雷輝 唐世一 盛瑩 陳收

[摘要]在通過世界銀行對中國企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，以及克服內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，本研究探析了企業(yè)流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制，從數(shù)字技術(shù)在生產(chǎn)運營、產(chǎn)品銷售、容戶維護等環(huán)節(jié)的應(yīng)用水平入手，同時考慮外部營商環(huán)境，即簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用，試圖深化和準(zhǔn)確分析流程數(shù)字化對企業(yè)績效微觀影響機制。研究顯示，企業(yè)流程數(shù)字化能夠顯著促進企業(yè)績效，且企業(yè)所處營商環(huán)境的優(yōu)化能夠強化企業(yè)流程數(shù)字化對企業(yè)績效的正向促進作用。在機制分析中，本研究采用逐步回歸檢驗、Sobel檢驗、Bootstrap檢驗及分不同環(huán)節(jié)流程數(shù)字化進行中介效應(yīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)流程數(shù)字化通過供應(yīng)鏈信息分享渠道提升企業(yè)績效。企業(yè)應(yīng)加快流程數(shù)字化、信息化轉(zhuǎn)型，完善供應(yīng)鏈信息共享機制，加強流程數(shù)字化能力，把握數(shù)字經(jīng)濟戰(zhàn)略機遇。而政府部門應(yīng)進一步優(yōu)化營商環(huán)境，鼓勵企業(yè)數(shù)字化、信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，鼓勵企業(yè)構(gòu)建信息共享機制，助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]流程數(shù)字化;供應(yīng)鏈信息分享;企業(yè)績效

[中圖分類號]F272

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]1008-1763（2021）06-0067-13

一引言

近年來，我國數(shù)字經(jīng)濟高速發(fā)展?！笆濉逼陂g，我國數(shù)字經(jīng)濟對GDP增長的貢獻率始終保持在50%以上，2019年的貢獻率達(dá)到了67.7%，成為驅(qū)動我國經(jīng)濟増長的核心力量。信息化、數(shù)字化和智能化已經(jīng)成為重要發(fā)展趨勢，以互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能、區(qū)塊鏈等新一代信息技術(shù)為主要驅(qū)動力的數(shù)字經(jīng)濟逐漸成為我國經(jīng)濟發(fā)展的新動力與新引擎2。在國家“以信息化促進工業(yè)化，以工業(yè)化帶動信息化”的“兩化”發(fā)展戰(zhàn)略指引下，信息技術(shù)的潛能呈現(xiàn)出裂變式爆發(fā)，引領(lǐng)新一輪科技革命如火如茶地展開。而數(shù)字化、信息化對于企業(yè)的發(fā)展來說更是至關(guān)重要的，尤其在新冠肺炎疫情和經(jīng)濟下行壓力的雙重影響下，如何通過數(shù)字技術(shù)賦能來提升自身績效以獲得長足發(fā)展是企業(yè)必須要突破的難題。Fawcett等認(rèn)為，信息技術(shù)的進步推動了商業(yè)實踐的重塑和業(yè)務(wù)流程的改造，信息資源的溝通與協(xié)作是這些活動得以完成的核而由于傳統(tǒng)的業(yè)務(wù)流程方式缺少承載準(zhǔn)確和及時的數(shù)據(jù)傳遞、流通的技術(shù)，業(yè)務(wù)流程難以依靠數(shù)字技術(shù)進行分析。2020年，濟濟科技研究院在對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型挑戰(zhàn)調(diào)查中顯示：流程和管理數(shù)字化的挑戰(zhàn)在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型挑戰(zhàn)中占比高達(dá)24%?？梢妼τ谄髽I(yè)而言，流程數(shù)字化是當(dāng)前企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的首要問題。流程數(shù)字化（business processdigitization）是指企業(yè)使用數(shù)字技術(shù)支持新的業(yè)務(wù)流程或補充現(xiàn)有活動或流程的行為或決策，具體而言就是企業(yè)為支持業(yè)務(wù)的快速增長、對客戶需求更敏捷地反應(yīng)，以及實現(xiàn)資金流、現(xiàn)金流和物流可視而進行的數(shù)字化決策。以往的多數(shù)研究證明，數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用會提升企業(yè)績效，但關(guān)于其提升企業(yè)績效的微觀機制卻少有研究6-9。而數(shù)字技術(shù)所帶來的信息資源，為企業(yè)與企業(yè)之間創(chuàng)設(shè)了溝通渠道促使企業(yè)與上下游企業(yè)分享供需信息1，進而提高了企業(yè)績效2。例如，企業(yè)存在的高庫存和低流轉(zhuǎn)等問題是否能通過流程數(shù)字化來緩解以達(dá)到提升企業(yè)績效的目的4-。與此同時，營商環(huán)境作為企業(yè)發(fā)展的重要外部影響因素，對企業(yè)績效的影響不言自明。尤其在當(dāng)前我國處于改革的深水區(qū)，反腐敗和簡政放權(quán)力度都空前加大的背景下，企業(yè)在不同的營商環(huán)境下，流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制又有何不同？這些企業(yè)面臨的現(xiàn)實問題，都需要從理論上進行客觀、全面的詮釋。因此，從供應(yīng)鏈信息分享的角度出發(fā)，本研究剖析流程數(shù)字化對企業(yè)績效的微觀影響機制，同時考慮營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，有助于揭示流程數(shù)字化影響企業(yè)績效的黑箱。

以往的研究雖然涉及了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與其績效之間的關(guān)系，但多數(shù)研究集中在企業(yè)數(shù)字化對于企業(yè)創(chuàng)新績效16-19、創(chuàng)業(yè)路徑的影響等研究，且大多為單個或多個案例研究，較少涉及更加微觀的企業(yè)流程數(shù)字化對于企業(yè)績效的影響實證研究20。而就供應(yīng)鏈信息分享而言，已有研究大多單純考慮供應(yīng)鏈信息分享對價值或績效方面帶來的影響，少有研究對信息分享的原因進行考究，這使得對企業(yè)進行供應(yīng)鏈信息分享的條件和意愿的研究較為匱乏。因此，流程數(shù)字化是否為供應(yīng)鏈信息分享提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)和技術(shù)條件，以及其是否促使企業(yè)通過供應(yīng)鏈信息分享而提升了企業(yè)績效，這一重要微觀機制尚需明晰。本文所定義的企業(yè)流程數(shù)字化是以數(shù)字信息技術(shù)在具體的業(yè)務(wù)流程的支持力度來衡量，具體包括數(shù)字技術(shù)對合作伙伴關(guān)系、產(chǎn)品服務(wù)估計、生產(chǎn)運營、市場營銷和銷售，以及客戶關(guān)系5個方面的應(yīng)用支持水平和程度來衡量。同時，本文通過企業(yè)與上下游合作方分享供求信息來衡量供應(yīng)鏈信息，同時考慮外部營商環(huán)境，即簡政放權(quán)的力度和政治穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用，試圖深化流程數(shù)字化對企業(yè)績效的微觀影響機制。

本文可能存在的邊際貢獻在于：1）本文從流程數(shù)字化層面出發(fā)，突破以往案例研究、質(zhì)性研究的范式，通過多行業(yè)、大樣本的方式分析流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制，并考慮外部營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。2）以往對于供應(yīng)鏈信息分享的研究大多局限于整條供應(yīng)鏈的視角，且基本將供應(yīng)商作為具有信息優(yōu)勢的一方，默認(rèn)供應(yīng)鏈信息是從供應(yīng)商到零售商單向流動的。本文從單個企業(yè)的視角出發(fā)，將供應(yīng)鏈信息分享界定為雙向流動的，即包含本企業(yè)向上游企業(yè)信息分享和本企業(yè)向下游企業(yè)的信息分享，通過供應(yīng)鏈信息分享的視角明晰流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制，探究流程數(shù)字化能否促使企業(yè)供應(yīng)鏈信息分享行為，進而產(chǎn)生提升企業(yè)績效的作用本文的研究深化了流程數(shù)字化與企業(yè)績效之間的微觀作用機制，為當(dāng)前我國實施數(shù)字化戰(zhàn)略和進一步優(yōu)化營商環(huán)境的大政方針提供企業(yè)層面的實踐依據(jù)，同時為企業(yè)在數(shù)字化轉(zhuǎn)型的高質(zhì)量發(fā)展實踐道路上提供了來自理論層面的指導(dǎo)。

二理論分析與研究假設(shè)

（一）流程數(shù)字化與企業(yè)績效

隨著信息化和數(shù)字化時代的到來，數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)展對企業(yè)的邊界與價值創(chuàng)造產(chǎn)生了變革性的影響。數(shù)字技術(shù)的有效應(yīng)用對企業(yè)的發(fā)展至關(guān)重要，信息化革命正在重組客戶服務(wù)、運營、產(chǎn)品營銷分銷渠道和相關(guān)商業(yè)實踐的基礎(chǔ)。如何準(zhǔn)確地評估和認(rèn)識數(shù)字化對企業(yè)生產(chǎn)績效和組織結(jié)構(gòu)的影響是經(jīng)濟學(xué)和管理科學(xué)近年來一直非常關(guān)注的問題。而現(xiàn)有文獻表明，企業(yè)可以通過利用數(shù)字技術(shù)來降低成本、増加收入或兩者兼而有之來提高其業(yè)務(wù)績效，降低成本包括降低信息流通成本、交易成本24，數(shù)字技術(shù)在各個業(yè)務(wù)流程的應(yīng)用能夠降低未來業(yè)務(wù)的搜索成本，也能降低跨區(qū)域的業(yè)務(wù)交易成本，實現(xiàn)與遠(yuǎn)距離企業(yè)及時進行有效的知識交換進而實現(xiàn)合作創(chuàng)新戰(zhàn)略，甚至能夠讓企業(yè)獲得訪問客戶信息和偏好的權(quán)利，提供個性化的服務(wù)和產(chǎn)品，拉近企業(yè)與消費者的距離，壓縮渠道環(huán)節(jié)，進而提升企業(yè)績效。増加收入包括促使企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品和服務(wù)以形成差異化的競爭力、提升企業(yè)知識吸收能力、促使形成戰(zhàn)略聯(lián)盟等路徑來提升企業(yè)績效。數(shù)字化技術(shù)的應(yīng)用豐富了企業(yè)整體流程數(shù)據(jù)挖掘空間3-，企業(yè)業(yè)務(wù)流程信息的數(shù)字化使得分析和算法操作成為可能，進而為企業(yè)各個流程的決策與行為提供依據(jù)，同時也能促使企業(yè)開始挖掘傳統(tǒng)市場外的長尾需求，加快客戶反應(yīng)速度，促成產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工和協(xié)同作業(yè)，助推企業(yè)整體運營效率提高，進而提升企業(yè)總體績效。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：流程數(shù)字化正向促進企業(yè)績效

（二）供應(yīng)鏈信息分享的中介作用

流程數(shù)字化通過供應(yīng)鏈信息分享正向促進企業(yè)績效的提升。隨著市場邊界的日益模糊，知識、信息等無形要素對于企業(yè)的發(fā)展而言已經(jīng)變得越來越重要，與利益相關(guān)者實現(xiàn)信息共享，充分利用內(nèi)外部資源，成為企業(yè)提升競爭力的重要途徑。尤其是在社會信息化、數(shù)字化趨勢下，企業(yè)能否快速獲得供需信息進而制定生產(chǎn)運營決策和戰(zhàn)略是其績效的重要影響因素。為了有效地應(yīng)對外部環(huán)境的快速變化，公司必須熟悉并能管理變化的環(huán)境中產(chǎn)生的新信息，并采用能夠使企業(yè)正確、快速決策的公司管理結(jié)構(gòu)。數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用使得企業(yè)具有快速、高效分享和獲取供應(yīng)鏈信息的基礎(chǔ)，為企業(yè)從供應(yīng)商、承包商、客戶等合作伙伴，以及市場獲取供應(yīng)鏈信息，進而創(chuàng)造企業(yè)間的關(guān)系價值，提升企業(yè)績效。

Cardona：按照共享對象不同將信息共享分為生產(chǎn)商信息共享、客戶信息共享、承包商信息共享及供應(yīng)商信息共享1。企業(yè)能與供應(yīng)商分享原材料和成品庫存水平信息，與客戶分享生產(chǎn)計劃和補充計劃，進而通過提高設(shè)備利用率、減少庫存、增加訂單量等途徑來提升企業(yè)績效2。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2，流程數(shù)字化通過企業(yè)供應(yīng)鏈信息分享的路徑提升企業(yè)績效，即供應(yīng)鏈信息分享在流程數(shù)字化與企業(yè)績效之間起中介作用。

（三）營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

營商環(huán)境越好，流程數(shù)字化對企業(yè)績效的正向促進作用越大的?！笆奈逡?guī)劃”中，“優(yōu)化營商環(huán)境、激發(fā)市場主體活力”依然是中央全面深化改革委員會的重要工作內(nèi)容。政府部門不斷推進“放管服”改革，致力于“減證照、壓許可、優(yōu)服務(wù)”等工作，以新時代高質(zhì)量發(fā)展為目標(biāo)指引，為企業(yè)發(fā)展建立良好的營商環(huán)境。盡管政府的行政審批制度能夠有效規(guī)避企業(yè)可能給市場帶來的潛在危害，但近年來企業(yè)為辦一紙證照而“跑斷腿”的新聞屢見不鮮，這樣繁瑣的行政審批制度已經(jīng)嚴(yán)重增加了企業(yè)的生產(chǎn)運營成本，阻礙企業(yè)的進一步發(fā)展4。而營商環(huán)境對企業(yè)發(fā)展的具體影響機制主要包括以下兩個方面方面，政府對企業(yè)的生產(chǎn)運營等流程干預(yù)越多，行政審批程序越繁雜，企業(yè)用于與政府部門維護關(guān)系、處理相關(guān)事項的成本越大，進而導(dǎo)致企業(yè)績效降低4-1;另一方面，企業(yè)面臨完善、健全的營商環(huán)境時，其交易成本、制度成本會相應(yīng)降低，且營商環(huán)境的優(yōu)化會一定程度上促進企業(yè)創(chuàng)新，達(dá)到提升企業(yè)績效的目的49-1。良好的營商環(huán)境意味著穩(wěn)健的政策和嚴(yán)格的法律法規(guī)，當(dāng)這些基礎(chǔ)具備時，良好的營商環(huán)境能通過研發(fā)創(chuàng)新、降低成本、增加企業(yè)間合作等路徑而提升企業(yè)績效。雖然行政審批之類的制度一定程度上有利于確定企業(yè)生產(chǎn)運營的正規(guī)性和法律性質(zhì)，但從我國的營商環(huán)境現(xiàn)實層面來看企業(yè)需要一個更加簡化的行政審批環(huán)節(jié)。而本文將政治穩(wěn)定性界定為“政策規(guī)章制度是否頻繁變換”如果是，則該企業(yè)面臨的營商環(huán)境存在政治不穩(wěn)定;如果否，則該企業(yè)面臨的營商環(huán)境為政治穩(wěn)定。頻繁的規(guī)章制度變更會增加企業(yè)的非生產(chǎn)性支出或隱性的行政費用5，對企業(yè)的生產(chǎn)性資源具有擠占效應(yīng)5，減少企業(yè)預(yù)期收益5，面臨更嚴(yán)格的約束和規(guī)范?；诖?，本文認(rèn)為，在更大的簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定的營商環(huán)境下，企業(yè)的發(fā)展前景會更好，因此，提出如下假設(shè)：

H3：簡政放權(quán)力度越大，流程數(shù)字化與企業(yè)績效之間的正向促進作用隨之強化;

H4：政治穩(wěn)定強化了流程數(shù)字化與企業(yè)績效之間的正向促進作用。

本文的理論機制如圖1所示：

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2012年世界銀行對中國2700家私營企業(yè)和148家國有企業(yè)的營商環(huán)境調(diào)査?？傮w而言，該調(diào)査問卷包括企業(yè)的基本信息和經(jīng)營狀況：基本信息包括企業(yè)地點、經(jīng)營年限、經(jīng)營規(guī)模及基本財務(wù)數(shù)據(jù)等;經(jīng)營狀況包括企業(yè)是否出口銷售產(chǎn)品、競爭程度、創(chuàng)新水平、數(shù)字技術(shù)應(yīng)用情況、融資約束及政企關(guān)系等信息。

（二）模型設(shè)定及說明

基于數(shù)據(jù)的可得性和模型的匹配，本文將采用以下模型進行檢驗流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響：

其中，Pref為企業(yè)績效，BPD為企業(yè)流程數(shù)字化，Erかort為企業(yè)是否存在出口銷售，Experience表示高管從業(yè)年限，Sixe表示企業(yè)規(guī)模，Socialca pital表示企業(yè)制度資本，Age表示企業(yè)年齡，（ender表示最高管理人性別，Com petition表示企業(yè)面臨的非正規(guī)競爭程度，Capability表示企業(yè)產(chǎn)能利用率，Main表示主要產(chǎn)品占總銷售額的百分比，Legal表示企業(yè)法律性質(zhì)，City和Industry為城市與行業(yè)虛擬變量，以控制城市和行業(yè)效應(yīng)，e為隨機誤差項。

（三）指標(biāo)選取及度量

被解釋變量。本文的被解釋變量企業(yè)績效來源于該調(diào)查中“銷售和供應(yīng)”子單元，采用企業(yè)全年所有產(chǎn)品和服務(wù)的總銷售額的對數(shù)值來表示。

核心解釋變量。本文的主要解釋變量為流程數(shù)

字化（BPD），來源于該調(diào)查的“創(chuàng)新和技術(shù)”子單元，

采用“數(shù)字技術(shù)在多大程度上用于支持以下每個業(yè)務(wù)流程中的關(guān)鍵業(yè)務(wù)活動”這一題項來測度。企業(yè)流程數(shù)字化分為五個方面，具體包括應(yīng)用于供應(yīng)商及承包商等合作伙伴關(guān)系（BPDpartnership）、產(chǎn)品和服務(wù)改進（BPDProductimprove）、生產(chǎn)和運營（BPD_Operations）、市場營銷和銷售（BPD Marketing8.sales）及客戶關(guān)系（BPD_Customer relations）。每個變量取值范圍為1至5，取值越大表示企業(yè)在這一環(huán)節(jié)的數(shù)字技術(shù)使用頻率和應(yīng)用程度越高，企業(yè)流程數(shù)字化水平越高。對于企業(yè)總體的流程數(shù)字化水平測度，本文將五個環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化水平進行綜合加權(quán)平均，進而計算出企業(yè)層面總體的流程數(shù)字化水平。

中介變量。供應(yīng)鏈信息分享（Exshare），以“企業(yè)是否與材料供應(yīng)商分享需求計劃”“企業(yè)是否與客戶分享生產(chǎn)和補貨計劃”“企業(yè)是否與材料供應(yīng)商分享原材料庫存信息”“企業(yè)是否與客戶共享產(chǎn)成品庫存信息”的問答設(shè)置四個虛擬變量，由于供應(yīng)鏈信息分享的題項均為虛擬變量，企業(yè)參與了供應(yīng)鏈信息的分享則為1，否則為0，將四個虛擬變量值相加則可得出企業(yè)供應(yīng)鏈信息分享的程度。

調(diào)節(jié)變量。本文的調(diào)節(jié)變量包括簡政放權(quán)力度（Transformation）和政治穩(wěn)定性（politicalstability）。本部分借鑒夏后學(xué)和譚清美的研究，將“企業(yè)管理者是否認(rèn)為業(yè)務(wù)審批及許可證申請成為企業(yè)經(jīng)營障礙”這一題項作為簡政放權(quán)力度的衡量指標(biāo)，是則賦值為0，表示企業(yè)在行政審批和申請方面面臨經(jīng)營障礙，簡政放權(quán)力度較低且有待進一步加強;否則賦值為1，表示對于企業(yè)管理者而言，主觀上沒有感受到行政審批和申請方面的障礙，簡政放權(quán)力度較強，基本滿足企業(yè)經(jīng)營發(fā)展需要。同時，本文采用調(diào)查問卷的政府企業(yè)關(guān)系子單元中的“企業(yè)管理者是否認(rèn)為政治不穩(wěn)定成為企業(yè)經(jīng)營障礙”這一題項表示企業(yè)所面臨的政治穩(wěn)定性（politicalstability），是則賦值為0，表示企業(yè)管理者沒有因為面臨政治不穩(wěn)定性因素影響到企業(yè)的正常經(jīng)營;否則賦值為1，表示企業(yè)管理者面臨著地方政府政策規(guī)章的頻繁變動等不穩(wěn)定性因素，這些因素影響了企業(yè)的正常經(jīng)營，成為企業(yè)運營和發(fā)展的障礙。控制變量。為了盡可能控制影響企業(yè)績效的其他因素，減少變量遺漏所造成的估計偏誤，本文選取如下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size），以企業(yè)全職員工數(shù)量除以1000表示;高管從業(yè)經(jīng)驗（Experience），采用“高級經(jīng)理在本行業(yè)有多少年的從業(yè)經(jīng)驗”這一題項來表示;出口銷售（Export），以“企業(yè)是否存在直接或間接出口”這一題項來表示，存在賦值為1，不存在賦值為0;制度資本（Socialcapital），采用“企業(yè)是否獲得政府訂單”來表示，是為1，否為0;企業(yè)年嶺（Age），以調(diào)査當(dāng)年2012年減去企業(yè)正式注冊年份加1表示;最高管理者性別是否為女性（Gender），是為1，否為0;非正規(guī)競爭（competition），以“非正規(guī)部門競爭對手的做法在多大程度上阻礙了該機構(gòu)目前的運作”這一題項表示，賦值范圍為04，0表示沒有障礙，數(shù)值越大表示障礙越大;產(chǎn)能利用率（Capability），以“如果使用所有可用資源，該企業(yè)的產(chǎn)出占最大產(chǎn)出的比例是多少”這一題項來測量，賦值范圍為0%-100%;主要產(chǎn)品占總銷售額的百分比（Main）;企業(yè)法律性質(zhì)（Legal），股份制上市公司賦值為1，擁有非交易股份或非公開交易股份的股份公司賦值為2，獨資公司賦值為3，合伙企業(yè)賦值為4，有限合伙制企業(yè)賦值為5，其他賦值為6;同時引入行業(yè)虛擬變量和城市虛擬變量控制行業(yè)和地區(qū)影響因素。以上變量及其計算方法如表1表20所示。

四實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3列示了企業(yè)流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響。列（1）中僅加入了控制變量，列（2）在控制變量的基礎(chǔ)上加入了解釋變量流程數(shù)字化。從兩列回歸結(jié)果看，模型的P值、R2均表征模型的設(shè)定合理，在加人解釋變量流程數(shù)字化之后，流程數(shù)字化在1%水平上顯著為正，回歸系數(shù)為0.3252，且擬合優(yōu)度相較于未加人解釋變量時要顯著提升，表明流程數(shù)字化正向促進企業(yè)績效，模型擬合效果較佳。列（3）顯示了在加入中介變量供應(yīng)鏈信息分享之后，擬合優(yōu)度提升了0.0259，供應(yīng)鏈信息分享回歸系數(shù)為0.1594，在1%水平上顯著。由于簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性變量存在較強的相關(guān)性，基于避免多重共線性的問題，列（4）和列（5）依次單獨加入簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性變量，列（4）顯示簡政放權(quán)力度與企業(yè)績效呈正向關(guān)系，列（5）顯示政治穩(wěn)定性與企業(yè)績效呈正向關(guān)系，且都在5%水平上顯著。

從表3的控制變量回歸系數(shù)情況來分析，出口銷售、高管從業(yè)經(jīng)驗、企業(yè)規(guī)模、制度資本、企業(yè)年齡及產(chǎn)能利用率對企業(yè)績效均呈現(xiàn)正向關(guān)系，這與現(xiàn)實的經(jīng)濟與管理實踐事實相符合。而企業(yè)面臨的非正規(guī)競爭越激烈，企業(yè)績效水平越低，與以往的研究結(jié)論也大致相符。主要產(chǎn)品占總銷售額的百分比在企業(yè)總體和不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化的回歸系數(shù)都不顯著。由于企業(yè)流程數(shù)字化是由5個環(huán)節(jié)的虛擬變量，即數(shù)字化技術(shù)應(yīng)用于供應(yīng)商和承包商等合作伙伴關(guān)系（BPD_partnership）、產(chǎn)品和服務(wù)改進（BPD Product improve）、生產(chǎn)和運營（BPD_Operations）、市場營銷和銷售（BPD Marketing&.sales）及客戶關(guān)系（BPD Customer relations）的程度綜合加權(quán)平均計算得出，為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將企業(yè)績效對5個不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化做回歸，得出的結(jié)果如表4所示。觀察列（1）至列（5）可以看出，5個環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響系數(shù)均在1%水平上顯著，且影響系數(shù)與基準(zhǔn)回歸大體致，實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，因此H1得到驗證

（二）穩(wěn)健性檢驗

一是分行業(yè)和企業(yè)規(guī)模穩(wěn)健性回歸。為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將總體樣本分為不同行業(yè)特征和不同區(qū)域特征的子樣本進行分樣本回歸，檢驗分樣本情況下流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響，以增強研究結(jié)果的穩(wěn)健性。在分行業(yè)穩(wěn)健性檢驗時本文將總樣本按照資金密集型和勞動密集型兩個行業(yè)特征類別分組進行回歸。本文借鑒韓孟孟和張三峰的研究，將調(diào)查所涉及的行業(yè)分為資金密集型和勞動密集型行業(yè)，將紡織服裝服飾業(yè)、皮革皮毛及制品業(yè)、木材加工和制品業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、機械設(shè)備制造業(yè)、家具制造業(yè)、資源循環(huán)回收利用業(yè)七個行業(yè)界定為勞動密集型行業(yè)，將這七個行業(yè)之外的其他行業(yè)界定為為資金密集型行業(yè)。在分企業(yè)規(guī)模穩(wěn)健性檢驗層面，本文借鑒楊曼和王仁祥的研究，將在職員工人數(shù)小于100人的企業(yè)界定為中小規(guī)模企業(yè)，將在職員工人數(shù)大于或等于100人的企業(yè)界定為大規(guī)模企業(yè)，進而對企業(yè)規(guī)模不同進行分樣本回歸。估計結(jié)果如表52所示，且依然保持穩(wěn)健。

是內(nèi)生性檢驗。為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對可能存在的反向因果問題進行工具變量回歸檢驗。借鑒前人的相關(guān)研究基礎(chǔ)，本文選取“企業(yè)是否有自己的網(wǎng)站”作為流程數(shù)字化的工具變量。采用該指標(biāo)作為流程數(shù)字化的工具變量的邏輯在于：企業(yè)是否有自己的網(wǎng)站一定程度上表明企業(yè)的流程數(shù)字化水平高低，與解釋變量具有較強的相關(guān)性，但企業(yè)是否有自己的網(wǎng)站不直接影響企業(yè)的績效水平。本文采用兩階段回歸的方法進行內(nèi)生性檢驗，對比基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果，2SLS方法下的關(guān)鍵變量系數(shù)和顯著性水平都保持一致，這也進一步驗證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性，估計結(jié)果如表6所示。同時，2SILS回歸顯示Kleibergen-Paaprk rk IN統(tǒng)計量為135.605，對應(yīng)的p值為0.0000，強烈拒絕工具變量不可識別的原假設(shè)。而弱工具變量檢驗顯示，Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計量為279.224，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量為261.651，兩者均大于10%顯著性水平下的臨界值（10%maximal IVsize），因此，本文的工具變量在10%顯著性水平下不是弱工具變量。由于本文的工具變量個數(shù)與自變量個數(shù)相同，因此不存在過度識別的問題。

基于以上分析，本文的工具變量選取方面具有較強的合理性，雖然兩2SIS與OIS是一致的，但仍然存在有偏的可能性，因此采用2SLS方法可能會導(dǎo)致“顯著性水平扭曲”（sizedistortion），而且這種“扭曲”會隨著弱工具變量的存在而增強。本文采用對弱工具變量更不敏感的有效信息最大似然法（LIML）進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示LIML的系數(shù)估計值在1%水平上顯著，與2SLS一致。由于本文選取的數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)，更容易產(chǎn)生異方差的問題，而使用GMM方法比2SLS更有效率。因此，本文進而采用最優(yōu)GMM方法和迭代GMM方法進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果顯示模型中的主要系數(shù)及其顯著性水平均與2SLS和基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果保持良好的一致性，本研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。限于篇幅，LIML、GMM和迭代GMM方法的實證結(jié)果沒有呈現(xiàn)，結(jié)果備索。

（三）機制分析

1.信息共享的中介效應(yīng)分析

本文借鑒Baron和Kenny、溫忠麟等提出的經(jīng)典逐步回歸方法檢驗中介效應(yīng)，檢驗供應(yīng)鏈信息分享的中介效應(yīng)。由于供應(yīng)鏈信息分享采用程度型類別變量表示，因此在供應(yīng)鏈信息分享作為被解釋變量的列（2）的回歸中均采用logit模型來估計回歸系數(shù)。檢驗結(jié)果如表70所示，列（1）流程數(shù)字化的回歸系數(shù)為0.3206，列（2）流程數(shù)字化對供應(yīng)鏈信息分析的影響系數(shù)為0.4248，在1%水平上顯著，列（3）在流程數(shù)字化的基礎(chǔ)上單獨加入供應(yīng)鏈信息分享變量。流程數(shù)字化的回歸系數(shù)由列（1）中的0.3206變?yōu)榱校?）的0.2862，供應(yīng)鏈信息分享的回歸系數(shù)為0.1702，且均在1%水平上顯著。因此，供應(yīng)鏈信息分享在流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制中起到部分中介效應(yīng)，且根據(jù)表7可計算供應(yīng)鏈信息分享的間接效應(yīng)為0.0344。可能的解釋是：企業(yè)的數(shù)字化技術(shù)在各個業(yè)務(wù)流程的應(yīng)用有利于企業(yè)供應(yīng)鏈上下游企業(yè)打通不同系統(tǒng)間的數(shù)據(jù)聯(lián)通渠道，實現(xiàn)數(shù)據(jù)信息暢通、原材料匹配、產(chǎn)能對接和生產(chǎn)過程協(xié)同，為企業(yè)建設(shè)產(chǎn)業(yè)供應(yīng)鏈對接平臺，打造線上采購、分銷流通模式，促進企業(yè)與供應(yīng)商、客戶等合作伙伴的聯(lián)系頻率，建立企業(yè)之間信息共享機制，降低企業(yè)庫存，提升企業(yè)周轉(zhuǎn)率，提升企業(yè)的決策、議價等能力，進而提升企業(yè)績效。因此，H2得到驗證。

同時，為更加精確地分析信息共享的中介效應(yīng)，本文進而采用逐步回歸分析方法估計在不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化中信息共享的中介效應(yīng)，實證結(jié)果如表82所示，供應(yīng)鏈信息分享在不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化與企業(yè)績效之間起到的間接效應(yīng)具體在0.01-0.03左右，與表7估計結(jié)果基本一致，進一步說明了中介效應(yīng)估計的準(zhǔn)確性。因此，H2再次得到驗證根據(jù)Mac Kinnon-63、溫忠麟等2的研究，雖然Sobel系數(shù)乘積檢驗法的檢驗力高于依次檢驗回歸系數(shù)法，但Bootstrap具有更高的統(tǒng)計效力，本文建議使用逐步檢驗回歸系數(shù)方法檢驗出存在部分中介效應(yīng)的情況況下，進一步使用Bootstrap方法對中介效應(yīng)進行檢驗。為了得到更加精確與穩(wěn)健的中介效應(yīng)實證結(jié)果，本文首先進行了Sobel檢驗，檢驗結(jié)果如表9所示，Sobel的檢驗結(jié)果與逐步回歸方法的檢驗結(jié)果致，供應(yīng)鏈信息分享的中介效應(yīng)顯著。

本文進一步采用Bootstrap檢驗，檢驗結(jié)果如表10所示，估計結(jié)果顯示Bootstrap檢驗的bs_1的置信區(qū)間不包含0。因此，供應(yīng)鏈信息分享的中介效應(yīng)的估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性，H2得到了更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)尿炞C。

2.簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用由于本文的調(diào)節(jié)變量都是類別變量，根據(jù)溫忠麟等的研究，當(dāng)調(diào)節(jié)變量是類別變量，而自變量是連續(xù)變量時，按調(diào)節(jié)變量的取值分組做Y對X的回歸，如果兩者的回歸系數(shù)差異顯著，則存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。而本文涉及的簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性都是類別變量。本文依據(jù)變量賦值進行分組回歸，分析不同組別的回歸系數(shù)及顯著性水平的差異。估計結(jié)果如表110所示，列（1）-（2）表示對不同簡政放權(quán)力度分組進行回歸的估計結(jié)果。結(jié)果表明，簡政放權(quán)力度較好且有效的環(huán)境下流程數(shù)字化對企業(yè)績效起正向促進作用，回歸系數(shù)為0.3545，在1%水平上顯著;而在簡政放權(quán)力度欠佳環(huán)境下流程數(shù)字化對企業(yè)績效的回歸系數(shù)則不顯著。列（3）-（4）呈現(xiàn)對政治穩(wěn)定性的不同分組進行回歸的估計結(jié)果，結(jié)果表明在政治穩(wěn)定的環(huán)境下流程數(shù)字化對企業(yè)績效起正向促進作用，回歸系數(shù)為0.3530在1%水平上顯著;而在政治不穩(wěn)定環(huán)境下流程數(shù)字化對企業(yè)績效的回歸系數(shù)則不顯著。

列（1）-（4）的模型設(shè)定相同，理論上而言，當(dāng)模型設(shè)定一樣時，回歸系數(shù)可以直接比較，也就是說簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定性不同時，流程數(shù)字化對企業(yè)績效影響也隨之變化，即簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定性在流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制中起到調(diào)節(jié)作用。但值得注意的是，簡政放權(quán)有效與簡政放權(quán)欠佳兩個組的干擾項可能有不同分布，同樣的情況也完全可能在政治穩(wěn)定與政治不穩(wěn)定兩個組存在，因此從統(tǒng)計意義上并不能得出簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定性存在調(diào)節(jié)作用的結(jié)論。本文為驗證結(jié)論的準(zhǔn)確性，采用基于似無相關(guān)模型SUR檢驗對組間系數(shù)差異進行估計，估計模型如下所示：

簡政放權(quán)有效組（1）

簡政放權(quán)欠佳組（2）

政治穩(wěn)定組（3）

政治不穩(wěn)定組（4）：

根據(jù)簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性進行分組后，組（1）和組（2）及組（3）和組（4）的隨機誤差項可能具有相關(guān)性，即corr（eni，e2）≠0，corr（ea3，ea）≠0。而當(dāng)兩個樣本組的隨機誤差項存在相關(guān)性的時候，對兩個樣本組采用聯(lián)合估計（GLS）的方式會更有效率65。本文將基于似無相關(guān)模型SUR檢驗（SUEST）估計組間系數(shù)差異的結(jié)果呈現(xiàn)在表12中，并將簡政放權(quán)力度與政治穩(wěn)定性的估計結(jié)果起合并顯示。具體估計步驟：對簡政放權(quán)力度和政治穩(wěn)定性不同分組進行聯(lián)合估計，隨后通過似無相關(guān)模型檢驗兩組之間的系數(shù)差異是否顯著。

表12列（1）顯示的是根據(jù)簡政放權(quán)力度不同檢驗組間回歸系數(shù)差異是否顯著，可以看出除了流程數(shù)字化和最高管理者性別之外，其他變量的回歸系數(shù)差異都不顯著。流程數(shù)字化的P值為0.047，拒絕原假設(shè)，表示根據(jù)簡政放權(quán)力度不同而分組的組間回歸系數(shù)具有顯著差異性。Chi2值為3.96，且b-b=0.224，此處的b為簡政放權(quán)力度較佳組的流程數(shù)字化回歸系數(shù)，b為簡政放權(quán)力度欠佳組的流程數(shù)字化回歸系數(shù)，綜合P值來分析可以得出簡政放權(quán)有效組的回歸系數(shù)要顯著大于簡政放權(quán)力度欠佳組，且在5%水平上顯著。其現(xiàn)實意義為相對于簡政放權(quán)力度欠佳的營商環(huán)境下，企業(yè)在簡政放權(quán)有效時的流程數(shù)字化對企業(yè)績效具有更強的正向促進作用，因此H2得到驗證。表12列（2）顯示的是根據(jù)政治穩(wěn)定性不同檢驗組間回歸系數(shù)差異是否顯著，流程數(shù)字化的P值為0.092，拒絕原假設(shè)，表示根據(jù)政治穩(wěn)定性不同而分組的組間回歸系數(shù)具有顯著差異性。Chi2值為2.84，且bーb=0.175，此處的b為政治穩(wěn)定組的流程數(shù)字化回歸系數(shù)，b為政治不穩(wěn)定組的流程數(shù)字化回歸系數(shù)，綜合P值來分析可以得出政治穩(wěn)定組的回歸系數(shù)要顯著大于政治不穩(wěn)組，且在10%水平上顯著其現(xiàn)實意義為相對于政治不穩(wěn)定的營商環(huán)境下，企業(yè)在政治穩(wěn)定時的流程數(shù)字化對企業(yè)績效具有更強的正向促進作用，因此H4得到驗證。

五結(jié)論與政策啟示

本文通過世界銀行2012年的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，探析企業(yè)流程數(shù)字化、信息共享與企業(yè)績效的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：其一，在克服內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，企業(yè)的流程數(shù)字化對企業(yè)績效具有正向促進作用，檢驗不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然保持穩(wěn)健。同時，在簡政放權(quán)和政治穩(wěn)定的情況下，良好的營商環(huán)境能夠強化企業(yè)流程數(shù)字化對企業(yè)績效的正向促進作用。該結(jié)論佐證了我國當(dāng)前企業(yè)“數(shù)字化”“信息化”建設(shè)戰(zhàn)略能夠為企業(yè)發(fā)展注人新動能，為當(dāng)前我國進一步優(yōu)化營商環(huán)境的大政方針提供了企業(yè)層面的實踐依據(jù)。其二，企業(yè)的流程數(shù)字化通過供應(yīng)鏈信息分享提升企業(yè)績效。本文通過逐步回歸法、Sobel檢驗及Bootstrap檢驗三種方法估計了信息共享在流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制中的中介作用，三種方法的中介效應(yīng)系數(shù)、顯著性水平基本一致;同時，對信息共享在不同環(huán)節(jié)的流程數(shù)字化對企業(yè)績效的影響機制中的中介作用進行檢驗，該檢驗結(jié)果與前三種方法的檢驗結(jié)果基本一致，確保了信息共享中介效應(yīng)的估計結(jié)果穩(wěn)健性本文的政策啟示主要包括以下兩點：第一，從企業(yè)層面而言，企業(yè)應(yīng)該加大信息通訊技術(shù)在產(chǎn)品和服務(wù)開發(fā)、生產(chǎn)運營、產(chǎn)品銷售及客戶關(guān)系維護等環(huán)節(jié)的應(yīng)用，摒棄單一的信息通訊技術(shù)投資，落實提升信息通訊技術(shù)在各個具體生產(chǎn)流程的應(yīng)用能力，順應(yīng)數(shù)字化、信息化的發(fā)展大勢。同時，企業(yè)應(yīng)建立內(nèi)部信息共享機制，為企業(yè)內(nèi)部員工的業(yè)務(wù)交流與溝通提供良好的平臺，加強企業(yè)內(nèi)部管理，完善企業(yè)內(nèi)部流程建設(shè)，積極與供應(yīng)商、客戶及其他外部市場參與者開展信息共享，學(xué)習(xí)和掌握優(yōu)秀企業(yè)的管理方式、生產(chǎn)技術(shù)及戰(zhàn)略方向，從而促進企業(yè)績效提升。第二，從政府層面來說，一方面，政府部門應(yīng)鼓勵企業(yè)加大信息通訊技術(shù)相關(guān)設(shè)備投入，完善信息通訊技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，強調(diào)企業(yè)信息通訊技術(shù)在各生產(chǎn)運營環(huán)節(jié)的應(yīng)用，鼓勵企業(yè)內(nèi)部信息共享平臺的建立，同時加強企業(yè)參與外部信息共享，實現(xiàn)合作共贏;另一方面，政府部門應(yīng)營造良好的營商環(huán)境，加強政策制定的穩(wěn)健性，進一步簡化行政審批程序，同時維護企業(yè)間信息共享機制，完善知識產(chǎn)權(quán)保護制度，制定關(guān)于企業(yè)間大數(shù)據(jù)共享機制的法律法規(guī)，避免部分企業(yè)借信息共享投機倒把、弄虛作假，損害其他企業(yè)的利益。

[參考文獻]

[1]張勛，譚瑩.數(shù)字經(jīng)濟背景下大國的經(jīng)濟增長機制研究[J].湖南師范大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2019（6）：27-36.

[2]任保平，宋雪純.中國新經(jīng)濟發(fā)展的綜合評價及其路徑選擇[J].中南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020（1）：13

[3] Fawcett SE， P Osterhaus， G M Magna[N]. Information Sharing and Supply Chain Performance： The Role of Connectivity and Willingness[J]. Supply Chain Management， 2007（5）： 358

[4]白冰，鄧修權(quán)，郭志瓊，等.企業(yè)IT能力的形成機制研究基于動態(tài)能力和慣例的視角[J].情報科學(xué)，2015（9）：45-50.

[5]吳曉波，胡保亮，蔡荃.運用信息技術(shù)能力獲取竟?fàn)巸?yōu)勢的框架與路徑研究[J].科研管理，2006（5）：53-58.

[6]謝衛(wèi)紅，王田繪，王永健.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、IT能力與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究：多元化程度的影響[].經(jīng)濟管理，2013（10）：57-67

[7]朱鎮(zhèn)，張偉.1T能力如何提高供應(yīng)鏈的競爭優(yōu)勢：整合與敏捷協(xié)調(diào)視角的研究[J].中國管理科學(xué)，2014（S1）：604-609

[8] Addas S. IT Capabilities and NPD Prformance： Examining the Mediating Role of Team Knowledge Processesljl. Knowledge Management Research & Practice， 2016（1）： 76-95

[9] Sharon E， D Groote， G Thomas. The Impact of IT on Supply Chain Agility and Firm Performance： An Empirical Investiga-tion [J] International Journal of Information Management2013（6）：909-916

[10] Barbara B F， B F Huo， X D Zhao. The Impact of Supply Chain Integration on Performance： A Contingency and Configuration Approach [J]. Journal of Operations Management2010（1）：58-71

[11]邵云飛，龐博，方佳明.IT能力視角下企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同與創(chuàng)新績效研究[].管理評論，2018（6）：70-80

[12] Durmusoglu， S S， G. Barczak. The Use of Information Tech nology Tools in New Product Development Phases Analysis o Effects on New Product Innovativeness， Quality， and Market Performance [J]. Industrial Marketing Management， 2011（2）：321-330

[13]盧艷秋，肖艷紅，葉英平.知識導(dǎo)向IT能力、知識管理戰(zhàn)略匹配與技術(shù)創(chuàng)新績效[J].經(jīng)濟管理，2017（1）：69-83.

[14]丁秀好，武素明.1T能力對開放式創(chuàng)新績效的影響：知識整合能力的中介效應(yīng)[J].管理評論，202010）：147-157

[15] Aral S， P Weill. IT Assets， Organizational Capabilities， and Firm Performance： How Resource Allocations and Organizational Differences Explain Performance Variation JI. Organization Science. 2007（5）： 763-780

[16] Forman C， N Zeebroeck. From Wires to Partnerships： How the Internet has Fostered R&D Collaborations Within FirmsI[J]. Management Science， 2012（8）： 1549-1568

[17] Chakravarty A， R Grewal， V Sambamurthy. Information Technology Competencies， Organizational Agility， and Firm Performance： Enabling and Facilitating Roles[J]. Information Systems Research， 2013（4）： 976-997

[18]莊貴軍，李汝琦，豐超，等.IT能力、渠道治理與企業(yè)間協(xié)作[J].系統(tǒng)管理學(xué)報，2019（3）：467-475+484.

[19]齊曉梅，樓潤平，成俊會.1T能力構(gòu)建及其對企業(yè)和諧信息化的影響研究[J].科研管理，2019（5）：145-154.

[20] Solow R M. Wed Better Watch Out NI. The New York Review of Books， 1987-12-01（36）

[21] Bharadwaj A S. A Resource-based Perspective on Information Technology Capability and Firm Performance： An Empirical Investigation[J]. Mis Quarterly， 2000（1）： 169-196

[22] Oh S， H Yang， S W. Kim. Managerial Capabilities of Information Technology and Firm Performance： Role of E-procure-ment System Type [J]. International Journal of Production Research，2014（15-16）：4488-4506.

[23] Saraf N， C S Langdon， S Gosai[N]. Is Application Capabilities and Relational Value in Interfirm Partnerships[]. Information Systems Research， 2007（3）： 320-339

[24] Sanders N R， C W Autry， D M Gligor. The Impact of Buyer Firm Information Connectivity Enablers on Supplier Firm Per-formance [J]. International Journal of Logs Management2011（2）：179-201

[25] Mithas S， N Ramasubbu， V Sambamurthy. How Information Management Capability Influences Firm Performancelji. Mis Quarterly，2011（1）：237-256

[26] Ayala F N， M A Dain， V Merminod. The Contribution of IT leveraging Capability for Collaborative Product Development With Suppliers [J]. The Journal of Strategic Information Systems，2020（3）：101633.

[27] Straub D W， RT Watso[N]. Research Commentary： Transformational Issues in Researching IS and Net-enabled Organizations[J]. Information Systems Research， 2001（4）：337-345

[28] Brynjolfsson E， L Hitt. Paradox Lost？ Firm-level Evidence on the Returns to Information Systems Spendingljl. Manage-ment Science. 1996（4）： 541-558

[29]謝衛(wèi)紅，成明慧，王田繪，等.IT能力對企業(yè)吸收能力的影響機理研究——基于1T治理的視角[J].研究與發(fā)展管理，2015（06）：124-134

[30]薛曉芳，霍寶鋒，許雯.IT能力對聯(lián)盟績效的影響研究[J].科研管理，2013（S1）：326-333

[31]李坤望，邵文波，王永進.信息化密度、信息基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)出口績效——基于企業(yè)異質(zhì)性的理論與實證分析[J].管理世界，2015（4）：52-65

[32] Chae H C， C E Koh， K O Park. Information Technology Capability and Firm Performance： Role of Industryl[J]. Information 8. Management，2018（5）：525-546.

[33] Adamides E， N Karacapilidis. Information Technology for Supporting the Development and Maintenance of Open Innovation Capabilities [J]. Journal of Innovation & Knowledge2020（1）：29-38

[34] Mata F J， W L Fuerst. Information Technology and Sustained Competitive Advantage： A Resource-based Analysis[J].MIS Quarterly， 1995（4）： 487-505

[35] Chae H C， CE Koh， V R Prybutok. Information Technology Capability and Firm Performance： Contradictory Findings and Their Possible Causes [R]. Society for Information Manage-ment and The Management Information Systems Researchenter. 2014

[36]Rai A， P A Pavlou， G Im. Interfirm IT Capability Profiles and Communications for Cocreating Relational Value： Evidencefrom the Logistics Industry[J]. Mis Quarterly， 2012（1）233-262.

[37] Kim S， H Lee. The Impact of Organizational Context and Information Technology on Employee Knowledge-sharing Capabilities [J]. Public Administration Review， 2006（3）： 370-385.

[38] Mendelson H. Organizational Architecture and Success in the Information Technology Industry [J]. Management Science2000（4）：513-529

[39] Kulp S C， H L Lee， E Ofek. Supplier Benefits from Information Integration with Retail Customers [J]. Management Science，2004（4）：431-444

[40] Goodhue D， D Chen， M C Boudreau. Addressing Business Agility Challenges with Enterprise Systems[J]. MIS Quarterlxecutive，2009（2）：73-88.

[41]Cardona M， T Kretschmer， T Strobel. ICT and Productivity Conclusions from the Empirical Literature [J ] Information Economics and Policy， 2013（3）： 109-125

[42] Phelps CC. A Longitudinal Study of the Influence of Alliance Net work Structure and Composition on Firm Exploratory Innovation[J]. Academy of Management Journal， 2010（4）： 890-913.

[43]馬鴻佳，董保寶，葛寶山.高科技企業(yè)網(wǎng)絡(luò)能力，信息獲取與企業(yè)績效關(guān)系實證研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2010（1）：127-132.

[44]范體軍.RFID技術(shù)壓縮提前期對供應(yīng)鏈?zhǔn)找娴挠绊懪c協(xié)調(diào)[J].中國管理科學(xué)，2013（2）：114-121

[45] Suppatvech C， J Godsell， S Day. The Roles of Internet of Things Technology in Enabling Servitized Business Models： A Systematic Literature Review[J]. Industrial Marketing Management，2019（82）：70-86.

[46]夏杰長，劉誠.行政審批改革、交易費用與中國經(jīng)濟增長[J].管理世界，2017（4）：47-59.

[47] Mauro， P. Corruption and Growth J]. The Quarterly Journal of Economics，1995（3）：681-712.

[48]周黎安，劉沖，厲行，等.“層層加碼”與官員激勵[J].世界經(jīng)濟文匯，2015（1）：1-15

[49]白俊紅.中國的政府R8-D資助有效嗎——來自大中型工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].北京：經(jīng)濟學(xué)（季刊），2011（4）：13751400.

[50]江靜.公共政策對企業(yè)創(chuàng)新支持的績效——基于直接補貼與稅收優(yōu)惠的比較分析[J].科研管理，2011（4）：1-8

[51]許和連，王海成.簡政放權(quán)改革會改善企業(yè)出口績效嗎？基于出口退（免）稅審批權(quán)下放的準(zhǔn)自然試驗[J].經(jīng)濟研究2018（03）：157-170.

[52] Anokhin S， W S Schulze. Entrepreneurship， Innovation， and Corruption [Jl. Journal of Business Venturing， 2009（5）465-476.

[53]申宇，傅立立，趙靜梅.市委書記更替對企業(yè)尋租影響的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（9）：37-52

[54]于文超，梁平漢.不確定性、營商環(huán)境與民營企業(yè)經(jīng)營活力[J]中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（11）：136-154.

[55]紀(jì)洋，王旭，譚語嫣，等.經(jīng)濟政策不確定性、政府隱性擔(dān)保與企業(yè)杠桿率分化[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2018（2）：449-470

[56]盧洪友，張楠.地方政府換屆、稅收征管與稅收激進[J].經(jīng)濟管理，2016（2）：160-168

[57]楊曼，王仁祥.制度悖論、產(chǎn)業(yè)鏈信息化密度與企業(yè)研發(fā)聯(lián)盟傾向[J].科學(xué)學(xué)研究，2017（7）：995-1003.

[58]韓孟孟，張三峰，顧曉光.信息共享能提升企業(yè)生產(chǎn)率嗎？來自中國制造業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2020（1）：42-56.

[59]夏后學(xué)，譚清美.簡政放權(quán)與政府補貼如何影響技術(shù)創(chuàng)新[J]財貿(mào)經(jīng)濟，2017（5）：129-146

[60]陳強.高級計量經(jīng)濟學(xué)及Stata應(yīng)用：第2版[M].北京：高等教育出版社，2014.

[61] Baron， R M， D A Kenny. The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986（6）： 1173-1182

[62]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等.中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報，2004（5）：614-620

[63] Mackinnon， J G. Bootstrap Inference in Econometrics[[J].Canadian Journal of Economics， 2002（4）： 615-645

[64]溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進展，2014（5）：731-745

[65] Greene， W.H. Econometric Analysis（7th ed）[M]. Prentice Hall， 2013

[66]劉輝.大數(shù)據(jù)金融算法的法律規(guī)制[J].財經(jīng)理論與實踐，2021（2）：148-154.