胡 杨，王 馗，范红忠
(华中科技大学经济学院，湖北 武汉 430074)
当前，全球正面临百年未有之大变局，国内外发展环境复杂多变。对此，我国提出“构建以国内大循环为主体，国内国际双循环相互促进的新发展格局”。跨国企业作为连接双循环的重要纽带，在助力打通生产、分配、流通和消费各环节，畅通国内大循环，促进国内国际双循环中发挥着重要作用。对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)作为跨国企业最重要的对外经营活动之一，无疑对“双循环”产生重要影响。近年来，逆全球化和保守主义盛行，加之各国对外资审查逐渐趋紧，这一系列因素叠加致使我国OFDI力度有所下降。2017—2019年，中国OFDI连续三年呈现负增长，直至2020年这一势头才得以扭转(1)数据来源于历年的《中国对外直接投资统计公报》。。因此，探寻我国OFDI新契机，挖掘企业对外投资潜在优势，不仅对加快高质量对外开放步伐具有现实意义，而且对畅通国内国际双循环产生重要影响。
伴随第四次科技革命的深入发展，数字经济正成为各国经济增长的新引擎。在此背景下，2021年商务部联合三部门印发《数字经济对外投资合作工作指引》，提出未来数字经济领域对外投资合作的11项重点工作。其中，一项为推动传统产业数字化转型，鼓励制造业企业主动参与全球制造业产业数字化、智能化、自动化进程，提升企业生产效率。由此可见，数字化转型为企业“出海”提供新的机遇，数字化企业迎来对外投资合作的好时机。
新新贸易理论指出，生产率异质性是影响企业国际化模式的关键因素，只有生产率较高的企业才能克服对外投资固定成本获得正收益，而数字化转型通过提升企业生产效率降低OFDI生产率门槛[1]。现有研究表明，数字技术的运用提升了企业生产作业精度，降低操作失误引致的损失，进而提高生产效率[2]。还有一些研究也给出数字化有助于生产力水平提振的经验证据[3]。此外，企业只有具备足够的投资能力和竞争优势才能顺利进入国际市场开展经营活动。既有研究表明，创新能力是企业获取竞争优势的一个重要来源[4]。企业引进先进的数字化设备并投入生产过程以改变传统的生产流程，从而增强了企业创新能力。上述分析表明，数字化转型可能通过影响企业生产率和创新能力进而对OFDI产生作用。因此，本文利用上市企业数据，通过构建数字化转型指标实证检验数字化转型如何影响企业OFDI行为及其内在机理。
与本文相关的研究主要有两类：一类是关于OFDI驱动因素；
另一类则是关于数字化转型的经济效应。在OFDI驱动因素的研究中，学者主要从宏观和微观两个层面分析，具体包括生产率、融资约束等微观企业因素及汇率、金融发展等宏观因素[5][6][7][8]。在数字化转型的经济效应研究中，多数学者聚焦于探讨数字化转型对企业出口、创新及各种生产活动的影响。(1)信息技术作为数字化发展的基础有助于降低信息搜寻成本进而刺激出口[9]。随着新一代信息技术及数字平台的推广运用，中小企业迎来对外贸易的新机遇。沈国兵和袁征宇(2020)探究数字化转型对企业出口产品质量的影响[10]。(2)企业利用数字平台不仅加强与不同外部组织的信息交换和收集，帮助企业获得更多资源以实现更有效的创新战略，而且有助于获取大量知识和信息，推动新的发明和创新出现[11]。当企业拥有较强的处理和分析大数据能力时，增强了组织学习能力并助推企业创新和开发新产品[12]。(3)部分学者从企业资本市场表现、生产率等角度考察数字化转型的经济影响。吴非(2021)的研究表明数字化转型赋予企业新的发展动能，提升企业在资本市场中的表现并显著增强股票流动性[13]。
虽然诸多文献围绕OFDI驱动因素和数字化转型的相关话题展开研究，但仍存在如下不足：(1)多数文献仍基于传统视角探讨OFDI的驱动因素，仅少数学者从数字经济这一新型经济形态视角分析其对OFDI的影响[14][15]。然而，这些研究多是利用宏观数据着眼于东道国数字经济发展对中国OFDI的影响，关于微观数字企业跨国投资的理论探讨和经验证据却很少。事实上，对于数字化如何改变企业国际化的动机、决定因素及其内在影响机理，未有系统的实证文献予以研究；
(2)多数文献从出口视角考察数字化与对外经济的关系，而OFDI作为跨国企业最重要的对外经营活动之一并未受到较多关注。相比于出口，OFDI需更高的生产率和创新能力，数字化转型在提升企业生产率和创新能力方面具有明显的促进作用，因而可能对企业OFDI的影响更大[16]。
与现有文献相比，本文具有如下的几点贡献：(1)试图将数字化转型与企业OFDI结合起来加以讨论。现有文献仅关注东道国数字经济发展对中国OFDI的影响，而关于企业自身数字化转型与OFDI的关系尚未触及。本文基于异质性理论框架，利用微观企业数据，从生产率和创新能力两个层面分析数字化转型对OFDI的影响机制及作用效果；
(2)着力回答数字技术的作用到底体现在哪些方面。一系列结构效应、企业异质性和环境效应分析表明，数字化转型不仅弥补企业在OFDI中的部分劣势，而且助力企业突破地区金融科技和市场环境的限制。这对加快企业数字化转型、挖掘企业海外投资竞争优势和潜在动力具有现实意义。
(一)理论框架：异质性理论框架下企业OFDI决定因素
区别于传统国际贸易理论的同质企业假设，Melitz(2003)从生产率视角探讨企业异质性与生产模式之间的关系，提出生产率异质性是企业国际化模式选择的关键因素[1]。Helpman等(2004)将该理论延伸至OFDI领域并构建企业异质性理论的一般均衡模型，认为企业在海外生产经营面临的固定成本大于出口贸易成本时，位于同一行业的企业因生产率不同而选择差异化的生产模式[17]。具体而言，生产率最高的企业进行OFDI，生产率次之的企业选择出口，生产率最低的企业则服务于国内市场。此后，众多学者利用理论和实证分析验证这一结论，即生产率水平是影响企业OFDI的关键因素。Yeaple(2009)利用美国企业数据，发现生产率水平与企业OFDI规模成正比[5]。张海波(2021)对中国企业的研究同样表明，生产率水平与企业OFDI规模之间具有显著的正向关系[18]。
相关研究表明，企业若要顺利进入国际市场并克服东道国经营的外来者劣势，还需具备足够的创新能力和竞争优势[19]。创新能力作为企业获取竞争优势的重要来源，是企业成功进入东道国市场开展经营活动的基本前提和有效保障[4]。
在企业异质性理论框架下，生产率水平和创新能力是影响企业能否实施国际化生产模式的决定性因素，生产率水平的提升及创新能力的增强均推动企业前往国际市场开展OFDI活动。因此，本文从生产率和创新能力两个层面分析数字化转型对企业OFDI的影响机制。
(二)生产率渠道
关于数字技术与生产率之间的“索洛悖论”饱受争议。早期的文献并未发现数字化投资显著提升企业生产率。Rei(2004)的研究显示葡萄牙劳动生产率并未随着数字技术应用领域的投入增加而得以提高[20]。Aghion等(2017)认为数字技术需经历多个阶段不断迭代渗透至经济社会各个方面，并最终与实体经济深度融合才能实现生产率的提升[21]。最近的部分研究为数字化促进生产率的上升提供了实证证据[3]。
就供给侧而言，企业需大量数字化投入来实现转型。尽管在此过程中企业面临较高的固定成本，但考虑到技术的可重编译性及同质化等特征，致使其在生产过程中仅需克服较低的边际成本就能促进企业生产率水平的提升[22]。此外，数字技术的运用有助于提高生产作业精度，降低操作失误引致的损失[2]。例如，3D打印、大数据、云计算等技术的联合使用能有效结合大数据环境来制定生产规范，通过实时监控和预警及时处理生产误差，从而提升企业生产率。除供给侧外，数字化转型还有利于增进需求侧与供给侧的匹配效率。以跨境电商为代表的数字化平台极大地降低了搜寻成本和合同成本[23]，企业利用平台内的消费者数据更具针对性地生产符合其偏好的产品。
总之，数字化转型有助于提升企业生产率，促使企业跨越OFDI生产率门槛，提高OFDI概率。
(三)创新能力渠道
在当前数字经济的背景下，数字技术俨然成为企业自身创新水平提升的新型驱动因素。这一方面源于企业自身数字化转型，另一方面来自于众多数字化转型企业的虚拟集聚。从企业自身数字化转型来看，企业引进先进的数字技术设备投入生产过程以改变传统的生产流程，从而提升了自身创新能力[24]。同时，通过采用数字化服务(如大数据、人工智能等)，企业更为精准地了解消费者需求，降低信息获取成本，进而明确下一步创新方向并提高投入效率[10]。从数字化企业集聚来看，数字技术的运用打破集聚所需的地理空间邻近依赖，形成企业间信息网络空间耦合关联，降低知识的不可重编译性，扩大了知识外溢。这种数据要素的积累及网络的知识溢出效应逐步扩散至企业集群，从而有助于提升企业创新水平[25]。
进一步地，企业创新水平的高低显著影响企业OFDI决策，这一传导逻辑与经典的国际贸易理论相符合[17]。因此，具有技术创新优势的企业灵活选择进入东道国市场的模式，为克服OFDI的固定成本提供技术保障。这意味着数字化转型提升了企业技术创新水平，进而为OFDI决策提供支持服务，最终推动企业OFDI。
综上，数字化转型通过提升企业生产率及增强企业创新能力两个渠道作用于企业OFDI。
(一)计量模型设定
在已有文献的基础上，本文设定如下的计量模型：
OFDIit=α0+α1digitalit+α2X+δi+θt+εit
(1)
其中，i、t分别表示企业和年份；
OFDI为企业是否开展对外直接投资的虚拟变量，若开展了OFDI，则其取值为1，否则为0；
Digital表示企业数字化转型指标。X表示一系列控制变量，具体包括：企业规模(Size)，采用企业员工数的对数值衡量；
资本密集度(Capital)，采用企业固定资产总和除以员工数的比值衡量，其中固定资产总和经历年的固定资产价格指数平减；
融资因素(Finance)，采用企业负债总额与总资产的比值衡量；
企业年龄(Age)，以当年年份减去企业成立年份的差值衡量；
企业所有制(Nature)，以虚拟变量表示，若为国有企业，则其取值为1，否则为0；
行业竞争程度(HHI)，采用行业赫芬达尔指数衡量；
企业自身投资经验(Invest_e)，以企业i在t期以前在相同市场j的投资次数表示；
同行业企业投资经验(Other_e)，以在t期之前与企业i同行业的其他企业选择国家j作为东道国的投资次数表示。δi、θt分别为企业固定效应、时间固定效应，εit为随机扰动项。
(二)变量选取：数字化转型指标
参考吴非等(2021)的做法，本文从以“ABCD”技术为企业数字化转型的底层技术构架和技术实践运行两个层面构建企业数字化转型指标[13]。首先，利用Python爬虫软件搜集沪深A股上市企业年报，通过JavaPDFbox库提取文本内容，以作为后续词谱筛选的数据池。其次，立足于学术和实业领域，确定数字化转型的特征词并参考数字化转型的相关文献，总结归纳有关特征词[26]。基于《中小企业数字化赋能专项行动方案》及政府工作报告等重要资料，扩充特征词词库，参考吴非等(2020)的做法，对数字化展开结构分类并形成特征词图谱[13]。在此基础上，删除“没有”“无”“不”等特征词前的否定词语。再次，利用Python爬虫软件提取上市企业年报并形成数据池。最后，在年报文本数据池的基础上，对上述特征词进行搜索、匹配及词汇频率计算(2)考虑到不同企业年报存在篇幅上的差异，本文采用特征词频率(词汇出现的频次/年报文本数据中总词汇数)来衡量企业数字化转型。。考虑到词表中部分词汇可能在年报中广泛提及，导致对该类特征词鉴别力的高估，故借鉴Loughran和McDonald(2014)的逆文本频率法(Term Frequency-Inverse Document Frequency，TF-IDF)，对各特征词的频率进行加权[27]。权重计算的原则为：若关键词w出现的年报较多，则其IDF权重较小，说明关键词w类别区分能力更弱。指标的计算包括三部分：第一，特征词w在t年公司i年报中的词频TFwit；
第二，特征词w在t年的IDF权重指数IDFwt；
第三，加权汇总后得到公司i在t年的数字化转型指数Digitalit。具体公式如下：
(2)
(3)
(4)
其中，ait(w)为t年公司i年报中特征词w出现的次数，Ait为t年公司i年报的总词汇数(经数据清洗后)，Nt为t年获得的年报总数量，nt(w)为t年包含关键词w的年报数量。为避免某年关键词缺失导致的分母为0的情况，我们取nt(w)+1作为IDF权重计算的分母。
(三)样本选取及数据来源
本文依据上市公司的关联公司信息来识别企业是否进行OFDI。我们选择的关联关系为“上市公司子公司”“上市公司合营公司”“上市公司联营公司”，关联方在大陆之外注册且控制权比例大于10%时被视作上市公司进行了OFDI。据此，搜集2000—2020年沪深A股上市公司OFDI数据，进一步对样本做如下的筛选：仅保留制造业企业，删除投资于开曼群岛、英属维尔京群岛、百慕大群岛及香港的企业，剔除在研究期内被ST或*ST处理的上市公司及不符合会计准则的样本。
(一)基准回归估计
表1的(1)列为式(1)的回归结果，发现数字化转型的估计系数显著为正，说明数字化转型促进了企业OFDI。(2)列为滞后一期的数字化转型指数(使用滞后一阶项可在一定程度上缓解互为因果的问题)的回归结果，显示数字化转型指数仍显著为正。考虑到企业进入国际市场后面临来自全球企业更大的竞争压力，在国际市场中要占据一定的市场份额不得不进行技术改进升级。OFDI活动在一定程度上促使企业进行数字化转型以应对国际市场竞争，因此模型可能存在互为因果的内生性问题。(3)列为仅保留企业首次OFDI的样本，发现数字化转型指标的估计结果与前几列较为相似。企业数字化转型乃至OFDI活动同世界范围内的重大进入冲击具有一定程度的关联。比如，在遭遇重大金融冲击后，企业对外投资降低，自身数字化转型也面临阻碍，忽略这一因素可能造成内生性干扰。(4)列为剔除国际金融危机影响后的估计结果(3)考虑到2008年全球金融危机对企业经营活动的时滞效应，本文删除2009、2010年的样本后进行回归。。(5)列将被解释变量替换为企业对外投资次数(4)参考黄远浙等(2021)的做法，以上市公司当年投资市场个数衡量对外投资次数，数据来源于国泰安CSMAR数据库[28]。，发现数字化转型指标显著为正，说明数字化转型有助于提高企业对外投资次数。(6)列将被解释变量替换为企业对外投资额(5)参考欧阳艳艳等(2022)的做法，手工摘录上市公司年报中提及的“长期股权投资”并作为境外子公司、合资公司、联营公司的直接投资金额[29]。平均投资金额=企业总投资金额/投资企业数。，主要解释变量仍显著为正。这一系列结果显示数字化转型显著促进了企业OFDI。
表1 基准回归估计结果
(二)稳健性检验
1.双重差分法。前述基准回归中考虑了互为因果的内生性问题，但模型中仍可能存在遗漏变量偏误。由于“ABCD”技术的不断成熟助推企业分批次逐步进行数字化转型，这为本文构造了一个较好的准自然实验。我们采用渐近双重差分模型，通过比较企业实施数字化转型前后处理组与对照组之间的差异得到数字化转型对企业OFDI的“净效应”，从而进一步克服内生性问题。具体模型如下：
OFDit=β0+β1(du×dt)+β2X+δi+θt+πit
(5)
其中，du表示个体虚拟变量，当企业在研究期内进行数字化转型时，du=1，否则du=0。dt表示时间虚拟变量，若企业在当年及之后进行数字化转型，dt=1，否则dt=0。待估参数β1表示数字化转型前后企业OFDI的变化。值得注意的是，本文选取至少连续5年的样本，查看数据可知部分企业从近些年才开始进行数字化转型，但双重差分模型需政策冲击前后几年均有一定的观察值。为此，对实施数字化转型不足2年的企业样本不赋值du=1，以保证差分前后具有足够的样本。
表2的(1)列报告了双重差分检验的估计结果，发现du×dt(did)的估计系数显著为正，表明实施数字化转型后企业OFDI的概率得到显著提高。在此基础上，本文对双重差分模型进行平行趋势检验(6)限于篇幅，文中未列出平行趋势图，作者备索。。根据(2)列的估计结果，数字化转型实施前pre3、pre2、pre1的估计系数均不显著，满足平行趋势假设；
数字化转型实施后1年(post1)、2年(post2)、3年(post3)的估计系数均显著为正，表明数字化转型对企业OFDI的影响具有一定的持续性特征。从显著性水平和系数值大小来看，随着数字化转型实施时间的推移，du×dt的估计系数值和显著性水平均有所上升，由此得到一个有趣的结论：数字化转型对企业OFDI的影响具有时滞效应，往往在实施若干年后才显现出来。因此，企业需尽早开始数字化转型战略部署，抢抓数字化高地，提升企业竞争力，为后续开展OFDI奠定数字基础。
表2 稳健性检验结果
2.工具变量法。数字化转型与OFDI同属企业自身的决策行为，因而估计结果可能仍存在内生性问题。一方面，OFDI企业比非OFDI企业的生产率和技术水平相对更高，意味着OFDI企业具有更强的倾向进行数字化转型，以进一步提高其OFDI水平及企业绩效。另一方面，或许同时存在影响企业数字化转型及OFDI的不可观测因素，致使回归结果高估了企业数字化转型与OFDI之间真实的因果效应。对此，本文采用工具变量法来缓解内生性问题，利用上市企业“董高监”人员受教育背景信息构建工具变量。首先，通过CSMAR数据库获取企业“董高监”人员受教育背景信息，若毕业为“软件工程”“人工智能”或“IT管理”等与数字化转型密切相关的专业，则将其划归为数字人才；
其次，计算企业在特定年份拥有的数字人才总数(对其加1后取对数)并作为数字化转型的工具变量；
最后，采用2SLS模型进行估计。选取该工具变量的主要原因是：作为企业经营管理的重要决策者和领导者，“董高监”成员对企业的未来发展方向具有重要影响，成员中数字人才的增加将影响企业数字化转型水平，而成员中数字人才的数目显然难以左右企业OFDI决策。因此，该工具变量满足相关性及外生性的假定。
表2的(3)、(4)列是工具变量的估计结果。(4)列的数字化转型估计系数显著为正，表明使用工具变量后的基准回归结果是稳健的。(3)列的第一阶段估计结果显示，工具变量的估计系数显著为正，表明工具变量与数字化转型之间存在显著的正向关系；
Cragg-Donald Wald F统计量为15.291且大于10，拒绝了弱工具变量假设。
(三)影响机制
前述的机理分析表明数字化转型通过提升企业生产率及增强企业创新能力两个渠道促进企业OFDI，本文依次检验这两个影响渠道。
表3汇报了企业生产率和创新能力的机制检验结果。(1)列采用LP法测度企业全要素生产率，发现数字化转型的估计系数显著为正，表明数字化转型提升企业生产率。考虑到内生性问题，(2)列利用上述的数字化转型的工具变量进行回归，其估计系数仍显著为正，证明数字化转型在提升企业生产率方面确实具有一定的作用。(3)、(4)列采用OP法测度企业全要素生产率，主要解释变量的估计系数仍显著为正，进一步证明数字化转型的生产率渠道作用。(5)列采用企业发明专利授权数衡量企业的创新能力，发现数字化转型的估计系数显著为正，表明企业进行数字化转型有助于提升自身的创新能力。(6)列采用工具变量的估计结果也证实这一结论的稳健性。上述结果表明，数字化转型的生产率提升效应和创新能力增强效应是显著存在的，而企业生产率水平的提升和创新能力的增强均有助于提高企业OFDI水平。
表3 影响机制检验结果
(四)进一步检验
1.企业异质性。为进一步考察数字化转型促进企业OFDI的作用程度是否依赖于企业个体异质性，本文分别从要素密集度、企业规模和政企关系三个方面进行比较。
首先，参考鲁桐和党印(2014)的研究，我们将企业划分为劳动、资本和技术密集型三类[30]。根据表4的(1)—(3)列的估计结果，数字化转型显著促进了劳动和技术密集型企业OFDI。技术密集型企业本身具有较高的科技水平，在数字化转型过程中通过发挥其人力资本优势和技术优势来提升企业创新能力及海外投资能力。对劳动密集型企业来说，其技术水平要低于其他两类企业，数字化转型可弥补企业在技术水平方面的相对劣势，助推企业通过OFDI扩大国际市场、拓宽产品销售渠道，最终改善企业经济效益。
表4 企业异质性检验结果
其次，依据企业规模将样本划分为较大、中等和较小三种类型。表4的(4)—(6)列的结果表明，数字化转型促进了中小规模企业OFDI。相较于中小规模企业而言，规模较大的企业具有较强的资本运作能力和抗风险能力及丰富的国际市场经验，对外投资能力更强，因而数字化转型对企业OFDI的作用并不突出。而对中小规模企业来说，数字化转型有利于企业通过数字技术更便捷、快速地获取海外市场信息，降低投资风险。此外，借助数字平台拓展获取外源资金的途径，提升资金运作效率，缓解企业融资约束，最终增强企业OFDI能力。
最后，在企业与政府的关系方面，政企关系划分为较强和较弱两种(7)由于政企关系难以直接观测，现有研究多采用政企合谋的概率来衡量政企关系，具体包括企业高管是否在政府主要部门任职、官员出身、拥有政治关联的高管占企业高管总数的比重等[31][32]。然而，政企关系强调的是政府与企业间互惠行为的制度安排，表现为政企关联的整体制度性现象[31]。企业与政府在制度层面达成默契后能为自身提供稳固的社会资源和更全面有利的政策信息，进而形成一种非贿赂合谋，因此政企关系需包含企业试图建立“利益型关系网络”的可能性。本文参考Cai等(2011)、孙晓华(2022)的研究，采用企业账目中差旅费和招待费等管理费用占销售收入的比例来衡量政企关系，将大于中位数的样本归为政企关系较强的企业，反之则是政企关系较弱的企业[33][34]。。政企关系较强的企业通过与政府建立某种联系而更易获得对外投资所需的资金和政策支持。表4的(7)、(8)列的估计结果表明，数字化转型促进了政企关系较弱企业的OFDI。相比于政企关系较强的企业，政企关系较弱的企业在取得政府支持方面处于一定的劣势，在缺乏政府政策和资金扶持的情况下，需通过其他途径增强自身的OFDI能力，而数字化转型有助于提升其创新能力，弥补了这一劣势并增强企业的竞争优势。
上述的企业异质性分析表明，劳动密集型、中小规模及政企关系较弱的企业进行数字化转型的受益更大，说明数字化转型在弥补企业OFDI活动中的部分劣势起到一定的推动作用。
2.环境效应。事实上，既有研究表明地区金融科技的发展已打破传统金融市场资源配置的低效率，实现了金融资源的优化配置，通过降低金融机构与企业之间的信息不对称缓解企业融资约束，提高企业投资的积极性[35]。除地区金融科技环境外，周经和王馗(2019)认为地区市场环境也影响企业OFDI(如要素市场扭曲带来的要素价格差别化、市场分割引致的商品自由流动限制等均不利于OFDI)[36]。为进一步检验数字化转型能否助力企业突破当地金融科技环境及市场环境约束进而促进其OFDI，本文分别从金融科技水平(地区金融科技环境)、市场分割程度及要素市场扭曲程度(地区市场环境)三个方面进行比较。
首先，参考沈悦和郭品(2015)的思路，采用“文本挖掘法”构建地区金融科技水平指数[37](8)限于篇幅，具体的计算方法未列出，作者备索。。本文以中位数为界，划分地区金融科技水平高低组别进行回归(估计结果见表5的(1)、(2)列)。在地区金融科技水平较高的组别中，数字化转型的估计系数不显著，而较低组别的估计系数显著为正，说明数字化转型对企业OFDI的促进作用在金融科技发展水平较低的地区更明显，助推企业突破地区金融科技水平的限制，进而提高企业OFDI。
表5 环境效应检验结果
其次，参考张杰(2011)等的研究，采用市场化指数法测度地区要素市场扭曲程度[38](9)采用王小鲁等(2021)的市场化指数来构建指标，数据来源于王小鲁等(2021)的《中国分省份市场化指数报告》(2002—2019年)[40]。具体的计算过程未列出，作者备索。。与上述类似，以中位数为界来划分各地区要素市场扭曲程度(估计结果见表5的(3)、(4)列)。结果显示，数字化转型对地区要素市场扭曲程度较高的企业OFDI的促进作用更显著，有助于优化要素资源配置，缓解要素市场扭曲的不利影响。
最后，参考卿陶和黄先海(2021)的研究，采用相对价格法测度地区市场分割程度[39](10)大体步骤如下：计算两两省份的相对价格绝对值，采取去均值法消除相对价格法中存在的固定效应，求解各商品的价格方差并将其按照两两省份匹配合并，最终得到30个省份的市场分割指数。样本期为2002—2019年。具体的计算过程未列出，作者备索。。仍以中位数为界，地区市场分割程度划分为较高和较低两种(估计结果见表5的(5)、(6)列)。在市场分割程度较低的地区，数字化转型的估计系数不显著。相反地，数字化转型促进了位于市场分割程度较高地区的企业OFDI，说明数字化转型有助于企业突破市场环境限制，在一定程度上打破了地区市场分割，增进商品要素资源自由流动，从而对企业OFDI产生作用。
上述的地区金融科技环境及市场环境分析表明，数字化转型帮助企业突破地区发展环境的限制而驱动企业OFDI。
数字化转型赋予企业新的发展动能能否为企业开展海外投资提供新契机？本文深入探讨数字化转型对企业OFDI行为的影响及其内在机理，结果表明数字化转型促进企业OFDI并主要通过提升企业生产率和增强企业创新能力两个渠道来实现，对劳动密集型、中小规模及政企关系较弱的企业OFDI的作用更强；
当企业位于金融科技水平较低及市场环境较差的地区时，数字化转型对企业OFDI的促进效应更明显，助力企业突破地区发展环境的限制。
上述的研究结论具有重要的实践启示。(1)目前，数字企业海外投资正成为引领跨国投资的最新趋势，企业需通过数字化转型赋予新的发展动能才可在复杂多变的国际市场中建立竞争优势。数字化转型对企业OFDI的影响存在一定的时滞性，企业应尽早实施数字化转型战略，抢抓数字高地，缩小与其他企业的数字“鸿沟”，以保持并提高竞争力。(2)重视数字经济带来的后发优势。全球正推进以数字技术为基础的新一轮技术变革，只有充分利用数字经济的后发优势，才能形成中国OFDI的新增长点，进而探寻企业海外投资新契机。我国已成为全球第二大经济体和最大的发展中国家，但就数字技术而言与发达国家仍存在一定的差距。大力发展数字经济，积极引导企业数字化转型，完善数字金融体系，推动经济高质量发展，提高发展效率，实现对发达国家的“弯道超车”。(3)数字化转型的“最后1公里”不仅是企业自身发展的问题，还需政府重视企业所处地区的软环境。前文的环境效应检验结果显示，数字化转型中仍要注重地区金融科技环境、市场环境等软环境的建设。各地区应进一步完善金融科技水平建设，推动金融科技与实体企业精准对接，提高金融对高效优质企业的识别率，降低企业融资成本，助力企业“走出去”。
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