城市營商環境對企業數字化轉型的影響研究

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A 文章編號：1007-0753（2025）4-0065-15

一、引言

隨著以人工智能、云計算、大數據等為代表的新一代數字技術的迅猛發展，數字經濟正與經濟社會各領域各層面進行深度融合，并逐漸成為重組全球要素資源、重塑全球經濟結構、改變全球競爭格局的關鍵力量（蔡宏波等，2023）。根據中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展研究報告（2024年）》，2023年我國數字經濟規模達53.9萬億元，連續12年明顯高于同期GDP名義增速，占GDP的比重達到 42.8% ，數字經濟已經成為國民經濟發展的重要支撐。對于國民經濟中的微觀企業來說，實現數字經濟與實體經濟深度融合的過程本質上是進行數字化轉型的過程（金星曄等，2024），亦是把數字技術逐步應用到具體的生產經營行為變革的過程。在現實需求和政策引領下，數字化轉型已經成為微觀企業高質量發展的必由之路（吳非等，2021）。

制度經濟學理論認為，企業的組織結構根植于其所處的制度環境，其經營活動受到制度環境的影響（Williamson，2000）。因此，企業的數字化轉型活動可能會受到其外部制度安排的影響，企業所處地區的營商環境可以通過相應機制來影響企業的數字化轉型。作為企業外部環境的一個綜合生態系統，營商環境是企業從事經營活動過程中所面臨的公共服務、人力資源、市場環境、創新環境、金融服務、法制環境和政務環境等外部因素的總和（李志軍，2023）。黨的二十大報告提出“完善產權保護、市場準入、公平競爭、社會信用等市場經濟基礎制度，優化營商環境”。因此，基于目前我國區域經濟發展不平衡的現實，從制度經濟學視角出發，研究宏觀制度層面的營商環境對微觀企業數字化轉型的影響及其作用機制，不僅對拓展宏觀制度環境對微觀企業的影響研究有一定的理論價值，而且對企業加快實現數字化轉型、促進經濟高質量發展有著重要的現實意義。

基于此，本文以2017—2022年我國滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗營商環境對企業數字化轉型的影響及其作用機制。與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻在于以下三個方面：第一，目前關于企業數字化轉型的研究主要集中在數字化轉型帶來的經濟后果，較少關注到企業數字化轉型背后的驅動因素。驅動因素層面的研究又主要集中于企業內部條件，往往忽略了外部制度環境的影響。本文從制度經濟學視角出發，探究營商環境優化對企業數字化轉型的影響，拓寬了企業數字化轉型驅動因素特別是宏觀層面因素的理論與實證研究。第二，現有關于營商環境經濟后果的文獻較為豐富，為宏觀制度環境影響微觀企業方面的研究奠定了一定的理論基礎，但鮮有文獻研究營商環境影響企業數字化轉型的具體機制。本文從企業創新和人力資本視角出發，探討營商環境優化在促進企業數字化轉型中所發揮的作用，進一步從宏觀制度變遷角度探究營商環境對微觀企業行為的影響，豐富了營商環境的相關研究。第三，本文試圖揭示營商環境優化對企業數字化轉型的影響機理，準確評估營商環境優化的經濟后果，有助于更深刻地理解中國制度環境下政府與企業之間的關系，并為政府制定相應的營商環境優化政策從而更有效地助推企業數字化轉型、推動經濟高質量發展提供參考借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）營商環境優化與企業數字化轉型

營商環境是一種外部制度軟環境，反映了區域經濟發展的軟實力，會對區域內的微觀經濟活動產生重要的影響（牛志偉等，2023）。從營商環境的定義看，其是企業經營活動面臨的外部環境的綜合生態系統，同制度與要素方面的政府管理體制機制、金融服務、人力資本等要素密切相關，也與企業生產和銷售面臨的市場環境、法制環境等外部環境因素緊密相聯（李志軍，2023）。企業的數字化轉型是傳統生產模式與數字技術的深度融合，依托企業技術創新對數字資產進行識別、選擇、過濾、存儲和應用（吳非等，2021），從而對現有生產資源進行重組優化的過程（袁淳等，2021）。因此，企業數字化轉型是一個復雜的系統工程，需要大量的資源投入，也需要良好的外部

環境支撐。

資源依賴理論認為，企業經營通常依賴外部關鍵性資源，而這些資源由企業外部利益相關者特別是政府部門進行配置（Du和Luo，2016）。因此，企業在制定戰略時會傾向于契合政府政策導向。在營商環境較好的地區，市場會更加公開透明，這降低了尋租的可能性（Prajogo，2016），使得資源配置效率更高，企業更容易獲取數字化轉型所需要的資源。同時，在國家大力發展數字經濟的大背景下，地方政府發展數字經濟的政策導向也更加明顯。因而，企業進行數字化轉型的意愿也將更加強烈。有研究指出，政府政策作為正式制度的一種形式，可以重塑企業的行為決策偏好，使其加深對數字化轉型的認知，從而提高其數字化轉型意愿（陳南旭和崔楷彬，2024）。

在數字化轉型的過程中，企業依靠數字技術進行生產經營方式的變革，而數字技術大多表現為數據編碼形式，具有無實體性、易復制的特點，增加了模仿、竊取和復制的可能性，導致侵權行為增多。這使得企業進行數字化轉型的風險大大增加，削弱了其數字化轉型的積極性，阻礙了其數字化轉型的進程（甄紅線等，2023）。公平公正的市場環境和法制環境是營商環境持續優化的重要工作任務。持續優化營商環境能夠推進司法制度改革，促進市場環境及法制環境的完善（潘越等，2022）。在立法層面，不斷完善相關法律制度，如制定專門的知識產權保護條例，可以減少企業在數字化轉型過程中因知識產權權屬不清導致的糾紛和成本，增強企業創新的信心和動力；在司法層面，可以提高司法系統工作效率，使企業在面臨侵權等糾紛時能夠及時獲得司法救濟，還可以通過司法大數據分析系統，對市場中侵權、不正當競爭行為的發生規律、趨勢進行研判，為類案裁判提供參考，推動裁判尺度統一，提升司法公信力和可預期性。通過立法層面的制度完善與司法層面的效率提升雙輪驅動，能夠營造穩定、公平、透明、可預期的市場競爭環境和法治環境，及時高效遏制侵權、不正當競爭等行為，凈化市場經營生態。在此環境下，企業能夠更放心地投入資源進行數字化轉型?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O1：

H1：營商環境優化能夠顯著促進企業數字化轉型。

（二）營商環境優化、企業研發支出與企業數字化轉型

企業在數字化轉型過程中，需要運用數字技術進行舊設備的改造升級，這些研發創新活動有著不確定性大、前瞻性強等特點，需要大量的資金支持（尚洪濤和宋岸玲，2023）。因此，企業能否獲得充足的資金支持進行持續的研發支出成為企業數字化轉型的關鍵因素之一。營商環境的優化與交易成本和融資約束緊密相關，良好的營商環境能夠從多個維度降低企業交易成本，并緩解企業融資約束。

從交易成本理論來看，市場機制不健全和政府治理不完善是產生交易成本的直接原因（張兆國等，2024）。一方面，良好的營商環境體現在政策法規的完善及其執行的透明化。政府通過簡化行政審批流程，減少不必要的行政干預，能夠極大地降低企業的制度性交易成本，避免因信息不透明而產生額外的搜尋成本與溝通成本。另一方面，優化營商環境有利于規范市場秩序，從而能夠減少企業因不確定性風險帶來的交易成本。政府嚴格規范收費和罰款，杜絕強制攤派、征收過頭稅費、違規設置罰款項目等行為，能夠穩定企業的經營預期。規范市政公用服務價外收費，明確收費清單，制止強制捆綁搭售，可以避免企業在基礎服務使用中遭遇不合理收費，降低企業的運營成本。因此，營商環境優化減少了企業的交易費用，從而強化了企業的數字化轉型意愿，降低了數字化轉型風險（Yan等，2018）。

營商環境優化還可以緩解企業融資約束，給企業帶來更多的資金支持。一方面，良好的法治環境保障了金融市場的有序運行。完善的法律法規能夠明確金融交易各方的權利與義務，降低金融機構與企業之間的信息不對稱程度，增強信用風險管理與質量內控（周澤將等，2020）。當企業在清晰的法律框架下經營時，金融機構對企業的還款能力和信用狀況也會更有信心，愿意為企業提供融資支持。另一方面，優化營商環境有助于推動金融服務的規范與創新。政府鼓勵銀行等金融機構對小微企業貸款利率等予以合理優惠，并加快健全銀行收費監管長效機制，避免銀行在融資服務中出現不落實小微企業優惠政策、轉嫁成本、強制捆綁搭售等行為，降低了企業的融資成本。從企業決策視角來看，營商環境優化為企業節省交易成本并緩解融資約束后，企業內部資金狀況得到顯著改善，企業基于戰略考量，傾向于將資金投入創新研發，以帶來更高的潛在收益，比如開發新產品、優化生產流程、拓展新市場等，進而幫助企業在激烈的市場競爭中脫穎而出。綜上所述，營商環境優化降低了企業的交易費用，緩解了企業的融資約束，使得企業有動力將財力投入到有助于增強市場競爭力的創新研發上，為數字化轉型奠定資金基礎（尚洪濤和宋岸玲，2023）。基于此，本文提出研究假設2：

H2：營商環境優化可以通過增加企業研發支出來促進企業數字化轉型

（三）營商環境優化、企業人力資本結構與企業數字化轉型

數字技術更新升級速度快、技術要求高，對企業的人力資本提出了更高的要求。因此，充足的高端人才儲備是企業數字化轉型的必要條件（楊仁發，2021）。在資源依賴理論框架下，企業對外部資源存在著高度依賴，而營商環境作為企業生存與發展的重要外部條件，其優化對吸引高端人才具有關鍵作用。

首先，營商環境的優化能夠為企業帶來更為豐富的資源。政策支持體系如稅收優惠、財政和人才補貼等，能為企業節省大量成本，使得企業有更多的資金投人研發創新、市場拓展等領域（劉明慧和李秋，2024），從而為高端人才提供廣闊的事業發展平臺，滿足其對職業成長和自我實現的追求。其次，良好的營商環境能夠確保企業運營的持續性與穩定性。完善的法律制度和高效的政府服務減少了企業經營過程中的不確定性風險，從而為員工提供長期穩定的工作崗位以及明確的職業普升路徑。企業良好的發展前景和職業的穩定性是高端人才在擇業時考慮的重要因素（王秀梅等，2023）。此外，營商環境的優化還能提升區域綜合生活服務水平。優化營商環境往往伴隨著基礎設施的完善、公共服務水平的提高，包括便捷的交通網絡，優質的教育、醫療資源等。這對于保障高端人才及其家庭生活質量至關重要。高端人才在選擇工作地點時，也會考慮到城市公共配套設施和其他配套保障（王秀梅等，2023）。良好的生活資源對高端人才具有強大的吸引力，促使他們向營商環境優良的地區會聚，從而幫助企業改善人力資本結構?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僭O：

H3：營商環境優化可以通過改善企業人力資本結構來促進企業數字化轉型

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2017—2022年我國滬深A股上市公司作為研究樣本。營商環境數據來源于李志軍主編的中國城市營商環境評價系列報告。企業數字化轉型數據和其他財務數據均來自國泰安（CSMAR）數據庫。為了使樣本數據更具代表性，對樣本進行如下處理：（1）剔除ST、*ST的樣本；（2）剔除當年剛上市的樣本；（3）剔除金融行業樣本；（4）剔除數據缺失的樣本。最終得到14791個公司年度觀測值。

（二）變量測量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是企業數字化轉型（Dig）。現有文獻大多采用詞頻法對企業數字化轉型進行衡量，即先構建一個包含各種數字技術的關鍵詞詞庫，然后根據這些關鍵詞在上市公司年報中出現的頻率，構建企業數字化轉型指標（金星嘩等，2024）。本文借鑒以往研究（李思飛等，2023；甄紅線等，2023；耀友福和周蘭，2023），采用國泰安（CSMAR）數據庫中國上市公司數字化轉型研究數據庫中的企業數字化轉型指數來衡量企業數字化轉型水平。該指數利用文本技術提取上市公司年報、募集資金公告、資質認定公告等的內容，對文本做分詞處理與詞頻統計，篩選出與數字化轉型相關的高頻詞匯，統計各維度關鍵詞出現的頻次。該指數包含戰略引領、技術驅動、組織賦能、環境支撐、數字化成果和數字化應用等6個一級指標和31個二級指標，各個指標的明細及權重如表1所示。在對具體指標進行標準化處理后，按照上述權重加權匯總得到最終的企業數字化轉型指數。其中，企業數字化轉型指數越大，表明企業數字化轉型水平越高。

表1企業數字化轉型指標體系

2.解釋變量

本文的解釋變量是營商環境（ ?BE ）。借鑒以往研究（杜運周等，2022；牛志偉等，2023；李文釗等，2023），本文采用中國城市營商環境指數（李志軍，2019，2021，2023）來衡量。該指數按照綜合性、可操作、可量化和科學性的原則，從公共服務、人力資源、市場環境、創新環境、金融服務、法治環境和政務環境等7個方面對城市營商環境進行了詳細、全面、客觀的評價。評價指標體系包含上述7個一級指標，下設18個二級指標和23個三級指標，通過效用值法對各指標進行無量綱化處理，效用值的計算公式為yi=xmax-xmin 中， i 表示指標， j 表示區域， x_ij 為 i 指標在 j 區域的取值， x_imax 為該指標的最大值， x_imin 為該指標的最小值，效用值的值域為 [0，100] 。通過變異系數法確定權重，權重計算公式為 ，其中 V（i） 為各指標的變異系數。各個指標的明細、權重以及數據來源如表2所示。按照上述權重加權計算各指標得分，得出最終的城市營商環境指數。其中，城市營商環境指數越高，表明城市營商環境水平越高。

表2城市營商環境評價指標體系

注：上述指標體系為2019—2022年的指標體系，2017—2018年的指標體系與之有所不同（一級指標包含政府效率、人力資源、金融服務、公共服務、市場環境和創新環境），因此在后續穩健性檢驗時對指數做了對數處理以解決不同指標體系帶來的離散度問題。

3.中介變量

本文的中介變量為研發支出（RD）和人力資本結構（Edu）。參考相關研究（甄紅線等，2023），研發支出用企業研發支出占營業收入的比重來衡量。人力資本結構差異的主要原因是員工技能水平的不同，員工技能水平可用受教育程度來衡量（牛志偉等，2023），因此，本文采用本科及以上學歷員工占總員工人數的比例來衡量員工受教育程度進而表示人力資本結構。

4.控制變量

為了分析營商環境優化對企業數字化轉型的影響，本文參考以往研究（李思飛等，2023；甄紅線等，2023），對以下變量進行控制：企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、企業現金持有（Cash）、管理層持股比例（Mhshares）、第一大股東持股比例（Top1）、盈利能力（Roa）、總資產周轉率（Turnover）和賬面市值比（BM）。具體的變量及相關定義見表3。

（三）模型設定

本文通過構建多元回歸模型來檢驗營商環境對企業數字化轉型的影響，具體如下：

表3主要變量定義

表4描述性統計結果及VIF值

其中，變量下標i、t分別表示公司和時間。Dig_i，t 為被解釋變量，表示公司 i 在第 t 年的數字化轉型水平，采用數字化轉型指數來衡量。 BE_i，t 為解釋變量，表示公司 i 所在的城市在第 t 年的營商環境指數。Controls為所有的控制變量。 ε_i，t 為模型隨機誤差項。同時，本文還控制了行業固定效應（Ind）和年份固定效應（Year）。此外，在所有回歸模型中都采用了聚類穩健標準誤。

四、實證結果與分析

（一）主要變量的描述性統計

表4報告了主要變量的描述性統計結果以及方差膨脹因子（VIF）檢驗結果。從表4可以看出，企業數字化轉型的均值為38.3853，標準差為10.5474，說明不同企業的數字化轉型程度的差別較大；營商環境的均值為34.6161，標準差為21.8511，說明不同城市的營商環境水平也存在較大的差異。從方差膨脹因子（VIF）檢驗結果來看，所有變量間的VIF值均小于5，這表明本文數據不存在多重共線性問題。此外，表5報告了主要變量之間的Pearson相關系數。從相關系數矩陣可知，營商環境與企業數字化轉型之間的相關系數顯著為正，與理論預期一致。

表5主要變量相關系數矩陣

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著。

（二）基準回歸檢驗

表6報告了營商環境優化對企業數字化轉型影響的基準實證檢驗結果。其中，列（1）和列（2）為控制年份固定效應的結果，列（3）和列（4）為同時控制年份固定效應和行業固定效應的結果?；貧w結果顯示，營商環境的回歸系數均為正值，且均通過了 1% 的統計顯著性檢驗，說明營商環境優化對企業數字化轉型具有正向的促進作用；在加入控制變量以后，營商環境的回歸系數出現合理的縮小，但顯著性保持不變（均通過了 1% 的統計顯著性檢驗），這意味著營商環境優化顯著促進了企業的數字化轉型。由此，本文的假設1得到了驗證。

表6營商環境與企業數字化轉型

注：****、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

（三）企業數字化轉型分類

為了更精確地刻畫營商環境對企業數字化轉型的影響，本文參考相關研究（甄紅線等，2023），對數字化轉型進行分類：根據內容劃分成數字化應用、數字化成果、戰略引領、技術驅動、組織賦能、環境支撐，根據環節劃分成技術創新、流程創新和業務創新，重新進行回歸。

表7營商環境與不同數字化轉型內容的回歸結果

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

1.企業數字化轉型的內容

表7報告了營商環境與不同數字化轉型內容之間的回歸結果。回歸結果顯示，營商環境在列（1）、列（2）、列（3）、列（4）、列（6）中的回歸系數均為正值，且均通過了 1% 的統計顯著性檢驗，說明營商環境優化能夠推動企業數字化應用，豐富企業數字化成果，發揮數字化轉型在企業發展中的戰略引領作用，增強人工智能、區塊鏈、云計算、大數據等新一代信息技術驅動能力，更好地利用現有環境支撐進行數字化轉型，促進數字經濟與實體經濟的深度融合。然而，營商環境在列（5）中的回歸系數為正但并不顯著，說明優化營商環境無法幫助企業通過合理調整組織結構來進行數字化轉型。這可能是因為，相較于數字化應用、技術驅動等外部資源依賴型轉型內容，組織架構的重塑需要企業深入評估自身業務流程、文化傳統與管理體系，更強調內部驅動。比如企業進行扁平化組織改造、跨部門協同機制構建時，主要依據市場競爭態勢的發展和企業長期發展戰略，政府優化審批流程、提供政策支持等營商環境優化措施，可能難以直接干預企業內部組織架構調整的決策鏈條，導致對組織賦能的影響傳導受阻。

2.企業數字化轉型的環節

表8報告了營商環境與不同數字化轉型環節之間的回歸結果?；貧w結果顯示，列（1）、列（3）中營商環境的回歸系數均為正值，且分別通過了 5% 和 10% 的統計顯著性檢驗，說明營商環境優化能夠幫助企業在數字化轉型過程中進行新興集成技術的創新和業務的轉型升級。列（2）中營商環境的回歸系數并沒有通過顯著性檢驗，說明優化營商環境不能促進企業在流程創新環節的數字化轉型。這可能是因為流程創新的效果通常需長期沉淀才能顯現，如供應鏈重構可能需2至3年的時間來驗證效率是否有所提升，使得地方政府更傾向于推動見效快、可量化的轉型領域，如技術創新中的專利產出、業務創新中的數字化產品等，對流程創新的政策支持缺乏針對性，而企業在短期業績壓力下，也可能優先將資源投向技術或業務端的“顯性創新”，而非流程端的“隱性改造”，導致營商環境對流程創新的引導不足。

表8營商環境與不同數字化轉型環節的回歸結果

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

（四）穩健性檢驗與內生性檢驗

前文實證結果表明了營商環境對企業數字化轉型具有促進作用，為確保研究結果的可靠性，本文采用了一系列的方法進行穩健性檢驗并緩解可能存在的內生性問題。

1.穩健性檢驗

首先，替換核心解釋變量的計算口徑。由于本文的核心解釋變量的衡量指標城市營商環境指數在2019年以后的計算方法有所變化，可能會造成一定的離散度問題。為此，本文采用城市營商環境指數的對數值作為替代變量進行穩健性檢驗。表9列（1）報告了回歸結果。結果顯示，城市營商環境指數對數值（ [sinBE] ）的回歸系數仍為正值，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明在采用新的核心解釋變量計算方式后，營商環境對企業數字化轉型具有顯著的促進作用的結論依然成立，假設1結論穩健。

表9穩健性檢驗：變量替換、模型變換和排除替代性解釋

注：***、**、*分別表示在 1% ！ 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

其次，更換回歸模型。本文進一步采用“時間 × 行業”高階聯合固定效應方法進行穩健性檢驗，以增強結果的解釋力度。表9列（2）報告了回歸結果。結果顯示，營商環境的回歸系數仍為正值，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明在變換回歸模型后，營商環境對企業數字化轉型具有顯著的促進作用的結論依然成立，假設1結論穩健。

最后，刪除部分樣本。為排除地區經濟實力對數字化轉型的潛在影響，本文刪除營商環境較好且綜合經濟實力較強的北京、上海、廣州、深圳等的上市公司樣本，進行穩健性檢驗。表9列（3）報告了回歸結果。結果顯示，營商環境的回歸系數仍為正值，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明在刪除部分樣本后，營商環境對企業數字化轉型的影響仍具有顯著的促進作用，假設1結論穩健。

2.內生性檢驗

滯后期模型。企業數字化轉型水平越高，對城市營商環境的要求也越高，這可能會迫使地方政府優化營商環境，因此營商環境與企業數字化轉型之間可能存在逆向因果方面的問題。本文嘗試將滯后一期的營商環境（L.BE）作為核心解釋變量代入回歸模型進行內生性檢驗。表10列（1）報告了回歸結果。結果顯示，滯后一期的營商環境的回歸系數仍為正值，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明在緩解了逆向因果方面的內生性問題后，營商環境對企業數字化轉型仍具有顯著的促進作用，假設1仍然成立。

工具變量法（IV）。工具變量法是解決內生性問題的常用方法之一，本文參考相關研究（李文釗等，2023），采用城市地形起伏度作為工具變量。從歷史來看，城市地形起伏度對城市的交通通達性和便捷性影響較大。一方面，城市地形起伏度越大，通商環境越閉塞，過去的通商環境會對如今的營商環境產生影響；另一方面，城市地形起伏度越大，城市被分割的概率越高，企業和民眾辦事需要“跑腿”的范圍和難度越大，這可能會影響城市的營商環境。隨著基礎設施建設的日漸完備，地區間交通便利性得以顯著提升，地形起伏度對企業等微觀主體行為的影響正逐步減弱（申爍等，2021）。企業數字化轉型是基于自身發展需求并結合外部技術變革影響所實施的一項舉措，在這一過程中，地理環境因素并不會對企業數字化轉型決策產生直接影響（鈔小靜和張天，2025）。因此，城市地形起伏度作為客觀物理空間指標，對企業數字化轉型不存在直接影響。

本文采用兩階段最小二乘法對工具變量模型進行回歸分析，表10列（2）和列（3）報告了回歸結果。由列（2）的第一階段回歸結果可知，工具變量地形起伏度（ 的回歸系數通過了1% 的統計顯著性檢驗，表明工具變量與解釋變量高度相關。由列（3）的第二階段回歸結果發現，營商環境的回歸系數為正值，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明在引人工具變量后，營商環境優化仍然能夠顯著促進企業數字化轉型，再次驗證了假設1。此外，本文對工具變量的合理性進行了檢驗，在工具變量識別不足的檢驗中，Kleibergen-PaaprkLM統計量 p 值為0.0000；在工具變量弱識別的檢驗中，工具變量第一階段F值大于10，Cragg-DonaldWaldF統計量大于Stock-Yogo弱識別檢驗 10% 水平下的臨界值16.38。因此，工具變量通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗，說明本文選取的工具變量是合理且有效的。

表10內生性檢驗：滯后期和工具變量法

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

五、進一步分析

（一）機制分析

前述研究表明，優化營商環境對企業的數字化轉型起到了顯著的促進作用，本文選取了研發支出和人力資本結構兩個中介變量，對營商環境影響企業數字化轉型的具體機制路徑做進一步研究。本文參考相關研究（文雁兵等，2022；牛志偉等，2023），設計四段式中介效應模型進行檢驗，同時在中介效應中增加使用Bootstrap方法推導的基于百分比的置信區間。具體模型如下：

Dig_i，t=β₀+β₁BE_i，t+β₂Mediator_i，t+ΣControls_i，t+ΣYear+ΣInd+ε_i，t

營商環境、研發支出與企業數字化轉型的機制檢驗結果如表11所示，列（1）中營商環境的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明優化營商環境能夠促進企業數字化轉型；列（2）中營商環境的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，說明優化營商環境促使企業增加了研發支出；列（3）、列（4）中研發支出的系數均顯著為正，且在列（4）中，營商環境的系數較列（1）有所下降。進一步地，本文進行了Sobel檢驗，結果顯示，Z值統計量為18.59，且通過了 1% 的顯著性水平檢驗。本文又進行了Bootstrap（1000次）

表11營商環境、研發支出與企業數字化轉型

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

抽樣檢驗，結果顯示，置信度為 95% 的中介效應置信區間為 [0.0210，0.0266] ，未包含0。綜上所述，研發支出在營商環境和企業數字化轉型之間發揮了中介作用，即優化營商環境會增加企業的研發支出，從而有助于促進企業數字化轉型。由此，本文的假設2得到了驗證。

表12營商環境、人力資本結構與企業數字化轉型

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

營商環境、人力資本結構與企業數字化轉型的機制檢驗結果如表12所示，列（1）中營商環境的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，表明優化營商環境能夠促進企業數字化轉型；列（2）中營商環境的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗，說明優化營商環境能夠促使企業進行人力資本結構升級；列（3）、列（4）中人力資本結構的系數均顯著為正，且在列（4）中營商環境的系數較列（1）有所下降。本文進一步進行Sobel檢驗，結果顯示，Z值統計量為24.21，且通過了 1% 的顯著性水平檢驗。本文又進行了Bootstrap（ 1 000 次）抽樣檢驗，結果顯示，置信度為 95% 的中介效應置信區間為 [0.0340，0.0406] 未包含0。綜上所述，人力資本結構在營商環境和企業數字化轉型之間發揮了中介作用，即優化營商環境會促使企業進行人力資本結構升級，從而有助于促進企業數字化轉型。由此，本文的假設3得到了驗證。

（二）異質性分析

在上述檢驗中，本文基于全樣本視角驗證了營商環境對企業數字化轉型的影響。值得注意的是，在不同企業屬性差異下，營商環境對企業數字化轉型的影響可能存在差異。為此，本文按照產權屬性（國有和非國有）和行業（制造業和非制造業）進行分組回歸，檢驗營商環境的異質性影響。

按照產權屬性分組的回歸結果見表13列（1）和列（2）。由表13列（1）國有企業樣本的回歸結果可知，營商環境的系數不顯著；由表13列（2）非國有企業樣本的回歸結果可知，營商環境（BE）的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗。為了檢驗分組回歸的組間系數差異，本文采用費舍爾組合檢驗方法，通過Bootstrap方法對兩組間系數的差異性進行了500次抽樣檢驗。結果顯示，組間系數差異在 1% 的水平下顯著，說明營商環境優化對企業數字化轉型的影響在非國有企業中表現得更加顯著。這可能是因為在良好的營商環境下，非國有企業利用自身決策流程較短的優勢更容易抓住數字化轉型帶來的機遇，快速制定并實施數字化戰略。同時，非國有企業通常面臨著更為激烈的市場競爭，良好的營商環境為其提供了公平競爭的市場環境和更多的資源支持，促使其更積極地利用數字化技術進行技術創新和業務創新，以獲得競爭優勢。此外，相較于國有企業，非國有企業在傳統資源獲取方面可能面臨更多限制。營商環境的改善可以為非國有企業提供多元化的融資渠道以及豐富的人才資源，這些外部資源能夠幫助其彌補自身資源短板，加速數字化轉型進程。

表13基于產權和行業的異質性分析

注：***、**、*分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平下顯著，括號內是經過聚類穩健標準誤調整的t值。

按照行業分類的回歸結果見表13列（3）和列（4）。表13的列（3）為制造業企業樣本回歸結果，結果顯示，營商環境的系數為正，且通過了 1% 的統計顯著性檢驗；表13的列（4）為非制造業企業樣本回歸結果，結果顯示，營商環境的系數不顯著。為了檢驗分組回歸的組間系數差異，本文采用費舍爾組合檢驗方法，通過Bootstrap方法對兩組間系數的差異性進行了500次抽樣檢驗。結果顯示，組間系數差異在 1% 的水平下顯著，說明營商環境優化對企業數字化轉型的影響在制造業企業中更為顯著。這可能是因為制造業需集成5G、工業互聯網、AI等復雜技術，成本高、風險大，且其業務更為復雜，轉型涉及環節多，優化營商環境可以通過強化知識產權保護、降低技術應用成本、打通數據要素壁壘等，有針對性地破解其高投入風險、長周期試錯、跨環節協同等難題。非制造業企業的業務相對簡單，數字化轉型的需求和難度較低，受營商環境的影響也較小。此外，制造業企業通常具有較大的生產規模和資產投入，良好的營商環境有利于制造業企業獲得更多的金融支持和市場準入機會，助力其進行大規模的數字化改造。相比之下，非制造業企業規模大小不一，數字化轉型的規模效應不顯著，對營商環境的依賴程度也相對較低。

六、結論與啟示

本文以2017—2022年我國滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗營商環境優化對企業數字化轉型的影響，并得出如下結論：營商環境優化有利于促進企業數字化轉型。從企業數字化轉型的內容和環節來看，營商環境優化對于企業數字化轉型內容中的數字化應用、數字化成果、戰略引領、技術驅動和環境支撐具有顯著的正向影響，對于企業數字化轉型環節中的技術創新和業務創新具有顯著的正向影響。機制研究發現，優化營商環境能夠顯著增加企業研發支出和促進企業人力資本結構升級，進而推動企業數字化轉型。異質性檢驗發現，營商環境優化對企業數字化轉型的促進作用在非國有企業和制造業企業中更加顯著。

據此，本文從營商環境優化、政策精準支持、企業轉型路徑三個層面提出如下政策建議：

第一，構建梯度化營商環境優化體系，強化區域協同創新。建議從國家、省級和縣級層面構建梯度化營商環境優化體系。在國家級層面，建立跨部門數字化協同治理平臺，整合市場監管、稅務、金融等多領域數據，提供全流程數字化服務；在省級層面，制定差異化營商環境提升方案，經濟發達地區重點打造“數字孿生”產業園區，中西部地區依托大數據中心建設數據要素交易市場，通過數據共享機制吸引東部企業進行技術遷移；在縣級層面，針對特色產業集群搭建共性技術服務平臺，如在紡織產業集聚區引入智能制造云平臺，降低中小企業數字化轉型門檻。

第二，實施精準化金融與人才政策，激活轉型動能。在金融政策上，構建分層式金融支持體系，針對初創期企業、成長期企業和成熟期企業制定不同的金融支持政策。如對初創期企業設立投資引導基金，對采用人工智能、云計算等新技術的初創期企業給予一定金額的風險補償；對成長期企業建立“數字信貸白名單”，對白名單上的企業提供低利率專項貸款；對成熟期企業支持其發行綠色數字債券，用于建設零碳智能工廠等。在人才政策上，建立階梯化人才培育機制，針對高端人才、專業技術人才和復合型人才實施不同程度的激勵。如對高端人才實施“數字經濟領軍人才引育計劃”，對引進的國家級專家給予相應補貼；對專業技術人才，建立數字技能等級認定制度，對取得高級工及以上證書者給予現金補貼；對復合型人才，支持企業與高校聯合開展“雙導師制”在職研究生培養等。

第三，引導企業實施差異化轉型策略，釋放新質生產力。優良的營商環境能為企業提供良好的外部條件，也會對不同類型的企業產生不同的數字化轉型效果。因此，不同類型的企業應實施差異化的數字化轉型策略。如對非國有企業，應鼓勵其建立數字化轉型聯盟，共享工業軟件、數字設計工具等資源；對制造業企業而言，可推廣“燈塔工廠”建設標準，對獲評國家級智能制造示范工廠的企業實施獎勵。此外，還應推動企業設立如“首席數據官”之類的高管職位，強化數據資產治理；鼓勵企業參與國際數字經濟標準的制定，提升我國數字經濟國際話語權。

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（責任編輯：張艷妮）

Research on the Impact of Urban Business Environment on Enterprise DigitalTransformation

WEI Jie

（PartySchool ofShangyu，Shaoxing）

Abstract：Digital transformation has become an important driving force for promoting high-quality development of the Chinese economy.Based on the panel data of Shanghai and Shenzhen A-share listed during 2Ol7 to 2022， this study investigates the internal mechanism and the influence of business environment on the digital transformation of enterprises and its mechanism.The results show that，the business environment optimization can promote the digital transformation of enterprises.Mechanism test shows that the business environment mainly promote the digital transformation of enterprises by increasing enterprise Ramp;D expenditure and promoting the upgrading of enterprise human capital structure.Heterogeneity analysis shows that the promotion effect is more significant in non state-owned and manufacturing enterprises.This willexpand the theoretical perspective of the impact of macro institutional environment on micro enterprises，and also provides certain implications for continuously optimizing the urban business environment， promoting enterprises'digital transformation and realizing high-quality economic development.

Keywords：Business environment ;Enterprise digital transformation;Ramp;D expenses; Human capital structure