企业数字化转型与出口产品质量提升——基于价值增值视角的研究

张如续，杨丹萍

（宁波大学 商学院，浙江 宁波 315211）

一、引言

近年来，中国对外贸易发展取得了丰硕的成果。其中货物出口贸易市场份额从2000 年的7.6%提升至2021 年的15.1%，货物贸易总额已连续五年保持世界第一，外资吸收方面急起直追已位列全球第二，我国已悄然成为带动全球经济发展的“主力军”。但与此同时中国制造业大而不强的问题却日渐深刻。一方面中国劳动力优势逐渐消失，用工成本逐年上升，众多制造产业转移到越南等成本较低的国家。另一方面，新冠疫情席卷全球，逆全球化思潮涌现，欧美等国家对中国实行科技封锁，使得中国企业在国际市场的竞争环境日发严峻。以往国内企业大多依仗“成本低廉”策略参与价格竞争，导致中国企业长时间缺少核心技术，研发创新能力不足，这也使得中国企业出口产品质量与发达国家之间存在不小差距（祝合良和王春娟，2021）[1]。制造业作为高质量发展的命脉所系，因此如何提升中国出口产品质量目前成为亟待解决的问题。

随着数字技术的发展，数字化转型已经成为制造业转型升级的重要手段。与传统的生产要素相比，数字技术具有高效的信息传递与广阔的信息覆盖能力，依托信息技术对企业组织结构、生产运营模式、核心竞争力等加以优化创新与再创造（袁淳等，2021）[2]，进而推动传统产业转型升级、促进制造企业创新发展、激发市场主体发展活力。然而数字化转型在我国大多数企业中并未实现全方位的普及与应用（赵宸宇等，2021）[3]。因此，伴随着我国制造业竞争优势呈现逐步下降的趋势，数字化转型已然成为我国制造业企业提升出口产品质量的现实需求与时代要求。因此，本文试图从数字化转型视角切入，探寻我国出口产品质量升级新路径，厘清数字化转型与出口产品质量的影响机制，识别决定两者关系的核心要素，以期为我国制造业升级转型提供一定的理论支撑和经验证据。

二、文献综述

对于出口产品质量的研究一直是学界研究的重点，首先是出口产品质量的度方法，Hallak和Sivadasan（2009）[4]用价格作为质量的替代变量进行实证分析，但是价格不能完全等同于质量。因此，Khandelwal（2010）[5]通过残差回归法间接计算出口产品质量，施炳展（2014）[6]在此基础上通过对产品质量进行标准化处理，实现不同层面产品质量跨期、跨截面比较分析。基于上述方法，学者们实证发现中国企业出口产品质量自入世以来呈现波动式上升态势（许和连和王海成，2016；余淼杰和张睿，2017）[7-8]。随后，学者不断丰富关于产品质量升级路径的相关研究，许家云等（2017）[9]认为进口中间品质量的提升是我国在全球化发展中产品质量升级的核心因素，而贸易自由化则极大地拓宽了这一升级路径（余淼杰和李乐融，2016）[10]。对比众多学者的研究成果发现，产品质量升级路径主要是依赖政策制度（张洋，2017）[11]与市场环境（段文奇等，2020）[12]等因素，通过影响企业内在生产效率与生产能力进而影响产品质量，但是鲜有文献研究数字化转型是否能通过上述路径促进企业出口产品质量升级。

另一支文献是关于数字化转型的研究。早期的研究聚焦于信息技术在制造业中的应用，制造业企业通过网络信息技术改变现有生产格局，提高生产效率（韩先锋等，2014）[13]；而后“互联网+制造业”发展模式为制造业实现数字化转型的开辟了新路径，极大地促进制造业提质增效（王如玉等，2018）[14]；在此基础上学者们从生产要素投入的视角，将数字化引入传统企业生产理论框架中进行分析，赵宸宇等（2021）[3]通过对上市公司的年度报告与数字化相关的词频进行处理和统计得出数字化转型指标，实证发现数字化转型能够通过提高企业创新、优化人力资本结构进而提升企业生产率。袁淳等（2021）[2]在已有研究的基础上构建相对完备的数字化词典，通过文本分析法构建上市公司数字化指标，实证发现数字化转型显著提升了企业专业化分工，进而提升企业生产效率；齐俊妍和任奕达（2021）[15]通过筛选数字经济要素的依托行业，采用完全消耗系数表示各行业投入数字化水平，验证了数字经济对全球价值地位的促进作用。张晴和于津平（2020）[16]在前人的基础上构造制造业行业数字化依赖度，通过实证发现企业数字化转型显著提高了企业全球价值链地位。

从现有文献归纳总结分析，尽管学者们使用不同的数据与不同的测度方法在一定程度上证实数字化转型对于制造业发展具有积极的作用，但是鲜有文献从增加值视角对数字化转型进行研究，因此本文相比以往文献创新点在于：（1）运用新贸易理论，并采用微观贸易数据，探究数字化转型与企业出口产品质量之间的关系。（2）在考虑贸易开放条件下对企业出口产品质量内生决定模型进行推导，依托中介模型梳理数字化转型对企业出口产品质量的作用机制。（3）从增加值视角计算我国制造业内涵数字化完全增加值率，从而更加全面、完整地刻画我国制造业企业数字化转型水平。

三、理论机制分析

（一）理论框架设定

本文借鉴Hallak 和Sivadasan（2009）[4]的质量内生决定模型，从理论上推导在利润最大化的生产决策中，企业质量生产能力（product productivity）与生产效率（process productivity）对企业产品质量的影响，进一步梳理数字化转型对企业出口产品质量的影响机制。

1.需求侧分析。假设消费者从不同种类的连续商品消费中获得效用，消费者消费商品z 的数量为q（z），商品质量为ω（z），并且z∊Z，Z 为消费者可选择的商品种类，σ 表示商品之间替代弹性。消费者的效用函数可以表示为：

各种商品最优的消费数量取决于市场特征、消费数量和商品质量。根据消费者效用最大化的原则可以求得产品的需求：q（ω，p）=RPσ-1ωσ-1p-σ，其中R为消费者的总支出，R≡PQ，p 为商品的单位价格，P为价格指数

2.供给侧分析。根据Melitz（2003）[17]的设定，劳动为产品生产的唯一投入要素，且每个厂家只生产一种产品，因此产品种类也代表着厂商数量，工资w设定为1。故总的生产成本可以表示为：

（3）式中成本包括不可变固定成本（f0）、可变固定成本和与边际成本。在产品质量不变的情况下，可变固定成本会随着产品质量的提升而增加，会随着企业质量生产能力（μ）增强而下降。边际成本会随着产品质量的提升而增加，随着生产效率（φ）的提升而下降。由此可得企业利润为：

3.考虑开放条件下的均衡。根据Melitz（2003）[17]的理论，企业进行对外贸易必须克服两种成本，一是冰山融化的运输成本（τ），和出口的进入成本（fx）。企业的总利润是生产效率，质量生产能力和产品质量的函数，因此总利润可以表示为：

其中，p 和px 分别代表国内外价格，q（p，ω）和qx（px，ω）分别为利润最大化时国内外需求，Ix为企业是否出口指标，如果企业出口则等于1，否则为零。企业选择生产何种质量的产品来获得利益最大化，通过对利润最大化下求一阶偏导数可以得到：

根据式（5）与式（6）中一阶偏导数为正可以说明，企业质量生产能力越强企业的可变固定成本越低，企业生产效率越高企业边际成本越低，当成本越低时企业倾向于提高出口产品质量获得更大的利润，因此企业生产的产品质量越高。

（二）数字化转型影响出口产品质量的作用机制分析

通过上一部分理论分析，本文推导出企业质量生产能力和生产效率是影响企业出口产品质量的两大因素，下面将分别从探究数字化转型影响企业出口产品质量的传导路径及影响机制。

首先，质量生产能力机制。企业质量生产能力主要反映企业在既定固定支出下改进产品质量的能力，而企业改进产品质量离不开研发创新活动，因此企业研发创新在一定程度上提升企业生产能力（苏丹妮等，2018）[18]。当数字产品作为一种生产要素投入企业生产中时，其自身所具有的创新性要素融入到企业当中，如人工智能、云计算、大数据等一些创新型的技术平台，企业能够更加高效的吸收外部知识，减少交易成本，对于自身研发创新起到直接促进作用（韩先锋等，2014）[13]。其次，当数字产业作为一种信息承载功能体，其自身具有高效信息传递功能以及实时信息反馈机制，对于企业而言能够更加深入和迅速及时的了解产品生产的环节与市场反应（王开科等，2020）[19]，进而帮助企业了解自身产品优缺点，激励企业对产品进行升级改造，提升企业质量生产能力。综上所述，数字化转型给企业质量生产能力带来正向的积极作用，据此提出本文的假设：

假设1：数字化转型通过提升企业质量生产能力进而促进企业出口产品质量的提升。

其次，生产效率机制。数字化转型对于企业生产是一种全方位的优化和升级，数字技术的应用不仅能够增强生产要素之间的流通性与协调性，也是对于企业生产环节之间的连通性与协作关系的优化，实现企业各生产环节的精准链接，并且数字化转型能够优化生产要素配比，帮助企业减少中间消耗，对企业整体生产效率提升带来了直接的正向影响（李春发等，2020）[21]。同时，数字技术的应用对于企业内部组织结构起到了优化的作用，数字化转型能够帮助企业提升组织能力，促进企业组织构架网络化、扁平化发展，加强企业之间知识信息融合创造，优化企业结构，进而提升企业生产效率（戚聿东和肖旭，2020）[22]。综上所述，数字化转型促进企业生产效率提升，据此本文提出如下假设：

假设2：数字化转型通过提升企业生产效率进而促进企业出口产品质量提升。

四、研究设计

（一）模型设定

结合前文的分析，本文的基准回归模型设定如下：

其中，下表f 表示企业，i 代表企业所属行业，t代表年份；Qualityfit代表企业在t 年的出口产品质量，Digit代表行业i 在t 年的数字化转型水平；X 为控制变量集合。此外，本文还控制了个体固定效应μf，时间固定效应（μt），εit为残差项。

为了验证制造业数字化转型通过促进企业质量生产能力（lnμ）与生产效率（lnφ）来提升出口产品质量，构建模型如下：

其中，M 代表中介变量，在本文指企业质量生产能力（lnμ）与生产效率（lnφ），其余变量含义与基准回归模型一致。本文选取企业专利申请数量加1后取对数作为企业质量生产能力（lnμ）的代理变量，选取企业劳动生产率代替企业生产效率（lnφ）。

（二）变量选取与数据说明

1.核心解释变量。本文采用回归残差法来计算企业出口产品质量，首先，根据前文机制分析中构建回归方程进行对数处理后得到如下回归方程：

参照Khandelwal（2010）[5]的做法，在回归中加入企业所在省份的当年GDP 来代替产品的水平多样性。本文借鉴Weinstein 和Broad（2004）[23]测算的SITC四位码层面的产品替代弹性（σ）。最后回归得到的产品质量为：

为了方便进行加总比较，借鉴施炳展（2014）[6]的做法将质量进行标准化：

2.核心被解释变量。本文借鉴王直等（2015）[24]的方法构建产出模型，在产业层面测算中国制造业内涵的数字行业增加值率，基于投入产出表的平衡关系，存在以下等式，Zsr=Xsr+Ysr，其中Z 代表中间使用，Y 代表最终需求，X 代表总产出。假设各国行业数量统一为N，则Zmn 为N*N 矩阵，Ym和Xm为N*1矩阵。定义直接消耗系数矩阵，或者A=，则有AsrXsr+Ysr=Zsr，整理即可得到里昂惕夫逆矩阵Bsr=（I-Asr）-1，然后定义增加值系数矩阵V，其元素Vi=1－“所有的中间投入系数”，V^为V 的对角矩阵，则完全增加值系数为：

从列方向上看，每一列代表某一特定国家的行业其完全增加值系数的组成，因此用制造业行业中内涵数字要素增加值率表示数字化转型水平，其计算公式为：

其中i，j 代表国家，s 代表数字产业，m 代表制造业，借鉴张晴和于津平（2020）[16]的方法，本文选取WIOD 行业中计算机、电子和光学产品的制造（c17）、电信活动（c39）以及计算机编程、咨询和相关活动；信息服务活动（c40）作为数字产业。

3.控制变量。本文参考苏丹妮等（2018）[18]的研究控制了以下相关变量：（1）企业存续年限（lnage）。本文采用企业年龄加1 后取对数。（2）企业规模（lnsize），本文用企业人数取对数表示。（3）企业资本密集度（lncaptial），这里采用企业固定资产比上员工数量并取对数表示。（4）融资约束（fin_res），用企业应付账款比上企业总资产来表示。（5）市场集中度（HHI），采用赫芬达尔-赫希曼指数来表示，其值越大表明市场集中度越高。

（三）数据说明

本文使用的数据库包括中国海关企业数据库、中国工业企业数据库、WIOD 数据库，选取的时间样本为2000—2013 年。具体操作如下，首先剔除海关数据库中关键信息无效的样本并剔除贸易公司样本，然后保留制造业产品。工企数据库借鉴杨汝岱（2015）[25]的方法进行数据清洗，剔除关键信息缺失及异常值样本后与海关数据合并。

五、实证结果与分析

（一）基准回归结果

本文首先进行基准回归，表1 第（1）列～ 第（6）列为依次加入控制变量的回归结果，结果显示Dig的系数均在1%显著性水平下为正，说明数字化转型对于企业出口产品质量有显著的提升作用。从控制变量的分析结果分析与以往的研究结论基本一致，市场集中程度、企业年龄、企业规模、以及企业资本密度对于企业出口产品质量存在显著的正向作用，而融资约束对于企业出口产品质量的提升呈现抑制作用。

表1 基准回归

（二）稳健性检验与内生性问题讨论

首先改变样本范围鉴，对出口产品质量进行1%双边缩尾可以排除离群值和极端值的影响，表2第（1）列为重新回归的结果，Dig 的系数依然显著为正。其次替换解释变量，本文改用完全依赖度作为稳健性指标进行回归，表2 的第（2）列的回归结果显示Dig_r 的系数依然显著为正，上述结果表明本文的基本结论较为稳健。本文内生性问题的处理采用工具变量进行2SLS 回归。借鉴刘维刚等（2020）[26]的处理方法，本文使用的工具变量包括美国制造业数字化转型水平与本国制造业数字化转型水平一阶滞后项。重新进行2SLS 估计后，估计结果如表2第（3）与第（4）列，Dig 的系数与基准回归结果基本一致。

表2 稳健性检验和内生性处理

（三）企业质量生产能力与生产效率中介效用

通过固定效应模型对中介效用进行回归检验，表3 第（1）列～（5）列展示了中介机制检验的回归结果，第（1）列为Dig 对lnμ 的影响效果，结果都在1%显著性水平为正，与前文中机制分析的结果一致。第（2）列是在基准回归的基础上加入lnμ，可见Dig的系数与lnμ 的系数均在1%显著性水平为正，第（3）列为数字化转型对企业生产效率的作用效果，回归结果说明数字化转型对企业效率存在促进作用，再把lnφ 与Dig 同时放到模型中进行回归，第（4）列回归结果显示Dig 与lnφ 的系数均在1%显著性水平下为正，说明数字化转型通过提升企业生产效率进而促进企业出口产品质量的提升。进一步地，本文参考祝树金等（2020）[27]的方法对中介效应的结果进行Sobel 检验，结果显示质量生产能力与生产效率对应的Z 统全都在1%水平上显著。因此满足中介效应显著的条件。

表3 中介机制检验

六、异质性分析

（一）基于企业不同特征的异质性检验

本文根据企业特征进行分组回归，从表4 的列（1）和列（2）的结果来看，数字化转型对于国有和非国有企业出口产品质量均存在促进效果，并且对非国有企业的促进效果强于非国有企业。原因可能是：国有企业相对于非国有企业在融资约束、政策帮扶上具有优势，因此能够更好地利用数字化转型提升自身生产效率和企业研发创新能力。表4 的第（3）和第（4）列的回归结果显示数字化转型对于东部企业的出口产品质量呈现显著的正向效果，对于中西部地区的影响未通过显著性水平检验。本文认为原因可能是东部地区在市场化程度、数字化技术的发展环境、政策力度、应用人群等方面都要优于中西部地区（刘维刚和倪红福，2018）[28]，因此数字化转型对于东部地区的企业附近效果更加明显。近一步地，本文进行似不相关回归（SUR）检验，检验结果发现三组的经验P 值均小于0.05，说明不同样本间Dig 的系数差异显著。

表4 异质性检验

（二）基于不同数字要素的异质性检验

本文基于不同的数字要素进行回归分析，表4第（5）列～ 第（7）列为实证结果，首先数字化基础设备与数字化信息服务对于企业出口产品质量存在显著的促进作用。这是因为数字化基础设备的投入能够帮助提升数字基础设施水平，为企业是实现数字化转型提供硬件支撑，数字化信息服务帮助企业升级现有的商业模式，简化原先繁琐的业务流程，降低企业成本；本文在回归中加入电信行业的数字要素增加值率二次项，实证发现电信与出口产品质量之间呈现倒“U”型关系。本文认为出现这种结果的原因是：电信活动的投入对企业来说能够提升企业间协同运作能力，但在我国电信行业存在垄断（刘斌等，2016）[29]，市场化程度不足，因此企业进行过多电信服务投入时会增加企业的成本，进而抑制企业产品质量提升。

七、结论与建议

本文基于新贸易理论模型，利用微观数据通过实证检验得出以下结论：（1）研究发现数字化转型对我国企业出口产品质量存在正向效用，并且经过计量检验证明这结果是稳健的。（2）通过机制分析发现，数字化转型通过提升企业生产效率与企业质量生产能力两条路径提升企业出口产品质量。（3）通过异质性分析发现，数字化转型对于东部地区与国有企业促进效果强于中西部地区企业与非国有企业，区分数字要素后发现，数字化基础设备与数字化信息服务对企业出口产品质量存在促进效应，电信则对企业出口产品质量存在倒“U”型影响效应。

根据本文的研究结论提出以下政策建议。第一，应当大力推动企业数字化转型改造，将产业链上各点精准链接，实现各市场生产要素与数据互通互联；第二，要重视数字化转型基础设置建设，推进基础设施改造升级，实现产业智能化；第三，在引导企业利用数字技术进行全方位全链条升级改造的而同时，要制定相应政策促进数字技术产业化、市场化发展，努力建成功能完善的数字产业市场。