風險投資持股對企業數字化轉型的影響研究
——基于中國上市公司的實證分析

申 杰 昌忠澤

1（中央財經大學經濟學院， 北京 102206） 2（中央財經大學財經研究院， 北京 100081）

引 言

當前數字時代各方面的應用場景發生了深刻變化， 企業已無法作為獨立的個體， 置身數字環境之外。 推動企業數字化轉型， 走“數實融合” 之路， 已成為產業界面向未來的發展共識。 然而， 企業實現數字化轉型并非易事， 許多企業在轉型過程中陷入困境。 埃森哲發布的《2022 中國企業數字化轉型指數研究》 顯示， 九大行業570 余家企業中， 數字化轉型成效顯著的企業占比僅為17%。學術界認為轉型能力不夠、 成本偏高、 陣痛期較長是企業數字化轉型面臨的三大難題。 而風險投資既可以為企業提供良好的管理、 技術、 指導和認證等非資本增值服務［1］， 又能夠為數字化轉型企業提供資本支持。 由此想到的問題是： 風險投資持股能否有效驅動企業數字化轉型？ 哪些因素能夠改變風險投資持股對企業數字化轉型的影響？其背后的作用機制是什么？

現有研究重點關注了數字化轉型的結果， 分析數字化轉型如何幫助企業實現流程優化和模式創新［2］， 進而提升企業專業化分工水平［3］和新產品開發績效［4］。 部分學者分析了數字化轉型的前置影響因素， 在融資約束方面， 間接融資主導的中國金融結構面臨信息不對稱和準入門檻問題［5］， 企業數字化轉型需要大量資金投入， 更加需要市場化金融手段的有力支持［6］； 在技術創新方面， 基于數字場景與數字技術嵌入的技術創新［7］， 尤其是ABCD 等方面的技術創新是企業數字化轉型的基礎支撐［8］； 在轉型能力方面， Matarazzo 等（2021）［9］強調了感知和學習能力以及數字化轉型意識對企業數字化轉型的作用。 總的來說， 上述研究從多個方面對企業數字化轉型的動因和渠道進行了分析， 遺憾的是缺乏從股權視角分析企業數字化轉型影響因素的研究。

現有研究認為風險投資持股對企業的影響集中于3 個方面： （1） 風險投資入股企業后， 通過向被投企業派駐董事、 招募管理人才、 設計股權激勵計劃等方式， 改善公司治理結構［10］； （2） 風險投資機構可以為企業提供聲譽保障［11］， 風險投資持股企業更容易被市場認可， 獲得更多行業資源和外部支持［12，13］； （3） 風險投資機構在與其他市場主體長期合作中建立了緊密的合作關系［14］，可以幫助持股企業開辟更大合作空間［15］。 綜上所述， 現有文獻聚焦于風險投資對企業投融資、 公司治理等方面的影響， 而本文集中分析風險投資對企業數字化轉型的外在影響和內在機理， 以及內部和外部環境所起的調節作用， 以進一步佐證風險投資持股對企業數字化轉型的重要意義， 也為推進企業基于數字化轉型的高質量發展提供理論遵循。

本文研究了風險投資持股對企業數字化轉型的影響， 從股權視角解析了企業數字化轉型的動因， 為相關領域研究提供了一個新視角的補充；從企業產權性質和生命周期兩個方面揭示了風險投資持股對企業數字化轉型的異質性影響， 并且論證了市場化水平和知識產權保護的調節作用，豐富了有關企業數字化轉型的研究文獻； 從多條路徑出發， 剖析風險投資持股對企業數字化轉型的作用機制， 為企業設計股權架構推動自身數字化轉型提供有益參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 風險投資持股和企業數字化轉型

（1） 專業指導效應。 “數字化轉型” 具有投入成本高、 周期長、 涉及面廣的特點， 不同于企業日常生產經營， 對于企業是較為陌生的領域。風險投資機構的資源能力和行業專業知識， 使其對市場的把握和對行業未來發展的理解更深刻，能夠為持股企業提供專業特長和管理經驗， 推薦高級管理人員， 能夠為企業經營管理提供有力幫助［16］。 并且， 風險投資持股還有助于企業做好數字化轉型中的形勢研判、 資金管理、 市場開拓，提高企業數字化轉型的效率， 加快數字化轉型進程； （2） 公司治理效應。 “數字化轉型” 伴隨著企業業務、 技術和組織等多個方面的轉型變革。這就需要企業從組織結構、 企業文化等方面進行調整， 而風險投資方在被投企業董事會中通過表決權參與公司組織架構改革， 可以推動企業的組織模式向著數字經濟時代的現代公司制度轉變［10］，以更好的適應和保障數字化轉型企業的高效運轉；（3） 標桿效應。 風險投資機構常常扮演了積極投資者的角色， 其產生的標桿效應使被投企業受到風險投資戰略成功的激勵， 成為風險投資戰略的追隨者［17］。 被投企業受風險投資者的激勵將不再安于現狀， 其中的表現形式之一就是把數字化作為破局、 求變的方式和實現自身發展、 突破的機會。 據此， 提出假說H1。

假說H1： 風險投資持股可以促進企業數字化轉型。

1.2 風險投資持股對企業數字化轉型的影響機制

企業股東與管理層之間存在利益沖突， 會產生委托－代理問題。 而風險投資機構入股企業則致力于企業中長期價值的提升， 最終通過企業上市、 并購等方式退出獲得收益［18］。 風險投資機構在投后管理中力求獲得董事會席位， 參與公司經營決策， 通過向企業派駐董事、 招募管理人才、 監督創業者等途徑積極參與企業經營決策， 抑制管理層的短視行為［19］， 從而降低代理成本， 推動企業數字化轉型， 實現長遠發展。 據此， 提出假說H2a。

假說H2a： 風險投資持股可以通過降低企業代理成本， 促進企業數字化轉型。

風險投資持股還可以促進企業技術創新。 風險投資介入能夠分擔和分化企業研發風險［20］， 達到為企業創新減壓的效果， 同時為技術創新活動提供一定的風險資金支持； 另外， 風險投資方擁有廣泛的資源、 關系網絡可以幫助創新方與關聯企業建立聯系， 為創新方搭建上下游創新合作關系［14］， 形成完整的產業創新成果轉化鏈條， 實現企業技術創新的良性循環。 而企業數字化轉型的本質是一種基于技術變革的新“技術－經濟范式”，需要以云計算、 大數據、 移動互聯網等為代表的新興技術的支撐， 這有賴于技術創新的引領和驅動。 據此， 提出假說H2b。

假說H2b： 風險投資持股可以通過推動企業技術創新， 促進企業數字化轉型。

企業數字化轉型需要一定的資金支持， 以商業銀行為主導的金融體系偏好風險較低的企業，對具有較大不確定性的轉型企業避而遠之。 風險投資機構的靈活性、 逐利性和風險偏好， 可以在很大程度上實現企業信用的透明化和信息化， 更好的把控企業數字化轉型中的各種風險和不確定性， 從而使得風險投資機構可以更多的投資數字化轉型類具有良好發展前景的企業， 緩解企業數字化轉型面臨的融資約束難題［12］， 加快企業數字化轉型進程。 據此， 提出假說H2c。

假說H2c： 風險投資持股可以通過緩解企業融資約束， 推動企業數字化轉型。

風險投資者會通過擔任董事會成員、 變更CEO和監督管理層來改善公司治理［21］， 風險資本家還運用他們的知識去幫助企業制定戰略決策和財務計劃、 完善內部控制等［22］。 風險投資機構也憑借其社會網絡資源幫助企業獲取信息， 提升社會資本， 增強董事會決策的科學性［23］。 以上因素均有利于減少企業經營風險。 企業經營風險作為企業戰略決策的重要一環， 直接影響到企業的風險項目偏好。 企業當前的經營風險越低， 其風險承受限度越高， 對數字化轉型這類高風險項目的傾向性往往越強。 據此， 提出假說H2d。

假說H2d： 風險投資持股可以通過減少企業經營風險， 促進企業數字化轉型。

2 研究設計

2.1 計量模型

基于前面的理論分析， 實證檢驗風險投資持股對企業數字化轉型的影響， 構建如下計量模型：

其中，i是企業，t是年份。dcgit表示企業數字化轉型程度，vcit是風險投資持股啞變量，Cit為控制變量向量，industryi是行業固定效應，yeart是年份固定效應，εit表示隨機擾動項。

2.2 指標體系構建

2.2.1 被解釋變量

企業數字化轉型（dcg）。 企業對數字化轉型的重視程度可通過年報中出現的數字化轉型關鍵詞頻率來體現。 據此， 采用文本挖掘關鍵詞頻的方法測度企業數字化轉型程度。 （1） 通過文本分析方法創建檢索關鍵詞。 在關鍵詞的選擇上， 借鑒吳非等（2021）［24］的研究； （2） 運用Python 技術抓取關鍵詞； （3） 數字化轉型關鍵詞的披露次數占文本總字數的比重衡量企業數字化轉型程度。

2.2.2 核心解釋變量

風險投資持股（vc）。 查閱CSMAR 數據庫的前十大股東名單， 如果股東名稱中含有“風險投資”、 “創業投資” 或“創業資本投資” 字樣， 或者被CVSource 數據庫或《中國創業投資發展報告》 收錄， 則將該股東界定為具有風險投資背景。其他情況， 通過“天眼查”、 “企查查” 查詢該股東的主營業務， 確定該股東是否具有風險投資背景。 如果企業存在風險投資背景的股東， 則風險投資持股啞變量（vc）等于1， 否則等于0。

2.2.3 控制變量

選擇如下控制變量： 企業規模（size）， 以企業年末總資產的對數衡量； 財務杠桿（lev）， 用企業年末債務總額與年末總資產的比值衡量； 資本密集度（fixed）， 以企業年末固定資產凈額與年末總資產的比值表示； 企業成長性（growth）， 用企業主營業務收入增長率表示； 存貨占比（inv）， 用存貨凈額與總資產的比值表示； 兩職合一（dual），如果企業總經理和董事長為同一人， 則該變量取值為1， 否則取值為0； 是否虧損（loss）， 當年凈利潤小于0 取1， 否則取0； 獨立董事比例（indep），用獨立董事占全體董事人數的比例表示； 托賓Q值（tobinq）等于（流通股市值＋非流通股股份數*每股凈資產＋負債賬面值）／總資產； 公司成立年限（firmage）等于ln（當年年份－公司成立年份＋1）； 機構投資者持股比（inst）， 用企業年末機構投資者持股數與企業年末總股本之比表示。

2.3 數據來源和樣本處理

以2007～2021 年滬深A 股上市公司為研究樣本， 剔除金融類企業、 ST 類和數據缺失嚴重的企業， 對連續變量進行雙邊1%的縮尾處理。 原始數據來自CSMAR 和Wind 數據庫， 上市公司年度財務報告來自巨潮資訊網。 變量的描述性統計如表1 所示。

表1 主要變量描述性統計

續 表

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

檢驗風險投資持股能否推動企業數字化轉型，回歸結果報告于表2。 結果表明， 風險投資指標的系數在1%檢驗水平上顯著為正， 表明風險投資持股可以助力企業數字化轉型。 假說H1得證。添加控制變量前后， 風險投資指標的系數顯著性和系數符號均未發生改變， 支持了回歸結果的穩健性。 數字經濟時代， 許多企業以全新的商業模式進入其他行業， 展開跨界經營， 企業生產經營面臨包括數字化、 智能化轉型在內的新的挑戰。風險投資具有敏銳的市場嗅覺， 風險投資機構參與董事會決策， 糾正管理層短視行為， 關注企業未來發展， 推動企業資源向數字化轉型傾斜， 增強資源的靶向性， 這對于提升數字化時代企業核心競爭力具有重要意義。 從控制變量來看。 企業規模、 資本密集度、 企業是否虧損、 托賓Q 值、公司成立年限均對企業數字化轉型產生了一定的影響。

3.2 內生性檢驗

參考吳超鵬和張媛（2017）［25］的研究， 使用各省（區、 市）有風險投資背景的上市公司占比（vcdensity）作為工具變量。 理由是： 風險投資具有“本土效應”， 傾向于投資本地公司， 以便更好地監督公司運營。 并且， 風險投資的“本土效應” 對企業數字化轉型沒有直接影響。 工具變量滿足外生性和相關性要求。 基于兩階段最小二乘法的回歸結果如表3 列（1）、 （2） 所示。 第一階段F 值大于10， 說明不存在弱工具變量問題， 第二階段回歸結果顯示風險投資對企業數字化轉型的估計結果顯著為正， 與基準回歸結果保持一致。

表3 內生性檢驗結果

本文還利用核心解釋變量為啞變量的特點，使用傾向得分匹配法再來處理內生性問題。 結果如表3 列（3）、 （4） 所示。 其中， 列（3） 指定Logit 來估計傾向得分， 列（4） 指定Probit 來估計傾向得分。 重疊性檢驗和平衡性檢驗結果均顯示模型滿足相關條件。 風險投資持股啞變量的系數在1%的檢驗水平上仍然顯著為正， 表明風險投資持股可以促進企業數字化轉型的結論是穩健的。

3.3 其他穩健性檢驗

（1） 替換被解釋變量

數字經濟時代， 企業的競爭已經從有形資產轉向爭奪技術、 人才和企業文化等無形資產領域。參考祁懷錦等（2020）［26］的研究， 以上市公司與數字經濟相關的無形資產占無形資產總額的比值（redcg）重新量化企業數字化轉型， 回歸結果如表4 列（1） 所示。 風險投資持股啞變量的系數在5%檢驗水平上顯著為正， 支持了風險投資持股對企業數字化轉型的促進作用。

表4 穩健性檢驗結果

（2） 替換核心解釋變量

基準回歸中以企業是否具有風險投資背景作為風險投資持股的啞變量， 而沒有考慮風險投資持股比例的差異帶來的影響。 現在以風險投資持股比例①作為核心解釋變量檢驗其對企業數字化轉型的影響。 回歸結果如表4 列（2） 所示， 風險投資持股比例的系數在1%的檢驗水平上顯著為正， 再次證明了風險投資持股對企業數字化轉型的促進作用， 支持了基準回歸結果的穩健性。

（3） 增加固定效應

為進一步排除潛在遺漏變量對估計結果產生的干擾， 本文依次增加行業－年份聯合固定效應和企業固定效應進行穩健性檢驗。 結果如表4 列（3）、 （4） 所示， 控制行業－年份聯合固定效應和公司層面固定效應后風險投資持股依然可以推動企業數字化轉型。

（4） 改變估計方法

在本文的樣本中， 被解釋變量存在較多的零值， 可能導致估計結果存在偏誤， 本文采用零膨脹負二項回歸和偽泊松極大似然估計方法進行系數估計。 回歸結果如表4 列（5）、 （6） 所示， 更換估計方法后前文的主要結論并未發生顯著改變。

4 企業異質性分析

4.1 企業異質性

通過表2～4 的回歸結果發現風險投資持股有利于企業數字化轉型， 但是， 前面的分析中未考慮企業異質性帶來的影響， 譬如未考慮企業產權性質、 發展階段等的差異是否會改變風險投資持股對企業數字化轉型的影響。 本節在基準回歸的基礎上進一步控制了企業異質性特征： （1） 根據企業產權性質將樣本分為國有企業和非國有企業；（2） 基于Dickinson （2011）［27］提出的現金流的生命周期度量方法將樣本分為成長期企業、 成熟期企業和衰退期企業。 企業異質性檢驗結果見表5。

表5 企業異質性檢驗結果

從表5 列（1）、 （2） 可以看出， 無論國有企業還是非國有企業， 風險投資持股啞變量的系數均顯著為正。 但是從系數值來看， 風險投資持股啞變量對國有企業的估計系數大于對非國有企業的估計系數， 說明風險投資持股對國有企業的促進作用更強。 原因在于： 企業數字化轉型需大范圍應用數智技術， 搭建現代化信息系統， 投資智能制造， 雖然風險投資機構可為非國有企業提供資金支持， 降低經營風險， 減小創新成本， 但在規模、 科研和政策上相較國有企業存在劣勢； 另外， 非國有企業所承擔的社會責任相對較小， 經營管理體制靈活， 更加主動擁抱數字時代的經營管理變革， 從而風投機構持股對非國有企業經營管理產生的邊際效應小于國有企業， 故風險投資持股對國有企業數字化轉型的促進作用更加顯著。

表5 列（3）～（5） 的結果顯示， 風險投資持股對成長期、 成熟期和衰退期企業的數字化轉型均具有顯著的促進作用， 但從系數值來看， 風險投資持股對衰退期企業數字化轉型的促進作用最大， 對成熟期企業的影響次之， 對成長期企業數字化轉型的促進作用最小。 背后的經濟邏輯如下：成長期企業具有融資性配給不足、 資金支出對象限制、 技術研發方向模糊3 個主要特征， 不完全具備數字化轉型的充分條件， 即使有風險投資持股的加持， 依然表現為緩慢的數字化轉型進程。而成熟期企業面臨發展瓶頸， 如何破局發展成為自身面臨的突出問題， 通過數智化賦能戰略方向決策， 建立可持續盈利能力， 是企業的重要選擇，在風險投資持股的助力下， 企業主動為之的數字化轉型， 成效較為顯著。 對于衰退期的企業， 市場份額逐步被蠶食， 數字化轉型可以打破企業“不轉型等死” 的僵局。 企業為扭轉頹勢， 生存下去， 有更大的激勵， 可以借力風險投資機構提供的系列優越條件， 加快數字化轉型步伐。

4.2 外部調節效應分析

企業所在地區特征的差異能否改變風險投資持股對企業數字化轉型的影響？ 本節進一步控制了市場化水平和知識產權保護與風險投資的交互效應， 并進行歸中處理。 其中， 市場化水平（market）， 以樊綱市場化指數表征； 知識產權保護程度（property）， 以技術市場成交額占GDP 的比重衡量②。 將地區特征指標與上市公司所在地區進行匹配。 回歸結果如表6 所示。

表6 地區異質性檢驗結果

如表6 列（1）、 （2） 所示， 風險投資持股與市場化水平交互項的系數均顯著為正， 即更高的市場化水平可以強化風險投資持股對企業數字化轉型的促進作用。 更高的市場化水平意味著更加寬松的行業準入限制， 不僅有助于風險投資機構廣泛涉足數字化相關行業和領域， 形成助力企業數字化轉型的協同效應， 而且可以深化專業化分工、 產業化合作程度， 加強各地區各行業的經濟聯系， 進而使風險投資產生的邊際效應在廣泛的經濟聯系中成倍增加， 對企業數字化轉型的輻射帶動作用更大。

如表6 列（3）、 （4） 所示， 風險投資持股與知識產權保護交互項的系數均顯著為正， 說明風險投資持股對企業數字化轉型的驅動作用在知識產權保護力度較高的地區相對較大。 風險投資的本質是風險投資機構為獲取被投企業的壟斷前景，憑借這一壟斷前景獲得數倍于投資額的收益而展開的投資活動。 對知識產權進行保護正是對這一壟斷前景的維護。 而企業數字化成果一般都是無形財產， 競爭者對數字化成果竊取、 模仿、 復制的成本很低。 如果缺乏產權保護， 企業將會失去數字化轉型積極性， 風險投資機構持股企業股份，押注企業數字化轉型， 也將無法獲得預期收益。由此可見， 在知識產權保護程度較高的地區， 風險投資持股驅動企業數字化轉型的激勵將更大，對企業數字化轉型的促進作用將會更加顯著。

5 影響機制分析

根據之前的理論分析， 風險投資持股賦能企業數字化轉型發展可以通過降低企業代理成本、促進企業技術創新、 緩解企業融資約束、 減少企業經營風險來實現。 表7 列（1）、 （2） 是以企業代理成本為中介變量的機制檢驗結果。 企業代理成本（mfee）， 以管理費用率衡量， 指標越大， 代理成本越高。 列（1） 風險投資持股對企業代理成本的回歸系數在1%的檢驗水平上顯著為負。 表明風險投資持股可以降低企業代理成本。 列（2）風險投資持股啞變量的系數顯著為正， 企業代理成本的系數顯著為負。 這說明風險投資持股可以通過降低企業代理成本推動企業數字化轉型。 假說H2a得證。 風險投資者通過取得被投企業股票，以企業所有者身份直接參與企業管理， 很大程度上避免了以債權人或職業經理人的身份參與企業管理產生的委托代理問題， 對規避企業短視行為，推動企業數字化轉型， 實現長遠發展具有更直接的促進作用。 列（3）、 （4） 是企業技術創新為中介變量的機制檢驗結果。 企業技術創新（inno），采用年度發明專利申請量表征。 列（3） 檢驗結果表明風險投資持股可以促進企業技術創新。 列（4） 風險投資持股和企業技術創新的系數均顯著為正。 這說明風險投資持股通過促進企業技術創新推動了企業數字化轉型。 假說H2b得證。 風險資本既能分散企業創新風險， 又能增加企業創新投入， 是促進企業技術創新的重要支撐。 而企業數字化轉型代表新生產力發展方向， 是全球創新高地， 與數字技術的支持和技術創新的驅動密不可分。 列（5）、 （6） 匯報了以企業融資約束為中介變量的機制檢驗結果。 企業融資約束（sa）， 采用sa指數的絕對值衡量， 指數的絕對值越大則表明融資約束程度越高。 列（5） 檢驗結果表明風險投資持股可以降低企業融資約束。 列（6） 風險投資持股的系數顯著為正， 企業融資約束的系數顯著為負。 這說明風險投資持股通過緩解企業融資約束促進了企業數字化轉型。 假說H2c得證。企業資金約束明顯時， 只能優先投資“短平快”項目， 擱置長周期、 高風險的數字化項目， 從而遲滯數字化轉型進程。 故風險資本緩解企業融資約束， 可推動企業數字化轉型進程。 列（7）、 （8）是以企業經營風險為中介變量的機制檢驗結果。企業經營風險（risk）， 以企業盈利波動性的對數衡量， 盈利波動性以經過年度和行業均值調整的企業未來3 年總資產回報率的標準差計算。 列（7）的檢驗結果表明風險投資持股可以降低企業經營風險。 列（8） 風險投資持股的系數顯著為正，企業經營風險的系數顯著為負。 這表明， 風險投資持股發展降低了企業經營風險， 這一效果進一步助力了企業數字化轉型。 假說H2d得證。 企業數字化轉型面臨的重要阻力就是高風險和不確定性對企業經營帶來的挑戰， 借助風險投資的高風險容忍度和增值服務優勢削弱和分散企業經營風險可以有效增強對企業數字化轉型的動力和激勵。

表7 影響機制檢驗結果

6 結論和啟示

本文以2007～2021 年滬深A 股上市公司為研究樣本， 運用雙固定效應模型、 工具變量法、 傾向得分匹配法等多種計量技術實證檢驗風險投資持股對企業數字化轉型的影響， 有如下發現： （1）風險投資持股可以顯著推動企業數字化轉型， 且該結論通過了多方面的穩健性檢驗； （2） 從企業產權性質來看， 風險投資持股對國有企業數字化轉型的促進作用大于非國有企業； （3） 從企業生命周期來看， 風險投資持股對衰退期企業數字化轉型的促進作用最大， 對成熟期企業的影響次之，對成長期企業數字化轉型的促進作用最小； （4）外部調節效應分析發現， 提高地區市場化水平和加強知識產權保護可以強化風險投資持股對企業數字化轉型的促進作用； （5） 機制檢驗表明， 風險投資持股通過降低企業代理成本、 促進企業技術創新、 緩解企業融資約束、 減少企業經營風險推動企業數字化轉型。

據此， 提出如下政策啟示：

（1） 為風險投資機構持股實體企業創造有利條件。 大力培育專業化的風險投資家隊伍， 提升風險投資機構的投資管理能力， 降低投資風險，推動風險投資行業有序健康發展； 還要持續優化相關政策法規， 適度放寬針對風險投資機構的監管標準， 降低風險投資產品的備案門檻， 拓寬風投機構的運作方式和退出渠道， 為風險投資機構參股實體企業創造更為便利優越的外部條件。

（2） 企業應主動尋求風險投資介入， 通過積極洽談磋商、 簽訂“對賭協議” 等方式， 合理引入外部風險資本， 降低企業代理成本， 提高企業股權健康程度， 為自身數字化轉型贏得更多資金支持。 同時， 應進一步完善風投與企業經營和技術創新之間的內在聯系機制， 借助風險投資機構在社會關系網絡方面的增值服務優勢， 減少企業經營風險， 擴大技術研發合作， 廣泛開展技術創新活動， 形成企業數字化轉型的強力支撐。

（3） 要加快推進市場化進程， 提高市場化水平， 減少政府對市場的不當干預， 為風險投資助力企業數字化轉型營造公平、 開放、 包容的市場環境。 同時， 結合數字時代知識產權發展的新要求， 做好知識產權保護的全面謀劃， 完善產權制度體系和保護機制， 制定數字成果保護的新規則，為企業數字化轉型提供優質的產權保障。

注釋：

①數據來源： CV Source 數據庫。

②數據來源： 《中國統計年鑒》 和各省（區、 市）統計年鑒。