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Drawing on the new OLI theoretical paradigm, this study employs data on Chinese listed firms and their overseas investments from 2007 to 2023, and applies a fixed-effects panel model to empirically examine the impact of digital transformation on the level of R&D internationalization. Further, it investigates heterogeneous effects based on ownership (state-owned vs. non-state-owned) and executives' overseas backgrounds. In addition, mechanism tests are conducted to explore whether digital transformation enhances enterprises' ability to exert the new ownership-location-internalization (OLI)advantages of open resources, linkage, and integration by improving host-country information accessibility and market entry level, thereby overcoming the inherent barriers to R&D internationalization. From a theoretical perspective, the new OLI framework provides an important analytical basis and reference for outward international investment in the digital era. Digital transformation strengthens these three advantages, shrinking information gaps and entry barriers, cutting risk/cost and boosting R&D efficiency so firms expand and refine global R&D networks. Moreover, host-country information accessibility and market entry level mediate this process: digital tools reduce information asymmetry and allow real-time monitoring of regulatory change, lowering the liability of foreignness and sustaining R&D internationalization.
Empirical results demonstrate that digital transformation significantly enhances the level of R&D internationalization, and this conclusion remains robust across a series of tests. Heterogeneity analysis further shows that the effect is more pronounced in state-owned enterprises and in firms with executives holding overseas backgrounds. Mechanism testing additionally confirms that digital transformation effectively improves host-country information accessibility and market entry level, which enables enterprises to realize the new OLI advantages, thereby alleviating information asymmetry and entry-barrier problems and ultimately advancing their R&D internationalization.
Building on these findings, this study proposes that,first, enterprises should accelerate digital transformation, strengthen their capability to embed in global R&D networks, deploy core digital technologies, and digitally reengineer R&D processes to enhance real-time insight into host-country markets, technologies, and talent information. Second, differentiated guidance should be implemented: state-owned enterprises should be encouraged to increase digital investment and closely link it to overseas R&D performance, while small and medium-sized enterprises should receive targeted "diagnosis-assistance" support to address specific challenges such as information asymmetry and shortages of international talent. Policy support should further incorporate the international experience and digital literacy of executive teams into its design.Third, host-country market access and information service guarantees should be reinforced, including building an authoritative and dynamic host-country R&D environment information database, promoting mutual recognition and institutional alignment in areas such as cross-border data flows and market entry, strengthening cooperation on intellectual property protection, and simplifying procedures for establishing overseas R&D institutions. In addition, building industry- or region-level digital R&D collaboration platforms can foster the sharing of innovation resources, reduce information asymmetry, and thus create a global innovation cooperation ecosystem that advances collaborative R&D.
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2024年6月,习近平总书记主持召开中央全面深化改革委员会第五次会议强调,“要坚持以开放促创新,健全科技对外开放体制机制,完善面向全球的创新体系,主动融入全球创新网络,突出重点领域和关键环节,补齐开放创新制度短板”。随着全球创新网络布局加速形成,企业“单打独斗式”创新难度持续加大[1],参与国际科技合作、融入全球创新网络的开放式创新模式成为企业发展共识。企业研发国际化是开放式创新的重要内容,也是企业国际化的高级发展阶段(陈衍泰等,2017)。高水平研发国际化合作有助于企业突破内部资源和能力限制,更好地响应全球市场变化,广泛借助外部网络和科技人才、技术资源和政策优势缩短研发周期,从而提高研发效率。对于中国等新兴经济体而言,研发国际化成为企业不断提升创新绩效和国际竞争力、迈向全球价值链中高端的关键[2-3]。然而,在推动研发国际化进程时,新兴经济体企业往往陷入“踌躇不前”“犹豫不决”的窘境。值得关注的是,在东道国布局海外研发创新网络过程中,企业面临高信息鸿沟和高进入门槛的双重挑战,导致企业技术架构与组织管理架构间的协同度表现欠佳(王展硕等,2017),进一步引发东道国组织架构适配成本与跨境资源分配成本提升以及研发投入重复及资源浪费等问题[4-5]。在全球创新格局加速调整、国际环境复杂多变背景下,如何提升中国企业研发国际化水平,推动其行稳致远“走出去”,成为亟待解决的问题。
数字化转型日益成为企业捕捉市场机遇、有效应对环境挑战的核心战略举措[6],不仅能为企业提升生产运营效能、孕育新增长点提供动能,而且可为企业积极推进研发国际化进程开辟新的战略路径。随着数字化转型实践浪潮的推进,数字化转型能否为企业研发国际化注入新动力并成为其“飞跃跳板”?不同类型企业具有怎样的异质性特征?从理论机制上如何解释两者联系?东道国信息可及性与东道国市场准入度在其中扮演何种角色?为厘清上述问题,本文基于2007—2023年中国上市企业数据和海外投资数据,采用固定效应面板模型实证研究企业数字化转型对研发国际化的影响,探讨企业所有制与高管海外背景的异质性作用,并结合数字化背景下的新OLI理论[7]三大优势框架,从东道国信息可及性和东道国市场准入度两个方面分析中介作用机制。
本文的边际贡献如下:第一,研究对象层面,现有文献对新兴经济体企业研发国际化行为关注较少,本文聚焦中国企业研发国际化行为动因,拓展并丰富新兴经济体企业研发国际化研究;第二,研究内容层面,本文关注数字化转型战略对企业研发国际化的推动作用,并识别数字化转型在推动企业研发国际化水平提升方面的异质性影响,为跨国企业突破现有研发国际化瓶颈,实现高水平“走出去”提供借鉴;第三,研究理论层面,本文基于新OLI理论范式,结合东道国信息可及度和东道国市场准入度,明确其优势来源及内在机制逻辑,构建跨国企业数字化转型促进研发国际化行为的理论解释框架。
企业研发国际化既包括在海外设立研发机构、开展跨国技术合作等活动,还包括在全球范围内整合优质创新资源、与全球高校科研院所等科研机构构建创新合作联盟等战略举措[8]。从企业主观因素出发,现有文献研究将企业研发国际化归因为两个方面:市场驱动与技术驱动[9-10]。从市场驱动看,跨国公司通过设立海外研发机构,及时了解并掌握当地产品市场需求和趋势,进而提升产品技术的适应性,研发满足当地市场需要的产品,提升国际市场产品份额[11-12]。从技术驱动看,跨国公司通过在海外设立研发机构,以及利用东道国基础设施和科技人才,以探索式学习将海外先进技术和知识转移至国内,同时以利用式学习丰富自身知识储备,最终实现新技术、新产品开发。对新兴经济体跨国企业而言,因技术知识具有隐性与粘性特征,且自身在技术方面处于劣势[13],而研发国际化能够通过吸收、模仿、学习,利用技术逆向溢出效应迅速提升母公司创新能力,因而成为其实现从“落后跟随者”到“快速跟进者”甚至向“技术领跑者”转变的重要途径(李梅等,2016)。
在考虑外部环境条件时,东道国环境会对企业研发国际化决策产生影响。从收益角度看,跨国公司利用在东道国设立的研发机构获得税收优惠、奖补激励等政策支持,成为其开展海外研发活动的重要动机。从成本角度看,国际市场动荡会带来更高风险、更长周期和更高不确定性(万源星等,2023)。企业进入东道国开展研发国际化布局,往往面临两大难题:一是研发国际化过程中存在高信息鸿沟。研发国际化意味着跨国公司不再局限于某一地区或国家,而是基于全球范围构建研发机构和合作联盟,寻找并整合优质资源[8]。此过程中需要进行大量信息搜寻、整合和匹配工作,存在较多信息鸿沟。二是企业进入目标市场研发网络存在高进入门槛。东道国与母国在经济发展水平、制度环境和文化语言交流等方面存在差异,由此产生“外来者劣势”成本[5],不仅限制知识获取、整合及逆向移动,而且还将对企业研发国际化产生阻碍(邱晨等,2022)。在当前世界变局动荡交织的现实背景下,研发国际化行为除考虑企业主观动机外,与能否在东道国实现较好的技术嵌入也是重要影响因素。
企业数字化转型是指企业为适应动态变化的市场环境和满足客户需求,依托现代数字技术,深度融合人力资源、企业战略、组织结构等全方位要素,转变商业模式并深化系统改革、重构经济体系的过程[14]。通过实施数字化转型战略,企业可优化业务流程、提升工作效率,实现内部外部资源优化配置和能力拓展[15]。学者们围绕数字化转型与企业国际化行为展开了大量研究。例如,陈立敏[16]、王墨林等[17]研究发现,数字化转型不仅提高企业获取和分析国际市场信息的能力,还促进其与国际合作伙伴沟通协作,从而拓展国际化广度;Adomako等[18]通过量化研究证实企业数字化转型与国际化程度间的正相关关系;阎海峰等[19]基于“连接—撬动—学习”模型进一步指出,企业数字化水平对其国际化速度具有显著正向影响。此外,数字化转型还能增强企业国际化发展韧性,有助于企业应对外部挑战和维持稳定发展[20]。直接研究数字化转型对企业研发国际化影响的文献较少,如张婷等(2024)探讨了数字化转型对跨国企业研发国际化投资模式的影响,结果发现,数字化转型能够促进跨国企业选择独资模式而非合资模式开展研发国际化投资;温科等[21]虽讨论了数字化转型、研发国际化与企业创新绩效的关系,发现数字化转型可通过促进企业制定研发国际化决策提升创新绩效,但未对“数字化转型如何促进企业研发国际化”构建逻辑性、系统化理论解释框架。
现有相关文献为本研究奠定了坚实的学术基础,但仍存在以下不足:第一,现有企业国际化研究多聚焦发达国家跨国企业,对新兴经济体跨国企业研发国际化活动关注不足,尤其缺乏对中国企业研发国际化实践经验的总结。第二,数字化转型已成为企业发展的关键驱动力,学者们虽重点剖析了数字化转型对企业国际化的多方面影响,但较少涉足研发国际化这一新趋势与新领域。第三,现有研究难以揭示数字化转型影响企业研发国际化的内在逻辑机理,两者间的学理联系仍是一个“黑箱”。本文基于新OLI优势理论框架,通过实证研究分析中国企业数字化转型对研发国际化的影响,以期深化并拓展现有研究。
在分析国际直接投资时,传统OLI理论可为企业提供决策框架,并得到了深入探讨和应用。该理论认为,企业若要成功开展国际直接投资,需同时具备所有权优势(O优势)、区位优势(L优势)和内部化优势(I优势)。然而,数字全球化的推进对这一传统国际化经典理论形成新的冲击。针对数字全球化背景,Luo[7]对传统OLI优势理论进行创新性探讨,提出新OLI优势理论框架。该框架能够反映数字时代企业国际化战略的新特点,可为新时期企业对外国际投资提供重要理论参考。具体而言,传统 OLI理论的三大优势被重新诠释为开放资源优势(O优势)、联结优势(L优势)和整合优势(I优势)。其中,开放资源优势强调,数字全球化背景下,企业可利用开放在线资源和平台获取全球范围内知识、技术、人才资源,进而有效降低研发和运营成本。联结优势体现在,数字平台和技术的广泛应用使企业能更加便捷地与其他企业、供应商和客户建立联系,促进企业间合作与互动,形成更加紧密的创新链、供应链和价值链网络。整合优势是指企业借助数字化手段在全球范围内高效整合各种资源和技术,进而迅速响应市场变化并提高创新灵活性和效率。
当前,新兴市场国家跨国企业在研发国际化过程中面临高信息鸿沟和高进入门槛的主要挑战。从新OLI理论的三大优势出发,数字化转型通过赋予企业开放资源、联结和整合三大新优势[22],有效解决企业国际化研发的高信息鸿沟和高进入门槛问题,显著降低企业研发国际化风险和成本,大幅提升其研发效率,进而激励企业更积极地构建并优化其全球研发网络布局[23-24]。
开放资源优势使得多点、灵活的研发布局具备经济可行性。数字技术的无边界性特征提升了开放式创新价值。互联网、云计算、开源软件等数字化工具广泛运用,分布式的研发中心和开放数据平台相继建立,有助于企业以较低成本突破地理边界,获取全球范围内的知识、技术、工具和计算资源,从而为多地区分布式研发国际化战略实施提供关键支撑[25]。依托开放资源优势,企业能够构建有效的知识流动渠道,及时且深入分析全球技术研发趋势和前沿动态,降低研发国际化的门槛和成本。此背景下,企业更有动力在全球多个关键区域布局研发前哨站,致力于形成创新开放型的全球研发网络,进而加速知识和技术逆向转移,提升自身创新能力和国际竞争力[26]。
联结优势助力企业构建高效、实时的全球协作网络。数字组件具有可重新编程、灵活组合及开放性等特性,可为企业跨越组织边界建立新联系提供便利。实时视频会议、协同办公软件、在线调试管理平台等数字化工具应用,有助于企业突破地理距离限制,与全球研发合作伙伴保持紧密高效的沟通,实现与外部创新环境良性互动。此外,数字技术广泛应用能够显著降低地理距离导致的信息障碍和时间延迟,帮助企业在管理全球研发网络时更加高效,为实时、低成本且高效的全球研发协作创造有利条件[27]。随着企业在不同地区设立研发中心,联结广度与深度不断拓展。企业通过数字平台便捷地与当地大学、研究机构、供应商、投资者和客户建立紧密合作关系,快速组建跨地域研发联盟并作为重要节点嵌入当地创新网络。同时,企业对单一或少数创新节点的依赖程度降低,转而与多个或不同类型合作伙伴建立研发关系,推动研发创新链条从高压力、高风险的集中化模式,转变为高协调、高稳定的供需联结型多元化模式[28]。
整合优势以流程标准化、知识共享最大化、资源调度智能化,助力企业更好地管理和配置全球研发网络。数字化平台、人工智能技术推动复杂技术标准化进程,使全球分散的研发活动能够遵循统一标准、流程和工具开展,确保研发资源高效协同,为分散的研发活动搭建统一“桥梁”。同时,数字技术赋予企业较强的数据集成、流程标准化以及智能决策支持能力,支持企业进行更精细的研发任务分解和模块化设计,使其能根据市场需求和成本效益快速调整全球创新网络布局,有效降低转移研发活动的复杂性和成本[29]。通过数据驱动强化企业对全球研发资源的整合与重构能力,引发企业研发业务模式、组织形态和生态系统变革。研发业务模式趋于分布式扩展,能够更好地适应市场变化和客户需求;组织形态逐渐向扁平化转变,有利于优化层级结构,降低组织管理成本;生态系统重构使企业与合作伙伴间的联系更加紧密、协同更加高效。总之,整合优势使得企业突破传统组织边界与规模经济限制,依托分布式创新模式的优势,企业可在全球范围内合理分散研发节点并高效整合全球研发资源,形成最优配置的全球研发网络[30]。基于以上分析,本文提出以下假设:
H1:数字化转型有利于促进企业研发国际化水平提升。
技术创新的强专业性形成信息门槛,跨国公司在制定研发决策时,通常依赖大量准确的数据信息,而东道国低信息可及性所产生的高信息鸿沟问题可能阻碍企业研发国际化布局。数字技术是缓解技术创新信息不对称的重要工具,能够打通创新链的“数据孤岛”[31],从而提升东道国信息可及性。大数据、人工智能等先进技术和工具应用为企业开辟新信息获取渠道,研发过程中产生的海量数据可实现云端集中存储或通过集成平台进行统一管理、挖掘和分析,有助于企业广泛且实时识别、获取全球范围内有价值的研发信息,加速集体学习和技术积累[32]。借助区块链、物联网等技术构建的数字孪生系统可实现研发流程实时可视化,企业在海量信息快速收集、整合处理、分析挖掘、匹配共享方面的能力显著提升[33]。更重要的是,数字技术促进信息以编码形式传递,由此形成的标准数据体系有利于黏性知识和隐性技术知识跨国流动(陈金亮等,2021)。
东道国信息可及性提升则为研发国际化提供信息支持,其影响主要体现在三大优势的发挥上:首先,信息可及性提升可弥补跨国公司进入东道国时在信息传递、共享和匹配方面的劣势[34-35]。数字信号的即时传递和动态更新,为企业研发提供关键外部资源信息,确保全球研发节点的信息透明与同步,进而形成开放资源优势[36]。该优势能够提升跨地域研发决策和响应的质量与速度,为研发国际化决策提供全面、准确的信息保障。其次,视频会议、在线协作工具、社交媒体等基于信息可及性建立的信息沟通渠道,有助于企业突破地域和时间限制,与全球范围内创新合作者建立紧密联系。联结优势的发挥,不仅能够拓宽企业国际视野,为研发提供新思路,也有助于企业与东道国伙伴共建数字创新生态系统,提升跨地域研发流转效率,推动企业更精准、高效地开展海外研发[37]。最后,东道国信息可及性提升还包括对信息、计算、通信和连接技术的深度整合。信息模块化的使用使得复杂技术相对标准化,全面推动创新网络资源高效对齐,降低全球研发过程中分工调配难度。同时,以信息可及性为基础,企业可突破地理限制实现跨专业、跨组织、跨地域研发资源与创新链高效整合,从而更好实现知识共享与即时协作[1]。基于以上分析,本文提出以下假设:
H2:数字化转型通过提升东道国信息可及性促进企业研发国际化水平提升。
东道国市场准入度是指企业进入目标国家市场时面临的制度性壁垒强度,既包括外资审查门槛、行业许可限制、合规性要求及知识产权保护等正式制度约束,也包括因语言文化、信任差异所导致的非正式制度约束。无论是技术驱动的研发国际化还是市场驱动的研发国际化,市场准入资格都是企业嵌入东道国创新生态的“合法性门槛”。因此,契合东道国市场规则体系对研发国际化布局十分重要。借助数字技术,企业可搜集并动态适配东道国政策变化情况,更精准地满足准入合规性要求,降低审批风险[38]。同时,依托数字基础设施平台,企业基于数据分析获取东道国第一手市场洞察,了解东道国技术人才趋势、政策法规、市场需求和文化习俗偏好,掌握消费者、供应商以及竞争者等市场特征,降低文化与制度差异带来的合作壁垒,加速技术知识传递与认可信任度建立[28]。更关键的是,数字化转型能够增强企业规则适应力和风险抵御力,向东道国传递其在海外市场合法合规运营的风险控制能力信号,这也有助于弱化“外来者劣势”并降低准入政策壁垒[39]。
东道国市场准入度提升可为研发国际化布局优化提供关键支撑,其影响也体现在三大优势的发挥上:首先,东道国高市场准入度为研发要素流动提供制度保障,企业能够便捷地获取当地技术设备、实验材料、人力资本等核心研发资源,以及数据知识溢出和创新合作的合法化通道,并享受税收优惠、科技奖补等创新激励政策。开放资源优势的发挥,能够降低企业研发环节进入新市场的门槛和成本,提供长期深耕地区研发的稳定制度预期,为研发全球化布局构筑基础性优势[40]。其次,企业顺利跨越国际壁垒进入东道国市场后,可提升与当地跨国公司、科研机构、高校等研发合作信任度,以创新战略联盟形式共同推进信息数据互通、研发成果共享、创新人才共育等。借助联结优势,企业可直接面向东道国实时获取前沿技术动态、科研进展和市场机会,灵活调整研发方向、快速响应市场需求,缩短“研发—市场”反馈周期,进而提升研发国际化的本地适配性[41]。最后,企业在满足东道国市场准入要求的同时,也以合法身份嵌入当地创新网络,并在技术标准制定、研发路线选择等战略领域发挥影响力。这有利于企业将东道国研发资源与自身创新体系深度融合,重构高效协同的全球化研发流程(梁龙武等,2021)。整合优势的发挥,能够提高跨地域决策的质量与响应速度,降低研发战略调整成本,有利于企业聚焦高潜力创新领域,避免研发资源错配并提升整体研发效能。同时,企业能够在全球范围内构建更高效、更科学的研发体系,实现全球化网络与本地化执行的动态平衡,从而推动研发成果在全球价值链中高效转化与价值实现[42]。基于以上分析,本文提出以下假设:
H3:数字化转型通过提高东道国准入度促进企业研发国际化水平提升。
基于上述分析,本文构建理论研究框架,如图1所示。
图1 理论分析框架
Fig.1 Theoretical analysis framework
为探讨数字化转型对企业研发国际化的影响,本文构建如下计量模型:
Rdcitk=β0+β1Digitk+β2Xitk+μi+μt+μk+εitk
(1)
其中,下标i、t、k分别表示企业、年份、行业;μi、μt、μk分别表示企业固定效应、年份固定效应和行业固定效应;ε为随机误差项。Rdc是研发国际化水平,Dig是企业数字化转型水平,X是与研发国际化相关的控制变量。式(1)采取固定效应面板回归估计,若β1显著为正,则代表数字化转型能够促进企业研发国际化水平提升。
3.2.1 被解释变量:研发国际化水平(Rdc)
现有实证研究中,研发国际化测度方式主要有两种:一是基于企业是否参与海外研发活动设置虚拟变量(李梅等,2016);二是采用海外研发费用或研发子公司的占比作为测量指标[4-5]。本文综合两种研究测度方式,分两步测度研发国际化水平(Rdc):首先,基于CSMAR海外关联公司表中披露的海外经营范围中是否存在广义海外研发行为进行判别和筛选,若企业在某年度设立海外关联公司并从事研发相关工作,则将该企业纳入开展研发国际化的企业样本。其次,以企业每年海外研发子公司总数作为研发国际化水平的衡量指标,为避免所统计数据出现右偏性,采用海外研发子公司数目加1后取对数衡量企业研发国际化水平。
3.2.2 解释变量:数字化转型(Dig)
借鉴赵宸宇[43]、吴非等(2021)的研究,为避免所统计词频出现右偏性,采用数字化关键词披露次数加1后取对数衡量企业数字化转型水平。数字化词频数据来自国泰安数据库,涵盖人工智能技术、云计算技术、区块链技术、大数据技术、数字技术应用5个分类指标。
3.2.3 控制变量
借鉴李雪松等[5]、王墨林等[17]的研究,本文从两个层面选取控制变量。
(1)企业财务状况和经营效率对评估企业研发国际化能力具有重要意义,因而本文选取重要财务指标作为控制变量:资产收益率(Roa)衡量企业资产使用效率,采用企业总资产收益率衡量;成长性(Org)反映企业扩张能力和市场前景,采用营业总收入的增长率衡量;资产负债率(Alr)体现企业债务负担和偿债能力,采用负债总额与资产总额的比值衡量;现金流(Ncf)是企业开展研发活动的资金保障,采用经营活动现金流净值与总资产的比值衡量。
(2)高管团队对企业国际化决策具有重要影响,因而控制以下高管团队特征变量:两职合一(Icp),反映企业治理结构特征,可能对决策效率和效果产生影响,采用董事长和总经理是否由一人兼任作为虚拟变量;独董比例(Idr)体现企业治理的规范性和独立性,对监督企业决策和保障股东利益具有重要作用,采用公司独立董事总人数与董事会总人数的比值衡量;高管团队规模(Tnt)关系到企业内部沟通和协调成本,对研发国际化决策执行和效果具有潜在影响,采用高管总人数的自然对数衡量。
本文选取2007—2023年国泰安海外投资数据库中的企业作为研究对象,并对原始数据进行预处理:①剔除缺失值样本和非正常上市状态样本,确保所有回归分析基于相同样本量;②剔除海外子公司注册地为维尔京群岛、开曼群岛、泽西岛等“避税天堂”的样本。本研究使用的企业维度数据主要来源于国泰安数据库、CEPII数据库、CSMAR数据库,最终获得507个企业17年观测期的非平衡面板,共4 836个观测值。主要变量描述性统计结果如表1所示。
表1 主要变量描述性统计结果(N=4 836)
Table 1 Descriptive statistics of main variables(N=4 836)
变量名称变量符号均值标准差最小值最大值研发国际化水平Rdc0.4110.54803.526数字化转型Dig1.2641.34606.155资产收益率Roa0.0450.100-1.3333.116成长性Org0.5989.389-1.630526.043资产负债率Alr0.4150.290012.238现金流Ncf0.0510.076-0.4640.901两职合一Icp0.3570.47901独董比例Idr0.3780.05500.727高管团队规模Tnt2.6290.3910.6933.555
表2报告了本文基准回归结果。列(1)～(4)是式(1)的回归结果,列(1)仅包括数字化转型变量,列(2)加入个体、年份和行业固定效应,回归结果显示,数字化转型(Dig)的回归系数显著为正,说明数字化转型对企业研发国际化水平具有显著正向影响。列(3)加入所有控制变量,在不控制固定效应时,数字化转型仍能显著提升企业研发国际化水平。列(4)在加入所有控制变量组和固定效应后,上述结果并未发生变化,说明控制上述因素后,数字化转型对企业研发国际化水平的显著促进作用依然成立。因此,在企业融入全球创新网络背景下,数字化转型能够促进企业研发国际化水平提升,为企业制定研发决策提供支持和保障。由此,H1得到验证。
表2 基准回归结果
Table 2 Baseline regression results
变量(1)(2)(3)(4)RdcRdcRdcRdcDig0.054***0.028*0.042***0.027*(0.059)(0.015)(0.012)(0.015)Roa0.0070.108(0.140)(0.104)Org0.001-0.000(0.001)(0.000)Alr-0.0040.158**(0.065)(0.064)Ncf0.094-0.344***(0.155)(0.121)Icp0.0200.040(0.031)(0.027)Idr0.813**0.198(0.350)(0.280)Tnt0.225***0.078(0.038)(0.087)Constant0.351***0.381***-0.5540.034(0.111)(0.019)(0.177)(0.274)企业固定NoYesNoYes年份固定NoYesNoYes行业固定NoYesNoYesObservations4 6944 6704 6944 670R-squared0.0170.5560.0440.559
注：括号内为以企业个体聚类的稳健标准误,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著,下同
为保证实证结果稳健可信,本文进行稳健性检验,结果如表3所示。
表3 稳健性检验结果
Table 3 Robustness checks
变量(1)(2)(3)(4)1%样本缩尾处理替换被解释变量城市固定效应负二项模型RdcRdcpRdcRdctDig0.025 0*0.009 7**0.022 0**0.113 0***(0.014 0)(0.003 9)(0.009 0)(0.011 0)Constant-0.008 00.081 30.251 0-3.744 0***(0.282 0)(0.092 5)(0.153 0)(0.183 0)企业固定YesYesYes-年份固定YesYesYes-行业固定YesYesYes-城市固定NoNoYes-Observations4 6703 7104 6684 694R-squared0.5530.6220.551-
(1)样本缩尾处理。为排除数据异常值对回归结果的影响,本文对样本数据进行1%缩尾处理。列(1)结果显示,缩尾处理后数字化转型(Dig)的回归系数仍显著为正。
(2)替换被解释变量。参考李梅等[38]的研究,本文利用海外研发子公司占海外子公司的比值(Rdcp)替换原有被解释变量,重新衡量研发国际化水平。列(2)结果显示,数字化转型(Dig)的回归系数仍显著为正。
(3)控制城市固定效应。考虑到企业所在城市差异,城市层面的特性对研发国际化水平也会产生影响。因此,本文加入城市固定效应,以排除城市层面不可观测因素的影响。列(3)结果显示,数字化转型(Dig)的回归系数仍显著为正。
(4)采用负二项模型回归。本文将海外研发子公司数量(Rdct)作为研发国际化水平衡量指标,因其为非负离散变量,利用负二项模型的计数模型进行稳健性回归。列(4)结果显示,数字化转型(Dig)的回归系数仍显著为正。
上述稳健性检验结果表明,企业数字化转型对研发国际化具有重要推动作用的结论稳健可信。
为缓解双向因果关系对研究结论可能的内生性影响,本文采用工具法进行检验。参考黄勃等[44]的研究,选取1984年各城市通讯设施情况作为企业数字化转型工具变量。企业所在地早期通讯手段可能对企业信息技术应用和接纳程度产生影响,满足相关性要求;同时当前研发国际化水平不会直接影响过去年份的邮电通讯服务,满足外生性要求。考虑到1984年各地级市每万人固定电话数量为截面数据,难以直接作为面板数据的工具变量,故参考赵涛等[45]的做法,本文使用滞后一期全国互联网上网人数与1984年各地级市每万人固定电话数量的交乘项(Int×Tel)作为当期企业数字化转型的工具变量。这一工具变量不仅能够反映早期通讯设施的基础情况,还结合互联网发展情况,满足工具变量相关性和外生性要求。滞后一期全国互联网上网人数数据来自《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》。
表4报告了工具变量的回归结果。其中,列(1)(2)为工具变量两阶段回归结果。结果显示,第一阶段工具变量(Int×Tel)对数字化转型(Dig)的回归系数显著为正,表明工具变量选择符合相关性条件,而第二阶段工具变量(Int×Tel)对研发国际化水平(Rdc)的回归系数显著为正,说明在处理内生性问题后,企业数字化转型促进研发国际化布局的基本结论稳健可信。此外,Anderson canon. corr. LM统计量在1%水平上显著,拒绝工具变量识别不足的原假设;Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值,拒绝弱工具变量假设,相关统计检验结果均成立。
表4 工具变量检验结果
Table 4 Instrumental variable estimates
变量(1)(2)DigRdcInt×Tel0.002***0.154***(0.000)(0.024)控制变量YesYes企业固定YesYes年份固定YesYes行业固定YesYes观测值3 3483 348Anderson canon. corr. LM statistic253.859***Cragg-Donald Wald F statistic363.569[16.38]
注：方括号内为在10%显著性水平上Stock-Yogo弱工具变量识别F检验的临界值
数字化转型对企业研发国际化水平的作用可能受企业所有制、高管特征的差异性影响,因而本文进一步开展异质性回归分析。其中,国有企业与非国有企业性质按照国泰安数据库中产权性质区分;海外企业与非海外企业根据上市公司官网披露信息查询高管是否具有海外背景区分。具体回归结果见表5。
表5 异质性回归结果
Table 5 Heterogeneity analysis results
变量(1)非国有企业(2)国有企业(3)非海外企业(4)海外企业RdcRdcRdcRdcDig0.008 90.052 5***0.001 90.024 8***(0.095 0)(0.020 3)(0.016 7)(0.010 7)控制变量YesYesYesYes企业固定YesYesYesYes年份固定YesYesYesYes行业固定YesYesYesYesConstant0.1870.488-0.2170.550***(0.184)(0.316)(0.277)(0.195)Observations3 6588381 3003 234R-squared0.6310.4910.6590.617
表5列(1)(2)结果显示,数字化转型对国有企业研发国际化水平的提升作用更为显著。相较于非国有企业,国有企业在海外研发活动中具有独特优势,这主要源于其资金实力和政策支持优势。资金实力方面,国有企业通常拥有更庞大的资本规模和更稳定的资金来源,在开展海外研发活动时能承担更高风险和成本,从而更易推进数字化转型。政策支持方面,国有企业往往能够享受税收、融资、项目审批等方面的优惠政策。这些政策有助于企业降低运营成本,提高研发效率,进而加速其在东道国的研发进程。此外,国有企业在全球市场中具备广泛的市场影响力和行业号召力,更易吸引合作伙伴,共同推动研发国际化进程。通过数字化转型,国有企业能够提升研发效率、优化资源配置,进而提升研发国际化水平。
表5列(3)(4)结果显示,具备海外背景的企业数字化转型对研发国际化水平的提升作用更显著。具备海外背景的高管具备更为丰富的国际化经验和知识,拥有广泛的国际资源网络,能够深刻理解国内外市场运作机制,在国际视野、跨文化沟通、国际化经营管理以及国际合作等方面为企业研发国际化提供专业指导。一方面,海外背景高管能够利用自身国际化知识,帮助企业在数字化转型过程中更好地融入全球研发体系,把握国际研发趋势和市场需求,为企业提供市场洞察和战略建议,推动企业研发国际化战略有效实施;另一方面,海外背景高管拥有广泛的市场资源和国际关系网络,可为企业开展研发活动提供重要支持和保障。数字化转型能够提升信息获取和沟通效率,帮助企业与海外合作伙伴建立紧密联系,获取国际先进技术和管理经验,促进企业研发国际化深入发展。
上述分析已证实数字化转型能够显著提升企业研发国际化水平,而企业研发国际化水平可能会受东道国信息不对称和市场准入度的影响。为讨论可能存在的作用机制,本文采用外部信息可及性(Inf)与东道国市场准入度(Thd)两个中介变量进行检验[46],具体步骤如下:在模型(1)中数字化转型(Dig)对研发国际化水平(Rdc)的回归系数β1通过显著性检验的基础上,分别构建企业数字化转型(Dig)对中介变量(M)的线性回归方程,以及企业数字化转型(Dig)与中介变量(M)对研发国际化水平(Rdc)的回归方程,通过回归系数显著性和大小,判断中介效应是否存在。回归模型具体形式设定如下:
Mitk=α0+α1Digitk+α2Xitk+μi+μt+μk+εitk
(2)
Rdcitk=γ0+γ1Digitk+γ2Mitk+γ3Xitk+μi+μt+μk+εitk
(3)
东道国信息可及性(Inf):参考杜晓君等[47]的做法,本文采用地理距离作为企业跨国研发活动信息不对称成本的代理指标。双方地理距离越近,越易开展信息交流,即信息不对称程度越低,故采用研发活动双方所在国首都或中心城市间地理距离的倒数作为信息可及性的测量指标。
东道国市场准入度(Thd):借鉴阎海峰等[19]的做法,采用境外发起人股占股本总数的比值衡量跨国公司进入东道国市场程度。相关数据来源于国泰安数据库,中介机制检验回归结果如表6所示。
表6 中介机制检验回归结果
Table 6 Mediation mechanism test results
变量(1)(2)(3)(4)InfRdcThdRdcInf0.015 9***(0.000 3)Thd2.916***(1.102)Dig0.748 0**0.008 70.000 3***0.020 9**(0.331)(0.006 7)(0.000 1)(0.008 4)控制变量YesYesYesYes企业固定YesYesYesYes年份固定YesYesYesYes行业固定YesYesYesYesConstant4.606 00.094 00.000 20.155 0(5.899 0)(0.119 0)(0.001 9)(0.139 0)Observations4 6684 6684 7364 736R-squared0.4830.7410.3220.561
表6列(1)显示,数字化转型(Dig)对东道国信息可及性(Inf)的回归系数显著为正,说明数字化转型能够缓解多元化生产带来的信息不对称,打破信息鸿沟。列(2)显示,数字化转型(Dig)对东道国信息可及性(Inf)的回归系数显著为正,说明东道国信息可及性能够促进企业研发国际化水平提升。因此,数字化转型能够通过提升东道国信息可及性促进企业研发国际化水平提升。同时,列(2)中数字化转型(Dig)对研发国际化水平(Rdc)的回归系数变为不显著,表明可能存在完全中介效应。究其原因:创新活动本身具有高度信息依赖特征,跨国别跨地域创新尤为突出。在跨国研发场景中,涉及多国技术标准、法规政策兼容性、市场风险、合作伙伴等信息,高信息鸿沟可能导致研发方向偏离本地需求、合作资源错配、政策合规风险等问题,直接中断创新国际化布局。数字化转型的核心功能是通过提供实时数据共享和通信平台,打通创新链的“数据孤岛”,提升企业感知、获取和重构创新信息的能力,并将关键外部信息以编码形式共享传递,为研发国际化提供信息保障、合作联结渠道以及能力支撑,推动研发活动从单点布局向网络化协同演进。
表6列(3)显示,数字化转型(Dig)对东道国市场准入度(Thd)的回归系数显著为正,说明数字化转型能够显著促进企业进入东道国市场。列(4)显示,东道国市场准入度(Thd)对研发国际化水平(Rdc)的回归系数显著为正,说明进入东道国市场能够促进企业研发国际化水平提升。因此,数字化转型能通过促进企业进入东道国市场这一路径提升其研发国际化水平。市场准入资格是企业嵌入东道国创新链的“通关文牒”,借助数字技术,企业能够更精准满足准入的合规性要求,更好地与东道国研发伙伴建立协作信任关系。提升东道国市场准入度能够弱化“外来者”劣势,为研发国际化提供要素和政策支持,有助于企业更高效识别、对接东道国合作研发机会,实现跨区域创新协同,促进以创新战略联盟为形式的合作研发,进而在全球范围内构建更高效、更科学的研发体系,优化研发国际化布局。
研发国际化是企业实现开放式创新的重要战略决策。新兴经济体可通过研发国际化,更好地融入全球创新网络。数字全球化背景下,企业如何利用数字化转型嵌入全球研发网络,提升研发国际化水平已成为重要议题。本文利用2007—2023年企业数据和海外投资数据,基于新OLI优势理论实证研究数字化转型对企业研发国际化水平的影响及作用机制,考察不同类型企业视角下的异质性特征,并剖析东道国信息可及性与市场准入度的中介效应。
实证结果表明,数字化转型能够显著提升企业研发国际化水平,该结论在一系列稳健性检验后依旧成立。异质性分析表明,数字化转型对国有企业以及具备海外背景高管的企业研发国际化水平的提升效果更显著。结合新OLI理论范式与中介机制检验发现,数字化转型能够通过提高东道国信息可及性以及东道国市场准入度,发挥开放资源、联结和整合的新OLI优势,缓解研发国际化的高信息鸿沟和高进入门槛问题,助力企业研发国际化水平提升。研究结论为进一步探索数字化转型与研发国际化深度融合提供了理论支撑,为全球创新格局调整背景下,企业利用数字技术实现高水平“研发走出去”提供经验证据,也为优化“科技出海”政策提供参考。
(1)加速企业数字化转型进程,培育全球研发网络嵌入能力。鼓励企业积极拥抱数字技术,引导企业系统部署云计算、大数据、物联网等核心数字技术,构建统一、兼容的数字化基础设施平台;支持企业全面实施研发流程数字化再造,构建覆盖全球研发活动的数据采集、处理与分析体系,将远程协同设计、虚拟仿真验证等环节嵌入全球创新链,借助数字化转型提升企业对东道国市场动态、技术趋势和人才信息的实时获取与洞察能力。
(2)实施差异化政策引导,精准激励企业研发国际化。对于国有企业,鼓励其加强数字化转型方面的投入,支持建立海外数字创新中心或研发前哨,提升其在研发国际化方面的表现和竞争力;对于私营企业,政府需及时了解其在数字化转型与海外研发中的困难和问题,构建中小企业数字化转型与海外研发“诊断—帮扶”机制,通过提供财税、金融和信息服务,重点解决其在海外信息不对称、合规风险识别、跨境资金流动及国际化人才短缺方面的难题,助力中小企业数字化转型。同时,将企业高管团队国际化经验与数字化素养纳入政策支持考量,鼓励企业引进和培养兼具数字技术背景与全球视野的复合型管理人才。
(3)加强东道国市场准入与信息服务保障,畅通数字化转型赋能渠道。支持鼓励第三方机构建设权威、动态的“东道国研发环境信息库”(涵盖法规政策、知识产权环境、技术标准、科研机构、人才分布等内容),为企业“科技出海”提供国别指南和风险评估服务。加强与东道国沟通和合作,积极参与国际数字治理规则与研发相关标准制定,推进数据跨境流动、隐私保护、技术认证、市场准入等领域的规则互认,缩小与东道国间的制度差异,降低制度摩擦成本。完善跨境知识产权保护与维权机制,构建跨境研发纠纷快速仲裁渠道平台,为企业合规高效开展海外研发活动营造良好的法律环境,助力其有效克服“外来者劣势”。此外,积极搭建行业或区域数字化研发协作平台,促进不同所有制、不同规模企业实现创新资源共享与项目对接,降低研发信息不对称,推动全球创新合作与协同研发。
本文存在以下不足:第一,在衡量数字化转型时,本研究沿用现有文献常用的词频统计法,未来可运用机器学习或大语言模型技术进行识别和度量。第二,鉴于数字技术在生产、决策、销售等环节的应用深度与方式存在差异,未来可根据业务环节对数字化转型进行拆解,深入考察各环节数字化进程对企业研发国际化的差异化影响。第三,本研究聚焦 A股上市企业,考虑到部分优秀企业未在A股上市,未来可采用工商注册数据对非上市公司海外研发活动进行考察。
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