This study,grounded in the theory of dynamic capabilities,delves into the effects and underlying mechanisms of digital transformation on the organizational resilience of Chinese manufacturing firms.Drawing on a dataset encompassing 3 446 manufacturing enterprises listed on the Shanghai and Shenzhen A-share markets from 2009 to 2023,the study employs empirical analysis leveraging big data text mining and a bidirectional fixed effects regression model.The findings indicate that digital transformation substantially bolsters organizational resilience.Regarding the mechanism,digital transformation promotes open innovation,thereby improving organizational resilience.Furthermore,an economic model based on multi-period difference-in-differences is employed to test the impact effect,revealing that major unexpected global public health crises have significantly impacted the organizational resilience of Chinese manufacturing enterprises.However,companies with a higher degree of digital transformation demonstrate stronger crisis response capabilities.Various robustness tests support these conclusions.This study provides theoretical and practical insights for enterprises to accelerate digital and intelligent transformation,cultivate dynamic capabilities,and enhance organizational resilience to uncertainty,thereby fostering new productive forces in the context of accelerated technological-economic paradigm shifts.
The research contributions of this paper are mainly reflected in three aspects.While the majority of existing literature on organizational resilience centers on its conceptualization and precursors,there is a dearth of studies examining the mechanisms underlying the development of organizational resilience.This study explores the mechanism of digital transformation on organizational resilience,expands the theoretical mechanism research on organizational resilience,and provides empirical evidence for the promotion effect of digital transformation on corporate organizational resilience.Second,the existing research rarely pays attention to the impact mechanism of digital transformation on corporate organizational resilience in crisis situations.This study addresses this gap by examining,through the lenses of dynamic capability theory and open innovation,how digital transformation fosters open innovation and subsequently enhances organizational resilience; from the perspective of digital innovation,it opens the "black box" of the process of digital transformation affecting organizational resilience.Third,the existing research on major global public health emergencies mainly focuses on the impact of such major public crisis events on the macro-economy and industrial chain security,but few studies focus on how micro-entities of enterprises can effectively respond to the impact of major crises.This study uses the multi-period double difference method to empirically examine the impact of major global public health crises on micro-enterprise entities,and concludes that digital transformation can significantly enhance the ability of enterprises to cope with crises,and provides important theoretical and practical references for accelerating the digital transformation of manufacturing enterprises in the new journey of China's modernization,gaining sustained competitive advantages in the VUCA era,accelerating the promotion of new industrialization,building a modern industrial system,and accelerating the cultivation of new quality productive forces.
开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
党的二十届三中全会强调,“健全促进实体经济和数字经济深度融合制度。加快推进新型工业化,培育壮大先进制造业集群,推动制造业高端化、智能化、绿色化发展。”着力提升产业链供应链韧性,成为我国当下和未来加快发展新质生产力、扎实推动高质量发展、实现中国式现代化所面临的重大而紧迫的任务。
随着“逆全球化”趋势加剧,全球产业链加速重构,我国产业链供应链的断链阻链风险加大,对促进企业创新发展、构建现代化产业体系和培育新质生产力、实现高质量发展带来巨大挑战。在组织管理情境多变性(volatility)、不确定性(uncertainty)、复杂性(complexity)、模糊性(ambiguity)(即VUCA,“乌卡”)不断加剧、产业链供应链断链阻链风险加大和极端事件频发的趋势下,制造业企业作为产业链供应链的核心主体,如何实现韧性增长成为重要议题。
企业作为促进产业链供应链韧性发展和构建现代化产业体系的核心微观市场主体,其数字化转型成为在中国式现代化新征程上推动产业链供应链安全发展的新引擎。当全球范围内突发重大公共卫生健康事件时,数字化体现出的预测、连接和分析能力,对我国制造业企业应对产业链供应链的深度冲击、重塑业务形态和价值创造方式起到了重要作用。数字化转型主要指利用人工智能、大数据、云计算、区块链等新兴数字技术进行软硬件升级,实现商业模式重构、业务流程改进以及价值创造传递方式重塑的过程[1],同时伴随着组织能力的迭代升级[2]。随着企业发展阶段的演进,企业可利用的数据逐步延伸至行业数据、生态数据。尤其是在全球突发重大公共卫生健康冲击期间,数字化转型带来的效率提升、合作协同以及资源调配的优化,提高组织在危机情境下的恢复和反超速度,为应对产业链供应链风险起到了关键作用。现有研究主要讨论常规情境下数字化转型与企业能力之间的关系,如降本增效、资源配置优化等,例如有研究发现企业数字化转型增强了企业的创新能力[3]、数据可用性[4],但少有研究探究危机情境下数字化对企业组织韧性的影响及其作用机制。
组织韧性(resilience)反映企业长期持续发展,以及应对危机后恢复到正常绩效水平(如产能、效率、业绩等)的能力[5],具体体现在企业利益相关者关系管理、资源配置与整合、风险管理等环节。现有关于组织韧性的影响因素研究,主要聚焦技术[6]、资源[7]等方面。有学者研究了数字化转型对韧性的影响,但主要聚焦区域层面[8]或者服务业全球价值链[9]。同时,现有研究主要开展理论探讨和定性分析,缺少基于大样本的实证证据,尤其是缺少针对高度不确定性和重大冲击背景下企业数字化转型等战略变革对企业韧性增长影响的机理分析。王国红等[10]关注了数字化转型如何促进企业提高组织韧性,但与本文对组织韧性这一变量的关注点与测度不同。企业韧性的核心内涵是企业抵御危机的能力,因此其测度中应该体现出危机的影响,而非仅考虑企业个体在任意时间段的表现。本文通过比较观测样本绩效成长性与其所在的制造企业细分行业绩效成长性衡量企业抵御危机的能力,聚焦开放式创新能力的影响机制,而非通用创新能力。开放式创新更能体现数字化转型中企业内外资源的有效整合和知识共享能力,更能有效地增强企业在危机中快速调整和恢复的能力。
在此背景下,本文重点探讨:数字化转型能否以及如何提升中国制造业企业的组织韧性?数字化转型能否在应对重大危机事件冲击过程中发挥积极作用?基于动态能力理论,以2009—2023年中国A股制造业企业为研究样本,通过大数据挖掘、多期DID等研究方法,实证探究数字化转型对组织韧性的影响,并引入开放式创新的理论视角,揭示数字化转型对组织韧性的作用机理。进一步地,通过研究重大危机事件,揭示数字化转型对制造业企业应对突发冲击的重要价值。
研究贡献主要体现在3个方面。第一,当前对组织韧性的研究主要分析其定义以及前因,缺少对形成机制的研究,本文探究数字化转型对组织韧性的作用机制,可以为数字化转型对企业组织韧性的促进效应提供实证证据。第二,现有的数字化转型研究侧重于分析数字化转型的前因、过程及其对企业创新和核心竞争力的促进作用[11],鲜少关注数字化转型在危机情境下对企业组织韧性的影响机制。本文基于动态能力理论,从开放式创新的视角提出并实证检验数字化转型如何促进企业开放式创新,进而提升组织韧性,从数字创新的视角打开了数字化转型影响组织韧性的过程“黑箱”。第三,现有的全球突发重大公共卫生健康危机相关研究主要关注重大公共危机事件对宏观经济和产业链安全的冲击后果,较少关注企业微观主体如何有效应对重大危机的冲击。本文运用多期双重差分方法,实证检验全球突发重大公共卫生健康危机对微观企业主体的冲击。研究结论可以为在中国式现代化新征程中加快推进制造业企业数字化转型,在“VUCA”时代下获得持续竞争优势,加快推进新型工业化、构建现代化产业体系并加快培育新质生产力,提供理论与实践参考。
组织韧性是组织面对环境冲击时,体现在预警戒备、调整恢复、改进学习等方面的潜在能力,总体上可归纳为在逆境前、逆境中和逆境后建构并利用其所有能力正面调整并持续运营,承载冲击,从中恢复甚至反超的能力[8],是企业在“乌卡”时代应对危机的必要条件。
根据Teece等(1997)所提出的动态能力观,数字化转型通过构建企业的动态能力,显著提升制造业企业的组织韧性。动态能力强调企业整合、构建和重置内外部资源以适应快速变化的外部环境。数字化转型涉及新一代信息技术的应用,如人工智能、云计算、大数据等,不仅优化了企业的生产方式,也重塑了企业的运营流程和商业模式,从而增强了企业对外部环境变化的适应能力和创新能力。现有研究表明,数字化转型对企业组织韧性的形成和提高企业应对危机的成效具有重要影响。数字技术分析能力使企业具有更高的数据处理能力和感知能力,促进组织内部与组织间的信息交流,并通过高度的前瞻性进行适应性调整[12]。在危机时期,数字化转型可以促进企业整合协调内外部资源抵抗危机,从而提升生态系统的整体韧性。优化资源配置也有助于恢复正常的研发活动,提升企业创新韧性。危机发生后,数字化转型有助于企业从危机中恢复并实现反超,积极更新组织结构,促进商业模式的维持和创新[11]。从危机中学习是企业在反超阶段的主要任务,而数字化转型是企业基于知识学习,重新整合协调内外部资源、数据、结构的创新过程。综上,本文提出如下假设:
H1:数字化转型能够显著提升制造业企业组织韧性。
开放式创新是企业系统地从组织内部和外部获取资源,进行信息收集、发明创造等活动的过程[13]。不同于一般创新活动,开放式创新注重打破传统组织边界,增加组织内外资源、信息、知识的流入和流出,体现数据要素之间的协同与整合(Chesbrough 等,2014)。在此过程中,企业可通过产学研合作、协同创新等多种方式形成组织网络,创新主体包含竞争性企业、供应商、科研院所、政府以及消费大众等。
动态能力理论认为,企业需要持续地对外部环境进行搜索和感知,不断获取知识和新机会,在竞争中获得优势(Teece等,1997)。Wang等[14]发现数字平台整合能力与数字平台重构能力通过双向开放式创新促进可持续导向创新绩效。陈劲和刘振[15]探究了在开放式创新模式下,企业在组织内、组织间基于操作层、战术层和战略层的技术学习对企业创新绩效的影响。从创新成本看,数字化转型可以帮助企业在复杂的创新网络中建立联系,降低获取相关资源的成本,跨越边界整合更多外部资源[16]。从创新广度看,数字化企业可以突破原有的时间和空间屏障,与其他主体进行广泛全面的交流,识别外部信息的价值并转化为自身资源基础[17]。并且数字技术能够重塑用户价值主张和运营模式,提高企业灵活性与敏捷性以及多主体间互动的方式变革。从创新深度看,数字化转型增强了企业与外部渠道联系和交流的紧密程度,加深了与外部组织的合作,更易将创新知识和互补性资源与企业现有知识相结合,实现协同效应(Leiponen等,2010)。数字化转型使企业在开放式创新的过程中更多地节约成本,丰富了创新主体的多元性,在组织网络中构建连接,促进了开放式创新的广度与深度。因此,本文提出如下假设:
H2a:数字化转型能够促进制造业企业的开放式创新。
动态能力分为创新能力、吸收能力和适应能力[18]。开放式创新能够有效促进企业组织内部以及组织与环境之间知识共享。Tanviverdi[19]认为,基于知识共享的吸收能力越强,越有助于企业实现技术改进、生产方式和组织架构变革,进而有效地应对环境变化。而开放式创新不仅是一种手段,更是战略经营模式。企业通过开放式创新引进创新技术资源,同时输出知识专利获利,在提升绩效的过程中发展创新能力,促进组织韧性提升。当企业遇到逆境时,由于开放式创新能帮助企业构建多元的跨组织创新网络,企业可利用与外部组织稳定的连接和资源共享机制重组现有结构,实现技术创新和超越。开放式创新帮助企业与外部形成跨时空、跨组织的资源共享网络,充分应对外部变革,并在危机发生后低成本、高效率地实现转型升级。因此,本文提出如下假设:
H2b:开放式创新促进企业组织韧性提升。
在动态能力视角下,数字化转型有助于解决企业开放式创新所遇到的瓶颈和问题,提升其效率和效能。数字化技术如区块链等,可以在知识产权的确定、转让、估值和维护等方面发挥重要作用,较好地破解开放式创新过程中的知识产权困境[17]。数字技术等手段可以使企业创新方式由传统的经验驱动转向数据驱动,使创新过程转向由全部门、上下游产业链乃至全社会都参与的开放式创新模式,提升研发流程的精准性,降低创新的不确定性。正如前文所述,根据假设H2a和H2b的推演,数字化转型通过降低成本、构建连接等方式促进开放式创新,开放式创新则进一步帮助企业提高危机感知能力应对环境变化,提升组织韧性;同时数字化转型能提升开放式创新效率和效能,并且解决开放式创新面临的一系列瓶颈问题,即开放式创新在二者关系中起到中介作用。因此,本文提出如下假设:
H2c:开放式创新在制造业企业数字化转型与组织韧性之间起到中介作用。
图1为本文的研究框架示意图。
图1 研究框架
Fig.1 Conceptual framework
考虑不同行业特性,本文选取2009—2023年中国沪深A股制造业上市公司为研究样本,专利数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS),其他数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。参考相关文献,对数据作如下处理:①删除ST、*ST和PT类的企业;②剔除关键变量数据缺失严重的样本;③剔除数据有明显错误的样本;④对数据进行上下1%的缩尾处理以避免极端值的影响。最终共得到3 446家制造业企业30 997个观测值。
2.2.1 解释变量:数字化转型(DIG)
参考吴非等[20]的方法,使用上市公司年报中数字化转型关键词出现的频次构建数字化转型指标。关键词筛选主要包含数字化转型底层技术与数字技术应用两个层面,其中,数字化转型底层技术包含人工智能技术、大数据技术、区块链技术和云计算技术,这4种技术构成企业数字化转型的核心底层技术架构,侧重于数字科学技术的嵌入(数字经济时代的企业管理变革);在数字技术应用方面,企业数字化转型目的是在市场中形成有效的创新产出和应用,促进数字科学技术与复杂业务生态场景的融合创新。同时,从上市企业年报中涉及“企业数字化转型”的词频统计角度刻画其转型程度,有其可行性和科学性,因为年报中的词汇能够折射出企业的战略特征和发展路径[21]。本文选用的关键词词频数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。最后,由各指标加总得到数字化转型总指标。主要词频如表1所示。
表1 企业数字化转型指数构建及关键词选取
Table 1 Enterprise digital transformation index construction and keyword selection
指标分类 关键词人工智能技术人工智能、商业智能、图像理解、投资决策辅助系统、智能数据分析、智能机器人、机器学习、深度学习、语义搜索、生物识别技术、人脸识别、语音识别、身份验证、自动驾驶、自然语言处理区块链技术数字货币、智能合约、分布式计算、去中心化、比特币、联盟链、差分隐私技术、共识机制云计算技术内存计算、云计算、流计算、图计算、物联网、多方安全计算、类脑计算、绿色计算、认知计算、融合架构、亿级并发、EB级存储、信息物理系统大数据技术大数据、数据挖掘、文本挖掘、数据可视化、异构数据、征信、增强现实、混合现实、虚拟现实数字技术应用移动互联网、工业互联网、移动互联、互联网医疗、电子商务、移动支付、第三方支付、NFC支付、B2B、B2C、C2B、C2C、O2O、智能网联、智能穿戴、智慧农业、智能交通、智能医疗、智能客服、智能家居、智能投顾、智能文旅、智能环保、智能电网、智能能源、智能营销、数字营销、无人零售、互联网金融、数字金融、金融科技、量化金融、开放银行
考虑到企业年报文本挖掘构建的指标主要反映企业数字化转型的战略承诺,未必全面反映实际开展的数字化投资等战略行为。本文将企业财务报告附注中年末与数字技术相关的无形资产与总无形资产的比值作为数字化转型的代理变量,纳入模型进行稳健性检验。
2.2.2 被解释变量:组织韧性(Mretwd)
企业组织韧性的衡量方式主要有两种:一是通过公开财务数据设计相应指标进行测算;二是依据组织韧性内涵属性设置量表的直接测量法。目前学者对组织韧性的概念属性尚未达成一致,秉持不同观点所形成的量表内容和测度方式不完全相同(张公一等,2020)。考虑到研究对象是制造业上市公司,参考Ortiz-de-Mandojana等[22]的常用方法,选择第一种方式,通过挖掘公开财务数据设计相应指标进行衡量。现有研究指出,组织韧性反映了企业持续预测并适应环境的能力,而股票回报率和市场的高波动性则代表企业未能很好地识别并应对危机情境(Hamel等,2004)。因此,本文通过公司股票收益波动性衡量企业财务波动,波动性越小,说明企业抗冲击能力越强,也即组织韧性越强。具体地,将企业组织韧性区分为绝对韧性(absolute resilience)和相对韧性(relative resilience)[23]。统计企业2009—2023年每年的月个股回报率标准差,并将该结果乘以100,作为企业绝对韧性(Mretwd)的测度指标;统计样本所在制造业每年的平均月个股回报率标准差,再用企业的绝对韧性指标减去该值,并将结果乘以100,作为企业相对韧性(R_Mretwd)的测度指标,指标的数值越小,说明企业的组织韧性越强。在之后的稳健性检验中,本文参考Oritz-De-Mandojana[22]等的研究,进一步地通过主营业务收入衡量企业的绩效成长。
2.2.3 中介变量:开放式创新(Inn)
因创新成果往往以合作申请专利的方式呈现,本文借鉴相关研究(曾江洪等,2022),使用合作专利数量测度制造业企业的开放式创新水平。从国家知识产权局官网搜集样本企业专利及对应申请人信息,对属于同一申请人的专利进行清理合并,进一步筛选出申请人数大于1的专利,统计总数后加1并取对数,得到企业的开放式创新(Inn)指标值。
2.2.4 控制变量
参考胡海峰等[24]的相关研究,本文从企业的营业能力、负债情况、企业规模、公司治理结构4个方面选取可能影响企业组织韧性增长的控制变量。包含:企业规模(Size),以企业资产的自然对数衡量;资产负债率(Lev),以企业总负债/总资产测度;资产回报率(ROA),用税后净利/平均总资产测量;股权制衡度(Bshare),以第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例衡量。主要变量定义如表2所示。
表2 变量定义
Table 2 Variable definitions
变量类型 变量名称 变量符号 变量说明解释变量数字化转型DIG上市公司年报中数字化转型关键词出现的频次被解释变量组织韧性Mretwd统计企业每年的月个股回报率标准差,并将该结果乘以100R_Mretwd计算制造业每年的平均月个股回报率标准差,用企业的绝对韧性指标减去该值,并将结果乘以100中介变量开放式创新Inn(合作申请专利数+1)的对数控制变量企业规模Size(企业总资产+1)的对数资产负债率Lev总负债/总资产资产回报率ROA税后净利/平均总资产股权制衡度BShare第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例
本文对各变量进行描述性统计,统计结果如表3所示:被解释变量企业绝对韧性(Mretwd)的平均值为12.79,最大值是507.1,最小值为0;相对韧性(R_Mretwd)的平均值为2.09e-08,最大值483.5,最小值-19.09。相关性检验结果如表4所示:开放式创新与月个股回报率标准差呈显著负相关。鉴于月个股回报率标准差反映了企业在危机情境下的财务波动,这一负相关关系初步表明,开放式创新有助于平抑外部冲击带来的绩效波动,从而提升企业组织韧性。此外,数字化转型与开放式创新在相关性分析中系数为正(未显著),其具体因果关系将在后续回归分析中进一步检验。多重共线性检验结果显示,方差膨胀系数VIF的最大值为1.60,均值为1.29,远小于10,说明不存在严重的共线性问题。
表3 描述性统计结果
Table 3 Descriptive statistics
变量观测数平均数标准差最小值最大值DIG309976.60318.3000463Mretwd3013612.7909.6930507.100R_Mretwd301362.09e-089.194-19.090483.500Inn304890.6051.05308.752Size3099721.9501.18119.67025.520ROA309960.03940.0707-0.2860.217Lev309960.3950.2040.05050.956BShare309970.7790.6110.03402.828Numberofcode34463446344634463446
表4 变量相关性分析结果
Table 4 Correlation analysisresults
变量 123456781.Mretwd1.0002.R_Mretwd0.949*1.000(0.000)3.DIG0.001-0.0021.000(0.842)(0.732)4.Inn-0.012*-0.011*0.0051.000(0.031)(0.047)(0.355)5.Size-0.126*-0.134*0.067*0.084*1.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)6.Lev-0.002-0.0050.0030.027*0.407*1.000(0.696)(0.405)(0.653)(0.000)(0.000)7.ROA0.0040.006-0.017*0.0040.013*-0.412*1.000(0.497)(0.269)(0.003)(0.519)(0.023)(0.000)8.BShare0.034*0.043*0.034*0.009-0.093*-0.109*-0.0051.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.101)(0.000)(0.000)(0.357)
注:***p<0.01、**p<0.05、*p<0.1,括号内为t统计量,下同
本文选用多元线性回归模型,同时控制时间和个体的双向固定效应,以消除经济周期和不可观察的因素带来的潜在影响。考虑到数字化转型影响组织韧性存在一定的时滞性,本文对组织韧性(Mretwd,R_Mretwd)进行滞后一期的处理。在检验中介效应时,参考王海花等[6]、周伟等(2024)相关文献,本文采用专利申请数据衡量企业的创新能力。创新能力是企业通过不断的研发投入和学习过程积累形成的,它不仅包含专利的数量,还涉及创新的质量和影响力。专利作为创新能力的一种体现,其产生与得到认可均需要时间的积累和市场的验证,因此将专利数据滞后一期反映企业创新活动的持续性与稳定性。考虑组织在学习过程中对创新成果的吸收和应用需要时间,包括对新技术的理解、实验、改进和最终的商业化,即使专利已经获得,其对组织韧性的正向影响可能需要经过一段时间才能显现。因此,本文对组织韧性相对专利作滞后两期处理。
为检验假设H1,本研究构建模型(1):
Mretwdt+3=β0+β1DIGt+β2Sizet+β3Levt+β4ROAt+β5BSharet+∑Firm+∑Year+ε
(1)
为检验假设H2a、H2b、H2c,本研究构建模型(2)～(4):
Innt+1=β0+β1DIGt+β2Sizet+β3Levt+β4ROAt+β5BSharet+∑Firm+∑Year+ε
(2)
Mretwdt+3=β0+β1Innt+1+β2Sizet+β3Levt+
β4ROAt+β5BSharet+∑Firm+∑Year+ε
(3)
Mretwdt+3=β0+β1Innt+1+β2DIGt+β3Sizet+
β4Levt+β5ROAt+β5BSharet+∑Firm+∑Year+ε
(4)
其中,β0为模型中的常数项,β1～β5为变量系数,ε为残差。
本文研究假设的实证检验结果如表5所示。列(1)显示在滞后一期的情况下,数字化转型对月个股回报率标准差系数为负,且在1%水平显著(β=-0.014,p<0.01),说明数字化转型降低了企业股票波动性,也即正向促进了企业的绝对韧性提升,支持假设H1。列(2)对因变量组织韧性滞后3期进行检验,结果同样支持假设H1。列(3)(4)中数字化转型对开放式创新系数显著为正(β=0.114,p<0.01),开放式创新对企业组织韧性系数显著为负(β=-0.153,p<0.1),假设H2a和H2b得到支持,表明数字化转型促进了企业的开放式创新,开放式创新对组织韧性具有正向影响。参考温忠麟等[25]关于中介效应的检验方法,在模型中同时加入数字化转型、开放式创新两个变量,结果如列(5)所示,开放式创新系数为负且显著,说明开放式创新在数字化转型促进组织韧性提升的过程中起到部分中介作用,假设H2c得到支持。
表5 数字化转型、开放式创新与组织韧性的实证检验结果
Table 5 Results of digital transformation,open innovation and organizational resilience
变量 (1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)F.MretwdF3.MretwdF.InnF3.MretwdF3.MretwdF.R_MretwdF3.R_MretwdF.InnF3.R_MretwdF3.R_MretwdDIG-0.014***-0.015***0.114***-0.015***-0.014***-0.015***0.114***-0.015***(-3.55)(-3.07)(4.16)(-3.10)(-3.55)(-3.07)(4.16)(-3.10)F.Inn-0.153*-0.146*-0.153*-0.146*(-1.81)(-1.73)(-1.81)(-1.73)Size-1.250***0.186-0.4370.1690.216-1.250***0.186-0.4370.1690.216(-11.34)(1.36)(-0.56)(1.24)(1.58)(-11.34)(1.36)(-0.56)(1.24)(1.58)Lev4.027***0.910*-4.0330.877*0.938*4.027***0.910*-4.0330.877*0.938*(9.23)(1.71)(-1.31)(1.66)(1.77)(9.23)(1.71)(-1.31)(1.66)(1.77)ROA-0.536-4.327***4.467-4.161***-4.246***-0.536-4.327***4.467-4.161***-4.246***(-0.62)(-4.09)(0.74)(-3.95)(-4.03)(-0.62)(-4.09)(0.74)(-3.95)(-4.03)BShare0.662***-0.2750.212-0.257-0.2610.662***-0.2750.212-0.257-0.261(4.48)(-1.51)(0.20)(-1.42)(-1.44)(4.48)(-1.51)(0.20)(-1.42)(-1.44)Constant37.048***8.083***8.4848.447***7.447***25.553***-3.6308.484-3.267-4.266(16.28)(2.86)(0.53)(3.00)(2.63)(11.23)(-1.29)(0.53)(-1.16)(-1.51)Observations27191207892722120705207052719120789272212070520705R-squared0.1620.1590.0080.1620.1630.0190.0130.0080.0130.013Numberofcode3446275734452740274034462757344527402740CompanyFEYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYearFEYESYESYESYESYESYESYESYESYESYES
表5列(6)～(10)结果显示,采用企业相对韧性作为因变量,即将组织韧性与行业平均水平进行比较时,数字化转型显著降低了企业股票收益波动性,也即正向促进了企业的相对韧性 (β=-0.014,p<0.01)。列(9)中开放式创新对组织韧性系数显著为负(β=-0.153,p<0.1),再次表明数字化转型促进了企业的开放式创新,开放式创新对企业组织韧性具有正向影响。列(10)结果显示,开放式创新在数字化转型促进企业相对韧性的过程中起到部分中介作用。上述结果进一步验证了前文结论。
3.2.1 替换核心被解释变量(组织韧性)
为检验被解释变量的稳健性,本文采取组织韧性的另一种衡量方式进行稳健性检验。组织韧性的构建成果不仅表明企业在逆境中的稳定性,也关系企业在“VUCA”环境下的长期成长能力[26]。参考Oritz-De-Mandojana[22]等的研究,本文通过主营业务收入衡量企业的绩效成长。测度方式如式(5)所示,其中R_sales为以绩效成长性衡量的组织韧性,FirmSales为企业主营业务收入,N为企业所在制造业 (证监会2012版行业分类)的企业总数。表6显示前文结论仍然稳健。
(5)
表6 稳健性检验I:替换核心被解释变量
Table 6 Robustness Test I:replacing core explained variables
变量(1)(2)(3)(4)F.R_salesF.InnF.R_salesF.R_salesDIG0.005*0.114***0.005*(1.87)(4.16)(1.74)F.Inn0.316***0.314***(6.77)(6.73)Size-1.544***-0.437-1.595***-1.611***(-19.56)(-0.56)(-20.21)(-20.28)Lev0.774***-4.0330.822***0.806***(2.60)(-1.31)(2.76)(2.71)ROA-1.946***4.467-2.150***-2.126***(-3.33)(0.74)(-3.68)(-3.63)BShare-0.1290.212-0.118-0.116(-1.26)(0.20)(-1.16)(-1.13)Constant33.062***8.48434.055***34.396***(20.17)(0.53)(20.80)(20.86)Observations17359272211735317353R-squared0.0290.0080.0320.032Numberofcode3445344534453445CompanyFEYESYESYESYESYearFEYESYESYESYES
3.2.2 替换核心解释变量(数字化转型)
为了检验自变量的稳健性,本文采取数字化转型的另一种衡量方式进行稳健性检验。将企业财务报告附注中年末与数字技术相关的无形资产与总无形资产的比值作为数字化转型的代理变量。当无形资产明细项中含有“软件”“网络”“客户端”“系统”“平台”“信息”“电子商务”相关词汇以及有关的知识产权,记录为“数字技术无形资产”,加总所有数字技术无形资产,其占所有无形资产的比值为该公司数字化转型代理变量DIG2,高于中位数取1,低于中位数取0。表7的检验结果显示,替换解释变量后的数字化转型能够显著降低企业在危机情境下的股票收益波动性,也即提升了企业的组织韧性,本研究的结论仍然稳健。
表7 稳健性检验Ⅱ:替换核心解释变量
Table 7 Robustness TestⅡ :replacing core explanatory variables
变量 F.MretwdDIG2-0.402***(-2.61)Size-1.313***(-9.65)Lev3.789***(7.14)ROA-0.660(-0.66)BShare0.778***(4.24)Constant38.580***(13.72)Observations20903Numberofcode2745R-squared0.155CompanyFEYESYearFEYES
3.2.3 工具变量法
上述结论可能受内生性问题影响:一方面,数字化转型程度提高会增强企业组织韧性;另一方面,组织韧性更强的公司也更有能力和基础促进高水平数字化转型。为了缓解自选择问题以及反向因果问题对研究结论产生的内生性影响,本文采用工具变量法进行稳健性检验。
选取2009—2023年地区电信业务总量作为工具变量。首先,企业所在地的通信服务水平、电信电路及线路等通信能力从技术水平、社会偏好等方面影响企业对信息技术的接受和运用程度,满足相关性条件。其次,电信服务作为城市公用事业的组成部分,主要为民众提供通信服务,并不直接作用于企业的组织韧性,满足外生性条件。采用Ⅳ-2SLS法估计的结果如表8所示。Anderson Canonical Correlations统计量在1%的水平上显著,拒绝工具变量识别不足的原假设;Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值,拒绝弱工具变量的原假设。综上,本文选取的工具变量是合理可靠的。表8显示DIG的系数显著为负(β=-0.339,p<0.01),即数字化转型显著促进了企业组织韧性,表明本文结论仍成立。
表8 工具变量法检验结果
Table 8 Results of instrumental variable test
变量 F.MretwdDIG-0.339***(-2.60)Size-0.173(-0.39)Lev5.212***(7.47)ROA-2.230(-1.63)BShare0.678***3.65Observations23506Numberofcode2735R-squared0.064CompanyFEYESYearFEYES
全球范围内新冠疫情这一重大突发公共健康危机事件于2020年1月暴发,给我国制造业企业造成了严重的负面影响。美国学者杰里米·里夫金在2022年的著作《韧性时代:重新思考人类的发展和进化》中指出:“进步时代”已经让位于“韧性时代”。本研究进一步将全球突发重大公共卫生健康危机冲击纳入实证检验过程,着重研究重大外部突发危机情境,以凸显企业应对危机的能力。本部分将基于重大突发危机冲击,探究数字化转型对企业组织韧性的影响。
考虑危机的反复性以及国内各省市受到冲击的时间不同,本文选用多期双重差分(DID)模型,衡量危机事件对于不同地区、不同企业在不同时间所产生的冲击。多期DID与单期DID的基本原理相同,通过事件研究法对冲击的动态经济效应进行分解和分析,适用于在估计处理效应时,处理组有多个被处理对象且受影响时间不同。基于数据可获得性的考量,本研究以2020年1月(即冲击开始时间)为起点,观测区间为2020年上半年、2020年下半年、2021年上半年与2021年下半年。对每一期内我国内地31个省(自治区、直辖市)的净确诊人数排序,净确诊人数位于中位数以上的地区所对应的企业在当期及之后设定为实验组,取值为1;否则设定为对照组,取值为0。多期DID模型构建如下:
Mretwdit=α0+α1treat_onfirmedit+α2Xit+μi+δt+εit
(6)
其中,Mretwdit为被解释变量组织韧性,以一期内企业6个月的月个股回报率标准差衡量;虚拟变量treat_onfirmedit表示公司i在t期净确诊人数是否超过当期中位数,若超过则当期及其以后设定为1,其余则设定为0。其系数α1衡量危机事件对组织韧性产生的影响;Xit代表控制变量,包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA) ;μi和δt代表个体固定效应和时间固定效应,用来刻画不可观察的个体特征和时间特征;εit表示随机误差项。
回归结果如表9所示。列(1)显示全球突发公共卫生危机事件对于企业月个股回报率标准差系数显著为正(α1=1.197,p<0.05),说明危机事件削弱了企业组织韧性。列(2)(3)在多期DID的基础上分组回归,取所有企业数字化转型程度的中位数,高于中位数为强数字化转型组,取值为1;否则为弱数字化转型组,取值为0。实证结果显示,对于数字化转型程度较高的企业,全球突发公共卫生危机事件对组织韧性的负面影响不显著;对于数字化转型程度较弱的企业,全球突发公共卫生危机事件对组织韧性的负面影响显著(α1=1.645,p<0.05)。这说明在全球突发公共卫生危机事件冲击情境下,企业数字化转型对塑造组织韧性起到了重要作用。
表9 多期DID回归结果
Table 9 Results of multi-period DID regression
变量(1)Mretwd(2)d_DIG1Mretwd(3)d_DIG0Mretwdtreat_confirmed1.197**0.6441.645**(2.40)(0.86)(2.12)Size-4.393***-4.249**-7.130***(-3.11)(-2.32)(-2.65)Lev5.535***3.753*8.291***(3.47)(1.69)(3.02)ROA23.333***20.089***26.500***(10.36)(6.76)(6.57)Constant48.695***48.871***72.554***(3.64)(2.81)(2.87)Observations1037365873786R-squared0.0610.0490.088Numberofcode302223511526FirmFEYESYESYESYearFEYESYESYES
DID方法的使用前提是满足平行趋势,即未受到全球突发公共卫生危机的冲击时,实验组和对照组的企业组织韧性具有相同的变化趋势。基于此,本文构建以下模型:
(7)
其中,βτEventi,t-τ为虚拟变量,如果企业i在t-τ期遭遇了冲击,则取值为1,否则为0(M、N分别表示政策时点前和政策时点后的期数),β0衡量危机发生当期的效果,β-M至β-1衡量发生冲击之前1-M期的效果。以全球突发公共卫生冲击事件发生前一期为基准期。
本文通过图示法比较危机冲击前后企业组织韧性的变动趋势。如图2所示,在试点实施之前,实验组和控制组的组织韧性并不存在显著差异,满足平行趋势。回归分析结果见表10,在危机发生之前,自变量的系数均不显著异于0,实证结果进一步表明危机冲击之前实验组和对照组满足平行趋势假设。
表10 平行趋势检验:回归法
Table 10 Parallel trend test:regression method
变量 F.Mretwdpre3-1.084(-0.65)pre2-1.366(-1.07)current-0.352(-0.88)post1-0.511(-1.02)post2-0.244(-0.34)post3-1.410(-1.46)Size-5.720***(-3.88)Lev4.533***(2.72)ROA22.306***(9.43)Constant63.480***(4.56)Observations10853Numberofcode3026R-squared0.049FirmFEYESYearFEYESObservations20561Numberofcode2401R-squared0.058CompanyFEYESYearFEYES
图2 平行趋势检验
Fig.2 Parallel trend test
布伦纳梅尔在《韧性社会》中强调:“有韧性的社会契约必须给特立独行者、不同意见者留下空间,这些人有可能给意料之外的冲击找到意料之外的解决方案,这其实就是创新”。本文立足数字经济蓬勃发展和后“乌卡”时代加快推进中国式现代化的背景,聚焦数字化转型与企业组织韧性,从动态能力视角和开放式创新理论出发,系统探究了企业数字化转型与组织韧性之间的关系及其作用机制,尝试打开数字化转型影响组织韧性的过程“黑箱”,为进一步厘清数字化转型与组织韧性的关系提供经验证据。以2009-2023年沪深A股制造业企业为样本,运用大数据文本挖掘的方法,基于多元线性回归模型的实证研究发现:①数字化转型显著提高了制造业企业组织韧性;②开放式创新部分中介数字化转型对组织韧性的促进作用;③运用多期双重差分模型,通过分析全球突发公共健康卫生危机事件对组织韧性的冲击,发现危机整体上对我国制造业企业韧性带来了显著负面影响,该负面效应对数字化转型程度较高企业的影响显著小于数字化转型程度较低的企业。
本文为制造业企业面对快速变化的市场环境和不断增加的不确定性,提供了新的视角和应对策略。首先,数字化转型不仅是企业提高运营效率和创新能力的手段,更是增强组织韧性、应对危机的重要途径。企业应将数字化转型作为长期战略,不断探索利用新兴数字技术,如人工智能、大数据、云计算等,以提高对市场变化的敏感度和适应力。其次,开放式创新作为数字化转型的重要组成部分,能够促进企业内外资源有效整合和知识共享,增强企业在危机中快速调整和恢复的能力。企业应打破传统的封闭式创新模式,积极寻求与合作伙伴协同创新的机会,构建开放、动态的创新生态系统。此外,在面对全球性重大公共危机时,数字化转型程度较高的企业展现出更强的抵御冲击和恢复能力。企业进行数字化转型时,应充分考虑潜在危机、风险,建立灵活的运营机制与风险管理体系,以提高极端情况下的生存和反超能力。最后,强调动态能力的重要性。企业需要持续地对外部环境进行搜索和感知,不断获取知识和新机会。企业应培养并加强自身的动态能力,包括创新能力、吸收能力和适应能力,以实现在“乌卡”时代获得持续竞争优势,助力培育和发展新质生产力。
本文分析了制造业数字化转型与组织韧性的关系及其机制、情境因素,但仍存在一定的局限性,未来研究还需要进一步深化和拓展。第一,样本仅限于具有完整公开数据的A股制造业上市企业,未来可对未上市企业以及中小企业进行比较研究。第二,本文的指标构建基于公开数据集,未能充分体现企业韧性在不同阶段的表现形式。未来可通过调查问卷等形式,衡量企业不同阶段的韧性表现。第三,因危机发生的不确定性和反复性,未来需进一步探究更多的实验设计方法,寻找更加准确的评估方式,分析特定情境下数字化转型对组织韧性的不同影响机制。
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