数字化转型与企业费用粘性——基于管理层自利视角的分析

徐子尧 张莉沙

四川大学 经济学院，四川 成都 610065

一、引言

成本控制是企业日常运营管理的重要内容，与企业的经营效率和竞争能力密切相关。在新冠肺炎疫情的持续冲击下，一些企业因成本管理失效、资金链断裂而濒临破产倒闭，但也有部分企业将新一代信息技术引入企业管理架构，积极推进内部成本管理转型与升级，从而保持较强的生命力和发展韧性。随着新一轮科技革命和产业变革加速演进，数字化转型成为未来企业生存和发展的必由之路。2022年国务院发布《“十四五”数字经济发展规划》明确提出，“全面系统推动企业研发设计、生产加工、经营管理、销售服务等业务数字化转型”。为此，各地政府积极制定了地方数字经济发展规划，着力提升企业数字化水平。然而，中国民主建国会广东省委员会的两会提案指出，由于对数字化转型成功概率，尤其是对成本投入存在疑虑，不少企业数字化转型意愿低迷①王婧，王志敏.广东累计60万家中小企业“上云”制造业数字化改造意愿仍然低迷［EB／OL］.https：／／economy.caixin.com／2022-01-21／101833370.html，2022-01-21／2022-05-25。。那么，数字化转型是否有助于企业降本增效？对这一问题的思考，有助于突破企业数字化转型的迷思，助推数字经济发展。

现实世界中，企业成本居高不下很大程度上与费用粘性现象有关。费用粘性是指企业费用随业务量升降呈现出不对称变化的现象，即业务量上升时费用的增加幅度，大于业务量下降时费用的减少幅度（Anderson et al.，2003［1］）。费用粘性的存在不仅表现为企业在业务量上升时的资源投入可能大于实际需求，导致资源供需失衡，也表现为企业在业务量下降时的资源投入没有相应减少，造成资源浪费。当前，在百年变局叠加新冠肺炎疫情冲击下，降低费用粘性成为企业“降成本”的关键手段。如何降低中国企业的费用粘性以达到控制成本的目的？数字经济与实体经济的融合发展或许能带来些许启发。鉴于此，本文聚焦于识别企业数字化转型对费用粘性的影响，以期从费用粘性这一突破口为数字化转型赋能企业成本管理提供经验解释。

与以往研究相比，本文的边际贡献在于：第一，通过考察数字化转型与企业费用粘性的关系，不仅丰富了数字化转型微观经济效应的研究成果，也拓展了费用粘性影响因素的相关内容；第二，基于管理层自利行为视角，从费用粘性的代理问题动因剖析了数字化转型影响企业费用粘性的路径，为数字技术应用对企业费用管理的积极作用提供了新的证据；第三，基于企业内外部治理机制的作用，探究了其对数字化转型与企业费用粘性关系的影响，并从企业性质、地区市场化水平出发验证了数字化转型对企业费用粘性影响的异质性，这对于在有针对性地推进企业数字化转型，充分激发其信息治理效应的同时，不断完善企业内外部治理机制建设，以期更好地监督管理层自利行为具有重要的现实意义。

二、理论分析与研究假说

费用粘性源自管理层在企业日常经营中有意识的成本决策行为，其成因大致可以归纳为调整成本、管理层乐观预期和代理问题三大方面（Banker et al.，2011［2］）。调整成本观点认为，费用粘性是管理层在业务量发生变化时，权衡资源调整成本后深思熟虑的结果。管理层在业务量下降时削减资源的成本往往高于业务量回升时重新增加资源投入的成本，从而使得企业费用表现出粘性特征。Anderson et al.（2003）、Banker et al.（2013）［3］、刘媛媛等（2014）［4］以及江伟等（2016）［5］的研究均支持了调整成本动因。管理层乐观预期观点认为，管理层对企业未来发展形势的乐观预期会削弱其在业务量下降时的资源缩减意愿，增强其在业务量回升时的资源投入意愿，由此引起费用粘性。Banker et al.（2010）［6］、梁上坤（2015）［7］和宋云玲等（2019）［8］的研究为管理层乐观预期动因提供了经验证据。代理问题观点认为，为了获得高额的薪酬回报、控制更多的资源和赢得良好声誉等，管理层往往会在营业收入上升时过多地增加资源投入，扩大企业规模（如进行并购重组、更换豪华办公设施、雇佣较多的下属人员等），而在营业收入下降时却不太愿意削减这些支出，费用粘性现象随之产生。Chen et al.（2012）［9］研究发现，管理层打造商业帝国的动机导致更高的企业费用粘性，印证了代理成本动因。

自Jensen and Meckling（1976）首次提出代理成本概念以来，两权分离和信息不对称引发的股东与管理层之间的委托代理问题，成为企业治理研究中经久不衰的话题。在信息不对称条件下，管理层的经营决策目标不是股东利益最大化，而是实现自身利益最大化。如前所述，管理层自利行为是产生费用粘性的重要原因。那么，企业数字化转型是否会降低股东与管理层之间的信息不对称程度，减少管理层自利行为，进而抑制费用粘性？回答这个问题，可以从数字化对企业变革的影响切入。原因在于，数字技术赋能企业转型发展，会产生两大效应：信息效率效应和组织变革效应，这两大效应分别从企业信息流层面和组织权力配置层面抑制费用粘性。

一是信息效率效应。信息传递理论认为，完整的信息传递过程可以简单地描述为“信源（信息发布者）→信道（信息传递通道）→信宿（信息接收者）”（Shannon，1948［10］），任何有助于增益这三个环节的因素都将提升信息生成、处理和传递效率。数字化转型能够从信源、信道和信宿三个方面优化企业信息质量，减少因股东与管理层之间信息不对称引致的管理层自利行为，抑制费用粘性产生。

从信源方面来看，一方面，数字化转型加快了多维度数据信息向企业生产、管理等各环节渗透，促进了信源广泛性的延展和可靠性的提升。例如，基于大数据强大的数据挖掘、储存和分析功能，企业能够将海量的图像、视频、音频和文本文件等非结构化、非标准化的数据转化为可视化、结构化和标准化的信息，是传统财务会计信息披露的有益补充（Warren et al.，2015［11］）；区块链技术在公开企业财务会计信息的同时，实现了财务报表中绝大部分数据的自动验证，避免数据被伪造和篡改，保障了信息的真实性、安全性和可靠性。另一方面，随着数字化转型的企业不断增加，企业之间形成了信息与数据资源的数字化共享生态，整体市场的信息壁垒被打破，竞争程度日趋激烈。为了获取竞争优势，企业管理层有更强的意愿和动机主动进行信息披露，积极提高信息披露质量，降低信息不对称程度。

从信道方面来看，互联网技术的发展带来企业信息流传播速度的指数级增长，极大提高了信息传递的及时性。以互联网平台为代表的新型信道出现，强化了信源与信宿间的关联互动，缩短了企业信息传递链条，减少了信息传递过程中的噪音和失真，信道传输效率得以提升。依托微博、“互动易”和“上证e互动”等多样化网络技术平台，投资者与管理层之间能够实时地进行信息沟通与反馈，投资者可以及时、准确地掌握企业经营情况，有效参与企业治理。

从信宿方面来看，数据湖、数据中台等新型数据管理方式有效缓解了接收者信息获取能力的局限性，而人工智能和日趋成熟的机器识别技术则为提高信宿分析鉴别能力提供了强有力的技术支撑。借助企业数字化运营构建的数据中台，股东和利益相关者能够更方便快捷、以更低成本获取企业财务、经营等多维度海量信息，并通过机器学习等人工智能算法和识别技术，对这些海量信息进行实时、自动化分析和快速甄别。

数字化转型信息效率效应的释放，一方面打破了企业内部管理层的信息优势地位，降低了股东的监督成本，也为消费者、市场中介、社交媒体和市场监管者等外部治理主体积极参与企业治理和监督充分增权赋能（陈德球和胡晴，2022［12］），在一定程度上遏制了管理层的奢侈享乐、帝国构建等自利行为，并抑制了企业费用粘性的产生。另一方面，基于数智化实时采集各环节的大数据信息，管理层能够更科学精准地进行投资决策，企业生产效率和经营业绩得以提升，增加了管理层从业绩改善中获取高额薪酬回报的机会，有利于削弱其暗中谋求私利的动机，减少资源浪费、盲目扩张等行为，抑制费用粘性产生。

二是组织变革效应。权变理论认为，企业组织结构应契合其所处的环境，并随环境变化而变化（Lawrence and Lorsch，1967［13］）。动态能力理论也指出，企业需要在复杂、快速变化的市场环境中动态地整合、构建和重构内外部资源，改进组织结构，维持竞争优势（Teece，2007［14］）。技术变革是企业组织形态演变的根本动力，大数据应用和平台数据共享导致企业内外部环境发生巨大改变。随着企业数字化转型的不断推进，数据资源成为生产经营的关键要素。为了减少数据信息传递的阻碍，实现企业间信息流通顺畅和协同共享，传统的金字塔、层级式组织形态逐渐失效，取而代之的将是能够促进信息流动、满足协调性需求的扁平化和网络式的组织架构。简而言之，企业实施数字化转型，促使组织进行适应性变革（刘政等，2020［15］），推动组织结构的扁平化和网络化发展，以即时响应快速变化的市场环境。

网络化的组织架构具有去中心化、去中介化等特点，在网络化组织结构中，企业内部各职能部门之间互相配合、协作（戚聿东和肖旭，2020［16］）。这不仅削弱了管理层对企业日常经营活动的自由裁量权，也将管理层损害股东利益的行为置于各协作部门实时监督之下，有利于缓解股东与管理层之间的代理冲突，降低管理层的自利行为动机和能力，抑制费用粘性现象。鉴于此，本文提出假设1、假设2a和假设2b。

假设1：数字化转型抑制了企业费用粘性。

假设2a：数字化转型通过降低企业信息不对称程度抑制了企业费用粘性。

假设2b：数字化转型通过缓解股东与管理层之间的代理冲突抑制了企业费用粘性。

已有研究发现，良好的企业内外部治理机制，如股权激励（梁上坤，2016［17］）、机构投资者持股（梁上坤，2018［18］）等能够有效约束管理层的自利行为，降低企业费用粘性。在此背景下，数字化转型约束管理层自利行为的增量作用有限，对企业费用粘性的抑制效应可能并不明显。反之，当企业内外部治理机制较弱时，数字化转型抑制管理层自利行为的增量作用凸显，可以显著抑制费用粘性。

股权集中度是企业内部治理的重要手段。大股东有更强的动机和能力监督管理层的自利行为，减少股东与管理层之间的代理问题（Shleifer and Vishny，1986［19］）。第一大股东持股比例越高，控股股东利益与企业长期利益越一致，控股股东对管理层的监督力度越大，从而可以强有力地约束管理层的自利行为。此时，数字化转型抑制管理层自利行为的增量作用可能并不明显，对费用粘性的抑制效应较小。相反，股权越分散，股东对管理层的监督能力越弱，管理层越容易利用自身权力谋取私利。在此情形下，数字化转型抑制管理层自利行为的作用得以充分体现，对企业费用粘性的抑制作用较强。

机构投资者是企业外部治理的重要主体。有效监督假说认为，作为独立于管理层和大股东的第三方力量，机构投资者是企业治理中的积极监督者，能够凭借自身的专业、信息和资金优势，约束和监督管理层行为，有效缓解股东与管理层之间的代理问题（Hartzell and Starks，2003［20］）。机构投资者持股比例越高，对管理层的监督越严格，管理层的自利行为能够得到较好的抑制。此时，数字化转型抑制管理层自利行为的增量作用效果不明显，对企业费用粘性的抑制效应可能不显著。相反，当机构投资者持股比例较低时，其对管理层自利行为的监督不足。在此情形下，数字化转型的信息治理效应和管理层代理问题缓解效应将得以有效发挥，可以有效抑制费用粘性。根据上述分析，本文提出假设3a和假设3b。

假设3a：数字化转型对企业费用粘性的抑制作用在股权集中度较低时更显著。

假设3b：数字化转型对企业费用粘性的抑制作用在机构投资者持股比例较低时更显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2010—2020年中国沪深A股上市企业作为初始研究样本，并剔除金融类、资不抵债、主要变量数据缺失和明显异常、ST和*ST、暂停上市和退市、上市不满两年、创业板和科创板企业等样本，最终得到15322个样本。为削弱极端值的影响，本文对所有连续变量进行1%和99%分位的缩尾处理。其中，企业数字化转型数据通过阅读、分析上市企业年报，基于文本分析法手工整理得到；城市GDP增长率数据来自《中国城市统计年鉴》以及各省、市统计年鉴和统计公报，其余变量数据来自CSMAR数据库、RESSET金融研究数据库和中国研究数据服务平台（CNRDS）。

（二）变量定义

1.被解释变量。费用变动（LnFee），采用企业当年与上一年管理费用比值的自然对数测度。

2.核心解释变量。收入变动（LnRev），采用企业当年与上一年营业收入比值的自然对数进行测度；收入下降（Dum）为虚拟变量，若企业当年营业收入相比上一年营业收入下降取1，否则为0；企业数字化转型程度（Dig），采用文本分析法从企业年报挖掘数字化转型信息构建。具体步骤是：首先基于数字化转型的定义、内涵以及国家相关政策文件对数字化内容的阐述，在赵宸宇等（2021）［21］和吴非等（2021）［22］的基础上，从底层技术架构和技术实践应用两个维度扩充“数字化转型”关键词词谱；其次，将这些关键词词汇扩充到Python软件包的“jieba”分词库，基于机器学习方法提取企业年报“管理层讨论与分析”部分的文本内容，统计每个关键词出现的频次；最后，加总当年所有关键词的词频数后取自然对数，构建企业数字化转型程度的度量指标。

3.控制变量。依据既有研究，本文选择连续两年收入下降（D_Twoyear）、经济增长（Gdpgrowth）、员工密集度（Einten）和资产密集度（Ainten）及其与费用粘性的交互项、企业规模（Size）、上市年限（LnAge）、资产负债率（Lev）、盈利能力（Roa）、管理层持股比例（Manshare）、股权集中度（Top1）、独立董事比例（Indep）、董事长与总经理两职合一（Dual）等作为控制变量。此外，为了尽可能减少遗漏变量的影响，本文控制了年份（Year）和企业（Firm）固定效应。变量定义及描述性统计结果见表1。

由表1可知，费用变动（LnFee）均值为0.085，营业收入变动（LnRev）均值为0.110。收入下降虚拟变量（Dum）均值为0.272，连续两年收入下降虚拟变量（D_Twoyear）均值为0.098，即样本中大约有27.2%的上市企业营业收入在当期出现了下降，大约有9.8%的上市企业营业收入连续两年下降。企业数字化转型程度（Dig）均值为1.882，标准差为1.315，表明中国上市企业数字化转型发展程度存在较大差异。

表1 变量定义与描述性统计

（三）模型设计

参考Anderson et al.（2003）和梁上坤（2018）的研究，本文构建基准模型如式（1）检验数字化转型与企业费用粘性的关系。

其中，LnFeeit表示企业i在t时期的费用变动；LnRevit表示企业i在t时期的收入变动；Digit表示企业i在t时期的数字化转型程度；Control_Var代表一系列控制变量；εit为随机扰动项。LnRevit×Dumit表示费用粘性，若系数β2显著为负，则表明企业费用在营业收入增加时的增量大于其在营业收入下降时的减少量，即存在费用粘性。此时，若假设1成立，则企业数字化转型与费用粘性的交互项（LnRevit×Dumit×Digit）系数应该显著为正。

四、实证检验与分析

（一）基准回归结果分析

本文采用面板双向固定效应模型对式（1）进行估计（表2）。其中第（1）列只包含营业收入变动（LnRev）和费用粘性（LnRev×Dum）。结果显示，LnRev系数为0.645，交互项LnRev×Dum系数为-0.581，均在1%水平下显著，表明中国上市企业普遍存在费用粘性现象。第（2）列加入了企业数字化转型程度（Dig）及其与费用粘性的交互项（LnRev×Dum×Dig）。结果显示，LnRev×Dum系数在1%水平下显著为负，LnRev×Dum×Dig系数在1%水平下显著为正，表明随着数字化转型程度提高，企业费用粘性程度趋于下降。第（3）列加入了所有控制变量进行估计，结果表明数字化转型显著抑制了企业费用粘性，验证了假设1。

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（二）路径机制检验

前文理论分析指出，数字化转型可能通过降低企业信息不对称程度和缓解管理层与股东代理冲突抑制企业费用粘性。本文在式（1）的基础上，借鉴江艇（2022）［23］关于中介效应分析的建议，采用企业信息透明度（Trans）和管理层代理成本（Agenc）分别与企业数字化转型程度（Dig）进行回归检验上述作用路径。

1.降低信息不对称程度的路径。参考Lang et al.（2012）［24］和辛清泉等（2014）［25］的研究，本文以深交所上市企业信息披露考评结果、盈余质量（采用Dechow and Dichev（2002）［26］模型计算）和分析师跟踪人数三个变量的样本百分等级平均值构建信息透明度综合指标（若三个变量中有一个或多个变量缺失，则用剩余变量百分等级平均值衡量信息透明度），反向反映企业信息不对称程度，记为Trans。该指标数值越大，表示企业信息不对称程度越低。表3第（1）列报告了企业信息透明度与数字化转型程度的回归结果，从中可以看到，Dig系数在1%水平下显著为正，表明数字化转型具有显著的信息治理效应，有助于优化企业信息质量，降低信息不对称，从而有效约束管理层自利行为，抑制企业费用粘性，验证了假设2a。

2.缓解管理层代理冲突的路径。本文采用在职消费水平衡量管理层与股东之间的代理成本，记为Agenc。该指标数值越大，管理层代理成本越高。具体来说，本文参考陈冬华等（2005）［27］研究，以企业年报财务报表附注销管费用明细项目下的差旅费、办公费、通讯费、业务招待费、交际应酬费、通讯费、出国培训费、董事会会费、小车费以及会议费的总额除以企业总资产衡量在职消费水平。表3第（2）列报告了管理层代理成本与企业数字化转型程度的回归结果，从中可以看到，Dig系数在10%水平下显著为负，表明数字化转型能够显著缓解管理层代理冲突，有效降低了管理层自利行为，从而抑制企业费用粘性，验证了假设2b。

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3.企业内外部治理机制的作用效应。本文使用分组回归检验企业内部治理（股权集中度）和外部监督（机构投资者持股）对数字化转型与企业费用粘性关系的影响（表4）。具体而言，本文将全样本按照第一大股东持股比例的三分位数分为高、中、低三组，比较股权集中度高和股权集中度低的回归结果（表4第（1）列和第（2）列）。在股权集中度高的组中，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数为正，但不显著；在股权集中度低的组中，交互项（Ln-Rev×Dum×Dig）系数在5%水平下显著为正。由此说明，数字化转型对企业费用粘性的抑制效应在股权集中度较低时更显著，验证了假设3a。

进一步，本文将全样本按照机构投资者持股比例的三分位数分为高、中、低三组，比较机构投资者持股比例高和机构投资者持股比例低的回归结果（表4第（3）列和第（4）列）。在机构投资者持股比例高的组中，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数为负，且不显著；在机构投资者持股比例低的组中，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数在5%水平下显著为正，表明数字化转型对企业费用粘性的抑制效应在机构投资者持股比例较低时更显著，验证了假设3b。

表4 数字化转型、企业内外部治理机制与企业费用粘性

（三）进一步讨论

1.产权性质的异质性。本文按照上市企业实际控制人的所有制属性将全样本划分为国有企业和民营企业两组进行回归，以考察不同产权性质下数字化转型对企业费用粘性影响的差异性。表5第（1）和第（2）列结果显示，国有企业组中交互项（LnRev×Dum×Dig）系数为正，但不显著；而民营企业组中交互项（LnRev×Dum×Dig）系数在1%水平下显著为正。由此表明，数字化转型显著降低了民营企业的费用粘性，但对国有企业费用粘性的抑制作用不显著。原因可能在于，国有企业在信息披露和管理层代理问题治理方面的表现优于民营企业，以致于数字化转型抑制企业费用粘性的增量作用可能无法充分体现。此外，通过对两组企业数字化转型程度、信息透明度和高管在职消费水平进行均值和中值差异性检验发现，国有企业整体数字化转型程度和高管在职消费水平比民营企业低，而信息透明度比民营企业高①限于篇幅，未汇报单变量的均值和中值差异性检验结果，留存备索。，进一步佐证了以上论述的正确性。

2.地区市场化水平的异质性。中国各地区市场化进程存在显著差异，因而不同地区企业面临的外部市场环境和法制环境也明显不同。与市场化进程慢的地区相比，市场化进程快的地区政府干预程度较低，产品和要素市场发育更成熟，法律体系和监管机制也更加健全合理。在此情境下，企业管理层自利行为会受到多方面外部力量的监督和约束，数字化转型抑制管理层自利行为的作用发挥不明显。因此，数字化转型对企业费用粘性的抑制作用主要体现在市场化水平较低的地区。本文利用上市企业所在省份的市场化指数表征地区市场化水平②上市公司所在省份的市场化指数来自王小鲁等（2019）编制的《中国分省份市场化指数报告（2018）》，由于2018年之后的数据与之前的计算基期不同，数据间不存在可比性，因此本文市场化指数截止到2016年，分组回归时对样本进行相应调整。，并按照上市企业所在省份市场化指数的中位数将全样本划分为市场化水平高、低两组进行回归（表5）。表5的第（3）和第（4）列结果显示，在地区市场化水平高的组中，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数为负，且不显著；在地区市场化水平低的组中，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数在5%水平下显著为正，表明数字化转型对企业费用粘性的抑制效应在地区市场化水平低的情况下更显著。

表5 异质性检验结果

续表5

（四）内生性问题处理

本文基准回归结论显示，数字化转型程度越高，企业费用粘性程度越低。然而，企业在进行数字化转型决策时，往往会考虑资产规模、财务杠杆、成长性和治理水平等诸多因素，因此数字化转型与费用粘性的关系可能会受到共同影响因素和反向因果等内生性问题干扰。对此，本文采用三种方法减少潜在内生性问题的影响。

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1.外生事件冲击检验。企业数字化转型进程往往取决于所在地区的数字基础设施建设情况。城市数字基础设施是随着时代进程客观需要存在和发展的一种生成性资源，在这类资源的生成、开发和利用中，政府扮演着十分重要的角色（陈云贤，2019［28］）。借鉴邱子迅和周亚虹（2021）［29］的研究，本文将国家级大数据综合试验区（以下简称大数据试验区）建设作为一项推动数字化转型的外生政策冲击，构建双重差分模型（Difference-in-Differences Model）检验数字化转型对企业费用粘性的影响。2016年2月，贵州省获批建立首个大数据试验区；同年9月，京津冀、珠江三角洲、上海、河南、重庆、沈阳和内蒙古7个区域也开启大数据试验区建设步伐。本文根据企业所在城市是否属于大数据试验区，将样本划分为实验组和控制组，设定Policy虚拟变量。若企业所在城市在政策实施当年及之后属于大数据试验区，Policy取值为1，否则为0。表6第（1）列的DID估计结果显示，交互项（LnRev×Dum×Policy）系数在5%的水平下显著为正，表明数字化转型显著抑制了企业费用粘性，基准回归结果稳健。

2.Heckman两阶段检验。为避免可能存在的样本自选择偏误，本文使用Heckman两阶段处理效应模型进行检验。第一阶段的被解释变量为企业数字化转型虚拟变量，若样本企业当年的数字化转型程度大于年度—行业中位数赋值为1，否则为0。引入企业注册所在地（省份和城市）的上市企业数量作为外生变量，同时控制式（1）中的控制变量以及年度和行业虚拟变量进行Probit回归，计算出逆米尔斯比率（Inverse Mills Ratio，简写为IMR）。第二阶段，将IMR加入基准回归式（1）重新进行估计。表6第（2）列和第（3）列报告了Heckman两阶段检验结果。IMR系数均在5%水平下显著为负，交互项（LnRev×Dum×Dig）系数均在1%水平下显著为正，结果表明，控制了样本自选择偏误后，基准回归结果依然成立。

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3.遗漏变量与回归偏误。本文采用Oster（2019）［30］的方法检验基准回归结果是否受到遗漏变量的影响（表7）。Oster（2019）证明，当存在不可观测的变量时，可利用估计量近似获得真实系数的一致估计。其中分别对应于引入受约束控制变量和引入可观测控制变量估计时，核心解释变量的估计系数和回归方程的拟合优度；Rmax表示不可观测变量可被观测时的最大拟合优度；δ表示可观测变量和不可观测变量分别与关注变量的相关关系的相对强弱。具体检验方式如下。一是设定Rmax为某一数值①本文将Rmax的数值分别设定为0.443（的1.3倍）、0.531（的1.5倍）和0.7。，取δ＝1，考察β*与所组成的区间范围是否排除0，若是，则基准回归结果稳健；二是设定Rmax为某一数值，估计使β＝0时的δ的取值，若δ的绝对值大于1，则基准回归结果稳健。表7结果显示，以上两种方式均通过了检验。由此可见，即使存在不可观测的遗漏变量，本文关于数字化转型与企业费用粘性关系的回归结果仍然稳健。

（五）稳健性检验

1.替换被解释变量。将被解释变量替换为销管费用变动（LnSga）、营业成本变动（Ln-Cost）重新对式（1）进行估计，结果见表8第（1）列和第（2）列。由此可以看到，LnRev×Dum×Dig系数分别在5%和1%水平下显著为正，表明以LnSga和LnCost作为被解释变量时，基准回归结果稳健。

2.替换核心解释变量。考虑到数字化转型是管理层战略思考、企业战略规划和战略执行的统一，本文将文本分析法获取的反映管理层数字化战略认知和规划的数据（数字化转型关键词词频总数的自然对数）与企业数字化发展战略实际投入与数字化相关的资产数据②公司年报财务报表附注固定资产和无形资产明细项目中披露的与数字化相关的“电子设备”、“软件”和“系统”等资产的年末账面价值总额占年末总资产的比重。相结合，借鉴赵宸宇等（2021）的方法，对数据进行标准化处理，并均以二分之一的权重构建企业数字化转型程度的综合指标进行回归，结果见表8第（3）列，从中可以看到，Ln-Rev×Dum×Dig系数在1%水平下显著为正。由此可见，数字化转型对企业费用粘性的影响结果稳健。

3.剔除数字产业化行业样本。数字产业化行业的主营业务天然地与互联网、物联网、云计算和区块链等数字技术及应用相联系，其主要的生产资料本身包含了系统、软件和云平台等。本文主要考察企业数字化转型发展对费用粘性的影响，因此根据国家统计局发布的《数字经济及其核心产业统计分类（2021）》，将数字产业化行业样本剔除后重新进行估计①剔除的行业具体包括：计算机、通信和其他电子设备制造业；互联网和相关服务；软件和信息技术服务业；电信、广播电视和卫星传输服务业。，结果见表8第（4）列。第（4）列中LnRev×Dum×Dig系数在5%水平下显著为正，与基准回归结果基本一致。

4.缩短样本期间。2013年工业和信息化部正式发布《信息化和工业化深度融合专项行动计划（2013—2018年）》，推动了“企业两化融合管理体系”建设，加快了中国企业数字化转型的步伐。观察研究样本发现，2013年后，样本企业年报“管理层讨论与分析”部分披露有关数字化转型关键词的词频数逐渐增多。因此，本文将样本期间缩短为2013—2020年重新回归，结果见表8第（5）列。第（5）列中LnRev×Dum×Dig系数在1%水平下显著为正，与基准回归结果基本一致。

五、结论与启示

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本文利用2010—2020年中国A股上市企业年报中的“数字化转型”关键词爬虫数据，构建企业数字化转型程度的测度指标，基于管理层自利视角考察了数字化转型对企业费用粘性的影响及作用机制。研究发现：第一，数字化转型对企业费用粘性具有显著的抑制效应，这一结论在多种内生性和稳健性检验后依然成立；第二，数字化转型主要通过抑制管理层自利行为影响企业费用粘性，企业信息不对称程度降低和管理层代理冲突缓解是数字化转型抑制企业费用粘性的重要路径；第三，良好的企业内外部治理机制有利于强化对管理层自利行为的监督和约束，削弱数字化转型对企业费用粘性的抑制作用，具体而言，在股权较分散、机构投资者持股比例较低的情形下，数字化转型对企业费用粘性的抑制作用更显著；第四，数字化转型显著抑制了民营企业和市场化水平较低地区企业的费用粘性程度，而对国有企业和市场化水平较高地区企业费用粘性没有显著影响。

本文结论具有较强的现实启示。在数字中国战略支撑下，政府部门应当进一步加大对数字化转型薄弱环节的支持力度，结合企业所有制形式与所处地区市场环境等因素，建立健全“靶向聚焦”“精准滴灌”的政策保障体系；积极引导和鼓励社会各界力量帮助企业有效缓解数字化转型阵痛期面临的短板梗阻与矛盾风险，大力促进数智化在企业内部各业务流程全面渗透，并向供应链上下游加速延伸。对于企业而言，其应当不断提高数字化战略意识，持续深化数字化转型认知，努力探索适合自身条件和优势的数字化转型道路；在加快推进业务流程自动化的同时，着力完善企业内部控制建设，激发数字化转型信息效率效应，充分调动更加广泛的社会主体积极参与企业治理，有效监督和规范管理层行为，助力数字化转型赋能企业成本管理。