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95

技术经济 第 42 卷 第 9 期

Analysis of the Network Status and Influencing Factors of China’s High‑tech Industry Export

Yu Juanjuan，Wu Junhao，Wan Shunyu

（School of Economics，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China）

Abstract：Based on the data of WIOD2016，the export value‑added accounting WZZ and the social network method SNA analysis

method was used to visually analyze the export network status of China’s high‑tech sub‑industries（r17，r12，r21），and the influencing

factors of the export network status of a country’s high‑tech industries was empirically investigated by using transnational data. The

conclusions are as follows. The export network of global high‑tech industries shows the unbalanced characteristics of“low reciprocity

and high center potential”，which is not conducive to the development of economic and trade relations in global high‑tech industries in

the direction of mutual benefit. China’s position in the final product export network of computer/electronic/optical equipment

manufacturing（r17）has risen rapidly，from the“end”status in 2000 to the“absolute core”status in 2014. Compared with the r17

industry，China is still in the“marginal”and“semi‑marginal”position in the export network of final products and intermediate

products in the pharmaceutical products/pharmaceutical preparations industry（r12）and shipbuilding/aerospace/other transportation

equipment manufacturing（r21）. Cross‑border panel regression shows that the improvement of information infrastructure， the

accumulation of material capital，the increase of R&D investment and human capital will significantly promote the improvement of the

network status of node countries，but the improvement of trade openness and investment openness cannot significantly promote the

status of node countries in the export network of global high‑tech industries.

Keywords：high‑tech industry；export value added；network status；SNA；influencing factors

96

第 42 卷 第 9 期 技 术 经 济 2023年 9 月

马诗卉等：

数字经济对服务业结构的影响

——“低端锁定”还是“高端促进”？

马诗卉，肖婷婷

（华中科技大学 经济学院，武汉 430074）

摘 要：随着数字技术逐渐加入社会生产过程，数字经济对产业内部结构将产生深刻影响，为研究数字经济对服务业内部结构

的影响，在 2011—2019 年地级及以上城市面板数据的基础上，构建实证模型进行实证分析检验。研究结果表明，数字经济对

服务业结构的影响效应为“高端促进”，而非“低端锁定”，在一系列稳健性检验后，结果仍然成立。在作用机制上，数字经济通

过提高地区人力资本水平促进服务业结构升级。空间效应检验结果显示本地的数字经济发展能够带动邻地的服务业结构升

级。数字经济对服务业结构升级的影响受人力资本水平的调节，当人力资本水平超过门槛值时，表现出持续增强的促进作用。

本文的研究证实数字经济是服务业结构升级的重要推动力，能够为数字经济时代破除经济“结构性减速”、优化产业内部结构

提供有益启示。

关键词：数字经济；服务业结构；人力资本；空间溢出

中图分类号：F062 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）9—0097—09

一、引言

近年来，依托互联网、大数据、云计算、人工智能及区块链等数字技术而蓬勃发展的数字经济，正在为经

济结构的转型升级和产业内部结构的不断优化注入新的力量。中国信息通信研究院发布的《中国数字经济

发展报告（2022 年）》显示，我国数字经济规模在 2021 年达到 45.5 万亿元，占 GDP 的 39.8%，已成为我国积极

争夺的新经济增长点。新冠疫情以来，数字经济在远程办公、远程诊疗、在线教育、无人配送等方面推动企业

复工复产，加快服务业的数字化转型。

目前我国经济已由高速增长转向高质量发展阶段，面临经济“结构性减速”的难题，促进服务业结构升级

或许是破除这一难题的重要抓手，成为现阶段中国经济高质量发展的重要力量。随着经济的发展，服务业对

国民经济的“稳定器”作用日益凸显，尽管近几年服务业占 GDP 的比重不断上升，早已成为支撑经济发展的

三大产业中最重要的部分，但服务业生产率低、内部结构升级缓慢，且在国民经济中的重要程度与发达国家

相比仍有很大的差距。党的十九大明确指出，要“提高我国服务业发展水平，促进我国服务业转型升级，向高

端产业链发展”，“十四五”规划纲要中也提出要推动服务业迈向专业化和高端化。因此，考察如何促进服务

业结构升级成为一个值得关注的问题。本文探索了数字经济对服务业结构升级的作用，为我国经济高质量

发展提供新的思路。

尽管有许多文献证实了数字经济能够显著促进产业结构服务化（姚维瀚和姚战琪，2021；戚聿东和褚席，

2022；周闯等，2023；韩谷源等，2023），但他们只关注到了数字经济对三次产业间结构变化的影响，并未涉及

数字经济对服务业内部结构的影响机制。现阶段研究数字经济影响服务业内部结构的文章仍然较少，袁航

和夏杰长（2022）从数字基础设施的角度出发，分析了“宽带中国”战略对服务业结构升级的影响，任保平和巩

羽浩（2023）从理论机制的角度阐述了数字经济驱动服务业转型升级的原理。事实上，服务业内部结构有自

身的变化规律（戴魁早等，2020），推动服务业内部结构的转型升级对当前经济高质量发展与现代产业体系建

设起着关键作用，因而亟需从数字经济的综合性发展角度探索其对服务业结构升级的机制。

Baumol（1967）早在 1967 年研究产业结构向服务业转变和生产率提升之间的关系时就发现，劳动力从工

业部门进入服务业部门不一定会提升全社会的生产率，即存在“服务业成本病”，这是因为服务业内部也存在

收稿日期：2023‑05‑23

基金项目：国家社会科学基金“任务替代与任务创造视角下数字经济对就业和收入分配的影响研究”（22BJL079）

作者简介：马诗卉，博士，华中科技大学经济学院副教授，研究方向：劳动经济学、宏观经济研究；肖婷婷，华中科技大学经济学

院硕士研究生，研究方向：数字经济、产业经济。

97

技术经济 第 42 卷 第 9 期

传统低端部门和现代高端部门。参考国家统计局的分类，本文将服务业划分为生产性服务业与生活性服务

业。生产性服务业向从事生产制造活动的企业提供配套服务，因其知识、技术、信息等要素相对密集，属于现

代高端部门，而生活性服务业是直接为居民吃用住行提供服务的行业，因其附加值率低、劳动密集程度高，属

于传统低端部门（李平等，2017），只有当劳动力进入到先进的生产性服务业部门才能提升全社会的生产率

（余泳泽和潘妍，2019）。如果生活性服务业部门不断壮大，由于其劳动生产率的提升存在滞后性，将导致“服

务业成本病”加重，服务业结构恶化，表现为“低端锁定”；反之，当生产性服务业占服务业比重不断上升时，能

够促进制造业转型升级、推动城市化进程及提升我国在全球价值链中的分工地位（韩峰和阳立高，2020；韩峰

等，2014；黄繁华和洪银兴，2020），服务业结构优化，表现为“高端促进”。

面对当前经济的“结构性减速”，生产性服务业已经成为我国经济发展中的主要增值点。许多学者从不

同角度探究了影响生产性服务业发展的因素，OECD（2001）使用 1984——1998 年的 OECD 国家面板数据研

究发现人均 GDP 的增加能够促进生产性服务业的就业比重，国内学者强调市场化水平、制造业需求及技术

创新会对我国生产性服务业的发展产生积极影响（陈凯，2006；高觉民和李晓慧，2011；夏杰长和戴建军，

2009）。而诸如中国地方政府增长目标约束带来的资源错配及政府规模、行政干预等制度性因素则会抑制生

产性服务业发展（夏杰长和戴建军，2009；江波和李江帆，2013）。已有研究已经证实技术创新是高端服务业

发展的核心竞争力（夏杰长和戴建军，2009），而人才发展是技术创新过程中必不可少的一环，具有知识密集

特征的生产性服务业企业是把人力资本引入到商品和服务生产过程的重要力量。本文注意到人力资本可能

对生产性服务业发展产生重要影响，而现有文献尚未讨论这一路径，因而本文创新性地从人力资本水平提升

的角度分析数字经济对服务业结构升级的影响。

与本文研究主题最相关的文献为王文等（2020）对工业机器人冲击下的服务业结构升级的研究，相较而

言，本文的创新点在于：首先，王文等（2020）关注的工业机器人只是数字技术的一个部分，事实上，在数字经

济时代，人工智能、大数据、区块链等新兴技术都隶属数字经济发展，本文综合多方面因素构建数字经济发展

指数，能够更加全面地反映数字经济的发展状况；其次，研究样本为 30 个省（直辖市、自治区）（因数据缺失，

未含西藏地区及港澳台地区）2009—2017 年的数据，采用全国 271 个地级及以上城市的样本数据，服务业的

发展在城市层面更加集中，因此地级市层面的数据不但能够更清晰地认识服务业结构升级的问题，而且有助

于关注到城市发展的差异；最后，本文注意到数据要素发展具有开放共享的特征，进一步分析了数字经济的

空间溢出效应，丰富了数字经济领域的研究。

本文将《中国城市统计年鉴》与中国普惠金融指数相结合，考虑到自 2020 年起城市统计年鉴不再公布

“按产业、行业划分的城镇单位就业人员”等指标，而这些指标是衡量服务业结构高级化水平的重要构成部

分，因此本文的样本时间区间为 2011—2019 年，通过测度全国 271 个地级及以上城市的数字经济发展及服务

业结构高级化水平，采用固定效应模型和中介效应模型检验数字经济对服务业结构的影响及作用机制。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济对服务业结构的影响

有别于以往技术进步聚焦于生产工具的改良，以数字经济为内容的新一轮技术革命的发展方向是信息

化、自动化与智能化，随着它不断渗透到社会生产的全过程，部门间劳动力的流动及生产技术的改革不仅对

服务业整体部门具有重要影响，对服务业内部结构也将产生重大变革。

在数字化转型的宏观背景下，数字经济对产业结构的影响备受研究者的关注，陈晓东和杨晓霞（2021）认

为数字产业化是促进产业结构升级的基础性和先导性条件，Pil 和 Duk（2019）指出信息技术的发展与其他产

业之间存在联动效应，信息化能够推动制造业向高新技术产业转型升级，但由于数字技术在不同产业具有差

异化的应用前景，只有不同产业部门的数字技术产出弹性和人工智能与传统生产方式的替代弹性满足一定

条件时才能促进产业结构的转型升级（郭凯明，2019）。产业结构升级不仅包括农业向制造业、制造业向服务

业的转型，也包括产业内部结构的升级。随着数字经济规模的不断扩大，尤其是制造业企业广泛应用数字技

术生产，考虑到生产性服务业直接向制造业提供配套服务，二者具有紧密的联系，数字经济极有可能对服务

业内部结构产生影响。

数字经济对服务业结构的影响体现在以下两个方面，一方面，从生活性服务业来看，传统观点认为制造

98

马诗卉等：数字经济对服务业结构的影响

业的劳动者被自动化数字技术替代，转而进入服务业部门，这部分劳动者大都为从事程式化工作的低技能劳

动力，由于无法满足高端服务业对劳动力技能的要求（Rodrik，2018），最终进入低端服务业部门，低技能劳动

力的流入有可能带来服务业的“鲍莫尔成本病”，导致服务业结构被锁定在低端水平。但近年来一些研究发

现数字经济本身通过线上平台整合资源，能提升生活性服务业效率，从而破解“低端锁定”。庞瑞芝和李帅娜

（2022）的研究指出，数字经济对“服务业成本病”的影响效应存在行业异质性，对于批发零售业和房地产业，

数字经济的发展可以拓宽此类数字化投入依赖度较高的生活性服务业的服务范围，降低生产者与消费者之

间的信息差，缓解“成本病”。与此同时，数字经济打破了以往劳动模式空间和时间的束缚，为劳动者择业和

就业自由度提供了更多的选择，因此当数字技术加入服务生产过程，实现地区间零散资源的低成本供需匹

配，不断优化传统的生产工序和流程，进而提升服务业部门的效率（江小涓，2020），低端服务业部门的从业人

员紧接着会转而从事更具有弹性的工作岗位或通过数字化技能提升向更高技能就业岗位转移，破解服务业

结构的“低端锁定”。

另一方面，从生产性服务业来看，以人工智能、大数据、物联网、云计算等为代表的数字技术催生了数字

金融、远程教育、在线医疗、平台经济等新业态、新模式（Cortes et al，2017），创造出许多包含知识和技术密集

型工作在内的新的生产性服务业就业岗位和任务（戚聿东等，2020；李磊等，2021），倒逼劳动力提升自身人力

资本水平，人力资本高级化为服务产业体系注入新活力，服务业结构得以升级。除此之外，生产性服务业企

业具有为制造业提供配套服务的属性，目前已有大量研究证实制造业企业将数字技术应用到生产过程中能

够提高生产效率（Graetz and Michaels，2018），制造业生产效率的提升将增加位于同一生产链的生产性服务

业的需求（Acemoglu and Restrepo，2020a；孙畅和吴芬，2020），“两业”间的不断融合促进生产性服务业的技术

创新与专业化生产，持续激发新的生产需求，驱动生产性服务业发展。

综合上述分析，结合我国目前的实际发展情况，数字技术所衍生和创造的知识密集型岗位及因生产率上

升而带来的就业岗位的增加会大于被替代的部分（戚聿东等，2020；李磊等，2021）。

基于此，本文提出研究假设 1：

数字经济对服务业结构升级有促进作用（H1）。

（二）数字经济影响服务业结构升级的内在机理

数字经济催生了数字金融、远程教育、在线医疗、平台经济等新业态、新模式（Cortes et al，2017），这些新

兴岗位具有知识和技术密集的特征，对劳动的技能要求也随之提高（Acemoglu and Restrepo，2020b）。数字经

济对劳动力技能的要求倒逼从业者通过“干中学”或“再教育”的方式提升自身技能水平，且数字经济发展带

来的收入提高能够增加家庭对教育资金的投入，也能够通过互联网等线上渠道降低人才交流成本，线上线下

相结合的学习方式能够促进人力资本集聚进而提升全社会的人力资本高级化水平。

理论上，服务业结构高级化的过程就是服务业由传统的劳动密集型转向资本密集型、知识和技术密集型

的结构转变的过程，尤其是以金融业、计算机服务和软件业为代表的生产性服务业的发展与具有相关专业性

人才结构的提升息息相关。因而，人力资本水平的提高能够为服务业内部注入更多创新性、竞争性和持续性

的活力，满足生产性服务业对人力资本的要求，并且通过要素禀赋效应促进服务业结构升级（骆莙函，

2021）。除此之外，由于高级人力资本具有向下兼容的特征（陈晓光，2005），既能胜任高技能工作岗位，也能

处理低水平人力资本从事的工作，并且对于新知识的学习吸收能力更强，这些优势能够帮助企业精简用工单

位的劳动力数量，节约雇佣成本，使企业增加研发创新投入，增强生产性服务企业的规模经济效应（戴魁早

等，2020）。

基于以上逻辑，提出研究假设 2：

数字经济通过提升人力资本高级化水平促进服务业结构升级（H2）。

（三）数字经济对服务业结构升级的空间溢出效应

数据作为新型生产要素具有开放共享的特征，数字经济以其极快的信息传输速度突破地理距离的限制，

有效降低了信息的不对称性。一方面，数字经济有助于实现城市间超越空间和区域的跨地区分工与合作，使

得各个城市的产业发展相互关联，因而数字经济影响本地服务业结构升级的同时势必对周边城市的服务业

发展也产生一定影响，具有空间溢出效应；另一方面，地区之间的资源共享和知识溢出让高校和企业能够低

成本学习到来自各地区的优质资源和信息，有助于提升区域整体的人力资本水平，对本地和邻地的发展均存

99

技术经济 第 42 卷 第 9 期

在正向影响，故而数字经济在促进本地服务业结构高级化的同时，对邻地的服务业结构升级具有空间溢出

效应。

鉴于此，本文提出研究假设 3：

本地数字经济发展可以通过空间溢出效应对邻地的服务业结构升级产生影响（H3）。

（四）数字经济对服务业结构升级的门槛效应

数字经济对服务业结构升级的影响离不开人才的支撑，当社会人力资本水平较低时，无法满足迅速发展

的数字经济对高端人才的需求，数字经济对服务业结构升级的促进作用也因而受限。高技术人才是产业结

构升级过程中重要的劳动力支撑（骆莙函，2021），随着社会人力资本水平的不断提升，数字经济也逐步产生

规模经济和范围经济效益，超过门槛值变量后数字经济对服务业结构升级的作用在人才供给充裕的条件下

更为显著。

鉴于此，提出研究假设 4：

随着人力资本水平的提升，数字经济对服务业结构升级的促进作用增强（H4）。

三、研究设计

（一）变量说明

被解释变量：服务业结构高级化水平（y）。生产性服务业是当前产业国际竞争的焦点和全球价值链中主

要的增值点，参考余泳泽和潘妍（2019）的做法，使用生产性服务业从业人数占服务业从业人数的比重衡量服

务业结构高级化水平，其中生产性服务业的确定参考中国统计局公布的《生产性服务业（2019）》的分类，将金

融业、租赁和商业服务业、科研技术服务和地质勘查业、交通仓储邮电业及信息传输、计算机服务和软件业定

义为生产性服务业。

解释变量：数字经济发展水平（Digit）。借鉴黄群慧等（2019）、赵涛等（2020）的方法，从互联网普及率和

数字金融发展两个方面测度数字经济的发展水平，互联网普及率使用每百人移动电话年末用户数、每百人国

际互联网用户数及人均电信业务量三个指标进行衡量，数字金融发展水平使用北京大学数字金融研究中心

所编制的数字普惠金融指数进行衡量（郭峰等，2020），使用主成分分析法将上述指标综合成数字经济发展

指数①。

中介变量：人力资本高级化水平（HC）。参考刘智勇等（2018）的方法，利用各省统计年鉴的数据，按照受

教育程度将人力资本分为文盲半文盲、小学、初中、高中（含中专）、大专以上（专科、本科生、研究生）五类，将

每一类人力资本的比重分别作为空间向量的一个分量，因而可以构建成一组五维的空间向量，利用向量夹角

法计算省级层面人力资本结构高级化指数。由于本文的研究样本为地级市城市层面的数据，城市人力资本

水平与高等教育的在校生数量密切相关，因此将地级市普通高等学校的在校学生数量占全省普通高等学生

数量的比重作为权重乘以省级人力资本高级化水平，以此得到地级市城市层面的人力资本高级化水平指数。

控制变量：①地方经济发展水平（ED）：使用地级市人均 GDP 的对数值衡量；②城市规模（CS）：使用地级

市总人口的对数衡量；③信息基础水平（IF）：使用人均邮政业务与人均 GDP 之比衡量；④外商直接投资水平

（FDI）：使用外商实际投资额的人均使用水平衡量，为了便于呈现实证结果，在此基础上除以 10000 降低数量

级，不改变数据原本的结构和性质；⑤财政收支水平（FS）：使用城市一般预算收入与一般预算支出的比值

衡量。

（二）数据来源与描述性统计分析

本文选择 2011—2019 年中国 271 各地级及以上城市的面板数据作为研究样本，所使用的数据主要来源

于：普惠金融指数源自北京大学数字金融研究中心编制的《北京大学数字普惠金融指数》（郭峰等，2020），人

力资本水平来自各省份、地市统计年鉴，外商实际投资额来源于中国经济金融研究（CSMAR）数据库，其余变

量所需指标均来自《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》，针对少量存在数值缺失的年份采用线性插值法进

行填补。表 1 给出了本文主要变量的描述性统计结果。

① 主成分分析法会对数据进行标准化处理，把数据收敛到一个区间内，因此数字经济的数值会出现负值，本文主要关注数字经济指数的变化

趋势。

100

马诗卉等：数字经济对服务业结构的影响

表 1 主要变量描述性统计

变量

y

Digit

HC

ED

均值

0.231

0

1.801

10.700

标准差

0.077

1.127

3.146

0.579

最小值

0.073

-1.956

0.004

8.525

最大值

0.574

8.427

21.680

13.06

变量

CS

FDI

IF

FS

均值

5.915

0.018

0.394

0.469

标准差

0.667

0.030

0.674

0.224

最小值

3.401

-0.024

0.024

0.070

最大值

8.136

0.295

11.700

1.541

（三）计量模型

为了检验数字经济对服务业结构升级的影响（研究假设 H1），设定如式（1）的基本模型。

yit = α0 + α1Digitit + α2 Xit + μi + σt + εit （1）

其中：yit为城市 i在 t时期的服务业高级化水平；Digitit为城市 i在 t时期的数字经济发展水平；Xit为其他影响服

务业结构升级的控制变量；μi为城市固定效应；σt为时间固定效应；εit为随机误差项；α1 为数字经济对服务业

结构升级的直接影响；α2 为控制变量对服务业结构升级的影响。

为了研究数字经济对服务业结构升级可能存在的作用机制，验证研究假设 H2，本文采用逐步回归法验

证人力资本结构高级化的中介作用，具体检验步骤为：在数字经济发展指数 Digit对于服务业高级化水平 y 的

线性回归模型的系数 α1 显著性通过检验基础上，分别构建数字经济 Digit对于中介变量人力资本高级化水平

（HC）的线性回归方程，以及 Digit 与中介变量 HC 对 y 的回归方程，通过 β1、γ1、γ2 等回归系数的显著性判断是

否存在中介效应。模型设定如式（2）~式（4）所示。

yit = α0 + α1Digitit + α2 Xit + μi + σt + εit （2）

HCit = β0 + β1Digitit + β2 Xit + μi + σt + +εit （3）

yit = γ0 + γ1Digitit + γ2HCit + γ3 Xit + +μi + σt + εit （4）

其中：HCit为城市 i 在 t 时期的人力资本高级化指数；β1 为数字经济对中介变量（人力资本高级化水平）的影

响；β2 为控制变量对中介变量的影响；γ1 为数字经济对服务业结构升级的直接影响；γ2 为中介变量对服务业

结构升级的影响；γ3 为控制变量对服务业结构升级的影响。

考虑到数字经济发展具有空间溢出效应，在基准回归模型中引入空间交互项，构建空间面板计量模型，

如式（5）模型为空间杜宾模型（SDM）。

yit = α0 + ρW × yit + φ1W × Digitit + α1Digitit + φcW × Xit + αc Xit + μi + σt + εit （5）

其中：ρ 为空间自相关系数；W 为空间权重矩阵，选择地理距离矩阵和经济距离矩阵两种方法进行回归，其中

地理矩阵是根据城市经纬度计算的城市间距离的倒数，经济权重矩阵是样本年份人均 GDP 差额的倒数，φ1

和 φc 为核心解释变量和控制变量的空间交互项的弹性系数。

四、实证分析

（一）基准回归结果

为考察数字经济对服务业结构升级的影响方向，首先对其进行基准回归，表 2 为数字经济对服务业结构

升级的基准回归结果。其中，模型（1）为最小二乘法（OLS）回归结果，模型（2）与模型（3）为控制单向固定效

应的回归结果，模型（4）同时固定了时间与个体双向固定效应，4 个模型中核心解释变量数字经济发展指数

（Digit）的估计系数均显著为正，说明数字经济显著提升了服务业结构高级化水平，研究假设 H1 成立。双向

固定效应模型下的控制变量回归结果显示，地方经济水平（ED）的系数为正但不显著，说明地区经济发展对

表 2 数字经济影响服务业结构升级的基准回归结果

变量

Digit

ED

CS

FDI

IF

FS

常数项

y

（1）

0.0166***（0.0016）

0.0398***（0.0036）

0.0051**（0.0017）

0.1467**（0.0467）

-0.0009（0.0020）

0.0809***（0.0081）

-0.3145***（0.0369）

（2）

0.0251***（0.0019）

0.0502***（0.0038）

0.0088***（0.0018）

0.0431（0.0479）

-0.0025（0.0020）

0.0401***（0.0095）

-0.4292***（0.0394）

（3）

0.0122***（0.0012）

0.0062**（0.0032）

0.0110（0.0125）

-0.0556（0.0365）

0.0024（* 0.0012）

0.0403***（0.0095）

0.0122***（0.0012）

（4）

0.0047**（0.0020）

0.0028（0.0033）

0.0024（0.0123）

-0.0639（* 0.0358）

0.0018（0.0012）

0.0349***（0.0101）

0.1446（* 0.0774）

变量

城市固定效应

年份固定效应

N

R2

ρ

Wald chi2

F

y

（1）

No

No

2439

0.507

0.752

546.18

（2）

No

Yes

2439

0.522

0.761

626.62

（3）

Yes

No

2439

0.118

0.837

47.37

（4）

Yes

Yes

2439

0.162

0.867

29.53

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下显著。

101

技术经济 第 42 卷 第 9 期

服务业内部结构没有明显的促进作用；外商直接投资水平（FDI）系数在 10% 的显著性水平下显著为负，表明

外来资本投资不利于本地的服务业结构升级，可能是因为使用外资容易造成技术依赖，或者因中外管理者的

管理观念存在分歧而不利于服务业内部结构改革；城市规模（CS）和信息基础水平（IF）也未通过 10% 水平的

显著性检验；财政收支水平（FS）与服务业结构升级在 1% 的显著性水平下存在显著正相关。

（二）中介机制分析

前文从理论层面分析了人力资本高级化在数字经济影响服务业结构升级中的中介作用，表 3 中则汇报

了中介机制检验的结果。从表 3 来看，在模型（1）证实数字经济对服务业结构升级具有促进作用的基础上，

模型（2）表明数字经济能够提升地区人力资本高级化水平，模型（3）中核心解释变量数字经济发展指数

（Digit）和中介变量人力资本高级化指数（HC）的系数均显著为正，且相较于模型（1）而言，数字经济发展水平

的系数有所下降，表明人力资本高级化是数字经济促进服务业结构升级的作用机制，研究假设 H2 成立。

（三）空间溢出效应分析

在进行空间面板计量经济分析之前，需要通过自相关检验判断研究对象是否存在空间效应，首先使用

Moran’I 指数对数字经济发展和服务业结构高级化的空间相关性进行检验，表 4 报告了空间自相关检验的结

果。从表 4 可以看出，2011—2019 年数字经济和

服务业结构高级化的 Moran’I 指数在地理距离与

经济距离两种空间权重下均达到 1% 的显著性水

平，说明二者在空间分布上存在集聚现象，适用

空间面板模型。

为选择合适的空间计量模型，首先进行拉格

朗日乘数（LM）检验，结果显示各指标在 1% 的显

著性水平下显著，再次说明可以进行空间计量分

析。进一步使用似然比（LR）检验和 Wald 检验，

结果显示在 1% 的显著性水平下空间杜宾模型不

能退化成空间滞后模型和空间误差模型，故本文

应当使用空间杜宾模型。通过 Hausman 检验发

现 时 间 空 间 双 重 固 定 效 应 的 空 间 杜 宾 模 型

（SDM）是本文的最优选择。表 5 展示了时空双重

固定效应的 SDM 模型的结果，在地理距离权重和

经济权重距离下，空间自相关系数 ρ 值都显著为

正，说明邻地的服务业结构高级化对本地的服务

业结构升级有正向的空间影响。变量变化的偏

微分结果表明，数字经济对服务业结构升级的直

接效应、溢出效应及总效应均显著，数字经济发

展不仅有助于本地服务业结构的高级化，还能够

促进邻地的服务业结构升级，研究假设 H3 成立。

（四）门槛效应

数字经济对服务业结构升级的影响可能具

有非线性，本文采用面板门槛回归模型进行实证

检验。自助抽样法的结果表明人力资本高级化

水平通过了单一门槛检验，见表 6，其中 Digit×I

（Th≤q）为当人力资本小于门槛值时对应的数字

经济的系数，同理，Digit×I（Th>q）为当人力资本

高级化水平大于门槛值时对应的数字经济的系

数。结果显示，以人力资本作为门槛变量，单门

槛回归结果显著，当人力资本高级化水平大于

表 3 数字经济促进服务业高级化的作用机制结果

变量

Digit

HC

控制变量

城市固定效应

年份固定效应

N

R2

F

ρ

y

（1）

0.0047**（0.0020）

Yes

Yes

Yes

2439

0.162

29.53

0.867

HC

（2）

0.1095***（0.0282）

Yes

Yes

Yes

2439

0.191

36.07

0.983

y

（3）

0.0043**（0.0020）

0.0033**（0.0015）

Yes

Yes

Yes

2439

0.164

27.96

0.848

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下显著。

表 4 数字经济与服务业结构升级的空间相关性检验

年份

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

数字经济发展指数

地理权重矩阵

Moran I

0.1040***

0.1073***

0.1162***

0.1102***

0.1090***

0.1086***

0.1194***

0.1110***

0.0872***

Z

15.7124

16.1936

17.4950

16.6252

16.4494

16.3897

17.9617

16.7427

13.2681

经济权重矩阵

Moran I

0.5004***

0.4932***

0.5358***

0.5102***

0.5340***

0.5380***

0.5905***

0.5396***

0.4497***

Z

12.1049

11.9326

12.9543

12.3846

12.9113

13.0084

14.2668

13.0464

10.8875

服务业结构高级化指数

地理权重矩阵

Moran I

0.0407***

0.0436***

0.0576***

0.0462***

0.0504***

0.0484***

0.0544***

0.0407***

0.0465***

Z

6.4778

6.9045

8.9446

7.2879

7.8902

7.6102

8.4838

6.4785

7.3306

经济权重矩阵

Moran I

0.3470***

0.3551***

0.3750***

0.3568***

0.3653***

0.3807***

0.3866***

0.3587***

0.3637***

Z

8.4212

8.6160

9.0943

8.6561

8.8611

9.2320

9.3720

8.7023

8.8217

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下显著

表 5 数字经济影响服务业结构升级的 SDM 回归结果

空间矩阵类型

变量

ρ

Digit

控制变量

直接效应

溢出效应

总效应

N

R2

似然值

地理距离权重

（1）

0.5958***（0.0621）

0.0080***（0.0019）

Yes

0.0081***（0.0020）

0.0121***（0.0034）

0.0202***（0.0047）

2439

0.487

4995.56

经济距离权重

（2）

0.1565***（0.0264）

0.0084**（0.0026）

Yes

0.0087***（0.0026）

0.0073**（0.0033）

0.0160***（0.0023）

2439

0.487

4669.14

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下显著。

102

马诗卉等：数字经济对服务业结构的影响

5.1032 时，数字经济对服务业结构高级化的促进作用

是增强的，表明数字经济与人力资本结构升级形成

了积极互动，研究假设 H4 成立。

（五）稳健性检验

为保证实证结果的稳健性，采用多种方式进行

稳健性检验，稳健性检验结果见表 7。

在表 7 中，首先，服务业结构高级化意味着知识、

技术密集型产业蓬勃发展，为数字经济的发展创造

了“先发优势”，因而本文存在互为因果的内生性问

题，借鉴黄群慧等（2019）的方法，采用各城市在 1984

年的邮电数据作为核心解释变量的工具变量进行回

归，为了将工具变量截面数据转换为面板数据，参考

赵涛等（2020）的方法，以上一年城市数字经济发展

指数乘以 1984 年各城市邮局数量及移动电话数量构

造交互项，回归结果见表 7 中的模型（1）。其次，参考

余泳泽和潘妍（2019）的做法，将金融业、租赁和商业

服务业、科研技术服务和地质勘查业、计算机服务和

软件业四项划分为高端服务业，使用各部门的从业

人员数构建高端服务业发展水平（Y）作为新的被解

释变量，研究数字经济对高端服务业的影响，回归结

果见表 7 中的模型（2）。最后，为防止异常值可能对

回归结果造成影响，对数据进行缩尾处理得到结果

见表 7 模型（3）。以上三种稳健性检验方法的结果都

表明数字经济对服务业结构升级有显著的促进作

用，研究结论得到进一步证实。

除此之外，考虑到 2020 年年初爆发的新冠疫情对中国乃至全球的经济产生了严重的负面冲击。为防止

其扩散，各地区积极采取防疫措施，大众聚集受到规范，各行业在供需两侧均受阻，尤其是服务业收入几乎是

断崖式下降，从业人员骤减，严重阻碍了服务业的发展。为进一步分析疫情冲击下数字经济对服务业结构升

级的影响，本文使用 2011—2021 年 30 个省（直辖市、自治区）（因数据缺失，未包含西藏地区及港澳台地区）的

相关数据进行分析，数据均来自于《中国统计年鉴》及各省份地区统计年鉴。各指标构建方式与前文一致，并

且加入时间虚拟变量（time），将 2020 年的 time 值设置为 0，其余年份为 1。双向固定效应回归结果见表 7 中的

模型（4）。结果显示，将数据更新至 2021 年，数字经济对服务业结构升级仍具有显著的促进作用，并且 2020

年的新冠疫情的确对服务业结构升级产生了显著的负面冲击。由此可见，尽管新冠疫情阻碍了服务业的发

展，但这一影响主要集中于餐饮、旅游等生活性服务业，且疫情期间数字经济发展迅速，总体而言，数字经济

对服务业结构升级仍呈现出促进作用。

五、研究结论与政策启示

《“十四五”数字经济发展规划》提出，数字经济是继农业经济、工业经济之后的主要经济形态，是以数据

资源为关键要素，以现代信息网络为主要载体，以信息通信技术融合应用、全要素数字化转型为重要推动力，

促进公平与效率更加统一的新经济形态。数字经济对经济结构的影响不局限于促进产业结构升级，同时也

引起了产业内部结构的巨大变革。本文基于全国 271 个地级及以上城市 2011—2019 年的面板数据，在理论

分析的基础上，实证检验了数字经济发展对服务业结构升级的影响。研究结果表明，数字经济对服务业结构

的影响是“高端促进”，而非“低端锁定”，这一结论在考虑内生性问题和一系列稳健性检验之后依然成立。机

制检验结果显示，数字经济通过提升人力资本水平促进服务业结构升级。进一步构建空间面板模型，发现数

字经济对服务业结构升级存在空间溢出效应，本地的数字经济发展能够促进邻地的服务业结构升级。面板

表 6 门槛效应回归结果

变量

门槛值

Digit×I（Th≤q）

Digit×I（Th>q）

控制变量

N

R2

F

ρ

调节变量

HC

5.1032（0.0012）

0.0106***（0.0022）

0.0260***（0.0752）

Yes

2439

0.138

49.06

0.806

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下

显著。

表 7 稳健性检验结果

变量

Digit

控制变量

城市固定效应

年份固定效应

time

常数项

N

R2

F

ρ

工具变量回归

（1）

0.0468***

（0.0124）

Yes

Yes

Yes

2439

-0.016

25.16

更换被解释变量

（2）

0.0033**

（0.0016）

Yes

Yes

Yes

-0.0234

（0.0644）

2439

0.222

43.84

0.862

缩尾处理

（3）

0.0043*

（0.0022）

Yes

Yes

Yes

0.0016

（0.0427）

2439

0.164

30.19

0.866

省级面板数据

（4）

0.0098*

（0.0123）

Yes

Yes

Yes

-0.0631**

（0.0240）

-0.1645

（0.1435）

330

0.4621

52.69

0.762

注：括号中为对应的标准误；*

、**、***分别代表在 10%、5%、1% 水平下

显著。

103

技术经济 第 42 卷 第 9 期

门槛分析显示，随着人力资本高级化水平的提升，数字经济对服务业结构升级具有持续增强的促进作用。

本文的研究结论对于促进数字经济与实体经济深度融合以破除经济发展“结构性减速”具有重要的政策

启示：①布局协同发展网络，充分释放“数字红利”。数字经济对服务业结构升级具有空间溢出效应，利用数

字经济布局协同发展网络，建立数字工业园区，促进跨地区的分工与合作，推动地区间知识技术共享，实现区

域融合发展。②促进教育体系改革，提升人力资本水平。人力资本水平高级化是数字经济促进服务业结构

升级的传导路径，引导教育体系改革，建立智能制造学科体系，将能力教育与职业教育相结合，积极培养数字

型技术人才，以满足服务业结构升级过程中新增岗位对知识技能密集型劳动力的大量需求，实现人力资本高

级化与服务业结构升级的相互促进。③完善数字基础设施，鼓励数字技术创新。数字技术的不断创新能够

给服务业结构升级带来持久的动力，有助于增强我国的产业核心竞争力，促进经济发展。为了最大限度地发

挥数字经济对我国服务业内部结构转型升级的促进作用，为经济增长注入新鲜活力，未来需要加强数字基础

设施建设，缩小“数字鸿沟”，释放“数字红利”。

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of Economic Research.

The Impact of Digital Economy on the Service Industry Structure

—“Low‑end Locking”or“High‑end Promotion”？

Ma Shihui，Xiao Tingting

（School of Economics，Huazhong University of Science and Technology，Wuhan 430074，China）

Abstract：With digital technology gradually joining the social production process，digital economy will have a profound impact on the

internal structure of the industry. In order to study the impact of the digital economy on the internal structure of the service industry，

based on the Panel data of prefecture level and above cities from 2011 to 2019，an empirical model was constructed for empirical

analysis and testing. It is confirmed that the impact of digital economy on the service industry structure is“high‑end promotion”，rather

than“low‑end locking”. After a series of robustness tests，it remains convincing. In terms of mechanism，digital economy promotes the

upgrading of the service industry structure by improving the level of regional human capital. The spatial effect test shows that the

development of local digital economy can promote the upgrading of the service industry structure in neighboring regions. The impact of

the digital economy on the upgrading of the service industry structure is regulated by the level of human capital. When the level of

human capital exceeds the threshold，it shows a continuous enhancement of the role of promotion. It is confirmed that the digital

economy is an important driving force for the upgrading of the service industry structure，which can provide useful inspiration for the

digital economy era to break the“structural slowdown”of the economy and optimize the internal structure of the industry.

Keywords：digital economy；service industry structure；human capital；spatial spillover

105

第 42 卷 第 9 期 技 术 经 济 2023 年 9 月

许 恒等：

全流程披露视角下的

跨国企业供应链社会责任机制研究

许 恒1

，肖昕楠2

，华忆昕1

（1.中国政法大学 商学院，北京 100088；2.北京建工地产有限责任公司，北京 100101）

摘 要：不同国家的制度差异使跨国企业供应链所涉及的不同节点企业的社会责任程度产生差异，抑制了跨国企业在地区间

的价值溢出功效。通过建立经济学模型，基于跨国企业供应链的东道国供应商社会责任对品牌价值的溢出与消费者的反馈，

分析跨国企业社会责任在全流程披露机制的动机和实践路径。研究结果表明，消费者对品牌社会责任的感知使跨国企业产生

了通过社会责任强化相对竞争力的直接动机，供应链社会责任全流程披露机制刺破了“品牌面纱”，打通消费者对品牌产品的

供应链社会责任信息通道，形成跨国企业在供应链内部的社会责任激励机制。基于理论结果，提出了促进企业社会责任信息

披露由主体披露向流程披露转变、引导跨国企业在供应商合同中植入社会责任条款、培育和强化消费者社会责任意识等具体

建议。

关键词：企业社会责任；供应链；全流程披露；社会福利；机制设计

中图分类号：F270 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）9—0106—15

一、引言

21 世纪以来，随着经济全球化和一体化的形成，跨国企业已成为世界经济发展的主要支撑载体。经济

合作与发展组织（OECD）《跨国企业行为准则》中将具有“由在一个或多个国家建立的公司或其他实体组成，

并相互联系进而以不同方式对其经营进行统筹协调”特征的企业定义为跨国企业。此外，尽管这些实体中的

一个或多个可以对其他实体的经营活动产生重大影响，但各实体的自主权在不同跨国企业公司内可能各有

不同，使得跨国企业供应链上的不同实体可能分布于不同国家，并受到来自不同国家的商业监管。例如，苹

果公司的集团公司位于美国，但其官方网站公布的名单上供应商超过 200 家，遍布于中国、日本、新加坡、泰

国、荷兰等国，使其与供应商间形成了一个跨国的“供应链网络”关系。

跨国企业跨区域生产、经营的特点使其供应链上的不同实体受到来自不同国家的监管，但大多在于对企

业经营过程中合法性的监管，而对于企业合规经营，如企业社会责任（corporate social responsibility，CSR），大

部分国家并未对其进行严格立法，使不同国家的企业社会责任水平存在高度的差异化。这就导致一些发达

国家对企业社会责任的监管更为严苛，而部分发展中和欠发达国家对企业社会责任的监管更为松散。出于

对政策优惠、生产成本等因素的考量，绝大多数跨国企业选择位于发展中国家的供应商，产生了其供应链上

的不同实体受到企业社会责任执行和监管不一致的情况，上述问题均关于企业社会责任执行的缺位，直接或

间接地导致企业的利益相关者如员工、社区和环境受到损失。然而，目前大多跨国企业遵循以主体为单位进

行企业社会责任报告，即仅有母公司对其企业社会责任进行报告，而并不披露其供应链节点企业社会责任，

这就导致跨国企业可能利用不完全报告制度的漏洞，通过产业的空间转移规避承担社会责任，造成“最丑陋

的公司往往拥有最完美的社会责任报告”的假象（杨力，2014）。这就需要一种机制激励跨国企业在供应链层

面推动客国供应商积极履行社会责任，体现出跨国企业在获取当地供应商有利资源的同时，也应带动供应商

经济、社会、环境利益的可持续发展，从而提升品牌整体的国际竞争力的具体任务。在现实商业实践中，虽然

收稿日期：2022‑11‑17

基金项目：国家社会科学基金一般项目“数字经济视角下的垄断形成机制与反垄断规制研究”（22BJY116）；中央高校基本科研

业务费专项资金中国政法大学科研创新项目“数字经济提升产业链供应链安全稳定的理论机制和实践路径研究”

（21ZFQ79002）

作者简介：许恒，经济学博士，中国政法大学副教授，研究方向：公司治理、企业社会责任；肖昕楠，管理学硕士，北京建工地产有

限责任公司，综合办公室秘书，研究方向：公司治理；华忆昕，法学博士，中国政法大学副教授，研究方向：公司法、企

业社会责任。

106

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

公司对供应链体系的社会责任流程披露是“自发的”，但是为了迎合公众对产品在整个供应流程中的社会责

任的关切，越来越多的公司开始将供应商社会责任行为在年报中披露，例如，供应商对员工的责任问题，通过

这种类型的披露来增加公众对公司整体流程的社会责任感知，提高公司的竞争力（Sodhi and Tang，2019）。

基于此，本文试图探究一个关于跨国企业供应链社会责任的全流程披露机制，使其供应链节点企业社会

责任信息充分的向公众展现，进而推动和激励跨国企业通过契约等手段约束供应链网络中的节点企业的社

会责任缺位。企业社会责任描述了企业在实现自身利润的同时，应当对其利益相关者实现福利溢出的行为，

而本文所强调的供应链系统则扩大了企业应尽社会责任的外沿，具体而言，以跨国公司母公司为主导的供应

链应当将其所处的供应链系统中企业的整体社会责任视为它在发展中执行社会责任的主要目的。实现上述

目的的路径在于跨国公司母公司对供应链节点企业的社会责任约束，而其背后的理论机制在于公众对跨国

公司产品全流程社会责任的感知。

现有研究和事实证明了以消费者为主体的社会公众对企业履行社会责任动机的影响，“绿色消费理念”

逐渐促进了“绿色消费者”“利他型消费者”的形成。利他型消费者将产品特征和企业对社会的贡献同时纳入

其购买决策中，使得企业履行社会责任的动机向利他型消费者的关切逐渐倾斜，随着该群体规模扩大，企业

开始自发地将消费者和社会福利涵盖于自身决策中（颜爱民等，2020；Grimstad et al，2020），或者将消费者的

关切点和社会文化（如环境治理、社会公共秩序等因素）融入到自身决策中（Iyer and Soberman，2016；齐丽云

等，2021）。由此可以发现，若跨国企业的供应链系统出现履行社会责任缺位，则可能会导致消费者对其品牌

整体感知的下降，造成品牌的国际声誉降低和潜在交易机会的减少。

上述逻辑说明了，跨国企业社会责任的全流程披露机制的基础应具有供应链外部和内部的两层激励机

制。首先，产品市场中的消费者对供应链网络中的企业整体社会责任形成感知，当供应链网络节点企业出现

社会责任缺位时，消费者则会在产品市场形成负向反馈，造成了该品牌的国际商誉降低，削弱了平台在市场

中的相对竞争力。当消费者能够充分认知供应链并能够通过自身购买行为进行有效反馈时，则第一层激励

机制——企业社会责任的直接激励机制启动：企业在消费者社会责任感知和反馈所构建的过程中，有动机履

行社会责任以满足消费者预期，从而获得较好社会声誉以提升自身竞争力。进一步地，在供应链内部，跨国

企业母公司有动机提升整条供应链整体社会责任水平，从而满足消费者对于整体品牌的社会效益认可度，此

时，企业社会责任的第二层激励机制——供应链社会责任激励机制启动，跨国企业母公司在这个机制下将利

用供应链合同或内部治理机制激励供应商满足社会责任标准、提升社会责任履行程度。全流程披露机制则

主要作用于第二层激励机制上，由于两层激励机制互为因果，全流程披露可以在供应链外部激励机制作用下

进一步激发供应链内部激励，即全流程披露可以穿透跨国企业供应链的整体社会责任，使公众对跨国企业社

会责任的感知深度增加，倒逼跨国企业规范其供应链节点企业的社会责任行为，同时，形成从披露母公司（主

体披露）向披露整条供应链（流程披露）的转变。

围绕上述两层社会责任激励机制的逻辑，本文尝试以经济学与法学的交叉视角出发，将 Teubner（1983）

的反身法理论融入跨国企业供应链竞争模型，分析国际竞争环境下的供应链社会责任动机和行为。具体而

言，本文借鉴反身法理论，以流程披露替代目前的主体披露，以解决不完全社会责任报告机制所引致的信息

不对称，使消费者能够更加清晰、直观地认知品牌供应链系统的社会责任履行情况。进一步地，消费者对跨

国企业品牌的感知同时考虑了其所穿透的供应链全部企业的整体社会责任，尤其是在欠发达国家或地区的

供应商履行社会责任的程度。在此情景下，跨国企业母公司则在社会责任第一层激励机制下进一步延伸至

第二层激励机制，即在全流程披露机制作用下，跨国公司将社会责任的边界扩张到其供应链内部，并对其全

部供应商的社会责任履行形成约束，实现供应商所在地区的利益相关者的福利增进。

本文的理论价值和边际贡献主要体现在以下三个方面。

（1）现有对跨国企业供应链社会责任的研究尚处于探索阶段，大部分文献关注消费者在单层市场中对企

业社会责任的感知和反馈，对供应链环境中的多层市场，尤其是具有跨国企业特征的供应链社会责任还缺少

系统性的理论研究。本文通过对供应链社会责任嵌套国际市场竞争的研究，对品牌竞争者借助供应链合同

促进供应商的社会责任动机进行了全面的分析，对现有理论研究进行了有效的补充。

（2）本文理论研究突出了跨国企业供应链关于社会责任的传导机制，企业社会责任并不仅体现在单个节

点企业为获得市场竞争力而形成的竞争行为，也是跨国企业在更加广泛的竞争中通过供应链而形成的联动

行为。基于这一特征，对社会责任在品牌供应链上的传导机制进行了深入的探究，丰富了供应链竞争领域的

107

技术经济 第 42 卷 第 9 期

相关理论。

（3）通过对跨国企业供应链社会责任动机和激励机制的研究，本文提出了促进企业社会责任信息披露由

主体披露向流程披露的转变的实施方案，具体在于引导跨国企业在供应商合同中植入社会责任条款、培育消

费者社会责任意识等方面，以期提升中国在“一带一路”建设等国际竞争、合作中民族品牌的国际化和竞

争力。

二、文献综述

企业社会责任概念最早于 1924 年由谢尔顿所提出，“利益相关者”（stakeholder）理论极大地促进了企业

社会责任研究的深化和发展，其核心思想在于：企业在追求自身利益的同时，也要最大限度地考虑利益相关

者，包括员工、消费者、债权人、当地环境及整体社会福祉（Freeman and Velamuri，2006）。20 世纪 80、90 年代

之后，在经济全球化的背景下，跨国企业社会责任开始成为公司治理关注的一环，如联合国推行全球公约、总

部设在美国的社会责任国际组织（SAI）草拟的社会责任标准 SA8000 及经济合作与发展组织（OECD）跨国企

业行为准则，分别对跨国企业社会责任中的劳工问题、环境保护及可持续发展等方面，制定了详细的规范和

标准。基于本文研究重点，本章将围绕企业履行社会责任的动机、跨国企业的社会责任、跨国企业社会责任

信息披露、供应链社会责任 4 个方面对现有研究进行梳理。

（一）企业履行社会责任的动机

Porter 和 Kramer（2006）认为，企业社会责任不仅意味着成本、约束或慈善活动的需要，而是实现创新和

提高竞争优势的潜在机会。近年学术界就企业社会责任履行的动因进行了大量的研究，总体来说可归纳为

两类：一是基于增加企业价值的考虑，认为履行社会责任将帮助企业建立良好形象，提高企业声誉，甚至降低

消费者对品牌价格的敏感度（Ahn and Soeiro，2021）；另一类是出于代理成本的考虑，认为企业履行社会责任

受到企业管理层的支配，企业管理层可能以牺牲企业的代价满足个人的意愿，增进其个人声誉与未来发展

（Liu et al，2020）。具体而言，企业履行社会责任能够对公众产生关于企业行为和企业动机的显著影响，在竞

争环境下，积极履行社会责任被视为是企业有效的竞争战略，形成“唤醒”企业关注社会责任的主要路径（张

宏和罗兰英，2021）。此外，从企业在公众领域中的认知角度而言，企业社会责任的履行能够在不同的市场结

构中形成对企业创新的撬动，尤其是以绿色创新的企业社会责任行为（陈承等，2023）；另外，社会责任的履行

能够强化企业行为和社会发展之间的正向关联，在市场环境为主体的外部正式制度下，社会责任可以构建关

于企业的社会信任的非正式制度，进而形成推动企业发展的协同效应，牵引企业关注并实际履行社会责任

（阳镇等，2021；潘健平等，2021；李四兰等，2021）。

（二）跨国企业社会责任

跨国企业的生产与经营活动跨越国界，掌握更多有利的资源，利益相关者遍及世界，因此相较于一般企

业社会责任，跨国企业社会责任的履行有着更高的要求。目前有关跨国企业社会责任的研究，大致可分为范

围界定、承担社会责任的动机及在不同地区社会责任差异性等几个方面。在范围界定方面，主要有崔新健

（2007）提出的“跨国化梯度”，构建由跨国企业分别在母国、东道国及国际层面的社会责任的新概念框架，

Hemphill 和 Lillevik（2011）从价值体系、国家商业体系、组织领域、组织本身及个体构建提出五阶段组织企业

社会责任驱动模型。在承担社会责任的动机方面，主要关注了跨国企业母国公司和东道国公司在交易中的

共益关系，而任意公司的社会责任行为都能够提高国际交易中的公众感知，并进一步形成一致性的绩效提

升，优化跨国企业的共同利润（黄凌云等，2018；潘镇等，2020）。在社会责任差异化方面，由于企业所处国家

的政治、社会和法律环境的差异，产生了跨国公司对外投资的风险，合理的社会责任契约的构建可以有效地

保护跨国企业的资本（陈菁泉，2021），同时，也可以形成对跨国企业海外子公司的保护，这是由于良好的社会

责任表现能够帮助海外子公司应对国际投资保护，间接提升和维护海外子公司的绩效（余官胜等，2021）。

（三）跨国企业社会责任信息披露

近年来，在华跨国企业社会责任缺失的现象时有发生，如肯德基苏丹红事件、雀巢“碘超标”事件、强生系

列婴儿用品被发现含石蜡油成分等，然而，这些跨国企业在其母国社会责任的履行情况、社会责任信息披露

的范围、问题产品召回的频次和主动性等却均与其在中国的表现大相径庭。例如，张佳佳和杨蓉（2021）指

出，虽然企业社会责任在市场中的反馈具有一定的时滞性，但是良好的社会责任可以提升企业的国际竞争

108

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

力，增强的企业履行社会责任的动机。跨国企业子公司社会责任信息披露同时受到母国制度环境和客国地

区压力的双重影响（殷红，2017）；Brammer 和 Pavelin（2004）研究认为，公司与政府的关联程度越高，其社会

责任信息披露水平越高；经济合作与发展组织在 2011 年《跨国公司行为准则》中提及，清晰、完整的企业信息

对雇员、当地社区、特殊利益集团、政府及整个社会等利益相关者至关重要，企业应当对其活动保持透明度，

并对公众的信息要求作出回应。该准则规范的披露领域有二：①及时、准确地披露所有关于公司的实质性事

项，包括财务状况、公司业绩、所有权、公司的治理结构等。②鼓励披露涉及社会、环境和风险方面的报告等，

包括跨国企业分包商及合资企业伙伴活动的信息。肖翔等（2019）指出，企业社会责任信息披露与融资成本

之间存在交互跨期影响，有效的信息披露可以降低企业在跨期的融资成本。此外，在企业的国际化进程中，

高质量社会责任的披露水平可以缓解企业国际化初期的绩效下降程度，揭示关于社会责任的披露机制和披

露质量对企业国际化战略制定中的重要作用（陈立敏和布雪琳，2021）。

（四）企业供应链社会责任

随着经济一体化与全球化，企业间的联系日趋紧密，社会责任的履行已非单一企业的问题，而是延伸到

整个供应链竞争。Poist（1989）是最早提出供应链社会责任概念（supply chain social responsibility，SCSR）的学

者，认为履行社会责任是供应链追求经济利益的重要动因；Fabian（2000）指出在供应链发展的任何阶段，企

业社会责任的欠缺都会损害公司的声誉；Maloni 和 Brown（2006）认为相较于传统的企业社会责任，供应链社

会责任实施主体的范围在深度与广度上都有延伸。关于供应链社会责任研究则可分为两类：①基于供应链

视角的社会责任研究，例如，在诸如政府、公众、非政府组织（non‑governmental organizations，NGOs）、金融机构

等介入供应链的多元视角下，多层次激励机制能够提高中小企业污染治理的效率（孟庆春等，2020）。②基于

社会责任视角的供应链相关研究，例如，供应链中部分企业履行社会责任虽然能够提高消费者福利，但不利

于整体供应链利润的提升，而当供应链整体社会责任增强时，有利于提高供应链整体价值的增值（陈晓春和

张文松，2021）。现实中，越来越多跨国企业开始在供应链推行社会责任，并将在供应链内实现企业社会责任

作为战略管理的重要内容。李金华和黄光于（2016）从全球供应链的社会责任规制压力角度，提出了供应链

社会责任的整合治理模式，此外，跨国企业供应商社会责任可以提升产品需求和利益相关者福利，但会降低

供应商利润，而收益共享的跨国企业供应链契约则可以实现供应链企业在社会责任层面的系统协调，形成跨

国企业系统社会责任提升的影响路径（田刚等，2019）。

综上所述，现有跨国企业社会责任的研究大多探讨跨国企业社会责任的特殊性、履行社会责任的面向及

对供应商客国社会、经济所造成的影响等。部分关于供应链社会责任文献多聚焦在中国企业作为跨国企业

供应链的上游角色层面。在经济全球化不断加深及“一带一路”政策的倡议下，中国企业已迈向世界走出去，

更深入地参与全球价值链，中国的跨国企业对于其供应商当地经济发展、利益相关者福祉的提升，同样面临

着巨大挑战。因此，本文从跨国企业供应链视角，从理论上探讨企业社会责任如何穿透供应链，运用供应链

披露机制和供应链内部条款，推动客国供应商积极履行社会责任。本文提出的供应链“全流程信息披露”及

“植入供应商企业社会责任条款”机制，在实践上也为跨国企业推动其供应商积极履行社会任提供一个崭新

的思维决策参考。

三、模型描述

（一）基准模型

考虑在一个双寡头垄断的市场中，两家跨国企业（S1 和 S2

）销售具有横向差异的品牌产品，公司通过制定

自身产品的销售价格实现利润最大化，本文考虑的 S1 和 S2 可以将供应链的品牌竞争表达出来。跨国企业具

有核心经营和生产在本国、由客国供应商为其提供初级产品和原材料的特点，同时，令该供应链的上游企业

（供应商）设置在客国。为更好地刻画跨国企业的客国供应商的社会责任，令两家跨国企业从其对应的客国

供应商（M1 和 M2

）处购买产品并在市场转售，构成了基于两种产品在下游市场中的供应链竞争。如图 1 所

示，本文理论模型强调了供应链在产品市场的竞争而非要素市场的竞争，因此假设 M1 和 M2 处于不同国家，

即两家供应商在短期不存在竞争关系。假设供应商（i i = 1，2）的生产成本为 c ∈ R + ，销售商的单位成本简化

为零。

在供应链合同方面，每一条供应链上的销售商和供应商基于一般化纳什谈判议价签订非线性合同

109

技术经济 第 42 卷 第 9 期

（Harsanyi and Selten，1972）。运用非线性合同突出以下两个特征：

①销售商与供应商的收益通过该合同进行“捆绑”，使两者对产品市场

反应形成一致性目标；②销售商与供应商为最大化其共同利润有动机

降低双重边际效应带来的交易成本，即供应商制定的供应价格为其生

产成本 c（Spengler，1950）。具体而言，令 πS 和 π M 分别为处在同一条

供应链上的销售商和供应商的利润，则它们的共同利润为 Π = πS +

π M。令 γ ∈ (0，1) 为描述销售商在议价中的谈判力量（因此，供应商在

议价中的谈判力量被描述为 1 - γ），当 γ 趋近于 1 时，销售商（供应商）

的谈判力量增强（减弱），基于一般化纳什谈判理论，销售商能够获得

的共同利润分配则越多，根据 Harsanyi 和 Selten（1972），两者的利润

分配由以下最优化问题解出：

max πS

，πM

Ω (πS，π M ) = (πS - π0

S )

γ (π M - π0

M )

1 - γ

（1）

s.t.：πS + π M = Π （2）

其中：π0

S > 0 和 π0

M > 0 表示了销售商和供应商在谈判失败后的收益，反映出两者在合同未达成共识后能够

在短期内寻找到其他合作者实现经营目标并得到的非零利润。将式（2）代入式（1）并求解最优化问题得到销

售商和供应商的利润分别为

πS = γΠ + (1 - γ )π0

S - γπ0

M ；π M = (1 - γ ) Π - (1 - γ )π0

S + γπ0

M （3）

式（3）说明了当销售商的谈判力量增强和/或销售商的谈判失败后的利润增加和/或供应商谈判失败利

润降低时，都会对供应商利润产生抑制效果。①

在产品市场竞争方面，利用 Hotelling 线性市场模型刻画两个品牌的市场竞争（Hotelling，1929），该模型

既能够表达市场的竞争结构，又可以较为简便地将理论分析结果延伸至一般化的竞争环境中，例如，可以将

Hotelling 线性市场延伸为 Salop 圆周市场并引入更多竞争者加以分析，为简化理论分析，本文将市场界定为

双寡头的 Hotelling 市场。具体而言，消费者均匀分布在长度为 l 的线性市场中且消费者的分布密度为 1/l，两

个产品分布在市场两端，消费者选择一个能够为其带来更高效用的产品。本文的一个理论创新在于产品市

场中的消费者受到产业链社会责任的影响，使其将品牌产品（包括销售商和供应商）的社会责任视为效用的

一部分，Iyer 和 Soberman（2016）将其称之为消费者效用的内在收益（intrinsic benefit）②。

除此之外，本文令消费者所关心的社会责任发生在整个供应链的设定主要出于以下事实，在国际市场中

展开竞争的销售商通常具有较强的社会责任意识和较充分的社会责任披露系统，因此具备了较为稳定的社

会责任行为，而反观跨国企业的供应商，它们大多处于相较于销售商所在母国欠发达的国家和地区，因此其

社会责任意识不强、标准不清晰、行为不充分，往往会抑制东道国利益相关者福利的提升。本文更加关注供

应商社会责任行为对消费者对供应链反馈过程中的影响，进而分析在产品市场竞争环境下，跨国企业供应链

对欠发达国家和地区供应商履行社会责任、提升当地利益相关者福利的影响。

在消费者层面，令公司 i = {1，2}的产品价格为 pi

，供应商 Mi 社会责任履行程度为 ai

，在线性市场中位于

j ∈ [ 0，l]的消费者购买产品 i的效用函数为

uj

i = θ - pi + eiai - xj - i

，i = 1，2 （4）

其中：θ ∈ R + 为消费者购买产品所获得的基础效用，令 θ 足够高并能够满足消费者至少购买一单位产品；ei >

1 描述了消费者对于品牌 i 依附的供应链社会责任的感知程度，即当 ei 增加时，消费者对于品牌 i 背后的供应

链节点企业履行社会责任的感知程度提升。为不失一般性，假设 e 1 > e 2，反映出消费者对于品牌 1 的供应链

社会责任感知程度较品牌 2 高；xj - i ∈ [ 0，l ]刻画了消费者 j至销售商 i 进行购买时所产生的转移成本，反映了

两个产品之间的产品差异化给消费者带来的成本。如图 2 所示，两个产品的市场边界由边际消费者确定，边

际消费者的特征是购买两家公司的产品均能够获得同样的效用，则令 Qi ( pi

，ai )为产品 i的需求函数，则

① 将约束条件式（2）代入式（1）的目标函数中得到：Ω (πS ) = (πS - π0

S )

γ ( Π - πS - π0

M )

1 - γ

，针对 πS 最大化目标函数 Ω (πS ) 可以得到 πS =

γΠ + (1 - γ )π0

S - γπ0

M，通过约束条件可以进一步得到 πM = (1 - γ ) Π - (1 - γ )π0

S + γπ0

M。

② 一些研究将消费者外生划定为一般型消费者和利他型消费者（Xu，2019），而仅有后者受到公司履行社会责任行为的影响，本文理论模型

设定所有消费者均受到社会责任行为的影响，同时对消费者类型划分进行分析发现两种设定并不会对本文理论结果产生质的影响。

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图 1 供应链竞争关系

110

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

Q1 ( p 1，a1) = l - p 1 + p 2 + e 1 a1 - e 2 a2

2 ，Q2 ( p 2，a2) = l - p 2 + p 1 + e 2 a2 - e 1 a1

2 （5）

如图 3 所示，进一步明确供应商社会责任行为的信息

有效性，即供应商社会责任行为能够被产品市场上的消费

者充分观察，本文将其定义为企业社会责任在供应链中的

全流程披露机制。该机制在现实商业环境中可以通过技术

渗透和规则融入两条路径实现，技术渗透可以体现在区块

链技术在产品供应链中的应用，通过“上链”，产品的生产、

物流、销售等环节实现了完全信息，消费者能够充分获得他

们需要的任何产品信息；规则融入主要体现在国际规则在

跨国企业经营中的应用，通过对跨国企业全供应链社会责

任披露实现关于社会责任的信息充分传递。在全流程披露

机制下，消费者对于跨国企业感知所形成的效用函数式（4）

则包含了跨国企业本身和其所处的整条供应链系统关于社

会责任的履行，跨国企业母公司则会在其与供应商合同中

植入关于供应商社会责任的条款，在该条款下，供应商为实

现整条供应链在社会责任层面的竞争力，有动机对其社会

责任进行投入。因此，供应商关于社会责任的投入 ai 则会

通过全流程披露机制进入至消费者的效用函数式（4）中，并

进一步影响消费者对不同品牌的购买决策。

在博弈时序方面，供应链的上下游公司与消费者之间

的博弈通过 4 个阶段展开。在博弈的第一阶段，供应商针

对是否进行社会责任进行决策，若其决定对社会责任进行

投入，将通过制定社会责任决策最大化其预期利润。令供

应商 i 的社会责任投入成本为 βa2

i

2 ，其中 β ∈ R + 描述了供应商在当地履行社会责任的效率，β 越高，履行社会

责任效率则越低，供应商决策后的社会责任投入水平 ai 可以被理解为供应商在所处地区对其利益相关者福

利的贡献程度即供应商所处地区的社会福利水平。③为避免角点解，本文假设 β > max{ } 2e 2

1

9 ，

2e 2

2

9 。在博弈的

第二阶段，供应商与销售商基于一般化的纳什谈判规则进行利润分配，两者针对于预期总利润的分配由式

（3）给出。在博弈的第三阶段，销售商基于价格 pi 展开价格竞争并最大化各自所处供应链的利润。在博弈的

第四阶段，消费者观察到产品价格和供应链社会责任后进行购买决策。

（二）研究假设

基于本文理论模型，首先利用约简式方法（reduced‑form approach）对理论结果进行初步分析并提出相关

假设。现有关于企业社会责任的研究指出，企业社会责任被视为企业获取长期收益的投资，在供应链合同履

行过程中，投资成本能够随着供应链产品销售而获得持续补充，而当谈判失败或解除后，该投资成本无法得

到充分补偿，形成企业的沉没成本。基于这个特征，令供应商履行社会责任和未履行社会责任时的谈判失败

成本分别为 T C 和 TN，简约式方法所使用的谈判失败成本是供应商履行社会责任所承担成本 βa2

i /2 的简化，假

设 T C > TN 反映出履行社会责任的供应商在谈判失败后所承担的成本更高。为简化分析，将销售商合同谈判

失败成本假设为零④。根据式（3），履行社会责任和未履行社会责任的供应商均衡利润分别为

πC

M = (1 - γ) Π C - γT C （6）

③ 运用 ai 描述供应商所处地区的福利水平可以较为直观地描述，供应商的社会责任投入对跨国企业融入的客国内部福利变化，帮助我们分

析全流程披露下的跨国企业社会责任对客国社会福利的影响程度。

④ 这一假设符合跨国公司供应链现状，相对于供应商而言，由于初级产品的生产要求并没有最终产品的生产要求高（如初级产品的技术融入

水平较低），因此销售商通常能够在短期寻找到东道国供应商，引致其在供应链上的合同失败成本较低。

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A

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A

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图 2 Hotelling 线性模型

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-2

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图 3 全供应链 CSR 披露与供应商 CSR 动机

111

技术经济 第 42 卷 第 9 期

πN

M = (1 - γ) Π N - γTN （7）

其中：Π C 和 Π N 分别描述了供应商履行和未履行社会责任时的供应链利润，Π C 和 Π N 均由博弈的第三和第四

阶段解出，供应商履行社会责任并对其进行投入的动机成立应满足条件 πC

M > πN

M，即

γ < γ͂ = 1 - ΔT

Π C - Π N + ΔT

， ΔT = T C - TN > 0 （8）

条件（8）首先说明了具有较高谈判力量的供应商（γ 较低）具有较强的社会责任内生动力。在供应链的

全流程社会责任披露机制下，消费者对于节点企业（如供应商）履行社会责任信息趋于对称，使承担社会责任

的供应商所处供应链能够在产品市场获得更强竞争力，从而获取更高的供应链利润。当供应商在与销售商

合同中的谈判力量增强时，供应商则可以在两者共同利润提升基础上获取更大利润分成，激发供应商履行社

会责任的动机，因此，本文提出以下假设并在下文进行验证：

假设 1：具有较强谈判力量的供应商履行企业社会责任动机较大。

此外，∂γ͂

∂Π C > 0 和 ∂γ͂

∂Π N < 0 说明了随着 Π C 的增加和/或 Π N 的降低，条件（8）更加容易成立，供应商履行社

会责任的动机则更强，这反映出两个品牌的供应商均承担社会责任（a1 > 0 和 a2 > 0）对供应链产生利润相较

于仅有竞争品牌供应商承担社会责任的利润更大且逐渐增加时，供应商履行社会责任的动机则会增强。进

一步地，当两个品牌供应商均履行社会责任时，消费者对于特定品牌社会责任的偏好程度正向影响了供应链

的利润，具有较强的消费者的社会责任偏好程度的品牌能够获得较大利润，即 ∂Π C

i

∂ei

> 0，因此本文提出以下

假设并在下文进行验证。

假设 2（a）：消费者对品牌 i 社会责任偏好程度增加时，该品牌所在供应链上的供应商履行社会责任的动

机提升。

在两个品牌竞争过程中，同步博弈引致了两条供应链策略互动，使消费者对某品牌社会责任偏好程度对

其竞争品牌的决策和利润产生影响。具体而言，在两个相互替代的品牌的竞争过程中，为提升自身竞争优

势，增加供应链利润，供应商会形成一定的社会责任动机，而当消费者对不同品牌的社会责任感知存在差距

时，具有较弱感知的品牌会降低履行社会责任动机，因此假设 2（a）可以进一步写为

假设 2（b）：消费者对品牌 i 社会责任偏好程度增加时，该品牌的竞争品牌的供应商履行社会责任的动机

呈现非单调变化。

条件（8）关键值 γ͂呈现出 ∂γ͂

∂ΔT

< 0 的特点，说明了当供应商履行社会责任与未履行社会责任时的谈判失

败成本差距增加时，该供应商履行社会责任的动机降低。这一结果既可以来自于 T C 的增加也可以来自于 TN

的降低，例如，在供应商履行社会责任情境下，若其与销售商谈判失败，它对社会责任已经进行的投资无法通

过产品销售而充分补偿，因此，为平抑谈判失败的成本，它会降低履行社会责任动机，本文提出以下假设并在

下文进行验证。

假设 3：供应商履行社会责任与否所承担的谈判失败成本可以调节供应商履行社会责任的动机。

四、供应链竞争与供应商社会责任动机分析

（一）供应链社会责任均衡分析

作为一个分析基准，首先考虑两个品牌供应商均不履行社会责任的情形，即在全市场范围内的社会责任

缺位。在此情况下，a1 = a2 = 0，供应链竞争结果呈现出传统 Hotelling 竞争模型均衡结果，即 p 1 = p 2 = l + c，

Q1 = Q2 = l

2

。令 π0

i 表示在两个品牌供应商均不履行社会责任时的均衡利润，则有 π0

1 = π0

2 = l

2

2

。在这种情

况下，两个品牌不会在社会责任层面产生差异化竞争，因此两条供应链在最终产品市场的价格一致且平分整

个市场，获得相同的共同利润。

进一步分析至少一个品牌供应商履行社会责任的情况，本文首先考察两个品牌供应商均承担社会责任

的情境。在产品竞争阶段，销售商 S（i i = 1，2）在给定供应商社会责任行为后制定价格 pi 最大化供应链共同

利润，令供应链 i的上下游企业共同利润为 πi

，销售商的利润最大化问题可以写为

max pi

πi ≡ Πi ( pi

，p-i ) = ( pi - c)Qi ( pi

，p-i ) （9）

112

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

其中需求函数由式（5）给出。求解一阶导函数 ∂π1

∂p 1

= 0 和

∂π2

∂p 2

= 0 并联立可以获得供应链 i 共同利润最

大化价格：

pi = l + c + eiai - e - ia - i

3 （10）

将式（10）代入式（5）和式（9）中得到在供应链 i的最大化利润：

πi = (3l + eiai - e-ia -i )

2

18

（11）

在供应商社会责任决策阶段中，两家供应商虽然未发生直接竞争，但由于供应链竞争，两个品牌在产品

市场的竞争在供应链的上游企业间产生了供应商关于社会责任的策略互动，即两家供应商为了强化自身所

处供应链的品牌在产品市场相对竞争力而对社会责任行为进行决策。具体而言，在给定上下游企业谈判力

量情况下，供应商为了获得更高利润，有动机通过社会责任投资提升品牌在产品市场中的竞争力，从而提升

共同利润，因此，供应链竞争使品牌在产品市场的竞争向上游市场传递，构成了供应商之间的策略互动。令

供应链 i的供应商利润为 π M

i ，则供应商利润最大化为

max ai

π M

i ≡ Π M

i (ai

，a -i ) = (3l + eiai - e-ia -i )

2

18 - βa2

i

2

（12）

求解一阶导函数 ∂π M

1

∂a1

= 0 和 ∂M M

2

∂a2

= 0 并联立可以得到供应商 i的利润最大化社会责任投入水平：

aB

i = 3lei (9β - 2e-i )

2

(9β - e 2

i )(9β - e 2

-i ) - e 2

i e 2

- i

（13）

其中：aB

i 表示在供应链上的供应商均履行社会责任时供应商 i的社会责任投入水平。

引理 1：在全部供应商均履行社会责任的情境中，消费者对社会责任感知程度较高，品牌的供应商对社

会责任投入水平较高，即（在本文的假设下）aB

1 > aB

2。

引理 1 说明了当消费者对于品牌所处供应链履行社会责任感知较强时（e 1 > e 2 时），供应链上的供应商

履行社会责任所获得的边际收益较高，使得其每单位社会责任投入能够为供应链赢得更高的共同利润，给定

上下游公司谈判力量，供应商有动机增加社会责任投入。

引理 2：在全部供应商均履行社会责任的情境中，供应商的社会责任投入水平递增于消费者对本品牌的

社会责任感知程度，递减于消费者对其竞争品牌的社会责任感知程度，即 ∂aB

i

∂ei

> 0，∂aB

i

∂e - i

< 0。

作为本文所讨论的供应链主要竞争工具，供应商的社会责任投入水平能够直接影响消费者对于品牌的

偏好程度（消费者的效用水平），当消费者对品牌社会责任感知程度提升时，供应商的社会责任投入对供应链

竞争中的品牌优势提升程度增加，同时，当消费者对竞争品牌社会责任感知程度提升时，供应链在竞争中的

品牌优势被弱化，抑制了其供应商履行社会责任的动机。

将式（13）中的供应商社会责任投入水平代入式（12）中，得到在供应链关于社会责任竞争中的供应商最

大化利润为

πB

i = l

2 (9β - e 2

i )(9β - 2e 2

-i )

18β (9β - e 2

i - e 2

-i )

2 （14）

引理 3：在全部供应商均履行社会责任的情境中，受到消费者对社会责任感知程度较高的供应链能够获

得更高的共同利润，即（在本文的假设下）πB

1 > πB

2。

引理 3 说明了，较强的消费者社会责任感知程度可以为品牌供应商在承担社会责任过程中带来更大的

边际收益，进而提升供应链的共同利润。引理 3 能够解释具有较强消费者社会责任感知的品牌供应商履行

社会责任的动机，但需要明确的是，在供应商社会责任决策阶段中，供应商同样需要考虑其竞争品牌的供应

商社会责任缺位时的情境，此时，供应商将面临两种相反的力量。一方面，面对未履行社会责任的竞争品牌

供应商时，履行社会责任能够为本品牌在产品市场中的消费者中获得更高的收益，推动供应商对社会责任积

极投入。但另一方面，履行社会责任会使供应商产生额外的成本，降低供应链上下游公司的共同利润，抑制

了供应商履行社会责任的动机。当第二种力量占优时，则会出现两个品牌供应链的供应商均不履行社会责

113

技术经济 第 42 卷 第 9 期

任的结果，即产生了两个品牌关于社会责任的“囚徒困境”。为进一步解释上述问题，将博弈中供应商社会责

任决策的另一种策略，即面对不履行社会责任竞争品牌，展开分析。从需求方面而言，两个品牌处于对称的

竞争结构，因此，本文首先考察品牌 1 的供应商履行社会责任而其竞争品牌，品牌 2，未履行社会责任的情形，

根据竞争的对称性，上述情形的“反面”，品牌 2 的供应商履行社会责任而其竞争品牌，品牌 1，未履行社会责

任的情形下的供应链具有类似的均衡结构，为简化表述，本文仅将第一种情形的逻辑细节写出，随后归纳两

种情形的结果。首先，根据 e 1 > 0，e 2 = 0，将式（5）中的需求函数改写为

Q1 ( p 1，p 2，a1 ) = l - p 1 + p 2 + e 1 a1

2 ；Q2 ( p 1，p 2，a1 ) = l - p 2 + p 1 - e 1 a1

2 （15）

在博弈的第三阶段——供应链价格竞争阶段，类似于基准模型，销售商通过制定销售价格最大化供应链

上下游企业的共同利润，供应链的最大化共同利润可求解为

π1 = (3l + e 1 a1 )

2

18 ；π2 = (3l - e 1 a1 )

2

18

（16）

在供应商决策阶段，由于仅有品牌 1 的供应商履行社会责任，因此，此阶段只需考察 M1 对于社会责任的

投入决策，M1 通过制定 a1 最大化供应链上下游公司的共同利润，该利润函数写为

max a1

π M

1 ≡ Π M

1 (a1 ) = (3l + e 1 a1 )

2

18 - βa2

1

2

（17）

令此时 M1 的社会责任投入为 aS

1，通过 M M

1 '(a1 ) = 0 可得：

aS

1 = 3le 1

9β - e 2

1

（18）

同时，M2 的社会责任投入为零。将式（18）代入式（17）可以得到仅有品牌 1 的供应商履行社会责任时两

个品牌供应链的最大化共同利润，令 πS

1 和 πN

2 分别代表此时两个品牌的共同利润，则有：

πS

1 = 9βl

2

2 (9β - e 2

1 )

；πN

2 = (9β - 2e 2

1 )l

2

2 (9β - e 2

1 ) （19）

根据对称性，当仅有品牌 2 的供应商履行社会责任时，M2 的共同利润最大化社会责任投入为

aS

2 = 3le 2

9β - e 2

2

（20）

此时两个品牌的最大化共同利润分别为

πN

1 = (9β - 2e 2

2 )l

2

2 (9β - e 2

2 )

；πS

2 = 9βl

2

2 (9β - e 2

2 ) （21）

引理 4：当仅有一个品牌的供应商履行社会责任时，具有较高消费者社会责任感知的品牌的供应商的社

会责任投入水平较高，同时，该供应链也获得较高的共同利润。

引理 4 结合式（18）~式（21）说明了 aS

1 > aS

2 和 πS

1 > πS

2，反映出，即便供应链关于企业社会责任的竞争不存

在，消费者对于不同品牌的社会责任感知差异依旧产生品牌在供应链层面上的差异化。具体而言，当消费者

对品牌 i 的社会责任感知程度提升时，供应商 i 可以运用社会责任投入来提升全供应链社会责任水平，进而

提高消费者对本品牌的整体认知和偏好，强化了本品牌在产品市场的相对竞争力，最终增加本品牌供应链的

共同利润，而具有较强消费者社会责任感知的品牌则具有更强的动机通过社会责任投入实现这一目标，以获

得较高的利润。

命题 1：当所有品牌供应商都承担社会责任时，每个供应商相较于其单独履行社会责任时的投入程度更低，

但所有地区的利益相关者总福利能够获得最大程度提升，即 aB

1 < aS

1，aB

2 < aS

2，aB

1 + aB

2 > max{a } S

1，aS

2 = aS

1 > 0。

命题 1 体现了供应链上的供应商履行社会责任在产品销售层面的相对竞争力强化，主要从以下两个方

面展现，首先，由于两个品牌的策略替代，使供应商在社会责任竞争过程中对其投入水平产生了相互抑制的

作用，因此，与竞争品牌的供应商社会责任缺位的情形相比，供应商在竞争情况下的社会责任投入水平较

低。其次，从全部市场的利益相关者视角出发，所有品牌的供应商履行社会责任能够对利益相关者福利产生

最大程度的提升，这说明了，实现利益相关者的福利最大化并不来自于单一品牌供应商的社会责任投入，而

是来自于供应商在全市场范围内的社会责任投入

114

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

（二）供应链社会责任动机分析

就供应链与供应商承担社会责任动机而言，首先考虑供应链上下游企业的共同利润，用来评估供应商履

行社会责任对供应链绩效的影响。在本文理论模型中，两个品牌供应商对社会责任的决策为同步博弈，即两

者同时进行关于社会责任的不合作博弈，将供应链 i = 1，2 的共同利润总结至表 1 的博弈矩阵中，该博弈矩阵

用来分析整条供应链在供应商履行社会责任与否之间的均衡利润，为博弈第一阶段的供应商社会责任动机

提供讨论基础。

命题 2：供应链层面关于社会责任的纳什均衡策略反映出两个品牌均能够通过履行社会责任获得更高

的利润。

命题 2 来自于表 1 中的纳什均衡：（C，C），这是由于 πB

i > πN

i ，πS

i > π0

i，说明了选择履行社会责任同时是

两个品牌的占优策略（dominating strategy）。这个结果反映出无论竞争对手选择怎样的策略，供应链都能够

从履行社会责任中获得更高的利润，形成了供应链履行社会责任的动机，也印证了本文关于社会责任的供应

链逻辑：企业社会责任的融入能够使品牌在产品市场的竞争中获得绝对优势，提高了品牌所处的供应链的共

同利润，构成了供应链趋于履行社会责任的内在动因。此外，结合命题 1 可知，供应链层面的纳什均衡与社

会责任的总福利最大化保持一致，一方面，满足了全市场的利益相关者福利提升的目标；另一方面，也实现了

全市场的供应链共同利润的最大化。

需要进一步明确的是，品牌的市场相对竞争

力是来自于品牌供应商的社会责任行为和相对

投入程度，而由于供应商与销售商在供应链上的

谈判约束，使供应商在社会责任方面的决策不完

全与供应链的动机相一致，因此，对供应商社会

责任动机的分析对品牌全流程披露下的合同社

会责任的行为引导十分必要，基于式（6）和式（7），

将供应商的利润总结至表 2 的博弈矩阵中，博弈

矩阵用来分析在博弈的第一阶段中，供应商履行

社会责任的动机进而找到子博弈精炼纳什均衡

（sub‑game perfect nash equilibrium，SPNE）。

命题 3：给定品牌 i 所处供应链上的供应商

Mi，当 γi ∈ (0，γC

i )时，两家供应商均有动机履行社会责任，纳什均衡策略为（C，C）；当 γi ∈ ( γN

i ，1) 时，两家

供应商均没有动机履行社会责任，纳什均衡策略为（N，N）；当 γi ∈ (γ ) C

i ，γN

i 时，仅有一家供应商有动机履

行 社 会 责 任 ，纳 什 均 衡 策 略 为（C，N）或（N，C），此 时 M1 履 行 社 会 责 任 的 动 机 更 强 。 其 中 ，γC

i = 1 -

ΔT

l

2 (9β - 2e 2

-i )e 2

i [ 9β (9β - e 2

i ) + e 4

-i ]

18β (9β - e 2

i - e 2

-i )

2 (9β - e 2

-i )

2 + ΔT

∈ (0，1)，γN

i = 1 - ΔT

l

2

e 2

-i

2 ( 9β - e 2

-i)

+ ΔT

∈ (0，1)。⑤

命题 3 给出了本文理论模型中博弈的 SPNE，分析了供应商履行社会责任决策的均衡条件。首先，供应

商的社会责任决策与供应链的决策并不完全相同，前者关于社会责任的决策取决于供应链上的上下游公司

⑤ 关键值 γC

i 来自于 (1 - γ )πB

i - γTC > (1 - γ )πN

1 - γTN，刻画了供应商 i 在竞争品牌履行社会责任时的社会责任动机，求解不等式得到，当竞

争 品 牌 履 行 社 会 责 任 时 ，供 应 商 履 行 社 会 责 任 的 条 件 为 γi < 1 - ΔT

πB

i - πN

i + ΔT = γC

i ，其 中 ：ΔT = TC - TN > 0，γC

i = 1 -

ΔT

l

2 (9β - 2e2

-i )e2

i [ 9β (9β - e2

i ) + e4

-i ]

18β (9β - e2

i - e2

-i )

2 (9β - e2

-i )

2 + ΔT

∈ (0，1) 关键值 γN

i 来自于 (1 - γ )πS

i - γTC > (1 - γ )π0

1 - γTN，刻画了供应商 i 在竞争品牌未履行社

会责任时的社会责任动机，求解不等式得到，当竞争品牌未履行社会责任时，供应商履行社会责任的条件为 γi < 1 - ΔT

πS

i - π0

i + ΔT = γN

i ，

其中：γN

i = 1 - ΔT

l

2

e2

-i

2 (9β - e2

-i )

+ ΔT

∈ (0，1)。

表 1 供应链博弈矩阵

供应链 2 利润

S1 + M1

C

N

S2 + M2

C

πB

1 ；πB

2

πN

1 ；πS

2

N

πS

1 ；πN

2

π0

1 ；π0

2

注：矩阵中 C 和 N 分别表示履行和不履行社会责任的策略；品牌 1 的供应链共

同利润为收益组合中的第一个表达式。

表 2 供应商博弈矩阵

供应商 1

利润

M1

C

N

供应商 2 利润

M2

C

(1 - γ) πB

1 - γTC ；(1 - γ) πB

2 - γTC

(1 - γ) πN

1 - γTN ；(1 - γ) πS

2 - γTC

N

(1 - γ) πS

1 - γTC ；(1 - γ) πN

2 - γTN

(1 - γ) π0

1 - γTN ；(1 - γ) π0

2 - γTN

注：矩阵中 C 和 N 分别表示履行和不履行社会责任的策略；品牌 1 的供应商利

润为收益组合中的第一个表达式。

115

技术经济 第 42 卷 第 9 期

在合同中各自拥有的谈判力量。具体而言，当供应链上的销售商具有较强谈判力量时（γ 更加趋近于 1），处

于同一供应链上的供应商履行社会责任的动机受到抑制，导致了全市场中关于社会责任的“囚徒困境”；反

之，当供应商的谈判力量逐渐增强时，其在供应链共同利润的分配比例将逐渐增加，提升其共同利润占比而

使该供应商更加关心共同利润的规模，激发其积极运用社会责任这一竞争工具帮助本品牌在产品市场赢得

更为显着的相对竞争力。

此外，命题 3 的纳什均衡揭示出，当供应商的谈判力量处于一个中间水平时，会出现仅有一个品牌的供

应商履行社会责任的情况。同时，利益相关者在这种均衡下的福利较社会责任缺位时的福利水平虽有所提

升，但并未达到两个品牌供应商均履行社会责任时的水平，因此，这种均衡可以被视为是一种帕累托次优。

需要注意的是，由于消费者对于两种品牌的社会责任感知程度不同（e 1 > e 2

），两家供应商在其谈判力量处于

中 间 水 平 时 履 行 社 会 责 任 的 动 机 也 不 尽 相 同 。 具 体 而 言 ，给 定 一 个 销 售 商 的 谈 判 力 量 γ̂ ∈ (0，1)，当

γi ∈ ( γ̂，min{γ } N

1，γN

2 ) 时，会出现品牌 1 的供应商履行而品牌 2 的供应商不履行社会责任的情况。这个结果主

要来自于在既定的谈判力量下，品牌 1 供应商的社会责任行为能够通过消费者更强的感知获得更高的共同

利润，提升供应商的利润，强化供应商履行社会责任的动机。因此，虽然供应商针对不同的消费者社会责任

感知具有差异性，但是，两者履行社会责任的动机直接受到了其与同一供应链上的销售商的谈判力量的影

响，即当供应商谈判力量提升时，其履行社会责任的动机也随之增强，这一结论验证了本文的假设 1。

从社会责任产生的社会总福利视角出发，虽然利益相关者的福利提升方向与供应链利润提升方向相一

致（如命题 1 和命题 2 所述），但是，社会责任的实际执行者——供应商——的动机受到了其在供应链合同中

谈判力量的限制，这便导致了关于企业社会责任潜在的利益冲突。本文将在研究均衡下各方利益均衡条件

的基础上继续探讨如何调节各方利益的要素，总结能够引导供应商共同履行社会责任而实现帕累托最优的

规制路径。

命题 4：当消费者对全部的品牌社会责任感知程度同步提升时，品牌供应商的策略会趋于纳什均衡

（C，C）。

命题 4 的结果来自于 ∂γC

i

∂ei

> 0。图 4（a）描述了关于 e 1 和 γC

1 的数值模拟⑥，当 e 1 增加时，管辖 M1 履行社会

责任的关键值 γC

1 单调递增，说明了在给定供应商谈判力量的情况下，γ1 < γC

1 的条件在 e 1 增加时更加容易满

足。从经济学角度出发，当消费者对品牌社会责任感知程度提升时，供应链履行社会责任的边际收益提高，

增加了供应链在履行社会责任情况下的共同利润，在既定谈判力量下，供应商的利润也随之增加，强化了其

履行社会责任的动机，验证了本文提出的假设 2（a）。需要注意的是，命题 4 强调了消费者对于品牌社会责任

感知程度的同步提升，在感知差异化存在时，若两者未出现同步提升，抑或两者差异化更加明显时，纳什均衡

则会发生改变，因此有命题 5。

命题 5：当消费者对品牌社会责任感知程度差异化增加时，具有较强消费者社会责任感知的品牌供应商

履行社会责任动机增强，其竞争品牌供应商履行社会责任动机先增强后减弱。

命题 5 的结果来自于 ∂γC

1

∂(e 1 - e 2 )

> 0 和 ∂2

γC

2

∂(e 1 - e 2 )

2 < 0，由于本文假设 e 1 > e 2，命题 5 尝试识别当 e 1 与 e 2 差

距持续增加时，对应品牌各自供应商履行社会责任的动机。运用图 4（b）来描述关于命题 5 的数值模拟⑦，当

消费者对不同品牌社会责任感知差距持续增大时（e 1 - e 2 增加时），γ1 < γC

1 将更加容易满足，说明了履行社会

责任的动机将趋向于具有较强消费者社会责任感知的供应商（M1

）；另外，对于竞争品牌而言，消费者社会责

任感知差异化提升会带来两个相反的效应：竞争带动效应和产品优势效应。前者反映出竞争品牌供应商为

了与履行社会责任的品牌在市场中更好地展开竞争而产生了社会责任的动机，使得 γ2 < γC

2 将更加容易满

足，后者反映出由于消费者对两个品牌的社会责任感知程度不同，使得 γ2 > γC

2 将更加容易满足。随着感知

⑥ 均衡结果说明了供应商的谈判力量 γ 是消费者对社会责任感知 e 的函数，利用图 5 对两者的函数关系进行数值模拟。其中，图 5（a）中给定

β = 8，ΔT = 5，e2 = 4，横纵坐标的表示意义如图内所示。

⑦ 图 5（b）中给定 β = 8，ΔT = 5，e2 = 4，横纵坐标的表示意义如图 5 内所示。

116

许 恒等：全流程披露视角下的跨国企业供应链社会责任机制研究

差距增加，竞争品牌（品牌 2）在包含了社会责任的产品层面的优势逐渐弱化，降低了该品牌供应商履行社会

责任的动机。因此，消费者社会责任感知差异化程度对竞争品牌供应商的社会责任动机存在拐点，使其履行

社会责任的动机呈现先增后减的变化趋势。命题 5 验证了本文提出的假设 2（b）。

命题 6：供应商在履行/不履行社会责任两种情况下的谈判失败成本差增加时，供应商履行社会责任的动

机降低。

命题 6 反映出供应链非线性合同特征所展现出的关于供应商履行社会责任的动机影响因素。图 4（c）和

图 4（d）用数值模拟描述了命题 6 的结果。⑧由于企业社会责任被视为是供应商在经营过程中的投资，因此，

在其与销售商谈判失败后该投资无法得到充分补偿，使其在谈判失败后承担了较高的机会成本。该成本差

使供应商在进行社会责任投资时面临较高的谈判风险，换言之，当该风险存在且增加时，供应商履行社会责

任的机会成本提升，抑制了供应商履行社会责任的动机。进一步地，该成本差由供应商两种决策——履行与

不履行社会责任——的成本 T C 和 TN 构成，因此，命题 6 可以进一步解释为，当 T C 增加和/或 TN 降低时，供应商

履行社会责任的动机降低，此结果验证了本文提出的假设 3。























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#



















（a）命题 4 数值模拟 （b）命题 5 数值模拟













         

ċ# ċ#



ċ

#

ċ

#

Ž4

         

Ž4













ċ# ċ#



ċ

#

ċ

#

（c）命题 6 数值模拟 I （d）命题 6 数值模拟 II

图 4 命题 4~命题 6 数值模拟

五、结论与政策建议

本文通过建立经济学模型，分析了品牌市场竞争环境中，跨国企业供应链社会责任对品牌竞争力的影

响，并进一步研究了全流程信息披露制度下跨国企业供应链社会责任的内在机制和实践路径。本文研究指

出，消费者对品牌的社会责任感知使跨国企业产生了通过履行社会责任强化竞争力的直接动机：随着消费者

对品牌社会责任的感知度的提升，跨国企业将提高履行社会责任的动机实现消费者对本品牌的正向反馈。

⑧ 图 5（c）中给定 β = 8，e1 = 5，e2 = 4；图 3（d）中给定 β = 8，e1 = 4，e2 = 2，横纵坐标的表示意义如图 5 和图 3 内所示。

117

技术经济 第 42 卷 第 9 期

此外，供应链社会责任全流程披露机制刺破了“品牌面纱”，打通消费者对品牌产品的供应链社会责任信息通

道，形成跨国企业在供应链内部推进社会责任的激励机制。在该机制下，即便处于不同国家或地区的品牌供

应商并未出现直接竞争，但为了呈现较高的供应链的整体社会责任水平，跨国企业有动机运用供应链内部机

制激励供应链所有节点企业积极履行社会责任，提升节点企业所处客国利益相关者福利，进一步满足消费者

对品牌的预期和感知，提升品牌竞争力。本文理论研究解释了影响供应链社会责任运行机制的主要元素，跨

国企业对于供应链节点企业的谈判机制能够成为“撬动”供应商社会责任的主要手段，跨国企业能够通过提

升其与对应供应商的谈判力量和/或提升供应商谈判失败成本作为有效协调方式，利用经济手段激发供应商

的社会责任动机并提升实际履行社会责任行为。

基于以上分析结论，本文提出如下政策建议：

（1）促进企业社会责任披露由主体披露向流程披露的转变。Teubner（1983）将法律分为形式法、实质法

和反身法三种类型，根据 Teubner 的反身法理论，唯有信息披露是完整的、真实的，信息披露机制的效果才能

得到充分体现。而在目前以主体披露为核心的信息披露机制中，跨国企业的企业社会责任披露存在披露盲

区，信息披露完整性难以实现。在人类命运共同体理念下，我国跨国企业更应当积极实现社会责任的流程披

露，一方面，可以实现商业价值向社会价值的良好溢出；另一方面，也能够有效推动利益相关者对企业商业活

动的正向反馈。例如，在制度促进层面可以通过改革《上市公司治理准则》等政策性文件，明确跨国企业社会

责任披露范围不仅包括其在本国的社会责任履行情况，还应包括其全球供应商的社会责任履行情况，提升企

业社会责任报告的完整性。

（2）引导跨国企业供应商合同中植入企业社会责任条款。为弥补传统企业社会责任执行力不足的缺陷，

美国天普大学的 Lipson 教授提出了“合同社会责任”的观点，即通过在供应商合同中植入企业社会责任条款，

以促进供应商企业社会责任的实施（Lipson，2020）。基于本文研究结果，应通过政府的激励惩戒措施，引导

我国企业在跨国经济活动中将社会责任条款嵌入供应商合同中，明确供应商社会责任的履行方式、履行内容

及履行标准，形成我国企业在跨国商业活动的全流程社会责任价值溢出，进而提升我国品牌的全球竞争

优势。

（3）培育并强化消费者的企业社会责任意识。良好的消费环境是促进企业社会责任“向顶竞争”的前提

和基础。消费者对于品牌的选择逐渐开始从价格导向转移为包含企业社会责任的综合品牌形象导向。因

此，应通过政府进一步培养以消费者为主体的利益相关者的社会责任感知，提升跨国企业履行社会责任的社

会影响力，为企业社会责任的市场竞争培育良好的消费环境。

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119

技术经济 第 42 卷 第 9 期

Analysis on Corporate Social Responsibility of Multinational Enterprises under the

Mechanism of Full Disclosure

Xu Heng1

，Xiao Xinnan2

，Hua Yixin1

（1. Business School，China University of Political Science and Law，Beijing 100088，China；

2. BCEG Real Estate Co.，LTD.，Beijing 100101，China）

Abstract：The institutional differences in different countries result in differences in the level of social responsibility of different nodes

involved in the supply chain of multinational enterprises，which suppresses the value spillover effect of multinational enterprises

between regions. By establishing an economic model，based on the spillover of brand value and consumer feedback of customer

supplier social responsibility in the supply chain of multinational enterprises，the motivation and practical path of the disclosure

mechanism of multinational enterprise social responsibility throughout the entire process were analyzed. The research results indicate

that consumers' perception of brand social responsibility creates a direct motivation for multinational corporations to strengthen their

relative competitiveness through social responsibility. The full process disclosure mechanism of supply chain social responsibility

pierces the \"brand veil\"，opens up the supply chain social responsibility information channel for branded products，and forms a social

responsibility incentive mechanism for multinational corporations within the supply chain. Based on theoretical results，specific

suggestions have been proposed to promote the transformation of corporate social responsibility information disclosure from subject

disclosure to process disclosure，guide multinational enterprises to implant social responsibility clauses in supplier contracts，and

cultivate and strengthen consumer social responsibility awareness.

Keywords：corporate social responsibility；supply chain；full disclosure；social welfare；mechanism design

120

第 42 卷 第 9 期 技 术 经 济 2023年 9 月

潘文富等：

企业数字化、管理费用率与投资效率

潘文富1，2

，张孝方1

（1.贵州财经大学 会计学院，贵阳 550025；2.清华大学 经济管理学院，北京 100084）

摘 要：为探究企业数字化对投资效率的影响，以 2004—2021 年沪深 A 股上市公司为样本进行实证分析，检验企业数字化、管

理费用率与投资效率三者之间的关系。研究发现：第一，企业数字化有利于提升投资效率，并经过一系列稳健检验之后，结论

仍然成立；企业数字化通过降低管理费用率，对投资效率发挥提升作用，即管理费用率在企业数字化对投资效率的影响中具有

中介效应。第二，相比于非国有企业，企业数字化对投资效率的影响在国有企业中更为显著；相较于两职合一的企业，企业数

字化对投资效率的提升效果在两职分离的企业中更加明显。本文基于管理费用率的视角检验了企业数字化对投资效率影响

的中介影响，丰富了企业数字化的经济后果研究，对产权性质和两职合一进行异质性分析，拓展了相关领域研究。

关键词：企业数字化；管理费用率；投资效率

中图分类号：F271；F832.51 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）9—0121—12

一、引言

数字经济是互联网、大数据和区块链等数字技术与实体经济深度融合而成的结果，它是一种能够促进经

济高质量发展的新动力，它的崛起对一个国家的产业结构和经济增长格局都形成了深远的影响（赵涛等，

2020）。随产业数字化在各行业的持续推进，两者间的融合度在“十四五”时期将可能增加（田杰棠和张春花，

2023）。而数字经济与实体经济深度融合是促进全球经济稳定和可持续发展的重要因素，数字经济能推动产

业转型升级，激发新动能并引领经济创新发展（Herzog，2022）。世界百年未有之大变局正加速演进，数字经

济、企业数字化发展席卷全球，数字技术对经济社会高质量发展影响日益深刻，在数字经济不断发展背景下，

如何依托数字技术、推进数字化转型，抓住这一战略机遇，提升中国市场经济的核心竞争力至关重要，这是我

国及各行各业面临的关键课题。

党的二十大报告提出，“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合，打造具有国际竞争力的

数字产业集群”。2021 年《政府工作报告》指出，要加快数字化发展，打造数字经济新优势，协同推进数字产

业化和产业数字化转型。作为国民经济最基础的单位，企业的数字化对于我国数字经济的发展至关重要，同

时也是建立以数据要素驱动的国民经济高质量发展体制的核心问题。数字经济已经成为新时期经济高质量

发展的重要引擎（江小涓和靳景，2022），而加速企业数字化是发展数字经济的主要任务（陈冬梅等，2020；戚

聿东和肖旭，2020），企业要想获得高质量发展，加快建设世界一流公司，实行数字化是一条关键的战略途径，

能够帮助其准确把握自身的历史方位。

企业投资在企业价值创造的整个过程中扮演重要角色，有效的投资有利于企业在激烈的市场竞争中占

据优势，协助企业长久稳步发展（王宸等，2022）。投资是企业财务管理决策的核心组成部分，有效的投资行

为是公司实现高质量发展的根本动力。在新冠疫情影响的背景下，我国经济的发展必须要有投资来推动，而

为了企业的生存发展，也必须要进行合理、科学的投资决策。但在实际的投资决策过程中，经常会出现一些

非投资效率问题，而这些问题对公司的长期发展不利，因此，提高企业的投资效率就变成了经营管理的一个

重要目标（夏秀芳等，2023）。企业外部环境和内部环境均会对企业效率投资水平产生影响，外部环境包括经

济、社会、科技和文化等方面，具体如混合所有制改革（姚震等，2020）、政策支持（李垚和夏杰长，2021）和地区

收稿日期：2023-06-10

基金项目：贵州省哲学社会科学规划重点课题“贵州企业债券违约风险预警研究”（21GZZD57）；贵州省高校人文社会科学研究

基地项目“贵州数字金融应用与发展研究”（23RWJD122）

作者简介：潘文富，博士，清华大学经济管理学院访问学者、中国社会科学院工业经济研究所博士后，贵州财经大学会计学院硕

士研究生导师，副教授，研究方向：资本运营财务战略；张孝方，贵州财经大学硕士研究生，研究方向：财务会计理论

与实务。

121

技术经济 第 42 卷 第 9 期

数字化水平（吕佳煜等，2023）等。而在企业内部环境中，债务结构与投资效率间存在显著正相关关系，与此

同时，企业的融资行为（ Fazzari et al，1988）、机构持股比例（Ferreira and Matos，2008）、股权结构（Gomariz and

Ballesta，2014）、董事会治理机制（苏坤，2015）、内部审计质量（赵保卿和徐豪萍，2017）、管理层能力（宁哲等，

2023）等也与其投资效率水平息息相关。而较低的投资效率不仅会抑制企业价值水平的提升，还会造成股价

崩盘等经营风险（Habib and Hasan，2017）。因此，本文研究企业数字化对投资效率的影响具有现实意义。

数字技术具备天然的融合性、赋能性和渗透性，促使与实体经济融合发展成为现实。数字技术应用能改

善企业信息不对称问题，提高信息可比性（聂兴凯等，2022；张焰朝和卜君，2023），而可比性被列为提高会计

信息决策有用性的首要质量特征（Barth et al，2012）。数字经济能利用数字技术实现优化企业资源配置，减

少在投资决策中存在的信息不对称，提高企业内部管理水平，使企业更慎重地选择投资策略，缩减企业非效

率投资规模（刘亦文等，2022）。现有研究中将管理费用视作企业交易成本的表征变量，并认为两者间存在负

相关关系（石大千等，2020）。因管理费用率为管理费用占当年度营业收入的比例，这也将会对投资效率产生

一定影响。

鉴于此，本文选取 2004—2021 年沪深 A 股上市公司为样本，研究企业数字化对投资效率的影响，探讨管

理费用率是否在企业数字化对投资效率间具有中介效应。同时，由于中国数字经济的发展存在两极分化现

象，企业数字化的发展也有较为明显的异质性，企业在数字化过程中因本身不同差异特征情形下对投资效率

的影响很可能有差异。因此，本文也将分析产权性质和两职合一是否在企业数字化对投资效率影响间存在

异质性。

本文研究可能存在以下几点贡献：第一，从理论上丰富了企业数字化的经济后果研究，实证检验了企业

数字化对投资效率的提升作用，为两者间关系提供数据支撑；第二，基于管理费用率的视角检验了企业数字

化对投资效率影响的中介作用，为企业数字化如何影响投资效率提供了经验证据；第三，从产权性质和两职

合一角度探讨企业数字化对投资效率影响的异质性。其中对国有企业的提升效果较非国有企业更为明显，

以及企业数字化在两职分离企业的投资效率提升效果比两职分离企业显著，延伸和拓展了相关领域研究。

二、理论分析与研究假设

（一）企业数字化与投资效率

全球共同见证了企业数字化对经济发展中所展现出的强大推力，其改变传统业务流程，打破传统要素市

场的束缚，优化产业分工，改善企业资源配置（易露霞等，2021），助力企业创新生态系统构建（邵云飞等，

2022），促 进 产 业 结 构 转 型 升 级（Mikalef and Pateli，2017；田 秀 娟 和 李 睿 ，2022），调 整 劳 动 力 就 业 结 构

（Acemoglu and Restrepo，2019）的同时赋予了企业新的发展动能（吴非等，2021）。因此，各国企业都积极地想

在数字化方面取得领先优势。

于是，企业数字化的经济后果越发成为学术界关注的焦点，越来越多的学者开始着手研究企业数字化对

企业发展的影响。范红忠等（2022）认为企业数字化能通过降低交易成本和缓解融资约束两条机制来提高创

新能力。企业数字化通过提高企业创新能力和优化资本结构，提高了企业全要素生产率（赵宸宇等，2021）。

资源配置效率是企业全要素生产率提升的内生动力，企业数字化能够通过提高企业的资源配置效率，提升企

业全要素生产率（王京滨等，2023）。可见，加快数字技术与企业各类要素资源的融合是提升企业资源配置效

率，进而提升企业全要素生产率的重要路径，这意味着企业各层次要素需与数字化全面融合。

企业数字化强度越高，其资源配置效率就越高（李沁洋等，2023），是提升企业生产效率的强劲驱动力（赵

宸宇等，2021）。企业数字化通过赋予企业在不断优化产业分工、促进产业结构转型升级、提高企业资源配置

效率的能力，帮助企业在各流程实现精细化管理，提升企业运营效率的同时降低运营成本，而运营效率的提

升既可以提高企业不同投资方案的净现值，缓解“认识有限”和“决策无限”的冲突，又协助企业对自身处境有

更清晰的了解，从而作出更加有效的投资决策，如此，企业的投资效率得以提升。

数字技术推动经济发展，驱动企业数字化变革，重塑生产管理模式，提高资源配置效率，达到提升运营业

绩的目的。企业数字化对自身多元化经营决策和多元化经营水平都具有正向促进作用（姜奇平等，2023），能

显著提升企业经营绩效（李晓阳等，2023），企业数字化通过价值共创也会提高企业绩效（池仁勇等，2023）。

目前关于企业数字化的大部分研究都将重点放在了生产效率、财务绩效、组织绩效等领域上，而投资是提升

122

潘文富等：企业数字化、管理费用率与投资效率

企业经营绩效，帮助企业获取利润的主要途径之一，在数字化的协助下应当发生改变，即企业数字化会对企

业投资行为产生积极影响，进而提升企业投资效率。

基于此，本文提出假设 1：

企业数字化对投资效率的提升有显著影响（H1）。

（二）管理费用率与投资效率

我国深化供给侧改革有五大任务，其中“降成本”要求企业提升成本管理与资源配置效率，管理者更加关

注资源配置效率的提升（胥朝阳等，2021）。市场经济竞争日益激烈，企业成本管理水平一定程度上体现着企

业核心竞争力的高低。成本费用主要由营业成本和期间费用组成。其中，期间费用有当期的盈损状况，而费

用的管控可以在很大程度上反映企业的投入产出比，管控管理费用的目的是用较少的投入获得更高的产出，

可以提高企业的效率，从节流角度提高企业利润率。

管理费用率在一定程度上可以反映企业经营管理水平，通常用管理费用与主营业务收入的比值表示。

管理费用是指企业为对企业生产经营进行组织和管理所产生的各项费用，主要有公司经费、董事会费、业务

招待费等，其归类于期间费用。虽然管理费用仅是企业的成本之一，但其使用效率也影响着企业的经营效

率，在企业各项经营管理中起重要作用（夏春红，2010）。同时，企业在职消费作为管理费用的主要支出项目，

如果高管过度将在职消费用于自娱消费时，就会产生代理成本，从而增加交易成本（ 孙世敏等，2016）。因

而，不能将管理费用等同于交易成本，且管理费用增加会提高企业交易成本，交易成本的降低能提升投资

效率。

虽然在某种意义上，企业可以通过支付较高的管理费用来展现出更强大的资源调配能力，从而达到有效

使用生产要素资源的目的，进而对企业发展产生正面影响（姚东旻等，2022）。但管理费用是企业内部管理最

普遍的一个要素和手段，一般来说，管理费用过高有损企业价值，管理费用率越高，代表着企业管理性费用所

占比重较大，代理成本越高，管理水平越差，从而会影响企业绩效的提高。企业要发展，强化企业的管理费用

控制能力是一个关键举措，降低管理费用率，有助于提升投资效率，毕竟如果企业的资金被低效耗用，投资效

率相应也会受到影响。

基于此，本文提出假设 2：

管理费用率对投资效率的抑制有显著影响（H2）。

（三）企业数字化、管理费用率与投资效率

企业数字化赋予企业更强的能力和更好的发展空间，更新企业各方位战略认知，增加创新绩效、提升企

业产能利用率和降低企业内外部交易成本等成为企业实现高质量发展的助推力（武常岐等，2022；杜勇和娄

靖，2022）。企业在经营各流程中采用数字技术，优化原生产经营流程，完善业务流程管理和组织架构等，对

生产方式（Galindo‑Martin et al，2020）、商业模式（董杰和王士勇，2023）和组织架构（Nambisan，2017）等进行变

革后，提升企业的技术和管理能力，能降低企业管理成本（Forman and Zeebroeck，2018）。企业数字化过程

中，数字技术的应用能够帮助企业整合现有资源（Nambisan et al，2019），将经营管理过程以结构化数据的形

式储存，优化了对数据信息收集、加工、分析和应用 4 个环节间的耦合，打破企业各部门间的“数据孤岛”，使

企业的各业务流程和管理过程日趋透明，各部门之间的交流和协作更加顺畅。以上皆会提升内部交易效率，

减少企业的中间交易成本、信息成本和管理成本等，对企业的内部管理进行改进，从而提升内部效率。可见，

企业数字化在降低企业交易成本、提高交易效率的同时，也会减少企业所花费的管理费用，进而降低管理费

用率。

有效的生产管理系统是最优分配资源的主要保证，企业数字化一边提高企业技术创新和变革，另一边又

可以通过公司治理进行理性决策和有效约束（黄速建等，2018），在企业管理活动过程中，数字技术通过引入

enterprise resource planning（ERP）系统改变企业管理模式，虽然引入初期必然会产生沉没成本和机会成本，

但适应之后，此系统能让企业运营更加便利，以及降低相应成本（王和勇和何泓漫，2022），助力提高企业的交

易效率。企业为提高核心竞争力，会利用其数字化重塑原有管理流程和产品生产过程。数字化可以让生产

全过程实现自动化，这对降低员工薪酬成本有很大帮助。同时，数据的统计分析由数字技术解决，减轻车间

管理人员工作负担，使其倾向于解决生产中的问题，能显著提高生产效益和车间管理水平（王和勇和何泓漫，

2022）。因此，企业数字化通过重塑企业各个流程和对管理层的约束，能够控制管理费用，降低管理费用率，

123

技术经济 第 42 卷 第 9 期

进而提高投资效率。

企业数字化在各流程层面优化资源配置和运行效率，加快数字技术与企业各类要素资源融合，进而对企

业资源配置效率与企业全要素生产率产生积极影响（王京滨等，2023），提高管理运营效率并降低成本，实现

价值链重塑和结构创新（栗晓云等，2023），推动企业经济高质量发展。管理费用作为计量企业全要素生产率

时所需要考虑的中间投入之一，企业数字化也会对管理费用的使用情况产生影响，进一步影响管理费用率。

因此，尽管采用的数字技术范围越广，与工作流程结合越紧密，企业在引进初期要负担的管理费用就越

多。但当企业数字化进入中后期，员工创新能力的提升，以及数字技术和系统间进行高效融合后，该引入定

会降低管理成本，提高效率。同时，数字化会储存企业内部的各种与经营管理相关的数据信息，这使得针对

管理者的评价经营业绩更加具有客观性和科学性，能够更好地将薪资合约对管理层的激励约束效应充分显

现。这也能够降低企业的管理费用率，对管理层非效率投资行为产生抑制作用，提升投资效率。

基于此，本文提出假设 3：

企业数字化通过降低企业管理费用率，对投资效率的提升有显著影响（H3）。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

选取 2004—2021 年沪深两市 A 股上市公司为样本。在样本选取过程中，为确保研究结果的有效性和可

获得性，本文对原始数据进行以下筛选工作：①因金融行业具有一定的特殊性，按照 2012 版行业分类标准剔

除金融行业上市公司样本；②剔除特别处理（ST）、退市预警（*ST）上市公司样本；③为保证数据完整，增强结

果的准确性，剔除变量数值缺失的样本；④为排除极端值影响，对变量进行上下 1% 缩尾处理。最终获得 34

238 个样本。本文的样本数据均来源于国泰安数据库，并由 Stata17.0 和 Excel处理完成。

（二）变量定义

1. 被解释变量

投资效率。Richardson（2006）模型能够直观测算出各企业在各年度的投资效率的同时，能保证测算指标的

有效性，因此，本文被解释变量投资效率的衡量借鉴以往研究（赵延明和赫俊敏，2021；刘凤环，2022），采用目前

较多学者认可的 Richardson 模型进行计算，以模型的残差值来衡量企业的投资效率。具体模型如式（1）。

INVi，t = α0 + α1 INVi，t - 1 + α2Growthi，t - 1 + α3 Sizei，t - 1 + α4 Levi，t - 1 + α5 Reti，t - 1 +

α6 Agei，t - 1 + α7Cashi，t - 1 +∑Industry +∑Year + εi，t （1）

其中：INVi，t 为 i 企业在第 t 年的实际新增投资额；相应地，INVi，t-1 为 i 企业在第 t-1 年的实际新增投资额；

Growthi，t-1 为 i 企业的成长机会；Sizei，t-1为 i 企业的 t-1 年的企业规模；Levi，t-1为 i 企业在第 t-1 年的资产负债率；

Reti，t-1为 i企业在第 t-1 年的股票收益率；Agei，t-1为 i企业在 t-1 年的上市年限；Cashi，t-1为 i企业在第 t-1 年的现

金流量水平；α 为待估系数；ε 为随机扰动项；Industry 和 Year分别为行业和年份固定效应。

式（1）计算出的残差为投资效率的测度指标，残差为正表示过度投资，为负则代表投资不足，本文对残差

取绝对值来衡量投资效率，其值越小代表投资效率越高，反之越低。相关变量定义见表 1。

表 1 Richardson 模型相关变量定义表

变量名称

INV

Growth

Size

Lev

Ret

定义

企业的实际新增投资额

本年营业收入/上一年营业收入-1

公司规模，年总资产的自然对数

资产负债率，年末总负债/年末总资产

股票收益率，实际平均周收益率

变量名称

Age

Cach

Industry

Year

定义

ln（当年年份-上市年份+1）

经营活动产生的现金流量净额除以总资产

行业控制

年度控制

2. 核心解释变量

企业数字化。参考吴非等（2021）和叶永卫（2023）的研究，本文认为根据某一上市公司年报中所披露的

与企业数字化相关领域（人工智能技术、云计算技术、区块链技术、大数据技术、数字技术应用）共 76 个关键

词信息的频率，能反映该企业对企业数字化的重视程度和进行企业数字化的深度。即企业年报中企业数字

化相关关键词出现频率越高，表明企业的企业数字化水平越高。因此，本文利用 Python 统计上市公司所有年

报中出现的与企业数字化相关的 76 个关键词的词频，以此刻画企业数字化。最后，将统计的结果加总词频，

124

潘文富等：企业数字化、管理费用率与投资效率

并进一步取对数处理，从而得到企业数字化的衡量指标（CD），其值越大代表企业数字化水平越高。

3. 中介变量

管理费用率（Mfee），为管理费用占当年度营业收入的比例。管理费用率越高代表企业在该年度所使用

的管理费用越高。

4. 控制变量

本文参考相关研究（邵剑兵和王露晔，2023；侯普光，2023），选取的控制变量有：企业规模（Size）、资产负

债率（Lev）、总资产收益率（ROA）、现金流比率（Cashflow）、营业收入增长率（Growth）、董事人数（Board）、股权

集中度（Top1）、上市年限（ListAge）、市账比（BM）、企业性质（SOE），同时模型还控制了年份固定效应和行业固

定效应。变量定义见表 2。

表 2 主要变量定义表

变量名称

投资效率

企业数字化

管理费用率

企业规模

资产负债率

总资产收益率

现金流比率

变量符号

INV

CD

Mfee

Size

Lev

ROA

Cashflow

定义

根据 Richardson 的残差模型估计

利用 Python 统计上市公司所有年报中出现的

与企业数字化相关的 76 个关键词的词频后计

算得出

管理费用除以当年营业收入

ln（年总资产）

年末总负债除以年末总资产

总资产净利润率，净利润/总资产平均余额

经营活动产生的现金流量净额除以总资产

变量名称

营业收入增长率

董事人数

股权集中度

上市年限

市账比

企业性质

行业

年度

变量符号

Growth

Board

Top1

ListAge

BM

SOE

Industry

Year

定义

本年营业收入/上一年营业收入-1

ln（董事会人数）

第一大股东持股比例

ln（当年年份-上市年份+1）

企业市值与账面价值之比

国有企业取值为 1，否则为 0

行业固定效应

年份固定效应

（三）研究模型

参考了冯素玲和许德慧（2022）及金贵朝等（2023）的研究，首先，采用双向固定效应模型研究 H1，即企业

数字化与投资效率的关系，具体如回归模型（2）所示。其次，构建回归模型（3）和回归模型（4）研究假设 H2 和

假设 H3，考察企业的管理费用率对投资效率的影响，以及考察企业的管理费用率在企业数字化和投资效率

之间的关系的中介效应，具体模型如下：

INVi，t = β0 + β1CDi，t + β2 Sizei，t + β3 Levi，t - 1 + β4 ROAi，t + β5Cashflowi，t + β6Growthi，t +

β7 Boardi，t + β8 listAgei，t + β9Top1i，t + β10 BMi，t + β11 SOEi，t +∑Industry +∑Year + εi，t （2）

INVi，t = β0 + β1 Mfeei，t + β2 Sizei，t + β3 Levi，t - 1 + β4 ROAi，t + β5Cashflowi，t + β6Growthi，t +

β7 Boardi，t + β8 listAgei，t + β9Top1i，t + β10 BMi，t + β11 SOEi，t +∑Industry +∑Year + εi，t （3）

INVi，t = β0 + β1CDi，t + β2 Mfeei，t + β3CDi，t × Mfeei，t + β4 Sizei，t + β5 Levi，t - 1 + β6 ROAi，t +

β7Cashflowi，t + β8Growthi，t + β9 Boardi，t + β10 listAgei，t + β11Top1i，t + β12 BMi，t + β13 SOEi，t +

∑Industry +∑Year + εi，t （4）

其中：INV 为投资效率；CD 为企业数字化；Size 为企业规模；Lev 为资产负债率；ROA 为总资产收益率；Cashflow

为现金流比率；Growth 为营业收入增长率；Board 为董事人数；Top1 为股权集中度；ListAge 为企业上市年限；

BM 为企业的市账比；SOE 为产权性质；Year 和 Industry 为年份和行业固定效应；β 为待估系数；ε 为随机扰

动项。

四、实证分析

（一）描述性统计

表 3 报告了所涉及变量的描述性统计分析结果。根据表 3，样本投资效率的均值为 0.0425，标准差为

0.0574，最小值为科学技术法的 1.35×10-6

，最大值为 1.051，说明不同企业的投资效率差异比较大。企业数字

化 CD 的均值为 3.731，标准差为 1.536，最小值为 0，最大值为 8.413，说明我国企业的数字化水平总体还比较

低，且不同企业间数字化水平存在较大差异，部分实体企业的数字化水平也较高。管理费用率 Mfee 的均值

为 0.0904，标准差为 0.0831，最小值为 0.00478，最大值为 1.093，说明样本中不同企业花费的管理费用率有一

定差距。Size 的平均值和标准偏差分别是 22.17 和 1.286，说明选取的样本的整体大小分布是比较均匀的。

Lev 的均值为 0.454，说明企业的财务杠杆平均为 45.4%，Lev 大于 1 表示资不抵债，样本中无此类情况。ROA

的均值为 0.0358，标准差为 0.0669，最小值为-0.398，最大值为 0.254，表明大多数样本企业盈利能力不够强，

125

技术经济 第 42 卷 第 9 期

盈余状况较差。Growth 的平均数是 0.179，表示与前一年相比，样本企业年营业收入的平均增长为 17.9%。

大股东持有股份的均值为 0.348，说明其持有股份的比例为 34.8%。BM 的最大值与最小值分别为 10.1400 和

0.0514，说明样本中企业市账比有较大差距。SOE 均值为 0.441，说明样本中有 44.1% 的国有企业。

表 3 描述性统计

变量

INV

CD

Mfee

Size

Lev

ROA

Cashflow

观测值

34238

34238

34238

34238

34238

34238

34238

均值

0.0425

3.731

0.0904

22.17

0.454

0.0358

0.0486

标准差

0.0574

1.536

0.0831

1.286

0.201

0.0669

0.0713

最小值

1.35×10-6

0

0.00478

19.24

0.0274

-0.398

-0.224

最大值

1.051

8.413

1.093

26.43

0.991

0.254

0.283

变量

Growth

Board

ListAge

Top1

BM

SOE

观测值

34238

34238

34238

34238

34238

34238

均值

0.179

2.146

2.286

0.348

1.136

0.441

标准差

0.434

0.204

0.627

0.151

1.209

0.497

最小值

-0.737

1.609

0.000

0.0813

0.0514

0.000

最大值

4.330

2.708

3.367

0.758

10.1400

1.000

（二）实证结果分析

1. 企业数字化与投资效率

研究模型（2）的回归结果见表 4。列（1）是针对本文解释变量“企业数字化”和被解释变量“投资效率”回

归时考虑了控制变量的检验结果，其中企业数字化（CD）的回归系数为-0.0007，在 1% 的水平上显著为负，企

业数字化与投资效率间存在明显的负相关关系。列（2）、列（3）不仅考虑了控制变量，且分别考虑了聚类稳健

标准差（Robust 和 Cluster），Robust 是稳健，Cluster 是聚类修正，其中企业数字化（CD）的回归系数均为-0.0007，

分别在 1%、5% 的水平下通过显著性检验。以上结果表明企业数字化有利于提升投资效率，支持了假设 H1。

表 4 企业数字化与投资效率

变量

CD

Size

Lev

ROA

Cashflow

Growth

Board

ListAge

Top1

BM

SOE

Constant

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

模型（2）企业数字化与投资效率

（1）

INV

-0.0007***

（0.0003）

0.0012***

（0.0004）

0.0021

（0.0020）

-0.0141**

（0.0055）

-0.0066

（0.0046）

0.0333***

（0.0007）

-0.0053***

（0.0016）

-0.0060***

（0.0006）

-0.0025

（0.0022）

-0.0019***

（0.0004）

-0.0076***

（0.0007）

0.0454***

（0.0076）

34 238

0.109

Yes

Yes

No

No

（2）

INV

-0.0007***

（0.0003）

0.0012***

（0.0004）

0.0021

（0.0023）

-0.0141**

（0.0063）

-0.0066

（0.0048）

0.0333***

（0.0024）

-0.0053***

（0.0016）

-0.0060***

（0.0006）

-0.0025

（0.0023）

-0.0019***

（0.0003）

-0.0076***

（0.0007）

0.0454***

（0.0079）

34 238

0.109

Yes

Yes

Yes

No

（3）

INV

-0.0007**

（0.0004）

0.0012**

（0.0005）

0.0021

（0.0027）

-0.0141**

（0.0069）

-0.0066

（0.0053）

0.0333***

（0.0025）

-0.0053**

（0.0021）

-0.0060***

（0.0008）

-0.0025

（0.0031）

-0.0019***

（0.0004）

-0.0076***

（0.0010）

0.0454***

（0.0105）

34 238

0.109

Yes

Yes

No

Yes

变量

Mfee

Size

ListAge

Lev

ROA

Cashflow

Growth

Board

Top1

BM

SOE

Constant

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

模型（3）管理费用率与投资效率

（4）

INV

0.0239***

（0.0039）

0.0419***

（0.0031）

34 238

0.034

Yes

Yes

No

No

（5）

INV

0.0551***

（0.0041）

0.0017***

（0.0004）

-0.0063***

（0.0006）

0.0059***

（0.0020）

0.0021

（0.0056）

-0.0039

（0.0046）

0.0342***

（0.0007）

-0.0048***

（0.0016）

-0.0008

（0.0022）

-0.0017***

（0.0004）

-0.0071***

（0.0007）

0.0222***

（0.0078）

34 238

0.113

Yes

Yes

No

No

（6）

INV

0.0551***

（0.0053）

0.0017***

（0.0004）

-0.0063***

（0.0006）

0.0059**

（0.0023）

0.0021

（0.0064）

-0.0039

（0.0048）

0.0342***

（0.0024）

-0.0048***

（0.0016）

-0.0008

（0.0023）

-0.0017***

（0.0003）

-0.0071***

（0.0007）

0.0222***

（0.0084）

34 238

0.113

Yes

Yes

Yes

No

（7）

INV

0.0551***

（0.0062）

0.0017***

（0.0005）

-0.0063***

（0.0008）

0.0059**

（0.0027）

0.0021

（0.0070）

-0.0039

（0.0053）

0.0342***

（0.0025）

-0.0048**

（0.0021）

-0.0008

（0.0031）

-0.0017***

（0.0004）

-0.0071***

（0.0010）

0.0222**

（0.0111）

34 238

0.113

Yes

Yes

No

Yes

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

126

潘文富等：企业数字化、管理费用率与投资效率

2. 管理费用率与投资效率

表 4 同时也列明了本文研究模型（3）的回归结果。列（4）是未考虑控制变量时的初步检验，列（5）是考虑

了控制变量的检验结果，其中管理费用率（Mfee）的回归系数为 0.0239，在 1% 的水平上显著为正。列（6）、列

（7）是考虑控制变量的同时，分别考虑 Robust 和 Cluster 的回归结果，管理费用率（Mfee）的系数均为 0.0551 且

均在 1% 的水平下显著为正，说明管理费用率与投资效率显著正相关，即管理费用率的提升会使得投资效率

降低，验证了本文研究假设 H2。

3. 企业数字化、管理费用率与投资效率

模型（4）将管理费用率（Mfee）作为中介变量引入中介效应回归，回归结果见表 5。列（1）对本文企业数字

化和管理费用率交乘（CD×Mfee）和投资效率（INV）进行了初步检验。其中，企业数字化和管理费用率交乘

（CD×Mfee）的回归系数为 0.0103，在 1% 的水平上通过显著性检验。列（2）加入控制变量，列（3）、列（4）均考

虑了控制变量，且分别进行 Robust 和 Cluster 处理后仍显著，企业数字化和管理费用率交乘（CD×Mfee）的回归

系数均为 0.0101，也均在 1% 的水平下显著为正。综上，企业数字化可以通过降低管理费用率从而提升投资

效率，假设 H3 得到验证。

表 5 企业数字化、管理费用率与投资效率

变量

CD

Mfee

CD×Mfee

Constant

（1）

INV

-0.0005

（0.0003）

-0.0102

（0.0081）

0.0103***

（0.0021）

0.0447***

（0.0032）

（2）

INV

-0.0019***

（0.0003）

0.0221***

（0.0080）

0.0101***

（0.0021）

0.0220***

（0.0078）

（3）

INV

-0.0019***

（0.0004）

0.0221***

（0.0079）

0.0101***

（0.0025）

0.0220***

（0.0083）

（4）

INV

-0.0019***

（0.0004）

0.0221***

（0.0079）

0.0101***

（0.0025）

0.0220***

（0.0083）

变量

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

（1）

INV

No

34238

0.035

Yes

Yes

No

No

（2）

INV

Yes

34238

0.114

Yes

Yes

No

No

（3）

INV

Yes

34238

0.114

Yes

Yes

Yes

No

（4）

INV

Yes

34238

0.114

Yes

Yes

No

Yes

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

（三）稳健性检验

1. 更换解释变量衡量方式

由于核心变量测度的不同对回归结果具有一定的影响，本文采取更换解释变量衡量方式来进行稳健性

检验。参照袁淳等（2021）的研究，也是采用文本分析法，利用上市企业年报中披露的数字化相关词汇的词频

占比或词频数量来重新度量企业的企业数字化。具体步骤：首先，对政府、工业和信息化部网站进行检索，人

工筛选得到 2012—2018 年发布的 30 份重要的国家层面数字经济相关政策文件以用于提取企业数字化相关

的关键词。运用 Python 技术计算处理及人工识别筛选出 197 个频率大于等于 5 次企业数字化相关词，建立一

个企业数字化术语词典；其次，将上述 197 个词汇扩充至 Python 软件包的“jieba”中文分词库，利用基于机器

学习的方法对上市公司年报“管理层讨论与分析”（MD&A）部分进行文本分析，统计与企业数字化相关词汇

在年报中所出现频率；最后，构建一个较为全面反映中国上市企业数字化的指标。本文采用企业数字化相关

词汇频数总和除以年报 MD&A 语段长度衡量微观企业数字化（CD1），为了方便表述，将指标乘以 100。企业

数字化指标数值越大，代表企业数字化水平越高。

随着数字技术与实体经济融合迅速，每家上市公司年报披露的数字化相关词汇的频数呈现逐年增长趋

势，中国信息通信研究院发布的《中国数字经济发展（2021 年）》显示，我国数字经济规模从 2017 年的 27.2 万

亿元增至 2021 年的 45.5 万亿元，增长 0.67 倍，而本文样本期间是 2004—2021 年，这期间数字经济规模增长情

况必然更明显。可见，宏观和微观层面的数字经济增长情况基本相当，这在一定程度上支持了使用这一替代

变量的有效性。

检验结果见表 6，列（1）是考虑控制变量的检验结果，列（2）、列（3）则是在考虑控制变量的基础上，分别

考虑 Robust 和 Cluster，结果显示，企业数字化与投资效率显著负相关，故在更换企业数字化衡量方式后结果

依然稳健。

2. 时滞性检验

在实践中，企业数字化不只是单纯地增加有关的投入，在支付购买数字相关技术的费用之后，还会面临

较高的学习成本及不确定性的风险，这意味着企业发展与数字化技术的融合并不是一朝一夕即可实现的，而

127

技术经济 第 42 卷 第 9 期

是一个渐进的过程，自早期的投入，经历中期的适应，直至最终与数字技术的全面融合，输出价值。特别是当

企业原来的基础设施不能与数字技术进行迅速的融合，员工不具备快速适应数字化的相关知识和能力时（肖

静华等，2021），这就会延迟数字化为企业带来的正面影响。

考虑到企业数字化对投资效率的提升存在一定的时滞性。且已有研究采取将解释变量滞后一期处理，

同样地，本文对模型中企业数字化也进行滞后一期处理。结果见表 6，企业数字化对投资效率的提升均存在

显著的时滞性效应。同时，滞后一期的企业数字化对内生性问题一定的缓解作用，支持了主回归。

表 6 更换企业数字化衡量方式和滞后一期企业数字化回归结果

变量

CD1

Constant

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

更换企业数字化衡量方式

（1）

INV

-0.0011***

（0.0004）

0.0455***

（0.0078）

Yes

33328

0.110

Yes

Yes

No

No

（2）

INV

-0.0011***

（0.0004）

0.0455***

（0.0080）

Yes

33328

0.110

Yes

Yes

Yes

No

（3）

INV

-0.0011**

（0.0005）

0.0455***

（0.0107）

Yes

33328

0.110

Yes

Yes

No

Yes

变量

L. CD

Constant

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

滞后一期

（4）

INV

-0.0013***

（0.0003）

0.0497***

（0.0078）

Yes

29666

0.109

Yes

Yes

No

No

（5）

INV

-0.0013***

（0.0003）

0.0497***

（0.0082）

Yes

29666

0.109

Yes

Yes

Yes

No

（6）

INV

-0.0013***

（0.0003）

0.0497***

（0.0107）

Yes

29666

0.109

Yes

Yes

No

Yes

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

3. 更改研究样本范围

（1）剔除部分样本。2008 年国际金融危机和 2015 年中国股灾我国经济运行中主要的两次重大经济波

动，而本文样本期为 2004—2021 年，这容易造成一定的内生性干扰。于是，参考唐松等（2020）的文献，将金

融危机因素影响样本剔除后进行检验，且在此基础上，进一步剔除中国股灾的影响进行回归检验。

考虑到危机的后效性，本文剔除 2009—2010 年样本进行检验，表 7 列示了检验结果，回归结果表明，在考

虑了国际金融危机剔除相应样本后，企业数字化仍然对投资效率具有提升效应，主回归研究结论稳健。同

时，在剔除 2009 年和 2010 年样本的基础上，考虑到中国股灾，再对 2015 年的研究样本数据进行剔除。检验

结果见表 7，对相应受影响的样本数据进行剔除后，企业数字化与投资效率之间存在显著负相关关系，表明

主回归研究结论稳健。

（2）缩 短 样 本 区 间 。 2013 年 中 国 工 信 部 发 布 的《信 息 化 和 工 业 化 深 度 融 合 专 项 行 动 计 划（2013—

2018）》，为 2013 年我国颁布了《国务院关于推进物联网有序健康发展的指导意见》，该政策颁布之后，我国开

始大规模推动企业的数字化转型。因此，本文选取 2013 年之后，即 2013—2021 年的样本进行稳健性检验。

缩短样本区间的检验结果见表 7，其中企业数字化（CD）的回归系数为-0.0007，（7）列、（8）列在 5% 的水平上

显著为负，企业数字化与投资效率的关系与前文一致，一定程度上证明了本文主回归结果的稳健性。

表 7 更改研究样本范围回归结果

变量

CD

Constant

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

剔除 2009—2010 年样本

（1）

INV

-0.0007**

（0.0003）

0.0473***

（0.0079）

Yes

31712

0.115

Yes

Yes

No

No

（2）

INV

-0.0007**

（0.0003）

0.0473***

（0.0082）

Yes

31712

0.115

Yes

Yes

Yes

No

（3）

INV

-0.0007*

（0.0004）

0.0473***

（0.0106）

Yes

31712

0.115

Yes

Yes

No

Yes

剔除 2009 年、2010 年和 2015 年样本

（4）

INV

-0.0008***

（0.0003）

0.0442***

（0.0080）

Yes

29610

0.112

Yes

Yes

No

No

（5）

INV

-0.0008***

（0.0003）

0.0442***

（0.0084）

Yes

29610

0.112

Yes

Yes

Yes

No

（6）

INV

-0.0008**

（0.0004）

0.0442***

（0.0106）

Yes

29610

0.112

Yes

Yes

No

Yes

2013—2021 年样本

（7）

INV

-0.0007**

（0.0003）

0.0542***

（0.0094）

Yes

23409

0.136

Yes

Yes

No

No

（8）

INV

-0.0007**

（0.0003）

0.0542***

（0.0099）

Yes

23409

0.136

Yes

Yes

Yes

No

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

128

潘文富等：企业数字化、管理费用率与投资效率

五、异质性分析

（一）基于产权性质

国有企业和非有国企业的经营者行为存在明显差异，国有企业的各种经营决策受政府决策的影响和约

束（潘红波等，2008），它的投资目的是实现社会福利的最大化，而不是为了实现企业价值的最大化。与非国

有企业相比，国家政府会参与、支持及控制国有企业的经营，它是国家经济发展的强有力的支柱，可以更好地

贯彻落实国家经济政策和具体要求，担负起国家经济调控的职能。国有企业积极社会责任的履行（庄莹和买

生，2021），更倾向于长期收益高的项目。非国有企业可能长期存在因资金不足而影响投资效率，或者其投资

决策可能由于过于市场化，以致降低效率投资现象时有发生。可见，企业数字化对投资效率的影响可能具有

产权异质性。

基于此，本文对不同产权性质进行分组回

归，检验企业数字化对投资效率影响的异质性，

结果见表 8，CD 的系数在列（1）~（3）国有企业中

为在 1% 的水平上显著为负，对于非国有企业，在

列（4）没 有 考 虑 控 制 变 量 的 回 归 中 甚 至 为

0.0004，在（5）列考虑了控制变量的回归中在 5%

的水平上显著为负，在列（6）Cluster 处理后不显

著，表明企业数字化对投资效率的提升作用在国

有企业比于非国有企业中更明显。企业数字化

对投资效率的影响具有明显的产权异质性，符合

上文分析结果。

（二）基于两职合一

两职合一（Dual），即董事长与总经理由同一人兼任，不是则为两职分离。一种源于代理理论的观点认为

两职合一会降低经济效率，原因是决策制定权与决策控制权应当分离（Fama and Jensen ，1983）。两职合一

违背了该原则，将降低董事会的独立性、监督能力和监督效果（Fizel and Louie，1990）。而投资效率直接影响

企业业绩，体现经济效率。故两职合一作为重要的决策权配置机制，直接影响着企业投资效率。当大股东为

获取控制权私有收益以牺牲中小股东利益时，必须与管理者合谋，而其中获取的收益主要来源于较低的效率

投资形成的控制性资源（Burkart et al ，2003）。在两职合一的情形下，决策制定权和控制权没有分开，难以实

现不同职务间相互制约，使管理层有机会获取私

人收益。可见，两职合一相比于两职分离弱化了

董事会对管理层的监督和控制，从而助长管理层

过度投资行为，进而降低投资效率。因此，企业

数字化对投资效率的影响很可能因企业是否两

职合一而存在明显的差异。

基于此，本文对企业进行属于两职合一和两

职分离分组，检验董事长与总经理是否为同一人

时企业数字化对投资效率的影响是否具有异质

性。回归结果见表 9，企业数字化对两职合一企

业的投资效率提升不显著，对两职分离企业的提

升在 1% 水平下显著为负。这说明在董事长与总

经理不为同一人的企业中，企业数字化对投资效

率的提升效应相较于两职合一企业更加显著。

六、结论与启示

在市场竞争日趋激烈的形势下，企业数字化会是企业竞争的挑战，但也是企业发展的机遇。本文以

2004—2021 年沪深 A 股上市公司为样本，探讨企业数字化对投资效率的影响。研究结果发现：企业数字化

表 8 产权性质分组回归结果

变量

CD

Constant

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Cluster

（1）

国有企业

INV

-0.0009***

（0.0004）

0.0478***

（0.0034）

No

15101

0.055

Yes

Yes

No

（2）

INV

-0.0014***

（0.0004）

0.0564***

（0.0096）

Yes

15101

0.091

Yes

Yes

No

（3）

INV

-0.0014***

（0.0004）

0.0564***

（0.0138）

Yes

15101

0.091

Yes

Yes

Yes

（4）

非国有企业

INV

0.0004

（0.0004）

0.0447***

（0.0055）

No

19137

0.043

Yes

Yes

No

（5）

INV

-0.0008**

（0.0004）

0.0148

（0.0123）

Yes

19137

0.125

Yes

Yes

No

（6）

INV

-0.0008

（0.0005）

0.0148

（0.0158）

Yes

19137

0.125

Yes

Yes

Yes

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

表 9 两职合一与两职分离回归结果

变量

CD

Constant

Controls

Observations

R2

Year

Industry

Robust

Cluster

（1）

两职合一

INV

-0.0001

（0.0006）

（0.0009）

0.0402**

（0.0191）

Yes

7821

0.152

Yes

Yes

No

No

（2）

INV

-0.0001

（0.0006）

（0.0010）

0.0402**

（0.0202）

Yes

7821

0.152

Yes

Yes

Yes

No

（3）

INV

-0.0001

（0.0007）

（0.0011）

0.0402*

（0.0222）

Yes

7821

0.152

Yes

Yes

No

Yes

（4）

两职分离

INV

-0.0010***

（0.0003）

（0.0004）

0.0474***

（0.0084）

Yes

26417

0.098

Yes

Yes

No

No

（5）

INV

-0.0010***

（0.0003）

（0.0003）

0.0474***

（0.0085）

Yes

26417

0.098

Yes

Yes

Yes

No

（6）

INV

-0.0010***

（0.0004）

（0.0004）

0.0474***

（0.0114）

Yes

26417

0.098

Yes

Yes

No

Yes

注：***、**、*分别表示 1%、5%、10% 统计水平下显著；括号内为 t统计量。

129

技术经济 第 42 卷 第 9 期

有利于提升投资效率；并且管理费用率在企业数字化对投资效率的提升作用中具有中介效应；而企业数字化

对投资效率的提升作用具有一定的时滞性。此外，进行异质性分析发现，企业数字化对投资效率的影响具有

明显的产权性质异质性特征，对国有企业的投资效率提升作用与非国有企业相比较为显著。同时，企业数字

化对投资效率的提升效果在两职分离的企业高于两职合一的企业。

本文结论具有一定启示作用，第一，公司应该大胆地参与到数字化的大潮中去，结合公司的特点，把数字

经济融入到公司的生产和经营中去，最大限度地利用它对公司的发展所起到的推动作用。构建一个数字化

的管理平台，可以让公司对其内部的管理过程进行优化，从而提升其对资源的分配效率，从而减少公司的经

营成本，提升公司的投资效益。第二，国家要加快推动数字经济技术的发展，建立数字技术的支撑系统，在新

时期内，加强对数字技术的培训和对数字技术的改造。数字经济拥有着非常广阔的发展空间，但是，要想进

行数字化，就必须要有国家经济政策的大力支持，特别是非国有企业，在国家政策的支持下，才能让企业在各

个过程中与数字技术的高度融合，从而加强企业数字化对企业技术提升的影响。同时，政府出台的数字化政

策需要达到帮扶由于资金链脆弱、融资困难所导致效率投资极低的企业，缓解遭遇资金问题所带来的投资效

率过低，提高企业竞争力，有利于保障我国市场经济发展的大船行稳致远。

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Corporate Digitalization，Overhead Rate，and Corporate Investment Efficiency

Pan Wenfu1，2

，Zhang Xiaofang1

（1. School of Accounting，Guizhou University of Finance and Economics，Guiyang 550025，China；

2. School of Economics and Management，Tsinghua University，Beijing 100084，China）

Abstract：To investigate the impact of enterprise digitization on investment efficiency，an empirical analysis with a sample of A‑share

listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2004 to 2021 was conducted to test the relationship between enterprise digitization，

overhead rate and investment efficiency. It is found that，first，enterprise digitization is beneficial to enhance investment efficiency，

and the conclusion still holds after a series of robust tests. Enterprise digitization plays an enhancing role in investment efficiency by

reducing overhead rate，i. e. ，overhead rate has a mediating effect in the effect of enterprise digitization on investment efficiency.

Second，the effect of enterprise digitalization on investment efficiency is more significant in state‑owned enterprises than in

non‑state‑owned enterprises，and the effect of enterprise digitalization on investment efficiency is more significant in enterprises with

two separate positions than in enterprises with two separate positions. The article examines the mediating effects of enterprise

digitization on investment efficiency based on the perspective of overhead rate，enriches the study of economic consequences of

enterprise digitization，analyzes the heterogeneity of property rights nature and two‑job unity，and expands the related field research.

Keywords：corporate digitalization；overhead rate；corporate investment efficiency.

132

第 42 卷 第 9 期 技 术 经 济 2023年 9 月

肖红军等：

数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

肖红军1

，郑岳2

，郑若娟3

（1.中国社会科学院 工业经济研究所，北京 100032；2.澳大利亚国立大学 计算机与工程学院，澳大利亚 首都领地 堪培拉 2601；

3.厦门大学 经济学院，福建 厦门 361005）

摘 要：随着科技与社会的不断进步，数字科技逐渐成为民众日常生活中不可或缺的一部分，相应地，在数字科技发展过程中

所引发的科技伦理问题也愈发严峻。作为较早的实践者，澳大利亚数字科技伦理监管的发展历程和实践经验能为我国数字科

技伦理监管提供一定的启示和借鉴。本文对澳大利亚政府、行业组织与协会、大学与研究机构、社会媒体、企业五大监管主体

在数字科技伦理监管体系中发挥的作用进行分析，解构了澳大利亚对数字科技伦理监管中用户隐私保护、信息获取自由与消

费者数据权利、人工智能道德与负责任人工智能研发三大重点议题的政策布局。在此基础上，剖析了澳大利亚数字科技伦理

监管的四大制度安排，即制定战略目标、完善法律法规、加强资源建设能力、建立多方合作机制。最后提出澳大利亚实践对中

国数字科技伦理监管的四点启示，包括构建多层次的治理框架、明确伦理监重点、强制性与自愿性制度并举、重视数字科技伦

理教育。

关键词：数字科技；科技伦理；监管模式；澳大利亚

中国分类号：F113; F49 文献标志码：A 文章编号：1002—980X（2023）9—0133—14

一、引言

数字科技的发展在过去数十年中取得了令人瞩目的进展，对我们的生活方式、商业模式和社会结构产生

了深远的影响。例如移动互联网的普及使得人们能够随时随地访问互联网，极大地改变了我们获取信息、沟

通和交流的方式；机器学习和深度学习算法的不断改进使得计算机能够从海量数据中学习和提取模式，从而

实现语音识别、图像识别、自然语言处理等复杂任务；人工智能的迅猛发展为各个领域带来了前所未有的机

会和挑战，如今人工智能的应用渗透到教育、医疗、金融、交通、制造业等各个行业，为提高效率、创新产品和

服务带来了巨大的潜力；物联网的兴起则将物理世界和数字世界紧密连接在一起，通过传感器、设备和网络

的互联，我们可以实现智能家居、智慧城市、智能工厂的应用；区块链技术的发展同样为金融、供应链和数字

资产等领域带来了革命性的变革。

依据澳大利亚政府发布的数据，澳大利亚 2021 年数字产业总产值为 1670 亿澳元，占 GDP 总产出的

8.5%，是 澳 大 利 亚 经 济 体 系 中 不 可 或 缺 的 一 部 分 ，由 此 澳 大 利 亚 成 为 南 半 球 最 大 的 数 字 经 济 体（Tech

Council of Australia，2021）。作为最受瞩目的新兴产业，澳大利亚数字产业产值五年间涨幅高达 79%，是其

他产业产值涨幅的 5 倍（Australian Trade and Investment Commission，2023）。在疫情期间，数字技术在澳大利

亚获得了空前的推广，从疫情爆发至 2021 年 6 月，数字技术的广泛应用为澳大利亚科技部门带来了大约 26%

的产值增长，创造了月均 340 亿澳元的产值增量。如果将数字产业整合为一个新的部门，则数字产业将为澳

大利亚 GDP 的第三大贡献者。

在数字经济蓬勃发展的过程中，澳大利亚也相应地遇到了许多数字科技伦理领域的难题，对此，澳大利

亚政府通过立法、制订伦理框架等多种措施加以化解。首先是 20 世纪 80 年代电信行业发展所引发的个人隐

私保护问题，为解决该问题，澳大利亚政府颁布《隐私法》（Privacy Act 1988），并在此后进行了多次修改，使得

该法律适用范围不断扩大，最终形成澳大利亚隐私原则；接着是随着人们对于政府信息透明的要求而实施的

《信息自由法》（Freedom of Information Act 1982），以及为了减少信息获取成本而对《信息自由法》的多次修

改；然后是随着电子商务蓬勃发展而产生的消费者信息权利问题，为解决该问题，澳大利亚政府修订了《竞争

收稿日期：2023‑06‑25

基金项目：国家社会科学基金重大项目“国企混合所有制改革的实现路径选择研究”（20&ZD073）；中国社会科学院国情调研重大项

目“数字科技伦理监管制度调查研究”（GQZD2023009）；中国社会科学院登峰战略企业管理优势学科建设项目

作者简介：肖红军，博士，中国社会科学院工业经济研究所研究员，研究方向：企业社会责任与数字治理；郑岳，澳大利亚国立大学

计算机与工程学院硕士研究生，研究方向：机器学习；郑若娟，博士，厦门大学经济学院教授，研究方向：可持续发展。

133

技术经济 第 42 卷 第 9 期

与消费者法案》（Competition and Consumer Act 2010）；最后，针对人工智能时代引发的人工智能道德问题，澳

大利亚政府制定了《人工智能伦理框架》。尽管澳大利亚的国情和数字科技产业规模与中国存在差异，但其

数字科技伦理监管的实践做法仍然可以为中国数字科技伦理监管提供一定的启示和借鉴。

二、澳大利亚数字科技伦理监管的监管主体

澳大利亚数字科技伦理监管体系中主要包括政府、行业组织与协会、大学与研究机构、社会媒体、企业五

大监管主体，在监管体系中分别扮演着立法与执法核心、行业规范代表、伦理意识推广者、舆论监督者、伦理

自律与践行者这五种不同的角色。其中，政府是澳大利亚数字科技伦理监管的核心，其他主体则在监管体系

中支持和配合政府，各个主体相辅相成，共同构建澳大利亚数字科技伦理监管体系。

（一）政府：立法与执法者

澳大利亚政府分为澳大利亚联邦政府及澳大利亚各州政府。澳大利亚联邦政府一般率先出台法律法规

并成立相关政府机构以确保法律法规的实施，其法律法规效力范围一般覆盖澳大利亚联邦政府部门、诺克福

岛及相关私营企业。而澳大利亚各州政府在联邦政府发布法规后一般会出台相关法律法规，并仿照联邦政

府成立相关机构，以确保法规实施，其法规效力范围为州政府及相关企业。

澳大利亚政府在数字科技伦理监管方面发挥了重要的主导作用。作为立法与执法核心，澳大利亚政府

通过确定战略、设立专门机构、制定相关法律或指南，确保澳大利亚数字科技发展符合伦理规范。在澳大利

亚数字科技伦理监管体系中，最高层次的政府部门为澳大利亚议会，其主要职责是制定澳大利亚数字科技行

动计划，明确数字科技发展方向；制定和颁布数字科技伦理相关的政策和法律，规范数字科技伦理监管；制定

和发布数字科技伦理相关的道德框架和指南，引导数字科技应用的伦理和道德行为；设立专门机构或部门推

动数字科技伦理监管。

在联邦政府下属的大型政府部门中，负责数字技术伦理的是澳大利亚工业、科学与资源部（Department

of Industry，Science and Resources），该部门主要负责管理澳大利亚数字科技产业发展，通过投资等方式支持

包括数字科技伦理在内的澳大利亚数字技术能力发展，也包括构建数字科技伦理体系，以促进澳大利亚数字

科技进行负责任创新。

成立于 1926 年的澳大利亚国家科研机构——澳大利亚联邦工业与科学组织（Commonwealth Scientific

and Industrial Research Organization，CRISO），其使命是为澳大利亚的经济增长和社会发展提供科学和技术的

创新解决方案。为推动数字科技的发展，CRISO 专门创立了一个项目组——Data61 项目组，其主要职责是通

过创新研究、产业合作、创业支持和政策建议，推动数字技术和数据科学在澳大利亚的应用和发展，促进经济

增长和社会进步。与此同时，Data61 还负责探讨并制定适合数字科技发展的数字科技伦理监管体系，上文所

提及的 2018 年立项的澳大利亚《人工智能伦理框架》就是由 Data61 负责制定的。

澳大利亚数字技术伦理监管主体中还有一个最为重要的专门机构 ——澳大利亚信息专员办公室

（Office of the Australian Information Commissioner，OAIC）。成立于 2010 年的 OAIC 是一个独立的澳大利亚政

府机构，直接受命于澳大利亚议会和澳大利亚总理，其使命是确保澳大利亚政府、私营部门和非营利组织遵

守澳大利亚《隐私法》及相关法律法规。其主要职责包括：一是个人信息保护，即监督个人信息的处理和保

护，确保组织和企业按照澳大利亚《隐私法》处理个人信息，并协助处理与个人信息保护相关的投诉；二是隐

私权政策，即制定和发布有关个人信息保护和隐私权的政策，为澳大利亚政府和私营部门提供指导，确保其

合规；三是教育和宣传，即提供培训和教育，向公众、组织和企业宣传个人信息保护和隐私权的重要性，提高

公众对信息管理的认识和理解；四是监管与调查，即开展监督和调查工作，确保个人信息的处理和保护符合

澳大利亚隐私法的要求，对违反法律的行为进行调查和追究；五是政策和法律建议，即为政府和立法机构提

供有关个人信息保护和隐私权的政策建议和法律建议，参与相关法律法规的制定和修改。澳大利亚信息专

员办公室主要依据《隐私法》《信息公开法》和《竞争与消费者规则》对个人隐私和数据保护加以强制性监管，

也包括向公众普法，接受公众对于相关法律违法的举报，确保法律的落实。

澳大利亚竞争与消费者委员会（Australian Competition and Consumer Commission，ACCC）是根据《澳大利

亚竞争与消费者法》成立的，其使命是维护和促进澳大利亚的市场竞争，保护消费者权益，也负责一部分数字

技术伦理监管。作为澳大利亚的消费者保护部门，它主要通过《ACCC/OAIC 消费者数据权利合规和执行政

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肖红军等：数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

策》与澳大利亚信息专员办公室合作，辅助澳大利亚信息专员办公室保护消费者数据权利。

尽管尚无相关法律支持，澳大利亚人权委员会（Australian Human Rights Commission，AHRC）仍通过专门

项目组研究数字科技中引发的伦理问题，提出了数字技术伦理中所存在的许多问题如算法偏差、人工智能决

策知情权、面部及生物识别带来的歧视等问题，以发现问题并要求改进的模式，促进了澳大利亚数字科技伦

理监管体系的构建。

此外，澳大利亚联邦政府为了推动政府部门向数字化、透明化、开放化转型，设立澳大利亚数字化转型中

心（Digital Transformation Agency）致力于研究数字化转型的社会、经济和伦理问题，通过开展研究项目、组织

研讨会和培训活动，促进对数字化伦理的理解和实践，为政策制定者和实践者提供支持。尽管数字转型机构

目前为止并不直接涉及数字科技伦理体系监管，但其引领的政府部门数字化转型能极大程度地促进澳大利

亚民众的信息获取自由，在政府部门信息共享方面促进了澳大利亚在数字技术伦理的思考。随着数字技术

的发展，可能在将来对构建数字科技伦理新体系有所帮助。此外，在电信行业，澳大利亚通信和媒体管理局

也具有一定的数字技术伦理监管作用，其有权依据 1997 年《电信法》（Telecommunications Act 1997）执行包括

与在线安全和保障相关的法律和法规。

（二）行业组织与协会：行业规范代表

澳大利亚行业组织和协会在数字科技伦理监管方面发挥着重要的作用。这些行业协会通过确立特定行

业或领域的行为规范，促进行业的可持续发展和良好商业实践。在数字科技伦理监管方面，行业协会的行动

和作用主要体现在以下几个方面：一是制定行业准则和指南，明确数字科技领域中的伦理原则和最佳实践，

通过准则和指南帮助企业和从业者了解和遵守伦理规范，促进负责任的数字科技应用；二是促进自律和合

规，鼓励其会员企业采取自律措施，确保数字科技应用符合伦理和法律要求，通过提供培训和指导，帮助企业

建立和实施内部伦理和合规机制，推动行业的自我监管；三是作为行业的代表，参与政策制定和立法过程，就

数字科技伦理相关的问题提供行业观点和建议，与政府和监管机构合作，推动制定和实施相应的监管措施，

确保数字科技行业的发展与公众利益保持平衡；四是通过组织会议、研讨会和论坛等活动，分享经验和知识，

使行业从业者可以共同探讨数字科技伦理问题，并共同努力解决挑战，推动行业的良性发展。

在澳大利亚，许多行业协会在数字科技伦理监管方面采取了具体的行动和做法。例如，信息与通信技术

行业协会（Information Technology Industry Council，ITIC）在政府制定《人工智能伦理准则》后，为企业和从业者

提供关于数字伦理的实践指导，强调贯彻保护用户隐私、数据安全和公平竞争等原则。金融科技协会

（Fintech Australia）通过与政府和监管机构合作，促进数字金融创新，并制定了行业自律准则，以确保金融科

技企业遵守伦理和法规要求。医疗科技协会（Medical Technology Association of Australia，MTAA）致力于提高

患者安全和保障医疗技术的质量和效能，通过制定医疗科技行业的行为准则和道德规范，以确保医疗科技的

合规性和伦理性。人工智能协会（Artificial Intelligence Association of Australia，AIAA）通过组织行业研讨会和

培训活动，就人工智能伦理问题进行讨论和指导，推动人工智能行业的伦理准则确立和自我监管，同时还负

责相关从业人员的数字科技伦理培训。

总而言之，这些行业协会的行动和做法可能包括制定行业准则和道德规范、提供培训和教育、与政府和

监管机构合作、推动自律和合规措施、组织行业研讨会和交流活动等。这些举措旨在确保行业的可持续发

展、用户权益的保护及促进公众信任。不同行业协会的具体行动和做法可能会有所不同，以适应其所代表的

行业的特定需求和挑战。

（三）大学与研究机构：伦理意识推广者

澳大利亚的大学和研究机构在数字科技伦理监管方面同样举足轻重，这些机构通过研究、教育、政策参

与和咨询等方式发挥作用，推广数字科伦理监管意识，以推动数字科技的可持续发展和伦理监管。作为知识

和研究的中心，澳大利亚的大学和研究机构在数字科技伦理方面的行动和作用主要体现在以下几个方面：一

是研究与知识产出，即开展相关研究，探索数字科技的伦理挑战和问题，并产生相关的学术论文、研究报告和

政策建议。这些研究成果为数字科技伦理监管提供了理论基础和实证依据，为政府、企业和社会制定相关政

策和实践提供重要参考；二是教育与培训，即在大学和各类教育机构开设相关课程和专业，培养数字科技伦

理专家和从业人员，同时，也向学生传授伦理原则、法律法规和最佳实践，培养他们在数字科技领域具备伦理

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技术经济 第 42 卷 第 9 期

意识和责任感，能够应对伦理挑战并采取适当的措施；三是政策参与和咨询，即参与政府、行业组织和非营利

机构的政策制定过程，就数字科技伦理监管的问题提供专业见解，推动政策和实践的发展，确保数字科技的

可持续发展与社会价值的平衡；四是合作与合作研究，即与政府、行业和社会各界开展合作研究项目，共同探

讨数字科技伦理问题，并寻求解决方案。通过与不同利益相关方的合作，大学能够促进知识共享、跨学科研

究和共同努力，推动数字科技伦理的实践和监管。此外，大学和研究机构还可能承担着其他任务，如组织研

讨会和会议、培养研究人员和学者、提供咨询服务等，这些举措有助于加强社会对数字科技伦理的认识，推动

政策和实践的发展，确保数字科技的应用符合伦理原则和公共利益。

澳大利亚一些大学和研究机构在推动数字科技伦理监管所采取的具体行动和做法各有不同，但目标一

致。旨在通过设立研究中心、团队或研究组，开展相关研究项目，组织研讨会和公众活动，提供政策建议和咨

询服务等方式，积极推动数字科技伦理的研究和实践。其中影响力较大的包括如下：墨尔本大学（The

University of Melbourne）的“ 人 工 智 能 与 数 字 伦 理 研 究 中 心 ”（Centre for Artificial Intelligence and Digital

Ethics），该中心致力于研究和探讨数字伦理的问题，通过组织研讨会、研究项目和公众活动，促进数字伦理的

讨论和理解，并为政策制定者提供政策建议。昆士兰科技大学（Queensland University of Technology）的“数字

媒体研究中心”（Digital Media Research Centre），该中心关注数字技术对社会、文化和个体的影响，并研究与

数字科技伦理相关的问题，其研究项目包括数字技术与隐私、数字不平等、数字权力和算法伦理等方面。悉

尼大学（The University of Sydney）的“数字伦理研究组”（Digital Ethics Research Group），该研究组着力于研究

数字科技的伦理和社会影响，关注人工智能伦理、大数据伦理、数字平台伦理等问题，并积极参与公众教育和

政策辩论，推动数字科技伦理的认识和实践。澳大利亚国立大学（Australian National University）的“数字政策

设计中心”（Tech Policy Design Centre），该中心致力于研究数字政策、数字伦理和数字治理的问题。他们的研

究项目包括人工智能伦理、数据隐私和数字权力等方面，为政策制定者和实践者提供支持和咨询。在研究机

构方面的重要实例则是澳大利亚数字健康研究所（Digital Health CRC），作为一个跨行业合作的研究机构，澳

大利亚数字健康研究所致力于解决数字健康领域的伦理、隐私和安全等问题，并通过合作研究、政策倡导和

教育培训来推动数字健康的伦理监管。

值得一提的是，为了配合《人工智能行动指南》，打造先进数字经济体且提升从业人员的数字技术伦理意

识，澳大利亚政府呼吁澳大利亚各高校开展职业实践（professional practice）课程，主要通过课堂讲授与分组

研究等方式，要求学生研究具体的数字科技伦理案例，加深计算机专业学生对于数字技术伦理的理解，截止

目前澳大利亚大部分高校都将其作为计算机专业硕士必修课程之一。

（四）社会媒体：舆论监督者

澳大利亚社会大众和媒体在数字科技伦理监管方面发挥着舆论主导者的角色。媒体通过意识提高、舆

论引导和监督监管等方式发挥作用，而社会公众则往往通过媒体或参与政府或其他机构的活动参与讨论、发

表意见等方式，共同促进数字科技的负责和可持续发展。

媒体在推进数字科技伦理监管的具体实践和作用包括如下几个方面：一是意识提高。媒体通过报道、文

章、讨论和宣传活动等方式，提高公众对数字科技伦理问题的认识和理解。他们关注伦理挑战、隐私保护、数

据安全、人工智能伦理等问题，并向公众传播相关信息，引发讨论和思考。二是舆论引导。媒体在数字科技

伦理监管方面发挥着引导舆论的作用，通过报道、评论和辩论等方式，推动社会对数字科技伦理问题的关注

和讨论。媒体的观点和声音能够引起公众的关注，并对政府、行业和相关利益方的行动施加影响。三是监督

监管。媒体在数字科技伦理监管方面扮演着监督的角色，通过跟踪和报道政府、行业和科技公司的实践和政

策，揭示潜在的伦理问题和风险，并通过调查报道和报道曝光，推动改革和改善数字科技的伦理监管。四是

促进公共对话。媒体为数字科技伦理问题提供了一个公共对话和辩论的平台。他们组织研讨会、座谈会、公

众论坛等活动，邀请各方参与讨论，并倡导多元的观点和利益的平衡，推动社会共识的形成。五是触发政策

变革。社会大众和媒体的声音和关注能够引发政策变革和立法行动，通过舆论压力和公众呼声，促使政府和

相关机构加强数字科技伦理监管的政策制定和实施，确保数字科技的应用符合公众利益和伦理原则。例如，

在制定澳大利亚《人工智能伦理框架》时，澳大利亚政府开启了广泛的意见征集活动，在这一过程中，许多机

构或个体通过社会媒体表达了自身对于人工智能伦理框架的诉求，推动澳大利亚《人工智能伦理框架》向更

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肖红军等：数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

加符合大众需求的方向发展。

澳大利亚媒体机构主要通过新闻报道、专题文章、深度调查和在线平台等方式，推动公众对数字科技伦

理问题的关注和讨论。例如，作为澳大利亚的公共广播机构，澳大利亚广播公司（Australian Broadcasting

Corporation，ABC）致力于提供多样化的新闻、信息和文化内容，通过新闻报道（ABC News）、纪录片、电视节目

和在线平台等方式，关注数字科技伦理问题，并组织相关的讨论和辩论。此外，ABC 还开设专题栏目和博客

及报纸，深入探讨数字科技伦理的挑战和影响，提供全面的新闻报道和分析，通过专题报道、深度分析和互动

特辑等方式，关注数字科技伦理问题，并通过在线论坛和社交媒体等渠道，促进公众参与和讨论。澳大利亚

最古老、最有影响力的报纸之一，悉尼晨锋报（The Sydney Morning Herald）关注社会、政治、科技和文化等方

面的新闻报道，经常报道数字科技伦理的问题和新闻事件，并通过深度报道、调查和专题文章等方式，引起公

众对数字科技伦理的关注和讨论。墨尔本时报（The Age）是维多利亚州最大的报纸，也是澳大利亚最重要的

媒体之一，致力于报道重要的新闻和社会问题，包括数字科技伦理方面的挑战，其报道和专栏文章经常涉及

数据隐私、人工智能伦理、社交媒体影响等问题，并引发公众对这些问题的思考和讨论。作为一个独立的在

线新闻和评论平台，数字时代（The Conversation）旨在为学术界和专业领域的专家提供发表意见和观点的平

台，通过发布关于数字科技伦理的文章和专题，涵盖各个领域的观点和研究成果，促进公众对数字科技伦理

的了解和讨论。

同时，媒体还承担着澳大利亚社会公众意愿载体的作用。澳大利亚社会公众在数字科技伦理监管方面

主要是通过教育、倡导、参与和个人行动，加强对数字科技伦理问题的认识，促进相关政策和实践的改善。一

是通过参与各类组织举办研讨会、讲座、培训课程等，获取知识和工具，提升对数字科技及其伦理的认识，更

好地应对数字科技伦理问题；二是通过组织抗议活动、请愿书、公开信等集体或个人行动，呼吁政府和企业采

取更加负责任和透明的数字科技实践；三是通过社交媒体平台、博客和在线论坛等方式，分享观点、经验和故

事，提出问题和建议，并与其他公众成员交流互动，这种在线参与促进了广泛的意见交流和社会共识的形成；

四是积极参与政府的政策制定过程，参与公开磋商、提供意见和建议，参加政府组织的咨询会议和调查问卷

等，特别是数字科技伦理监管方面的政策。公众的参与确保了政策的代表性和公正性，而媒体在自身活动中

通过对于公共事件的报道，一定程度上反映了澳大利亚公众意愿。

（五）企业：伦理自律与践行者

澳大利亚企业是数字科技伦理的自律和践行者。在推动数字科技更加负责的应用和可持续的过程中，

澳大利亚企业通过参与起草和制定行业标准和准则，规范数字科技的应用和行为，确保数字科技在符合伦理

和道德要求的同时发挥其最大潜力；通过开发和提供技术解决方案和工具，以帮助其他企业和组织实现数字

科技的负责任应用，例如数据隐私保护工具、透明度和可追溯性的技术解决方案，以及用于伦理评估和决策

支持的算法模型等；通过组织研讨会、培训课程和社区活动，促进讨论和知识共享，推动数字科技伦理的理念

和最佳实践；通过与政府机构、行业协会和研究机构等合作，共同制定和推动数字科技伦理监管的框架和政

策；通过参与公共咨询和政策制定过程，提供专业意见和建议，以确保监管措施的合理性和可行性。此外，许

多企业通过制定内部政策和准则，定期进行伦理和合规审查，并积极接受第三方的独立评估和认证，以确保

其行为符合道德和法律要求。

在实践中，企业主要通过以下机制进行监管自律与实践：一是采取安全加密措施、访问控制和数据匿名

化等技术，以保护用户的个人信息；二是公开数据使用和共享政策，并提供用户选择和控制的机制；三是公开

披露数据使用和算法决策的原则，致力于避免偏见和歧视；四是积极参与行业标准和指导文件的制定，以确

保数字科技的道德实践；五是通过提供用户教育材料和资源，解释数字科技的使用和影响，确保用户知道他

们的数据如何被收集、使用和共享；六是加强用户同意机制，确保用户能够明确选择是否分享他们的个人

信息。

澳大利亚企业还通过与政府部门合作及在政府制定数字科技伦理监管制度过程中表达自身诉求与观

点，以影响数字科技伦理监管。其中影响较为深远的有德勤会计师事务所通过《揭秘数据》这一研究项目，与

澳大利亚政府合作长达五年，聚焦于澳大利亚数字科技领域人力资源存在的问题，为澳大利亚政府制定数字

技术战略方向伦理监管提供一定的依据（Deloitte Access Economics，2022）。而一些较为大型或特色企业则

会被澳大利亚政府邀请，分享数字技术最佳伦理实践，例如，澳洲电信、澳大利亚国民银行都曾受到澳大利亚

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技术经济 第 42 卷 第 9 期

工业、科学与资源部邀请，与众多企业分享如何配合政府进行数字技术伦理监管的实践。

三、澳大利亚数字科技伦理监管的重点议题与政策布局

在过去数十年间，澳大利亚的数字科技迅速发展和广泛应用，随之而来的个人数据滥用和泄露、算法偏

见和歧视、网络安全与数字鸿沟等负面影响使伦理监管的重要性日益提高。澳大利亚数字科技的发展在不

同阶段各具特色，同样地，不同时期的伦理监管议题和制度安排也随之发生变化。根据这些变化，澳大利亚

对数字科技伦理的监管可概括为初始阶段、发展阶段和最新进展阶段。初始阶段开始于 20 世纪 80 年代，其

标志是 1982 年《信息自由法》的颁布和 1988 年《隐私法》的颁布，在这一阶段用户隐私及信息获取是澳大利亚

数字科技伦理的主要监管重点；发展阶段始于 2000 年前后，在上个阶段关注重点的基础上，拓展了对用户消

费者数据权利、网络和社交媒体的伦理监管，开始转向多领域监管发展；而最新进展阶段则以 2014 年由《隐

私法》延伸出的澳大利亚隐私原则（Australian Privacy Principles，APPs）为开始，标志着澳大利亚隐私保护新

监管模式基本形成，同时也由 2015 年澳大利亚加入“开放政府伙伴关系”（Open Government Partnership，

OGP）成员国为界，标志着澳大利亚信息获取自由监管与国际标准接轨。当前澳大利亚对数字科技伦理的监

管主要关注隐私、信息公开、网络安全、人工智能及其应用所衍生的伦理议题。

（一）用户隐私保护

20 世纪 70 年代末，澳大利亚开始意识到数据隐私与信息获取自由的重要性，在这个时期，澳大利亚政府

主要通过制定和颁布相关法律来对用户隐私及信息获取权益等重要的伦理议题进行监管，其中最具代表性

的法规是 1982 年颁布的《信息自由法》及 1988 年颁布的《隐私法》，这两部法律共同构成了澳大利亚数据伦理

监管最基本的法律框架。

其中，用户隐私保护与监管是澳大利亚较早也是迄今为止发展最成熟的数字科技伦理监管体系，这个阶

段相关监管政策的制定与实施主要伴随着澳大利亚电信通话技术发展、电话的普及而演变，该方面的管理在

澳大利亚对数字科技进行监管伊始就成为热点议题，在 30 余年的发展进程中共经历了用户隐私法律的构

建、用户隐私原则的构建及用户隐私法律与原则适用范围的拓展。时至今日，用户隐私保护仍旧是澳大利亚

数字科技伦理监管最为重要的议题，目前澳大利亚政府主要通过 1988 年《隐私法》作为澳大利亚用户隐私保

护的核心法规，由澳大利亚信息专员办公室（OAIC）作为主要政府监管部门对除国家安全机构外的部门及私

营用户进行监管。

对于用户隐私保护的监管最早出现于澳大利亚电信行业。1979 年，为了保护澳大利亚电信系统用户的

个 人 隐 私 ，澳 大 利 亚 政 府 推 出《电 信（拦 截 和 访 问）法》［Telecommunications（Interception and Access）Act

1979］，该法律规定了政府和执法机构在拦截和访问电信通信内容和相关信息时的规则和程序。根据该法

律，澳大利亚执法机构可以在特定情况下获得法庭授权，对电信通信进行拦截，包括拦截电话通话、短信、电

子邮件和互联网通信等。该法律也赋予澳大利亚执法机构访问电信通信内容和相关信息的权力。在特定情

况下，执法机构可以通过法庭授权或其他授权程序来获取这些信息。与此同时，《电信（拦截和访问）法》规定

了特定的授权程序，以确保执法机构只在符合严格要求的情况下进行拦截和访问。法律还设立了独立的监

管机构——澳大利亚通信和媒体管理局（Australian Communications and Media Authority），负责监督和管理该

法律的执行。尽管该法律赋予执法机构一定的权限，但它也包含了保护个人隐私和信息安全的规定，即执法

机构在进行拦截和访问时必须遵守法律规定的程序，并保护被拦截或访问的信息的安全和保密性。随着时

间的推移，澳大利亚的《电信（拦截和访问）法》经历了多次修改和更新，确切的细节和条款可能因最新的修订

而有所不同。

1988 年，澳大利亚首次颁布和实施《隐私法》，该法案规定了个人信息的收集、使用、披露和保护的原则，

并设立了一个独立的监管机构——澳大利亚信息专员办公室来监督和执行该法案。在 1988 年首次颁布后，

《隐私法》成为澳大利亚个人隐私保护体系的主要联邦法律框架；此后对于隐私政策的修改大部分是基于

1988 年《隐私法》的修改，意在扩大《隐私法》覆盖范围。例如，1990 年对《隐私法》进行了第一次修订，颁布

《隐私修订法》，将隐私保护扩大至借贷场合，以规范信用报告机构和信贷提供者对消费者信用报告的合法权

利；1994 年通过《澳大利亚首都直辖区政府服务（间接规定）法》，将澳大利亚首都的政府机构纳入《隐私法》

管辖范围。在这个时期，各个州政府也出台了各自的隐私保护法律以确定隐私保护准则。澳大利亚自此开

138

肖红军等：数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

始执行经济合作与发展组织（经合组织）《保护隐私和个人数据越境流动准则》及《公民权利和政治权利国际

公约》。

2000 年是澳大利亚隐私监管体系的重要节点。首先，澳大利亚政府再次修订《隐私法》，引入了一套全

面的隐私保护原则（National Privacy Principles）。这些原则涵盖了个人信息的收集、处理、使用、披露和存储

等方面的规定，以确保合理、安全和透明地处理个人信息。其次，在对《隐私法》的修订中，澳大利亚政府从人

权与平等机会委员会中独立出隐私专员办公室，负责确保《隐私法》的实施，这是澳大利亚第一次拥有隐私保

护专门部门。2000 年末，澳大利亚政府再次对《隐私法》进行修订，将效力范围扩大至部分私营部门组织，实

现隐私监管从政府到私营部门的跨越。

2010 年澳大利亚通过《澳大利亚信息专员法》设立信息专员办公室并将隐私专员办公室并入其中，使得

信息专员办公室成为唯一的、也是现行的确保澳大利亚公众隐私及信息安全的专门部门，各个州也陆续设立

信息专员办公室以确保当地隐私法实施。此后，信息专员办公室负责了几乎所有的澳大利亚数字科技伦理

监管重点议题，包括用户隐私、信息获取自由与消费者数据权利的监管。

同年，澳大利亚颁布了《私营部门隐私法修正法案》（Privacy Amendment（Private Sector）Act 2000），该法

案扩大了《隐私法》在澳大利亚私营部门中的适用范围。该法案的实施使个人隐私权在澳大利亚的私营部门

中得到了更好的保护。该法案引入了一套隐私保护原则，要求私营部门在处理个人信息时遵守特定的规

定。这些原则包括个人信息的收集、使用、披露、安全和访问等方面的规定，例如，涉及个人信息的组织（包括

企业、非营利机构和政府机构以外的组织）需要遵守隐私保护原则，其中包括明确告知个人信息收集的目的、

限制个人信息的使用和披露、确保个人信息的安全等。

2014 年，澳大利亚政府对《隐私法》进行了一项重大改革，推出了新的也就是目前正在使用的澳大利亚

隐私原则（Australian Privacy Principles，APPs），APPs 取代了原有的信息隐私原则。该隐私原则包括 13 个关

键点，旨在更好地保护个人信息，为个人隐私数据提供更多的控制权和透明度，并要求组织和企业采取适当

的安全措施来保护个人数据。

最终，在不断完善中，澳大利亚形成了一个完整的用户数据隐私保护体系，即以 1988 年《隐私法》为基

础，以 2014 年《隐私法》重大改革而形成的澳大利亚隐私原则为核心，各州分别实施独立的隐私法律（覆盖地

方与州政府机构），信息专员办公室负责监督实施。值得一提的是，目前为止，澳大利亚国家安全机构及情报

机构并不受澳大利亚《隐私法》或是各州隐私法约束。除了相关国家安全机构以外，澳大利亚在长达 30 余年

的对于《隐私法》的修改中，逐渐形成了一套社会普遍认同的隐私保护监管体系及隐私原则，也确立了信息专

员办公室这一专门机构对相关条目进行专门监管。

此外，2021 年 10 月 25 日，澳大利亚总检察长办公室发布了《2021 年隐私立法修正案（加强在线隐私和其

他措施）法案》［Privacy Legislation Amendment（Enhancing Online Privacy and Other Measures）Bill 2021］的新

隐私立法草案（草案）。该草案旨在通过引入《在线隐私守则》（Online Privacy Code ，OP Code），扩大 1988 年

《隐私法》的域外管线范围及加强对违规行为的处罚来加强对个人信息的保护，重点强化规范大型网络平台、

社交媒体、数据经纪商对个人信息和数据的使用，这是继 2014 年对《隐私法》进行重大改革后新增对网络隐

私的监管，一定程度体现着澳大利亚用户隐私监管的新重点。

（二）数据透明度与消费者数据权利

作为与用户隐私保护同一时期发展起来的数字技术伦理监管重点议题，数据透明度或信息获取自由在

澳大利亚数字技术伦理监管中同样占据着重要地位。

目前，澳大利亚政府通过澳大利亚信息专员办公室以 1982 年发布的《信息自由法》为核心，负责监管数

据透明度也就是信息获取自由议题，同时也设立了数字化转型机构推进政府部门进行数字化转型。此外，国

家数据委员会推动政府部门数据公开，保证澳大利亚政府信息透明化、公开化，并加入开放政府伙伴关系

（Open Government Partnership，OGP）这一国际组织，将透明化政府进程国际化，将“使公民享有政府信息知情

权”作为信息自由监管的基本准则，促进政府部门以“催化剂”形式助力数字经济发展。

澳大利亚议会于 20 世纪 70 年代开始将信息自由监管纳入议程。1979 年，为了促进政府的透明度、公开

性和问责制，让公众有权利获得政府文件和记录，澳大利亚参议院委员会提出设立信息公开立法的议案，并

最终于 1982 年制定并实施《信息自由法》，该法案的核心是确保澳大利亚公众可以申请获取联邦政府和其他

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技术经济 第 42 卷 第 9 期

政府机构的文件和记录，并为公众提供了索取这些信息的途径。随后，各州政府也分别出台有关信息公开的

法律法规，以界定公民对于地方政府文件的访问权利。该法律确保公众可以通过正式的申请程序来获取信

息，但也有一些例外情况，如国家安全、商业敏感信息和个人隐私等。但由于时代及技术的限制，在《信息自

由法》颁布的初期，公众所能获取的文件受到一定的限制，例如，根据澳大利亚 1983 年颁布的《档案法》

（Archives Act），某些文件可能受到档案管理和访问的特殊规定，这些规定可能涉及特定时间范围内的文件、

政府内阁文件和敏感的国家档案等。此外，有些文件可以向公众开放但访问需付费且收费较高，公民在获取

信息时往往存在着成本过高等问题。

进入新世纪后，信息获取成本问题逐渐凸显。为了解决这一问题，澳大利亚政府基于原有《信息自由法》

中“澳大利亚政府持有的信息是国家资源，应为公共目的进行管理”这一界定，于 2010 年推出了《开放政府宣

言》（Declaration of Open Government）的倡议。该宣言旨在通过促进透明度、参与和协作，加强政府与公众之

间的互动，提高政府信息的开放性和可获取性，并承诺通过创新技术和开放数据来提供更好的公共服务。这

一倡议的核心原则包括：一是民主参与，即鼓励公众参与政府决策和政策制定的过程；二是透明度和信息共

享，即提供公开的政府信息，使其易于访问和利用；三是创新和协作，即利用新技术和合作伙伴关系，与公众

和非政府组织合作解决社会问题。在这一时期，信息获取自由监管机构信息专员办公室还制定了关于公共

部门公开信息的原则，以帮助机构进行信息管理。基于这一宣言，澳大利亚政府于 2011 年推出了《澳大利亚

政府开放获取和授权框架》（Australian Government Open Access and Licensing Framework，AusGOAL）与《公共

部门信息开放原则》（Principles on Open Public Sector Information），切实推动信息透明度进程。

2015 年澳大利亚成为“开放政府伙伴关系”组织 OGP 的成员国，承诺采取一系列措施来提高政府的透明

度，并与公众合作制定政策和决策。这些措施包括开放政府数据、加强公众参与、推动政府问责制改进等。

澳大利亚政府在成为开放政府伙伴关系 OGP 成员后，共发布了两个《国家政府行动计划》。第一份《国家政

府行动计划》（Australia National Action Plan 2016—2018）于 2016 年发布，涵盖了澳大利亚政府在 2016—2018

年推进开放政府议程的具体举措和承诺。其目标和内容包括：加强公民参与和政府决策的透明度，即通过开

展在线参与平台、民众咨询和公众对话等活动，促进公众参与政府决策的过程；提高政府信息的可获取性和

开放性，即通过开放政府数据、提供更易访问的政府信息和数据资源，增加公众和利益相关方对政府活动的

了解；改进政府服务交付，即通过数字化技术和开放数据，提高政府服务的效率、可访问性和用户体验。第二

份《国家政府行动计划》（Australia National Action Plan 2018—2020）于 2018 年发布，覆盖了 2018—2020 年澳

大利亚政府在开放政府方面的行动和承诺。其目标和主要内容包括：加强政府的透明度和问责制，即通过加

强政府信息公开和反腐败措施，提高政府的透明度和问责制度；提高公共参与和合作，即通过开展公众咨询、

开放数据和协作平台，促进公众和利益相关方参与政府决策和问题解决的过程；利用技术创新改进政府服

务，即借助数字化技术、开放数据和创新方法，提供更高效、便捷和个性化的政府服务。这些行动计划的目标

是通过促进政府的透明度、公众参与和技术创新，建立更开放、负责任和响应性的政府体系，以更好地服务于

公众和社会利益。

消费者数据权益则是指消费者能在知情的情况下将数据提供给产品供应商以获得想要的产品，并确保

数据仅用于这一特定用途的权利，该项权利在法律上的明确解决了澳大利亚数字科技在网络购物方面产生

的伦理问题。在数字产业急速发展的 21 世纪，消费者数据权利议题开始引起澳大利亚政府的重视，澳大利

亚政府于 2020 年出台《竞争和消费者（消费者数据权利）规则》，在 2010 年《竞争和消费者规则》的基础上，新

增添消费者数据权利部分，以此为核心，涉及用户隐私、信息获取自由与消费者权益议题，由澳大利亚信息专

员办公室与澳大利亚竞争与消费者委员会联合监管。

2022 年，澳大利亚政府颁布了《数据可用性和透明度法案》（Data Availability and Transparency Act 2022），

该法案旨在规范与授权其他政府或私营部门实体对澳大利亚政府数据的访问，并依据该法案设立国家数据

专员对数据访问进行控制与监督，同时设立国家数据委员会，以促进与规范数据共享并为国家数据专员提供

建议，这是澳大利亚继信息专员办公室与数字化转型机构后针对信息获取自由而设立的另一专门监管机构。

截至目前，澳大利亚共有信息专员办公室、数字化转型机构与国家数据委员会三个政府部门对信息获取

自由与数据透明方面进行监管，形成了以《信息自由法》为核心、《数据可用性和透明度法案》等法案为辅的监

管体系；在消费者数据权利方面，则有专门法规——《竞争和消费者（消费者数据权利）规则》，并由信息专员

办公室与竞争与消费者委员会联合监管。

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肖红军等：数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

（三）人工智能道德与负责任人工智能研发

人工智能在澳大利亚的蓬勃发展离不开政府的“催化剂作用”。作为数字经济发展的积极推动者，澳大

利亚政府在 2015 年发布国家创新和科学议程后便不断试图提升自身人工智能研究水平（Commonwealth of

Australia et al，2015）。2016 年，澳大利亚工业、科学、能源与资源部分离出一个下属组织——Data61，聚焦监

管并指导澳大利亚数字科技的研发，包括：机器学习、自然语言处理、深度学习（神经网络）、计算机视觉和机

器人技术。2018 年 5 月，澳大利亚政府资助 Data61 进行人工智能伦理研究，意在为澳大利亚人工智能研发设

立伦理框架。Data61 在悉尼、墨尔本等多个城市开展研讨会与调查并通过网站发布民意调查后，最终于

2019 年 7 月推出了《澳大利亚人工智能伦理框架》，提出如下八项基本准则，包括人类、社会和环境福祉及以

人为中心的价值观、公平、隐私保护和安全、可靠性和安全性、透明度和可解释性、可竞争性、问责这八项基本

准则，首次规范人工智能的研发道德标准。牛津洞察于 2020 年进行的国家 AI准备度调查中将澳大利亚位列

第一，认为其是当时对 AI 准备度最高的国家，具有极大的人工智能相关产业发展潜质（Eleanor Shearer et al，

2020）。2020 年 9 月，Data61 开始对澳大利亚人工智能行动进行民意调查，于 2021 年发布《澳大利亚人工智

能行动计划》确定澳大利亚人工智能着力点及探讨如何使澳大利亚的人工智能在研发与使用时是负责任的；

同时，决定投资 12.4 亿澳元以加强澳大利亚在接受与发展人工智能学科的领导性地位，此行动方案意在通过

资助人工智能相关产业，培养人工智能领域专业人员，建立人工智能研究所，帮助澳大利亚在 2030 年左右成

为世界领先的数字经济体（Department of Industry，Innovation and Science，2021）。2021—2022 年，Data61 建

立了澳大利亚国家人工智能中心，并陆续建立 4 个相关下属中心，这些人工智能相关中心旨在为澳大利亚的

人工智能及数据科学生态系统奠定基础。此外，2020 年 7 月，澳大利亚成为全球人工智能伙伴关系 GPAI 这

一组织的初创成员，就如何发展与使用负责任的人工智能展开国际研究合作。

最终，澳大利亚形成了现在的以《澳大利亚人工智能伦理框架》为核心框架，以构建负责任的人工智能为

核心思想的人工智能道德行业价值观，并以此对澳大利亚人工智能研发进行软性约束。作为一种实时更新

的数字科技伦理监管框架，《澳大利亚人工智能伦理框架》会基于民意与数字经济发展需要进行修改，通过删

除与添加条例的方式确保该框架保持科学性切实适合澳大利亚社会人工智能研发环境。

就当前澳大利亚人工智能道德现状而言，自动化决策与算法偏差成为人工智能研发道德的重点议题，但

澳大利亚政府尚未出台具体法律法规进行监管。其中，自动化决策议题在澳大利亚 2015 年发布国家创新和

科学议程时就受到了政府极大的重视，在澳大利亚成为“开放政府伙伴关系”组织 OGP 的成员国时，创建自

动化决策系统以保证决策的透明度与公平性就是当时的一大议题。为此，澳大利亚政府在推动政府部门数

字化的同时也创建了专门的数字化转型机构，以推动政府自动化决策运用并研究其在澳大利亚社会的合理

性与可实施性。此外，“算法偏差”问题是澳大利亚目前关注的另一个重要议题。算法偏差指的是在自动决

策中，数据集中的部分数据可能具有歧视信息，从而使得机器学习模型做出的决策也会产生歧视。当人工智

能执行的决策工具产生导致不公平的输出时，可能会出现算法偏差问题。2021 年澳大利亚人权委员会提出

这一问题（Farthing et al，2021），认为由于算法偏差产生的必然性与产生时间、场合的不确定性，必然存在某

些随机的个体会受到算法偏差的影响，因此如何尽可能减少算法偏差就成为澳大利亚人工智能研发的考量

之一，其中当算法偏差产生时的责任分担与补救措施是澳大利亚人权委员会在数字科技伦理方面的研究

重点。

四、澳大利亚数字科技伦理监管的制度安排

澳大利亚通过制定战略目标、完善法律和法规、加强资源和能力建设、构建多方合作机制，形成了一个综

合伦理监管的制度体系，共同确保数字科技的负责任应用、个人隐私的保护、在线安全、人工智能伦理等问题

得到适当管理和监管。

（一）制定战略目标：确定监管大方向

澳大利亚在数字科技伦理监管方面采取了一系列战略性政策，引导数字科技的负责任应用和可持续发

展，这些战略性政策代表着澳大利亚近年来数字科技伦理监管的大方向。例如，2015 年 12 月，澳大利亚政府

颁布了国家第一份《国家创新和科学议程》，它标志着澳大利亚的创新政策进入一个持续资助科学发展的新

时 代 。 在 提 出 创 新 和 科 学 总 体 计 划 时 ，一 方 面 ，提 出 政 府 将 资 助 更 多 的 女 性 参 与 科 研 领 域 、science，

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技术经济 第 42 卷 第 9 期

technology，engineering and mathematics（STEM）产业、创业和创新型企业，建立支持性别平等的项目和网络，

通过让女性为国家作更大的贡献来实现国家的全部潜能；另一方面，特别关注数字科技议题，提出政府将通

过数字转型办公室改进其服务并参与数据革命，促进创新和最大限度地利用公共数据，消除多个政府机构掌

握的不同数据库之间的障碍（Department of Industry，Innovation and Science，2015）。2018 年，澳大利亚政府

针对数字经济方面发表《澳大利亚技术未来——实现强大、安全和包容的数字经济》（Department of Industry，

Innovation and Science，2018）战略报告，该报告提出要在人力资本、服务、数字资产和有利环境 4 个领域采取

措施，在最大程度上推动数字经济发展，其中强调了加强网络安全。2019 年，CSIRO 针对数字经济发布《人

工智能线路图》（Commonwealth Scientific and Industrial Research Organization，2019），其中也同样涉及在新数

字经济下如何保护用户隐私这样的议题，阐明数字经济在现代社会的重要性，也强调了数字科技监管及数字

科技伦理监管的必要性。2021 年，Data61 在《人工智能行动方案》中提出的负责任的人工智能的观点，这对

伦理监管体系产生极为重要的影响（Department of Industry，Innovation and Science，2021）。此外，澳大利亚

议会在 2022 年推出的《数字经济战略》中，为女性参与数字科技行业设立专项拨款，帮助女性从业者融入数

字科技行业，旨在消除数字技术行业中现存的性别歧视（Department of the Prime Minister and Cabinet，2022）。

这一系列的战略布局反映了澳大利亚数字科技伦理监管的重点，也反映了数字科技发展中不断出现的新关

注点。

（二）完善法律法规：确定具体监管准则

截止目前，澳大利亚政府部门尚未出台专门的数字技术伦理监管的具体法律法规，其对于数字科技伦理

的法律监管主要通过对原有的法律法规进行修改，从而使其适应数字科技时代的伦理体系。尽管没有专门

数字科技伦理法规，澳大利亚的一部分相关法律法规在历次修改中都添加了一定的数字科技伦理监管条例，

成为数字科技伦理监管的主要依据，这些法规包括隐私保护法、数据保护法和网络安全法等，这些具有强制

约束力的法律法规，对数字科技伦理的伦理问题做出总体性或针对性的规定。首先，澳大利亚政府通过《隐

私法》建立了澳大利亚隐私原则，规范了应该如何收集、存储、使用和披露个人信息；又通过《信息自由法》确

定政府信息为一种公开的可用的资源，减少数据使用行业的信息获取成本；同时通过《竞争与消费者法案》中

消费者数据权利部分来保证个人信息不会在不知情的情况下被厂商使用。这三项法规共同构成了数字科技

中数据集获取的总体性监管体系，对几乎所有数字技术领域都起到了伦理监管作用。此外，澳大利亚政府还

通 过 以 下 法 律 和 政 策 对 数 据 科 技 的 特 定 相 关 伦 理 议 题 加 以 规 范 。 例 如 ，《电 子 交 易 法》（Electronic

Transactions Act 1999）确立了在数字环境中进行电子交易的法律地位和规则，它规定了数字签名的有效性、

电子合同的法律效力及电子文件的保存和认证等事项。《垃圾邮件法》（Spam Act 2003）旨在打击垃圾邮件和

不良电子信息，它规定了发送商业电子邮件的要求，包括获得事先同意和提供取消订阅选项等。《通信法》

［Telecommunications（Interception and Access）Act 1979］规定了执法机构对通信数据进行拦截和访问的规则

和程序，它平衡了个人隐私和国家安全之间的关系，并确保合法的调查和监控活动。《竞争与消费法案》

（Competition and Consumer Act 2010）旨在保护消费者权益，防止不正当竞争行为；在数字科技领域，它适用

于 反 垄 断 和 反 垄 断 行 为 ，以 确 保 市 场 的 竞 争 和 公 平 。《分 类（出 版 物 ，电 影 与 游 戏）法 案》［Classification

（Publications，Films and Computer Games）Act 1995］规定了电子游戏的分类制度和评级准则，以使未成年人

免受不适宜内容的影响。

（三）为加强能力建设提供指南：优化监管实施环境

除了相关政策法规在制度层面的推进以外，澳大利亚政府还善于通过各种举措加强数字科技伦理的资

源和相关能力建设，以提升监管实施环境，确保监管顺利进行。

一是提供伦理监管的资源。澳大利亚在数字伦理监管方面致力于提供丰富的资源，以帮助各方了解和应

对伦理挑战。政府部门、学术机构和专业组织发布了众多的指南、报告和框架，涵盖了数据保护、隐私权、人工

智能伦理等领域的准则和最佳实践建议。这些资源为相关从业人员和机构提供了指导和参考，帮助他们更好

地处理数字伦理问题。例如，澳大利亚信息专员办公室发布了大量关于数据保护和隐私的指南和资源，其中包

括《澳大利亚隐私原则》（Australian Privacy Principles）、《数据泄露响应和管理》（Data breach response plan）、《隐

私权和个人信息保护导论》（Guide to securing personal information）等，这些指南提供了组织和从业人员在处理

个人信息时应遵循的准则和最佳实践建议。另一影响力较大的行为指南则是 Data61 发布的《人工智能数据伦

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肖红军等：数字科技伦理监管的澳大利亚实践与启示

理框架》，该框架旨在指导组织在开发和使用人工智能技术时遵循伦理原则和最佳实践。

二是推动培训和教育计划。澳大利亚在数字伦理监管方面开展了培训和教育计划，以提升从业人员的

伦理意识和能力。培训和教育计划的开展有助于提升整体行业的伦理水平和责任意识。例如，澳大利亚计

算机协会提供的关于人工智能伦理和数字伦理的培训课程，该课程旨在帮助从业人员了解和应对相关伦理

问题。学术界和研究机构在数字伦理培训方面也发挥着重要作用，澳大利亚的多所大学都开设了关于人工

智能伦理和法律的课程职业实践（professional practice），旨在培养学生对伦理挑战的认识和应对能力。

（四）推动多方共同参与：形成协同监管机制

澳大利亚在数字伦理监管方面注重推动多方共同参与，形成协同监管机制，主要涉及政府部门、学术界、

行业组织和民间社会组织之间的协作和合作，这些合作关系可以促进知识交流、共享资源和合作研究，以提

高整体的监管能力。

作为数字技术专门监管机构的澳大利亚信息专员办公室与包括澳大利亚数据保护委员会、澳大利亚人

工智能数据伦理委员会等其他政府机构合作，共同推动数字伦理监管发展。这些机构在政策制定、法规制定

和指导原则方面进行合作，并共享资源和信息。作为数字技术研究机构的 Data61 则与学术界、产业界和政

府部门合作开展研究和创新项目，通过与各方合作，探讨数字伦理挑战，并提出解决方案和最佳实践，他们的

研究成果和报告也为政府和行业组织提供了重要的参考和指导。其他澳大利亚政府与各行业组织合作，制

定行业准则和最佳实践。在电信行业方面，澳大利亚电信工业协会与政府机构合作，制定了关于个人信息保

护和隐私权的行业指南。澳大利亚政府与民间社会组织合作，以确保公众利益和社会价值在数字伦理监管

中得到充分考虑。在最新的数字科技与人权议题中，澳大利亚人权委员会作为政府部门与会计师事务所合

作，发布了关于人权和技术的报告和指南，强调了伦理原则和权益保护的重要性。

澳大利亚的大学和研究机构经常与政府部门和行业组织合作，开展研究项目和提供专业知识和建议。

这些机构在合作过程中主要通过参与政策制定、知识共享和培训活动，为数字伦理监管提供学术支持和

思路。

五、澳大利亚数字科技伦理监管实践对中国的启示

澳大利亚数字科技伦理监管实践对于我国数字科技伦理的监管模式设计、监管制度安排、监管重点领域

与民众知识普及都具有启示意义。

（一）监管模式设计：强制性与自愿性相结合

澳大利亚数字科技伦理监管体系中值得借鉴的一点是“以强制性约束为主，以自愿性自律为辅”的政策

模式，即一方面通过硬法约束，维护法律底线；另一方面，通过软法自律，满足道德要求和伦理期望。我国在

数字技术伦理监管的制度安排中，应该重视强制性约束和自愿性自律的结合。例如，在需要保住底线的如隐

私保护等方面应通过立法进行监管。但由于数字技术是一项较为前沿的技术，新的伦理议题不断出现，对于

如研发道德或是其引发的人权问题等新兴伦理议题，也许可以用道德倡议等方式进行规范；而且必要时，自

愿性的自我规范也可能上升为强制性的法规。这样有助于我们在规范数字科技行为准则的同时保持数字科

技创新的活力，让数字科技在合理的伦理监管框架下有序创新，在科技创新中进一步完善监管框架。

目前我国已经通过立法制定相应的法律法规，如《网络安全法》《个人信息保护法》等，明确了数字科技伦

理监管的基本原则和要求。这些法律法规具有明确的法律效力，对违反伦理规范的行为给予处罚和制裁。

同时，监管机构通过执法和监督，确保这些法律法规的有效执行，为数字科技伦理监管提供了强制力和约束

力。此外，除硬法外，中国还制定了一系列软性规范和指导文件，如行业标准、指导意见等，以引导和规范数

字科技伦理行为。这些软法文件具有灵活性和可调性，可以根据行业发展和伦理挑战的变化进行及时调整

和修订。为了实现软法和硬法的相互衔接，我国相关监管机构可以将硬法中的基本原则和要求进一步细化

和明确，并将其体现在软法文件中。例如，硬法可能规定个人信息保护的基本原则，而软法则具体规定个人

信息保护的具体措施和要求。通过这种衔接，软法可以更具体地指导实际操作，同时与硬法形成一体化的监

管框架。此外，在数字科技快速发展的环境下，监管内容需要及时调整和修订，以适应新技术和伦理挑战的

出现。我国相关监管机构也应通过密切关注行业动态和技术进展，与相关利益相关方进行沟通和合作及时

调整和修订软硬法规则，这种灵活性和及时性的调整可以更好地适应数字科技的发展和伦理要求。

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技术经济 第 42 卷 第 9 期

综上所述，中国数字科技伦理监管能够通过硬法和软法相结合的手段，在制定和执行具有法律效力的硬

性法律法规的同时，制定灵活性和可调性的软性规范和指导文件，实现监管的全面性和灵活性，以适应数字

科技的快速发展和伦理挑战的变化。

此外，法律法规的可拓展性在数字科技这样迅速发展的领域也显得及其重要。随着新的道德风险的出

现和数字技术的不断发展，监管机构和政策制定者必须准备好修订和更新法规，通过不断对相关法规进行合

理的调整，使其适应科技与经济发展需要；在必要时也可以进行监管对象及监管方向的调整，以保证数字科

技伦理监管拥有足够且合理的覆盖面，提高其影响力，减小监管产生漏洞的可能性。

（二）监管制度安排：构建多层次的治理框架

澳大利亚在数字科技伦理监管的实践表明，数字科技伦理监管的治理框架是一个综合的体系。从中国

实际出发，可以建立多层次、全方位的监管框架，既包括政府、行业组织、教育和研究机构、社会组织与公众等

多元主体，设立专门的监管机构，还应通过法律法规、行业准则、标准等多层次的手段加以监管提升监管规则

的科学性、可操作性与适应性。

一是加强立法工作，制定和修订相关法律法规，以适应数字科技快速发展的需求。法律法规是数字科技

伦理治理的基础，它们规定了数字科技应用的界限和规范。法律法规可以包括个人隐私保护法、数据保护

法、网络安全法、消费者保护法等，以确保数字科技的发展和应用不违反法律原则和道德准则。

二是鼓励相关行业组织和企业建立自律机制，制定行业准则和规范，自主规范行为。自律机制是数字科

技行业自发建立的规范和准则，可以填补法律法规的空白，并为行业参与者提供指导。这些准则可以由行业

协会、专业组织或企业制定，包括数据隐私保护准则、人工智能伦理准则、算法透明度准则等。例如，中国互

联网行业协会、中国人工智能产业联盟该协会、中国电子商务行业协会都分别制定一系列行业伦理准则和规

范，以促进行业自律和良性发展。

三是继续制定和修订与数字科技伦理相关的标准，这些标准应该具备科学性、可操作性和适应性，以指

导和规范相关行业的实践。事实上，目前，中国已经发布了一系列与个人信息安全相关的标准，如《个人信息

安全规范》《信息安全技术个人信息安全规范》等。这些标准规定了个人信息的收集、存储、使用、传输和销毁

的要求，以保护用户个人信息的安全和隐私，于是提升这些标准的科学性、可操作性便成为政策改进重点。

此外，中国应该积极制定和修订在人工智能、大数据、数据共享与开放等方面的标准，这些标准的制定和修订

过程应该由相关部门、行业协会和专业机构牵头，广泛征求各方的意见和建议，经过专家评审和公开讨论后

发布。同样重要的是，由于数字科技伦理问题往往具有跨国性和全球影响力，因此国际合作和标准制定至关

重要。中国应积极参与国际组织和多边合作机制，共同制定跨国数字科技伦理标准和准则，这有助于促进全

球数字科技伦理治理的一致性和合作性，减少不同国家之间的分歧和冲突。

四是加强技术评估和风险管理。加强技术评估和风险管理是数字科技伦理治理的重要内容，数字科技

伦理监管应考虑技术的潜在风险和影响，技术评估可以帮助识别和评估数字科技应用的伦理问题，并制定相

应的管理措施。在中国，除了制订和出台法律法规和政策文件和指导意见来加强技术评估和风险管理外，一

方面，应该建立专门的技术评估机构或专家团队，负责对新兴数字科技应用进行评估和监测，确保数字科技

应用符合伦理要求和社会价值；另一方面，应该加强对数字科技应用的风险管理，包括风险评估、风险防范和

风险应对，相关部门和企业应识别和评估数字科技应用可能带来的风险，并采取相应的管理和控制措施，确

保应用在合规且伦理范围的内进行。

（三）监管重点领域：紧跟技术发展、聚焦公众关切

总体上，澳大利亚数字科技伦理监管的重点随着移动通信、互联网、人工智能兴起等数字科技变革所衍

生的伦理议题而变化。与澳大利亚相似，目前我国数字科技伦理的监管应该关注数据隐私和保护，聚焦人工

智能伦理和责任，鼓励组织提供透明和可解释的数字科技系统和算法，强调数字科技市场的公平竞争和反垄

断监管，关注数字权益和数字包容性。此外，从中国实际出发，我国数字科技发展非常迅速，覆盖面广，行业

规模大，所衍生的伦理议题更加复杂和多样，因此，在调整和明确伦理监管内容和重点时应考虑以下几个

方面。

一是明确数字科技伦理监管的基本原则和价值观，如隐私保护、公平公正、透明度、负责任等，重点监管

违反这些原则和价值观的行为和应用。

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