徐朝輝 王滿四

(1.湖北科技學院經濟與管理學院，湖北 咸寧 437000；2. 廣州大學管理學院/創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學院，廣東 廣州 510000)

一、引言

2020年以來，中國經濟能夠在新冠疫情沖擊下得以快速恢復，數字經濟的高速發(fā)展功不可沒。根據《中國數字經濟發(fā)展白皮書(2021)》顯示，2020年中國數字經濟規(guī)模已達39.2萬億元，占GDP比重為38.6%，同比增長9.7%?？梢姡瑪底纸洕鷮χ袊洕呢暙I度在持續(xù)上升，成為國民經濟高質量發(fā)展的重要支撐。實體企業(yè)作為宏觀經濟的核心微觀構成，承載著數字經濟發(fā)展的重要功能。數字經濟作用于實體企業(yè)存續(xù)最直觀的表現就是數字化在企業(yè)內的普及和應用，此即實體企業(yè)數字化轉型(李琦等，2021)。隨著數字化轉型程度的深入，實體企業(yè)運用數字技術捕捉市場機遇、快速反應環(huán)境、改造和升級企業(yè)價值鏈各環(huán)節(jié)，正成為實體企業(yè)高質量發(fā)展的重要驅動力。

關于數字化轉型經濟后果的研究，大部分學者持肯定意見，認為數字化轉型增進了企業(yè)績效(李琦等，2021；易露霞等，2021)，提高了全要素生產率(趙宸宇等，2021)，抑制了真實盈余管理(羅進輝和巫奕龍，2021)，提升了股票流動性(吳非等，2021)，優(yōu)化了價值創(chuàng)造能力和風險抵御能力(劉洋等，2020)，增強了創(chuàng)新能力和績效(Ferreira et al.，2019)，改善了組織結構和運營流程(Hess et al.，2016)。也有少數學者對企業(yè)數字化轉型提出質疑(Nwankpa and Datta，2017)，認為數字化轉型過程衍生大量管理成本，高昂的隱形成本阻礙了數字技術的功能優(yōu)勢(Ekata，2012；余江等，2017)，弱化了數字化轉型的績效驅動作用(戚聿東和蔡呈偉，2020)?？梢姡F有文獻對企業(yè)數字化轉型經濟后效的研究主要集中于企業(yè)績效、生產率、風險、創(chuàng)新能力、運營流程等方面，唯獨缺少了對過度金融化治理的探討，且研究結論尚未達成一致，需要更加深入的剖析。

金融資源是一種稀缺資源，可以長期開發(fā)和利用。企業(yè)金融化有利于緩解融資約束、提高資金利用效率和盈利能力，但過度金融化的企業(yè)將資源更多向金融領域投資，導致固定資產更新緩慢、創(chuàng)新投入減少(Orhangazi，2008；王少華等，2020)，干擾企業(yè)正常經營活動，阻礙企業(yè)長遠發(fā)展。過度金融化的實體企業(yè)資金流向金融、房地產部門，間接導致金融業(yè)自我膨脹的金融高杠桿和資金脫實向虛的現象，國民經濟出現“金融重、實業(yè)小”的頭重腳輕局面。數字化轉型對企業(yè)資源進行優(yōu)化重組，突破了傳統(tǒng)要素的邊界約束，賦予實體資產投資和創(chuàng)新投入全新的價值創(chuàng)造功能，增強了實體資產投資和創(chuàng)新投入的獲利能力，進而抑制實體企業(yè)對金融渠道獲利的依賴，為治理實體企業(yè)過度金融化提供了突破口。同時，數字化轉型降低了信息不對稱，不僅提升了內部控制水平進而約束了管理者自利動機，而且有助于緩解融資約束進而弱化“蓄水池”動機，這對治理過度金融化具有積極作用。因此，研究數字化轉型對實體企業(yè)過度金融化的治理效應，對扭轉當下實體企業(yè)“脫虛向實”并推動高質量發(fā)展、防范化解金融風險具有較強的現實意義。

本文主要研究數字化轉型對實體企業(yè)過度金融化的影響效應及內在的作用機制和基礎條件。創(chuàng)新點主要在于：第一，從金融資產投資視角回應了數字化轉型經濟后效的爭議。數字化轉型對企業(yè)創(chuàng)新、價值創(chuàng)造等的積極作用得到了驗證，但數字化轉型的決策效率及其輔助決策的可靠性依然存在疑慮。研究數字化轉型對過度金融化的治理效應，可以為數字化轉型經濟后效提供依據。第二，從企業(yè)戰(zhàn)略轉型角度回應了實體企業(yè)“脫實向虛”的治理機制與路徑?，F有文獻將金融化“一刀切”視為負面的經濟現象，研究金融化的約束條件與機制。然而，只有過度金融化會阻礙企業(yè)高質量發(fā)展，探討過度金融化的治理機制才有實際意義。本文從實體企業(yè)數字化轉型戰(zhàn)略視角，研究實體企業(yè)過度金融化的治理機制，為扭轉實體企業(yè)“脫實向虛”提供經驗證據。第三，在研究拓展上，考慮到企業(yè)數字化轉型可能存在非對稱效果，從產權性質、企業(yè)創(chuàng)新依賴性、企業(yè)規(guī)模等視角出發(fā)，充分解讀數字化轉型影響過度金融化的結構差異，為差異化的政策治理提供了一定的經驗證據支持。

二、文獻綜述

(一)數字化轉型的經濟效應

數字化成為技術變革的重要戰(zhàn)略方向，數字化技術正深刻改變企業(yè)價值創(chuàng)造的過程。數字化轉型有助于企業(yè)提高生產效率和績效，也會帶來潛在不利影響(Yeow et al.，2018)，這導致企業(yè)數字化轉型中有成功也有失敗(Lucas and Goh，2013)。

數字化轉型的積極作用，主要體現在生產效率、績效及動態(tài)能力等方面。對企業(yè)生產效率的影響為：數字化轉型通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力、優(yōu)化人力資本結構、降低成本、推動先進制造業(yè)與現代服務業(yè)融合發(fā)展，進而提升了企業(yè)全要素生產率(趙宸宇等，2021；Ebert and Louridas，2016)。對企業(yè)績效的影響為：企業(yè)通過數字產品創(chuàng)新，能快速捕捉市場變化并做出調整(Singh and Hess，2017)，與客戶實時互動進而更好地回應客戶需求(Hansen and Sia，2015)，為客戶創(chuàng)造新價值(Yoo et al.，2010)，進而提高企業(yè)經營績效和市場地位(李琦等，2021；易露霞等，2021；Dimitrov，2016)。對企業(yè)動態(tài)能力的影響為：隨著時間的積累，企業(yè)依靠數字技術獲取信息的動態(tài)能力不斷提升，運用信息技術整合企業(yè)資源的能力不斷優(yōu)化(Karimi and Walter，2015)。對企業(yè)股票流動性的影響為：企業(yè)數字化轉型通過改善市場的正面預期，促進企業(yè)創(chuàng)新績效，提升企業(yè)價值和財務穩(wěn)定性，進而增強企業(yè)股票流動性水平(吳非等，2021)。對盈余管理的影響為：數字化轉型通過提升公司資源運營效率和信息透明度，約束管理者自利動機進而抑制真實活動盈余管理(羅進輝和巫奕龍，2021)。

數字化轉型為企業(yè)價值創(chuàng)造提供了優(yōu)勢，但也有破壞性影響(Westerman，2016)。數字化進程推動了商業(yè)模式發(fā)展，但也會增加管理費用和勞動成本(任志成和戴翔，2015)，企業(yè)數字化轉型的隱形成本高昂(Ekata，2012)，從而導致數字化沒有顯著提升企業(yè)績效。依賴數字技術做決策，沒有關注情感因素，基于數字化衍生的決策有效性值得懷疑(Logg et al.，2019)，甚至可能導致決策效率低下(陳冬梅等，2020)。Hajli et al.(2015)發(fā)現數字化轉型過程中一部分企業(yè)受益而實現了高質量發(fā)展，也有很大部分企業(yè)未受益。Li and Jia(2018)的研究也發(fā)現，單獨使用信息技術對企業(yè)績效并未發(fā)揮積極作用。

(二)實體企業(yè)過度金融化的治理

過度金融化有助于提高短期盈利能力、減少財務風險、緩解融資約束，但對企業(yè)的主營業(yè)務和創(chuàng)新產生“擠出”效應，不利于企業(yè)的長遠發(fā)展(王少華等，2020)。如何有效治理實體企業(yè)過度金融化，現有文獻鮮有專門研究。但關于抑制企業(yè)金融化方面的文獻近兩年來有了相關探討，主要基于公司治理、政府政策視角?；诠局卫硪暯?，曹豐和谷孝穎(2021)發(fā)現非國有股東通過委派董事、監(jiān)事、高管顯著抑制了國有企業(yè)金融化。王瑤和黃賢環(huán)(2020)發(fā)現內部控制對實體金融化具有治理效應，且信息披露程度越高、金融生態(tài)環(huán)境越好時，內部控制治理效應越強?；谪斦咭暯?，胡寧等(2019)發(fā)現房產限購政策不僅有效抑制了企業(yè)房地產投資，而且促使企業(yè)聚焦主業(yè)發(fā)展，增加了實體資產投資。徐超等(2019)發(fā)現增值稅轉型改革引發(fā)的實體稅負下降顯著抑制了實體金融化。李真和李茂林(2021)發(fā)現減稅降費政策弱化了“投資替代”動機和“實體中介”動機，進而明顯抑制了實體金融化。還有學者從企業(yè)社會責任視角研究了企業(yè)社會責任與實體金融化的關系，發(fā)現企業(yè)社會責任發(fā)揮了管理工具的作用，顯著抑制了企業(yè)金融化(劉姝雯等，2019)。

(三)文獻述評

現有文獻從不同視角分別研究了數字化轉型、實體企業(yè)過度金融化，這為厘清二者之間的關系及內在作用機理提供了理論基礎，但也為本文研究提供了一定的空間。首先，關于數字化轉型的經濟后效尚未形成一致結論，這主要在于目前關于數字化轉型的經濟效果主要集中于績效、生產率等方面，尚未直接回應數字化轉型對企業(yè)經營投資行為的影響。在當前實體企業(yè)普遍存在“脫實向虛”現象時，實體企業(yè)數字化轉型是否能有效治理過度投資金融資產的行為？其次，防止經濟“脫實向虛”的根源在于有效治理實體企業(yè)過度金融化，現有文獻有探討金融化的治理機制，但沒有區(qū)分金融化程度。只有過度金融化才會損害企業(yè)價值最大化，抑制實體企業(yè)過度金融化才能有效遏制經濟空心化。企業(yè)數字化轉型戰(zhàn)略為抑制過度金融化提供了天然實驗場，數字化轉型發(fā)揮功效的作用機制如何？最后，數字化轉型對實體企業(yè)過度金融化的治理效應及其機制可能因企業(yè)特征的不同而存在異質性，有必要對研究樣本進行精細化處理。將研究樣本根據產權性質、創(chuàng)新依賴性及企業(yè)規(guī)模區(qū)分后，不同背景特征的實體企業(yè)數字化轉型對過度金融化的治理效應是否存在非對稱效果？針對這些研究空間，本文對數字化轉型治理實體企業(yè)過度金融化的效果、內在機制及差異化效應展開研究。

三、理論分析與研究假設

(一)企業(yè)數字化轉型抑制過度金融化

首先，根據“投資替代”理論，資本逐利可能引發(fā)實體企業(yè)過度金融化。近年來，隨著中國人口紅利消失，勞動力、原材料、土地等生產要素價格上漲，實體資產投資收益的空間持續(xù)被擠壓，創(chuàng)新的成本和風險也越來越高；而金融投資收益率在不斷上升，資本的逐利性驅使實體企業(yè)更多投資金融資產進而導致過度金融化。其次，根據委托代理理論，代理沖突可能引發(fā)實體企業(yè)過度金融化。出于對職業(yè)規(guī)劃、聲譽和薪資福利等的考慮，管理者在公司投資決策中往往存在風險規(guī)避、短視等機會主義傾向(Mishra，2011)。閆海洲和陳百助(2018)也發(fā)現公司治理水平低的公司有過度投資傾向，往往會增配金融資產。管理者薪酬與公司業(yè)績掛鉤，管理者為了獲取短期高額報酬，會調整經營決策將資金資源投向金融領域(Guschanski and Onaran，2018)，尤其是低水平的內部控制為管理者的自利行為提供了機會，進而導致實體企業(yè)過度金融化。最后，根據“蓄水池”理論，融資約束可能促使實體企業(yè)過度金融化。金融資產兼具流動性和盈利性，為了避免外部環(huán)境沖擊導致公司資金鏈斷裂，實體企業(yè)可能過度投資金融資產以保持足夠的流動性儲備來緩解融資約束。

實體企業(yè)運用數字技術改造運營流程、產品與服務流程、商業(yè)模式等，提高了實體企業(yè)實體資產投資的效率和效益，降低了創(chuàng)新風險，使得實體企業(yè)有動力回歸主業(yè)進而減少了過度金融化。數字化轉型使得信息在公司內部流通更加順暢，信息不對稱降低，委托代理沖突緩解，因管理者自利行為導致的過度金融化程度隨之降低。數字化轉型除了降低股東與管理者之間的信息不對稱，也減少了銀行等債權人、股權投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，降低了投資者要求的風險溢價，導致實體企業(yè)融資成本減少，實體企業(yè)獲取低成本資金的渠道增多，過度配置金融資產以維持高流動性的動機弱化。實體企業(yè)數字化轉型通過增強回歸主業(yè)投資吸引力、緩解代理沖突和融資約束，促使金融資產持有動機弱化，導致過度金融化水平下降?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

H1：數字化轉型對實體企業(yè)過度金融化具有顯著的抑制作用。

(二)企業(yè)數字化轉型抑制過度金融化的傳導機制

數字化轉型通過增加實體資產投資、創(chuàng)新投入進而抑制過度金融化。大數據、云計算、區(qū)塊鏈等數字技術的應用打破了傳統(tǒng)工業(yè)生產中生產設備與生產數據的分離狀態(tài)，智能硬件收集生產數據，軟件對結構化和半結構化的數據進行分析，減少了設備停機故障時間和作業(yè)切換時間，降低了運營維護成本，提高了生產效率(閆德利等，2019)。運用數字技術對實體企業(yè)研發(fā)設計、材料采購、運輸儲備、生產制造、庫存管理和市場營銷等價值鏈各環(huán)節(jié)進行精細化管理，降低了生產成本和管理成本，提高了價值鏈人財物資源的優(yōu)化配置(趙宸宇等，2021)。在傳統(tǒng)創(chuàng)新模式中，企業(yè)以自我為中心，而數字技術打破時空約束，拉近了企業(yè)與高校、科研院所、客戶、個體消費者的聯(lián)系，不僅使得企業(yè)創(chuàng)新更接近市場，而且多元創(chuàng)新主體能更廣泛地參與企業(yè)創(chuàng)新過程，成為企業(yè)創(chuàng)新能力提升的重要源泉，降低了企業(yè)創(chuàng)新風險。數字技術提高了企業(yè)資源整合能力，為企業(yè)技術創(chuàng)新提供了資源基礎，企業(yè)在原有創(chuàng)新資源邊界下達到更大的產出績效，企業(yè)流程創(chuàng)新績效和產品創(chuàng)新績效提升(池毛毛等，2021)。企業(yè)數字化轉型加大了創(chuàng)新在企業(yè)目標函數中的權重，使得創(chuàng)新決策優(yōu)先被考慮(易露霞等，2021)，創(chuàng)新投入增加。因而，數字化轉型降低了實體資產投資成本，提高了實體資產投資效率和效益，減少了技術創(chuàng)新風險，提升了創(chuàng)新績效。資本逐利屬性吸引實體企業(yè)將資源向實體資產、創(chuàng)新傾斜，進而減少了金融資產投資，對過度金融化產生抑制作用。基于上述分析，提出如下假設：

H2a：實體企業(yè)數字化轉型通過增加實體資產投資來抑制過度金融化。

H2b：實體企業(yè)數字化轉型通過增加技術創(chuàng)新投入來抑制過度金融化。

內部控制建設為內部治理奠定了基礎，對平衡不同群體之間的利益關系提供了制度保障(葛格等，2021)，對公司治理水平和公司經營決策產生重要影響。首先，控制環(huán)境是內部控制的基礎要素，控制環(huán)境對企業(yè)誠信、道德價值觀有直接要求，對企業(yè)承擔社會責任具有引導作用?？刂骗h(huán)境較差時，企業(yè)行為缺乏社會責任約束，管理者往往追求短期利益超額配置金融資產導致經濟空心化。數字技術有去中心化特征，數字技術嵌入企業(yè)運營使得企業(yè)全員角色兼交易參與者與監(jiān)督者，管理者失信成本提升，促使管理者誠信并約束非效率投資行為，減少金融資產投資進而抑制過度金融化。其次，風險管控是內部控制的重要內容，要求企業(yè)對各風險因素進行動態(tài)監(jiān)控、審慎識別、客觀評價及科學處理。金融資產兼具高風險高收益特征，金融化會增加實體企業(yè)發(fā)展風險(杜勇和王婷，2019)，而過度金融化更會擴大這種風險。低質量的內部控制使得風險防范機制形同虛設，高管很可能凌駕于內部控制之上，為了自身利益往往會過度投資高風險、高收益的金融資產。數字技術可以實現實時、動態(tài)的風險監(jiān)控，對企業(yè)風險投資行為實現風險的“早識別、早預警、早處置”，有助于提高內部控制中的風險管控水平，進而抑制管理者對風險性金融資產的過度投資行為。最后，控制活動是內部控制的核心，內部控制目標主要通過控制活動來實現。數字技術推動了控制流程合規(guī)與優(yōu)化，提高了控制活動的自動化與智能化，減少了人為操作帶來的舞弊與失誤等隱患，對管理者牟取私利而過度投資金融資產行為具有約束作用。企業(yè)憑借數字技術可以有效處理企業(yè)內外部海量數據，并將其編碼輸出成結構化、標準化信息(曾德麟等，2021)，信息在企業(yè)內部流轉更為順暢。企業(yè)數字化轉型降低了信息不對稱程度，內部控制得到強化。隨著內部控制的加強，管理者的自利行為受到有效約束，過度金融化行為得到抑制?；诖?，提出如下假設：

H3：實體企業(yè)數字化轉型通過提升內部控制來抑制過度金融化。

數字化轉型打通了信息壁壘，降低了實體企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，便于外部投資者對實體企業(yè)進行精準畫像。信息不對稱是實體企業(yè)融資難、融資貴的根源。外部投資者在沒有充分了解實體企業(yè)經營狀況、信用信息的情況下，往往會要求較高的風險溢價進而提高了實體企業(yè)融資成本。實體企業(yè)數字化轉型提升了企業(yè)對內外部海量信息的處理能力，并將其以標準化、結構化的數據形式輸出，使得信息的可利用程度大幅上升(車德欣等，2021)。外部投資者一方面接受企業(yè)輸出的大量信息，另一方面利用數字技術圍繞實體企業(yè)供應鏈及社交網絡的信息，獲取實體企業(yè)有關的財務、經營及信用等還款能力方面的信息，挖掘實體企業(yè)的還款意愿，實現對實體企業(yè)的精準畫像，降低對實體企業(yè)的“風險溢價”，這有助于減少實體企業(yè)的融資成本，緩解實體企業(yè)融資約束，導致其過度配置金融資產的意愿減弱，進而抑制過度金融化行為。實體企業(yè)數字化轉型降低交易成本、提高實體資產投資回報率和創(chuàng)新效益，改善了企業(yè)內部現金流，加強了企業(yè)內部穩(wěn)定性。數字化轉型通過改進業(yè)務流程，優(yōu)化企業(yè)資源要素配置，提高了全要素生產率，降低了生產和交易成本(趙宸宇等，2021)，節(jié)約了資金流出。實體企業(yè)數字化轉型對主業(yè)業(yè)績有較強的驅動力(易露霞等，2021)，提升了產品創(chuàng)新績效(池毛毛等，2021)，增加了企業(yè)現金流入。數字化轉型改善了企業(yè)內部資金流，緩解了融資約束。在健康穩(wěn)定的財務環(huán)境下，沒必要大量投資金融資產以保持資產流動性，實體企業(yè)過度儲蓄金融資產的動機減弱，進而抑制了過度金融化行為?；诖?，提出如下假設：

H4：實體企業(yè)數字化轉型通過緩解融資約束來抑制過度金融化。

四、研究設計

(一)樣本選取

根據數據的可獲取性，本文以2007—2020年深滬A股上市公司作為研究樣本。對原始數據進行如下處理：(1)剔除金融類、房地產類上市公司；(2)剔除樣本期內ST、*ST的上市公司；(3)剔除關鍵指標值缺失的樣本；(4)剔除資產負債率大于1的樣本；(5)剔除實體上市公司非過度金融化的樣本。最后獲得2404個公司共計9398個觀測值，數據來源于國泰安數據庫和深滬證交所發(fā)布的上市公司年報。此外，對所有變量在上下1%處進行縮尾處理，以消除異常值對回歸結果的潛在影響。

(二)變量衡量

1.被解釋變量：實體企業(yè)過度金融化()

借鑒Duchin et al.(2017)的計量方法，實體企業(yè)金融化=(交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+其他流動資產及長期股權投資中的金融資產項目+投資性房地產凈額)/資產總額。實體上市公司金融化水平減去同年度、同行業(yè)企業(yè)金融化平均水平的差作為是否過度金融化程度的測度：當差大于0則表示該實體企業(yè)存在過度金融化，用表示，值越大，表明實體企業(yè)過度金融化程度越高；當差小于0則表示該實體企業(yè)不存在過度金融化，因本文研究過度金融化樣本，故剔除此類非過度金融化樣本。

2.解釋變量：實體企業(yè)數字化轉型()

借鑒吳非等(2021)的方法，以上市公司年報中的數字技術詞頻作為實體企業(yè)數字化轉型程度的代理指標。企業(yè)數字化轉型是當前企業(yè)高質量發(fā)展的重大戰(zhàn)略，更容易體現在企業(yè)具有總結性和指導性的年報中。年報中的詞匯用法反映了企業(yè)的戰(zhàn)略，體現企業(yè)的經營理念及發(fā)展路徑?；赑ython對上市公司年報文本提取形成數據池，根據收集到的特征詞譜進行搜索、匹配和詞譜計數，形成加總詞譜。對加總詞譜加1取自然對數，用表示，值越大，表明實體企業(yè)數字化轉型程度越高。

實體資產投資()：用現金流量表中的“購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金”與總資產之比衡量。

技術創(chuàng)新()：用研發(fā)投入與總資產之比衡量。

內部控制()：用迪博公司開發(fā)的內部控制指數加1并取自然對數來衡量。

融資約束()：借鑒成力為等(2021)的方法，用財務費用與總資產之比衡量。財務費用越多，表明企業(yè)融資約束越大。

考慮到實體企業(yè)過度金融化不僅受到數字化轉型程度的影響，還可能受到公司特征、公司治理等因素的影響，設置如下控制變量：公司特征方面，主要有盈利能力(用總資產收益率衡量)、公司成長性(用公司總資產增長率衡量)、財務杠桿(用資產負債率衡量)和資本性支出(用固定資產占公司總資產的比例衡量)；公司治理方面，主要有獨立董事治理(用獨立董事占董事總人數衡量)、大股東治理(用第一大股東持股比例衡量)和兩職兼任(總經理兼任董事長時取值為1，否則為0)。同時控制了時間()和行業(yè)()的虛擬變量。

(三)模型構建

為了檢驗實體企業(yè)數字化轉型是否能有效抑制過度金融化，設置如下模型：

檢驗模型(1)，當回歸系數顯著為負時，表明數字化轉型會降低實體企業(yè)過度金融化。

為了進行渠道機制檢驗，根據中介效應檢驗原理，在模型(1)基礎上進一步設置如下模型：

模型(2)中，表示中介變量，分別表示實體資產投資、技術創(chuàng)新、內部控制和融資約束。如果模型(1)的回歸系數顯著，模型(2)的回歸系數和模型(3)的回歸系數顯著，則中介效應顯著，實體企業(yè)數字化轉型通過中介變量顯著抑制過度金融化。

在所有回歸模型中，均采用聚類穩(wěn)健標準誤檢驗。

五、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。實體企業(yè)數字化轉型()的均值為1.1038、中位數為0.6931，表示有超過一半的實體上市公司在進行數字化轉型。過度金融化()的最小值為0.0001、最大值為0.8544、標準差為0.1297，表示實體企業(yè)過度金融化的取值范圍較大、差異化程度較高。實體資產投資()的均值為0.0431、最大值為0.4306、最小值為0、標準差為0.0417，表明實體上市公司在實體資產投資方面的差異較大。技術創(chuàng)新()的均值為0.0237、標準差為0.0247，表明過度金融化的實體上市公司創(chuàng)新投入差異較大。內部控制()的均值為6.2656、中位數為6.5029、標準差為1.1710，表明實體上市公司內部控制水平差異程度較小。融資約束()的均值為0.0082、中位數為0.0041、標準差為0.0131，表明實體上市公司融資約束差異程度較大。除了對主要變量進行靜態(tài)整體分析外，還按照時間順序進行了動態(tài)分析。2007—2020年實體上市公司數字化轉型動態(tài)優(yōu)化趨勢明顯，內部控制呈逐漸弱化的趨勢，創(chuàng)新投入有逐漸加強的趨勢，而過度金融化、實體資產投資、融資約束的變化趨勢不明顯。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

(二)直接作用機制分析

表2為基準回歸結果。其中，當不考慮控制變量時，對模型(1)進行線性回歸，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0036、值為-2.03，在5%水平下顯著，表明實體企業(yè)數字化轉型對過度金融化具有顯著的抑制作用?？紤]控制變量時，對模型(1)進行線性回歸，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0054、值為-3.02，在1%水平下顯著，表明實體企業(yè)數字化轉型顯著降低了過度金融化?？梢姡疚募僭OH1得到驗證。

表2 基準回歸結果

(三)傳導機制的擴展分析

檢驗假設H1發(fā)現實體企業(yè)數字化轉型對過度金融化有顯著的治理效應。本文運用中介效應模型進行內在傳導機制識別。實體金融化的動因主要有資本逐利、“蓄水池”和管理者自利等動因，但和過度金融化相關性最強的是資本逐利動因，其次是管理者自利動因，最后是“蓄水池”動因。數字化轉型通過抑制實體金融化動因對過度金融化發(fā)揮積極的治理效應。

首先，實體企業(yè)數字化轉型降低了運營成本，提高了實體資產投資回報率，吸引企業(yè)增加實體資產投資而減少金融資產投資，這將抑制過度金融化，因而將檢驗路徑“數字化轉型→實體資產投資→過度金融化”。其次，實體企業(yè)數字化轉型降低了創(chuàng)新風險，提高了創(chuàng)新效益，增進了企業(yè)創(chuàng)新意愿，企業(yè)創(chuàng)新投入的增加將減少金融資產投資，對過度金融化產生抑制作用，因而將檢驗路徑“數字化轉型→技術創(chuàng)新→過度金融化”。再次，實體企業(yè)數字化轉型降低了股東與管理者之間的信息不對稱，加強了內部控制，減少了代理問題，這將約束管理者自利動機下過度投資金融資產，因而將檢驗路徑“數字化轉型→內部控制→過度金融化”。最后，數字化轉型降低了信貸市場信息不對稱，減少了銀行等金融機構的風險溢價要求，減少了實體企業(yè)的融資成本，緩解了實體企業(yè)融資約束，這將減少實體企業(yè)增持金融資產的“蓄水池”動因，進而抑制過度金融化，因而檢驗路徑“數字化轉型→融資約束→過度金融化”。

表3為實體資產投資機制的檢驗結果。首先檢驗數字化轉型對過度金融化的影響(“”)，數字化轉型()的回歸系數為-0.0054、值為-3.02，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著降低了過度金融化。其次檢驗數字化轉型對實體資產投資的影響(“”)，考慮到共線性問題，剔除控制變量資本性支出的影響，數字化轉型()的回歸系數為-0.0002、值為-0.41，表明數字化轉型減少了實體資產投資，但不顯著。最后檢驗數字化轉型、實體資產投資對過度金融化的影響，考慮到共線性問題，剔除控制變量資本性支出的影響，數字化轉型()的回歸系數為-0.0028、值為-1.58，實體資產投資()的回歸系數為-0.3285、值為-9.12。依據中介效應檢驗原理，實體資產投資在數字化轉型與過度金融化之間沒有發(fā)揮顯著中介效應，假設H2a沒有得到驗證。

表3 實體資產投資機制的檢驗結果

數字化轉型沒有顯著增加實體資產投資，反而減少了實體資產投資，原因可能在于：一方面，數字技術的應用減少了出故障概率，實現了精準維護，提高了實體企業(yè)現有設備的使用效率，新增實體資產的必要性減少；另一方面，隨著數字化技術的發(fā)展，共享經濟從生活消費領域向生產領域滲透(趙宸宇等，2021)，實體企業(yè)可通過共享經濟平臺進行生產制造、產品檢測及物流配送，避免了重復投入，減少對實體資產投資需求。

表4為技術創(chuàng)新機制的檢驗結果。首先檢驗數字化轉型對過度金融化的影響(“”)，數字化轉型()的回歸系數為-0.0047、值為-2.70，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著降低了過度金融化。其次檢驗數字化轉型對創(chuàng)新投入的影響(“”)，數字化轉型()的回歸系數為0.0010、值為2.98，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著增加了創(chuàng)新投入。最后檢驗數字化轉型、創(chuàng)新投入對過度金融化的影響，數字化轉型()的回歸系數為-0.0043、值為-2.45，創(chuàng)新投入()的回歸系數為-0.3433、值為-2.59，表明創(chuàng)新投入在數字化轉型與過度金融化之間具有顯著的部分中介作用?？梢?，數字化轉型通過增加創(chuàng)新投入來抑制過度金融化，假設H2b得到驗證。

表4 技術創(chuàng)新機制的檢驗結果

表5為內部控制機制的檢驗結果。首先檢驗數字化轉型對過度金融化的影響(“”)，數字化轉型()的回歸系數為-0.0050、值為-2.79，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著降低了過度金融化。其次檢驗數字化轉型對內部控制的影響(“”)，數字化轉型()的回歸系數為0.0421、值為2.56，在5%水平下顯著，表明數字化轉型顯著提升了內部控制能力。最后檢驗數字化轉型、內部控制對過度金融化的影響，數字化轉型()的回歸系數為-0.0049、值為-2.75，內部控制()的回歸系數為-0.0036、值為-2.63，表明內部控制在數字化轉型與過度金融化之間具有顯著的部分中介作用?？梢姡瑪底只D型可以通過優(yōu)化內部控制來抑制過度金融化，假設H3得到驗證。

表5 內部控制機制的檢驗結果

表6為融資約束機制的檢驗結果。首先檢驗數字化轉型對過度金融化的影響(“”)，數字化轉型的回歸系數為-0.0054、值為-3.02，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著降低了過度金融化。其次檢驗數字化轉型對融資約束的影響(“”)，數字化轉型的回歸系數為0.0003、值為1.26，不顯著。最后檢驗數字化轉型、融資約束對過度金融化的影響(“”)，數字化轉型的回歸系數為-0.0055、值為-3.09，融資約束的回歸系數為0.3440、值為2.12?？梢?，融資約束在數字化轉型與過度金融化之間不具有顯著的中介效應，假設H4沒有得到驗證。

表6 融資約束機制的檢驗結果

數字化轉型沒有降低融資約束，原因可能在于：數字化轉型沒有顯著降低金融機構與實體企業(yè)之間的信息不對稱，金融機構對實體企業(yè)依然要求較高的風險溢價，實體企業(yè)融資成本高企，導致數字化轉型并沒有降低實體企業(yè)面臨的融資約束。

(四)穩(wěn)健性檢驗

一是替換被解釋變量，表7第(1)(2)列為替換被解釋變量的回歸結果。借鑒王少華等(2020)的方法，構建如下模型以擬合實體企業(yè)過度金融化程度：

其中，Fin為實體企業(yè)當期金融化水平，Fin為實體企業(yè)上期金融化水平。Growth為實體企業(yè)成長性，用上期總資產增長率表示；Lev為實體企業(yè)財務杠桿，用上期資產負債率表示；Cf為實體企業(yè)現金流狀況，用上期經營活動現金流量凈額與總資產的比值表示；Size為實體企業(yè)規(guī)模，用上期總資產取自然對數表示；Age為實體企業(yè)經驗曲線，以實體企業(yè)上市年限表示；ROA為實體企業(yè)盈利能力，用上期總資產收益率表示。、分別表示行業(yè)和年度虛擬變量。模型(4)進行線性回歸求殘差，殘差大于0則為實體企業(yè)過度金融化，大于0的殘差用1表示，1值越大，表明實體企業(yè)過度金融化程度越高。剔除殘差小于0的樣本，該類樣本為非過度金融化。檢驗“1”，根據表7第(1)(2)列的回歸結果，不管是否加入控制變量，數字化轉型對過度金融化依然發(fā)揮顯著的抑制作用。

二是替換核心解釋變量，表7第(3)～(6)列為替換核心

表7 替換被解釋變量的回歸結果

解釋變量的回歸結果。首先，用啞變量()表示實體企業(yè)是否數字化轉型，實體企業(yè)存在數字化轉型用1表示，實體企業(yè)不存在數字化轉型用0表示。檢驗路徑“”，根據表7第(3)列和第(4)列的檢驗結果，不論是否加入控制變量，數字化轉型()的系數依然顯著為負，表明相比沒有數字化轉型的實體企業(yè)，存在數字化轉型的實體企業(yè)顯著抑制了過度金融化。其次，將企業(yè)數字化轉型指標分解至兩大層面，分別是底層技術層面和實踐應用層面。底層技術層面?zhèn)戎赜谄髽I(yè)內部生產、管理、支撐技術的數字化轉型和數字化升級，數字技術實踐應用層面主要側重數字技術與復雜業(yè)務生態(tài)場景的融合應用并形成有效的產出(吳非等，2021)。在測度時，底層技術層面()是通過統(tǒng)計上市公司年報中關于人工智能技術、大數據技術、云計算技術和區(qū)塊鏈技術方向的詞頻并形成加總詞頻，加1取自然對數表示；實踐應用層面()是通過統(tǒng)計上市公司年報中關于數字技術運用方面的詞頻，加1取自然對數表示。分別將底層技術層面()和實踐應用層面()對過度金融化進行回歸分析。在路徑“底層技術層面→過度金融化”(“”)中，底層技術層面()的回歸系數為-0.0041、值為-1.90，在10%水平下顯著，表明實體企業(yè)開發(fā)底層技術可以顯著抑制過度金融化。在路徑“實踐應用層面→過度金融化”(“”)中，實踐應用層面()的回歸系數為-0.0040、值為-2.08，在5%水平下顯著，表明實體企業(yè)數字技術的實踐應用可以顯著抑制過度金融化?？梢姡徽撌怯锰摂M變量表示還是對數字化轉型內部進行分解，數字化轉型對過度金融化依然發(fā)揮顯著的治理效應。

表8為改變研究期間的回歸結果。企業(yè)數字化轉型可能與重大金融沖擊有關聯(lián)。當受到金融危機沖擊后，企業(yè)資產流動性會突然降低，進而阻礙企業(yè)數字化轉型進程。忽視金融危機這類因素的探討，可能造成一定的內生性干擾。在樣本期間內，企業(yè)受到金融沖擊的事件有兩個——2008年世界金融危機和2015年中國股市異動。首先，剔除國際金融危機的影響?？紤]到金融危機的后效性特征，本文剔除2008—2010年的樣本，選取金融危機后2011—2014年的樣本進行檢驗，結果見表8第(1)列，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0098、值為-4.11，在1%水平下顯著。其次，剔除中國股市異動的影響。剔除2015年的樣本，選取中國股市異動后2016—2020年的樣本進行檢驗，結果見表8第(2)列，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0064、值為-3.00，在1%水平下顯著。最后，同時剔除國際金融危機和中國股市異動的影響。選取2011—2014年及2016—2020年的樣本進行檢驗，結果見表8第(3)列，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0062、值為-3.37，在1%水平下顯著?？梢?，改變研究區(qū)間后，數字化轉型對過度金融化依然具有顯著的抑制作用。

表8 改變研究期間的回歸結果

數字化轉型治理了過度金融化，還是過度金融化扼殺了數字化轉型？數字化轉型與過度金融化之間可能存在反向因果關系導致的內生性問題。本文采用滯后期的解釋變量和工具變量來處理內生性問題。

表9為解釋變量滯后一期、滯后二期的內生性檢驗?？紤]到實體企業(yè)數字化轉型影響到金融資產投資存在一定時滯，對解釋變量分別進行滯后一期、滯后二期處理。這樣處理既考慮到現實中的時滯效應，又能減輕反向因果的內生性干擾。在表9中，當解釋變量分別滯后一期、滯后二期時，在路徑“數字化轉型→過度金融化”中，數字化轉型()的回歸系數均顯著為負。從回歸結果看，與前文檢驗結果不存在實質性差異。

表9 解釋變量滯后一期、二期的內生性檢驗

本文運用工具變量法來進一步降低內生性干擾，以增強核心研究結論的穩(wěn)健性。在工具變量的選擇上，借鑒趙宸宇等(2021)、易露露等(2021)的做法，以上市公司所在省的電信業(yè)務量()、互聯(lián)網寬帶接入端口()作為工具變量進行內生性檢驗。表10為工具變量的內生性檢驗結果。

表10 工具變量的內生性檢驗

首先，判斷數字化轉型變量的內生性問題。第一步，數字化轉型()對所有外生變量(、、、、、、、、)回歸，得到殘差；第二步，將殘差作為一個解釋變量加入原模型(1)中，得到如下模型：

檢驗的回歸系數是否為0，結果顯示回歸系數為0.0053，則拒絕原假設，說明存在內生性問題。由于原模型存在內生性問題，運用工具變量法加以處理。

其次，考察選取的工具變量與內生解釋變量的相關性(判斷工具變量的可靠性)。內生變量()對所有外生變量、工具變量回歸，構建模型如下：

檢驗結果發(fā)現的回歸系數為0.0982、值為5.34，在1%水平下顯著；的回歸系數為0.2664、值為13.56，在1%水平下顯著。

進一步進行受約束檢驗，檢驗兩個工具變量的系數是否同時為0，結果發(fā)現兩個工具變量的回歸系數均不為0，且(2, 9388)=410.35，Prob＞=0.0000，這表明電信業(yè)務量()、互聯(lián)網寬帶接入端口()作為工具變量與內生變量()是有相關性的，能夠解釋數字化轉型的部分信息。找到工具變量后，做兩階段最小二乘法2SLS估計。

最后，使用兩階段最小二乘法2SLS處理內生性問題。用的估計量作為替代變量對所有外生變量回歸，構建模型(7)如下：

表10的第二階段模型回歸結果中，企業(yè)數字化轉型對過度金融化依然產生顯著的治理效應，且回歸系數在1%水平下顯著，這說明本文核心研究結論依然成立。

(五)異質性分析

考慮到我國企業(yè)產權性質的特殊性，不同產權性質的實體企業(yè)數字化轉型和過度金融化之間的關系可能存在差異。當國家對企業(yè)擁有所有權或者控制權時，將其劃分為國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。表11為區(qū)分企業(yè)產權性質的檢驗結果。在國有企業(yè)樣本組中，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0086、值為-3.74，在1%水平下顯著，表明數字化轉型顯著降低了國有企業(yè)過度金融化。在非國有企業(yè)樣本組中，實體企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0089、值為-5.67，在1%水平下顯著，表明實體企業(yè)數字化轉型顯著降低了非國有企業(yè)過度金融化?？梢?，數字化轉型對過度金融化的治理效應在國有企業(yè)、非國有企業(yè)沒有實質性差異，但相比國有企業(yè)，數字化轉型對過度金融化的治理效應在非國有企業(yè)中更有效。原因可能在于：國有企業(yè)審批流程長，有國家資源支持，對市場變化反應遲鈍，數字技術應用不充分，數字化轉型的價值創(chuàng)造功能沒有凸顯。與此形成鮮明對比，非國有企業(yè)存在嚴重的資源約束問題，對市場變化反應快捷，會積極抓住數字化經濟的歷史機遇來推動企業(yè)高質量發(fā)展。非國有企業(yè)深入貫徹數字化轉型戰(zhàn)略，使得非國有企業(yè)數字化轉型對抑制過度金融化發(fā)揮更為積極的效果。

表11 區(qū)分企業(yè)產權性質

將研究樣本按照創(chuàng)新依賴性區(qū)分為高技術企業(yè)和非高技術企業(yè)，表12為區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新依賴性的回歸結果。根據中國證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)，將醫(yī)藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造等五大類行業(yè)界定為高技術企業(yè)，除此之外的其他行業(yè)所屬企業(yè)界定為非高技術企業(yè)。在表12中，當檢驗路徑“數字化轉型→過度金融化”時，高技術企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0067、值為-3.24，在1%水平下顯著；非高技術企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0118、值為-7.12，在1%水平下顯著?？梢?，數字化轉型對高技術企業(yè)、非高技術企業(yè)的過度金融化均起到顯著的治理作用，但非高技術企業(yè)的治理效果更優(yōu)。原因可能在于：高技術企業(yè)創(chuàng)新依賴性強，過度金融化程度較低，高技術企業(yè)數字化轉型對過度金融化的治理效應未充分發(fā)揮；而非高技術企業(yè)的生產技能需求程度低，創(chuàng)新依賴性較弱，過度金融化程度較高，非高技術企業(yè)數字化轉型對過度金融化的治理效應更為明顯。

表12 區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新依賴性

將研究樣本按照企業(yè)規(guī)模區(qū)分為大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)，表13為區(qū)分企業(yè)規(guī)模的回歸結果。以企業(yè)總資產來衡量企業(yè)規(guī)模，當企業(yè)總資產小于均值則劃分為中小企業(yè)，當企業(yè)總資產大于均值則劃分為大規(guī)模企業(yè)。在表13中，當檢驗路徑“數字化轉型→過度金融化”時，大規(guī)模企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0080、值為-4.46，在1%水平下顯著；中小規(guī)模企業(yè)數字化轉型()的回歸系數為-0.0095、值為-5.18，在1%水平下顯著?？梢姡瑪底只D型對大規(guī)模企業(yè)、中小規(guī)模企業(yè)的過度金融化均起到顯著的治理作用，但中小規(guī)模企業(yè)的治理效果更優(yōu)。原因可能在于：中小規(guī)模企業(yè)體量小、經營靈活，數字技術打破了資源配置的時空約束、衍生了共享經濟，中小規(guī)模企業(yè)通過共享經濟平臺進行生產制造、產品檢測及物流配送等，與高校、科研院所等進行聯(lián)合創(chuàng)新，以較低投入大大提升實體資產投資回報率和創(chuàng)新效益，減少了對金融渠道獲利的依賴，進而有效抑制過度金融化。

表13 區(qū)分企業(yè)規(guī)模

六、結論與建議

本文基于中國深滬A股實體上市公司2007—2020年數據，實證檢驗數字化轉型對過度金融化的影響效應、機制和異質性等問題。研究發(fā)現，實體企業(yè)數字化轉型顯著抑制了過度金融化。創(chuàng)新投入、內部控制在數字化轉型與過度金融化之間具有顯著的中介作用，即數字化轉型通過增加創(chuàng)新投入、優(yōu)化內部控制來抑制過度金融化；但實體資產投資、融資約束在數字化轉型與過度金融化之間不存在顯著的中介效應，數字化轉型并沒有增加實體資產投資、緩解融資約束來抑制過度金融化?？紤]到企業(yè)產權性質、創(chuàng)新依賴性及企業(yè)規(guī)模等異質性特征，發(fā)現數字化轉型對過度金融化的抑制作用在非國有企業(yè)、非高技術企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)中效果更優(yōu)。

基于此結論，本文有以下幾點政策建議：第一，加大數字化轉型力度。本文研究發(fā)現數字化轉型對過度金融化發(fā)揮積極的治理效應。為了抓住數字經濟發(fā)展契機，扭轉實體企業(yè)過度金融化的態(tài)勢，有必要從企業(yè)戰(zhàn)略高度深入實施數字化轉型戰(zhàn)略，讓數字科學技術重塑企業(yè)價值鏈條。

第二，拓寬數字化轉型傳導機制的有效路徑，打通“堵點”環(huán)節(jié)。本文研究發(fā)現數字化轉型通過創(chuàng)新投入、內部控制抑制了過度金融化，但實體資產投資、融資約束在二者之間不存在顯著中介作用。一方面，企業(yè)需要深化數字化轉型程度，增強內部控制能力以約束管理者自利行為，加大創(chuàng)新投入以提升創(chuàng)新效益；另一方面，將數字技術向生產環(huán)節(jié)嵌入，進一步降低生產成本，提高實體資產投資效率和效益；此外，提高內部數字化管理水平，增強企業(yè)與外部投資者之間的交互效率和價值互惠程度，進而緩解融資難、融資貴問題。

第三，出臺數字化轉型方面的“靶向”政策。為緊抓數字技術發(fā)展的歷史機遇，政府部門有必要制定差異化政策，大力推動非國有企業(yè)、中小規(guī)模企業(yè)和非高技術企業(yè)數字化轉型，以扭轉資金“脫實向虛”趨勢。同時，要繼續(xù)深入實施國有企業(yè)市場化改革，對大規(guī)模企業(yè)數字化轉型給予一定的補貼，保護知識產權以維護高技術企業(yè)創(chuàng)新動力。 ■