數字化轉型與創新研發
——基于股權質押融資視角

孔慶林,劉珍珍,萬 偉

(重慶理工大學 會計學院, 重慶 400054)

一、引言

在中國共產黨第二十次全國代表大會上,習近平總書記強調“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位”,對加快實施創新驅動發展戰略作出重要部署。在當前經濟新常態下,我國只有將經濟發展與創新高度結合起來,推動創新向更高層次、更深程度發展,實現培育新動能及改造舊動能,才能保障國民經濟長期持續增長。在我國創新能力逐漸增強的背景下,不斷深化數字經濟和實體經濟融合式發展,對全面推進我國經濟高質量發展具有重要意義。在數字經濟時代,人工智能、區塊鏈、大數據和云計算等一系列數字技術的快速崛起,使數據成為繼土地、勞動、資本之后的又一關鍵生產要素。為更好地運用數字技術重塑企業戰略與業務流程,優化生產要素投入結構,轉換企業生產函數,對產品結構、生產流程、價值鏈組織方式等進行全面改革,以保持市場競爭力,企業數字化轉型已是大勢所趨。通過數字化轉型驅動企業創新發展也是凸顯數字中國戰略建設成效的重要內容。

黨的二十大報告提出強化企業科技創新主體地位,使企業在國家創新體系中的地位更加突出。但是,我國企業提升創新水平面臨著諸多挑戰,現有文獻從企業內外部兩方面分析了企業創新的影響因素。從企業外部來看,在資源有限的情況下,政府舉債融資會擠出企業信貸,同時政府也會降低對企業的研發補貼,使企業創新得不到資金保障[1]。經濟政策不確定性會加劇企業的融資約束和系統性風險[2],金融市場資源錯配會驅動企業金融化進程[3],進而對企業創新水平產生不利影響。良好的法治環境可緩解企業與外部主體的信息不對稱程度、降低契約履行成本[4],產業政策可通過提高企業風險承擔水平、增加企業經營利潤[5]等方式提高企業創新水平。從企業內部來看,存在多個異質大股東會提升風險承擔水平,緩解融資約束并促進企業高質量創新[6];企業提升內部控制質量可有效防止投融資資金錯配現象的發生,促進企業創新水平,但是管理層的短視行為會削弱內部控制對創新的正向作用[7];降低信息不對稱程度是提高企業創新水平的重要途徑[8]。

數字經濟與企業數字化轉型相輔相成,數字經濟是企業數字化轉型的重要驅動力,而數字化轉型是企業釋放數字經濟動能的重要方式[9]?，F有研究注意到數字經濟發展可提高企業創新能力[10];數字普惠金融簡化了金融資源與企業的對接流程,有效緩解了企業加大創新投入面臨的融資約束問題[11]。數字化轉型在數字經濟發展提升企業創新水平中起到了“橋梁”的作用[12],已有的關于數字化轉型與企業創新的相關研究主要圍繞兩者的實現路徑展開。數字化轉型通過提高管理層的創新失敗容忍度[13]、緩解融資約束[14]、加速海外投資[15]、降低研發操縱概率[16]等方式提高創新水平。也有學者發現企業數字化與企業創新之間存在非線性關系,宋巖等[17]發現數字化轉型與創新效率呈現以政府支持為門檻的U型關系;陳金丹等[18]基于制造業企業發現,數字化投入與創新效率之間存在先抑制后促進的非線性關系。

企業數字化轉型屬于管理層的戰略決策,受限于時間認知長度和決策視野廣度,管理者通常會在數字化轉型過程中高度關注短期收益而忽視企業的長遠發展。然而,管理者過度關注短期收益的行為很大程度受到控股股東股權質押行為的影響?？毓晒蓶|作為企業控制者和利益關聯方,可以通過董事會對企業的經營和投資決策產生決定性影響。股權質押作為企業控股股東外部融資的重要渠道,在保持控制權的前提下獲得充足的現金流,但同時加劇了控制權轉移風險,降低了企業對凈現值為正的創新研發項目的偏好程度。特別是當質押資金投向非質押企業時(即資金外部投向下),其股權質押行為動機對數字化轉型與企業創新水平相互關系產生的影響需要深入探討,但鮮有研究結合控股股東質押股權行為動機分析數字化轉型對企業創新水平的影響。本文研究發現:質押資金外部投向下股權質押會削弱數字化轉型與企業創新的正相關關系;數字化轉型對企業創新投入的促進作用以及質押資金外部投向下股權質押對兩者的調節作用在東部地區企業和高科技企業中更顯著;此外,企業數字化轉型對創新投入的積極作用可以促進創新成果的產出,其促進效應對高質量創新產出更明顯。

與已有文獻相比,本文的邊際貢獻主要體現在:(1)拓展了數字化轉型與企業創新領域的相關文獻。已有關于數字化轉型與企業創新的研究主要探討了兩者的影響路徑,本文基于質押資金外部投向下探索股權質押對數字化轉型與企業創新投入關系的調節效應;(2)豐富了企業創新的相關文獻,探究了進一步區分創新動機后數字化轉型對企業創新成果的差異性影響;(3)豐富了關于股權質押經濟后果的研究。考慮到控股股東股權質押行為動機以及質押資金很少用于被質押企業再投資的事實,選取質押資金外部投向的股權質押樣本數據,驗證了控股股東動機不明朗會給企業帶來的不利影響。同時,為企業最大化發揮數字化轉型的積極作用提供了新思路,有利于推動微觀經濟主體高質量發展。

二、理論回顧與研究假設

(一)數字化轉型與企業創新

創新是企業為了在市場競爭中取得優勢地位而通過投資獲得超額回報的行為,具有投資回報周期長、風險高、探索性和不可預測性的特點。在創新過程中,企業不可避免地面臨資金緊張、信息流通不暢等問題。數字化轉型是企業實現可持續發展的一個重要戰略決策,數字技術主要是通過豐富企業獲取信息的途徑和提高信息流通效率、改善信息不對稱程度以減少交易費用支出,為企業未來高質量發展提供有利條件[12]。針對創新過程中存在的問題并結合數字化轉型的特點,數字化可能會從企業內部和企業外部兩個角度對創新水平產生影響。

企業內部層面,數字化轉型可以降低企業內的信息不對稱程度,緩解股東與管理層之間的委托代理沖突,有助于企業重構內部業務與組織流程。在傳統的商業模式中,企業的信息資源通常是零散的,對其整合再利用的過程不僅復雜繁瑣而且耗時長,企業內部信息的低效率流通致使企業在生產經營過程中不能及時交換信息,造成企業創新資源浪費[19]。而企業數字化轉型會整合與創新項目相關的零碎信息和資源,改善供應方和需求方的銜接配合,使企業的運營效率最大化,通過提高創新要素流動性降低要素錯配現象出現的頻率[20]。進一步地,數字技術應用將大量數據進行整合,提煉成有利于委托代理人戰略決策的信息,提高代理人創新的主觀能動性和改善企業創新環境。此外,數字化轉型和傳統實體產業的融合發展,使企業閑置資源重新運作產生效益[21],實現跨界資源的相互滲透,為企業創新提供內在動力。

企業外部層面,數字化轉型可以起到積極的“信息效應”,是當前出臺的投資政策中的熱點之一。企業公開披露的數字化轉型相關信息能夠對其市場價值產生積極的影響[22],可以在提高相關利益群體對研發失敗包容度的同時,降低管理層對實施研發創新的壓力。企業積極應用新興數字技術,簡化了不同經濟主體間的信息溝通流程,使企業的信息披露更加透明,緩解了金融機構、外部投資者和企業間的信息不對稱程度[23],為企業創新活動籌集資金和信息資源提供了支持,有助于提升企業資金轉換效率,幫助企業搜集有效信息資源、確定創新方案以降低投資風險,減少企業創新項目融資成本。根據以上分析,本文提出如下假設:

H1:企業數字化轉型有利于提高企業創新投入水平。

(二)股權質押的調節作用

由于控股股東自身資金短缺,股權質押資金很少用于被質押公司的再投資?？毓晒蓶|為了確保對公司的控制權,甚至會產生掏空企業和侵占中小股東利益的不良動機[24],不完全如實地披露企業經營信息,加大了企業財務風險,進而減少對高風險項目的投入。當控股股東質押股權后,控制權轉移風險壓力增大,易產生“短視行為”,傾向于短期的市值管理[25],此時管理者和控股股東對公司的發展規劃達成一致,在一定程度上提升了管理者對低風險項目的偏好程度,令管理者對創新失敗的包容度降低,創新能動性減弱,不愿將資金投入到長期的創新研發項目上。企業開展數字化轉型也不是簡單地購置相關基礎設施或應用數字技術,而是一個全方位的系統變革,包括企業發展戰略決策、發展規劃、文化和治理等,具有投資大、回報周期長和風險不可預測的特點。其中,管理者的決策視野廣度和時間認知長度起關鍵作用,能高度考驗管理者管理方式的有效性[26]。控股股東質押股權會增加管理層的風險承擔成本,因此會偏好低風險項目,不愿將企業有限的資源投到風險和收益均不可預測的數字化轉型上,數字化轉型進程也將減緩。李倩茹等[27]的研究表明,缺乏遠見的管理者會更多地關注眼前的利益,不愿承擔過多的風險,希望以最低成本實現利益最大化,在企業數字化轉型時會高度關注企業的風險,減少投資高風險項目。因此,當企業數字化轉型與股權質押并存時,不利于提高企業創新水平。

另一方面,企業成本和費用的產生是管理者對各種承諾資源投入的結果,當管理者不得不增加或減少這些承諾資源時,公司會產生調整成本[28]。數字化轉型戰略能夠緩解企業傳統商業模式下的重復投入與資源浪費的問題,提高生產經營效率,為企業創新賦能。但是質押資金投向企業外部的股權質押融資方式加劇了企業與外部投資者的信息不對稱程度和企業的兩類代理問題,通過增加管理層代理成本而影響企業經營成本[29],對企業融資存在負面影響,也加大了控股股東“市值管理”和侵占企業利益的動機,不利于數字化轉型通過降低代理成本和緩解資源浪費的方式來提高企業創新水平效應的發揮,削弱了數字化轉型對創新投入的促進作用?；谝陨戏治?本文認為股權質押會削弱企業數字化轉型程度與創新研發水平的正相關關系,因此提出如下假設:

H2:質押資金外部投向下控股股東股權質押會削弱數字化轉型與企業創新投入的正相關關系。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

我國互聯網行業在2013年進入了移動端時代,數字經濟發展也跨進了成熟期階段(1)參見http://cettic.cn/h5/c/2021-01-20/246787.shtml。因此,本文選取2013—2021年我國A股上市企業年度數據研究數字化轉型與企業創新的關系。原始數據按照以下原則進行篩選:(1)剔除金融企業樣本;(2)剔除ST、*ST類企業樣本;(3)剔除相關變量缺失的樣本;(4)剔除質押資金投向不明和投向被質押上市公司的樣本,最終得到9 005個樣本觀測值。為避免異常值的影響,對所有連續變量在1%和99%分位數上進行Winsorize處理。主要使用的統計分析軟件為Excel 2016和Stata 16,所有數據來源于CSMAR數據庫。

(二)變量設定

1.被解釋變量:企業創新

目前主要有3種衡量企業創新的方式:一是創新投入,包括財力和人力的投入;二是創新產出,包括申請專利數或獲得授權的專利數、創新成果的銷售數量或收入;三是從以上兩個角度同時考慮創新投入與創新成果。本文認為創新投入的水平保障了創新產出的水平,故采用創新投入來衡量企業創新水平,創新投入表示為研發投入占營業收入的比重[30]。

2.解釋變量:數字化轉型

參考黃大禹等[31]對數字化轉型的衡量思路,選擇CSMAR數據庫中企業數字化轉型程度指標。其方法是對上市企業發布的定期報告進行文本信息挖掘,計算相關細分指標在報告中出現的次數,細分指標主要有人工智能、大數據、云計算、區塊鏈以及數字技術運用。

3.調節變量:股權質押

基于探究質押資金投向非質押企業情況下股權質押如何影響數字化轉型與企業創新水平之間的關系,本文借鑒李常青等[32]的方法,選擇股權質押連續變量(即質押比例)作為調節變量。質押比例即控股股東質押數與公司總股本的比值,該比值越高,意味著企業控股股東通過質押股權獲得的資金越多,給企業帶來的風險就越大。

4.控制變量

參考牟衛衛等[33]和趙凱等[34]的做法,結合本文擬定的主要研究內容,篩選出以下控制變量:股權集中度、總資產收益率、資產負債率、償債能力、企業成長性、企業規模、獨立董事占比。為降低宏觀環境和行業性質對回歸結果的影響,在模型中引入了年度(Year)和行業虛擬變量(Industry)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)回歸模型設定

為研究股權質押、數字化轉型與創新研發之間的關系,首先構建模型(1)研究數字化轉型與創新研發之間的關系;其次,設置數字化轉型與股權質押的交互項(Digital*Pldrate)并構建模型(2)研究股權質押對數字化轉型與創新研發之間關系的調節作用。具體模型如下:

Innovationi,t=β0+β1×Digitali,t+βi,t×Controlsi,t+εi,t

(1)

Innovationi,t=β0+β1×Digitali,t+β2×(Digitali,t×Pldratei,t)+β3×Pldratei,t+βi,t×Controlsi,t+εi,t

(2)

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

從表2中可以直觀地看出,企業創新投入(Innovation)的最大值和最小值分別為0.278、0.000,均值為0.051,說明各個上市企業的創新投入水平差異較大;我國上市企業數字化轉型程度(Digital)的均值為1.658,標準差為1.467,說明當前各個企業開展數字化轉型程度差距十分明顯,發展不均衡;股權質押(Pldrate)的均值為0.034,中位數為0.016,說明企業控股股東進行高比例股權質押的情況較嚴重。控制變量方面,樣本企業的股權集中度(Top1)均值為0.320,標準差為0.129,說明樣本企業整體上股權趨于集中,控股股東機會主義動機較強;資產負債率(Lev)均值為0.405,標準差為0.185,說明上市企業整體面臨的財務壓力較小;總資產收益率(Roa)均值為0.034,標準差為0.073,說明上市企業的盈利能力有待提高;企業償債能力(Liquidity)均值為2.341,說明樣本企業整體償債能力較好;企業規模(Size)的均值為22.060,標準差為1.086;企業成長性(Growth)均值為0.211,中位數為0.140,說明一半以上的樣本企業成長性低于市場平均水平;獨立董事占比(Indep)的均值為0.380,符合資本市場相關法規。所有變量的統計分布均在合理范圍之內。

表2 描述性統計結果

(二)相關性分析

表3為本文研究變量的相關性分析。在不控制其他影響因素的情況下,數字化轉型與企業創新水平呈正相關,假設H1得到初步驗證,其余變量也與被解釋變量呈現一定的相關關系。此外,變量間的相關系數大部分小于0.5,并且總體方差膨脹因子VIF最大值為2.47,均值為1.38,都遠小于10,說明選取的模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析

(三)實證分析

1.基本回歸分析

表4報告了基于模型(1)進行回歸的結果。從表中可以看出,在控制了相關變量及年份和行業等因素的影響后,企業數字化轉型程度(Digital)對企業創新(Innovation)的回歸系數β為0.003,顯著性水平為1%,表明企業數字化程度越高,企業創新項目的投入水平就更高。這意味著企業在數字化轉型之后會降低企業資本成本,改善企業內部和外部的信息不對稱程度,提高企業對高風險項目的偏好程度,推動與企業核心競爭力相關的創新水平,研究假設H1得到驗證。此外,相關控制變量的系數均在1%水平上顯著,說明選取的控制變量是影響被解釋變量的關鍵指標。股權集中度(Top1)和資產負債率(Lev)的系數β分別為-0.013、-0.028,說明企業股權集中度越高,第二類代理成本越高,企業控股股東機會主義動機越強;資產負債率越高,企業債務水平就越高,加劇了企業的融資約束問題,不利于企業加大創新投入;償債能力(Liquidity)和獨立董事占比(Indep)的系數β分別為0.003、0.032,說明當企業擁有充足的流動資產時,會加大對創新項目的投入,高比例的獨立董事能夠發揮監督職能,優化公司內部治理水平,提高創新質量。

表4 基本回歸分析

2.股權質押的調節效應分析

根據模型(2)對數字化轉型與企業創新的影響機制作進一步探究,回歸結果如表5所示。數字化轉型對企業創新投入具有顯著促進作用,資金投向企業外部情況下控股股東股權質押與數字化轉型交互項(Digital*Pldrate)的系數為-0.012,顯著性水平為10%,表明質押資金外部投向下質押股權會負向調節數字化轉型與企業創新水平的正相關關系,本文的假設H2得到驗證。股權質押且資金投向企業外部會擠出數字化轉型投資,削弱了數字化轉型對創新投入的正向促進作用,原因在于控股股東的不良動機會影響到管理層的決策行為,使其偏好低風險項目,還會加重企業信息不對稱程度,不利于企業研發創新。

表5 調節效應回歸分析

3.穩健性檢驗

(1)調整被解釋變量的時間跨度

在基準回歸中,采用當期研發投入與營業收入的比例衡量被解釋變量。為檢驗主要變量互為因果關系致使回歸結果產生誤差,參考潘紅波[21]對被解釋變量時間跨度的調整方法,采用未來一期研發投入與營業收入的比例(Innovation1)、當期以及未來一期研發投入與營業收入的比例之和(Innovation2)。表6列示了檢驗結果,第(1)列與第(3)列數字化轉型(Digital)的系數均在1%水平上顯著為正,假設H1得到驗證,基準回歸結果通過穩定性檢驗;表中第(2)列與第(4)列數字化轉型與股權質押交互項(Digital*Pldrate)的系數在調整時間跨度后在1%水平上顯著為負,且與數字化轉型程度(Digital)的符號相反,說明質押資金外部投向下的股權質押融資行為會削弱數字化轉型對上市企業創新投入水平的促進作用,本文假設H2通過穩健性檢驗。

表6 調整被解釋變量的時間跨度

(2)更換解釋變量的衡量方式

數字化轉型與企業創新水平的相關關系可能會受到數字轉型衡量方式的影響,因為通過統計數字化轉型相關詞頻數的衡量方式可能會存在噪聲干擾。另外,企業年報的篇幅越長,相關詞頻數就越多,可能與真實水平產生誤差。因此,參照張永坤等[35]的方法,將公司財務報告附注披露的期末無形資產項目中與數字技術相關的無形資產占無形資產總額的比例作為數字化轉型的代理變量。從表7可以看出,數字化轉型程度(Digital2)對企業創新水平(Innovation)的回歸系數為0.013,仍然在1%水平上顯著,說明數字化轉型有利于企業提高創新投入的假設是穩健的,且這一結論不受變量選取的干擾。企業數字化轉型程度越高,企業的創新發展水平也越高;企業數字化轉型與股權質押的交互項(Digital2*Pldrate)回歸系數仍然在5%水平上顯著為負?；貧w結果與上文一致,說明研究結論具有可靠性。

(3)傾向性得分匹配

是否實施數字化轉型戰略是企業的自主行為,因此,本文的研究可能存在樣本自選擇問題。對此,參考范黎波[36]的經驗,用傾向性得分匹配法對樣本進行匹配。首先,按照是否進行數字化轉型對企業進行分類,數字化轉型程度大于0的企業(實驗組)賦值為1,其他(控制組)則為0。其次,選擇股權集中度、資產負債率、總資產收益率、償債能力、企業規模、企業成長性和獨立董事占比作為協變量,用Logit模型估計數字化轉型的傾向得分,按照1∶1最近鄰匹配。數據平衡性檢驗結果如表8所示,與匹配前樣本相比,匹配后所有協變量的標準化偏差數值大幅縮小,絕對值均小于10%;而且實驗組均值和控制組均值較為接近,說明數據具有平衡性,選取的匹配變量和匹配方法是恰當的,符合穩健性假設要求。最后進行PSM回歸,結果如表9所示。數字化轉型與企業創新仍在1%水平上顯著正相關,回歸結果依然支持原假設。

表8 平衡性檢驗結果

表9 PSM回歸結果

(4)工具變量法

由于可能存在數字化轉型和創新投入互為因果的問題,創新投入水平較高的企業為了獲得更好的成長機遇,可能會有更強的意愿推動數字化轉型進程,這種反向因果效應會影響回歸結果的精確度。因此,參考張焰朝[37]的做法,運用工具變量法,將各省每萬人移動電話用戶(Mobile)作為工具變量進行兩階段最小二乘法。檢驗結果如表10所示,第(1)列移動電話用戶數量(Mobile)與數字化轉型(Digital)的回歸系數在1%水平上顯著,同時T統計量為8.65,對應的F統計量為47.17,大于臨界值10,不存在弱工具變量。表10第(2)列為第二階段回歸結果,數字化轉型(Digital)對企業創新投入(Innovation)的回歸系數為0.008,在5%水平上顯著,表明在使用工具變量緩解內生性問題后,研究結果依然穩健,排除了內生性問題的困擾。

4.進一步分析

(1)按照企業所在區域分組檢驗異質性

區域差異是數字經濟發展存在差異的主要原因,企業數字化發展與數字經濟大環境息息相關。因此,本文繼續探究區域差異對數字化轉型與企業創新水平的影響。按照企業所在的省(自治區、直轄市)將樣本分為東部地區企業和中西部地區企業[38],實證結果如表11所示。區域異質性分析結果表明,數字化轉型對東部地區企業的創新投入水平有明顯的促進作用,而對中西部地區企業的創新投入水平作用不顯著。可能的原因是東部地區經濟發達,技術先進的企業數量較多,數字化轉型的企業可以加強與客戶的互動,更好地了解客戶需求,從而進行產品創新和服務創新。東部地區企業控股股東股權質押明顯削弱了數字化轉型與企業創新研發的相關關系,原因可能是中西部地區的市場化程度較低、上市企業少,拍賣股權市場流動性不強,行政干預較嚴重,控股股東隱匿信息動機較弱;而東部地區市場化程度高,具有健全的法律體系,質權人拍賣股權具有較少的干擾因素。東部地區控股股東對企業控制權轉移風險比中西部地區更高,控股股東有較強動機隱藏信息,嚴重的信息不對稱問題降低了數字化轉型的積極效應。

表11 區域異質性分析結果

(2)企業類型異質性分析

在數字技術的影響和推動下,高科技行業的生產交易成本不斷降低,邊際效益不斷提高,高效地推動了行業的良性發展。此外,高科技企業的發展目標就是科技創新,與非高科技企業相比,進行數字化轉型的意愿更強烈。因此,本文繼續探究企業類型差異對數字化轉型與企業創新水平的影響。參照彭紅星[39]的研究,高科技上市公司的行業代碼包括3個門類和19個大類。實證分析結果如表12所示,高科技企業數字化轉型對創新投入水平有顯著促進作用,且股權質押顯著削弱了數字化轉型與創新研發的相關關系,但在非高科技企業中均不顯著。可能是因為高科技企業保持引領創新地位的關鍵是發展數字化轉型,更專注于突破“高精尖”技術,高度依賴創新研發,傾向于選擇技術難度大、成本高的突破性創新來提高企業價值。另外,高科技企業比非高科技企業面臨更高的經營風險,質押股權引起的兩權分離致使企業大股東的經營目標偏離企業的長期價值,使其更加厭惡風險,進而規避投資不確定性較高和周期長的創新活動。

表12 企業類型異質性分析結果

(3)創新產出異質性分析

企業投資創新研發項目是為了創新產出,創新產出是創新投入的結果,體現了企業創新投入的轉化效果。由前述分析已知,企業數字化轉型會推動企業加大對創新項目的投入水平,但是否會對創新成果產生促進作用呢?本文借鑒劉元雛[40]的方式,用企業當年申請的專利授權總量衡量創新產出,包括發明專利、實用新型專利以及外觀設計專利。進一步地,將發明專利視為實質性創新成果(substantial),將外觀及實用新型專利視為策略性創新成果(strategic)[41],分別對創新產出數量加1取自然對數后構建回歸模型,如模型(3)所示:

Patenti,t=β0+β1×Digitali,t+β2×Controlsi,t+εi,t

(3)

表13中第(1)列回歸結果顯示,企業數字化轉型在推進創新投入的同時也有助于增加企業創新成果總量。由表13第(2)和第(3)列可知,企業數字化轉型對高質量創新產出在1%水平上有顯著的促進作用,然而數字化轉型對策略性創新產出的影響并不顯著。原因可能在于企業開展數字化轉型所使用的一系列數字信息技術會向市場傳遞內部信息,緩解企業內外部的信息不對稱程度,有利于企業融資,化解企業在創新過程中遇到的資金約束難題,增強企業進行實質性創新的決心,尤其是對技術創新要求較高且具有突破性的高質量創新成果的企業。而策略性創新由于技術難度較低,一般無需數字技術的加持。

表13 創新產出異質性分析結果

五、研究結論與政策建議

(一)研究結論

數字經濟時代背景下,數字化轉型是企業實現價值創造和國家實現經濟增長的重要戰略決策,依靠信息技術創新驅動經濟高質量發展具有重要意義。本文實證檢驗了數字化轉型與企業創新投入之間的關系以及質押資金外部投向下質押股權對二者關系的影響。研究發現:企業進行數字化轉型可緩解內外部信息不對稱、降低創新要素錯配,以保障創新活動持續有效地投入。控股股東將股權質押資金投向外部不僅會增加企業代理成本,還會使企業管理層產生短視行為,做出不利于企業發展的管理決策,從而削弱數字化轉型對企業創新投入的積極影響。通過一系列穩健性檢驗后,結論依然成立。進一步研究發現,在數字經濟發展程度較高的東部地區以及高科技企業中,數字化轉型對創新投入的促進作用更明顯,股權質押的調節效應也同樣顯著;企業通過數字化轉型營造了良好的信念與融資環境,不僅提高了企業創新投入水平,還進一步提高了企業創新成果總產出,尤其是增強了企業進行實質性創新的動機,對高質量創新成果促進效果更顯著。

(二)政策建議

為加快企業實現“數字化+創新”轉型升級,積極響應數字化轉型戰略,建議如下:(1)企業應積極利用數字信息技術推動生產與創新模式升級,最大化發揮數字信息技術對企業創新水平的促進作用。(2)企業應完善內部監督系統,制定合理的股權結構,避免一股獨大的負面作用;同時股東也應合理管控企業的經營風險,做好風險控制的規劃和應對措施,嘗試不同的融資方式,制定最佳融資方案;監管部門需靶向施策,持續規范股權質押行為,監測股東質押資金投向,讓股權質押融資方式真正成為紓解企業融資問題的幫手。(3)企業需要根據自身行業和所在地區特征,實施差異化策略提高數字化轉型的積極效應。由于非高科技企業所處的行業相對比較傳統,轉型路徑不同于高科技企業,企業需采取針對性措施提升數字化投入的轉化效果;縮小中西部地區企業與東部地區企業的數字鴻溝,同時加大對中西部地區企業的支持力度,把握“東數西算”的工程機遇,以數字經濟的均衡發展推動區域經濟的均衡發展。(4)政府應主動為企業發放政策紅利,設立專項扶持基金,幫助企業加大數字設施投入,充分發揮數字化轉型對企業高質量創新的推動作用,避免企業假借策略性創新獲取政府補貼而造成資源錯配和浪費。