數字化轉型降低了企業經營風險嗎？

□ 黃瑋

一、引言

經營風險是指由于外部經濟環境和企業日常經營條件發生變化所導致企業未來經營各方面存在的不確定性以及可能引起的損失。經營風險既會受到外部因素的影響，例如經濟環境的穩定性、宏觀政策的調控等，也會受到企業自身條件的影響，例如企業的融資約束、管理者的經營決策等。當前，我國經濟增速放緩并且面臨結構調整、產業升級的艱難局面，在此環境下實體經濟不斷萎縮，效益也逐漸下滑，實體經濟面臨的國內外形勢卻越來越嚴峻。技術的日新月異和市場的瞬息萬變使得企業的經營風險問題不斷加劇，同時在新冠疫情的沖擊下，各行業面臨嚴峻的生存壓力，解決風險問題成為關鍵。

如何降低我國企業所面臨的經營風險呢？隨著數字經濟的快速發展，大數據、互聯網、云計算等引領了新一輪的數字化浪潮（AVI et al., 2019），數字經濟與實體經濟的融合發展或許能帶給我們些許啟發。近年來，越多的企業走上了數字化轉型之路（LIANG et al., 2018）。長安汽車建立了智能化研發云平臺，將產品研發周期從36個月縮短至24個月；海爾通過工業互聯網，在沈陽建立互聯工廠，一條生產線可支持500多種產品的“柔性生產”。數字化轉型覆蓋了研發、生產到銷售環節，為實體經濟賦能。根據中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展白皮書（2022年）》顯示，我國2021年數字經濟規模達到45.5萬億元，占GDP比重達到39.8%；產業數字化占數字經濟比重超八成，成為數字經濟發展的主引擎。與此同時，黨的二十大報告指出要加快發展數字經濟，促進數字經濟與實體經濟相融合，打造具有國際競爭力的數字產業群，加快建設數字中國。

數字化技術為企業和金融機構等多部門提供了智能化解決方案（朱太輝等, 2021），那么數字化轉型是否會對企業經營風險產生影響呢？又是如何對企業經營風險產生影響呢？由此，本文嘗試對數字化轉型如何降低企業經營風險的機制進行探討，這對于激發實體企業潛能，促進數字經濟與實體經濟相融合，實現產業結構升級和經濟高質量發展具有重要意義。

企業數字化轉型就是在企業的某些業務環節中使用數字技術（LEE et al., 2015），破解企業、產業發展中的難題，重新定義、設計產品和服務，實現業務的轉型、創新和增長（呂鐵, 2019），能夠降低企業的融資成本（陳中飛等, 2022）和代理成本（徐子堯等, 2022）。目前的研究顯示，數字化轉型有效降低了企業的債務違約風險（王守海等,2022）、抑制企業的股價崩盤風險（林川, 2022）和降低企業的財務風險（易露霞等, 2021），但鮮有文獻從經營風險的視角來分析數字化轉型對企業的影響。

本文以2011-2020年中國A股上市公司為樣本，從理論和實證方面系統討論了數字化轉型對企業經營風險的影響。與以往的文獻相比，本文的主要貢獻體現在：一是現有文獻多側重于數字化轉型對企業債務風險的影響，而本文則側重于企業經營風險方面，從理論層面上拓展了數字化轉型經濟后果的相關研究；二是目前鮮有文獻從數字化轉型視角分析對企業經營風險的影響，本文研究一方面擴展了企業經營風險的新視角，另一方面發現了降低企業經營風險的新因素；三是通過對數字化轉型對企業經營風險的影響機制、作用路徑和異質性分析，為企業實施數字化轉型，以及企業通過數字化轉型有效降低企業經營風險提供更精準的建議。

二、理論分析與研究假說

數字化轉型就是利用新興數字技術重構業務與組織，在生產過程中采用信息技術（ANGELIKI KARAGIANNAKI., 2017），在主要業務改進過程中應用社交媒體、移動互聯網、嵌入式設備等數字技術和設備，改造生產關系，用更高效的方式提供新的產品和服務。

目前關于數字化轉型的相關研究多集中在數字化轉型帶來的正面影響。首先，數字化轉型提升了企業的創新動能。數字化轉型可以通過實現開放式網絡化創新促進組織管理創新，提高企業的人力資本水平，從而促進企業創新（安同良等, 2022），提升企業的創新效率（楊水利等, 2022）。其次，數字化轉型提升了企業的生產動能。數字化轉型可以通過提升企業創新能力、優化人力資本結構、降低企業融資約束等途徑提升企業的全要素生產率（花俊國等, 2022; 趙宸宇等, 2021）。最后，數字化轉型還有助于企業降低風險。數字化轉型有效降低了企業的債務違約風險（王守海等, 2022）、抑制企業的股價崩盤風險（林川, 2022）和降低企業的財務風險（易露霞等, 2021）。數字化轉型提升企業的創新動能，有助于企業及時獲取市場信息、促進產品更新換代，同時提升企業的生產動能，降低企業的交易成本、拓展企業的交易渠道，有助于提升企業經營業績，促進企業快速發展，從而有助于降低企業的風險。

基于上述分析，本文提出假說：

H1：數字化轉型顯著降低了企業的經營風險。

基于信號傳遞理論，數字化轉型可以降低企業內部和外部投資者之間的信息不對稱，減少可能發生的逆向選擇和道德風險，從而降低企業外部融資的“風險溢價”，減少企業的融資成本（陳中飛等,2022）。首先，在事前數字化轉型可以使企業獲得更多的外部投資信息，擴大企業的融資渠道，提高企業的融資可獲得性（HONOHAN, 2004）和融資社會化程度。其次，在事中數字化轉型可以幫助企業優化信貸資源配置，利用云計算、大數據分析的數字技術，精準規劃資金，提高資金的使用效率，從而降低融資成本。最后，在事后數字化轉型可以向投資者傳遞更多有關企業發展的積極信號，例如年報披露、企業技術創新等等，提高外部投資者對企業的正向預期，從而緩解企業的融資約束，降低融資成本。融資成本的降低保障了企業的資金流動性，降低了企業經營過程中的不確定性，從而降低了企業的經營風險（徐偉等, 2010）。

基于上述分析，本文提出假說：

H2：數字化轉型通過降低企業的融資成本降低了企業的經營風險。

基于信息不對稱理論和委托代理理論，利用數字技術，企業可以將信息及數據結構化和標準化，極大提高了信息的可利用程度（吳非等,2021）。首先，在事前數字化轉型可以使企業更快地接收到市場上最新的動態信息，并利用數字技術分析整合，降低企業與市場之間的信息不對稱，優化管理層的經營決策。其次，在事中數字化轉型使企業管理者可以利用云計算、大數據等技術精準投資，提高企業的生產效率和業績表現，使管理者從企業績效改善中獲得薪酬績效從而減少管理層謀取私利的行為。同時，數字化轉型促進了信息共享，也有利于股東、投資者和企業員工等利益相關者對管理者的經營決策進行監督，降低企業的代理成本，從而降低企業的經營風險。最后，在事后數字化轉型同樣可以將企業的經營決策效果及時反饋給管理層，管理層可以利用數字技術發現經營決策中存在的問題，及時糾正，降低企業在經營中可能遇到的風險。

基于上述分析，本文提出假說：

H3：數字化轉型通過降低企業的代理成本降低了企業的經營風險。

圖1 數字化轉型影響企業經營風險的路徑

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2011-2020年滬深A股上市公司為研究樣本，并對研究數據做如下處理：第一，剔除金融業行業公司；第二，剔除ST公司樣本；第三，剔除數據缺失的公司樣本；第四，為減少異常值影響，對所有微觀層面連續變量進行上下2%縮尾處理。企業相關財務數據均來自國泰安數據庫（CSMAR），數字化轉型相關年報數據來源于深圳證券交易所和上海證券交易所官方網站。

（二）變量定義

1.企業經營風險（Risk）

KOSE et al（2008）和VIRAL et al.（2011）使用企業一定時期內股票市場收益和會計盈利風險的波動來衡量企業經營風險程度。本文參考王竹泉等（2017），利用第t-4年至t-1年 (四年) 的息稅折舊攤銷前利潤率滾動取值的標準差計算經營風險。由于按這種方法計算的經營風險不服從正態分布，所以本文計算了代表經營風險的息稅折舊攤銷前利潤率標準差的累積分布概率并以此衡量經營風險（Risk）。企業經營風險的計算公式為：

δi,t表示第i家公司第t年的經營風險（盈利波動程度）；EBITi,t表示第i家公司第t年息稅折舊攤銷前利潤率；Ai,t-1表示第i家公司第t-1年的總資產。

2.數字化轉型（Digt）

本文借鑒吳非等（2021）的做法，利用python爬蟲功能對深圳交易所、上海交易所A股上市企業年報進行整理，從“底層技術應用”和“技術實踐運用”兩個層面進行“數字化轉型”特征詞搜索、匹配和詞頻計數，并將詞頻數進行加總。考慮到企業年報篇幅對“數字化轉型”特征詞頻的影響，采用“數字化轉型”特征詞頻與上市企業年報總詞數之比來衡量企業數字化轉型程度。

3.中介變量

融資成本（Debcost）：大多數文獻采用利息支出占總負債之比的方式來計算企業的融資成本。但由于利息支出并非融資成本的全部，企業在進行融資時還會產生手續費等其他費用魏志華等（2012）。因此本文參照李廣子等（2009）的度量方法，使用凈財務費用與總負債之比作為企業融資成本的代理指標，用Debcost進行表示（企業的凈財務費用為利息支出、手續費和其他財務費用的加總）。當此指標越大時，企業的融資成本越高。

代理成本（Agenc）：本文中所指的代理成本是第一類代理成本，即權益的代理成本，不包含與債務有關的代理成本，因此參照JAMES et al.（2000）、李壽喜（2007）、羅進輝（2012）的度量方法,使用經營費用率（管理費用和銷售費用之和與主營業務收入之比）來作為企業代理成本的指標，用Agenc表示。經營費用率反映了公司管理層在職消費等代理行為產生的代理成本,經營費用率越高,表明股東與管理層之間的第一類代理成本越高。

4.控制變量

為厘清數字化轉型與企業經營風險的關系，提高研究精度，本文選取了可能會影響企業經營風險的其他重要因素作為控制變量，包括：公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、兩職合一（Dual）、企業年齡（Age）、前十大股東持股比（Holder10）、產權性質（SOE）、年份（Year）及行業（Ind）。

具體變量定義如表1所示：

表1 變量定義

Age 企業年齡 公司上市年限Holder10前十大股東持股比 公司前十大股東持股比（%）SOE 是否國有企業 國有控股企業取1，其他為0 Year 年份 年度虛擬變量Ind 行業 行業虛擬變量

（三）模型設定

為探究數字化轉型對企業經營風險的影響，本文構建以下模型進行實證分析。

采用溫忠麟等（2004）的機制檢驗方法，探究數字化轉型對企業經營風險的作用機制，構建如下方程式：

其中，經營風險（Risk）為被解釋變量；數字化轉型（Digt）為核心解釋變量；Mediator為中介變量融資成本（Debcost）和代理成本（Agenc）；Control為前文所述的控制變量；Ind和Year表示企業所屬的行業和年度固定效應，分別控制隨行業變化以及隨時間變化而無法觀測的沖擊影響；ε為隨機誤差項。

（四）描述性統計

表2為關鍵變量的描述性統計。由表2可知，企業經營風險的測量均值為0.487，最大值為0.979，標準差為0.288，中位數為0.481，表明大部分企業的經營風險大于或等于0.48，數字化轉型指標的區間范圍為0～6.783，標準差為1.409，表明企業之間數字化轉型程度差距較大，Digt的均值為0.458，可見我國企業數字化轉型程度整體偏低。

表2 描述性統計

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

表3為數字化轉型對企業經營風險關系進行基準回歸后的結果。表中的模型（1）僅對數字化轉型與企業經營風險進行了回歸，數字化轉型（Digt）的系數為-0.011，并在1%的水平下顯著。在模型（2）加入了控制變量以后，數字化轉型（Digt）的系數為-0.012，并在1%的水平下顯著。模型（3）則進一步在模型（2）的基礎上增加了行業和年份固定效應，數字化轉型（Digt）的系數為-0.016，并在1%的水平下顯著。由此可以看出無論是否控制行業和年份固定效應，數字化轉型（Digt）的系數均顯著為負，這說明，數字化轉型與企業經營風險顯著負相關，即企業的數字化轉型程度越高，則降低企業經營風險的作用越顯著。本文的假設H1得到驗證。

表3 數字化轉型與企業經營風險：基礎回歸

（二）穩健性檢驗

本文的研究結果可能具有一定的內生性問題。第一，反向因果問題。一方面，數字化轉型會降低企業的融資成本和代理成本，從而降低企業的經營風險；另一方面，經營風險更低的企業也可能更有資金和能力去推動企業數字化水平的提升，以獲取更大的企業競爭力，提升企業價值。第二，自選擇偏差問題。本文基準回歸中的樣本可能存在自選擇偏差，從而影響結論的穩健性。為應對基準回歸可能帶來的系數估計偏誤，盡可能緩解內生性問題，本文采用工具變量法和傾向得分匹配法（PSM）來緩解基準回歸存在的內生性問題。為了保證實證結果具有穩健性，本文還通過更換替代變量、自變量滯后一期等方法對實證結果進行穩健性檢驗。

1.更換核心解釋變量

基準回歸中基于吳非等（2021）的大數據文本識別方法，使用企業年報中數字化轉型詞數占上市公司年報詞數比例作為數字化轉型的衡量指標，為了保證結果的穩健性，使用企業年報中數字化轉型詞數來衡量企業數字化轉型程度。回歸結果如下表4，結果顯示無論是否對變量進行控制，數字化轉型的系數都在1%的水平上顯著為負，表明數字化轉型顯著降低了企業的經營風險，證實了假設H1。

表4 穩健性檢驗：更換替代變量

2.核心解釋變量滯后一期

由于企業的數字化轉型需要投入一定的時間來進行技術創新和人才培養，并且數字技術與實體經濟的融合也需要大量的時間，因此數字化轉型對企業經營風險的影響也可能存在滯后性。為了保證結果的穩健性，將數字化轉型指標滯后一期作為因變量進行回歸。回歸結果如下表5，結果顯示無論是否對變量進行控制，數字化轉型的系數都在1%的水平上顯著為負，表明數字化轉型顯著降低了企業的經營風險，再次證實了假設H1。

表5 穩健性檢驗：核心解釋變量滯后一期

3.傾向得分匹配

考慮到數字化轉型與企業經營風險之間可能存在自選擇偏差，進行數字化轉型的公司可能自身經營風險就比較低。為了克服可觀測變量自選擇偏差導致的內生性問題，本文采用傾向得分匹配的方法，引入企業是否進行數字化轉型的虛擬變量Digt_Dum（將企業數字化轉型以中位數進行劃分，大于中位數的賦值為1，小于中位數的賦值為0），選取本文的控制變量為特征變量進行1:1最近鄰匹配，表6為匹配后的回歸結果。結果顯示無論是否對變量進行控制，數字化轉型的系數都在1%的水平上顯著為負，表明數字化轉型顯著降低了企業的經營風險，該結果在一定程度上緩解了自選擇偏差導致的內生性，證實了假設H1。

表6 穩健性檢驗：傾向得分匹配

（98.19） （13.30） （10.85）industry NO NO Control year NO NO Control N 5480 5480 5480 r2 0.002 0.047 0.081

4.工具變量法

為了解決潛在的內生性問題，采用工具變量法來進一步檢驗模型的穩健性。本文參考趙濤等（2020），采用滯后一年的全國互聯網用戶數分別與1984年各企業所在城市每萬人電話機數量構造交互項，作為企業數字化轉型的工具變量。表7第（1）和第（2）列的結果表明，在考慮了內生性之后，數字化轉型降低企業經營風險的作用仍然成立，結果在1%水平下顯著。在 “工具變量識別不足”的檢驗中，K-Prk LM的 p 值為 0. 000，在弱工具檢驗中，K-Prk Wald 檢驗獲得的F值為12.512。因此，工具變量的選擇具有合理性。

表7 穩健性檢驗：工具變量法

5.其他方法

為進一步檢驗模型的穩健性，本文對模型（1）的樣本和時段進行更換。首先是更換估計樣本，刪除數字化轉型指標（Digt）為0的樣本，僅保留數字化轉型指標（Digt）大于0的樣本。其次是數字化轉型開始興起的年份是2014年，因此刪除2014年以前的數據，同時為了避免新冠疫情沖擊對企業的影響，刪除2019和2020的數據，僅保留2014年至2018年的樣本進行回歸。上述回歸結果見表8和表9，結果顯示，數字化轉型（Digt）的系數顯著為負，表明數字化轉型降低了企業經營風險，與前文結果保持一致。

表8 穩健性檢驗：更換樣本

表9 穩健性檢驗：更換時段

五、影響機制檢驗

根據前文的檢驗結果，數字化轉型對企業經營風險具有顯著的負向影響。那么，本文進一步對數字化轉型對企業經營風險的影響機制進行檢驗。基于信息不對稱理論、信號傳遞理論和委托代理理論等，本文對數字化轉型通過降低企業融資成本和降低企業代理成本兩種渠道降低企業經營風險進行檢驗。

首先，檢驗數字化轉型降低了企業的融資成本，進而降低了企業的經營風險。表10第（1）列實證結果顯示了數字化轉型對企業融資成本的影響。第（2）列中介變量Debcost系數顯著為正，驗證了融資成本在數字化轉型與企業經營風險間存在中介作用，表明該影響機制存在。結果表明，數字化轉型顯著降低了企業的融資成本，進而降低了企業的經營風險。也就是說數字化轉型提高了企業對外部信息的獲得性，降低了企業與外部投資者的信息不對稱，從而擴大了企業的融資渠道，同時向外界投資者釋放出積極信號，吸引外部投資者投資，并利用數字化技術提高企業資金的使用效率，降低企業的融資成本，從而使企業有充足的資金進行轉型升級，降低了企業由于缺少資金帶來的經營風險，驗證了假設H2。

表10 數字化轉型影響企業經營風險的機制識別：融資成本

其次，檢驗數字化轉型降低企業的代理成本，進而降低了企業的經營風險。表11第（1）列實證結果表明數字化轉型顯著降低了企業的代理成本。第（2）列中介變量Agenc系數顯著為正，驗證了代理成本在數字化轉型與企業經營風險間存在中介作用，表明該影響機制存在。這是因為數字化轉型可以使企業獲得最新的市場消息，提高管理者經營決策的準確性，并能及時得到反饋和糾正。同時可以提高企業的經營業績，增加利益相關者對管理者行為的監督，從而降低企業的代理成本，進一步降低企業由于管理者經營不善和謀取私利帶來的經營風險，驗證了假設H3。

表11 數字化轉型影響企業經營風險的機制識別：代理成本

六、異質性檢驗

在基準回歸中，本文考察了數字化轉型對企業經營風險的影響。微觀層面，數字化轉型對企業經營風險的負向影響可能在不同性質的企業存在差異。因此，本文基于產權屬性將企業分為國有企業和非國有企業，基于科技屬性將企業分為高科技企業和非高科技企業進行回歸。宏觀層面，數字化轉型對企業經營風險的負向影響可能對在不同地區的企業存在差異，基于國家統計局的統計資料，將企業所在省份分為東部地區、中部地區、西部地區和東北地區進行回歸，更加細致地認識數字化轉型對企業經營風險的影響。

表12中的回歸結果顯示，數字化轉型與企業產權屬性（國有企業為1，非國有企業為0）的交乘項Digt×SOE的回歸系數為-0.020在1%水平下顯著，在加入一系列控制變量后，系數為-0.019，仍在1%水平下顯著。這說明數字化轉型對企業經營風險的降低作用在國有企業中更加明顯。這是因為相對于非國有企業，國有企業更容易獲得充足的資金和技術資源支持，可以為企業數字化轉型提供更有力的保障，降低企業經營風險。

表12 數字化轉型與企業經營風險：企業產權屬性異質性檢驗

表13中的回歸結果顯示，數字化轉型與企業科技屬性（高科技企業為1，非高科技企業為0）的交乘項Digt×Tec為-14.118，在1%水平下顯著，在加入一系列控制變量以后，系數為-22.367，仍在1%水平下顯著。這說明在數字化轉型對企業經營風險的降低作用在高科技企業中更為顯著。原因可能在于高科技企業本身就具有較好的人才和技術儲備，數字化轉型的基礎要好于非高科技企業，且高科技企業具有更強的創新需求、創新意識和創新水平，因此更容易實現數字化轉型。而非高科技企業由于科技基礎較為薄弱，需要大量的時間和資源投入到人才培養和技術創新當中，數字技術與生產、研發和銷售等環節的融合較為緩慢，因此非高科技企業數字化轉型對企業經營風險的影響要弱于高科技企業。

表13 數字化轉型與企業經營風險：企業科技水平異質性檢驗

（-9.49）Lev 0.017（0.81）Dual 0.009（1.01）Age 0.003★★★（3.99）SOE -0.052★★★（-7.42）Holder10 0.003★★★（10.88）_cons 0.583★★★ 1.090★★★（21.39） （15.60）industry Control Control year Control Control N 7170 7170 r2 0.049 0.083

表14中的回歸結果顯示，數字化轉型對企業經營風險的降低作用在東部、中部和西部地區較為顯著，而在東北地區數字化轉型的系數為正并且不顯著。這是由于我國東部、中部地區經濟發展速度快，市場化水平高，數字化人才聚集，數字技術發展迅速，企業之間的競爭壓力更大，因此數字化轉型的動力更強，并且東部、中部地區企業數量多、規模大，資金技術都處于領先地位，數字化轉型對企業經營風險的影響就更為顯著。此外，我國西部地區雖然經濟發展速度慢，但西部大開發、絲綢之路經濟帶建設等國家政策帶來了資金、技術的投入，推動了西部企業數字化發展，因此數字化轉型對西部企業經營風險的影響也較為顯著。而東北地區以重工業企業為主，市場化程度低，數字化轉型所需的資金、人才、技術等不到位，因此效用不顯著。

表14 數字化轉型與企業經營風險：企業所在地區異質性檢驗

七、結論與政策啟示

本文以2011-2020年我國滬深A股上市公司為樣本觀測值，從數字化轉型的角度研究企業經營風險。研究表明：數字化轉型顯著降低了企業的經營風險，機制分析表明，數字化轉型可以通過降低企業的融資成本和降低企業的代理成本來降低企業的經營風險。異質性分析表明，數字化轉型對企業經營風險的抑制作用在國有企業和高科技企業更為明顯，在東部、中部、西部地區企業更為明顯。

依據本文的研究結論，提出如下政策啟示：第一，企業應當重視數字化轉型對企業經營風險的抑制作用，加大數字化轉型力度，推動數字技術在企業經營決策和風險防范中的深度應用。尤其是在經濟增速放緩并且面臨結構調整、產業升級的背景下，企業更應該堅定數字化轉型的發展方向，增加企業抵御風險的能力。第二，企業應當借助數字技術完善信息披露機制，降低企業內外部的信息不對稱。企業利用數字技術將信息結構化和標準化，增加信息的可利用程度，使企業能夠更好地整合利用市場信息，及時調整經營決策。同時可以使外部投資者增加對企業的了解，拓寬企業的融資渠道。還可以加強企業內外部對于管理者經營決策的監督，有效防范企業的經營風險。第三，政府應當對非國有企業、非高技術企業和東北地區企業給予更多關注。數字化轉型對企業經營風險的改善作用在非國有企業、非高技術企業和東北地區企業并不顯著，然而上述企業卻可能面臨較高經營風險。政府部門有必要制定差異化政策，大力推動非國有企業、非高科技企業和東北地區企業數字化轉型，在制度環境上對這類企業進行針對性關注,鼓勵企業加大數字化轉型力度，采取多措并舉的方式協同推進。