數字化轉型、研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)價值
——基于中介效應的實證

段華友，黃學彬

（海南熱帶海洋學院旅游學院，海南 三亞 572022）

0 引言

隨著信息技術的快速發(fā)展，出現了各種數字技術，應用逐漸廣泛，對傳統企業(yè)的商業(yè)模式造成了巨大沖擊，但也為企業(yè)的創(chuàng)新及轉型發(fā)展提供了新的歷史機遇。國家層面也高度重視數字化轉型升級，不斷出臺鼓勵政策。然而，目前我國企業(yè)數字化轉型的進程并不順利，部分企業(yè)因為轉型能力不足、轉型成本過高等問題，存在不愿或不敢進行數字化轉型的情況。還有一些企業(yè)面臨著兩難的境地，即不進行數字化轉型將面臨困境，而進行數字化轉型可能帶來風險。此外，企業(yè)進行數字化轉型時所面臨的情況也有所不同，國有企業(yè)和非國有企業(yè)因股權性質不同，進行數字化轉型的動因和效果都存在差異[1]。因此，關于數字化轉型能否促進企業(yè)的高質量發(fā)展且能否帶來企業(yè)未來價值的增長，已成為實務界和學術界的焦點議題。

目前關于數字化轉型的定義，學術界和實務界的觀點不完全一致。在實務界，國務院發(fā)展研究中心的課題組對數字化轉型給出了明確的定義，認為數字化轉型是信息化技術發(fā)展到當前階段的一個必然趨勢。數字化轉型是在數字化基礎上，通過運用現代新興技術手段來優(yōu)化數據處理，實現對數據的源頭收集、處理以及反饋的全方位流程應用。在學術界，各個學者對數字化轉型的定義因研究視角不同而存在差異[2,3]。數字化轉型要素中，數字技術是關鍵驅動因素。數字化轉型的基本特征是信息技術的投入，因此多數學者從信息技術視角對企業(yè)績效展開研究。數字化轉型被看作一項企業(yè)全方位、持久的旨在塑造競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略，且這種戰(zhàn)略的實施往往包括將人工智能、區(qū)塊鏈、云計算等技術進行深度整合后融合到傳統生產要素中，從而促進業(yè)務流程的數字化、降低運營成本和提高生產效率，最終促進企業(yè)的創(chuàng)新績效顯著提升[4]。

企業(yè)價值一直是學術界和實務界尤為關心的議題，而追求企業(yè)價值的最大化才是企業(yè)生產和經營的核心目標。信息透明度、資本結構、股權性質、企業(yè)創(chuàng)新等是影響企業(yè)價值的重要因素[5—7]。數字化轉型與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間關系密切，企業(yè)數字化轉型可以幫助企業(yè)實現智能化、自動化，提高企業(yè)創(chuàng)新效率，同時企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新程度也會直接影響企業(yè)數字化轉型的進程。因此，研發(fā)創(chuàng)新是數字化轉型和企業(yè)價值之間的中介因素。

數字技術的整合有助于企業(yè)在運營中增加價值創(chuàng)造，然而，如何準確評估企業(yè)數字化轉型的成效仍有待研究。盡管企業(yè)數字化轉型與企業(yè)價值創(chuàng)造的關系備受矚目，但這種關系的具體作用機制以及這種關系在不同情境下如何演變，依然是未來研究的重點。本文實證分析了數字化轉型對企業(yè)價值的影響，并探究了研發(fā)創(chuàng)新在這一過程中的中介效應，同時在進行實證研究時把樣本分為國企組和非國企組，考慮股權性質的影響，以期為我國企業(yè)實現數字化轉型，提升企業(yè)價值提供對策建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字化轉型與企業(yè)價值

數字技術能有效提升企業(yè)的生產經營效率，進而提高企業(yè)價值[8]。第一，從信息處理角度來看，數字化轉型提高了企業(yè)對信息的接收、處理能力，緩解了企業(yè)的信息不對稱問題。在人工智能、數據云、5G 等技術的運用推動下，企業(yè)能夠及時有效地對數字化資源進行處理并轉換成有用信息，改善企業(yè)銷售情況、生產鏈，提高財務處理效率，并且能及時有效地傳遞給企業(yè)利益相關者，為企業(yè)決策者提供有效的信息基礎，提高企業(yè)內部管理能力，促進企業(yè)價值的提升。第二，從經營效率角度來看，數字化轉型優(yōu)化了企業(yè)業(yè)務流程，提高了資源配置能力。企業(yè)進行數字化轉型后，組織內利用大數據等信息技術對企業(yè)整個生產鏈和生態(tài)系統進行實時更新，每個業(yè)務部門實現資源利用的最大化，極大地減少了資源的無效浪費，實現銷售部門與生產部門、運營部門、財務部門等相關后臺職能部門高效連接，管理者能夠對部門進行實時動態(tài)管理，實現組織的扁平化管理，各業(yè)務流程得到有效優(yōu)化，從而對企業(yè)價值的提升起到基礎性作用。第三，從公司治理角度來看，數字化轉型會增強企業(yè)之間的連接，打破信息壁壘，提升組織治理能力。數字化轉型利用大數據技術打破了過去多層級的組織結構和復雜的管理模式，重塑了組織內部的關系，形成了現代網狀式、矩陣式的管理模式，員工的工作行為日趨數字化、透明化，企業(yè)管理者的決策更加具有科學依據，因此制定的計劃更加合理，減少了決策的失誤，推動了企業(yè)自身管理的變革，提升了企業(yè)整體治理水平，以此提高企業(yè)整體價值。本文據此提出：

假設1：數字化轉型會正向影響企業(yè)價值，即企業(yè)數字化轉型的程度越高，企業(yè)價值水平越高。

1.2 研發(fā)創(chuàng)新的中介作用

數字化轉型通過運用大數據等技術對信息進行深度挖掘，再通過人工智能算法來加快企業(yè)決策過程，最終提升企業(yè)決策效率[9]。目前數字化已經滲透到企業(yè)的研發(fā)設計、生產管理、售后服務等價值鏈的各個環(huán)節(jié)，同樣價值鏈中的研發(fā)、生產、運營、營銷等環(huán)節(jié)的數字化轉型也對企業(yè)創(chuàng)新產生重大影響。有學者指出，企業(yè)數字化水平的提高使得企業(yè)（包括企業(yè)內部）之間的信息流動變得更具規(guī)模、更加融合和更有效率，必然對企業(yè)創(chuàng)新產生影響。研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)提高核心競爭力的重要手段，在數字化轉型與企業(yè)價值的關系中，研發(fā)創(chuàng)新起著傳遞作用。數字技術不僅提高了企業(yè)研發(fā)效率，而且豐富了價值創(chuàng)造的方式，促進了企業(yè)價值的提升。然而有些學者也提出了不同的看法，認為數字化轉型并不一定會帶來企業(yè)價值的提升，主要原因是數字化水平提升過程中的成本耗費較大。據此，本文提出：

假設2：數字化轉型能有效激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新，進而促進企業(yè)價值的提升。

2 研究設計

2.1 模型設定

為了驗證本文提出的假設1，即數字化轉型是否顯著提升企業(yè)價值，本文構建了多元線性回歸模型：

為了驗證本文提出的假設2，探究研發(fā)創(chuàng)新水平在數字化轉型與企業(yè)價值之間的作用，在回歸模型（1）的基礎上，借鑒現有的中介路徑三步法，構建了模型（2）和模型（3）：

其中，若α1、β1、θ1均顯著，但θ2不顯著，則認為RD存在完全中介效應；若α1、β1、θ1、θ2均顯著，則認為RD存在部分中介效應。

2.2 變量選擇

（1）解釋變量：數字化轉型（DT）。目前關于數字化轉型的量化數據，多是從上市公司年報中獲取。本文借鑒文本刻畫的方法，通過Python 對關鍵詞進行詞頻統計，將這些詞頻累加后，進行對數化加1 的處理，以此構建數字化轉型的衡量指標。

（2）被解釋變量：企業(yè)價值（TQ）。本文參考已有文獻對企業(yè)價值的研究，選用托賓Q值作為衡量公司價值的指標，該指標常被用來評估公司業(yè)績表現。若該值較大，則代表企業(yè)有較好的業(yè)績表現和成長機會。

（3）中介變量：研發(fā)創(chuàng)新（RD）。關于對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平的度量，已有不少學者進行了分析。有學者從創(chuàng)新投入（當年研發(fā)投入占營業(yè)總收入比重）和創(chuàng)新產出（企業(yè)當年申請專利數量）兩個方面度量研發(fā)能力；在國內外研究中，通常將研發(fā)投入定義為當年研發(fā)支出與銷售收入的比率；一些學者選擇使用研發(fā)支出的自然對數來評估企業(yè)研發(fā)投入的規(guī)模。綜合上述文獻，本文以研發(fā)支出與銷售收入的比值表征研發(fā)創(chuàng)新水平。

（4）控制變量。參照現有文獻，本文選取總資產周轉率（Turnover）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（DA）等作為控制變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

2.3 數據來源與處理

本文選取2017—2022 年我國A 股上市公司16427 個樣本數據，并進行了如下篩選和處理：（1）剔除了ST和*ST類別的公司；（2）剔除了財務數據存在明顯異常的樣本；（3）刪除了統計年度中數據不全的樣本；（4）為減少極端值可能對檢驗結果的影響，對連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。數字化轉型數據來源于上市公司年報中有關“數字化轉型”關鍵詞的公司數據；其他變量數據均來自Wind及CSMAR 數據庫，處理數據使用Stata 16.0 計量分析軟件。

3 實證分析

3.1 描述性統計

描述性統計結果如表2 所示。在16427 個樣本數據中，DT平均值為1.726，標準差為1.442，說明截至2022年，我國上市公司中很多企業(yè)都在進行數字化轉型，但數字化轉型的水平差異較大。RD平均值為0.181，最小值為0，最大值為0.244。表明樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平差距較大，且大多數公司研發(fā)創(chuàng)新處于低水平。TQ平均值為2.097，最小值為0.674，最大值為92.252，表明不同公司之間價值差異比較明顯。

表2 變量描述性統計

3.2 基準回歸分析

本文采用模型（1）來探討數字化轉型與企業(yè)價值之間的聯系，并在表3 中展示了基準回歸分析的結果。在列（1）中，在控制了年份和行業(yè)的固定效應之后，發(fā)現數字化轉型的系數在1%的水平上顯著為正，這表明數字化轉型對企業(yè)價值的正向影響是顯著的，該結果與理論模型的結果保持一致，驗證了假設1。列（2）在加入相關控制變量后，數字化轉型對企業(yè)價值的正向影響仍然顯著，表明企業(yè)進行數字化轉型能緩解信息不對稱問題，提高企業(yè)信息處理效率，優(yōu)化業(yè)務處理流程，提高資源配置能力和組織管理水平，以此提升企業(yè)整體價值。此外，資產負債率（DA）、企業(yè)規(guī)模（Size）、大股東持股比例（Top1）、總資產周轉率（Turnover）這些控制變量的系數也均在1%的水平上顯著，說明選取的控制變量是影響企業(yè)價值的關鍵指標。

表3 數字化轉型對企業(yè)價值的影響回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 替換關鍵變量

為了檢驗上述回歸結果是否具有穩(wěn)健性，本文替換了數字化轉型與企業(yè)價值的衡量指標。本文借鑒王守海等（2022）[10]對于數字化轉型的定義，年報中提及數字化轉型的公司賦值為1，未提及數字化轉型則定義為0，生成企業(yè)數字化轉型啞變量（DT2）。參考段華友等（2023）[11]對企業(yè)價值指標的衡量，用總資產收益率（TQ2）度量企業(yè)價值。結果如表4 所示，列（1）為替換數字化轉型指標后的回歸結果，列（2）為替換企業(yè)價值指標后的回歸結果，其結果均在1%的水平上顯著為正，說明數字化轉型會促進企業(yè)價值的提升，證明研究結果是穩(wěn)健可靠的。

表4 替換關鍵變量的穩(wěn)健性檢驗結果

3.3.2 兩階段最小二乘法

考慮到企業(yè)價值高的企業(yè)本身可能會具有更高的研發(fā)和數字化轉型能力，被解釋變量與解釋變量間可能存在雙向因果的內生性問題。本文采用兩階段最小二乘法來處理。因此，本文借鑒已有研究的方法，選取相同時間、相同行業(yè)企業(yè)數字化轉型的均值（DT_mean）作為工具變量，然后利用2SLS進行內生性檢驗。下頁表5列（1）為第一階段估計結果，結果顯示DT_mean的系數在1%的水平上顯著為正，這符合工具變量的相關性。另外，工具變量都通過了外生性檢驗，進一步證實了研究結論的穩(wěn)健性。

表5 兩階段最小二乘法檢驗結果

3.3.3 Heckman兩階段法

企業(yè)是否采納數字化轉型策略受到眾多變量的影響，這可能導致本文的樣本選擇存在偏差。為了解決潛在的樣本選擇問題，本文采用Heckman兩步法來重新進行回歸分析，以校正樣本量的偏差。結果如下頁表6 所示，RD、Size、Turnover等變量對數字化轉型的影響系數均在1%的水平上顯著；Top1、DA對數字化轉型的回歸系數則僅在5%的水平上顯著。此外，各變量對企業(yè)價值的影響相較于數字化轉型均更為顯著，可見樣本選擇的誤差較小，回歸結果穩(wěn)健。

表6 Heckman兩階段法內生性檢驗結果

3.3.4 傾向得分匹配檢驗

根據以上分析，直接對全體樣本進行回歸可能會導致結果出現誤差。為了確保結果的穩(wěn)健性，將控制變量作為匹配變量，并采用Logit 模型對上述匹配指標進行傾向得分估計。匹配結果如表7 所示，可以看出，匹配后所有匹配變量的偏差較匹配前都有顯著降低，并且匹配后標準偏差的絕對值都在10%以內，實驗組與對照組在匹配后各匹配變量之間沒有顯著差異。這一結果表明，采用PSM-DID方法（傾向得分匹配-雙重差分法）是可行的，回歸結果穩(wěn)健。

表7 傾向得分匹配檢驗結果

3.4 異質性分析

國有企業(yè)作為國民經濟的重要組成部分，不僅承載著提高經濟效益、增強市場活力的使命，還承擔著保障和改善民生、促進社會和諧穩(wěn)定的重要職責。隨著數字經濟的快速發(fā)展，以及國家對企業(yè)轉型升級的迫切要求，國有企業(yè)尤其是高管團隊，面臨著推動企業(yè)數字化轉型的重大任務和挑戰(zhàn)[12]。在此過程中，某些地方政府可能會向國有企業(yè)施加額外的“政策性負擔”，要求他們在數字化轉型方面發(fā)揮示范作用，但未必會提供相應的財政補貼、稅收減免或其他必要支持。這種做法可能會對國有企業(yè)的轉型進程和效益造成影響。本文將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，研究產權性質的異質性影響，結果如表8所示。結果表明，在國有企業(yè)中，數字化轉型的實施對企業(yè)價值的提升具有更為顯著的正面效應。具體來看，表8的列（1）數據顯示，在1%的顯著性水平上，數字化轉型（DT）對國有企業(yè)價值（TQ）具有顯著的正向影響。相比之上，列（2）的數據顯示，對于非國有企業(yè)而言，這種影響并不顯著。這一研究結果支持了數字化轉型的影響因企業(yè)產權性質而異的觀點，并進一步揭示了數字化轉型對國有企業(yè)價值增長的重要作用。此外，為了進一步驗證產權性質對企業(yè)數字化轉型影響的異質性，本文采用了Suest 組間系數差異檢驗方法。檢驗結果在1%的水平上顯著，表明企業(yè)數字化轉型（DT）的系數在產權性質上存在顯著差異，這證實了異質性檢驗結果的穩(wěn)定性。

表8 異質性檢驗結果

3.5 路徑機制檢驗

本文從企業(yè)技術創(chuàng)新的角度出發(fā)，構建中介效應模型來進行驗證，以揭示數字化轉型影響企業(yè)價值提升的內在路徑。為驗證研發(fā)創(chuàng)新水平的中介效應是否存在，本文選取A 股上市公司2017—2022 年的樣本數據，以DT為自變量，RD為中介變量，TQ為因變量，同時考慮其他控制變量進行回歸分析。分析采用多層回歸分析方法，即先考慮數字化轉型對企業(yè)價值的影響，再加入研發(fā)創(chuàng)新水平變量，探究其在數字化轉型與企業(yè)價值關系間的中介作用。使用依次檢驗法來檢驗RD在DT對TQ的影響中是否存在中介效應?；貧w結果如下頁表9 所示，列（1）中數字化轉型（DT）對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（RD）影響的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明數字化轉型能增強企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動力，激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的熱情，進而提升企業(yè)的價值。列（2）結果顯示研發(fā)創(chuàng)新（RD）對企業(yè)價值（TQ）影響的回歸系數在1%的水平上顯著為正，這說明企業(yè)在數字化轉型之后，往往會增加研發(fā)投入，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，進而會提升企業(yè)的整體價值。因此，企業(yè)數字化轉型通過研發(fā)創(chuàng)新來提升企業(yè)價值的機制是有效的，假設2得到了驗證。

表9 路徑機制檢驗結果

4 結論與建議

本文通過選取2017—2022 年我國A 股上市公司16427個樣本數據進行實證研究，深入分析了數字化轉型對企業(yè)價值的影響，并論證了研發(fā)創(chuàng)新在二者之間所起的中介作用。研究結果表明：（1）數字化轉型可以顯著提升企業(yè)價值；（2）通過異質性檢驗可以看出，數字化轉型對企業(yè)價值的影響存在異質性，在國有企業(yè)中更加顯著；（3）通過路徑機制檢驗可以看出，研發(fā)創(chuàng)新在數字化轉型對企業(yè)價值的影響中發(fā)揮顯著的中介效應，即數字化轉型會提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力，從而提升企業(yè)價值。

根據上述研究結論，本文提出以下建議：（1）加強對國有企業(yè)數字化轉型的關注與支持，是提升企業(yè)競爭力、推動經濟高質量發(fā)展的關鍵舉措。應強化對國有企業(yè)的創(chuàng)新激勵，使國有企業(yè)更好地開展創(chuàng)新活動；還可通過政府補助進一步促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入水平的提高及數字化轉型的發(fā)展。（2）對于非國有企業(yè)，政府可通過給予民營企業(yè)數字化投入財政補貼，并對數字化研發(fā)投入給予一定稅收優(yōu)惠減免，來降低民營企業(yè)數字化轉型的成本，提高該類企業(yè)數字化轉型的動力和能力。