数字化转型与企业创新——基于中国上市公司年报的经验证据

潘红波，高金辉

(武汉大学经济与管理学院，湖北武汉，430072)

一、引言

自“十三五”时期国家部署“大数据战略”以来，我国数字经济迈入了发展快车道，数字化转型逐渐成为国民经济增长的新驱动力。根据《中国数字经济发展白皮书（2021）》，我国数字经济规模即将迈入四十万亿大关，对GDP 的贡献近四成。与此同时，我们也要看到，同世界数字经济大国相比，我国数字经济“大而不强、快而不优”。基于此，习近平总书记对我国企业提出了更高要求，强调要“不断做强做优做大我国数字经济”，“推动互联网、大数据、人工智能等数字技术与实体经济深度融合”，充分发挥数字技术对传统行业转型升级的赋能作用。日新月异的市场和日渐激烈的竞争，促使企业积极借助创新来寻求高质量发展的新活力[1]。那么，面对全球经济环境的不确定性和内部经济结构转型的压力，中国企业能否从数字化转型中受益，探索出数字化转型与企业创新结合的发展道路？这一话题，已成为学术界当前的一个热点。

已有研究发现，数字化转型能够显著提高全要素生产率[2]和股票流动性[3]，促进经济地理格局优化[4]、包容性增长[5]和经济高质量发展[6]，提升运营效率和组织绩效[7]。韩先锋等[8]发现，互联网的发展能够直接和间接地推进区域创新的效率和水平。侯世英和宋良荣[9]发现，数字经济主要通过技术多元化渠道来影响企业创新绩效。何帆和刘红霞[10]发现，数字化转型能够有效提升企业业绩，帮助企业降本增效，增强创新动力。还有学者指出，金融科技能通过缓解企业的融资约束和提高税收返还的创新效应来推动企业创新[11]，并且这种推动作用在合理的金融监管下更加明显[12]。从同群效应来看，同群效应在企业数字化转型的过程中显著更强，并且同群企业能够显著提升企业的创新投入和创新产出[13-14]。

通过梳理以往研究可以发现，数字化转型对企业创新具有正向作用，但已有研究一般是考察宏观层面数字化转型的作用(即宏观→宏观，或宏观→微观路径)，鲜有从企业的微观数字化转型视角出发，并落脚到企业创新本身(即微观→微观路径)。从长远来看，创新将给企业带来更大的竞争优势、更多的超额利润和更高的市场价值[15]。但由于创新项目失败率高、资金需求大、周期长[16]，代理问题较严重、融资约束较大以及风险承担水平较低的企业的创新意愿往往不强。本文认为，基于人工智能、区块链、云计算、大数据等“ABCD”技术的数字化转型，有可能成为企业创新的推力。

从代理问题角度看，开展创新活动可能会损害经理人的短期利益，耗费经理人更多的私人成本[17]。企业数字化作为一种组织管理手段，不仅能让委托人更好地识别和管控生产风险，增强企业内部的信息共享[18]，还能帮助委托人和代理人形成数据驱动的决策模式[19]，提升创新战略的可行性和评价标准的科学性，降低组织内的代理成本，有效改善企业的创新意愿及创新能力。

从融资约束角度看，数字化转型不仅能让企业自身在信息传播、数据处理和信息获取等方面的成本大幅下降[6]，还能缓解企业和银行之间的信息不对称问题，拓宽企业的外部融资渠道，从内外两方面缓解企业的融资约束，从资金端赋能企业的创新活动。

从创新失败容忍度角度看，企业充分披露数字化转型信息，能够增强利益相关者对企业创新活动的认知和认可，提升其对企业创新失败的容忍度，进而减轻管理层开展创新的内在压力，提升其风险承担水平，促进企业创新[20,22]。

基于以上讨论，本文拟以2007—2020年的中国上市公司为研究样本，对其中的数字化转型与企业创新的影响及作用机制进行实证研究，为中国上市公司数字化转型和创新能力的关系提供新的证据。研究结果表明，企业的数字化转型能够显著提升企业的创新能力，该结论在采用工具变量法和稳健性检验后仍成立。进一步的研究表明，数字化转型对企业创新的促进效应在代理问题更严重、融资约束更大和风险承担水平更低的企业中更强，说明企业的数字化转型通过缓解代理问题、融资约束和提升风险承担水平促进企业创新。

本文的贡献主要有以下四点：第一，本文从微观数字化转型的角度丰富了企业创新的内部驱动因素研究。尽管数字化转型在企业的日常经营和决策中发挥的作用日益凸显，但是相关文献大多研究的是诸如数字化转型产业政策[15]、地区金融科技发展水平[11]和中国数字经济指数[23]等宏观层面因素是如何影响企业创新的(即宏观→微观路径)，鲜有文献从企业的微观视角出发，将微观企业个体的数字化转型程度纳入企业创新行为和经济影响的分析框架(即微观→微观路径)，因而本文将研究目光下移至企业自身数字化转型的意愿和程度。本文从上述视角进行了实证检验，并从代理问题、融资约束和风险承担水平的视角提供了作用机制的经验证据，为数字经济发展和企业创新领域的研究提供有益借鉴。第二，本文从代理问题的角度丰富了数字化转型对企业创新影响的相关研究。以往研究的结果表明，代理问题是抑制企业创新的因素之一[24,26]。企业的数字化转型能够有效提高内部控制水平[18]，降低代理成本[27]，进而提升企业的创新水平。本文基于该视角，发现企业数字化转型将显著缓解信息不对称导致的代理问题，促进企业创新发展。第三，本文从融资约束的角度丰富了数字化转型对企业创新影响的相关研究。以往研究的结果表明，融资约束将抑制企业创新[28-30]。数字化转型一方面可以通过信号传递机制，向市场参与者提供自身积极转型升级的积极信号，改善资金提供者对自身的评价；另一方面，微观企业的数字化转型将在一定程度上提高宏观金融市场的效率，提高地区的金融化水平，因而拓宽企业的外部融资渠道，进而提高企业创新意愿和产出。本文研究发现，企业数字化转型能够帮助企业摆脱融资困境，促进创新水平提升。第四，本文从风险承担角度丰富了数字化转型对企业创新影响的相关研究。以往研究的结果表明，风险程度水平会影响企业创新[20-22]。企业通过披露数字化转型的信息，增强了企业创新活动的可理解性，提升利益相关者对企业创新失败的容忍度，进而有效提升管理层的风险承担水平，促进企业创新。

二、理论回顾与研究假设

(一)数字化转型与企业创新

数字化转型并非数字技术的简单组合和运用，而是将数据上升到与人、资、地同等重要的新生产要素和创新产出驱动力[10]。从我国现状来看，国家将数字化转型视为重要的战略部署，多次出台文件要求大力培育数字新业态，寻求数字经济与实体经济的有机结合。梳理以往文献，数字化转型在实体经济中的作用主要有以下三点：第一，企业数字化转型能够帮助企业降本增效，提高生产经营效率。面对海量、非标准的数据，数字科技能作为数据处理的有效手段，帮助企业高效和低成本地利用信息，实现内部生产和外部市场需求的匹配，进而优化生产流程[31]。第二，企业数字化转型能够显著降低信息不对称程度。原因在于，企业不仅能够通过数字化转型处理内部信息，还能向市场参与者传递信息，实现信息的开放、连通和共享。第三，企业数字化转型能够有效提升企业价值和融资能力。数字化转型作为国家宏观发展蓝图的重要组成部分，与当前数字经济发展趋势相一致。基于此，符合政策导向的数字化企业将更加受到资本市场的认可，拥有更高的估值和更强的融资能力。

依据数字化转型的作用，数字化转型可能对企业创新存在内外部两方面的影响。

从外部环境来看，一方面，数字化转型能够发挥“信号”作用。数字化转型是当下的政策和投资热点之一，这意味着开展数字化转型的企业将受到更多的政策倾斜和投资者关注，由此，提升了企业的股票流通性和在资本市场的活跃度[3]。因此，企业能够通过披露数字化转型信息，向外部市场主体释放积极信号，缓解金融机构和企业之间的信息不对称，提高企业资金流通效率，降低创新企业的融资成本[11,32]。另一方面，数字化转型将发挥其跨界产业融合的作用，通过互联网等技术平台的搭建[8]，促进企业与外部合作伙伴的技术交流和协作，进而降低创新过程中的沟通和信息搜集等成本[32]，缓解企业开展创新活动时的资金压力。

随着数字化的发展，数字化转型已逐渐内源化，融入企业的日常经营和决策的全过程[18]。从企业的内部视角来看，企业进行数字化转型的主动性、能力和结果显然也会影响企业的数字化转型程度。在开展数字化转型之前，企业在生产、物流、销售等方面的信息无法形成体系，因而也无法为企业提供决策建议。数字化转型将企业零散的信息和资源整合，优化了供需两端的衔接，充分提升了企业未来的运营效率[31]，进而使企业实现更高的边际创新产出。同时，数字化转型与实体经济的结合，能充分发挥其“乘数”创造效应[1]，盘活闲置资源，实现跨界资源的深度融合，赋能企业创新。基于此，探讨企业数字化转型是否以及将通过何种渠道影响企业创新，对深入了解企业进行数字化转型的动机和收益有重要的理论意义。

具体来看，企业创新将受到融资约束[28]、管理层激励[33]、创新失败容忍度[34]、代理问题[24-25]、创新关注[34]等多种因素的影响。创新项目失败率高、确定性低、资金需求大、周期长等特征[16]，使现在的企业开始依靠数字化转型对企业创新的赋能作用。企业披露有关数字化转型的理念和导向，对企业创新有如下作用：第一，能够通过数字化转型帮助委托人和代理人形成数据驱动的决策模式[19]，改善代理人的创新意愿和企业创新环境，进而增加企业的创新投入和未来的创新产出；第二，能够向金融机构和政府机构等外部信息使用者释放自身转型升级的积极信号，有效缓解企业和市场参与者之间的信息不对称问题和融资约束，赋能企业创新；第三，能够增强利益相关者对企业创新失败的容忍度，进而减轻管理层开展创新的内在压力，提升其风险承担水平，促进企业创新[20-22]。综上所述，数字化转型主要是通过缓解代理问题、融资约束和提高创新失败容忍度等提升了企业的创新意愿，促进了企业创新。

基于此，本文提出假设1：数字化转型有助于提升企业创新水平。

(二)数字化转型对企业创新的影响机制

从委托代理理论的角度出发，Jensen 和Meckling[36]认为，委托人和代理人存在利益冲突。代理人努力水平的不可见性，为其利用自身信息优势谋求个人利益提供了便利。就企业创新而言，由于创新项目周期长，在短期内无法使企业和代理人获益，甚至还会对当前的企业评价指标产生负面影响，代理人将出于维护私人利益的动机，抑制企业创新[17]。同时，创新项目的复杂性将使代理人为完成创新目标而耗费更多的私人成本，因此，企业需要引入监督机制来维持创新[37]。

在数字化转型的背景下，数字化可以作为新型组织管理手段，发挥其信息处理优势和评价功能，帮助委托人和代理人形成数据驱动的决策模式(data-driven decision-making，DDD)[19]，让他们在决策时更多地基于数据而非自己的“直觉”。一方面，数字化转型能够整合创新企业的分散的资源信息，站在更高的维度评估企业的创新能力和创新方向，进而有可能缩短创新的周期，提高成功的可能性，让代理人更有机会从开展创新活动中受益，从内部提升其创新主动性。另一方面，数字化转型通过多种技术，引入更多元、更科学的评价体系，淘汰“唯结果论”的评价标准，减少代理人在创新活动开展中的短视行为，提升委托人在评价时的科学性，从评价机制上降低代理成本，进而改善企业的创新意愿，提升企业创新能力。

基于此，本文提出假设2：数字化转型对企业创新水平的促进效应在代理问题较突出的企业中更强。

从融资约束理论的角度出发，当面临净现值为正的项目需要投资但内源融资不足时，企业将从外部获取资金来推进项目开展。当企业从内外部获取的资金都有限时，缺乏可动用资金的企业将更倾向于投资短期即可获利的项目[38-39]，降低对高风险、高投资、长周期、回报不确定的创新项目的投资意愿。因此，促进企业创新的一种方法就是缓解企业面临的融资约束。

传统金融行业在评估企业的创新活动时，常常因信息的局限性和不确定性(收益不确定、周期不确定等)而减少或拒绝放贷，导致创新企业的资金供给不足。在数字化转型的背景下，一方面，企业的数字化转型传递了积极信号。企业作为信息生产的主体，披露出的数字化转型信息不仅意味着企业将在这方面有更大的投入，还预示着企业未来的高质量发展。另一方面，基于数字经济支撑下的金融科技，能够有效拓宽金融企业的服务边界。外部资金的提供者可以通过企业披露出的数字化转型理念和行动，运用数字化转型支撑下的更为精细的风险评估手段和需求识别方法，更好地识别和降低信贷过程中的风险，提高信贷资源分配的效率和效果[23]。因此，数字技术的运用和发展，使外部资金提供者与企业之间的信息不对称程度大大降低，优化了企业的资本结构，降低了企业的资本成本。因此，数字化转型能够缓解企业的融资约束，为企业创新赋能。

基于此，本文提出假设3：数字化转型对企业创新水平的促进效应在融资约束较大的企业中更强。

从创新失败容忍度的角度出发，当面临高风险、长周期的创新机会时，企业需要作出是否开展创新活动的决策，而这一决策受到利益相关者对创新活动失败的容忍度的影响[20]。当利益相关者对企业创新失败的容忍度较高时，短期业绩目标和保证职业发展的需求给予管理层的压力较小，管理层对风险的承担水平和容忍度将提升，进而更有可能增加开展创新活动这样的高风险决策[21-22]。但是，当创新失败容忍度较低时，管理层将迫于公司内部财务情况和外界利益相关者关注的压力，不得不将目光放在维持短期业绩上，进而放弃高风险的创新活动。

企业数字化转型的进程和应用将有效提升利益相关者对企业创新失败的容忍度。具体而言，公司对外交流的重要载体(如上市公司年度报告、问询函、“互动易”问答等)，降低了公司与利益相关者在发展战略和目标层面上的信息不对称程度。企业披露的数字化转型进程，往往会与企业当下的创新活动和未来的创新目标相结合，尤其是在企业的数字化转型涉及人工智能产品、数据处理和决策以及智能产品应用时。因此，利益相关者可以从企业披露的数字化转型进程中认识到创新项目的风险、收益以及数字化应用在企业创新活动的作用[34]，促进企业创新。同时，作为数字经济时代的企业提升创新效率和生产力的手段，数字化转型开展得越充分，与企业业务融合得越好，对企业创新的增量收益也将越明显。因此，企业数字化转型能够提高利益相关者对企业创新失败的容忍度，进而有效缓解管理层在开展创新活动时面临的风险和压力，提升管理层对风险的承担意愿和承担水平，促进企业创新[20-22]。

基于此，本文提出假设4：数字化转型对企业创新水平的促进效应在风险承担水平较低的企业中更强。

三、研究设计

(一)样本来源

本文以2007—2020年的中国上市公司为研究样本。企业专利申请数来自CNRDS 数据库，企业数字化转型程度数据、高新技术企业认定数据和其他财务变量数据均来自CSMAR 数据库，各城市在1984年的固定电话用户数来自1985年《中国城市统计年鉴》。本文的样本筛选过程如下：将企业专利申请数取未来一期数据；将企业专利申请数、数字化程度和其他变量按照“企业—年度”进行匹配；将金融业企业、资产负债率大于1 和主要变量数据缺失的样本剔除，并对所有连续型变量在1%和99%分位进行Winsorize处理，最终得到31 662 个研究样本，共3 727 家公司。

(二)主要变量

1.企业数字化转型程度

吴非等[3]首次将上市公司年度报告中“数字化转型”相关词语的词频作为企业数字化转型程度的衡量指标。他们认为，以往研究主要使用企业是否进行数字化转型的虚拟变量作为代理变量[10]，无法很好地衡量企业数字化转型的程度。企业的年度报告作为总结性和导向性的对外报告，是企业向外部信息使用者传递信息的载体，企业积极开展数字化转型的意愿和成果很有可能反映在企业的年报中。因此，使用年度报告中“企业数字化转型”相关词语的词频来衡量数字化转型的程度具有合理性。

具体来看，本文所引用的CSMAR 数据库在计算企业数字化转型程度时涵盖了五大类别的词语，分别是人工智能、区块链、云计算、大数据和数字技术应用，这与以往的研究相一致[3,11,14,40]，具体细分指标名称见表1。

表1 数字化转型细分指标

基于此，本文将企业当年五个类别的词频求和来度量企业数字化转型程度(Lndgt)。由于该数据具有“右偏性”特征，本文在此基础上进行了对数化处理，具体计算公式如下：

2.企业创新

专利申请反映了企业投入于创新项目后的成果，能够衡量企业的创新能力[41]。同时，专利申请量比专利授予量更接近创新产出的实际时间[42]，能更真实地反映创新水平。因此，本文参考李春涛等[11]、黎文靖和郑曼妮[15]的做法，将专利申请数作为企业创新的代理变量。专利数据也具有“右偏性”特征，本文将专利申请数加1 后取自然对数。为缓解可能存在的反向因果问题，本文还将专利申请取未来一期处理。具体计算公式如下：

(三)其他变量

本文参考已有文献[3,43]，在模型中加入了公司规模(Size)、资产负债率(LEV)、固定资产占比(PPE)、总资产报酬率(ROA)、经营活动现金净额/总资产(Cash)、产权性质(SOE)、董事会规模(Boardsize)、独立董事占比(Indboard)、账面市值比(BM)、两职合一(Dual)和企业年龄(Age)作为控制变量。此外，还加入了年份固定效应和个体固定效应。主要变量的名称及具体定义见表2。

表2 主要变量定义

(四)研究模型

为检验假设1，本文设定以下模型：

其中，Innovationi,t+1代表企业创新能力，Lndgti,t代表企业数字化转型程度，Controlsi,t包含上文提及的控制变量，µt表示年份固定效应，λi表示企业固定效应。本文关注的主要系数为α1。若假设1 成立，即企业数字化转型对企业创新具有显著的促进作用，则α1应显著为正。

为保证结果的稳健性，本文共进行了如下处理：第一，考虑到数字化转型对企业创新的传导需要一定时间，并且可能存在反向因果问题，选取未来一期的专利申请数加1 后的自然对数作为被解释变量；第二，为避免极端值的影响，对所有连续型变量在1%和99%分位进行缩尾处理；第三，在所有回归模型中均同时加入年份和个体固定效应，并对标准误在企业层面进行聚类调整，尽可能减小模型因素带来的误差。

为检验假设2、假设3 和假设4，本文参考以往研究[33-34,47]，使用分组回归来检验数字化转型对企业创新的影响机制。本文在模型(3)的基础上，根据企业的代理成本高低、融资约束大小和风险承担水平高低对上述假设进行分组检验。若上述假设成立，即企业数字化转型对企业创新的促进作用在代理成本较高、融资约束较大和风险承担水平较低的企业中更强，则α1在这些企业组中应显著更大。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表3 为主要变量的描述性统计结果。结果表明，企业创新(Innovation)的差异明显。企业数字化转型程度(Lndgt)也表现出类似的特征，且Lndgt的最小值和中位数均为0，这意味着超过半数的样本未开展数字化转型。

表3 主要变量的描述性统计结果

(二)基准回归

表4 分别为未加入控制变量和固定效应、未加入控制变量但加入了固定效应和同时加入控制变量和固定效应的结果。Lndgt的回归系数在5%及以上的水平显著，说明数字化转型对企业创新具有显著的促进作用，假设1 成立。从模型的拟合程度来看，随着控制变量和固定效应的引入，模型调整后的R2从0.036 提升至0.235，说明控制变量和固定效应的引入加强了模型对被解释变量的解释力度。从经济意义来看，企业的数字化转型程度每增加一个标准差(1.211)，其创新能力将提升约0.030(0.025×1.211)，这相当于企业创新均值(2.386)的1.26%。

表4 企业数字化转型与企业创新

(三)内生性检验

数字化转型和企业创新可能相互影响。一方面，随着数字化转型的不断深入，企业的创新能力得到显著的提升；另一方面，创新能力强的企业由于自身业务需要，会加强数字化转型的战略布局。因此，数字化转型和企业创新能力可能存在互为因果关系。同时，本文亦可能存在遗漏变量问题。基于此，本文采用工具变量法来缓解内生性问题。

本文借鉴胡山和余泳泽[23]、黄群慧等[48]的研究，以各城市在1984年固定电话用户数的自然对数为基础构建数字化转型的工具变量。一方面，数字化的一大指征为互联网的接入与发展。一个地区以固定电话为代表的电信基础设施将会影响该地区互联网的应用和发展，进而影响地区和微观企业的数字化水平。因此，地区历史上的固定电话用户数量与企业的数字化转型程度具有相关性。另一方面，相较于当下数字经济的发展态势，固定电话等传统电信工具对企业创新能力的影响正在消失。因此，使用固定电话用户数量满足工具变量排他性的要求。综上所述，采用各城市在1984年的固定电话用户数作为企业数字化转型的工具变量具备合理性。

由于本文的研究样本数据为面板数据，直接使用1984年的固定电话用户数作为工具变量将造成固定效应模型无法估计的问题。因此，本文参考赵涛等[6]以及Nunn 和Qian[49]等的研究，引入随时间变化的变量。具体而言，本文选取了上一年全国互联网用户数的自然对数和上一年全国GDP的自然对数，将两者分别与1984年各城市固定电话用户数构造交乘项(IV-Phone-Internet和IV-Phone-GDP)，作为该年该企业数字化转型程度的工具变量。

本文借鉴李华民等[50]的研究，选取了公司所在城市的上市公司数(IV-listnum)作为工具变量进行检验。一方面，当同地区内的上市公司较为集中时，企业往往会受到较大的竞争压力，此时企业将更有动力开展和推进企业数字化转型，以加强长远竞争优势。另一方面，企业的创新产出受多方面影响，无论是同地区内的上市公司数量的存量还是增量，同企业的创新产出的直接相关性均不强。因此，该指标满足相关性和排他性的要求。

同时，本文借鉴何帆和刘红霞[10]的研究，选取了企业滞后两期的数字化转型程度(IV-lagdgt)进行检验。本文还选取了滞后三期的数字化转型程度作为工具变量，结果与滞后两期的一致，因此未在正文列示。

表5 的第(1)、第(3)、第(5)和第(7)列分别列示了上述四个工具变量第一阶段的回归结果。结果表明，四个工具变量对数字化转型程度的效应均在1%的水平上显著为正。第(2)、第(4)、第(6)和第(8)列分别列示了第二阶段的回归结果。结果表明，企业数字化转型的系数(Lndgt)均显著为正，且F检验值均大于10(分别为27.49、22.61、58.06和2694.57)，工具变量的相关性得到很好的满足。因此，在缓解内生性后，企业数字化转型对企业创新能力的促进作用仍然显著。

表5 工具变量法回归结果

(四)稳健性检验

(1)调整被解释变量的时间跨度。在基准回归中，本文使用未来一期的专利申请数加1 后的自然对数作为被解释变量。此处，本文采用当期的专利申请数加1 后的自然对数(Patent-num)、当期以及未来一期的专利申请数之和加1 后的自然对数(Cum-Patent-num)、未来一期以及未来二期的专利申请数之和加 1 后的自然对数(Cum2-Patent-num)作为被解释变量，分别重新进行模型(3)的回归。表6 第(1)至第(3)列的结果中，企业数字化转型的系数(Lndgt)均显著为正，表明基准回归的结果仍然稳健。

表6 稳健性检验回归结果

(2)改变被解释变量的衡量方法。在基准回归中，本文以专利申请数为基础构建被解释变量。此处，本文采用未来一期发明专利申请数加1 后的自然对数(Invention-num)作为被解释变量的替代变量，重新进行模型(3)的回归，具体回归结果见表6 第(4)列。考虑到创新产出受外生因素的影响较大，进而可能导致企业之间创新产出的不可比，本文选取未来一期和未来二期研发投入加1后的自然对数(Input和Input-2)作为被解释变量，重新进行模型(3)的回归①。表6 第（5）至第（6）列的结果中，企业数字化转型的系数(Lndgt)均显著为正，表明基准回归的结果仍然稳健。

(3)改变样本数据的覆盖范围。在基准回归中，本文以样本期间内的所有上市公司为研究对象。但相较于其他行业和其他类型的企业，制造业及信息传输、软件和信息技术服务业企业和高新技术型企业有更大的创新需求和产出[34]。此处，本文分别仅保留上述两个类别的企业样本重新进行模型(3)的回归。表6 第(7)和第(8)列的结果中，企业数字化转型的系数(Lndgt)均显著为正，表明基准回归的结果仍然稳健。

五、进一步研究

(一)数字化转型对企业创新的影响机制：降低代理成本

代理问题将抑制企业创新[24-26]。本文参考Ang 等[51]的做法，分别利用管理费用率(MEXP，等于管理费用/营业收入)和资产周转率(STA，等于营业收入/总资产)来衡量企业的代理成本。考虑到中国会计准则要求企业在年末将费用化的研发支出转入管理费用，进而可能存在管理费用率与专利申请数的机械关系[25]，本文还使用调整后的管理费用率(MEXP-adj，即管理费用-费用化研发支出/营业收入)度量代理成本。一个企业的管理费用率越低，资产周转率越高，表明企业的代理成本越低。除上述变量外，较高的企业会计信息可比性和较好的内部控制可以通过降低信息不对称程度来缓解代理问题，进而促进企业创新[25]。基于此，本文选取会计信息质量(AIQ，本文采用修正的Jones 模型[52]计算得出的可操纵应计项目来衡量)和内部控制水平(ICQ，本文采用深圳市迪博企业风险管理技术有限公司发布的内部控制指数来衡量)进一步检验降低代理成本是否可以增强数字化转型对企业创新的促进作用。本文分别将上述变量按照“行业—年份”中位数进行分组，如果一个企业的资产周转率、会计信息质量或内部控制水平低于或等于当年同行业样本的中位数，或管理费用率高于或等于当年同行业样本的中位数，则将该企业划分为代理成本较高的企业，否则划分为代理成本较低的企业。

本文基于上述代理成本的变量对模型(3)进行分组检验，回归结果如表7 所示。在代理成本较高(管理费用率高、资产周转率低、会计信息质量低、内部控制水平低)的样本组中，数字化转型变量(Lndgt)的系数均显著为正，而在代理成本较低的样本组中不显著。在此基础上，本文采用费舍尔组合抽样1 000 次，检验数字化转型变量(Lndgt)的系数在组间的差异。表7 经验P值行的结果表明，除了在会计信息质量分组下，数字化转型(Lndgt)的组间系数差异均显著。因此，本部分的结果说明数字化转型对企业创新能力的促进作用在代理成本较高的企业中更强，即数字化转型能够通过降低企业的代理成本来促进企业创新，这支持了本文的假设2。

表7 数字化转型与企业创新：降低代理成本

(二)数字化转型对企业创新的影响机制：缓解融资约束

以往研究表明，规模较大的企业、国有企业和具有银行关联的企业面临的融资约束较小[34,53-54]。 本文分别使用总资产规模(Totalassets)[55]、KZ指数[56]、产权性质(SOE)和银企关系(Bank)来衡量企业面临的融资约束。具体而言，本文将公司总资产规模和KZ指数分别按照“行业—年份”中位数进行分组，若该企业的总资产规模低于或等于当年同行业样本企业的中位数，或KZ指数高于或等于当年同行业样本企业的中位数，则划分为融资约束较大的企业，否则划分为融资约束较小的企业。本文将银企关系界定为满足企业持有银行股份、银行持有企业股份、高管有金融工作背景三者之一。若该企业为非国有企业或不具有银行关系，则划分为融资约束较大的企业，否则划分为融资约束较小的企业。

本文基于上述四个融资约束的变量对模型(3)进行分组检验，回归结果如表8 所示。结果表明，在融资约束较大(总资产规模小、KZ指数高、非国企、无银企关系)的样本组中，数字化转型变量(Lndgt)的系数均显著为正，而在融资约束较小的样本组中不显著。除了在KZ指数分组下，数字化转型(Lndgt)的组间系数差异均显著。因此，本部分的结果说明，数字化转型对企业创新能力的促进作用在融资约束较大的企业中更强，即数字化转型能够通过缓解企业的融资约束来促进企业创新，这支持了本文的假设3。

表8 数字化转型与企业创新：降低融资约束

(三)数字化转型对企业创新的影响机制：提升风险承担水平

已有研究表明，当企业的盈利水平波动较小[57]、现金持有水平较高以及资产负债率较低时[34,58]，企业的风险承担水平较低。因此，本文选取企业ROA的波动程度(ROA-sd，等于近三年的经行业调整的ROA的标准差)、现金持有水平(Cashholding，等于期末现金及现金等价物/期末资产总额)和资产负债率(LEV，等于期末负债总额/期末资产总额)来衡量企业的风险承担水平。当该企业ROA的波动程度或资产负债率低于或等于当年同行业样本企业的中位数，或现金持有水平高于或等于当年同行业样本企业的中位数，则划分为风险承担水平较低的企业，否则划分为风险承担水平较高的企业。

本文基于上述三个风险承担水平的变量对模型(3)进行分组检验，回归结果如表9 所示。结果表明，在风险承担水平较低(ROA的波动程度低、资产负债率低、现金持有水平高)的样本组中，数字化转型变量(Lndgt)的系数均显著为正，而在风险承担水平较高的样本组中不显著，且数字化转型(Lndgt)的组间系数差异分别在1%和接近10%的水平上显著②。因此，本部分的结果说明数字化转型对企业创新能力的促进作用在风险承担水平较低的企业中更强，即数字化转型能够通过提升风险承担水平来促进企业创新，这支持了本文的假设4。

表9 数字化转型与企业创新：提升风险承担水平

六、研究结论与政策建议

本文以2007—2020年的中国上市公司作为研究样本，以企业专利申请数作为衡量企业创新的指标，以企业年度报告中“数字化转型”相关词语的词频衡量企业数字化转型程度，研究了企业数字化转型程度对企业创新的影响③。研究结果表明，企业数字化转型程度越高，企业的创新投入越大、创新产出越高，该结论在采用工具变量法及进行多种稳健性检验后仍然成立。进一步研究表明，企业数字化转型通过缓解代理问题、融资约束问题和提升企业的风险承担水平，赋能企业创新。

本文的理论意义和政策建议如下：在理论意义层面，本文基于企业微观的数字化转型指标，将微观企业个体的数字化转型程度纳入企业创新行为和经济影响的分析框架(即微观→微观路径)，丰富了企业创新影响因素的相关研究。在政策建议层面，数字化转型能够在一定程度上解决企业面临的代理冲突问题、融资难问题和创新失败容忍度低的问题，进而促进企业创新。因此，从企业角度来说，不仅应当积极开展数字化转型，发挥其在组织内部的监督管理功能，提高对企业创新活动的激励，还应提高创新项目的信息透明度，降低与银行、政府等资金提供主体的信息不对称程度，从缓解代理问题、缓解融资约束和提升风险承担水平三方面有效促进企业创新和提高企业价值。从国家层面来说，一方面要完善内部控制和会计质量等方面的法律法规，强化信息监察，提高信息披露质量和水平；另一方面要通过数字化技术进一步完善金融市场，打破信息壁垒，为企业营造公平、开放的融资环境，推进我国数字化转型政策的落地实施。本文尚存在一些不足之处。第一，本文主要从降低代理成本、缓解融资约束和提升风险承担水平路径，揭示了数字化转型推进企业创新的内在机制。但除了上述路径外，还存在众多影响企业创新的因素，例如在数字化转型背景下不同类型企业所受到的政策倾斜程度和补助差异、内外部利益相关者的关注和预期等。第二，数字化转型给企业带来的是信息处理能力、分析能力和运用能力的跨越式提升，不同程度、不同手段的数字化转型对企业创新投入产出效率的影响也值得进一步探讨。

注释：

①感谢匿名审稿专家的宝贵意见。从代理问题角度来看，企业的创新产出因较少受到代理人的控制而具有一定的局限性[59]，但创新投入完全由企业决定，可以反映出是否存在代理问题，因而在代理视角下采用研发投入来衡量企业创新具有较高的运用性和可比性，适合在代理视角下分析企业创新问题的变量。从融资约束角度来看，融资约束能影响创新投入[28,34]。数字化转型提高信贷资源分配的效率和效果[23]，向资金提供者传递了加大创新投入和长期高质量发展的积极信号[3]，有效缓解企业与外部资金提供者的信息不对称问题[17]。因此，可能也存在“数字化转型——融资约束——创新投入”这一路径。综上所述，本文采用未来一期研发投入的自然对数(Input)作为被解释变量，重新进行代理成本和融资约束的机制检验。结果表明，数字化转型对企业创新投入的促进效应与正文部分表现出一致特征，即在代理成本更高和融资约束更大的样本组中更为显著。因篇幅所限，本部分回归结果未列示。

②以现金持有水平和资产负债率分组的组间系数差异P值分别为18.8%和12.4%。根据本文的理论分析，当风险承担水平较低时，数字化转型对企业创新的促进效应更强，即被解释变量的系数将显著更大。在已知系数相对方向时，组间系数差异可采用单尾检验[60]，此时P值分别为9.4%和6.2%，仍在10%的水平上显著。

③此外，本文还发现企业数字化转型能够通过提升企业创新水平来提高企业销售收入增长率，进而有效促进企业发展。因篇幅所限，回归结果未在正文中列示。