网络基础设施建设驱动属地企业数字化转型
——基于“宽带中国”试点政策的准自然实验

邱洋冬

(中共广东省委党校 经济学教研部,广东 广州 510053)

一、问题提出

在新发展格局与新冠疫情冲击的时代背景下,数字经济发展成为推动经济高质量发展的新引擎与重要抓手。2021 年3 月,《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》指出,“推进网络强国建设,加快建设数字经济、数字社会、数字政府,以数字化转型整体驱动生产方式、生活方式和治理方式变革”。2021 年10 月,习近平总书记在中共中央政治局第三十四次集体学习时强调,“要推动数字经济和实体经济融合发展”。近年来,数字经济正在成为重组全球要素资源、重塑全球经济结构、改变全球竞争格局的关键力量,如何推动企业数字化转型成为亟待研究的重大命题。2013 年,国务院发布了“宽带中国”战略实施方案,并于2014 年发布了“宽带中国”示范城市(城市群)名单。值得思考的是,作为数字经济发展的重要载体,网络基础设施建设能否推动属地企业数字化转型? 本文致力于探讨“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响,以期从网络基础设施建设视角为数字经济推动经济高质量发展提供理论解释与经验支撑。

企业数字化转型是近年来备受关注的热点问题,有关数字化转型的研究主要包括以下三个方面:第一,数字化转型的概念与内涵。从历史进程来看,数字化转型经历了从电子化、信息化到数字化三个阶段的转换过程。作为企业转型的一种特殊形式,数字化转型是由数字技术所带来的工作方式、组织形态等方面的变化过程,更多强调使用数字技术进行重大业务改造与商业模式变革。第二,数字化转型的困难与转型路径。虽然企业数字化转型是大势所趋,但是企业数字化转型也面临诸多问题,比如重置成本高、风险大、人力资本不足、产业基础薄弱等问题。第三,数字化转型对经济活动的影响,主要体现在国家创新体系、全要素生产率、企业价值、制造业发展等方面。此外,也有学者探讨数字化转型对就业创造、就业破坏、企业存续的影响,以及在抗击新冠肺炎疫情中发挥的作用。

与现有研究相比,本文可能的边际贡献在于:第一,现有研究较为关注数字经济发展以及企业数字化转型的作用与深远意义,但是影响企业数字化转型的因素到底为何,现有研究对此缺乏关注。与现有研究不同,本文以“宽带中国”试点政策为准自然实验,分析并检验网络基础设施建设对企业数字化转型的影响,从网络基础设施建设视角为数字经济推动经济高质量发展提供理论解释与经验支撑。第二,本文探索性地检验了在“宽带中国”试点政策驱动下不同类型企业数字化转型的行为差异,有助于社会各界更好地认识“宽带中国”试点政策对不同类型企业数字化转型的异质性影响。第三,本文研究结论具有重要的现实指导意义与政策启示意义。一方面,本文揭示了“宽带中国”试点政策对属地企业数字化转型的积极作用,为国家以及各地区层面加快网络基础设施建设、推进企业数字化转型提供了经验支撑;另一方面,本文研究发现“宽带中国”试点政策对国有企业、大规模企业、传统企业以及中西部地区企业数字化转型的驱动作用还有待深化,这预示着在“宽带中国”试点政策实施的同时,也应该注重对这些企业数字化转型的引导。

二、理论分析与研究假说

在数字经济时代,数字技术的出现使得商业环境随之发生改变。传统商业模式难以支撑企业的持续健康发展,特别是在新冠疫情的冲击下,大量实体企业难以为继。因此,实体企业数字化转型显得格外迫切与重要。现有研究表明,相比数字化转型程度较低的企业,数字化转型程度较高的企业更容易适应市场环境变化,同时具有更强的风险应变能力。网络基础设施是数字经济发展的重要载体与根本基础,对企业数字转型具有重要的作用,具体表现在人才聚集、成本降低以及技术创新三个方面。

第一,人才聚集。企业数字化转型离不开人力资本的支持,特别是对科技型人才有较大的需求。网络基础设施建设有助于加速数据与知识的传播,有效改善传统知识获取和吸收的方式,使得科研人员能够通过互联网,更加便利以及以更低的成本获取外部数据与知识,加速了人力资本的“干中学”,同时也促进了人力资本积累。第二,成本降低。网络基础设施建设不仅能够降低企业对外部数据与知识的获取成本,而且能够减少不必要的中间渠道,从而降低企业交易成本与运营成本,通过“节流”的方式缓解企业资金约束问题,从而为企业技术创新与数字化转型奠定物质基础。与传统的商业模式不同,数字经济时代的规模经济已经从供给方转向需求方,企业通过数字平台与网络能够快速实现交易双方的供给与需求匹配,有助于发挥规模经济效应以及有效地形成“长尾理论”。第三,技术创新。企业数字化转型离不开技术的支持,网络基础设施建设有助于缩短企业与外部技术与知识之间的空间距离,更好地发挥外部知识与技术的溢出效应,为企业数字化转型提供较好的技术支撑。基于上述分析,本文提出以下研究假说:

假说1:网络基础设施建设有助于促进企业数字化转型。

网络基础设施建设对企业数字化转型的影响可能因个体而异。所有制方面,在我国特殊的制度背景下,相比非国有企业,国有企业承担了较多的政策性负担,其投资策略相对保守。而企业数字化转型可能存在较大的风险,因此“宽带中国”试点政策对国有企业的数字化转型激励作用可能相对更弱。企业规模方面,相比大规模企业,小规模企业具有更强的创新活力与转型动机,其重置成本也相对大规模企业更低,因此在“宽带中国”试点政策的冲击下可能具有更强的数字化转型动机。技术禀赋方面,良好的技术禀赋是企业数字化转型的基础,相比非高新技术企业,高新技术企业具有更为优质的知识与技术资源禀赋,因此“宽带中国”试点政策对高新技术企业的数字化转型可能具有更强的激励作用。地理区位方面,外部环境可能影响“宽带中国”试点政策的实施效果,相比中西部地区,东部地区在市场规模、经济发展、市场化程度、营商环境等方面可能更具优势,因此“宽带中国”试点政策对东部地区企业的数字化转型可能具有更强的激励作用。基于上述分析,本文提出以下研究假说:

假说2:相比国有企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进非国有企业数字化转型。

假说3:相比大规模企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进小规模企业数字化转型。

假说4:相比非高新技术企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进高新技术企业数字化转型。

假说5:相比中西部地区企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进东部地区企业数字化转型。

三、计量模型与数据说明

(一)计量模型构建

识别“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响,最大的难点在于识别因果关系。“宽带中国”试点地区的选择过程中可能存在“挑选赢家”的行为,可能不是完全外生。因此在识别其政策效果时,如果简单采用OLS 估计将难以控制部分未观测因素。为改进这一点,考虑到国家分批次进行“宽带中国”试点,本文借鉴Beck et al.、Liu et al.的方法,以“宽带中国”试点地区的上市公司为实验组,以其他地区上市公司为控制组,构建多时点双重差分模型考察“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响,具体模型设定如下:

其中,下标

i

和

t

分别对应企业与年份。模型(1)的因变量

Digitizing

表示企业数字化转型程度。参考吴非等的思路,借助词频分析方法,本文以人工智能技术、区块链技术、云计算技术、大数据技术以及数字技术应用五个维度的细分指标在上市公司年报出现频次的对数值,衡量上市公司数字化转型程度。核心解释变量

Broadband

为“宽带中国”试点政策的虚拟变量,如果企业所在地区在第

t

期列入“宽带中国”试点城市名单,则

t

期之后政策变量

Broadband

赋值为1,否则赋值为0,其系数估计值即为

DID

的平均处理效应,旨在捕捉“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的实际影响。在模型(1)中,本文还纳入了一系列控制变量,以更好地识别“宽带中国”试点政策的实施效果。

Control

为控制变量集,变量选取与测算方法如表1所示。此外,模型还加入了企业和时间双向固定效应,以缓解潜在的企业特征与宏观经济因素对估计结果的扰动。

ε

为随机干扰项,用以刻画其他非特异因素。本文重点关注核心解释变量

Broadband

的系数估计值与方向,该系数旨在刻画“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的实际影响。

(二)数据来源与描述性统计

本文选取2011—2018 年中国沪深两市A 股上市公司数据作为基础样本,基础数据来源于CSMAR企业数据库。遵循研究惯例,本文剔除了ST 与PT异常样本、金融保险类样本以及主要变量缺失的样本,并且对连续变量进行1%和99%分位的极端缩尾处理。主要变量的计算方法与描述性统计结果如表1 所示。

表1 主要变量的计算方法与描述性统计

四、实证研究结果与分析

(一)“宽带中国”试点对企业数字化转型的影响

为考察“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的实际影响,本文根据模型(1)进行回归分析,估计结果如表2 所示。为了保证检验结果的稳健性,本文采用逐步加入控制变量的方式,依次加入财务变量与企业特征变量。其中列(1)～(3)为控制企业与年份固定效应的估计结果,在逐步控制财务变量与企业特征变量后,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值均至少在1%的显著性水平下显著为正。说明“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型,支持研究假说1。不失一般性,本文以列(3)的估计结果为基准展开讨论,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值为0.056 1,在1%的显著性水平上显著为正,由此说明在给定其他条件不变的情况下,相比控制组企业而言,“宽带中国”试点政策平均使得实验组企业数字化转型程度提高了5.61%。列(4)～(6)为控制行业、省份与年份固定效应的估计结果,逐步控制财务变量与企业特征变量后,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值依然至少在1%的显著性水平下显著为正,一定程度上保证了基准结果的稳健性。因此,从推动企业数字化转型的视角来看,“宽带中国”试点政策发挥了重要的促进作用。

表2 “宽带中国”试点对企业数字化转型的影响结果

(二)前提条件:平行趋势与动态效应检验

使用双重差分模型进行分析需要满足一系列前提假设,其中最重要的是平行趋势假定,即在没有政策干预的情况下,企业数字化转型程度在实验组与控制组的发展趋势一致。本文借鉴Beck et al.的做法,采用的事件研究方法进行平行趋势检验,并考察“宽带中国”试点政策实施后的动态效应,模型设定如下:

其中,

D

为一组虚拟变量,

D

(

k

为负值时)代表企业

i

在

t

时刻是否处于“宽带中国”试点政策实施前第

k

年;

D

(

k

为正值时)代表企业

i

在

t

时刻是否处于“宽带中国”试点政策实施后第

k

年。如果系数

β

(

k

为负值时)均不显著,则表明通过平行趋势检验。平行趋势与动态效应检验结果如图1 所示,从图1 可以看出,无论是否添加控制变量,“宽带中国”试点政策变量的系数估计值在前3 期均未通过显著性检验,这说明在没有政策干预的情况下,企业数字化转型程度在实验组与控制组的发展趋势一致,满足平行趋势假设。而在政策实施后,企业数字化转型程度在实验组与控制组之间开始呈现出显著差异,且在政策实施后第一期就产生显著的正向影响。

图1 平行趋势与动态效应检验结果

(三)稳健性检验

1.剔除并行政策干扰的稳健性检验。在“宽带中国”试点政策实施的同时,也可能存在其他影响企业数字化转型的政策。因此,在考察“宽带中国”试点对企业数字化转型的影响时,需优先剔除影响企业数字化转型的其他政策干扰。本文通过政策梳理发现,在样本区间内存在国家级大数据综合试验区设立政策,2016 年前后中国批准设立了八个国家级大数据综合试验区,开始在数字经济新赛道上持续发力,致力于抢占数据产业发展高地。为了尽可能避免同一时间窗口其他政策冲击的混淆效应,本文进一步对国家级大数据综合试验区设立政策进行控制,以更好地识别“宽带中国”试点影响企业数字化转型的净效应。具体地,本文在基准模型的基础上增加了国家级大数据综合试验区设立政策变量(

Bigdata

)。表3 列(1)报告了剔除并行政策干扰的稳健性检验结果,从表3 可以发现,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平上显著为正,这说明在剔除并行政策干扰后,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型的基准结论仍然保持稳健。此外,国家级大数据综合试验区设立政策(

Bigdata

)的系数估计值均显著为正,这也反映出国家级大数据综合试验区设立政策在驱动企业数字化转型中的重要作用。2.基于实验重构与样本重构的稳健性检验。第一,基于实验重构的稳健性检验。考虑到“宽带中国”政策分批进行试点,基于稳健性考虑,本文将第一批试点城市企业设定为实验组,去除后期试点城市企业,并将其余城市企业设定为控制组,重构实验的双重差分模型估计结果如表3 列(2)所示,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平上显著为正,这说明“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型,基准结论保持稳健。第二,剔除直辖市样本的稳健性检验。与其他地区不同,直辖市受中央政府直接管辖,具有明显的区位优势和经济政治优势。为了排除这些因素对基准结论的干扰,本文利用剔除直辖市企业样本对基准模型进行再检验,回归结果如表3 列(3)所示,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平上显著为正,这说明在剔除直辖市企业样本后,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型的基准结论仍然保持稳健。第三,更换样本区间的稳健性检验。不同样本区间的选取可能影响本文的基准结论,为了排除这一顾虑,本文进一步将样本区间设置为2011—2016 年,基于新样本的回归结果如表3列(4)所示,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平上显著为正,这说明在更换样本区间后,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型的基准结论仍然保持稳健。

表3 基于实验重构与样本重构的稳健性检验结果

3.安慰剂检验。使用双重差分模型进行分析的另一个担忧是,某些不可观测的随机因素可能对企业数字化转型产生影响。虽然在前文中控制了部分企业财务变量、特征变量,以及通过加入企业固定效应控制了不随时间变化的企业特性,但是仍然可能存在一些随时间变化的因素,而这些因素是本文模型无法控制的或不可观测的。为进一步排除其他未知因素的干扰,确保本文所得结论是由“宽带中国”试点政策所致,本文通过随机分配城市试点状态进行安慰剂检验。具体地,由于本文共有95 个城市在样本区间内被列入“宽带中国”试点名单,根据双重差分方法,本文随机抽取95 个试点城市与试点时间,重新构建政策变量进行安慰剂检验,并且基于随机抽样结果进行了1 000 次回归,计算每一次随机分配后“宽带中国”试点政策(

Broadband

)的系数估计值,获得系数

T

统计量的近似分布函数,从而进行假设检验。图2 报告了重复1 000次的非参数随机模拟结果,无论是否添加控制变量,绝大部分随机生成的“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数

T

统计量绝对值小于2,且基本集中在0 附近,通过安慰剂检验。此外,无论是否添加控制变量,基准回归中实际估计系数的

T

值在安慰剂检验中明显属于异常值,表明随机生成的“宽带中国”试点政策没有效果,即“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型并非偶然事件,与其他未知因素不构成显著的因果关系,基准结论稳健。

图2 安慰剂检验结果

4.其他稳健性检验。第一,控制高维固定效应的稳健性检验。考虑到随时间变量的省份变量以及行业变量,特别是一些不可观察的随机因素可能影响企业数字化转型,忽略这些因素的干扰可能导致“宽带中国”试点政策与企业数字化转型之间产生虚假关联。因此,为了严格控制可能存在的行业与区域层面遗漏变量,本文采用高维固定效应模型进行稳健性检验,在基准模型中加入省份-年份固定效应以及行业-年份固定效应。检验结果如表4列(1)所示,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平上显著为正,这说明在控制高维固定效应后,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型的基准结论仍旧成立。第二,考虑不同聚类层级的稳健性检验。不同聚类层级所隐含的对扰动项方差协方差结构的假设不同,为了检验不同聚类层级下的模型估计结果是否稳健,本文将基准回归的聚类层级依次设定为省份与行业。检验结果如表4 列(2)～(3)所示,“宽带中国”试点政策变量(Broadband)系数估计值的显著性有所减弱,但是仍然至少在10%的显著性水平上显著为正,这说明在更换不同聚类标准误形式后,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型的基准结论仍旧成立。

表4 其他稳健性检验结果

五、异质性探讨

前文实证研究结果表明,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型。但是任何一项政策的实施都难以对所有个体产生普惠性影响,“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响可能因个体而异。进一步地,本文检验“宽带中国”试点政策影响企业数字化转型的所有制异质性、规模异质性、技术禀赋异质性以及区域异质性。

(一)所有制异质性检验

不同所有制企业在“宽带中国”试点政策驱动下可能产生差异化的数字化转型行为,为深入理解其因果关系,本文从所有制异质性视角考察“宽带中国”试点政策与企业数字化转型的关系。表5 报告了“宽带中国”试点政策对不同所有制企业数字化转型的影响结果。观察列(1)估计结果,在国有企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值不显著;观察列(2)估计结果,在非国有企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平下显著为正。由此可见,在企业数字化转型方面,“宽带中国”试点政策对非国有企业的作用效果更为显著。进一步地,本文还采用交互效应模型检验“宽带中国”试点政策对不同所有制企业数字化转型的影响,检验结果如表5 列(3)所示,“宽带中国”试点政策变量与所有制虚拟变量的交互项(

Broadband

×

soe

)系数估计值为-0.372 5,通过1%的显著性检验。这进一步说明,“宽带中国”试点政策对不同所有制企业数字化转型的影响存在显著差异,相比国有企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进非国有企业数字化转型,支持研究假说2。

表5 所有制异质性检验结果

(二)规模异质性检验

不同规模的企业在“宽带中国”试点政策驱动下可能产生差异化的数字化转型行为,进一步地,本文从规模异质性视角考察“宽带中国”试点政策与企业数字化转型的关系。表6 报告了“宽带中国”试点政策对不同规模企业数字化转型的影响结果,参考现有研究方法,将企业规模大于中位数的企业认定为大规模企业,反之则认定为小规模企业。观察列(1)估计结果,在大规模企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值不显著;观察列(2)估计结果,小规模企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在5%的显著性水平下显著为正。由此可见,在企业数字化转型方面,“宽带中国”试点政策对小规模企业的作用效果更为显著。进一步地,本文还采用交互效应模型检验“宽带中国”试点政策对不同规模企业数字化转型的影响,检验结果如表6 列(3)所示,“宽带中国”试点政策变量与企业规模的交互项(

Broadband

×

size

)系数估计值为-0.020 3,通过5%的显著性检验。这进一步说明,“宽带中国”试点政策对不同规模企业数字化转型的影响存在显著差异,相比大规模企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进小规模企业数字化转型,支持研究假说3。

表6 规模异质性检验结果

(三)技术禀赋异质性检验

本文进一步从技术禀赋异质性视角考察“宽带中国”试点政策与企业数字化转型的关系。表7 报告了“宽带中国”试点政策对不同技术禀赋企业数字化转型的影响结果,具体根据高新技术企业资质认定将企业划分为高新技术企业与非高新技术企业两个组别。观察列(1)估计结果,在高新技术企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在1%的显著性水平下显著为正;观察列(2)估计结果,在非高新技术企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值不显著为正。由此可见,在企业数字化转型方面,“宽带中国”试点政策对高新技术企业的作用效果更为显著。进一步地,本文还采用交互效应模型检验“宽带中国”试点政策对不同技术禀赋企业数字化转型的影响,检验结果如表7 列(3)所示,“宽带中国”试点政策变量与高新技术企业哑变量的交互项(

Broadband

×

hightech

)系数估计值为0.041 8,对应系数

P

值为0.148。这进一步说明,“宽带中国”试点政策对不同技术禀赋企业数字化转型的影响存在显著差异,相比非高新技术企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进高新技术企业的数字化转型,支持研究假说4。因此,下一步应当重点挖掘“宽带中国”试点政策对非高新技术企业,特别是传统企业数字化转型的驱动作用。

表7 技术禀赋异质性检验结果

(四)区域异质性检验

地区环境可能影响“宽带中国”试点政策的实施效果,在我国现行经济体制下,东部地区与中西部地区在市场规模、经济发展、市场化程度、制度环境等方面均存在较大的差异,相比中西部地区,东部地区的市场化程度更高,各方面体制机制建设也更为健全与完善。本文根据企业所在地将企业按区域划分为东部地区企业与中西部地区企业两个组别,进一步检验“宽带中国”试点政策对不同区域企业数字化转型的影响,结果如表8 所示。观察列(1)估计结果,在东部地区企业样本下,“宽带中国”试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值在5%的显著性水平下显著为正;观察列(2)估计结果,在中西部企业样本下,“宽带中国” 试点政策变量(

Broadband

)的系数估计值不显著。由此可见,在企业数字化转型方面,“宽带中国”试点政策对东部地区企业的作用效果更为显著。进一步地,本文还采用交互效应模型检验“宽带中国”试点政策对不同地区企业数字化转型的影响,检验结果如表8 列(3)所示,“宽带中国”试点政策变量与东部地区哑变量的交互项(

Broadband

×

East

)系数估计值为0.160 8,通过1%的显著性检验。这进一步说明,“宽带中国”试点政策对不同地区企业数字化转型的影响存在显著差异,相比中西部地区企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进东部地区企业数字化转型,支持研究假说5。因此,未来应当进一步挖掘“宽带中国”试点政策对中西部地区企业数字化转型的驱动作用。

表8 区域异质性检验结果

六、拓展研究:数字化转型与企业高质量发展

上述研究发现,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型。但是企业数字化转型的动机是什么? 能否促使企业高质量发展? 这仍需要作进一步的讨论。为此,本文进一步探讨数字化转型对企业高质量发展的影响。具体地,参考刘思明等的方法,本文采用真实创新产出水平与全要素生产率两个指标作为企业高质量发展的代理变量。一方面,技术是竞争的基石,企业高质量发展的最关键因素是技术创新;另一方面,全要素生产率不仅是企业高质量发展的强有力支撑,同时也是企业高质量发展的重要表现。因此,本文进一步考察数字化转型对企业真实创新产出水平与全要素生产率两个维度高质量发展的影响。

(一)数字化转型对企业真实创新产出的影响

表9 报告了数字化转型对企业真实创新产出的影响,借鉴Trajtenberg的思想,以专利质量加权发明专利数量来表征企业真实创新产出水平,其中专利质量的测度参考Akcigit et al.、邱洋冬等的做法,采用专利知识宽度法进行衡量,一般而言,专利涉及的知识宽度越广,专利质量越高。为了保证检验结果的稳健性,本文采用逐步加入控制变量的方式,依次加入财务变量与企业特征变量。其中列(1)～(2)为控制企业与年份固定效应的估计结果,在逐步控制财务变量与企业特征变量后,关键解释变量数字化转型(

Digitizing

)的系数估计值均至少在10%的显著性水平下显著为正。说明数字化转型对于提升企业真实创新产出水平具有重要的促进作用。列(3)～(4)为控制行业、省份与年份固定效应的估计结果,逐步控制财务变量与企业特征变量后,关键解释变量数字化转型(

Digitizing

)的系数估计值均至少在1%的显著性水平下显著为正,一定程度上保证了基准结果的稳健性。因此,从企业真实创新产出维度来看,数字化转型有助于推动企业高质量发展。此外,本文还借鉴Lerner的方法,以专利范围加权的发明专利数量衡量企业真实创新产出水平,结果仍然保持稳健。

表9 数字化转型与企业真实创新产出水平

(二)数字化转型对企业全要素生产率的影响

表10 报告了数字化转型对企业全要素生产率的影响,参考Levinsohn et al.的方法,本文采用LP 方法测度企业全要素生产率变量。检验结果如表10 列(1)～(2)所示,其中列(1)为控制企业与年份固定效应的估计结果,列(2)为控制行业、省份与年份固定效应的估计结果,关键解释变量数字化转型(

Digitizing

)的系数估计值均至少在1%的显著性水平下显著为正,说明数字化转型对于提升企业全要素生产率具有重要的促进作用。此外,基于稳健性考虑,本文还借鉴Olley et al.、鲁晓东等的做法,采用OP 和OLS 两种方法测度企业全要素生产率,检验结果如表10 列(3)～(6)所示,无论采用OP 还是OLS 方法测度企业全要素生产率,关键解释变量数字化转型(

Digitizing

)的系数估计值仍然至少在1%的显著性水平下显著为正,结论保持稳健。因此,从企业全要素生产率维度来看,数字化转型有助于推动企业高质量发展。

表10 数字化转型与企业全要素生产率

七、主要研究结论与政策启示

习近平总书记在二十国集团领导人峰会第一阶段会议上的发言指出:“世界经济数字化转型是大势所趋,新的工业革命将深刻重塑人类社会。”本文立足当下大力发展数字经济的典型事实,在构建企业数字化转型指标的基础上,运用多时点双重差分模型,实证检验了“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响。主要结论如下:第一,网络基础设施建设有助于促进企业数字化转型,从推动企业数字化转型的视角来看,“宽带中国”试点政策发挥了重要的促进作用。在给定其他条件不变的情况下,相比控制组企业而言,“宽带中国”试点政策平均使得实验组企业数字化转型程度提高了5.61%。第二,“宽带中国”试点政策对企业数字化转型的影响可能因个体而异。所有制异质性方面,相比国有企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进非国有企业数字化转型;规模异质性方面,相比大规模企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进小规模企业数字化转型;技术禀赋异质性方面,相比非高新技术企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进高新技术企业的数字化转型;区域异质性方面,相比中西部地区企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进东部地区企业数字化转型。第三,进一步拓展研究发现,数字化转型有助于推动企业高质量发展,表现为企业真实创新产出水平与全要素生产率的不断提升。

除了为“宽带中国”试点政策影响企业数字化转型提供经验证据外,基于上述研究结论,本文还具有以下政策启示:第一,“宽带中国”试点政策有助于促进企业数字化转型,对于进一步提升企业创新水平与生产效率,推动企业高质量发展具有重要的积极作用。因此,应当逐步扩大“宽带中国”政策试点,更好地发挥“宽带中国”试点政策推动企业数字化转型的激励优势,为推动经济高质量发展奠定坚实的基础。第二,经验研究发现,相比国有企业,“宽带中国”试点政策更有助于促进非国有企业数字化转型。因此如何引导国有企业把握数字经济发展机遇、推进国有企业数字化转型将是未来提升国有企业效率需要重点考虑的问题,有关这一点国有资产监督管理委员会已经在抓紧部署。第三,经验研究发现,“宽带中国”试点政策对大规模企业、传统企业以及中西部地区企业数字化转型的驱动作用还有待深化,这预示着在政策实施的同时,也应该注重对这些企业的引导,特别是对于传统企业以及中西部地区企业,数字化转型是提升企业竞争力、实现“弯道超车”的重要途径,下一步应当重点挖掘“宽带中国”试点政策对传统企业与中西部地区企业数字化转型的驱动作用。