數字化轉型、高管薪酬激勵與企業創新績效的相關分析

摘 要：加快建設數字中國是發揮信息化驅動引領作用、推進中國式現代化的必然選擇。文章基于2018—2022年滬深A股上市公司數據，實證檢驗數字化轉型對企業創新績效的影響，以及高管薪酬激勵在二者之間的中介效應。研究發現，數字化轉型對企業創新績效具有顯著的正向影響，高管薪酬激勵發揮了部分中介作用，且經過穩健性檢驗后，該結論仍然成立。異質性分析發現，相比于非高科技企業、東部地區及低政府補助企業，高科技企業、中西部地區企業及高政府補助企業的數字化轉型促進創新績效的作用更加顯著。

關鍵詞：數字化轉型；創新績效；高管薪酬激勵

中圖分類號：F272.9 文獻標識碼：Ａ 文章編號：１００９ — ２２３４（２０24）05 — ０107 — ０７

一、引言

創新是驅動經濟社會高質量發展的第一動力，對企業可持續發展尤為重要。企業是創新要素集成，是科技成果轉化的主力軍，是企業核心競爭力的主要來源，是實現中國式現代化的重要路徑之一。現有研究表明，政府創新補助（榮奎楨等，2024）、創新政策激勵（王彥紅，2024）、社會信任（陽鎮等，2024）、股權激勵（張繼德等，2023）等都是影響企業創新績效的重要因素［1-4］。如何多維度持續提升企業創新績效，是當前亟需解決的重要課題。

黨的二十大報告提出，要加快發展數字經濟、加快建設數字中國，促進數字經濟和實體經濟的深度融合。隨著數字技術不斷發展，人工xVb7jRDy1qcb519iyxs8dw==智能、區塊鏈、云計算、大數據等數字技術的應用，加速推動了企業經營目標的轉變、治理結構的變革及生產效率的提高，企業之間的競爭日趨激烈。一方面，數字化轉型能夠使企業減少決策失誤，提升企業的經營效率和經營績效，另一方面，數字化轉型也能帶來企業聲譽、內部控制質量及信息披露質量等非經營績效的提升。當前，我國數字化經濟正處于蓬勃發展時期，政府出臺了系列政策也著重強調要加快實施數字化轉型。面臨目前個性化突出且不確定的市場環境，許多企業開始進行數字化轉型來實現以“數”治企。就企業自身而言，創新績效可以作為衡量企業競爭活力和長期競爭優勢的重要指標，數字化轉型和創新績效之間存在何種關系？二者之間的作用機制是什么？

鑒于此，本文以2018-2022年我國滬深A股上市公司為樣本，探究數字化轉型對企業創新績效的影響及作用機制。本文可能的貢獻主要體現在：一是進一步拓展了數字化轉型經濟后果的研究，在現有研究基礎上，實證檢驗了數字化轉型對企業創新績效的影響；二是進一步豐富了數字化轉型對企業創新績效的作用路徑研究，實證研究了高管薪酬激勵在二者之間發揮的中介效應；三是對數字化轉型對企業創新績效的影響，從地區差異、企業性質、政府補助等方面進行了異質性分析，分析不同性質、不同地區、不同政府補助的企業數字化轉型對創新績效的影響程度，對企業加快數字化轉型、提高創新績效具有較好的實踐意義。

二、理論分析與研究假設

（一）數字化轉型與企業創新績效

企業創新績效集中體現了企業的創新成果，在創新績效的分類中，既包括了能讓企業迅速成長的創新產品與創新技術，還包括了研發人員在完成創新目標時的知識發現、創新流程和工作氣氛等［5］。企業在進行技術創新過程中，會受到知識、人才儲備、融資約束以及市場風險的影響，企業會陷入創新績效提升困難的窘境，而數字化轉型的目標之一就是提高企業的創新績效［6］。從熊彼特的創新理論來看，企業創新包括生產要素的重新組合，把數字技術這一新興要素與企業的其他生產要素組合起來，可以優化要素配置，進而提升企業的技術創新能力［7］。從組織變革理論來看，大量運用數字技術能夠提升企業組織模式的結構效率，提高數字化水平有利于促進企業間及企業內部信息流動，企業的數字化轉型不僅能夠促進不同企業之間的緊密合作［8］，提升運營效率，還能夠促使企業在商業結構和商業模式上進行創新。而商業模式能夠通過不同的方式將價值傳遞給顧客，有利于促進企業提升創新績效。基于上述理論，由此提出了以下假設1：

假設H1：數字化轉型與企業創新績效存在顯著的正相關關系，即數字化轉型能夠有效提升企業創新績效。

（二）數字化轉型與高管薪酬激勵

數字化的應用改變了企業的員工結構，淘汰了大量低素質員工，對高技能勞動者需求不斷增加。數字化轉型在提高企業效益的同時，也提高了員工薪酬的邊際貢獻，使得高管薪酬隨之增加。由于創新活動屬于企業的長遠目標，管理層對“高投入、高風險”的項目自然避而遠之。對于創新決策而言，由于從研發資金的投入到研發成果的產出往往是一個長期的過程，而企業的收益卻是一種短期的表現形式，這在一定程度上不能較好地滿足利益相關者的需要。因此，會減少企業研發創新投入，進而影響企業的創新效率［9］。在利益博弈中，很少由管理者愿意承擔不確定性風險，激勵理論的應用可以有效縮小經營者與股東的利益代溝，使其更加重視企業的創新發展。已有研究表明，貨幣薪酬激勵手段促進了企業的創新活動［10］。基于上述觀點，提出了假設2：

假設H2：企業數字化轉型與高管薪酬激勵顯著正相關，即數字化轉型有利于提升企業高管薪酬激勵。

（三）數字化轉型、高管薪酬激勵與企業創新績效

一方面，數字轉型能夠提升公司收益，增加員工報酬的邊際貢獻，從而導致高管報酬的上升，形成一個良好的互動循環，提升員工的參與程度［11］。另一方面，由于數字化技術的開放性［12］，使得員工可以將自己的管理和工作發揮到極致，從而最大程度地發揮自己的力量，從而激發員工的工作動機，使他們更愿意加入到公司的建設中來，對企業創新機會識別以及績效提升有重要作用。綜上所述，本文以現有研究成果為基礎，引入高管薪酬激勵作為中介變量，探討企業數字化轉型對創新績效的作用路徑，提出假設3：

假設H3：高管薪酬激勵在數字化轉型與企業創新績效之間發揮中介效應，即數字化轉型通過高管薪酬激勵提升企業創新績效。

三、研究設計

（一）樣本說明

本文選取2018－2022年滬深A股上市公司作為研究樣本。為了避免實證產生特殊性和突發性，進一步保證研究結論的穩定可信，對數據進行了以下處理，包括剔除ST、*ST企業數據、剔除相關數據缺失及異常的企業、剔除金融業的行業數據、對極端數據做了上下1%的縮尾處理等，最終獲得1020家上市公司數據，選取樣本數據為5100個，并運用Excel2007和Stata15等工具對數據進行處理以及分析。本研究所使用數據樣本均來源于國泰安數據庫、萬德數據庫以及相關企業年報。

（二）變量選取

1.被解釋變量：創新績效（RD1）。根據現有研究，對于創新績效的衡量指標主要有投入與產出兩個角度。一是采用研發收入占銷售收入的比重表示，此指標更傾向于研究創新行為驅動；二是使用年度專利申請數表示，但是考慮專利的申請時間較長且具有滯后性。本文參考魯桐［１３］做法，從過程視角出發，選擇創新過程績效，以創新投入效率，即研發投入占總資產的比例（RD1）為衡量指標。

2.解釋變量：數字化轉型（DT）。對于企業數字化轉型的衡量，本文借鑒張永坤等［14］的研究，以企業財務報告附注披露的年末無形資產明細項中與數字化轉型相關的部分占無形資產總額的比例，來度量企業數字化水平。

3.中介變量：高管薪酬激勵（TMTPay1）。對高管薪酬激勵的衡量，借鑒黃慶華等［15］的研究，選取管理層前三名薪酬總額的自然對數作為薪酬激勵指標。

4.控制變量。為了減少其他外界因素對企業成長性的影響，本文選取了企業資本結構（Lev）、公司規模（Size）、總資產周轉率（ATO）、高管持股比例（Top10）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Board）、托賓Q（TobinQ）作為本文的控制變量。各變量指標選取與度量方法如表1所示。

（三）模型設計

為了考察數字化轉型對企業創新績效的影響，本文構建了如下模型：

1.為了檢驗數字化轉型對企業創新績效的影響，構建了模型一：

RD1it=β0+β1DTit+β2Controlsit+εit （1）

其中，RD1是被解釋變量企業創新績效，DT是核心解釋變量數字化轉型，Controls為控制變量組。在實證分析中，關注DT系數β1，預期β1顯著為正，即表明數字化轉型與企業創新績效為正相關關系。

2.為了檢驗數字化轉型對高管薪酬激勵的影響，構建了模型二：

TMTPay1it=α0+α1DTit+α2Controlsit+εit （2）

其中，關注DT系數α1，預期α1顯著為正，即表明企業數字化轉型與高管薪酬激勵顯著正相關。

3.為檢驗高管薪酬激勵（TMTPay1）在企業數字化轉型與創新績效之間的中介效應，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）［16］構建的中介效應模型進行作用機制檢驗，構建了模型三：

RD1it=γ0+γ1DTit+γ2TMTPay1it+γ3Controlsit+εit （3）

模型三在模型二的基礎上加入了中介變量高管薪酬激勵（TMTPay1），用以驗證假設3。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

根據主要變量描述性統計分析結果可知，創新績效最大值為14.2%，最小值為零，均值僅僅2.3%，表明樣本上市公司整體創新績效水平并不高，樣本間創新績效水平差異較大。數字化轉型的極大值為1，極小值為0，均值僅為0.068，說明企業之間數字化轉型程度差異較大。主要變量相關性分析結果初步表明，數字化轉型與企業創新績效呈顯著正相關。多重共線性檢驗結果表明，各變量VIF值均遠小于5，說明各模型的變量之間不存在多重共線性的問題。受篇幅限制，上述結果正文未列示，備索。

（二）回歸分析

表2是基于高管薪酬激勵（TMTPay1）這一中介效應，以企業創新績效（RD1）作為因變量，數字化轉型（DT）作為自變量進行回歸的回歸分析結果。

1.數字化轉型與企業創新績效。根據表2列（1）可以看出，數字化轉型（DT）對企業創新績效（RD1）的相關系數為0.0260，在1%的水平上顯著，說明二者之間存在正相關關系，即數字化轉型可以提高企業創新績效，進一步驗證了假設H1。即數字化轉型與企業創新績效存在顯著的正相關關系，數字化轉型能夠有效提升企業創新績效。

2.數字化轉型與高管薪酬激勵。根據表2列（2）可以看出，數字化轉型（DT）對高管薪酬激勵（TMTPay1）的相關系數為0.382，且在1%的水平上顯著，表明二者之間存在正相關關系，即數字化轉型可以促進企業高管薪酬激勵政策的實施，進一步驗證了假設H2。即企業數字化轉型與高管薪酬激勵顯著正相關。

3.數字化轉型、高管薪酬激勵與企業創新績效。高管薪酬激勵的中介效應如表2列（3）所示。根據表2列（3）可以看出，數字化轉型（DT）對企業創新績效（RD1）的相關系數為0.0241，在1%的水平上顯著，表明數字化轉型對企業創新績效存在正相關關系。高管薪酬激勵（TMTPay1）對企業創新績效（RD1）的相關系數為0.00497，在1%的水平上顯著，表明高管薪酬激勵在二者關系中存在部分中介效應，驗證了假設H3。數字化轉型通過實施高管薪酬激勵的手段，可以加快促進數字化轉型對企業創新績效的提升。

（三）穩健性檢驗

1.工具變量法。自身創新能力強的企業更傾向于主動進行企業數字化轉型，隨著數字化轉型的不斷深入，企業的創新能力能夠得到顯著的提升，因此數字化轉型與企業創新績效可能存在互為因果的內生性問題。參考趙樂［17］等人選取工具變量的方法，選擇滯后一期的數字化轉型作為工具變量，進行兩階段最小二乘估計，以減輕內生性問題。這樣選取工具變量原因在于：滯后一期的數字化轉型可能會通過影響企業對數字化轉型重視的程度對企業創新績效產生影響，但對企業創新績效又無直接影響，因而滯后一期的數字化轉型變量能較好地契合工具變量選取要求。第一階段的回歸結果展示于表3的列（1），工具變量L.DT估計系數為0.769，在1%的水平上顯著為正，這表明工具變量L.DT對內生變量DT有較好的解釋力；同時，經檢驗，F值遠大于10 說明通過了弱工具變量檢驗。第二階段的回歸結果展示于表3的列（2），數字化轉型與企業創新績效在1%的顯著為正，這與前文的估計結果較為一致。回歸結果表明，企業數字化轉型與企業創新績效相關性結果顯示正相關且顯著。

2.更換被解釋變量。本文將創新績效的衡量指標換成研發投入與營業收入的占比（RD2）［18］。根據表3列（4）（5）（6）可以看出，數字化轉型（DT）對企業創新績效（RD2）、數字化轉型（DT）對高管薪酬激勵（TMTPay1）仍具有顯著的正相關關系，高管薪酬激勵（TMTPay1）在二者之間仍具有中介效應，上述研究結論具有很好的穩健性。

3.增加控制變量。本文采用補充變量法，即增加控制變量股權制衡度（Balance）、公司成立年限（FirmAge）再次進行回歸。增加變量后，根據表3可以看出，數字化轉型（DT）對企業創新績效（RD1）、數字化轉型（DT）對高管薪酬激勵（TMTPay1）仍具有顯著的正相關關系，高管薪酬激勵（TMTPay1）在二者之間仍具有中介效應，上述研究結論具有很好的穩健性。

（五）異質性分析

1.行業類型的異質性分析。企業按行業類型可以分為高科技企業和非高科技企業。高科技企業是知識和技術密集的經濟實體，具有數字化技術強、投入高和獨特商業模式的特點，所以數字化轉型在高科技企業和非高科技企業的影響程度可能會存在差異。本文借鑒楊興哲（2020）［19］的研究，將企業劃分為高科技企業與非高科技企業，若為高科技企業則取1，否則取0，分組檢驗了企業數字化轉型對于企業創新績效的影響，檢驗結果如表4所示。表4列（1）表明，企業為高科技企業時，數字化轉型對創新績效存在正向影響，系數為0.0334，在1%水平顯著；列（2）表明，當企業為非高科技企業時，數字化轉型對于企業創新績效的影響，結果并不顯著。結果表明當企業為高科技企業時，數字化轉型促進企業創新績效的提升作用更為顯著。這可能是因為，相比于依賴勞動力為主的非高科技企業，高科技企業有實現數字化轉型具有更好的客觀基礎條件，同時也有更強烈的主觀意愿，所以高科技企業數字化轉型能更好地提升企業創新績效。

2.地區差異的異質性分析。為了檢驗地區的差異對數字化轉型與企業創新績效之間存在的差異，按地區進行分類，按東部地區、中西部地區再次進行回歸，若為東部地區的企業East=1，否則取0，回歸結果如表4列（3）、列（4）中可以看出，東部地區及中西部地區企業的數字化轉型與企業創新績效的回歸系數均在1%水平下顯著。因此，為了保證結論的準確性，進行組間系數差異性檢驗，本文采用chow檢驗的方法，檢驗結果如表4列（5）所示，交乘項DT*East的系數為0.0225，表明數字化轉型（DT）的系數在東部地區組與中西部地區組之間存在顯著性差異，即中西部地區的企業數字化轉型與企業創新績效的正相關關系更加顯著。可能的原因是，東部地區經濟相比于中西部地區較發達，該地區本身可能就有比較強的數字化轉型技術，因此東部地區企業數字化轉型對企業創新績效的影響效果不如中西部地區顯著。

3.政府補助的異質性分析。由于接受政府補助更多的企業有更多的資金來進行數字化轉型，因此，本文將進一步檢驗政府補助在數字化轉型與企業創新績效之間存在的差異性。將樣本企業按政府補助的中位數進行分組，高于中位數的為高政府補助組，取值為1；低于中位數的為低政府補助組，取值為0。回歸結果如表4列（6）、列（7）所示，高政府補助組的企業數字化轉型與企業創新績效的相關系數為0.0265，低政府補助組的企業相關系數為0.0258，且都在1%的水平上顯著。因此，為了保證結論的準確性，本文進行組間系數差異性檢驗，采用chow檢驗方法，檢驗結果如表4列（8）所示，交乘項DT*Sub的系數為0.0350，表明數字化轉型（DT）的系數在高政府補助組與低政府補助組之間存在顯著性差異，即高政府補助組的企業數字化轉型與企業創新績效的正相關關系更加顯著。可能的原因是，企業進行數字化轉型需要一定的資金投入，接受政府補助更多的企業才能更好地進行數字化轉型，因此，高政府補助組的企業數字化轉型與企業創新績效的正相關關系比低政府補助組更加顯著。

五、研究結論與管理啟示

（一）研究結論

本文以2018-2022年A股上市公司作為研究對象，實證檢驗了上市公司數字化轉型與企業創新績效的關系，以及高管薪酬激勵在二者之間的中介作用，得到的研究結論主要有以下幾個方面。一是數字化轉型可以顯著提升企業創新績效，且經過穩健性檢驗后，該結論仍然成立。二是作用路徑分析發現，高管薪酬激勵在數字化轉型與企業創新績效發揮了部分中介作用。三是異質性分析發現，中西部地區比東部地區企業、高科技企業比非高科技企業、受到政府補助更多的企業比受到政府補助少的企業的數字化轉型對企業創新績效的影響更為顯著。

（二）管理啟示

一方面，從企業自身來看，企業應當順應數字經濟的浪潮，積極推進數字化轉型進程。一是企業可以通過對先進技術的運用，提高其與其他利益相關者之間溝通頻率，從而滿足不同主體的異質性需求，吸引更多潛在的利益相關者；二是企業要充分利用數字化轉型的社會溢出效應，通過積極地履行社會責任，用社會效益反哺經濟效益，發揮價值共益共享的網絡效應，進而提升企業的創新績效；三是企業要重視高管激勵政策，應該明確高管激勵對創新績效的提升作用，結合企業實際情況制定相應可行的激勵政策，緩解代理沖突矛盾，合理適度地增強企業創新力度，提高企業的競爭優勢，從而提升企業的創新績效水平。

另一方面，從政府層面來看，一是應制訂相關政策激勵企業數字化轉型。對于部分中小企業來說，沒有足夠的實力去探索路徑與承擔風險。因此，政府應該加大對中小企業的政策引領，采取一定的幫扶措施，助力企業創新發展。二是可以給予企業一定的政府補貼作為資金支持。數字化轉型這一類創新活動，從資金的投入到成果的產出往往是一個長期的過程，這一過程需要有大量的資金支持。給予企業適當的補貼可以拓寬企業融資渠道等，有效解決企業面臨的融資難、融資成本高的問題，為企業提供更大普惠金融的支持，助力企業進行數字化轉型，提高企業創新績效。

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〔責任編輯：孫玉婷〕