建筑業上市公司數字化轉型對創新效率的影響研究
——基于“數字化悖論”視角

申 宏,閆 鑫,樂菲菲

(1.濟南四建集團有限責任公司,山東 濟南 250002;2.濟南大學,山東 濟南 250002)

一、引言

2022年,住房和城鄉建設部在《“十四五”建筑業發展規劃》中明確指出,要“著力構建行業發展新格局”,實現“建筑業發展質量和效益大幅提升”。建筑業是保證我國就業穩定、拉動經濟增長的重要組成部分,據統計,2020年建筑業生產總值約占我國生產總值的26%,使5000多萬人獲取了就業機會(趙峰等,2021)[1]。然而,如今的建筑業面臨著整體生產效率增長緩慢、資源利用率低等問題(吳翔華和儲心怡,2022)[2],如何推動建筑業高質量發展仍是重點關注的問題。

我國在“十四五”規劃中明確指出,要“加快推動數字化發展,建設數字中國”,而完成這一目標則需堅持以創新驅動發展,以科技完善體制機制,實現智能建造(孫潔等,2021)[3]。與大多發達國家相比,我國建筑業發展尚未完善,迫切需要提升建筑業企業核心競爭力。數字經濟時代,互聯網、人工智能、云計算等數字技術飛速發展,將數字技術與建筑業發展相融合,成為推動建筑業企業高質量發展的關鍵,以數字技術驅動建筑業創新既是機遇也是挑戰(李世春,2020)[4]。

關于數字化轉型與創新效率之間的研究大多以A股上市公司或是制造業為主,以建筑業企業為樣本探究數字化轉型如何影響企業創新效率的研究尚未豐富?；诖?本文以2010—2021年我國A股建筑業上市公司數據為樣本進行分析,探究數字化轉型會對創新效率產生怎樣的影響,以及二者之間的作用機制。

二、理論分析與研究假設

(一)企業數字化與創新效率

數字技術的運用可以改變企業原有業務流程(Legner和Eymann,2017)[5],更新商業模式。數字技術為建筑業邁向“智能建造”提供了關鍵技術和平臺。20世紀初,CAD技術的運用大大提高了建筑業出圖率,促進建筑業信息化變革(鄧雪原,2013)[6]。21世紀初,BMI技術的引入降低了建筑成本,大大提高了建造效率(陳興海和丁烈云,2014)[7]。數字技術的運用是實現工業4.0參考框架的重要推動力(Craveiro等,2019)[8]。Ritter和Pedersen(2020)認為,數字技術可最大限度利用企業資源,降低企業投資成本[9]。陳劍等(2020)認為,數字技術能夠提高企業產品設計和服務的能力[10]。梁琳娜等(2022)認為數字平臺的構建更能滿足消費者需求[11]。然而,企業數字化轉型并非一蹴而就,需要經歷一定過程,并非所有數字化轉型階段都能有利于企業創新。

適度數字化轉型能夠提高創新效率,而過度數字化轉型則會抑制企業創新效率。在建筑業企業數字化轉型初期,數字技術的運用大大降低了企業成本與能耗,企業經營效率提高,企業創新水平也有所提高(何帆和劉紅霞,2019)[12]。陳巖等(2020)認為數字化轉型可使產品和服務數字化,有助于推動企業創新[13]。由此看來,數字化轉型在一定程度上能夠提升創新效率,然而在企業數字化轉型超過一定程度時,數字化投入將會占據企業過多資源,造成資源分配不均,反而不利于企業維持正常的生產經營。同時,過多數字投入也會使企業價值鏈變得復雜,企業與過度數字化要求相匹配(余菲菲,2020)[14],這些都會對企業創新效率產生負面影響,即數字化轉型與創新效率間存在“數字化悖論”。綜上所述,本文提出以下假設:

假設一:數字化轉型與創新效率間呈倒“U”型關系。

(二)數字化轉型、融資約束與創新效率

融資約束是影響企業創新的重要因素。創新項目的推進需要大量資金投入,而企業在經營過程中往往會面臨“融資難”“融資貴”等問題?！叭谫Y難”“融資貴”使得企業無法從外部獲取資金支持,創新項目的進行僅能依靠企業內部資金(孫潔和李杰,2022)[15],長此以往,企業創新投入將會不足,創新效率隨之下降,故有效緩解融資約束能極大程度上提高企業創新水平。

數字化轉型初期,一方面,政府對于企業實行的稅收優惠、貼息貸款、財政補貼等,有效推動建筑業創新產品的研發和使用(孫潔等,2021)[3],政府給予企業的資金支持能在極大程度上緩解企業融資困境;另一方面,數字技術的運用能夠增加企業內部治理透明度,降低外部監督和審查成本(羅進輝和巫奕龍,2021)[16],此種成本的減少也有助于緩解融資約束(Fazzari和Hubbard,1987)[17]。然而,隨著數字化程度的不斷推進,數字化投資將占據企業大部分資源,企業若想加大研發投入則需借助外部資金,而“融資難”“融資貴”等問題難以融入過多資金,此時企業創新項目將得不到充足資金支持,創新效率隨之下降?；谏鲜龇治?本文提出以下假設:

假設二:融資約束在數字化轉型與創新效率之間存在中介效應。

三、研究設計

(一)樣本與數據來源

為檢驗建筑業上市公司數字化轉型與創新效率之間的關系,搜集2010—2021年我國A股建筑業上市公司數據為樣本,共包括105家建筑業企業,所選數據均來自于國泰安數據庫。同時,為保證實證回歸結果的合理性和正確性,對數據進行以下處理:①刪除ST、*ST企業數據;②刪除變量缺失數據;③在1%和99%水平上對各連續變量進行縮尾。在經過以上處理后,最終共得到800個觀測值。

(二)變量選取與說明

1.被解釋變量

創新效率(IE)。借鑒黎文婧和鄭曼妮(2016)[20]、權小鋒和尹洪英(2017)[21]等研究,主要通過創新產出與創新投入的比值計算創新效率。其中創新產出主要通過專利申請數量進行測量,這里的專利包括發明、實用新型以及外觀設計。創新產出運用創新產出與投入之比進行計算創新效率。創新投入則通過研發支出加一的對數進行測量。故本文用“LN(申請專利數之和+1)/LN(研發支出+1)”計算創新效率(IE1)。此外,考慮到三種專利對于企業的重要性存在些許差異,對三種專利按3∶2∶1的比例進行權重分配,即使用“LN(專利申請權重數+1)/LN(研發支出+1)”再次計算創新效率(IE2)。

2.解釋變量

數字化轉型(DIG)。借鑒袁淳等(2021)[20]研究,本文通過以下步驟構建衡量企業數字化轉型的指標:①首先構建數字化術語詞典,參考何帆和劉紅霞(2019)[12],手工搜集2010—2021年間與數字經濟政策相關的國家文件,以提取數字化轉型相關詞匯,并經Python技術處理等,最終構建數字化術語詞典;②基于Python數據挖掘技術對年報進行文本分析,統計數字化相關詞匯出現的頻率;③用“數字化相關詞匯頻數/年報MD&A語段長”計算得出數字化轉型程度(DIG)。為方便觀察,將該值乘以100,DIG的值越大,表明企業數字化轉型程度越高。

3.中介變量

融資約束(KZ)。借鑒Kaplan和Luigi(1997)[22]、譚躍和夏芳(2011)[23]、魏志華等(2014)[24]等研究,通過以下步驟構建融資約束指數:①依據經營性凈現金流、現金股利、現金持有、資產負債率、托賓Q值對所選樣本進行分類。若經營性凈現金流小于中位數,那么KZ1 取1,否則取0;若現金股利小于中位數,那么KZ2取1,否則取0;如果現金持有小于中位數,那么KZ3 取1,否則取0;若資產負債率大于中位數,那么KZ4取1,否則取0;如果托賓Q值大于中位數,那么KZ5 取1,否則取0。②由KZ =KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5,計算得出KZ。③由模型(1)計算出建筑業上市公司融資約束程度KZ指數,若KZ的值越大,表明企業融資程度越高。

KZi,t=β1CASHi,t-1+β2DIVi,t-1+β3HOLDi,t-1+β4LEVi,t-1+β5TQi,t-1

(1)

4.控制變量

借鑒以往參考文獻,本文選用AGE(企業年齡)、OCCUPY(大股東資金占用)、ROE(凈資產收益率)、CASH(現金流比率)、BALANCE(股權制衡度)、BOARD(董事會人數)、TQ(托賓Q值)作為回歸控制變量。此外本文還控制了年度(Year)和個體(Firm)虛擬變量(見表1)。

表1 變量定義

(三)模型構建

為驗證建筑業上市公司數字化轉型與創新效率之間的關系,本文構建模型(2)和模型(3):

IE1i,t=α+βDIGi,t+δDIG2i,t+γControli,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(2)

IE2i,t=α+βDIGi,t+δDIG2i,t+γControli,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(3)

為檢驗融資約束在建筑業上市公司與創新效率間的中介效應,借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[25]等研究,構建模型(4)(5)(6):

KZi,t=α+βDIGi,t+δDIG2i,t+γControli,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(4)

IE1i,t=α+βDIGi,t+δDIG2i,t+φKZi,t+γControli,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(5)

IE2i,t=α+βDIGi,t+δDIG2i,t+φKZi,t+γControli,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(6)

在模型(2)-(6)中,IE1和IE2代表企業創新效率、DIG和DIG2分別代表數字化轉型指數的一次項和二次項、KZ為企業融資約束指數、Control為一組控制變量。此外,上述模型還控制了年度和個體虛擬變量。

四、實證分析

(一)描述性分析

表2為各主要變量描述性分析結果。其中,創新效率IE1的最小值為0,最大值為0.359,均值為0.163,標準差為0.099;創新效率IE2的最小值為0,最大值為0.398,均值為0.199,標準差為0.112,可以看出,不同建筑業上市公司創新效率存在顯著差異。數字化轉型DIG的最小值為0,最大值為2.21,均值為0.483,標準差為0.431,可以看出不同建筑業上市公司數字化轉型程度存在較大差距。融資約束KZ的最小值為-3.346,最大值為6.129,均值為2.821,標準差為1.675,說明不同建筑業企業融資約束都存在明顯差異。

表2 描述性分析結果

(二)相關性分析

表3為各主要變量相關性分析結果。其中創新效率IE1與數字化轉型DIG的系數為0.155,且在1%水平上顯著,創新效率IE2與數字化轉型DIG的系數為0.152,且在1%水平上顯著,可以初步判斷建筑業上市公司數字化轉型對創新效率的影響顯著為正。其余控制變量與創新效率的系數的絕對值最大為0.264,說明不存在嚴重多重共線性問題。

表3 相關性分析結果

(三)實證分析

表4為檢驗建筑業上市公司數字化轉型對創新效率影響的回歸結果。表4第(1)列和第(2)列為未加入控制變量的回歸結果,表4第(3)和第(4)列為加入控制變量后的回歸結果。表4第(1)列中,DIG的回歸系數為0.05,且在5%水平上顯著,DIG2的回歸系數為-0.02,但卻并不顯著;第(2)列中,DIG的系數為0.058,且在5%水平上顯著,DIG2的系數為-0.023,且在10%水平上顯著;第(3)列中,DIG的系數為0.006,且在1%水平上顯著,DIG2的系數為-0.024,且在5%水平上顯著;第(4)列中,DIG的系數為0.076,且在1%水平上顯著,DIG2的系數為0.076,且在1%水平上顯著。通過以上結果可以看出,建筑業上市公司數字化轉型對創新效率的影響呈先上升后下降的倒“U”型關系,在加入一定控制變量后,數字化轉型與創新效率間的倒“U”型關系更加顯著。

表4 線性回歸結果

(四)穩健性檢驗

1.Utest檢驗

為檢驗建筑業上市公司與創新效率間的倒“U”型關系,本文進行Utest檢驗,檢驗結果可見表5。由表5可知,該倒“U”曲線的極值點為1.357,數字化轉型DIG的取值范圍為[0,2.21],極值點在取值區間內且在10%水平上顯著。同時,Slope的下限取值為0.076,上限取值為-0.048,在Slope的取值區間內存在負值,說明建筑業上市公司數字化轉型對創新效率的影響呈倒“U”型關系。

表5 Utest檢驗

2.內生性檢驗

由于企業創新戰略對數字化轉型也會產生一定影響,為緩解由此帶來的內生性問題,本文使用2SLS工具變量法對其進行內生性檢驗,其中將滯后一期的數字化轉型作為工具變量估計模型,回歸結果見表6。在第一階段檢驗中,第(1)列中F統計值結果為75.46,第(2)列中F統計值的結果為49.78,均大于10,表明不存在弱工具變量問題。在第二階段檢驗中,第(3)中DIG的回歸系數為0.124,且在1%水平上顯著,DIG2的系數為-0.047,且在5%水平上顯著;第(4)列中DIG的系數為0.145,且在1%水平上顯著;DIG2的系數為-0.056,且在5%水平上顯著,仍與之前回歸結果保持一致,內生性檢驗通過。

表6 2SLS檢驗

3.滯后一期被解釋變量

考慮到建筑業企業數字化轉型對創新效率的影響可能存在滯后性,本文使用滯后一期創新效率進行穩健型檢驗,回歸結果見表7。表7第(1)列和第(2)列為未加入控制變量的回歸結果,第(3)列和第(4)列為加入控制變量的回歸結果。表7第(1)列中DIG的系數為0.054,且在5%水平上顯著,DIG2的回歸系數為-0.024,且在10%水平上顯著,與之前回歸結果相比,顯著性水平有所提升;第(2)列中DIG的系數為0.061,且在5%水平上顯著,DIG2的系數為-0.028,且在10%水平上顯著;第(3)列中DIG的系數為0.066,且在1%水平上顯著,DIG2的系數為-0.026,且在5%水平上顯著;第(4)列中DIG的系數為0.075,且在1%水平上顯著,DIG2的系數為-0.03,且在5%水平上顯著。以上回歸結果表明,建筑業上市公司數字化轉型與創新效率間呈倒“U”型的非線性關系,此次回歸結果再次證實了假設一。

表7 滯后一期被解釋變量

(五)中介機制分析

表8為檢驗融資約束在建筑業上市公司數字化轉型與創新效率間的中介效應分析。表8中第(1)列和第(2)列與主效應回歸結果一致,此處不再贅述。表8第(3)列中DIG的回歸系數為-0.731,且在1%水平上顯著,DIG2的回歸系數為0.494,且在1%水平上顯著,說明建筑業上市公司數字化轉型與融資約束間呈先下降后上升的“U”型關系;第(4)列中DIG的系數為0.015,但卻并不顯著,DIG2的系數為0.001,也不顯著,KZ的系數為0.006,且在5%水平上顯著;第(5)列中DIG的系數為0.018,DIG2的系數為0.001,均不顯著,KZ的系數為0.007,且在5%水平上顯著。分別結合表8中(1)(3)(4)列和(2)(3)(5)列觀察可發現,融資約束在建筑業上市公司數字化轉型與創新效率間存在顯著中介效應,即建筑業上市公司適度數字化轉型有助于提高企業創新效率。

表8 融資約束中介機制檢驗

五、研究結論及建議

(一)結論

數字化趨勢不可阻擋。本文基于2010—2021年我國A股建筑業上市公司數據為樣本 進行實證分析,檢驗數字化轉型與創新效率之間的關系以及二者之間的作用機制,最終得出以下結論:1.建筑業上市公司數字化轉型與創新效率之間存在倒“U”的非線性關系,即適度數字化轉型能夠顯著提高企業創新效率;2.融資約束在數字化轉型與創新效率之間存在中介作用,即建筑業企業適度數字化轉型可通過緩解融資約束來提高企業創新效率。

(二)建議

針對上述分析,提出以下建議:

1.提高數字技術創新能力,合理進行數字化投入。建筑業上市公司應意識到“數字化悖論”這一現象的存在,不斷優化企業戰略發展,不盲目進行數字化投資。建筑業企業應創建與數字技術創新相關的管理部門和體系;基于企業實際狀況提出數字技術創新發展戰略,不能不顧企業自身資源和能力任意加大數字投入;加大與創新有關的數字技術投入,建立數字化創新投入激勵機制,推動創新成果高效產出,促進建筑業數字化轉型升級。

2.適時發揮政府主體作用,增加財政補貼、稅收優惠等優惠政策。一方面,對于大型建筑項目的數字技術投入,政府應加大補貼力度,助力其突破“數字化悖論”困境,提高企業數字技術創新應用水平;另一方面,通過稅收優惠、政府補貼等財政支持,激勵企業積極投入數字化轉型進程,為企業數字技術創新提供動力。也就是說,政府可通過宏觀手段驅動建筑業數字化創新的活力,推動企業高質量發展。