企业数字化发展何以促进创新

付剑茹 王 可

一、引 言

近年来，数字经济成为中国经济发展中最为活跃的领域，与经济社会各领域融合的广度和深度不断拓展，深刻影响着中国经济增长格局。随着中国经济进入高质量发展阶段，增长动力亟需从投资驱动向创新驱动转变。数字经济在促进创新、推动高质量发展方面被寄予厚望。正如习近平总书记指出的那样，全面贯彻新发展理念，以信息化培育新动能，用新动能推动新发展。企业是承载数字经济和创新发展的基础和主体，因此，探求企业数字化发展是否以及如何促进创新，对于充分释放数字经济推动中国经济高质量发展的动能，具有重大的理论和实践意义。

随着数字经济重要性的日益提升，企业数字化发展这一主题越来越受到关注。国内外学者围绕企业数字化发展的本质内涵（Lee et al.，2015；Vial，2019；肖静华，2020），企业数字化发展的机制、路径与策略（Ferreira et al.，2018；李辉和梁丹丹，2020；谷方杰和张文锋，2020），企业数字化发展对企业绩效（何帆和秦愿，2019；何帆和刘红霞，2019；戚聿东和蔡呈伟，2020；）和企业管理变革（肖静华，2020；戚聿东和肖旭，2020）所带来的影响等展开了一系列有意义的探讨。一般认为，对于传统企业来说，企业数字化发展是一种跨体系的转型。在转型过程中，数字技术会触发企业战略改变和管理变革。在中国旧动能有所减弱、亟待实现新旧动能转换时期，数字化发展是企业获得竞争性优势和新动能的关键选择（李晓华，2019；阳银娟等，2020）。创新能力是竞争性优势和新动能的核心要素（Kuester et al.，2018; Nambisan et al.，2017）。王海花和杜梅（2021）发现，数字技术通过为企业员工提供资源、引导员工参与、激发员工工作动机来提升创新绩效。温湖炜和王圣云（2021）认为数字技术引导企业围绕数据这种关键生产要素配置资源，形成全新的创新模式。张吉昌和龙静（2021）认为，数字技术对信息的收集、分析、处理以及反馈具有快速、全面、深入、可信、溢出以及低成本等特征，有助于提升企业创新能力、吸收能力以及适应能力，进而促进突破式创新。Ferreira等（2019）运用电话调查所得到的938家葡萄牙公司数据，实证发现采用数字化生产流程有利于企业新产品（新服务）的推出。赵婷婷和杨国亮（2020）基于世界银行2012年中国企业调查数据，发现企业使用信息通讯技术支持核心业务有利于研发支出的增加，并最终促进新产品或新服务的推出。

可以发现，研究者对数字技术的创新驱动效应达成了较为一致的看法。不过，企业数字化发展对创新的影响仍然存在进一步研究的空间。首先，现有研究更多探究某一特定流程、技术或模式的应用对企业创新能力的影响。如Ferreira等（2019）所研究的为数字化生产流程的应用，赵婷婷和杨国亮（2020）为信息通讯技术的应用，温湖炜和王圣云（2021）为“机器联物换人”融合模式和“群体信息交互”协同模式的应用。企业数字化发展是新一代数字技术与实体经济深度融合的体现（肖静华，2019），单一技术、流程或模式的应用并不能代表企业数字化发展。其次，数据的代表性有待商榷。Ferreira等（2019）所用数据为2016年938家葡萄牙公司数据，赵婷婷和杨国亮（2020）为2011年2 047家中国公司（主要为小微企业，55.43%是微型企业，33.22%是小型企业）数据，王海花和杜梅（2021）、温湖炜和王圣云（2021）则仅针对制造业展开研究。最后，影响机制方面，现有研究多从单一角度展开。赵婷婷和杨国亮（2020）、王海花和杜梅（2021）分别从研发支出和员工参与角度对机制进行研究，温湖炜和王圣云（2021）、张吉昌和龙静（2021）则主要从数字技术下信息交互特征的角度展开研究。企业数字化发展作为一个系统工程，渗透到了企业生产经营和创新活动的各个方面（马名杰等，2019），对企业的影响是全面而深远的（吴瑶等，2020；谢康等，2020）。因此，有必要对企业数字化发展如何促进创新能力提升展开更为系统的研究。

鉴于此，为了弥补和完善现有文献的不足，本文通过文本挖掘法，从企业对人工智能、区块链、云计算、大数据（以下合称为“ABCD等技术”）等数字技术的应用程度来度量企业数字化发展水平，实证研究企业数字化发展促进创新的效应与机制。首先，通过基准回归发现，企业数字化发展显著地促进了企业创新。其次，就传导机制而言，企业数字化发展主要是通过改善管理效率、提升人力资本、缓解融资约束来促进创新。企业数字化发展还具有创新溢出效应，这表现为母公司数字化发展水平的提高显著促进子公司与合营联营公司创新增加。进一步分析表明，具有IT背景与研发背景的高管团队会放大数字化发展对创新的影响，依托东部地区的数字基础设施先发优势，东部地区企业数字化发展对创新的促进作用更强；国有企业和市场化程度较低地区企业的数字化发展对创新驱动的边际效应更大。最后，基于研究结论，提出政策建议，以充分释放企业数字化发展的创新驱动效应。

本文余下部分安排如下：第二部分为理论机制分析，从企业数字化发展本质特征出发，分析了数字化发展对于创新能力提升的影响机制，提出企业数字化发展促进创新的理论框架；第三部分为基准回归分析和稳健性检验；第四部分是影响机制的实证检验；第五部分为企业数字化发展的创新溢出效应研究；第六部分进一步分析企业数字化发展对创新的异质性影响；最后是研究结论与启示。

二、理论机制分析

学术界对创新问题的关注最早可以追溯到熊彼特（Schumpeter）的“创新理论”。随后，对于创新的驱动要素，学者们展开了大量研究。首先，以罗默、卢卡斯等为代表的新增长理论认为人力资本是创新和经济增长的重要原动力（Romer，1986；Lucas，1988）。Belloc（2012）也指出，人力资本的增加可以有效促进企业创新，优秀的人才团队是企业持续竞争优势的源泉和动力。其次，Fagerberg等（2005）指出，决定企业创新能力的核心要素是资源的有效组织和整合，亦即高效的企业管理。企业管理效率高低是企业创新能力提升的关键所在（曾卓然等，2021）。管理效率高的企业能更好地依据自身情况整合资源，做出最优研发决策（Lev et al., 2005；毛其淋等，2019）。最后，创新是一项高强度资本密集型投资活动，需要大量资金的投入，当存在资金不足时，则会制约创新活动（程远等，2021；王玉泽等，2019；鞠晓生等，2013）。综上所述，人力资本、管理效率与资金支持是企业创新的核心要素。

长期以来，受制于发展基础和制度缺陷，中国企业创新在管理效率、人力资本结构、资金供给等方面还存在一些薄弱环节和深层次问题，数字经济的发展为解决这些问题提供了可能性：通过数字化发展，企业可以革新管理理念，重构管理流程；可以激活现有静态人力资本，采用更灵活的方式引进和使用人力资本；有助于缓解信息不对称，拓宽融资渠道。从而广泛获取高质量发展所需的管理资源、人才保障、资金投入等匹配性创新资源，增强创新能力。具体而言，企业数字化发展有利于管理效率、人力资本、资金支持力度的提升，进而促进企业创新。

。首先，通过促进信息交流，企业数字化发展能够提升管理效率。企业数字化发展使企业线下实体空间和线上虚拟空间逐渐融合、协同进化，内外部互动采取数字化方式实时调整和更新，有利于企业内外部信息交流。如物联网技术（Internet of Things）等在企业运作与供应链管理中得到应用，提升管理效率（陈志祥等，2016）。其次，企业数字化发展能够降低企业的监控与追责成本（戚聿东等，2019），提升企业管理效率。企业通过数字技术，能够有效克服由地理位置、管理层级造成的信息传递困难和失真问题，实现远程监督和快速反馈，降低协调成本，进而降低规模不经济的影响。再次，企业数字化能力的加强，有利于降低失误和犯错的概率，提高管理效率（戚聿东等，2020）。最后，企业数字化发展，可以更快获取企业产生的各项经济数据，并通过数据处理、数据分析来提升企业规划能力和反馈速度（许宪春等，2019）。基于资源基础观，这些数据资源可转变成独特的能力与知识用于决策（Chen et al., 2015），成为企业持久竞争优势的源泉（Adner et al., 2019）。总之，企业数字化发展能够促进企业内外部信息交流、降低监控和追责成本、减少失误和犯错概率、提升企业规划能力和反馈速度，从而改善管理效率，进而为创新提供强有力的支持。

企业数字化发展对人才培育、人才引进以及用工模式等各环节产生重大影响。（1）人才培育。数字化发展有利于人力资本快速更新其自身的知识储备和知识结构，激活现有的静态人力资本（Black和Lynch，2001）。数字经济的发展为人们有效获取信息和知识提供了更多便利，促进了知识在创新系统中的充分交流。依托数字系统，人们能够快速掌握新技能、积累新知识，提高学习效率，增加人力资本的知识储备，促进人力资本的积累（Ghasemaghaei et al., 2020；肖静华等，2020）。（2）人才引进。企业数字化发展有助于突破时间和地理限制，整合全球人力资源，实现全球人才远程办公，促进劳动力流动，引进世界各国专业技术人才，提高劳动资源的灵活配置（丛屹等，2020），如基于云技术而建立的人力云模型，为企业在全球范围内实时获得人才资源提供了便利。（3）用工模式。相比于传统的刚性用工模式，企业数字化发展有利于多元化、弹性化用工模式的实施（戚聿东等，2020）。如零工经济（Gig Economy）利用数字技术快速匹配供需方，劳动者不再受传统组织的束缚，企业能够按需招聘、降低用工成本。总之，企业数字化发展能够帮助企业培育人才、引进人才、改变用工模式，从而提升人力资本，进而为创新提供智力支持。

数字经济可以通过多种方式帮助企业解决融资难题：首先，信息不对称容易产生逆向选择和道德风险。在信息不对称情况下，银行为规避风险，要么提高贷款价格，导致融资成本增加；要么实行信贷配给，对信息不对称程度较高的企业不贷款或少贷款，导致融资约束。企业数字化发展水平的提升，可以从提高信息披露能力与披露动机方面提高信息透明度，降低信息摩擦（李三希等，2021），且ABCD等数字技术的运用还能拓展企业获取信息的深度和广度（祁怀锦等，2020），优化信息收集、加工、分析和应用过程之间的耦合，缓解信息不对称问题（韩先锋等，2019），有利于缓解融资约束。其次，数字系统可以帮助企业建立信用记录，以数据驱动正规融资的可得性，缓解融资约束。最后，数字技术的运用可以降低金融风险，能够更好地将资源与企业创新项目的风险特征相互匹配（王小燕等，2019；Demertzis et al.，2018），使其更好地选择融资渠道，而且还能驱动企业去杠杆、稳定财务状况（唐松等，2020），从而为创新活动的开展提供强有力的资金保障。总之，数字化发展能够帮助企业拓宽融资渠道、降低交易成本、扩大融资规模、识别金融风险、稳定财务状况，为创新提供资金保障。

图1 企业数字化发展促进创新的理论框架

综上所述，本文提出企业数字化发展促进创新的一个理论框架：企业数字化发展可以通过加强内外部交流、降低监管和追责成本、减少失误和犯错概率、提升规划能力和反馈速度等，改善企业管理效率，促进企业创新；可以通过激活和培育现有静态人才、整合全球人力资源、优化用工模式等，提升人力资本，促进企业创新；可以通过扩大融资规模、降低融资成本、识别金融风险等，缓解融资约束，促进企业创新。

三、基准回归分析

数字经济在微观层面如何促进企业创新？对于该问题的回答，首先应实证检验企业数字化发展对企业创新的促进效应。

（一）研究设计

参考蔡卫星等（2019）、沈国兵等（2020）的研究，本文设置如下模型检验企业数字化发展对创新的影响：

其中，下标表示公司，表示年度，被解释变量（Innovation）表示企业创新，解释变量（Digit）为企业数字化发展水平。系数表示企业数字化发展对创新的偏效应，β>0表示企业数字化发展促进了企业创新，相反，则抑制了企业创新。表示一系列控制变量，表示行业固定效应，代表企业所有制固定效应，表示时间固定效应，ε表示随机扰动项。

本文被解释变量为企业创新（）。参考现有研究一般做法，本文分别使用上市公司专利授权总数（）、发明专利授权数（）、非发明专利授权数（）表示上市公司创新水平，其中非发明专利授权数包括实用新型专利授权和外观设计专利授权。考虑到某些企业在某些年份没有专利授权，为了避免取对数时产生负值和缺失值，在设置上述三个变量时分别将其加1再取对数。

本文主要解释变量为企业数字化发展水平（）。采用文本挖掘法建立相应指标。首先，建立企业数字化发展关键词库（包含96个关键词）；其次，根据程序的运行原理和关键词的适用性，最终选择人工智能、区块链、云计算、大数据、物联网、智能终端、移动互联网、新一代信息技术、网络协同、互联网、线上线下、线上营销、电子商务、在线、数字化平台、电子化平台、互联网平台、交易平台等这里有18个关键词；再次，利用程序对公司年报的文本进行对应关键词的词频统计；然后，将关键词词频进行加总；最后，计算得出的数值加1再取对数，形成最终的企业数字化发展水平指标。

参考沈国兵等（2020）、王康等（2019）的研究，本文选取以下控制变量：研发投入（）、政府补贴（）、公司规模（）、上市年限（）、财务杠杆（）、移动互联网增长率（）和行业集中程度（）。同时，本文还控制了年度固定效应、企业所有制固定效应以及行业固定效应。

选取2014～2019年沪深两市主板上市公司为研究对象。在此基础上，对原始样本作如下处理：剔除所有金融类、信息技术类和非实体上市公司样本，剔除被特别处理的样本。本文的公司年报与企业创新数据来源于Wind数据库与国泰安（CSMAR）数据库。考虑到异常值对统计推断的影响，对变量进行1%分位数的缩尾处理。表1是主要变量的定义，表2为描述性统计结果。结果显示：企业数字化发展水平（Digit）最小值为0，最大值为4.188，均值为1.06，标准差为0.725，表明不同企业数字化发展水平差别较大。

表1 主要变量定义

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表2 描述性统计

（二）实证结果

利用模型（1）就企业数字化发展对创新的影响进行实证研究，结果如表3所示。由表3可知，当因变量为总专利授权时，企业数字化发展水平（）的系数为0.359，在1%的水平下显著为正。表明数字化发展水平每提升1%，企业创新提高0.359%。将专利授权区分为发明专利和非发明专利后，的系数也都在1%的水平下显著为正。这说明企业数字化发展水平的提升显著地促进了企业创新。

表3 基准回归结果

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（1）Tobit回归。在上述OLS分析中，本文对专利申请量进行了取对数处理。由于专利申请量只能为非负整数，是一种离散分布，故参考潘越等（2017）改用Tobit回归作为稳健性检验。检验结果如表4列（1）、（2）与（3）所示，无论采用何种形式的因变量，都在1%的显著性水平下显著。

（2）替换解释变量。变量测度偏误有可能会对实证结果产生影响，为了保证实证结果的稳健性，我们在企业数字化发展水平连续变量指标（）的基础上，以数字化发展水平均值为标准，将样本企业分为两组，构建企业数字化发展水平二分变量指标（），小于均值的赋值为0，定义为数字化发展低水平企业；大于均值的赋值为1，定义为数字化发展高水平企业。用新的二分变量指标（）替代原来的连续变量指标（）进行稳健性检验，结果如表4后三列所示，可以发现，二分变量指标（）的回归系数均在1%的显著性水平下显著。

（3）内生性分析。考虑到企业实施创新投入和数字化发展策略均从属于自身决策，可能存在内生性问题，为了避免出现“创新能力强的企业数字化发展水平高”这一反向因果可能导致的内生性问题，对企业数字化发展水平（）采用滞后一期来解决双向因果问题，实证结果如表5（1）、（2）与（3）所示，均在1%的显著性水平下显著。与基准回归（表3）相比，上市公司专利授权（）与上市公司发明专利授权（）回归系数更大，说明随着时间的推移，企业数字化发展对创新的驱动作用会得到更大程度的释放。

对企业数字化发展水平（）采用滞后一期虽然可以在一定程度上解决反向内生性，但也有可能漏损了当期的有用信息。为此，采用工具变量法来缓解内生性问题。工具变量的构建参考沈国兵等（2020）的做法，以企业所在地区的互联网化水平作为工具变量。地区互联网化水平可能会影响企业创新，但个体企业创新不大可能影响到地区互联网化水平，该指标满足工具变量外生性要求。该指标是各个省域网站数取对数，从统计检验的角度看，地区互联网化水平与企业数字化发展水平显著相关，相关系数为0.29且在5%的显著性水平下显著。因此，不存在弱工具变量问题。采用工具变量2SLS方法进行内生性检验，检验结果如表5后三列所示，均在1%的显著性水平下显著。

表4 Tobit回归和替换企业数字化发展指标

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表5 企业数字化发展滞后一期和工具变量回归

综合上述一系列实证结果可以看出，采用不同估计方法、变换解释变量以及考虑内生性等均不影响企业数字化发展对创新的回归结果，这充分说明企业数字化发展能够有效促进企业创新，研究结论是稳健的。

四、影响机制检验

基于前文理论机制分析，本部分就所提炼的三个核心机制进行检验，分析企业数字化发展如何促进企业创新，明晰企业数字化发展影响创新能力的传导路径。

（一）管理效率

企业数字化发展有助于各种信息控制效率的提升，实现高效率的管理控制流程（Bharadwaj et al., 2013），以科学精确的方式构建高效的运行机制，降低失误和犯错的概率（韩先锋等，2014），进而有利于企业创新活动的开展。为了对“企业数字化发展—（提高）管理效率—（促进）企业创新”的正向传导路径进行检验，本部分参考Qiu和Yu(2020)、孙浦阳等（2018）的研究，以控制了企业规模（l）、企业出口（exp）以及成本加成（markup）后的管理费用（LnManage）残差值衡量各个企业的管理效率。其计算公式如下：

式（2）中，LnManage是年企业的管理费用的对数值。回归中控制企业和年份的固定效应，得到的残差μ就是管理效率指标。由于计算出的残差有正负之分，我们将残差（μ）取exp后进行计算，该值越大代表企业管理效率越差，并以该值均值为界限将样本企业分为两组，其中，小于均值的赋值为0，定义为高管理效率组（）；大于均值的赋值为1，定义为低管理效率组（）。利用模型（1），针对高管理效率组和低管理效率组进行分组回归（结果列于表6）。

表6 企业数字化发展对创新的影响：管理效率

如表6所示，在两组回归中，企业数字化发展水平均在1%水平下显著促进了企业创新。值得注意的是，低管理效率组的回归系数（0.420）要高于高管理效率组的回归系数（0.223），二者存在明显的差异。根据连玉君等（2017）的研究，对分组系数检验是非常有必要的，基于似无相关模型SUR的检验可以看到该系数差异在统计上是显著的（显著性水平为1%）。因此得出结论，相比高管理效率企业而言，数字化发展对低管理效率企业的创新驱动效应更强。究其原因可能是：管理效率较低的企业由于初始管理效率较差，管理效率提升空间较大，进而对创新的促进作用也更大。随着数字化发展水平的提高，企业打破了传统的垂直型、多层级、封闭的组织结构，企业组织从“赋权”向“赋能”转变（罗仲伟等，2017），管理模式发生根本性变革，组织结构趋于网络化、扁平化（戚聿东等，2020），实现从粗放式管理到数字化管理的能力跨越，提升企业内部信息交流效率、降低监控成本、减少犯错概率、强化规划能力和反馈速度，从而改善管理效率，使企业将更多的时间和资源用于更有针对性的创新活动，显著促进企业的创新。而高管理效率企业由于管理比较规范和有效，数字化发展对管理效率改善的边际作用相对较小，因此对创新的促进作用反而有限。综上可以推断，管理效率是企业数字化发展促进创新的一个核心机制变量，也即企业数字化发展通过改善管理效率来促进企业创新。

（二）人力资本

企业数字化发展能够激活和培育现有静态人力资本，突破时空限制并充分利用多元化和弹性化用工模式的发展，获取所需人力资本，从而为创新能力的提升提供智力支持。鉴于此，本部分采用研发人员占总员工之比来度量人力资本，对“企业数字化发展—（优化）人力资本结构—（促进）企业创新”这一机制进行检验。以样本企业研发人员占比均值为标准进行分组，大于均值取1，表示高人力资本组（1）；小于均值取0，表示低人力资本组。利用模型（1），针对高人力资本组和低人力资本组进行分组回归（结果列于表7）。

表7 企业数字化发展对创新的影响：人力资本

如表7所示，低人力资本组的企业数字化发展水平（）回归系数大于高人力资本组，二者存在明显的差异，并且基于似无相关模型SUR的检验表明该系数差异在统计上是显著的。因此得出结论：相比高人力资本企业而言，数字化发展对企业创新的促进作用在低人力资本企业中更强。其原因可能在于，低人力资本企业其初始人力资本较为缺乏，人力资本上升空间较大，进而对创新的促进作用更大。而高人力资本企业其初始人力资本较为充足，数字化发展对人力资本的边际提升作用，以及人力资本提升对创新的边际促进作用都相对较小。综上说明，人力资本是企业数字化发展促进企业创新的机制变量，即企业数字化发展能够提升人力资本，进而促进企业创新能力的提升。

（三）融资约束

创新需要大量的资源投入，融资约束不利于企业的创新投入和创新能力的提升。企业数字化发展能够拓宽融资渠道、降低融资成本、识别金融风险、缓解融资约束，从而促进企业创新。接下来，我们对“企业数字化发展—（缓解）融资约束—（促进）企业创新”这一机制进行检验。参考Hadlock和Pierce(2010)、卢盛峰等（2017）与王小燕等（2019）的做法，采用SA指数法测量企业的相对融资约束程度，计算方法如下式：

其中为企业规模（单位为百万元）的自然对数，为企业成立时间长短，SA指数为负且绝对值越大说明企业受到的融资约束越严重。出于简便考虑，本文对SA指数进行了绝对值处理并按均值进行分组，大于均值赋值为1，表明高融资约束（1）；反之赋值为0，表明低融资约束（0）。利用模型（1），针对高融资约束组和低融资约束组进行分组回归（结果列于表8）。

如表8所示，对于高融资约束企业（1），数字化发展水平的提升对企业创新的影响要大于低融资约束企业，并且基于似无相关模型SUR的检验表明，该差异在1%的显著性水平下统计显著。这说明企业数字化发展能够通过缓解融资约束促进创新。

表8 企业数字化发展对创新的影响：融资约束

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五、企业数字化发展的创新溢出效应

前文研究显示，企业数字化发展通过改善管理效率、提升人力资本以及缓解融资约束促进企业创新，为我们深刻理解企业数字化发展对创新的影响及机制提供了坚实的经验证据。根据开放创新理论，在企业数字化发展过程中，企业边界内外的知识和信息交流日益增多（Chesbrough, 2004），企业更容易获取、共享、创造新的知识和信息，从而有利于开放创新（Andrea et al., 2018）。本部分我们对企业数字化发展的创新溢出效应进行探讨。

相比于传统企业获取信息相对困难的情况，数字技术增强了企业之间的互联互通，打破了传统企业所受的物理约束，为数字化的溢出提供跨边界的资源获取途径（许庆瑞等，2019）。同时，数字化发展促进企业知识积累与传播。数字化知识的跨界传播与交互促进不同主体在数字化空间中密集的虚拟集聚，实时获取互补性资产，尤其是隐性知识的积累（戚聿东等，2020）。数字化降低了隐性知识在不同情境下应用的试错成本，加快了隐性知识的创造、传播、共享，促进了数字化的溢出效应。

创新不是孤立的，相反，它依赖于公司环境的变化（Adner et al., 2019）。合作伙伴跨界提供的专业知识基础能优化创新的成本、质量和速度。企业想要实现可持续发展显然不能忽略遍布于数字化空间中规模庞大的外部知识。外部知识的冲击甚至更有可能改变企业现有知识结构，取得突破性创新（卢福财等，2007）。经济中的参与者既有竞争关系也有合作关系，数字化带来的溢出效应并不是完全自由的，更有可能发生在共同利益体中。稳定、可靠的互惠社会网络有利于科研人员相互交流（薛成等，2020），促进创新溢出。鉴于此，本部分基于上市公司数字化发展水平对其子公司（合营联营公司）创新的影响，采用模型（1）考察企业数字化发展的创新溢出效应。其中被解释变量（）为企业下属子公司（合营联营公司）的专利授权数加1并取对数，解释变量依旧为上市公司数字化发展水平（），控制变量同前。若回归系数显著为正，则表明上市公司数字化发展能促进子公司（合营联营公司）创新，存在创新溢出效应。回归结果列于表9。

表9第（1）至第（3）列报告了上市公司数字化发展对子公司创新的影响。可以看出，当因变量为子公司总专利（）时，的系数为0.298，在1%的水平下显著为正。将专利区分为发明专利（）和非发明专利（）后，的系数也都显著为正。说明当企业数字化发展水平提高时，其子公司的技术创新显著增加，确实存在创新溢出效应。这是因为相对于外部企业，隶属于母公司的子公司在企业集团中享有内部资本市场充足的资金来源（He et al.，2013；蔡卫星等，2015），并且随着数字化发展水平的提高，企业集团中的母公司可以充分发挥内部知识市场功能为创新活动提供更为有力的知识共享机制（蔡卫星等，2019），促进企业集团下属子公司创新。

表9中列（4）至列（6）报告了上市公司数字化发展对其联营合营公司技术创新的影响。从中可以看到，当因变量为总的专利授权（）时，的系数为0.137，在1%的水平下显著为正。但当我们将专利细分为发明专利（）和非发明专利（）分别进行回归时，可以发现，非发明专利回归中，的系数依然在1%的水平下显著为正，而在发明专利回归中，企业数字化发展水平（）的回归系数不再显著。究其原因可能是：企业数字化发展对外确实存在创新溢出效应，不过，相比于内部子公司而言，该种创新溢出效应还是存在差异，主要体现在核心创新方面（发明专利）。发明专利往往涉及关键核心技术，上市公司会对相关信息和知识的对外传播和共享做出更高级别的限制。

表9 企业数字化发展的创新溢出效应

六、进一步分析

现有文献表明，企业创新活动存在明显的异质性特征。那么，企业数字化发展的创新驱动效应是否也存在异质性特征呢？本部分对此进行探究，以进一步发掘企业数字化发展的创新驱动特征。

（一）高管特征异质性

除了直接参与创新活动的研发人才外，高管作为企业管理决策的制定与执行者，在企业创新战略制定和实施过程中扮演了重要角色（Qian和Cao, 2013）。根据资源基础理论，多元化的高管团队有利于实现知识、技能、网络、资金、认知等多方面的共享，给企业带来多样化的视角和观点，进而发挥集体优势，提升企业创新能力。那么，对于不同特征的高管团队，企业数字化发展的创新驱动效应是否存在差异呢？为此，我们选取国泰安（CSMAR）数据库中高管团队特征数据，分别针对IT背景（）高管和研发背景（）高管进行研究。高管团队包括董事长、CEO、CFO、董事会秘书以及公司章程规定的其他高管团队成员，这些人员在企业决策中扮演着重要的角色。高管IT背景指上市公司董事、监事、高级管理人员具有IT专业学习或从业经历，据此构建高管IT背景的虚拟变量，即当高管具有IT背景时，赋值为1，否则为0。高管研发背景指上市公司董事、监事、高级管理人员具有研发从业经历，据此构建高管研发背景的虚拟变量，即当高管具有研发背景时，赋值为1，否则赋值为0。

如表10（1）与（2）列所示，IT背景高管组（=1）的回归系数（0.282）高于无IT背景高管组（0.176），并且该系数差异在5%的显著性水平下显著。具有IT背景的高管在数字经济时代面对复杂且全新的技术和商务环境，他们丰富的IT知识和从业经验使其在数据挖掘和信息处理方面具备较大优势，从而降低企业的信息搜寻成本，减轻信息不对称程度，进而影响数字化进程中企业的创新决策。不仅如此，拥有IT背景特质的高管能更好地利用数字技术与外部合作伙伴方便快捷地进行知识和技术交流，实现企业间的信息共享，提高企业的创新水平。表10（3）与（4）列显示，对于研发背景高管组（=1）而言，数字化发展在1%水平下对创新水平具有显著正向影响，而非研究背景高管组则不显著。这可能是具有研发背景的高管凭借其知识背景以及对行业前沿技术的理解，更容易实现研发资源的优化配置，促进企业创新。由此可见，高管的技术背景在企业数字化发展进程中对其创新驱动效应起“放大器”作用，能够放大企业数字化发展对创新的影响。

（二）区域异质性

不同企业所在区域的数字经济发展水平各不相同。《加快“新基建”打造城市竞争力新底座》白皮书显示，东部地区（）在数字经济发展上处于引领地位，这不仅体现在数字经济发展规模更大，而且数字技术基础设施更完善。以纳入省级重点投资计划的“新基建”项目而言，东部地区平均36个/省，中西部地区平均29个/省。互联网发展程度通常用来代表各地区数字基础设施水平（沈国兵等，2020），东部地区互联网发展程度对数值的均值（4.11）高于中西部地区（3.95），且t检验表明该均值差异在1%的水平下显著。鉴于此，我们把样本企业划分为东部组与中西部组，考察企业数字化发展的创新驱动效应是否存在地区差异。如表11（1）至（2）列所示，东部地区企业数字化发展对创新的促进作用显著强于中西部地区企业。其原因很可能是企业数字化发展对创新的驱动离不开数字基础设施的底层支撑（郭朝先等，2020）。东部地区数字基础设施显著好于中西部地区，数字经济红利释放更为充分（李晓华，2019），企业数字化发展对创新的影响效果更为明显。

表10 企业数字化发展对创新的影响：高管特征异质性

（三）所有制异质性

国有企业和非国有企业在创新方面存在较大差别（庄子银等，2021）。本部分将基于企业所有制性质，实证检验企业数字化发展对创新的异质性影响。实证结果见表11第（3）至（4）列。从企业数字化发展水平（）的回归系数可知，国有企业数字化发展对创新的提升作用大于非国有企业，且该差异在1%显著性水平下通过了系数差异SUEST检验。其中原因可能在于：国有企业承担着较多非市场使命，导致其管理效率损失（王贤彬等，2021；杨继生，2015）和人力资本僵化（李波等，2021）。根据我们对样本企业的计算，可以发现，国有企业管理效率指标均值（2.53）大于非国有企业（1.28），人力资本均值（16.93）小于非国有企业（17.99），且均值差异的t检验表明，二者在管理效率和人力资本方面确实存在显著差异（1%水平下）。前述机制研究表明，企业数字化发展有利于改善管理效率和提升人力资本，进而促进创新。相比于非国有企业，国有企业在管理效率和人力资本方面存在更大上升空间。因此，国有企业借助数字化转型改善管理效率，激活静态人力资本，从而提升创新能力的边际效应要高于非国有企业。

（四）市场化程度

根据叶祥松等（2020）的研究，企业所处地区的市场化程度是影响企业创新能力的重要因素。那么，企业数字化发展的创新驱动效应是否也受地区市场化程度的影响呢？本部分对此进行研究。采用樊纲等（2011）编制的《中国市场化指数》中市场化总指数度量企业所在省份的市场化程度，数值越大表明市场化程度越高。由于该指数只更新到2016年，本文采用历史平均增长率法计算出余下年份各省份的指数值。同时，基于该市场化总指数进行分组处理：分年份对该指标值取中位数，作为判断各地区当年市场化程度的标准，指标值高于当年中位数的样本企业归为高市场化组（），低于当年中位数的样本企业则归为低市场化组（）。分别考察高市场化组和低市场化组企业的数字化发展对创新的驱动效应。实证结果见表11第（5）和第（6）列。

可以发现，低市场化组解释变量的回归系数（0.301）要大于高市场化组（0.146），并且该差异通过了1%显著性水平下的SUEST检验。这表明低市场化组企业数字化发展的创新驱动效应更大。原因可能如下：根据计算，我们发现，高市场化组企业管理效率的指标均值（1.51）小于低市场化组企业（1.87），人才资本指标均值（18.50）大于低市场化组企业（16.84），均值差异的t检验表明，两组均值差异均在1%的水平下显著。这说明，与市场化程度更高地区的企业相比，低市场化程度地区企业的管理效率和人才资本总体而言更低。低市场化组企业通过数字化转型，改善管理效率，激活和培育人才资本，进而促进创新能力提升的边际效应更大。

表11 企业数字化发展对创新的影响：区域异质性、所有制异质性、市场化程度

七、结论和政策建议

在数字经济战略地位日益重要这一背景下，本文立足于数字经济极大影响中国社会经济发展这一典型事实，从微观企业视角切入，在构建企业数字化发展水平指标的基础上，深入分析企业数字化发展对创新的影响及其机制，以期完善数字经济相关研究。概括来讲，本文主要得出了以下结论。

首先，企业数字化发展能够显著促进企业创新。克服已有研究在数据条件、研究方法及变量选取等方面的不足，本文基于文本挖掘法，实证检验企业数字化发展对创新的影响，并从不同回归模型、替换解释变量、利用滞后一期和工具变量进行内生性处理等角度进行稳健性检验。整体上看，企业数字化发展对企业专利授权量均存在显著正向影响，说明企业数字化发展能显著提升创新能力。其次，机制方面，企业数字化发展通过改善管理效率、激活培育人力资本以及缓解融资约束，从而促进企业创新。进一步研究表明：企业数字化发展对创新的促进作用具有溢出效应，溢出效应的大小受合作关系的密切程度影响。最后，通过分样本回归发现，当高管具有IT背景与研发背景时，企业数字化发展的创新驱动效应会被放大。由于数字基础设施水平高于中西部地区，东部地区企业数字化发展对创新能力的促进作用要强于中西部地区。对于国有企业和低市场化地区而言，企业管理效率和人力资本总体上要弱于非国有企业和高市场化地区企业，因此，国有企业和低市场化地区企业数字化发展通过改善管理效率，激活和培育人力资本，进而促进创新的边际效应更强。

除了为企业数字化发展与创新二者关系提供了一系列经验证据，本文的结论还具有以下启示：首先，基于企业数字化发展能显著促进创新能力提升的结论，在宏观经济处于升级换档的大背景下，传统企业要想获得持续竞争力，加快数字化发展是必行之路。政府应该通过各种政策支持、督促以及帮助企业实施数字化发展战略。其次，企业数字化发展通过管理效率改善、人力资本激活和培育，以及融资约束缓解来促进创新。因此，企业在进行数字化发展时，不能数字化和管理运营两张皮，而应该将数字化与企业管理运营深度融合，从经营理念、战略层面、人力资本管理、信息收集处理反馈等方面进行多维度改革升级，才能充分发挥数字化发展的创新驱动效应。最后，企业数字化发展对创新能力的促进作用具有溢出效应，同时，其创新驱动效应的发挥依赖于数字基础设施水平。因此，政府应加大互联网投资力度，推进数字中国建设，特别是通过加快5G商用、大数据模式构建和人工智能应用，进一步巩固中国信息技术发展带来的优势，激发数字经济的创新动能，推动高质量发展。