管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型

李百興 楊龍溪

【摘要】管理者權(quán)力是數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵影響因素之一。以2007 ～ 2021年我國滬深兩市Ａ股非金融上市公司為樣本， 探究管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響及機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)： 管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有顯著促進(jìn)作用， 環(huán)境不確定性有利于強(qiáng)化這一效應(yīng)。機(jī)制檢驗(yàn)表明， 管理者權(quán)力通過增加創(chuàng)新人力資源、 財(cái)力資源投入和創(chuàng)新資源產(chǎn)出提高企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平。進(jìn)一步分析得出， 管理者權(quán)力通過賦能企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 可實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值提升和韌性成長。本文研究結(jié)論有助于全面認(rèn)識(shí)管理者權(quán)力的經(jīng)濟(jì)后果， 為我國企業(yè)的組織權(quán)力安排與數(shù)字化轉(zhuǎn)型決策提供有益參考。

【關(guān)鍵詞】管理者權(quán)力；數(shù)字化轉(zhuǎn)型；創(chuàng)新資源投入；創(chuàng)新資源產(chǎn)出

【中圖分類號(hào)】F272.91；F276.5 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2023）20-0036-8

一、 引言

新時(shí)代情境下， 云計(jì)算、 大數(shù)據(jù)、 物聯(lián)網(wǎng)、 數(shù)字孿生、 零代碼編程和機(jī)器學(xué)習(xí)等新興數(shù)字技術(shù)的出現(xiàn)與廣泛應(yīng)用， 正在深刻地改變著當(dāng)代社會(huì)的生產(chǎn)生活方式。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)理念和經(jīng)濟(jì)政策引領(lǐng)下， 部分企業(yè)已享受到數(shù)字經(jīng)濟(jì)紅利， 這激發(fā)了企業(yè)向數(shù)字經(jīng)濟(jì)主戰(zhàn)場蓄力進(jìn)軍， 積極開展數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 以期在數(shù)字經(jīng)濟(jì)市場中占有一席之地。但是， 埃森哲最新發(fā)布的《2022年中國企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型指數(shù)》顯示， 中國大多數(shù)企業(yè)仍處在數(shù)字化轉(zhuǎn)型探索階段， 僅有 17%的企業(yè)轉(zhuǎn)型成效顯著并成為 2022年的“轉(zhuǎn)型領(lǐng)軍者”。面對高度不確定性的環(huán)境， 企業(yè)躊躇不前甚至出現(xiàn)“不會(huì)轉(zhuǎn)”“不愿轉(zhuǎn)”等現(xiàn)象， 致使一些已進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型的企業(yè)難以逾越“陣痛期”， 因而對是否堅(jiān)持實(shí)施數(shù)字化轉(zhuǎn)型產(chǎn)生顧慮， 對企業(yè)經(jīng)營造成極大挑戰(zhàn)。因此， 如何有效實(shí)現(xiàn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型并推進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為業(yè)界和學(xué)術(shù)界共同關(guān)注的現(xiàn)實(shí)議題。

對此， 一些學(xué)者主要分析了影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的外部因素， 從財(cái)政科技支出、 營商環(huán)境改善、 國有股權(quán)等不同視角對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的前置因素展開了多維度的探討（史宇鵬和王陽，2022；吳非等，2021a；余漢等，2023；李九斤和徐妍妍，2022；代飛等，2023）， 發(fā)現(xiàn)外部環(huán)境變量會(huì)驅(qū)動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型； 部分學(xué)者則將其研究視角聚焦于組織內(nèi)部層面， 發(fā)現(xiàn)信息技術(shù)背景CEO、 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性以及管理者能力等是企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型成功的關(guān)鍵因素（劉錫祿等，2023；宋敬等，2023；湯萱等，2022；許龍等，2023）。綜上可知， 企業(yè)所處環(huán)境會(huì)影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的實(shí)施及其效果， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型不應(yīng)忽視內(nèi)外部環(huán)境因素的沖擊。當(dāng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型上升為國家戰(zhàn)略層面的重大目標(biāo)時(shí)， 企業(yè)作為宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的微觀基礎(chǔ)， 將數(shù)字化轉(zhuǎn)型作為維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康發(fā)展的手段是其必要選擇。而管理者是企業(yè)財(cái)務(wù)決策及重大戰(zhàn)略的制定者和重要執(zhí)行者， 其掌握的權(quán)力對企業(yè)戰(zhàn)略選擇和實(shí)施具有重要的影響（Finkel-stein，1992），也是其做出各項(xiàng)決策的基礎(chǔ)（Tian和Wang，2014）。同時(shí)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型是“一把手”工程，在宏觀經(jīng)濟(jì)下行及環(huán)境與經(jīng)濟(jì)政策不確定性陡增的大環(huán)境下， 自由裁量權(quán)和管理者決策權(quán)的存在， 能夠使管理者更好地履行職責(zé)、 做出合理決策， 從而為數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供資源保障， 這關(guān)系著企業(yè)的未來發(fā)展。因此， ?在探討數(shù)字化轉(zhuǎn)型問題時(shí)， ?不應(yīng)忽視管理者權(quán)力的影響。數(shù)字化轉(zhuǎn)型決策作為企業(yè)一項(xiàng)重要的戰(zhàn)略決策， ?毋庸置疑會(huì)受到管理者權(quán)力的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面： 第一， 在理論層面， 本文回到數(shù)字化轉(zhuǎn)型的前因階段， 基于高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力視角， 剖析管理者權(quán)力和企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系， 豐富和拓展了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響因素研究， 為考察高層管理團(tuán)隊(duì)影響數(shù)字化轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略決策制定提供了新的理論基礎(chǔ)。已有文獻(xiàn)主要關(guān)注宏觀領(lǐng)域的數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響因素， 有關(guān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的微觀影響因素研究相對較少（陳慶江等，2021）， 研究方法以理論研究和案例研究為主（朱秀梅和林曉玥，2022）， 對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的動(dòng)因和機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究的較少（張永珅等，2021）。本文基于微觀視角運(yùn)用實(shí)證研究方法重點(diǎn)關(guān)注企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響因素， 亦是對現(xiàn)有數(shù)字化轉(zhuǎn)型實(shí)證研究的有益補(bǔ)充。第二， 在經(jīng)驗(yàn)研究層面， 以往對管理者權(quán)力的影響研究主要集中在企業(yè)傳統(tǒng)特性等方面， 對數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下管理者權(quán)力與數(shù)字技術(shù)的結(jié)合探討較為欠缺， 本文的研究為彌合當(dāng)前對管理者權(quán)力后果識(shí)別不足的現(xiàn)實(shí)問題提供了新的思路， 從而有助于深化管理者權(quán)力經(jīng)濟(jì)后果研究。本文將管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型結(jié)合起來進(jìn)行考慮， 具有一定的創(chuàng)新性， 并從管理者權(quán)力視角出發(fā)， 實(shí)證探究了管理者權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型二者的關(guān)系及影響路徑、 調(diào)節(jié)機(jī)制， 以及管理者權(quán)力的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)， 厘清在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間關(guān)系的邏輯鏈條， 對深刻理解管理者權(quán)力對數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程及實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的驅(qū)動(dòng)作用有著重要意義。第三， 在實(shí)踐層面， 重視管理者權(quán)力因素在數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中的價(jià)值提升效應(yīng)， 為在數(shù)字化轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略決策中合理授權(quán)提供依據(jù)。從管理者角度探究了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響因素， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理者權(quán)力越大， 對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用越明顯， 這為企業(yè)賦予管理者權(quán)力和緩解管理者因權(quán)力較大而產(chǎn)生的代理問題提供了決策依據(jù)， 有助于促進(jìn)企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型

數(shù)字化轉(zhuǎn)型已成為當(dāng)今時(shí)代的新命題， 是企業(yè)增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力的重要手段， 越來越多的企業(yè)開始重視數(shù)字化轉(zhuǎn)型并加入轉(zhuǎn)型行列。數(shù)字技術(shù)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的結(jié)合極大地促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和數(shù)字經(jīng)濟(jì)規(guī)模的壯大， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型已成為企業(yè)創(chuàng)新和國家經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)、 提質(zhì)增量的重要驅(qū)動(dòng)力。毋庸置疑， 管理層位于企業(yè)組織結(jié)構(gòu)和決策程序中的核心位置， 企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的順利實(shí)施， 離不開權(quán)力較大管理者的強(qiáng)力推動(dòng)。數(shù)字化轉(zhuǎn)型是決定企業(yè)未來可持續(xù)發(fā)展和長期競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略選擇之一， 而高層管理人員是戰(zhàn)略決策制定過程的參與者和實(shí)際執(zhí)行者， 權(quán)力是公司重大戰(zhàn)略的一個(gè)核心要素。

社會(huì)心理學(xué)研究表明， 權(quán)力會(huì)影響個(gè)體的行為動(dòng)機(jī)、 心態(tài)、 心理認(rèn)知和人際關(guān)系。Magee和Galinsky（2008）通過研究證實(shí)了權(quán)力轉(zhuǎn)化為管理者心理的進(jìn)程。根據(jù)社會(huì)心理學(xué)中權(quán)力的接近與抑制理論并綜合考慮管理者的心理過程， 可以將管理者的行為系統(tǒng)劃分為行為接近系統(tǒng)和行為抑制系統(tǒng)兩類。權(quán)力的接近與抑制理論的關(guān)鍵在于掌控較多的資源和受到較小的約束， 權(quán)力型管理者意味著有較多的行動(dòng)自由， 所處的環(huán)境充滿機(jī)會(huì)而沒有潛在威脅， 在經(jīng)營決策中對自己的選擇和公司的未來發(fā)展更加信心滿滿（Anderson 和 Berdahl，2002）。擴(kuò)大權(quán)力可以激活管理者內(nèi)在的行為接近系統(tǒng)， 促使管理者對行業(yè)內(nèi)的前沿投資項(xiàng)目進(jìn)行調(diào)查和分析， 增加其對新興事物潛在收益的關(guān)注， 助力其更好地理解產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢， 通過推動(dòng)數(shù)字技術(shù)的深化應(yīng)用， 實(shí)現(xiàn)部門之間的信息共享和低延時(shí)交流， 顯著簡化決策流程， 使得組織更加扁平化、 決策更加科學(xué)化， 進(jìn)而大大提高企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平（Anderson 和 Berdahl，2002；Magee和Galinsky，2008；周建等，2015）。Hambrick（1981）研究發(fā)現(xiàn)， 較大的管理者權(quán)力使得管理者決策的自主裁量權(quán)更大， 通常表現(xiàn)出更好的戰(zhàn)略意識(shí)和前瞻性， 且更加注重?cái)?shù)字化轉(zhuǎn)型。權(quán)力大小決定著管理者的話語權(quán)大小， 當(dāng)管理者權(quán)力擴(kuò)大時(shí)， 管理者對企業(yè)經(jīng)營管理和戰(zhàn)略決策的影響力會(huì)增大。數(shù)字化轉(zhuǎn)型背景下， 管理者權(quán)力影響著企業(yè)的資源配置以及經(jīng)營效率， 推動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的開展， 關(guān)系著企業(yè)未來成長。

企業(yè)充分給予管理者權(quán)力， 有助于推進(jìn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的實(shí)施。一方面， 管理者權(quán)力越大， 對企業(yè)的控制能力就越強(qiáng)， 就越能夠有效整合資源（楊帆和鄭逢爽，2020）， 從而對企業(yè)的發(fā)展進(jìn)行準(zhǔn)確把握和長期關(guān)注， 并適時(shí)調(diào)整戰(zhàn)略、 促使企業(yè)快速響應(yīng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下的數(shù)字化轉(zhuǎn)型趨勢， 實(shí)現(xiàn)組織的高效運(yùn)作和管理。擁有權(quán)力能夠提高管理者對環(huán)境不確定性感知的自信和樂觀程度， 使其對數(shù)字賦能的產(chǎn)品、 服務(wù)、 傳統(tǒng)行業(yè)升級(jí)和宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著更為透徹的理解和判斷， 在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的道路上失誤、 犯錯(cuò)的幾率將會(huì)降低， 促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型成功的概率增大。另一方面， 基于管家理論， 管理者權(quán)力是一種激勵(lì)手段， 管理者內(nèi)在的滿足感隨著權(quán)力的增大而提升， 權(quán)力所帶來的激勵(lì)效應(yīng)也越強(qiáng)。在動(dòng)態(tài)競爭環(huán)境下給予高管人員充分自由裁量權(quán)可以激勵(lì)其發(fā)揮自身專業(yè)優(yōu)勢而做出最優(yōu)化決策， 提高投資效率和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。管理者權(quán)力的增加， 有利于加快管理者對企業(yè)的了解、 提高數(shù)字技術(shù)投入和轉(zhuǎn)出效率， 使得數(shù)字化轉(zhuǎn)型難度降低和周期縮短。隨著權(quán)力的提升， 管理者提出的意見會(huì)得到充分重視， 也使其有能力解決意見分歧并使戰(zhàn)略決策最終被采納， 由此數(shù)字化轉(zhuǎn)型決策也就更可能通過（Eisenhardt 和 Zbaracki，1992）。同時(shí)， 管理者憑借其在特定領(lǐng)域的專長以及權(quán)力運(yùn)用， 亦能在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中得到自我成長、 提升自身價(jià)值和組織認(rèn)同感， 從而強(qiáng)化自身的領(lǐng)導(dǎo)力和社會(huì)地位。管理層權(quán)力越大， 在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中發(fā)揮的作用越突出， 從而有助于促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新發(fā)展。

綜上所述， 本文提出如下研究假設(shè)：

H1： 保持其他條件不變時(shí)， 管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型正相關(guān)， 即管理者權(quán)力越大， 對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用越顯著。

（二）管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響機(jī)制： 創(chuàng)新資源的中介作用

較大的管理者權(quán)力能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新資源投入與創(chuàng)新資源產(chǎn)出增加， 進(jìn)而對數(shù)字化轉(zhuǎn)型產(chǎn)生正面影響。一方面， 管理層作為企業(yè)的“管家”， 為了促進(jìn)企業(yè)核心競爭力和企業(yè)業(yè)績的提升， 需要保持敏銳的洞察力， 持續(xù)關(guān)注市場上具有強(qiáng)勁發(fā)展?jié)摿Φ捻?xiàng)目。數(shù)字化轉(zhuǎn)型賦能企業(yè)獲取持續(xù)競爭優(yōu)勢， 亦能促進(jìn)企業(yè)整體創(chuàng)新能力提升和實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。管理層會(huì)通過所掌控的權(quán)力調(diào)動(dòng)更多資源盡可能地在數(shù)字化轉(zhuǎn)型上持續(xù)發(fā)力， 著力加大研發(fā)投入并更加專注長期的研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目， 優(yōu)化資源配置， 最大限度地為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供研發(fā)財(cái)力資源和人力資源支持， 為數(shù)字化轉(zhuǎn)型奠定良好的技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)， 進(jìn)而提升企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型創(chuàng)新能力并帶來轉(zhuǎn)型的增益效果（劉冀徽等，2022）。另一方面， 從實(shí)踐中看， 管理者權(quán)力較大， 有助于其在創(chuàng)新活動(dòng)中統(tǒng)一調(diào)度人力、 財(cái)力方面的要素投入， 促進(jìn)公司創(chuàng)新資源產(chǎn)出（張棟等， 2021）。同時(shí)， 管理者權(quán)力的大小常與掌握信息的多寡程度相匹配， 管理層可以憑借其擁有的更大的權(quán)力獲取和掌握更多的有關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)的信息， 更好地指導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型創(chuàng)新。管理者權(quán)力的激勵(lì)效果和產(chǎn)生的影響力可提升研發(fā)聚焦力度， 促進(jìn)企業(yè)研發(fā)成果產(chǎn)出， 為數(shù)字化轉(zhuǎn)型營造良好的研發(fā)創(chuàng)新氛圍和環(huán)境， 最終推動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

基于上述分析， 本文提出如下研究假設(shè)：

H2： 創(chuàng)新資源投入和產(chǎn)出在管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)系中起中介作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

鑒于2007 年我國開始執(zhí)行新的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則且數(shù)字技術(shù)的逐步應(yīng)用主要體現(xiàn)在2006年以后（吳非等，2021b）， 本文選取2007 ～ 2021年我國滬深兩市A股上市公司為研究對象。同時(shí)， 剔除了ST、 ? ST、 PT上市公司和數(shù)據(jù)缺失或異常的樣本， 以及上市不滿一年的企業(yè)和金融類企業(yè)。通過以上篩選， 最終獲得29908個(gè)公司—年度樣本觀測值。為避免極端異常值對實(shí)證結(jié)果的潛在干擾， 對模型中的所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行縮尾處理。本文使用的數(shù)據(jù)處理軟件為Stata 17。

本文管理者權(quán)力數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫， 企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)官方網(wǎng)站中A股上市公司披露的年度報(bào)告， 創(chuàng)新資源產(chǎn)出數(shù)據(jù)從CNRDS數(shù)據(jù)庫中獲取， 控制變量等數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量： 企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）。對于如何準(zhǔn)確測度企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度， 學(xué)術(shù)界尚未形成統(tǒng)一意見。本文借鑒現(xiàn)有研究的經(jīng)典做法（劉錫祿等，2023；毛聚等，2022；吳非等，2021b；袁淳等，2021；趙宸宇等，2021）， 采用基于機(jī)器學(xué)習(xí)的文本分析法來構(gòu)造企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型指標(biāo)。根據(jù)上市公司年度報(bào)告統(tǒng)計(jì)與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型有關(guān)的關(guān)鍵詞詞匯出現(xiàn)的頻率并加1后取自然對數(shù)， 以此測度企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度。

2. 解釋變量： 管理者權(quán)力（Power）。本文在參考國內(nèi)外文獻(xiàn)的主流做法和結(jié)合我國制度背景的基礎(chǔ)上， 借鑒劉劍民等（2019）的做法， 采用主成分分析法合成構(gòu)建管理層權(quán)力的衡量指標(biāo)。綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性、 可靠性和變量特點(diǎn)， 選取總經(jīng)理任職時(shí)間（Tenure）、 董事會(huì)規(guī)模（Boardsize）、 管理層持股比例（Mgshder）、 兩職合一（Dual）、 內(nèi)部董事比例（Insider）這五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分回歸， 以此來構(gòu)建反映管理者權(quán)力的綜合指標(biāo)。

3. 中介變量。借鑒肖靜和曾萍（2023）、 劉冀徽等（2022）的做法， 將創(chuàng)新資源分為創(chuàng)新資源投入與創(chuàng)新資源產(chǎn)出兩類， 其中， 創(chuàng)新資源投入進(jìn)一步分為創(chuàng)新人力資源投入與創(chuàng)新財(cái)力資源投入。具體如下： ①創(chuàng)新人力資源投入（HI）用各企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占員工總?cè)藬?shù)的比值衡量； ②創(chuàng)新財(cái)力資源投入（FI）用研發(fā)資金投入與主營業(yè)務(wù)收入的比值衡量； ③創(chuàng)新資源產(chǎn)出（Patent）用企業(yè)專利申請數(shù)加1后取自然對數(shù)衡量。

4. 控制變量。參考已有文獻(xiàn)（任曉怡等，2022；湯萱等，2022）的做法， 本文選取了如下控制變量： 企業(yè)規(guī)模（Size）、 財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、 盈利能力（ROA）、 股權(quán)集中度（Top）、 企業(yè)年齡（Age）、 獨(dú)立董事比例（Indenp）、 營業(yè)收入增長率（Growth）、 機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Investor）、 凈經(jīng)營現(xiàn)金流量（Ocf）、 企業(yè)資本支出（Capexp）、 代理成本（Agencost）、 董事會(huì)規(guī)模（Scale）、 虧損狀況（Loss）。除此之外， 本文進(jìn)一步設(shè)置時(shí)間（Year）和行業(yè)（Industry）虛擬變量以控制時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)。具體變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

為探究管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響， 本文建立如下基準(zhǔn)回歸模型對H1進(jìn)行檢驗(yàn)：

DTi，t=β0+β1Poweri，t+Controlsi，t+Year+

Industry+ηi，t （1）

其中， 被解釋變量為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）， 核心解釋變量為管理者權(quán)力（Power）， Controls為前述全部控制變量的集合， Year為年份固定效應(yīng)， Industry為行業(yè)固定效應(yīng)， η為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。倘若H1成立， 那么β1的預(yù)期符號(hào)應(yīng)顯著為正， 表明管理者權(quán)力越大， 越能有效驅(qū)動(dòng)和促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

本文從創(chuàng)新資源投入與創(chuàng)新資源產(chǎn)出角度研究管理者權(quán)力作用于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的路徑機(jī)制。具體地， 采用逐步回歸法對管理者權(quán)力通過加大創(chuàng)新資源投入與產(chǎn)出進(jìn)而推動(dòng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。即采用以下模型對H2進(jìn)行驗(yàn)證：

DTi，t+1=?0+?1Poweri，t-1+Controls+Industry+Year+εi，t （2）

Mediatori，t=θ0+θ1Poweri，t-1+Controls+

Industry+Year+εi，t （3）

DTi，t+1=β0+β1Poweri，t-1+β2Mediatori，t+

Controls+Industry+Year+εi，t （4）

其中， ?0、 θ0、 β0為截距項(xiàng)， ?i、 θi、 βi表示各變量對應(yīng)的回歸系數(shù)， Controls表示擬加入的控制變量， ε為誤差項(xiàng)， Mediator為中介變量。

四、 實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）的均值為1.4261， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.4670， 最大值為5.6276， 最小值為0， 說明不同企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度差異較大， 整體水平較高， 符合A股上市公司的實(shí)際情況， 樣本企業(yè)的選取具有代表性。管理層權(quán)力（Power）的均值為-0.0001， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.3887， 最大值為1.1680， 最小值為-0.8796， 表明樣本公司中管理者的權(quán)力差異較大。

（二）基本回歸

表3列示了管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的多元回歸結(jié)果。根據(jù)列（1）結(jié)果可知， 在不控制任何變量的情況下， 管理者權(quán)力（Power）與數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系； 列（2）中， 在控制行業(yè)、 年份因素后， 管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響保持穩(wěn)定； 列（3）為全方程的綜合實(shí)證分析結(jié)果， 引入了全部控制變量， 管理者權(quán)力的回歸系數(shù)依然顯著為正。列（3）的回歸結(jié)果顯示， 管理者權(quán)力（Power）的系數(shù)為0.232且在1%的水平上顯著， 說明管理者權(quán)力越大， 總體上對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用越顯著， 即管理者權(quán)力較大時(shí)會(huì)呈現(xiàn)出較強(qiáng)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型意愿， 能夠推動(dòng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型順利開展， 提高企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平， H1得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 改變被解釋變量的衡量方式。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 參考祁懷錦等（2020）和張永珅等（2021）的研究， 本文替換了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的衡量方式， 使用企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)告附注所披露的無形資產(chǎn)明細(xì)項(xiàng)目中與數(shù)字技術(shù)無形資產(chǎn)相關(guān)的部分占無形資產(chǎn)的比值作為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的替代變量（Digital）。相應(yīng)的回歸結(jié)果中， 管理者權(quán)力（Power）的系數(shù)為0.009且在1%的水平上顯著， 與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

2. 增加控制變量。為進(jìn)一步緩解遺漏變量問題， 本文將是否由國際“四大”審計(jì)（Big4）作為控制變量加入實(shí)證模型中進(jìn)行統(tǒng)計(jì)回歸， 如果公司的外部審計(jì)師是國際“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所則賦值為1， 否則賦值為0?；貧w結(jié)果顯示， 管理者權(quán)力（Power）的系數(shù)為0.233且在1%的水平上顯著， 證明了本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3. 進(jìn)行子樣本回歸。2012年國家開始陸續(xù)發(fā)布有關(guān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行數(shù)字技術(shù)投資與研發(fā)的系列政策文件（如《“十二五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》提出，要加大對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)的大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)、人工智能等領(lǐng)域的技術(shù)研發(fā)力度并給予相應(yīng)的稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼）， 可以看出國家對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的重視和引導(dǎo)。因此， 本文選擇以2012年為時(shí)間起點(diǎn)重新進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果中， 管理者權(quán)力（Power）的系數(shù)為0.230且在1%的水平上顯著， 與前文的研究結(jié)果一致。

4. 更換計(jì)量模型。由于上市公司樣本中被解釋變量企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）存在較多取值為0的情況， 故參照李倩茹和翟華云（2022）的做法， 控制左側(cè)截取樣本的偏誤， 采用Tobit模型進(jìn)行回歸， 以此增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性?；貧w結(jié)果顯示， 管理者權(quán)力（Power）的系數(shù)為0.299且在1%的水平上顯著，與前文研究結(jié)論一致。

限于篇幅， 上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未具體列示， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1. 固定效應(yīng)模型。為盡可能減少企業(yè)層面的遺漏變量， 使因果效應(yīng)推斷更加合理和可靠， 本文引入固定效應(yīng)模型對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證， 以此保證結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果見表4中列（1）所示， 管理者權(quán)力（Power）的回歸系數(shù)為0.059且在1%的水平上顯著， 可見管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型依然具有明顯的促進(jìn)效應(yīng)。

2. PSM+OLS回歸。為避免自選擇產(chǎn)生的內(nèi)生性問題， 本文采用一對一最近鄰匹配對企業(yè)的傾向得分進(jìn)行匹配處理。將樣本企業(yè)按管理者權(quán)力大小劃分為兩組， 權(quán)力大的一組為處理組， 權(quán)力小的一組為對照組， 進(jìn)而對對照組和處理組企業(yè)進(jìn)行匹配處理， 并對匹配后的企業(yè)重新進(jìn)行回歸。其中， 協(xié)變量包括本文中的全部控制變量。相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表4中列（2）所示， 基本結(jié)論保持不變。

3. Heckman兩階段模型。為了緩解可能由樣本選擇偏誤所引起的內(nèi)生性問題， 本文參照鄒燕等（2021）的研究， 選取同行業(yè)其他企業(yè)管理者權(quán)力均值（OtherPower）作為管理者權(quán)力（Power）的工具變量。同行業(yè)企業(yè)之間有著相似的外部環(huán)境、 經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和企業(yè)特征， 故而同行業(yè)其他管理者權(quán)力均值（OtherPower）與管理者權(quán)力（Power）具有一定相關(guān)性。但是鮮有證據(jù)表明其他公司的管理者權(quán)力能夠直接作用于本企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 因此OtherPower滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求。首先， 本文先將OtherPower連同全部控制變量構(gòu)建Probit回歸模型， 并將第一階段回歸計(jì)算的逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量引入模型（1）進(jìn)行第二階段回歸?；貧w結(jié)果如表4中第（3）、 （4）列所示。結(jié)果表明逆米爾斯比率顯著， 且管理者權(quán)力（Power）的回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致， 說明在一定程度上控制樣本選擇偏誤緩解內(nèi)生性問題后， 本文的結(jié)論依舊保持高度穩(wěn)健。

4. 延長觀測窗口。參考吳非等（2021b）和劉冀徽等（2022）的研究， 本文延長了管理者權(quán)力影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的時(shí)間考察窗口以檢驗(yàn)二者之間關(guān)系的穩(wěn)健性和持續(xù)性。通過將解釋變量管理者權(quán)力（Power）進(jìn)行了滯后1 ～ 3期處理， 同時(shí)將被解釋變量企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）采用超前1 ～ 3期處理進(jìn)行交叉對比。實(shí)證結(jié)果與原核心結(jié)論一致（限于篇幅未列示具體結(jié)果，留存?zhèn)渌鳎?/p>

五、 影響機(jī)制檢驗(yàn)及進(jìn)一步分析

（一）管理者權(quán)力影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用機(jī)制

基于前文理論分析， 本文認(rèn)為創(chuàng)新人力資源投入、 創(chuàng)新財(cái)力資源投入和創(chuàng)新資源產(chǎn)出在管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)系中起中介作用。表5基于企業(yè)創(chuàng)新資源投入與產(chǎn)出視角， 根據(jù)三步法檢驗(yàn)步驟， 對“管理者權(quán)力—企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型”的影響機(jī)制展開識(shí)別檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明， 創(chuàng)新人力資源投入（HI）的回歸系數(shù)為0.700（P<0.01）， 創(chuàng)新財(cái)力資源投入（FI）的回歸系數(shù)為0.651（P<0.01）， 即增強(qiáng)管理者的權(quán)力能夠調(diào)動(dòng)企業(yè)內(nèi)外部相關(guān)的創(chuàng)新人力資源和財(cái)力資源并將注意力集中于研發(fā)項(xiàng)目， 可有效增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力， 降低企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型可能面臨的風(fēng)險(xiǎn)， 有助于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的順利開展。另外， 為對中介效應(yīng)進(jìn)行補(bǔ)充檢驗(yàn)， 本文還進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)（隨機(jī)抽樣1000次）。在Sobel檢驗(yàn)下， Z值分別為1.764、 5.804， 分別在10%、 1%的水平上顯著； 而Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果則在95%的置信區(qū)間CI分別為［0.023，0.027］、 ［0.044，0.058］， 中間均不包含0。這表明中介效應(yīng)成立。類似地， 創(chuàng)新資源產(chǎn)出（Patent）的回歸系數(shù)為0.145且在1%的水平上顯著。這表明， 給予管理者充分的信任與權(quán)力， 可有效促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新資源投入， 實(shí)現(xiàn)投資決策的優(yōu)化， 提高企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新強(qiáng)度， 顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新資源產(chǎn)出， 為數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供重要支持， 有助于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平提高和規(guī)模擴(kuò)大。此外， Sobel檢驗(yàn)下， Z值為4.245， 在1%的水平上顯著； 而Bootstrap檢驗(yàn)的置信區(qū)間CI則為［0.108，0.130］， 不包括0。這表明中介效應(yīng)成立。綜合上述分析， H2得到支持。

（二）環(huán)境不確定性的影響

管理層在制定和實(shí)施企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略時(shí)， 需要考慮復(fù)雜的內(nèi)外部環(huán)境以及時(shí)做出相應(yīng)調(diào)整。當(dāng)環(huán)境不確定性較高時(shí)， 企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)會(huì)隨之增加， 企業(yè)將會(huì)面臨融資難和融資成本上升問題， 企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型失敗的風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)增加。在這種情況下， 為了確保數(shù)字化轉(zhuǎn)型平穩(wěn)落地， 管理層將會(huì)運(yùn)用職權(quán)影響現(xiàn)金股利政策的制定以及提高企業(yè)現(xiàn)金持有水平。管理者權(quán)力越大， 對公司所施加的影響就越顯著。管理層留存大量的自由現(xiàn)金流量有助于緩沖環(huán)境不確定性的沖擊， 并通過驅(qū)動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型來實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化和提升自身職業(yè)聲望， 也能避免環(huán)境不確定性引致的職位危機(jī)。此外， 在環(huán)境不確定性陡增的大環(huán)境下， 能力強(qiáng)的管理層所擁有的權(quán)力往往較大， 進(jìn)而對公司的控制力度也較大， 相較于所有者， 管理層掌握的信息更全面， 能夠依靠大量的信息準(zhǔn)確把握行業(yè)動(dòng)態(tài)和對企業(yè)進(jìn)行清晰定位， 找出最契合企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型方向。由此推斷， 環(huán)境不確定性越高， 管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的正向影響越大。

針對“管理者權(quán)力—企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型”范式， 為了驗(yàn)證前述推斷， 本文擬嵌入環(huán)境不確定性指標(biāo)（申慧慧等， 2012）展開研究。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)做法， 采用調(diào)節(jié)回歸方法進(jìn)行檢驗(yàn)。具體地， 將環(huán)境不確定性（EU）與管理者權(quán)力（Power）變量進(jìn)行交乘， 并將單獨(dú)項(xiàng)和交互項(xiàng)同時(shí)引入實(shí)證模型中。表6列（1）報(bào)告了環(huán)境不確定性調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果。EU×Power的回歸系數(shù)為0.032且在5%的水平上顯著， 這說明環(huán)境不確定性對管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用， 也表明企業(yè)所面臨的較高環(huán)境不確定性促使管理者權(quán)力提升， 管理者會(huì)積極應(yīng)對環(huán)境不確定性的影響， 強(qiáng)有力地推動(dòng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

（三）經(jīng)濟(jì)后果： 管理者權(quán)力對企業(yè)價(jià)值的影響

前文研究表明， 管理者權(quán)力能夠提升企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平， 但管理者權(quán)力能否通過企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)而對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生積極影響有待進(jìn)一步研究。為此， 構(gòu)建中介效應(yīng)模型對此展開分析。其中， 企業(yè)價(jià)值采用托賓Q值（TobinQ）指標(biāo)進(jìn)行測度。表6中第（2） ～ （4）列報(bào)告了管理者權(quán)力價(jià)值提升效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示， 管理者權(quán)力對企業(yè)價(jià)值的直接影響為正且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)， 這說明增加管理者權(quán)力配置能夠有效驅(qū)動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 從而有助于提升企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造。管理者權(quán)力配置作為一種激勵(lì)機(jī)制， 能夠激勵(lì)管理層提高現(xiàn)有資源利用效率和工作熱情， 最大限度地發(fā)揮經(jīng)營才能并促進(jìn)企業(yè)長期穩(wěn)健發(fā)展。權(quán)力集中的管理者在一定程度上可以掌控企業(yè)內(nèi)外部資源的配置權(quán)， 統(tǒng)籌協(xié)調(diào)資源以及實(shí)現(xiàn)資源互補(bǔ)進(jìn)而增加研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出（如數(shù)字化轉(zhuǎn)型）， 進(jìn)一步為企業(yè)創(chuàng)造更大的價(jià)值。

此外， 為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型在管理者權(quán)力與企業(yè)價(jià)值間的中介作用進(jìn)行再次識(shí)別， 本文還分別進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)。結(jié)果顯示， 管理者權(quán)力通過影響數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)而對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生影響（Z=2.343， P<0.05； Bootstrap檢驗(yàn)置信區(qū)間不含0）， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用成立。

六、 結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代下， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型是促進(jìn)企業(yè)未來成長的一個(gè)重要因素， 而管理者權(quán)力會(huì)對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型產(chǎn)生較為深遠(yuǎn)的影響。本文以2007 ～ 2021年我國滬深A(yù)股非金融上市公司為研究樣本， 圍繞管理者權(quán)力是否影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型及其作用機(jī)制展開研究， 得出如下結(jié)論。①權(quán)力作為管理層的一個(gè)重要特征， 是影響企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的重要因素。管理者權(quán)力對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有顯著正向影響， 即管理者權(quán)力越大， 對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用越顯著。在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后， 上述結(jié)論依舊成立。②權(quán)力較大的管理者能夠統(tǒng)籌調(diào)配企業(yè)資源， 優(yōu)化企業(yè)資源配置， 通過增加企業(yè)的創(chuàng)新人力資源和財(cái)力資源投入以及創(chuàng)新資源產(chǎn)出， 對企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型產(chǎn)生積極影響， 即創(chuàng)新資源投入與產(chǎn)出在管理者權(quán)力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。③企業(yè)管理者權(quán)力能夠有效應(yīng)對外部環(huán)境不確定性的影響。具體表現(xiàn)在環(huán)境不確定性較高時(shí)， 管理者權(quán)力能夠更好地驅(qū)動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。④經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)表明， 管理者權(quán)力對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生顯著正向影響， 且這種正向效應(yīng)能夠通過提升數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平實(shí)現(xiàn)， 即企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型在兩者的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

（二）啟示

綜合以上結(jié)論， 本文得出如下啟示： 一是辯證看待管理者權(quán)力的作用。管理者權(quán)力在企業(yè)重大戰(zhàn)略和財(cái)務(wù)決策中發(fā)揮重要作用， 提高管理者權(quán)力可以促使其行為接近系統(tǒng)被激活， 從而減弱管理者對數(shù)字化轉(zhuǎn)型決策負(fù)面結(jié)果的擔(dān)心并提升其對前沿投資項(xiàng)目潛在回報(bào)的關(guān)注度， 助力企業(yè)堅(jiān)定不移地執(zhí)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略， 有效推動(dòng)企業(yè)提升核心競爭力和維持經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。二是由于創(chuàng)新人力、 財(cái)力資源投入與創(chuàng)新資源產(chǎn)出是管理者權(quán)力促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介變量， 因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)管理者合理運(yùn)用權(quán)力， 在對創(chuàng)新資源領(lǐng)域項(xiàng)目進(jìn)行投資時(shí)應(yīng)適當(dāng)放寬管理權(quán)限， 增加創(chuàng)新資源投入， 激發(fā)管理者挖掘更多的創(chuàng)新可能， 從而有助于增加創(chuàng)新產(chǎn)出， 形成顯著的創(chuàng)新資源產(chǎn)出成果， 亦會(huì)對企業(yè)產(chǎn)生增益效果， 增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新優(yōu)勢， 促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化核心競爭力形成。三是在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代， 企業(yè)應(yīng)以數(shù)字化為契機(jī)， 加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐， 努力提高自身組織韌性， 合理應(yīng)對外部環(huán)境不確定性帶來的機(jī)遇和挑戰(zhàn)， 切實(shí)提高企業(yè)的核心競爭力。特別是在企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境不確定性陡增的形勢下， 企業(yè)可以適當(dāng)增加管理者在數(shù)字化轉(zhuǎn)型領(lǐng)域的管理職權(quán)。管理者應(yīng)注重權(quán)力的合理運(yùn)用， 弱化權(quán)力過大給企業(yè)帶來的消極影響， 同時(shí)降低數(shù)字化轉(zhuǎn)型引致的風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)成本， 有效發(fā)揮管理職能以促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 持續(xù)為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值， 實(shí)現(xiàn)企業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展和韌性成長。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

陳慶江，王彥萌，萬茂豐．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的同群效應(yīng)及其影響因素研究［ J］．管理學(xué)報(bào)，2021（5）：653 ～ 663．

代飛，鐘運(yùn)標(biāo)，徐鳳菊．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型、企業(yè)創(chuàng)新與價(jià)值提升［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2023（1）：36 ～ 45．

李九斤，徐妍妍．國有企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)字化轉(zhuǎn)型探究［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2022（11）：39 ～ 45．

李倩茹，翟華云．管理者短視主義會(huì)影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型嗎？［ J］．財(cái)務(wù)研究，2022（4）：92 ～ 104．

劉冀徽，田青，吳非．董事長研發(fā)背景與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型——來自中國上市企業(yè)年報(bào)文本大數(shù)據(jù)識(shí)別的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2022（8）：60 ～ 69．

劉劍民，張莉莉，楊曉璇．政府補(bǔ)助、管理層權(quán)力與國有企業(yè)高管超額薪酬［ J］．會(huì)計(jì)研究，2019（8）：64 ～ 70．

劉錫祿，陳志軍，馬鵬程．信息技術(shù)背景CEO與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［ J］．中國軟科學(xué)，2023（1）：134 ～ 144．

毛聚，李杰，張博文．CEO復(fù)合職能背景與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［ J］．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2022（9）：37 ～ 58．

祁懷錦，曹修琴，劉艷霞．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)對公司治理的影響——基于信息不對稱和管理者非理性行為視角［ J］．改革，2020（4）：50 ～ 64．

任曉怡，蘇雪莎，常曦等．中國自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［ J］．中國軟科學(xué)，2022（9）：130 ～ 140．

申慧慧，于鵬，吳聯(lián)生．國有股權(quán)、環(huán)境不確定性與投資效率［ J］．經(jīng)濟(jì)研究，2012（7）：113 ～ 126．

史宇鵬，王陽．營商環(huán)境與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型：影響表現(xiàn)與作用機(jī)制［ J］．北京交通大學(xué)學(xué)報(bào) （社會(huì)科學(xué)版），2022（2）：14 ～ 28．

宋敬，陳良華，葉濤．管理者能力與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型：期望落差下的“使能”創(chuàng)新［ J］．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2023（4）：23 ～ 39．

湯萱，高星，趙天齊等．高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［ J］．中國軟科學(xué)，2022（10）：83 ～ 98．

吳非，常曦，任曉怡．政府驅(qū)動(dòng)型創(chuàng)新：財(cái)政科技支出與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［ J］．財(cái)政研究，2021a（1）：102 ～ 115．

吳非，胡慧芷，林慧妍，任曉怡．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與資本市場表現(xiàn)——來自股票流動(dòng)性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．管理世界，2021b（7）：130 ～ 144+10．

肖靜，曾萍．?dāng)?shù)字化能否實(shí)現(xiàn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的“提質(zhì)增量”？——基于資源視角［ J］．科學(xué)學(xué)研究，2023（5）：925 ～ 935+960．

許龍，周嘉怡，劉兵．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響因素與實(shí)施路徑［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2023（10）：146 ～ 152．

楊帆，鄭逢爽．管理層特征、機(jī)構(gòu)投資者及公司成長性［ J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2020（15）：167 ～ 170．

余漢，黃爽，宋增基．國有股權(quán)對民營企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響——基于上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．中國軟科學(xué)，2023（3）：140 ～ 149．

袁淳，肖土盛，耿春曉等．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)分工：專業(yè)化還是縱向一體化［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2021（9）：137 ～ 155．

張棟，胡文龍，毛新述．研發(fā)背景高管權(quán)力與公司創(chuàng)新［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2021（4）：156 ～ 174．

張永珅，李小波，邢銘強(qiáng)．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與審計(jì)定價(jià)［ J］．審計(jì)研究，2021（3）：62 ～ 71．

趙宸宇，王文春，李雪松．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率［ J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021（7）：114 ～ 129．

周建，許為賓，余耀東．制度環(huán)境、CEO權(quán)力與企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)格［ J］．管理學(xué)報(bào)，2015（6）：807 ～ 813．

朱秀梅，林曉玥．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型：研究脈絡(luò)梳理與整合框架構(gòu)建［ J］．研究與發(fā)展管理，2022（4）：141 ～ 155．

鄒燕，李夢曉，孟欣等．管理層權(quán)力、并購效率與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［ J］．財(cái)經(jīng)科學(xué)，2021（6）：26 ～ 39．

Anderson C.， Berdahl J. L.. The experience of power： Examining the effects of power on approach and inhibition tendencies［ J］．Journal of Personality and Social Psychology，2002（6）：1362 ～ 1377．

Eisenhardt K. M.， Zbaracki M. J.. Strategic decision making［ J］．Strategic Management Journal，1992（S2）：17 ～ 38．

Finkelstein S.. Power in top management teams： Dimensions，measurement，and validation［ J］．Academy of Management Journal，1992（3）：505 ～ 538．

Hambrick D. C.. Environment， strategy， and power within top management teams［ J］．Administrative Science Quarterly，1981（2）：253 ～ 275．

Magee J. C.， Galinsky A. D.. Social hierarchy： The self-reinforcing nature of power and status［ J］．Academy of Management Annals，2008（1）：351 ～ 398．

Tian X.， Wang T. Y.. Tolerance for failure and corporate innovation［ J］．The Review of Financial Studies，2014（1）：211 ～ 255．