数字化转型对企业高质量发展的影响研究

武永霞 王虹雨

[摘要]高质量发展是实现中国式现代化的必由之路。数字化转型是实体经济与数字技术的深度融合。在当今数字化时代背景下，作为微观主体的企业如何通过数字化转型赋能高质量发展是值得深入探讨的问题。基于此，选取2013—2021年我国深A股上市公司为研究样本，实证检验数字化转型对企业高质量发展的影响以及作用机制。结果表明：企业实施数字化转型策略对其高质量发展具有显著推动作用；数字化转型对于企业高质量发展的促进效应在国有企业以及制造业企业中影响更大。机制分析表明，数字化转型策略的实施可通过缓解企业融资约束、提升企业信息披露质量和技术创新能力，从而助力企业高质量发展。研究结论为构建数字中国、推动企业高质量发展提供新的思路和理论参考。

[关键词]数字化转型；高质量发展；信息披露质量；融资约束；技术创新

一、 引言与文献综述

高质量发展是我国建设社会主义现代化强国的首要任务1。由此可见，未来我国将持续以发展质量为目标，进一步扩大内需，深化供给侧结构性改革，优化市场要素配置，从而构建发展新格局。而企业作为我国经济发展的重要推动力，这一举措更加凸显了在全面构建发展新格局的背景下，提升企业发展质量的重要性。

当前，在面对全球经济下行等外在压力下，我国传统企业发展面临多项挑战，如何突破发展瓶颈，实现高质量发展是备受社会各界关注的焦点问题。其中，推动数字化转型便是近年备受热捧的解决方式之一。近年来，随着人工智能、云计算等技术的发展不断成熟，企业发展乃至人类社会已迈入“数字化”时代[1]，以此便催生出了以数据作为新生产要素，并与其他传统要素有机融合下，形成的新产业、新业态以及新模式[2]。党的二十大更是明确指出要加快建设“数字中国”，促进其与实体经济深度融合，打造强有力的数字产业集群，为中国式现代化建设提供强有力的支撑。因此，研究数字化转型对企业高质量发展的影响是推动我国经济社会全面高质量发展的迫切需要。

现有关于数字化转型对高质量发展的影响研究大多基于宏观环境和企业两个层面展开：一是在宏观层面，如任保平[3]和郭晗[4]认为数字经济促进了企业数字化转型，并能够有效推动其与实体经济的深度融合，进而提升企业国际竞争力，引领其高质量发展。二是企业层面，赵宸宇等[5]、武常岐等[6]、涂心语等[7]认为数字化转型对于企业高质量发展存在正向促进作用，且两者关系通常会通过优化人力成本、提高创新能力、降低成本以及加速企业间知识溢出等机制来实现。由此可见，学术界对数字化转型与企业高质量发展的关系已有初步探讨，并形成了一定的研究成果，但深入探讨数字化转型对企业高质量发展影响作用机制的相关研究还不足。基于此，本文通过对数字化转型与高质量发展两者关系实证检验的基础上，从信息披露质量、融资约束以及技术创新等多方面多视角探究影响两者关系的作用机制。

因此，本文选取深A股上市公司2013—2021年的面板数据，以信息披露质量、融资约束以及技术创新3条路径为切入点，采用实证模型检验数字化转型对企业高质量发展的影响以及信息披露质量、融资约束和技术创新所起到的作用机制。研究结果显示，数字化转型能够显著推动企业高质量发展，企业实施数字化转型可以通过提高其信息披露质量、缓解融资约束程度以及增加技术创新投入和产出等渠道，促进企业高质量发展；另外，在不同产权性质和不同行业企业中，数字化转型对于企业高质量发展的促进效应存在显著差异，相比非国有企业和非制造业企业，两者的促进效应在国有企业和制造业企业中影响更为明显。

在已有研究的基础上，本文可能的边际贡献在于：首先，拓展数字化转型的经济后果和企业高质量发展的影响因素相关研究成果；其次，从信息披露质量、融资约束和技术创新等3个视角揭示数字化转型对企业高质量发展影响的作用机制，补充关于两者影响机制和路径的相关研究；最后，基于以上研究结论，进一步为构建数字中国和推动企业高质量发展提供经验借鉴和政策建议。

二、 理论分析与研究假设

1. 数字化转型与企业高质量发展

数字化转型是新时代发展格局下企业发展的必经之路，其本质是实体经济与数字技术的深度融合，从而突破传统要素边界，进而产生的一种新型商业模式[1]。传统企业在市场体制尚未完善的背景下，其投入、产出以及信息效率等要素组合不合理，阻碍了企业发展。为此，党的二十大报告强调企业要着力提高全要素生产率，推动经济高质量发展。由此可知，全要素生产率可作为衡量高质量发展的指标，且会在一定程度上受到数字化转型的影响。

首先，资源配置方面，企业借助大数据等新兴数字技术，可大幅提高内外部信息处理效率，改变企业原有生产模式，减少要素冗余，进而优化采购、生产和销售等各经营环节的资源配置，从而提升企业全要素生产率[2]。其次，从成本角度来看，由于市场存在信息不对称特征，该特征下产生的委托代理问题会严重耗费企业内外部管控成本，从而阻碍企业发展。企业数字化转型可借助数字技术，对内部控制中各个流程环节的信息进行收集、分析、监管，打破“信息孤岛”，大大提升相关信息的处理效率，实现管理者全流程信息管控，为企业高质量发展打下基础[8]。此外，数字技术的应用不仅缓解了信息不对称问题，而且还催生了新型分享经济业态，即将企业中长期闲置的耗费大量管理和维护成本的机器设备与一些无力支撑设备购买和维护费用的中小企業实施共享，这样既打破了企业界限，也使得各项成本得以有效降低[5]，进而实现企业高质量发展。

根据以上分析，本文提出以下假设：

H1：数字化转型能够显著推动企业高质量发展。

2. 数字化转型对于企业高质量发展的作用机制

数字化转型能够促进企业高质量发展，其作用机制主要体现在以下几个方面：

（1）信息披露机制。投资者在参与投资时，往往会通过企业公开的信息来了解公司的经营成果和财务状况，因此企业的信息披露质量将很大程度上影响投资者的决策。但由于市场间存在信息不对称问题，企业管理层可能会出现道德问题或做出机会主义行为[8]，从而降低某类信息的披露程度，而数字技术的应用可缓解该类问题。一方面，基于企业发展考虑，多数企业会选择顺应时代或市场趋势，积极推行数字化转型策略，而实施数字化转型恰恰能够倒逼企业提高其信息披露质量。这时无论是强制性还是自愿性信息披露，均能够提高外界对企业的认知程度[9]，减轻因委托代理问题对企业发展造成的不利影响，弱化管理层机会主义动机和道德风险问题，进而推动企业高质量发展[10]。另一方面，实施数字化转型的企业往往会主动通过高质量的信息披露，向市场释放出积极的信号，进而吸引外部投资者提供资金支持，帮助企业改善资金压力，助力企业高质量发展[11]。

（2）融资约束机制。数字化转型能够显著缓解企业融资难题，而融资约束的缓解将显著推动企业的发展质量。从融资渠道来讲，间接融资目前仍是企业采取的主要融资方式，但一些企业尤其是中小微企业仍常常面临融资难、融资贵等难题，融资成本高致使企业难以发展，而数字化技术的应用可缓解该类难题。一方面，由于数字化转型与目前国家“数字中国”建设目标一致，实施转型策略的企业更易获得政府、投资者等利益相关者的认可，这意味着企业更易获得相应资源来缓解资金压力[12]。另一方面，数字化技术推动了信用体系的发展，类似区块链的去中心化特征可缓解信息不对称问题，提高信息透明度，进而抑制企业管理层逆向选择和道德风险问题，这使得银行等金融机构更愿意贷款给企业[13]，而资金压力的缓解可显著增强企业抵抗风险的能力，助力企业招揽更多所需人才，获取更多发展资源，从而为企业高质量发展提供保障。

（3）技术创新机制。当前，创新在我国现代化建设中仍处核心地位，数字化转型能够显著推动企业技术创新，创新能力的提升会显著促进企业高质量发展。因此，企业高质量发展离不开创新驱动。根据信号传递理论，企业实施数字化转型能够向市场释放出积极的信号，从而吸引外部投资者提供资金支持，缓解企业融资压力，进而激励企业迎合市场导向，加大技术创新投入，提高创新产出，最终形成“投入—产出—再投入”的良性循环，助力企业高质量发展[11]。另外，数字技术加快了内外部信息流通，降低信息交流和获取成本，实现企业间知识和技术共享，提升了企业向外界学习技术的效率，由此也为公司技术创新提供便利[9]。此外，数字经济的发展，致使消费者的消费习惯发生变化，通过大数据等信息技术可获取消费者的特征和偏好，企业在充分了解客户的消费偏好后，可精准投入，促进其技术创新，通过提升自身创新能力，进而利于企业高质量发展[14]。

综上，本文提出以下假设：

H2：数字化转型可通过提升信息披露质量、缓解融资约束困境和提高技术创新能力推动企业高质量发展。

三、 研究设计

1. 数据来源与样本选取

基于所探讨的问题，考虑到我国推广普及数字化转型主要在2013年以后[15]，以及信息披露质量数据来源的限制，本文最终选取2013—2021年我国深A股上市公司作为样本，在剔除了ST、PT类、金融类以及数据缺失类样本之后，得到9627个数据样本，同时考虑到极端值对研究的影响，对本文相应连续变量进行1%和99%水平上的缩尾处理。本文数字化转型数据以及其他财务信息数据均来源于国泰安数据库（CSMAR），信息披露质量数据来源于深交所网站。本文利用Stata16.0统计软件进行分析。

2. 变量选取

（1）被解释变量

企业高质量发展（HD）。习近平总书记在党的二十大报告中提出，实现高质量发展是中国式现代化的本质要求之一，而全要素生产率的提高是实现高质量发展的动力源泉。为此，本文参考李佳霖等[16]、吕康娟等[17]的研究，通过企业全要素生产率（TFP）来衡量企业高质量发展水平。TFP具体测度方法有OP、OLS、LP法等，本文基于鲁晓东等[18]的研究，采用LP法测度，并用OLS法测度的TFP值用以稳健性检验，其LP法公式如下：

[lnYijt=μ0+μ1lnKijt+μ2lnLijt+μ3lnMijt+εijt] （1）

其中，Y为企业营业收入（亿元），K表示为企业固定资产净值（亿元），L以企业职工人数（人）表示，M代表着中间投入，以购买商品、接受劳务支付的现金（亿元）衡量。下标的i、j、t分别代表着企业、所处行业和年份，最后基于年份、行业进行分组回归，按照计算出的残差来衡量TFP。

（2）解释变量

数字化转型（DCG）。本文参考吴非等[1]的做法，用数字化相关关键词词频来衡量企业数字化转型程度。具体做法是：首先根据相应政策、研究报告，基于“人工智能、云计算、大数据”等“ABCD”技术底层架构，总结归纳出数字化转型相关关键词，然后基于Python对上市公司年报文本进行搜索、词频计数等操作，最终得到总词频数。此外，为避免该数据右偏性对研究结果的影响，本文将数据进行对数化处理。

（3）控制变量

参考以往相关文献，本文选取一系列控制变量：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利率（ROA）、总资产周转率（ATO）、现金流比率（Cash）、产权性质（SOE）。

各个变量定义具体如表1所示：

表1 变量定义

[变量性质 变量名称 缩写 变量含义 被解释变量 企业高质量发展 HD LP法 解释变量 数字化转型 DCG ln（数字化转型关键词词频总和+1） 控制变量 企业规模 Size 企业年总资产的自然对数 资产负债率 Lev 年末总负债/年末总资产 总资产净利率 ROA 净利润/总资产平均余额 总资产周转率 ATO 营业收入/平均资产总额 现金流比率 Cash 经营活动产生的现金流量净额除以总资产 产权性质 SOE 国有企业取值为1，其他为0 虚拟变量 行业 Industry 行业虚拟变量 年份 Year 年份虚拟变量 ]

3. 模型构建

为验证假设H1，即数字化转型对企业高质量发展的影响。本文构建如下模型：

[HDi，t=α0+α1DCGi，t+ΣαjControli，t+ΣYear+ΣIndustry+εi，t] （2）

模型中，[HDi，t]表示i企业在t年度的发展质量程度，[DCGi，t]表示i企業在t年度的数字化转型程度，[Controli，t]用来表示控制变量集，Year、Industry分别表示年度、行业固定效应，[εi，t]表示随机误差项。

四、 实证结果

1. 描述性统计

表2汇报了主要变量的描述性统计结果。由表可知，被解释变量HD平均值9.162，最大值为13.640，最小值是5.789，标准差为1.072，这表明不同企业间发展质量情况存在较大差距。主要解释变量DCG的最大值为6.107，最小值为0，标准偏差为1.376，这表示企业数字化转型程度在我国整体偏低，且企业间存在较大差异。

表2 描述性统计

[变量名称 N 最小值 最大值 均值 标准偏差 HD 9627 5.789 13.640 9.162 1.072 DCG 9627 0.000 6.107 1.386 1.376 Size 9627 19.520 26.43 22.29 1.160 Lev 9627 0.0463 0.925 0.431 0.199 ROA 9627 -0.398 0.254 0.035 0.069 ATO 9627 0.0531 2.891 0.665 0.448 Cash 9627 -0.196 0.257 0.048 0.068 SOE 9627 0.000 1.000 0.302 0.459 ]

2. 基准回归分析

表3报告了采用普通最小二乘法（OLS）下，数字化转型对企业高质量发展的影响情况。回归结果如表3所示，首先第（1）列报告了不加入控制变量、时间、行业虚拟变量时，数字化转型对企业高质量发展的影响。检验结果显示，数字化转型对高质量发展的影响在1%水平上显著为正。第（2）列报告了在加入控制变量的情况下，未加入行业、年度虚拟变量对于结果的影响情况，结果显示数字化转型对高质量发展的影响仍在1%水平上呈显著为正。模型（3）至模型（5）分别报告了加入行业、年度固定效应后的结果，结果表明：在控制了行业、年度固定效应后，关键解释变量（DCG）仍然在1%水平上显著为正。结果表明，无论是否加入控制变量又或者是否考虑行业、年度固定效应，其结果并无较大差异，这表明数字化转型能够显著推动企业高质量发展。其原因主要在于：数字技术的应用不仅能够有效提升资源配置效率，而且通过数字技术与传统要素的有机融合，可以显著推进产业发展进程，进而降低相关成本，最终推动生产效率大幅提升。该结论与前文理论分析一致，假设H1得以验证。

表3 基准回归结果

[变量 （1） （2） （3） （4） （5） HD HD HD HD HD DCG 0.168*** 0.051*** 0.047*** 0.037*** 0.032*** （21.60） （19.85） （18.20） （13.23） （11.29） Size 0.681*** 0.676*** 0.679*** 0.673*** （186.59） （182.25） （194.78） （190.44） Lev 0.313*** 0.326*** 0.191*** 0.205*** （13.91） （14.50） （8.63） （9.31） ROA 0.737*** 0.806*** 0.624*** 0.701*** （12.21） （13.27） （10.94） （12.22） ATO 1.200*** 1.199*** 1.216*** 1.213*** （148.70） （148.75） （145.57） （145.77） Cash -0.277*** -0.313*** -0.045 -0.080 （-4.95） （-5.55） （-0.85） （-1.50） SOE -0.049*** -0.046*** -0.020*** -0.017** （-6.22） （-5.88） （-2.66） （-2.29） 常數项 8.930*** -7.018*** -6.921*** -7.074*** -6.968*** （589.51） （-92.66） （-90.72） （-91.54） （-89.83） 行业 NO NO NO YES YES 年度 NO NO YES NO YES N 9627 9627 9627 9627 9627 R2 0.046 0.901 0.902 0.914 0.915 ]

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，括号内为t值，下同

3. 内生性检验

（1）工具变量法

因基准研究结论可能存在反向因果关系而导致的内生性问题，即发展质量较高的企业更倾向于实施数字化转型，企业数字化转型并不是发展质量较高的原因而是结果。本文采用工具变量法来检验可能存在的内生性问题。参考肖红军等[19]的做法选取地区、行业、年度其他公司的数字化水平均值作为工具变量，即企业同年度所处城市、行业其他企业的数字化程度与企业个体数字化水平紧密相关，但难以对企业全要素生产率产生直接性的逻辑关联。具体结果如表4所示，数字化转型与企业高质量发展在1%水平上显著为正。之后通过LM统计量（Kleibergen-Paap rk LM statistic）检验工具变量识别不足问题，其结果为2761.98，表明工具变量与内生变量相关，通过识别不足检验；同时，采用弱工具变量检验法，即克拉格-唐纳德瓦尔法，F值结果为2525.9，远大于10，表明通过弱工具变量检验。综上表明，本文选取的工具变量有效，且在考虑内生性问题后，假设H1依然成立。

（2）滞后回归

在探讨数字化转型对企业高质量发展影响的同时，企业发展质量也可能影响其数字化转型程度。为缓解反向因果所导致的内生性问题，在模型检验时将主要解释变量企业数字化转型程度做滞后一期处理。具体结果如表4所示，结果显示其显著性虽有所下降，但总体结论与前文一致。

表4 内生性检验

[变量 工具变量法 滞后一期 HD HD L.DCG 0.005*

（1.75） DCG 0.084***

（14.49） 控制变量 YES YES 常数项 -6.948***

（-81.74） -7.176***

（-82.41） 行业 YES YES 年度 YES YES N 9627 7343 R2 0.906 0.919 ]

4. 稳健性检验

（1）被解释变量替换

前文基础回归中，被解释变量高质量发展（HD）是以LP法来计算的，为检验结果的稳健性，本节采用OLS法测算的全要素生产率（HD2）来替代原有被解释变量并重新进行验证，具体结果如表5所示。结果表明，在替换了原被解释变量后，结论仍然与前文一致。

（2）解释变量替换

为检验结论的稳健性，本节参考祁怀锦等[20]的做法，将企业财报附注中无形资产项目明细里与数字化转型有关部分的总和占无形资产总额的比重（DCG2）来替代原有核心解释变量并重新进行验证，结果如表5所示，替换后的结果与前文保持一致。

表5 稳健性检验

[变量 替换被解释变量 替换解释变量 HD2 HD DCG 0.012***

（5.07） DCG2 0.294***

（15.96） 控制变量 YES YES 常数项 -8.813***

（-133.11） -7.176***

（-82.41） 行业 YES YES 年度 YES YES N 9627 9627 R2 0.951 0.919 ]

五、 機制分析

基于前文理论分析表明，数字化转型对于企业高质量发展能够产生显著的因果关系，且信息披露质量、融资约束和技术创新在两者关系中也起到较为明显的作用。因此，本文从信息披露质量、融资约束以及技术创新3个方面检验其作用机制，以机制变量作为被解释变量，数字化转型作为核心解释变量，构建模型如下：

[Mi，t=β0+β1DCGi，t+ΣβjControli，t+ΣYear+ΣIndustry+εi，t] （3）

其中，[Mi，t]为衡量信息披露质量、融资约束以及技术创新的机制变量。参考卜君[21]的做法，本文采用深交所网站中所发布的企业信息披露评级作为代理变量来衡量公司信息披露质量。参考顾雷雷等[22]、于连超等[23]的做法，以FC指数和KZ指数作为融资约束的代理变量，FC指数、KZ指数越大，代表企业融资约束程度越高。而技术创新则是参考权小锋等[24]的做法，将其分为创新投入与创新产出，其中创新投入为公司研发支出占营业收入的比重，创新产出为发明专利的总申请量加1的自然对数。

具体模型检验结果如表6所示，第（1）列汇报的结果可知，核心解释变量（DCG）的系数显著为正，即企业实施数字化转型能够显著提升其信息披露质量，进而可以成为推动企业高质量发展的可能路径。第（2）和第（3）列的结果显示，核心解释变量（DCG）的系数分别为-0.003、-0.034，且在1%水平上显著。这表明，数字化转型能够显著缓解融资约束，进而推动企业高质量发展。第（4）和第（5）列的结果显示，创新投入与创新产出的系数分别为0.003、0.193，且均在1%水平上显著。这说明企业实施数字化转型不仅可以通过影响企业创新投入而且还通过促进创新产出来助力企业高质量发展。综上所述，企业信息披露质量、融资约束状况以及技术创新能力在数字化转型与高质量发展两者关系中存在明显积极作用，即企业实施数字化转型可通过提升信息披露质量、缓解融资约束困境和提高技术创新能力来推动其高质量发展。这与前文理论分析一致，假设H2得以验证。

表6 机制分析

[变量 （1） （2） （3） （4） （5） Quality FC KZ R&D Patent1 DCG 0.030*** -0.003** -0.034*** 0.003*** 0.193*** （6.18） （-2.44） （-3.44） （18.91） （15.62） 控制变量 YES YES YES YES YES 常数项 0.023 4.210*** 5.299*** 0.030*** -10.838*** （0.17） （130.07） （19.47） （7.72） （-31.69） 行业 YES YES YES YES YES 年度 YES YES YES YES YES N 9627 9627 9627 9627 9627 R2 0.236 0.756 0.730 0.404 0.458 ]

六、 进一步分析

1. 基于产权性质的分析

本文为进一步探讨不同产权性质下，数字化转型对于企业高质量发展的影响，将企业按照产权性质不同分为国有、非国有两组并分别进行回归。具体结果如表7所示，由第（1）和第（2）列可知，数字化转型对于国有、非国有企业高质量发展的影响系数分别为0.038、0.032，且均在1%水平上显著。总体来看，在国有、非国有企业中，企业数字化转型对于企业高质量发展均有显著推动作用，但国有企业影响更大。其原因可能有两方面：一是政策方面，2020年国资委印发了《关于加快推进国有企业数字化转型工作的通知》，表明了国家对于国有企业推进数字化转型的信心。二是自身方面，国有企业在资源获取、组织结构和应对风险等方面具有独特优势，从而帮助其平稳、高效转型，进而推动企业向好发展。

2. 基于行业的分析

近期，国家发改委发文，要坚定不移地推动制造业高质量发展，习近平总书记也曾强调过制造业是实体经济的基础。因此各地政府也在积极响应号召，着力发展制造业。在各地政策的推行下，数字化转型的效果可能会因所处行业不同而有所差异。为此，本文将案例样本分为制造业与非制造业，进一步探讨不同行业下数字化转型的实施效果，具体结果如表7所示，由第（3）和第（4）列可知，制造业企业的DCG系数为0.04，且在1%水平上显著为正，而非制造业的DCG系数为0.003，且不显著。这说明制造业企业数字化转型效果要好于非制造业，出现差异的原因可能在于国家政策推动以及自身行业属性，制造业是立国之本，是实体经济的基础，而数字化转型的本质在于数字技术与实体经济的深度融合，所以实施效果方面立竿见影。此外，制造业行业本身的供应链、市场等优势在数字化技术的支持下更加突出，因而效果更为明显。

表7 异质性分析

[变量 国有企业 非国有企业 制造业企业 非制造业企业 （1） （2） （3） （4） HD HD HD HD DCG 0.038***

（6.41） 0.032***

（10.14） 0.040***

（15.29） 0.003

（0.39） 控制变量 YES YES YES YES 常数项 -6.680***

（-47.20） -7.058***

（-75.10） -6.771***

（-93.97） -7.267***

（-40.68） 行业 YES YES YES YES 年度 YES YES YES YES N 2906 6721 6813 2814 R2 0.915 0.914 0.934 0.887 ]

七、 研究结论与启示

1. 研究结论

基于微观企业视角，本文选取2013—2021年我国深A股上市公司作为研究样本，深入探讨数字化转型对企业高质量发展的影响以及作用机制。最终得出以下结论：（1）实施数字化转型策略能够显著推动企业高质量发展。（2）数字化转型对于企业高质量发展的积极影响可通过多种渠道来实现，即提升信息披露质量、缓解融资约束以及促进技术创新等方式。（3）异质性分析结果表明，数字化转型对企业发展质量的作用在产权性质不同、行业不同的情况下有所差异。具体来讲，无论是对国有企业还是非国有企业，数字化转型均能够推动其高质量发展，但影响程度有所不同，对国有企业影响更大。从所处行业来看，制造业和非制造业企业实施数字化转型对其高质量发展均有正向影响，但相比非制造业企业，制造业实施数字化转型对其高质量发展的影响更加明显。

2. 启示

基于上述研究结论本文得到以下启示：

第一，由于实施数字化转型对企业高质量发展存在显著促进作用，企业自身应顺应时代发展趋势，积极布局数字化赛道，充分引进数字化方面人才以及技术手段，以科学化、精细化的运营理念，助力企业高质量发展。与此同时，要不断加大数字产业投资力度，推动产业数字化进程，从而使得企业在变幻莫测的市场环境下，提升自身核心竞争力，进而推动其高质量发展。

第二，立足数字化转型对企业高质量发展的机制路径，企业应充分认识到信息披露对于企业发展与外部利益相关者的积极影响，通过制定相应规章制度加强自身信息披露的规范性、及时性、可靠性。企业自身信息披露质量的提升，可极大缓解因信息不对称问题而产生的企业融资难问题，缓解融资约束难题。同时，应着眼于前沿技术领域，结合自身发展现状，加大技术创新投入力度，最终助力企业发展。政府方面应加强监管，积极出台配套政策规范企业信息披露，另要加强对企业的帮扶力度，使得企业在融资与技术创新方面无后顾之忧。

第三，由于数字化转型对企业高质量发展的作用在不同行业、不同企业性质下存在差异，有关部门要统筹全局，在着力推动数字化转型与高质量发展的同时，又要重视个体差异化特征，即通过相应政策鼓励不同性质、行业的企业根据自身特征与发展阶段实施差异化数字化转型战略。具体来讲，对于非国有企业和非制造业企业应给予额外关注，使其数字化转型过程顺利且发挥其应有效能，进而助力企业高质量发展。

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基金项目：国家自然科学基金项目“知识权力氛围影响科技人员创新行为的跨层次研究：基于认知、互惠、情感视角”（项目编号：71862002）；甘肃省高校青年博士基金项目“新发展阶段我国乡村建设的行动逻辑与效果监测研究”（项目编号：2021QB-103）；甘肃省社科规划项目“甘肃促进绿色发展的生态补偿机制研究”（项目编号：20YB070）。

作者简介：武永霞（1983-），女，甘肃政法大学商学院副教授，硕士生导师，研究方向为投融资管理；王虹雨（1997-），男，甘肃政法大学商学院硕士研究生，研究方向为财务管理与资本运营。

（收稿日期：2022-11-29  责任编辑：殷 俊）