薛鈴琦，謝清華（副教授），王海兵（博士生導師）

一、引言

近二十年來，互聯網企業(yè)對于推動云計算、大數據、人工智能、物聯網等數字化科技在經濟、社會等方面的應用發(fā)揮了重要作用，取得了舉世矚目的成就。一些企業(yè)（如阿里巴巴、海爾、華為、京東等）通過數字化轉型實現了高質量發(fā)展，以網絡化、數字化和智能化為主要特征的數字經濟日益成為推動經濟發(fā)展效率變革的新動能[1]。但是，中小企業(yè)高質量發(fā)展存在創(chuàng)新體制機制不健全、應用基礎研究服務能力弱、數字化轉型面臨“數字鴻溝”、創(chuàng)新生態(tài)體系中主體間協(xié)作活力不足等短板[2，3]，傳統(tǒng)企業(yè)借助數字平臺的賦能，在緩解數字化轉型中面臨的技術能力和資源不足的約束的同時，又面臨“如何依附平臺趁勢升級，卻又不喪失自主性”實現持續(xù)健康發(fā)展的兩難困境[4]。

為揭示數字化轉型對企業(yè)的深層次影響機理，學者們從不同角度進行研究，提出了不同的理論觀點。一些學者認為，企業(yè)的數字化轉型是通過速度效應和戰(zhàn)略高度效應整合資源、提升企業(yè)價值的，如通過規(guī)模經濟效應、范圍經濟效應、技術創(chuàng)新效應和管理效率效應間接促進企業(yè)生產率增長[1]，通過提高內部控制能力、吸引QFII機構持股、提高創(chuàng)新動能來提升企業(yè)主業(yè)績效[5]。也有學者認為，數字化轉型是指企業(yè)通過數字技術實現重大業(yè)務改進，其本質是一個持續(xù)試錯的過程[6]，企業(yè)數字化轉型更多的是“隨行就市”（迎合行業(yè)制度）而不是“入鄉(xiāng)隨俗”（迎合地區(qū)制度）[7]。盡管企業(yè)家普遍認同數字經濟對于提升企業(yè)競爭力和經營績效的意義重大，但中小企業(yè)數字經濟應用中在戰(zhàn)略和技術層面面臨的阻礙不容忽視，企業(yè)數字化投入和效率之間存在非線性關系[8]，因此企業(yè)的數字化轉型與企業(yè)績效的關系不是固定不變的。

縱觀現有文獻，既有把數字化轉型作為生產要素的一部分來研究的[9]，又有把數字化轉型作為生產要素的整合劑來研究的[1]；既有把數字化轉型作為技術來研究的[10]，又有把數字化轉型作為管理來研究的[5]；既有把數字化轉型作為生產力來研究的[9]，也有從生產關系角度研究數字化轉型的[10]。但是，鮮有文獻從企業(yè)競爭績效的角度研究數字化轉型對企業(yè)的影響，基于供應鏈價值管理的視角研究數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響的文獻更是少見。

“十四五”規(guī)劃提出要發(fā)展數字經濟和構筑互利共贏的產業(yè)鏈供應鏈合作體系，數字化轉型與企業(yè)供應鏈融合發(fā)展是否能優(yōu)化企業(yè)的競爭績效是個值得探討的話題，也是對政策績效的探討與研究。因此，基于供應鏈價值管理的視角研究數字化轉型與企業(yè)競爭績效的關系有重要的理論價值和實踐價值。供應鏈包括原料和零部件采購、運輸、加工制造、分銷直至最終送到顧客手中這一過程。企業(yè)通過數字化轉型，作用于供應鏈管理的計劃、組織、領導、控制和創(chuàng)新各個環(huán)節(jié)，產生不同的供應鏈價值，實現供應上的透明化、制造上的智能化、物流上的安全化、銷售上的平臺化以及治理上的生態(tài)化，進而影響企業(yè)的競爭績效。

本文基于供應鏈價值管理的視角研究數字化轉型與企業(yè)競爭績效的關系主要有以下幾個原因：一是從交易費用角度看，企業(yè)供應鏈管理的數字化轉型可以降低企業(yè)尋找上下游企業(yè)的搜索成本、合作成本和履約成本等。企業(yè)通過供應鏈數字化，重新定義企業(yè)的邊界，實現與外部企業(yè)在供應鏈上的合作，減少與其他企業(yè)間的無效競爭；協(xié)同供應鏈環(huán)節(jié)的監(jiān)管，有利于外部費用內部化，降低法律層面的風險，實現企業(yè)融合走“小、精、特、新”的高質量發(fā)展之路[11]。二是從資源能力理論角度看，企業(yè)數字化轉型將改變企業(yè)自身所持有的資源特性與能力特征，有利于企業(yè)間的資源互補和企業(yè)內的資源整合，從資源優(yōu)化配置過程中培植企業(yè)的核心競爭力。隨著企業(yè)數字化轉型的推進，供應商資信風險、物資中心倉庫風險、單證風險、供應鏈金融風險可以通過大數據、區(qū)塊鏈等技術有效化解，有利于降低供應鏈管理成本、采購成本、庫存成本和銷售成本等。企業(yè)數字化轉型也有利于其改變傳統(tǒng)的供應鏈路徑，全球采購銷售系統(tǒng)和生產工藝流程的改進有助于企業(yè)獲取購銷存鏈條中的時間優(yōu)勢和空間優(yōu)勢[12]。三是從委托代理理論角度看，企業(yè)數字化轉型能夠實現采購、生產、庫存、銷售等環(huán)節(jié)管理的智能化和透明化，有效抑制企業(yè)的盈余管理行為，降低供應鏈的管理費用，提高企業(yè)的競爭力。

基于以上邏輯，本文運用2008～2019年深交所的A股上市公司數據，基于供應鏈價值管理的視角，檢驗數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響，探討數字化轉型是否能夠幫助企業(yè)有效跨越供應鏈價值管理的障礙，優(yōu)化供應鏈價值管理，實現企業(yè)的競爭優(yōu)勢。

本文的研究具有如下理論貢獻：一是在變量刻畫上，本文采用文本分析法，使用Python工具爬取企業(yè)年度財務報告，對數字化轉型相關的關鍵詞進行詞頻統(tǒng)計，以衡量企業(yè)的數字化水平。二是在研究內容上，本文重點分析了企業(yè)數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響，以往學者從技術創(chuàng)新等角度進行研究，鮮有文獻從供應鏈價值管理的角度進行研究，本文為分析數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響提供了一個新的理論視角。三是在研究拓展上，一方面與以往研究將數字化轉型作為單一要素或者管理不同，本文把數字化轉型滲透到供應鏈管理全過程，從過程的角度研究數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響，拓寬了數字化轉型經濟后果的研究邊界；另一方面，本文以企業(yè)供應鏈價值管理為切入點，為新常態(tài)下提高企業(yè)競爭績效提供了新的證據，豐富了有關競爭績效的研究。

二、理論分析與研究假設

數字化轉型是以數字化技術為基礎，構建和物理世界對應的數字世界，并以數據為核心、人工智能為手段、云化服務為形式、企業(yè)組織制度流程優(yōu)化重構和人才文化為保障，實現在數字化技術支撐下的組織業(yè)務創(chuàng)新發(fā)展。一方面，企業(yè)通過數字化轉型可以改善組織與員工、客戶、供應商、合作伙伴等相關利益者之間的關系，獲取競爭優(yōu)勢[13，14]；另一方面，持續(xù)推進數字技術研發(fā)和應用，加速產業(yè)和產業(yè)組織的數字化轉型，有利于構建產業(yè)鏈群生態(tài)體系，增強企業(yè)核心競爭力，實現產業(yè)供應鏈的現代化和自主可控能力[15]。

高質量的價值鏈管理可以有效改善企業(yè)的采購、物流、產品開發(fā)和顧客需求，使每個價值鏈參與者均能夠為整個價值鏈注入價值增量，但是在供應鏈價值管理中受組織過程、文化態(tài)度、領導能力和人力資源等多因素的影響，供應鏈價值難以全面有效地實現[16]。而企業(yè)的數字化轉型能夠提高組織的協(xié)同能力，引發(fā)個人、組織、產業(yè)等多個層面的變革，重構產業(yè)商業(yè)模式，實現工業(yè)化與信息化的深度融合，引導企業(yè)改善管理、引進高素質管理人才和員工隊伍，加速企業(yè)升級。具體來說，企業(yè)的數字化轉型能夠作用于企業(yè)的組織效率、企業(yè)文化、人力資源和領導水平，進而實現有效的供應鏈價值管理，提高企業(yè)的競爭績效。

一是企業(yè)數字化轉型有利于提高組織效率，為實現企業(yè)競爭績效獲得組織優(yōu)勢[17]。企業(yè)數字化轉型有益于形成“線上+線下”的商業(yè)環(huán)境，共享物流、信息流和資金鏈，引導供應商或廠商、顧客以及新零售企業(yè)共同構成一個有機協(xié)同、合作共贏的機制，促使企業(yè)更加密切地聯系顧客和供應商，共同構建持續(xù)穩(wěn)定的效益體系[18]。同時，數字化的信息優(yōu)勢、資源優(yōu)勢和權力優(yōu)勢可幫助供應商從聯合創(chuàng)新項目中獲取更多的價值，便于供應鏈中的其他成員協(xié)同開展工作[19]，通過供應商和顧客集成的中介作用影響企業(yè)績效[20]。

二是企業(yè)數字化轉型有利于誠信文化的形成，為實現企業(yè)競爭績效創(chuàng)造良好的內外部環(huán)境。誠信危機的深層原因是誠信教育錯位與誠信文化缺失，構建共享、協(xié)作、開放、相互尊重和信任的組織誠信文化，能夠為企業(yè)的價值鏈管理提供健康的文化支持，減少企業(yè)內外部溝通、協(xié)作的摩擦，形成凝聚力，提高企業(yè)競爭軟實力。有研究表明，企業(yè)樹立和秉承誠信創(chuàng)新價值觀，將有助于長期績效的提高和實現實體經濟增長的戰(zhàn)略目標[21]。

三是企業(yè)數字化轉型有利于提高員工素質，為實現企業(yè)競爭績效提供員工保障[22]。良好的價值鏈管理需要企業(yè)的人力資源管理部門靈活設計工作崗位、采取有效的招聘策略并進行持續(xù)的培訓管理[23]。吳峰等[24]認為數字化學習具有提高職工培訓的覆蓋率、解決工作與學習之間的時間沖突、降低培訓成本、促進個性化學習、實現智能化培訓管理等五個方面的價值；謝小云等[25]認為數字化技術在組織中能引發(fā)新實踐、塑造新環(huán)境，增加員工對人力資源管理實踐的認知、情感體驗；劉政等[26]發(fā)現數字化通過提升組織信息成本、削減組織代理成本，促進了企業(yè)分權變革，提高了工作的靈活性。

四是企業(yè)數字化轉型有利于引進和培養(yǎng)優(yōu)秀的管理人才，為實現企業(yè)競爭績效提供了強有力的管理向導。沒有堅定、強有力的領導隊伍就難以實現有效的價值鏈管理，優(yōu)秀的管理者能夠明確并創(chuàng)造性地理解和實施組織的供應鏈價值管理相關具體活動，并且明確定位每個員工在價值鏈中的角色。數字化轉型企業(yè)機會開發(fā)主要動力來源于創(chuàng)業(yè)型領導力[27，28]，其決定了企業(yè)管理人員特別是高層管理人員必須具備長遠戰(zhàn)略眼光、風險規(guī)避技能和市場判斷力，進而能有效防范供應鏈價值風險，實現供應鏈價值增值。

基于以上分析，本文提出如下假設：在其他條件一定的情況下，企業(yè)的數字化轉型程度越高，越能提高企業(yè)競爭績效。

三、研究設計

（一）模型構建

為了驗證本文的研究假設，參考Fresard[29]和陳收等[37]的做法，構建如下模型：

其中，i表示第i個上市公司，t表示年度，Sales表示競爭績效，Digital表示數字化水平，Control表示控制變量，ψ為行業(yè)控制變量，為時間控制變量，ζ為回歸殘差。本模型對回歸系數的標準誤差在公司和年度上進行Cluster調整。

（二）變量設計

1.被解釋變量：競爭績效（Sales）。企業(yè)競爭績效存在外生論和內生論兩種觀點，外生論認為企業(yè)的競爭優(yōu)勢來自外部優(yōu)勢，而內生論認為企業(yè)的競爭優(yōu)勢來源于企業(yè)內部優(yōu)勢。本文基于供應鏈價值管理的視角研究企業(yè)競爭績效，數字化轉型提高了企業(yè)的供應鏈價值管理能力和水平，這是來自企業(yè)內部的優(yōu)勢，因此采用內生論的觀點定義企業(yè)的競爭績效。Fresard[29]和陳收等[30]認為，經年度行業(yè)均值調整的銷售收入變動率能夠反映相對于競爭對手的市場份額的變化，有利于不同行業(yè)之間的比較；而袁靖波等[31]認為，銷售回報率更能反映企業(yè)爭取提升銷量或爭奪客戶資源而采取的行動。因為供應鏈價值管理是通過供應鏈價值節(jié)約和價值創(chuàng)造，來降低產品平均成本或者提高產品的周轉率，實現客戶資源的獲取而贏得市場優(yōu)勢的，所以本文借鑒上述研究，采用經年度行業(yè)均值調整的銷售收入變動率（Sales1）和銷售回報率（Sales2）衡量競爭績效。

2.解釋變量：數字化水平（Digital）。本文用企業(yè)數字化水平代表數字化轉型程度，數字化水平的衡量方法主要有兩種：一是采用年報中披露的無形資產中關于數字化轉型的投入額來衡量；二是采用文本分析法提取數字化相關關鍵詞的詞頻來衡量。由于無形資產中關于數字化轉型的投入額存在較多缺失值，且數字化轉型的投入額與企業(yè)實際數字化水平不一定相關，本文采用第二種方法衡量數字化水平。參考吳非等[32]的做法構建數字化水平指標：首先，構建數字化轉型關鍵詞詞庫，采用Python文本分析法對上市公司年報文本中與數字化轉型相關的關鍵詞進行識別、提取、詞頻計數；然后，匯總各個關鍵詞的頻數，構建數字化轉型原始指標；最后，對原始指標加1進行對數化處理得到數字化水平指標（Digital）。根據《大數據產業(yè)發(fā)展規(guī)范（2016～2020年）》《中國金融科技運行報告（2019）》《金融科技（FinTech）發(fā)展規(guī)劃（2019～2021年）》以及相關新聞和會議，并參考吳非等[32]的關鍵詞構建本文的數字化轉型關鍵詞詞庫。

3.控制變量。為了控制公司治理和公司特征等的影響，本文參考已有研究[29-31，33]，選擇公司規(guī)模（Size）、銷售費用率（Se）、市場份額（M s）、企業(yè)員工人數（Enumber）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、上市年限（Age）等公司特征變量，以及股權性質（Soe）、股權集中度（Balance）、董事長與總經理兼任（Dual）、獨立董事比率（Indep）等公司治理層面變量。主要變量的定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）樣本選擇與數據來源

鑒于數據可得性和受2007年我國執(zhí)行新版企業(yè)會計準則的影響，本文選擇2008～2019年深交所的A股上市公司為樣本。樣本中剔除了ST、?ST和存在數據缺失的公司，金融行業(yè)的企業(yè)異質性較大，故也被剔除；剔除了財務數據與公司特征不連貫或者異常的數據，因為此類樣本缺乏一致性和可比性。最終得到16416個樣本。相關數據來自國泰安數據庫，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行縮尾處理。本文的統(tǒng)計和分析工具為Excel 2017和Stata 16.0。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。結果顯示：Sales1（Sales2）的最小值是-4.5376（-54.4274），最大值是38.5850（20.9070），表明樣本公司之間的競爭績效差別較大，這與當前社會經濟發(fā)展和市場狀況相符合，說明企業(yè)間的競爭比較激烈；Digital的中位數與均值差別較大，標準差是1.4491，表明樣本公司之間的數字化水平差別較大；Indep和Dual的均值分別是0.3746和0.3065，表明樣本公司的公司治理獨立性不高；Soe的均值是0.2675，表明樣本中國有控股公司占26.75%。

表2 描述性統(tǒng)計結果

（二）相關性檢驗

本文對模型中的主要變量進行了Pearson相關系數檢驗，以初步判斷模型的可行性和避免多重共線性（表略）。各個變量與被解釋變量大部分是顯著相關的，初步證明了模型的正確性。Sales1與Digital的相關系數在1%的水平上顯著為正，初步說明數字化轉型會影響企業(yè)的競爭績效，但Sales2與Digital的相關系數不顯著，因此兩者之間的關系還需要進一步的論證。從檢驗結果看，各變量之間的相關性較為顯著，可能存在共線性進而對后續(xù)結果的穩(wěn)健性產生影響。因此，本文做了VIF檢驗，發(fā)現Mean VIF為1.38，各個方差膨脹因子值均小于10，表明各變量間不存在嚴重的多重共線性。

（三）基準回歸分析

表3報告了數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響的回歸結果，列（1）與列（3）、列（2）與列（4）分別采用經年度行業(yè)均值調整的銷售收入變動率（Sales1）和銷售回報率（Sales2）衡量競爭績效；考慮到企業(yè)數字化轉型作用的滯后性，列（3）和列（4）的模型中增加了前一期數字化水平（Digitalf）這一控制變量。列（1）～列（4）中數字化水平（Digital）的系數都在1%的水平上顯著為正，表明數字化轉型能顯著提高企業(yè)競爭績效，支持了本文的假設。

從控制變量的影響結果來看，表3列（1）～列（4）中競爭績效與Indep的系數均不顯著。用Sales1代表的競爭績效受到Enumber、Age、Soe和Balance的顯著影響，說明企業(yè)銷售收入的變動與企業(yè)上市年限等長期屬性特征顯著相關，通過改善企業(yè)的長期運行模式可以顯著提高企業(yè)競爭績效；用Sales2代表的競爭績效受到Se、M s和Dual的顯著影響，表明企業(yè)可以通過在短期內增加銷售費用、實行分權提高銷售回報率。因此，企業(yè)可以同時從長期和短期角度出發(fā)，改善經營管理和優(yōu)化資源配置，以提高競爭績效。

表3 基準回歸結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.改變數字化水平的度量方法。企業(yè)實施數字化轉型的主要目的是進行企業(yè)升級、獲取競爭優(yōu)勢，以提高企業(yè)的最終績效。而企業(yè)數字化轉型可以影響企業(yè)的生產、經營管理和銷售[8]，因此本文采用經營業(yè)收入處理后的生產成本、管理費用和銷售費用的變化值之和衡量數字化水平（Digital1），該值應為負數，其越小，說明企業(yè)實施數字化轉型的效果越好，企業(yè)數字化水平越高，用Digital1f表示前一期數字化水平，仍采用基準回歸模型進行回歸。回歸結果顯示（表略），通過數字化轉型而節(jié)約的成本費用能夠提高企業(yè)的競爭績效，但在未加入前一期數字化水平變量的情況下Digital1的系數不顯著，加入前一期數字化水平變量后，Digital1的系數分別在5%和10%的水平上顯著，與上文的研究本質上無差異，表明結果穩(wěn)健。

2.改變樣本空間。為了排除樣本空間選擇對研究結果的影響，本文剔除了企業(yè)規(guī)模上下10%的樣本再次進行回歸，回歸結果顯示（表略），無論是否加入前一期數字化水平變量，數字化水平的系數均顯著為正，表明結果穩(wěn)健。

3.采用傾向性得分匹配法。從表3中控制變量的相關系數來看，不同企業(yè)的數字化水平不一致，為了排除其他公司特征的影響，本文采用傾向得分匹配法（PSM），對企業(yè)競爭績效進行回歸。首先，對企業(yè)數字化水平采用中位數進行處理，樣本大于中位數的取1，小于或等于中位數的取0。其次，把公司規(guī)模（Size）、市場份額（M s）、企業(yè)員工人數（Enumber）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、上市年限（Age）、股權性質（Soe）、股權集中度（Balance）、董事長與總經理兼任（Dual）、獨立董事比率（Indep）作為協(xié)變量計算傾向得分值，采用1∶1近鄰方法匹配，根據匹配結果的平穩(wěn)性檢驗結果（表略），除Roa、Age外，其余控制變量的P值在匹配前均在1%的水平上顯著，而在匹配后均不顯著，表示匹配后樣本滿足平衡性假設。最后，對匹配后的樣本重新采用原模型進行回歸，回歸結果顯示（表略），無論是否加入前一期數字化水平變量，數字化水平的系數均顯著為正，該結果與基準回歸結果一致，支持原假設。

（五）內生性處理與檢驗

1.采用工具變量法減少遺漏核心變量產生的內生性問題。因為企業(yè)競爭績效受技術、管理和市場等多因素的影響，所以企業(yè)競爭績效的變化也可能是由其他變量的變化引起的，故企業(yè)數字化轉型和競爭績效之間可能存在內生性問題，即企業(yè)競爭績效的變化可能不是由數字化轉型引起。本文采用2SLS回歸模型減少可能存在的內生性問題?？紤]到企業(yè)的數字化轉型受當前市場競爭壓力和市場地位的影響，盧艷秋等[6]認為高管決策邏輯是企業(yè)數字化轉型的起點，高質量的決策邏輯受高管的崗位權力等因素的制約，故選擇高管持股比率（Ashare）作為工具變量，高管持股比率越高，越有利于高管與企業(yè)捆綁，走高質量發(fā)展之路，實施數字化轉型，實現企業(yè)升級。根據回歸結果：第一階段的回歸中F值大于10，拒絕了弱工具變量假設；第二階段的回歸中Hansen J值不顯著，表明工具變量是外生的。由表4可知，工具變量Ashare與Digital顯著相關，表明工具變量符合相關性要求；從第二階段回歸結果可以看出，在控制內生性后，Sales1、Sales2與Digital的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，表明結果穩(wěn)健。

表4 內生性檢驗回歸結果（工具變量法）

2.采用逆米爾斯比率系數法減少樣本變量自選性產生的內生性問題。由于變量的主觀選擇，可能導致樣本選擇受主觀因素的制約，這些因素可能導致前文的研究結果不穩(wěn)健。鑒于此，本文在計算逆米爾斯比率系數后采用Heckman兩階段法進行內生性檢驗。具體步驟如下：第一階段，將Digital作為因變量，將公司規(guī)模（Size）、市場份額（M s）、企業(yè)員工人數（Enumber）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、上市年限（Age）、股權性質（Soe）、股權集中度（Balance）、董事長與總經理兼任（Dual）、獨立董事比率（Indep）作為控制變量，使用Probit回歸方法估計上市公司數字化轉型的逆米爾斯比率（IMR），回歸結果見表5列（1）。第二階段，將第一階段估計的逆米爾斯比率（IMR）作為一個新的變量加入到模型中進行回歸，結果見表5列（2）與列（3），Digi?tal和IMR的系數均在1%的水平上顯著。從檢驗結果來看，通過逆米爾斯比率（IMR）修正可能存在的樣本自選偏差后，回歸結果與原結果一致，支持原研究結論。

表5 內生性檢驗回歸結果（逆米爾斯比率系數法）

五、影響機制研究

（一）組織效率的中介作用

有效率的組織更容易實現有效的供應鏈價值管理，而企業(yè)數字化轉型可以實現企業(yè)升級，具有資源共享等優(yōu)勢，因此提高組織效率是數字化轉型通過完善供應鏈價值管理提高企業(yè)競爭績效的一條路徑。本文采用企業(yè)全要素生產率來間接衡量組織效率。學者們普遍認為Levinsohn-Petrin（LP）法可以更好地解決選擇性偏誤和內生性問題，從而更好地衡量企業(yè)全要素生產率，因此本文采用LP法計算企業(yè)全要素生產率。參考陳昭等[34]的研究，具體計算方法如下：

其中：Va表示企業(yè)實際增加值，為固定資產折舊、勞動者報酬、生產稅凈額和營業(yè)盈余之和；Input代表企業(yè)的就業(yè)規(guī)模（企業(yè)的就業(yè)人口數量）、中間投入（以公司年報中購入商品、接受勞務支付的現金根據投資平減指數進行處理計算）和實際資本（以年報中固定資產凈額根據投資平減指數進行處理計算）；ψ為行業(yè)控制變量；為時間控制變量；ζ為回歸殘差。將企業(yè)實際增加值的測算結果代入企業(yè)生產函數中，利用LP半參數估計方法，即可得到企業(yè)全要素生產率（lntfp）。

企業(yè)競爭績效受采購、生產、銷售等各個環(huán)節(jié)的共同作用，相反企業(yè)競爭績效的提高也可能引導企業(yè)改善供應鏈管理，實現更優(yōu)的帕累托改進。為了更精確地測量組織效率路徑的影響效果，本文使用結構方程模型中的路徑分析來估計企業(yè)數字化轉型是否通過組織效率的中介作用影響企業(yè)的競爭績效，并檢驗該中介效應是否顯著，比較數字化轉型對企業(yè)競爭績效產生的直接效應、間接效應和總效應。

圖1報告了組織效率的路徑分析結果，其中的系數已做標準化處理。從圖1可以看出，數字化轉型（Digital）影響企業(yè)競爭績效（Sales1）的路徑系數是0.014，且在1%的水平上顯著；數字化轉型影響全要素生產率（lntfp）的路徑系數是0.12，且在1%的水平上顯著；全要素生產率影響企業(yè)競爭績效的路徑系數是0.15，且在5%的水平上顯著。這表明組織效率在數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的關系中存在中介效應。使用Sales2再次進行檢驗后，相關回歸系數的方向與顯著性沒有發(fā)生變化，表明結果是穩(wěn)健的。

圖1 組織效率路徑分析結果

為方便展示，圖1中各路徑的具體效應見表6。由表6可以發(fā)現，企業(yè)數字化轉型影響全要素生產率的間接效應高達0.018，而直接效應是0.014，也驗證了數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響是能夠通過組織效率發(fā)揮作用的，證明了組織效率是數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的一條顯著路徑。

表6 路徑效應分析

（二）誠信文化的中介作用

唐瑋等[35]研究發(fā)現，視“誠信”為首要文化的企業(yè)能顯著提高企業(yè)的專利申請數量和創(chuàng)新能力，另有研究表明企業(yè)數字化轉型有利于誠信文化的形成，因此，本文探索誠信文化是否是數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的路徑。誠信的企業(yè)更能夠獲得和分享商業(yè)信任，誠信文化是企業(yè)打造高質量內部控制的重要內容。本文借鑒陸正飛等[36]的做法，采用經總資產標準處理后的應付賬款、應付票據之和衡量企業(yè)的誠信文化（Icult）。誠信文化路徑分析結果見圖2，其中的系數已做標準化處理。

圖2 誠信文化路徑分析結果

從圖2可以看出，數字化轉型（Digital）影響企業(yè)競爭績效（Sales1）的路徑系數是0.025，且在1%的水平上顯著；數字化轉型影響誠信文化（Icult）的路徑系數是0.12，且在1%的水平上顯著；誠信文化影響企業(yè)競爭績效的路徑系數是0.056，且在1%的水平上顯著。這表明在數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的過程中誠信文化存在部分中介效應，因為間接效應只有0.0003（0.0039×0.075）。

（三）員工素質的中介作用

黃宇虹等[37]認為，企業(yè)需要適當增加員工流動性，因為未發(fā)生員工流動的企業(yè)的員工表現出素質較差、安于現狀、發(fā)展緩慢的特征，而企業(yè)數字化轉型需要更高素質的員工。企業(yè)通過數字化轉型，可以直接實現供應鏈參與員工的優(yōu)勝劣汰，間接提升企業(yè)競爭績效。因此，本文認為員工素質可能是數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的一條路徑。通常員工素質越高，越能夠提高單位員工銷售率，故本文采用單位員工銷售回報率衡量員工素質（Laber?age）。員工素質的路徑分析結果見圖3，其中的系數做了標準化處理。

圖3 員工素質路徑分析結果

從圖3可以看出，數字化轉型（Digital）影響企業(yè)競爭績效（Sales1）的路徑系數是0.032，且在1%的水平上顯著；數字化轉型影響員工素質（Laberage）的路徑系數是0.0039，且在1%的水平上顯著；員工素質影響競爭績效的路徑系數是0.075，且在1%的水平上顯著。這表明員工素質在數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響中存在中介效應。

（四）管理者才能的中介作用

數字化轉型企業(yè)的機會開發(fā)主要動力來源于創(chuàng)業(yè)型領導力[27，28]，這決定了企業(yè)管理人員特別是高層管理人員必須具備長遠戰(zhàn)略眼光、風險規(guī)避技能和市場判斷力，進而能有效防范供應鏈價值風險，實現供應鏈價值增值。因此，管理者才能可能是數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的一條路徑。通常優(yōu)秀的管理者才能可以更有效地降低企業(yè)的管理成本，產生更好的管理效應。本文采用管理費用率來衡量管理者才能（Manage）。管理者才能的路徑分析結果見圖4，其中的系數已做標準化處理。

圖4 管理者才能路徑分析結果

從圖4可以看出，數字化轉型（Digital）影響企業(yè)競爭績效（Sales1）的路徑系數是0.034，且在1%的水平上顯著；數字化轉型影響管理者才能（Manage）的路徑系數是0.027，且在1%的水平上顯著；管理者才能影響企業(yè)競爭績效的路徑系數是-0.083，且在1%的水平上顯著。這表明管理者才能是數字化轉型影響企業(yè)競爭績效的顯著路徑。使用Sales2再次進行檢驗后，相關回歸系數的方向與顯著性沒有發(fā)生變化，表明結果是穩(wěn)健的。

六、進一步研究

（一）產權性質異質性檢驗：產權效應

國有上市公司和非國有上市公司在企業(yè)競爭績效方面表現出顯著差異，已有研究發(fā)現，企業(yè)績效受企業(yè)風險承擔水平的影響，國有企業(yè)的風險承擔水平顯著低于民營企業(yè)[38]，風險規(guī)避能力是企業(yè)競爭績效的重要優(yōu)勢。因此，本文區(qū)分國有上市公司和非國有上市公司進行異質性檢驗，檢驗結果見表7，其中列（1）、列（3）、列（5）和列（7）為國有控股企業(yè)樣本組，列（2）、列（4）、列（6）和列（8）為非國有控股企業(yè)樣本組。

由表7可知，在非國有控股企業(yè)中Digital的系數均顯著為正，但是在國有控股企業(yè)中，僅列（5）Digital的系數在10%的水平上顯著為正，其余均不顯著，說明數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響存在產權異質性。產生這種差異的原因可能是國有控股企業(yè)的市場競爭壓力沒有非國有控股企業(yè)大，非國有控股企業(yè)在高市場壓力下更愿意優(yōu)化企業(yè)級別，實施數字化轉型，提高企業(yè)競爭績效。

表7 產權異質性回歸結果

（二）公司規(guī)模異質性檢驗：規(guī)模效應

企業(yè)規(guī)模在組內競爭對企業(yè)競爭行動與銷售績效之間關系的調節(jié)效應顯著[31]，企業(yè)規(guī)模不同可能導致數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響的異質性。因此，本文按照企業(yè)規(guī)模的中位數將樣本分為兩組進行異質性檢驗，檢驗結果見表8，其中列（1）、列（3）、列（5）和列（7）為大規(guī)模企業(yè)樣本組，列（2）、列（4）、列（6）和列（8）為小規(guī)模企業(yè)樣本組。

表8 規(guī)模異質性回歸結果

由表8可知，在小規(guī)模企業(yè)中，Digital的系數均顯著為正，但在大規(guī)模企業(yè)中Digital的系數的顯著性不一。從回歸系數看，除了列（1）與列（2）的對比中小規(guī)模企業(yè)Digital的系數比大規(guī)模企業(yè)的小，列（3）與列（4）、列（5）與列（6）、列（7）與列（8）的對比中都比大規(guī)模企業(yè)的大，這說明企業(yè)數字化轉型對競爭績效的影響存在規(guī)模異質性。產生這一差異的原因可能是大規(guī)模企業(yè)在市場中存在更多的規(guī)模優(yōu)勢和壟斷勢力，因此面臨的市場競爭程度沒有小規(guī)模企業(yè)大，另外大規(guī)模企業(yè)的靈活性也不及小規(guī)模企業(yè)，因此，小規(guī)模企業(yè)在高市場競爭壓力下更意愿增強自身的市場適應力，實施數字化轉型，提高企業(yè)的競爭績效[39]。

七、總結

（一）研究結論

本文利用2008～2019年深交所的A股上市公司數據，基于供應鏈價值管理的角度考察了數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響，并得到如下研究結論：企業(yè)的數字化轉型可以顯著提高企業(yè)的競爭績效。影響機制研究發(fā)現，企業(yè)通過數字化轉型，可以掃除供應鏈價值管理中的組織障礙、誠信文化障礙、員工素質障礙和管理者才能障礙，以進一步提高企業(yè)的競爭績效。異質性研究發(fā)現，在大規(guī)模企業(yè)和國有控股企業(yè)中數字化轉型對企業(yè)競爭績效的提升力度不如小規(guī)模企業(yè)和非國有控股企業(yè)。

（二）研究啟示

根據上述研究結論可得出如下啟示：應加強對國有控股企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的引導和管理。大規(guī)模企業(yè)和國有控股企業(yè)的數字化轉型對企業(yè)競爭績效的影響不如小規(guī)模企業(yè)和非國有控股企業(yè)，這說明存在潛在的利潤導向或者利益阻礙，減弱了數字化轉型對企業(yè)競爭績效的有益作用。該結果也提醒企業(yè)監(jiān)管部門應當更加關注對大規(guī)模企業(yè)和國有控股企業(yè)的監(jiān)督與管理，充分發(fā)揮市場在資源優(yōu)化配置中的決定性作用，指導數字化轉型實現企業(yè)整體升級，走高質量發(fā)展的持續(xù)綠色之路。

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