《技术经济》2024年第1期电子杂志pdf电子书制作

注:括号内为以省份和行业聚类的稳健标准误;

、

分别表示

在1%、5%、10%的水平上显著。

政策变量滞后一期(Treat×Post

t-1),重新检验中央

环保督察对企业过度金融化的影响。回归结果如

表5的(1)列所示,交乘项的估计系数仍然显著

为负,表明在考虑了中央环保督察政策的滞后性

后结果依然稳健。

(2)替换被解释变量。目前过度金融化的衡

量方式尚未达成一致,为了保证研究结果的稳健

性,本文构建过度金融化的虚拟变量,采用Logit

模型进行重新估计。借鉴杜勇等[27]的做法,按照

企业实际金融化水平与最优金融化水平差值大小

排序,若差值高于3/4分位数,则表示企业存在过

度金融化,令Dum_Exfin取值为1,其他取值为0。

回归结果如表5的(2)列所示,交乘项的系数仍

然显著为负,表明本文的结论是稳健的。

(3)控制同期政策影响。除了中央环保督察

这一政策对企业过度金融化产生影响外,同期的

其他政策可能也会对实证结果存在影响。2015年,我国全面修订了新《环保法》,提高了环境规制强度,也可

能会影响企业的金融资产投资决策。为了控制该政策对实证结果的影响,本文在模型中加入了重污染行业

融化的影响。回归结果如表5的(3)列所示,交乘项的系数仍显著为负,表明本文结论依然稳健。

五、进一步分析

(一)影响机制检验

前述结果表明,中央环保督察刺激了企业的环境治理动机,进而可能使企业将更多的资金投向环境治

理领域,降低金融资产投资,抑制企业过度金融化。具体来看,中央环保督察可能通过增加企业绿色投资反

向“挤出”金融资产,降低企业金融资产配置。根据“波特假说”,适度的环境规制会促进企业技术创新[34]

。

中央环保督察通过自上而下的环境问责机制,致力于形成常态化的环境监督制度,使企业对环境保护采取

的措施不仅停留在短期的环境污染治理,更要为长期的绿色可持续发展而谋划,推动企业积极地开展绿色

转型升级。因此,当企业面临中央环保督察带来的环境治理压力时,企业可能增加绿色投资,追求清洁技术

生产,促进企业绿色发展。由于企业的资源是有限的,因此金融资产投资和实体经济投资是一种替代关

系[27]

,即当企业将更多的资金用于绿色投资时,便会相应减少企业金融资产投资。因此,本文预期,中央环

保督察通过提高企业绿色投资抑制企业过度金融化。为了检验传导路径是否成立,本文借鉴江艇[35]对影响

机制的操作建议,实证检验中央环保督察能否通过提高企业绿色投资抑制过度金融化,设定模型如式(3)

所示。

GIi,t

=β0

+β1Treat

i

×Post

i,t

+βXi,t

+ui

+vt

+εi,t(3)

其中:GI为企业绿色投资,借鉴张琦和邹梦琪[1]及颉茂华等[36]的研究,本文采用企业当年新增资本化绿色

投资占企业总资产的比例来衡量企业绿色投资(GI),并将标准化后的变量乘以100处理,以提升回归系数

主要包括废水废气治理、脱硫脱硝、污水处理、清洁生产、环保工程等资本性项目支出。回归结果如表6

所示,在(1)列中,Treat×Post的估计系数为-0.0045,在1%的水平上显著为负;(2)列考察了中央环保督

察对企业绿色投资的影响,Treat×Post的估计系数为0.0260,在5%的水平上显著为正,说明中央环保督察

能够提高企业的绿色投资水平,证实了“波特假说”的存在。绿色投资是企业在环境规制日益严苛的背景下

95

陈琪等:中央环保督察与企业过度金融化:资本逐利抑或环境治理

表6影响机制检验

(1)(2)

ExfinGI

Treat×Post-0.0045

(0.0014)0.0260

(0.0131)

Size0.0025(0.0016)-0.0061(0.0067)

Age0.0142

(0.0034)0.0260(0.0163)

State0.0040(0.0036)0.0329

(0.0159)

ROA-0.0147(0.0111)-0.0183(0.0390)

Lev-0.0187

(0.0062)-0.0331(0.0260)

Growth-0.0004(0.0009)-0.0174

(0.0036)

Tang0.0559

(0.0100)0.0436(0.0289)

TobinQ-0.0001(0.0005)0.0007(0.0011)

Both0.0016(0.0014)0.0007(0.0062)

Board0.0116

(0.0052)-0.0231(0.0240)

Constant-0.1587

(0.0353)0.1454(0.1687)

企业固定效应YesYes

20.18580.4810

N1375713757

分别

表示在1%、5%、10%的水平上显著。

意识到环境保护是我国长期发展态势时,会积极开

展绿色投资以增强核心竞争力,将企业投资重点由

金融领域转向实体领域,减少金融资产投资,降低

企业的过度金融化水平。上述结果表明,中央环保

督察能够促进企业开展绿色创新活动,通过提高企

业绿色投资抑制企业过度金融化,即提高企业绿色

投资是中央环保督察抑制企业过度金融化的影响

机制。

(二)异质性分析

1.融资约束

融资约束问题是企业进行资源配置的重要原

因,在有限的资源条件下合理的资源配置更具有

意义。“挤出”效应是在企业资源有限的条件下,

各种投资项目相互挤占的结果。同样地,在企业

资源相对紧缺的情况下,环境治理投资和金融资

产投资的相互“挤出”效应更加明显。当企业面

临较高的融资约束时,由于中央环保督察对环境

治理的严格要求,企业会将有限的资金投入到环保治理领域,加剧“挤出”金融资产投资,进一步抑制企

业过度金融化。另外,已有研究表明,融资约束使企业缺乏进行金融资产投资的资金,会抑制企业金融

化[37]

。因此,本文预期相比融资约束程度低的企业,中央环保督察对企业过度金融化的抑制作用在融资约

束程度高的企业更强。

为了验证上述分析,借鉴顾雷雷等[37]的研究,本文以融资约束FC指数来衡量企业融资约束程度。根据

中位数将样本分为高融资约束组和低融资约束组,实证检验不同融资约束水平下中央环保督察对企业过度

金融化的影响。回归结果如表7的(1)列、(2)列所示,在融资约束程度较高的样本中,Treat×Post的估计系

数为-0.0065,在5%的统计水平上显著为负;在融资约束程度较低的样本中,Treat×Post的估计系数为0.0041,在5%的统计水平上显著为负,但小于融资约束程度较高组的估计系数,且组间系数在10%的水平

上存在显著差异。结果表明,中央环保督察对受融资约束程度不同企业的过度金融化影响存在异质性,原

因可能在于,在融资约束严重的企业中绿色投资对金融投资的挤占作用更强。在环境治理压力大和融资约

束严重的条件下,企业为了进行环境治理甚至可能出售部分金融资产以获取更多的绿色投资资金,进一步

抑制企业过度金融化。综上所述,相比融资约束程度低的企业,中央环保督察对企业过度金融化的抑制作

用在融资约束程度高的企业更显著。

2.高管公职经历

高管具有公职经历的企业可能提前获得政策动向等信息[38]

,对政策制度的变化更敏锐,在中央环保督

察政策实施之前便积极开展环境治理,迅速地调整企业发展战略。同时,高管具有公职经历的企业往往承

担更多的社会责任,会积极响应绿色发展战略,在日常的生产经营活动中更加注重环境污染治理,因此环境

治理水平原来就比较高,受到中央环保督察的影响较小。因此,本文预期相比高管有公职经历的企业,中央

环保督察对企业过度金融化的抑制作用在高管无公职经历的企业中更显著。

为了验证上述分析,借鉴王鸿儒等[38]的做法,如果企业董事长或总经理曾经或当前在中央和各级地方政

府、法院、检察院任职,或曾担任各级人大代表以及政协委员,则认为高管具有公职经历。本文将样本分为高管

有公职经历组和高管无公职经历组进行分组检验,回归结果如表7的(3)列、(4)列所示,在高管有公职经历的

样本中,Treat×Post的估计系数不显著;而在高管无公职经历的样本中,Treat×Post的估计系数在1%的水平上显

著为负,且通过了组间系数差异检验。结果表明,中央环保督察仅对高管没有公职经历企业的过度金融化水平

具有显著影响,可能的原因在于,高管具有公职经历的企业具有更准确的政策动向和更强的社会责任感,面对

96

技术经济第43卷第1期

表7异质性分析

(1)(2)(3)(4)(5)(6)

-0.0065

(0.0025)

-0.0041

0.0025

(0.0030)

-0.0076

-0.0046

(0.0019)

-0.0037

(0.0023)

Size

0.0028

(0.0033)

0.0029

(0.0021)

0.0063

(0.0028)

0.0013

0.0014

0.0037

Age

0.0149

(0.0058)

-0.0006

(0.0050)

0.0185

(0.0076)

0.0109

(0.0040)

0.0124

(0.0061)

0.0138

(0.0052)

State

0.0043

0.0087

-0.0002

(0.0041)

0.0049

0.0047

(0.0048)

0.0035

(0.0054)

ROA

-0.0141

(0.0180)

(0.0179)

0.0348

(0.0302)

-0.0281

(0.0136)

-0.0190

(0.0145)

-0.0059

(0.0181)

Lev

-0.0402

(0.0094)

-0.0100

-0.0117

(0.0112)

-0.0251

(0.0077)

-0.0334

(0.0099)

-0.0064

(0.0074)

Growth

0.0010

-0.0019

(0.0012)

0.0000

(0.0020)

-0.0009

(0.0015)

-0.0001

(0.0013)

Tang

0.0473

(0.0133)

0.0940

(0.0249)

0.0555

(0.0195)

0.0607

(0.0137)

0.0549

(0.0129)

0.0636

(0.0169)

TobinQ

0.0001

(0.0007)

0.0005

(0.0010)

-0.0005

(0.0008)

(0.0006)

0.0006

Both

0.0040

(0.0022)

0.0007

0.0015

(0.0029)

0.0018

0.0026

Board

0.0202

0.0175

(0.0105)

0.0116

(0.0068)

0.0173

(0.0075)

0.0073

(0.0083)

-0.1679

(0.0722)

-0.1533

(0.0516)

-0.2666

(0.0685)

-0.1256

(0.0459)

-0.1314

(0.0645)

-0.1918

(0.0465)

企业固定效应YesYesYesYesYesYes

20.21910.25330.22880.19550.19500.2172

N671266463884965269736298

组间系数差异

(P-value)

-0.0024

(0.072)

0.0101

(0.000)

-0.0010

(0.085)

分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

环保督察时原本的环境治理水平就较高。相反,高管没有公职经历的企业在面临中央环保督察时,具有较

大的环境治理压力,不得不加大治理力度,进而抑制了企业过度金融化。综上所述,相比高管有公职经历的

企业,中央环保督察对企业过度金融化的抑制作用在高管无公职经历的企业更显著,证实了上述分析。

公众是环境污染的受害者,环境治理活动的开展离不开公众的有效参与。已有研究表明,公众环境关

注度能够发挥非正式环境规制的约束作用,影响地方政府和企业的环境治理行为[39]

。那么,不同的公众环

产品和环保治理企业的投资需求,发挥公众参与的环境治理作用。在资本市场上,公众“用钱投票”来支持环境

友好型企业,并对环境污染型企业施以“市场惩罚”

[40]

,从而激励企业重视环保把资金投向环保领域,进而抑制

行为,督促地方政府严格执行环境规制,保障中央环保督察的治理效果。因此,本文预期相比于低公众环境关

为了验证上述分析,借鉴吴力波等[39]的做法,用百度“环境污染”的年度搜索指数衡量各地区的公众环

97

表8经济后果检验

ROAt+1Exfin

Treat×Post0.0100

(0.0029)-0.0047

(0.0014)

Size0.0331

(0.0026)0.0021(0.0016)

Age-0.0125

(0.0066)0.0144

(0.0034)

State-0.0056(0.0061)0.0041(0.0036)

TobinQ0.0076

(0.0007)-0.0002(0.0005)

Lev-0.1948

(0.0105)-0.0162

Growth0.0106

(0.0014)-0.0006(0.0009)

Tang-0.0219(0.0160)0.0559

(0.0100)

Both-0.0004(0.0027)0.0016(0.0014)

Board0.0075(0.0084)0.0116

Constant-0.6135

(0.0626)-0.1507

20.52270.2300

N1116713757

在1%、5%和10%的水平上显著。

力越大、绿色发展需求越高,更倾向于进行绿色投资,进而抑制企业过度金融化。综上所述,相比公众环境

(三)经济后果检验

企业过度金融化会降低实体经济投资,挤

占生产经营性业务,进而导致企业生产效率降

低,不利于企业经营发展[41]

。本文研究结果表

明,中央环保督察充分激发了企业的环境治理

动机,使企业将更多的资金投向环保治理领域,

提高了企业绿色投资,抑制了企业过度金融化。

那么,中央环保督察在抑制了企业过度金融化

后,能否缓解实体企业“脱实向虚”的问题,进而

提升企业绩效理论上,中央环保督察政策实

施后,企业用于金融资产投资的资金减少,原来

被挤占的用于生产经营的资金得到释放,更聚

焦于主业经营,进而能够增强企业自身实力,有

利于企业经营发展。基于此,本文进一步实证

检验中央环保督察在抑制企业过度金融化后能

否提升企业绩效。

为了检验上述分析,本文以企业下年度的

资产收益率(ROAt+1)作为企业绩效的代理变量③,实证检验中央环保督察抑制企业过度金融化后对企业绩

效的影响。回归结果如表8所示,(1)列中交乘项的估计系数显著为正,(2)列中交乘项的估计系数显著为

负,表明中央环保督察能够通过抑制企业过度金融化,进而提升企业绩效。研究结果表明,中央环保督察凭

借其严格的环境治理模式,不仅能够使企业重视环境治理,促进企业绿色发展,而且能够抑制企业过度金融

化,缓解经济“脱实向虚”的困境,最终有利于提升企业价值。

六、研究结论与启示

在我国大力推动生态文明建设和实体经济“脱实向虚”的背景下,探究环境政策对企业资源配置决策的

影响,对于推动实体经济绿色健康可持续发展具有重要的现实意义。本文以2012—2021年中国沪深A股

上市工业企业为研究对象,采用多期双重差分法实证检验中央环保督察对企业过度金融化的影响。研究发

现,在中央环保督察制度下,企业的环境治理动机占主导地位,中央环保督察对企业过度金融化具有显著的

抑制作用,并且通过了一系列稳健性检验。影响机制分析表明,中央环保督察通过提高企业绿色投资抑制

了企业过度金融化。异质性分析发现,中央环保督察对企业过度金融化的抑制作用在融资约束程度高、高

察通过抑制企业过度金融化,能够增强企业核心竞争力,最终提升企业绩效。本文的研究揭示了宏观环境

98

③为了避免存在内生性问题,本文“经济后果检验”部分的控制变量中不包括ROA,其他控制变量同前文一致。

体经济“脱实向虚”问题提供了经验证据。

基于以上研究结论,本文得到如下启示:

康发展。本文研究发现,中央环保督察激发了企业的环境治理动机,进而促使企业将投资重点转向环保领

域,缓解了经济“脱实向虚”问题,最终提升了企业价值。政府在制定环境政策时,不仅要注重环境治理的有

协同发展。

第二,优化企业资源配置,以绿色可持续发展为目标,促进企业可持续发展。本文研究发现,在同时面

临严苛的环境规制和融资约束时,企业将有限的资源投入到环保投资领域,提高环境绩效的同时也抑制了

企业过度金融化,有利于企业经济健康发展。在经营发展过程中,企业应根据内外部环境要求,合理配置企

业有限的资源,为长期绿色可持续发展而谋划。

第三,积极发挥高管公职经历对环境治理的正向影响作用,提高环境规制的治理效果。本文研究发现,

高管公职经历可以作为一种非正式制度有效监督企业的环境污染行为,能够在环境治理中起带头作用。因

此,政府应正确引导高管具有公职经历的企业履行更多的社会责任,充分发挥高管公职经历在环境治理中

的引领作用;同时,对高管无公职经历的企业,应充分发挥中央环保督察的监督作用,促进企业积极发展实

体经济。

注度能够保障中央环保督察政策的有效发挥,提高企业对环境治理的重视程度。公众对环境污染的高度关

注,不仅能够激励企业积极开展环境治理活动,同时也能监督地方政府是否严格执行环境规制。因此,政府

应重视公众环境参与,优化公众环境参与途径,提高全民环境保护意识,充分发挥公众参与对地方政府和企

业环境治理行为的监督作用,提高环境治理效果,同时也有利于改善企业过度金融化现象。

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CentralEnvironmentalProtectionInspectorandExcessiveFinancialization

ofEnterprises:Profit-seekingCapitalorEnvironmentalGovernance

ChenQi,WangJiamin

(BusinessSchool,ZhengzhouUniversity,Zhengzhou450001,China)

Abstract:CentralenvironmentalprotectioninspectorisamajorreformmeasureinthefieldofenvironmentalprotectioninChinainrecentyears,

whichisnotonlyconducivetoimprovingthelevelofenvironmentalgovernance,butalsohasanimpactonthedecision-makingofresource

allocationofmicro-enterprises.DrawingupondatafromChineseA-sharelistedindustrialenterprisesinShanghaiandShenzhenfrom2012to

2021,anempiricalexaminationwasconductedtoinvestigatetheinfluenceofcentralenvironmentalprotectioninspectorsonexcessive

financializationofenterprisesbyusingmulti-perioddoubledifferencemethod.Theresultshowsthatthecentralenvironmentalprotection

inspectorcaninhibittheexcessivefinancializationofenterprises.Thetestofinfluencemechanismshowsthatthecentralenvironmentalprotection

inspectorinhibitstheexcessivefinancializationofenterprisesbyimprovingthegreeninvestmentofenterprises.Heterogeneityanalysisshowsthat

thecentralenvironmentalprotectioninspectorhasastrongerinhibitoryeffectonexcessivefinancializationofenterprisesinenterpriseswithhigh

financingconstraints,executiveswithoutpublicworkingexperienceandenterprisesinareaswithhighpublicenvironmentalconcern.Thetestof

economicconsequencesshowsthatthecentralenvironmentalprotectioninspectorimprovestheperformanceofenterprisesbyrestrainingexcessive

financializationofenterprises.Theresearchconclusionanalyzesthemechanismofmacro-environmentalpolicyonmicro-enterpriseresource

allocationdecision,whichhascertainpracticalsignificanceforachievingawin-winsituationofenvironmentalgovernanceandeconomic

development.

Keywords:centralenvironmentalprotectioninspector;excessivefinancialization;profit-seekingcapital;environmentalgovernance;

staggereddifference-in-differences

100

收稿日期:2023-09-13

基金项目:国家自然科学基金面上项目“突发条件下多主体创新韧性与转换路径研究”(72174037);国家自然科学基金青年科学基金

项目“生态位视角下社会防御对科技新创企业成长的影响研究”(72002022)

作者简介:王国红,博士,大连理工大学经济管理学院教授,博士研究生导师,研究方向:创业与企业成长;岳翔宇,大连理工大学经济

管理学院博士研究生,研究方向:创新与创业管理;黄昊,博士,大连理工大学经济管理学院副教授,硕士研究生导师,研究

方向:创业管理。

引用格式:王国红,岳翔宇,黄昊.数字化转型如何影响组织韧性———一个有调节的中介效应模型[J].技术经济,2024,43(1):101-112.

WANGGuohong,YUEXiangyu,HUANGHao.Howdoesdigitaltransformationaffectorganizationalresilience:Amoderatedmediationmodel

[J].JournalofTechnologyEconomics,2024,43(1):101-112.

数字化转型如何影响组织韧性

———一个有调节的中介效应模型

王国红,岳翔宇,黄昊

(大连理工大学经济管理学院,大连116024)

摘要:研究以2009—2022年沪深A股上市企业为研究样本,考察了在异质环境视角下,数字化转型对组织韧性的影响及异质

性特征,并对企业创新能力在其中的中介传导机制、环境不确定性的调节机制以及两者兼具的有调节的中介机制进行了检验。研

究发现:①企业数字化转型对组织韧性的稳定性和灵活性维度均有着显著正向影响。②企业创新在数字化转型与组织韧性的影响

效应中发挥部分中介作用。③环境不确定性能够调节数字化转型与组织韧性稳定性与灵活性之间的基准效应。④环境不确定性可

以调节中介效应的前半段路径,即企业面临的环境不确定性越强,数字化转型越能促进企业创新产出。同时,环境不确定性还能调节

组织韧性稳定性中介效应的后半段路径,即企业面临的环境不确定性越强,企业创新越能促进组织韧性稳定性的提升。

关键词:数字化转型;企业创新;环境不确定性;组织韧性

DOI:10.12404/j.issn.1002-980X.J23091309

一、引言

数字化转型浪潮下,多变性(volatility)、不确定性(uncertainty)、复杂性(complexity)、模糊性

(ambiguity)成为最主要的时代特征[1]

,同时,中国正处于百年未有之大变局,企业生产经营环境逐渐向不

确定性发展,不可预测的危机事件频发,对企业生存发展构成了严重威胁。企业如何应对并适应高度不

服环境不确定性的关键能力,同时也有研究揭示了数字经济在大变局中的新动能、新动力的关键角色,但

作为微观主体的企业,在环境高度不确定的情境下,数字化转型如何影响企业表现数字化转型能否帮

充分揭示。

转型的经济效益,就数字化转型的赋能作用展开研究;另一类则是围绕企业的数字化转型的战略选择与转

型路径展开研究,探讨了“为何转型”“如何转型”等问题。本文试图基于动态能力视角,考察在不同的环境

不确定情境中,企业的数字化转型对组织韧性产生何种影响,通过何种路径产生影响,属于第一类研究。对

于此类研究,其主题主要包括企业绩效、技术创新、全要素生产率等方面,其核心是探讨数字技术的使用对

企业生产运营带来的赋能作用。一部分研究基于信息处理理论,认为数字技术带来的数据处理与分析能力

有助于企业更好进行决策和管理,提升生产运营效率[2-3]

。另一部分研究则强调数字化转型为企业带来的颠

101

第43卷第1期技术经济2024年1月

业务、生产产品的新模式[4]

。但是纵观现有研究尚存在不足之处,现有文献强调的数字化赋能作用主要体

现在企业成长与持续发展,强调其在构建企业竞争优势、核心能力方面的重要意义。然而,在多变性

(volatility)、不确定性(uncertainty)、复杂性(complexity)、模糊性(ambiguity)的时代特征下,企业生存发展受

到极大挑战,灵活应对外部挑战与机遇的韧性能力逐渐成为企业生存成长的另一关键能力,因此,有必要围

绕数字化转型与组织韧性的关系机制展开探索。

关于组织韧性的概念界定和关键作用,学界内已经取得了一定得共识。本文基于能力观视角,认为

组织韧性是组织预测、避免和适应环境冲击的能力,能够帮助企业在冲击中实现快速恢复和反弹,实现组

织的可持续发展[5]

,更进一步,根据Ortiz和Bansal

[6]

、Desjardine等[7]的研究,组织韧性还可解构为稳定

性和灵活性两个维度,稳定性是组织抵御冲击、克服困难保持持续发展的能力,灵活性则是企业在面对冲

击时快速反应、灵活应对的能力。伴随灰犀牛、黑天鹅事件的频繁发生,组织韧性的影响因素及其提升路

径引起学界的热烈讨论,学者们围绕组织韧性的影响因素、提升路径进行探究。张梦桃和张生太[5]围绕

关系网络与组织韧性的关系机制展开研究;冯文娜和陈晗[8]实证检验了双元创新对组织韧性的影响。组

织韧性作为企业抵御、适应外部冲击的关键能力,部分学者认识到将外部情境因素引入研究的重要性,

Desjardine等[7]基于金融危机的外部情境,实证检验了企业社会、环境履责对组织韧性的影响;单宇

等[9]基于公共卫生事件的外部情境,围绕组织韧性的提升路径展开案例研究;李雪灵等[10]基于公共卫

生事件的外部情境,从组织架构视角探讨了组织韧性的影响机制。综上,现有研究确认了引入外部环

的影响因素,其同质性主要体现在两方面,一是认为企业所处的外部环境性质趋同,二是认为外部环

质性影响机制展开研究。

研究在“战略-行为-能力”逻辑框架下,引入外部环境异质性因素,考察数字化转型对组织韧性的影响及

异质性特征,并对企业创新能力在其中的中介传导机制、环境不确定性的调节机制以及两者兼具的有调节

的中介机制进行了检验。与现有文献相比,本文试图在以下三方面做出贡献:首先,研究基于微观视角,考

察并证实了企业数字化转型与组织韧性的关系机制,并深入挖掘企业创新水平在数字化转型与组织韧性影

响机制中的中介效应,补充扩展了现有关于组织韧性提升机制的理论研究;其次,现有研究多是基于外部环

境同质性假定下,围绕企业数字化转型与组织韧性展开研究,本文则引入了外部环境不确定性,并细致考察

了外部环境差异在数字化转型、企业创新与组织韧性关系中的作用机制;最后,本文考察了数字化转型与组

织韧性关系机制在股权性质、高科技属性和地理位置等差异因素的异质性表现,有助于加深对企业数字化

二、理论分析与研究假设

(一)数字化转型与组织韧性

已有研究指出,企业数字化转型为组织应对不确定环境和危机情境提供了新的动能[9]

,其通过数字技

术与资产的应用,以数据为核心,调动企业内外部资源,减少组织信息的复杂性和不确定性,从而赋予组织

承受组织生产经营中断,适应风险环境的能力。数字化转型对组织韧性的赋能作用主要体现在组织效率提

升和资源优化两方面。

在资源优化方面,数字化转型一方面,可以优化企业资金流水平,数字化转型带来的“去中介化效应”使

其更好承担不随销量变化的固定成本,避免因资金链断裂而导致破产倒闭[11]

,可以有效增强组织的稳定性。

另一方面,数字化转型可以有效降低企业变动成本[12]

,帮助企业在销量受损的情况下,以成本优势,灵活调

整价格与规模,适应危机变化。最后,数字化转型使得企业在面临危机时可以高效调配和平衡资源,而平衡

及使用资源与其他要素的组合被认为是促进组织稳定性和灵活性,实现可持续发展的关键能力[13]

102

在生产效率方面,一方面,数字技术的应用可以实现业务流程的改进,实现精细化管理[14]

。大数据、工

业互联网、物联网等新兴数字技术帮助企业在危机情境中实现标准化生产和智能化管理,以最佳投入产出

比,实现资源的高效利用,提升生产效率,保障企业稳定经营。另一方面,数字化转型有助于企业培育敏锐

,增强组织与外部环境间的信息交流

效率,提升资源获取能力与预警能力[16]

,进一步驱动组织结构的动态调整,帮助组织在高度不确定环境下,

,提升创新效

率,从而赋予组织在危机中保持稳定、灵活应对并适应环境的能力。

基于此,本文提出假设1:

数字化转型正向影响组织韧性(H1);

数字化转型正向影响组织韧性的稳定性(H1a);

数字化转型正向影响组织韧性的灵活性(H1b)。

(二)企业创新的中介作用

在信息技术时代,产业技术更迭愈发加快,产品生命周期不断缩短,企业只有技术和产品领域不断推陈

出新,才能适应并满足多变的市场需求,获取持续竞争能力。数字技术为企业产品创新和质量提升提供了

间接渠道[18]

,一方面,数字技术可以对市场海量数据进行收集与分析,帮助企业识别并预测市场偏好与变

动,进而做出精准、高效决策,识别创新方向与新产品投放市场;另一方面,数字技术的应用可以加强企业创

新各环节、各部门与团队间的沟通效率[19]

,提升创新效率;最后,企业数字化转型的基础特征之一就是生产

智能化[20]

,数字技术的应用能帮助企业改善其产品质量,同时企业还可尝试将数字技术融入产品中,改善产

品功能,提升产品性能与质量。

同时,有经验研究证明创新为企业应对外部突发事件提供了保持稳定性与灵活性的可能[7,21]

,企业

引入的新技术、开发的新产品和新的商业模式积累了大量知识,丰富了产品类型[22]

,不仅减少了企业对

,还为企业应对危机提供了可行解决方案[15]

,维持了企业持续稳定发展。创

新也是企业实现成功和持续发展的关键,创新强度较高的企业拥有更高的创造力和创新能力,可以更好

地发现高度不确定的外部环境中潜在的商业机会,并快速采取行动,这种能力也可以提升企业应对突发

事件的能力,赋予组织灵活性和稳定性[15]

。同时,创新强度较高的企业习惯于先行响应外部环境变

化[22]

,其源于热衷于创新的企业通常会建立一套创造性整合资源、灵活使用资源并探索新机会的行为规

范,当意外事件产生负面冲击时,在危机中寻找生机就会成为一种自发的主动性行为[23]

,企业创新能够

识别潜在风险并采取积极措施,为用户带来更好地体验和增值服务,加强企业市场竞争力和差异化竞争

优势,有助于企业更好地与竞争对手区别开来[8]

,为企业能够在不确定的环境中应对意外威胁、响应危机

变化提供保障[5]

基于此,本文提出假设2:

企业创新在数字化转型与组织韧性之间发挥中介作用(H2);

企业创新在数字化转型与组织韧性稳定性之间发挥中介作用(H2a);

企业创新在数字化转型与组织韧性灵活性之间发挥中介作用(H2b)。

(三)环境不确定性的调节作用

环境不确定性是指技术、市场环境变化的不可预测性,具体指环境因素变化的动荡性和复杂性[24]

。有

研究指出,产业环境特征会对企业战略的执行产生影响,特定的竞争战略在某一特定的环境中更有优势[25]

,

因此,外部环境特性是企业发挥其数字化赋能作用的重要调节因素[16]

,在不同的外部环境下,企业数字化转

型对企业抵御风险保持稳定、灵活应变适应环境等韧性能力的影响也将发生差异。

愈加频繁,产业技术更迭速度愈发变快。同时,企业传统信息渠道将会受到一定程度的影响,企业间信息流

动性会下降,致使企业难以对现状及未来发展做出准确判断与预测。企业将会更加依赖数字化转型搭建的

数字信息渠道[26]

。伴随企业数字化转型程度的提升,企业越能灵敏感知外部环境,调整组织战略与框架,灵

103

王国红等:数字化转型如何影响组织韧性

活调配行为与资源,适应外部环境的复杂变化。此外,高度不确定的环境给企业发展带来严峻挑战的同时,

机遇也蕴含其中,尤其是数字化技术[16]

,其为企业提供了可持续发展的机会窗口,数字技术及资源的积累赋

予企业资源禀赋与应变能力,维持企业长久稳定发展。

换言之,面对较高的环境不确定性时,数字化转型程度较高的企业可以依靠强于其他企业信息搜集与获取能

力,把握机会,预警危机,从而更好地进行应对并适应外部环境变化,确保企业在危机情境中保持稳定灵活。

基于此,本文提出假设3:

企业面临的环境不确定性越高,数字化转型对组织韧性的影响越大(H3);

企业面临的环境不确定性越高,数字化转型对组织韧性稳定性的影响越大(H3a);

企业面临的环境不确定性越高,数字化转型对组织韧性灵活性的影响越大(H3b)。

(四)环境不确定性对中介效应的调节作用

环境不确定性较高通常会加剧市场竞争[24]与技术更迭[27]

,为维持企业行业地位,企业更可能将现有技

术与资源投入高强度的创新活动中,以迅速实现创新,维持并超越原有行业地位。市场环境的不确定性带

来市场需求的动荡变化,致使企业不能完全掌握市场信息,企业可以通过数字信息渠道了解顾客需求,改变

原有业务流程,明确创新方向。而技术环境不确定带来的技术更迭,造成企业处于“不进则退”的被动状态,

基于前景理论,当企业存在潜在损失时,为保持持续竞争优势,企业可能将数字技术与资源投入高强度创新

活动中,积极追求创新产出。

在复杂多变的市场和高度不确定的外部环境中,持续性的创新成为企业生存发展的先决条件之一,具有较

强创新能力的组织,韧性也会更高,能够更好的应对各类挑战[28]

。一方面,高度不确定的环境要求企业具备更

强的灵活性与适应能力。在不确定的环境中,传统的经营模式和方法可能无法适应快速变化的市场需求,企业

需要通过创新来寻找新的商业模式、产品和服务,从而更好地适应外部环境的变化,并及时调整自身的策略和

运营方式,从而提高企业的灵活应对危机,适应突变环境的能力。另一方面,创新可以帮助企业发现新的机会

并开拓新的市场,实现稳定发展[15]

。在高度不确定的环境中,市场需求和竞争格局可能发生巨大变化,传统的

产品和服务可能无法满足新的需求。通过创新,企业可以开发出更具竞争力的产品和服务,抢占先机,获得

更多的市场份额。同时,创新也可以帮助企业开拓新的市场,寻找新的增长点,降低对单一市场的依赖,减

少因市场变化而带来的风险,保持企业稳定发展。

基于此,本文提出假设4与假设5:

企业面临的环境不确定性越高,数字化转型对企业创新的影响越大(H4);

企业面临的环境不确定性越高,企业创新对组织韧性的影响越大(H5);

企业面临的环境不确定性越高,企业创新对组织韧性稳定性的影响越大(H5a);

企业面临的环境不确定性越高,企业创新对组织韧性灵活性的影响越大(H5b)。

三、研究设计

研究选择2009—2022年我国沪深两市A股上市企业作为研究对象,并根据以下步骤对研究样本进行

整理清洗:①剔除ST(specialtreatment)和ST等状态异常企业;②依据证监会《上市公司行业分类指引》,

剔除金融保险行业公司;③剔除研究涉及主要变量严重缺失的样本。其中,企业数字化转型数据采用文本

芽专利数据库。

(二)变量设定

1.被解释变量

组织韧性(Resilience)。研究借鉴Ortiz和Bansal

[6]与吴晓波和冯潇雅[29]的研究,基于能力观视角,将组

织韧性解构为稳定性和灵活性两个维度。稳定性采纳企业3年内累计销售收入增长额进行测度,该指标表

现越佳,企业越具稳定性,组织韧性越强,用Stability表示;灵活性以企业在当年的月个股回报收益率的标准

104

差进行测度,该指标越小,说明企业适应性、灵活性越强,组织韧性越强,基于该指标的负向含义以及与其他

核心变量的量纲差异,研究对该指标进行取负值并放大1000倍处理(消除数量级差异,不影响其显著性水

平),用Flexibility进行表示。

2.解释变量

企业数字化转型(Digital)。借鉴吴非等[30]的研究,应用文本分析方法,采用关键词词频统计来测度企

业数字化转型程度。具体步骤如下:首先,研究利用Python收集整理沪深两市A股上市企业2009年至2022

年的公司年报,转换并提取年报中董事会报告部分的文本内容,运用“Jieba”分词工具对文本内容进行分词

处理。其次,参考吴非等[30]的研究,确定企业数字化转型的76个关键词的词典,并与文本内容进行匹配,统

计并加总各关键词词频综述。最后,为解决文本挖掘类数据可能存在的数据右偏性问题,对关键词词频数

据进行取对数处理,以此作为企业数字化转型程度的衡量指标。

3.中介变量

企业创新(Innovation)。本文从创新产出角度对企业创新进行衡量,但仅从数量层面衡量,忽略了企业

创新质量,即创新的新颖性和独特性。研究进一步明确企业专利类型,由于发明专利的创新性与新颖性最

高,其次是实用新型专利和外观设计专利[31]

研究以企业当年申请的3种专利数量,按照3:2:1的权重加权后的总数加1并取自然对数衡量企业的创新

水平。

4.调节变量

环境不确定性(EU)。研究借鉴Ghosh和Olsen

[33]的研究,采用企业过去5年非正常收入的标准差进行

衡量。具体而言,通过构建公司过去5年销售收入与对应年份的回归模型,以普通最小二乘法进行回归,回

归后的残差作为企业非正常收入,进一步计算企业过去5年非正常收入的标准差,以过去5年非正常收入标

准差与销售收入均值的比值衡量未经行业调整的环境不确定性,以同一年度、同一行业内所有企业未经行

业调整的环境不确定性的中位数作为衡量行业环境的不确定性;最后,以未经行业调整的环境不确定性与

行业环境不确定性的比值作为经行业调整的环境不确定性。

5.控制变量

借鉴组织韧性的权威文献[6,7,34]

,选取以下控制变量:企业营业收入、企业总资产、资产负债率、长期债务、

研发费用、财务杠杆、市场价值、股东权益账面价值、市场与账面比率、资本支出、资本密集度和盈利能力等。此

(三)模型构建

为检验数字化转型、企业创新、环境不确定性与组织韧性的影响,研究借鉴温忠麟与叶宝娟[35]关于中介

效应检验的研究,构建模型(1)~模型(6)对假设H1~假设H5进行检验。

Resilienceit

=α+β1Digital

it

+γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(1)

Innovationit

+γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(2)

+β2

+γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(3)

+β2EUit

+β3Digital

×

EUit

+γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(4)

×EUit

+

γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(5)

+β4

+β5

+γControls+∑Industry+∑Province+∑Year+εit(6)

其中:Resilienceit为被解释变量,即组织韧性,由稳定性(Stabilityit)与灵活性(Flexibilityit)两个维度构成;

105

表2数字化转型对企业组织韧性的影响

StabilityFlexibility

(1)(2)(3)(4)

Digital

10.538

4.705

2.660

2.282

(1.791)(1.640)(0.699)(0.705)

ControlsNOYESNOYES

7.351

-4.518

-139.775

-137.772

(2.264)(3.747)(0.904)(1.384)

Industry/

Province/

YearFE

YesYesYesYes

N37962379623796237962

AdjR

20.04580.22540.08440.0866

注:

和分别表示1%、5%和10%的显著性水平;括号

中为异方差稳健标准误,同时与企业层面的聚类标准误结果基本

一致;囿于篇幅限制,控制变量结果未列报。

it为企业数字化转型,是本文的核心解释变量;Innovationit为企业创新,是本文的中介变量;EUit为

环境不确定性,是本文的调节变量;Controls为控制变量;α、β、γ为待估计参数;ε为随机扰动项。模型

(1)是对研究的基准效应进行检验,即H1。模型(2)与模型(3)是在模型(1)的基础上,进一步对企业创

新的中介作用进行检验,即H2。模型(4)、模型(5)与模型(6)是对环境不确定性的调节作用进行检验,

其中模型(4)是对基准效应的调节效应进行检验,模型(5)是对中介效应的前半段(数字化转型→企业创

新)的调节效应进行检验,模型(6)是对中介效应的后半段(企业创新→组织韧性)进行检验。同时,模型

四、实证分析

(一)描述性统计

表1列出了研究主要变量的描述性统计结果,企业组织韧性的稳定性维度均值(中位数)为17.274

(3.072),标准差为394.660,最小值为-26121.242,最大值为14409.930,说明企业在稳定性维度差异较大且

存在分布右偏的特征;组织韧性的灵活性维度均值(中位数)为-135.975(-116.994),标准差为121.144,最

小值为-8331.649,最大值为-1.672,说明不同企业间组织韧性的灵活性维度有明显区别。企业数字化转型

均值(中位数)为0.714(0.000),标准差为1.116,最小值为0.000,最大值为5.580,说明不同企业数字化转

型程度不同,存在分布右偏特征。企业创新均值(中位数)为2.985(3.296),标准差为2.056;环境不确定性

关,且变量的方差膨胀因子介于1.01~1.05,均值为1.03,证明各变量不存在严重共线性问题。

表1描述性统计分析

变量均值标准差中位数最小值最大值

Stability17.274394.6603.072-26121.24214409.930

Flexibility-135.975121.144-116.994-8331.649-1.672

Digital0.7141.1160.0000.0005.580

Innovation2.9852.0563.2960.00010.314

EU1.4091.4951.0000.00024.536

(二)基准效应检验

表2汇报了基准回归结果。列(1)与列(3)显示

在仅控制行业、地区和年份的固定效应时,数字化转

型对组织韧性的影响在1%水平下显著,表明企业数

字化转型能够显著提升企业的稳定性与灵活性。列

(2)与列(4)显示,在加入企业层面的控制变量后,调

整后的R

2变大,模型的解释力度变强,企业数字化转

型的回归系数符号与显著性没有出现变化,表明随着

数字化转型程度的提升,组织韧性稳定性与灵活性均

得到显著提升,假设H1得到验证。

(三)内生性与稳健性检验

1.工具变量法

为解决遗漏变量、互为因果等带来的内生性问题,

研究采用两阶段最小二乘(2SLS)工具变量法对研究模

型进行内生性检验。根据制度理论,在规范性同形和模仿性同形压力下,企业行为与决策会向同群企业学习和

模仿,同时,也有研究证实企业数字化转型受到同行业、同地区内同群企业的影响,存在显著的同群效应[36]

。因

此,研究构建“行业-地区-年份”企业数字化转型均值(MeanDigital)作为工具变量对研究模型进行估计。结果

如表3所示,数字化转型与组织韧性的基准效应依旧是稳健的。

106

表3两阶段最小二乘(2SLS)工具变量法内生性检验结果

DigitalStabilityFlexibility

一阶段二阶段二阶段

9.354

5.190

(4.07)(1.773)

MeanDigital

0.993

(0.01)

Kleibergen-PaaprkLM

statistic(P值)

878.876927.084

(0.00)(0.00)

Kleibergen-Paaprk

WaldFstatistic

7742.7295082.787

Stock-Yogo检验在10%

水平上的临界值

16.3816.38

ControlsYesYesYes

Industry/Province/YearFEYesYesYes

N379623796237962

和分别表示1%、5%和10%的显著性水平;括号中

为异方差稳健标准误,同时与企业层面的聚类标准误结果基本一

致;囿于篇幅限制,控制变量结果未列报。

表4稳健性检验

StabilityFlexibilityF.StabilityF.Flexibility

4.131

0.694

(1.853)(0.406)

N_Digital

2.575

2.089

(1.542)(0.754)

ControlsYesYesYesYes

-5.130-139.678

-5.294-133.273

(3.618)(1.963)(3.828)(0.885)

N37962379623353733537

20.22530.08660.17820.1175

表5企业创新的中介效应检验

InnovationStabilityFlexibility

0.205

3.540

1.310

(0.009)(1.677)(0.687)

Innovation5.171

(1.848)4.715

(0.396)

2.591

-17.896

-149.853

(0.017)(5.177)(2.006)

YesYesYes

20.42250.22610.0890

中介效应值23.46%38.59%

SobeltestZ=4.26

Z=9.76

Bootstraptest[0.3858,1.7521][0.7606,1.0799]

2.替换解释变量

研究参考吴非等[30]的研究,选取5个数字技术

维度的76个关键词进行文本分析,为避免解释变量

上可能存在的测量误差。研究进一步参考赵宸宇

等[19]的研究,从数字技术应用、互联网商业模式、智

能制造和现代信息系统4个维度提取的99个关键

词,再次对企业数字化转型程度进行测量,用

N_Digital表示。结果如表4列(1)和列(2)所示,系

数符号与显著性与前文基本一致,证明研究结论具

有稳健性。

3.考察长期效应

此外,为考察研究结论的稳健性以及数字化转

型影响组织韧性的长期效应,将被解释变量提前一

期处理。结果如表4的列(3)与列(4)所示,数字化

转型的影响系数与显著性与前文基本一致,说明研

究结论稳健,且数字化转型能够长期影响组织韧性。

同时,解释变量系数与显著性都有所降低,说明数字

化转型对组织韧性的正向影响随时序更迭而逐渐

减小。

(四)机制检验

1.中介效应检验

基于前文基准效应成立,研究围绕假设H2进行

验证。回归结果如表5所示,数字化转型对企业创新

的影响在1%的水平下显著为正,表明企业数字化转

型水平的提升能够显著提升企业创新产出。列(2)

与列(3)显示,在企业创新变量加入数字化转型对组

织韧性的影响过程后,数字化转型对组织韧性稳定

性与灵活性的影响系数分别为3.540和1.310,企业

创新对组织韧性稳定性与灵活性的影响系数为

5.171与4.715,且系数均显著,证实企业创新在数字

化转型对组织韧性的影响效应中起中介作用。此

外,研究还采用Sobel与Bootstrap方法再次对研究的

中介效应进行检验,以确保结论的有效性与准确性。

如表5的列(2)与(3)所示,Sobel检验的Z值分别为

4.26和9.76,均在1%水平下显著,中介效应值分别

为23.46%和38.59%,此外,Bootstrap检验参数处于

同侧,证实中介效应存在,即企业数字化转型可以通

过促进企业创新产出增强组织韧性。

2.有调节的中介效应检验

进一步,研究在中介效应的基础上,围绕环境不

确定性对基准效应与中介效应的影响展开探究,回

归结果如表6所示。列(1)、列(2)检验了环境不确

定性的直接调节效应,列(1)中交乘项Digital×EU

107

表6环境不确定性的调节效应检验

(1)(2)(3)(4)(5)

StabilityFlexibilityInnovationStabilityFlexibility

6.114

-0.9440.195

4.804

-1.955

(1.123)(0.684)(0.012)(1.065)(0.680)

Innovation

5.734

2.160

(1.508)(0.385)

EU

4.982

-74.669-0.114

6.836

-5.755

(0.751)(105.983)(0.008)(0.766)(1.017)

Digital×EU

2.289

64.326

0.015

1.652-0.433

(1.199)(36.557)(0.007)(1.432)(0.533)

Innovation×EU

1.527

0.175

(0.602)(0.485)

ControlsYesYesYesYesYes

10.330

-119.432

2.815

-6.643-125.089

(6.150)(11.077)(0.023)(6.440)(2.355)

Industry/Province/

YesYesYesYesYes

N3796237962379623796237962

20.52790.09430.45790.52940.0945

和分别表示1%、5%和10%的显著性水平;括号中为异方差稳健标准误,同时与企业层面的聚类标准误结果基本一致;囿于篇

幅限制,控制变量结果未列报。

的系数为2.289,且在5%水平上显著,说明环境不确定性可以调节数字化转型对组织韧性稳定性的直接作

用,即企业面临的环境不确定性水平越高,数字化转型对组织韧性稳定性的贡献越大,假设H3a得到验证。

列(2)中交乘项Digital×EU系数为64.326,且在10%水平上显著,说明环境不确定性可以调节数字化转型对

组织韧性灵活性的直接作用,即企业面临的环境不确定性水平越高,数字化转型对组织韧性灵活性的贡献

越大,假设H3b得到验证。列(3)中交乘项Digital×EU系数为0.015,且在5%水平上显著,说明环境不确

定性可以调节中介效应的前半段路径,即企业面临的环境不确定性越高,数字化转型越能促进企业创新的

产生,假设H4得到验证。列(4)、列(5)围绕中介效应的后半段路径的调节效应进行检验,列(4)中交乘项

Innovation×EU系数为1.527,且在5%水平上显著,说明环境不确定性可以调节中介效应的后半段路径,即

企业面临的环境不确定性越强,伴随企业创新产出的提升,组织韧性稳定性也将得到更大提升,假设H5a得

到验证。列(5)中交乘项Innovation×EU系数并不显著,说明环境不确定性无法调节中介效应有关组织韧

性灵活性的后半段路径,假设H5b验证并不成立。

五、拓展性分析

(一)异质性分析

数字化转型为企业引入了数字这一新生产要素,提升了组织韧性。然而,对于不同企业而言,数字化转

型具有不同的内涵和作用,不同企业开展数字化转型的过程中也需要特定的条件与资源,数字化转型对组

织韧性的影响也各不相同。为进一步探究这一问题,研究将从股权性质、行业属性、所在地区三方面,尝试

区别并解释不同类型企业数字化转型对组织韧性的影响。

1.企业股权性质分组

数字化转型可以通过缓解企业资金流压力、提升运营效率和降低成本来提升企业的组织韧性。对于不

同类型的企业,数字化转型的作用也各不相同。在我国制度背景下,国有企业与非国有企业在资源基础、政

治关联、组织惯例等方面存在显著差异。得益于政治联结带来的优势,国有企业往往在采购、融资、政府补

贴等方面具备独特优势,其面临的融资约束更低,现金流与资金都较为充裕,生存环境更加优越,使得其天

然具备抗击风险的韧性能力,数字化转型对其组织韧性的提升作用可能收效甚微。而对非国有企业而言,

由于其更容易发生资金短缺的问题,数字化转型更能有助于其缓解资金压力,进而提升组织稳定性。因此,

108

表7依据股权性质分组的异质性分析

国有企业非国有企业

StabilityFlexibilityStabilityFlexibility

-1.8900.8581.344

3.264

(5.734)(0.917)(0.743)(0.987)

-5.769-122.697

-11.941

-147.116

(13.964)(2.091)(6.249)(2.139)

N13452134522451024510

20.20950.11150.30490.0891

和分别表示1%、5%和10%的显著性水平;括

号中为异方差稳健标准误,同时与企业层面的聚类标准误结果

基本一致;囿于篇幅限制,控制变量结果未列报。

表8依据行业属性分组的异质性分析

高科技企业非高科技企业

3.005

3.359

5.7750.399

(0.910)(0.818)(4.560)(1.205)

-9.656

-143.906

-7.861-131.754

(2.367)(1.645)(9.083)(2.312)

N19479194791848318483

20.21500.10550.22900.0728

表9依据所在地区分组的异质性分析

东部地区企业非东部地区企业

4.742

2.524

1.8211.664

(2.016)(0.852)(2.044)(1.337)

-7.063-126.280

-22.103-142.389

(5.185)(1.645)(3.454)(2.231)

N26280262801168211682

20.24840.10170.09120.0622

研究认为,相较于国有企业而言,非国有企业在数字化

转型对组织韧性稳定性的提升作用上更加显著。研究

按照股权性质对模型进行分组回归,结果如表7所示。

在不同股权性质分组中,非国有企业数字化转型对组

织韧性的正向促进作用在系数大小和显著性方面均优

于国有企业,与推测相符。

2.企业所在行业属性分组

数字化转型的本质是通过数字技术的应用,改善

企业的产品、业务流程、组织架构、商业模式等,数字技

术能否在企业成功应用将直接决定企业能否通过其构

建快速适应环境的组织韧性。高科技企业作为数字技

术的发源地,其数字化转型程度天生优于非高科技企

业,同时由于其通常具备较强的技术能力和学习能力,

使得高科技企业在数字技术的理解、应用和变革上远

优于非高科技企业。因此,相较于非高科技企业,高科

技企业的数字化转型将更有助于组织韧性的构建。研

究借鉴《战略性新兴产业分类目录》,对照《上市公司

行业分类指引》,确定企业是否为高科技企业。结果如

表8所示,在组织韧性的稳定性与灵活性维度,高科技

企业数字化转型的贡献显著优于非高科技企业数字化

转型,与推测相符。

3.企业所在地区分组

有研究表明,受制度因素、经济因素等的影响,数

字经济的发展在我国存在显著的区域性差异,不同区

域企业的数字基础等也不相同[37]

。因此,研究认为数

字化转型对组织韧性的影响也具有显著的区域性差

异。从我国产业地理分布特征来看,东部沿海地区企业

数字基础设施水平与数字人才资本存量水平较高,可以

为企业数字化转型提供更多支撑,同时,东部沿海地区

现今正处于产业结构升级换代的时期,可借鉴的转型方

案更加充裕,数字化转型的赋能作用能够得到充分释

放,推动企业技术知识密集化发展,赋予企业资源禀赋,

提升组织韧性。因此,本文认为,相较于非东部地区企

业,在东部地区进行数字化转型的企业更有机会构建稳

定灵活的组织韧性。研究进一步围绕企业所在的地理

位置进行分组,分为东部地区企业与非东部地区企业。

结果如表9所示,东部地区企业在系数大小和显著性方

面均优于非东部地区,与推测相符。

(二)数字化转型与管理效率

前文细致分析并验证了企业数字化转型对组织韧性的提升作用,肯定了数字化转型对企业财务收益与

市场表现的积极影响。然而,数字化转型可能需要企业投资大量基金和资源,引入新技术和系统,增加企业

对数字技术的依赖,一旦技术故障,可能会导致业务中断的风险。同时,数字化转型往往伴随着变革,企业

需要根据战略规划调整组织结构和流程,可能引发管理上的冲突和内部抵制。数字技术融入企业的生产

109

表10数字化转型与管理水平

ManagementStabilityFlexibility

1.049

3.996

2.237

(0.193)(1.622)(0.704)

Management

0.670

0.040

(0.135)(0.016)

18.756

-17.088

-138.505

(0.250)(4.276)(1.372)

20.19340.22760.0867

中介效应值15.00%1.83%

SobeltestZ=5.36

Z=1.77

Bootstraptest[0.3685,1.4873][0.0101,0.0763]

经营的同时,会产生大量数据,数据隐私和安全风险

提升,数字技术与数字资产管理的复杂性与不确定

性也随之提升。以上均对企业管理活动提出了极大

挑战。

而企业管理与组织韧性具有直接关系,高效的

管理意味着,企业具备灵活的组织结构,当企业面临

变化时,可以快速作出决策,调整资源与流程,迅速

适应环境。而低效的管理可能造成企业资源浪费、

决策滞后、创新受阻、学习动力不足,致使企业内部

缺乏协作与沟通,无法培育有效的学习和适应能力,

严重制约了韧性能力的产生。

基于此,研究认为,数字化转型会负向影响企业

管理效率,企业管理效率正向影响组织韧性。研究

通过构建“收益-投入”指标,采取营业总收入与管理

费用的比值衡量企业管理效率(Management)。

结果如表10所示,数字化转型正向影响企业管

理效率,管理效率正向影响组织韧性,且在数字化转

型与组织韧性间起中介作用。数字化转型对管理效率的影响不符合理论预设,其可能源于数字化转型可以

通过自动化和数字化工具优化和简化业务流程,提高工作效率和生产力,帮助企业更好地管理资源、降低成

本,从而提升整体效能。同时,数字技术帮助企业更准确收集、分析和利用信息,支撑企业智能决策制定,以

更好应对市场变化和竞争压力。因此,数字化转型对企业管理活动整体上起到积极影响,并进一步提升组

织韧性。

六、主要研究结论、贡献及启示

本文的主要结论是:①企业数字化转型战略对组织韧性存在显著正向影响,可以显著提升组织韧性的

稳定性与灵活性。在进行两阶段最小二乘(2SLS)工具变量法、替换解释变量以及考察长期效应等检验后,

研究结论仍然成立,具备稳健性。②企业可以通过数字化转型促进企业创新产出的提升,进而提升组织韧

性稳定性与灵活性,企业创新在数字化转型与组织韧性的直接影响效应中发挥中介作用。③环境不确定性

能够调节数字化转型与组织韧性之间的基准效应,即企业面临的环境不确定性越强,数字化转型越能培育

出稳定性与灵活性兼具的组织韧性。④环境不确定性可以调节中介效应的前半段路径,即企业面临的环境

不确定性越强,数字化转型越能促进企业创新产出。同时,环境不确定性还能调节组织韧性稳定性中介效

应的后半段路径,即企业面临的环境不确定性越强,伴随企业创新产出的提升,组织韧性稳定性也将得到极

大提升。

与组织韧性已有研究相比,本文的研究意义主要体现在:第一,从微观企业视角出发,将数字化转型、企业

的微观理解,厘清了企业创新的中介传导机制。第二,现有研究多是基于外部环境同质性假定,围绕企业数字

化转型与组织韧性展开研究,本文则引入了外部环境不确定性,并细致考察了其在数字化转型、企业创新与组

织韧性关系中的作用机制,打开了数字化转型培育组织韧性机制的“黑箱”,有利于厘清两者之间的复杂理论关

系。第三,本文考察了数字化转型与组织韧性关系机制在股权性质、高科技属性和地理位置等差异因素的异质

随着数字经济的快速发展,大数据、云计算、工业互联网等新兴数字技术将会持续而深刻地影响企业的

生产经营,进一步,还会对企业生存成长能力产生根本影响。本文立足于异质不确定性情境下,对企业数字

化转型影响组织韧性的主要路径进行深入探讨,为后续企业数字化转型与韧性培育提供一定借鉴,为政府

110

第一,企业应重视数字化转型的重要战略意义,面对不断变化的外部环境与市场竞争,构建与组织长期

发展目标相一致的数字化转型愿景与目标,积极引进工业互联网、云计算、大数据等新兴数字技术,借助数

字化转型保持自身竞争优势,培育稳定性与灵活性兼具的组织韧性。

第二,强化数字技术应用,优化企业创新资源配置与决策,加快数字经济与企业创新活动融通发展,持

续释放数字技术对企业创新的红利优势。同时,政府应加强对企业创新活动的政策性支持,加大对企业研

发投入补贴,鼓励产学研政多主体联合进行数字化转型与创新。进一步,以数字化转型促进创新和知识共

享,强化持续创新能力,把握机会窗口,提升企业在环境不确定情境下,识别潜在风险并采取措施,提升企业

应对危机,实现恢复与超越的能力。

第三,灵活识别并应对环境不确定性,在高不确定性情境下,企业应积极提升数字化转型力度。对外部

环境进行积极响应,建立灵活的组织结构和流程,加快培育复合型数字化人才,提升组织学习能力,开展创

造性创新活动,以达成企业内部与外部环境的协同演进,促进组织运营管理模式与外部环境相匹配,激活组

织韧性能力。

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HowdoesDigitalTransformationAffectOrganizational

Resilience:AModeratedMediationModel

WangGuohong,YueXiangyu,HuangHao

(SchoolofEconomicsandManagement,DalianUniversityofTechnology,Dalin116024,China)

Abstract:UsingA-sharelistedcompaniesfrom2009to2022asresearchsamples,anempiricalexaminationwasconductedtoinvestigatethe

impactofdigitaltransformationonorganizationalresilienceindifferentenvironmentswithvaryinglevelsofuncertainty.Theheterogeneity

characteristics,themediatingmechanismsoforganizationalinnovation,themoderatingeffectsofenvironmentaluncertainty,andthemoderated

mediationmodelwereexplored.Thefindingsareasfollows.Digitaltransformationhasasignificantpositiveimpactonboththestabilityand

flexibilitydimensionsoforganizationalresilience.Corporateinnovationoutputpartiallymediatestheeffectsofdigitaltransformationon

organizationalresilience.Environmentaluncertaintycanmoderatethebaselineeffectsbetweendigitaltransformationandthestabilityand

flexibilityoforganizationalresilience.Environmentaluncertaintycanmoderatethefirsthalfofthemediatingeffects,indicatingthatthestronger

theenvironmentaluncertaintyfacedbythecompany,themoredigitaltransformationcanpromoteorganizationalinnovationoutput.Atthesame

time,environmentaluncertaintycanalsomoderatethesecondhalfofthemediatingeffectsonthestabilityoforganizationalresilience.Thus,with

theincreaseinorganizationalinnovationoutput,thestabilityoforganizationalresiliencewillbegreatlyimprovedastheenvironmentaluncertainty

facedbythecompanybecomesstronger.

Keywords:digitaltransformation;corporateinnovation;environmentaluncertainty;organizationalresilience

112

收稿日期:2023-07-12

基金项目:国家自然科学基金重点项目“数智生态系统下的企业价值共创理论与方法研究”(72332001);国家自然科学基金面上项目

“复杂适应系统视角下的众包平台激励机制研究”(72172031);国家资助博士后研究人员计划“工业互联网平台赋能智能

制造商业生态系统构建过程及其价值创造机制研究”(GZC20231564)

作者简介:周明杰,东北大学工商管理学院硕士研究生,研究方向:数智赋能、商业模式创新与战略;孙新波,东北大学工商管理学院教

授,博士研究生导师,研究方向:组织与战略管理、管理哲学和数字化赋能;(通信作者)张明超,上海交通大学安泰经济与管

理学院博士后,研究方向:数字化赋能、组织变革与战略。

引用格式:周明杰,孙新波,张明超.传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理案例研究[J].技术经济,2024,43(1):113-128.

ZHOUMingjie,SUNXinbo,ZHANGMingchao.Acasestudyontheimplementationmechanismofinnovativedesignoftraditionalphysical

productsintodigitalproducts[J].JournalofTechnologyEconomics,2024,43(1):113-128.

传统实体产品创新设计为数字产品的

实现机理案例研究

周明杰1

,孙新波1

,张明超2

(1.东北大学工商管理学院,沈阳110169;2.上海交通大学安泰经济与管理学院,上海200030)

品创新设计为数字产品提供了条件和可能。基于海尔智家的探索性单案例研究,深入剖析将传统实体产品创新设计为数字

产品的实现机理。研究发现:①传统实体产品创新设计为数字产品经历“研判新兴数字产品设计趋势-创造数字产品-塑造市

场对数字产品的认识”三个阶段。企业通过推动数实关联,发挥数字赋能作用,支持传统实体产品数字重构。②传统实体产

品创新设计为数字产品的本质是产品框架发生数字重构,体现为“框架涌现-框架融合-框架给赋”的作用过程。③数字技术在

传统实体产品创新设计过程中,分别扮演环境、组件、象征的角色以支持重新审视、重新设计、重新定义的作用发挥。研究贡

献于新兴数字产品创新领域的理论议题,对指导传统实体企业构建数字产品优势提供实践启示。

关键词:产品创新;数字产品;数字重构;数实关联;案例研究

DOI:10.12404/j.issn.1002-980X.J23071201

数字技术的创新发展使人类生活充斥着无数数字产品。现有的数字产品可分为两类,第一类是由数字

技术直接转化而来的数字产品[1-2]

。例如,高德地图,在人工智能技术驱动下形成智能交通服务,可以根据

城市的实时路况进行智能决策;科大讯飞,通过突破智能语音技术实现中文语音合成、语音识别、口语评测

等多项功能。第二类是借用传感器、区块链、5G、边缘计算等新兴数字技术将传统实体产品创新设计形成的数

字产品[3-4]

。例如,传统空调产品需要人为设置温度,海尔智家智慧空调自动设置温度,根据室内人数、空气质

量进行换风。海尔智家在传统冰箱的基础上借用人工智能语音技术及新一代MEP磁能生物保鲜和速冻保鲜

技术打造智慧冰箱,为用户提供购买、存储、冷藏、娱乐与天气预报等多种功能体验。由于数字技术研发创新与

转化具有高门槛、高风险等特征[5]

,对于大多数实体制造企业而言,有效重用与适应性融合现有数字技术,将传

统实体产品创新设计为数字产品,是实施数字创新战略以打造产品竞争优势的理想选择。因此,在数字经济与

实体经济深度融合的国家高质量发展战略背景下,深入探讨如何将传统实体产品创新设计为数字产品,有助于

启发实体制造企业通过整合与发挥既有基础优势以打造数字产品,重塑产品竞争力。

将传统实体产品创新设计为数字产品,本质上是一种打破传统产品惯例的数字创新。现有学者主要关

注基于数字技术创新直接衍生的数字产品[1,6]

,往往这类数字产品创新具备探索性突破潜力,却也面临极高

的失败率[7]

113

如,共享单车、智能汽车等[8]

。若没有传统实体产品作为载体或基础,许多数字技术难以发挥场景效用。更

有学者进一步指出,充分重用与融合现有数字技术与传体产品,是推动数字产品创新的有效路径[9-10]

,但对

于“如何”实现的机理缺乏系统清晰的认识,这成为本研究的聚焦方向。

实践中,海尔智家股份有限公司(以下简称“海尔智家”)通过合理运用数字技术,巧妙地将传统实体产

品创新设计出多类型数字产品的成功实践为本研究提供了鲜活的案例素材。鉴于此,本研究选取海尔智家

作为研究对象,运用探索性单案例研究方法,深入探究如何将传统实体产品创新设计为数字产品。本研究

贡献于新兴数字产品创新领域的理论议题,对指导传统实体企业构建数字产品优势提供实践启示。

二、文献回顾

(一)数字时代的传统实体产品创新设计

传统实体产品是能够供给市场,满足用户某一特定需求并提供效用的实物产品[11-12]

。现有研究围绕传统

实体产品的特征及设计方式展开探讨:第一,传统实体产品被视为静态结构,是一系列传统工艺流程的终点,产

品经研发、设计、制造最终流入市场,随后传统实体产品的形态和属性不再发生改变[13]

。第二,传统实体产品是

功能型产品。在设计过程中企业更多地考虑如何优化产品的功能效用,努力打造多品类优势,在此情境下每一

品类往往满足特定的功能范畴[12]

,而用户只能被动地作为传统实体产品的价值接收者。第三,传统实体产品

架构单调,迭代速度缓慢,设计周期较长,难以满足市场环境和用户需求的快速变化[14]

。数字经济时代,传统实

体产品的静态结构、单一功能逻辑、长迭代周期和低创新能力限制了产品即时满足用户的动态化、个性化需

求[15]

。随着互联网、大数据、人工智能等新一代信息技术与实体经济的深度融合,企业应广泛利用数字技术,挖

掘被忽略的需求市场,开发新的产品功能,将传统实体产品重新设计以实现产品创新突破[16]

数字时代,随着传统实体产品的创新设计,传统实体产品被赋予更多功能和意义,突破了既往的固有功

创新[17]

,即指将传统实体产品分解为独立的标准化模块,严格使用明确定义的模块化接口和既定的行业标

准进行离散模块的重新组合,降低产品研发复杂性的同时提升了产品的多样性和差异性;另一类研究侧重

连续性创新[18]

,即持续更新产品形态,不断完善产品的使用功能和先进性水平,从而使基于传统实体产品创

新设计的新产品能够更好地适应充满不确定性的快速变化的市场[19]

产品创新设计是以产品框架为载体进行修正、完善或重塑的过程,此前学者们对于“框架”已有了不同侧重

的解读。聚焦数字时代传统实体产品的创新设计,“框架”是指产品创新设计中所体现的产品设计理念、结构组

成及市场意义[20]

。将传统实体产品创新设计为数字产品本质上是产品框架发生数字重构的过程。企业基于

用户社群交互数据分析提炼产品设计理念,以理念为指引,对当前产品的结构、功能进行适应性调整[21-22]

;最终

将重新塑造的产品的象征或意义传递给市场或终端消费者[23]

。但现有研究对于传统实体产品创新设计为数

字产品的数字重构进程缺乏深入探究。

(二)数字产品创新

数字技术的普及改变了企业产品创新的过程和生态体系,数字技术与传统实体产品之间的融合与再设

计催生了数字产品创新[24-25]

。数字产品创新本质上是通过对数字部件和物理部件的重新组合,将数字技术

嵌入产品或服务中,衍生出蕴含数字化新功能的新产品的过程[26-29]

。根据产品形态,可将数字产品创新进

一步地区分为数字原生产品创新和基于传统产品重新设计的数字产品创新[30]

。第一类,数字原生产品创新

是依赖数字基础设施(例如网络、数字创新平台等)的发展和支持创造出的纯数字产品[1]

。如果数字技术的

支柱中断,这些产品与服务将无法继续提供。第二类,基于传统实体产品创新设计的数字产品是借用传感

器、区块链、5G、边缘计算等新兴数字技术增强其核心功能及价值的产品[31]

。将产品的附加价值通过数字

技术凝聚于传统实体产品之中[24]

,产品可以根据用户反馈进行动态调整,不断优化用户体验。因此,即使数

字技术的支柱中断,此类数字产品创新仍可满足用户的功能诉求。数字产品创新在集成式解决方案制定过

程中的作用突出,成为传统制造企业应对市场、技术和竞争变化的主要手段,能够塑造满足用户多维诉求的

竞争优势[32]

。本研究立足于第二类数字产品创新,即通过将物理部件与数字部件相结合进而改变产品架

114

构,使其具有数字特性[33]

大数据、人工智能、5G、边缘计算等新一代数字技术向各行业的深度渗透,为企业低成本、高效率地获取

用户信息,进行全样本产品自然实验,持续创新数字产品提供了前所未有的技术条件[8]

。现有研究主要探

讨了数字技术赋能下数字产品创新的以下三点特征:①智能性。数字产品是数字技术与实体物理部件组合

形成的智能化产品,通过“数实结合”,物理部件本身的功能价值得以强化,数字技术的嵌入增强了产品的数

。②可拓展性。传统产品制

造流程是松散且独立的,数字技术增加了传统实体产品的可扩展性能,通过数字化手段赋能,企业可以将原

有产品各松散组件和独立的制作工艺聚合在一起,兼容产品可能适应的各类场景,产品本身的功能被不断

拓展,产生足够灵活的创新型数字产品[35-36]

。③适应性。将数字技术作为可视化窗口,企业能与环境持续

交互,随时洞察环境趋势,搭建起用户和产品之间互动创新的桥梁。数字技术赋能传统实体产品从难以改

变形态和功能逐步演化为能够根据用户需求变化进行即时调整,形成产品“随需而变”的能力[37]

可能,企业得以深入洞察和精准把握用户从购买使用到互动反馈的全过程[38]

。通过分析社群交互数据生成

用户画像,企业可以挖掘用户喜好,获取用户个性化需求,提炼数字产品创意[39]

;将数字技术嵌入到传统实

体产品中,企业得以及时调整传统实体产品的功能作用,将传统实体产品创新设计,在强化传统产品固有功

能属性的同时创造出智能性、可拓展性和适应性的数字产品;基于与领先用户的多向交流,企业高效展示数

字产品优势[40]

,并在用户群中深度传播,赋予数字产品信任度、美誉度,培育忠实用户群,塑造超出产品固有

功能价值的独有数字产品印象。

(三)文献评述

梳理文献发现,现有围绕传统实体产品创新设计、数字产品创新的研究已为本文提供了一定的理论基础,

传统实体产品创新设计为数字产品并非一蹴而就的,需要进一步厘清数字产品创新的过程机制。此外,现有研

究肯定了数字产品创新中数字技术的支撑效果,但对于数字技术在数字产品创新各阶段所扮演的角色与作用

有待进一步探讨。实践中,多家制造企业依托数字技术嵌入传统实体产品设计出多类型数字产品,其中的具体

策略、方法和途径值得深入调查与总结提炼。因此,本文基于现有传统实体产品创新设计和数字产品创新的理

论基础,结合案例企业的典型实践,深入剖析传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理。

(一)研究方法

本文采用探索性单案例研究方法,主要原因如下:一方面,目前对于将传统实体产品创新设计为数字产品

的实现机理尚缺乏深入的研究,而单案例研究特别适合用于新研究领域或者早期研究阶段,通过对极端案例的

深入剖析和详尽说明,带来新学术见解与启发[41-42]

。另一方面,本文聚焦于探究如何将传统实体产品创新设计为

数字产品,旨在回答“企业如何做(how)”才能将传统实体产品创新设计为数字产品的问题,探索性单案例研究有

助于分析上述问题,并对新观点和新规律进行挖掘。为此,本文通过对案例的剖析,详尽探讨传统实体产品创新设

计为数字产品的实现机理,挖掘数字产品创新背后的理论规律。

(二)案例选择

所选案例需要彰显研究问题的本质属性,综合考虑案例的典型性、匹配性和数据可得性因素,本文选取

海尔智家作为案例研究对象,深入剖析传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理。

首先,案例研究的样本选择遵循典型性原则。海尔智家打造数字家电产品(空调、洗衣机、电视机、油烟

机等)、数字感知产品(血压仪、体重秤等)等多品类的高度智能性、适应性和可拓展性的数字家居产品。

2021年海尔智家仅数字冰箱系列产品就实现715.70亿元盈收,同比增长16.30%。此外,自2019年起,海

尔智家连续7次夺得企业公开专利申请数量的榜首,其智慧家庭发明专利产出数量也在连年递增,累计专利

数量共计20298件,赢得行业内的广泛认可。

115

周明杰等:传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理案例研究

其次,案例研究的样本选择遵循匹配性原则。海尔智家基于传统实体产品打造智能家庭系列数字产

品,能较完整地展示传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理和细节。同时,海尔智家将人工神经网

络、模糊逻辑、数据挖掘、遗传算法等新兴数字技术嵌入传统实体产品创造出数字家电产品,其在数字产品

创新的过程中面临的问题和采取的策略能够代表大部分传统制造企业。

最后,研究团队可以获取案例企业的丰富数据。一方面,研究团队成员作为观察者追踪调研企业,与海

尔智家建立产学研合作关系,多次邀请海尔智家的高管做学术交流报告,了解最新数字产品创新逻辑,获得

一手访谈数据。另一方面,现有以海尔智家为案例对象整理使用的数据材料以及新闻报道等也丰富了数据

于多样化资料的获得和互相印证比较。

(三)数据收集

研究团队对海尔智家持续追踪调研三年有余,期间多次开展实地调研走访,并与海尔智家职能部门、核

心技术部门、市场部门及企业高层领导开展9次深度访谈以确保同一问题由多位受访对象回答,整合多种不

,实现研究数据的相互补充和研究

问题情境化验证,从而避免一手资料所带来的刻板印象、回溯性释义等问题,提高研究的信度与效度[44]

(1)深度访谈。本文在数据收集过程中以访谈为主,具体综合了深度访谈和焦点访谈。深度访谈在调

研前期和中期使用较多,主要就海尔智家在转型不同阶段的特征、战略目标等具有全局性和高度性的问题

进行详细了解,寻找并提炼具有启示性的结论。焦点访谈用于在已了解背景及变革过程的情况下,希望进

一步聚焦“数字产品”主题进行证实或获得深入洞见,如向海尔智家食联网科技首席执行官提出如“您认为

当下企业所用的家居系列产品与传统意义上的冰箱产品有哪些区别”、“当下数字产品创新会考虑哪些因

素”等开放式问题,鼓励受访者畅所欲言,不必局限于具体的问题。本文采用这种方式进行连续访谈,聚焦

特定主题,无论是深度访谈还是焦点访谈,均做详细地记录。访谈结束后,团队成员会在12小时内将访谈录

音转为精准文字稿并存档,形成质性研究资料,标注模糊处反复听取并及时与受访者确认,以对不完善信息

及时校验和补充,保证资料的真实性、及时性和完整性。研究团队共对海尔智家进行了9次访谈,积累一手

访谈资料23万余字。

(2)公共数据资料。一是通过中国通信企业协会、中国通信院以及权威咨询公司报告获得关于在数字

表1案例资料收集情况

深度访谈

访谈对象访谈人次访谈主题访谈总时长资料字数

海尔集团董事局主席1数字时代、企业使命、数智未来1.6小时0.9万字

海尔智家食联网科技CEO4数字产品、数字赋能、产品创新、用户服务6.5小时7.1万字

海尔智家衣联网平台总经理5数字产品、数字赋能、传统实体产品创新2.5小时3.6万字

海尔总裁办战略总监3传统实体产品规划与创新1.5小时1.3万字

海尔智家产业加速总监6数字赋能、产品迭代2.5小时3.6万字

海尔智家技术员工4传统实体产品创新、技术适配1.8小时1.7万字

海尔智家冰箱工厂信息化部长7个性化服务、产品设计、产品创新3.1小时2.6万字

海尔智家人单合一中心讲师5发展历程、产品迭代2.5小时2.5万字

公共数据资料

研究报告

究报告共5篇

新闻媒体报道资料

搜集央视、新闻网等主流媒体对海尔智家的产品创新及企业数字赋能等方面的重

要报道30余篇

企业档案记录官方网站信息及官方认证平台收集到海尔智家的发展历程、战略布局及产品设计过程中的重要事件约6.3万字

直接观察调研海尔智家企业3次、参观线下实体店5家、参观海尔智家展览大厅两次

参与式观察

线下参加海尔集团37周年年会,购买海尔智家部分产品并实际使用,期间与海尔智家线上客服、工厂工人、产品研发者

与多位消费者开展12次非正式交流

116

表2聚合维度构念与情境内涵

聚合维度情境内涵

数实关联数字技术与传统实体产品相互间产生影响和联系

数字赋能数字技术通过扮演不同角色以发挥相应的支持作用

数字重构调整优化传统实体产品框架以提升数字性能

重要报纸全文数据库等;三是通过百度搜索主流媒体对海尔智家的重要新闻报道。

稿以及对外言论方面资料等。

(4)直接观察。研究团队3次到海尔智家实地观察数字产品研发、生产流程与应用场景,根据访谈内容

有目的地观察收集现场资料,将抽象的访谈内容与实际情境建立关联。

(5)参与式观察。研究团队与海尔智家线上客服、工厂工人、产品研发者与多位消费者开展12次非正

式交流,加强对海尔智家实体产品模块及数字产品应用场景等细节的理解。

另外,研究团队在整个数据整理阶段,通过一系列举措降低偏差,提高团队研究成果的信度和效度。第

过6个月,保证整体研究的连续性和受访者的稳定性[45]

。第二,研究团队成员在访谈过程中将数字产品创

新、传统实体产品创新设计等关键构念渗透,在访谈过程的中期和末期均会实时凝练访谈阶段重点并与受

访者交互,数据收集过程是重复循环的。第三,研究团队在访谈过程中不断获得传统实体产品创新设计和

数字产品创新的实时数据,在调研结束后,主动与调研对象就研究主题所涉及的案例资料进行回顾与总结。

第四,在数据分析阶段,为确保数据分析的信度和效度,研究团队首先对所有资料进行文本化处理,根据数

究经验丰富的教授和两名博士生、一名硕士生组成,采用背对背方式对收集数据进行编码分析。在编码过

程中,编码人员及时对编码结果陈列和比较,对于存在争议的结果,先返回原始资料校验和讨论,率先在组

内开展集体讨论;如仍不能达成统一,则邀请编码小组之外具有丰富资料编码经验的专家指导,直到达成统

一。既有助于研究团队追踪传统实体产品创新设计为数字产品的实现细节,又可以避免回溯性释义以及印

象管理问题。组内、组间、组外三重校验机制确保编码结果的可靠性。

(四)数据分析

本文遵循Gioia等[46]提出的结构化数据分析方法对案例资料进行分析,通过对原始数据进行编码并抽

象为构念,实现主题的分析归纳,最终形成严谨的理论主题[47]

。一阶分析基于案例原始资料,对传统实体产

品创新设计为数字产品过程中的所有事件进行编码,将同一内涵的多个编码进行梳理归纳,并尽量使用受

访者的原始话语形成一阶构念。例如,原始数据“在产品设计之前,首先会分析当下的实体产品有哪些优

势、有哪些劣势,这样我们才知道怎么改进,才知道用户的普遍需求”,将此归为一阶构念“评估当前实体产

品优劣势”。依此方法,提炼出“消费者的数字产品诉求”“功能优化与调整”“模块磨合与适配”“社群交流

数据分析”等23个一阶构念。

二阶分析基于研究者的理论视角,将一阶构念进一步抽象提炼为包含理论内涵的二阶主题。在本案例

中,通过识别具有相似特征、属性或者共同指向的一阶构念,进一步抽象提炼为二阶主题。例如,团队成员

发现在将传统实体产品创新设计为数字产品的过程中,企业需要对数字产品进行印象的重塑,即率先提出

具体的数字产品概念,依据产品的设计初衷讲述产品背后蕴藏的故事,进而对产品的独特之处进行宣传,以

实现产品形象的树立和产品特色的传播。因此,将一阶构念“提出数字产品概念”“描述数字产品故事”与

“宣传数字产品特色”归类抽象为二阶主题“数实印象重塑”。依此方法,得到“数字创新压力”“资源再开发

潜力”“数实环境扫描”等11个二阶主题。

基于二阶主题的性质与内涵,团队成员将具有同一类属的二阶主题进行有效整合,进一步提炼为聚合

维度。例如,“数实情境识别”“数实原型交互”“数实印象重塑”等二阶主题阐述了传统实体产品创新设计

为数字产品的过程中,数字技术与实体产品关联的重要环节,可归纳提炼为聚合维度“数实关联”。依此方

法,提炼出“驱动因素”“数实关联”“数字赋能”“数

字重构”4个聚合维度。即在驱动因素下,企业通过

推动数实关联,发挥数字赋能作用,支持传统实体产

品数字重构。本研究聚合维度构念与情境内涵如表

2所示,数据结构图如图1所示。

117

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图1数据结构图

四、研究发现

(一)驱动因素

案例分析表明,海尔智家面临数字创新压力,以及资源再开发潜力的双重驱动因素,考虑将传统实体产

品创新设计为数字产品(二阶主题的具体编码与证据示例如表3所示)。

表3驱动因素的编码与证据展示

数字创新压力

数字创新关乎生存

发展

“企业是在市场的大环境下运作,数字经济背景下,实行数字创新是必须的,是紧跟国家政策指向

的,我们也必须进步,如果一直守着传统的家电产品那我们企业的竞争力就越来越小了,逐渐就

会被市场淘汰”

消费者的数字产品

诉求

“挖掘并满足消费者的需求是企业赢得市场先发优势的关键,企业为了创造自身价值、实现价值

提升所生产出来的产品一定要匹配用户的现实需求”

“我们企业始终以消费者利益为主,消费者青睐数字产品,那我们就要做,要在这个快速发展的时

代下抢占时机,做出智能化程度更高、更特别的数字产品,给消费者留下足够深的印象”

资源再开发潜力

传统实体产品是再

设计的基础

“在不擅长的领域过度投资是一件风险极高的事情,我们企业多年来专耕家电制造,所以在传统

家电产品的基础上进行更新和再设计,才是稳健的产品创新方式。此前的各类传统实体产品,像

传统冰箱、洗衣机、空调等等,都是进行新产品创新的基础”

充分整合与应用现

有数字技术

“海尔智家这些年也在不断进行技术突破,把技术和传统的产品结合起来,不仅是应用技术,逐渐

的打磨很重要”

118

1.数字创新压力

数字创新压力强调数字时代企业面临生存压力与市场压力而开展数字产品创新的迫切选择。传统实

体产品虽占有一定的市场份额,但企业仅倚靠研发、生产与销售传统实体产品已经无法满足日新月异的市

场变化。一方面,传统实体产品架构单调,功能单一,且多为标准化产品,产品自身智能程度较低;另一方

面,数字经济时代,传统实体产品设计与制造的低门槛形成“红海竞争”,威胁企业的生存。在“万物皆数”的

市场背景下,具备数字化基因的产品已是大势所趋。海尔智家感受到了数字产品创新的迫切性,意识到这

是企业生死攸关的决定性问题,如被访者所谈:“我们觉得如果始终卖传统意义上的冰箱、空调、洗衣机等等

产品可替代性太强了,虽然这些传统产品我们做了很多年,也比较成熟,但是产品过于保守会跟不上时代的

变化,数字创新关乎企业发展,企业想生存就需要紧跟时代变化,不断提高企业的竞争力。”

与此同时,传统实体产品已经无法满足消费者的数字产品诉求,消费者期望产品除了满足传统功能,还对

产品诉诸数字化、全方位、一站式需求。例如,消费者希望数字马桶产品除了传统功能,还可以完成尿常规、尿

流率等基本体检功能,甚至更进一步实时连接手机、电脑等数智设备,提供医疗健康建议[27]

。基于此,海尔智家

构建智能性、适应性和可拓展性的数字产品,提供全面解决方案式的供给以匹配消费者的价值诉求。

2.资源再开发潜力

行识别并运用,使其更好地服务于企业发展[48]

。主要包括两个方面:

一方面,海尔智家敏锐感知到传统实体产品是产品再设计、再创新的基础,并且意识到基于传统实体产

品创新设计为数字产品主要有以下两点可行性:第一,作为传统制造业企业,海尔智家长期深耕于冰箱、洗

衣机、空调等传统实体产品,已具备一定的市场份额,拥有广泛的客户群体,基于传统实体产品创新设计出

的数字产品更易被客户接受;第二,传统实体产品在功能模块或组件上具备兼容性(传统实体产品可与最新

的数字技术共在)和拓展性(传统实体产品在功能上可拓展,如在传统的冰箱保鲜技术上嵌入人工智能(AI)

语音技术,海尔数字冰箱会通过听到的语音来进行温度控制、保鲜、解冻),因而具备一定的数字升级空间。

另一方面,蓬勃发展的各类数字技术为传统实体产品再创新提供了抓手[49]

。各类数字技术本身具有一

定的网联和交互属性。如区块链技术打通数字世界与物理世界的边界,解决数据共享受阻的问题,实现多

渠道数据的实时共享;语音识别技术赋能物理产品根据命令执行各种动作,实现人机对话。此外,数字孪

生、大数据分析、人工智能等技术可以应用在各行各业,数字技术本身所具备的场景适应性也在一定程度上

降低了企业进行数字技术研发的风险,提高了将现有数字技术嵌入传统实体产品上进行适应性创新的成功

概率。例如,海尔智家被访者曾谈:“数字技术是非常好的资源,技术种类五花八门,将数字技术充分整合与

应用到我们的家居产品上就是在不断突破,关键还是要恰到好处的运用。”

在数字创新压力和资源再开发潜力的驱动因素下,海尔智家追求大规模、标准化的传统实体产品制造

模式越来越不符合数字时代的市场需要。因此,海尔智家充分整合与应用数字技术,积极进行将传统实体

产品再设计为数字产品的创新探索,主要经历研判新兴数字产品设计趋势、创造数字产品以及塑造市场对

数字产品的认识三个阶段。

(二)阶段一:研判新兴数字产品设计趋势

在这一阶段,企业针对所面临的产品创新情境,审视当前环境,通过研判新兴数字产品设计趋势,获取

数字产品创意,以下展开具体分析(二阶主题的具体编码与证据示例如表4所示)。

1.数实情境识别

数实情境识别强调企业精准感知与评估当前所处的数字市场趋势与自身实体产品再创新的背景。海

尔智家产品经理率先通过分析传统冰箱、传统空调、传统洗衣机的市场份额与利润变化等数据指标来评估

当前实体产品优劣势,具体而言,当前传统实体产品使用便捷的优势仍为其赢得部分忠实客户群,在市场上

始终占有一定份额,但利润越来越受到同类竞争的挤压;同时,传统实体产品本身智能化程度低的弊端也逐

渐暴露。此外,海尔智家通过头脑风暴、市场调研以及分析领先用户的意见等方式预判未来数字市场趋势

以及市场呼唤的创新行为。

119

表4研判新兴数字产品设计趋势阶段的编码与证据展示

数实情境识别

评估当前实体产品

优劣势

“当前传统实体产品优势和劣势都很明显,优势就是产品好上手、易操作,劣势就是不够智能,功

能不够强大,所以传统产品的改进空间还是很大的”

预判数字市场趋势

与行为

“数字技术可以帮助企业进行一个市场的预判,大数据分析能直观看出消费者的购买数据、我们

企业各类型产品的盈利额等”

环境-重新审视

传统实体产品面临

数字冲击

“传统实体产品的客户群在逐步地缩小,相对的,各类数字智能家居产品在市场上的反响很好,所

以在价格、功能、外观等方面,传统实体产品的性价比不如数字产品高,面临较大的市场危机”

未来产品设计遵照

数字路线

“未来的产品是不可避免要往数字化、智能化方面设计,要应用到更多的技术,逐步地改进、创新,

但总体上是越来越智能化的,这是一定的”

数字创意获取

社群交流数据分析

“我们海尔智家有U+智慧生活平台、海尔创意平台等等自己创造的平台,还有知乎、抖音这种社

交媒体平台,各个平台都有我们的用户,形成的各个社群,所以是有充足的交流数据供我们分析”

基于想象力的灵感

“用户作为产品的终端使用者,对于产品有最直观的表达,各种类型的社群数据也是我们产品设

新点子”

2.环境-重新审视

“环境-重新审视”强调数字技术作为环境角色倒逼企业重新审视当前产品或服务,及时判断市场趋势与主

流产品走向,进而规划企业产品设计路线。一方面,海尔智家通过剖析传统家电制造行业景气指数,以及海尔

智家数据管理平台、需求方管理平台等集成数据[50]

,发现传统实体产品已无法满足大多数消费者对高度智能

化数字产品的迫切需要,各类传统家居产品的业务受到数字产品的强烈冲击,甚至面临被取代的风险;另一方

面,动态、复杂、多元化的数据为企业提供可分析性资产,综合各类数字技术进一步分析传统实体产品业务数

据,海尔智家意识到未来产品设计遵照“数字路线”,即集数字化、智能化、可拓展等特征性能于一体的数字产品

具有更强的环境适应性,能够被更广泛的市场所接纳,满足用户对数字产品的价值诉求所托。基于此,海尔智

家敏锐洞察市场环境形势,及时调整产品创新方向、形态以及发展战略。

3.数字创意获取

数字创意获取是指企业获取关于将传统实体产品创新设计为数字产品的方案构思。一方面,海尔智家

在B站、抖音、知乎、小红书等数字技术环境中广泛吸引用户的同时收集用户的意见。基于对社群交流数据

的分析,海尔智家成功建立起用户异质性需求之间的联系,精准捕捉到消费者对智能化、数字化产品的迫切

需要。同时,海尔智家创造U+智慧生活平台、海尔创意平台等,以社区运营方式实现“引流”,敏锐感知到用

户呼唤将传统实体产品数字化,满足对美好生活期待的价值诉求。另一方面,产品设计师基于各类社群交

互数据分析的结果,进一步激发自身对传统实体产品创新设计方面的想象力,萌生数字产品创新灵感。正

于生活的诉求,会刺激灵感萌发。”

(三)阶段二:创造数字产品

基于对新兴数字产品设计趋势的研判,企业在精准掌握传统实体产品所面临危机的同时,获得了数字

产品的设计创意。进一步将产品设计理念照进现实,即把数字技术深刻嵌入传统产品生产活动,将数字技

术原生组件与传统实体构件反复耦合与再设计,拓展传统实体产品可触及的功能范畴,实现数字技术原生

组件与传统实体构件的双向价值倍增,助力数字产品创造(二阶主题的具体编码与证据示例如表5所示)。

1.数实原型交互

数实原型交互强调传统实体产品构件与数字技术原生组件的功能模块持续协调交互,实现数字模块与

实体模块的高度耦合。主要体现在两个方面,一方面,构成产品的数字模块和实体模块自身进行功能的优

化升级与调整。以海尔冰箱为例,冰箱的外壳材料从烤漆、不锈钢、钢化玻璃发展至VCM(vinylcoated

metal)覆膜板材质,构成产品的各实体模块持续推陈出新;同时,新兴技术作为协调和促进资源交换的中介,

组成产品的数字技术模块也在迭代升级。冰箱的保鲜技术经历低温保鲜、阻氧干湿分储技术、控氧保鲜技术

120

表5创造数字产品阶段的编码与证据展示

数实原

型交互

功能优化

与调整

“产品的实体零部件在不断的更新,不管是外壳还是里面的主轴等等,这些年在持续变化,向好的方向发展”

模块磨合

与适配

“简单地把数字技术和实体零部件融合是很难匹配的,因为此前这完全是两个轨道的产品输出,所以需要一定

周期的磨合,才能把二者有机融合,更好的为所创造的产品服务”

组件-重

新设计

传统实体产品

增强数字功能

“冰箱可以自动调节温度,真是太方便了”

如原本需要手动查询的限号信息,却可以呈现在玄关处的智能墙面开关上,避免了琐碎的操作”

增强数字体验

“数字冰箱可以有效地帮助用户从繁重的选择与重复性的工作中解放出来,为用户提供更加智慧的生活体验”

数字效

用生成

双向嵌入带动

各自效能提升

“技术和产品的结合来创造数字产品是双向的获利,很多技术在与家居产品结合之前都应用在各个领域,很多

潜力也没有得到较好的利用,所以不光产品功能增加,这也是一个技术得到极大利用的有效窗口”

统一协调造就

整体价值倍增

“数字技术和传统产品有机结合创造出的新的数字产品是更符合消费者期望的,价格高于这两者本身,价值更

是远远超越,可以说统一协调后产品整体实现了价值倍增”

等不断优化。另一方面,构成产品的实体模块与数字模块之间要持续磨合与适配。在数实原型交互的过程

中,海尔智家面临的核心问题是传统实体产品原有的结构或构造难以直接匹配数字技术植入后的变化,彼此

之间存在冲突,需要进行适应性改变,束缚了数字产品“破壳而出”。例如,红外识别技术在嵌入海尔冰箱

后,红外技术的探测功能需要与冰箱产品进一步融合,以实现低温下精准识别冰箱内的各类食材。海尔智

家受访者在访谈中谈及这一现象并解释道:“尽管现在各类新兴数字技术是可连接的、可获得的,产品的实

体模块也大多以标准化模式创造,但各类数字技术的创新初衷并不都是为了服务于当前设计的产品而创建

的。所以,数字技术与实体产品融合的过程中会出现不适配的现象,需要持续磨合、反复适配测试。”基于

此,数字模块要根据实体模块调整,同样,实体模块也要根据数字模块调整,直至二者实现耦合。

2.组件-重新设计

组件-重新设计强调在数字模块与传统实体模块深度融合的过程中,数字技术充当组件角色,推动传统实

体产品的各个部件被重新设计以增强数字功能和体验。在数字技术组件的推动下,海尔智家的传统实体产品

被创新设计,各部件发生适应性转变。海尔智家将人工智能自适应遗传学算法植入传统冰箱,同时应用大数据

分析技术实现“保鲜高科技+食材大数据”的结合,在食材保鲜冷藏的传统功能基础上增强了传统实体冰箱的自

动识别原材料、自动控温、杀菌等数字功能。此外,语音交互技术的逐步成熟推动了海尔智家对各数字家居产

品的再设计,通过将语音交互识别技术嵌入各传统产品,海尔智家成功打造“会说话的家电”。用户将食材放入

微波炉,数字微波炉会主动推荐加热时长;将食材放入冰箱,海尔数字冰箱会语音指导食材存储位置……在保

持单一产品竞争优势的同时强化产品与用户的连接,进一步增强了用户的数字体验和场景参与度。

3.数字效用生成

数字效用生成强调传统实体产品经创新设计具备了数字功能和作用,转变为价值倍增型数字产品[51]

一方面,数字技术原生组件与传统实体构件双向嵌入,提高了单一实体模块的生产运营效率,且每一组件强

化了数字功能与作用。以海尔卡萨帝数字冰箱为例,红外控温技术的嵌入促进传统实体冰箱功能结构的升

级,实现全时恒温养鲜,进一步拓展微观养鲜内涵,从细胞层面锁住食材营养。此前红外科技较多应用在军

事预警、侦察监视等领域,数字冰箱的丰富场景使得红外技术增添了更多的商业应用价值,数字技术原生组

件与传统实体构件的双向嵌入带动各自效能提升。另一方面,将传统实体产品创新设计成的数字产品涵盖

的价值远远超越数字技术与实体产品各自功能价值之和,二者在统一协调的过程中实现价值倍增。正如海

尔智家受访者所说:“单独售卖一个简单的传感器等技术原生组件,或者是简单的实体产品构件,价格还是

很低的,但是把二者结合起来创造的数字化、智能化、功能完备的产品的价格就远高于零部件的价格,消费

者也更易接受。”

(四)阶段三:塑造市场对数字产品的认识

根据案例企业实践,在创造出数字产品后,数字产品品牌的树立、口碑传播等方面影响到了数字产品市

121

并通过开展多渠道的场景式服务体验,持续培养忠实用户群体,推动传统实体产品创新设计为数字产品(二

阶主题的具体编码与证据示例如表6所示)。

表6塑造市场对数字产品的认识阶段编码与证据展示

数实印象重塑

提出数字产品概念

“我们将传统的锁加上可视化数字技术,形成可视猫眼彩色大屏,打造出海尔50伏可视化猫眼智

能锁,用户在室内即可实时查看门外状况,不用担心指纹被破解,贴心守护家人”

讲述数字产品故事

“迷你洗衣机是在我们海尔的用户社区中发布了一个‘寻找针对宝宝衣物消毒而设计的迷你洗衣

宣传数字产品特色

“我家的洗衣机在高速运转下,洗衣机上立起硬币塔依然纹丝不动,运行平稳,低噪音,根本不打

扰家人酣睡,还能蒸汽烘干,快干快穿,直接淘汰了传统的熨斗”

象征-重新定义

创造彰显差异的数

字品牌

“前年换了海尔智家的直驱洗衣机,基本没噪音。前几天去德国,发现海尔用直驱电机做赛车,挑

战纽博格林赛道的消息上了新闻,自豪感满满”

保护

“海尔智家的单品专利已经做到了行业第一,累计获得了10项中国专利金奖”

数字主张感染

领先消费者使用与

口碑树立

“海尔智家坚持‘好品牌用户创造’,在用户使用产品后,用户会感受到我们自身产品的优势和智

能,也会主动以口口相传的方式说出海尔数字产品的好口碑”

以周到服务培育市

场忠诚度

“在持续输出科技成功的同时,我们始终坚持让用户过上更智慧、更便捷的美好生活理念,基于创

造的数字产品,我们正为用户打造场景式服务体验”

1.数实印象重塑

数实印象重塑是伴随着数字产品的成型,企业面向市场更新关于产品的独特数字印象。海尔智家将数

最后通过新闻发布会、媒体宣传、网络营销等方式对新创造的数字产品展开进一步的宣传和推广。以海尔

数字门锁为例,海尔智能门锁旗舰新品发布会上,企划总监潘月霖先生用独特视角为在场观众揭开

“海尔御·S70”的神秘面纱,并介绍了该数字产品在材质、工艺、设计等方面对智能门锁的全新定义,即海尔

智家成功树立关于新产品的“数字印象”,突出现有产品超越传统实体产品的独特之处,使消费者更易接纳

和赞赏。

2.象征-重新定义

象征-重新定义强调在数字产品印象塑造的过程中,数字技术作为一种符号象征,对传统实体产品进行

重新定义。主要体现在两个方面:一方面,创造彰显差异的数字品牌。海尔智家目前在全球已形成了覆盖

海尔、卡萨帝、Leader、Fisher&Paykel、GE(generalelectric)Appliances、AQUA(authenticquestionunique

answer)、Candy在内的全球高端品牌体系。提及海尔智家,受访用户的首要反应是:“海尔智家越来越智能

化了,产品种类众多也很前沿,不论是洗衣机、冰箱、咖啡机、空调……家里能用到的产品,在实体店都能体

验到最新的技术,总是让人耳目一新。”另一方面,在数字产品印象塑造的过程中,存在着因知识产权所有权

年8月,海尔洗衣机互联工厂根据用户提交的素材生产了一台定制化数字免清洗洗衣机,由于用户提供的素

材包含有瑕疵的第三方知识产权,使海尔智家陷入了侵权风波。经历那次产品形象风波后,海尔智家众创

数字产品的独有符号,实现对产品的重新定义。

3.数字主张感染

数字主张感染强调基于消费者的价值主张和场景式使用体验,培育忠实用户群,感染用户真正从心理

上接受数字产品[52]

。海尔智家通过建立品牌社区,时刻加强与用户之间的联系,监测并收集用户之间的互

动信息,获取用户对数字产品和服务的意见。在数字产品创造成型后,用户扮演数字产品试用者的角色,通

过对新产品的使用意见表达和口碑传播两种活动来影响数字产品在市场中的印象塑造。具体而言,海尔智

122

家的领先消费者作为新数字产品的早期试用者,对数字产品的特点、性能、质量等多方面进行深度测评。若

产品的体验满意度较高,大多数领先消费者会拓展身边的用户群体,成为名副其实的“草根”代言人。口

碑传播则指在线社区成员之间的持续交互增进了成员之间的信任与合作,这种信任与合作经过积累逐渐

使社区成员产生了团结感,而这种团结感又激励社区成员自发地成为新数字产品或服务的“传递者”。与

此同时,海尔智家始终坚持“以用户为中心”,打造场景式服务体验,用户需求一经传递,海尔智家会快速

响应用户的即时需要,提供优质、敏捷服务,创造数字产品的服务延伸价值,实现企业自身价值倍增。建

立在海尔智家先进智能产品和周到服务的基础上,忠实用户群体逐渐扩大,各类数字产品的市场忠诚度

也逐步建立。

五、讨论

本文围绕“如何将传统实体产品创新设计为数字产品”这一核心问题,基于海尔智家巧妙地将传统实

体产品创新设计出多类型数字产品的成功实践,通过结构化数据分析方法,探究了传统实体产品创新设计

为数字产品的实现机理,以下将展开讨论分析。

(一)传统实体产品创新设计为数字产品过程中的驱动因素

产品创新是数字时代背景下企业可持续发展的必然选择。数字创新压力包括生存压力和市场压力,可

视为外部负向驱动因素;资源再开发潜力是企业当下拥有的,可直接获取的产品创新资源,可视为内部正向

驱动因素,数字创新压力和资源再开发潜力双重驱动因素决定了企业产品创新方向的选择,即企业决定具

体采用哪种产品迭代策略。一般来说,企业在发展过程中,随着规模的增长会有产品升级的意愿。同时,外

业本身的产品内核或功能范畴可以在某种程度上契合或融入当下消费者需求时,就容易触发企业新产品创

新蝶变的形式与方向,即将数字创新压力视为一个新产品创新的窗口与机遇,选择契合本企业的产品创新

目标和发展模式。

这种由资源再开发潜力和数字创新压力双重正负驱动因素驱使下的产品创新行为带来数字重构的实

现机制在海尔智家案例中得到了充分体现。正是在产品创新初期,海尔智家立足过去的深厚资源积累,拥

了缓冲条件。同时传统实体产品在功能模块或组件上具备兼容性,海尔智家得以选择立足传统实体产品开

展数字产品创新的商业化探索与实践,并在此过程中夯实实体制造基础,抢抓时代机遇,充分整合与应用现

有数字技术,创造出全面解决方案式的新产品供给以匹配消费者的数字化价值诉求。

(二)传统实体产品创新设计为数字产品的演化过程

传统实体产品创新设计为数字产品经历“研判新兴产品数字趋势-创造数字产品-塑造市场对数字产品

的认识”三个阶段。本质上是产品框架发生数字重构的过程[53]

。产品框架是产品创新设计中所体现的产品

设计理念、结构组成及市场意义,是产品创新设计的根基和重要表现[54]

。在每一个阶段,企业通过推动数实

关联,发挥数字赋能作用,支持传统实体产品数字重构。(图2)

在研判新兴产品数字趋势阶段,企业重新审视当前传统实体产品的优势以及面临的威胁,深度思考当

下传统实体产品的框架,即框架涌现。企业敏锐感知到未来产品设计遵照“数字路线”,将传统实体产品创

新设计为数字产品已是企业安身立命的“大势所趋”

[32,39]

。进一步通过数字技术倒逼企业重新审视当前传

统实体产品,精准把握主流产品走向及市场趋势,及时调整传统实体产品创新方向、形态以及发展战略,基

于数据分析涌现数字产品设计框架的创意、理念与思路逻辑,推动企业获取关于传统实体产品创新设计为

数字产品的方案构思,形成数字创意方案。

在创造数字产品阶段,企业将产品设计理念照进现实,把数字技术嵌入传统实体产品的框架,但模块的异

质构成使得模块间融合受到影响,简单的模块叠加或框架合并不能组成一个有机的产品框架[55]

。与上一阶段

专注于涌现数字产品的设计理念有所不同,第二阶段侧重于对当前产品进行结构层面的适应性调整,推动数字技

术原生组件与传统实体构件反复耦合与再设计[56]

,在多次磨合匹配中产生统一的产品框架,即框架融合。同时,数

123

图2传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理

字技术扮演组件角色,推动传统实体产品的各个部件被重新设计以增强数字功能和体验。最终,数字技术

与传统实体产品的双向嵌入带动各自效能提升,共同创造价值倍增型数字产品。

在塑造市场对数字产品的认识阶段,伴随着数字产品的成型,企业对成员发挥逻辑引导和构建作用,基

于对内外部驱动因素的思考,将自身产品认知传递给其他成员[57]

,即框架给赋。企业通过提出数字产品概

数字产品的智能性、适应性和可拓展性,并将数字产品框架所反映的意义传递给用户,推动其真正理解并接

受数字产品的创新价值[58]

。同时,企业以数字技术手段为符号“象征”,树立关于产品的专属印象。此外,

企业面向市场和终端消费者提供多渠道的场景式服务体验,传递将传统实体产品创新设计为数字产品的设

计初衷与品牌故事,加强市场和消费者对于数字产品的认同感和接纳度[59]

(三)传统实体产品创新设计为数字产品过程中的数字赋能作用

企业将数字技术深度嵌入传统实体产品,从而基于传统实体产品创新设计为数字产品。在此过程中,

技术类型[56]

,本研究进一步剖析了传统实体产品创新设计为数字产品的过程中“数字赋能”的角色和作用:

在研判新兴产品数字趋势阶段,数字技术作为“环境”角色倒逼企业重新审视当前产品或服务,将传统

实体产品置于数字化商业情境中,与数字智能产品进行对比,从根本上深度解析传统实体产品的发展现状,

明确了传统实体产品的优势及其面临的数字化危机。数字赋能企业及时判断市场趋势与主流产品走向,进

而规划传统实体产品创新设计路线。

在创造数字产品阶段,企业在将数字模块与实体模块融合的过程中,面临二者框架不协调而产生冲突的现

实困境[60]

。在此过程中,数字技术扮演“组件”角色推动数字模块与传统实体模块深度融合,帮助传统实体产

品的各个组件被重新设计以增强数字功能和体验。即构成产品的数字模块根据实体模块调整,同时,实体模块

也要根据数字模块调整,数字赋能各类技术原生组件与传统实体构件反复耦合与再设计。

在塑造市场对数字产品的认识阶段,企业以数字技术为符号“象征”,树立关于产品的专属印象。面向

市场和终端消费者,传递将传统实体产品创新设计为数字产品的独有品牌故事,对用户进行情怀感染;并通

124

六、贡献与展望

(一)理论贡献

第一,本文明确了传统实体产品创新设计为数字产品是基于产品框架的数字重构,具体体现为“框架涌

现-框架融合-框架给赋”的演化过程,补充了关于数字产品创新的新方式。传统实体产品本身沉淀下的研发

模式、品牌声誉和资源优势可以为数字产品创新提供研究基础,现有研究尽管意识到数字产品创新是数字

商业环境下的必然选择[8]

,但尚未指出如何将传统实体产品创新设计为数字产品,本研究进一步丰富了数

第二,探究了传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理,即企业秉承数实关联的设计理念,发挥数

字赋能作用,支持传统实体产品数字重构。本研究立足于将传统实体产品创新设计为数字产品,回应了现

有学者对传统实体产品进行进一步创新的呼吁[2,33]

,对传统实体产品创新设计的理论研究有一定贡献。

第三,进一步解析了传统实体产品创新设计为数字产品的过程中,“数字化”本身在各阶段扮演的角色

用[61]

,但更多将此局限为功能层面的笼统驱动效应,缺乏对产品创新过程中数字技术所扮演的差异化角色

与作用研究。本文在一定程度上弥补了既有研究对于传统实体产品创新设计的动态演化过程中数字化角

色的忽视所造成的理论空缺。

(二)实践启示

在数字经济时代,传统制造企业基于传统实体产品创新设计来谋求产品创新,展开数字化转型进程,本

研究为制造业企业在数字商业环境下实施数字产品创新提供了以下启示。

首先,企业应树立对于数字产品创新的正确认识,即进行数字产品创新设计的企业并不一定自身需要进行

高精尖数字技术的研发,更不应拘泥于数字原生型产品创新,也可基于现有传统实体产品,借力数字技术完成

产品的创新设计,实现传统实体产品至数字产品的创新蝶变。其次,企业要敢于对传统实体产品的功能进行再

调整、再分析、再优化,要充分结合现有数字技术以及自身传统实体产品优势,推动传统实体产品构件与数字技

术原生组件之间反复耦合与再设计,形成饱含数字基因的新产品,提升产品的智能性和适应性。最后,在创

造出数字产品后,企业可以通过数字产品品牌的树立、口碑传播等方式塑造产品的数字印象,为用户提供场

景式服务体验,创造数字产品的服务延伸价值,培育忠实用户群体,实现企业自身价值倍增。

(三)研究局限与展望

尽管本文对传统实体产品创新设计为数字产品的实现机理进行了有益的探讨,但仍存不足之处待未来

研究继续完善。一方面,海尔智家是基于传统实体创新设计为数字产品的典型企业代表,可能导致现有结

论的普适性存在不足。未来可在本研究基础上增多案例样本数量,对模型加以验证和完善。另一方面,本

计的前置因素和影响效果,以开展多维度和多层次的研究。

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ACaseStudyontheImplementationMechanismofInnovative

DesignofTraditionalPhysicalProductsintoDigitalProducts

ZhouMingjie

1

,SunXinbo

,ZhangMingchao

(1.SchoolofBusinessAdministrationNortheasternUniversity,Shenyang110169,China;2.AntaiCollegeof

EconomicsandManagement,ShanghaiJiaoTongUniversity,Shanghai200030,China)

Abstract:Existingresearchondigitalproductinnovationmainlyfocusesondigital-nativeproductinnovation.However,thevigorous

developmentofvariousdigitaltechnologieshasprovidedconditionsandpossibilitiesfortraditionalmanufacturingenterprisestoinnovateand

designtraditionalphysicalproductsintodigitalproducts.BasedontheexploratorysinglecasestudyofHaierSmartHome,therealization

mechanismofinnovativelydesigningtraditionalphysicalproductsintodigitalproductswasdeeplyanalyzed.Theresearchfoundthatthe

innovativedesignoftraditionalphysicalproductsgoesthroughthreestagesfordigitalproducts:“judgingemergingdigitalproductdesigntrendscreatingdigitalproducts-shapingthemarketsunderstandingofdigitalproducts”.Bypromotingtheconnectionbetweendigitalandreal,

enterprisesplaytheroleofdigitalempowermentandsupportthedigitalreconstructionoftraditionalphysicalproducts.Theessenceofthe

innovativedesignoftraditionalphysicalproductsasdigitalproductsisthedigitalreconstructionoftheproductframework,whichisreflectedin

theprocessof“frameemerging-frameintegration-framegiving”.Intheprocessofinnovativedesignoftraditionalphysicalproducts,digital

technologyplaystherolesofenvironment,componentandsymbolrespectivelytosupportre-examination,redesignandredefinition.Theresearch

contributestotheoreticalissuesinthefieldofemergingdigitalproductinnovation,andprovidespracticalinspirationforguidingtraditionalentity

enterprisestobuilddigitalproductadvantages.

Keywords:productinnovation;digitalproducts;digitalreconstruction;digital-realcorrelation;casestudy

128

收稿日期:2023-06-23

作者简介:强永昌,经济学博士,复旦大学经济学院教授,复旦大学国际贸易研究中心主任,博士研究生导师,研究方向:国际贸易理论

与政策;(通信作者)杨洪爱,复旦大学经济学院博士研究生,研究方向:国际贸易理论与政策。

引用格式:强永昌,杨洪爱.全球化与高管薪酬———基于中国上市公司的经验证据[J].技术经济,2024,43(1):129-139.

QIANGYongchang,YANGHongai.Globalizationandexecutivecompensation:Empiricalevidencefromlistedcompanies.[J].Journalof

TechnologyEconomics,2024,43(1):129-139.

全球化与高管薪酬

———基于中国上市公司的经验证据

强永昌,杨洪爱

(复旦大学经济学院,上海200433)

摘要:基于2003—2021年A股制造业上市公司数据,本文从FDI流入的角度实证检验了全球化对高管薪酬的影响及其作

用机制。研究发现,全球化显著提高了高管薪酬。该结论在考虑了内生性问题、控制同时期其他政策影响以及遗漏变量问题

后依然稳健。此外,进一步研究后发现,全球化主要通过公司治理中的独立董事治理影响高管薪酬,市场机制的作用有限。

拓展性研究还发现,全球化对高管薪酬的作用表现出异质性。全球化在非垄断行业和国有企业中具有更大的影响。相较于

普通高管,权力型高管在全球化中受益更多,这意味着随着全球化的进展,企业内部高管之间的不平等在加剧。本文的发现

提供了全球化对高管薪酬具有积极影响的中国证据,有助于丰富国际贸易与顶端收入分配领域的文献。

关键词:全球化;高管薪酬;市场渠道;非市场渠道

DOI:10.12404/j.issn.1002-980X.J23062310

改革开放以来,中国经济迅速增长,但与此同时收入分配不平等问题突出,居民收入分配差距过大问题

严重。数据显示中国基尼系数长期处于世界中下游水平,常年位于0.4警戒线附近。党的二十大报告指出

中国式现代化的重要特征是要实现全体人民的共同富裕。在着力缩小三大差距,实现全体人民共同富裕的

背景下,系统研究全球化对高管薪酬的影响及其作用机制,对于厘清贸易的顶端收入分配效应,制定缩小收

入分配差距的针对性政策具有十分重要的意义。

、高管权

利[2]

、行业特征[3]

、股权结构[4-5]等方面展开讨论。现有研究普遍认为,企业业绩与高管权利同高管薪酬存

除此之外,还有一部分学者直接研究了全球化对高管薪酬的影响,但多侧重于技能工资角度,对顶端收

入分配以及顶端收入不平等问题鲜有涉及。20世纪70年代以来,美国高管薪酬飙升,首席执行官与其他员

工间收入差距持续扩大引发了大量关于高管薪酬以及顶端收入份额的讨论[6-11]

。近几年,研究者逐步意识

到了全球化在其中研究的缺失,并开始基于发达国家企业层面探讨全球化对顶端收入份额的影响。Gabaix

和Landier

[7]

、Frydman

[12]以及Keller和Olney

[13]均记录了随着公司参与全球市场,高管薪资的显著提高。纵

观现有文献,学者们普遍认为,全球化显著提升了高管薪酬。遗憾的是,针对发展中国家特别是中国尚未有

直接证据。那么,在中国全球化是否会导致高管薪酬的提升其背后的影响机制在中国又是否成立改革

开放以来我国高管薪酬的显著增长,为我们基于中国数据检验全球化对高管薪酬的影响提供了机会。

与本文研究联系最为密切的是Keller和Olney

[13]的研究,本文在以下三个方面与其存在显著不同:首先

在研究视角上,Keller和Olney

[13]考察了全球化中的进出口贸易对美国上市公司高管薪酬的影响,发现出口

冲击对高管薪酬具有显著的正向影响,进口对高管薪酬不具有显著影响,强调非市场渠道中的公司治理在

129

其中的驱动作用,而本文的研究强调了全球化进程中的FDI流入对高管薪酬显著地促进作用,得到的结论也

与他们截然不同;其次在研究设计上,本文使用各省份实际利用外商投资额作为全球化的度量,而Keller和

Olney

[13]则从行业层面贸易数据推断企业进出口信息,存在一定偏误;最后,同Keller和Olney

[13]研究相比,

本文还从行业垄断程度、企业所有制类型、高管权力等级层面对影响进行了分样本讨论,有助于准确揭示全

球化对高管薪酬的异质性影响。有鉴于此,本文使用2003—2021年中国A股制造业上市公司数据,实证检

验了全球化对高管薪酬的影响及其特点。进一步,本文从市场渠道和非市场渠道角度解释了全球化对高管

薪酬的作用机制。

(一)全球化与高管薪酬

中国加入世界贸易组织(WTO)以来,无论外商直接投资(FDI)还是高管薪酬均经历了巨大变化(如图1

和图2所示),企业内部收入不平等持续扩大,系统研究全球化对高管薪酬的影响具有重要的理论意义,同

时也为本文研究提供了较好的观察基础。具体来说,全球化对高管薪酬的影响具有两面性。首先,全球化具

图12003—2021年全球化与高管薪酬的动态演变

图2不同类型高管薪酬的动态演变

130

而可能导致当地企业生产规模萎缩,缩小对本地劳动力需求,降低高管的工资水平[14-15]

;同时,全球化还具

有激励效应。全球化产品和国内产品间不完全替代性,增加了全球化企业可以使用和选择的产品种类,有

利于降低本国机器设备、半成品及原材料的价格和成本,促进企业生产和利润提高,提高高管薪酬。基于以

上讨论,本文提出如下假设:

全球化对高管薪酬影响取决于竞争效应和激励效应比较。如果竞争效应占据主导,全球化对高管薪酬

具有负向影响;如果激励效应占据主导,全球化对高管薪酬影响具有正向影响(H1)。

(二)全球化与高管薪酬:市场渠道和非市场渠道

理论上,全球化通过各种渠道来影响高管薪酬。Kaplan和Rauh

[16]从市场渠道和非市场渠道两个角度

对此进行了总结,认为影响高管薪酬的市场因素包含:技能需求转变、超级明星效应、技能偏向型技术变革、

规模效应及其与其他因素的相互作用。市场渠道的支持者认为,高收入者拥有稀缺且独特人力资本,并且

随着企业规模的不断扩大,高收入者技能在市场中价值不断增加。从市场渠道角度看,市场力量会奖励那

些将公司扩展到海外的优秀高管,全球化进程中的成本节约效应以及竞争激励效应有助于企业利润提升,

出如下假设:

给定其他条件不变,全球化对高管薪酬影响的市场渠道意味着全球化会通过影响企业租金对高管薪酬

产生影响(H2)。

与之相对,影响高管薪酬的非市场因素包含:公司治理的变化、薪酬实践的变化、社会观念的松动以及

税收政策的调整。非市场因素支持者认为,近年来高管薪酬上升的主要原因是权力型高管租金攫取的扩

张。相较于其他高管,权力型高管更可能进行薪酬操纵,更能从股东那里榨取租金,如高管可以通过夺董事

权利[17]或任命满足其自身利益薪酬顾问[18]获取私有收益。简而言之,非市场渠道支持者认为高收入者高

薪的关键在于其扭曲了经济体系,获得了超过其边际产品的资源。Keller和Olney

[13]使用美国企业层面的

究均表明,管理层权力对于高管货币收益和非货币收益都至关重要。全球化进程中,国际交易的繁荣使公

司对高管监管变得困难。此外,全球化过程中还伴随着社会规范松动、边际税率变化以及公司治理松动[19]

有助于降低了公众对于高薪阻力,为高管的高薪提供了良好的环境。当管理层人员有动机有能力来追求私

有收益,薪酬就可能成为权力寻租结果。基于该逻辑,公司治理越完善,薪资设置越规范,管理层人员越不

可能进行薪酬操纵,高管薪酬越正常。而高管个人权力越大,对董事薪资决策影响程度越大,越可能进行薪

酬操纵,制定出利己薪酬契约,越可能获得高额薪酬。基于此,本文提出假设:

给定其他条件不变,全球化对高管薪酬影响的非市场渠道意味着公司治理将对高管薪酬至关重要。具

体来说,公司治理越不规范、高管权利越大,高管薪酬将越高(H3)。

(一)模型构建及变量选取

为考察全球化对高管薪酬的影响,本文基准计量模型为:

COMift

=α0

+α1FDIft

+γZ+ξi

+μt

+εift(1)

其中:下标i、f、t分别为个人、省份和年份;被解释变量COMift为t年高管i总薪酬的对数;FDIft为本文的核

心解释变量,采用高管i所在省份f实际利用外商投资额的对数作为基准度量指标①。变量Z是控制变量向

量,涵盖了个人、企业和省份层面其他影响高管薪酬的主要变量。α0为常数项,系数α1捕捉了全球化对高管

131

强永昌等:全球化与高管薪酬

①由于数据缺乏,因此论文在分析中未包含西藏地区及港澳台地区。

薪酬的影响;γ为控制变量影响系数,刻画了各控制变量对高管薪酬的影响;ξi、μt分别为个体固定效应和

年份固定效应;εift为随机误差项。

对控制变量向量Z的设定和说明如下:

个人层面的控制变量包含:①高管的年龄(age);②年龄的平方(age

);③高管受教育年限

(edu_year)。

企业层面控制变量包含:①企业规模(size),采用企业总资产的对数度量;②企业资产负债率(lev),采用

总负债/总资产度量;③企业盈利能力(ROA),采用净利润/总资产表示;④企业的成长性,定义为企业托宾Q

值;⑤所有制类型(soe),根据实际控制人性质设定,若为国有企业赋值为1,否则为0。此外考虑到公司治理对

员工薪酬的影响,模型中还加入了一系列的企业治理变量,分别是:⑥是否两职兼任(dual),表明董事长和总

经理兼任的情况,若存在兼任情况则赋值为1,否则赋值为0,根据现有公司治理方面的文献两职合一的情况下

CEO薪酬水平较高,因此预期该变量的回归系数为正;⑦第一大股东持股比例(TOP1),一般而言第一大股东

的持股比例越高,表明股东对公司监管能力越强,高管操纵薪酬的可能性越低,因此预期系数为负;⑧独立董事

比例(independent),采用独立董事人数/董事会总人数度量,通常来说,企业独立董事比例越高,表明外部治理

能力越强,对公司监管也就越充分,高管薪酬也就越合理,因此预期该变量系数为负。

省份层面控制变量包含:①所在省份实际人均GDP(perGDP);②所在省份的失业率(unemployment);③

所在省份从业人均赡养人数(raise),采用所在省份的总人口/总就业人数度量,反映了地区的社会保障程度。

最后,为排除异常值对回归结果的干扰,论文还对连续型变量进行了1%缩尾处理。

主要变量的描述性统计见表1。可以看到,研究期间内高管薪酬对数的均值约为12.46,换算成实际数

值每年约537275元,最小值为9.31,最大值14.96。企业高管平均年龄为47。大部分企业是非国有企业,且

不同企业间第一大股东持股比例具有较大差异,最大值为73.03%,最小值为9.05%。

表1主要变量的描述性统计

变量观察值均值标准差最小值中位数最大值

wage11859912.46381.07309.316112.527814.9615

FDI11859913.87451.10529.308914.272015.0173

age11859947.49087.856730.000047.000067.0000

age

21185992317.1047756.6159900.00002209.00004489.0000

edu_year11859914.97452.569810.000014.000023.0000

size11859921.66341.114419.689121.501625.4311

lev1185990.37660.18330.04810.36960.8608

ROA1185990.05340.0434-0.14620.04480.2006

Q1185992.10821.22570.87861.70377.7235

SOE1185990.26240.44000.00000.00001.0000

dual1185990.32320.46770.00000.00001.0000

TOP111859933.723513.80909.050031.790073.0300

independent1185990.37230.05200.30000.33330.5714

perGDP11859911.01520.55119.287711.091012.0647

raise1185993.05620.65381.27003.01004.4000

unemployment1185991.70350.15831.39391.73442.1429

论文选取2003—2021年中国A股制造业上市公司数据作为研究样本。高管层面个人数据及企业盈利

就业人数来自于各省份历年统计年鉴,部分数据来自于相应年份的统计公报。论文对数据做了以下处理:

剔除金融类上市公司;剔除特别处理(specialtrcatment,ST)和特别转让(particulartransfer,PT)上市公司;剔

货币单位的数据都采用居民消费者价格指数进行了平减,折算成2003年不变价格。

132

表2全球化对高管薪酬的影响

变量(1)(2)(3)(4)

FDI

0.0226

0.0248

0.0235

0.0310

(0.0120)(0.0120)(0.0114)(0.0136)

0.1470

0.1427

0.1433

(0.0089)(0.0086)(0.0086)

-0.0015

-0.0014

(0.0001)(0.0001)(0.0001)

edu_year

0.0140

0.0133

0.0130

(0.0034)(0.0034)(0.0034)

size

0.1401

0.1339

(0.0114)(0.0113)

lev

-0.1483

-0.1341

(0.0364)(0.0353)

1.8416

1.3270

(0.1120)(0.1036)

Q

-0.00190.0026

(0.0036)(0.0036)

SOE

0.0830

0.0868

(0.0260)(0.0255)

dual

-0.0176

-0.0145

(0.0099)(0.0098)

TOP1

-0.0016

(0.0006)(0.0006)

independent

-0.0111-0.0225

(0.1008)(0.0992)

perGDP

0.1565

(0.0575)

unemployment

0.0058

raise

0.0492

(0.0395)

常数项

12.1499

8.3948

5.4522

3.6752

(0.1663)(0.3750)(0.4471)(0.7787)

观测值118599118599118599118599

20.84820.85050.85430.8544

注:括号内为稳健标准误,并聚集到省份-年层面;

表示P<

0.10,

表示P<0.05,

表示P<0.01。

(一)基准检验

本文将基准回归结果报告在了表2。列(1)只

考虑了全球化对高管薪酬的影响。列(2)在列(1)

基础上加入了高管个人特征变量。列(3)进一步加

入了企业特征变量。列(4)是包含所有控制变量的

完整回归结果。可以看到,列(1)~(4)的回归结果

显示,全球化显著提高了高管薪酬。这些结果充分

意味着,全球化中FDI流入显著提高了企业高管的

薪酬。

控制变量上,与现有文献一致,论文发现高管年

龄与薪酬之间存在着非线性关系。高管受教育程度

越高,薪酬越高。此外,规模更大的公司倾向于给高

管更高的薪酬,同时企业盈利能力越强,高管薪酬越

高,而企业资产负债率越高,高管薪酬越低,符合一

般的经济学直觉。此外,企业所在省份的人均GDP

水平越高,从业人均赡养人数越高,高管的薪酬越

高,这与王立勇和胡睿[20]研究结论基本一致。

(二)稳健性分析

1.内生性的讨论

论文存在遗漏变量的担忧,尽管本文在模型中

定效应进行了控制,但仍可能遗漏重要的解释变量。

如果这些隐藏在误差项中的解释变量与自变量相

关,将出现内生性问题。解决内生性问题,最根本的

方法是寻找合适的工具变量。借鉴现有文献对FDI

工具变量的选取,本文采用如下三种方法进行处理:

①本文首先采用滞后一期FDI的流入作为本身的工

具变量。理由是:上一期FDI流入与当期FDI流入

国FDI流入量排名前十国家和地区的FDI流出量

进行加总,并与2002年各省份就业人数占比相乘得到工具变量,记为IV2。③借鉴郑新业等[21]

,采用各省份

省会城市距海岸线的几何距离作为工具变量,记为IV3。其内在逻辑是,各省份距海岸线的距离与该省市全

量的回归结果报告在了表3的列(1)~列(6),可以看到,无论采用何种工具变量进行度量,FDI的流入均显

著提高了高管薪酬。表3同样也汇报了对工具变量的检验结果。首先考察不可识别检验,所有工具变量

Kleibergen-PaaprkLM统计量对应p值均小于0.01,表明在1%水平上显著拒绝识别不足的原假设。其次,

所有工具变量第一阶段F值均大于10,可以认为通过了弱工具变量检验。最后,过度识别检验的HansonJ

统计量为10.15,对应的p值为0.035,表明在1%水平上不拒绝“所有工具变量都外生”的原假设,意味着所

选择工具变量是外生的。弱工具变量和工具变量可识别检验的结果也保证了工具变量的有效性。这说明

在借助工具变量法重新对基准模型进行估计后,本文的研究结论依然稳健。

133

表3内生性检验

IV1:滞后一期的FDIIV2:前10国家或地区FDI流出量IV3:距海岸线距离

阶段一阶段二阶段一阶段二阶段一阶段二

FDI0.0489

(0.0165)0.3189

(0.0146)0.2403

(0.1528)

IV0.5089

(0.1264)0.6328

(0.1408)-0.0513

(-0.0017)

控制变量是是是是是是

个体固定效应是是是是是是

年份固定效应是是是是是是

Kleibergen-PaaprkLM统计量145.76(0.0000)57.82(0.0000)10.04(0.0015)

F统计量136.78201.1513.45

观测值9859998599118599118599118599118599

注:括号内为稳健标准误;并聚集到省份-年层面;

表示P<0.10,

2.控制同时期其他政策的影响

(1)中央政治局2014年8月29日审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》,央企负责人

薪酬制度改革于2015年年初开始实施。这一改革旨在规范央企管理人员薪酬水平,限制不合理的高工资,

会直接影响央企高管的薪酬。为厘清这一政策对本文结论的干扰,借鉴葛润等[22]

,本文构造了高管是否在

央企工作和是否是2015年以后年份两个虚拟变量,并将两变量的交互项加入到回归中。回归结果见表4列

(1)。结果显示,在控制了央企薪酬改革的影响后,全球化对高管薪酬的影响显著为正。这意味着,控制央

企薪酬改革并不会影响主要结论的稳健性。

(2)控制经济危机的影响。研究期间内,2008年美国次贷危机引发全球金融危机,对全球大部分公司发

展产生较大影响,也将显著影响高管薪酬。为控制经济危机对研究结论的影响,借鉴张小茜和孙璐佳

(2017),论文将企业营业收入增长率作为控制变量加入到回归中。表4列(2)报告了本部分的回归结果。

可以看到,全球化系数显著为正,因此经济危机并不会显著影响本文的基本结论。

表4其他稳健性检验

控制国有企业改革控制金融危机遗漏变量2003—2007年2009—2014年2016—2021年

FDI0.0258

(0.0034)0.0224

(0.0038)0.0070

(0.0016)0.1456

(0.0712)0.0229

(0.0031)0.0756

(0.0245)

省份固定效应否否是是是是

行业固定效应否否是是是是

观测值11859911859911859964083905633260

20.85620.86310.85550.90180.85340.8481

3.遗漏变量问题

尽管论文在基准模型中加入诸多控制变量以及个体和年份固定效应,虽然大多数高管并不会更换省份

和行业,但是这种可能性是客观存在的,因此如果不加入省份和行业固定效应,有可能遗漏省份和行业层面

了省份和行业固定效应。回归结果如表4的列(3)所示。不难发现,在控制了省份和行业固定效应后,回归

结果与前文的结论保持一致。

4.更改研究期间

在研究期间内出现了多项政策及经济事件,如2008年的金融危机、2009年的4万亿元财政计划、2014

年的国有企业薪酬改革等均可能对高管薪酬产生影响。针对这种担忧,本文进一步将研究期间限定在

2003—2007年、2009—2014年以及2016—2019年,作为稳健性检查的一部分。本部分的回归结果见表4的

134

列(4)~列(6)。可以看到,核心解释变量的估计系数始终显著为正,与本文的结论保持一致,证明本文的结

论具有稳健性。

五、机制分析

由前文分析可知,全球化会显著提高高管薪酬。很自然地考虑,全球化通过何种机制来影响高管薪酬

事实上对于该问题的考量,至关重要。近年来,高管天价薪酬问题伴随着诸多质疑。那么,高管的高薪究竟

是正常的市场回报,还是仅仅是一种“职位租”

[23]

径。为此,本文尝试从市场和非市场两个角度展开分析。

(一)市场渠道

为了考察全球化是否是通过市场机制对高管薪酬产生影响,本文通过中介效应模型对该机制进行检

验,构建中介效应模型为

+γZ+μt

+ξi

+εift(2)

yjft

=b0

+b1FDIft

+BZ+μt

+γj

+μijft(3)

COMijft

=c0

+c1FDIft

+c2

+C×Z+μt

+θift(4)

其中:下标i、j、f、t分别为个人、公司、省份和年份。中介变量yjft依次选取为:①profit

jft表示企业利润率,采用

企业净利润占销售额比值度量。②rent

jft表示企业租金,采用企业人均增加值度量。具体来说,企业人均增

加值等于企业增加值除以公司就业人员总数。企业增加值的计算使用企业增加值=固定资产折旧额+营业

税金及附加+管理费用_税费+职工薪酬+营业利润进行计算。③ROEjft衡量了企业的盈利能力,采用净利

润/股东权益余额刻画。系数b0、c0为常数项;B、C是控制变量的系数;b1刻画了全球化对企业利润率、企业

租金以及企业盈利能力的影响;c2捕捉了企业利润率、租金和盈利能力对高管薪酬的影响;b1和c2同时显

著,说明全球化会显著影响企业利润率、租金和盈利能力,进而影响高管薪酬,意味着市场机制成立;εift、

μijft、θift为随机误差项。

表5的列(1)~(6)报告了上述模型的回归结果。列(1)反映了式(3)的结果,可以看到,全球化对企业

利润不具有显著影响。列(2)和列(3)的回归结果进一步显示,全球化对企业租金和盈利能力也不具有显著

业租金的提升并不会提高高管薪酬。列(6)的回归结果表明,企业盈利能力的提升会显著提高高管薪酬。上

表5市场机制的分析

profitrentROEwagewagewagewage

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)

-0.00230.00020.01010.01240.01280.01250.0415

(0.0014)(0.0010)(0.0096)(0.0111)(0.0111)(0.0111)(0.0327)

profit

-0.1556

(0.0725)

rent

-0.0824

(0.0728)

ROE

0.0219

(0.0102)

0.0196

(0.0319)

FDI×edu_year

控制变量是是是是是是是

个体固定效应是是是是是是是

年份固定效应是是是是是是是

观测值108757108757108757108757108757108757108757

20.85930.80250.86340.84910.84910.84910.8491

135

述回归结果意味着全球化不会通过影响企业的利润率、租金以及盈利能力,进而影响高管薪酬,假设2没有

得到实证证据的支持。

本文还担忧,全球化是否会影响其他不太明显的条件,例如改变工作复杂性、竞争环境或公司组织结

构,增加对优秀高管需求,进而推升高管薪酬。为此,本文接着检验了全球化是否会不成比例地提高更有经

验或受过更高教育的高管的薪酬,来提供这方面证据。具体来说,论文将全球化与受教育年限(edu_year)的

交互项加入到模型中,回归结果见表5的列(7)。结果显示,FDI与受教育年限(edu_year)交互项的系数为

正但并不显著,表明全球化并不会不成比例地增加更有经验或受过更高教育的高管的薪酬,这意味着对优

秀高管需求的增长并不是全球化影响高管薪酬的渠道。

(二)非市场渠道

论文接着转向对非市场渠道的探讨。为验证非市场机制的存在性,本文首先检验了公司治理是否会对

高管薪酬产生影响。根据前文的理论分析,如果非市场渠道对于高管薪酬至关重要,那么本文预期,在治理

不善的公司会观察到全球化对高管薪酬更大的影响。背后的理论逻辑是:在治理不善公司中,高管更易进

行薪酬操纵,实现租金攫取,获得超额报酬。基于此,本文在回归中加入了全球化与企业治理的交互项作为

个变量来度量公司治理,分别是是否两职兼任(dual)、第一大股东持股比例(TOP1)以及独立董事占比

(independent)。本部分的回归结果报告在了表6的列(1)~列(3)。结果显示,全球化和是否两职兼任交互

项(FDI×dual)、以及与第一大股东持股比例的交互项(FDI×TOP1)系数均不显著。全球化和独立董事占比

交互项(FDI×independent)系数为负,且在1%水平上显著,即企业独立董事制度能够显著抑制全球化对高管

薪酬的激励作用。表明全球化的确会通过影响企业治理中的独立董事治理来影响到高管薪酬。这意味着,

企业治理中的董事会治理在其中发挥着重要作用,支持了假设3。

作为对非市场机制的另一种探讨,本文接着检验了更强大的高管是否会不成比例地从治理不善的公司

中获益更多。背后的逻辑是:如果在治理不善公司中,与影响力较小同事相比,权力型管理者更多地从意外

冲击中获取高额薪酬,意味着权力对于治理不善的公司中高管薪酬具有重要意义,间接说明租金捕获机制

存在。为对这一思路进行检验,论文将样本划分为CEO和非CEO两组进行回归,回归结果如表6的列(4)

和列(5)所示。考察子样本的回归的结果,结果显示在CEO高管样本中,FDI不具有显著影响,在非CEO样

本中,独立董事制度会显著降低全球化对高管薪酬的激励做作用,这意味着在全球化中,相较于非CEO高

管,CEO高管薪酬增长更多。上述回归结果进一步表明,非市场机制中独立董事制度在高管薪酬的增长发

挥了重要作用,假设3得到了实证证据的支持。

综上而言,市场机制不是全球化影响高管薪酬的可能渠道,与之相对公司治理中的独立董事治理是理

解全球化与高管薪酬之间关系的突破口。

表6非市场渠道的分析

wagewagewageCEO非CEO

FDI0.0341

(0.0132)0.0271(0.0189)0.0992

(0.0296)0.0925(0.0339)0.0981

(0.0314)

dual0.1548(0.1324)

TOP10.0384(0.0495)

independent1.5446(2.1314)0.5640(2.0847)1.8047(3.5800)

dual×FDI-0.0124(0.0094)

FDI×TOP10.0001(0.0004

FDI×independent-0.1833

(0.0708)-0.1477(0.0000)-0.1914

(0.0765)

控制变量是是是是是

个体固定效应是是是是是

年份固定效应是是是是是

观测值1087571087571087572195885999

20.84910.84910.84910.81340.8483

136

六、异质性分析

(一)全球化与高管薪酬:行业差异视角

已有研究指出,行业垄断程度对从业人员收入具有重要影响[3,24]

。事实上,不同行业在企业类型、薪酬

制度存在明显差异,导致不同行业在工资决定体制、薪资管控政策上存在显著不同。一般而言,行业垄断程

度越高,行业内企业就越可能获得超额利润,高管薪酬也就越高。因此有必要进行细致分析。基于此,论文

以行业赫芬达尔指数均值为界,将样本划分为非垄断行业和垄断行业两组样本,并分别对其进行回归。表7

的列(1)、(2)汇报了两组样本的回归结果。可以看到,在非垄断行业,全球化每增加1%,高管薪酬会增加

2.57个百分点,而在垄断行业,这一影响并不显著。回归结果显示,全球化对高管薪酬的影响只存在于非垄

断行业。

(二)全球化与高管薪酬:不同所有制形式

大量研究表明工资在所有制层面分割是我国经济转轨阶段基本特征[25]

,同时考虑到不同所有制形式的

企业在经营目标、管理模式及薪酬考核中的显著差异,本部分从所有制形式角度进行分析。据此论文按照

实际控制人的性质,将样本划分为国有企业和非国有企业分别进行估计。两组样本的回归结果报告在了表

7列(3)、(4)。不难发现,与全样本估计结果一致,全球化有助于提高国有企业高管的薪酬,而对非国有企

业高管薪酬不具有显著影响。这意味着全球化对高管薪酬的提升效应只存在于国有企业,在非国有企业中

并不显著。

(三)全球化与高管薪酬:不同高管等级

不同等级的高管在公司治理中存在显著差异,导致高管在租金攫取和薪资设定能力上存在不同[26]

,因

此,需要对不同类型的高管进行深入讨论。具体来说,论文预期权力型高管具有更大的讨价还价能力以及

更多租金攫取机会,因此相比于其他高管,其薪酬受到全球化影响更大。为验证这一假设,论文将样本划分

为首席执行官和非首席执行官两大类,并将两类样本的回归结果报告在了表7的列(5)、列(6)。回归结果

显示,全球化会显著提高CEO高管的薪酬,但对非CEO高管不具有显著影响。表明在全球化背景下,权力

型高管会赚取更多收入。这意味着随着全球化发展,企业内部不同高管之间的薪酬差距在加剧,呈现出谁

是更强大的高管,谁在全球化中受益更多的局面。高管权力对于全球化对高管薪酬影响具有重要意义,符

合论文预期。

垄断行业非垄断行业国有企业非国有企业CEO非CEO

-0.00400.0257

0.0469

-0.01230.0190

0.0064

(0.0281)(0.0143)(0.0209)(0.0113)(0.0067)(0.0119)

观测值230559554431124874752374394856

20.83250.86160.84550.86250.81880.8546

系数差异P值0.36020.29800.8040

表示P<0.01。系数差异P值根据交互项模型的

Chow检验的估计结果计算得到。

七、结论

顶端收入分配是收入分配领域的重要一环,对该问题的探讨有助于准确理解全球化的收入分配效应。

本文运用2003—2021年A股制造业上市公司高管数据,实证考察了全球化对高管薪酬的影响及作用机制。

结果表明,全球化显著提高了高管薪酬。此外,为消除模型内生性问题引起的估计偏差,论文使用了多种工

137

具变量并控制了同时期其他政策的影响重新进行估计,回归结果依旧支持上述结论。此外,本文还从市场

渠道和非市场渠道两个角度探讨了全球化影响高管薪酬的具体路径。结果表明,市场机制不是全球化影响

高管薪酬的可能渠道,与之相对公司治理中的独立董事治理是理解全球化对高管薪酬之间关系的突破口。

进一步,论文从行业垄断程度、企业所有制类型、高管权力等级等方面对全样本进行了划分。子样本回归结

果显示,全球化在非垄断行业和国有企业具有更大的影响。基于高管权力等级的分析表明,权力型高管在

全球化中受益更多,这意味着随着全球化的发展,企业内部高管之间的不平等实际上在加剧。

本文一定程度上弥补了国际贸易与劳动力市场研究的空白,为全面理解全球化的收入分配效应提供了

新视角和经验证据。本文的政策含义也非常明显。首先,本研究表明全球化会显著提升高管薪酬,这意味

着对于政策制定者来说在深化改革深度参与国际分工的同时,要警惕居民收入差距过大带来的负面影响,

优化国民收入分配格局,加大收入再分配的调节力度,有效缩小居民收入差距。要注重出台配套措施,建立

更公平的薪酬分配制度,实现效率与公平的统一。其次,在全球化背景下,高管之间的薪酬差距也在拉大。

在经济结构转型的时期,过高的企业内部收入不平等会损害企业内部各个员工工作的积极性。因此,对于

企业管理者来说,要注意合理调节高管之间以及高管和普通员工间的薪酬差距。一方面,要注重优化薪酬

结构,加强公司治理,特别是独立董事治理,充分发挥独立董事的监督作用。要注重保护独立董事的合法权

益,让其充分地、独立地行使由法律法规和公司章程所赋予的权利,同时全面建立独立董事面建立独立董事

责任承担制度。对于独立董事不履行应尽的义务、滥用职权损害投资者和公司利益的,或者扰乱市场经济

秩序的,应当承担相应的民事、行政和刑事责任,并由股东大会予以罢免。另一方面要注意调节薪酬差距,

完善薪酬制度,塑造合理的薪酬体系。

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GlobalizationandExecutiveCompensation:

EmpiricalEvidencefromListedCompanies

QiangYongchang,YangHongai

(SchoolofEconomics,FudanUniversity,Shanghai200243,China)

Abstract:BasedonthedataofCSMARfrom2003to2021,theeffectandmechanismofglobalizationonexecutivecompensationwas

investigated.Theresultsindicatethatglobalizationhasapositiveinfluenceonexecutivecompensation.Furthermore,thecoefficientsofinterest

passmultiplerobustnesstests.Inaddition,furtherresearchshowsthatglobalizationmainlyaffectsexecutivecompensationthroughthe

governanceofindependentdirectorswhiletheroleofmarketmechanismsislimited.Thirdly,theheterogeneitytestindicatesthattheimpactsof

globalizationonexecutivecompensationareheterogeneousacrossdifferentindustries,suchasmonopolisticindustryandnon-monopolyindustry,

differentfirms,suchasstate-ownedenterprisesandprivatelyownedenterprises.Besides,powerexecutivesbenefitmorefromglobalizationthan

otherpeople,whichmeansthatasglobalizationprogresses,inequalityamongexecutivesisrising.Ourfindingsprovidenewevidencethat

globalizationhasapositiveimpactonexecutivecompensationinChina,andhelpenrichtheliteratureinthefieldofinternationaltradeandtop

incomedistribution.

Keywords:globalization;executivecompensation;marketchannels;non-marketchannels

139

收稿日期:2024-01-14

基金项目:国家自然科学基金面上项目“下属破坏型追随力和领导创伤后应急障碍:概念测量与基于fMRI脑功能成像的人力资源干

预系统追踪研究”(72272048);国家自然科学基金面上项目“家庭友好政策对双职工‘工作-家庭’增益过程的影响:基于

‘溢出-交叉’模型的大数据动态研究”(71972065)

作者简介:张蒙,博士,河北经贸大学工商管理学院讲师,研究方向:大数据、领导力与元分析;(通信作者)王志灵,河北工业大学经济

管理学院博士研究生,研究方向:大数据、信息系统与领导力等;张昱城,博士,南安普顿大学商学院教授,博士研究生导师,

研究方向:大数据、领导力与创新方法等;(共同通信作者)马苓,博士,河北工业大学经济管理学院教授,博士研究生导师,

研究方向:企业社会责任与管理创新等;李晶,博士,天津商业大学管理学院讲师,研究方向:远程办公、领导力与元分析方

法等;侯中卫,河北工业大学经济管理学院博士研究生,研究方向:跨层次元分析方法与因果检验等。

引用格式:张蒙,王志灵,张昱城,等.元分析方法综述:从基础到高阶[J].技术经济,2024,43(1):140-151.

ZHANGMeng,WANGZhiling,ZHANGYucheng,etal.AReviewofmeta-analysis:Fromthebasicstotheadvanced[J].Journalof

TechnologyEconomics,2024,43(1):140-151.

元分析方法综述:从基础到高阶

张蒙1,2

,王志灵3

,张昱城4

,马苓3

,李晶5

,侯中卫3

(1.河北经贸大学工商管理学院,石家庄050000;2.河北经贸大学,河北省城乡融合发展协同创新中心,石家庄050000;

3.河北工业大学经济管理学院,天津300134;4.南安普顿大学商学院,南安普顿SO171BJ;

5.天津商业大学管理学院,天津300134)

摘要:作为一项重要的研究工具,元分析已广泛应用于心理学、管理学、教育学和医学等科学领域。随着统计技术的发展,

传统元分析已逐渐衍生出大量高阶研究方法。为使研究者和从业者及时捕捉其发展现状,本文全面探讨了元分析的原理、应

用及最新进展。首先,详细阐述了传统元分析的基本原理、历史发展及操作步骤。其次,归纳了传统元分析衍生出的高阶研

究方法,包括:跨层次元分析、元分析结构方程模型及其他应用(如可复制性研究与大数据分析)等。最后,讨论了元分析在科

学研究中的意义及局限性。本文为研究者提供了一个全面的元分析方法概述,帮助研究者识别其发展趋势和潜在问题,并有

助于进一步改进该方法以适应不断变化的研究需求。

关键词:元分析;高阶元分析;研究进展;研究综述

DOI:10.12404/j.issn.1002-980X.

科学知识的发展通常依赖于先前知识的积累,其中个体研究起到了奠基性作用[1]

。换言之,一项新研

究的提出往往建立在以往研究结果之上,继而才能有效促进该领域的发展[2]

。基于此,通过系统性地整合

现有文献,研究学者可以更深入地了解特定领域———元分析(meta-analysis)研究应运而生。元分析,最早由

Glass

[3]于1976年提出,是一种定量的综合性统计方法,通过整合与分析以往实证研究结果为学者和从业者

提供特定领域的“研究全貌”。

元分析通过汇总和评估特定领域的实证研究结果,能够提供更加接近于总体真实效应的估计值及分

布。元分析不仅为以往同类研究中存在的差异或矛盾的研究结论提供了参考,而且能够探寻特定实证研究

。元分析研究与以往研究方法相比,存在以下优势:首先,有别于主观性较强的

传统文献综述,元分析采用客观和定量的方式整合大量实证研究结果,因此其分析结果受研究者主观因素

影响较小,研究结论更加准确与可信[4-5]

。其次,与单个实证研究相比,基于大样本的元分析具有更高的统

计效力,这使得研究人员能够更准确地描述变量之间的关系[6]

。再次,以协方差(方差)矩阵作为数据输入

的元分析技术可与多个分析技术(如结构方程模型和阶层线性模型等)相结合,因此能够在实证研究的层次

方面和模型变量数量方面进一步对现有研究进行拓展,以丰富理论贡献。最后,元分析可用于探究同类实

140

证研究结果间的异质性及其成因,从而为学者和实践者提供参考,并拓展了现有知识的边界[7]

截至目前,元分析已成为社会科学中最常见的定量研究方法[5]

,其应用范围已覆盖多个研究领域,包括心

理学[8-9]

、管理学[10-14]

、经济学[15-16]和教育学[17-18]等。近些年,随着统计技术的不断发展,传统元分析技术已经

与其他分析技术有效结合,衍生出了许多高阶研究方法,如跨层次元分析[19]

,元分析结构方程模型

(MASEM)

[20-21]以及基于元分析的可复制性研究[22-23]等。这些高阶研究方法为解决更为复杂的研究问题和推

动科学理论发展提供了更有力的支持,促进了更深入的研究、更全面的数据整合和更可信的研究结果。

综上所述,元分析是科学研究中至关重要的实证技术,也是强大的知识整合和巩固工具。随着元分析

在各科学领域的广泛应用,以及统计技术的不断发展,迫切需要对元分析研究方法进行系统的梳理和整合,

从而为研究者提供更加全面的有关该方法的概述,帮助识别其发展趋势和潜在问题,并为进一步改进该方

法提供相应参考。基于此,本文首先阐述了元分析方法的基本原理与步骤,继而全面介绍了其发展历程与

前沿方法,以更深入地揭示元分析对科学知识积累的深远影响。

二、元分析方法简述

(一)元分析方法

元分析是一项系统且严谨的统计方法,旨在对以往的实证研究结果进行归纳和总结,以产生更具精确

性的总体结论[24]

。具体而言,元分析主要基于随机效应模型(random-effectsmodel)和固定效应模型(fixedeffectsmodel)两种计算模式[25]

,并提供了以下关键统计信息:①总体效应值均值、方差和置信区间等;②效

应值的异质性水平(heterogeneity)

[26]

,如Q统计值、I2或T;③潜在调节变量,如情境因素(国家文化和行业

背景等)

[27]和测量因素等(量表选择与变量维度)

[28]

;④出版偏差结果(publicationbiasanalysis)

[29]

,如漏斗

图(funnelplot)、Egger回归系数、失安系数(failsafen)和剪补法(trimandfill)等。基于上述统计信息,元分

析研究方法发挥了两大基本作用:一方面,就特定变量关系而言,元分析通过整合不同研究结果,可获取更

接近总体样本的估计值(即真实效应值)。该统计过程消除了单个实证研究的小样本限制,减小了抽样误

差,继而提高了统计效力,从而提供了更为准确的效应值及其分布。另一方面,元分析着眼于探讨研究结果

之间的异质性,并提出潜在的调节因素,从而为现有研究结论提供理论边界上的限定。此外,元分析还具备

更广泛的应用,通过与其他统计方法(如阶层线性模型和结构方程模型)的结合能够更加深入地揭示多变量

在不同研究间所呈现出的复杂关系,如中介机制与跨层次效应等。

(二)元分析的历史发展

20世纪初,Karson

[30]率先应用统计技术整合多项研究结果,由此开创了元分析研究方法。20世纪50年

代以后,科学探究步伐的加快催生了大量的初级研究,但往往产生了差异化的研究结果。在此阶段下,

[3]正式提出了“meta-analysis”的概念以作为应对这一挑战的解决方案。该阶段标志着元分析成为了

不可或缺的新兴研究方法,为基础研究提供了系统的整合技术,并为学术界提供了超越个体研究的综合见

解。20世纪80年代初,Jackson

[31]发表了元分析研究的局限性和优势,以及整合研究的五阶段模型,标志着

元分析方法进入了成熟阶段。20世纪80年代和90年代初,研究者出版了许多有关元分析的书籍,进一步

促进了该方法的发展。其中,第一版《研究综合手册》于1994年问世,标志着元分析作为一门学科的里程

碑。随后,知识激增的21世纪进一步彰显了元分析对科学研究的重要意义,即超越个体研究的局限性,利用

教育[17-18]拓展到更多的学科,包括经济学[15-16]和管理学[10-12]等。并且,随着统计技术的不断发展,传统元分

析已衍生出了新的高阶研究方法,如跨层次元分析(multilevelmeta-analysis)

[19]

[20-21]以及基于元分析的可复制性研究[22-23]等。总而言之,元分析技术已经从20世纪早期的方法

学概念快速发展到在多个不同学科领域内广泛应用。在该阶段,元分析技术极大促进了多个学科的发展。

(三)元分析的操作步骤

为确保研究结果的有效性和可靠性,元分析遵循一套系统且严格的操作程序来收集、整合和分析现有

的实证研究[32]

。Lipsey和Wilson

[26]提出了经典的3步操作法:数据搜索与筛选、数据编码以及数据分析。

141

张蒙等:元分析方法综述:从基础到高阶

表1元分析常用编码模板

编码类别编码内容编码说明

文献基

本信息

主要作者信息作者姓名

题目文献题目

刊物名称文献发表刊物名称

文献类型

文献所属类型

(期刊/会议论文/学位论文/书籍)

效应值

统计信息

总体样本量文献纳入的样本总量

变量名称自变量与因变量名称

信度值

自变量与因变量的信度值

(Cronbach系数)

其他信息

情景因素样本隶属国家、行业特征或其他属性

及缺失基本数据的研究等。其次,进行数据提取和编

码,即将所需的变量信息、样本量和效应值大小进行汇

总(编码模板如表1所示),从而形成元分析数据集。

编码过程需要至少两名研究者同时独立进行,以便相

互查阅与修正以保证数据编码的准确性。研究者需注

意,在不同的学科领域,所收集的效应值有所差异。例

化平均差异系数(如HedgessgCohensd),但现有的元

分析技术容许研究者对不同类型的效应值进行统一转

计算和评估整合结果的出版偏差、异质性及总体效应

值及分布[33]

。元分析得出的整体效应值,表明了两个

变量之间的关联方向和强度,是研究间可比较的标准化指标[26]

(四)元分析的优势

相较于传统的文献综述,元分析通过定量整合以往实证研究结果,为研究者提供了更为精确的结论[4]

的结论,且通常不考虑样本的相对大小和效应值的显着性。然而,元分析则更加注重以往特定主题下实证

研究结果中的数据,包括变量操作化、效应值大小和效应值所反映的现象[5]

。元分析使用严格的统计学方

法量化效应值大小,并评估其显著性,允许综合考虑相对样本大小和信度值水平,从而提供了更准确和可信

的结果。此外,元分析强调透明性和系统性,其操作步骤需明确搜索策略、数据编码过程和统计模型,以减

少主观性和偏差[7]

。总之,元分析采用客观且定量的方法来整合目标研究,被认为是一种更严格、可靠和可

重复的研究方法。

相较于单项实证研究,元分析的研究结论具有更高的统计力,并且呈现了更为丰富的研究内容。一方

面,小样本的单项实证研究对效应值的估计不如大样本研究准确,因此可能会产生结果偏差。反之,基于大

样本的元分析具有更高的统计效力[33]

,使研究人员能够更准确地描述变量之间的关系[6]

。另一方面,单项

实证研究通常只能对特定理论模型中多变量间的单一关系进行检验。而元分析可通过结合其他分析技术,

能够在整合多项独立研究结果的同时对多个变量之间的不同关系进行检验(即对多个理论模型进行竞争性

比较),从而提供新的理论视角。总之,元分析具有更大的综合性,可揭示多个变量之间的整体关系或中介

机制,从而提供了更加丰富的研究视角和研究内容。例如,元分析结构方程模型可同时探索多个变量之间

的不同关系以及多条中介路径,这对于单项实证研究来说是很难实现。

除有效估计变量间的效应值外,元分析还能够清晰地呈现不同实证研究结果间的差异程度及其原因,

并据此进一步判定潜在的调节因素[7]

。一方面,由于实证研究在选择样本时往往具有随机性,故源自不同

样本的研究结果不可避免地存在一定程度的差异。通过整合,元分析可帮助研究者了解变量关系在不同研

分析可通过元回归与类方差分析等方式探索可能存在的调节变量,以进一步解释研究之间的差异,并据此

推动该研究领域的知识边界。

三、元分析前沿方法总结

近几年,科学研究问题逐渐变得复杂,跨学科研究成为常态,简单的元分析统计技术已逐渐无法满足研

究者的诉求。广泛而又深化的科研难题逐渐提高了元分析研究的门槛。在此背景下,随着多种统计技术的

更新迭代,有关元分析的高阶方法不断涌现,以适应逐渐演化的研究需求和技术挑战。本节旨在深入追溯

142

元分析方法的历史发展,并探索其前沿。该部分首先介绍了基础的元分析方法,并进一步阐述了一些典型

的高阶方法,最后就元分析技术的新兴应用进行了简单介绍。

(一)基本元分析

基本元分析(basicmeta-analysis)是其他高阶元分析方法的基础,该方法旨在系统性地整合多项研究结

果,评估总体效应值的大小,并揭示不同变量之间的深层次关系(如边界效应与中介机制)。故基本元分析

主要包括两个方面的研究内容,即双变量关系的元分析检验和调节效应检验。

1.双变量关系检验

单变量元分析检验(univariatemeta-analysisforbivariate-relationshiptest)旨在探索每个成对变量之间的

关系方向及强度,即通过系统性地整合多项独立实证研究的结果,以获取总体效应值估计及分布[34]

。研究

变量之间的关系。但需注意的是,在进行数据分析之前,研究者应根据研究间的异质性程度评估后续的分

析模型,即选择固定效应模型还是随机效应模型来评估效应值的变化及分布情况[35]

。固定效应模型假设元

分析中包含的研究共享一个共同的效应值,即总体效应值,而异质性仅由随机误差引起[24]

。随机效应模型

的条件则更加宽容,允许研究间存在一定程度的真正异质性,而不仅仅是由随机误差引起,该模型能够更好

地反映现实中存在的异质性情况[25]

。基于上述模型,现有研究领域主要使用以下两种元分析方法:Hunter

和Schmidt

[24]提出的心理测量元分析,以及Hedges和Olkin

[36]提出的固定与随机效应模型方法。

Hedges和Olkin

[36]提出的元分析方法既包含固定效应模型又包含随机效应模型。该方法的一个显著特

征是将原始的效应量转换为Fisherz的形式,进而对Fisherz值进行加权平均来估计总体效应值的大小,这

种转变有助于比较不同研究间的效应值大小。Hunter和Schmidt

[24]提出的元分析方法则主要专注于随机效

Hunter和Schmidt

[24,37]范式下的元分析可进一步分为简单方法(bare-bonesmethods)和心理学方法

(psychometricmethods)。前者只修正抽样误差(samplingerror)而不修正其他心理测量误差(psychometric

corrections;如测量误差与范围限制等),后者则同时修订抽样误差和心理测量误差。Hunter和Schmidt

[24]提

出的心理测量元分析已广泛应用在多个研究领域,并且该方法提高了元分析结果的可靠性和准确性。

2.调节效应检验

基于不同实证研究结果间的异质性,元分析的调节效应检验旨在进一步明确导致该异质性产生的潜在

因素[35]

。须注意的是,在进行调节检验前,研究者通常会初步判断是否存在潜在的调节变量。例如,显著的

Q统计量表明存在潜在的调节变量[36]

;此外,Hunter和Schmidt

[24]指出,若效应值的信用区间(credibility

interval)包含0,则同样预示着效应值可能受潜在的调节变量影响。根据Hunter和Schmidt

[37]提出的75%法

则,若低于75%的校正效应值方差可被抽样误差或其他误差(如测量误差)解释,则说明存在潜在的调节变

量。基于上述分析,当得出效应值可能受潜在调节变量影响的结论后,研究者则需进一步对具体的调节效

应展开分析。一般情况下,根据调节变量的类别,即分类变量和连续变量,元分析调节效应检验进一步可分

为亚组分析(subgroupanalysis)和元回归分析(meta-regressionanalysis)

[38]

1)亚组分析

亚组分析(subgroupanalysis)中,研究者首先根据某一类别变量将研究结果分成不同的子组,并计算不

同子组的效应值[39]

。其中,典型的类别调节变量包括国家文化(如东方文化vs西方文化)、发表状态(已发

表vs未发表状态)与测量类型(连续vs虚拟)等[40]

。进而,研究者需比较不同子组间的平均效应值差异,并

以此评判分类变量的调节效应。一方面,研究者可通过方差分析或t检验来判定不同子组间差异的显著性

水平[41]

。另一方面,Chiaburu等[42]提出z统计量(即效应值均值差异)的显著性水平也可用于判定调节效

应。若上述分析中的组间差异较为显著,研究者可推断出效应值可能受到调节变量影响的结论。综合来

看,相较于其他调节效应方法,亚组分析具有较高的统计效力[24,43]

,这增强了其在调节效应检验中的准确性

和可靠性。然而,为确保调节效应不受其他变量干扰,亚组分析只能逐一纳入调节变量,故研究者需反复进

行子组划分,这使得亚组分析过程变得繁琐且耗时。因此,研究者应谨慎选择纳入分析的调节变量,以确保

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调节效应检验的全面性、高效性和准确性。此外,不同子组之间的效应值差异也需要得到妥善的解释和合

理的归因,以避免产生误导性的研究结论。

2)元回归分析

除亚组分析外,元回归分析也可用于探讨特定效应值的调节效应,并且可同时纳入连续调节变量和分

类调节变量[44]

。在元回归分析中,调节变量被视为预测变量,而效应值为因变量。研究者通过分析效应值

与调节变量的回归系数(置信区间)及整体解释力(R或R

)来解释调节效应的显著性水平[43]

。元回归分析

的优势在于它可弥补无法对效应值进行层次分组的问题,这意味着研究者可根据理论模型的需要,更加灵

活地分析连续调节变量的影响。截至目前,元回归分析已被广泛应用于连续变量的调节分析中,如年龄、性

别、教育或收入等人口统计因素[35]

,样本特征与测量方法等研究设计因素[28,45]

,以及[9]的文化维度等。尽

管元回归分析在心理学和其他社会科学领域(如人力资源管理、组织行为、管理、营销)中得到了广泛使用,

但[43]指出该方法仍存在一些问题,如事后调节变量选择、低统计力(样本量低)、无法解释的非标准化回归

权重以及调节变量的测量误差等。因此,上述问题需在元分析的研究设计和数据分析过程中得以充分考

虑,以确保研究结果的有效性和可靠性。

(二)高阶元分析技术

随着统计技术的不断发展,元分析技术通过与其他统计分析技术相结合,进一步衍生出了一些新的高

阶研究方法,包括多层次的元分析[9]

,元分析结构方程模型(MASEM)等[20-21]

。现有高阶元分析方法在一些

新技术领域也得到了一些应用,如使用元分析技术进行可复制性研究、对商业大数据分析等[22-23]

1.多层次元分析

传统元分析研究往往假设不同研究间的同一效应值是相互独立的,但这一假设并不容易实现[19]

。若多

个初始研究的数据样本总体均来自于同一地域或国家,其同一变量关系的效应值可能在一定程度上存在依

赖性。基于独立效应值的假设,研究者往往使用固定效应模型(fixeffectmodel)来进行研究总体效应的推

断。这意味着他们假设总体参数(populationeffectparameters)只有一个真实值(trueeffectsize),并且研究之

间估计值的所有差异都源于抽样波动,并没有考虑效应值之间的依赖性和异质性(heterogeneity)。这在一定

程度上使得元分析估计产生偏差,并且固定效应元分析的结果并不能推广到未纳入分析的研究。随机效应

模型(randomeffectmodel)将效应值大小视为来自效应总体参数群体的随机样本,并往往会估计描述该效应

参数群体的均值和方差[25]

。在Cheung

[19]的研究中,随机效应模型又被称为二层次元分析(two-levelmetaanalysis)。对于研究者而言,无论采用固定效应模型还是随机效应模型,应视具体研究而定,并无绝对意义

上的优劣之分[25]

Cheung

[19]进一步提出了三层次元分析(three-levelmeta-analysis)。三层次元分析在研究内(withinstudy)和研究间(between-study)两个层次上增设了一个层次,即不同群组的层次,又被称为簇群。在该层次

上允许不同研究间的效应量之间是相互依赖的。簇群的定义取决于数据结构和研究问题。例如,在跨文化

研究中,它可以代表不同的子文化组。在包含多个子量表的研究中,它可以代表不同的子量表等[19]

2.元分析结构方程模型

1)元分析结构方程模型(MASEM)

元分析结构方程模型是一种检验社会科学理论的先进方法,充分融合了元分析和结构方程模型两种方

法的优势[20]

,其在管理研究领域得到了日益广泛的应用[46,47]

。正如[48]对MASEM论文中的方法选择进行

预计其受欢迎程度将持续上升。通过整合元分析和结构方程模型的优势,MASEM能够通过构建元分析

间关系的能力[49]

,允许对多种理论关系进行同时测试,包括中介效应检验以及中介机制对比分析检

验[50]

。一般而言,一元元分析结构方程模型[20]和全信息元分析结构方程模型[21]是两种广泛应用的