兩化融合管理體系貫標能促進企業數字化轉型嗎

【摘 要】 兩化融合管理體系貫標是建立、實施、保持和改進兩化融合過程管理機制。文章基于內部交易成本視角關注兩化融合貫標是否以及如何促進企業數字化轉型，研究發現，兩化融合管理體系貫標能顯著促進數字化轉型，當企業資源整合能力更強、處于制造業以及面臨市場競爭更弱時這一作用更顯著。機制檢驗表明，兩化融合貫標通過加強企業數字技術應用促進數字化轉型，但內部交易成本發揮的負向間接效應弱化了兩化融合貫標直接效應的正向影響。進一步研究發現，兩化融合貫標通過推動企業數字化轉型提升企業價值。文章論證了兩化融合管理體系推動企業數字化轉型的普適性，并從內部交易成本視角為新一代兩化深度融合走深向實提供了證據支撐。

【關鍵詞】 內部交易成本； 兩化融合管理體系； 數字化轉型； 貫標

【中圖分類號】 F234；F270" 【文獻標識碼】 A" 【文章編號】 1004-5937（2025）18-0028-09

一、引言

在當今數字化浪潮中，實現信息化與工業化的深度融合已經成為企業提升競爭力和市場適應性的必由之路。企業兩化融合管理體系貫標（以下簡稱兩化融合貫標）是指企業按照兩化融合管理體系的要求，系統地建立、實施、保持和改進兩化融合過程管理機制。兩化融合貫標本質就是工業化和信息化在企業中的深度融合。對企業而言，兩化融合貫標是實現轉型升級、提升核心競爭力的有效途徑。但是，企業實施兩化融合貫標是否取得預期成效，推動企業實現數字化轉型？此外，企業實施兩化融合貫標時，需要對企業生產及運作等方面進行重大調整和重塑，這將引致企業內部交易成本巨大變動，可能影響企業數字化轉型的實施效果，進而對企業數字化轉型進程甚至積極性產生重要影響。雖然目前個別學者以“是否為兩化融合貫標試點企業”來衡量企業是否進行數字化轉型，并表明兩化融合貫標能提高管理效率[1-2]，但是兩化融合貫標能否以及在多大程度上發揮預期成效，以及兩化融合貫標中內部交易成本變動是否為影響數字化轉型的重要路徑，目前尚未發現相關研究。

為此，本文以2010—2022年我國A股上市公司為樣本，基于企業內部交易成本視角，實證研究企業兩化融合貫標能否影響企業數字化轉型。研究發現，企業兩化融合貫標促進了數字化轉型，當企業資源整合能力更強、處于制造業以及面臨市場競爭更弱時這一作用更顯著。機制檢驗表明，兩化融合貫標通過加強企業數字技術應用促進數字化轉型，但內部交易成本發揮的負向間接效應弱化了兩化融合貫標直接效應的正向影響。進一步研究發現，兩化融合貫標通過推動企業數字化轉型提升企業價值。本文從內部交易成本視角厘清了企業兩化融合貫標發揮預期作用的機制，能夠為進一步完善兩化融合政策體系提供決策參考，為推進新一代兩化深度融合工作提供啟示。

二、理論假設

企業數字化轉型是一項系統性工程，其成功實施依賴于周密的頂層設計、清晰的發展目標及有序的推進策略[ 3 ]。企業兩化融合貫標有助于解決數字化轉型“不會轉”和“不愿轉”的問題。既有研究表明，管理者對數字化轉型認知不足，無法制定清晰的數字化轉型戰略，是阻礙企業數字化轉型進程的一大因素[ 4 ]。兩化融合管理體系作為一套“授人以漁”的標準，對如何推進數字化轉型進行了詳細的架構和設計，能夠幫助貫標企業找準發展重點和方向，從而建立系統化轉型制度體系和運行機制，緩解“不會轉”難題。

企業實施兩化融合貫標后帶來的經濟利益可以緩解數字化轉型的阻力，但數字化轉型成本高、風險大[5-6]，企業也可能“不愿轉”“不敢轉”。貫標啟動后，企業引入數字化生產設備，不僅能夠提高產品質量，減少產品不合格率，降低生產成本，而且能夠提高生產效率，增加產出和營業收入，綜合降本增收來獲得更多經濟利潤，為數字化轉型創造良好環境。此外，兩化融合貫標可能使企業建立和升級會計信息系統，對公司運營各個模塊集成管控。依托集成的會計信息系統，企業對經濟活動各個環節控制能力將增強，有利于部門間相互協調，避免重復建設，提高資源利用率，降低運營成本，進一步緩解數字化轉型阻力[ 7 ]。本文據此提出如下假說。

H1a：企業兩化融合貫標能夠促進企業數字化轉型。

雖然兩化融合管理體系通過探索和應用一套通用的、促進企業信息化和工業化深度融合的方法，并依據行業特色制定了分行業標準，但是企業內外部環境復雜多變，企業基礎和特點不同，行業標準依然不足以滿足企業個體層面的多樣需求。這可能導致推廣兩化融合管理體系時存在針對性不足問題，繼而導致企業在數字化轉型時需要通過額外投入進行針對性改造。加之數字化轉型風險大，可能導致執行兩化融合管理體系時發生高投入、低回報問題，難以真正實現推動企業信息技術和工業生產有效結合的初衷。

兩化融合管理體系并不是利用單一標準促進企業兩化融合，而是通過標準族全方位對企業兩化融合提出建議。雖然標準族有利于覆蓋更多方面，但管理體系中各個標準可能重復甚至冗雜，形成“碎片化”現象。該問題可能超出企業處理信息的能力，影響企業對關鍵信息的篩選和處理，降低數字化轉型決策效率和質量。此外，企業同時關注多個目標時，其工作重點分散，導致沒有足夠的資源集中于關鍵目標，同樣會影響企業數字化轉型的整體進展。據此提出如下備擇假說。

H1b：企業兩化融合貫標能夠抑制企業數字化轉型。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2010—2022年我國A股上市公司數據為初始研究樣本，并對數據進行如下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST和*ST樣本；（3）剔除數據缺失樣本；（4）對所有微觀層面連續變量進行1%和99%的縮尾處理。兩化融合貫標企業名單為手工整理，其他數據來源于馬克數據網及CSMAR數據庫。

（二）模型設定和變量定義

我國企業兩化融合貫標是分期分批、逐漸推廣的，因此本文構建多時點雙重差分模型檢驗兩化融合貫標對企業數字化轉型的影響：

模型（1）中，被解釋變量為企業數字化轉型（lnDCGit），表示i企業在t時期的數字化轉型水平。為充分揭示數字化轉型的實施力度，本文參考趙宸宇等[ 8 ]構建的數字化轉型詞譜，以在企業年報中出現的數字化轉型詞譜的總詞頻刻畫數字化轉型程度，并進行對數化處理。

核心解釋變量為企業是否為兩化融合貫標企業（treatit）。在成為貫標企業當年及以后年份，treatit賦值為1，否則treatit賦值為0。

Controlsit表示一系列控制變量。借鑒郜保萍[ 9 ]和付劍茹等[ 10 ]的研究，本文選取的控制變量如下：企業規模（lnSize），具體為企業總資產的對數值；資產負債率（Lev），具體為年末負債與年末總資產之比；凈資產收益率（ROE），具體為凈利潤與股東權益之比；企業資本勞動比（Lcap_Labor），具體為固定資產凈值與職工數之比的對數值；企業資本密集度（KLR），具體為總資產與營業收入之比的對數值；現金流強度（Cash），具體為現金及現金等價物與總資產之比；前十大股東持股比例（Owncon10）；審計意見（Audit），會計師事務所出具標準無保留意見取0，否則取1；市場競爭程度（HHI），具體為赫芬達爾—赫希曼指數。

同時，引入公司和年度固定效應，以排除個體和時間層面不可觀測因素的影響。為控制組內自相關，在所有回歸方程中均默認采用聚類到企業層面的穩健標準誤。系數β是基準回歸關注的重點，如果H1a成立，企業兩化融合貫標確實促進了數字化轉型，那么系數β應顯著為正。

（三）描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。被解釋變量lnDCG均值為2.949，標準差為1.24，最小值為0，最大值為6.909，說明各企業之間數字化轉型程度差異較大，指標有充分的變異性。核心解釋變量treat均值為0.09，75%分位數為0，說明樣本期間內兩化融合管理體系貫標試點的企業占比較小。總體而言，各個變量的描述性統計特征與既有文獻類似。

四、實證分析

（一）基準回歸

表2報告了模型（1）的基準回歸結果。列（1）僅控制公司和年度固定效應，核心解釋變量treat的系數在1%的水平上顯著為正，與預期一致。列（2）在前述回歸基礎上加入了控制變量集，核心解釋變量treat的系數為0.15，顯著性保持不變。從經濟意義上看，兩化融合貫標的標準差每增加1%，企業數字化轉型相對于其平均值增加1.45%（0.286*0.15/2.949）。這意味著企業進行兩化融合貫標會顯著促進數字化轉型，H1a得到驗證。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢假設檢驗及政策動態效應分析

雙重差分法要求在企業兩化融合貫標之前，處理組和控制組的數字化轉型程度在時間趨勢上是平行的。本文以第一期樣本作為基準組，構造虛擬變量。其中：（1）當樣本處于兩化融合貫標實施前第七年及以前的年度，則Pre7取值為1，否則Pre7取值為0；（2）當樣本處于兩化融合貫標實施當年，則Current取值為1，否則Current取值為0；（3）當樣本處于兩化融合貫標實施后第六年及以后的年度，則Post6取值為1，否則Post6取值為0。檢驗結果如表3所示，企業進行兩化融合貫標前（貫標前一期Pre1除外），回歸系數均不顯著異于0，說明貫標前處理組和對照組企業在數字化轉型上并無顯著差異。兩化融合貫標實施當年及以后的年度，回歸系數均至少通過了5%的統計顯著性檢驗，表明兩化融合貫標能對企業數字化轉型產生正向作用，并且這一作用具有持續性。隨著時間推移，兩化融合貫標對數字化轉型的影響逐漸擴大，貫標實施后的第二年和第三年，兩化融合貫標對企業數字化轉型的影響有所加強。

企業兩化融合貫標試點前一期Pre1的回歸結果顯著，可能是因為：一方面，遴選成為國家級兩化融合貫標試點企業要求企業具備一定的業務實力和數字化基礎。企業若想獲得貫標試點資格，需先初步進行一定的數字化準備，再自主申報。囿于數字化基礎的客觀要求，相較于成為貫標企業當年，企業實際上可能已經提前啟動數字化準備程序。另一方面，可能與數字化轉型的衡量方法有關。本文以文本分析法刻畫企業數字化轉型程度，但企業年報中數字化轉型相關詞匯并不完全表明已經取得的數字化轉型成果，還一定程度上反映企業在數字化轉型方面的戰略預期或在該領域的初步投資行為。

2.安慰劑檢驗

為減少遺漏的非觀測因素對DID估計結果的干擾，本文隨機產生一組兩化融合貫標企業名單進行間接性的安慰劑測試。由于新貫標企業是隨機分配的，理論上企業進行兩化融合貫標不會顯著影響其數字化轉型程度，回歸系數不應顯著。本文重復了1 000次上述隨機過程，并按照模型（1）進行回歸，結果如圖1所示：隨機過程下估計系數分布在0左右，并且大部分P值在0.1以上。同時，兩化融合貫標的實際估計系數（0.15）在上述安慰劑檢驗的核密度圖中位于小概率事件范圍內，說明其他非觀測因素不會顯著影響企業數字化轉型。

3.PSM處理

兩化融合管理體系貫標企業的遴選過程并非“隨機”，可能存在處理組樣本選擇偏誤的問題。本文使用傾向得分匹配法來減少處理組和對照組之間的觀察差異，以求更準確地估計因果效應。其中，協變量為基準回歸模型中的控制變量。核匹配參數設置為二次核，帶寬為0.01，最近鄰匹配參數設置為1■3近鄰匹配。匹配后貫標企業和非貫標企業特征變量均值不存在顯著差異。表4列（1）和列（2）報告了傾向得分匹配后的回歸結果。可以看到treat的回歸系數均在1%水平上顯著為正，再次表明相比于匹配后未進行兩化融合貫標的企業，企業開展兩化融合貫標以后，數字化轉型程度更高。

4.替換被解釋變量測度

為避免度量方法造成的計算偏差對結論產生影響，本文替換被解釋變量后重新檢驗。（1）借鑒吳非等[ 11 ]構建的數字化轉型詞譜重新計算數字化轉型詞頻，并進行對數化處理，作為數字化轉型指標（Digital）。（2）借鑒何帆和劉紅霞[ 12 ]的研究，以企業當年是否存在數字化轉型構造“0—1”虛擬變量，作為數字化轉型指標（Transformation）。重新進行回歸分析的結果如表4列（3）和列（4）所示，替換指標后的估計系數均為正，且均在1%的水平上顯著，仍然表明兩化融合貫標顯著促進了企業數字化轉型。

（三）異質性檢驗

1.資源整合能力的差異

不同企業在資源整合能力方面存在較大差異。面對兩化融合貫標帶來的內部環境變動，資源整合能力更強的企業不僅更能迅速適應并靈活應對，而且能夠根據環境變化和自身需要多次調整和適應。兩化融合貫標是一個動態推進的過程，資源整合能力強的企業更能通過及時不斷調整優化各方要素保障數字化轉型持續推進。借鑒魯曉東和連玉君[ 13 ]的做法，本文以LP方法[ 14 ]測算的全要素生產率（TFP）衡量企業資源整合能力，按中位數將企業劃分為資源整合能力高、低兩組?；貧w結果見表5列（1）和列（2），在資源整合能力較高組中，treat系數為0.149，且在1%水平上顯著；而在資源整合能力較低組中，treat系數不顯著，表明資源整合能力較高的企業進行兩化融合貫標更能促進數字化轉型。

2.行業類型的差異

數字化轉型的程度會受到行業基礎和特點的影響。兩化融合管理體系宣貫工作以制造業為主，同時涵蓋了多種行業，而制造業企業通常以規?；a為特征，高度依賴生產設備和工藝流程。與客戶服務信息化等內容相比，兩化融合管理體系更加側重技術與生產信息化，因此相比于非制造業企業，兩化融合管理體系對制造業企業可能發揮更大作用，更有利于制造業企業數字化轉型。本文將樣本劃分為制造業企業組和非制造業企業組進行異質性檢驗。表5列（3）和列（4）報告了分組回歸結果，制造業企業數字化轉型在1%的水平上顯著為正，非制造業企業數字化轉型并不顯著，表明兩化融合貫標更能推動制造業企業數字化轉型。

3.市場競爭程度的差異

數字化轉型面臨一定的風險，企業的市場背景將深刻影響其數字化轉型的動力與能力。市場競爭激烈的企業不僅市場地位更脆弱，經營風險更高，而且往往不得不降低其產品價格，利潤空間被壓縮，抗風險能力被進一步削弱。這種情況下，企業傾向于采取更加靈活的生產經營策略，會有意保持現金流的穩定，增加預防性現金儲備以滿足頻繁的競爭活動需求[ 15 ]，而貫標試點過程需要投入大量資源，包括資金、人力和設備等，可能會擠占企業預防性資源儲備或提高其經營風險，因此企業依托貫標試點促進數字化轉型的激勵會降低。相反，處于市場競爭較弱的企業一方面面臨的市場不確定性較小，企業有更多時間和空間進行戰略規劃和長期投資，此時企業可能會減少短期競爭行為的決策頻率，轉而采取“大開大合”的轉型戰略。另一方面，低競爭行業中的企業由于能夠獲得超額利潤而愿意承受更高的風險，使得這些企業更有資源和能力借助兩化融合管理體系提供的框架和方法論推進數字化轉型。因此市場競爭較弱的企業，兩化融合貫標對數字化轉型的促進作用可能更顯著。

本文采用赫芬達爾指數衡量市場競爭水平，并根據樣本中位數將企業劃分為高市場競爭組和低市場競爭組。表5列（5）和列（6）報告了基于市場競爭程度差異的分組檢驗結果。可以看到企業兩化融合貫標對數字化轉型的影響僅在低市場競爭組顯著為正，說明對寬松競爭環境中的企業，兩化融合貫標對數字化轉型的推動作用更顯著。

五、機制路徑的識別檢驗

前述研究證實了兩化融合貫標促進企業數字化轉型的假說，但是沒有回答兩化融合貫標如何影響企業數字化轉型的問題。企業兩化融合貫標可能通過數字技術運用和內部交易成本兩個渠道影響企業數字化轉型。為此，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟[ 16 ]的逐步回歸法開展研究：

其中Mediator為中介變量，包括數字技術運用（ADT）和內部交易成本（Innercost）。借鑒吳非等[ 11 ]的研究，數字技術運用（ADT）以企業年報中“技術實踐應用”特征詞詞頻度量，內部交易成本（Innercost）以管理費用占總資產的比重度量[ 17 ]。

（一）數字技術運用渠道

兩化融合管理體系是引導企業系統推進兩化融合的通用方法，能為企業數字化轉型提供路徑參考。企業兩化融合貫標的過程，本身就是將資金、技術投向自動化和信息化建設及信息系統運維等方面，通過數字技術賦能企業發展的過程。因此企業兩化融合貫標可能通過加強數字技術運用促進數字化轉型。

逐步回歸結果如表6列（1）—列（3）所示。列（1）為本文的基準回歸。列（2）中，企業兩化融合貫標與數字技術運用的回歸系數為1.087，在10%水平上顯著為正，說明兩化融合貫標能夠促進企業經濟活動中的數字技術運用。列（3）中，企業兩化融合貫標的回歸系數為0.128，數字技術運用的回歸系數為0.02，二者均在1%水平上顯著為正，說明企業兩化融合貫標通過加強數字技術運用促進數字化轉型。Sobel檢驗對應的Z統計量為3.592，在1%的水平上顯著?？梢?，進行兩化融合貫標的企業，其數字技術運用水平將提升，而這種資源向信息化建設的流動能驅動其數字化轉型變革。

（二）內部交易成本渠道

成為兩化融合貫標企業后，在有限時間內集中式推進兩化融合管理體系，可使企業生產及運作方式等發生重大變革，“解凍”后企業內部管理的復雜性激增，協調需求爆發式增長，可能導致內部交易成本急劇增加。內部交易成本壓力及企業已投入的數字化轉型專用成本可能倒逼企業繼續推行數字化轉型，以求快速通過轉型“陣痛期”[ 18 ]。但與此同時，企業根據兩化融合管理體系架構引入數字化生產設備和集成財務信息系統等，能夠有效管控生產和運營等環節，簡化溝通流程，提高資源利用率。此時內部交易成本將降低，有利于數字化轉型順利推進。

表6列（4）顯示，兩化融合貫標與企業內部交易成本的回歸系數在1%水平上顯著為負，表明企業開展兩化融合貫標能在一定程度上緩解內部溝通不暢等問題，降低企業內部交易成本。列（5）中，企業兩化融合貫標的回歸系數為0.153，內部交易成本的系數為1.334，二者均在1%水平上顯著。此時，β1θ2與θ1異號，表明企業兩化融合貫標促進了數字化轉型，同時能夠降低內部交易成本。但緩解內部交易成本壓力是企業數字化轉型的重要推動力，兩化融合貫標降低企業內部交易成本可能降低了企業數字化轉型的迫切需求，導致數字化轉型進程放緩。總體來看，內部交易成本發揮的負向間接效應弱化了貫標直接效應的正向影響，表現為遮掩效應。

六、進一步研究

實現價值創造不僅是企業資源配置和運作邏輯優化的具體體現，也是企業培植核心競爭力、實現高質量發展的內在要求。既有研究表明，數字化轉型在提升企業績效[ 19 ]等方面有顯著促進作用。兩化融合貫標能否通過對數字化轉型的推動進而提升企業價值，是一個值得研究的問題。參照余明桂等[ 20 ]的研究，本文選取企業人均經濟增加值作為企業價值的代理指標，遵循中介效應的一般檢驗程序，檢驗兩化融合貫標能否通過推動企業數字化轉型來提升企業價值。模型如下：

其中，lnEVAPerson為企業人均經濟增加值，并做對數化處理。控制變量包括資產負債率（Lev）、總資產收益率（ROA）、現金流強度（Cash）、獨立董事占比（Indrate）、前十大股東持股比例（Owncon10）及公司性質（State）。此外，回歸模型控制了公司固定效應和年度固定效應并采用聚類到企業層面的穩健標準誤。

表7列（1）中，treat的系數在5%水平上顯著為正，表明兩化融合貫標顯著提高了企業經濟增加值。列（2）表明兩化融合貫標顯著促進了企業數字化轉型。列（3）中treat和lnDCG的系數均在5%水平上顯著為正。Sobel檢驗中，對應的Z統計量為2.608，在1%的水平上顯著。以上表明企業兩化融合貫標對數字化轉型的推動作用能夠進一步提升企業價值。

七、結論與啟示

本文利用兩化融合管理體系分批貫標試點提供的研究機會，實證檢驗了兩化融合貫標對企業數字化轉型的影響及作用機制。研究發現，兩化融合貫標能夠顯著促進企業數字化轉型。兩化融合貫標的標準差每增加1%，企業數字化轉型相對于其平均值增加1.45%。兩化融合貫標能通過加強企業數字技術應用促進數字化轉型，但內部交易成本發揮的負向間接效應弱化了兩化融合貫標直接效應的正向影響。在資源整合能力更強、處于制造業和市場競爭更弱的企業中，兩化融合貫標對數字化轉型的正向影響更顯著。在經濟后果方面，兩化融合貫標能夠通過推動企業數字化轉型而提高企業價值。

本文研究具有以下政策啟示：第一，進一步加強兩化融合管理體系宣貫力度，充分挖掘兩化融合管理體系的深層作用。本文的證據表明，兩化融合管理體系不僅能夠實現促進企業數字化轉型的政策初衷，而且在降低企業內部交易成本及提高企業價值方面具有優勢。在新的發展階段，兩化深度融合工作面臨新形勢、新任務，政策制定者要高度重視兩化融合管理體系的顯著成效，充分發揮兩化融合管理體系的積極作用。

第二，將長效激勵機制置于企業數字化轉型推進策略的框架內。本文研究發現，兩化融合貫標能夠降低內部交易成本，但企業步入“舒適區”后，數字化轉型動力將減弱。政策制定者應繼續優化頂層設計，引導企業不僅追求“降本”的短期利益，更要注重“增效”的長期成果，持續激發企業主體數字化轉型動力。

第三，在政策激勵和引導方面，要充分考慮企業的異質性特征。針對不同類型企業特征和需求，制定差異化的支持政策。鼓勵更多具有優勢條件的企業積極開展兩化融合貫標，同時為能力相對較弱企業開展貫標提供更多支持方案，為其排憂紓困。

【參考文獻】

［1］ 譚志東，趙洵，潘俊，等.數字化轉型的價值：基于企業現金持有的視角［J］.財經研究，2022，48（3）：64-78.

［2］ 張欽成，楊明增.企業數字化轉型與內部控制質量：基于“兩化融合”貫標試點的準自然實驗［J］.審計研究，2022（6）：117-128.

［3］ 余典范，王超，陳磊.政府補助、產業鏈協同與企業數字化［J］.經濟管理，2022，44（5）：63-82.

［4］ 趙劍波.企業數字化轉型的技術范式與關鍵舉措［J］.北京工業大學學報（社會科學版），2022，22（1）：94-105.

［5］ 蔡宏波，湯城建，韓金■.減稅激勵、供應鏈溢出與數字化轉型［J］.經濟研究，2023，58（7）：156-173.

［6］ 杜勇，婁靖，胡紅燕.供應鏈共同股權網絡下企業數字化轉型同群效應研究［J］.中國工業經濟，2023（4）：136-155.

［7］ 龐磊，張慶龍.數據驅動企業財務數字化轉型研究［J］.會計之友，2024（17）：134-138.

［8］ 趙宸宇，王文春，李雪松.數字化轉型如何影響企業全要素生產率［J］.財貿經濟，2021，42（7）：114-129.

［9］ 郜保萍.企業數字化轉型與內部控制有效性［J］.會計之友，2023（4）：127-133.

［10］ 付劍茹，梅國平，李飛飛.兩化融合管理體系貫標能促進企業創新嗎？［J］.產業經濟研究，2022（4）：127-142.

［11］ 吳非，胡慧芷，林慧妍，等.企業數字化轉型與資本市場表現：來自股票流動性的經驗證據［J］.管理世界，2021，37（7）：130-144.

［12］ 何帆，劉紅霞.數字經濟視角下實體企業數字化變革的業績提升效應評估［J］.改革，2019（4）：137-148.

［13］ 魯曉東，連玉君.中國工業企業全要素生產率估計：1999—2007［J］.經濟學（季刊），2012，11（2）：541-558.

［14］ LEVINSOHN J，PETRIN A.Estimating production functions using inputs to control for unobservables［J］.Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

［15］ 陳志斌，王詩雨.產品市場競爭對企業現金流風險影響研究：基于行業競爭程度和企業競爭地位的雙重考量［J］.中國工業經濟，2015（3）：96-108.

［16］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展［J］.心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

［17］ 金環，魏佳麗，于立宏.網絡基礎設施建設能否助力企業轉型升級：來自“寬帶中國”戰略的準自然實驗［J］.產業經濟研究，2021（6）：73-86.

［18］ 許恒，張一林，曹雨佳.數字經濟、技術溢出與動態競合政策［J］.管理世界，2020，36（11）：63-84.

［19］ 李琦，劉力鋼，邵劍兵.數字化轉型、供應鏈集成與企業績效：企業家精神的調節效應［J］.經濟管理，2021，43（10）：5-23.

［20］ 余明桂，鐘慧潔，范蕊.業績考核制度可以促進央企創新嗎？［J］.經濟研究，2016，51（12）：104-117.