數字化轉型、融資約束與企業雙元創新

■李汀菲 湖南科技大學商學院

一、引言

當前，全球經濟正在由工業化向數字化轉型，數字化變革已經成為全世界各國應對經濟發展趨勢的主要選擇，而創新是經濟走向高質量發展的最強推動力。隨著對數字全球化認識的日益加深，各國將創新能力置于經濟發展的根本驅動力之高位，希冀借數字技術之力，復蘇受疫情浪潮影響的經濟。近年來，創新發展驅動戰略被中央視為國家發展和現代化建設的核心。黨的二十大報告提出，必須加快實施創新驅動發展戰略的目標，增強自主創新能力，讓科技創新這個“核心變量” 成為推動經濟社會高質量發展的“最大增量”。在數字經濟時代，企業需要進行數字化轉型升級，通過創新打下堅實的市場基礎、提高應對環境不確定性的能力。數字化轉型能否賦能企業雙元創新發展？其中是否存在融資約束的中介機制？本文對上述問題進行了深入研究和探索，從微觀層面考察企業數字化轉型的實施效果，嘗試打開數字化轉型與企業創新之間的“黑箱”。

二、相關文獻回顧與研究假設

1. 企業數字化轉型與雙元創新

企業創新按組織二元性的特征可被分為探索式創新和利用式創新，也可以稱為是顛覆式創新與漸進式創新，且二者在手段、風險和收益等方面均存在較大不同。探索式創新是一種變革式的創新，強調改革、以新換舊，不斷探索全新的方法和技術來適應未來新的需求、尋求新的機會。利用式創新則是對企業現有的各種資源進行強化升級，有助于企業抓牢現有市場，使企業在短期內提高運營效率、獲得穩定收益。數字技術能夠通過新的編碼方式和記錄方式，實現知識經驗的低成本存儲和共享，建立成本優勢，從而助力企業創新績效的提升。運營方面，能夠打通上下游產業鏈，將企業經營業務與外部情境相結合，及時獲取外界市場需求的變化情況，提高企業的信息掌握度，擴展企業經營的新渠道，進而拓展企業創新的廣度。組織形態方面，數字化轉型可以使組織邊界模糊化、模式靈活化、職能交叉化、結構扁平化、生產模塊化和營銷精準化，為企業雙元創新提供較大的發展空間。但由于企業現有的資源是有限的，如何在探索式創新與利用式創新之間進行平衡協調、合理分配資源、達成最優組合，成為企業研發投入，乃至生存發展過程中的重要戰略問題。數字化轉型支持探索式創新與利用式創新同時開展，統籌協調二者之間的資源分配、平衡資源配置，在通過探索式創新擴展企業創新邊界的同時，也能通過利用式創新對企業的現有條件進行改進和強化。

基于以上分析，我們提出如下假設：

H1a：數字化轉型能夠直接或間接提高企業探索式創新。

H1b：數字化轉型能夠直接或間接提高企業利用式創新。

2. 融資約束的中介效應

對企業而言，創新不僅僅意味著市場地位的提升、競爭優勢的建立和市場價值的提高，同時也意味著更高的失敗率、更大的資金需求和更長的投資周期，從而減少或舍棄對創新項目的投資，尤其是那些存在融資約束的企業。傳統金融機構對企業的信貸業務十分審慎，加上企業與外部資金供給者之間存在較為嚴重的信息不對稱問題，導致企業在創新過程中不得不面臨融資約束。企業數字化轉型可以有效利用數字技術降低信息不對稱性、提高信息透明度和可利用程度，提高企業信息挖掘的能力、降低獲取信息和處理數據的成本；及時獲取融資信息，拓寬企業的外部融資渠道，精確評估融資風險，進而篩選出最適合企業當前狀況的融資方式，從而緩解企業的融資約束，便于企業雙元創新項目的展開。

基于以上分析，我們提出如下假設：

H2a：融資約束在數字化轉型與利用式創新投資的關系中發揮中介作用。

H2b：融資約束在數字化轉型與探索式創新投資的關系中發揮中介作用。

三、研究設計

1. 樣本選取與變量定義

本文選取A 股上市公司2016—2021 年數據，剔除部分異常數據，最終共得到15379 個樣本。數據來源于國泰安數據庫。

參考吳非等（2021）的做法，將企業年度報告中人工智能技術、云計算技術、大數據技術、區塊鏈技術和數字技術運用的關鍵詞詞頻加總之和作為本文的解釋變量，即企業數字化轉型水平指標；使用企業研發活動的費用化支出、資本化支出衡量探索式創新投資、利用式創新并進行標準化處理，作為被解釋變量；本文選擇fc 指數作為融資約束的衡量指標。選取凈資產收益率、收入增長率、資產負債率等作為控制變量，有關變量定義見表1。

2. 模型構建

本文構建了以下多元回歸模型以檢驗研究假設H1a 和H1b：

為驗證融資約束的中介效應， 本文參照溫忠麟（2014）提出的中介效應驗證模型，構建以下多元回歸模型：

四、實證分析

1. 描述性統計

由表2 可知，企業探索式創新均值為2340，最大值為83915，最小值為0；企業利用式創新均值為22026，最大值為272267，最小值為0.582，說明每個企業都存在利用式創新，但不一定存在探索式創新。數字化轉型的均值為17.92，最小值為0，最大值為544，標準差為40.99，這意味著各企業的數字化轉型程度存在較大差異，且仍存在部分樣本未開展數字化轉型。根據皮爾遜相關系數，模型不存在嚴重的多重共線性問題。多重共線性檢驗結果顯示各變量之間不存在共線性問題。

2. 回歸結果分析

表 3 列示了數字化轉型與企業雙元創新的模型估計結果。利用式創新與數字化轉型之間的回歸系數為30.06，探索式創新與數字化轉型之間的回歸系數為30.73，均在1% 的水平上顯著。實證結果表明，數字化轉型與探索式創新、利用式創新均呈正相關關系，假設H1a和H1b 得到驗證。數字化轉型對融資約束的回歸系數為-0.001，在1% 的水平上顯著，說明數字化轉型與融資約束之間顯著負相關；融資約束對雙元創新的回歸系數都在1% 水平上顯著，且數字化轉型對探索式創新、利用式創新的回歸系數都在1% 水平上顯著，這說明融資約束在數字化轉型與企業雙元創新之間發揮著部分中介的作用，同時本文使用Bootstrap 方法進一步檢驗融資約束的中介效應，假設H2a、H2b 得到驗證。其他控制變量與探索式創新、利用式創新的回歸結果基本符合預期。

本文選取同年份、同省份、同行業的其他企業數字化轉型的均值作為工具變量處理內生性問題。從工具變量檢驗結果看，F 值大于10，通過弱工具變量檢驗。兩階段最小二乘法的回歸結果見表3，工具變量IV 的系數均顯著，表明工具變量符合相關性要求；數字化轉型與雙元創新均在1% 的水平下顯著正相關，說明處理內生性問題后企業數字化轉型仍對企業雙元創新有促進作用，結果與主回歸結論一致。同時，本文將樣本的選取區間延長為2007—2021 年，重新檢驗數字化轉型對雙元創新的影響以及融資約束的中介作用。回歸結果同基準回歸結果一致，表明基準回歸結果依然穩健。

表3 回歸結果

五、結語

政府部門應積極引導、推動企業，尤其是中小企業進行數字化轉型，積極完善市場發展環境，制定相關政策以加大激勵力度，加快建設數字基礎設施，完善數字化轉型的監管制度，創造更有利的外部治理環境保障數字化轉型創新效應的穩定發揮。企業應當重視數字化轉型對企業雙元創新的促進效果，充分把握數字化的時代潮流和現實機遇，積極順應轉型趨勢，加大數字化轉型力度和深度，充分發揮其創新賦能作用，助力企業實現高質量發展。同時，合理評估自身發展階段和發展環境，選擇合適的數字化模式，主動變革、乘勢而上。