王新光

（南京师范大学商学院，江苏南京 210023）

一、引言

党的二十大报告指出，要“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合”。据工业和信息化部测算，在2012 年至2021 年的十年间，我国数字经济规模由11 万亿元增长至超45 万亿元①，实现了跨越式发展。在微观层面，数字革命深刻地重塑了企业经营发展模式，传统发展模式的持续性遭遇重大挑战[1]。但是在数字化转型浪潮中，很多企业陷入数字化转型“冷启动”困境[2]。究其原因，一方面是因为部分企业由于生产要素的束缚，其数字化转型面临着资源壁垒与高额成本；另一方面是因为数字化转型的跨周期性与产出的不确定性加剧了企业面临风险的程度。在数字经济快速发展的背景下，企业应如何把握数字化浪潮下的发展契机，突破“冷启动”困境，抓紧布局数字化转型？对这个问题的探索可以有效提升企业的数字化能力，助力其实现科技的自立自强，也吸引了学术界的持续关注。

吸引外资是我国构建开放型经济新体制的必由之路[3]。随着国际投资壁垒的大幅降低，外资跻身企业前十大股东（本文将其称为“外资股东”）已成为全球资本市场中的普遍现象[4-6]。联合国贸易和发展会议（UNCTAD）发布的《2021 世界投资报告》的数据显示，2020年我国是全球第二大外国直接投资流入国，也是全球第一大外国直接投资流出国，投资总额达1 330 亿美元②。现有证据表明外资股东优化了企业薪酬制度安排[7]，提升了企业创新能力[8]，增加了企业国际化程度[9]，成为企业股权结构中重要的组成部分。但遗憾的是，以往研究大多基于较为发达的资本市场背景，在我国数字经济转向深化应用、规范发展、普惠共享新阶段的现实情景下，外资股东对企业数字化转型会产生什么影响，其影响机制与边界条件如何，值得进一步研究。基于此，本文以外资股东为切入点，试图探究外资股东对企业数字化转型的影响，以期对企业数字化转型影响因素的研究进行有益补充。

与现有文献相比，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面。第一，为企业数字化转型研究提供了新视角。以往对企业大股东的研究多集中于连锁股东[10]和管理层股东[11]，对外资股东的研究方兴未艾，且现有外资股东产生后果的证据多来源于较为发达的资本市场[12]。本文从外资股东视角出发，基于我国经验证据检验外资股东在企业数字化转型过程中所发挥的作用，丰富企业数字化转型影响因素领域的文献。第二，现有文献大多以合格境外机构投资者为外资股东的确定标准[13]，但这一界定方式存在“噪音”。本文对企业前十大股东中的外资股东进行测量以排除“噪音”干扰。此外，根据企业所有权性质与所处环境差异，本文识别并检验产权性质与环境不确定性的调节作用，拓展边界机制研究。第三，具备一定的政策含义。国务院印发的《“十四五”数字经济发展规划》明确提出数字经济发展目标：“到2025年，数字经济迈向全面扩展期，数字经济核心产业增加值占GDP 比重达到10%，数字化创新引领发展能力大幅提升，智能化水平明显增强，数字技术与实体经济融合取得显著成效，数字经济治理体系更加完善，我国数字经济竞争力和影响力稳步提升。”从本文研究结论看，外资股东推动了企业数字化转型，发挥了资本作为生产要素的积极作用。由此，积极引进外资，合理缩减外资准入负面清单，依法保护外商投资权益，将是数字经济时代我国企业转型升级的重要驱动力量。

二、理论机制和研究假设

外资股东以其拥有的股权为基础，是影响企业管理决策不可忽视的力量[14]。一方面，外资股东既是企业行为的重要监督者，也是企业战略的有力推动者，在企业治理中发挥着重要作用[15]。另一方面，外资股东具有一定的资源禀赋，其偏好是追求资本的价值增值[16]。作为企业重要的利益相关者，外资股东凭借大股东权利的“发声”而非“退出”策略来降低资产组合的风险会更有效率[17]。因此，在数字经济为企业带来的转型红利期，外资股东可以通过治理监督与协同发展促进企业数字化转型，这既能够践行自身权利，又能够实现资本的增值。

第一，治理监督作用。由于外资进入我国市场存在较高程度的信息不对称，作为理性投资者，外资股东所获取的回报必须能够补偿他们的进入成本[18]。为降低信息不对称程度，外资股东具有监督企业经营行为从而保障自身利益的意愿。另外，外资股东作为企业的大股东，一般具备高于普通中小股东的监督能力。因此，在委托代理框架下，外资股东以其更少的利益冲突和相对独立的地位，能够对企业管理者实施积极的监督[19]。由于企业数字化转型具有周期长、产出不确定和收益跨期等特点，短视主义下的管理者会在机会主义驱使下偏重眼前利益，阻碍企业数字化转型，从而损害企业长期利益[20]。外资股东对企业管理者的监督能够有效约束管理者损害股东利益的行为，促使管理者更积极地承担风险性的创新项目[21]，推动企业进行数字化转型。

第二，协同发展作用。外资股东作为完善制度要素的象征[22]，为企业数字化转型提供了资源要素保障。首先，在财务资源方面，股东入资和债务融资构成了上市企业初始发展与持续扩张的原始资源动力[23]。一方面，外资股东可以为企业带来财务资源，帮助企业抓住有利投资机遇促进数字化发展；另一方面，凭借其国际化背景，外资股东在必要时可以帮助企业拓宽在数字化转型过程中的融资渠道，缓解企业融资压力。其次，在信息资源方面，外资股东能为企业带来先进的信息管理理念，拓宽信息获取范围，降低信息搜寻的时间成本与交易成本，提高企业的信息处理能力，挖掘不易察觉的信息潜在价值。最后，在知识资源方面，知识（尤其是隐性知识）是企业最重要的战略资源[24]，对数字化转型发挥着不可忽视的作用。外资股东可以为企业带来团队建设、管理经验等组织根植型隐性知识以及组织价值观形成、作用机制发挥等组织文化型隐性知识[25]，丰富企业数字化转型所需的知识储备。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：外资股东有助于促进企业数字化转型。

三、研究设计

（一）数据来源与样本清洗

本文选取的样本为2008—2020 年我国沪深A股上市企业数据。年报数据主要来源于上海证券交易所网站与深圳证券交易所网站。外资股东数据来自Wind 数据库。其他数据来源于CSMAR 数据库（China Stock Market &Accounting Research Database）。根据研究所需，本文对数据进行以下处理：剔除金融行业企业；剔除仅存在一个企业的行业；剔除ST、*ST、PT 企业；剔除数据存在缺失值的企业；为消减极端值的不良影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾（Winsorize）处理。

（二）建立计量模型

本文的基准回归模型如下：

其中，DCG为被解释变量，表示企业数字化转型；FO为核心解释变量，表示外资股东；CVs为本文的控制变量集合：i、t分别表示企业、时间。此外，本文同时控制了行业虚拟变量（Industry）和年份虚拟变量（Year），并采用稳健标准误缓解异方差问题。ε为随机扰动项。

（三）变量定义

1.被解释变量：企业数字化转型

目前，学者对企业数字化转型的探讨以理论定性分析和案例分析为主，对数字化转型程度的测度较少且并未达成共识。上市企业根据实际运营情况客观陈述的文本信息载体——企业年度财务报告具有很高的研究价值[26]，其中有大量与企业数字化转型有关的特征化信息。因此，本文借鉴吴非等[27]的方法，将筛选出的特征关键词进行结构化分类，分为底层技术运用与技术实践应用两个层面，形成图1所示的特征词集合。本文进一步剔除关键词前置语为“不”等否定词语的描述和非本企业的“数字化转型”关键词。然后，根据特征词分类加总关键技术方向的词频并求和得到总词频，再进行对数化处理，最终得到企业数字化转型程度的代理指标DCG。

图1 企业数字化转型的结构化特征词集合

2.解释变量：外资股东

借鉴石（Shi）等[28]的做法，本文以企业前十大股东中外资股东持股数与总股数的比值测量外资股东（FO）。

3.控制变量

根据以往研究，为提高研究精度，本文控制了一系列影响企业数字化转型的变量：在企业特征层面选取资产负债率（Lev）、企业规模（Size）、成长性（Growth）、盈利能力（ROA）、资产结构（AS）、投资机会（TobinQ）为控制变量；在治理特征层面选取董事会独立性（Indep）、董事会规模（Bsize）、管理层持股比例（Mng）、机构投资者持股比例（INS）为控制变量。

主要变量含义列示于表1。

表1 变量名称、符号及定义

四、实证分析

（一）描述性统计

变量的描述性统计结果列示于表2。企业数字化转型（DCG）的最大值与最小值差异较大，且标准差为1.29，说明不同企业数字化转型进程存在较大差异。外资股东（FO）最大值为0.39，最小值为0.00，表明不同企业外资股东的参与程度存在较大差异。此外，各控制变量标准差、极值与平均值都位于可接受区间。

表2 描述性统计结果

（二）相关性分析

表3 给出了相关性分析结果。从相关系数来看，外资股东（FO）与企业数字化转型（DCG）正相关，但回归系数较小，在未控制其他影响因素的前提下仅初步验证了二者存在正向关系。更严谨的证明需对必要因素进行控制并通过计量分析得到，因此仍需后续计量检验。

表3 相关性分析结果

（三）基准回归

表4列出了基准回归结果。列（1）仅控制了年份固定效应与行业固定效应，外资股东（FO）的回归系数为0.62，且在1%的水平上显著。列（2）在列（1）的基础上添加了控制变量集合，相关的回归系数在1%的水平上显著，说明在控制一系列企业特征、治理特征方面的变量后，外资股东与企业数字化转型呈现出显著的正相关关系，H1 得到了验证。

表4 企业数字化转型（DCG）基准回归结果

五、内生性检验与稳健性分析

（一）内生性检验

1.PSM检验

若外资只是随机持股上市企业，则只需考察外资股东的有无与企业数字化转型的相关性即可得出结论。但事实上，部分企业的某些共同特征可能是其吸引外资股东的重要因素，从而产生样本自选择的问题。因此，本文采用倾向得分匹配法（PSM）进行一对一最近邻匹配检验。首先，根据企业前十大股东中是否有外资股东将样本分为处理组与控制组，将前十大股东中含有外资股东的上市企业界定为处理组。选取企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、成长性（Growth）、盈利能力（ROA）、资产结构（AS）、投资机会（TobinQ）、现金流（Cashflow）、账面市值比（MB）、董事会独立性（Indep）、董事会规模（Bsize）、管理层持股比例（Mng）和机构投资者持股比例（INS）为协变量。除已定义变量外，现金流（Cashflow）以经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值衡量；账面市值比（BM）以股东权益与企业市值的比值衡量。

PSM匹配前后外资股东（FO）的核密度函数如图2所示。观察图2可以发现，经过一对一最近邻匹配后，处理组与控制组样本的核密度曲线分布形态高度接近。此外，未列示的结果显示，一对一最近邻匹配之后两组企业的特征变量显著差异消失，且匹配后变量标准化偏差均大幅缩小，基本满足了均衡性假设的要求。

图2 PSM匹配前后外资股东（FO）的核密度函数

最后，利用匹配后的样本重新回归，结果列示于表5 列（1）。即使匹配样本有所改变，外资股东（FO）的估计系数仍在1%的水平上显著为正，表明本文结论具有一定的稳健性。

表5 企业数字化转型（DCG）内生性检验结果

2.Heckman二阶段回归

本文采用海科曼（Heckman）二阶段回归法进行内生性检验。在第一阶段，构造Probit 回归模型，计算逆米尔斯比率（IMR），检验上一期的企业特征变量是否会影响外资股东。具体的Probit 模型如下所示：

其中，LagCVs为上市企业特征变量的集合，包括企业规模（Size）滞后项、资产负债率（Lev）滞后项、成长性（Growth）滞后项、盈利能力（ROA）滞后项、资产结构（AS）滞后项、投资机会（TobinQ）滞后项。在第二阶段，将第一阶段计算得到的逆米尔斯比率（IMR）作为控制变量加入基准回归模型中进行拟合，以纠正潜在的选择性偏差对研究结果的干扰。回归结果如表5 列（2）所示，逆米尔斯比率（IMR）系数在1%的水平上显著，说明外资股东样本的分布偏差客观存在。另外，观察回归结果可知，外资股东（FO）的系数仍然显著为正，说明通过内生性检验。

3.滞后处理

外资股东与企业数字化转型之间可能存在反向因果问题，如寻求研发创新的企业可能更倾向于引入外资[29]。为解决这种反向因果问题，将解释变量与所有控制变量进行滞后一期处理。回归结果如表5 列（3）所示，滞后一期的外资股东（FO_t1）的系数仍在1%的水平上显著为正，排除了反向因果问题的存在。

（二）稳健性分析

1.安慰剂检验

在理论层面，基准回归中的外资股东与企业数字化转型所呈现的正相关关系有可能只是一种安慰剂效应，即这种正相关关系只是由于研究设计过程中未被觉察到的限制性因素导致的。因此，为保证外资股东与企业数字化转型相关关系结论的稳健性，本文利用安慰剂检验方法对这一可能性进行了排除。借鉴科尔纳贾（Cornaggia）等[30]的做法，本文将外资股东（FO）变量的取值全部提取，再随机匹配到每一个样本观测值，利用模型（1）重新回归。若确系存在安慰剂效应，则处理后的外资股东（FO）依然会与企业数字化转型（DCG）显著正相关。表6 列（1）显示了回归结果，两种方法下外资股东（FO）的系数存在显著差异，排除了安慰剂效应。

2.排除外生因素影响

2008年全球金融危机使企业数字化转型进程遭受重大外部冲击。为排除外生因素的影响，本文剔除金融危机相关年份，利用2010—2020 年的数据重新回归，回归结果列示于表6 列（2）。外资股东（FO）的系数在1%的水平上显著为正，排除了金融危机这一外生因素的影响。

表6 企业数字化转型（DCG）稳健性检验结果

3.控制行业的年度趋势

考虑到周期性行业易受宏观经济波动影响，且我国产业政策对微观经济活动的影响比较明显[31]。为控制行业周期与产业政策等的作用，本文在基准回归的基础上添加行业与年份交互项的固定效应，结果列示于表6 列（3），其中外资股东（FO）的系数依然显著为正，说明纳入行业周期等因素后，外资股东对企业数字化转型的影响依然显著。

4.控制宏观影响因素

考虑到企业数字化转型必然会受宏观经济的影响，为缓解由于遗漏关键宏观经济变量导致的研究结果偏差，本文进一步控制宏观经济层面的变量，将GDP增长率和货币M2增速作为控制变量加入基准回归模型。重新回归后结果如表6列（4）所示，其中外资股东（FO）的系数在1%的水平上依然显著为正。

5.替换自变量

考虑到企业股权结构中外资股东的有无和外资股东持股时长对企业数字化转型的影响，本文检验了两个外资股东的代理变量对企业数字化转型的影响。第一个代理变量为是否存在外资股东（FO_dummy）。若当年存在外资股东，则取值为1，否则为0。第二个代理变量为外资股东持股时长（FO_time）。参考周县华等[32]的研究，若企业t期的外资股东（FO）变量值为0，而t+1期的外资股东（FO）变量值大于0，则将t+1期界定为外资股东存在首年；若企业t-1 期的外资股东（FO）变量值大于0，而t期的外资股东（FO）变量值为0，则将t-1期界定为外资股东存在末年。最终的外资股东持股时长取值为外资股东存在首年至外资股东存在末年的年限数。回归结果如表6 列（5）、列（6）所示，是否存在外资股东（FO_dummy）与外资股东持股时长（FO_time）的系数仍显著为正，通过了稳健性检验。

六、机制检验与异质性分析

（一）机制检验

1.外资股东、风险承担水平与企业数字化转型

根据上述理论分析可知，通过财务资源、信息资源与知识资源的协同发展效应，外资股东可以为企业提供资源承诺，在面对风险高、周期长的数字化转型时提升企业风险承担能力，进而推动数字化转型进程。借鉴法乔（Faccio）等[33]、何瑛等[34]的研究，采用式（3）、式（4）两种方法计算企业风险承担水平。具体而言，以t至t+2 年为一个观测周期，计算经行业调整后盈利能力（Adj_ROA）的标准差与极差，并将结果乘以100得到风险承担水平的两个测度指标Risk1和Risk2。

本文构建如下三个模型：

其中，n=1，2 。回归结果如表7 所示。列（1）中外资股东（FO）系数在1%的水平上显著为正，列（2）、列（4）中外资股东（FO）系数的显著性水平略有降低，但仍在5%的水平上显著为正，说明外资股东提升了风险承担水平；列（3）、列（5）结果显示Risk1和Risk2的系数显著为正，外资股东（FO）系数在1%的水平上显著为正，且外资股东（FO）系数有所减小，说明风险承担水平在外资股东与企业数字化转型之间发挥了部分中介作用，即本文的研究结果验证了“外资股东→风险承担水平→企业数字化转型”这条路径。

表7 风险承担水平的机制检验结果

2.外资股东、治理水平与企业数字化转型

外资股东缓解了企业的委托代理冲突，为企业数字化转型提供了一定的制度保障。外资股东通过提升企业治理水平，减少管理者机会主义行为，为企业数字化转型营造积极有效的治理环境。另外，企业内部的治理机制是促进代理人行动与股东财富最大化目标相一致的一系列机制，主要目的是在维持企业所有参与主体利益基本平衡或不失衡的前提下追求股东利益最大化[35]。良好的企业治理结构可以有效监督和激励管理层，督促管理层以股东利益最大化为目标[36]，推动企业数字化转型进程。综上所述，本文认为外资股东可以通过提升治理水平促进企业数字化转型。

为验证上述猜想，借鉴周茜等[36]的研究，本文利用主成分分析法构造企业治理水平（Gov）。具体而言，选取独立董事比例、董事会规模、管理层薪酬、管理层持股比例、机构投资者持股比例、股权制衡度和董事长与总经理是否两职合一7个测度指标，将从主成分分析法中得到的第一主成分提取出来。为便于实证结果解读，借鉴现有研究[37]，本文对其取相反数得到Gov。Gov越大，表明企业治理水平越低。为验证以上机制，构建以下三个模型：

回归结果如表8 所示。在列（1）中，外资股东（FO）系数在1%的水平上显著为正。列（2）中外资股东（FO）系数在1%的水平上显著为负，表明外资股东提升了企业治理水平。列（3）结果显示治理水平（Gov）系数在1%的水平上显著为负，外资股东（FO）系数在1%的水平上显著为正，且外资股东（FO）系数有所减小。本文的结果支持了“外资股东→企业治理水平→企业数字化转型”这条路径。

表8 治理水平的机制检验结果

（二）异质性分析

1.产权性质的影响

非国有企业在人力资本、资源禀赋、政策扶持等方面的优势不及国有企业，并且面临较激烈的市场竞争环境和更高程度的信息不对称。因此，外资股东为企业带来的治理监督作用和协同发展作用在非国有企业中更明显。为验证上述猜想，本文根据企业性质构造变量Soe：若企业为国有企业，则Soe取值为1，反之取值为0。将Soe、交互项FO×Soe带入基准回归模型，结果如表9 列（1）所示，FO×Soe系数在10%的水平上显著为负，上述猜想得到验证。

2.环境不确定性的影响

当客户需求改变、竞争对手和供应商行为变化、技术发展等情况发生时，环境不确定性也会随之出现。环境不确定性是影响企业决策不可忽视的因素，也制约着外资股东在推动企业数字化转型过程中积极作用的发挥。在低环境不确定情况下，外资股东对企业数字化转型的促进作用更明显。为验证上述猜想，借鉴申慧慧等[38]的研究，利用式（11）估算各企业过去5 年的非正常销售收入。

其中，Sale为销售收入，Year为年度变量，μ0为常数项，μ1为年度变量的系数。残差ε即为非正常销售收入。以企业过去5 年残差的标准差除以企业过去5年销售收入均值，再经过行业调整得到环境不确定性（EU）。该数值越大，表明企业面临的环境不确定性越大。将EU、交互项FO×EU带入基准回归模型，结果如表9 列（2）所示，FO×EU系数在1%的水平上显著为负，上述猜想得到验证。

表9 异质性分析结果

七、结论与启示

（一）结论

数字经济推动着生产方式、生活方式和治理方式的深刻变革，并成为全球要素资源重组、经济结构重塑的关键力量。企业作为推动数字经济发展的主力军，如何应对新形势新挑战、把握数字化发展新机遇、拓展经济发展新空间、推动我国数字经济健康发展显得尤为重要。本文以外资股东为切入点，基于2008—2020 年我国沪深A 股上市企业样本，在分析外资股东对企业数字化转型影响的基础上，聚焦于其中的机制传导与边界研究。研究结果表明，外资股东对企业数字化转型具有显著的促进作用，且在一系列内生性检验与稳健性分析后结果依旧成立。机制检验发现，外资股东能够提升企业的风险承担水平和治理水平，进而促进企业数字化转型。此外，异质性分析发现，外资股东对企业数字化转型的促进作用在非国有企业与低环境不确定性情境中更显著。

（二）启示

第一，上市企业应充分发挥外资股东的积极作用，使其成为帮助企业实现数字化转型的重要抓手。本文的结论表明在企业数字化转型进程中，外资股东一方面通过对管理者的监督发挥着积极的治理作用，另一方面又通过在财务资源、信息资源与知识资源上的比较优势发挥重要的协同作用。因此，上市企业要充分认识外资股东在企业数字化转型过程中的推动作用，积极引入外资股东，在合理的范围内增加企业股权结构中外资股东的比例，扩大外资股东的影响力。异质性分析发现，外资股东对企业数字化转型的监督治理与协同发展作用在非国有企业和低环境不确定性下更明显。因此，非国有上市企业更要切实保障外资股东合法权益，充分调动外资股东参与企业治理的主动性，以弥补企业数字化转型过程中资源禀赋的缺失。另外，企业在数字化转型过程中还应充分重视所面临的不确定性环境。即使企业可以利用外资股东为企业带来的比较优势进行数字化转型，也要根据外部环境状况审慎选择合理方案，避免因较高的环境不确定性使企业蒙受损失。

第二，相关政府部门应进一步顺应数字经济迅猛发展的态势，依法保护外商投资权益，营造一流营商环境，鼓励外资积极参与我国数字经济建设，助力我国数字经济发展。相关政府部门在制定实施外商投资相关政策，特别是针对外商投资上市企业数字化发展相关政策时，应鼓励外商投资者积极投资，使外资与被投资企业之间产生更多的良性互动，发挥外资股东的积极作用。

注释：

①数据来源于http：//www.gov.cn/shuju/2022-07/03/content_5699000.htm。

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