数字化转型如何推动文化企业高质量发展

潘爱玲，王 雪

（山东大学管理学院，山东 济南 250100）

一、引 言

习近平总书记指出，谋划“十四五”时期发展，要高度重视发展文化产业。 在数字经济时代，文化产业的高质量发展离不开数字技术的赋能。 《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》明确提出，要“实施文化产业数字化战略，加快发展新型文化企业、文化业态、文化消费模式，壮大数字创意、网络视听、数字出版、数字娱乐、线上演播等产业”。 文化产业的数字化转型是实现我国文化强国战略目标的必由之路。 而作为文化产业体系与市场体系的微观基础，文化企业承载着推动文化产业高质量发展的重要功能，同时也是文化产业数字化战略的主要执行主体[1][2]。 因此，基于文化企业的微观视角探讨数字化转型与高质量发展的内在机理与异质表现，对于探索推进文化数字化战略的实现路径、增强文化产业发展韧劲具有关键作用。

目前关于数字化与文化产业的研究文献，主要集中于数字技术或数字经济对文化产业层面的影响上。 例如，诸多学者发现数字化赋能可以丰富文化产业的内容形式[3]，优化文化产业的发展路径和运营绩效[4][5]，提高文化产业的创新水平[6]，促进文化产业与其他产业的跨界融合[7]，推动文化产业转型升级[8]。 可以看出，现有研究已经从学理上认识到数字化对推动文化产业高质量发展的重要作用，但鲜有文献从微观角度利用实证研究方法探究数字化转型对文化企业高质量发展的实质影响效果。同时，陈少峰和李兴旺指出，文化企业提供的产品和服务具有内容价值性，能够影响社会公众的价值观和行为倾向[9]。 所以，文化企业高质量发展测度应包含价值层面的引领示范作用，然而目前较少有学者从文化产业的特殊属性出发，构建能够反映文化企业高质量发展特征的衡量指标。 基于此，本文从经济效益和社会效益双效统一的特性出发，构建测度文化企业高质量发展的综合指标，探寻数字化转型对文化企业高质量发展的内在影响机理及权变因素。

二、理论分析与研究假设

数字化转型是企业利用数字技术重塑价值创造方式的过程，即通过信息、计算、沟通和连接技术，重构业务流程、组织结构和商业模式，以适应高度变化的数字环境，保持产品和服务的竞争优势[10]。类似地，文化企业的数字化转型也不是单一的技术改造，而是在文化产品的创作、生产、传播、服务的全流程中，灵活运用各项数字技术，实现对自身业务模式、组织形式及价值创造方式等方面的数字化改造。 具体而言，数字化转型能提升文化企业的数字赋能和价值发现能力，其核心是企业从生产到流通过程的数字化流程再造。 在这一过程中，文化企业不仅要重新配置内部资源，改变创新模式，还要重新布局供应链和营销体系，从而打造新的价值增长点。 因此，本文将从供应链、创新链及营销链的角度出发，探究数字化转型对文化企业高质量发展的影响。

从供应链的角度看，数字化转型能帮助文化企业提升其与上下游企业间的互联互通能力，突破供应链条的地域空间限制，提高文化生产与文化需求的匹配度。 王彦涛和王维平指出，相较于物质产品，文化产品的市场需求更加复杂多变[11]。 若不能精准且快速地把握消费者的文化需求，即使生产出高品质的文化产品，也可能因创作周期长、市场需求改变而产生较大亏损。 已有研究认为，稳定高效的供应链体系是文化产品高质生产和精准投放的现实基础[12]，而数字技术的应用能够加快信息获取速度及共享频率， 推动文化企业供应链体系的优化，更好满足客户的个性化文化需求[13]。 一方面，大数据、云计算等数字化技术可以迅速聚拢消费者的文化需求信息，打通消费者与企业之间的信息反馈渠道，加快文化需求信息在文化企业供应链网络中的传播与共享，提高文化企业对文化需求的预测精度与响应速度，从而能以最快的速度推出满足人民精神需求的文化产品，缓解文化生产与需求的错配。 另一方面，数字技术的应用可以打破信息与数据传递的空间限制，降低文化企业与供应链合作伙伴间的沟通成本与交易成本，并且通信、安全与保密标准的引入也能强化不同地域空间企业的互信与协作[14]，进一步扩大文化企业交易伙伴的选择范围，文化企业可以在全国乃至全世界范围内寻找最能满足特定文化需求的合作商，实现价值共创，助力高质量发展目标的实现。

从创新链的角度看，数字化转型可以优化创意人才的管理方式，重构文化创新流程，提高文化企业的创新能力。 一方面，文化企业的核心在于“创意”，而创意人才便是创意的载体，但创意人才却具有流动性强、管理难度大的特点。 相较于其他专业的人才，文化创意人才更趋于在宽松的工作环境中实现自我价值[15]。 数字化技术使远程办公与跨时空交流成为现实，可以赋予创意人才宽松的办公时间与自由的工作环境选择权，激发他们的灵感创意，这也极大降低了用工成本。 此外，文化企业中某些机械化、创意含量低的工作岗位可被人工智能等数字化技术代替，节约出来的薪酬可再次分配给核心创意人才，提高创意人才的薪酬待遇，增强其对企业的忠诚度，进一步降低创意人才的流失率，从而为文化创新积蓄足量的人才资本。 另一方面，数字化转型也改变了文化创新的过程，提高了文化企业的创新效果。 传统文化企业受限于技术门槛与信息成本，无法与消费者形成良好的互动，因而较难从用户群体中获取文化创意，在一定程度上容易形成闭门造车的创新困境。 文化企业在数字化转型中使用多类型数字技术，可以实现内容创意或文化设计环节与利益相关者的交互，打破不同创新阶段之间的限制，使具有不同目标和能力的创新链参与者动态聚集，共同参与到文化产品的创意与生产过程中[16]，也能将世界各地的用户个体凝聚成为具有创造能力的群体。 在此情境下，文化产品的消费者不再只是文化产品的被动接受者，更是文化创意的共创者，从而使文化企业的创造过程更加以人民为中心，增强了文化企业与用户间的创新需求匹配度，提高了创新投入效率。 与此同时，基于机器学习、语义识别等数字技术，文化企业在进行产品创新时也能更好地把握主流价值思想，实现文化资源、文化需求及主流价值链的精准对接[17]（P39-40），增强文化产品创新的精神内涵。 这种创新水平的提高可以让文化企业发展模式由“重视数量”转向“重视质量”，推动文化产品内容的优化与创新，以实现高质量发展。

从营销链的角度出发，数字化转型可以拓宽文化企业营销的广度与深度，提高营销的效率与效果，打造文化产品消费体验的新范式。 一方面，数字技术的应用改变了信息传播的方式，使得文化企业的营销范围和渠道能够打破地理空间的界限[18]，不仅可以在短时间内全面覆盖国内文化消费市场，还可以将文化产品和内容推广至海外，搭建文化品牌出海的快车道。 此外，通过多元化的数字技术，文化企业可以实现对消费者数据的高效收集与利用，敏锐把握用户心理，智能分析用户的喜好特征，不断更新文化产品信息推送的内容与形式，实现个性化精准营销。 在此过程中，文化企业的营销方式可以完成从“人找信息”到“信息找人”的转变，提升了营销精度与准度，大幅降低了信息搜集和宣传推广的成本。 另一方面，传统营销方式多以文字、图片、广播等为主，消费者较难从这类平面化宣传中体验到文化产品内含的精神力量并与之共情。 文化企业数字化转型后可以搭建特定的数字平台，利用VR、AR、声波识别等技术手段，以更为生动、直观的形式开展交互式、沉浸式场景营销，并适时嵌入主流意识形态，增强用户的文化体验与价值共鸣。 这种营销能力的加强能提高消费者对文化产品的认同，提升文化企业的品牌形象，从而推动其高质量发展。

综上所述，本文构建了如图1 的影响机理图，并提出如下假设：数字化转型能够推动文化企业的高质量发展。

图1 数字化转型对文化企业高质量发展的影响机理

三、样本数据及研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文根据申银万国行业分类标准（2014），选取2007-2020 年沪深两市A 股上市文化传媒类企业为初始研究样本，其中文化企业的财务数据与社会责任数据来自CSMAR 数据库，同时基于机器学习法对文化企业的年报信息进行文本分析，获得数字化转型程度与文化企业价值宣导绩效数据。 本文对初始样本数据进行了如下处理：（1）剔除股票标志为ST、*ST 的样本数据；（2）剔除相关财务数据缺失的样本数据；（3）对样本中的连续变量均进行了上下各1%的缩尾处理，最终获得784 个观测值。

（二）变量定义

1.数字化转型（Digital）。本文利用企业年报“管理层讨论与分析”（MD&A）部分中的数字化相关词频占比衡量数字化转型程度。 首先，本文构建了文化企业数字化词典。 借鉴袁淳等[19]（P143）的处理方式，利用Python 分词工具对数字化相关政策及政府报告进行词云分析，提取高频词汇；之后寻找数字化转型比较成功的文化企业，在其年报中寻找关键词汇；最后结合相关的书籍和文献对词汇进行补充，建立一个相对完善全面的词库。 其次，运用机器学习方法对文化上市公司年报中“管理层讨论与分析”（MD&A）部分进行文本分析，统计数字化相关词汇出现的频次， 将此作为数字化指标的初始数据。 最后，考虑到年报文本长度对词频统计的影响，本文将所得到的相关词汇的词频总数除以上市公司年报的总词频数并乘以100，得到文化企业数字化转型程度（Digital）指标。 Digital 数值越大，表示文化企业数字化转型程度越高。

2.文化企业高质量发展水平（HQD）。 现有文献对文化企业高质量发展的测度方法主要有两种：一是单一指标，即选取传统财务指标[20]、劳动生产率[21]和全要素生产率[22]等某一具体变量来衡量企业的高质量发展；二是综合评价法，即从高质量发展的内涵出发选取多个指标，构建多维评价体系[23]。 考虑到文化产业兼具经济和社会双重属性，文化企业的高质量发展应是能提供更多增强人民精神力量的产品和服务，力求社会效益与经济效益的有机统一，重视培育自身的持续成长及价值创造能力，承担起价值引领与文化传播的使命，是一种兼顾产品质量、经济效益与精神价值的发展范式。 这也就是说，在测度文化企业高质量发展水平时需要体现出双效统一的特性，因此，利用综合评价法选取多维度指标来衡量文化企业高质量发展将更具说服力。

基于此，本文借鉴潘爱玲等[24]的研究方法，从经济效益和社会效益两个角度衡量文化企业高质量发展情况，并采用主成分分析法对两个维度的指标数据进行标准化后降维处理，测算出文化企业高质量发展的综合绩效指标，并以此衡量文化企业的高质量发展水平（HQD）。 其中，经济效益主要指文化企业利用各类资源创造经济利润的能力，主要通过财务绩效指标体现。 为此，本文从盈利能力与发展能力出发，选取净资产收益率、总资产收益率、总资产增长率、托宾Q 值与经济增加值来衡量文化企业的财务绩效水平。

文化企业的社会责任除了要聚焦于企业与员工、企业与政府、企业与社会公众、企业与自然环境等多重社会关系外，更需要满足社会的价值观要求。刘乃千和孔朝蓬指出，文化产业对主流价值的传播潜含了企业对社会责任的承担以及对国家道德建设的广泛参与[17]（P40-42）。 因此，结合文化企业特有的意识形态属性要求，文化企业的社会效益指标应分为两个层面：一是传统的社会责任履行情况，二是主流价值观传播情况。 为此，本文主要选取税负率、社会责任报告披露意愿、社会责任报告披露数量指标来衡量文化企业的传统社会责任绩效，而主流价值观宣导绩效则采用文本分析方法来衡量。企业年报中非标准化的文本信息具有较高增量价值，某些关键词汇在文化企业年报中出现的频率能从侧面反映出文化企业对该战略导向的重视或认同程度，也能在一定程度上反映文化企业在实际经营过程中对该行为的执行力度。 通过整理历年政府工作报告及文化强国建设的相关政策、报告与文献，并与来自政府部门、企业、学术界等各方专家进行咨询探讨，本文从弘扬中国思想价值观、宣导平等诚信经营、提倡团结友善、倡导依法合规、引领绿色发展观念5 个角度选取73 个词汇（如图2），构建了与主流价值观相关的词库。 论文利用Python 软件分析这些关键词汇在企业年报中出现的词频，并将得到的所有词汇的总词频数作为文化企业主流价值观宣导指标的衡量值。

图2 价值观宣导相关词汇图示

3.控制变量（Control）。 本文选取资产规模（Size）、杠 杆 率（Lev）、企 业 年 龄（Listage）、产 权 性 质（Soe）、现金持有水平（Cash）、两职合一（Dual）、董事会独立性（Ine）、股权集中度（Stk）作为控制变量，详细变量定义如表1 所示。

表1 变量定义表

（三）模型设定

为了验证数字化转型对文化企业高质量发展的推动效用，本文构建了固定效应模型进行检验：

其中，HQD 为文化企业高质量发展水平，Digital 表示数字化转型程度，Control 为一组控制变量。 同时，此模型还控制了年份固定效应（Year）与个体固定效应（Firm）。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计结果分析

表2 报告了主要变量的描述性统计结果。 在本文的研究样本中，文化企业高质量发展水平的中位数为0.150，均值为-0.100，最大值为6.654，最小值为-10.840，可见不同文化企业的发展质量存在较大差距。 数字化转型的均值为0.140，最小值为0，最大值为0.948，由此我们可看出文化企业的数字化转型尚处于起步阶段，且不同样本企业间的数字化转型程度也有较明显差别。 产权性质的均值为0.455，表明本文样本中大约45.5%是国有文化企业，其他控制变量的结果与已有研究基本一致。

表2 描述性统计结果

（二）基准回归结果分析

表3 报告了数字化转型对文化企业高质量发展的回归结果。 具体而言，第（1）列展示了仅包含因变量与核心解释变量的回归结果，本文重点关注的数字化转型系数为2.926，通过了1%水平的显著性检验。 第（2）列进一步控制了年份与个体固定效应，数字化转型的回归系数在1%水平上显著为正。第（3）列在第（2）列的基础上进一步加入全部控制变量，数字化转型的系数为3.683，依旧通过了1%水平上的显著性检验。 由此可见，数字化转型与文化企业高质量发展显著正相关，即数字化转型能推动文化企业高质量发展，从而证明了前述假设。

表3 基准回归结果

（三）影响路径检验

本文认为数字化转型可能通过优化供应链、创新链与营销链等路径来推动文化企业高质量发展，并在前文机理分析中做了详细阐述，现就影响路径构造如下回归模型进行检验：

其中，M 为中间机制变量，其他变量定义与模型（1）保持一致，中间变量的指标选取具体如下：

1.供应链（SChain）。 数字技术的应用可以提高文化供给的稳定性，更好地满足各类文化需求，同时也能打破空间限制，扩大消费者及供应商选择范围，重塑供应链体系。 为此，本文选用供需波动偏离度（SChainW）与供应链距离（SChainD）来测度数字化转型对文化企业供应链的影响。 其中，供需波动偏离程度的衡量主要借鉴杨志强等[25]的研究，以每年生产波动（季度标准差）对需求波动（季度标准差）的比值表示。 供应链距离则用文化企业与其客户、供应商空间距离自然对数的均值衡量。

2.创新链（PChain）。 数字化转型可以帮助文化企业快速地获取各种创意人才，并提高创新效率。为此，本文利用文化企业创新人才数量的自然对数（PChainQ）及发明专利申请数量的自然对数（PChainY）来衡量数字化转型对文化企业创新链产生的影响。

3.营销链（MChain）。 数字化转型可以帮助文化企业实现精准信息内容的推送，优化消费体验，从而降低无效费用支出。 所以，本文选用销售期间费用率（MChainP）及客户满意度的自然对数（MChainS）来测度数字化转型对文化企业营销链的影响。其中，客户满意度数据主要来自和讯网社会责任评分明细指标中的“客户满意度调查得分”。

表4 报告了数字化转型对文化企业供应链、创新链与营销链的影响结果。 列（1）显示了数字化转型对供需波动的影响，我们可以发现核心变量数字化转型的系数在10%水平上显著为负，即说明数字化转型与文化企业供需波动偏离度负相关；列（2）显示了数字化转型对供应链距离的影响，我们可以看出数字化转型的系数在5%的水平上显著为正，即说明数字化转型与文化企业的供应链距离正相关。 这意味着数字化转型可以帮助文化企业打破对大客户与供应商的依赖度，缓解与客户及供应商的距离阻隔障碍，增强了文化产品与服务供给的灵活性，佐证了本文的供应链条优化路径。 第（3）列和第（4）列展示了数字化转型对文化企业创新链的影响，我们可以看出PChainQ 和PChainY 与数字化转型的系数分别在1%与5%的程度上显著为正，由此说明数字化转型与文化企业的创新人才数量及创新能力正相关，这表明数字化转型能够提高对创意人才的吸引力，提升文化企业创新效果，在一定程度上佐证了本文的创新链优化路径。 第（5）列与第（6）列展示了数字化转型对文化企业营销链的影响，我们可以发现销售期间费用率与数字化转型的回归系数在10%水平上显著为负，而消费者满意度与数字化转型的系数在5%的水平上显著为正，由此表明数字化转型能够提高文化企业的宣传效率与效果，增强消费黏性，从而佐证了本文的营销链优化路径。

表4 影响路径检验结果

（四）稳健性检验

1.替换因变量的衡量方式。 本文利用熵值法对前文的财务绩效、社会责任与价值观宣导指标进行分析，重新测算出能够衡量文化企业高质量发展水平的综合指标（HQL），并利用该指标重新进行回归。 更换因变量衡量方式的回归结果列示在表5的列（1）中，我们可以发现本文的主要实证结果依旧成立。

表5 稳健性检验结果

2.替换自变量的衡量方式。 本文更换了数字化转型的衡量方式，参考祁怀锦等[26]的研究，利用文化企业数字技术无形资产占比作为数字化转型的代理变量（VcDigl），即利用无形资产明细项目中与数字经济技术相关的部分占企业总资产的比重衡量。 更换自变量衡量方式的回归结果展示在表5 的第（2）列中，我们可以发现主要研究结论依旧没有发生本质改变，由此说明本文的研究结论较为稳健。

3.剔除策略性披露的影响。 利用文本分析法测度数字化转型程度可能会受企业策略性行为的影响，如部分企业可能会在年报披露中夸大数字化转型程度或存在炒作数字化概念的嫌疑。 为了排除这种可能解释，本文借鉴袁淳等[19]（P147）的研究，进行了如下检验：（1）结合上市公司信息披露考评结果，仅保留信息披露考评为优秀与良好的文化企业样本进行回归检验，因为这类公司进行策略性披露的可能性较低。 （2）为了尽可能剔除夸大数字化转型嫌疑较高的样本，本部分剔除了数字化转型程度处于前20%的样本并重新进行回归检验。 （3）剔除样本期间曾因信息披露问题被证监会等机构处罚的样本公司。 该部分的回归展示在表5 的第（3）至（5）列中，我们可以发现本文的研究结论在剔除文化企业策略性披露行为后依旧是稳健的。

4.改变样本的时间范围。 考虑到国内数字技术迅速发展及企业数字化转型浪潮出现主要在2010年之后，因此本文缩小了样本的时间范围，仅利用2011-2020 年度的样本数据重新进行了回归分析，具体实证结果列示在表5 的第（6）列中，我们可以发现研究结论依旧成立。

5.工具变量法。 为了进一步缓解潜在的内生性问题对研究结论的干扰，本文采用工具变量法对主假设进行重新估计，并使用文化企业所在省份的信息传输软件和信息技术服务业从业人员数量（ITemp-IV）与样本企业数字化转型程度的年度中位数（MDigital-IV）作为工具变量。 原因在于：文化企业的数字化转型离不开信息技术人才，所在地区的信息技术从业人员越多，意味着其数字人才储备越丰富，越有利于加快文化企业数字化转型步伐，但该指标与文化企业的高质量发展水平并没有直接关联；同时，MDigital-IV 与每个企业的数字化转型水平密切相关，但与单个企业的高质量发展水平没有直接关系，因此满足工具变量的选取标准。

表5 的列（7）与列（8）展示了工具变量的回归结果。 第一阶段回归结果显示工具变量的系数均在1%水平上显著为正，与本文的预期相符。 第二阶段回归结果显示自变量数字化转型的系数依旧显著为正，即说明在利用工具变量法控制了内生性问题后，本文的研究结论依旧成立。 此外，弱工具变量检验结果显示F 值为51.682，说明不存在弱工具变量问题。 Sargan 检验的P 值为0.5205，即不能拒绝原假设，说明选用的工具变量不存在过度识别问题。

五、拓展性研究

（一）考虑CEO 信息技术背景的调节效应

作为企业经营战略的核心决策者和执行者，CEO 的信息技术背景会直接影响数字化转型过程中文化企业对数字技术的应用质量及相关转型措施的执行力度，进而影响文化企业数字化转型的最终效果。 烙印理论指出，个体会在环境的影响下带上某些可辨识的烙印，而这种烙印能影响个体的价值感知与行为决策。 因此，管理者的过往信息技术工作或学习经历会对其自身的行为选择与管理决策产生重要影响。 一方面，当CEO 具有与信息技术相关的学习与工作背景时，其在实施数字化转型决策时就兼具了专业技能与战略视野，可以通过自上而下的沟通来提高组织内部对数字化变革的认可及理解程度，降低数字化转型过程中的内部阻力，从而使文化企业的各项供应链、创新链与营销链优化行动得以落实。 另一方面，具有信息技术背景的CEO 也更敢于在数字化转型过程中启用最新的数字技术，更加理性地看待数字技术对人的价值观及行为活动的影响效果，并可依据知识储备与过往经验选择合适的专业团队与技术人才[27]（P120），从而提高供应链、创新链及营销链的变革效率，进一步推动文化企业发展提速增效。据此，本文认为，CEO的信息技术背景能够增强数字化转型与文化企业高质量发展的正向关系。

为了验证前文推理，本文参考李瑞敬等[27]（P121）的研究，构建了CEO 的信息技术背景变量（ITdum），当样本企业的CEO 具有与信息化管理、信息技术相关的教育或从业经历时取值为1，否则为0。 同时，本文将CEO 信息技术背景与数字化转型的交乘项（Dig_IT）引入基准回归模型（1），具体结果如表6 第（1）列所示。 可以发现，交乘项（Dig_IT）的系数为正，且在5%的统计性水平上显著，即说明具有信息技术背景的CEO 能正向调节数字化转型与文化企业高质量发展的关系，这也表明具有信息技术相关背景的高管是影响文化企业数字化转型质量的重要因素。

表6 调节效应及异质性分析结果

（二）异质性分析

1.基于产权性质的异质性分析

由于民营文化企业与国有文化企业在经营理念、资源获取及市场准入等方面具有天然差异，而数字化转型带来的发展动力主要来自数字技术对文化企业自内而外的革新，这可能会对不同产权性质的文化企业产生异质性影响。 为此，本文按照产权性质将样本分成了国有（SOE=1）和民营（SOE=0）两个组别，并分别按照模型（1）进行了回归检验，实证结果如表6 的列（2）和列（3）所示。 可以发现，不论在民营样本组还是国有样本组中，数字化转型都能显著促进文化企业的高质量发展。 但民营样本组中数字化转型的系数要大于国有样本组，且二者组间系数差异检验的P 值为0.021。 该结果表明，相对于国有文化企业，数字化转型更能促进民营文化企业的高质量发展。 这可能因为：国有文化企业的各类战略决策需要高度谨慎，相比之下，民营文化企业的管理相对灵活，可以迅速根据所处的经济环境适时调整。 换言之，相比国有文化企业，民营文化企业的数字化转型更加灵活多变且速度较快，更易把握数字化转型的发展机会，因此，数字化转型对民营文化企业高质量发展的推动作用更明显。

2.基于资源冗余的异质性分析

冗余资源是组织中的一种实际或潜在的资源储备，可以为文化企业的数字化转型提供资源支持，从而提高战略变革的成功率。 这就意味着，相较于冗余资源匮乏的文化企业，冗余资源丰富的文化企业可以更加包容数字化转型后的业务流程、合作模式与创新流程变革等激进行为，并可在资源配置和风险应对方面为供应链、创新链及营销链优化活动提供足够支持与保障，从而推动自身的高质量发展。为了验证资源冗余的异质性影响，本文借鉴已有研究[28]，利用流动比率来测度资源冗余程度（Sla），并按照其年度均值进行了分组，其中资源冗余程度大于样本均值的为高资源冗余组（Sladum=1），小于样本均值的为低资源冗余组（Sladum=0）。 表6 中列（4）与列（5）报告了分组回归的结果，从回归系数来看，高资源冗余组中数字化转型的系数为4.466，大于低资源冗余组中数字化转型的系数，且二者组间系数差异检验的P 值为0.083。 该结果表明，在资源冗余程度较高时，数字化转型对文化企业高质量发展的推动作用更强。

3.基于地区文化产业集聚程度的异质性分析

传统集聚理论认为，产业集聚带来的劳动力聚集、规模效应及溢出效应能促进文化产业的发展，可能会对处于不同产业集聚程度下的文化企业产生异质影响。 本文参照既有研究[29]，利用通过各省份文化产业从业人数计算的文化产业区域熵指数来衡量各地区的文化产业集聚程度（CIG），并以每年地区文化产业集聚程度的均值为界限，构造了地区文化产业集聚程度的虚拟变量（CIGdum），当样本企业所在地区的文化产业集聚程度大于年度均值时赋值1，否则就赋值为0。 表6 中的列（6）与列（7）报告了该分组回归的结果。 可以看出，当地区的文化产业集聚程度较低时，数字化转型的系数为3.369，通过了1%水平上的显著性检验；而当地区的文化产业集聚程度较高时，数字化转型的系数为3.298，通过了5%水平上的显著性检验，且二者组间系数差异检验的P 值为0.017。 该结果说明，不论文化企业身处产业集聚程度较高的地区还是集聚程度较低的地区，数字化转型都是助力其高质量发展的重要手段，但总体来说，数字化转型对集聚程度较低地区的文化企业的推动作用更强。 主要原因在于：数字技术的应用破除了文化企业跨区域交流与合作的障碍，企业间的知识共享与技术溢出效应可以突破传统地理空间的限制，削弱了文化产业地理空间集聚的重要性与必要性。 因此，相比于文化产业集聚程度较高地区，数字化对集聚程度较低地区的文化企业的赋能作用更明显。 这也从侧面证明了数字化转型是破解文化产业区域发展不均衡的关键力量。

六、研究结论及启示

近年来，在技术革命及数字经济政策的驱动下，数字化转型已成为文化企业维持竞争优势、提升发展质量的必然选择。 本文以2007-2020 年沪深A股上市文化传媒类公司为研究对象，从文化产业的双重属性出发构建了衡量文化企业高质量发展的综合指标，实证检验了数字化转型对文化企业发展质量的影响。 研究结果表明：数字化转型能有效推动文化企业的高质量发展，主要影响路径是促进了文化企业的供应链、创新链及营销链的优化。 拓展性研究发现，具有信息技术背景的CEO 能正向调节数字化转型与文化企业高质量发展的关系。 同时，当文化企业为民营性质、冗余资源较多及位于文化产业集聚度较低的地区时，数字化转型对其高质量发展的推动作用更明显。

基于上述研究结论，本文的实践与政策启示主要有以下几点。

第一，文化企业应坚定落实数字化转型战略，这是实现自身高质量发展的必然选择。 为此，文化企业应积极推动数字技术对文化产品开发、生产、营销等流程的升级与改造，重视数字化转型对自身供应链、创新链及营销链的影响，打造以用户需求为核心的交互式生产模式，创新主流价值的嵌入载体与表达形式。 同时，也要积极把握数字化转型机遇，不断利用数字技术延伸文化产品的价值与品类，提高文化产品与服务的供给质量，推进文化产业供应链各环节的技术创新，夯实数字文化产业生态建设的微观基础。

第二，要重视核心决策者在数字化转型过程中的作用。 高层管理者是企业战略决策的执行主体，具有数字化思维的管理者能提高企业数字化转型的实施效果。 为此，文化企业应做好数字技术人才的培养与储备工作，探索数字化管理人才的多样化培育渠道，积极与高校、科研机构等通力合作，创新数字化管理人才的联合培养机制。 同时，也应加强对核心管理人员的数字化素养培训，合理引进具有数字技术背景的复合型管理人才，提高管理层对数字化发展的前瞻判断力，为文化企业高质量发展赋权增能。

第三，数字化转型是民营文化企业实现跨越式发展的时代机遇。 本文研究发现数字化转型对民营文化企业高质量发展具有更强的促进作用。 这表明数字化是促进文化市场百花齐放的重要工具，政府机构应积极支持民营文化企业拥抱数字化变革浪潮，通过财税补贴、贷款扶持等优惠政策缓解其数字化转型中的资金压力，通过建立数字人才流动站、发放人才补贴等多重手段破解数字人才的培养及引进难题，为民营文化企业营造更好的数字化发展环境，保障其实现高质量发展。

第四，数字化转型是破解不同地域文化企业发展失衡难题的重要突破口。 处于欠发达地区的文化企业应勇于用数字技术突破物理空间集群限制，利用线上虚拟集聚提高文化创新效率。 同时，政府相关部门应完善数字基础设施，协助搭建线上文化信息服务平台，改善数字经济生态环境，提高地区层面的数字化支撑能力，降低文化企业数字化转型的门槛，提高文化企业虚拟集聚效率，助力不同地区间文化企业的共同发展与繁荣。