数字政府建设与企业高质量发展：内在机理与实证分析

岳宇君,洪长威

(南京邮电大学 管理学院,南京 210003)

一、引言

随着数字技术的快速发展,政府越来越多地选择通过数字政府建设提供在线政务服务,以满足数字社会的发展需求。从内涵上看,数字政府是综合运用数字技术重塑管理架构、业务架构及技术架构,改善公共服务供给,实现政府决策、服务、评估等数字化而建立的新型政府形态[1];从特征上看,数字政府具有政府即平台、以公民为中心、高度数字化及政务公开透明等特征;从目标上看,数字政府注重实现决策数字化、服务高效化、流程标准化、权力透明化、治理精准化及考核科学化等。[2]

从政策层面看,我国的数字政府建设可以追溯到2002年的《国家信息化领导小组关于我国电子政务建设指导意见》。近三年,《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》(2020.11)、《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》(2021.3)、《关于加强数字政府建设的指导意见》(2022.6)等文件,都强调加强数字政府建设,推动生产方式、生活方式及治理方式的转变。经过近二十年的发展,我国数字政府已从简单的信息发布转变为优化职能、改善政府服务的综合信息系统;其建设重点也从满足政府自身的政策需要转向响应公众的实际需求。[3]

目前学术界对数字政府的研究,大多着眼于数字政府建设前景、数字政府建设的影响因素以及数字政府带来的影响。其中,对数字政府建设前景的研究主要基于数字技术的发展,对数字政府建设影响因素的研究主要包括公民需求、技术赋能等,对数字政府影响的研究主要集中在绩效评估、机构改革及隐私保护等方面。[4][5]数字政府建设强化数字技术与政务服务的有机结合,以技术融合赋能组织变革,以业务融合重构政府流程,以数据整合重塑发展生态,以跨界创新重构行政体系,使政府部门能够更精准地为公众提供高质量的服务,提高治理体系和治理能力现代化水平。[6]

目前论及的数字政府对企业影响的相关研究成果,大多是定性研究,只有少量定量分析(集中在国际贸易[7]、技术创新[8]上)。已有结论认为：数字政府是处理政府“有形之手”与市场“无形之手”之间逻辑关系的突破口,提高了政府在经济调控、市场监管及公共服务等方面的治理效率[9];推动市场主体培育,营造适合创新驱动发展的环境,增强竞争力,释放市场潜力。[10][11]当然与之不同的是,也有学者的结论认为高昂的数字政府建设在优化营商环境的效果上具有不确定性。[12]

那么,数字政府与企业发展质量到底存在怎样的关联呢?影响的内在机理究竟又是什么呢?本文以2010-2017年沪深A股上市企业为研究样本,构建研究模型,进行实证检验,深入探究和揭示数字政府与企业发展质量之间的内在机理,并从有助于推动企业高质量发展的视角提出有针对性的建议。本文可能的边际贡献体现在以下三个方面：(1)检验数字政府对企业发展质量的影响,拓展了影响企业发展质量的研究视角;(2)政府廉洁程度、法治环境及市场化进程中介效应的研究,有助于认识数字政府影响企业发展质量的内在机理;(3)异质性检验与进一步检验,丰富了数字政府与企业发展质量关系的研究框架。

二、理论机理与研究假设

(一)数字政府与企业高质量发展

数字政府涉及企业的事项主要包括信息公开(包括总体规划、行政许可及资金补贴等)、行政职权(包括投资备案、资格认定及税费征收等)及便民服务(包括政策咨询、资产评估及业务协办等)。[13]数字政府有助于建设服务型政府,实现政府组织形式变革、职能优化及执行效率提高,为企业提供较好的营商环境和坚实的制度保障。数字政府能够加强部门协同性,实现政务信息、基础资源及管理方式等的最大化共享,大大提高资源利用效率[14];不仅体现数字技术在时间和空间上的优势,还迫使政府改革组织形式,重组业务流程,简化程序;提供无差别服务,有效减少地方政府多标准审批、暗箱操作等问题,提高公共服务均等化水平[15];扩大政务公开,优化服务水平,便利企业参政议政,加强有效沟通,改善政企关系。

数字政府有助于畅通政企互动渠道,提供及时、全面的政策信息,为企业节省信息搜索成本,减小企业因信息不对称导致的发展决策偏差,防止企业因信息不透明而错失发展机会。[16]数字政府进一步扩大市场竞争的公平性,使管理者更有动力,对风险更加敏感,更加关注企业经营活动的效率。[17]显然,数字政府要求政府以服务为导向,明确政府权责范围,有效提升其制度供给的质量和效率,降低企业与政府打交道的成本,有利于经营决策的市场化,减少企业盲目决策。基于上述分析,本文提出如下假设：

H1：数字政府对企业发展质量具有正向的提升作用。

(二)数字政府、中介机制与企业发展质量

需要进一步分析的问题是,是否存在着一些因素会显著影响数字政府与企业发展质量之间的关系。本文认为,有必要对政府廉洁程度、法治环境及市场化进程的中介效应进行分析。这是因为：

数字政府带来的信息公开、在线服务和政企互动,可以减少行政垄断和自由裁量权、提高问责的实施效果,有效遏制腐败滋生。具体而言,数字政府可以提高政府的开放性,为企业提供更多信息,缓解信息不对称,有效减少政府官员的信息垄断[18];为企业提供控告、检举及建议等的渠道,更密切地监督政府行为,有效提升对政府机构和官员腐败问责的有效性;使工作流程公开化、程序化、规范化,有效控制和减少政府工作人员的自由裁量权,增强公职人员的服务意识,避免暗箱操作与关系型交易。[19]此外,数字政府有助于改善企业对政府的廉洁形象认知,减少非生产性支出,使企业能够投入更多资金用于发展。而政府廉洁可以改善企业的生存环境,赢得企业的积极反应,提高企业发展质量。[20]

数字政府改善了政府与企业之间的互动机制,打破旧的行政秩序,推动新制度体系的建立,同时促进良好的法治环境的形成。以知识产权为例,数字政府可以使产权保护规范化,提升政府产权保护能力,降低侵权行为的可能性。[21]数字政府促进政府信息共享,化解可能的风险,克服官僚偏好,降低企业的制度性交易成本,体现为法治环境改善的效应。[22]

不同地区现有的制度安排存在差别,且政府部门的有限理性和偏好不同,加上机制不完善,使得法治环境有所不同。数字政府有着趋于一致的目标,可以促进法治环境的优化,改变偏离合法逻辑、效率逻辑的现象。[23]而良好的法治环境有效提高司法和行政执法机构的公正性和效率,使企业在研发、融资等上获得很好的保障,提高企业发展质量。[24]

数字政府可以改善政府管理和服务,以数字平台为中心,响应企业的需求,减少环节、简化流程、节省时间及降低成本。数字政府通过改变政府组织结构,提供“一站式”政务服务,提升了政府治理效能,降低了企业的行政和政策负担,从而激发了企业技术创新的活力。[25]

数字政府有效缓解各社会主体的信息不对称,为企业赢得公平的发展机会;抑制部门或个人的非法“设权”和“越权”行为,确保企业公平地享有政府提供的服务。[26]数字政府推动政务服务方式的改善,从权力源头上缩短审批时间和规范审批行为,简化和规范流程,减少企业获得行政许可的时间,降低交易成本。[27]此外,数字政府通过简化企业注册流程,在一定程度上降低了企业的市场准入门槛。而市场化进程缩短企业办事时长,降低办事成本,提高企业发展质量。[28]

基于上述分析,本文提出如下假设：

H2：政府廉洁程度、法治环境及市场化进程在数字政府对企业发展质量的作用机制中发挥中介作用。

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源

本文选取2010—2017年沪深A股上市企业为研究样本,该时间跨度的选择是囿于数据可得性：国脉电子政务网发布的数字政府数据始于2010年,止于2017年。为了提高研究数据的质量,对样本数据进行如下处理：剔除变量数据缺失及ST、*ST或已退市的企业样本。

最终,获得9464个样本观测值。企业层面的数据主要来自CSMAR数据库,数字政府数据(政府网站绩效得分和排名)来自国脉电子政务网,公职人员数、犯罪立案等数据来自《中国检察年鉴》,法治环境、市场化进程数据来自王小鲁、樊纲等发布的《中国分省份市场化指数报告》。为消除异常值的影响,对连续变量进行上下1%的Winsorize处理。

(二)研究变量的选择

1. 被解释变量

企业发展质量(QED),参考钞小静等(2021)的研究[29],选取企业全要素生产率来衡量,并选择ACF法来测算。与LP、OP法相比,ACF法能够解决“函数相关性”问题。

2. 解释变量

数字政府(EG),参考王晓晓等(2021)的研究[8],选取国脉电子政务网政府网站绩效评价指标来衡量。该指标体系由政务公开、在线服务、互动回应、数据开放及创新发展等组成,能够准确客观地反映数字政府建设水平,适用性较强。

3. 中介变量

根据理论机理,本文选取的中介变量包括：(1)政府廉洁程度(GI),参考刘贤赵(2022)的研究[30],选取渎职立案数量占(每万)公职人员的比例来衡量;(2)法治环境(LAW),参考王佰芳等(2022)的研究[31],选取市场中介组织发育和法治环境指标来衡量;(3)市场化进程(MP),参考宫兴国等(2022)的研究[32],选取政府与市场的关系来衡量。

4. 控制变量(Controls)

借鉴已有研究文献,选择以下指标作为控制变量[33][34]：劳动力规模(LAB),选取企业总员工人数的自然对数来衡量;资本强度(CI),选取固定资产值与员工人数比值的自然对数来衡量;资产收益率(ROA),选取净利润与总资产的比值来衡量;资产负债率(LEV),选取总负债与总资产的比值来衡量;总资产报酬率(ROTA),选取利润总额和利息支出之和与平均资产总额的比值来衡量;流动比率(CR),选取流动资产与流动负债的比值来衡量;固定资产比例(PFA),选取固定资产与总资产的比值来衡量;企业规模(SIZE),选取总资产的自然对数来衡量;企业年龄(AGE),选取企业成立年龄来衡量;宏观经济环境(PGDP),选取企业所在省级行政区GDP的自然对数来衡量;制度环境(INS),选取市场化总指数来衡量。

(三)研究模型

结合本文所提出的假设,参考阿米特·达斯和肖巴·达斯(Amit Das &Shobha S.Das,2021)、张思涵等(2022)的研究[35][36],构建基准回归模型如下：

QEDit=a0+a1EGit+γControlsit+εi+νi+μt+φit

(1)

为检验中介机制,参考温忠麟和叶宝娟(2014)的研究[37],在模型(1)的基础上,构建如下中介效应模型：

U(GI、LAW、MP)it=b0+b1EGit+γControlsit+εi+νi+μt+φit

(2)

QEDit=c0+c1EGit+c2U(GI、LAW、MP)it+γControlsit+εi+νi+μt+φit

(3)

其中,i为省份,t为年份,ε、ν及μ分别为年份固定效应、地区固定效应及行业固定效应,φ为随机误差项。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

描述性统计结果如表1所示,可以看出：企业发展质量(QED)的均值、标准差、最小值及最大值分别为9.202、1.095、2.187及13.950,表明样本企业的发展质量存在明显的差异;数字政府(EG)的均值、中位数、最小值及最大值分别为4.273、4.236、2.485及4.504,表明我国大部分地区的数字政府建设低于平均水平;政府廉洁程度(GI)、法治环境(LAW)及市场化进程(MP)的均值、标准差、最小值及最大值,均表明不同地区在一定程度上存在明显差异。其他变量的统计结果均在合理范围内,不再赘述。

表1 描述性统计

(二)基准回归结果

数字政府对企业发展质量影响的基准回归结果如表2所示：分别采用随机效应模型(OLS)、固定效应模型(FE)及随机效应模型(RE),进行回归。其中,列(4)为采用随机效应模型时列(1)的基础上加入了控制变量,列(5)为采用固定效应模型时列(2)的基础上加入了控制变量,列(6)为采用随机效应模型时列(3)的基础上加入了控制变量。列(1)、列(4)的回归结果显示,数字政府对企业发展质量的系数分别为0.217和0.163,均在1%的水平上显著;列(2)、列(5)的回归结果显示,数字政府对企业发展质量的系数分别为0.460和0.238,均在1%的水平上显著;列(3)、列(6)的回归结果显示,数字政府对企业发展质量的系数分别为0.323和0.245,均在1%的水平上显著。这表明数字政府对企业发展质量具有正向的提升作用,研究假设H1得证。同时,F检验、Hausman检验及Wald统计量检验表明固定效应模型更优,因此选择固定效应模型进行后续回归。

表2 基准回归结果

(三)内生性检验和稳健性检验

1. 内生性检验

(1)引入工具变量。借鉴袁航和朱承亮(2022)的研究[38],选择各省级行政区的地形起伏度(RDLS)作为数字政府的工具变量(地形起伏度会影响数字政府相关的基础设施建设),进行IV-2SLS回归,结果如表3中列(1)、列(2)所示。K-P rk LM统计量对应的p值为0.000,K-P rk Wald F统计量大于Stock-Yogo弱识别检验10%水平上的临界值,表明所选的工具变量是合理的。研究显示,数字政府对企业发展质量的系数为0.800,在1%的水平上显著。这表明基准回归结果是稳健的。

表3 内生性检验

(2)更换回归方法。参考陈晓峰(2021)的研究[39],选择将回归方法更换为广义矩估计方法,分别采用差分GMM、系统GMM进行回归,结果如表3中列(3)、列(4)所示。企业发展质量滞后一期(L.QED)的系数分别为0.650、0.600,均在1%的水平上显著;数字政府对企业发展质量的系数分别为0.209、0.185,均在1%的水平上显著。同时,AR(2)检验、Sargan检验表明差分GMM、系统GMM回归选择的工具变量是有效的,也表明基准回归结果是稳健的。

2. 稳健性检验

(1)替换解释变量衡量方法。参考郭蕾和黄郑恺(2021)的研究[40],选取电子政务排名来衡量数字政府,其他变量保持不变,对数字政府与企业发展质量重新进行回归,结果如表4中列(1)所示。数字政府对企业发展质量的系数为-0.049,在10%的水平上显著。这表明基准回归结果是稳健的。

表4 稳健性检验

(2)改变被解释变量测算方法。参考冯珏和黄解宇(2023)的研究[41],分别采用OP法、LP法重新测算企业发展质量,其他变量保持不变,对数字政府与企业发展质量重新进行回归,结果分别如表4中列(2)、列(3)所示。

数字政府对企业发展质量的系数分别为0.213和0.245,均在1%的水平上显著。依然表明基准回归结果是稳健的。

(四)异质性检验

1. 行业异质性检验

鉴于不同技术特性的企业的创新能力、员工素质等存在较大差异,参考王佳妮等(2022)的研究[42],划分为高新企业和非高新企业。具体来说,将行业代码C26、C27、C28、C37、C39、C40、I63、I64、I65、M74、M73及N77划分为高新企业,其他为非高新企业,进行行业异质性检验,结果如表5所示。

表5 行业异质性检验

在高新企业样本中,数字政府对企业发展质量的系数为0.331,在1%的水平上显著;在非高新企业样本中,数字政府对企业发展质量的系数为0.038,不显著。可以看出,与非高新企业相比,数字政府对高新企业发展质量的影响更为显著。

2. 区域异质性检验

鉴于不同地区的企业面临的经济环境、社会环境等可能存在较大差异,参考邓荣荣和吴云峰(2023)的研究[43],划分为东部、中部及西部,进行回归,结果如表6所示。在东部企业样本中,数字政府对企业发展质量的系数为0.282,在1%的水平上显著;在中部企业样本中,数字政府对企业发展质量的系数为0.140,不显著;在西部企业样本中,数字政府对企业发展质量的系数为0.121,不显著。可以看出,与中部、西部企业相比,数字政府对东部企业发展质量的影响更为显著。

表6 区域异质性检验

(五)中介效应检验

表7中列(1)、列(2)为政府廉洁程度中介效应检验的结果,其中列(1)为模型(2)的回归结果,列(2)为模型(3)的回归结果。在列(1)中,数字政府对政府廉洁程度的影响系数为-0.127,在1%的水平上显著。在列(2)中,数字政府对企业发展质量的影响系数为0.201,在1%的水平上显著;政府廉洁程度对企业发展质量的影响系数为-0.827,在1%的水平上显著。同时,Sobel检验表明,中介效应为0.187,在1%的水平上显著,中介效应占比27.17%。这表明,数字政府建设,促进了政府廉洁,进而提高了企业发展质量。

表7 中介效应检验

表7中列(3)、列(4)为法治环境中介效应检验的结果,其中列(3)为模型(2)的回归结果,列(4)为模型(3)的回归结果。在列(3)中,数字政府对法治环境的影响系数为15.086,在1%的水平上显著。在列(4)中,数字政府对企业发展质量的影响系数为0.293,在1%的水平上显著;法治环境对企业发展质量的影响系数为0.024,在1%的水平上显著。同时,Sobel检验表明,中介效应为0.367,在1%的水平上显著,中介效应占比55.63%。这表明,数字政府建设,优化了法治环境,进而提高了企业发展质量。

表7中列(5)、列(6)为市场化进程中介效应检验的结果,其中列(5)为模型(2)的回归结果,列(6)为模型(3)的回归结果。在列(5)中,数字政府对市场化进程的影响系数为4.185,在1%的水平上显著。在列(6)中,数字政府对企业发展质量的影响系数为0.577,在1%的水平上显著;市场化进程对企业发展质量的影响系数为0.020,在1%的水平上显著。同时,Sobel检验表明,中介效应为0.082,在1%的水平上显著,中介效应占比12.49%。这表明,数字政府建设,推进市场化进程,进而提高企业发展质量。

同时,进行了Bootstrap检验,见表8,结果显示,政府廉洁程度(GI)、法治环境(LAW)及市场化进程(MP)中介效应的置信区间均不包含0,表明中介效应成立。综上,政府廉洁程度、法治环境及市场化进程在数字政府对企业发展质量的作用机制中发挥中介作用。研究假设H2得证。

表8 Bootstrap检验

(六)进一步检验

在线服务(OS)、互动回应(IR)及数据开放(OD)是数字政府(EG)的三个主要细分指标,有助于从不同维度认识数字政府建设。因此,有必要将数字政府(EG)分别替换为在线服务(OS)、互动回应(IR)及数据开放(OD),重新进行回归,结果如表9所示。在线服务对企业发展质量的系数为0.020,不显著;互动回应对企业发展质量的系数为0.072,在1%的水平上显著;数据开放对企业发展质量的系数为0.006,不显著。上述结果显示,在线服务、互动回应及数据开放三者,只有互动回应对企业发展质量的影响是显著的。这表明,数字政府在政企沟通中发挥着重要作用,但可能因管理、制度等因素影响服务效果。

表9 数字政府细分指标的进一步检验

五、结论与建议

本文以2010—2017年沪深A股上市企业为研究样本,实证检验了数字政府对企业发展质量的影响：首先进行数字政府对企业发展质量的基准回归,然后进行内生性检验和稳健性检验(包括引入工具变量、更换回归方法、替换解释变量衡量方法及改变被解释变量测算方法),再进行异质性检验(包括行业异质性检验、区域异质性检验),接着进行中介效应检验(包括政府廉洁程度、法治环境及市场化进程),最后进行数字政府细分指标的进一步检验。

研究发现,数字政府对企业发展质量具有正向的提升作用。异质性检验表明,与非高新企业相比,数字政府对高新企业发展质量的影响更为显著;与中部、西部企业相比,数字政府对东部企业发展质量的影响更为显著。中介效应检验表明,政府廉洁程度、法治环境及市场化进程在数字政府对企业发展质量的作用机制中发挥中介作用。数字政府细分指标的进一步检验表明,在线服务、互动回应及数据开放三者,只有互动回应对企业发展质量的影响是显著的。

基于上述研究结论,提出以下建议：

第一,应高质量推动数字政府建设。数字政府建设要充分考虑地区之间存在的差异,如数字基础设施、经济发展水平等,需要结合区位特征,采取差异化策略,有的放矢地完善数字基础设施建设,弥合“数字鸿沟”,打通数字政府建设的梗阻问题。同时,还要拓宽数字政府的功能深度：以企业需求为出发点,通过技术融合、业务整合及流程再造,使数字政府服务充分满足企业需求,加强与企业之间的互动交流,让企业参与到数字政府服务于企业发展中来,避免政府与企业之间存在数字鸿沟。

第二,数字政府建设应与体制机制改革相协调。数字政府建设不仅是新的技术形式,还是一种全新的治理模式,从而使先进的技术、完善的配套政策为政府管理服务。数字政府存在制度更新滞后的问题,制约着数字政府服务质量的提升,如技术规范、标准体系、安全防护及运维监管等,需要克服与完善,建设服务型政府。完善反馈机制、法律保障体系及安全保障体系,及时总结数字政府服务中的堵点难点,实现政府职能转变、政务流程优化,强化部门协调机制,灵活应对企业需求,提升数字政府服务能力。

第三,借助数字政府优化营商环境。数字政府可以通过提供非歧视性、全方位的公共服务,改善企业与政府打交道的体验,以优化营商环境。数字政府有助于整合政务服务体系和功能,提高政府决策、管理、监管及服务等能力,改善问责和监督机制。数字政府推动监管从注重事前审批转向事中事后监管,提升市场监管的科学性。借助数字政府,更加有效地保护企业的合法权益,维护市场的公平性、公开性和公正性;推进部门权力、责任的落实与公开,提高企业家对市场的信心,减轻企业负担。