數字化轉型對企業績效的影響研究
——以紹興紡織企業為例

陳宇璐 鄭文穎 李寧(通訊作者)

(1.香港中文大學商學院 中國香港 999077；2.浙江工業大學管理學院 浙江杭州 310023)

當前，世界經濟正朝著數字經濟轉型升級，數字經濟是聚焦聚力高質量、競爭力、現代化的驅動力，是在推動高質量發展中促進共同富裕的重要抓手。近年來，我國企業數字化轉型變得越來越普遍，企業數字化轉型受到國內外學者的廣泛關注。經梳理國內外文獻發現，“數字化轉型”一詞沒有明確統一的定義，學者僅從自己的研究角度對此概念進行了界定。本文認為數字化轉型是借助大數據、人工智能、云計算等數字技術，對企業產品和服務進行創新升級，推動企業生產方式變革的過程。企業績效的概念最早發源于工業革命時期，長久以來，學術界嘗試從不同的角度對其展開研究。本文結合杜昱錦(2017)的觀點，認為企業績效是企業在一定時期內取得的經營業績及經濟效益，以衡量企業在市場活動中的獲利能力。

近年來，國內外學者從不同的角度探索企業績效的影響，可歸納為以下幾點：第一，管理者層面。張祥建等(2015)通過結合社會連帶關系調節效應分析CEO的掌控能力，發現能夠有效改善企業資源配置能力和創新能力，進而提高企業績效。第二，戰略層面。田立法等(2015)通過實證研究發現，企業運用差異化戰略將會促進績效的提高并且創新能夠作為兩者的中介，在一定的程度上使這種促進關系更加顯著。第三，研發投入和創新層面。何郁冰、張思(2017)重點關注的是企業創新的持續性，他們通過對201家制造業企業進行實證檢驗得出，企業績效與企業創新持續時間的關系表現為先升后降的倒“U”型，并且會隨著數字化程度的加深而變得更加明顯。除了技術的創新會給公司帶來影響，調整、重塑商業模式也可以讓企業績效向好發展。此外，還有部分學者認為資本結構、員工滿意度等都會對企業績效產生一定的影響。

雖然已有理論可以證明數字化轉型能夠促進企業創新，進而提高企業績效，但是對數字化轉型的研究還不夠深入，關于數字化轉型與企業績效的實證研究也較少。此外，在企業轉型升級的背景下，檢驗企業在數字化轉型中的企業績效水平是數字化轉型領域一個新的研究方向。

綜上所述，本文基于技術創新理論、戰略轉型理論及權變理論，以紹興紡織業為研究對象，使用平衡計分表衡量企業績效水平，探討數字化轉型對紹興紡織業企業績效的影響機制，并引入技術創新和戰略導向作為中介變量和調節變量，探討企業數字化轉型路徑。在理論上，本文補充了數字化轉型與企業績效的相關理論研究，為企業數字化轉型提供理論支撐。在實踐上，本文為紡織企業更好地開展數字化轉型提供了指引，助力企業抓住數字經濟紅利，實現企業績效穩步提高。

1 理論基礎與研究假設

本文通過梳理數字化轉型、企業績效、技術創新能力、戰略導向四個變量之間的關系，構建理論模型，提出以下假設。

1.1 數字化轉型對企業績效的影響

Sebastien(2019)對193家中小企業進行問卷調查，結果顯示：數字化與企業績效顯著相關，進一步指出中介信息技能并沒有介導數字戰略或員工技能對績效的影響，并且通過研究中小企業的主要管理模式，指出數字架構、自動化程度、數據的質量和電子商務的使用等因素對績效的重要影響。Bughin(2017)認為數字化轉型使得企業改變了原有的戰略，讓數字技術與戰略進行深度融合，這讓公司的商業模式及企業文化從根本上發生了變革，使得公司的收入增長、息稅前利潤增長及投資回報率增長。胡青(2020)根據對浙江省民營企業的問卷調查發現，數字化轉型對企業績效具有積極影響，內部學習氛圍的培養、開放的思維方式和共同的企業愿景及外部互聯網協作的加強有利于企業戰略轉型的有效性。

因此，本研究提出假設H1：

假設H1：數字化轉型對企業績效有顯著正向影響。

1.2 技術創新能力的中介作用

目前研究對企業數字化的解釋可以分為三種：第一種是產品數字化，即利用數字技術，企業在原有的基礎業務上借助信息網絡向外延伸，進入媒體、電商、支付、金融各種領域，提供數字技術、產品、服務和解決方案。第二種是過程數字化，其核心是生產過程的數字化，數據要素與生產要素融合，在數據的驅動下，節約人力資源、降低生產時間，提高企業生產效率。第三種是系統數字化，憑借先進制造技術、人工智能、互聯網等信息技術實現系統化數字集成控制。本文認為數字化涵蓋了設計、生產、銷售、售后等關鍵環節，企業數字化程度越高，越能借助資源和技術的支持，深化數字技術在生產制造中的應用，發展數字化生產方式，助力提高產品創新效率，進而提高企業的技術創新能力，促進企業數字化轉型。

因此，本研究提出假設H2a：

假設H2a：數字化轉型對技術創新能力有顯著正向影響。

技術創新能力能夠提高企業在復雜市場中的競爭優勢，進而提高企業的盈利能力。Murphy(2013)對制造業的研究表明，技術創新投入能夠提高技術創新能力，進而提升企業績效水平。張省、楊倩(2021)認為，企業可以通過數字技術創新，優化內部各環節的掌控力，實現精細化管理。Yoo Y J(2010)指出，技術創新能力的提高幫助企業改進已有產品并創建新產品來應對市場機會，提升企業績效水平。另一部分學者研究認為，技術創新能力對企業績效起中介作用。

因此，本研究提出假設H2b：

假設H2b：技術創新能力對企業績效有顯著正向影響。

綜上，本研究提出假設H2：

假設H2：技術創新能力在數字化轉型與企業績效中起中介作用。

1.3 戰略導向的調節作用

劉海濤(2021)認為，市場導向使企業擁有更高的市場敏感度，在為客戶創造價值的同時，促進企業績效的增長，而創新導向具有的創新性、超前行動性幫助企業應對快速變化的市場環境，構建未來競爭優勢。但李宜靜(2010)持反對意見，認為與中大型企業相比，部分中小企業因缺乏相應的戰略人才和能力，過度冒險戰略不利于中小企業的創新活動與企業績效。

因此，本研究提出假設H3、H4：

假設H3：戰略導向正向調節數字化轉型和企業績效之間的關系，即企業的戰略導向越高，數字化轉型對企業績效的影響越強；反之，越弱。

假設H4：戰略導向反向調節數字化轉型與企業績效之間的關系，即企業的戰略導向越高，數字化轉型對企業績效的影響越弱；反之，越強。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據收集

本文數據來源于紹興市紡織企業，調查對象為紡織企業管理層及核心員工。剔除明顯傾向、填寫不完整的問卷數據，最終獲得有效問卷數量為211份，填寫者基本信息如表1所示。

表1 描述性統計

2.2 變量測量

研究變量均參照權威期刊文章中使用過的經典量表來設計，各量表的測量方法及實用性已被相關領域學者驗證可行，本文根據實際需要加以修改和完善，作為收集實證數據的工具。所有變量題項均采用Likert五級計分法(1=完全不符合；2=比較不符合；3=一般；4=比較符合；5=完全符合)。

數字化轉型參照趙懿寧(2020)的研究成果，結合本文實際需要，從戰略、投入、人才三個方面測量數字化轉型。技術創新能力層面，參照王勝蘭等的研究成果，選取了創新投入、創新產出能力作為測量項。創新投入能力指企業在進行創新活動中各項資源的投入情況。創新產出能力指企業由于技術創新而產生創新成果的能力。戰略導向層面，參照張凌宇(2021)在戰略導向相關研究中使用的量表，選取了創業導向和技術導向兩個學者普遍認可且具有代表性的維度。企業績效上，參照紀云騰(2019)的研究成果，從財務、客戶、產品和員工四個維度來測量企業績效，具體題項如表2所示。

表2 測量量表

3 實證結果分析

3.1 信效度檢驗

在驗證假設之前，需要驗證量表的可靠性和有效性，對量表進行信度效度檢驗。本文借助SPSS統計軟件進行信度分析，結果如表3所示。數字化轉型、技術創新能力、戰略導向、企業績效四個變量的Alpha值均大于0.8，表明各變量的信度較高；KMO值均大于0.8且球形度檢驗值均小于0.01，表明各個變量都適合進一步分析。

使用因子分析中的主成分分析法統計各個變量的因子載荷，并依此計算平均方差變異值AVE。由表3可知，數字化轉型、技術創新能力、戰略導向和企業績效的各個測量項對應的AVE值均大于0.5，表明各測量項具有代表性。綜上，本文各個變量效度良好，適合進一步分析。

表3 信效度表

3.2 相關分析

相關性分析能夠預先了解各個變量兩兩之間的相應關系，是后續主效應分析、中介及調節效應分析的基礎。本文借助SPSS統計軟件對各個變量進行相關性分析，結果如表4所示。數字化轉型與企業績效(r=0.399，p=0.000)呈正相關，初步驗證了假設H1；數字化轉型與技術創新能力(r=0.358，p=0.000)呈正相關，技術創新能力與企業績效(r=0.401，p=0.000)呈正相關，初步驗證了假設H2。此外，為了保證變量之間不存在嚴重的多重共線性，在進行層級回歸分析之前，有必要對各變量的方差膨脹因子進行檢驗。結果顯示，各變量的VIF均大于1小于10，表明變量之間不存在多重共線性，適合進行層級回歸分析。

表4 相關系數表

3.3 主效應分析及中介效應分析

采用層級回歸法檢驗技術創新能力的中介效應。整體分為三步：第一，檢驗自變量數字化轉型與因變量企業績效之間是否顯著相關，若兩者顯著相關則進行下一步。第二，檢驗自變量數字化轉型與中介變量技術創新能力是否顯著相關，以及中介變量技術創新能力與因變量企業績效是否顯著相關，若三個變量兩兩顯著相關則進入最后一步。第三，檢驗加入中介變量技術創新能力后，自變量數字化轉型與因變量企業績效之間是否顯著相關，結果如表5所示。模型2結果表明，數字化轉型與企業績效呈顯著正相關，假設H1得到了支持；模型4結果表明，數字化轉型和技術創新能力呈正相關，假設H2a得到了支持；模型5結果表明，技術創新能力與企業績效呈正相關，假設H2b得到了支持；模型6結果表明，加入技術創新能力之后，數字化轉型與企業績效的關系依然呈正相關，但是模型6的R變化量0.079小于模型2的0.141，顯著性不變，表明技術創新能力在數字化轉型與企業績效之間的中介為部分中介，假設H2得到了支持。

表5 主效應表

為了進一步驗證技術創新能力的部分中介效應的準確性，再次使用SPSS進行中介效應分析。檢驗結果如表6所示，假設H2進一步得到支持。

表6 中介效應表

3.4 戰略導向的調節效應分析

同樣借助層級回歸法檢驗戰略導向在數字化轉型與企業績效之間的調節作用。對數字化轉型、戰略導向兩個變量進行中心化處理，以中心化處理后的兩個新變量相乘作為交互項，之后加入交互項進行回歸分析，觀察其標準化系數是否顯著。

由表7 可知，交互項顯著影響企業績效，但系數為-0.290，即戰略導向反向調節數字化轉型與企業績效的關系，假設H4得到了支持。

表7 調節效應表

3.5 假設驗證結果

綜上所述，如表8所示：本文提出的研究假設H1、H2、H2a、H2b、H4均得到了數據的支持，表明數字化轉型會通過技術創新能力進一步影響企業績效，同時戰略導向在數字化轉型與企業績效間發揮著負相關的調節作用。

表8 假設結果

4 結語

4.1 研究結論

本文結合理論分析及實證檢驗，以211份紹興紡織企業管理層及員工問卷數據為樣本，探究了數字化轉型與企業績效的互動關系及影響機理。具體研究結論如下：第一，數字化轉型正向影響企業績效。第二，技術創新能力在數字化轉型與企業績效之間起部分中介作用。數字化轉型不僅直接影響企業績效，還通過技術創新能力間接影響企業績效。企業如果想通過數字化轉型來提高自己的企業績效，需要不斷地提高自主創新能力或加大資金投入來引進更加先進的數字化設備、人才，通過不斷學習來提高產品、流程、業務等公司全方位的競爭力。第三，戰略導向負向調節數字化轉型與企業績效的關系。大部分中小型紡織企業更傾向采取相對保守、謹慎的戰略，當戰略導向較低時，企業更容易提高績效。

4.2 建議

(1)企業層面：第一，相較服務業和高新技術行業，紡織業的數字化轉型仍處于發展階段。對于大部分中小型企業來講，應結合自身的情況，綜合分析內外部環境來選擇適合自身發展的數字化轉型戰略和轉型途徑，特別要發揮數字技術在產品、服務、業務各個流程的作用。第二，企業要重視數字化人才隊伍的培養，高素質的專業技術人才是企業轉型升級不可忽視的“軟實力”；企業積極開展員工數字化技術培訓，鼓勵員工將學習到的數字化技能運用到日常的工作中，長久以來，數字化的思想、理念深深地扎根在員工的腦海中，不斷的、全方位改造企業現有的產品、服務和流程。第三，數字化轉型不僅直接影響企業績效，還通過技術創新能力間接影響企業績效。因此，企業應積極開展技術創新活動來提高產品、服務的創新能力，在競爭激烈的商業環境中占得先機，進而提高企業績效。第四，企業應主動建設數字化基礎設施，包括5G、物聯網、AI等基礎設施，以滿足企業業務開展的需要。

(2)政府層面：第一，政府應積極引導、鼓勵企業開展數字化轉型，加強對中小企業的政策支持，及時關注中小企業現狀，為其排憂解難，提高中小企業的競爭力。第二，政府應鼓勵企業的自主創新活動，嚴厲打擊剽竊數字技術成果的行為，提高企業自主創新的積極性。第三，政府應主動統籌數字化人才的培養計劃，培育面向紡織企業等制造業的數字化專業人才，為企業的數字化轉型提供保障。第四，引導企業構建自主創新與開放共享相結合的數字化平臺，加強政-企、企-企間的聯系，加快紡織業數字基礎設施建設。