王海花等：企业社会责任与创新：一项 Meta 分析的检验

强，假设 H2 得到验证。

（2）行业属性的调节作用。尽管相比传统行业（r=0.105）而言，高新技术行业（r=0.112）的企业社会责任

与创新间相关关系较强，但行业属性的调节作用并不显著（Qb=1.339，p＞0.05），假设 H3 未得到支持。

（3）企业规模的调节作用。不同规模的企业社会责任对创新的影响具有显著异质性（Qb=1998.448，p＜

0.001）。相比于大型企业（r=0.077，p＜0.001），中小型企业的效应值更大（r=0.308，p＜0.001），假设 H4 得到

验证。

（4）主客观测量方式的调节作用。主观测量方式下企业社会责任与创新的效应值（r=0.285，p＜0.001）明

显高于客观测量方式下两者间的效应值，且满足异质性要求（Qb=989.950，p＜0.001），这表明在主观测量方式

下，企业社会责任与创新的相关性更强，假设 H5 得到支持。

（5）创新投入产出测量方式的调节作用。创新的不同测量方式对企业社会责任和创新之间的关系有显

著的调节作用（Qb=1025.157，p＜0.001）。创新产出的效应值（r=0.135，p＜0.001）大于创新投入的效应值（r=

0.052，p＜0.001），表明企业社会责任对创新产出的正向影响更大，假设 H6 得到验证。

五、结论与讨论

（一）研究结论

本文基于国内外 172 篇相互独立的研究样本，运用 Meta 分析方法对其实证研究结果进行定量再分析，探

究企业社会责任对创新的影响，并在此基础上探讨影响二者关系的潜在调节变量。研究结果验证了企业履

行社会责任对创新具有显著促进作用，表明企业社会责任符合各利益相关方的期望，能够为企业创新活动提

供丰富的异质性资源，增强企业抵御创新风险的信心与能力，是影响企业创新的重要前因变量，这与 Bai

（2022）、陈承等（2023）大多数学者的观点相吻合。同时，文化背景、企业规模、主客观测量方式和创新投入产

出测量方式显著调节了企业社会责任与创新的作用关系，进一步明晰了现有相关研究中结论存在分歧的潜

在原因，有助于解释二者间关系的研究悖论，具体讨论如下：

（1）企业社会责任与创新的关系受文化背景的影响。与东方文化相比，西方文化背景下企业履行社会责

任对创新的促进作用更为显著。国家文化很大程度上反映了当地企业的价值取向和行为方式（刘志迎等，

2017）。西方文化提倡个人主义，更能激发企业内部员工创新的积极性，同时该文化背景下的企业对于创新

风险的接受度和包容性较高，企业进行创新的意愿较为强烈。东方文化背景下的企业则倾向于稳中求进的

发展战略，在创新策略的选择上更加保守，导致其社会责任实践对创新的促进效果相对不明显。

（2）行业属性并未显著调节企业社会责任与创新间的关系。但就相关系数来看，高新技术企业社会责任

与创新间的正相关关系比传统企业更强。表明无论处于何种行业，企业履行社会责任均会对创新产生促进

作用，尤其对于高新技术企业而言，其社会责任实践能够强化企业与外部利益相关者的合作关系，帮助企业

有效整合内外部创新资源，同时利益相关者的支持还可以增强企业规避创新风险的信心与能力，因而企业的

创新效果较为明显。

（3）企业社会责任与创新的关系受到企业规模的影响。相比于大型企业，中小型企业承担社会责任对创

新的促进作用更为明显。这表明对于中小企业而言，通过履行社会责任促进企业创新更加具备可操作性。

中小企业出现产品质量不合格、安全事故频发等社会问题的比例较高，该类企业履行社会责任能够向外界传

达其保护环境、注重社会效益的承诺与信号，使得企业更易获得政府的关注与政策倾斜，为企业创新活动的

顺利开展提供保障。另外，得益于中小企业组织灵活、应变速度快等优势，其在社会责任实践过程中能够迅

速识别创新先机，以弥补企业创新资源不足的短板，从而拥有比大型企业更为显著的创新绩效。

（4）变量测量方式显著影响企业社会责任与创新间的关系。相较于客观测量方式，主观测量方式下企业

履行社会责任更有利于创新。这表明在企业社会责任与创新关系的研究中，以问卷、访谈为代表的主观测量

方式往往聚焦研究主题，能够更为及时、有针对性地明晰二者间的相关关系，同时量表的开发设计通常与特

定研究内容相匹配，更能多维度、全方面地考察二者间的影响关系。

（5）企业社会责任与创新的关系受创新投入产出测量方式的影响。具体而言，企业社会责任对创新产出

的促进作用比创新投入更强。可能原因在于企业开展社会责任实践通常需要大量的资金投入，短期内会增

加企业创新资金被占用的可能性，导致企业履行社会责任对创新投入的促进作用不明显。创新投入转化为

95

技术经济 第 42 卷 第 8 期

创新产出是复杂的长期过程，采用专利数量等指标测度的创新产出数据考虑了企业创新的时滞性问题，因而

更能反映企业社会责任实践对创新的长期促进效应。

（二）管理启示

一方面，从企业实践者视角出发：①企业应积极主动承担社会责任，并将社会责任意识融入企业的日常

经营活动和创新管理战略，以赢得来自利益相关者的高度认可和支持，为企业的持续发展积累更多社会资

本；②企业应结合自身实际情况制定适合的企业社会责任战略目标。例如，东方文化背景下的企业既应充分

发挥自身优势与特色，又要适当学习西方文化中敢于冒险和勇于挑战的精神，通过增强企业自身的风险防范

能力以积极应对履行社会责任和外部市场带来的不确定性，进而增强企业创新的信心；对于高新技术企业而

言，应充分利用自身的技术基础创新履责方式，将履行社会责任与企业的创新管理目标有机结合，树立企业

良好形象、积累社会声誉的同时促进企业创新质量的提升；③企业应具备长远的战略目光，高度重视企业社

会责任的战略工具性价值，注重企业社会责任从利益相关者处获取经济性与社会性资源的综合优势，从而为

企业创新提供可持续的资源支撑。

另一方面，从政策制定者视角出发：①政府可以通过加强资源共享平台建设以整合社会各方资源，拓宽

企业创新资源获取渠道的同时促进企业与其利益相关者的资源共享和信息交流，为企业创新活动的展开提

供支持；②政府还应呼吁企业重视社会责任实践对创新的积极作用，积极引导和有效监督企业的社会责任行

为，建立健全相关奖惩机制。如果缺乏政府的引导和规范化管理，社会责任实践将成为企业的自发行为，长

此以往，企业社会责任意识的淡薄可能导致产品造假、偷税漏税等事件频发，严重破坏企业社会形象及市场

环境的有序性。

（三）研究局限与展望

本文存在一定的局限性：①本文研究了企业整体社会责任与创新的相关关系，未来可进一步探讨不同维

度社会责任对企业创新的作用效果；②本文讨论了文化背景等的调节作用，未来可进一步探讨企业所有制类

型、市场环境、实证研究方法等其他潜在调节变量的影响，也可引入中介变量，探究企业社会责任对创新的具

体作用机制。

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Corporate Social Responsibility and Innovation：A Test Based on Meta‐analysis

Wang Haihua，Wang Ying，Li Shujie，Li Ye

（School of Management，Shanghai University，Shanghai 200444，China）

Abstract：The mechanism of the impact of corporate social responsibility（CSR）on innovation was studied based on 172 empirical

literature in Chinese and English using a Meta‑analysis method. And the moderating effect of potential adjustment variables on the

relationship between the two was explored. It is shown that a significant positive impact on enterprise innovation is exerted by CSR，

and the relationship is moderated by cultural background，firm size，measurement method，and innovation measurement method.

Specifically，the influence of CSR on enterprise innovation is more significant in Western culture than in Eastern culture. The

correlation between CSR and enterprise innovation is stronger in small and medium‑sized enterprises than in enterprises with large

scale. The fulfillment of CSR is more beneficial to enterprise innovation with subjective measurement than with objective measurement.

And the positive influence of CSR on innovation output is greater than that on innovation input.

Keywords：corporate social responsibility；enterprise innovation；meta‑analysis

98

第 42 卷 第 8 期 技 术 经 济 2023年 8 月

奉小斌等：

数字化转型对后发追赶的影响研究

——基于知识搜索的调节作用

奉小斌，张 晶

（浙江理工大学 经济管理学院，杭州 310018）

摘 要：数字化转型在后发追赶过程中发挥着重要作用，但现有研究对于选择何种数字化转型模式、通过何种方式实现后发追

赶并未给出明确的解答。基于 309 家后发企业样本，实证分析了数字化转型对后发追赶的影响，并探讨了知识搜索在上述关

系中的调节作用。研究发现，制造过程数字化和商业模式数字化均对后发追赶有促进作用；反应型知识搜索强化了制造过程

数字化与后发追赶的关系，却削弱商业模式数字化对后发追赶的作用，而前瞻型知识搜索的调节作用与之相反；反应/前瞻双

元型知识搜索仅增强了制造过程数字化对后发追赶的作用。研究在丰富数字化转型和知识搜索理论的同时，为后发企业选择

有效的转型策略并实现后发追赶提供了借鉴。

关键词：数字化转型；后发追赶；商业模式数字化；制造过程数字化；知识搜索

中图分类号：F273.1 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）8—0099—13

一、引言

数字经济背景下，技术范式的转换和市场需求的变化为后发企业追赶创造了机遇（范红忠等，2022），如

何通过数字化转型实现从“跟跑”向“并跑”甚至“领跑”的跨越备受关注。与早期模仿追赶不同，数字化情境

下我国后发企业的追赶呈现新的特征：一是追赶结果，由要素驱动向创新驱动过渡。由于数字技术的内容属

性（可编辑性和可扩展性）颠覆了传统资源投入和产出的对应关系，导致原先依靠大量资源要素投入、规模扩

张等粗放式的追赶模式难以为继（Karhu and Ritala，2021）。二是追赶过程，由业务主导向流程主导转变。由

于数字技术的结构属性（开放性和关联性）挑战了传统战略理论中组织拥有固定边界的假设前提，致使信息

不对称性降低、过程和产出相融合（朱秀梅等，2022）。在此背景下，后发企业虽然面临更多追赶机会，例如依

托领先企业提供的数字平台拓宽市场渠道（Sandebrg et al，2020），但也面临更多不确定性，例如其所处的数

字化平台易受到领先企业的替代式竞争而失去追赶机会。因此，探究后发企业如何有效通过数字化转型实

现追赶极为必要。

围绕驱动后发追赶的关键因素，学者们探讨了学习能力（彭新敏等，2017）、追赶时机（Chen et al，2022）、

管理认知（周江华等，2022）等对企业技术创新能力提升和核心市场地位突围的影响，但对数字化情境下的追

赶问题尚缺乏重视。梳理相关文献发现，尽管有学者提出数字化转型是解决大规模生产与个性化定制矛盾

的关键（Wang，2021），但数字化转型对绩效的总体影响可能并不显著（戚聿东和蔡呈伟，2020），甚至有研究

认为鲜有企业能从中受益（Leao and Silva，2021）。关于数字化转型与后发追赶的关系至少还存在以下研究

空间：①后发企业长期嵌入在全球价值链中，已积累了必要的知识基础和创新能力，可以借助大数据、云计算

等新兴数字技术探索出适合企业发展的转型路线和赶超突破点（Chanias et al，2019）。既有研究虽然关注到

数字化引发的异质性需求为后发企业超越领先企业提供了契机（Chen et al，2022），但尚未明晰数字化转型与

后发追赶之间的潜在影响关系。②实践中，后发企业实现追赶存在技术升级和商业模式变革两条路线（曾萍

等，2015；郭艳婷等，2023），而相关实证研究却倾向于将数字化转型视为单维构念，这可能掩盖不同的数字化

转型策略对后发追赶影响的内在机理，并引发二者关系的不一致结论。③要实现跨越式追赶（catch up）而不

收稿日期：2023‑05‑14

基金项目：国家自然科学基金面上项目“数字化情境性企业跨界创新的动因、机理与演化研究”（72272137）；教育部人文社科项

目“数字化情境下企业跨界创新对绩效的影响机制研究”（22YJA630019）；浙江省自然科学基金探索一般项目“不确

定环境下企业跨界创新的内涵结构、组态动因与作用机制研究”（LY22G020003）

作者简介：奉小斌，博士，浙江理工大学经济管理学院教授，硕士研究生导师，研究方向：质量管理与创新管理；张晶，浙江理工

大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：创新管理。

99

技术经济 第 42 卷 第 8 期

是模仿式追随（keep up），学习新知识并构建创新能力非常重要（曾萍等，2022）。鉴于数字化转型对后发追

赶的作用效果受到企业在获取知识过程中聚焦哪些领域搜索及选择哪些知识学习的影响（奉小斌等，2021），

有必要探讨知识搜索在后发企业追赶过程如何发挥权变作用。而以往研究主要从企业外部多重机会窗口

（吴晓波等，2019）、区域环境制度（曾萍等，2022）等视角探讨后发追赶的情境因素，忽视了企业对追赶机遇的

把握也会受到组织内部知识搜索方式的影响。同时，数字化情境下后发企业还面临如何兼顾现有知识与必

需知识的平衡、处理转型一致性与适应性悖论冲突（Vial，2019；刘洋等，2020）。组织基于熟悉领域的“反应

型”知识累积和聚焦新知识的“前瞻型”知识探索所选择的追赶路径存在较大差异，单一的知识搜索方式难以

适用于数字化时代高度复杂性和动态性的追赶决策情境（芮正云和罗瑾琏，2016），这启发本文从反应型知识

搜索和前瞻型知识搜索及其两种搜索的共存（双元知识搜索）角度分析后发企业数字化转型与后发追赶之间

的内在作用机理。

为此，本文以 309 家后发企业为样本，探讨两类数字化转型（制造过程数字化和商业模式数字化）对后发

追赶的异质性影响，并重点考察知识搜索的调节作用。研究对后发企业如何使用数字化转型策略，以及如何

在知识搜索情境下实现追赶具有重要启示。

二、文献回顾

（一）数字化转型

Vial（2019）在对 282 篇文献回顾总结的基础上提出数字化转型的概念，将其定义为由于数字技术影响引

发企业改进其实体属性，以实现差异化价值创造的战略反应。目前，学者们围绕“为何转型”“如何转型”等问

题，探讨了云计算、大数据等数字技术对调整生产流程（Zhou et al，2019）、引发管理变革（徐鹏和徐向艺，

2020）及催生新的商业模式（钱雨和孙新波，2022）的影响，并提出了数字集成制造（Belyakova et al，2019）、数

字动态能力（朱秀梅等，2022）、数字增值服务（陈晓颖和邱国栋，2022）等转型路径。但这些研究重点关注数

字技术在商业领域方面的创新与应用，并未涉及企业数字化转型战略选择与其核心业务匹配和市场需求响

应的关联性（Leao and Silva，2021）。为此，本文基于技术赋能（Urbinati et al，2020）、市场导向（Verhoef et al，

2021）等理论视角，解构企业弥合技术和市场双重劣势的数字化转型战略，将后发企业数字化转型划分为制

造过程数字化和商业模式数字化。前者强调发展并嵌入与生产系统相关的数字技术，以解决供给端粗放式

生产导致的低效率问题；后者是指利用数字技术重塑组织交易形式与价值创造方式，以满足需求端个性定

制、互动共享的动态价值诉求（池仁勇等，2021）。当前学术界对数字化转型与后发追赶关系的研究尚处在起

步阶段，Guo 等（2019）、应瑛等（2022）等学者分别对华为公司、正泰集团等成功追赶的企业进行案例研究，间

接揭示了数字化转型对追赶的关键作用，但其模型框架的通用性与具体影响关系还有待厘清，究其原因可能

是相关研究过于强调数字化转型的结果，却忽视了从响应技术和市场竞争的角度考察企业如何确定数字化

转型战略（Chanias et al，2019）。后发企业为了打破“追赶—落后—再追赶—再落后”循环的困境，既要提升

供给端生产效率实施制造过程数字化，提高企业智能制造能力（谢康等，2020），又要优化需求端价值创造方

式开展商业模式数字化，赋予企业灵活应对市场变动的能力（Garzella et al，2021）。

（二）后发追赶

追赶本质上是一项复杂而系统的创新活动，涉及商业模式突破、生产流程改进、核心技术研发等多个领

域（吴晓波等，2019）。后发企业嵌入在全球价值链中，通过吸收先进的生产技术和导入新颖的商业模式，能

够 有 效 弥 合 技 术 能 力 滞 后 和 无 法 占 据 主 流 市 场 等 劣 势 ，从 而 在 追 赶 上 实 现 从“跟 跑 ”到“领 跑 ”的 跨 越

（Landini et al，2017）。学者们从前因、过程和结果三方面归纳了后发追赶的特征，并围绕市场竞争推动、机会

窗口支持及新兴技术驱动等展开了大量研究，识别了平行搜索（奉小斌等，2021）、管理认知（周江华等，

2022）、技术创新（Chen et al，2022）等影响后发追赶的前置因素。此外，还有研究提出“数字”逻辑主导的变革

能为企业带来新的价值创造路径和技术应用拓展能力，有助于提升市场效益和生产效率（应瑛等，2022）。即

传统制造企业能够借助数字技术改进商业模式以推动企业向产品服务化转型，以此增强企业获客能力、实现

价值增值，同时还可以通过嵌入或创新数字技术将工厂由集中控制转变为分散式自适应的智能管理，从而提

高生产工艺实现精益制造（Fletcher and Griffiths，2020）。借鉴曾萍等（2015）对后发企业技术追赶和商业模式

创新的研究，本文将后发追赶定义为：面临技术和市场双重劣势的后发企业，通过数字技术改良传统制造流

100

奉小斌等：数字化转型对后发追赶的影响研究

程和开发新的数字商业模式，以提升产品竞争力、扩张市场份额，并最终超越领先企业的一系列活动。虽然

有研究指出如何响应数字化所带来的高不确定性是实现后发追赶的关键（Guo et al，2019），但尚未有学者从

实证层面检验数字化转型对后发追赶的影响，为此有必要探究怎样实施数字化转型才能实现后发追赶这一

核心问题。

（三）知识搜索

知识搜索起源于搜寻理论中扫描和探测的思想，它被认为是组织发现创新机会或解决问题的先决条

件。根据搜索选择理论，组织辨识和筛选内外部知识的过程并非绝对中立的，组织原有的知识结构和知识丰

裕度构成了组织在应对不确定事件时，聚焦于哪些领域搜索及选择哪些知识的决策因素（Li et al，2013；奉小

斌等，2021）。该理论指出了组织知识搜索倾向与解决方案制定之间的相关性，企业根据解决问题所需知识

的熟悉度将搜索方式划分为“反应型”或“前瞻型”，并广泛应用于战略行动选择和创新机会识别活动中。然

而，由于后发追赶具有高度复杂性和动态性，其所需的知识基础并不能简单地归入两个极端，同时兼顾对现

有知识开发和对新知识探索更符合后发企业转型所需的复杂知识特性。芮正云和罗瑾琏（2016）对此种复杂

知识特征进行深入考察，发现前瞻型和反应型知识搜索并非独立存在，他们能够形成双元性的知识搜索，这

可能促使后发企业对其所面临的追赶机会和风险作出更加全面的解读。基于此，本文将知识搜索划分为以

下三个维度：其一，反应型知识搜索，是指企业在现有知识的基础上进行知识累积，以实现对既有知识库的优

化和外部技术与市场环境的适应，该类搜索方式主要着眼于企业当下的知识需求（郑刚等，2021）；其二，前瞻

型知识搜索，是指企业积极摆脱熟悉的知识轨迹和惯例，尝试获取新知识以提前预知和挖掘潜在市场，该类

搜索方式认为企业需要防患于未然，主动出击搜索未来可能出现的知识需求（Roper et al，2017）；其三，双元

型知识搜索，是前两类搜索方式的混合，表征为企业既重视对熟悉领域相似性知识的累积，又关注对陌生领

域异质性知识的挖掘，该类搜索方式认为以立足当下与着眼未来相结合的方式搜索知识，能够增加知识的多

元化和可用性，从而以避免企业在战略决策过程中出现偏向某一极端的失衡状态（易靖韬和曹若楠，2022）。

三、研究假设

（一）数字化转型与后发追赶

1. 制造过程数字化与后发追赶

制造过程数字化是企业一种更深层次的变革（Leao and Silva，2021），其最终目的是应用和发展数字技

术，将数字技术深度融入组织的制造系统中，进而提升企业全流程体系的运行效能（曾德麟等，2021）。制造

过程数字化对后发追赶的驱动作用表现在以下三个方面：第一，制造过程数字化通过重构生产模式，提高了

市场效益。传统生产模式下后发企业因研发与生产之间的“部门墙”导致新产品更新速度慢，难以满足市场

多样化需求且容易陷入低端锁定困局（戚聿东和蔡呈伟，2020）。而制造过程数字化针对企业现有技术和市

场需求不匹配的问题，利用诸如企业资源规划（ERP）、供应链管理（SCM）、客户关系管理（CRM）、产品数据管

理（PDM）等数字管理系统，实现了研发、制造等各环节间信息的共享与集成（Belyakova et al，2019），增强了制

造系统适应市场需求变化的灵活度，进一步缩小后发企业与领先企业间的市场差距（Fletcher and Griffiths，

2020）。第二，制造过程数字化通过整合数据资源，优化了决策制定和执行环节。在制造过程数字化的模式

下，后发企业利用生产信息化管理系统（MES）、商务智能（BI）等技术实现收集与分析生产各环节数据，有助

于在生产管理方面形成动态可视化数智决策机制（Zhou et al，2019）。工厂由集中控制转变为分散式自适应

的智能网络，不仅扩展了企业数字化业务流程的广度、提高分工协作效率和降低协作经营成本（Martinelli et

al，2021），而且打破了工厂的“围墙”，实现了跨部门、跨业务环节的资源优化配置，这有利于企业在生产方面

超越领先企业（池仁勇等，2021）。第三，制造过程数字化通过重塑供需关系，把握了追赶机会。一方面，制造

过程数字化通过去中介化降低价值链中间商的力量，使生产流程上的输入、输出从单向转为双向，促进后发

企业从聚焦于生产端的“价值独创逻辑”到供需两端并重的“价值共创逻辑”的转变（易靖韬和曹若楠，2022），

优化了企业已有的技术结构和运行逻辑，构建了数字化情境下后发追赶的新动能；另一方面，数字技术的可

编程性和可生成性赋予企业即时、精准发现问题和解决问题的能力（Wang，2021），有助于后发企业利用数据

监测开展协同研发、同步决策等，开发出传统生产链条外的新工艺，以扩大企业竞争优势实现对领先企业的

超越（周江华等，2022）。

101

技术经济 第 42 卷 第 8 期

基于此，提出假设 1：

制造过程数字化转型对后发追赶有显著影响（H1）。

2. 商业模式数字化与后发追赶

商业模式数字化将为顾客创造新价值当作首要任务，要求企业发展数字化的思维，是一项借助数字技术

优化或重组产业链、收入模式及组织边界的系统性工程（Vial，2019）。在后发企业追赶过程中，商业模式数

字化不仅改变了传统的价值创造方式和方法，而且打破了行业边界，拓宽了制造企业原本仅发生在生产端的

竞争（Karhu and Ritala，2021）。具体体现为三个方面：第一，后发企业采取商业模式数字化转型战略，将数字

技术融入各运营环节，通过获得用于评估做出营销决策的关键信息，赋予企业灵活应对市场变动的能力

（Verhoef et al，2021）。根据服务主导逻辑理论，顾客既是营销对象也是企业的价值共创者，其对企业的研发

设计、生产交付等环节起到关键的引导作用（Wang，2021）。数字技术本身具有自生性的特征，商业模式数字

化能够让顾客通过自我服务和提供数据源的方式融入企业价值创造过程，不仅提升了新产品研发速度和营

销准确性，还有效助推了企业创造和传播新价值主张，提升了企业的核心竞争力，进而缩小了与领先企业间

的差距。第二，在颠覆性创新理论视角下，组织所设计的商业模式新颖程度越高，越能够占据价值网络中心

地位，获得超额利润（Garzella et al，2021）。换而言之，后发企业商业模式数字化是利用颠覆式创新重建价值

网络的过程，该过程有助于企业靠近或成为价值网络的中心，并获得更多异质性资源，从而在追赶过程中把

握先机，挖掘到行业中被忽略的细分需求，通过提供新的消费供给方式占据较高的市场份额，实现对领先企

业的追赶。第三，与制造过程数字化不同，商业模式数字化期望创造的价值不是“交换价值”，而是顾客购买

过程中的“使用价值”（谢康等，2020）。基于价值共创理论，企业与顾客在生产、消费等领域之间的交互，有助

于企业构建区别于其他对手的竞争优势。后发企业通过商业模式数字化转型，优化与外部的交互方式，形成

以增强客户体验为目标的运作体系（陈晓和邱国栋，2022），在改进产品、优化交付方式的同时，也创造了更多

增值服务的机会，进而在价值主张方面优于竞争对手，实现对在位企业的超越。

基于以上分析，提出假设 2：

商业模式数字化转型对后发追赶有显著影响（H2）。

（二）知识搜索的调节作用

1. 反应型知识搜索的调节作用

反应型知识搜索符合“利用式”决策逻辑，遵循短期导向、快速响应、风险规避等原则（郑刚等，2021），其

在制造过程数字化与后发追赶的关系中发挥正向调节作用。首先，在反应型知识搜索的作用下，后发企业倾

向于在熟悉的领域内寻找生产优化方案或技术应用机会，围绕当前生产所需搜索相关知识（Coskun‑Setirek

and Tanrikulu，2021），在更短的时间内实现新旧知识的连接与重构，有利于加快制造过程数字化转型的速

度，把握追赶机遇。其次，从组织学习视角出发，反应型搜索获得的同质性知识有利于组织快速理解与吸收

（彭新敏等，2017）。在数字化转型过程中，后发企业凭借以往经验就能解决生产流程上新技术应用和旧工艺

迭代的问题，实现对新旧知识的重组应用或再创新，极大地降低了学习成本和知识转化周期，有助于企业快

速响应市场和技术上的变革，提升追赶效率（曾萍等，2022）。最后，从战略适配程度来看，偏好反应型搜索方

式的企业更关注与现有产品、工艺等相关性高、兼容性强的新知识（杨建君等，2022），因此企业对所获新知

识具有较强的控制能力，更容易实现对新技术的利用和现有需求的满足，从而减少了制造过程数字化驱动后

发追赶过程中的风险和不确定性。

相反，反应型知识搜索则削弱了商业模式数字化对后发追赶的影响。第一，反应型搜索会造成企业主导

逻辑刚性，阻碍新知识创造和积累，不利于后发追赶（Li et al，2019）。具体而言，在反应型主导逻辑的限定

下，后发企业依赖丰富的经验和惯例，搜索与企业既有知识基高度相似的知识，难以发现潜在市场中的有利

机会，偏离了商业模式数字化既定的追赶路径（奉小斌等，2021）。第二，商业模式数字化转型需要企业决策

者拓宽认知边界，构建全新的价值观念或经营方式（Wu et al，2020），而过多相似和重叠的知识会导致个体认

知凝滞，降低决策者对前瞻性、引领性技术或产品市场的敏感性，进而降低企业对新机会的把控能力，削弱商

业模式数字化与后发追赶之间的关系。第三，在风险规避原则作用下，商业模式数字化转型的视野会受到束

缚（Lifshitz‑Assaf，2018），企业为了减少知识搜索的顾虑，会选择性地忽视那些不能预判价值的新知识，导致

企业的知识基停止更新，无法突破在产品、技术及顾客新需求等方面的创新，进而阻碍了后发追赶的进程。

102

奉小斌等：数字化转型对后发追赶的影响研究

基于此，提出假设 3：

反应型知识搜索强化了制造过程数字化与后发追赶之间的关系（H3a）；

反应型知识搜索削弱了商业模式数字化与后发追赶之间的关系（H3b）。

2. 前瞻型知识搜索的调节作用

前瞻型知识搜索符合“探索式”决策逻辑，遵循长期导向、把握先机、创新突破等原则，其对制造过程数字

化与后发追赶的关系有负向调节作用。首先，前瞻型搜索偏向跨越组织边界，在更遥远和陌生的领域搜寻新

知识，所消耗的搜索成本与时间通常更多且成功率更低（Roper et al，2017），可能影响后发企业制造过程数字

化转型所需的长期稳定投入，一定程度上阻碍了后发追赶的进程。其次，制造过程数字化强调对现有制造系

统的再优化，要求企业能够快速找到与现有技术相匹配的新知识（Belyakova et al，2019），而前瞻型知识搜索

倾向于对异质性知识的获取，这增加了后发企业对所获知识的理解、吸收和新旧知识融合等难度（杨建君等，

2022），不利于后发企业快速解决原有技术轨道上的问题，反而可能使后发企业错失最佳追赶时机。最后，突

破性创新会带来合法性问题，由于前瞻型搜索所获取的知识商业转化后新颖程度高，在技术范式等方面可能

会与利益相关方产生冲突（奉小斌等，2021），导致后发企业在制造过程数字化转型中受到领先企业的压制和

质疑，给原有追赶目标带来挑战。

不同于制造过程数字化，前瞻型知识搜索增强了商业模式数字化对后发追赶的影响。第一，从长期导向

来看，前瞻型知识搜索推动后发企业积极探寻潜在的、尚未被满足的市场需求，强化了企业对外部市场的感

知能力。在商业模式数字化过程中，有利于企业灵活响应市场需求、摆脱组织惯性（Verhoef et al，2021），从

而精准开发新技术或创造新产品，实现对领先企业的超越。第二，商业模式的创新性依赖于企业对消费者的

全面洞察，而前瞻型搜索赋予企业较强的新信息理解、潜在机会识别和知识深度挖掘等能力（Garzella et al，

2021），有助于企业把控未知市场和技术范围内新的机会，通过商业模式数字化提升企业运营效率和营销准

确性，帮助企业在追赶竞争中消除后发劣势。第三，在前瞻型知识搜索情境下，企业能够找到商业模式数字

化所需的新颖且有价值的知识片段，为突破原有固化的技术轨道和价值创造方式提供知识支撑（Ehls et al，

2020），扩宽了商业模式数字化转型的范围和程度，有助于后发企业构建全新的经营理念或价值体系，实现对

在位企业的赶超（周江华等，2022）。基于此，提出假设 4：

前瞻型知识搜索削弱了制造过程数字化与后发追赶之间的关系（H4a）；

前瞻型知识搜索强化了商业模式数字化与后发追赶之间的关系（H4b）。

3. 双元知识搜索的调节作用

整合反应型和前瞻型知识搜索充分发挥协同优势，能够增强数字化转型对后发追赶的作用。首先，为摆

脱“低端锁定”的困境，后发企业不仅需要了解变化环境中市场需求，跟随国际领先企业进行反应型知识搜

索，以快速回应消费者偏好，还需要利用前瞻型搜索新技术或新产品知识进入潜在市场，以打破竞争格局（奉

小斌等，2021），而双元知识搜索同时增强了企业对现有市场和潜在市场的认知，确保两类数字化转型活动的

高效开展，有利于快速实现后发追赶。其次，单一的搜索行为无法兼顾长远发展和当下生存，由于组织行为

具有自我增强的惯性趋向，使得企业既容易因过分追求稀缺的异质性知识陷入“失败陷阱”，也容易因过分依

赖以往经验与同质性知识累积陷入“成功陷阱”（Li et al，2019），而双元知识搜索组合了两种知识搜索的优

势，在为后发企业提供更多转型机会的同时也维持了追赶的稳定性（Chen et al，2022）。再次，为了满足既定

的搜索目标，企业需要耗费时间和精力筛选不相关或冗余的知识，不同职能部门的员工对这些未被识别的知

识可能有不同的理解。例如在前瞻型搜索目标下，未被选择的知识对于一线作业人员而言可能更有利于快

速形成新的知识组合，并从中转化出具有创新性的产品或技术改良方式；但在反应型搜索目标下，未被识别

的不相关知识对于研发人员来说也可能是新颖、稀缺且有利于创新突破的关键信息。而双元知识搜索因同

时具备“利用式”和“探索式”决策逻辑，能够有效避免上述知识搜索过程中出现的注意力浪费（Li et al，

2013）。最后，追赶的底层逻辑是创新（吴晓波等，2019），双元知识搜索有助于后发企业缩小与领先企业间创

新的差距。一方面，后发企业需要对供给端低效率的流程进行升级优化（彭新敏等，2017），实现企业双元知

识搜索不仅能不断获取与现有生产设备、制造流程相关的技术知识，更快实现技术升级，而且还能够获取多

样化的信息实现惯例更新，把握转瞬即逝的开发机会（Wu et al，2020），进一步加快企业创新速度；另一方面，

后发企业需要提高运营效率和营销准确性，以满足需求端消费者偏好，而双元知识搜索在深挖当前消费者需

103

技术经济 第 42 卷 第 8 期

求的同时又关注潜在的、未被满足的消费

者需求，为企业开发出更符合市场需求的

产品服务及创造和传播新价值主张提供

了强有力的知识支撑（芮正云和罗瑾琏，

2016），进而降低了企业的创新的风险。

基于此，提出假设 5：

双元知识搜索对制造过程数字化与

后发追赶之间的关系起到正向调节作用

（H5a）；

双元知识搜索对商业模式数字化与

后发追赶之间的关系起到正向调节作用

（H5b）。

综上，构建理论模型如图 1 所示。

四、研究方法

（一）样本与数据

本文采用问卷调查的方式收集数据，所使用的量表均参照国内外权威文献，为了保证问卷的信度和效度，

项目组成员邀请了本文领域内具有 1 年以上海外留学经历的两位博士对问卷量表进行翻译和回译，同时还邀

请了导师团队长期合作企业的 7 位高层管理者参与问卷的反复讨论和问卷修改，确保了问卷题项描述的合理

性。初步问卷量表形成后，项目组成员在浙江理工大学选择符合要求的 35 位工商管理硕士（MBA）学员进行了

预测试，根据预测试反馈结果，经过多次研讨，制定了最终的调查问卷，能够保证调查问卷适用于中国企业情境。

正式问卷调查于 2022 年 3 月—2022 年 8 月进行，考虑到沿海省份经济较发达，后发企业数字化转型特征明显，

调研主要集中在浙江、江苏、上海、广东和山东等沿海省份，已经实施数字化转型且以赶超国际领先为目标的制

造企业，主要通过以下四种途径：①委托相关省市的数字经济联合会、物联网产业协会等发放问卷 150 份；②根

据各省市工商联提供的企业名单，经中间人介绍，调研团队联系企业负责人并邮寄问卷 150 份；③通过走访数

字化产业园区、参加数字化专题研讨会发放问卷 150 份；④借助专业调研公司发放问卷 150 份。课题组在调研

前均向被调研企业详述此次问卷目的，且要求非常了解企业运营状况的中高层管理者填写调查问卷，共计发放

问卷 600 份（每家企业 1 份），累计回收 413 份。剔除回答缺漏或未填完、操控性检验题项存在矛盾、规律性强等

无效问卷后，得到有效问卷 309 份（有效率 74.82%）。样本企业的基本信息描述见表 1。

课题组采用整体回归偏差分析，以确保来自不同渠道数据的实用性，通过对企业年龄和行业类别两个变

量独立样本 t 检验，检验结果表明在 0.05 水平上无显著差异，说明不同渠道的数据可以合并使用。另外，针

ED/

EB

fi

-@2

,-@2

)

)B

)B

)

)C

)C

)B )C

“+”“-”分别表示每个假设的正、负关系，如“H1+”表示了假设 1 制造过程数字化与

后发追赶之间呈正相关关系，其余同理

图 1 理论模型

表 1 样本统计情况（N=309）

项目

行业

类别

企业

性质

被调查者

任职年限

被调查者

学历

类别

通信设备及电子设备制造

电器机械及器材制造

快速消费品（食品/化妆品等）制造

家具、服装纺织及文体制造

其他

国有（控股）企业

民营企业

中外合资企业

其他

小于 5 年

5~10 年

大于 10 年

本科及以下

本科

硕士研究生

博士研究生

样本量

85

66

69

56

33

27

133

99

50

117

150

42

9

194

87

19

占比（%）

27.51

21.36

22.33

18.12

10.68

8.74

43.04

32.04

16.18

37.86

48.54

13.59

2.91

62.78

28.16

6.15

项目

企业

规模

企业

年龄

研发

强度

被调查者

职务

类别

50 人以内

51~200 人

201~500 人

501~1000 人

大于 1000 人

0~4 年

5~10 年

10~15 年

大于 15 年

2% 以下

2%~3%

3% 以上

高层管理人员

中层管理人员

样本量

44

89

140

25

11

41

109

78

81

176

92

41

134

175

占比（%）

14.24

28.80

45.31

8.09

3.56

13.27

35.28

25.24

26.21

56.96

29.77

13.27

43.37

56.63

104

奉小斌等：数字化转型对后发追赶的影响研究

对问卷填写过程中可能出现的同源性偏差（CMV）问题，本文采用 Harman 单因子检验，将制造过程数字化、商

业模式数字化、反应型知识搜索、前瞻型知识搜索、后发追赶等主要变量做主成分分析，结果显示并不存在单

个主导因子可以解释其他变量中的方差。

（二）变量测量

本文采用 Likert5 级量表来测量主要变量。其中，1 表示非常不同意，5 表示非常同意。制造过程数字化

（digital transformation of manufacturing，DTM）参考了 Zhou 等（2019）的量表，包含“企业的制造系统是完全灵

活的，在几分钟内就能够适应计划的变化、过程的变化和需求的变化”等 5 个题项。商业模式数字化（digital

transformation of business model，DTB）参考了池仁勇等（2021）的量表，包含“企业不断运用新技术以拓展产品

和 服 务 组 合 ”等 6 个 题 项 。 知 识 搜 索 则 参 考 了 芮 正 云 和 罗 瑾 琏（2016）的 量 表 ，分 为 反 应 型 知 识 搜 索

（knowledge search with responsive，KSR）和前瞻型知识搜索（knowledge search with perspective，KSP），前者包含

“企业努力提高现有知识储备以适应当前需要”等 4 个题项，后者包含“企业不断尝试新的知识”等 4 个题项，

在此基础上用 KSR 和 KSP 两者均值的乘积来表征双元型知识搜索。后发追赶（latecomers catching‑up，LC）通

过后发企业与同行业的国际领先企业前后三年在市场、技术及创新等方面的差距缩小量来衡量，参考奉小斌

等（2021）的量表，包含“企业市场份额占比的差距缩小了”等 4 个题项。此外，参考 Chen 等（2022）的相关研

究，本文还控制了以下变量：①企业规模（Size）用样本企业员工数量的自然对数来衡量；②企业性质（State）通

过设置哑变量加以衡量（1=国有企业，0=非国有企业）；③企业年龄（Age）用样本企业成立年数的自然对数来

表示；④研发强度（R&D）通过样本企业每年研发投入占销售额比重的自然对数衡量；⑤行业类别（Type）设为

虚拟变量，分为通信设备及电子设备制造、电器机械及器材制造、快速消费品制造、家具服装纺织和文体制造

及其他行业五类。

四、数据分析与结果

（一）信度和效度检验

本文信度和效度检验结果见表 2。所有变量的 Cronbach’s α 系数均高于 0.8，说明量表的内部一致性程

度较高，信度检验通过。使用收敛效度和区分效度来检验量表效度，见表 2，各题项因子载荷值均超过 0.7，且

各变量的组合信度（CR）均高于 0.8，平均方差萃取量（AVE）都大于 0.5，表明问卷具有较好的收敛效度。

表 2 变量的信度和效度检验结果

变量

制造过程

数字化

（DTM）

商业模式

数字化

（DTB）

反应型

知识搜索

（KSR）

前瞻型

知识搜索

（KSP）

后发追赶

（LC）

题项

DTM1 企业采用数字技术对现有产品、服务和流程进行升级

DTM2 企业的制造系统是完全灵活的，在几分钟内就能够适应计划的变化、过程

的变化和需求的变化

DTM3 企业愿意花费精力推广和宣传数字化技能和管理知识

DTM4 企业全面推广数字化设计、制造和管理

DTM5 企业所有生产过程都能够实现自我优化

DTB1 企业不断运用新技术以拓展产品和服务组合

DTB2 企业的商业模式具有很强的技术含量

DTB3 企业运营的核心是“一切为服务”

DTB4 企业的客户能够参与整个产品生命周期直到产品交付

DTB5 企业与组织内外部实现了完美的信息和资源共享

DTB6 企业能够随时优化调整产品/服务定价其符合销售前景

KSR1 企业努力提高现有知识储备以适应当前需要

KSR2 企业追求现有技术的改进与完善

KSR3 企业不断改良现有生产工艺或流程

KSR4 企业通过知识搜索强化了原有的知识积累

KSP1 企业不断尝试新的知识

KSP2 企业愿意主动进入新的技术领域

KSP3 企业勇于承担开发新知识所带来的风险

KSP4 企业致力于寻求新的知识以突破现有知识的局限

LC1 与对手相比企业市场份额占比的差距缩小了

LC2 与对手相比企业技术水平的差距缩小了

LC3 与对手相比企业申请专利数所占比重的差距缩小了

LC4 与对手相比企业新产品开发速度的差距缩小了

因子载荷

0.764

0.917

0.802

0.778

0.793

0.888

0.769

0.734

0.810

0.736

0.778

0.917

0.824

0.779

0.811

0.908

0.792

0.799

0.737

0.911

0.801

0.812

0.786

CR

0.906

0.907

0.899

0.885

0.898

α

0.912

0.930

0.897

0.878

0.896

AVE

0.660

0.620

0.691

0.658

0.688

105

技术经济 第 42 卷 第 8 期

为了进一步验证关键变量之间的区分效度，借助 AMOS22.0 进行验证性因子分析，选择卡方与自由度的

比值（χ2

/df）、近似误差均方根（RMSEA）、标准化均方根残差（SRMR）、相对拟合指数（CFI）和 Tucker‑Lewis 指

数（TLI）指标检验五因子模型的结构效度与各个变量之间的区分效度，结果见表 3。与其他组模型相比，五

因子的模型拟合效果更好（χ2

/df=1.279，RMSEA=0.030，SRMR=0.045，CFI=0.990，TLI=0.989），表明五因子模型

的主要变量之间具有较好的区分效度。

表 3 验证性因子分析结果

模型

五因子模型

四因子模型

三因子模型

双因子模型

单因子模型

因子

DTM，DTB，KSR，KSP，LC

DTM+DTB，KSR，KSP，LC

DTM+DTB+ KSR，KSP，LC

DTM+DTB+ KSR+KSP，LC

DTM+DTB+ KSR+KSP+LC

χ2/df

1.279

6.494

9.576

13.040

16.467

RMSEA

0.030

0.134

0.167

0.198

0.224

SRMR

0.065

0.117

0.129

0.198

0.147

CFI

0.990

0.808

0.696

0.569

0.444

TLI

0.989

0.783

0.661

0.524

0.388

（二）相关性分析

对控制变量和核心变量进行描述性统计分析（表 4）可知，核心变量之间呈现出显著的正相关关系，且变

量间的相关系数均低于 0.6，AVE 的算数平方根均高于主要变量和其他变量间的相关系数，表明不存在多重

共线性问题。由各量表的信效度和相关系数表现可以发现，不同来源的量表具有一定的兼容性，可以进行下

一步假设检验。

表 4 变量的均值、标准差和相关系数

变量

1. DTM

2. DTB

3. KSR

4. KSP

5. LC

6. Size

7. State

8. Age

9. R&D

10. Type

均值

标准差

1

（0.812）

0.526***

0.465***

0.459***

0.462***

0.008

-0.001

-0.064

-0.025

0.148***

3.676

0.988

2

（0.787）

0.364***

0.361***

0.334***

-0.066

-0.013

0.048

-0.022

0.145**

3.557

1.045

3

（0.831）

0.315***

0.319***

-0.045

0.024

-0.062

-0.049

0.050

3.608

1.000

4

（0.811）

0.385***

0.093

-0.052

-0.220***

-0.061

0.088

3.603

0.976

5

（0.828）

0.029

-0.020

-0.076

0.007

-0.002

3.643

1.003

6

—

-0.051

-0.067

0.156***

0.095*

1.279

0.383

7

—

0.003

0.106*

0.045

0.835

0.607

8

—

0.150***

0.040

0.74

0.517

9

—

-0.000

0.718

0.487

10

—

0.489

0.501

注：*表示 p<0.05，**表示 p<0.01，***表示 p<0.001（双侧检验）；括号内为 AVE 的平方根“—”表示省略的意思。由于 AVE 平方根是用来检验潜在变

量内部数据的相关系数，若 AVE 平方根大于相关系数值，则说明区分效度良好。该指标主要用与检验核心变量区分效度的，因此表格中出现的控

制变量（6.Size、7.State、8.Age、9.R&D、10.Type）不需要这以这一指标仅需衡量（参考现有文献的做法），故以“—”表示省略。

（三）假设检验

本文借助层级线性回归分析方法检验所有假设，分析之前对各变量均进行中心化处理。表 5 中模型 1 是

基础模型，模型 2、模型 3 分别在此基础上添加自变量、调节变量，模型 4、模型 5 将调节变量和自变量的乘积

项及双元知识搜索的联合调节作用纳入研究模型。由模型 2 的分析结果可知，制造过程数字化与后发追赶

之间的回归系数（β）为 0.171，理论假设被否定的概率（p）小于 0.001，表明制造过程数字化对后发追赶有促进

作用；类似的，商业模式数字化与后发追赶之间的系数为正且显著（β=0.359，p<0.001），表明商业模式数字化

对后发追赶有存在积极影响，因此 H1 和 H2 均得到支持。

从模型 4 中可知，反应型知识搜索与制造过程数字化的交互项对后发追赶的回归系数为正且显著（β=

0.055，p<0.001）表明反应型知识搜索强化了制造过程数字化与后发追赶之间的正相关关系，发挥正向调节作

用，即 H3a 得到验证；反应型知识搜索与商业模式数字化的交互项对后发追赶的回归系数为负且显著（β=

-0.007，p<0.01），表明反应型知识搜索抑制了商业模式数字化与后发追赶之间的正相关关系，发挥负向调节

作用，即 H3b 得到验证。类似地，前瞻型知识搜索与制造过程数字化的交互项与后发追赶的系数为负且显著

（β=-0.053，p<0.001），表明前瞻型知识搜索在制造过程数字化与后发追赶之间发挥负向调节，抑制了二者之

间的正相关关系；前瞻型知识搜索与商业模式数字化的交互项与后发追赶的系数为正且显著（β=0.065，p<

0.01），表明前瞻型知识搜索在商业模式数字化与后发追赶之间发挥正向调节，增强了二者之间的正相关关

106

奉小斌等：数字化转型对后发追赶的影响研究

系，故 H4a 和 H4b 得到验证。进一步，模型 5 显示前瞻型知识搜索与反应型知识搜索的联合与制造过程数字

化转的交互项系数显著为正（β=0.095，p<0.01），但与商业模式数字化的交互项系数不显著，这说明前瞻型/反

应双元型知识搜索在制造过程数字化与后发追赶之间起到正向调节作用，而在商业模式数字化对后发追赶

的正相关关系中不发挥调节效应，故 H5a 被支持，但 H5b 不成立。

表 5 数字化转型、知识搜索与后发追赶之间关系的回归分析

变量

Size

State

Age

R&D

Type

DTM

DTB

KSR

KSP

DTM×KSR

DTB×KSR

DTM×KSP

DTB×KSP

DTM×KSR×KSP

DTB×KSR×KSP

R2

Adj_R2

F

LC

模型 1

0.053（0.34）

-0.034（-0.35）

-0.150（-1.33）

0.037（0.31）

-0.001（-0.01）

0.007

-0.009

0.429

模型 2

0.102（0.76）

-0.021（-0.26）

-0.114（-1.15）

0.046（0.43）

-0.164（-1.60）

0.171***（3.04）

0.359***（6.27）

0.245

0.227

13.94***

模型 3

0.065（0.49）

-0.013（-0.16）

-0.035（-0.35）

0.063（0.61）

-0.165（-1.64）

0.128**（2.27）

0.263***（4.22）

0.089（1.57）

0.193***（3.24）

0.279

0.257

12.86***

模型 4

0.080（0.59）

-0.012（-0.14）

-0.035（-0.35）

0.001（0.02）

-0.150（-1.47）

0.420**（1.59）

0.095**（0.43）

0.063（0.36）

0.151**（0.81）

0.055***（0.52）

-0.007**（-0.13）

-0.053***（-0.85）

0.065**（1.13）

0.283

0.251

8.948***

模型 5

0.083（0.62）

-0.018（-0.21）

-0.020（-0.20）

0.063（0.60）

-0.133（-1.32）

0.728（* 1.58）

-1.250（* -1.90）

-0.070（-0.37）

0.039（0.20）

0.471***（2.64）

-0.274**（-1.89）

-0.137***（-2.64）

0.442**（2.31）

0.095**（2.09）

-0.239（-1.54）

0.301

0.265

8.417***

Max VIF

1.11

1.06

1.11

1.09

1.07

1.72

1.81

1.88

2.87

2.98

1.84

2.80

2.73

4.62

4.71

注：*表示 p<0.05；**表示 p<0.01；***表示 p<0.001；括号内数值为 t值。

为了更直观地揭示知识搜索对数字化转型与后发

追赶关系的影响，本文借鉴简单斜率检验原理对所有

显著的调节作用绘制了效果图（奉小斌等，2021）（图2）。

其中，图 2（e）显现了前瞻/反应双元型知识搜索正向调

节制造过程数字化与后发追赶的关系，显而易见的是，

相较于单个类型的知识搜索［图 2（a）、图 2（d）］，双元

型知识搜索发挥的强化作用并不明显。样本企业的研

究结果验证了彭新敏等（2017）、Li等（2019）学者的观

点，即组织行为具有自我增强的惯性趋向，不是所有试

图构建双元型搜索方式的企业都能成功，因此该结论

与后发企业实际情况更加吻合。



















E

B,#

-PX

fi )JHI

fi

-PX-@2

)JHI-@2



















E

B,#

-PXED/ )JHIED/

-PX,-@2

)JHI,-@2

（b）反应型知识搜索对 DTB 与 LC 关系的调节 （c）前瞻型知识搜索对 DTM 与 LC 关系的调节

















-PXED/ )JHIED/



E

B,#

-PX-@2

)JHI-@2

（a）反应型知识搜索对 DTM 与 LC 关系的调节

107

技术经济 第 42 卷 第 8 期

















-PX

fi )JHI

fi



E

B,#

-PX,-@2

)JHI,-@2

















-PXED/ )JHIED/



E

B,#

-PX-@2

)JHI-@2

（d）前瞻型知识搜索对 DTB 与 LC 关系的调节 （e）前瞻型/反应型搜索对 DTM 与 LC 的联合调节

图 2 知识搜索对数字化转型与后发追赶关系的调节作用

五、结论与启示

（一）研究结论

本文整合数字化、追赶和知识搜索等理论，构建了数字化转型与后发追赶之间的关系模型，并探索了知

识搜索的调节作用，得到如下结论：

其一，制造过程数字化和商业模式数字化对后发追赶均有正向影响。即数字化转型是后发企业实现跨

越式追赶的关键，且囿于资源有限性，企业可以选择与其核心业务匹配的数字化转型战略以开展对领先企业

的追赶活动，这回答了以往关于企业数字化转型究竟是单一业务环节的优化（Zhou et al，2019）还是进行全产

业链数字改造（钱雨和孙新波，2022）的争论。

其二，知识搜索在数字化转型与后发追赶之间发挥调节作用。具体而言，反应型知识搜索增强了制造过

程数字化和后发追赶的正相关关系，但却减弱了商业模式数字化与后发追赶的正向影响，前瞻型知识搜索的

调节作用与此相反。这不仅诠释了开放式创新情境下数字化转型对后发追赶影响的边界条件，还将反应型

知识搜索和前瞻型知识搜索纳入同一个研究框架（Coskun‑setirek and Tanrikulu，2021）。

其三，双元知识搜索对数字化转型与后发追赶的关系影响，在实证检验中并未达到理论预期的结果。原

因可能是：一方面，反应型知识搜索和前瞻型知识搜索对不同的数字化转型模式发挥差异性作用，将二者混

合在一起，积极影响和消极影响可能相互抵消（芮正云和罗瑾琏，2016），导致出现双元型知识搜索对制造过

程数字化转型与后发追赶关系的影响弱于反应型知识搜索；另一方面，囿于后发企业处于产业链或价值链的

中低端，即使企业内部存在两种类型的知识基，其搜索方式仍然由单一类型主导，即反应型知识搜索占据主

导地位（郑刚等，2021）。因此，在本文中双元知识搜索对商业模式数字化与后发追赶的调节作用不显著，具

体而言，商业模式数字化需要新颖的、颠覆性的知识源，而样本企业内部缺乏与此相关的知识，当反应型知识

搜索成为主导而前瞻型知识搜索无法发挥作用时，双元搜索就不会在企业实施的商业模式数字化转型过程

中发挥效应。

（二）理论贡献

本文的理论贡献有三点：

第一，从微观企业层面探究了数字化转型与后发追赶之间的影响关系。以往对于后发追赶问题的研究

主要集中于外部市场环境、行业机会窗口等区域或产业层面（Chen et al，2022；吴晓波等，2019），未考虑后发

企业特性和其数字化转型对追赶的影响。本文以后发企业为对象探究了其数字化转型策略的具体特征和影

响机理，既将数字化情境拓展至后发追赶相关研究中，又将数字化转型与后发追赶两个领域较好地衔接。

第二，基于知识搜索理论揭示了数字化转型对后发追赶作用的调节效应。以往研究分别从学习能力

（Guo et al，2019）、组织合法性（奉小斌等，2021）等方面探讨后发追赶的情境因素，却忽视了企业知识搜索方

式的影响。本文揭示了反应型知识搜索、前瞻型知识搜索对数字化转型与后发追赶关系的差异性调节作用，

既证实了企业知识搜索方式与其数字化转型战略相匹配对后发追赶的重要影响，又将知识搜索理论拓展至

108

奉小斌等：数字化转型对后发追赶的影响研究

后发追赶相关领域中。

第三，从互补性视角整合“前瞻—反应”双元型知识搜索对后发追赶的作用机制。与现有仅探讨前瞻型

或反应型单一知识搜索方式的研究不同（郑刚等，2021），本文挖掘了两类搜索方式对数字化转型与后发追赶

关系的联合调节作用。证实了两种知识搜索之间并不存在替代关系，联合反而增加企业的决策成本，弥补了

以往研究对于兼顾即最优的认识缺陷（芮正云和罗瑾琏，2016），较好拓展了双元搜索的相关研究。

（三）管理启示

本文的管理启示在于：首先，后发企业应摆脱传统技术引进、运营方式模仿的线性追赶观念，通过权衡采

取不同的数字化转型策略来实现从“跟跑”“并跑”到“领跑”的跨越，选择借助制造过程数字化转型重构生产

模式以提升全流程体系的运行效能，或采取商业模式数字化转型打破行业边界来扩大市场份额和稳固市场

地位。其次，后发企业应注重自身知识搜索方式与数字化转型战略的适配性，即运用反应型知识搜索与制造

过程数字化的匹配，以及前瞻型知识搜索与商业模式数字化的交互，助推企业在现有技术改进和市场升级，

或新技术、新产品或新市场开拓等方面实现对领先企业的超越。最后，根据资源利用最大化原则，后发企业

管理者不应将有限的资源分散投入在两类不同知识搜索方式中，而需要权衡利用与不同类型数字化转型战

略相匹配的知识搜索方式，通过反应型知识搜索充分调配“利用式”知识资源以辅助制造过程数字化转型，亦

或选择前瞻型知识搜索拓展“探索式”知识资源来助力商业模式数字化转型，从而更好地运用差异化转型策

略实现对领先企业的跨越式赶超。

（四）局限性与未来研究方向

本文存在以下局限：第一，本文虽对后发企业不同维度的数字化转型策略展开实证研究，但却未能精确

分析出其差异化战略的最佳平衡点，未来研究可以通过构建数理模型或借助系统动力学模拟出最佳均衡

点。第二，对于数字化转型的测量，本文依赖于员工主观的评价，测量结果很可能受到员工接受调查时的状

态影响，未来研究可以延长样本调查周期以保证数据的科学可靠性。第三，本文采用问卷调查的方式进行实

证，选取的横截面数据不能很好解释变量间的因果关系，且数据的“时滞效应”不能反映后发企业的追赶过

程，后续研究可以使用面板数据或案例分析的方法深入探究数字化转型对后发追赶的影响。

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Effect of Digital Transformation on Latecomers Catching‐up：Moderating Effect of Knowledge

Search

Feng Xiaobin，Zhang Jing

（College of Economics and Management，Zhejiang Sci‑tech University，Hangzhou 310018，China）

Abstract：Digital transformation plays an important role in the process of latecomers catch‑up，the existing literatures，however，do not

provide a clear answer to the question of which digital transformation to choose and in how to achieve latecomer catch‑up. Based on a

sample of 309 Chinese latecomer firms，the impact of digital transformation on latecomers catch‑up was empirically analysed and the

moderating role of knowledge search in this relationship was explored. It is found that that both digital transformation of manufacturing

（DTM）and digital transformation of business model（DTB）promote latecomers catching‑up（LC）. Knowledge search with perspective

（KSP）strengthens the relationship between DTM and LC，but weakens the effect of DTB on LC，while knowledge search with

responsive（KSR）has the opposite moderating effect. Dual knowledge search of perspective and responsive only enhances the role of

DTM for latecomers catching‑up. By enriching the theories of digital transformation and knowledge search，it provides theoretical

implications for latecomers to choose effective digital transformation strategies and achieve latecomers catch‑up.

Keywords：digital transformation；latecomers catching‑up；digital transformation of business model digital；digital transformation of

manufacturing；knowledge search

111

第 42 卷 第 8 期 技 术 经 济 2023 年 8 月

吴真如等：

新发展格局下加强供应链韧性治理研究

吴真如，徐乾宇

（上海社会科学院 世界经济研究所，上海 200020）

摘 要：党的二十大报告明确提出，要“着力提升产业链供应链韧性和安全水平”。安全稳定的产业链供应链是构建新发展格

局的重要基础，是以新安全格局保障新发展格局的内在要求。加强供应链韧性治理是构建安全稳定产业链供应链的重要途

径。供应链韧性具备系统集成性特征，企业为统筹经济效率与安全的双重目标，需要在全球供应链网络中与合作伙伴加强协

同合作，强化事前、事中和事后治理过程中的预测、响应、抵抗、恢复和学习能力，从而提升供应链韧性治理水平。当前，我国面

临严峻的内外部经济形势，进一步加强产业链供应链韧性治理，提升企业与产业应对复杂多变的国内外政治经济形势的能力，

有利于推动构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。

关键词：供应链网络；供应链韧性；供应链治理；新发展格局

中图分类号：F420 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）8—0112—12

一、引言

逆全球化及贸易保护主义抬头、突发新冠疫情、国际地缘政治格局的重大变化等各种不稳定因素对原有

的世界政治经济秩序产生重大而深远的影响。当今世界正经历着百年未有之大变局，尽管世界在不断变化

当中，而正如 WTO（2021）所指出的：“事实证明，贸易体系比危机开始时许多人预期的更为韧性。新冠疫情

最初导致国际贸易流动严重收缩，但供应链迅速适应了突如其来的外生冲击，基本医疗用品等商品恢复跨境

流动，不少经济体逐渐开始走向复苏。贸易在维持全球商品和服务的获取方面发挥着关键作用。”可见供应

链韧性在维持世界经济稳定中发挥着重要的作用。因此，如何提升国际贸易体系韧性、增强供应链韧性，从

而在“变”中求稳，更好地应对危机冲击和各种不可控风险，成为各国乃至国际社会亟待解答的问题。

中国亦高度重视产业链供应链的韧性和安全问题。《国民经济和社会发展第十四个五年规划和 2035 年

远景目标纲要》提出，在提升产业链供应链现代化水平时要“坚持经济性和安全性相结合”，“形成具有更强创

新力、更高附加值、更安全可靠的产业链供应链”。党的二十大报告里将产业链供应链可靠安全作为亟须解

决的重大问题之一，并明确提出“着力提升产业链供应链韧性和安全水平”，并把加强“重要产业链供应链安

全”作为“增强维护国家安全能力”的一项重要内容。在以新安全格局保障新发展格局的大背景下，加强产业

链供应链的韧性治理，是加快提升产业链供应链可靠安全水平及现代化水平的重要途径。

二、供应链韧性治理的必要性及主要内容

供应链是指可以跨越多个国家或地区，用于采购、提供商品和服务等而形成的网络，涉及全球范围内的

信息、流程和资源流动。伴随着中美贸易摩擦、中国要素成本的上升、新兴市场的崛起等经济因素的出现及

新冠疫情的蔓延等非经济因素的持续，增大了供应链的不稳定性。供应链韧性问题也由此成为各国关注的

焦点之一。

韧性最早由生态学家 Holling（1973）提出，此后逐步被应用于心理学、系统思维、灾害管理及供应链管理

等领域。具备韧性使得事物能够应对各种变化，主要与事物的系统特征相关（Sheffi，2007）。供应链韧性治

理在于对供应链结构和各个环节的管理，因此供应链韧性指的是“供应链抵抗中断和在中断发生后恢复运营

能力的能力”（Ponomarov and Holcomb 2009；Melnyk et al，2014）。韧性本身具备系统集成性，韧性治理应被

视为在供应链网络中整体性的治理行为。

随 着 供 应 链 网 络 进 入 动 荡 时 代 ，需 要 新 的 方 法 和 思 维 来 设 计 、构 建 和 管 理 供 应 链 ，使 其 免 受 干 扰

收稿日期：2023‑01‑06

作者简介：吴真如，博士，上海社会科学院世界经济研究所助理研究员，研究方向：产业升级、国际贸易等；徐乾宇，博士，上海社

会科学院世界经济研究所助理研究员，研究方向：国际经贸规则。

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吴真如等：新发展格局下加强供应链韧性治理研究

（Christopher and Holweg，2011），如推动敏捷治理（任嵘嵘等，2021）、加强产业链现代化下的企业协同创新

（马朝良，2019）、加强供应链韧性治理（Sheffi and Rice 2005；Ali et al，2017）等。特别是在百年未有之大变局

下，建立韧性成为日益重要的战略能力，使供应链能够预测、适应、应对和从不可预测的事件中迅速恢复

（Ponomarov and Holcomb，2009；Blackhurst et al，2011；Jüttner and Maklan，2011）。供应链韧性被认为能够

吸收干扰，恢复其功能，并从逆境中“反弹”，同时保持竞争优势（Sheffi，2007；Kano et al，2022）。

（一）供应链韧性治理的必要性

由于供应链具有脆弱性，例如 Wagner 和 Bode（2008）指出的，“供应链脆弱性是特定供应链特征的函数，

企业遭受的损失是其供应链脆弱性对供应链中断的反应结果”。Wagner 和 Neshat（2010）进一步指出：供应

链特征是供应链脆弱性的前因，并影响着供应链中断的发生概率和严重程度。换言之，供应链中断及引发其

产生的系统因素，共同造成供应链脆弱性。因此，供应链韧性治理应在于解决或是克服供应链脆弱性问题，

但其重点并不完全在于解决供应链中断问题，更多地在于降低供应链对中断的敏感性，同时也降低供应链中

断发生概率，增强供应链的抵抗中断能力和恢复能力，即增强供应链的韧性。

影响供应链韧性的因素在很大程度上源于供应链的解体和增值活动的全球化（及离岸化）（Srai and

Gregory，2008；Antràs et al，2017）。因为全球化需要高度协调的商品、信息，以及国内外的资金，协调活动的

中 断 会 对 这 些 跨 境 流 动 产 生 严 重 影 响 ，进 而 影 响 供 应 链 绩 效（Hendricks and Singhal，2005；Wagner and

Bode，2008；Sharma et al，2021）。当供应链必须覆盖更多的国际市场和世界区域时，他们越容易受到自然

和人为灾害的影响（Manuj and Mentzer，2008；Mckinsey，2020）。此外，现代供应链的“松弛”程度较低，如库

存较低、缓冲区较少、物流操作更精简等，使供应链更加脆弱（Zsidisin et al，2005；Sharma et al，2021）。类似

地，Tang 和 Tomlin（2008）观察到，“长而复杂的全球供应链通常对变化反应缓慢，因此更容易受到业务中断的

影响”。

毋庸置疑，全球供应链为参与企业和全球供应链活动所在国带来了巨大的经济收益。专业化和规模经

济带来了生产力的提高及更低的生产价格（Andrews et al，2018）。全球供应链还为新兴市场经济体和发展

中国家的小企业和参与者创造了新的机会，因为他们不再需要掌握复杂生产过程的所有阶段就可以参与全

球经济。尽管全球供应链带来的效率提升已得到充分证实，但现在不断出现关于全球供应链国际专业化的

深化和扩大是否会带来更大风险和不稳定的质疑声音。供应链“短链化”“区域化”“友岸外包”使得传统全球

化下供应链的未来蒙上阴影。新冠疫情导致的生产中断、国际人员和货物流动受阻冲击了全球供应链，企业

和各国都纷纷开始关注供应链韧性问题。例如，面对疫情的快速蔓延和经济的断崖式衰退，日本政府出台了

“新型冠状病毒传染病紧急经济对策”，支持对某一国依存度高的制成品和零部件生产商回到日本国内，并鼓

励日企向东南亚分散生产基地以谋求生产的多元化。在官方出台有关供应链重组政策的同时，日本产业界

也在审视供应链集中化的经营风险（陈友骏和赵磊，2021）。欧盟针对供应链问题也提出了“开放战略自主”

的战略方针。如何提高供应链韧性，成为各国、企业面对复杂多变的国际形势亟待解决的课题。

（二）供应链韧性治理的内容

供应链韧性治理侧重于安全与效率的兼顾，其本质应该是对供应链脆弱性的治理。Wagner 和 Bode

（2008）指出，“供应链脆弱性是特定供应链特征的函数，企业遭受的损失是其供应链脆弱性对给定供应链中

断的结果”。此后，Wagner 和 Bode（2009）更准确地定义了供应链脆弱性的概念：虽然供应链中断是导致风险

发生的触发因素，但它不是最终损失的唯一决定因素，这与供应链对中断的敏感性也存在相关性，这就引出

了供应链脆弱性的概念。其基本前提是，供应链特征是供应链脆弱性的前因，并影响着供应链中断的发生概

率和严重程度（Wanger and Neshat，2010）。换言之，供应链中断及引发其产生的环境因素，共同造成供应链

脆弱性。

因此，供应链韧性治理内容应在于解决或是克服供应链脆弱性问题，其重点并不完全在于解决供应链中

断问题，更多的应在于解决供应链对中断的敏感性，即降低供应链中断发生概率和严重程度。

根据定义，供应链脆弱性是某些“驱动因素”（供应链特征或前因）的结果。Wagner 和 Bode（2008，2009）

将供应链脆弱性驱动因素分为三类：供应侧、需求侧和供应链结构脆弱性。

需求侧的脆弱性驱动因素存在于下游供应链的运营中。这包括客户（如客户依赖性、客户财务状况）、产

品及其特征（如复杂性和生命周期）、出站供应链（如产品向最终客户的实物配送），为客户服务所需的分销和

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技术经济 第 42 卷 第 8 期

运输运营（Christopher and Lee，2004）。此外，可能存在于围绕客户随机需求的不确定性中（Nagurney et al，

2005）。

供应侧的脆弱性驱动因素存在于供应基地、供应商组合或供应商网络中（如供应商与供应商的关系、供

应基地的复杂性、供应基地的结构）（Choi and Hong，2002；Choi and Krause，2006）。当供应商被直接竞争对

手垂直整合时，强制终止与采购公司的关系也会增加采购公司供应链的脆弱性（Chopra and Sodhi，2004）。此

外，供应商的财务不稳定及供应商违约、破产或破产的后果等也影响供应链脆弱性（Babich et al，2007）。

供应链结构的脆弱性驱动因素在很大程度上源于供应链的解体和增值活动的全球化（及离岸化）（Srai

and Gregory，2008）。因为“全球化需要高度协调的商品、信息，以及国界内和国界外的现金”，协调活动的中

断会对这些跨境流动产生严重影响，进而影响供应链绩效（Hendricks and Singhal，2005；Wagner and Bode，

2008）。当供应链必须覆盖更多的国际市场和世界区域时，就越容易受到自然和人为灾害的影响（Manuj and

Mentzer，2008）。此外，现代供应链的“松弛”程度较低，比如较低的库存、较少的缓冲区、更精简的物流操作

等因素使供应链更加脆弱（Mcgillivray，2000；Zsidisin et al，2005）。类似地，Tang 和 Tomlin（2008）观察到，“长

而复杂的全球供应链通常对变化反应缓慢，因此

更容易受到业务中断的影响”。总之，供应链结

构、供应链中供给侧和需求侧都可以被视为供应

链脆弱性的主要驱动因素（图 1）。

因此，供应链韧性治理包括：供应链中断发生

的事前、事中、事后的治理。事前，对可能触发的

因素予以监测和管理；事中，对供应链脆弱性水平

的监管和把控；事后，对供应链中断产生的后果进

行处理和控制。供应链韧性治理涉及供应链结构

和各个环节，有赖于参与各方的协同合作，充分体

现了韧性的系统集成特性。

三、全球供应链韧性治理发展趋势

自跨国贸易出现以来，经济全球化一直在不断地扩大和深化。尤其是 20 世纪 70 年代后伴随着通信技术

的进步、长途运输效率的提高及科学技术的发展，经济全球化以更高的速度增长（Gao，2000）。在《关税及贸

易总协定》和世界贸易组织的框架下，各国逐步降低贸易壁垒，并逐步开放经常账户和资本账户，这在进一步

推动经济全球化的同时也推动了全球供应链网络的形成。供应链因全球化不断发展，其治理也因全球经济

形势变化而发生改变，供应链治理从侧重于经济效率，逐步发展至注重韧性水平的同时兼顾效率与安全。

（一）疫情前供应链治理更侧重经济效率

全球供应链的发展依赖于技术进步、跨国公司和全球贸易规则治理。全球供应链由复杂的互联网络组

成，允许企业生产、处理和向全球公众分销各种商品和服务。供应链活动涉及将自然资源、原材料和组件转

化为交付给最终客户的成品（Stark，2008）。企业通过参与全球供应链进行资源配置组织生产，通过全球化

的高度分工提高了生产效率。随着全球化深入，企业活动范围不断扩大，全球供应链网络也在不断壮大。企

业参与供应链一般会采用供给集中化的做法来降低生产成本，尽管产品零件可能来自全球各地，但某个零件

的生产往往集中于某一产地。这种提高经济效率的做法面对突然的生产中断或是其他突发状况，企业将面

临巨大风险，从而不得不面对供应链安全与稳定的新问题。

（二）疫情后供应链治理兼具效率与安全

突如其来的新冠疫情打乱了原有的社会生活秩序，也打乱了世界正常的秩序，对全球供应链形成急剧冲

击，甚至导致全球供应链出现断裂。世界卫生组织估计，一种病原体可以在 36 小时内传播到世界各地

（Saunders‑Hastings and Krewski，2016）。自 1918 年以来，虽然传染病预防、控制和治疗方面的进展提高了人

类应对此类疫情的能力，但与人类行为和流动性相关的全球化进程加速了全球疾病传播，增加了流行病的威

胁。疫情广泛传播造成的经济封锁、供应链断裂等反过来影响着贸易发展（Antràs，2020）。这是对世界贸易

体系的巨大压力测试，给全球供应链和国家间贸易关系带来了前所未有的冲击。2020 年，全球商品和服务

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参考 Wagner 和 Neshat（2010）

图 1 供应链韧性治理过程

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吴真如等：新发展格局下加强供应链韧性治理研究

贸易的名义美元价值下降了 9.6%，全球 GDP

下 降 了 3.3%，这 是 二 战 以 来 最 严 重 的 衰 退

（WTO，2021）。在严重冲击了供应链的同时，

也在破坏着原有的贸易版图与经济格局。

提升供应链韧性有助于维护世界经济稳

定。新冠疫情的冲击使得经济受损、生产中

断，韧性使得供应链在受到冲击时有了反弹

和恢复的可能性。图 2 显示与 2008—2009 年

全球金融危机期间相比，新冠肺炎期间的全

球商品贸易更具韧性。当今以深度贸易联系

为特征的高度关联的全球经济，使世界更容

易受到冲击，但在冲击发生时，也更具备抵御

冲击的能力。这突显了韧性的强大作用，即

愈是联系紧密的全球经济愈是拥有更大的供应链韧性，这种韧性最终帮助融入全球经济的各国抵御冲击并

度过危机。尽管国际贸易受到严重扰乱，并致使供应链部分断裂，但全球贸易体系仍然是这场大流行期间灵

活性、多样性和力量的源泉，通过全球供应链为各国获取关键医疗用品、食品和消费品，同时支撑起各国经济

复苏，帮助各国应对危机。

贸易作为生产力和经济增长的关键驱动力，有助于各国创造所需的资源，以预防风险，并为冲击做好准

备、应对和恢复。供应链在实现全球商品和服务多样化方面发挥着关键作用：例如，当危机破坏了国内外已

建立的供应关系时，它使各国能够通过更换供应商来应对冲击。供应链韧性推动经济复苏，从而稳定了世界

经济发展水平。此外，Espitia 等（2022）提出：尽管供应链是冲击的传递者，但积极参与全球供应链的国内生

产商出口表现更好，原因就在于贸易多样性使其具备了更大的韧性。供应链韧性在应对冲击时起到了很好

的缓冲作用，帮助企业迅速从冲击中恢复，因此探讨供应链韧性治理就有了现实意义。

（三）呼吁新的供应链韧性治理模式

保护主义的抬头、地缘政治局势的紧张等改变了供应链发

展，出现了区域化、模块化等趋势。新冠疫情强化了供应链的变

化趋势，并最终对供应链治理提出了新要求（表 1）。因此，新的

供应链韧性治理模式势在必行。增强供应链韧性将有利于提高

企业的抗风险能力。供应链韧性治理的改进将极大提高企业转

型升级的效率，同时为未来可能遇到的冲击做准备。各国都已

意识到该问题，并开始制定实施相关策略。

以美国供应链策略为例，美国将供应链问题作为其全球安全战略的核心关注点，通过种种举措构建起供

应链韧性提升战略。2021 年 6 月，白宫发布“供应链百日评估”报告主要分析了半导体芯片、大容量电池、稀

土矿产和药品四类产品的供应链风险，并对此提出意见，随后白宫牵头成立了“供应链贸易行动组”（Supply

Chain Trade Strike force）和“供应链中断工作组”（Supply Chain Disruptions Task Force）。在事前治理方面，采

用如在半导体领域加大投资支持和人才培养，在矿产资源领域提高劳工标准与减少进口等方式提高韧性。

在事中治理方面，加强伙伴间合作和运输问题协调；在事后治理方面，注重政府法案的支持，加大对半导体产

业的研发和投资，致力构建美国、日本和韩国以半导体为核心的供应链合作，力图借此减少供应链风险。

此外，美国通过与同盟国家共同召开“全球供应链韧性峰会”及在“印太经济框架”下大力推行“供应链外

交”，来推动供应链网络多样化进而提升供应链韧性。美国政府尝试重建以美国为中心的全球供应链网络，

借此削弱中国在供应链中的地位（李巍和王丽，2022）。美国所建立的供应链韧性战略更为侧重于安全问题，

较少提及经济效率。例如在半导体领域，美国企图绕开广大的中国制造市场和需求市场，其实并不符合经济

效率的要求，也不符合企业降低成本的诉求，因此缺乏长期发展动力。良性的供应链韧性治理应兼顾效率与

安全，既能提升经济效率，又能维护供应链安全。













        





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数据来源：世界银行数据库

图 2 世界商品贸易水平的总体变化趋势（2005—2021）

表 1 供应链治理趋势

供应链变化原因

地缘政治紧张局势

新的保护主义

不断增长的劳动力/交易成本

数字化/自动化

新冠疫情冲击

结构治理

重新筛选

供应链区域化

部分垂直整合

投入多样化

模块化

平台化

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技术经济 第 42 卷 第 8 期

四、新发展格局与供应链韧性治理

加强供应链韧性治理，提升企业应对复杂多变的国内外经济形势的能力，有利于推动构建以国内大循环

为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。安全稳定的供应链是构建新发展格局的基础，也是以新安

全格局保障新发展格局的内在要求。

（一）新发展格局呼唤供应链韧性治理

伴随国际分工形态的深刻变化，要素流动推进了全球价值链分工的快速演进，进而推动了世界经济的持

续发展。需要指出的是，在过去几十年传统生产要素流动机制下，中国借由外资这一相对高级要素的流入，

极大地激发了中国本土原有要素如劳动力、土地等的潜力，要素流动使母国与东道国的优势要素相结合，推

动了全要素生产率的提高。而数据要素的出现，其零成本运输的特性及要素与传统要素的协同效应决定了

其特殊性，进而改变了原有的要素流动机理。无疑，中国已具备一定的发展基础，中国数据经济增速最为迅

速，平均每年的增长速度比全球快 3%。与全球动态相似，中国数据经济将受到来自物联网设备信号、元数

据、娱乐相关数据、云计算和边缘计算增长的驱动。越来越多的物联网设备在数据的创建位置处理并分析原

始数据，以及建筑、桥梁、智慧城市等智能基础设施利用边缘设施和计算来赋能实时世界，在中国数据经济

中，边缘创建和复制的数据所占比例几乎翻了一番——占比将从数据总量的 13% 增加到 23%。数字技术和

数据释放了新的潜力（OECD，2020），可以产生新的商业模式、流程和方法，提供新的价值增值方式，从而刺

激新的服务需求，进而提升消费者的便利性。

从短期看，新冠疫情全球大流行使当今世界经历的百年未有之大变局加速变化，世界经济低迷，全球产

业链供应链受到冲击。国际市场不确定性增强，我国出口受外部需求下降的影响，需要加快释放内需潜力、

激发国内大循环活力。从长远看，出口对我国经济的拉动作用逐渐减弱。在过去 40 多年中国经济高速增长

中起着重要作用的进出口因素正发生着变化。中国的外贸依存度在 2006 年后出现下降，说明外循环的地位

在逐步改变（图 3）。

















             

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数据来源：世界银行数据库

图 3 中国外贸依存度

因此，应对外部市场动荡和新冠疫情的双重冲击，面临全球价值链分工体系下的要素流动机制发生的变

化，同时基于数字经济发展的历史机遇和中国已有的发展基础，中国外循环地位由升到降，内循环地位不断

攀升，因此转向内循环为主，内外循环相互促进是现实选择也是必然选择。新发展格局的提出使得供应链治

理面临不同的发展诉求。因此及时对供应链治理策略做出调整，更有利于深化新发展格局。

（二）安全稳定的供应链是构建新发展格局的基础

新冠疫情的冲击使得经济受损、生产中断，但供应链韧性使得供应链在受到冲击时有了反弹的可能性，

事实证明贸易体系比危机初所预期的更为韧性。最初突发新冠疫情严重扰乱了国际贸易的正常流动，供应

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吴真如等：新发展格局下加强供应链韧性治理研究

链部分断裂，但供应链通过恢复和适应保障着货物跨境流动。全球贸易体系在这场疫情冲击下展现的灵活

性、多样性成为经济复苏的力量源泉。

供应链韧性保障了一国经济的韧性，稳定了世界经济的发展。世界许多地区通过最终和中间产品贸易

紧密结合在一起，由于各国通过国内封锁政策限制了经济活动，外国中间产品供应的减少或海外需求的减少

都可能会加剧全球经济下滑。一方面，各国通过贸易产生了经济、金融、运输和数字等方方面面的联系，增加

了各国面临危险时的脆弱程度；另一方面，贸易作为生产力和经济增长的关键驱动力，有助于各国创造所需

资源，为预防风险和冲击做好准备、应对和恢复。贸易在实现全球商品和服务多样化方面也发挥着关键作

用，如当危机破坏了国内外已建立的供应关系时，它使各国能够通过更换供应商来应对冲击。根据 Bonadio

等（2020）的研究，由于新冠疫情导致的平均实际 GDP 下降，其中有一部分原因在于风险在全球供应链间的

传播，而贸易可以降低新冠疫情冲击下国家所受到的影响。此外，Espitia 等（2022）总结了他们的发现，证实

了他们的初步结论，即全球供应链无疑是冲击的传递者。但积极参与全球价值链的国内生产商出口表现更

好，原因就在于贸易多样性使得其贸易活动具备了更大的韧性。

在当今全球化经济中，供应链韧性与国家和企业的韧性有着错综复杂的联系，各国在供应链体系内通过

进出口交换货物和服务。大多数企业直接或间接地参与全球供应链，并嵌入更广泛的国际贸易体系。它们

必须遵守国际贸易规则，利用其业务所在国现有的基础设施，并依赖这些国家的供应商和客户。因此，无论

是在私营部门还是公共部门的从业者，都应该重视供应链韧性。

产业链供应链是大国经济循环畅通的关键，促进产业链、供应链安全稳定是构建新发展格局的基础，也

是保持经济社会持续健康发展的根基，提升产业链供应链现代化水平是推动经济高质量发展的关键途径。

面对问题与挑战，未来需要着力于积极推动产业链供应链的国际合作，进一步深化对外开放，加强创新的内

外协同，统筹优化产业链的区域布局与协作，发挥有为政府与有效市场的结合优势，提升基础能力与人才支

撑，高质量利用好国内国际两个市场、两种资源。在发展的前提目标下平衡好安全与效率的关系、产业链与

经济改革的关系、政府与市场的关系。

（三）中国在供应链韧性治理中面临的主要挑战

我国产业链供应链拥有制度优势、市场优势和配套设施等优势，但同时呈现“不稳”“不强”“不安全”等突

出问题，制约了产业链供应链自主可控能力和现代化水平的提升。国际视角而言，全球产业链供应链格局向

区域化、多元化调整，新冠疫情的冲击加快部分传统优势产业的外迁与回流步伐，叠加贸易保护主义、单边主

义带来“断供”“脱钩”风险，对我国产业链供应链的稳定与安全带来极大的挑战和压力。国内来看，重点领域

关键核心技术“卡脖子”威胁产业安全，自主创新能力不强，产业链控制能力较弱；区域产业链同质竞争现象

较为突出，产业链上下游共生发展生态不完善；专业技术尤其是高端人才储备不足，缺少具有国际竞争力的

链主企业等。具体而言体现在以下 4 个方面。

第一，技术能力与自主创新能力不足。我国除 5G、高铁等少数领域有较强的技术优势和创新能力外，在

高端数控机床、高端芯片、机器人等许多关键领域技术与研究能力与国际先进水平仍有相当差距，短期内难

以扭转底层技术或关键技术高度依赖国外供应商的局面。自主创新能力是形成和提升产业链供应链控制能

力的关键所在，基础研究薄弱、原始创新能不足对导致难以在关键技术环节实现突破，从而被容易被“卡脖

子”（李伟和贺俊，2022）。自主创新能力尤其是原始创新能力不足还导致“锻长板”或打造“非对称优势”面临

困难，即在关键环节形成不可替代的独特技术能力与竞争优势时面临困难，进而导致难以形成反制“断链”威

胁的能力。

第二，技术创新的外部环境恶化。创新追赶是实现关键技术与产品自主可控的重要途径，但近年来我国

创新追赶的外部环境明显恶化。一是我国技术引进的难度显著增加。美、欧、日、韩等发达国家全面加强了

对外技术转让、技术合作的审查与技术安全保障，尤其是在高端芯片及其生产设备、关键原材料，机器人，高

端数控机床，人工智能等关键性领域（中国社会科学院工业经济研究所课题组，2021）。在这些领域，我国通

过技术贸易、技术合作及并购投资等方式获取先进技术的难度大大增加。与此同时，发达国家正在合作推动

国际贸易规则的调整，限制我国的“以市场换技术”。二是美国试图联合其盟友在标准制定、研发合作、科技

资源与信息分享、人才交流等方面对我国进行限制，阻碍我国利用全球知识网络和创新网络进行基础科学研

究与技术创新（中国社会科学院工业经济研究所课题组，2021）。

117

技术经济 第 42 卷 第 8 期

第三，基础制造能力不足。我国高品质产品制造加工能力与质量管控能力、精益制造能力相对不足，在

产品的可靠性与稳定性、制造加工的精密性和良品率、极端制造能力等方面与世界先进水平相比仍有相当大

的差距，这使得我国在高复杂性及高附加值产品领域的生产能力不足，以及在许多关键零部件制造加工及供

应方面能力不足。而关键零部件制造能力是产业链、供应链自主可控的重要一环，因此基础制造能力不足是

影响产业链供应链安全与韧性的重要原因（江飞涛和李晓萍，2019）。

第四，全球产业链供应链重构带来严峻挑战。美国等发达经济体及部分发展中经济体正在推动全球产

业链供应链收缩分流和价值链去中国化。美、欧、日、韩等发达经济体正在加大先进制造业产业链回迁力度，

并在产业链供应链安全方面的加强合作，试图降低对我国供应链依赖性。发达国家尤为重视具有战略性价

值高技术产业的产业链供应链安全，加快推动相关产业链供应链的自主化进程。以高端芯片为例，美、欧、日

等国相继制定相关战略，以高额补贴吸引台积电等芯片制造企业投资建厂（付保宗等，2022）。墨西哥、越南、

印度等国则试图利用发达国家调整产业链、供应链带来的机遇，积极寻求在机电、家电、玩具、纺织等产业实

现对我国供应链的分流替代（中国社会科学院工业经济研究所课题组，2021）。这会减少我国反制美国及其

盟友的工具和谈判筹码，降低我国产业链、供应链的控制能力，加剧我产业链、供应链断链的风险。

此外，我国产业链供应链还面临一项重要挑战，即欧美等发达国家力图对中国具有一定领先优势的 5G、

光通信等领域的技术路线和标准进行颠覆和替换所带来的重大风险。这种技术路线及相应标准转换会带来

两方面的风险，一方面是产业链上的供应商会从原技术路线及相关标准转换到新的技术路线与标准上，导致

关键零部件供应的中断；另一方面原有技术路线被颠覆之后会在全球产业链中被孤立，进而带来严重的产

业链安全风险（李伟和贺俊，2022）。

五、加强新发展格局的供应链韧性治理

为应对复杂的国际形势，2021 年中央经济工作会议要求增强产业链供应链自主可控能力。产业链供应

链安全稳定是构建新发展格局的基础。安全稳定的供应链有助于推动形成宏大顺畅的国内经济循环，从而

更好吸引全球资源要素，国内国际双循环相互促进，既满足了国内需求，又提升了中国产业技术发展水平。

因此，中国供应链韧性治理强调供应链安全性及稳定性，意味着坚持打造产业链供应链的竞争优势时必须兼

顾安全，安全与效率仍然是新发展格局下供应链韧性发展的重要条件。

供应链韧性治理兼顾效率与安全，需要注重几个方面。一是推动多元化。包含产地多元化、供应链高低

端多覆盖、合作伙伴多元化等。二是推进数字化。数字技术降低了供应链运营成本，提升了供应链动态管理

能力和协同运营效率。三是保持创新性。企业需要不断推陈出新，满足客户的个性化需求，同时积极创新，

适应不断变化的供应链网络，并为未来可能遇到的冲击做准备；四是提高协同性。供应链网络的壮大得益于

全球化的发展，不仅强调参与各方的协调合作，也强调参与各方能通过制定统一的规则，实现互利共赢。

（一）推动供应链多元化发展

提升供应链韧性在微观层面最重要的手段就在于降低企业供应链集中度（Gurnani et al，2012；葛顺奇

等，2022）。企业进行供应链集中化是在于提升供应链效率，降低成本，但同时牺牲了供应链安全性，企业作

为供应链网络中的节点，为了避免单一供应链风险导致的生存危机，会自发通过开展多方合作来丰富自身的

支链结构（Zsidisin et al，2003），供应链韧性提升的一个重要方面就在于企业多元化发展，这不仅指的是供应

渠道多样化，同时还包括“补齐短板和锻造长板，针对产业薄弱环节，实施好关键核心技术攻关工程，尽快解

决一批‘卡脖子’问题，在产业优势领域精耕细作，搞出更多独门绝技”（郑延冰，2021）。

多元化发展有助于提升供应链韧性，有别于本地化发展，供应链本地化政策已被证明往往是降低韧性的

做法。一些学者运用模型模拟运用本地化政策的后果（Arriola et al，2020）。他们认为，全球供应链的重新本

地化将使大多数国家的经济效率和稳定性都降低。更多的本地化也意味着更多地依赖较为单一的投入来

源，这往往意味着更高的成本。在这种情况下，当供应链发生断裂时，寻找现成的替代品将更为困难，成本也

将更高，从而导致更大的供应不安全风险。OECD（2020）的研究模拟了各国采取本地化供应链政策后对经

济的影响，发现本地化供应链政策使得全球 GDP 和福利平均下降了 5% 以上，各国的经济活动显著减少。这

突显了过去几十年来全球化对世界各国的增长和就业的推动作用。

因此，供应链本地化及贸易保护主义等趋势的出现，无疑将降低了经济韧性，从而使得经济在受到冲击

118

吴真如等：新发展格局下加强供应链韧性治理研究

时将面临更大的不确定性。多元化发展鼓励更为开放的经济和更积极的应对，开放正是当代中国的鲜明标

识。因此在不断推动对外开放的同时，中国应继续致力于改善制度型开放体制，注重培养供应链参与各方的

多元化，既平等看待国内外企业，同时也平等看待来自世界不同区域的企业，促进供应链多元化发展，在高质

量双循环中，推动供应链韧性发展。

（二）以高水平对外开放推动产业链供应链国际多边合作与高效协同

强大的供应链能够很好地平衡其成员的合作价值贡献和竞争价值分配（Gueler and Schneider，2021）。

供应链韧性治理最终形成开放、合作、包容的供应链体系，这有利于不同的参与方实现互利共赢，推动共同价

值创造。价值共创的伙伴可以在决策和交易过程的不同阶段，通过云计算、虚拟现实、增强现实、混合现实等

技术，进行实时动态的交互，创造更符合市场需求的产品。通过价值共创的开放商业模式，能够更好地抓住

外部机会，降低成本，形成竞争优势，以应对不断发展的新兴颠覆性商业模式（陈剑和刘运辉，2021）。协同性

加强供应链参与各方的合作，而参与各方的交流、合作、协调有赖于更高水平的经贸规则。在世界贸易组织

主导的多边体系作用减弱的背景下，应加快推进高标准的贸易协定如《全面与进步跨太平洋伙伴关系协定》

（The Comprehensive and Progressive Agreement for Trans‑Pacific Partnership，CPTPP）的签署。新发展格局下供

应链韧性治理始终绕不开这些高标准议题，因此中国应着眼于国际规则的调整，从供应链发展需要出发，加

强与各国的合作。尤其是与东盟国家、金砖国家等的合作，通过签署高标准的贸易协定推出中国主导的高标

准规则体系，并为未来新全球化体系的形成贡献中国力量（江小涓和孟丽君，2021）。通过构建战略互信与供

应链多边协同框架，推动中国供应链布局从遵守适应国际规则向协商制定规则转变。因此，推动供应链参与

方的多方合作，设计更合理、更高效率的供应链韧性治理规则与机制，达到多方共赢，这将会是未来研究的重

要方向。此外，在关键性领域支持企业战略性对外直接投资，提高我国在区域化的全球产业分工新格局中的

参与度，继续深度嵌入全球供应链和创新链。

（三）推动供应链数字化转型

数字化是指利用数字技术改变商业模式，提供新的收入和价值创造机会，这是一个向数字业务转移的过

程。数字化正在改变全球供应链，正在通过实现新的国际交易和在贸易中发挥越来越大的作用来重塑经济

（OECD，2020）。数字经济通过大幅降低搜索和通信成本，使新进入者更容易进行交易，而电子支付系统的

开发使资金转移更容易、更安全。

数字经济的发展，推动供应链的数字化转型，如数字平台的发展，它允许技术受限的参与者进入价值链

低端部分，同时减少了不同参与者之间的协调成本。此外，数字技术还创造了一个全新的全球供应链治理结

构，即互联网驱动的全球供应链，将数字平台本身作为中间行动者，与卖方或供应商（供应方）和买方或客户

（需求方）一起引入（Holmstrm et al，2019）。数字驱动的供应链增加了新的重要维度，即客户可以直接向卖

家或制造商提供反馈，从而影响未来产品开发和产出（Dilyard et al，2021）。

数字技术是供应链韧性形成的重要支撑，影响并重塑了供应链组织方式、网络结构等等。数字技术对供

应链产生了深刻影响，数字技术不仅对事前治理中的预测模型可以提供支持，而且，通过运用数字领域中的

机器人、神经网络和符号系统等技术，可以提高企业对供应链中断等风险的响应速率，并加强学习速率，且无

需过多人工干预。数字技术的应用分为三大领域：数据分析和可视化技术；操作自动化和设备管理技术；在

供应链参与者之间提供通信的技术（具体见表 2）。

显然，数字技术通过数字和信息系统的联合应用提升了供应链的效率。例如：电子采购平台的应用将数

字技术和互联网应用与企业资源规划系统相结合，进而实现了内部和全球业务的自动化。大数据等数字技

术推动了供应链各个环节的互动联通，供应链借由技术的连接性形成网络。例如基于物联网基础设施，形成

表 2 供应链中的数字技术

目标

数据分析和可

视化

供应链参与者

之间的沟通

流程和资产管

理自动化

功能

业务流程导航、电子目录数据统一、信息系统集成、监控供应链、企业

活动实时规划、产品数据和事件管理、数据处理、预测分析

自动供应商搜索、电子采购、电子商务、供应链流程同步、供应链透明

度、供应链要素之间的通信

生产的灵活自动化、数字生产过程、数字产品质量、数字逆向工程、物

理产品/生产的虚拟模拟

数字技术

大数据、人工智能、云计算和存储、量子计算、销售与运营平台

（S&OP 平台）、智能仓库、可穿戴设备

自动化电子采购、全渠道智能履行解决方案、区块链、社交媒体营

销、反馈回路、社交网络、工业云

数字孪生（digital twin）、3D‑Seal、传感器、无人驾驶车辆混合和增

强现实、工业物联网、增材制造、智能机器人

资料来源：Arenkov 等（2019）。

119

技术经济 第 42 卷 第 8 期

“零库存智能制造”的新型制造范式，提供了信息可视性，实现了运营改善（Lyu et al，2020）。此外，增材制

造、区块链等技术的运用改变供应链的生产效率、运营方式、管理方法等多方面，从而影响供应链韧性水平。

（四）塑造创新驱动发展新优势

当前中国的许多产业仍处于全球供应链中低端，只有位于供应链高端地位才具有更强竞争性和安全性，

高技术的开发和创新有利于提升供应链地位。与此同时，创新正在重塑供应链各个环节，例如改变生产方

式、运营方式、管理方式等，从而影响供应链效率。因此，促进创新已成为增强供应链韧性的重要内容之一。

创新帮助企业实现技术进步，并改进供应链结构，如高科技的发展改变了生产方式，推动了资本对劳动

的替代，从而形成产业的转移。生产、运营等方面的创新使得供应链网络的连通性得以增强，供应链更为模

块化，并最终接近最终用户（Elia et al，2019）。在数字经济时代，创新已不再只是新的商业模式或是设计新

产品，同时还包括运用数字技术改进业务运营和流程等，改造了当下的创新类型。大数据时代的创新常借用

人工智能、深度学习、神经网络等技术，极大地推进了相关产品地研发和生产。从更长时间尺度来看，供应链

生态系统内外部环境正发生持续变化，向着结构更复杂、功能更强大的方向变化（陈剑和刘运辉，2021）。因

此，企业与产业只有不断开拓创新，提升供应链韧性治理能力，才能适应复杂的供应链网络的变化，不断保持

并强化竞争优势。

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吴真如等：新发展格局下加强供应链韧性治理研究

Strengthening Supply Chain Resilience Governance under the New Development Paradigm

Wu Zhenru，Xu Qianyu

（Institute of World Economy，Shanghai Academy of Social Sciences，Shanghai 200020，China）

Abstract：The report to the 20th National Congress of the Communist Party of China stated that China will focus on improving resilience

and security of its industrial chains and supply chains. Safe and stable industrial chains and supply chains are important foundation for

the New Development Paradigm，and it is also the internal requirement for the New Security Paradigm to ensure the New Development

Paradigm. Efficient resilience governance is an important way to build safe and stable industrial chains and supply chains. In order to

achieve the dual goals of economic efficiency and security，enterprises need to strengthen coordination and cooperation with partners in

the global supply chain network，enhance predicting，responding，resisting，recovering and learning abilities in the whole process，so

as to improve supply chains’ resilience governance. At present， China faces complex domestic and international economic

environment，so it is in urgent need of further enhancing its industrial chains and supply chains’resilience governance level. This will

better prepare enterprises and industries to deal with more complex and continuously changing political and economic environment at

home and abroad，and will also help foster China’s New Development Paradigm‑in which the domestic market is the mainstay and the

domestic and foreign markets reinforce each other.

Keywords：supply chain network；supply chain resilience；supply chain governance；new development paradigm

123

第 42 卷 第 8 期 技 术 经 济 2023 年 8 月

杨睿博等：

ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

杨睿博1

，邓城涛2

，侯晓舟3

（1. 澳门科技大学 商学院，澳门 999078；2. 广西壮族自治区农村信用社联合社博士后站，广西 南宁 530000；

3. 河北大学 外国语学院，河北 保定 071000）

摘 要：ESG 已成为衡量企业表现的重要指标。研究企业 ESG 评级对企业绩效的影响，有利于激发企业的 ESG 意识，使企业积

极承担 ESG 披露责任，弥合投资者与企业的信息不对称。构建固定效应模型，以 2010—2020 年 A 股上市公司为研究样本，对

企业污染程度的异质性、企业性质、区域发展程度等进行进一步测试，考察企业 ESG 评级与企业财务业绩的关系及信息透明

的机制效应。实证表明：①良好的 ESG 性能对企业业绩有直接的促进作用；②企业信息透明度为其机制；③ESG 表现与企业

绩效的关系受企业污染程度、企业性质、区域经济发展水平的影响，低污染、非国有、东部地区及非省会城市企业 ESG 评级更

能显著提升企业绩效。根据以上结论，本文同时提供决策可借鉴的经验。

关键词：ESG 表现；企业财务绩效；信息透明度；异质性

中图分类号：F275 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）8—0124—11

一、引言

上市公司的环境、社会与治理（ESG）信息已经在西方发展较为成熟的资本市场上得到了国际上普遍的

重视。而伴随着明晟（MSCI）相关指数纳入 A 股股票及党的二十大“双碳”目标的驱动，国内对 ESG 也呈现出

越来越关注的趋势（孟猛猛等，2023）。从政府开始出台监管法令和指南政策将 ESG 和企业社会责任作为重

点工作，到各大上市公司开始关注企业环境和社会治理，投资者开始将 ESG 纳入构建投资组合的重要因素，

各种 ESG 论坛和会议的相继召开，国内 ESG 研究成果的不断丰富和增长。自上而下，ESG 逐渐被推向中国

经济舞台的中心。

ESG 要求企业管理层在重视企业经济效益的同时，还要兼顾企业在环境、社会、公司治理三大领域的具

体表现，在企业运营的经济回报和社会影响之间找到平衡点。但目前国内企业在进行 ESG 相关信息披露

时，由于缺乏统一的标准和严格的法令限制，在覆盖范围、颗粒度、信息披露质量等方面存在一定问题。不少

企业在报告时通常会选择“报喜不报忧”而规避公司负面信息，各个公司发布的报告内容差异也比较明显。

更多的上市公司连 ESG 都完全不懂或根本不重视，相关指标如何纳入信息披露更是扑朔迷离。因此，研究

ESG 评级对企业绩效的作用及其影响机制，有助于帮助上市公司深刻认识 ESG 及其对企业的贡献，从而让企

业积极主动承担信息披露的责任。而从投资者角度，ESG 评级的高低作为衡量企业绩效的新指标，有利于在

一定程度上弥合投资者与企业的信息不对称，进一步帮助投资者理解一家企业潜在的、难以量化的风险。

基于此，本文实证分析企业 ESG 表现与企业绩效的关系及信息透明度是否作为其中介的路径。主要的

边际贡献有：不同于以往文献聚焦于企业 ESG 表现对企业财务表现的直接后果，本文在已有研究的基础上，

着重研究企业信息透明度的影响机制。现有文献在选择衡量信息透明度较多采用单一变量，并且主要以第

三方对企业信息透明度的评级为标准。本文不同于以往文献，从公司透明度、分析师关注度、研报关注度等

三个维度综合衡量企业的信息披露水平和透明度，对当前的研究进行了一定程度的扩展。

二、文献综述

目前，ESG 表现对在公司金融领域的研究已经成为国内外重要研究方向，但学术界对于 ESG 表现对企业

财务绩效的影响争论不一。从企业价值和绩效角度看，大多数学者认为 ESG 表现能提升企业价值和企业绩

收稿日期：2023‑07‑21

基金项目：2018—2019年广东省哲学社会科学“十三五”规划资助项目“新时代中国特色社会主义乡村治理实践研究”（GD18CXY04）

作者简介：杨睿博，澳门科技大学商学院博士研究生，研究方向：ESG，气候金融，公司治理；邓城涛，博士，广西壮族自治区农村信

用社联合社博士后站，研究方向：ESG，能源金融，公司治理；（通讯作者）侯晓舟，博士，河北大学外国语学院副教授，硕

士研究生导师，研究方向：ESG，心理语言学。

124

杨睿博等：ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

效，因为良好的 ESG 能在时间上延长企业的盈利能力（席龙胜和赵辉，2022），降低企业融资成本（王丽青和

杨晓峰，2022）和企业风险（Verhetden et al，2016）。此外，ESG 不仅能抬升股价（Pedersen et al，2020）、获得更

多的长期债券回报（Tang and Zhang，2020）和基金收益（Henke and Maehlmann，2016），还能维护价格波动的稳

定性（Kumar et al，2016），从而提高股东收益（Alexander 和 Arthur，2021）和资产收益率。少部分学者则认为

企 业 社 会 责 任 本 身 是 一 种 成 本 ，ESG 表 现 会 抑 制 企 业 金 融 化（潘 海 英 等 ，2022）和 降 低 企 业 财 务 绩 效

（Duque‑Grisales and Auguilera‑Caracuel，2021）。从企业声誉角度，ESG 良好的公司能明显促进和延续企业声

誉（孙辉等，2023），从而更容易获得商业银行、机构投资者（王静然，2022）的投资青睐及享有更加宽松的银行

信贷优惠（张会丽和张妮，2022），并且助于形成客户关系稳定度及其持续性（陈娇娇等，2023）。从企业生命

周期角度看，ESG 的实施对处于不同周期的企业都有不同程度的抑制成长作用（李思慧和郑素兰，2022）。综

上所述，尽管学者们对于该方向研究得出过不同的结论，但大多数研究认为企业 ESG 表现的提升对企业有

正向影响。

在研究企业的环境、社会、公司治理（ESG）性能与财务绩效之间的关系时，学者们的看法并不一致。有

学者认为，企业 ESG 性能与财务表现呈正相关关系，并支持这一观点的占有相当大的比例。例如，Friede 等

（2015）在研究中发现，大约 90% 的研究显示 ESG 与公司绩效之间存在正相关关系。Velte（2017）从 2010—

2014 年德国 ESG 指标中精选出 412 家公司，发现 ESG 业绩对企业财务表现有积极影响，对企业财务表现影

响最大的是公司治理表现。李荣锦等（2023）也以 A 股上市公司为研究对象，证实了企业 ESG 表现对于财务

绩效有显著提升作用，且该效果具有长期性；另外，也有学者对 ESG 表现与财务表现的负相关性进行研究。

例如，Garcia 等（2017）的研究中调查了巴西、俄罗斯、印度、中国和南非金砖五国 2010—2012 年 365 家敏感性

行业上市公司的数据，发现敏感行业的公司表现出更优越的环境绩效，而 ESG 表现最佳的公司往往利润较

低。此外，Lucia 等（2020）运用机器学习和 logistic 回归模型，得出了一个结论，即企业的 ESG 实践与财务指标

之间呈现正相关关系。当企业投资于环境创新、就业生产率、多样性和机会均等政策时，这种关系更加显

著。Aboud 等（2019）的研究结果也支持这一发现，显示 ESG 表现优异的企业通常具有较高水平的财务绩效。

也有学者的研究结果认为，ESG 业绩与金融业绩并无显著关联。例如，Al‑Tuwaaijri 等（2004）采用结构方程

模型进行研究，发现环境绩效对经济绩效的影响是正面的，而对环境绩效的影响则是不显著的。综上所述，

对于企业的 ESG 性能与财务性能之间的关系，学者们的研究结论并不统一，有的认为两者正相关，有的认为

两者负相关，有的则认为两者之间并无显著关系，因此，企业的 ESG 表现对于企业绩效的影响的结论差异可

能是由于不同的研究方法、样本选择及行业和地区差异导致的。

尽管企业 ESG 表现对于企业经济后果尤其是财务绩效的影响已经较早被学者们所涉及，诸多学者认为

积极践行 ESG 理念可以向外界展现积极信号，提升外界对公司认知，产生信号效应，从而提升企业的经济效

益，也有学者从信号效应出发，认为外界通过企业的 ESG 表现加深对企业的认知，从而降低企业的风险，提

高企业财务绩效。但整体来说，关于企业 ESG 表现对于财务绩效的影响仍然有较大的研究空间，对于已有

机制的具体衡量标准有待进一步细化，对于不同异质性下的效用也仍待探索。

三、理论分析与研究假设

企业的 ESG 表现在当今商业环境中扮演着越来越重要的角色。越来越多的研究表明，企业提升其 ESG

表现不仅有助于塑造积极的企业形象，还能够直接促进企业的财务绩效的提升。

据此，本文提出假设 1：

企业对其 ESG 性能的改善能够促进企业财务表现的提高（H1）。

提高企业信息透明度的关键工具是 ESG 报告和披露机制。随着投资者、消费者和监管机构对 ESG 因素

的关注日益增加，越来越多的企业开始主动公开相关的 ESG 信息。这些信息涵盖了企业在环境、社会和治

理方面的政策、实践和绩效数据，如碳排放量、员工福利、董事会结构等。通过向外界披露这些信息，企业展

现了对社会和环境的责任承诺，同时也提供了更全面、准确的信息供投资者和利益相关者参考，帮助他们做

出更明智的决策。此外，提升企业的 ESG 表现也带来了一系列实质性的益处，有助于提升企业的财务绩效。

首先，环保和资源节约措施可以减少企业的能源和资源成本，提高效率。其次，关注员工福利和多元化促进

员工满意度和忠诚度，提高生产力和创新能力。这些因素综合在一起，使得公司长期盈利能力增强的同时，

竞争优势也更为明显。最终，ESG 业绩的改善也为投资者所看好。越来越多的投资者将 ESG 因素纳入其投

125

技术经济 第 42 卷 第 8 期

资决策考量中，他们认识到，良好的 ESG 表现不仅能够降低投资风险，还能够提供长期稳健的回报。因此，

ESG 表现优秀的企业更有可能吸引更多的投资资金，为企业的扩张和发展提供更多资金支持。

综上所述，本文提出假设 2：

企业通过提升其 ESG 性能、降低信息不对称性来提高财务表现，从而提高企业的信息透明度（H2）。

企业提升 ESG 表现对其绩效的影响也存在异质性，从企业自身对环境污染的角度出发，非高污染企业

通常更注重环境保护，采取更多的绿色和可持续发展措施（李荣锦和刘佳乐，2023）。这些措施既有利于降低

企业运营成本，如降低能源、资源的使用，又可以减少对环境造成的不良影响。相比之下，高污染企业往往面

临着更多的环境污染治理和处罚成本，这会对其财务绩效产生负面影响。而非高污染企业通过优化生产流

程、采用清洁能源等措施，既减少了环境风险，又树立了环保形象，为其财务绩效带来了积极的影响。其次，

社会方面的 ESG 表现也影响着企业的财务绩效。非高污染企业通常更关注员工福利和社区责任，积极参与

公益慈善活动，建立良好的企业形象。这些举措提高了员工的满意度和忠诚度，有利于提高企业的生产力和

创新能力，进而增强企业的市场竞争力。另外，消费者对于社会责任感强的企业更加倾向于给予支持和信

任，使得非高污染企业在市场上更易获得消费者的认可和回购，进而提高销售额和市场份额。最后，治理方

面的 ESG 表现直接关系到企业的稳健经营和财务绩效。非高污染企业往往更注重内部治理和问责机制的

建立，保持高度的透明度和独立性。这些措施都有助于预防腐败行为和不正当行为的发生，有助于降低企业

运营中的风险。相比之下，高污染企业可能面临着治理混乱、内部失控等问题，增加了不确定性和投资风

险。通过加强治理，非高污染企业能够更好地吸引投资者的信任，获得更多的资金支持，并保持长期稳健的

经营。

综上所述，本文提出假设 3：

从污染程度角度出发，企业通过提升其 ESG 表现从而提升企业财务绩效在非高污染企业中更加显

著（H3）。

此外，在企业性质上，对于 ESG，国营企业和非国营企业的态度也是有所区别的。首先，环境方面的 ESG

表现在非国有企业中更为突出。国有企业往往承担着社会稳定和国家战略的使命，这可能导致其在环境保

护方面存在一定的宽松度。相比之下，非国有企业由于更受市场竞争压力，更需要注重企业形象和声誉，因

此更加重视环境责任。非国有企业普遍倾向于采取更多的环保措施，降低碳排放，推动可持续发展，从而减

少了环境风险和成本（王琳磷等，2022）。这些环保举措不仅有助于保护生态环境，还能降低企业运营风险，

提高资源利用效率，为非国有企业带来更为显著的财务回报。其次，社会面的 ESG 性能也冲击着企业的金

融业绩。非国有企业通常更注重员工的培养和激励，更好地向员工提供福利和晋升机会。这对提升员工的

工作满意度和忠诚度、降低员工流失率、进而提升企业生产力和创新能力都是有益的，能够起到良好的推动

作用。与此相比，国有企业在人才激励和流动性方面可能较为僵化，这可能导致人才流失和效率低下。此

外，非国有企业更灵活、敏捷，为获得更多消费者信任和市场份额，与社区、消费者、利益相关方建立良好关

系，树立积极向上的品牌形象，也更容易获得更大的发展空间。最后，对于企业财务表现来说，施政方面的

ESG 表现至关重要。非国有企业在治理方面往往更加注重公司内部的透明度和独立性。他们更容易建立

科学合理的决策机制，避免内部腐败和权力滥用。相比较而言，在决策上可能显得不够自主和高效的政府干

预和行政管理，可能更多的是国有企业。优秀的治理结构有助于提高企业的经营效率和稳健性，吸引更多投

资者的信任，为非国有企业带来更大的投资和发展机会。

据此，本文提出假设 4：

在企业性质中，企业通过提升其 ESG 表现从而提升企业财务绩效在非国有企业中更加显著（H4）。

从区域的角度，ESG 的效用往往在经济发达的东部地区比中西部地区更为突出。首先，环境方面的 ESG

表现在东部地区较发达地区更加突出。经济较发达的东部地区通常面临着更高的环境压力和挑战，企业不

得不采取更多的环保措施以满足环保法规和市场需求。东部地区企业普遍采用更先进的环保技术和清洁能

源，以降低碳排放和减少污染物排放。这些环保举措不仅有助于减少企业的环境风险和处罚成本，还能提高

企业形象，为企业带来更多的商业机会和市场份额。相比之下，中西部地区的经济发展水平相对较低，环保

压力较小，因此一些企业可能对环保措施投入较少，环境表现可能不如东部地区突出。其次，社会方面的

ESG 表现也影响着企业的财务绩效。东部地区的企业普遍更加注重员工福利和多元化，提供更好的培训和

晋升机会，吸引优秀人才加入。这些措施对员工的满意度和忠诚度有很大的帮助，对员工的工作积极性和创

126

杨睿博等：ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

造性也有很大的促进作用。与此相比，中西部地区的企业可能面临较为严峻的人才引进和留用问题，影响企

业的创新能力和生产效率。另外，东部地区企业普遍与社区和利益相关者建立更紧密的关系，开展公益慈善

活动，提升企业社会声誉，从而增加了消费者对企业的信任和认可。最后，对于企业财务表现来说，施政方面

的 ESG 表现至关重要。东部地区的企业通常更加重视公司治理的规范和透明度，建立了相对完善的决策机

制和问责机制。这有助于预防腐败和不当行为，增强了企业的稳健性和可持续发展。相比之下，中西部地区

的企业可能存在治理缺失和决策滞后等问题，导致企业的经营效率不高。优秀的治理结构有助于吸引更多

投资者的信任和资金支持，为东部地区企业提供更大的投资机会和融资渠道。

据此，本文提出假设 5：

在区域发展水平中，企业通过提升其 ESG 表现从而提升企业财务绩效在经济较发达的东部比中西部更

加显著（H5）。

在不同城市的对比中，企业 ESG 表现能够提升企业财务绩效吸效应，在省会城市和非省会城市中影响

有差异。首先，环境方面的 ESG 表现在非省会城市的企业中更为突出。相比于省会城市，非省会城市通常

面临更少的环境压力，因此在环保方面，非省会城市的企业可能更加积极和主动。非省会城市的企业更容易

采取环保措施，减少碳排放和污染物排放，推动可持续发展。这些环保举措不仅有助于降低企业的环境风险

和处罚成本，还能树立良好的企业形象，吸引更多消费者和投资者的关注与支持。相比之下，省会城市的企

业可能面临更复杂的市场环境和政策压力，其环境表现可能相对较低。其次，社会方面的 ESG 表现也影响

着企业的财务绩效。非省会城市的企业通常更加注重员工福利和社会责任，提供更好的培训和发展机会，为

员工创造更好的工作环境。这些举措有助于提升员工满意度和忠诚度，提高工作积极性和工作效率，从而促

进企业生产力和创新能力的提高。另外，非省会城市的企业更加关注社区和利益相关者的需求，积极开展公

益慈善活动，树立良好的企业形象，吸引更多消费者的信任和认可。相比之下，省会城市的企业可能更加注

重市场竞争和效率，社会责任履行可能较为有限。最后，对于企业财务表现来说，施政方面的 ESG 表现至关

重要。非省会城市的企业可能更加重视公司治理的规范和透明度，建立了较为完善的决策机制和问责机

制。这有助于预防腐败和不当行为，增强了企业的稳健性和可持续发展。相比之下，省会城市的企业可能面

临更复杂的政治和经济环境，企业治理可能较为复杂，治理缺失可能导致企业的经营风险增加。优秀的治理

结构有助于吸引更多投资者的信任和资金支持，为非省会城市的企业提供更大的发展机会和融资渠道。

据此，本文提出假设 6：

在不同城市的对比中，企业通过提升其 ESG 表现从而提升企业财务绩效在非省会城市的企业中更加显

著（H6）。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以中国 2010—2020 年 A 股上市公司作为研究样本考察企业 ESG 评级与企业绩效间的关系。尽管

一些学者如王琳璘等（2022）认为 ESG 理念在中国起步较晚，强制性的信息披露制度尚未完全建立，本土的

评级机构的结果缺乏足够的实用度，但随着国内各层面对 ESG 的关注，国内评级机构的评价体系也日趋完

善。本文上市公司 ESG 评级数据来源于国内华证 ESG 评级机构——上海华证指数信息服务有限公司旗下

的华证 ESG 评级，其他变量数据来源于国泰安（CSMAR）金融数据库的“公司研究系列”子数据库。选择华证

ESG 评级主要基于以下几点：第一，华证 ESG 评级在参考借鉴国际主流方法和实践的基础上结合了我国国情

和资本市场特点构建，适于用于研究中国上市公司；第二，华证 ESG 评级覆盖范围广且时效性高，基本囊括

了中国 A 股上市公司。为保证数据的可靠性，本文对样本进行如下处理：①剔除数据有缺失的企业；②剔除

金融保险类企业；③剔除 special treatment（ST）和*ST 类上市公司；④上下 1% 缩尾处理样本中公司层面的连

续变量数据。整理得到样本总容量为 31856 个、涵盖国内不同行业 4110 只股票的非平衡面板数据。

（二）变量定义

1. 被解释变量

企业绩效。企业绩效是对一种企业预期目标实现程度的量化衡量方式，通常通过以总资产回报率

（ROA）、净资产回报率（ROE）等会计指标衡量的财务绩效表示。财务表现能够比较全面地反映企业的经营

127

技术经济 第 42 卷 第 8 期

能力，包括盈利能力、经营能力、偿债能力、抗风险能力等，因此，本文通过总资产回报率（ROA）和净资产回报

率（ROE）作为企业业绩的代理变量。

2. 解释变量

企业 ESG 表现（ESG）。由前文分析可知，ESG 评级结果会对企业资本成本的确定、形象声誉等方面造成

不同程度的影响。由于本文的 ESG 评级数据选自华证指数公司，与彭博、商道融绿、明晟等评级机构不同的

是，华证公布的 ESG 结果并非数值形式，而是字母等级形式，共有 AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C 9 个

等级的评级，其中 BBB 及以上级别均为领先水平。因此，为了方便进行统计处理，本文将以上等级依次赋分

为 1~9 分，分数越接近 9 分，代表企业 ESG 等级越高。

企业信息透明度。对于上市公司而言，公开企业活动和财务信息可以提升自身社会责任和市场关注度，

便于投资者识别风险。但企业信息的公开不仅会带来资金成本的上升，还容易导致同行业竞争对手的模仿

甚至是针对性的竞争策略。对于信息透明度很难直接衡量，本文通过国泰安数据库的三个指标，即上市公司

透明度（Transparency）、分析师关注度（AnaAttention）、调研报告关注度（ReportAttention），以及通过这三个指标

与企业信息公开度和透明度之间的一定比例关系，间接描述了公司信息透明度的情况。其中，根据国泰安数

据库，上市公司透明度以深圳证券交易所和上海证券交易所披露为准，并将企业分为 A、B、C、D 4 个等级，对

应的是优秀、良好及格和不及格的企业信息披露程度。为了方便进行统计处理，将以上等级分别从 4 至 1 分

赋分。被分析师关注指的是分析师团队一年内跟踪分析该公司的次数，被研报关注程度为该公司一年内有

研究报告份数跟踪分析。

企业的污染程度。本文根据环保部发布的《上市公司环境信息公开指南（2010 年版）》，作为样本公司所

处行业污染程度的划分依据，将高污染行业划定在其他研究中。为便于统计处理，将样本上市公司所处行业

按照我国行业分类的国标代码，以代码的形式标注出来，选取 B6、B7、B8、B9、C17、C19、C22、C25、C26、C27、

C28、C30、C31、C32、C33、D44 这 16 个行业作为高污染行业。对行业污染程度设置虚拟变量（ifhp），若企业属

于高污染行业，则虚拟变量 ifhp=1，否则 ifhp=0。

企业性质。上市公司产权属性即其企业所有制类型，主要根据其大股东或实际控制人进行判断。本文

对企业性质设置虚拟变量（SOE），若企业属于国有企业，则虚拟变量 SOE=1，否则 SOE=0。

3. 控制变量

本文引进企业规模、资产负债率、现金流、账面市值比和公司成长性为控制变量，以消除无关变量的影

响。一是利用企业总资产的自然对数（SIZE），控制公司规模大小的影响；二是将通过资产负债率（LEV）来控

制企业偿债能力的影响；三是反映企业成长性（成长）的企业资产变动情况；四是反映企业投资价值的账面市

值比（BM）；五是对企业现金流状况以现金流比例应对。本文将年份也作为控制变量，以期消除经济周期波

动的影响。

具体变量名称、符号和定义见表 1。

五、模型构建

为了对假设 1 中 ESG 评级与企业绩效的相关性进行检验，设定模型（1）。

ROA/ROEi，t = α0 + α1ESGi，t + α2 Sizei，t + α3 Levi，t + α4Cashflowi，t + α5 BMi，t + α6Growthi，t + μi + μind + εi，t

（1）

其中：被解释变量为企业绩效（ROA/ROE）；解释变量为 ESG 表现（ESG）；控制变量分别为：企业规模（Size）、资

产负债率（Lev）、现金流（Cashflow）、账面市值比（BM）以及公司成长性（Growth）；各变量的下标 i为上市公司；t

为年度时间；μi 为时间固定效应，用于控制年度因素；μind 为行业固定效应，用于控制行业因素；εi，t 为误差项；

α 为待估系数。

为了对假设2即企业信息透明度的机制，本文设定模型（2）。模型（2）中解释变量为ESG评级，被解释变量为企业

信息透明度，包括上市公司透明度（Transcore）、被分析师关注度（AnaAttention）和被研报关注度（ReportAttention）。

Transscore/AnaAttention/ReportAttentioni，t = α0 + α1ESGi，t + α2 Sizei，t + α3 Levi，t + α4Cashflowi，t +

α5 BMi，t + α6Growth i，t + μi + μind + εi，t （2）

其中：Transcore 为透明度；AnaAttention 为被分析师关注度；ReportAttention 为被研报关注度；各变量的下标 i 为

128

杨睿博等：ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

上市公司；t为年度时间；μi 为时间固定效应，用于控制年度因素；μind 为行业固定效应，用于控制行业因素；εi，t

为误差项。

六、实证结果分析

（一）描述性统计分析

被解释变量、解释变量和控制变量相关数据的描述性统

计结果见表 2。代表被解释变量的 ROA 最小值为-0.27，最大

值为 0.23，标准差 0.07，ROE 最小值为-0.71，最大值为 0.36，标

准差 0.14，表明虽然部分企业经营不佳导致净资产收益率出

现负数，但整体上不同企业盈利能力比较集中。

解释变量中，ESG 评级均值 6.47，标准差 1.12，但最大值 9

与最小值 4 差距较大，表明我国上市公司 ESG 评级总体表现

一般，且不同上市公司间 ESG 表现差异明显。企业信息透明

度 Transcore 最大值为 4，最小值为 1，均值 3.01，表明样本公司

整 体 在 公 开 信 息 方 面 的 表 现 良 好 。 被 分 析 师 关 注 度

AnaAttention 和被研报关注度 ReportAttention 的最小值和最大

值之间都呈现较大的波动，表明分析师对不同上市公司的关注程度不同。

（二）相关性分析

表 3 显示了各变量之间的相关性结果。ESG 表现对 ROA 和 ROE 相关系数分别是 0.151 和 0.186，即显著

正相关。初步验证了 ESG 表现能够提升促进企业绩效，H1 成立。

表 3 相关性分析

变量

ROA

ROE

ESG

Size

Lev

Cashflow

BM

Growth

ROA

1

0.887*

0.151*

-0.002

-0.353*

0.365*

-0.186*

0.207*

ROE

0.890*

1

0.186*

0.134*

-0.173*

0.279*

-0.036*

0.219*

ESG

0.110*

0.181*

1

0.370*

0.090*

0.066*

0.215*

-0.015*

Size

-0.067*

0.153*

0.350*

1

0.514*

0.042*

0.683*

0.025*

Lev

-0.416*

-0.059*

0.102*

0.507*

1

-0.167*

0.554*

0.038*

Cashflow

0.393*

0.349*

0.076*

0.053*

-0.160*

1

-0.085*

0.002

BM

-0.377*

-0.151*

0.196*

0.675*

0.601*

-0.115*

1

-0.030*

Growth

0.341*

0.370*

0.020*

0.034*

0.006

0.055*

-0.106*

1

注：*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

（三）回归结果分析

本文以上述相关分析为基础，测试企业 ESG 性能对企业绩效的影响，采用多元线性回归方法。表 4 报

告了模型检验结果。列（1）和列（2）分别回归企业 ESG 性能和企业绩效 ROA 和 ROE 针对企业 ESG 性能对企

业绩效的影响有一个传导过程，本文对 ESG 性能进行了滞后一期的处理，从结果来看，在 1% 的置信水平上，

表 1 变量说明

变量

总资产收益率

净资产收益率

ESG 评级

透明度

被分析师关注度

被研报关注度

现金流

账面市值比

资产负债率

公司成长性

企业规模

污染性质

企业性质

符号

ROA

ROE

ESG

Transcore

AnaAttention

ReportAttention

Cashflow

BM

Lev

Growth

Size

ifhp

ifsoe

定义说明

净利润/总资产余额

净利润/股东权益余额

根据华证 ESG 评价从 AAA 到 C 依次赋分为 9 分至 1 分

根据深交所、沪交所披露从 A 到 C 依次赋分为 4 分至 1 分：4=优秀，3=良好，2=及格，1=不及格

一年内有多少个分析师团队对该公司进行过跟踪分析

一年内有多少份研报该公司进行过跟踪分析

经营现金流净额/负债总额

净资产/总市值

账面总负债/账面总资产

（年末资产总额‑年初资产总额）/年初资产总额

Ln（年初总资产）

虚拟变量。高污染企业赋值为 1，否则为 0

虚拟变量。国有企业赋值为 1，否则为 0

表 2 描述性统计结果

变量

ROA

ROE

ESG

Size

Lev

Cashflow

BM

Growth

Ifhp

Transcore

Anaattention

ReportAttention

观测数

31855

31639

31401

31856

31856

31856

31846

29776

31856

23312

22826

22936

均值

0.04

0.07

6.47

22.16

0.43

0.04

1.10

0.19

0.27

3.01

10.09

20.07

标准差

0.07

0.14

1.12

1.43

0.22

0.07

1.46

0.52

0.44

0.64

10.05

24.02

P50

0.04

0.08

6.00

21.93

0.42

0.04

0.64

0.10

0.00

3.00

7.00

11

最小值

-0.27

-0.71

3.00

19.51

0.05

-0.20

0.08

-0.64

0.00

1.00

1.00

1

最大值

0.23

0.36

9.00

27.15

0.95

0.24

10.12

3.73

1.00

4.00

46.00

116

129

技术经济 第 42 卷 第 8 期

回归估计系数均显著为正。说明企业 ESG 越好。结

果对 H1 进行了验证。

（四）机制分析

过去有学者通过研究证实，信息不对称程度越

低、信息透明度越高的公司业绩越好。从路径上探究

企业 ESG 性能对企业信息透明度的影响。选择三个

变量作为代理变量，分别是上市公司透明度、分析师

关注程度和研究报告关注程度。 回归结果见表 5。回

归系数在 1% 的水平下显著为正，显示上市公司透明

度每增加一档 ESG 评级，平均增加 0.11 档，平均每年

增加 0.534 个团队，对 1.130 份公司研究报告进行跟

踪分析。因此，企业 ESG 评级不但能够提升企业绩

效，而且 ESG 表现是通过影响企业信息透明度从而影

响企业绩效的，H2 验证成立。

（五）异质性分析

在评估企业的 ESG 表现时，通常需要考虑所处行

业的污染程度作为一个重要的标准。重污染行业的

企业由于其生产经营过程中固有的环境和社会危害

性，因此其 ESG 表现往往较低。随着公众环保意识不

断增强和 ESG 信息披露制度的日益完善，重污染行业

的企业面临着越来越大的压力。相较于非重污染行

业的企业，它们在保护环境和促进社会发展上所需承

担的责任更为巨大。因此，本文将样本企业按照《上

市公司环保核查行业分类管理名录》进行重点污染企

业和非重污染企业的划分，并对其在 ESG 性能上的差异进行深入探讨。

表 6 是具体的回归结果。列（1）和列（2）的结果显示，在 1% 的水平上，ESG 性能对企业业绩的影响在两

组样本中呈现明显的正数；不过，处于非高污染产业的公司，其效用就比较显著了。列（3）、列（4）用 ROE 再

次给与验证。之所以如此，一方面，是因为相对于重污染企业而言，非重污染企业所面临的融资约束程度要

低一些，因为它对环境的污染较小；另一方面，重污染行业受到政府更加严格的政策管制，必须进行节能技术

改造以实现最小化的能源消耗和减少污染物排放。但这一改造将提高企业生产成本，从而带来业绩下滑。

由此 H3 成立。

样本根据不同的企业所有制划分为两类，即国有控股上市公司和非国有控股上市公司，以探求因所有制

性质不同而带来的冲击。表 7 是具体的回归结果。列（1）和列（2）的结果显示，在 1% 的水平上，ESG 性能对

企业业绩的影响在两组样本中呈现明显的正数；但是对于非国企来说，它的作用是比较显著的。列（3）、列

（4）用 ROE 再次给与验证。国有企业承担着经济社会发展的使命，并不是以追求短期利润最大化为自己的

行为目标。在当前的政治背景下，由于国有企业和民营企业的实际控制人不同，它们在发展过程中受到政府

干预的程度也有所不同，这导致了融资约束的差异。具体而言，由于国企承担着国家经济发展的责任，而不

是国有企业，因此在融资时能够获得更多的支持。但从委托代理理论来看，国有企业牵涉的利益相关方更

多，其内部存在的委托代理矛盾也比产权明晰的非国有企业更为复杂。非国有企业出于对公司经营和可持

续发展的考虑，更看重 ESG 业绩所带来的真实经济价值，因而对企业 ESG 业绩信息的对外披露更为积极，

从而推动其业绩提升。由此验证 H4。

按照中国地域划分及与之相伴随的经济发展速度的差异，可以将上市公司以地域氛围东部中部和西部

的企业。探究不同经济发展状况的地域带来的效用的差别，对研究 ESG 表现提升企业的绩效有重要意义。

表 8 是具体的回归结果。列（1）~列（3）结果表明，在三组样本中，企业业绩正向影响显著的是 ESG 性能在 1%

的水平上；但对于位于东部省份的公司而言，相对于中西部公司而言，其效用仍然显著。列（4）~列（6）用

表 4 ESG 评级对企业绩效的多元回归

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA

0.006***（13.37）

0.007***（14.39）

-0.064***（-21.17）

0.248***（36.26）

-0.009***（-20.73）

0.014***（13.84）

-0.130***（-13.92）

26009

Yes

Yes

0.206

（2）

ROE

0.012***（12.20）

0.018***（15.95）

-0.063***（-8.11）

0.430***（28.62）

-0.019***（-14.51）

0.027***（11.58）

-0.393***（-17.92）

25842

Yes

Yes

0.134

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

表 5 机制分析回归结果

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

Transcore

0.116***（24.01）

0.150***（28.23）

-0.685***（-24.64）

1.262***（18.87）

-0.038***（-6.52）

0.046***（4.54）

-0.776***（-7.41）

19598

Yes

Yes

0.186

（2）

AnaAttention

0.534***（7.89）

4.734***（55.71）

-5.067***（-12.66）

24.412***（25.17）

-2.742***（-28.05）

1.160***（8.28）

-95.677***（-55.51）

18156

Yes

Yes

0.318

（3）

ReportAttention

1.130***（6.73）

11.315***（51.20）

-11.193***（-11.41）

59.016***（24.31）

-6.621***（-26.80）

2.873***（8.41）

-231.198***（-51.21）

18221

Yes

Yes

0.298

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

130

杨睿博等：ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

ROE 再次给与验证。究其原因，东部地区作为经济发达地区，企业在该地区通过提升 ESG 表现能够更有效

地获得市场认可、投资者青睐、政府支持和风险管理，从而显著提升企业的财务绩效。而在中西部地区，虽然

ESG 表现同样重要，但相对较低的市场规模和投资活动及较宽松的政府监管可能导致企业的 ESG 影响相对

较小，财务绩效的提升也相对较为有限。由此验证 H5。

表 6 异质性分析（高污染企业与非高污染企业）

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA（ifhp=1）

0.002***（2.97）

0.007***（8.69）

-0.067***（-12.04）

0.266***（20.16）

-0.010***（-12.13）

0.015***（6.68）

-0.115***（-6.88）

7089

Yes

Yes

0.229

（2）

ROA（ifhp=0）

0.007***（13.64）

0.007***（11.11）

-0.062***（-17.05）

0.241***（30.39）

-0.008***（-16.29）

0.013***（11.92）

-0.131***（-11.63）

18920

Yes

Yes

0.204

（3）

ROE（ifhp=1）

0.005***（2.85）

0.019***（9.41）

-0.089***（-5.80）

0.468***（15.46）

-0.023***（-8.81）

0.033***（6.22）

-0.377***（-9.24）

7025

Yes

Yes

0.151

（4）

ROE（ifhp=0）

0.014***（12.49）

0.016***（12.44）

-0.048***（-5.47）

0.418***（24.37）

-0.016***（-10.90）

0.025***（9.58）

-0.383***（-14.85）

18817

Yes

Yes

0.137

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

表 7 异质性分析（企业性质）

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA（SOE=1）

0.001**（2.32）

0.009***（15.10）

-0.070***（-15.81）

0.195***（20.31）

-0.007***（-14.31）

0.010***（9.11）

-0.144***（-12.31）

9786

Yes

Yes

0.256

（2）

ROA（SOE=0）

0.009***（13.60）

0.007***（10.01）

-0.053***（-12.64）

0.268***（29.26）

-0.016***（-15.28）

0.015***（10.74）

-0.158***（-10.90）

16220

Yes

Yes

0.208

（3）

ROE（SOE=1）

0.003**（2.57）

0.021***（13.99）

-0.074***（-5.94）

0.386***（17.04）

-0.015***（-9.69）

0.025***（8.43）

-0.411***（-13.78）

9728

Yes

Yes

0.162

（4）

ROE（SOE=0）

0.017***（12.91）

0.019***（11.27）

-0.041***（-4.08）

0.436***（22.03）

-0.031***（-11.07）

0.026***（8.29）

-0.447***（-13.61）

16111

Yes

Yes

0.142

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

表 8 异质性分析（区域经济发展程度）

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA（东部）

0.006***（11.93）

0.007***（11.32）

-0.065***（-17.95）

0.242***（29.44）

-0.009***（-16.71）

0.015***（11.52）

-0.126***（-11.20）

18097

Yes

Yes

0.200

（2）

ROA（中部）

0.005***（5.01）

0.008***（6.62）

-0.060***（-7.74）

0.242***（15.40）

-0.009***（-9.08）

0.011***（6.13）

-0.149***（-6.10）

4679

Yes

Yes

0.218

（3）

ROA（西部）

0.004***（3.12）

0.008***（5.83）

-0.064***（-7.10）

0.257***（12.63）

-0.010***（-8.19）

0.009***（4.29）

-0.157***（-5.40）

3229

Yes

Yes

0.240

（4）

ROE（东部）

0.013***（11.32）

0.017***（12.99）

-0.055***（-6.07）

0.419***（23.22）

-0.017***（-11.61）

0.030***（9.82）

-0.388***（-15.04）

18014

Yes

Yes

0.132

（5）

ROE（中部）

0.009***（4.07）

0.020***（6.81）

-0.071***（-3.52）

0.436***（12.64）

-0.022***（-7.07）

0.026***（6.02）

-0.414***（-7.21）

4630

Yes

Yes

0.140

（6）

ROE（西部）

0.008**（2.46）

0.019***（5.32）

-0.080***（-3.50）

0.435***（9.55）

-0.024***（-5.40）

0.017***（2.85）

-0.384***（-5.43）

3194

Yes

Yes

0.161

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

按照中国城市发展程度划分，可以将上市公司分为省会或直辖市所在地上市公司和非省会上市公司。

由于城市集聚效应，省会一般汇集了本省最重要的各类资源，因此，位于省会的企业往往在融资和运营等诸

多方面相对于本省其他普通地级市的公司具有优势。表 9 是具体的回归结果。列（1）、列（2）结果表明，在两

组样本中，企业业绩正向影响显著的是 ESG 性能在 1% 的水平上；但对于非省会城市的商户而言，则更值得

131

技术经济 第 42 卷 第 8 期

称道。列（3）~列（4）用 ROE 再次给与验证。在非省会城市的企业由于较为有利的竞争环境、较低的社会关

注度及可能更强的内在动力，更容易通过提升 ESG 表现来显著提升企业的财务绩效。而在省会城市，尽管

ESG 表现同样重要，但由于面临更激烈的竞争和更复杂的社会环境，财务绩效的提升可能相对较为缓慢。由

此验证 H6。

表 9 异质性分析（城市发展程度）

变量

ESGt-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA（省会）

0.005***（8.63）

0.005***（9.01）

-0.059***（-14.96）

0.228***（26.22）

-0.007***（-14.89）

0.012***（9.85）

-0.094***（-8.08）

15288

Yes

Yes

0.190

（2）

ROA（非省会）

0.007***（9.85）

0.009***（11.48）

-0.069***（-14.36）

0.264***（23.74）

-0.013***（-13.53）

0.015***（9.71）

-0.188***（-11.42）

10717

Yes

Yes

0.241

（3）

ROE（省会）

0.009***（7.63）

0.016***（11.46）

-0.044***（-4.62）

0.402***（21.36）

-0.016***（-10.52）

0.025***（8.19）

-0.340***（-12.61）

15200

Yes

Yes

0.126

（4）

ROE（非省会）

0.015***（9.22）

0.021***（10.93）

-0.083***（-6.38）

0.452***（17.92）

-0.026***（-10.04）

0.030***（8.23）

-0.473***（-12.24）

10638

Yes

Yes

0.155

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

（六）稳健性检验

本文采用事件研究法进行稳健性检验。以 2015

年新环保法颁布为事件冲击，构建新的变量 pre_post，

对于 2015 年之后的时间赋值为 1，否则为 0。以新环

保法为重大事件冲击，探究事件前后 ESG 的效用。结

果见表 10，尽管有重大事件冲击，结果仍然是显著，并

且重大环境事件对于 ESG 对绩效的影响有显著促进

作用，回归结果稳健。

对于可能出现的内生性问题，本题考查的是工具

变量法。 用行业平均的 ESG 表现 ESGAVG 作为工具

变 量 ，替 换 企 业 ESG 表 现 ，并 用 两 阶 段 最 小 二 乘 法

（2SLS）进行回归。结果见表 11 所示，回归系数均出

现了明显的正数。回归的结果还是稳健的。

表 11 内生性检验（工具变量）

变量

ESGAVG t-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

adj. R2

（1）

ESGt-1

0.829***（51.825）

0.309***（49.272）

-0.574***（-16.872）

0.582***（6.762）

-0.065***（-9.957）

-0.086***（-7.577）

-5.407***（-34.248）

26009

0.238

（2）

ROA

0.052***（14.841）

0.005***（10.500）

-0.065***（-22.453）

0.266***（39.331）

-0.009***（-22.729）

0.013***（12.968）

-0.384***（-18.023）

26009

0.101

（3）

ESGt-1

0.829***（51.825）

0.309***（49.272）

-0.574***（-16.872）

0.582***（6.762）

-0.065***（-9.957）

-0.086***（-7.577）

-5.407***（-34.248）

26009

0.238

（4）

ROE

0.114***（14.259）

0.013***（12.265）

-0.060***（-8.198）

0.456***（30.983）

-0.015***（-13.932）

0.027***（11.342）

-0.946***（-19.189）

25842

0.028

注：括号内为 t值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水平下显著。

七、结论与启示

本文以 2010—2020 年 A 股上市公司为研究对象，对上市公司的 ESG 表现与企业财务表现之间的关联

关系进行实证测试。 研究结果表明：①公司对其 ESG 性能的改善能够促进公司财务表现的提高；②企业通

表 10 稳健性检验

变量

ESGt-1

ESGt-1 × pre_post t-1

Sizet-1

Levt-1

Cashflow t-1

BM t-1

Growth t-1

_cons

N

IndustryFE

YearFE

adj.R2

（1）

ROA

0.003***（6.81）

0.004***（5.66）

0.007***（14.63）

-0.064***（-21.13）

0.247***（36.26）

-0.009***（-21.01）

0.014***（13.83）

-0.130***（-13.90）

26009

Yes

Yes

0.207

（2）

ROE

0.008***（6.88）

0.006***（3.89）

0.018***（16.10）

-0.062***（-8.06）

0.430***（28.61）

-0.019***（-14.65）

0.027***（11.57）

-0.393***（-17.89）

25842

Yes

Yes

0.135

注：l. 表示滞后期，括号内为 t 值；*

、**、***分别表示在 10%、5%、1% 水

平下显著。

132

杨睿博等：ESG 表现对企业财务绩效的影响研究

过提升其 ESG 表现促进企业财务绩效的路径是提高了企业的信息透明度，降低了企业的信息不对称性；

③按企业性质、污染程度、区域经济发展程度的异质性检验结果发现，ESG 表现对企业绩效的促进作用在非

国有企业、非重污染企业及经济较发达的东部企业和非省会城市中表现更为明显。基于研究结论，本文提出

以下建议：

第一，企业需要增强融入 ESG 的意识，将环境、社会和公司治理的考量纳入企业战略规划中，同时融入

日常运营和决策过程中。同时，企业内部员工对 ESG 意识的培养和理解仍有待加强。组织内部教育和培

训，加强对 ESG 的宣传和沟通，才能形成 ESG 文化的内生动力。另外，企业应进一步加强与各利益相关方在

ESG 领域的合作，共同促进 ESG 意识在整个产业链中的传导，形成更大的影响力。

第二，政府应加强引导，推进 ESG 制度框架建设。针对国有企业重污染企业及经济落后地区企业的效

果不显著问题，政府应根据实际情况制定有效的激励机制和惩罚措施，进一步推动企业 ESG 表现与企业绩

效实现深层次融合。

第三，强化利益相关方对企业 ESG 业绩的重视。增强投资者、消费者等外部群体对于企业 ESG 表现的

重视，进一步加强外部监督力度，促使企业积极履行 ESG 责任。

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133

技术经济 第 42 卷 第 8 期

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The Impact of ESG Performance on Firm Performance

Yang Ruibo1

，Deng Chengtao2

，Hou Xiaozhou3

（1. Macau University of Science and Technology，Macau 999078，China；

2. Postdoctoral Station of Rural Credit Cooperative Association of Guangxi Zhuang Autonomous Region，Nanning 530000，China；

3. College of Foreign Languages，Hebei University，Baoding 071000，Hebei，China）

Abstract：ESG has become an important indicator of corporate performance. Research on the impact of ESG rating on corporate

performance is conducive to stimulating the ESG awareness of enterprises，enabling enterprises to actively assume the responsibility of

ESG disclosure，and bridging the information asymmetry between investors and enterprises. A fixed‑effect model was constructed，and

A‑share listed companies from 2010 to 2020 were taken as research samples to further test the heterogeneity，nature and regional

development degree of enterprises’pollution degree，and investigate the relationship between enterprises’ESG rating and corporate

financial performance as well as the mechanism effect of information transparency. The empirical results show that good ESG

performance can directly improve enterprise performance. Corporate information transparency as its mechanism. The relationship

between ESG performance and enterprise performance is affected by the degree of enterprise pollution，the nature of enterprise and the

level of regional economic development，and the ESG rating of enterprises with low pollution，non‑state‑owned enterprises，eastern

regions and non‑provincial capital cities can significantly improve enterprise performance. According to the above conclusions，some

experience for decision‑making has benn provided.

Keywords：ESG performance；enterprise financial performance；information transparency；heterogeneity

134

第 42 卷 第 8 期 技 术 经 济 2023年 8 月

朱奕帆等：

数字乡村建设对农户共同富裕影响的实证检验

朱奕帆，朱成全

（东北财经大学 马克思主义学院，辽宁 大连 116025）‑

摘 要：全民共同富裕关键在于农户共同富裕，而数字乡村建设是实现农户共同富裕的重要渠道。基于 2021 年中国社会状况

综合调查（CSS）数据，利用 Probit 模型，实证检验数字乡村建设对农户共同富裕的影响。结果表明，数字乡村建设能够显著促

进农户共同富裕。机制分析表明，数字乡村建设能够通过增加创业机会、优化要素配置结构、促进区域人才流动赋能农户共同

富裕。异质性结果表明，对于不同数字技术应用水平、财产性收入与社会关系的农户来说，数字乡村建设的促进作用并不存在

明显差异，这体现出数字乡村建设对农户共同富裕的包容性。据此，提出夯实数字乡村建设根基、发挥包容性创业“推进器”作

用、借力信息化平台优化要素配置结构的对策建议，以期发挥数字乡村建设在推动农户共同富裕中的积极作用。

关键词：数字乡村；共同富裕；数字素养；数字技术应用；财产性收入

中图分类号：F047.2 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）8—0135—10

一、引言

共同富裕是指在生产力不断发展基础上，全体居民在特定历史条件下坚持社会主义公平与正义原则共

享发展成果。党的十八大以来，党中央逐步将实现全体居民共同富裕摆在重要位置，并通过多项举措保障与

改善民生，为实现共同富裕创造良好环境。党的二十大报告中明确中国现代化本质要求，即“坚持中国共产

党领导，坚持中国特色社会主义，实现高质量发展，发展全过程人民民主，丰富人民精神世界，实现全体人民

共同富裕，促进人与自然和谐共生，推动构建人类命运共同体，创造人类文明新形态。”国家发展改革委相关

人员表示，将按照党中央统一决策部署出台《促进共同富裕行动纲要》，推动共同富裕目标更快速、高效落

地。随着中国式现代化加快推进，探索实现共同富裕路径已然成为我国社会发展中的关键议题（谢华育和孙

小雁，2021）。就我国经济发展状况而言，近年来，产业间、城乡间、区域间财富分布不均等问题进一步显现

（杨思涵和佟孟华，2023），更加凸显出实现共同富裕的重要性。而促进共同富裕最艰巨最繁重的任务仍然在

农村。这表明共同富裕愿景的实现，需加快补齐农村发展短板、缓解农户相对贫困、推动农业农村现代化，以

筑牢农户共同富裕的基石。

数字乡村建设作为助力乡村振兴的重要手段之一，深刻改变农村生产生活方式，对于农村发展与农户增

收发挥关键作用，可为农户实现共同富裕提供实现路径（李杰义等，2022）。农业农村部、中央网信办等部门

联合印发《数字乡村发展行动计划（2022—2025）》，明确提出“加快推进数字乡村建设，充分发挥信息化对乡

村振兴的驱动引领作用，整体带动和提升农业农村现代化发展，促进农业全面升级、农村全面进步、农民全面

发展”，这从侧面反映数字乡村建设对农户共同富裕具有底层驱动作用。理论而言，数字乡村建设以大数据、

互联网、信息技术等新一代数字手段，激活劳动力、土地、资金等要素配置活力，提升数字化生产力，加快城乡

产业联动发展，驱动农村地区高质量发展；以信息流带动技术流、资金流、人才流、物资流向农村地区流动，有

效提升农村地区要素生产率，为农户增收提供可能，助力农户共同富裕。同时，数字乡村建设亦可培育发展

数字乡村新产业、新业态、新模式，加快新型城镇化步伐，消除城乡发展鸿沟，推动农户早日实现共同富裕。

那么，面向中国式现代化新征程，数字乡村建设具体通过何种机制影响农户共同富裕实现？数字乡村建设对

不同类型农户共同富裕的作用是否存在差异？本文在理论分析基础上，利用中国社会状况综合调查（CSS）

农户数据，实证研究数字乡村建设对农户共同富裕的影响。边际贡献在于：第一，为农户共同富裕研究提供

一个全新视角，将数字乡村建设纳入农户共同富裕研究领域，就数字乡村建设与农户共同富裕关系进行实证

检验，深化数字乡村建设影响农户共同富裕的学术研究；第二，通过区分不同数字技术应用、财产性收入、社

收稿日期：2023-04-23

作者简介：朱奕帆，东北财经大学马克思主义学院博士研究生，研究方向：马克思主义经济哲学、政治经济学；（通讯作者）朱成

全，博士后，东北财经大学马克思主义学院院长，教授，博士研究生导师，研究方向：政治经济学。

135

技术经济 第 42 卷 第 8 期

会关系农户样本，探究数字乡村建设对农户共同富裕的影响差异，揭示数字乡村建设与农户共同富裕包容性

间的关系。

二、文献回顾

自共同富裕理念提出以来，学术界已取得显著成果。已有文献普遍认为，作为中国政府长期以来的重要

发展战略目标，共同富裕既是社会主义的本质体现，也是中国经济高质量发展的重要表现形式（Ma et al，

2019；王一鸣，2020；胡鞍钢和周绍杰，2022）。而要推动共同富裕目标逐步实现，最艰巨最繁重任务仍然在农

村（张海霞等，2022；刘旭雯，2022）。归纳现有文献，与农户共同富裕关联研究主要集中两方面：

一是主要围绕农民农村共同富裕单主体研究。谭燕芝等（2022）从富裕度、共同度、共享性、可持续性维

度建构指标体系，评价得出中国各省份农民共同富裕水平不断上升，且呈非均衡分布特征。唐亮和杜婵

（2022）立足于当前农民农村共同富裕存在问题，提出发挥党的领导作用、做大做强农村集体经济、促进乡村

宜居宜业等建议，旨在助力农民富裕富足。王进文（2023）基于内生性发展视角，探讨新发展阶段农民农村共

同富裕实现逻辑，并提出构建党建与党群联合机制、发挥先进榜样带动与公共文化治理、转变认知模式与强

化组织动员等实现路径。

二是“三农”与共同富裕的关系探讨，主要集中在以下几方面。第一，农户增收与共同富裕的关系。吴笑

语和蒋远胜（2022）研究得出，农村土地流转能够显著提高参与土地流转农民的家庭人均收入，为农户共同富

裕提供全新契机。蒋伯亨和温涛（2022）研究得出，农业供应链融资主要通过农户帮扶、扩大农户经营规模和

生产技术优化升级，增加农户收入，助力农户实现共同富裕。张兵和李娜（2022）研究指出，数字普惠金融与

非农就业均能够增加农户收入，进一步作用于农户实现共同富裕。朱哲毅等（2023）研究发现，互联网信息技

术应用有利于农户作出非农就业选择，助力农户增收，实现农户共同富裕。第二农业现代化与共同富裕。梁

琳（2022）研究发现，数字经济可通过优化农业结构，为农业现代化发展提供新契机，进而推动农户实现共同

富裕。管辉和雷娟利（2022）研究得出，新型城镇化能够为农业新现代化提供更完备的基础设施条件、更高素

质人才队伍及更高水平技术手段，加速农业现代化发展步伐，助力农户实现共同富裕。

已有文献中有关于数字乡村建设微观层面的影响研究较为丰富，学者们普遍认为，对农户个体或家庭而

言，数字乡村建设不仅增加农户对金融资产的需求，也可缓解农户信贷约束（刘子玉和罗明忠，2023；李博和

刘佳璇，2022；董丽霞，2022），提升农民消费水平。同时，数字乡村建设也可促进农户创业（戴志强等，2023）、

优化风险分担机制（吴海琳和曾坤宁，2022）。相应地，农户相对贫困问题也会受到数字乡村建设的直接影响

（赵德起和丁义文，2021）。尽管上述研究并没有直接聚焦农户共同富裕，但间接证明数字乡村建设是提升农

户收入的重要举措，对农户共同富裕具有积极影响。刘子玉和罗明忠（2023）研究得出，数字技术使用会提高

农户迈入共同富裕队列的可能性，并证明该结论对不同数字技术使用目的和使用频率的农户均成立。

基于上述分析，在现有文献基础上，基于 2021 年中国社会状况综合调查（CSS）数据，实证探讨数字乡村

建设对农户共同富裕的影响机制。此基础上，加入创业水平、要素配置结构、区域人才流动等中介变量，探析

数字乡村建设是通过何种作用机制影响农户共同富裕。进一步根据农户数字技术应用水平、财产性收入、社

会关系存在的差异，展开异质性探讨。本文旨在立足中国式现代化进程，明晰数字乡村建设对农户共同富裕

的影响作用，并为相关部门因地施策、因势施策出台保障民生福祉的政策提供理论参照。

三、理论分析

（一）数字乡村建设与农户共同富裕

近几年，《数字乡村建设指南 1.0》《数字乡村发展行动计划（2022—2025）》《乡村建设行动实施方案》等政

策文件为数字乡村建设指明方向。在政策文件指引下，各地区展开数字乡村建设实践探索，为建设数字中

国、推动农户共同富裕提供良好经验与借鉴。数字乡村作为农户共同富裕的战略方向，在农户增收与农村发

展两个方面发挥着重要作用，逐渐夯实共同富裕实现根基。在农户增收方面，已有研究表明，在“互联网+”

驱动下，相较于城镇居民，数字乡村建设对农户增收效应更加明显。随着数字乡村建设进程不断深化，农产

品销售半径不断延伸，有效提升农户议价能力及与中间商博弈能力。这在增加农户收入的同时，促使其有更

多能力承担教育、参保及就医等费用，极大地扩大农户接受教育与医疗服务的机会，加快共同富裕实现进

136

朱奕帆等：数字乡村建设对农户共同富裕影响的实证检验

程。且数字乡村建设过程中，数字化技术深入应用可为弱势农户在就业、教育、就医及参保方面提供更多便

利条件，缩小城乡居民在教育、医疗等方面享有方面存在的差距，在增加农户收入的同时，助力农户实现共同

富裕。就农村发展方面，数字乡村建设实践场景是借力数字红利分配，使得大量技能不足弱能群体可享用数

字经济带来“红利”，为农村地区带来大量就业岗位，助推农村高质量发展，实现农户共同富裕（邱泽奇和乔天

宇，2021）。与此同时，数字乡村建设推动城乡公共服务均等化、数字新基建均衡化布局，助力农村地区突破

信息瓶颈，促使各类要素资源实现共享，为农村发展提供生产要素支撑，亦为农户实现共同富裕提供更多可

能。特别是数字乡村建设借助数字基础设施，加快农村生产生活数字化与智能化转型步伐。这带动城乡商

贸流通一体化发展，衍生出诸多新型职业与岗位，有效带动农户就业，进而提升农户共同富裕水平。

基于上述分析，提出假设 1：

数字乡村建设能够促进农户共同富裕（H1）。

（二）传导机制分析

作为数字中国与乡村振兴的关键结合点，数字乡村建设除自身可直接助力农户实现共同富裕，还可助力

农户开展创新活动、优化要素配置结构及加速人口流动间接促进农户共同富裕。第一，数字乡村建设有利于

农户开展创业活动，增加农户非农收入，加速农户实现共同富裕进程。随着数字乡村建设进程不断推进，农

村地区各产业获得较为广泛的发展空间。以电子商务为主的产业数字化速度加快，增加农户参与创业机

会。依托新型产业发展形态，农户借助多样化网点布局完成线上、线下一体化创新，扩大收入边界（王剑程

等，2020）。尤其是在数字乡村建设过程中，农户非农就业渠道进一步扩充，创业积极性被激活。随着就业机

会增多，农户非农增收渠道增多，这有利于提升农户共同富裕水平。第二，数字乡村建设能够优化城乡要素

配置结构，助力农户共同富裕。数字乡村建设过程中，数字基础设施可使数据快速传播，实现生产要素高效

配置，实现农业高质量发展，继而作用于农户实现共同富裕。加之，数字乡村建设可克服生产要素在时间和

空间上限制，优化农村资源性能，扫除生产要素进入农村市场的障碍，提升城乡间资源匹配度，最终赋能农户

共同富裕。第三，数字乡村建设能够促进区域人才流动，助力农户实现共同富裕。在数字乡村建设过程中，

各级地方政府部门通过改革土地制度、户籍制度及金融体系，致力于破解我国存在已久城乡二元结构难题，

使得城乡土地市场、劳动力市场及金融市场实现高度统一。这为地区劳动力流动提供利好环境，有利于实现

区域内人才高效自主流动，助力农户实现共同富裕。

由此，提出假设 2：

数字乡村建设通过增加创业机会、优化要素配置结构及促进区域人才流动三个机制助力农户共同富

裕（H2）。

四、模型构建

（一）模型设定

为检验数字乡村建设对农户共同富裕的影响，参考秦芳等（2022）研究思路，构建如式（1）回归模型。

wealthi = α + β1 digiti + β2 Xi + β3 wealth'i + regioni + εi （1）

其中：wealthi 为被解释变量农户共同富裕；digiti 为解释变量数字乡村建设；wealth'i 为农户共同富裕滞后一期；

Xi为控制变量集合；regioni为地区固定效应；β1、β2、β3 为对应变量回归系数；α 为常数项；εi为随机误差项。

（二）变量说明

被解释变量：农户共同富裕（wealth）。共同富裕不仅包括经济维度的富裕，还包括社会发展维度的富

裕。基于这一实际情况，根据胡鞍钢和周绍杰（2022）研究思路，基于数据可得性原则，建立评价指标体系（见

表 1），旨在全面客观测度农户共同富裕水平。进一步利用等权重方法测度农户共同富裕发展机会，并将 3/5

作为临界值衡量农户共同富裕水平。即任何一个农户满足表 1 中任意 3 个条件，则视其进入到共同富裕行

列，赋值为 1，否则赋值为 0。

解释变量：数字乡村建设（digit）。综合目前学术界关于数字乡村建设的主流观点，参考已有研究（刘海

宇等，2023；潘锡泉，2023），从生产数字化、管理数字化、生活数字化维度出发，设计数字乡村建设综合评价指

标体系，结果见表 2。

137

技术经济 第 42 卷 第 8 期

表 1 农户共同发展机会及其状态的维度、指标与临界值

维度

收入

健康

教育

保障

就业

指标

收入水平

医疗负担

教育负担

是否参保

工作情况

临界值

收入高于全样本农村居民中位数收入的 50% 取值为 1，否则为 0

过去一年未遇到医疗支出大到难以承受赋值为 1，否则为 0

过去一年未遇到教育费用难以承受赋值为 1，否则赋值为 0

参与任何一项养老保险赋值为 1，否则为 0

参加农业生产劳动或从事非农工作赋值为 1，否则为 0

均值

0.669

0.654

0.702

0.874

0.669

标准差

0.476

0.485

0.458

0.471

0.496

表 2 数字乡村建设评价指标体系

一级指标

生产数字化

管理数字化

生活数字化

二级指标

淘宝村数量

电子商务进农村综合示范县

单位行政村农村投递线路长度

开通互联网宽带业务的行政村比例

交通运输、仓储和邮政业就业人员

人均互联网接入端口数量

交通便捷度

数字普惠金融数字化程度

单位

个

个

千米

—

人

个

—

—

方向

正向

正向

正向

正向

正向

正向

正向

正向

在测度综合指标时，利用熵值法确定具体权重，具体测算步骤如下。

第一步，构建评价指标体系初始数据矩阵：

X = {xkij

}ymn （2）

其中：xkij为 k 年 i省份 j项指标对应的数值；y、m、n 分别表示 k 年、i省份、j项指标对应的最大值。

第二步，对数据进行标准化处理，如式（3）所示。

正向指标：Xijt = xijt - minxijt

maxxijt - minxijt

， 负向指标：Xijt = maxxijt - xijt

maxxijt - minxijt

（3）

第三步，对矩阵进行标准化处理，如式（4）所示。

Y = {ykij

}ymn

，ykij = Xijt

∑i = 1

m

∑i，k

Xijt

（4）

第四步，计算信息熵，如式（5）所示。

ej = -K∑i = 1

m

∑i，k

( ykijlnykij)，K = 1

lnym （5）

其中：信息效应值 dj = 1 - ej

。

第五步，计算各指标权重，如式（6）所示。

wj = dj

∑

j

dj

（6）

第六步，计算各省份的综合得分。

Ski =∑

j

(wj × Xijt ) （7）

控制变量。借鉴已有研究（单德朋等，2022；徐志明，2021；罗明忠和刘子玉，2022），从以下三个方面选取

控制变量，以期提升回归结果精准性。农户特征层面，选取年龄、年龄平方、性别、婚姻状况、受教育年限、身

体健康度、风险测试作为控制变量。家庭特征层面，选用家庭规模、人口结构作为控制变量。区域特征层面，

将数字中国和东部地区作为控制变量。其中，数字中国体现数字基础设施水平差异；东部地区作为虚拟变

量，根据国家统计局划分标准，将位于京、津、沪、冀、鲁、苏、浙、闽、粤、琼地区的样本赋值为 1，反之赋值为 0。

该变量主要反映不同区域经济发展水平。

（三）数据来源

为刻画农户这一样本特殊情况，选用 2021 年中国社会状况综合调查（CSS）数据展开研究。该报告覆盖

30 个省、自治区、直辖市（因数据缺失，未包含西藏地区及港澳台地区），调查 592 个村/居委会，收集 10136 份

合格问卷，极具样本代表性。依据本文需要，仅保留农户样本，最终获得 4897 个样本。同时，数字乡村建设

138

朱奕帆等：数字乡村建设对农户共同富裕影响的实证检验

数据主要来自 Wind 数据库、国泰安县域数据库、中经统计县域数据库、各地级市统计年鉴、国家统计局及各

县域国民经济与社会发展统计公布。最后，根据数据可得性原则，对于 2021 年未查询到数据的县域，利用插

值法进行补齐。此外，鉴于熵值法对数据极端值敏感性较强，且数据极端值极有可能会使回归结果产生偏

误，对所有原始数据进行 5% 分位数缩尾处理，以使数据保持平滑状态。各变量描述性统计结果见表 3。

表 3 描述性统计

变量

农户共同富裕

数字乡村建设

年龄

年龄平方

性别（男性=1）

婚姻状况（已婚=1）

观测值

4897

4897

4897

4897

4897

4897

均值

1.132

0.036

39.654

2582.387

0.598

0.856

标准差

2.858

0.085

11.255

910.361

0.362

4.116

最小值

0

0

18

325

0

0

最大值

11.658

1

75

5748

1

1

变量

受教育年限

身体健康度

风险测试

家庭照料（是=1）

数字中国（互联网发展指数）

东部地区（是=1）

观测值

4897

4897

4897

4897

4897

4897

均值

3.254

0.509

0.365

4.652

5.698

0.274

标准差

1.169

0.563

0.749

2.019

0.442

0.964

最小值

0

0

0

0

2.304

0

最大值

19

5

1

1

7.254

1

五、实证结果

（一）基准结果

利用有序 Probit 模型对式（1）进行回归

分析，得到数字乡村建设对农户共同富裕

影响结果，见表 4。其中，列（1）~列（4）为全

样本中数字乡村建设对农户共同富裕影响

的估计结果。列（1）为不考虑控制变量情

况，数字乡村建设的回归系数为 0.405，且

通过 1% 显著性检验，说明数字乡村建设对

农户共同富裕具有显著促进作用。列（2）

为控制个体特征方面控制变量后，数字乡

村建设对农户共同富裕回归系数为 0.507，

且通过 1% 显著性检验，证明数字乡村建设

对农户共同富裕具有显著促进作用。列（3）

为控制家庭层面变量的回归结果，发现数

字乡村建设的回归系数依然为正，且通过

1% 显著性检验。列（4）为控制区域特征层面变量对应的回归结果，表明数字乡村建设对农户共同富裕回归

系数为正，依然通过显著性检验。上述结果充分说明，数字乡村建设对农户共同富裕具有促进作用。深究原

因可能是，数字乡村建设过程中，以互联网、大数据等为代表的数字技术逐步下沉农村地区，实现农村产业数

字化转型，助力农村地区高质量发展。同时，数字乡村建设加快农村产业融合，并延伸农村电子商务产业链

条，为农户借助非农就业增加收入提供诸多机会，继而推动农户实现共同富裕。

（二）稳健性检验

截面数据识别不足可能存在内生性问题，导致模型估计结果存在偏误。关键原因在于：第一，虽然回归

中已经加入地区层面的控制变量，但仍可能存在遗漏变量问题，如农户所在村庄的资源禀赋、农户所处省份

等变量；第二，农民收入水平越高地区越有利于进行数字乡村建设，导致数字乡村建设与农户共同富裕存在

双向因果问题。为纠正内生性问题导致的估计偏误，本文选取农户所处村庄地貌作为数字乡村建设的工具

变量。农户所处村庄主要包括平原、丘陵、山地及高原，这一自然条件一般不会直接影响农户共同富裕，但对

数字乡村建设会产生直接影响，满足工具变量外生性和相关性要求。进一步利用两阶段最小二乘法（2SLS）

进行工具变量回归，结果见表 5 的列（1）。其中，LM 统计量为 10.587，Gragg‑Donald Wald F 统计量为 10.255，

两者均在 1% 统计水平上拒绝原假设，说明工具变量有效；杜宾吴豪斯曼（DWH）统计量为 27.55，在 1% 统计

水平上拒绝原假设，说明解释变量存在内生性问题；第一阶段回归结果中，工具变量回归系数为 -0.025，

且在 1% 统计水平上显著。表 5 的列（1）显示，数字乡村建设对农户共同富裕具有显著正向影响，支持基准回

归结论。

表 4 基准回归结果

变量

数字乡村建设

年龄

年龄平方

性别

婚姻状况

受教育年限

身体健康度

风险测试

家庭照料

数字中国

东部地区

常数项

样本量

R2

被解释变量：农户共同富裕

（1）

0.405***（0.085）

（2）

0.507***（0.089）

-0.254***（-0.052）

-0.048（-0.034）

-0.059（-0.067）

-0.036（-0.024）

0.056***（0.018）

-0.069***（-0.017）

-0.019（-1.574）

3.398***（0.577）

4897

0.109

（3）

0.511***（0.065）

-0.059***（-0.015）

-0.042（-1.458）

-0.036（-0.741）

-0.154（-1.028）

0.056***（0.011）

-0.063***（-0.017）

-0.018（-1.120）

-0.068***（-0.008）

2.547（2.698）

4897

0.105

（4）

0.485***（0.047）

-0.057***（-0.017）

-0.047（-1.254）

0.063（-0.054）

-0.198（-1.025）

0.053***（0.016）

-0.069***（-0.011）

-0.019（-1.157）

-0.067***（-0.021）

0.039（0.065）

0.274***（0.084）

3.654**（0.789）

4897

0.104

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为村级聚类的稳健标准误；

年龄平方指农户主年龄的平方。

139

技术经济 第 42 卷 第 8 期

此外，本文还进行以下稳健性检验：第一，采用因子分析方法测算数字乡村建设情况，并对式（1）进行最

小二乘估计（OLS）回归分析，结果见表 5 的列（2）。第二，更换估计方法。农户共同富裕结果差异并不是完全

由数字乡村建设所引起，也可能是个人、家庭等因素所引

起，使得上述研究结论可能存在选择偏差。因此，利用倾向

得分匹配法（PSM）探讨数字乡村建设对农户共同富裕的影

响，以此验证回归结果的稳健性（表 6）。结果显示，不论是

利用最近邻匹配法还是卡尺匹配法，数字乡村建设对农户

共同富裕均具有显著正向影响，并通过 1% 显著性检验。且

通过这一结果可知，数字乡村建设有利于促进农户共同富

裕，与基准回归结果具有一致性，表明前文研究结论具有可

靠性。

表 6 PSM 估计结果

匹配方法

最近邻匹配法

卡尺匹配

被解释变量

农户共同富裕

农户共同富裕

实验组

3.887

3.658

控制组

3.374

3.385

实验组平均处理效应（ATT）

0.366***

0.309***

标准误

0.129

0.105

T

2.837

2.943

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著。

六、机制检验

基于上文假设，围绕创业机会、城乡要素配置结构及区域人口流动三个维度，研究数字乡村建设对农户

共同富裕的作用机制。

（一）基于创业机会的机制检验

数字乡村建设促使电子商务、物流等行业下沉农村，为农户创业提供更多可能。而农户参与多元化创业

可增加其收入渠道，扩充非农性收入，推动农户实现共同富裕。由此可知，数字乡村建设有助于通过增加农

户创业机会，助力农户共同富裕。在实证检验时，为减轻农户创业与数字乡村建设的反向因果关系，借鉴张

勋等（2019）研究思路，利用新增创业数量克服反向因果关

系。如果 2019 年该农户未从事工商业生产，2021 年调查时

从事工商业经营，则赋值为 1，否则为 0。表 7 中列（1）为数

字乡村建设对农户创业影响的回归结果。数字乡村建设的

回归系数为 0.093，且通过显著性检验，说明数字乡村建设水

平越高，农户创业概率越大。

分析农户创业对农户共同富裕的影响，结果见表7的列（2）。

农户创业回归系数为 0.587，且通过 1% 显著性检验，说明创

业有利于农户实现共同富裕。结合表 7 的列（1）、列（2）结果

可知，农户创业是数字乡村建设影响农户共同富裕的重要

作用机制。

（二）基于要素配置结构的机制检验

数字乡村建设不仅可以直接助力农户实现共同富裕，

还可通过调整要素结构助力农户共同富裕，加速乡村振兴

步伐。因此，将要素配置结构作为被解释变量，利用 OLS 模

型进行实证分析，结果见表 8。其中，本文涉及要素结构主

要包括农业资本替代劳动力、亩均农业技术及土地经营规

模。农业资本替代劳动力的衡量方式参考张正平和王琼

（2021）研究思路，采用农户农业资本总投入与农业劳动力人数之比表征。其中，农户资本投入利用当年的农

机租赁费、灌溉费、农户持有农业机械折旧价值之和表示。亩均农业技术借鉴刘洋和颜华（2022）研究，利用

亩均耕地农业机械化程度表征。土地规模经营借鉴刘洋和余国新（2022）研究成果，利用人均耕地面积衡量。

回归结果中，数字乡村建设回归系数为正，且通过 1% 显著性检验，说明数字乡村建设越好，要素配置结

表 5 稳健性检验结果

变量

数字乡村建设

控制变量

常数项

样本量

R2

农户共同富裕

2SLS

7.552***（2.745）

控制

4.505**（1.874）

4897

0.108

农户共同富裕

OLS

0.799***（0.189）

控制

4.582**（1.852）

4897

0.528

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为

村级聚类的稳健标准误。

表 7 机制检验‑农户创业

变量

数字乡村建设

农户创业

其余变量

常数项

样本量

R2

农户创业

（1）

0.093（* 0.068）

控制

0.765（0.754）

4897

0.012

农户共同富裕

（2）

0.587***（0.118）

控制

0.658（0.759）

4897

0.587

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为

村级聚类的稳健标准误。

表 8 机制检验‑要素配置结构

变量

数字乡村建设

要素配置结构

其余变量

常数项

样本量

R2

要素配置结构

（1）

0.774***（0.131）

控制

1.205（2.254）

4897

0.286

农户共同富裕

（2）

0.556***（0.154）

控制

1.788（3.254）

4897

0.109

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为

村级聚类的稳健标准误。

140

朱奕帆等：数字乡村建设对农户共同富裕影响的实证检验

构越合理。即数字乡村建设有利于实现优化要素配置结构，增加城乡居民共享发展成果的机会。要素配置

结构回归系数为正，说明要素配置结构越合理，越有利于农户共同富裕。结合表 8 的列（1）、列（2）可知，城乡

要素配置结构是数字乡村建设助力农户共同富裕的重要渠道。

（三）基于区域人才流动的机制检验

随着数字乡村建设进程不断深入，城乡高端人才流动频繁能够盘活乡村发展潜力，为农户共同富裕早日

实现提供基础人力支持。因此，本文将区域人才流动作为数字乡村建设影响农户共同富裕的重要渠道进行

研究。人才流动借鉴曹薇和董文婷（2022）研究思路，根据人才流动会形成人才集聚这一特点，利用区域人才

集聚水平衡量人才流动。作为区域经济学位中的一个重要概念，区位熵在集群中被广泛应用，通常情况下用

其反映产业集聚度与专业化水平。有鉴于此，借鉴吴远仁和李淑燕（2022）研究方法，构建人员流动指标：

pflij = lnPi × lnPGDPj

Dij

（8）

pfli =∑

j = 1

n

pflij （9）

其中：i、j为省份；pflij 为 i 省份流向 j省份的人口量；i 省份人口数用 P 表示；j省份人均 GDP 用 lnPGDPj 表征；i、j

两个省份省会城市根据经纬度测度获得的距离用 Dij 表示；i省份流动到其他省份总人员数量用 pfli 表示；n 代

表省份数量，本文中 n = 30。

将区域人才流动作为被解释变量，利用 Probit 模

型进行分析，结果见表 9。列（1）结果显示，数字乡村

建设回归系数为正，且通过 1% 显著性检验，表明数字

乡村建设有利于区域人才流动。列（2）中，区域人才

流动回归系数为正，且通过显著性检验，说明区域人

才流动对农户共同富裕具有正向促进作用。由此可

得出区域人才流动是数字乡村建设影响农户共同富

裕的重要机制。

七、异质性检验

基准回归结果显示，数字乡村建设对农户共同富裕具有正向促进作用。基于此，分析该效应在不同群体

之间是否具有异质性。已有研究表明，农户数字技术应用水平、财产性收入与社会关系是影响其共同富裕的

重要因素。若数字乡村建设更多帮助在数字技术应用、财产性收入及社会关系方面具有优势的群体，这会加

剧农村地区内部贫富差距，阻碍农户共同富裕。为验证是否存在这一问题，本文进行异质性检验。

（一）基于数字技术应用水平的异质性检验

已有研究表明，互联网更有利于数字技术应用较好的群体发展，那么数字乡村建设是否也存在类似情

况？为解答这一问题，根据调查问卷中“现有互联网比较普及，大家可以用手机和电脑上网，你平时上网吗？”

该题项的答案表征农户数字技术应用水平。答案为“上网”，赋值为 1，视为农户应用数字技术；答案为“不上

网”，赋值为 0，视作农户未应用数字技术。表 10 的列（1）中回归结果表明，数字乡村建设对数字技术应用组

与数字技术未采纳组农户共同富裕的促进作用并未呈现出明显差异。深究其因可能是，在数字乡村建设过

程中，低数字技术应用水平的农户也可直接参与到线上零售。这代表数字技术水平应用较低的群体也能够

从中获取相应收益，进而实现农户共同富裕。

（二）基于财产性收入的异质性检验

按照农户财产性收入对样本进行分类，考察数字乡村发展对于不同财产性收入的农户共同富裕是否存

在差异。利用 CSS 问卷中“财产性收入”这一问题对农户财产性收入进行测度。同时，为消除异方差造成不

利影响，对农户财产性收入进行取对数处理。根据农户 2021 年财产性收入由高到低进行排序，将财产性收

入低于中位数农户列为低收入组，反之则列为高收入组，回归结果见表 10 的列（2）。结果表明，对于不同财

产性收入组来说，数字乡村建设对农户共同富裕影响亦不存在明显差异。可能原因是，对于低财产性收入农

户来说，数字乡村发展为其带来更多增收机会，呈现出数字乡村建设对不同财产性收入群体共同富裕影响差

表 9 机制检验‑区域人才流动

变量

数字乡村建设

区域人才流动

其余变量

常数项

样本量

R2

区域人才流动

（1）

0.112***（0.029）

控制

2.587***（0.645）

4897

0.0547

农户共同富裕

（2）

0.191***（0.057）

控制

3.564***（1.025）

4897

0.0541

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为村级聚类

的稳健标准误。

141

技术经济 第 42 卷 第 8 期

异不明显的现状。

（三）基于社会关系的异质性检验

农村地区社会关系主要通过“人情”体

现，而“人情”首要功能是在维持农村人际互

动 基 础 上 立 起 农 民 互 动 关 系（吴 言 波 等 ，

2019）。有鉴于此，根据陈江华等（2020）研

究成果，选择与其他农户交流状况、其他农

户互助状况测度农户的社会关系。其中，与

其他农户互动较少赋值为 1，一般赋值为 2，

较多赋值 3；与其他农户交流基本没有赋值

为 1，有 一 些 赋 值 为 2，交 流 较 多 赋 值 为 3。

进一步将两项指标得分均小于 2 的农户归

纳为低社会关系组；将得分大于等于 2 的农

户归纳为高社会关系组。最后，利用交互项方式进行分析，结果见 10 的列（3）。交互项回归系数依然未通过

显著性检验，说明数字乡村建设对于不同组别社会关系农户促进作用并未产生显著差异。可能原因是，数字

乡村建设带来的市场化雇佣行为一定程度上会降低不同农户间社会关系的差异。

总之，对于不同数字素养、财产性收入及社会关系的农户而言，数字乡村建设对农户共同富裕影响不存

在明显差异。这说明数字乡村建设并没有扩大农户间差距，表明数字乡村建设具有较强的包容性。

八、结论与建议

本文基于 2021 年中国社会状况综合调查（CSS）数据，采用 Probit模型检验数字乡村建设对农户共同富裕

的影响，系统研究二者之间关系，得到如下结论：①数字乡村建设能够推动农户共同富裕；②数字乡村建设主

要通过增加农户创业机会、优化城乡要素配置结构及促进劳动力双向流动影响农户共同富裕；③异质性分析

发现，对于不同数字技术应用、财产性收入、社会关系的农户来说，数字乡村建设对农户共同富裕并未体现显

著差异，说明数字乡村建设具有较强的包容性。据此，提出如下对策建议：

第一，夯实数字乡村建设根基。据上述实证结果可知，数字乡村建设对农户共同富裕具有显著的正向影

响。由此，各级地方政府应夯实数字乡村建设根基，为数字乡村建设推动农户共同富裕奠定基础。一是持续

完善数字乡村发展政策。地方政府应根据相关政策引导，出台多项政策支持农业农村发展，为数字乡村建设

提供政策指引。同时，农村地区应积极开展涉农互联网营销活动，全面助力数字乡村建设。二是发挥信息技

术强大优势。农村地区应将大数据、区块链等技术融入农村生产、教育、医疗之中，实现农村数据“上云”与数

据共享，精准解决农村发展问题。三是培养基层专业数字人才队伍。政府内部应积极调整人才结构，提升农

户地区人才薪资水平，吸引更多人才流向农村地区。同时，农村地区应基于现有的人才，致力于提升乡村教

师、农民企业家等群体的数字技术应用水平，实现以数字技术促进乡村治理现代化，继而赋能农户共同富裕。

第二，发挥包容性创业“推进器”作用。由上文结论可知，农户创业是数字乡村建设助力农户共同富裕发

展的重要作用渠道。各地方政府应积极补齐包容性创业短板，赋能农户实现共同富裕。在微观层面，强化创

业创新能力培训力度。政府部门应围绕农村数字经济发展趋势，开发有针对性的培训项目，注重创业导师队

伍建设，充分发挥乡村创业能人带动作用，为农户创业提供创业创新辅导。中观层面，政府部门应引导国内

互联网龙头企业加速资金、技术和服务扩散，带动农村地区中小微企业开展技术与服务创新，增强初创企业

的市场竞争力。在宏观层面，政府部门通过财政、金融、教育、就业等一系列公共政策工具，构建完善的包容

性创业政策环境，带动农户创业，旨在提升农户共同富裕水平。

第三，借力信息化平台优化要素配置结构。为发挥要素配置结构在数字乡村建设助力农户共同富裕中

的积极作用，相关主体应构建信息化平台，为全域要素有序流动提供精准支持。一方面，政府部门应基于地

区发展规划及土地流动实际情况，构建土地流动数据库和交易平台，助力土地流转，推动区域内农业规模化

生产，实现农户增收，助力农户实现共同富裕；另一方面，地方政府应发挥主导作用，建立连接农村地区与企

业的信息精准匹配平台及时发布土地流转、开发条件等信息，为农业实现规模化经营提供支持，提升农户收

表 10 异质性检验结果

变量

数字乡村建设

数字乡村建设×数字技术未采纳组

数字乡村建设×低收入组哑变量

数字乡村建设×低社会关系组哑变量

数字技术未采纳组哑变量

低收入组哑变量

低社会关系组哑变量

其余变量

常数项

样本量

R2

被解释变量：农户共同富裕

（1）

0.455***（0.091）

0.128（0.152）

控制

控制

4.098***（0.941）

4897

0.108

（2）

0.294***（0.087）

-0.078（-0.127）

控制

控制

9.574***（2.687）

4897

0.271

（3）

0.344***（0.096）

0.154（0.155）

控制

控制

3.859**（1.745）

4897

0.152

注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10% 的水平显著；括号内为村级聚类的稳健标

准误。

142

朱奕帆等：数字乡村建设对农户共同富裕影响的实证检验

入水平，赋能农户共同富裕。

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An Empirical Test of the Impact of Digital Village Construction on the Common Prosperity of

Farmers

Zhu Yifan，Zhu Chengquan

（School of Marxism，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116025，Liaoning，China）

Abstract：The key to the common prosperity of the whole people lies in the common prosperity of farmers，and the construction of

digital village is an important channel to achieve the common prosperity of farmers. Based on the comprehensive survey of China’s

social situation（CSS）data in 2021，Probit model was used to empirically test the impact of digital village construction on the common

prosperity of farmers. The results show that digital village construction can significantly promote the common prosperity of farmers. The

mechanism analysis shows that the construction of digital village can empower the common prosperity of rural households by increasing

entrepreneurial opportunities， optimizing the allocation structure of factors， and promoting the flow of regional talents. The

heterogeneity results show that for farmers with different digital technology application levels，property income and social relations，

there is no obvious difference in the promotion role of digital village construction，which reflects the inclusiveness of digital village

construction for common prosperity of farmers. Based on this，it puts forward countermeasures and suggestions to consolidate the

foundation of digital village construction，give full play to the“propeller”role of inclusive entrepreneurship，and optimize the

allocation structure of elements through the information platform，so as to give full play to the positive role of digital village construction

in promoting the common prosperity of farmers.

Keywords：digital village；common prosperity；digital literacy；digital technology application；property income

144