數字化轉型與企業創新
——基于文本分析方法的經驗證據

范紅忠，王子悅，陶 爽

（華中科技大學 經濟學院，武漢 430000）

一、引言

黨的十九屆五中全會提出，作為現代化建設布局的戰略支撐，創新是我國實現高質量發展的關鍵動能。而企業作為我國科技創新的重要載體之一，如何發揮其在技術創新體系中的能動作用，成為政學業三界共同關注的熱點問題。與此同時，以大數據、區塊鏈、云計算、人工智能等數字技術的應用為代表的新一輪科技革命和產業變革正在興起。據《第48 次中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，2020 年我國數字經濟總量位居世界第二，對GDP 增長的貢獻率為67.7%，數字經濟已然成為驅動經濟高質量發展的重要引擎。2021 年國家網信辦發布《數字中國發展報告》，進一步指出我國需進一步深入推進“十四五”時期數字中國建設，推動數字化轉型，構建釋放數字生產力的創新發展體系。在數字經濟蓬勃發展的背景下，大多數傳統企業面臨著發展模式與運營戰略調整重構的重要挑戰（Martinelli et al，2021），數字化轉型作為企業應對這場空前數字革命的重要戰略部署（Siebel 和Rice，2019），正成為經濟增長的核心驅動力。那么，在此背景下，企業數字化轉型能否釋放數字紅利，激發企業創新的“數字活力”，帶來創新產出的進一步提高？若能，其作用機制是什么？對不同企業的作用是否存在顯著差異？對這些問題的回答有利于全面評估數字化轉型對于企業創新的驅動作用，為我國在數字經濟發展背景下制定企業創新相關的政策提供理論與實證支撐。

在數字經濟戰略地位日益凸顯大背景下，現有文獻從“數字經濟”“互聯網”角度探究其對企業創新的影響。數字經濟是以數字技術賦能基礎設施（韓璐等，2021），服務于產業數字化及數字產業化的一系列經濟活動①來源于中國國家統計局的《數字經濟及其核心產業統計分類（2021）》中的定義。。數字經濟的發展可以幫助企業整合現有資源（Nambisan et al，2019），并基于共享的數字基礎設施平臺允許外部實體建立自己的創新產出，實現價值互換，即主要通過技術多元化渠道促進企業創新（候世英和宋良榮，2021）。但數字經濟并不作用于企業所有創新形式，其對企業突破性創新有顯著益處，而對企業漸進性創新的影響并不顯著（江偉等，2019；胡山和余泳澤，2021）。企業互聯網化則強調企業通過互聯網技術與外界進行信息的互聯互通（沈國兵和袁征宇，2020）。Teece（2018）指出互聯網技術不僅推動了企業單個產品和流程的創新，還推動了行業的大規模融合，最終作用于整個生態系統的創新。楊德明和劉泳文（2018）提出企業通過互聯網化實現差異化和成本領先從而帶來競爭優勢，為互聯網和實體經濟深度融合的政策提供了理論依據。與企業利用互聯網進行商業互動不同，企業數字化轉型是數字技術與業務流程的深度融合（焦豪等，2021），聚焦于企業對于信息技術的應用及與產品、用戶的交互關系，對于企業發展的影響有待更進一步探討。

雖然上述研究增進了我們對于新一輪數字革命影響企業創新活動的認識和理解，但仍存在如下不足：第一，以往文獻并未將數字化轉型與企業創新直接的聯系起來，忽略了數字化轉型這一關鍵變量對于創新的影響。企業數字化轉型作為數字經濟建設下的企業策略性行為，與“互聯網”及“數字經濟”定義及指標構建存在明顯差異，數字化轉型與企業創新的聯系有待進一步探討。第二，現有文獻并未深入探究數字化轉型影響企業創新的作用機制，尤其是基于企業運營管理戰略視角。另外，企業數字化轉型不單需要內在動力驅動，更需要外部環境的支撐，上述文獻沒有考慮到外部制度環境在數字化轉型與企業創新能力關系中的作用。

針對上述不足，本文利用2009—2019 年上市企業數據系統探討了數字化轉型對于企業創新的影響及背后的影響渠道。本文可能的邊際貢獻如下：第一，本文借鑒現有文獻，基于企業應對數字化變革的策略行為，從微觀視角上考察了數字化轉型對于企業創新的作用，補充了影響企業創新因素的研究視角，為完整地揭示數字經濟背景下企業創新的完整邏輯提供了經驗證據。第二，本文使用上市公司年報信息披露的“數字技術實踐應用類”關鍵詞詞頻反映企業數字化進展，并以此連續變量進行多時點雙重差分分析，相比于以往研究更能準確衡量企業數字化轉型的程度差異對企業創新的影響。第三，現有文獻對于數字化轉型與創新的微觀機制解讀有所不足，Lusch 和Nambisan（2015）指出數字化技術的應用可以在企業運營管理中扮演積極重要的角色，本文創新地將企業數字化轉型、運營管理、創新能力產出納入統一框架進行實證分析，從融資約束和交易成本兩個渠道考察了數字化轉型影響企業創新背后的機制，并進一步分析了制度環境水平對于企業數字化轉型作用于創新能力的調節作用。

二、研究假說

具體來看，企業能通過大數據、云計算、區塊鏈、物聯網等新技術的應用改變傳統的生產管理模式（趙宸宇等，2021；尚洪濤和吳桐，2022），整合內外資源實現價值鏈與供應鏈的全方位智能升級，這一變化將帶來互聯網制造等新領域的創新增長點（郭炳南等，2021）。數字化轉型對企業創新的影響研究框架如圖1所示。

圖1 數字化轉型對企業創新的影響

一方面，企業通過應用數字技術加速內部生產要素的流動，為創新積累潛能，實現價值鏈升級（吳非等，2021）。例如，辦公自動化（office automation，OA）、企業資源計劃系統（enterprise resource planning，ERP）、數據處理技術（data technology，DT）等數字技術的應用，企業可以更便攜地對人力部門、財務部門、生產部門進行資源整合，推動數據和知識要素在企業內部系統的交流共享（李海艦等，2014），為企業戰略決策及運營管理賦能。特別地，企業的有效創新離不開對于產業發展前沿的把握，數字化轉型支撐企業下沉至產品和用戶末端，靈活應對市場（韋影和宗小云，2021；Gomber et al，2018）。比如企業通過大數據建立產品社群模式，并應用數字信號處理（digital signal processing，DSP）技術實現廣告的精準投放。數據挖掘、信息搜集、信息反饋等技術能幫助企業到達產品末端，識別用戶需求進行針對性創新（戚聿東和蔡呈偉，2020；Henfridsson et al，2014）。另一方面，數字化轉型能進一步擴展企業供應鏈范圍，助力企業實現知識溢出創業（Ghio et al，2015）。從信息約束的角度，數字化轉型能通過改善市場間的信息不對稱，加快企業間的互聯互通。隨著數字技術和新商業模式的發展，“分享經濟”“云端數據”新業態使供應鏈上的企業間能通過共享設備和服務提高資源利用效率，學習成本和信息搜集成本更低，提升創新效率。此外，從資源約束的角度，企業通過物聯網生態實現不同創新主體能同時參與創新過程，促進要素跨界流動。如“分布式賬本”“混合現實”技術的應用使供應鏈上的企業能真正打破創新活動時間和空間的限制（韓璐等，2021）。因此，企業數字化轉型通過將數字技術應用于運營管理活動中，在一定程度上能推動企業創新。

基于上述分析，本文提出假說1：數字化轉型能顯著提高企業創新能力。

企業創新活動需要大量的資金投入，而內源融資往往難以滿足資金需求，融資約束已成為企業創新活動的“絆腳石”（Li 和Li，2021）。相比其他投資項目，創新活動本身具有高風險，信息不對稱等特殊屬性。首先表現在借貸企業創新活動往往面臨著技術壁壘、人才流失、市場競爭等風險，大量資金、人力的持續性投入并不一定能轉化為超出投入價值的實際收益，而銀行等金融機構出于風險把控的要求（馬俊，2022），傾向于選擇實物資產項目。其次，競爭、模仿的行為削弱了企業對創新研發活動進行細節披露的動機，投資者無法全面了解企業真實情況，信息不對稱性加劇了企業創新投資受到的融資約束。

而數字化轉型為緩解企業融資約束提供了新思路。一方面，數字化轉型能夠拓寬企業的融資來源。企業數字化轉型不僅能享受國家的政策優惠，這一信號也能在數字經濟大環境下通過釋放利好信息吸納投資者；同時，數字技術與金融的深度融合也使企業能用數字化信息共享優勢及時獲取有利融資信息（花俊國等，2022），以較低的成本獲得來自社會投資者的資金，進一步拓展企業融資渠道及融資數量，為企業創新活動提供資金支持（張璇等，2017）。另一方面，數字化轉型可以有效降低企業的借貸門檻和融資成本。企業基于新一代的數字信息技術可以提高經營情況的披露強度，銀行等融資機構也能借助大數據對企業信用、財務信息進行準確判斷。因此企業數字化轉型能有效緩解金融機構與企業之間信息不對稱的問題（萬佳彧等，2020），以信息流帶動資金流（田秀娟和李睿，2022），實現銀企高度聯結，進一步提高資本對企業創新研發投入的支持（Goldfarb 和Tucker，2019）。

鑒于以上分析，本文提出假說2：數字化轉型通過緩解融資約束提高企業創新能力。

從管理角度來看，一方面，企業在生產、經營、服務等流程中嵌入數字技術，優化原有的生產經營流程、完善業務流程管理和組織架構等，能有效降低企業管理成本（Forman 和Zeebroeck，2018）；另一方面，數字化管理流程的應用使企業研發人員間技術交流更方便，降低了團隊溝通時間和協作成本（郭金花等，2021）。同時，數字化信息技術的發展能有效提高產業鏈上下游之間的溝通效率，擴展了企業的信息邊界，降低溝通成本，合理配置資源（沈國兵和袁征宇，2020）；在生產運營上，首先，企業對于數字技術的應用能極大提高生產工具效率。對于制造企業而言，企業引進的智能制造設備能通過互聯互通收集使用設備數據，對機器運行、維修故障數據進行分析，大幅縮短生產設備維護開發時間。其次，企業間對于數字技術的應用和共享有助于改善信息不對稱的市場環境，降低信息搜尋成本；在用戶體驗上，企業數字化轉型不僅改變了傳遞信息的速度和知識獲取的路徑，同時也改變了傳統資源供給和需求之間的匹配模式，用戶和企業能通過數字技術進行精準互動。在降低信息匹配成本的同時，企業能通過大數據獲取的用戶需求進行針對性創新，降低創新試錯成本。

基于此，本文提出假說3：數字化轉型通過降低交易成本提高企業創新能力。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本文以2009—2019 年間中國滬深A 股上市公司作為研究樣本，對樣本數據進行如下處理：第一，剔除金融類和信息技術類上市公司樣本；第二，剔除出現異常值和主要變量存在數據缺失的樣本；第三，剔除special treatment（ST）和期間退市的企業；樣本公司的所有財務數據來自中國經濟金融研究數據庫（CSMAR），公司專利申請數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），數字化轉型指標系使用Python 從企業年報文件抓取關鍵詞條構建而成，年報文件來自巨潮資訊網。本文對所有連續型變量進行雙側1%的縮尾處理。

（二）變量測度與說明

1.被解釋變量

企業創新（Inv）：以上市公司獨立發明專利申請量作為其創新活動的代理變量。與專利授權活動的滯后及人為干預因素相比，專利申請活動更能反映當期企業實際創新成果。本文使用上市公司與其他實體聯合申請的總專利數作為穩健性檢驗。

2.核心解釋變量

企業數字化轉型（DIGI）：要衡量企業數字化轉型帶來的創新產出，其重難點集中于對于“數字化轉型”的定量衡量。何帆和劉紅霞（2019）以企業年報為依托，將數字技術與主營業務深度融合的企業定義為數字化轉型企業，并采用0-1 虛擬變量來衡量。沈國兵和袁征宇（2020）以擁有社交媒體賬號的年限定義企業互聯網轉型，但是這類測度方法無法反映數字化轉型過程及強度，虛擬變量用以衡量“數字化轉型”決策過程及結果可能會造成錯估，且指標與企業數字化業務轉型聯系不強，衡量方式過于單一。通過對數字化轉型相關文獻的梳理總結，借鑒已有文獻做法（趙宸宇等，2021；戚聿東等，2021；李琦等，2021），采用Python 爬取企業年報中出現關鍵詞詞譜的頻率來刻畫企業數字化轉型程度。這種做法將數字化轉型作為連續性變量研究，更能反映企業數字化轉型的程度差異。在眾多關于數字化轉型的詞頻摘選文章中，吳非等（2021）將詞頻根據“ABCD”②ABCD 是指人工智能（Artificial Intelligence）、區塊鏈（Blockchain）、云計算（Cloud Computing）、大數據（Big Data）。技術運用及技術實踐應用進行總結性分類，所構建的詞譜最為全面。因此本文借鑒吳非等（2021）的處理思路，在得到數字化轉型特定關鍵詞的基礎上，基于Python 大數據爬蟲功能，抓取上市公司公開發布的年報中的所有文本同關鍵詞進行匹配，統計出每個關鍵詞在特定年份的年報中的出現次數與年報總字數的比值，并進行加總處理，得到企業數字化轉型的總指標。本文對這類數據進行對數化處理得到了數字化轉型的最終指標DIGI。

3.控制變量

本文結合以往研究的基礎上引入了一系列控制變量，主要包括企業規模（Size）：企業期末總資產的自然對數；企業年齡（lnage）：使用當前年份減去企業上市年份并取對數；股權集中度（Top1），第一大股東持股比例；資產負債率（Tl）：年末負債與年末總資產的比值來衡量資產負債率；賬面市值比（BM），所有者權益總額與市值之比；流動比率（Liq）：流動資產總額和流動負債總額之比；現金流量（Cflow）：當期經營活動產生的現金流量凈額與期初總資產的比值。本文所有變量的測量方式見表1。

表1 變量說明

（三）模型設定

根據上述理論分析，本文基準回歸模型設定如下：

其中：i為企業；t為年份；Invit為被解釋變量企業創新；DIGIit為企業數字化轉型水平；Controls為一系列會對企業產生影響的微觀企業層面的控制變量集合；μt和δi分別為年份固定效應和企業固定效應；εit為隨機誤差項；α0為常數項；若α1＞0，則表示企業數字化轉型能帶來企業創新能力的顯著提升。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸結果

模型（1）的基準回歸結果見表2。（1）列報告了以上市公司獨立申請發明專利作為被解釋變量的回歸結果。可以看出，在控制一系列變量及時間、企業固定效應后，數字化轉型對于企業創新能力的影響顯著為正，說明隨著數字化轉型程度的提高，企業創新能力顯著增強。初步驗證了本文提出的研究假說1。

本文進一步采用上市公司獨立申請總專利數、上市公司與其他實體聯合申請總專利及上市公司與其他實體聯合申請發明專利數的自然對數來衡量被解釋變量，表2 的（2）～（4）列結果顯示，替換被解釋變量后，數字化轉型對企業創新的回歸系數仍顯著為正，即原結論有較好的穩健性。

（二）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量

企業作為市場上的微觀主體，內在創新動力可通過其在創新活動上的投入來體現，研究繼續關注數字化轉型對于創新投入的影響。研發投入用企業R&D 經費支出占主營業務收入的比值來衡量（余明桂等，2019），回歸結果見表3 的（1）列，隨著企業數字化轉型程度的加深，企業創新主體更愿意加大創新活動投入，進一步提高企業創新能力，回歸結果穩健。

2.替換解釋變量

本文借鑒祁懷錦等（2020）、張永珅等（2021）的研究，數字化轉型程度采用上市公司財務報告中附注披露的年末無形資產明細項中與數字化轉型相關的部分占無形資產總額的比例來度量。回歸結果見表3 的（2）、（3）列，替換解釋變量后，回歸系數均在1%的水平上顯著，與主回歸結果保持一致，表明核心結論較為穩健。

表3 穩健性及雙重差分法檢驗

3.基于企業數字化轉型的雙重差分法檢驗

企業根據自身經營狀況不同逐時逐個推動自身數字化轉型是一個較典型的準自然實驗。本文參考易露霞等（2021）和吳非等（2021）的研究，選擇多期雙重差分模型來進一步克服內生性問題③本文選擇期間至少連續5 年的樣本，且為保證數字轉型前后有足夠觀察期，將實施數字化轉型不足兩年的樣本不認定為實驗組。。通過對于進行數字化轉型的企業與對照組在轉型前后進行兩次差分，從而得到企業數字化轉型對創新水平的“凈效應”。本文構建如下雙重差分模型來檢驗數字化轉型如何影響企業創新能力［參見式（2）］：DIGIdidit是個體虛擬變量與時期虛擬變量的交乘項，若企業在當年進行了數字化轉型，則當年及之后年DIGIdidit取1，否則為0。其中，β1體現了企業推動數字化轉型前后企業創新能力的變化，是本文著重關注的待估參數；β0為常數項。

研究發現，在表3 的（4）列中，DIGIdidit的回歸系數均為正值，在表3 的（5）列中，使用企業獨立申請的總專利進行穩健性檢驗，發現回歸結果仍顯著為正，且均在1%的水平上顯著，表明企業在進行數字化轉型后，創新能力顯著提高。在此基礎上，本文還進一步考察了這種沖擊在較長的時間序列中的變化狀況，在表3 的（6）、（7）列中，企業數字化轉型前的回歸系數均不顯著，而進行數字化轉型之后的回歸系數正向顯著，表明進行數字化轉型前，企業間的創新能力沒有顯著差異，即滿足平行趨勢假設；而企業分批進行數字化轉型之后，數字技術應用差異對企業創新能力的影響系數均為正，即數字化轉型對于企業創新能力的促進作用具有一定的持續性效應，由此經過了準自然實驗削弱內生性問題后，核心結論依舊保持高度穩健。

4.內生性處理：工具變量法

是否進行數字化轉型作為企業的行為決策存在一定的內生性。為更好的解決內生性問題，本文借鑒趙濤等（2020），使用城市層面與信息化水平相關的歷史數據作為工具變量。一方面，城市歷史通信技術水平能一定程度上孕育及影響現代互聯網技術的發展，滿足相關性。另一方面，城市歷史信息水平與企業創新能力并沒有直接關系，滿足排他性。具體而言，本文使用1984 年各城市郵電業務總量及當年各城市每百人電話機量構造工具變量，并參考Nunn 和Qian（2014）使用上一年全國互聯網用戶數構造交互項進行分析。表4 的（1）～（4）列估計結果說明，數字化轉型對于企業創新的作用在考慮了內生性后依然顯著成立。LM（拉格朗日乘子）和Wald（沃爾德）F統計量檢驗的結果說明了工具變量選取的合理性。

表4 工具變量及外生沖擊檢驗

（三）機制檢驗

企業數字化轉型通過將生產、運營、管理、服務各版塊與數字技術深度融合，通過整合內外部資源進行數字資產拆分重組，產生新的產品或服務創新（Weitzman，1995；Gurbaxani 和Dunkle，2019）。因此客觀上企業數字化轉型決策在其創新活動中應有一定反映。為了刻畫數字化轉型影響企業創新的機制路徑，本文借助了溫忠麟和葉寶娟（2014）的遞歸方程開展研究，如式（3）～式（5），其中，Mediatorit為機制變量，并進行Sobel 檢驗。本文將主要從企業的運營管理活動論述數字化轉型如何通過影響企業融資約束（Sa）及日常交易活動成本（Cost）兩個方面，最終提高企業創新能力。

企業創新活動的周期長，投入大等特征要求企業必須準備足夠的研發資金，資金約束將會對企業創新能力產生直接的影響。而企業數字化轉型能一定程度上緩解融資約束。為檢驗企業數字化轉型對于融資約束的緩解作用，本文參考余明桂等（2019）、鞠曉生等（2013）及Hadlock 和Pierce（2010），以融資約束（SA）指數衡量融資約束。SA 指數絕對值越大，表明企業面臨的融資約束越強。一方面，企業數字化轉型能有效緩解借貸雙方信息不對稱的問題，實現借貸雙方高效率對接，提高企業融資數量；另一方面，企業數字化轉型的信息披露也能以相對較低的成本吸納分散的投資者，并借助多樣化服務模式拓寬融資渠道，表5 的（2）、（3）列報告了企業數字化轉型、融資約束對于創新能力的回歸結果，可以看出，企業數字化轉型能顯著緩解融資約束，而隨著融資約束問題的改善，企業創新能力顯著提高，且回歸系數均在1%的水平上顯著為負，同時，Sobel 檢驗中融資約束的z統計值為2.24，拒絕了不存在中介效應的假設，表明企業數字化轉型確實能通過緩解融資約束從實現創新能力提高。驗證了本文假說2。

為檢驗數字化轉型是否能通過降低交易成本影響企業創新能力，本文參考趙宸宇等（2021）的做法，采用交易成本作為中介機制，交易成本費用率采用主營業務成本與期間費用之和與主營業務收入的比值來衡量，該指標將運營管理費用納入交易成本考核體系中，是對企業交易成本的完整概括。一方面，企業數字化轉型能通過廣泛應用數字技術，改進產品制造工藝流程，一定程度上降低不良產品產出率，減少由于返修導致的庫存，提高企業生產效率；另一方面，數字技術的應用優化了信息傳播的過程，企業能利用數字技術廣泛搜集和解讀生產運營過程中產生的海量結構化數據，并運用到企業日常決策中，優化管理效率。同時，企業能通過應用數字技術搜集了解上下游企業經營實況，降低由于上下游信息不對稱產生的溝通成本，提高企業交流效率。表5 的（4）、（5）列報告了數字化轉型、交易成本對企業創新的回歸結果，回歸結果顯示，企業數字化轉型能顯著降低交易成本，隨著交易成本問題的改善，企業創新能力顯著提高。同時，Sobel 檢驗拒絕了不存在中介效應的假設，表明數字化轉型通過減少企業交易成本實現創新能力提升。本文假說3得到驗證。

表5 機制檢驗

（四）異質性分析

中國數字經濟發展存在兩極分化現象，企業數字化轉型的發展也有較為明顯的差異屬性特征，企業在不同差異特征情況下做出的數字化轉型行為決策可能會有不一致。因此，忽略了企業屬性特征差異開展的研究容易導致結論的泛化，不利于具有針對性的政策建議導向的形成，考慮到企業規模大小、產權性質和要素密集度等差異，本文進一步考察數字化轉型對不同類型企業創新影響的異質性。

1.基于規模的分樣本文

表6 的（1）、（2）列是根據樣本企業規模中位數劃分為大型企業和中小企業并進行分樣本回歸的結果。實證結果表明，數字化轉型對于大型企業創新能力的提高作用比中小企業更為顯著。一方面，企業開展數字經濟活動往往伴隨著一定風險。規模較大的企業往往資金充裕，相對于上下游有較高的議價能力，故通常擁有更好的資源和風險承擔能力，該類企業開展數字化轉型更有優勢；另一方面，對于規模較小的企業而言，由于交易在行業里話語權和控制力不高，不能及時得到助力其創新成果實現的商業資源，也難以獲得銀行和金融機構持續的資金支持。多數中小型企業處于產業鏈底端，數字化轉型的推進相對困難，轉型過程的投入也很難完全轉化為生產力，這嚴重影響了企業數字化轉型的經濟效果。因此，大型企業數字化轉型效果優于中小企業。

2.基于產權性質的分樣本文

根據表6 的（3）、（4）列估計結果，數字化轉型顯著提高了非國有企業創新能力，而對于國有企業不存在顯著影響。可能在于，對于非國有企業而言，其在數字化轉型進程中調動資源更有優勢，并且其數字技術的應用能顯著提升處理信息的效率，進一步降低創新成本和風險，而數字化轉型的信息披露能進一步增強投資者信心，對于非國有企業緩解融資壓力大有裨益。而國有企業人才儲備和資源通常更充裕，但其內部容易出現組織結構冗余，委托代理等問題。國有企業難以將資源優勢轉化為創新成果，難以吸收數字化轉型帶來的福利效應，創新效率較低。另外，國有企業創新動力不足，其日常生產運營活動并不完全依賴于數字化轉型帶來的創新占領市場（董曉慶等，2014）。

3.基于要素密集度的分樣本文

借鑒肖曙光和楊潔（2018），本文根據企業要素密集度差異將樣本劃分為勞動密集型企業、技術密集型企業和資本密集型企業。表6 的（5）～（7）列是將企業按照要素密集度進行分組回歸的結果。實證表明，數字化轉型顯著提高了勞動密集型企業和技術密集型企業的創新能力。對于勞動密集型企業而言，隨著工業智能和數字技術的應用，企業通過增加機器作業替代低端勞動力以提高生產效率，減少生產活動成本，并進一步提高用于研發的資金比例，使生產經營管理與數字技術深度融合，形成企業內部的良性循環。此外，對于技術密集型企業，數字技術的應用讓企業能充分發揮技術人才優勢，進一步提升技術作為主導生產要素的生產潛能，實現創新能力提升。最后，表6 的（6）列結果表明，資本密集型企業數字化轉型帶來的創新效益并不明顯。可能是因為對于資本密集型企業而言，有形資產占比較高，而無形資產如數字資產占比較低。因此可重組資產數量少，企業難以通過應用數字技術進行創新活動Weitzman（1995）。

表6 異質性檢驗

（五）進一步分析：地區制度環境的調節作用

企業數字化轉型需要依靠外部條件的支撐，world intellectual property organization（WIPO）發布的《The Global Innovation Index 2017》指出中國企業創新在“制度”方面的全球排名相對落后，僅列第78 位，中國創新創業仍面臨較大體制機制障礙，而良好的制度環境更有利于企業提高創新能力（黎文靖等，2021）。較高的知識產權保護水平能有效規避創新成果外部性的風險，企業可以最大限度的獲得創新帶來的超額利潤；此外，在知識產權保護水平更高的地區，相關產權保護法律更完善，企業交易過程中的違約和機會主義行為會大大減少，更能鼓勵企業進行創新活動；另外，企業進行數字化轉型的成果在知識產權明晰的地區更能被市場認可，更能產生市場價值；具體來說，較高的市場化水平對于企業數字化轉型和創新產出有兩方面的積極影響，一方面，在市場化水平高的地區，企業能得到更多的市場信息，針對性的進行創新研發，創新產品將會更容易被市場接納和應用，為企業帶來更多的利潤，從而激勵企業進一步創新；另一方面，較高的市場化水平下，企業數字化轉型成為信息披露的重要內容，該信息披露能通過吸引融資提高創新所需資本，進一步推動企業創新。信息化水平高的地區能一定程度上減少信息不對稱的問題，降低企業創新過程中的交易成本和尋租成本，企業更加有動力進行創新。

知識產權保護水平的指標構建參照莊子銀等（2021），采用5 個分類指標，包括地方司法保護水平、行政保護執法力度、社會保護水平、市場規范化程度及企業和個人保護意識采用熵值法合成地方知識產權水平指標變量（ipp）。其中，地方司法保護水平用一省專職律師數量占該省總人口數的比例來衡量，行政保護執法力度使用當年累計專利糾紛結案數與立案數的比值來衡量，社會保護水平采用一省申請代理公司數量與當年該省總人口數的比值來衡量，市場規范化程度用技術市場成交合同金額與GDP 的比值衡量，企業和個人保護意識使用專利未被侵權率，其中專利侵權率使用專利侵權立案數與當年累計專利申請授權數的比值來識別。市場化水平（market）指標的構建參考李夢雅等（2021），采用樊綱編制的《中國分省份市場化指數報告》中的市場化總指數來衡量地區市場化水平，由于該數據只更新到2016 年，后續年份使用增長率補齊。信息化水平（info）使用省互聯網普及率即省級互聯網用戶數占總人口的比例衡量。

表7 是地區制度環境對企業數字化轉型和創新水平關系影響的回歸結果。（1）、（2）列和（3）、（4）列及（5）、（6）列分別報告了知識產權水平，市場化水平及信息化水平與數字化轉型的交互項對于企業發明專利及總專利的調節作用。結果均顯著為正，這意味著地區制度環境強化了數字化轉型對于企業創新能力的促進作用。

表7 基于制度環境的調節效應

五、結論及政策建議

本文基于2009—2019 年中國滬深A 股上市公司數據及爬蟲整理而來的上市公司年報中“數字化轉型”相關詞頻數據，考察了企業數字化轉型對于其創新產出的影響，主要得到以下結論：第一，企業數字化轉型顯著提高了企業創新能力，且在大規模企業、非國有企業及勞動密集度和技術密集度高的企業中提升作用更明顯。第二，企業數字化轉型能通過降低交易成本和緩解融資約束兩條機制來提高創新能力。第三，外部制度環境對于數字化轉型企業創新能力的提高有顯著影響，在知識產權水平、市場化水平及信息化水平高的地區，企業數字化轉型更能帶來創新能力的提高。

本文有如下政策啟示：第一，企業應順應我國數字經濟發展的新航向，充分把握數字化轉型的新機遇，加大對于數字技術的整合與應用，根據自身經營實況調整商業戰略和運營方式，進一步提高企業生產、研發及服務等關鍵環節的智能化水平。釋放企業創新的“數字活力”。第二，政府應鼓勵企業進行數字化轉型，降低企業交易成本，強化信息披露機制，提高金融機構與企業間的接洽度，盡可能化解數字化轉型企業開展創新活動的風險和難題。第三，政府積極完善制度環境，做好企業數字化轉型的外部支撐。通過完善知識產權保護體系并提高信息化水平，進一步推動國內市場開放，推動數字技術與實體企業的精準對接，使制度環境更好的服務于企業數字化轉型的開展，強化數字化轉型對企業創新能力的提高作用。