创新能力视角下数字化与制造业企业财务绩效的关系研究

1引言随着数字化时代的到来，很多企业都开始走创新驱动高质量发展路线。随着数字化与信息化的不断演化，很多企业为了降低运营成本、提高生产效率，开始逐步进行数字化转型。党的二十大报告指出要加快建设制造强国、数字中国。然而，我国制造业企业在数字化转型过程中仍存在很多问题。从高质量发展的角度，数字化转型是否有助于企业提高在行业中的竞争能力？技术创新在其中究竟能发挥多大作用？基于此，本文将宏观层面与企业微观数据结合，通过固定效应回归模型分析结果，分析了制造业数字化转型、技术创新与财务绩效的内在机制，为助力企业高质量发展提供经验证据。2理论分析与研究假设2.1数字化转型与财务绩效关于数字化转型对财务绩效的文献有很多，但是数字化转型是否能够直接促进财务绩效至今没有达成统一的定论。大部分人认为数字化转型能够显著提升财务绩效。如李勇建等[1]认为，基于现有平台搭建的数字化平台是企业自身的一次升级，同时也会相应地对产品和服务进行升级迭代，通过数字化转型企业可以更加便利地寻求新的市场机遇，进而提高绩效水平。在企业运营过程中融入数字化技术，一方面企业对资源的使用效率会得到大幅提高，依托信息化平台更容易获取信息、按需设计生产，因而制造业企业的整个业务流程会进行精简，生产成本变少；另一方面，企业管理效率会得到提升，延长企业价值链提高企业效率，企业会在与其他企业的竞争中脱颖而出。基于此，本文提出假设1：数字化转型可以正向促进制造业企业财务绩效的提升。2.2数字化转型、技术创新与财务绩效通过整理相关文献发现，企业的创新能力可以从技术创新投入和技术创新产出两个方向阐述。在企业进行数字化转型实现跨界融合，希望增加核心竞争力时，同行业的其他企业也会效仿进而使企业间的竞争更加激烈，企业只有不断进行创新且优化生产流程，才能实现降低运行成本提高生产效率，增强抵抗风险的韧性。因此，企业全方位进行技术改造，加大研发投入来强化企业的抗风险能力，提升财务绩效，实现高质量发展。数字化转型给企业提供了便利的信息检索及即时通信优势，同时改善了企业与其他主体的联系，在此基础上，企业可以跨界接受信息、拓宽认知，进而获取到更多关于创新的想法，促进自身的创新产出，提高企业财务绩效。另外，物联网、AI等的发展改变了企业对于员工的需求，高学历员工占比不断增加会刺激原有员工提升自己，直接提高企业整体员工水平。企业文化的改变和高素质员工的结合让企业在生产经营过程中可以获得“1+1＞2”的回报。因此，提出以下假设：假设2a：数字化转型通过增加技术创新投入提升财务绩效。假设2b：数字化转型通过增加技术创新产出提升财务绩效。3研究设计3.1数据来源与处理本文以2011-2021年上市公司为研究样本，并剔除了ST、PT、财务数据异常的公司，最终有11591条数据用于本文研究，数据主要来源于CSMAR数据库。同时对所有变量进行双侧缩尾处理。3.2变量定义3.2.1被解释变量财务绩效能够反映制造业一段时间内的经营状况。以往研究中，通常选用净资产收益率、市盈率等作为衡量企业财务绩效的指标，其中净资产收益率能完整地反映企业的经营和盈利状况，在财务绩效分析领域中广泛应用。因此，本文采用净资产收益率来衡量。3.2.2解释变量对于数字化转型，现有主流的几种量化方式。本文参考吴非等[2]的文章，运用文本分析技术，参照赵宸宇[3]划分的制造业上市公司数字化转型维度和关键词，将同类关键词与当年同一行业全部企业同类关键词最大值的比值作为数字化转型度量指标。3.2.3中介变量本文将前人测量企业技术创新能力的研究成果进行总结，参考白福萍等[4]、尹夏楠等[5]的做法，将制造企业的创新能力从技术创新投入和技术创新产出两个角度衡量。企业创新投入：本文使用研发人员占比、研发投入水平两个指标衡量企业的技术创新投入，计算公式为企业创新投入=0.5×研发投入水平+0.5×研发人员占比。企业创新产出：本文用企业当年独立获得的发明数量取对数来衡量。3.2.4控制变量本文借鉴相关研究成果，筛选出企业规模（Size）：资产总额取对数；上市年限（ListAge）：当年年份与上市年份差额加一取对数；大股东持股比例（Top1）：第一大股东所持股权占股权比例；两职合一（Dual）：总经理与董事长由同一个人任职取1，否则取0；股东资金占用（Occupy）：其他应收款除以总资产；产权性质（Soe）：国营企业记为1，否则为0等控制变量加入回归模型中。3.3模型构建为检验数字化对制造业财务绩效的提升效应，下文参考戚聿东和蔡呈伟[6]的做法构建了直接效应检验模型，如下所示：其中，被解释变量是净资产收益率（ROE），核心解释变量是数字化转型程度（Dig），CVs表示为了缓解遗漏变量影响而选取的控制变量，包括企业规模（Size）、上市年限（ListAge）、大股东持股比例（Top1）、两职合一（Dual）、股东资金占用（Occupy）、产权性质（Soe）。此外，年份（Year）和行业（Firm）是虚拟变量，εi,t是模型的随机误差项。当α1＞0时假设1成立。虽然直接效应检验模型可以验证数字化转型与企业财务绩效之间的关系，但是关于本文选取的3个中介究竟是否成立还不得而知。由此，为了检验假设2a、2b是否成立，进一步通过中介效应模型进行机制识别检验，模型设定如下：其中，模型（2）主要检验中介变量与数字化转型之间的关系，模型（3）是加入中介变量后，检验数字化转型、财务绩效与技术创新能力之间的关系。Mediatori,t表示中介变量技术创新能力，其余变量与模型（1）一致。4实证结果与分析4.1描述性分析如表1主要变量描述性统计所示，本次样本的观测值是11591个，存在部分缺失。核心被解释变量财务绩效ROE最大值1.536，均值0.072，说明虽然都是制造行业但是企业之间差异较大；数字化转型Dig最大值为1，最小值为0，均值为0.109，可以看出制造业整体数字化转型程度较低；中介变量Rdi最大值为96.15，最小值为0，均值为7.134，整体数值偏低；Pate最大值为7.824，最小值0，均值为0.839，说明虽然创新对于企业发展很重要，但样本企业创新能力水平较低，这可能跟我国制造业自主创新开始时间较晚有关。表1主要变量描述性统计4.2回归分析本文运用stata16.0对样本数据进行分析，验证数字化转型、创新能力与财务绩效的关系，实证结果如表2所示。第（1）列中数字化转型Dig与财务绩效ROE在5%的水平上显著正相关，相关系数是0.0155，结果验证了假设1。表2中第（2）～（5）列的模型2为检验技术创新能力在数字化转型和财务绩效之间的中介作用。第（2）列数字化转型Dig的回归系数为3.3725，在1%水平上显著，第（3）列数字化转型Dig和技术创新投入Rdi的回归系数分别为0.0135和0.0006，均在10%水平上显著，由于上述回归系数皆显著为正，说明中介效应存在且为部分中介，验证了假设2a。这说明数字化转型可以通过技术创新对原生产流程进行升级再造，更加方便地获取信息，实现信息共享降低了技术创新的成本、通过降本增效提高财务绩效。第（4）列数字化转型对技术创新产出系数在1%水平上显著为正，第（5）列数字化转型Dig和技术创新产出Pate的回归系数分别为0.0147、0.0019，在5%和10%水平上显著。同样技术创新产出中介效应存在且为部分中介，验证了假设2b。这说明数字化转型增加了企业发明的数量，进而提升企业财务绩效。这很可能是因为借助数字化大数据平台，企业能更精准地获知市场信息，实时根据状况进行产线调整，研发出更符合客户喜好的产品，提高企业的产品竞争力，获得更多的回报。这些都说明数字化转型对企业财务绩效有正面影响。表2基准回归结果4.3稳健性检验本文采用变量替代的方法来进行稳健性检验，基于上文构建的模型，将关键解释变量企业财务绩效ROE进行替换。参考杜建菊和朱沛文[7]的研究，将净资产收益率（ROE）替换为总资产收益率（ROA）进行稳健性检验。检验结果如表3所示，第2列、第4列和第6列将被解释变量替换为ROA，相关系数分别为0.0083、0.0067和0.0078，且在5%和10%水平上显著。根据中介效应检验流程可知，创新能力的部分中介效应依旧存在，充分证明了本文的稳健性。表3稳健性检验5结语在信息化时代，面对动荡的环境，数字化转型对于企业高质量发展具有重要意义。本文以沪深上市公司作为研究对象，选取2011-2021年的数据，探究了数字化转型对企业财务绩效的影响。研究发现：数字化转型对企业财务绩效具有促进作用；技术创新投入和技术创新产出在数字化转型和企业财务绩效中均具有部分中介作用。基于以上结论，本文提出以下两点建议供参考：第一，制造业企业应抓住数字化转型带来的机遇，加快数字化转型的步伐。企业应该不断更新产品服务等，形成区别于竞争对手的独特差异，这