数字化转型、高管薪酬激励与企业创新绩效的相关分析

摘 要：加快建设数字中国是发挥信息化驱动引领作用、推进中国式现代化的必然选择。文章基于2018—2022年沪深A股上市公司数据，实证检验数字化转型对企业创新绩效的影响，以及高管薪酬激励在二者之间的中介效应。研究发现，数字化转型对企业创新绩效具有显著的正向影响，高管薪酬激励发挥了部分中介作用，且经过稳健性检验后，该结论仍然成立。异质性分析发现，相比于非高科技企业、东部地区及低政府补助企业，高科技企业、中西部地区企业及高政府补助企业的数字化转型促进创新绩效的作用更加显著。

关键词：数字化转型；创新绩效；高管薪酬激励

中图分类号：F272.9 文献标识码：Ａ 文章编号：１００９ — ２２３４（２０24）05 — ０107 — ０７

一、引言

创新是驱动经济社会高质量发展的第一动力，对企业可持续发展尤为重要。企业是创新要素集成，是科技成果转化的主力军，是企业核心竞争力的主要来源，是实现中国式现代化的重要路径之一。现有研究表明，政府创新补助（荣奎桢等，2024）、创新政策激励（王彦红，2024）、社会信任（阳镇等，2024）、股权激励（张继德等，2023）等都是影响企业创新绩效的重要因素［1-4］。如何多维度持续提升企业创新绩效，是当前亟需解决的重要课题。

党的二十大报告提出，要加快发展数字经济、加快建设数字中国，促进数字经济和实体经济的深度融合。随着数字技术不断发展，人工xVb7jRDy1qcb519iyxs8dw==智能、区块链、云计算、大数据等数字技术的应用，加速推动了企业经营目标的转变、治理结构的变革及生产效率的提高，企业之间的竞争日趋激烈。一方面，数字化转型能够使企业减少决策失误，提升企业的经营效率和经营绩效，另一方面，数字化转型也能带来企业声誉、内部控制质量及信息披露质量等非经营绩效的提升。当前，我国数字化经济正处于蓬勃发展时期，政府出台了系列政策也着重强调要加快实施数字化转型。面临目前个性化突出且不确定的市场环境，许多企业开始进行数字化转型来实现以“数”治企。就企业自身而言，创新绩效可以作为衡量企业竞争活力和长期竞争优势的重要指标，数字化转型和创新绩效之间存在何种关系？二者之间的作用机制是什么？

鉴于此，本文以2018-2022年我国沪深A股上市公司为样本，探究数字化转型对企业创新绩效的影响及作用机制。本文可能的贡献主要体现在：一是进一步拓展了数字化转型经济后果的研究，在现有研究基础上，实证检验了数字化转型对企业创新绩效的影响；二是进一步丰富了数字化转型对企业创新绩效的作用路径研究，实证研究了高管薪酬激励在二者之间发挥的中介效应；三是对数字化转型对企业创新绩效的影响，从地区差异、企业性质、政府补助等方面进行了异质性分析，分析不同性质、不同地区、不同政府补助的企业数字化转型对创新绩效的影响程度，对企业加快数字化转型、提高创新绩效具有较好的实践意义。

二、理论分析与研究假设

（一）数字化转型与企业创新绩效

企业创新绩效集中体现了企业的创新成果，在创新绩效的分类中，既包括了能让企业迅速成长的创新产品与创新技术，还包括了研发人员在完成创新目标时的知识发现、创新流程和工作气氛等［5］。企业在进行技术创新过程中，会受到知识、人才储备、融资约束以及市场风险的影响，企业会陷入创新绩效提升困难的窘境，而数字化转型的目标之一就是提高企业的创新绩效［6］。从熊彼特的创新理论来看，企业创新包括生产要素的重新组合，把数字技术这一新兴要素与企业的其他生产要素组合起来，可以优化要素配置，进而提升企业的技术创新能力［7］。从组织变革理论来看，大量运用数字技术能够提升企业组织模式的结构效率，提高数字化水平有利于促进企业间及企业内部信息流动，企业的数字化转型不仅能够促进不同企业之间的紧密合作［8］，提升运营效率，还能够促使企业在商业结构和商业模式上进行创新。而商业模式能够通过不同的方式将价值传递给顾客，有利于促进企业提升创新绩效。基于上述理论，由此提出了以下假设1：

假设H1：数字化转型与企业创新绩效存在显著的正相关关系，即数字化转型能够有效提升企业创新绩效。

（二）数字化转型与高管薪酬激励

数字化的应用改变了企业的员工结构，淘汰了大量低素质员工，对高技能劳动者需求不断增加。数字化转型在提高企业效益的同时，也提高了员工薪酬的边际贡献，使得高管薪酬随之增加。由于创新活动属于企业的长远目标，管理层对“高投入、高风险”的项目自然避而远之。对于创新决策而言，由于从研发资金的投入到研发成果的产出往往是一个长期的过程，而企业的收益却是一种短期的表现形式，这在一定程度上不能较好地满足利益相关者的需要。因此，会减少企业研发创新投入，进而影响企业的创新效率［9］。在利益博弈中，很少由管理者愿意承担不确定性风险，激励理论的应用可以有效缩小经营者与股东的利益代沟，使其更加重视企业的创新发展。已有研究表明，货币薪酬激励手段促进了企业的创新活动［10］。基于上述观点，提出了假设2：

假设H2：企业数字化转型与高管薪酬激励显著正相关，即数字化转型有利于提升企业高管薪酬激励。

（三）数字化转型、高管薪酬激励与企业创新绩效

一方面，数字转型能够提升公司收益，增加员工报酬的边际贡献，从而导致高管报酬的上升，形成一个良好的互动循环，提升员工的参与程度［11］。另一方面，由于数字化技术的开放性［12］，使得员工可以将自己的管理和工作发挥到极致，从而最大程度地发挥自己的力量，从而激发员工的工作动机，使他们更愿意加入到公司的建设中来，对企业创新机会识别以及绩效提升有重要作用。综上所述，本文以现有研究成果为基础，引入高管薪酬激励作为中介变量，探讨企业数字化转型对创新绩效的作用路径，提出假设3：

假设H3：高管薪酬激励在数字化转型与企业创新绩效之间发挥中介效应，即数字化转型通过高管薪酬激励提升企业创新绩效。

三、研究设计

（一）样本说明

本文选取2018－2022年沪深A股上市公司作为研究样本。为了避免实证产生特殊性和突发性，进一步保证研究结论的稳定可信，对数据进行了以下处理，包括剔除ST、*ST企业数据、剔除相关数据缺失及异常的企业、剔除金融业的行业数据、对极端数据做了上下1%的缩尾处理等，最终获得1020家上市公司数据，选取样本数据为5100个，并运用Excel2007和Stata15等工具对数据进行处理以及分析。本研究所使用数据样本均来源于国泰安数据库、万德数据库以及相关企业年报。

（二）变量选取

1.被解释变量：创新绩效（RD1）。根据现有研究，对于创新绩效的衡量指标主要有投入与产出两个角度。一是采用研发收入占销售收入的比重表示，此指标更倾向于研究创新行为驱动；二是使用年度专利申请数表示，但是考虑专利的申请时间较长且具有滞后性。本文参考鲁桐［１３］做法，从过程视角出发，选择创新过程绩效，以创新投入效率，即研发投入占总资产的比例（RD1）为衡量指标。

2.解释变量：数字化转型（DT）。对于企业数字化转型的衡量，本文借鉴张永坤等［14］的研究，以企业财务报告附注披露的年末无形资产明细项中与数字化转型相关的部分占无形资产总额的比例，来度量企业数字化水平。

3.中介变量：高管薪酬激励（TMTPay1）。对高管薪酬激励的衡量，借鉴黄庆华等［15］的研究，选取管理层前三名薪酬总额的自然对数作为薪酬激励指标。

4.控制变量。为了减少其他外界因素对企业成长性的影响，本文选取了企业资本结构（Lev）、公司规模（Size）、总资产周转率（ATO）、高管持股比例（Top10）、两职合一（Dual）、董事会规模（Board）、托宾Q（TobinQ）作为本文的控制变量。各变量指标选取与度量方法如表1所示。

（三）模型设计

为了考察数字化转型对企业创新绩效的影响，本文构建了如下模型：

1.为了检验数字化转型对企业创新绩效的影响，构建了模型一：

RD1it=β0+β1DTit+β2Controlsit+εit （1）

其中，RD1是被解释变量企业创新绩效，DT是核心解释变量数字化转型，Controls为控制变量组。在实证分析中，关注DT系数β1，预期β1显著为正，即表明数字化转型与企业创新绩效为正相关关系。

2.为了检验数字化转型对高管薪酬激励的影响，构建了模型二：

TMTPay1it=α0+α1DTit+α2Controlsit+εit （2）

其中，关注DT系数α1，预期α1显著为正，即表明企业数字化转型与高管薪酬激励显著正相关。

3.为检验高管薪酬激励（TMTPay1）在企业数字化转型与创新绩效之间的中介效应，本文借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）［16］构建的中介效应模型进行作用机制检验，构建了模型三：

RD1it=γ0+γ1DTit+γ2TMTPay1it+γ3Controlsit+εit （3）

模型三在模型二的基础上加入了中介变量高管薪酬激励（TMTPay1），用以验证假设3。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

根据主要变量描述性统计分析结果可知，创新绩效最大值为14.2%，最小值为零，均值仅仅2.3%，表明样本上市公司整体创新绩效水平并不高，样本间创新绩效水平差异较大。数字化转型的极大值为1，极小值为0，均值仅为0.068，说明企业之间数字化转型程度差异较大。主要变量相关性分析结果初步表明，数字化转型与企业创新绩效呈显著正相关。多重共线性检验结果表明，各变量VIF值均远小于5，说明各模型的变量之间不存在多重共线性的问题。受篇幅限制，上述结果正文未列示，备索。

（二）回归分析

表2是基于高管薪酬激励（TMTPay1）这一中介效应，以企业创新绩效（RD1）作为因变量，数字化转型（DT）作为自变量进行回归的回归分析结果。

1.数字化转型与企业创新绩效。根据表2列（1）可以看出，数字化转型（DT）对企业创新绩效（RD1）的相关系数为0.0260，在1%的水平上显著，说明二者之间存在正相关关系，即数字化转型可以提高企业创新绩效，进一步验证了假设H1。即数字化转型与企业创新绩效存在显著的正相关关系，数字化转型能够有效提升企业创新绩效。

2.数字化转型与高管薪酬激励。根据表2列（2）可以看出，数字化转型（DT）对高管薪酬激励（TMTPay1）的相关系数为0.382，且在1%的水平上显著，表明二者之间存在正相关关系，即数字化转型可以促进企业高管薪酬激励政策的实施，进一步验证了假设H2。即企业数字化转型与高管薪酬激励显著正相关。

3.数字化转型、高管薪酬激励与企业创新绩效。高管薪酬激励的中介效应如表2列（3）所示。根据表2列（3）可以看出，数字化转型（DT）对企业创新绩效（RD1）的相关系数为0.0241，在1%的水平上显著，表明数字化转型对企业创新绩效存在正相关关系。高管薪酬激励（TMTPay1）对企业创新绩效（RD1）的相关系数为0.00497，在1%的水平上显著，表明高管薪酬激励在二者关系中存在部分中介效应，验证了假设H3。数字化转型通过实施高管薪酬激励的手段，可以加快促进数字化转型对企业创新绩效的提升。

（三）稳健性检验

1.工具变量法。自身创新能力强的企业更倾向于主动进行企业数字化转型，随着数字化转型的不断深入，企业的创新能力能够得到显著的提升，因此数字化转型与企业创新绩效可能存在互为因果的内生性问题。参考赵乐［17］等人选取工具变量的方法，选择滞后一期的数字化转型作为工具变量，进行两阶段最小二乘估计，以减轻内生性问题。这样选取工具变量原因在于：滞后一期的数字化转型可能会通过影响企业对数字化转型重视的程度对企业创新绩效产生影响，但对企业创新绩效又无直接影响，因而滞后一期的数字化转型变量能较好地契合工具变量选取要求。第一阶段的回归结果展示于表3的列（1），工具变量L.DT估计系数为0.769，在1%的水平上显著为正，这表明工具变量L.DT对内生变量DT有较好的解释力；同时，经检验，F值远大于10 说明通过了弱工具变量检验。第二阶段的回归结果展示于表3的列（2），数字化转型与企业创新绩效在1%的显著为正，这与前文的估计结果较为一致。回归结果表明，企业数字化转型与企业创新绩效相关性结果显示正相关且显著。

2.更换被解释变量。本文将创新绩效的衡量指标换成研发投入与营业收入的占比（RD2）［18］。根据表3列（4）（5）（6）可以看出，数字化转型（DT）对企业创新绩效（RD2）、数字化转型（DT）对高管薪酬激励（TMTPay1）仍具有显著的正相关关系，高管薪酬激励（TMTPay1）在二者之间仍具有中介效应，上述研究结论具有很好的稳健性。

3.增加控制变量。本文采用补充变量法，即增加控制变量股权制衡度（Balance）、公司成立年限（FirmAge）再次进行回归。增加变量后，根据表3可以看出，数字化转型（DT）对企业创新绩效（RD1）、数字化转型（DT）对高管薪酬激励（TMTPay1）仍具有显著的正相关关系，高管薪酬激励（TMTPay1）在二者之间仍具有中介效应，上述研究结论具有很好的稳健性。

（五）异质性分析

1.行业类型的异质性分析。企业按行业类型可以分为高科技企业和非高科技企业。高科技企业是知识和技术密集的经济实体，具有数字化技术强、投入高和独特商业模式的特点，所以数字化转型在高科技企业和非高科技企业的影响程度可能会存在差异。本文借鉴杨兴哲（2020）［19］的研究，将企业划分为高科技企业与非高科技企业，若为高科技企业则取1，否则取0，分组检验了企业数字化转型对于企业创新绩效的影响，检验结果如表4所示。表4列（1）表明，企业为高科技企业时，数字化转型对创新绩效存在正向影响，系数为0.0334，在1%水平显著；列（2）表明，当企业为非高科技企业时，数字化转型对于企业创新绩效的影响，结果并不显著。结果表明当企业为高科技企业时，数字化转型促进企业创新绩效的提升作用更为显著。这可能是因为，相比于依赖劳动力为主的非高科技企业，高科技企业有实现数字化转型具有更好的客观基础条件，同时也有更强烈的主观意愿，所以高科技企业数字化转型能更好地提升企业创新绩效。

2.地区差异的异质性分析。为了检验地区的差异对数字化转型与企业创新绩效之间存在的差异，按地区进行分类，按东部地区、中西部地区再次进行回归，若为东部地区的企业East=1，否则取0，回归结果如表4列（3）、列（4）中可以看出，东部地区及中西部地区企业的数字化转型与企业创新绩效的回归系数均在1%水平下显著。因此，为了保证结论的准确性，进行组间系数差异性检验，本文采用chow检验的方法，检验结果如表4列（5）所示，交乘项DT*East的系数为0.0225，表明数字化转型（DT）的系数在东部地区组与中西部地区组之间存在显著性差异，即中西部地区的企业数字化转型与企业创新绩效的正相关关系更加显著。可能的原因是，东部地区经济相比于中西部地区较发达，该地区本身可能就有比较强的数字化转型技术，因此东部地区企业数字化转型对企业创新绩效的影响效果不如中西部地区显著。

3.政府补助的异质性分析。由于接受政府补助更多的企业有更多的资金来进行数字化转型，因此，本文将进一步检验政府补助在数字化转型与企业创新绩效之间存在的差异性。将样本企业按政府补助的中位数进行分组，高于中位数的为高政府补助组，取值为1；低于中位数的为低政府补助组，取值为0。回归结果如表4列（6）、列（7）所示，高政府补助组的企业数字化转型与企业创新绩效的相关系数为0.0265，低政府补助组的企业相关系数为0.0258，且都在1%的水平上显著。因此，为了保证结论的准确性，本文进行组间系数差异性检验，采用chow检验方法，检验结果如表4列（8）所示，交乘项DT*Sub的系数为0.0350，表明数字化转型（DT）的系数在高政府补助组与低政府补助组之间存在显著性差异，即高政府补助组的企业数字化转型与企业创新绩效的正相关关系更加显著。可能的原因是，企业进行数字化转型需要一定的资金投入，接受政府补助更多的企业才能更好地进行数字化转型，因此，高政府补助组的企业数字化转型与企业创新绩效的正相关关系比低政府补助组更加显著。

五、研究结论与管理启示

（一）研究结论

本文以2018-2022年A股上市公司作为研究对象，实证检验了上市公司数字化转型与企业创新绩效的关系，以及高管薪酬激励在二者之间的中介作用，得到的研究结论主要有以下几个方面。一是数字化转型可以显著提升企业创新绩效，且经过稳健性检验后，该结论仍然成立。二是作用路径分析发现，高管薪酬激励在数字化转型与企业创新绩效发挥了部分中介作用。三是异质性分析发现，中西部地区比东部地区企业、高科技企业比非高科技企业、受到政府补助更多的企业比受到政府补助少的企业的数字化转型对企业创新绩效的影响更为显著。

（二）管理启示

一方面，从企业自身来看，企业应当顺应数字经济的浪潮，积极推进数字化转型进程。一是企业可以通过对先进技术的运用，提高其与其他利益相关者之间沟通频率，从而满足不同主体的异质性需求，吸引更多潜在的利益相关者；二是企业要充分利用数字化转型的社会溢出效应，通过积极地履行社会责任，用社会效益反哺经济效益，发挥价值共益共享的网络效应，进而提升企业的创新绩效；三是企业要重视高管激励政策，应该明确高管激励对创新绩效的提升作用，结合企业实际情况制定相应可行的激励政策，缓解代理冲突矛盾，合理适度地增强企业创新力度，提高企业的竞争优势，从而提升企业的创新绩效水平。

另一方面，从政府层面来看，一是应制订相关政策激励企业数字化转型。对于部分中小企业来说，没有足够的实力去探索路径与承担风险。因此，政府应该加大对中小企业的政策引领，采取一定的帮扶措施，助力企业创新发展。二是可以给予企业一定的政府补贴作为资金支持。数字化转型这一类创新活动，从资金的投入到成果的产出往往是一个长期的过程，这一过程需要有大量的资金支持。给予企业适当的补贴可以拓宽企业融资渠道等，有效解决企业面临的融资难、融资成本高的问题，为企业提供更大普惠金融的支持，助力企业进行数字化转型，提高企业创新绩效。

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〔责任编辑：孙玉婷〕