1、【摘要】混合所有制是我国供给侧结构性改革的重要组成部分，对当前数字化转型也具有重要影响。以20072021年沪深A股国有上市公司为研究对象，分析了非国有股东对企业数字化转型的影响及作用机制。研究结果表明，非国有股东持股比例的增加对国企数字化转型并不具有显著的促进作用，只有当非国有股东参与高层治理才能有效推进国有企业数字化转型。通过机制分析发现，非国有股东参与高层治理能够抑制非效率投资、发挥资源优势，进而促进国有企业数字化转型；异质性分析发现，非国有股东治理在投资者互动水平更高、行业竞争程度高、地方国企中发挥的促进效应更明显；进一步地，数字化转型后国有企业的长期绩效得到有效提升。研究结论对于理解
2、混改背景下非国有股东治理在国企数字化转型过程中如何发挥作用、促进国企实现高质量发展具有一定的理论价值与实践意义。【关键词】非国有股东；国企数字化转型；投资效率；资源优势；高质量发展【中图分类号】F271；F276.1【文献标识码】A【文章编号】1674-2362（2023）06-0026-10收稿日期：2023-05-02作者简介：冉渝（1978），男，贵州贵阳人，教授，博士，主要从事公司财务研究；袁慧琴（1998），女，江西赣州人，硕士研究生，主要从事公司财务研究。非国有股东能否促进国企数字化转型？冉渝，袁慧琴（贵州财经大学会计学院，贵阳550025）天津商业大学学报Journal of T
3、ianjin University of Commerce第43卷第6期圆园23年11月Vol.43 No.6Nov.2023引言国有企业是我国国民经济的重要组成部分，也是国家战略安全和社会稳定的重要支撑。2023年2月中共中央、国务院印发 数字中国建设整体布局规划，指出要全面提升数字中国建设的整体性、系统性、协同性，促进数字经济和实体经济深度融合，以数字化驱动生产生活和治理方式变革。随着以信息技术为代表的新一轮科技革命和产业变革加速推进，数字化转型成为更多国有企业提升核心竞争力、适应市场变化、实现高质量发展的必选项。然而，国有企业在数字化转型过程中也面临着诸多困难和挑战，如创新能力不足、经营
4、效率低、资源配置效率不高等1。因此需要激发国有企业内生活力，推动国企向经济化治理模式转变2，充分发挥数字技术在国企治理中的赋能效应。为此，深化国有资本和国有企业改革，特别是混合所有制改革，是推动国有企业数字化转型的重要举措。非国有股东通过混合所有制改革参与国企治理，激发非国有股东的主人翁意识，真正实现“所有者到位”，促进国有企业建立高效的市场化经营机制3，形成有效的治理机制；充分发挥异质产权资本的资源优势与机制优势，提高国有资本的运行效率，从而提高数字化创新效率。本文基于沪深A股20072021年国有上市公司数据，从股权结构与高层治理不同维度下的非国有股东治理效果出发，研究非国有股东对国有企业
5、数字化转型的影响及路径。研究贡献主要在于：第一，从企业数字化转型的视角，探讨国有企业混合所有制改革中非国有股东在股权和高层治理不同维度下的治理效果，拓展了国有企业改革和数字化转型的理论范畴，丰富了国有企业混合所有制改革的实践经验；第二，补充了国有企业数字化转型影响因素研究，为国有企业加快数字技术融入、提高转型效率提供有益启示；第三，采用了大样本的面板数据，运用多元回归模型和中介效应检验方法，对非国有股东影响国有企业数字化转型的具体影响路径进行了实证检验，验证了理论假设的有效性，为国有企业混合所有制改革和数字化转型提供了数据支持和政策建议。1文献回顾与研究假设1.1文献回顾1.1.1非国有股东影
6、响效果的相关研究大量研究表明引入非国有资本对国有企业治第6期理和绩效具有积极影响，如改善冗余雇员问题4，降低管理者在职消费、寻租等自利行为3，提高国有企业的技术创新水平5和投资效率6，进而带来国有企业价值的提升7-8。但是，当前更多学者意识到简单的股权混合难以有效改善国企经营和治理效率9-10。如马新啸等11发现非国有股东参与国企高层治理可以提升国企雇员的薪酬业绩敏感性，而单纯的持有股权则无相应效果。非国有股东要在国企决策中真正拥有话语权，需要依法委派代表参与高层治理，才能具备改善治理机制的实际能力12。谢海洋等13的研究侧面支持了这一结论，认为股权制衡对企业绩效的影响作用是以非国有股东委派董
7、事为中介实现的。因此，只有赋予非国有股东决策话语权才能充分发挥其市场化机制优势，使其能够在国企经营目标、资源配置及高管市场化选聘与激励决策中积极发声，真正缓解国有企业“所有者缺位”、代理链过长和内部人控制等问题14-15。上述研究在为完善和推进国有企业混合所有制改革，助力国企高质量发展提供了较为充分的思路及经验证据，但体制改革中的非国有股东对国有企业数字化的影响没有得到广泛关注，在前人研究的基础上，本文分别从股权结构与高层治理不同维度下的非国有股东治理效果出发，探究其对国有企业数字化转型的影响及其内在逻辑，以期为国有企业提升数字化转型效率提供经验证据。1.1.2企业数字化转型的相关研究在新一轮
8、科技革命和行业转型形势下，数字化转型的实施能够帮助企业从多方面提高整体能力16、提升专业化分工水平17、降低债务违约风险18、提高生产效率19，通过引入数字技术或凭借数字平台与信息技术实现企业传统的组织结构、运营模式等全方位变革进而提升竞争优势20，促进企业实现高质量发展21-23。已有研究围绕数字资源24、公司战略愿景25、管理层激励26等内部组织因素，以及利率市场化改革27、市场需求与政府支持28等外部因素对企业数字化转型的影响展开了讨论。对于国企数字化转型实现路径的探索，张哲等29认为应当以“数字技术融入组织管理变革”双元交互融合为路径，最终实现国有企业战略转型。金晓燕等1从影响国有企业
9、数字化转型的因素出发，提出要通过优化内部治理结构、改善外部环境，明确企业战略来推进国有企业数字化转型的对策。已有研究为企业数字化转型带来的积极经济效应提供了丰富的经验证据，但对于企业数字化转型的影响因素的研究对象多为民营企业和一般制造企业，现有文献对国有企业数字化转型实践模式与过程机制研究尚处于起步阶段30-31，且缺乏大样本的实证研究。而国有企业受国家使命牵引，其价值目标、行为逻辑也不同于一般企业32，因此研究非国有股东能否以及如何加快国有企业数字化赋能，提升国企长期绩效，对推动国企经济可持续发展有重要现实价值和理论意义。1.2理论分析与研究假说国有企业作为我国经济的中流砥柱，其数字化转型不
10、仅是打造国有企业高质量发展的新引擎，更是深刻影响国家经济高质量发展的新高地。已有研究表明数字化转型能够显著促进国有资产保值增值33，因此要充分发挥数字技术在国企治理中的赋能效应。但是，数字技术要应用到生产、管理、营销和产业协作等各个方面，需要企业相应地转变管理理念，以适应新的技术和理念。而国有企业的所有者虚位和多层次委托代理关系限制了其机制和体制的灵活性，导致其数字化转型的效率驱动因素不足。同时由于其特殊性质，国有企业往往存在市场竞争不够激烈的问题，在资源配置过程中也面临各种矛盾和阻碍，这限制了国有企业在数字化时代提高竞争力的能力。加上国有企业的管理者对数字化认识不够充分，不少国有企业数字化转
11、型还缺少一些长期规划，这可能会造成资源浪费，影响企业的长期绩效。因此在当前市场环境下，要加快国企数字化转型步伐，需首先完善其公司治理水平1，克服其体制机制的不适应导致的经营效率低、资源配置效率有待进一步优化等问题。混合所有制改革是现阶段国企改革的重要突破点，旨在通过引入具有市场化导向的非国有股东，促进产权异质性资本的相互融合，建立更有效的治理机制和市场化的经营机制。根据产权理论，经济组织的产权结构是决定其制度安排和运行效率的关键，国有企业可以通过引入产权清晰的非国有股东，在一定程度上实现“所有者到位”，推动国企向经济化治理模式的转变2。且已有研究表明，非国有股东参与治理能够显著促进资本要素流向
12、更高效率的经营活动34，通过参与高层治理，非国有股东能够在经营目标、资源配置以及投资决策方面拥有实质话语权，这必然导致国有企业治理机制及资源禀赋发生变化，从而推动数字化应用效率提升，促进国企数字化转型。首先，非国有股东参与治理能够推动国有企业冉渝，等：非国有股东能否促进国企数字化转型？27天津商业大学学报2023年天津商业大学学报经营机制转变，提高企业的决策效率和灵活性，改善投资效率，减少资源浪费，从而促进国有企业数字化转型。当前企业数字化转型不仅仅在于硬件设施的建设，更强调数字技术与企业之间的协调，注重通过数字技术与传统业务的相互融合从而提高企业运营效率35。但是，由于中国国有企业长期处于“
13、一股独大”的状态，同时缺乏有效的所有者监督，导致出现了“内部人控制”和监督失效的现象，这进一步导致了严重的委托代理问题36，管理者可能会作出违背股东最大化价值目标的投资决策，导致企业投资效率低下，使得数字技术的管理实践变得困难。市场化导向的非国有股东委派代表参与高层治理，一方面，能够优化和控制决策程序来纠正企业经营决策的行为和认知偏差，强化管理层监督，抑制非效率投资行为37。已有研究表明，非国有股东降低了国企高管由于业绩薪酬制度缺乏弹性所产生的非效率自利动机，使其更加重视国企经营质量与投资效率38，促进资本要素流向更高效率的经营活动，减少数字化投资过程中的资源浪费，提高数字化转型效率。另一方面
14、，可以减少高层管理人员非理性投资的空间，缓解委托代理问题，促进企业提升投资效率。非国有股东利用董事会或监事会职位获得更为详细的议案内容、公司财务状况信息及日常治理监管信息9，39，从根本上缓解由委托代理链条冗长带来的信息不对称问题，降低高管非理性决策空间，使企业决策更加科学化，进一步提高数字化项目对资本及各生产要素的利用效率。其次，非国有股东参与国企治理不仅可以实现机制的深度融合，也有利于资源的深度融合，为数字技术的应用和融合提供支持，促进国企数字化转型。从股东资源配置角度看，当前国企改革的目的在于发挥不同所有制资源的互补优势，学者们验证了国有资源与民营资源之间的优势互补性3，40。但具有互补
15、性的异质资源能否发挥协同效应取决于非财务控制权配置即治理层面的权力配置，而非股权41。非国有股东的积极参与能够带来更多的社会资本，有助于国有企业获取更多的创新资源42，为数字技术应用在关键业务、产品经营和流程上的融合提供了支持。通过委派董监高进入国企治理，有助于非国有股东更加深入了解实际经营情况和战略决策的制定过程，缓解仅持股带来的信息不对称，增强主人翁意识，为实现自身利益最大化，非国有股东会最大限度的投入自身资源支持国有企业的发展。数字化转型是现阶段适应经济增长、增强企业可持续竞争力的必然选择，而数字化转型的成功依托于充足的人力资本与资金及数字成果的转化，因此非国有股东委派董监高参与国企治理
16、能够最大限度的整合国有与非国有企业人、财、技术等资源，为数字化转型活动的开展奠定良好的基础。综上，非国有股东委派代表参与高层治理不仅可以通过抑制非效率投资行为实现机制混合以缓解委托代理问题、减少投资过程的资源浪费、提高国有企业数字化转型效率，同时可以通过资源深度融合缓解企业数字化转型中的资源约束和加强资源协同效应，从而促进国有企业数字化转型。基于上述分析，提出以下研究假设：假设1：非国有股东参与治理能够有效促进国有企业数字化转型。2研究设计2.1样本与数据以20072021年沪深A股国有上市公司为研究对象，将前十大股东中非国有股东持股比例之和大于10%的认定为存在混合股权结构，即进行混合所有制
17、改革的企业，否则认定为未进行混合所有制改革。对样本进行了如下筛选：（1）剔除金融保险行业样本；（2）剔除ST、PT等被特殊处理的样本；（3）剔除财务数据异常和缺失的样本。经过筛选，最终得到1 029家公司共计11 745个年度观测值。数据均来自CSMAR数据库和Wind数据库，为了控制极端值的影响，对所有连续变量进行了缩尾处理。2.2变量定义（1）被解释变量。在企业数字化转型进程中，企业主要依赖于“数字科技技术驱动”来升级原有的技术体系和生产系统，这需要关键核心技术的布局和发展。而人工智能（Artificial Intelligence）、区块链（Blockchain）、云计算（Cloud C
18、omputing）、大数据（Big Data）等技术构成了企业数字化转型的核心底层技术架构43，因此借鉴吴非等44的研究，从上市企业年报中涉及“企业数字化转型”的相关关键词的词频统计角度来刻画其转型程度，并将词频总数取对数处理，作为数字化转型（lnDT）的衡量指标。（2）解释变量。为更好地考察非国有股东对国企数字化转型的影响效果，同时从股权结构和高层治理维度进行考量。参考已有文献39，45，股权结构维度用前十大股东中非国有股东的持股比例之和28第6期Mix_share表示，高层治理维度采用非国有股东委派的董监高比例Mix_gov进行衡量。（3）控制变量。参考吴非等27、唐松等44、夏常源等46
19、，选取公司规模（Size）、年龄（Age）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（ROE）、有形资产比例（Tang）、成长性（Growth）、是否两职合一（Dual）等作为控制变量。同时在模型中引入了行业虚拟变量（Ind）和年度虚拟变量（Year）来控制行业和时间效应对模型因果关系产生的影响。相关变量定义如表1所示。变量类别变量符号变量名称变量定义lnDT企业数字化转型ln（数字化相关词频总数+1）解释变量Mix_share非国有股东股权结构层面度量前十大股东中，非国有股东持股比例之和Mix_gov非国有股东高层治理层面度量非国有股东委派董监高人数/董监高总人数控制变量Size公司规模ln（期末
20、总资产）Age公司年龄公司年龄取对数Lev资产负债率负债/资产总计ROE净资产收益率净利润/股东权益平均余额Cfo现金流经营活动产生的现金流量净额/总资产Tang有形资产比率（固定资产净额+存货净额）/总资产SD企业资本密集度总资产与营业收入之比TobinQ托宾Q值市值/总资产Growth成长性营业收入增长率Dual两职合一董事长与总经理两职合一取值为1，否则为0audit审计意见会计事务所出具非标意见为1，否则为0IndeDir独立董事占比独立董事人数/董事会总人数被解释变量表1变量定义冉渝，等：非国有股东能否促进国企数字化转型？2.3模型构建为验证非国有股东对国有企业数字化转型的影响，构建
21、如下回归模型：lnDTi，t=琢0+琢1伊Mix_sharei，t+移琢k伊Controls+移Ind+移Year+着i，t（1）lnDTi，t=茁0+茁1伊Mix_govi，t+移茁k伊Controls+移Ind+移Year+着i，t（2）其中，被解释变量是企业数字化转型lnDT，式（1）、式（2）的解释变量Mix_sharei，t、Mix_govi，t分别是非国有股东股权和治理层面的两个衡量指标；控制变量组Controls即前述所有控制变量；Ind、Year分别表示行业虚拟变量和年度虚拟变量；着i，t为随机误差项；i，t代表i公司在t年度对应指标。3实证结果与分析3.1描述性统计与相关性分
22、析主要变量的描述性统计结果如表2所示。结果表明，样本公司数字化转型水平（lnDT）的最大值为5.583，最小值为0，均值为0.859，意味着现阶段国有企业数字化发展水平普遍不高，在不同样本公司之间差异较大，深入分析发现，虽然样本内部分国有企业数字化转型水平较高，但有近50%的样本公司年报中对数字化转型只字未提，这说明国有上市样本公司数字化转型水平还有待于进一步提升。非国有股东委派董监高比例（Mix_gov）的均值为2.277%，远低于前十大股东中非国有股东持股比例（Mix_share）均值11.54%，说明当前国有企业引入非国有资本更多体现在股权层面，而非国有股东参与国企决策治理的程度并不充分
23、。其余控制变量的描述性统计结果与现有文献基本一致。表3报告了本文主要变量的Pearson相关系数VariablesNMeanp50SDMinMaxlnDT11 7450.859 001.143 005.583Mix_share 11 74511.54 07.180 012.12-0.16085.87Mix_gov11 7452.277 006.468 0070.59Size11 74522.75 022.561.468 0-18.3728.64Age11 7452.822 02.890 00.375 003.989Lev11 7450.509 00.520 00.198 0-0.010 01.
24、262ROE11 7450.056 00.070 00.271 0-12.771.613Cfo11 7450.050 00.049 00.073 0-0.4700.771Tang11 7450.938 00.963 00.087 0-0.062 01SD11 7452.526 01.773 02.938 0-0.094 084.14TobinQ11 7451.812 01.422 01.408 0-0.674 056.66Growth11 7451.785 00.120 088.27-2.683 09 291Dual11 7450.122 000.328 001audit11 7450.018
25、 000.132 001IndeDir11 7450.370 00.333 00.058 000.800表2描述性统计29天津商业大学学报2023年天津商业大学学报3.2非国有股东对国企数字化转型影响的回归结果分析表4第（1）列、第（2）列分别是模型（1）、模型（2）的回归结果。从第（1）列结果看来，控制行业时间及其他变量的影响之后，非国有股东持股比例（Mix_share）的增加与国有企业数字化转型之间存在正相关关系，但并不显著；非国有股东委派董监高（Mix_gov）与国有企业数字化转型显著正相关。结果说明，非国有股东参与治理有助于促进国有企业数字化转型，假设1得以验证。具体而言，从股权层面看
26、非国有股东并不能显著促进国企数字化转型。从高层治理层面，非国有股东更能有效发挥作用、加快国有企业数字化转型。因此，我国国有企业混合所有制改革不应仅停留在国有资本与非公有资本的相互融合，更应该关注非国有股东的监督与治理效果，真正让非国有股东参与决策、改善国有企业的治理水平。另外从控制变量的结果可以看出，国企规模的系数显著为正，即国有企业数字化转型具有规模效应，规模越大国企数字化转型水平越高。3.3稳健性检验3.3.1内生性问题受政策变化及可能存在的某些不可观测因素的影响，混合所有制改革程度和国有企业数字化转型进程可能同时发生变化，为了缓解可能存在的内生性问题，本文借鉴吴秋生等47以及刘运国等14
27、的研究，选取样本公司所在地区的人均生产总值对数（lnGDP）作为工具变量进行二阶段回归。如表5所示，在缓解遗漏变量偏误问题后，在股权结构维度，国有企业非国有股东 持股比 例（Mix_share）与数字化转型（lnDT）无显著相关关系；在 高 层 治理维度，非国有股东治理变量（Mix_gov）与数字化转型（lnDT）显著正相关。这表明非国有股东对国企数字化转型的促进作用仍然显著。3.3.2替换被解释变量衡量方式借鉴张永珅等48的研究，用数字化无形资产占比重新衡量企业数字化转型。当无形资产明细项包含“软件”“网络”“客户端”“管理系统”“智能平台”等与数字化转型技术相关的关键词以及与此相关的专利时
28、，将该明细项目界定为“数字化技术表3相关性分析lnDTMix_share Mix_govSizeAgeLevROECfoTangSDTobinQGrowthDualauditIndeDirlnDT1Mix_share-0.058*1Mix_gov-0.062*-0.390*1Size-0.136*-0.158*-0.113*1Age-0.260*-0.020*-0.075*-0.102*1Lev-0.065*-0.00200-0.109*-0.386*-0.040*1ROE-0.018*-0.047*-0.019*-0.064*-0.041*-0.170*1Cfo-0.012 0-0.067*
29、0.044*-0.055*-0.045*-0.184*-0.152*1Tang-0.031*-0.113*0-0.032*-0.020*-0.065*0-0.096*1SD-0.038*-0.028*-0.039*-0.089*-0.103*-0.009 00-0.044*-0.146*-0.059*1TobinQ-0.048*-0.015 0-0.052*-0.383*-0.027*-0.265*-0.017*-0.056*-0.033*-0.046*1Growth-0.010 00-0.005 00-0.022*-0.006 00-0.016*-0.001 00-0.008 000-0.0
30、04 00-0.020*1Dual-0.041*-0.033*-0.033*-0.016*-0.052*-0.025*-0.001 00-0.002 00-0.032*-0.005 00-0.009 00-0.001 001audit-0.014 0-0.017*-0.013 0*-0.051*-0.022*-0.114*-0.278*-0.071*-0.005 00-0.042*-0.048*-0.002 00-0.012 01IndeDir-0.059*-0.025*-0.100*-0.179*-0.010 0*-0.057*-0.020*-0.025*-0.036*-0.023*-0.0
31、20*-0.011 0-0.047*01表4非国有股东对国企数字化转型影响的检验结果Variables（1）（2）lnDTlnDTMix_share0.001（1.28）Mix_gov0.004*（2.85）CVs控制控制Constant-2.557*-2.648*（-11.14）（-11.49）时间控制控制行业控制控制Observations11,74511,745R-squared0.4760.477注：*、*和*分别表示估计系数在10%、5%和1%的水平下显著。下同。检验结果。结果表明，在不考虑其他因素的影响下，企业数字化转型（lnDT）与非国有股东变量显著正相关，初步验证了本文的假设1
32、。且其他控制变量与企业数字化转型（lnDT）之间存在显著的相关关系，说明本文所选控制变量具有代表性。同时，方差膨胀因子均值为1.29，且所有变量之间的相关系数小于0.5，证明本文模型不存在严重的多重共线性问题。30第6期Variables（1）（2）（1）（2）first stagesecond stagefirst stagesecond stageMix_sharelnDTMix_govlnDTlnGDP-0.0000.000*（-0.65）（5.91）Mix_share-3.603（-0.65）Mix_gov0.737*（5.88）CVs控制控制控制控制Constant-8.827*-3
33、4.51618.385*-16.255*（-3.51）（-0.73）（13.56）（-7.31）时间控制控制控制控制行业控制控制控制控制Observations11 74511 74511 74511 745R-squared0.0500.035表5缓解内生性问题Variables（1）（2）lnDTlnDTMix_share-0.000（-0.01）Mix_gov0.005*（2.07）CVs控制控制Constant-3.912*-4.041*（-8.62）（-8.83）时间控制控制行业控制控制Observations11 74511 745表7改变模型表8非国有股东治理影响企业数字化转型的
34、机制检验结果Variables（1）（2）（3）（4）InefficInvestlnDTKZlnDTMix_gov-0.000*0.003*-0.013*0.003*（-4.04）（2.19）（-6.62）（2.43）KZ-0.043*（-5.43）InefficInvest-0.711*（-3.69）CVs控制控制控制控制Constant0.098*-2.687*5.402*2.416*（9.03）（-11.27）（11.03）（-10.36）Sobel检验2.151*4.799*时间控制控制控制控制行业控制控制控制控制Observations11 74511 74511 74511 745
35、R-squared0.1210.4710.7620.478冉渝，等：非国有股东能否促进国企数字化转型？无形资产”，再对同一公司同年度多项数字化技术无形资产进行加总，计算其占本年度无形资产的比例，得到企业数字化转型程度的代理变量（DCG）。代入模型重新回归得到回归结果见表6，第（1）列非国有股东股权维度Mix_share的系数不显著，第（2）列Mix_gov的系数均在1%水平下显著为正，说明非国有股东在股权层面未发挥促进作用，但在治理层面显著促进了国有企业数字化转型，该结果与表4的结果保持一致。因此，替换数字化转型衡量方式进行稳健性检验之后，原结论仍成立。3.3.3改变模型由于数字化转型具有“左
36、侧短尾”的特点，因此采用Tobit模型进行回归，结果依旧稳健。4拓展性分析4.1机制检验前文理论及实证结果已经表明，非国有股东在治理层面对国有企业数字化转型具有显著的正向促进作用，为了分析两者之间的影响机制，采用温忠麟等49提出的三步法中介效应检验程序，构建以下模型：Mediatori，t=兹0+兹1伊Mix_govi，t+移兹k伊Controls+移Ind+移Year+滋i，t（3）lnDTi，t=茁0忆+茁1忆伊Mix_govi，t+茁2忆伊Mediatori，t+移 茁k忆伊Controls+移Ind+移Year+vi，t（4）其中，Mediatori，t是中介变量，本文将代入非效率投资
37、（InefficInvest）和融资约束（KZ）进行检验；Mix_govi，t是非国有股东治理层面的衡量指标；lnDT是被解释变量企业数字化转型；控制变量组Controls即前述所有控制变量；Ind、Year分别表示年度虚拟变量和行业虚拟变量；滋i，t、vi，t为随机误差项；i，t代表i公司在t年度对应指标。表8第（1）列第（2）列显示了非效率投资对非国有股东治理与国企数字化转型之间关系的中介作用的回归结果。第（1）列是非国有股东委派董事对非效率投资的影响结果，结果显示，非国有股东委派董监高（Mix_gov）的回归系数在1%水平下显著为负，表明非国有股东参与高层治理显著抑制了国有企业非效率投资
38、水平。第（2）列的结果显示，在Variables（1）（2）DCGDCGMix_share-0.000（-0.34）Mix_gov0.001*（2.03）CVs控制控制Constant0.565*0.348*（5.00）（3.14）时间控制控制行业控制控制Observations11 74511 745R-squared0.2210.221表6替换被解释变量衡量方式31天津商业大学学报2023年天津商业大学学报控制了非效率投资的影响之后，非效率投资对数字化转型的回归系数在1%水平下显著为负，这表明降低国企非效率投资部分中介了非国有股东参与高层治理对国有企业数字化转型的促进作用。即非国有股东通过
39、委派代表进入董监高，能够推动国有企业经营机制转变，提高企业的决策效率和灵活性，提升国有企业的投资效率，从而促进数字化转型。表8第（3）列第（4）列显示了融资约束对非国有股东治理与国企数字化转型之间关系的中介作用的回归结果。第（3）列是非国有股东委派董监高对融资约束的影响结果，结果显示，非国有股东委派董监高（Mix_gov）的回归系数在1%水平下显著为负，表明非国有股东参与高层治理显著抑制了国有企业融资约束。第（4）列的结果显示，在控制了融资约束的影响之后，非国有股东委派董监高参与治理衡量混合所有制改革，融资约束对数字化转型的回归系数在1%水平下显著为负，这表明缓解国企融资约束部分中介了非国有股
40、东参与高层治理对国有企业数字化转型的促进作用。即非国有股东通过委派代表进入高层治理，能更好发挥资源优势，使国有资本与非国有资本之间优势互补实现资源深度融合，从而促进国企数字化转型。4.2异质性分析4.2.1投资者互动投资者与公司互动水平越高，意味着投资者与企业的互动关系越紧密，企业与投资者之间的互动沟通机制越顺畅，企业的信息透明度越高50，这将有助于投资者更加全面了解企业的发展情况。由于信息环境得到改善，企业的寻租成本增加，进一步放大非国有股东完善国有企业内部治理的积极作用。随着投资者互动关系的改善，高管为谋取个人私利的非效率投资行为得到抑制，为数字化投资开源节流。当企业受到投资者关注越多，不
41、合理的投资行为容易被揭露，并且更容易引起监管部门的关注。基于声誉成本考虑，混改后国企迫于外部压力会优化自身资源配置，从长远发展的角度考虑其投资决策。良好的投资者互动关系使得投资者了解企业数字化转型的长期战略规划带来的竞争优势，及时回应投资者的关切和建议，增强投资者的信任和满意度，提高市场影响力，增加市场价值，优化市场形象，从而促进国有企业获取更多的技术、人才、管理等资源，进一步有利于数字化战略的实施。通过构建模型（5）来研究投资者互动对非国有股东治理与国企数字化转型关系的调节作用：lnDTi，t=酌0+酌1伊Mix_govi，t+酌2伊Mix_govi，t伊Interactioni，t+移酌k
42、伊Controls+移Ind+移Year+着i，t（5）其中，Interaction是衡量投资者互动的特征变量，参照蔡贵龙等51，采用互动平台上企业各年度被投资者提问的问题总数的对数（lnqnumb）以及企业各年度对投资者提问进行答复的总数的对数（lnRespnumb）进行衡量；lnDT是被解释变量企业数字化转型；控制变量组Controls即前述所有控制变量；Ind、Year分别表示行业虚拟变量和年度虚拟变量；着i，t为随机误差项；i，t代表i公司在t年度对应指标。如表9所示，交乘项的系数均显著为正，说明投资者与公司互动水平越高，非国有股东对国企数字化转型的促进作用越好。即投资者互动关系的改善
43、能够强化非国有股东治理层面对数字化转型的促进作用。4.2.2行业竞争程度将石油和天然气开采业、烟草制品业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、电力、燃气及水的生产和供应业、铁路、水上及航空运输业、邮政业和电信和其他信息传输服务业分为垄断行业，其余为竞争行业。表10第（1）列、第（2）列的结果显示，与垄断性行业相比，处于竞争性行业的国企通过混合所有制改革之后，其数字化转型水平显著提高，且非国有股东参与高层治理的系数在1%的水平下显著为正。由于垄断行业不容易受到市场激励，也就是说其业绩不容易受市场影响，这类国企对于通过数字表9投资者互动水平的影响Variables（1）（2）（3）lnDTlnDTlnD
44、TMix_gov0.005*0.003*0.003*（2.99）（2.06）（2.17）lnqnumb0.046*（5.59）Mix_gov伊lnqnumb0.003*（2.87）lnRespnumb0.040*（5.89）Mix_gov伊lnRespnumb0.002*（2.14）CVs控制控制控制Constant-3.237*-3.167*-3.206*（-10.41）（-10.21）（-10.34）时间控制控制控制行业控制控制控制Observations8 0608 0608 060R-squared0.4650.4680.46832第6期表10行业竞争程度与国企层级的影响Variabl
45、es（1）（2）（3）（4）竞争性行业 垄断性行业非央企央企Mix_gov0.005*-0.0070.004*0.003（3.46）（-1.57）（2.79）（0.88）CVs控制控制控制控制Constant-3.170*-0.571-3.186*-1.502*（-12.50）（-1.14）（-10.78）（-2.97）Chowtest4.50*4.33*时间控制控制控制控制行业控制控制控制控制Observations10 4071 6577 7234 022R-squared0.4780.4990.4640.532冉渝，等：非国有股东能否促进国企数字化转型？化转型来提高产品竞争力的动力较弱。
46、对于竞争性行业国企而言，市场竞争较为激烈，企业面临生存的压力，促使非国有股东出于利益动机对国有企业管理层行为形成约束，通过参与高层治理提高决策科学性，优化资源配置，提高国企数字化转型效率。4.2.3国企层级表10列（3）、列（4）给出了区分国企层级时混合所有制改革对国企数字化转型影响的检验结果。结果表明，不同层级国企中混改对数字化转型的影响存在较大差异。在非央企组，非国有股东治理与国企数字化转型在1%水平下显著正相关。在央企组，非国有股东治理与国企数字化转型系数为正但均不显著。这是由于相较于地方国企，央企可能承担更多政治任务，其经营活动更为复杂，涉及的利益相关者众多，非国有股东进入治理层时受到
47、更多限制，混改难度更大，对数字化转型的促进效应难以体现。而地方国有企业中，引入非国有资本相对容易，非国有股东具有更大可能委派董监高参与国企治理，对企业数字化转型的促进作用更显著。4.3经济后果分析如前文所证，非国有股东通过委派代表参与国企高层治理，从而对国企数字化转型产生促进作用。进一步地，国有企业在非国有股东的治理作用下促进数字化转型后公司的长期绩效是否得到有效提升？通过盈余持续性，我们可以判断一个企业是否能够持续地创造盈利，并且在未来发展得更好。这是企业高质量发展的重要属性之一。因此，以盈余持续性作为代理变量，检验数字化转型是否有效提升国企长期绩效。参考王少华等52，使用资产收益率（ROA
48、）度量会计盈余，利用线性一阶自回归模型估计盈余持续性，构建以下模型：ROAi，t+1=酌0+酌1lnDTi，t+酌2ROAi，t+酌3ROAi，t伊lnDTi，t+移酌k伊Controls+移Year+移Ind+着it（6）如表11所示，加入控制变量前后，当期盈余（ROA）的回归系数均在1%水平下显著为正，说明本期盈余能够持续到下一期，企业具有较好的盈余持续性。并且数字化转型与当期盈余的交互项（lnDT伊ROA）系数为0.022，在10%水平下显著为正，说明数字化转型对企业盈余持续性具有显著促进作用。因此，国有企业数字化转型之后具有较好的绩效表现，有利于企业实现高质量发展。5研究结论与政策启示
49、随着科技日新月异，数字化转型日益成为市场经济微观主体也是企业的必经之路。以20072021年沪深A股国有上市公司为研究对象，实证检验非国有股东对国有企业数字化转型的影响效果及作用机理。研究发现：当且仅当非国有股东委派董监高时，非国有股东对国有企业数字化转型具有显著促进作用，非国有股东持股比例增加并没有显著提升国企数字化转型水平；非国有股东治理通过提高投资效率、降低融资约束机制，实现机制和资源的有效融合，减少资源浪费，从而促进国有企业数字化转型；非国有股东委派代表参与高层治理对国有企业数字化转型的影响受投资者互动、行业竞争程度与国企层级的影响，即投资者互动水平越高、行业竞争程度越高、地方国企中，
50、非国有股东参与高层治理对国有企业数字化转型的影响越大；数字化转型后国有企业的长期绩效得到有效提升。上述研究结论对促进实体经济与数字经济相融合、推动经济高质量发展具有一定的政策启示：表11经济后果检验Variables（1）（2）F.ROAF.ROAROA0.657*0.559*（41.43）（31.42）lnDT0.0000.000（0.05）（0.37）lnDT伊ROA0.022*0.020*（1.91）（1.84）CVs不控制控制Constant-0.014*-0.053*（-2.75）（-4.78）时间控制控制行业控制控制Observations10 34710 347R-squared
