企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)板公司高質(zhì)量發(fā)展

岳宇君，張磊雷

（南京郵電大學管理學院，南京 210003）

一、引言

黨的十九大報告提出，要著力構(gòu)建市場機制有效、微觀主體充滿活力、宏觀調(diào)控適度的經(jīng)濟體制，以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。而企業(yè)是最基本的微觀市場供給主體，只有激發(fā)企業(yè)活力，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，才能建立經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基礎（李世春，2020）。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是以滿足高品質(zhì)、個性化、多樣化需求為導向，兼顧環(huán)境效益、社會效益和經(jīng)濟效益的發(fā)展范式（李巧華，2019）。一般認為，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有兩個必要條件：一是借助新興技術(shù)，特別是信息技術(shù)，形成新的資源、新的能力（張濤，2020）；二是通過組織創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新，整合企業(yè)內(nèi)外部資源（陳麗姍和傅元海，2019）。企業(yè)信息化在促進技術(shù)進步、效率提升及組織變革方面發(fā)揮著越來越重要的作用：企業(yè)信息化能夠?qū)I(yè)務流程數(shù)字化，通過各種信息系統(tǒng)處理、提供信息，從而做出有利于優(yōu)化生產(chǎn)要素組合、合理配置企業(yè)資源、使企業(yè)適應市場環(huán)境的決策，實現(xiàn)企業(yè)效益最大化（Lynn，2020）。在深度和廣度上，企業(yè)信息化利用信息技術(shù)對生產(chǎn)運營信息進行控制和整合，實現(xiàn)企業(yè)信息的共享和有效利用（朱立新和陳顯中，2005）；從動態(tài)的角度看，企業(yè)信息化是信息技術(shù)從局部滲透到全局，從戰(zhàn)術(shù)層面滲透到戰(zhàn)略層面，應用于過程管理、支持企業(yè)經(jīng)營管理的過程（Zhang et al，2019）。而技術(shù)創(chuàng)新能夠?qū)⑸a(chǎn)要素和生產(chǎn)條件重新組合，是企業(yè)滿足市場需求、增強核心競爭力、塑造長期競爭優(yōu)勢、形成可持續(xù)發(fā)展能力的重要前提（由雷和王偉光，2017）。顯然，如何更好地推進企業(yè)信息化，進一步提高技術(shù)創(chuàng)新能力，以實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，已成為一個亟待解決的問題。那么，企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量之間的作用機制是怎樣的？技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量之間起著什么樣的效應？這是本文試圖回答的問題。

現(xiàn)有關于企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究主要集中在：①企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響研究。企業(yè)信息化可以縮短產(chǎn)品生產(chǎn)周期，提高質(zhì)量，豐富種類（高巍和畢克新，2014）；顯著提高勞動生產(chǎn)率、銷售增長率，大大降低交易成本（Rath，2017）；通過知識共享的中介作用，間接影響企業(yè)績效的提高（饒艷超和陳燁，2012）。企業(yè)信息化受組織結(jié)構(gòu)、勞動技能結(jié)構(gòu)等的影響，對不同企業(yè)的影響有很大差異，影響程度會隨著時間的推移而變化（何小鋼等，2019）。不過，有研究顯示，企業(yè)信息化未能提高企業(yè)的生產(chǎn)率，被稱為“IT 盈利悖論”（周宇等，2016）。②企業(yè)信息化對技術(shù)創(chuàng)新的影響研究。企業(yè)信息化可以促使技術(shù)創(chuàng)新思維的轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)內(nèi)外協(xié)同創(chuàng)新（蔣含明，2019）；促進企業(yè)管理的“扁平化”，提高技術(shù)創(chuàng)新效率（王金杰等，2018）；催生新的商業(yè)模式，提高技術(shù)轉(zhuǎn)化效率（李佳鈺和周宇，2018）。企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的深度融合可以提高技術(shù)創(chuàng)新的漸進性、突破性，降低技術(shù)創(chuàng)新的不確定性，節(jié)約生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)出效率（戰(zhàn)麗梅，2005；韓先鋒等，2014；Grilihces，1986）。不過，有研究顯示，企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新并未達到預期的協(xié)同效應，甚至產(chǎn)生負的交互效應（許港等，2013）。③技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響研究。“通過技術(shù)創(chuàng)新改進產(chǎn)品或服務，促進企業(yè)發(fā)展”的觀點已被廣泛接受（Sourafel et al，2009）。不過，不同研究對象和指標，得到的研究結(jié)果并不完全一致，如有研究顯示，技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)率的關系具有異質(zhì)性，對低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響是負的（Huang et al，2019）。在現(xiàn)有的研究中，從微觀企業(yè)角度對高質(zhì)量發(fā)展的研究還比較有限，對企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究更是缺乏。因此迫切需要結(jié)合典型企業(yè)進行實證研究。創(chuàng)業(yè)板公司中優(yōu)秀中小企業(yè)眾多，國家大力扶持，實證數(shù)據(jù)也較為充分。

基于此，本文以2014—2019 年創(chuàng)業(yè)板公司為研究對象，圍繞企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量進行回歸分析，并進行異質(zhì)性檢驗、穩(wěn)健性檢驗，揭示三者之間的關系，提出有針對性的建議對策，以期為創(chuàng)業(yè)板公司的發(fā)展和研究提供啟示。本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：一是在分析視角上，從企業(yè)信息化的三個指標，充分闡釋與檢驗了企業(yè)信息化對創(chuàng)業(yè)板公司發(fā)展質(zhì)量的影響；二是在分析框架上，將企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)發(fā)展質(zhì)量納入同一分析框架，揭示企業(yè)信息化影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)在作用機制。

二、文獻回顧與研究假設

（一）企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新

隨著信息技術(shù)的發(fā)展，企業(yè)信息化能夠更直接或間接地支持技術(shù)創(chuàng)新，且這種影響會隨著信息化的逐步深化而放大，從而改變了技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)涵和過程（程晨，2017）。從某種意義上說，技術(shù)創(chuàng)新本身就是一種信息活動：技術(shù)創(chuàng)新首先從內(nèi)部和外部獲取創(chuàng)新信息，然后在創(chuàng)新過程中共享信息，最終實現(xiàn)研發(fā)，產(chǎn)生新信息，獲得新產(chǎn)品（唐凱和程剛，2009）。從市場的角度看，企業(yè)信息化使企業(yè)能夠?qū)崟r監(jiān)控市場變化，掌握市場對技術(shù)的需求，幫助企業(yè)產(chǎn)生新的產(chǎn)品創(chuàng)意，解決未滿足或變化的需求，引導企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，改進現(xiàn)有產(chǎn)品，開發(fā)新產(chǎn)品。從知識的角度看，企業(yè)信息化有助于降低知識傳遞的成本，增強知識識別和選擇的速度、強度和方向，維持和提高知識獲取的能力；提高知識傳遞的速度，促進知識在企業(yè)內(nèi)部的傳播，這不僅可以引發(fā)新知識的創(chuàng)造，還可以促進技術(shù)創(chuàng)新績效的提高。從成本的角度看，企業(yè)信息化可以使技術(shù)創(chuàng)新在組織和管理上進行創(chuàng)新，將高質(zhì)量的科研、人力、物力等資源匯總起來，降低搜索、篩選及匹配內(nèi)外部創(chuàng)新要素的成本，這不僅會激勵企業(yè)增加研發(fā)投入，也會使企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新更有針對性（Warkentin et al，2010）。從協(xié)作的角度看，企業(yè)信息化可以促進企業(yè)不同部門之間及部門內(nèi)部的溝通，特別是研發(fā)人員之間的溝通，有助于他們開展技術(shù)創(chuàng)新合作；提高技術(shù)因素和非技術(shù)因素在創(chuàng)新過程中的協(xié)同水平，更有利于創(chuàng)新理念的聚合、互動和組合，從而提高技術(shù)創(chuàng)新效率（孫群英和畢克新，2010）。顯然，企業(yè)信息化加強了研發(fā)人員之間創(chuàng)新理念的交流和聯(lián)系，有助于具有不同知識、組織文化和思維能力等的研發(fā)人員產(chǎn)生豐富的創(chuàng)造力；可以為企業(yè)提供獨特的、難以模仿的能力，降低技術(shù)創(chuàng)新的不確定性，更好地匹配創(chuàng)新和需求，縮短技術(shù)創(chuàng)新周期，提高技術(shù)創(chuàng)新當期收益，從而實現(xiàn)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵（付睿臣和畢克新，2009）?；诖?，本文提出假設1：

企業(yè)信息化對技術(shù)創(chuàng)新具有正向的促進作用，隨著信息化程度的提高，促進作用增強（H1）。

（二）技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量

技術(shù)創(chuàng)新作為企業(yè)重要的內(nèi)生能力之一，是企業(yè)在面對多元化消費需求的市場環(huán)境中獲得更好的經(jīng)營績效、競爭優(yōu)勢和核心競爭力的必要手段（Ferrando 和Ruggieri，2018）。技術(shù)創(chuàng)新不僅可以直接提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，而且可以降低生產(chǎn)成本，降低企業(yè)對勞動力、資本的依賴，進而提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。從邏輯上講，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新可以將專利或非專利技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，帶來產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新，有效降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)效率、改善產(chǎn)品性能及環(huán)境適應性等，使企業(yè)提高核心競爭力、產(chǎn)品差異化、市場占有率和經(jīng)營效率等成為可能，進而提高企業(yè)績效（王薇和艾華，2018）。在實踐中，技術(shù)創(chuàng)新可以通過提高利用率來替代部分要素的投入，實現(xiàn)要素的優(yōu)化配置，提高全要素生產(chǎn)率（Aw et al，2008）；可以有效塑造企業(yè)的先發(fā)優(yōu)勢，迅速占領新市場，獲取超額利潤，給企業(yè)發(fā)展帶來積極影響；促進企業(yè)的不斷創(chuàng)新，彌補自身技術(shù)單一化的缺陷，降低成本，增加產(chǎn)出，提高全要素生產(chǎn)率（黃靜波，2008）。技術(shù)創(chuàng)新帶來的新技術(shù)可以提高設備效能、組織效能，減少生產(chǎn)損失，降低生產(chǎn)成本、人工成本及管理成本，進而提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量；所產(chǎn)生的溢出效應可以帶來企業(yè)技術(shù)知識存量水平的提高，增強企業(yè)綜合實力，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。技術(shù)創(chuàng)新所開發(fā)的根本性創(chuàng)新產(chǎn)品，可以增強企業(yè)的核心競爭力，促進企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升，實現(xiàn)企業(yè)的長遠發(fā)展。雖然有研究表明，由于技術(shù)創(chuàng)新的滯后效應和可能的成果轉(zhuǎn)化率低，存在生產(chǎn)率悖論；在部分企業(yè)中，技術(shù)創(chuàng)新甚至抑制了全要素生產(chǎn)率的增長（葉祥松和劉敬，2018）。但是，大多數(shù)研究表明，即使在產(chǎn)業(yè)、區(qū)域或競爭戰(zhàn)略上存在差異，技術(shù)創(chuàng)新也能從整體上提高全要素生產(chǎn)率?；诖?，本文提出假設2：

技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有正向的提升作用，隨著技術(shù)創(chuàng)新能力的提高，提升作用增強（H2）。

（三）企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量

在企業(yè)經(jīng)營中，企業(yè)各方面的資源和能力是互補的，只有企業(yè)信息化、人力資源、運營策略等要素相互補充，發(fā)揮綜合作用，才能更有利于企業(yè)的發(fā)展（Hubbard，2003）。故而，在企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究中，學者們通常將影響企業(yè)發(fā)展的多個因素放在一起研究，也有研究只關注企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)績效等單一因素（Bournakis 和Mallick，2018）。企業(yè)信息化衡量企業(yè)整合信息技術(shù)資源與其他資源的能力，影響和改變企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)、業(yè)務流程、經(jīng)營管理及產(chǎn)品創(chuàng)新等，促進企業(yè)全面發(fā)展（閆海洲，2012）。企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響可以是直接的，更多是間接的，比如通過優(yōu)化業(yè)務流程、改善服務水平、增強組織結(jié)構(gòu)柔性及提升競爭戰(zhàn)略韌性等間接影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。企業(yè)信息化通過提高企業(yè)內(nèi)在潛力挖掘效率，協(xié)調(diào)各類生產(chǎn)要素，整合各類資源，有助于提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量；可以從快速變化的外部環(huán)境中準確地找到企業(yè)發(fā)展所需的知識，減少生產(chǎn)效率提高的不確定性，有利于企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升（Fethi et al，2019）。從生產(chǎn)方式來看，企業(yè)信息化可以促進企業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)型升級，降低交易成本，提高實時通信能力，使生產(chǎn)技術(shù)更科學合理、生產(chǎn)管理更便捷高效，進而提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量；從溝通效率來看，企業(yè)信息化提高了企業(yè)內(nèi)外部溝通協(xié)調(diào)的效率，特別是研發(fā)部門和應用部門的“互聯(lián)互通”，減少了信息不對稱，節(jié)約人力、物力及財力，有助于提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。從成本節(jié)約來看，企業(yè)信息化不僅可以降低企業(yè)經(jīng)營中信息不確定性帶來的成本，還可以降低企業(yè)搜索、生產(chǎn)、銷售及管理成本，從而提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量（程虹，2018）。顯然，企業(yè)信息化有助于企業(yè)把握消費者的需求，更敏銳地感知市場的變化，擴大企業(yè)產(chǎn)品的市場范圍，滿足消費者的需求；實現(xiàn)企業(yè)各方面信息的有效傳遞，更好地接收和利用來自各方面的知識，使信息溝通更加及時、順暢，能夠促進企業(yè)管理效率問題的解決；可以促進技術(shù)進步，提高規(guī)模效率、技術(shù)效率和配置效率，促進企業(yè)發(fā)展。需要指出的是，也有研究表明，企業(yè)信息化對不同企業(yè)發(fā)展的影響存在較大差距（Acemoglu et al，2007）。基于此，本文提出假設3：

企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有正向的提升作用，隨著信息化程度的提高，提升作用增強（H3）。

基于以上對企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究假設分析，可以推斷，企業(yè)信息化不僅直接影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，而且可能在一定程度上通過技術(shù)創(chuàng)新間接影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，即技術(shù)創(chuàng)新可能成為企業(yè)信息化影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的必要中介（湛泳和李珊，2016）?；诖?，本文進一步提出假設4：

如果企業(yè)信息化能夠促進技術(shù)創(chuàng)新，將更有利于對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生正向的提升作用，技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的關系中起著中介效應（H4）。

基于上述假設，構(gòu)建理論模型，如圖1 所示。

圖1 理論模型

三、研究設計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2019 年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究樣本。創(chuàng)業(yè)板公司作為高新技術(shù)企業(yè)的代表，信息化程度較高，重視技術(shù)創(chuàng)新，相關數(shù)據(jù)也相對完整（冷軍，2015）。為了進一步提高研究數(shù)據(jù)的質(zhì)量，遵循以下標準進行篩選：①剔除特別處理或已退市的創(chuàng)業(yè)板公司；②剔除重要變量數(shù)據(jù)缺失或模糊不清的創(chuàng)業(yè)板公司；③金融類創(chuàng)業(yè)板公司，是因為這類公司具有特殊的會計核算和財務特征，可能對研究結(jié)論產(chǎn)生負面影響（張娟和黃志忠，2020）。最終，共得到460 家樣本企業(yè)。相關樣本數(shù)據(jù)主要來源于上市公司年報，輔以國泰安數(shù)據(jù)庫，各省的GDP 數(shù)據(jù)則是來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）研究變量的選擇

（1）企業(yè)信息化（EI）。參考邵文波等（2018）、王永進等（2017）的研究，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取三個指標來衡量企業(yè)信息化：企業(yè)用于信息設備的投資額的自然對數(shù)、參與信息化相關培訓的員工占比、企業(yè)線上交易額占比。這三個指標分別從生產(chǎn)設備、人力資本和生產(chǎn)經(jīng)營等方面反映企業(yè)信息化程度，更加客觀、全面。

（2）技術(shù)創(chuàng)新（TI）。在以往的文獻中，經(jīng)常用研發(fā)投入、專利數(shù)、新產(chǎn)品銷售投入等來反映技術(shù)創(chuàng)新（何明志和王曉暉，2019）。由于研發(fā)投入只反映企業(yè)的投入，我國專利成果轉(zhuǎn)化率普遍較低。因此參考郭燕青和李海銘（2018）的研究，本文選取創(chuàng)業(yè)板公司新產(chǎn)品銷售收入占總銷售收入的比例來衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

（3）企業(yè)發(fā)展質(zhì)量（QED）。由于提高全要素生產(chǎn)率是實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關鍵，本文參考陳昭和劉映曼（2019）的研究，選取全要素生產(chǎn)率來衡量企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的技術(shù)方法主要有LP、OP 等法，LP 法、OP 法都能夠較好地解決傳統(tǒng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計方法中同時性偏差和樣本選擇性偏差問題，而LP 法可以解決OP 法中投資變量不為零的情況。因此選擇使用LP 方法計算企業(yè)發(fā)展質(zhì)量（Levinsohn 和Petrin，2003）。

（4）控制變量（Controls）。參考王娟（2017）、沈瓊和王少朋（2019）的研究，本文不僅控制反映創(chuàng)業(yè)板公司基礎條件的企業(yè)規(guī)模（ES）、員工素質(zhì)（SQ），還控制反映創(chuàng)業(yè)板公司財務狀況的資本強度（CI）、營業(yè)利潤（OP），同時也控制反映創(chuàng)業(yè)板公司原始特性的企業(yè)年齡（EA）、地區(qū)經(jīng)濟水平（REL）。其中，企業(yè)規(guī)模（ES），選取企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；員工素質(zhì)（SQ），選取大專以上學歷員工占比來衡量；資本強度（CI），選取固定資產(chǎn)值與企業(yè)員工人數(shù)之比的自然對數(shù)來衡量；營業(yè)利潤（OP），選取企業(yè)營業(yè)利潤的自然對數(shù)來衡量；企業(yè)年齡（EA），選取企業(yè)成立年齡的自然對數(shù)來衡量；地區(qū)經(jīng)濟水平（REL），選取企業(yè)所在省份GDP 的自然對數(shù)來衡量。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）研究模型

借鑒Harald 和Magnus（2017）、Fabio et a（l2018）和陳維濤等（2019）關于企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新及企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的實證研究思路，結(jié)合創(chuàng)業(yè)板公司的特點，構(gòu)建了以下基本模型：

（1）企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸模型：

（2）技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸模型：

（3）在模型（1）的基礎上，補充建立模型（3）和模型（4），用以渠道機制檢驗：

（4）構(gòu)建技術(shù)創(chuàng)新視角的交叉模型，檢驗影響機制的穩(wěn)健性：

其中：i為企業(yè)個體；t為年份；δt為年度固定效應；μi為行業(yè)固定效應；εit為隨機干擾項；EI×TI（包括EI_I×TI、EI_T×TI、EI_E×TI）為企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的交叉項，用以捕捉交互效應；Controlsj為第j個控制變量。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本期間內(nèi)，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的均值為16.816，最小值為15.025，最大值為18.294；企業(yè)信息化三個指標EI_I、EI_T及EI_E的均值分別為2.454、0.654、0.191，最小值分別為0.000、0.415、0.000，最大值分別為14.367、1.000、1.000；技術(shù)創(chuàng)新的均值為0.564，最小值為0.000，最大值為1.000。這表明，從總體上看，樣本企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量、信息化程度及技術(shù)創(chuàng)新程度都比較高，符合創(chuàng)業(yè)板公司的特點。然而，企業(yè)之間存在著較大的差異，尤其是在企業(yè)信息化方面。此外，員工素質(zhì)的均值為0.452，最小值為0.312，最大值為1.000，說明樣本企業(yè)擁有大專以上學歷的員工較多，受教育程度較高；企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟水平的最小值為9.654，最大值為11.578，表明地區(qū)經(jīng)濟水平存在顯著差異。其他變量的特征與現(xiàn)有文獻基本一致，具有較高的準確性和可靠性。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）多元回歸分析

1.企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸分析

為了檢驗企業(yè)信息化對技術(shù)創(chuàng)新的影響，對模型（1）進行回歸分析。在回歸分析中，控制年度固定效應和行業(yè)固定效應；采用普通最小二乘回歸（OLS）進行估計，并與廣義最小二乘法回歸（FGLS）的結(jié)果進行比較，其中FGLS 可以在一定程度上消除可能的異方差和序列相關性。企業(yè)信息化三個指標的回歸結(jié)果（表3）表明，無論如何衡量企業(yè)信息化，OLS 和FGLS回歸結(jié)果中變量的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明企業(yè)信息化確實可以降低研發(fā)過程的不確定性，促進企業(yè)通過持續(xù)創(chuàng)新獲得競爭優(yōu)勢，促進創(chuàng)新成果的增長，提高技術(shù)創(chuàng)新能力，這驗證了周宇等（2016）的理論?？刂谱兞糠矫?，企業(yè)規(guī)模、員工素質(zhì)、企業(yè)年齡與技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關，說明企業(yè)總資產(chǎn)越多，員工素質(zhì)越高，企業(yè)年齡越長，企業(yè)越重視技術(shù)創(chuàng)新，這與何小鋼等（2020）的研究結(jié)果一致；資本強度、營業(yè)利潤與技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關，這可能是由于技術(shù)創(chuàng)新耗時長、成本高、需要足夠的資金支持；地區(qū)經(jīng)濟水平對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響，表明企業(yè)所在省份的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，越有利于技術(shù)創(chuàng)新，與張訓婷和鄒媛媛（2017）的研究發(fā)現(xiàn)類似。因此，假設H1 得到驗證。

表3 企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸分析

2.技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸分析

對模型（2）進行回歸分析，同樣控制年度固定效應和行業(yè)固定效應，步驟同“企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸分析”?；貧w結(jié)果（表4）表明，使用OLS 估計時，技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)為0.048，在1%水平上顯著；在FGLS 回歸結(jié)果中，技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)為0.036，在1%水平上顯著。研究結(jié)論與預期一致：通過技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)可以成功獲得新產(chǎn)品，在市場競爭中形成有利局面，進而對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生正向的提升作用?？刂谱兞糠矫?，員工素質(zhì)、資本強度、企業(yè)年齡、營業(yè)利潤與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量顯著正相關，說明員工素質(zhì)越高，資本強度越大，企業(yè)年齡越長，營業(yè)利潤越大，對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升作用越顯著；地區(qū)經(jīng)濟水平對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量有顯著的正向影響，說明良好的經(jīng)濟環(huán)境有助于企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升；企業(yè)規(guī)模對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)為正，但不顯著，可能是當企業(yè)規(guī)模超過規(guī)模經(jīng)濟的上限時，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)生產(chǎn)的影響就會下降，甚至產(chǎn)生負效應。因此，假設H2 得到驗證。

表4 技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸分析

3.企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸分析

采用圖2 所示的中介效應檢驗機制進行回歸分析：首先，研究企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響［模型（3）］；其次，分析企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的關系［模型（1）］；最后，研究企業(yè)信息化、技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響［模型（4）］。

圖2 中介效應檢驗機制

基于模型（3）的實證結(jié)果見表5 第二、四、六列所示，基于模型（4）的實證結(jié)果見表5 第三、五、七列所示。企業(yè)信息化三個指標的回歸系數(shù)c1分別為0.061、0.035、0.012，均為顯著正相關，表明企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有正向影響。企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸分析，已證實了影響系數(shù)a1顯著為正。從表5 第三、五、七列的結(jié)果可以看出，技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸系數(shù)d2分別為0.331、0.290、0.340，均顯著，企業(yè)信息化三個指標的回歸系數(shù)d（10.040、0.021、0.008）也都顯著為正，且與c（10.061、0.035、0.012）相比，都有不同程度的下降。因此，技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量之間具有顯著的中介效應，且是顯著的部分中介效應。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，進一步運用中介效應占比的測算方法，測出技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)信息化不同指標下的中介效應占比分別為67.86%、41.43%、63.75%（測算方法為：Mediated Effect=a1× d2/d1），表明技術(shù)創(chuàng)新起著重要的渠道作用。綜上，假設H3、H4 得到了驗證。

表5 中介機制檢驗結(jié)果

（三）異質(zhì)性檢驗

1.行業(yè)異質(zhì)性檢驗

鑒于行業(yè)屬性不同的創(chuàng)業(yè)板公司的信息化程度存在差異，參考夏蕓和熊澤胥（2021）的研究，劃分為技術(shù)密集型和非技術(shù)密集型，進行行業(yè)異質(zhì)性檢驗，結(jié)果見表6 第二、三列所示。在技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，衡量企業(yè)信息化的三個指標的影響系數(shù)分別為0.057、0.017 和0.178，分別在5%、10%和1%的水平上顯著；在非技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，衡量企業(yè)信息化的三個指標的影響系數(shù)分別為0.032、0.013 和0.077，分別在10%、1%和1%的水平上顯著。從回歸結(jié)果可以看出，在技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升效應更為顯著，可能是因為技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)板公司對研發(fā)需求、技術(shù)設備的依賴性較高，而對勞動力的需求較少，信息化可以更好地發(fā)揮作用。

2.地區(qū)異質(zhì)性檢驗

鑒于不同地區(qū)的創(chuàng)業(yè)板公司的信息化程度存在差異，參考廖進球和邱信豐（2021）的研究，劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)，進行地區(qū)異質(zhì)性檢驗，結(jié)果見表6 第四、五列所示。在東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，衡量企業(yè)信息化的三個指標的影響系數(shù)分別為0.108、0.035 和0.241，分別在5%、5%和10%的水平上顯著；在中西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，衡量企業(yè)信息化的三個指標的影響系數(shù)分別為0.042、0.045 和0.031，只有從生產(chǎn)設備衡量衡量企業(yè)信息化指標的影響顯著。從回歸結(jié)果可以看出，在東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升效應更為顯著，可能是因為東部地區(qū)經(jīng)濟相對發(fā)達，對技術(shù)人才更具吸引力，信息化可以更好的發(fā)揮作用。

表6 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.影響機制穩(wěn)健性檢驗：技術(shù)創(chuàng)新視角的交叉模型估計結(jié)果

引入企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的交叉項，進一步檢驗影響機制的穩(wěn)健性，結(jié)果見表7。衡量企業(yè)信息化的三個指標的回歸系數(shù)分別為0.050、0.024、0.112，均呈顯著正相關，說明不同指標的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。相應的，技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)分別為0.177，0.217，0.303，均呈顯著正相關；交叉項EI_I×TI、EI_T×TI、EI_E×TI的回歸系數(shù)分別為0.046、0.018、0.103，均在1%水平上呈顯著正相關。表明企業(yè)信息化能夠顯著促進企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升，通過促進技術(shù)創(chuàng)新也能進一步促進企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升；與EI_I、EI_T相比，EI_E更能顯著促進技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)新產(chǎn)品的產(chǎn)出，使技術(shù)創(chuàng)新活動的效果更加明顯，促進企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升。在控制變量方面，回歸結(jié)果與前述研究基本一致，不再贅述。

表7 交叉項檢驗估計結(jié)果

2.考慮內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗

考慮到企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量之間可能存在逆向因果關系引起的內(nèi)生性問題，選擇同一地區(qū)、同一行業(yè)的信息化投入作為企業(yè)信息化的工具變量（IV）進行穩(wěn)健性檢驗。該工具變量滿足外生性和相關性的要求，是合理的：企業(yè)信息化會受到區(qū)域信息技術(shù)環(huán)境的影響，不同行業(yè)可能會有所不同；鑒于樣本的隨機性，單個企業(yè)的信息化不可能反過來影響同一地區(qū)、同一行業(yè)的信息技術(shù)環(huán)境。采用工具變量兩階段最小二乘（IV 2SLS）估計，結(jié)果見表8。第二、四、六列分別報告了第一階段的回歸結(jié)果，可以看出，無論以何種指標衡量企業(yè)信息化，工具變量都與企業(yè)信息化顯著正相關。F統(tǒng)計量分別為17.783、10.851、28.982，均大于常規(guī)的臨界值10，表明工具變量對內(nèi)生變量具有較強的解釋力。IV可識別檢驗結(jié)果表明，相應的P值均為0.000，在1%水平上拒絕了“工具變量不可識別”的原假設。根據(jù)弱工具變量檢驗結(jié)果，Cragg-Donald Wald 的統(tǒng)計量分別為42.458、56.865、37.761，分別高于Stock 和Yogo（2005）提供的容忍10%扭曲下對應的臨界值（18.76、9.59、15.87），拒絕弱工具變量的原假設。第三、五、七列報告了第二階段的回歸結(jié)果，不同指標衡量的企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量仍顯著正相關，估計結(jié)果與上文基本一致。綜上，逆向因果關系引起的內(nèi)生性問題并沒有影響到研究結(jié)論。

表8 工具變量法回歸

五、結(jié)論與建議

本文以2014—2019 年創(chuàng)業(yè)板公司數(shù)據(jù)為基礎，研究企業(yè)信息化（信息設備投資額、參與信息化相關培訓的員工占比及企業(yè)使用互聯(lián)網(wǎng)和電子商務實現(xiàn)的銷售收入占比等）、技術(shù)創(chuàng)新（新產(chǎn)品銷售收入占總銷售收入的比例）與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量（使用LP 法計算全要素生產(chǎn)率）。通過實證分析，得出以下主要結(jié)論：①在企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果中，企業(yè)信息化的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)信息化對技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進作用；②從技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸結(jié)果來看，技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正，說明技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有正向的提升作用，技術(shù)創(chuàng)新能力越高，對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升作用越大；③從企業(yè)信息化與企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸結(jié)果來看，企業(yè)信息化能夠提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，而技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)信息化提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量中起著部分中介作用；④異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，在技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升效應更為顯著，而在東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)板公司樣本中，企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升效應更為顯著。進一步采用交叉模型和工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，企業(yè)信息化與技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)均顯著正相關，與多元回歸分析的結(jié)果一致，表明實證分析結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

針對上述研究結(jié)論，提出如下建議：

第一，創(chuàng)業(yè)板公司應加強企業(yè)信息化建設。創(chuàng)業(yè)板公司要充分結(jié)合企業(yè)實際（行業(yè)、地區(qū)等），并著眼于企業(yè)信息化對企業(yè)發(fā)展的長期影響，適度加強對企業(yè)信息化的支持，促進企業(yè)更好地從企業(yè)信息化中汲取發(fā)展動力：關注企業(yè)內(nèi)外動態(tài)環(huán)境的影響，克服企業(yè)信息化的障礙，重視軟硬件的引進和升級，加強企業(yè)信息平臺建設；完善企業(yè)信息運維管理，提高信息處理能力、利用效率等，充分發(fā)揮企業(yè)信息化的作用；制定和完善企業(yè)信息使用規(guī)范，加強對員工的信息化培訓，提高其綜合信息素養(yǎng)；積極做好自我調(diào)整，逐步實現(xiàn)企業(yè)組織架構(gòu)的優(yōu)化，以適應企業(yè)信息化帶來的變化。

第二，創(chuàng)業(yè)板公司要充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的促進效應。創(chuàng)業(yè)板公司要注重技術(shù)創(chuàng)新，不僅要發(fā)揮其對提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的直接效應，而且要發(fā)揮其在企業(yè)信息化提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量中的中介效應：注重創(chuàng)業(yè)板公司以技術(shù)創(chuàng)新為發(fā)展源泉和動力的特點，加大技術(shù)創(chuàng)新投入，努力提高技術(shù)創(chuàng)新能力和效率；加強企業(yè)要素投入的合理配置，注重與信息通信技術(shù)的融合，激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力，提高企業(yè)整體創(chuàng)新能力；結(jié)合企業(yè)發(fā)展實際，制定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略，實施激勵措施，調(diào)動研發(fā)人員進行技術(shù)創(chuàng)新的積極性，將技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)力。

第三，政府應為創(chuàng)業(yè)板公司信息化提供必要的支持。創(chuàng)業(yè)板公司信息化離不開政府部門的支持，不僅包括信息基礎設施建設的支持，同時也需要相關政策的支持：政府要在推動互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)技術(shù)基礎設施建設、加大信息通信技術(shù)的研發(fā)與應用、提高信息服務質(zhì)量、降低企業(yè)信息化成本等方面發(fā)揮積極作用；對創(chuàng)業(yè)板公司給予稅收優(yōu)惠、貸款優(yōu)惠、財政補貼等，在人才引進、人員培訓、技能提升等方面給予支持；推進信息化、數(shù)字化戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)借助大數(shù)據(jù)、云計算等加快信息傳遞，激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活力，提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。