企业数字化转型进程与主业绩效——来自中国上市企业年报文本识别的经验证据

易露霞 吴非 常曦

(1.广州工商学院商学院，广东 广州 510850；2.广东金融学院行为金融与区域实验室，广东 广州 510521；3.广东金融学院金融科技工程技术开发中心，广东 广州 510521)

一、引言

随着人工智能、区块链、云计算和大数据等新一代信息技术的持续创新，微观经济主体的数字化变革在全球范围内形成新的浪潮[1]，为企业提供了一系列理解和控制市场复杂性、识别与应对环境不确定性的方法论和体系[2]。而这一变革趋势下的中国企业能否充分利用“数字化”技术与工具，构建适配自身禀赋特征的转型战略，成为数字经济高质量发展下的重大课题。习近平总书记指出，要“以信息流带动技术流、资金流、人才流、物资流，促进资源配置优化，促进全要素生产率提升”，这为中国经济如何尽快实现动能转换与高质量发展指出了可行的路径。此外，党的十九届四中全会将数据定位为劳动、资本、土地、知识、技术和管理之后的第七种生产要素，成为中国经济社会发展加速向数字化、网络化、智慧化方向延伸拓展的重要阶段性标志。特别是在近期抵御新冠肺炎疫情对实体经济的冲击中，更是凸显了数字化技术及数字经济在不确定性环境中对于提高企业质效上的重要优势[3]。

企业数字化转型本质上是借助前沿数字技术强化数据流动有效性，提升要素配置效率，进而增强企业核心竞争力的系统性进程[4]。从这个角度来看，企业数字化转型是一项长期行为，往往需要技术变革、组织变革、资源变革等多重优化协同配合方能实现。因而其对企业组织架构，经营模式的匹配提出了更高的要求。然而在微观层面，大部分转型仅仅留滞在表面，将数字化转型深度穿透至制度和业务层面的力度并不足够，仅有11%的企业在数字化转型上成效卓著(信息源自《2020中国企业数字转型指数研究》)。而在宏观层面，2020年中国数字经济规模达到39.2万亿元，位居世界第二位，占GDP比重为38.6%，增速达9.7%，成为经济高质量发展的关键动力(信息源自《中国数字经济发展白皮书》)。从中不难发现，微观结构主体与宏观趋势之间似乎存在较大偏差，理论最优解与转型实效的背离，使得数字化转型与企业业绩间的影响与机制正日益成为政学企共同关注的热点问题。

企业数字化转型的绩效究竟如何？部分学者认为，数字技术发展属于分布式技术演进，是企业在多元化市场生态场景中衍生出的独特运行节奏和变革轨迹[5]，其有利于组织创新并形成数字技术导向的治理环境，从而提升运营效率和组织绩效。在数字化驱动下，企业往往通过“降成本”“提效率”“强创新”等中介渠道或作用机制，最终提升自身的运行质效[6]。然而也有研究认为，数字化转型对于大多数企业而言不仅是技术升级，更是组织体系的调整，在转型需求与管理组织结构出现匹配滞后的情形下，管理成本的抬升往往成为一个普遍现象，这显然不利于企业绩效的优化[7]。综上可得，前期研究对于企业数字化转型的经济后果判定仍存在一定分歧，这主要是因为，一是数字化指标的选取仍缺乏统一标准。部分研究采用硬件设备规模或结构化量表对企业数字化水平进行衡量，与当前数字化转型的特征存在一定错位。二是理论研究与实践特征存在不对应。目前基于微观主体数字化转型的研究，集中在出口提升[8]、新产品开发[9]、股票流动性优化[10]等，但仍没有直接回应前述“宏观—微观”实践层面的现象偏差，即企业数字化转型的真实绩效究竟是怎样的？三是研究样本缺乏精细化处理。对于不同特征的企业，数字化行为会存在一定的非对称效果，基于此的结构化识别检验就显得尤为必要，但目前的研究尚未对此展开细致探讨。鉴于此，本文拟对“企业数字化转型—企业主业绩效”影响的存在性、渠道机制和非对称效果进行识别检验，为理解中国企业数字化转型和主业绩效提供新的框架与证据。

本文可能的边际贡献在于，在变量刻画上，采用了文本大数据识别的方式来对企业“数字化转型”的关键词进行搜索、识别、配对与加总，从而得到了有关企业数字化转型的特征变量；在研究内容上，整合了现有研究文献的核心思路，并将数字化转型的股票流动性优化、出口提升、新产品开发等逻辑，最终归并到“提振主业绩效”这个最终目标和指向中来，明确回应当前有关企业数字化转型经济后效的争议，并基于其中的渠道机制进行识别检验，这在学术文献内容的增量创新上，是具有一定价值的。在研究拓展上，考虑到企业数字化转型可能存在的非对称效果，从“产权特征”“生命周期特征”与“财务行为特征”等视角出发，充分解读企业数字化转型影响主业绩效的结构差异，为差异化的政策治理引导提供了一定的经验证据支撑。

二、理论机制与假说提出

企业早期关于数字化转型的认知，往往更侧重于硬件平台和设备的搭建和建设[11]。而近年来随着数字化技术在深度和广度上对企业经营的进一步渗透，企业数字化转型也逐步从硬件环境的搭建扩展到业务、组织乃至经营理念等领域的重构上[12]。企业数字化转型通过在成本控制、要素配置以及组织重构上的高效驱动，创造了大量新兴商业场景也孕育了众多新兴业态[13]，促进了平台经济的兴起，并由此成为撬动企业主业绩效的重要因素。因而尽管现实中不同特征属性的企业可能在数字化转型的具体演进模式上有所差异，但其转型的目标和路径都基本聚焦于释缓内部信息不对称水平，从而分别降低交易成本与代理成本[14]，进而实现技术转型与组织变革的良性循环[15]，为促进企业业绩提升奠定基础。具体来看，企业数字化转型作用于企业业绩提升，主要通过优化公司内部控制、提高市场关注度与驱动企业技术创新等三个层次而实现。

首先，企业数字化转型提升了内部控制水平，从而为主业绩效增值提供了必要的内部条件。企业数字化转型的稳步推进，提升了其信息或数据获取能力，由此强化企业对市场供需关系的准确预测与科学决策，大幅提高了其识别市场机遇的能力和规避市场风险的概率。数字化技术的不断迭代创新，也提高了企业处理非标准、非结构数据的频度、广度与深度[16]，以此推动企业内部信息加速流转，这能够显著降低内部各主体间信息不对称程度，缓解委托代理矛盾，利于组织变革和形成学习导向的治理环境，从而提升运营效率和组织绩效[17]，从组织结构上促进了内部控制水平的提升。进一步，内部控制水平与企业业绩间的正相关作用已得到大量经典文献的论述和确证[18]：企业的内部控制能力越强，越能够有效整合自身资源来提高效率、降低风险。换言之，数字化转型通过技术赋能强化了企业内部控制这一自我优化的机制，从而保障企业组织经营行为的有序性和科学性，有助于企业在企业战略、财务稳定、报表可靠、资产安全等多个层次上保证企业主业绩效的稳步提升。

其次，企业数字化转型符合数字经济时代潮流并吸引了合格境外投资者持股，从而为主业绩效提升形成了必要的外部驱动力。在数字经济成为经济高质量发展的新动力的战略背景下，微观主体的数字化转型更加契合国家政策导向和经济实践需求。一方面，推动了数字化转型的企业更容易受到市场关注，市场中合格境外机构投资者有着顶尖的金融分析人才配置，自身的高度专业化特征能够有效缓解信息不对称，从而更好地识别出市场中企业的创新转型端倪[19]，进而增加对特定企业的持股比例；另一方面，企业数字化技术的创新与发展，使得企业能够更好地借助数字科技技术整合自身信息资源[20]，从而改善市场投资者对企业的评价[21]，引导合格境外机构投资者对企业加大投入[22]。进一步地，合格境外机构投资者对企业具有明显的内部治理效应[23]。这类机构投资者专注于利用长期持股建立起稳定的预期，减弱企业的投机主义行为，还能够利用自身专业分析能力来参与企业决策，增强创新动能[24]，从而为企业的主业绩效增升提供了有利的外部环境[25]。

最后，企业数字化转型带来了更强大的技术创新动能，从而为企业主业绩效提升带来了重要的技术驱动力。企业的数字化转型将分别从“供给—需求”两端为技术创新提供动力源泉和技术需求。数字化技术本身就是当前促进经济增长的有力工具。数字化转型显然更有助于在企业生产经营过程中营造有益于技术创新和企业文化与生态环境[26]，不断提高创新在企业目标函数中的权重，引领企业组织架构和技术资源配置向有益于技术创新的形态变迁。而当一个企业技术创新的氛围越来越浓厚、技术创新的决策优先级越来越高时，其运营效率、生产边界要素配置效率乃至创新动能也由此得到极大促进[27]，最终驱动企业业绩的不断上升。基于上述讨论，本文提出了全文的核心假设。

H1在保持其他条件不变的情况下，企业数字化转型程度越高，则能够推动主业绩效水平上升。

三、研究设计

(一)数据来源

本文选取沪深两市A股上市企业为样本，分析企业数字化转型对主业绩效的影响。由于2007年起实行新的会计准则，为保证财务数据口径的一致性，本文的初始样本期间为2007—2019年。在此基础上，本文对数据进行如下筛选和处理：首先，本文的研究重点集中在实体企业的数字化转型绩效评估上，于此剔除了银行、证券等金融类上市企业；其次，剔除样本期间内ST、*ST类财务数据存在特殊性的企业样本；再次，剔除IPO当期样本和关键变量缺失的样本，并选取在观察期间内连续五年以上存续的企业；另外，考虑到极端异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%水平上进行双侧缩尾处理。本研究企业层面的数据来自于Wind数据库，数字化转型指标系本文使用Python软件从企业年报文件中，抓取关键词条构建而成，年报文件来自巨潮资讯网。

图1 企业数字化转型的词频图谱

(二)变量设定

1.被解释变量

企业主业绩效(MRS)。参考杜勇等(2017)[28]的研究，采用剔除金融收益的资产收益率来刻画企业主业绩效。具体来看，MRS=(营业利润-投资收益-公允价值变动收益+对联营企业和合营企业的投资收益)/总资产。

2.核心解释变量

数字化转型(DTCG)。目前针对于企业数字化转型的研究，大多留滞在理论定性分析层面[29]，缺少对企业数字化转型的定量分析。本文借鉴吴非等(2021)[10]和赵宸宇等(2021)[30]的研究，采用文本分析法(Textual Analysis)对上市企业年报文本中关于数字化转型的关键词进行识别、词频计数，得到了有关企业数字化转型的“文本强度”，并以此为代理变量。该指标的可靠性在于，企业年报中使用的词语及表达方式是企业发展重要战略导向的自我呈现，如若在年报披露信息中对特定关键词的表述更为频繁，则体现出企业关注的经营导向和未来的发展线索。

本文的数字化转型词库构建步骤如下：本文根据《大数据产业发展规范(2016-2020年)》《中国金融科技运行报告(2019)》《金融科技(FinTech)发展规划(2019—2021年)》以及相关重要新闻和会议，确定与数字化转型相关的关键词汇，并整合吴非等(2021)[10]的研究，本文最终确定了一系列基于“数字化转型”的关键词。在关键词的类别界分上，首先，考虑到企业在初步开展数字化转型时，会利用数字科技技术来优化提升原有生产、决策和制度体系的数字化程度，这类技术大多可分为四个典型类别：人工智能、区块链、云计算、大数据等“ABCD”技术，这类底层技术是微观主体数字化转型的底层技术架构；其次，数字化转型更加关注如何“落地”，即将数字科技技术与复杂行为场景进行融合，由此形成了数字技术的应用层，详细的词频图谱可参见图1。在得到数字化转型特定关键词的基础上，基于Python大数据爬虫功能，抓取年报中的所有文本，同图1的关键词进行匹配，统计出每个关键词在特定年份的年报中的出现次数，并进行加总处理，得到企业数字化转型的总指标。特别地，考虑到这类计数统计数据具有典型的“右偏”特征，本文对这类数据进行对数化处理得到了数字化转型的最终指标DTCG。

3.控制变量

根据既有研究，本文引入了一系列控制变量，包括企业资产(Asset)、两职合一(Dual，董事长与总经理兼任时取1，否则为0)、股权集中度(S-H，第一大股东股权集中度)、企业上市年限(Age)及其平方项(Age2)、股票换手率(TR)、营业收入(Income)与审计意见(Audit，审计单位出具标准无保留意见取0，否则为1)等变量。相关的数据具体结构可参见表1。

(三)模型设定

为验证数字化转型对企业主业绩效的影响，本文构造如下实证研究模型

MRSit=α+β1DTCGit-1+ΣβiCVs+ΣβjYear+ΣβkInd+ε

(1)

其中，企业主业绩效(MRS)为被解释变量，核心解释变量为数字化转型(DTCG)，控制变量组CVs涵盖前述控制变量。本文在模型中引入时间(Year)和行业(Ind)的哑变量，以尽可能吸收行业层面和时间层面不可观测因素的影响。ε为模型随机误差项。

表1 描述性统计

四、企业数字化转型对主业绩效的影响

(一)基准回归

表2为“数字化转型—企业主业绩效”关系的检验结果。在列(1)中，本文仅控制行业和时间固定效应，在列(2)中，则纳入相关控制变量。研究结果发现，在列(1)中，数字化转型(L.DTCG)对主业绩效具有显著抬升作用，两者间的正向关系得到经验证据上的支持；在列(2)中，相关结论依然稳健。这说明，企业数字化转型的确有助于提升企业主业绩效，这也与前文假设1保持一致。

表2 企业数字化进程与主业绩效：基准回归

(二)稳健性检验与内生性处理

1.边际效应检验

本文确认了企业数字化转型对主业绩效的驱动效果，但尚未有效解读数字化转型在某一特定水平下对主业绩效产生的效果是否会有明显差异。基于此，本文对“数字化转型(DTCG)”变量进行了边际分析(详细的结果可参见图2)。从图中情形可以发现，在每一个边际点(即当数字化转型每变动一个单位时)，其对主业绩效的影响是稳定向上的，数字化转型程度较低的情形时，即图2中的左边部分，其回归弹性效力相对较低，而随着数字化转型程度逐渐升高至右侧，其回归弹性系数开始稳步上升。本部分的检验结论，同“越高的数字化转型驱动了主业绩效提升”的假说是保持高度一致的。

图2 稳健性检验Ⅰ：基于边际效应的分析 图3 稳健性检验Ⅱ：基于分位数的分析

2.分位数检验

随着企业的创新转型的推进，不同业绩水平下的企业行为可能存在较大差异。对此，本文进一步就企业主业绩效水平进行分位数层面的分析。从检验结果来看(图3)，企业数字化转型在条件分布的不同位置，对主业绩效展现出了不同的作用强度。但需要注意的是，作用强度的系数拟合线始终都显著高于水平线。这说明，即便随着企业主业绩效强度发生变化，企业数字化转型对其的促进作用依旧保持正向的稳定作用效果，这也为本文的核心结论提供了新的证据支持。

3.变更核心变量计算口径

就核心解释变量来看，与本文不同的是，在张永珅等(2021)[31]的研究中，采用了上市企业年报中无形资产明细项内与数字化转型相关的部分占无形资产的比重来刻画数字化转型强度(Intangible)，本文据此进行稳健性检验。就被解释变量来看，进一步放大了研究口径，由原有的主业绩效(MRS)放宽至企业所有业务层面的绩效测度指标：托宾Q值(Tobinq)和净资产收益率(ROE)。在上述变量变更的基础上，重新进行基准回归检验。结果发现无论进行何种变更(表3)，回归系数均为正值且至少通过了5%的显著性检验，表明核心结论依旧高度稳健。

表3 稳健性检验Ⅲ：变更核心变量计算口径

4.内生性处理：多期双重差分模型

尽管前述稳健性检验考虑到样本选择、模型设定以及变量设定的估计偏误问题，但也有可能存在互为因果等内生性问题。考虑到企业提出数字化转型策略是一个渐进式的行为，是极佳的准自然实验载体。参考吴非等(2021)[10]的研究，采用多期双重差分模型来减弱内生性，本文以未进行数字化转型企业为对照组，du设定为0；以具有数字化转型行为的企业为实验组，du设定为1；设置时间虚拟变量dt，如若企业当年及后续年份中年报出现了数字化转型关键词，则赋值为1，否则为0，并设定了如下模型进行检验

MSRit=α+β1dudtit+ΣβiCVs+ΣβjYear+ΣβkFirm+ε

其中，回归重点控制了时间和企业层面的固定效应，dudt的回归系数是关注的重点参数，体现的是企业推动数字化转型前后主业绩效的变化，其余设定同前文保持一致。

研究发现，在列(1)-(3)中，dudt的回归系数均为正值，且至少通过了10%的统计显著性检验，表明企业在进行数字化转型后，企业的主业绩效(托宾Q和净资产收益率)都有显著提升。在此基础上，本文还进一步考察了这种冲击在较长的时间序列中的变化状况。在列(4)-(6)中，相关的政策冲击前置项中的回归系数均不显著；而政策冲击的后置项展现出了正值系数的显著特征。这表明，数字化转型对主业绩效的促进作用具有一定的持续性效用。由此，经过了准自然实验削弱内生性问题后，相关的核心结论依旧保持高度稳健。

表4 内生性处理Ⅰ：多期双重差分模型(准自然实验)

5.内生性处理：工具变量法

在本部分中，着重采用工具变量法来进一步降低内生性干扰，以最大限度增强核心研究结论的说服力。在工具变量的选取上，选取企业所在地区(分为城市和省份两个口径)的上市企业数量作为工具变量进行2SLS检验。这是因为，企业的数字化转型同辖域内的企业数量有密切关联，当辖域内的上市企业较为集中时，则此时企业往往会具有较大的竞争压力，此时更有动机推动企业数字化转型，这满足工具变量的相关性要求。进一步地，企业所在地区的上市企业数量是相对稳定的，这类地区中的企业数量同企业的主业绩效之间存在的关系十分微弱，即辖域内上市企业数量不会影响到企业业绩问题，该工具变量满足排他性条件。本文采用辖域内上市企业滞后2-4期的数据作为工具变量进行识别检验，详细的回归结果可参见表5。

研究发现，无论工具变量的企业数量是城市口径抑或是省份口径，企业数字化转型对主业绩效的回归系数依旧高度显著为正。从工具变量的相关检验结果来看，Kleibergen-Paaprk LM统计检验表明不存在弱工具变量问题，Hansen J统计量均不显著，无法拒绝原假设，即工具变量是有效的。上述回归结果也进一步确证了本文的假设1。

表5 内生性处理Ⅱ：工具变量法

五、企业数字化转型影响主业绩效的机制识别

在前述实证分析中，本文针对“企业数字化转型—主业绩效”之间的核心关系进行了验证。在本部分中，则针对二者之间存在的机制路径进行识别检验，以更好地理解企业数字化转型的作用渠道和效应差异。对此，本文采用了中介效应模型进行识别检验

MRSit+1=α+β1DTCGit-1+ΣβiCVs+ΣβjYear+ΣβkInd+ε

(2)

Mediatorit=α′+θ1DTCGit-1+ΣθiCVs+ΣθjYear+ΣθkInd+ε

(3)

MRSit+1=α+δ1Mediatorit+δ2DTCGit-1+ΣδiCVs+ΣδjYear+ΣδkInd+ε

(4)

其中，被解释变量为企业主业绩效(MRS)，核心解释变量为企业数字化转型(DTCG)，Mediator为中介变量组，其余设定同上所述。需要强调的是，中介变量的选择和设定需要考虑到其与被解释变量、核心解释变量之间的双向关联，方能够刻画出二者之间的逻辑传导关系。

本文将中介变量选取定位在三个方向上。第一，当进行了一定强度的数字化转型后，企业对自身生产经营项目管理和经营的能力有所增强。第二，数字化转型是政学业三界都高度重视的一条路径，当企业进行有效的数字化转型后，市场自然会对这一转变形成积极的反应，这会引导资本市场中高质量的机构投资者的关注和持股。第三，企业数字化转型能够更好地整合自身的资源配置，进而强化对创新的重视，创新水平的提升理应能够对主业发展形成良好的驱动力。上述这些由企业数字化转型所形成的改变，将最终映射在企业的业绩上，成为企业业绩驱动的重要动力。基于上述考虑，本文使用“迪博·中国上市公司内部控制指数”(IC)作为企业内部经营管理能力的代理变量；参考了李春涛等(2018)[32]的研究，以QFII机构持股占流通股的比例作为合格境外机构投资者持股的测度；采用唐松等(2020)[33]的方法，以专利申请数总数(对数值)作为企业技术创新能力的刻画指标。

表6中，本文基于“企业数字化转型→内部控制→主业绩效”的路径进行识别检验。首先，数字化转型程度越高，则企业内部控制水平得到显著提升。数字化转型的顺利开展有利于优化企业内部信息流转，降低各经营流程中的管理摩擦；在外部能够弱化企业与市场投资者、金融机构之间的信息不对称，有助于外部市场和机构更好监督企业经营和管理，这无疑都对企业内部控制能力提升大有裨益。内部控制的改善能提升企业主业绩效。这是因为，伴随着这种内部控制水平的持续优化，各种资源的使用效率也随之提升，将有助于企业更好寻求利润最大化的战略目标，进而达至提升企业主业绩效的成效。

其次，基于“企业数字化转型→合格境外机构投资者(QFII)持股→主业绩效”的路径进行识别检验。可以看出，企业数字化转型对QFII持股的回归系数为0.009且高度显著，表明数字化转型的确能够吸引到QFII的关注和持股。本文认为可能的解释是，第一，数字化转型后的企业，对信息数据处理和加工能力显著增强，其信息化和结构化的企业特征数据使其更容易被外部市场有效识别，进而更容易引起QFII的关注。第二，由于契合当前数字经济发展的历史契机，外界普遍认为其具有相对广阔的发展前景。因此随着企业数字化进程的顺利推进，基于企业发展的预期也在不断向好，容易吸引外部战略投资者和专业技术人才等资源汇聚，这无疑对主业发展大有裨益，QFII的回归系数为0.016且通过了1%的统计显著性检验，无疑为上述理论提供了经验证据的支持。

表6 数字化转型影响企业主业绩效的机制识别

最后，本文从“数字化转型→技术创新→企业主业绩效”的路径进行识别检验。研究发现，数字化转型能在很大程度上促进企业技术创新。这是因为数字化转型既是一项系统性工程，本身就需要扎实的技术支持作为支撑，这将激励企业营造良好的创新生态环境，并切实加大技术创新力度；同时，数字化转型企业搜集解读海量非结构化数据的能力显著增强，把握技术创新前沿也将更为容易，使其创新方向将更具有靶向性和可行性，从而为提升技术创新成功率奠定坚实的基础。进一步地，具有较高技术创新动能的企业，能够更好地促进数字化技术与主营业务的融合，从而为主营业务提质增效提供了良好的基础性保障。

六、拓展性研究：基于企业特征异质性下的经验证据

前文已然为解读“数字化转型—企业主业绩效”提供了经验证据，但这种普适性的检验由于忽略了某些有用的异质性信息，可能使得研究结果所导出的政策建议出现钝化。若要进一步提升研究精度，就需要将企业属性特征的结构性差异纳入考量，更好捕捉在面对同等的数字化转型冲击时，企业主业绩效的差异化影响。一方面，本文从企业属性特征视角展开异质性检验；另一方面，本文还基于企业的脱实向虚行为差异展开研究，详细的实证回归结果参见表7-9。

表7基于企业产权性质差异的视角对“企业数字化转型—主业绩效”的异质性关系进行了检验。研究发现，数字化转型显著提升国有企业主业绩效，相比之下，数字化转型对民营企业主业绩效的影响并不明显。本文认为对此可能的解释是，国有企业由于享有国家信誉支持，其拥有较为宽裕的资源，在当前数字经济迅速发展的背景下，其能够较好把握历史发展机遇投入充足的资源为数字化项目保驾护航。这无疑有利于充分发挥数字化转型的优势，加快数字化创新与传统主业的契合，通过最大化挖掘企业内外部生产经营的有用信息，对生产流程进行全链条优化，进而带来主营业务的绩效改善。与国有企业形成鲜明对比的是，一方面，由于民营企业大多具有较为严重的资源约束问题，当其投入较多的资源至数字化转型项目时，可能在一定程度上挤出其它有助于提升主营业务绩效的项目。另一方面，民营企业在产业链中往往处于相对劣势地位，总体而言其主营业务基础较国有企业弱，数字化对企业主业绩效的促进效果可能仍需要较长一段时间才能展现。

表7 异质性检验：基于产权性质的视角

表8 异质性检验：基于生命周期的视角

表8基于企业生命周期差异的视角对“企业数字化转型—主业绩效”的异质性关系进行了检验。本文借鉴了刘诗源等(2020)[34]的研究，将企业界分为成长期、成熟期和衰退期三个阶段，并重新进行了回归检验。研究发现，对于成长期和成熟期的企业，数字化转型对于主业绩效的提升效应十分显著，特别对于成熟期企业而言，数字化转型的驱动效应更大，而对于衰退期企业的绩效的影响并不显著。对此可能的解释是：处于成长期的企业处在激烈的市场竞争环境中，其对于运用创新技术提升主业绩效有着较强的内生性需求。而对于现阶段而言，把握数字经济发展的历史机遇，推动数字化转型无疑是提升企业核心竞争力的必由之路。因此，尽管成长期企业内在经济基础仍显薄弱，但将资源注入到数字科技项目中，是后期赢得先机和市场份额的重要手段。对于成熟期企业而言，一方面，得益于相对广阔的融资渠道、稳定的现金流和较好的盈利能力，使得数字化转型项目的推进并无后顾之忧，数字化转型进程相对顺利；另一方面，成熟期企业具有相对丰富的技术创新积淀和研发实力，使得数字化转型的效用得以更充分的发挥，其更为深入的数据挖掘能力为其与主营业务的良好契合创造了条件，因此数字化转型驱动作用也较高。相较之下，迈入衰退期的企业往往面临着生产经营困难、盈利能力衰减等窘境，维系日常运营才是企业的目标，其显然不会将重心放置于数字化转型项目，以至于数字化转型对企业主业绩效的驱动作用无法展现。

表9 异质性检验：基于脱实向虚的视角

表9基于企业脱实向虚的行为特征差异视角对“企业数字化转型—主业绩效”的异质性关系进行了检验。本文借鉴了杜勇等(2017)[28]的研究测度了企业金融化程度，以刻画“脱实向虚”倾向；特别地，本文还以研发投入占比主营业务作为研发强度来反向刻画企业的“脱虚向实”，进行反向验证。研究发现，在金融化较高的组别中，企业的数字化转型对主业绩效的提升作用并不明显(t值仅为1.42)，而在金融化较低组别中，数字化转型的业绩驱动效果得以展现。与之成对比的，是企业在研发强度较高的组别中，数字化转型的业绩驱动效应成立，在研发强度较小的组别中，L.DTCG系数并不显著。应当说，前述的两组检验是相互映衬的。本文的解释是，企业的金融化行为较强时，则容易对企业内部现有的资源形成“挤占效应”，不利于数字化转型进程的开展，也不利于数字化转型落地应用转化成为现实的经济绩效；特别地，企业更依赖于金融化行为时，其盈利和决策导向也逐渐偏向金融决策而非生产创新决策，这往往也同企业的“主业绩效”之间存在一定的错位，数字化转型的驱动效果受到明显约束。在企业金融化行为较弱时，数字化转型的驱动效果就得以展现。类似地，在企业研发强度较高的情形下，企业的数字化转型具备了更好的技术基础条件，自身生产经营决策的体制机制也与核心竞争力有密切关联，更有利于凸显经济绩效；在研发强度较小的情形下，缺乏足够的支撑条件，企业的数字化转型也会成为“无本之木”，从而无法对企业业绩形成显著促进作用。综合上述讨论，当企业有着较强金融化倾向时，会扭曲资源配置和决策体制，使得数字化转型对主业绩效的驱动作用无法展现；只有当企业关注于实业发展(体现在研发投入强度更大)时，数字化转型的应用的绩效形成才会更加显著。

七、结论与政策建议

微观主体数字化转型是数字经济时代下的重要表现，这种创新转型会对企业主业未来的发展态势产生重大影响。本文基于沪深两市A股上市企业2007—2019年数据，基于大数据识别手段刻画企业数字化转型，检验其对主业绩效的影响，并在分析机制路径的基础上识别其中存在的非对称效应，得到以下研究结论。

第一，企业数字化转型是自身主业绩效提升的有力驱动，此核心结论在经过边际效应检验、分位数检验、变更核心变量口径和内生性处理后依然成立。第二，从渠道机制路径来看，企业数字化转型能够显著提升自身的内部控制能力，进而吸引专业的外部QFII机构投资者持股，赋能自身的创新活动，这些都有助于企业主业绩效的提升。第三，企业数字化转型对主业绩效的影响具有明显的异质性差异。具体来看，企业数字化转型对国有企业、“成长期—成熟期”企业和专注于实业(特别是研发)投资的企业的业绩驱动效力最为明显。

本文有以下几点政策启示：一是应继续推进企业数字化转型战略。只有把握转型机遇，方能驱动企业在技术与组织层面与数字技术的深度融合，进而为中国产业升级与经济动能转型夯实微观基础。当然，鉴于企业转型过程中呈现的特征属性差异，政策的制定与执行则更应注重精细化与差异化，应当针对国有企业进行重点扶持和引导，驱动这类企业更加广泛地采用数字化转型相关技术，提升在市场竞争中的核心竞争力；针对于“成长期—成熟期”企业，应集中优势力量引导企业加大数字化转型力度，尤其是对于成熟期企业，要更加关注企业的数字应用市场化推广；特别地，数字经济时代下应更加关注企业的脱实向虚行为，避免企业资金在金融市场中过度空转，为数字化转型活动提供良好的基础条件。二是应当注重深度打通高科技企业数字化转型项目的落地和应用，进一步将数字科技技术应用切实转化为有效的生产力，引导专业技术团队对接高科技企业，推动数字化转型项目有效转换成为专利技术，提升企业发展潜能。引导企业依据相关数字化技术更迭现状与自身行业供需结构来适配经营业务与数字化转型路径，尤其是应立足于“干中学”方式促进两者融合，从而释缓转型风险。三是打通数字化转型的传导机制。应进一步完善企业信息传导机制，提升信息披露的透明度与可靠性。数字化转型对于企业业绩驱动的本质在于提升企业内外信息的传导质量与效率，而中国当前在经济(金融)体系与市场环境中仍存在大量引致信息不对称的体制机制阻滞。因此，只有借助于数字化转型的技术冲击，加速建立健全企业信息披露机制，制定企业在各类市场交易中的信息披露标准，才能有助于培育企业、投资者、消费者等市场多方主体间的良性互动，提高市场主体的积极预期，从而为企业数字化转型提供良好的市场基础条件。更为重要的是，要建立起完善的专利知识产权保护体系，引导企业的数字化转型项目能够顺利通过专利的方式进行锁定和保护，提升企业数字化转型的积极性，引导企业通过科技成果转化的方式，推动数字化转型切实提升经济绩效。