2017年和2018年國家統計局先后制定的《高技術產業（制造業）分類（2017）》和《高技術產業（服務業）分類（2018）》，基于行業性質將全樣本分為高技術產業樣本組（High-tech）與非高技術產業樣本組（Non-high-tech）。高技術產業涉及電子及通信設備制造、計算機及辦公設備制造、醫療儀器設備及儀器儀表制造等行業。表12 的（1）列、（3）列匯報了高技術產業、非高技術產業兩個樣本組的Heckman 第一階段回歸結果，數字化轉型顯著促進兩個樣本組的企業研發國際化，并且兩個樣本組數字化轉型的MEM 分別為0.28 和0.16，這表明相對于非高技術產業樣本組，高技術產業樣本組下的數字化轉型對研發國際化的促進效應更強；表12 的（2）列、（4）列中，通過Suest 方法進行組間系數差異檢驗，發現研發國際化的組間回歸系數差異性檢驗的P值為0.00，而Heckman 第二階段回歸結果中，兩個樣本組的數字化轉型估計系數都顯著，因此，高技術產業樣本組下的研發國際化對企業創新績效的促進效應更強。基于行業性質的異質性分析表明，相對于非高技術行業類企業，數字化轉型策略更能夠有效賦能高技術行業類企業，使其有效感知和應對多變的國際科技競爭環境，實現高質量“走出去”，發揮研發國際化對企業創新績效的促進作用。

表12 基于行業性質的異質性分析結果

（三）城市環境的異質性檢驗

自從2008年科技部將深圳作為全國第一個國家創新型試點城市以來，截至2022年底，已有103 個城市納入到試點中；2023年2 月科技部、中國科學技術信息研究所分別發布《國家創新型城市創新能力監測報告2022》和《國家創新型城市創新能力評價報告2022》中顯示，103 個創新型城市已占全國51%的人口，匯聚全國85%的R&D 經費投入和72%的地方財政科技投入，培育全國85%的高新技術企業，產出全國81%的高新技術企業營收。借鑒白俊紅等（2022）的研究，可將國家創新型試點城市歸為高創新資源城市，將其他城市歸為低創新資源城市。基于以上歸類及樣本企業所在城市，本文將全樣本分為高創新資源城市樣本組（High-res）與低創新資源城市樣本組（Low-res），表13 匯報了相應的異質性分析結果。Heckman 第一階段回歸結果表明［見（1）列、（3）列］，數字化轉型顯著促進了兩個樣本組下的企業研發國際化進程，高創新資源城市樣本組與低創新資源城市樣本組對應的MEM 分別為0.22 和0.19，這表明兩個樣本組中，數字化轉型對研發國際化的影響并無明顯差異。Heckman 第二階段回歸結果表明［見（2）列、（4）列］，兩個樣本組下的研發國際化對企業創新績效都具有顯著促進作用；通過Suest 方法進行組間系數差異檢驗發現研發國際化的組間回歸系數差異性檢驗的P值為0.02，因此，相對于高創新資源城市樣本組，低創新資源城市樣本組下的研發國際化對企業創新績效的提升效應更加明顯。通常情況下，創新資源豐富的城市內部，區域、產業及企業創新生態系統的發展更加完善，由此產生的創新慣性更強，產業鏈間的專有性資產規模也較大，這在一定程度上削弱了城市內企業通過研發國際化策略進而追求異質性創新資源及多樣性技術的動力。

表13 基于城市環境的異質性分析結果

七、研發國際化與企業創新績效間的調節效應

為更加深入揭示數字化轉型作用下研發國際化對企業創新績效的作用機制，本文參考申慧慧等（2012）、余明桂等（2017）及楊金玉等（2022）的研究，進一步考察環境不確定性、分析師關注及供應鏈集中度在研發國際化與企業創新績效間的調節效應，并在式（1）的基礎上建立相關模型進行檢驗，如式（13）所示。

其中：Adj為調節變量。調節變量方面，環境不確定性（EU）可通過“經過經營范圍調整的樣本企業過去5年銷售收入變異系數”進行確定；分析師關注（Ana）表示企業在資本市場受到的關注程度，可通過“完整年度中對樣本企業做出盈利預測的分析師數量加1 并取自然對數”表征；供應鏈集中度（CC）通過客戶集中度與供應商集中度的均值表示，其中，客戶集中度表現為“樣本企業對其客戶企業銷售額的赫芬達爾-赫希曼指數”，后者表現為“樣本企業從其前5 大供應商的采購額占所有采購額的比重”。調節變量計算所需數據來自于國泰安數據庫（CSMAR）、CNRDS 及萬得數據庫（Wind）。

（一）環境不確定性

表14 的（1）列的結果顯示，環境不確定性負向調節研發國際化與企業創新績效間的關系，這表明隨著環境不確定性的增強，研發國際化對企業創新績效的促進效應有所減弱。環境不確定性意味著企業無法獲得從外部足夠資源進行戰略決策，并且很難計算出各種戰略決策的風險及成本，這會加劇企業間資源競爭的激烈程度。資源基礎理論認為，環境不確定性的增強，會形成“因果關系含糊”，即企業很難知曉其活動與企業租金的準確關系，即便獲得某種創新資源或競爭優勢，也具有一定的偶然性（張琳等，2021），這就使得企業在自主創新方面具有一定的路徑依賴性，在模仿創新方面所獲得的收益也不足以補償成本。因此不確定性較強的環境有可能會使企業堅持固有的知識及技術，而忽略新知識與新技術的培育及獲取。動態能力理論及組織學習理論則認為，環境不確定性不僅會給企業帶來風險，也可能會為企業帶來創新契機（高洋等，2017）。隨著環境不確定性的增強，企業原有的知識與產品價值會快速下降，市場產品生命周期也會縮短，這會促使企業增強動態能力，適應不斷變化的市場需求及技術方向，重構創新資源，獲得知識更新。表14 的（1）列的結果印證了資源基礎理論的觀點，首先，環境不確定性的增強提升了企業通過研發國際化獲得異質性創新資源的難度，這使企業花費巨大成本所建立的國際創新網絡運行效率低下。其次，不斷變化的外部環境會造成企業經營業績不穩定，這使得企業無法正確預期未來的戰略方向，不愿承擔數字化轉型等創新行為所帶來的巨大成本。最后，基于所面臨的生存壓力與信息披露壓力，即便面臨較強的環境不確定性，企業也可能會堅持進行產品創新或過程創新；而相對于機會成本較高的實質性創新，企業可能更傾向于展開策略性創新，這樣既可以使產品緊跟市場需求，又可以在年報文本中展示企業的創新業績，增強投資者信心，但基于研發國際化所建立起來的國際創新網絡則無法有效發揮其在實質性創新上的作用。因此，環境穩定性對于充分發揮研發國際化對企業創新績效的作用十分重要。

表14 調節效應分析

（二）分析師關注

表14 的（2）列的結果顯示，分析師關注正向調節研發國際化與企業創新績效間的關系，這表明隨著分析師關注的增強，研發國際化對企業創新績效的促進效應有所增強。基于委托代理理論與信息不對稱理論的信息揭示假說與業績壓力假說中關于分析師關注對企業創新績效影響機理問題存在截然不同的觀點。信息揭示假說認為，企業創新內在不確定性導致的創新活動信息不對稱程度較高，投資者需要更多有關創新的有效信息作為是否進行創新投資的依據；“分析師關注”作為市場信息的主要生產者，能夠對企業起到監督作用，使投資者能夠了解企業創新戰略的價值與作用，緩解企業與投資者之間的信息不對稱，進而有助于管理層選擇適宜的創新型項目，提升創新效率（張琳等，2021）。業績壓力假說認為，當分析師過度關注企業短期效益時，“分析師關注”有可能會引發企業的委托代理矛盾，導致管理層短視行為并迎合分析師的業績預測，過分重視短期業績變化（陳文強等，2021）；而企業創新具有財務收益不確定性強、活動周期長等特點，因此，“分析師關注”就有可能使企業為了短期業績而犧牲創新活動所帶來的長期收益。表14 的（2）列的結果印證了信息揭示假說的觀點，這可能是由于中國資本市場的特點削弱了業績壓力假說的適用性，首先，不同于美國等西方國家大多數上市公司股權分散的特點，我國大多數上市公司股權較為集中，這一方面有助于減少管理者基于粉飾短期業績需要而形成的機會主義行為；另一方面也會避免部分投資者基于企業短期業績下滑的預判而減持股票造成的企業股價下降。其次，我國上市公司的眾多高層管理者一部分是由國家委派（國有企業）、另一部分則由家族委任（民營企業），這在一定程度上減少了職業經理人的聲譽機制對其造成的干擾，弱化了委托代理矛盾。最后，由于我國上市公司的投資者結構較為集中，一般散戶很難發揮對企業的監督作用，因此，分析師的關注提升了有關企業信息的透明度，強化了投資者的監督效能。而數字化轉型與研發國際化等創新領域一直是資本市場關注的焦點，分析師對該領域的高度重視則能將相關項目的價值信息有效專遞給眾多投資者，降低企業融資成本，發揮企業創新戰略的積極效應。

（三）供應鏈集中度

表14 的（3）列的結果顯示，供應鏈集中度負向調節研發國際化與企業創新績效間的關系，這表明隨著供應鏈集中度的提升，研發國際化對企業創新績效的促進效應有所減弱。產生這一負向調節效應的原因可能包括以下方面：首先，隨著數字技術迭代創新、網絡基礎設施持續升級及信息通信技術（ICT）產業持續發展，產業中的數據價值持續釋放提升了企業與其供應鏈各環節進行數據交換的效率，增加了企業與更多供應商企業及客戶企業進行創新交流的機會，供應鏈上的數據資源日益豐富（王靜，2022）。其次，較高的供應鏈集中度會降低企業與供應商及客戶的討價還價能力，提升企業的交易成本，壓縮了企業的盈利空間，進而迫使企業減少創新投入。再次，數字化技術使得企業能夠更好地把握多個客戶的需求變化，即在數字化轉型的作用下，客戶的多元化可以使企業更加全面地相應客戶需求，拓展了企業的創新空間。第四，國內大多數樣本企業都會與其供應商和客戶形成國內創新生態系統，較低的供應鏈集中度可以增加企業創新生態系統的生態位，企業從中獲取的創新資源也更多；而數字化轉型不僅能夠通過數字化技術將企業與國內創新生態系統中的創新主體緊密聯系起來，在研發國際化策略的策動下，也有助于將企業與國外創新主體形成創新生態系統，進而促進國內創新生態系統與國外創新生態系統的耦合與協作，推動了國內外創新資源的自由流動與交換。因此，較低的供應鏈集中度有助于發揮研發國際化在推動企業創新績效中的作用。

八、結論與啟示

（一）研究結論

本文以2006—2021年的制造業A 股上市公司為研究對象，通過對企業的年報文本信息進行挖掘，構建數字化轉型指標，研究數字化轉型背景下研發國際化與企業創新績效的關系機制，并分析環境不確定性、分析師關注及供應鏈集中度在其中的調節作用。研究發現：①企業數字化轉型推動企業展開研發國際化進而促進其創新績效。②增強企業在國外設立研發子公司或機構的地理分散程度有利于更深層次地釋放研發國際化對企業創新績效的促進效應。③異質性檢驗表明，相對于非國有企業與非高技術產業，研發國際化對國有企業及高技術產業樣本企業的創新績效促進效應更強；相對于高創新資源城市，研發國際化對低創新城市樣本企業創新績效的促進效應更強。④隨著環境不確定性及供應鏈集中度的不斷加強，研發國際化對企業創新績效的促進效應有所減弱；分析師關注程度的不斷加強，則有利于加強研發國際化對企業創新績效的促進效應。

（二）實踐啟示

結合本文研究結論，可以得到以下啟示：

（1）深入推進產業數字化、網絡化、智能化，營造繁榮有序的產業國際協同創新生態。首先，加強企業數字化轉型升級。引導企業強化數字化思維，提升員工數字技能，系統推動企業研發、生產、銷售等全價值鏈數字化轉型，加快全價值鏈業務協同；支持企業建立一體化數字化平臺，整合企業內部信息系統，推動全流程數據貫通，加強數據驅動的智能決策能力，提升企業運行效率。其次，提高企業數字技術應用能力。鼓勵企業以數字技術與各行業融合為導向，推動自身與數字技術服務企業跨界創新，補齊關鍵技術短板，強化優勢技術供給，加快數字技術的工程化與產業化。最后，積極構建良好的數字經濟國際合作環境。借助我國政府及相關部門努力營造的數字經濟創新發展的全球開放環境，例如，“2022年上合組織成員國元首峰會《撒馬爾罕宣言》提出關于發展數字經濟的倡議，為擴大區域數字經濟與科技創新合作提供指南”，我國企業在與海外企業建立國際協同創新關系的過程中應發揮制造量產、海量數據和應用場景等優勢，主動出擊，融入、團結、引領全球產業鏈上下游企業，建立產業國際協同創新生態。

（2）在通過研發國際化融入全球市場并獲取東道國異質化創新資源的同時，發揮數字化轉型在研發國際化與企業創新間的積極作用。首先，通過研發國際化幫助企業展開跨國合作、整合全球創新資源、開展多元化創新及降低研發成本，提升企業創新績效。推動企業與不同國家和地區的企業、研究機構開展跨國創新合作，促進企業家與不同文化及行業的專家進行交流，共同探討創新問題的解決方案；整合全球的人才、技術及市場的信息及時把握產品創新方向；利用不同國家和地區的市場和文化特點，打破傳統思維方式，開拓新市場和新產品；在全球范圍內分擔研發成本，進而提升企業自主創新的專注力。其次，發揮數字化轉型在建設國際創新網絡中的作用，使企業在研發國際化的進程中與全球創新鏈精準對接，提升企業創新績效。通過云計算、大數據分析及物聯網等數字化技術的應用，了解全球市場需求和趨勢，制訂研發國際化戰略，并加速研發過程，降低研發成本，在提高企業研發國際化水平的基礎上，提升研發質量與創新能力；通過數字化技術，推動企業打破傳統的封閉式創新模式，開展更加開放的協同創新方式，形成跨地域的創新合作，推動企業持續性創新。

（3）進一步拓展企業研發國際化的寬度，構建具有抗沖擊能力、較強韌性的國際創新網絡。近年來，在全球新冠疫情、俄烏沖突、中美貿易戰余波及西方諸國對我國出口商品實施各種關稅和非關稅壁壘的作用下，全球創新鏈調整重塑加快，區域化、本土化趨勢增強，我國企業在爭奪全球創新鏈主導權的過程中，必須認識到所嵌入國際創新網絡安全可靠的重要性，避免對其過度依賴，應積極從以往創新鏈條高度集中、地區跨度較大、單一的全球布局向分散集中化、局部區域化、多元的區域性布局轉變，避免低水平重復、同質化的創新競爭，推動關鍵中間產品多元化供給，著力提高創新鏈韌性，增強國際創新網絡的抗沖擊能力。

（三）局限與未來研究

首先，基于資源稟賦、政策措施及產業基礎的差異，不同國家的研發國際化與企業創新績效關系的影響因素很可能會有所不同，因此，數字化轉型在不同國家環境下影響研發國際化與企業創新的機制有待進一步檢驗，以此作為我國提供實踐上的啟示和借鑒。其次，后續也可研究研發國際化與企業所嵌入國內創新生態系統之間的耦合關系，并分析在數字化轉型背景下，該關系對企業創新績效的影響。