企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與金融資產(chǎn)投資

摘要：近年來，實體企業(yè)“脫實向虛”現(xiàn)象一直困擾我國經(jīng)濟發(fā)展，是各級政府力圖解決的一個難題，數(shù)字化轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要工具。既有研究表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能給我國企業(yè)傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營模式和投融資決策帶來諸多深刻的變革，本文基于企業(yè)金融資產(chǎn)投資的動機，以2011—2020年我國A股非金融上市公司為研究對象，探討數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響及其作用機制與經(jīng)濟后果，研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字化轉(zhuǎn)型不僅能夠通過緩解融資約束和經(jīng)營風險弱化避險動機，還能通過縮小金融與實體投資收益率相對差距弱化逐利動機，進而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資。在國有企業(yè)、高實體投資成本企業(yè)以及市場化水平低的地區(qū)中數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制效果更為凸顯，側(cè)面反映現(xiàn)階段我國實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為是以逐利動機為主導。數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過遏制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資，能夠引導企業(yè)資本回流主業(yè)領(lǐng)域，提高實業(yè)投資和創(chuàng)新投資水平，推動實體企業(yè)主業(yè)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：數(shù)字化轉(zhuǎn)型；企業(yè)投融資；金融資產(chǎn)；主業(yè)發(fā)展

中圖分類號：F275;F832文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2024）05-0049-10

收稿日期：2024-04-12

作者簡介：何青（1975—），男，江西東鄉(xiāng)人，教授，博士生導師，研究方向：公司金融、公司治理和資本市場監(jiān)管；莊朋濤（1997—），本文通訊作者，男，山東濰坊人，博士研究生，研究方向：公司金融；琚望靜（1998—），女，山西長治人，博士研究生，研究方向：公司金融。

一、引言

黨的二十大報告強調(diào)，要“把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上”。但近年來供需結(jié)構(gòu)不平衡和產(chǎn)能過剩等問題導致實體經(jīng)濟持續(xù)低迷，實體企業(yè)開始熱衷于脫離主業(yè)，追求資本運營，過剩的流動性不斷流入房地產(chǎn)、金融領(lǐng)域，促使虛擬經(jīng)濟快速發(fā)展［1］，同時，金融部門存在的信貸歧視也使得大量閑余資金流向虛擬資產(chǎn)，進一步加劇了虛擬經(jīng)濟的膨脹。根據(jù)現(xiàn)有主流研究，企業(yè)投資金融資產(chǎn)主要有兩種動機：一是避險動機，即為規(guī)避未來不確定風險，緩解外部融資壓力選擇持有流動性較強的金融資產(chǎn)［2-3］；二是逐利動機，即為獲取高額的投資收益率傾向于持有金融資產(chǎn)［4-5］?？梢?，要讓實體企業(yè)減少金融資產(chǎn)投資，回歸主業(yè)發(fā)展，需探尋能夠同時弱化其避險動機和逐利動機的因子。

數(shù)字化轉(zhuǎn)型作為實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的新動能，能夠變革企業(yè)組織管理模式，改善原有組織結(jié)構(gòu)中的低效環(huán)節(jié)，提高成本管理和資源配置等方面的效率［6-9］，從而增強了企業(yè)實體投資動機和能力，通過弱化企業(yè)逐利動機抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資［10-11］?？梢?，既有部分研究從逐利動機角度考察了數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，但這類文獻忽視了企業(yè)金融資產(chǎn)投資的另一重要動機——避險動機?；诖?，本文從企業(yè)避險和逐利雙重動機出發(fā)，探討數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過哪些路徑、機制影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為？以及數(shù)字化轉(zhuǎn)型能否通過抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為促進主業(yè)發(fā)展？對這些問題的深入研究具有較強的現(xiàn)實價值。

本文的邊際貢獻在于：第一，立足我國企業(yè)金融資產(chǎn)投資的動機，從避險動機和逐利動機雙重視角，揭示了數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資的作用機制，探尋改善實體企業(yè)“脫實向虛”的新思路、新方案。本文基于企業(yè)金融資產(chǎn)投資的避險和逐利雙重動機，從融資約束、經(jīng)營風險、收益率差異、金融負債等角度分析并檢驗了數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的機制，有助于深入理解數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資的內(nèi)在邏輯，拓展了相關(guān)文獻的研究視角。第二，結(jié)合企業(yè)內(nèi)外部特征考察了數(shù)字化轉(zhuǎn)型的差異化影響效果，并進一步驗證企業(yè)金融資產(chǎn)投資是以哪種動機為主導，研究結(jié)論不僅能夠為實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略實踐提供有針對性的理論指導，也能為政府部門結(jié)合地域、行業(yè)特征制定差異化政策，推動資金“脫虛向?qū)崱?、提升?shù)字經(jīng)濟服務(wù)實體經(jīng)濟的效率等提供重要理論參考。第三，本文進一步探究了數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，證實了數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過減少金融資產(chǎn)投資促使企業(yè)“向?qū)崱卑l(fā)展，增加實業(yè)投資和創(chuàng)新投資，研究結(jié)論能夠增強實體企業(yè)實施數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的動力，促進數(shù)字技術(shù)與實體經(jīng)濟深度融合，賦能傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，催生新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)和新模式。

二、理論分析與研究假說

（一）企業(yè)金融資產(chǎn)投資的動機

20世紀90年代以來，非金融實體企業(yè)參與金融投資活動成為全球范圍內(nèi)的普遍現(xiàn)象，學者們圍繞實體企業(yè)參與金融投資活動的動機展開了熱烈討論。實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資主要源于以下兩種動機：一是避險動機。基于資源依賴理論，企業(yè)持有金融資產(chǎn)是為了應(yīng)對未來生產(chǎn)經(jīng)營過程中發(fā)生的流動性風險，以防現(xiàn)金流沖擊帶來的資金鏈斷裂風險，并用來增強企業(yè)資產(chǎn)的流動性，緩解外部融資壓力［2-3］。二是逐利動機。伴隨著我國經(jīng)濟進入新常態(tài)發(fā)展階段，成本端和收入端的雙重壓力使實體企業(yè)主業(yè)盈利能力不斷下降，壓縮了實體企業(yè)主業(yè)的利潤空間［12］。由于實體經(jīng)濟增長動力不足，虛擬經(jīng)濟持續(xù)膨脹，導致金融投資收益率遠高于實體投資收益率。在此背景下，逐利動機又會產(chǎn)生以下兩種現(xiàn)象：一種是“投資替代”現(xiàn)象。根據(jù)托賓Q理論，實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)具有可替代性，當實體投資機會較少且收益率較低時，管理層面臨短期績效考核壓力時會更偏好于投資金融資產(chǎn)來獲取更高的利潤［4-5］，從而形成“投資替代”現(xiàn)象。另一種是“實體中介”現(xiàn)象。這種現(xiàn)象主要出現(xiàn)在資金充裕的企業(yè)，在實體經(jīng)濟發(fā)展乏力的背景下，這些企業(yè)投資實體資產(chǎn)的意愿較弱，會偏好于將閑余資金通過非正規(guī)金融渠道提供給融資約束較強的企業(yè)，以攫取高額利差收益，形成實體企業(yè)與實體企業(yè)間的金融業(yè)務(wù)，即“實體中介”現(xiàn)象［13］。

基于此，本文從企業(yè)金融資產(chǎn)投資動機出發(fā)，分析數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的作用機制，根據(jù)已有研究并結(jié)合經(jīng)濟現(xiàn)實完善本文的假說。

（二）數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的作用機制

1.數(shù)字化轉(zhuǎn)型能通過緩解融資約束和經(jīng)營風險，弱化企業(yè)持有金融資產(chǎn)的避險動機

一方面，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠提升企業(yè)信息傳遞效率，降低銀企之間的信息不對稱，從而緩解融資約束，使企業(yè)有更充足流動性應(yīng)對未來經(jīng)營風險，弱化企業(yè)的避險動機。具體而言，傳統(tǒng)企業(yè)在各個業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)中都會積累海量信息數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)滯留在原有企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營模式中，無法有效挖掘和利用，而數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用使企業(yè)可以實時記錄經(jīng)營過程，并將海量、非標準化、非結(jié)構(gòu)化的信息編碼成結(jié)構(gòu)化、標準化的利于外界識別的信息［14］，使銀行等金融機構(gòu)能夠通過實體企業(yè)日常真實經(jīng)營信息決定信貸資金的規(guī)模，擺脫因?qū)嶓w企業(yè)缺少抵押物難以獲得低廉信貸資金的困境，且數(shù)字技術(shù)可以打破地域與時間的限制，降低辦理業(yè)務(wù)的手續(xù)費，拓寬實體企業(yè)融資渠道，使實體企業(yè)能夠快速高效地獲得更多低成本資金，緩解了融資約束［15］。

另一方面，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠增強實體企業(yè)處理海量信息的能力，使企業(yè)可以主動識別經(jīng)營管理中存在的風險，并通過動態(tài)分析進行前瞻性的控制和預警［16］，降低未來經(jīng)營中的不確定風險，弱化企業(yè)的避險動機。具體而言，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能幫助企業(yè)搭建“數(shù)據(jù)沉淀＋實時預測＋智能決策”的數(shù)據(jù)挖掘平臺，不僅能夠極大地節(jié)約人工成本，還能通過資源計劃系統(tǒng)（ERP）、生產(chǎn)制造執(zhí)行系統(tǒng)/集散控制系統(tǒng)（MES/DCS）和產(chǎn)品生命周期管理系統(tǒng)（PLM）賦能實體企業(yè)需求預測、定價與庫存管理、供應(yīng)鏈管理、客戶關(guān)系管理等關(guān)鍵環(huán)節(jié)，提高運營管理效率［8］，實時精準進行經(jīng)營決策［17］，減少決策失誤，降低經(jīng)營風險。綜上，本文提出如下研究假說：

H1：數(shù)字化轉(zhuǎn)型能通過緩解融資約束和經(jīng)營風險，弱化企業(yè)的避險動機，從而降低企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度。

2.數(shù)字化轉(zhuǎn)型能通過縮小金融投資與實體投資利差，弱化企業(yè)持有金融資產(chǎn)的逐利動機

一方面，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠降低實體投資成本。首先，在資源獲取環(huán)節(jié)，傳統(tǒng)企業(yè)發(fā)展理論中企業(yè)之間具有明確的邊界，與交易伙7bc1e92ec2dcf6e191ba5c38427777f2a1c746b0a6da04682114246da812ea84伴訂立契約過程中會產(chǎn)生搜尋、簽訂、違約等各種成本。數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于消除實體企業(yè)之間的物理資源壁壘，打通企業(yè)之間“信息孤島”的困境［18］，降低企業(yè)在搜尋和簽訂契約中的協(xié)商和談判成本［19］，解決實體企業(yè)資源約束問題，降低實體投資成本。其次，在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，傳統(tǒng)企業(yè)的生產(chǎn)工具必須依靠工人勞動才能創(chuàng)造價值，但結(jié)構(gòu)性摩擦和日趨嚴格的勞動保護制度使企業(yè)用工成本不斷提高，壓縮了實體投資邊際利潤率。數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用能夠使生產(chǎn)工具進入智能化時代，將生產(chǎn)系統(tǒng)由工人驅(qū)動變革為由數(shù)據(jù)驅(qū)動，減少重復性勞動，節(jié)約勞動力成本［20］，提升實體投資收益率。最后，在營銷環(huán)節(jié)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠幫助企業(yè)建立柔性生產(chǎn)的商業(yè)模式［21］，打通上下游產(chǎn)業(yè)鏈條，實現(xiàn)供需雙方的直接對接，并通過打造全渠道營銷模式，增強企業(yè)靈活應(yīng)變能力，提高營銷效率，節(jié)約營銷成本，提升實體投資收益率。

另一方面，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠增強企業(yè)創(chuàng)收能力，提升實體投資收益率。首先，在傳統(tǒng)企業(yè)管理理論中，利用用戶反饋的信息改進產(chǎn)品、服務(wù)的供給已經(jīng)是常規(guī)做法，但傳統(tǒng)企業(yè)收集用戶的產(chǎn)品服務(wù)體驗數(shù)據(jù)只能通過調(diào)查問卷等形式進行，不僅需要耗費大量的成本，數(shù)據(jù)質(zhì)量也會參差不齊且具有一定時滯性，傳統(tǒng)產(chǎn)品的創(chuàng)新速度難以與客戶日益變化的需求同步。數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠提高實體企業(yè)獲取和分析數(shù)據(jù)的能力，實體企業(yè)可以利用數(shù)字技術(shù)（如傳感器、處理器等智能工具）收集用戶在使用產(chǎn)品時產(chǎn)生的實時數(shù)據(jù)［17］，進行低成本的復制和搬運［22］，幫助實體企業(yè)精準了解用戶的潛在需求，實時對產(chǎn)品功能或形態(tài)進行調(diào)整，從而提高產(chǎn)品與用戶個性化需求的適配度，實現(xiàn)供需動態(tài)平衡［23］，使生產(chǎn)的產(chǎn)品都能夠轉(zhuǎn)為利潤，增強實體企業(yè)的創(chuàng)收能力，進而提高實體投資收益率。其次，數(shù)字技術(shù)能夠打破組織內(nèi)外邊界，促進企業(yè)與用戶之間互動，幫助企業(yè)從以產(chǎn)品為主導的價值模式轉(zhuǎn)變?yōu)榭蛻襞c企業(yè)共同創(chuàng)造的價值模式［9］，通過提高客戶的粘性，增強實體企業(yè)創(chuàng)收能力，進而提升實體投資收益率。綜上，本文提出如下研究假說：

H2：數(shù)字化轉(zhuǎn)型能通過縮小金融投資與實體投資利差，弱化企業(yè)的逐利動機，從而降低企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2020年我國A股上市公司為樣本，并對樣本作如下處理：（1）刪除金融保險類和房地產(chǎn)類公司樣本；（2）刪除ST、PT公司；（3）刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（4）刪除數(shù)字產(chǎn)業(yè)（數(shù)字部門）包含的公司樣本依據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《數(shù)字經(jīng)濟及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2021）》，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化（數(shù)字部門）范圍包括：計算機通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、電信廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務(wù)、互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)。；（5）對所有連續(xù)變量均作了上下1%的縮尾處理，共得到17552個公司-年度數(shù)據(jù)。年報數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)，并利用WinGo財經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺對年報內(nèi)容進行了處理、清洗以及分析。其他數(shù)據(jù)源自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1.企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度

過往研究關(guān)于企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度的度量標準主要有以下兩種：金融資產(chǎn)持有比重和金融渠道獲利占比，借鑒Demir（2009）、張成思和張步曇（2016）、劉貫春等（2018）的研究，本文利用金融渠道獲利占比作為實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度的代理變量［24-26］，與金融資產(chǎn)持有比重相比，金融渠道獲利占比是流量結(jié)構(gòu)指標，更精確地刻畫實體企業(yè)金融投資行為的變化［26］。廣義金融渠道獲利占比（Fin1）=（廣義金融渠道獲利-營業(yè)利潤）/|營業(yè)利潤|，狹義金融渠道獲利占比（Fin2）=（狹義金融渠道獲利-營業(yè)利潤）/|營業(yè)利潤|，當Fin1和Fin2的值為-1時，表明企業(yè)未通過金融渠道獲利；當Fin1和Fin2的值大于（小于）-1時，表明企業(yè)通過投資金融資產(chǎn)實現(xiàn)了獲利（虧損），F(xiàn)in1和Fin2的值越大，表明實體企業(yè)“脫實向虛”泛金融化程度越高。穩(wěn)健性檢驗部分本文還利用金融資產(chǎn)持有比例（Fin3）作為實體企業(yè)金融化的代理變量對結(jié)論進行進一步檢驗。

2.企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型

借鑒吳非等（2021）、袁淳等（2021）、趙宸宇等（2021）多位學者的研究，本文根據(jù)上市企業(yè)年報中“數(shù)字化轉(zhuǎn)型”相關(guān)關(guān)鍵詞出現(xiàn)的頻率刻畫上市企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進程［14，27-28］。借助WinGo財經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺抓取公司年報中數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)詞匯的詞頻數(shù)。由于這類數(shù)據(jù)具有“右偏性”特征，所以本文將其對數(shù)化處理后作為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的衡量指標。

3.控制變量

參考已有文獻，本文還控制了其他可能影響企業(yè)金融化的因素：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Indr）、公司成長性（Growth）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、固定資產(chǎn)密集度（Capint）、機構(gòu)持股（Ins）和市場競爭度（HHI）。同時控制年度（Year）和行業(yè)（Ind）的影響。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為檢驗企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與金融投資行為之間的關(guān)系，建立如下模型：

Fini，t=α0+α1DCGi，t+αCVs+∑Year+∑Ind+εi，t（1）

其中，F(xiàn)in表示企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度，分為廣義金融渠道獲利占比（Fin1）和狹義金融渠道獲利占比（Fin2）兩個變量，DCG表示企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進程。Year和Ind分別為年份和固定效應(yīng)行業(yè)固定效應(yīng)，其余變量為控制變量，在此不贅述。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果限于篇幅，描述性統(tǒng)計檢驗結(jié)果未做報告，如有需要可向作者索取。。Fin1和Fin2的最小值分別為-20183和-19429，最大值則高達66257和59511，可見實體企業(yè)通過金融渠道獲取的利潤足以對總利潤造成較大影響，均值分別為-04634和-05454，表明我國多數(shù)上市公司均會通過金融渠道獲利，標準差分別為11749和10729，意味著不同公司之間的金融資產(chǎn)投資程度存在較大的差異。上市企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度（DCG）的最大值為42627，標準差為11283，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度在不同企業(yè)之間存在較大的差異。

（二）基準回歸

表2報告了數(shù)字化轉(zhuǎn)型與實體企業(yè)金融化的回歸結(jié)果。表2列（1）是以廣義金融渠道獲利占比（Fin1）作為被解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DCG）的系數(shù)為-00661且在1%水平上顯著。說明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠顯著抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資。在表2列（2）中將被解釋變量更換為狹義金融渠道獲利占比（Fin2）繼續(xù)進行回歸檢驗，結(jié)果顯示數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DCG）的系數(shù)依然在1%水平上顯著為負，進一步表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型與實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間存在顯著負相關(guān)關(guān)系。

（三）內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗限于篇幅，內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未做報告，如有需要可向作者索取。

1內(nèi)生性處理

（1）工具變量法。為緩解可能存在的反向因果問題，選取企業(yè)所在省份的上一年互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)量作為數(shù)字化轉(zhuǎn)型的工具變量，由于互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)量能夠反映各省份居民對“數(shù)字化”的偏好，良好的互聯(lián)網(wǎng)文化或氛圍能夠推動實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)，而互聯(lián)網(wǎng)寬帶接口的數(shù)量主要影響居民的行為，與實體企業(yè)金融化無關(guān)，滿足工具變量的外生性假設(shè)。利用兩階段最小二乘法重新對模型（1）進行檢驗，在弱工具變量與外生性檢驗均通過的情況下，檢驗結(jié)果與前文一致。

（2）傾向得分匹配（PSM）檢驗。為進一步緩解內(nèi)生性對本文結(jié)論造成的干擾，擬采用傾向得分匹配（PSM）法進行檢驗。具體步驟如下：按照企業(yè)年報中是否披露數(shù)字化轉(zhuǎn)型關(guān)鍵詞將樣本劃分為處理組和對照組，之后以實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度的代理變量（Fin1和Fin2）作為被解釋變量，將前文選取的控制變量作為協(xié)變量。使用1∶1最近鄰匹配方法在對照組中尋找出與處理組特征類似的樣本，共得到5480個觀測值，實體企業(yè)金融化Fin1和Fin2的平均處理效應(yīng)（ATT）分別為-011和-009，均在1%水平上顯著。平衡性檢驗結(jié)果顯示匹配后所有協(xié)變量的標準化偏差小于10%。在此基礎(chǔ)上，將匹配后的樣本重新進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果支持了本文結(jié)論。

2穩(wěn)健性檢驗

（1）更換回歸模型。首先，為消除個體因素影響，本文使用雙向固定效應(yīng)模型進行進一步檢驗；其次，借鑒Moser和Voena（2012）的研究，考慮到雙向固定效應(yīng)模型較為“柔性”，對內(nèi)生性問題控制不夠嚴格，因此使用“時間×行業(yè)”高階聯(lián)合固定效應(yīng)方法再次進行檢驗［29］。（2）更換核心變量測度標準。首先，本文以同行業(yè)其他企業(yè)作為參照物，利用各企業(yè)年報中數(shù)字化關(guān)鍵詞出現(xiàn)的頻率占同行業(yè)全部企業(yè)關(guān)鍵詞出現(xiàn)總頻率的權(quán)重（DCG_Ind）作為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的代理變量；其次，借鑒趙宸宇等（2021）的研究，利用熵值法確定各指標權(quán)重，得到數(shù)字化轉(zhuǎn)型指數(shù)作為解釋變量［28］；最后，借鑒張成思（2019）的研究，本文將實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的代理變量更換為金融資產(chǎn)持有比例［1］。（3）排除樣本選擇偏誤問題。實體企業(yè)也有可能為了獲得更多的關(guān)注和資源故意進行策略性披露，從而使真實轉(zhuǎn)型程度要比年報披露的情況低。為了排除這種樣本選擇偏誤問題，本文作了如下處理：首先，考慮到高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)字技術(shù)較為成熟，故本文剔除高新技術(shù)企業(yè)樣本后重新進行回歸；其次，借鑒袁淳等（2021）的研究，本文剔除模型（1）殘差值位于前20%的樣本后重新進行檢驗［27］；最后，由于直轄市在金融資源、政策支持等方面具有特殊性，對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的制定和金融資產(chǎn)投資都會產(chǎn)生影響，所以，本文剔除直轄市樣本后重新進行回歸。以上穩(wěn)健性檢驗所得結(jié)果均與前文一致。

五、作用機制檢驗

（一）避險動機檢驗

根據(jù)前文理論邏輯，緩解外部融資壓力是企業(yè)持有金融資產(chǎn)的目的之一，本文利用KZ指數(shù)作為融資約束的代理變量，該指數(shù)越大，表明融資約束越高。將其與數(shù)字化轉(zhuǎn)型代理變量進行回歸后發(fā)現(xiàn)（見表3），數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DCG）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，進一步按照KZ指數(shù)的年度-行業(yè)中位數(shù)進行分組檢驗后發(fā)現(xiàn)，在融資約束高的企業(yè)中，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用效果更加凸顯，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠有效緩解企業(yè)外部融資壓力，弱化企業(yè)的避險動機，進而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資。此外，本文還采用ROA的連續(xù)三年標準差衡量企業(yè)經(jīng)營風險，將其作為被解釋變量對數(shù)字化轉(zhuǎn)型進行回歸發(fā)現(xiàn)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠顯著緩解企業(yè)經(jīng)營風險，并且在經(jīng)營風險水平高的企業(yè)中，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的作用效果更加凸顯，這進一步表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠緩解企業(yè)未來不確定風險，弱化避險動機，從而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資，驗證了假說H1。

（二）逐利動機檢驗

實體企業(yè)投資金融資產(chǎn)的另一個原因是因金融資產(chǎn)投資收益率遠高于實體資產(chǎn)投資收益率，本文將金融與實體投資收益率之差（Gap）對數(shù)字化轉(zhuǎn)型進行回歸后發(fā)現(xiàn)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DCG）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，說明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠顯著縮小金融與實體投資收益率之差，進一步按照年度行業(yè)中位數(shù)進行分組檢驗發(fā)現(xiàn)，在金融與實體投資收益率差異大的企業(yè)中，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制效果更顯著，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過縮小金融與實體投資收益率差異弱化逐利動機，進而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資。此外，為進一步驗證數(shù)字化轉(zhuǎn)型能否緩解“實體中介”現(xiàn)象，本文采用長短期借款之和與銷售額的比值衡量企業(yè)金融負債（FinDebt），將企業(yè)金融資產(chǎn)投資程度對其回歸，表4PanelB列（1）報告了回歸結(jié)果，金融負債（FinDebt）的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)確實存在“實體中介”現(xiàn)象，表4PanelB列（2）顯示數(shù)字化轉(zhuǎn)型與金融負債交乘項（DCG

SymboltB@FinDebt）系數(shù)顯著為負，說明數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于抑制企業(yè)利用金融負債從事“實體中介”活動，弱化企業(yè)逐利動機，從而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資，驗證了假說H2。

六、異質(zhì)性檢驗和經(jīng)濟后果分析

（一）異質(zhì)性檢驗

為檢驗哪一種動機占主導地位以及異質(zhì)性企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型經(jīng)濟效果的差異性，接下來本文將分別從實體企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、內(nèi)部運營成本以及所處地區(qū)的市場化水平等三個方面探討數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用效果差異。

1產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性

在我國銀行為主導的間接融資體系下，銀行信貸是實體企業(yè)發(fā)展資金的主要來源。但我國長期存在的所有制歧視使國有企業(yè)憑借產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的特殊性和政府隱性擔保能夠獲得更多信貸資源，而非國有企業(yè)難以從正規(guī)金融渠道獲取資金［27，30］。因此，當企業(yè)金融資產(chǎn)投資的避險動機占主導地位時，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)持有金融資產(chǎn)的動機更強，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用效果更強。相反，當企業(yè)的逐利動機占主導地位時，國有企業(yè)充足的閑余資金推動其通過直接購買股票、債券或利用非正規(guī)金融渠道將資金借貸給資金劣勢的企業(yè)，導致其金融資產(chǎn)投資更多，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用效果更強。為此，本文將數(shù)字化轉(zhuǎn)型與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交乘項納入模型（1）中進行檢驗，表5列（1）和列（2）報告了檢驗結(jié)果，交乘項DCGSOE的回歸系數(shù)分別為-00679和-00542且均在1%水平上顯著為負，表明相較于非國有企業(yè)，在國有企業(yè)中數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的抑制作用更為顯著，這一結(jié)果說明企業(yè)金融資產(chǎn)投資是以逐利動機為主。

2實體投資成本的異質(zhì)性

由于數(shù)字化轉(zhuǎn)型主要通過縮小金融與實體投資收益率差異弱化企業(yè)的逐利動機，所以當企業(yè)原本的實體投資成本較低時，實體投資的相對收益率也較高，實體企業(yè)參與金融投資活動的動機較弱；相反，當實體投資成本較高時，實體投資邊際利潤率大大被壓縮，出于逐利動機實體企業(yè)會將更多資金投向邊際利潤率更高的金融領(lǐng)域。因此，本文推斷數(shù)字化轉(zhuǎn)型對高實體投資成本企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為抑制效果更為凸顯。為驗證這一推斷，本文借鑒徐光偉等（2020）的研究，采用營業(yè)成本、營業(yè)稅金及附加、銷售費用、管理費用和財務(wù)費用之和衡量實體投資成本，并利用營業(yè)收入標準化［31］。之后將實體投資成本（Cost）及其與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項DCG。

3地區(qū)市場化水平的異質(zhì)性

由于各地區(qū)在政策、資源稟賦以及基礎(chǔ)設(shè)施等方面存在差異，導致實體企業(yè)面臨的外部市場環(huán)境也大不相同。市場化水平能夠反映實體企業(yè)的外部交易成本，一般來說市場化水平較高的地區(qū)擁有豐富的資源稟賦，以及成熟的產(chǎn)品和要素市場，降低了實體企業(yè)的搜尋和交易成本，并且健全的法律體系和監(jiān)管機制能夠降低企業(yè)之間發(fā)生“敲竹杠”或違約的概率。此外，在市場化水平較高的地區(qū)中政府干預程度也較低，銀行信貸配給會更加合理，所以在市場化水平較高的地區(qū)中，實體投資成本較低，實體企業(yè)的主業(yè)發(fā)展動機也較強；相反，市場化水平較低的地區(qū)存在資源稟賦較差、制度不健全等問題，實體投資機會較少且企業(yè)之間的交易成本較高，由于金融投資不會受到地理條件的制約，更加促使市場化水平較低地區(qū)的實體企業(yè)從事金融投資活動，此外，在市場化水平較低的地區(qū)，政府干預會扭曲銀行信貸等資源的配置，加劇信貸錯配問題，導致部分實體企業(yè)更偏好于充當“實體中介”現(xiàn)象?？梢?，與高市場化水平的地區(qū)相比，低市場化水平地區(qū)中的實體企業(yè)具有更強的逐利動機，其金融資產(chǎn)投資水平也更高。因此，本文認為在市場化水平較低的地區(qū)中數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用空間更大，即數(shù)字化轉(zhuǎn)型抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的效果更加凸顯?；诖?，本文參照王小魯?shù)龋?021）編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》［32］，將市場化總指數(shù)由于2008—2016年市場化總指數(shù)分值的計算基期為2008年，而2016—2019年市場化總指數(shù)分值的計算是以2016年為基期，兩個時間段的數(shù)據(jù)不可比。所以本文主要使用2008—2016年的市場化總指數(shù)，并利用指數(shù)的歷史平均增長率計算2017—2020年的指數(shù)。（Market）以及其與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項（DCGMarket的系數(shù)分別為00159和00173且均在1%水平上顯著，表明在市場化程度低的地區(qū)中，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用效果更加凸顯。結(jié)果與預期一致。

（二）數(shù)字化轉(zhuǎn)型促進實體經(jīng)濟“向?qū)崱钡男Ч麢z驗

前述分析針對數(shù)字化轉(zhuǎn)型與實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間的關(guān)系以及存在的路徑機制進行了詳細驗證，接下來有必要驗證的問題是：數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制作用是否有利于企業(yè)優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)？如果數(shù)字化轉(zhuǎn)型只能抑制實體企業(yè)“脫虛”而沒有促進“向?qū)崱?，那么?shù)字化轉(zhuǎn)型的內(nèi)涵價值就會有所下降。本文選取“數(shù)字化轉(zhuǎn)型-企業(yè)金融資產(chǎn)投資-實業(yè)投資”和“數(shù)字化轉(zhuǎn)型-企業(yè)金融資產(chǎn)投資-創(chuàng)新投資”兩種可能存在的作用路徑，構(gòu)建模型如下：

Invi，t=β0+β1DCGi，t+β2Fini，t+β3Fini，t×DCGi，t+βCVs+∑Year+∑Ind+εi，t（2）

RDi，t=γ0+γ1DCGi，t+γ2Fini，t+γ3Fini，t×DCGi，t+γCVs+∑Year+∑Ind+εi，t（3）

（1）實業(yè)投資。實業(yè)投資是指企業(yè)將資金用于購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)項目中，實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模升級，促進企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展。已有研究表明，實體企業(yè)出于逐利動機的金融資產(chǎn)投資行為能夠擠出實業(yè)投資。因此，本文進一步考察數(shù)字化轉(zhuǎn)型能否通過減少實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資進而增加實業(yè)投資？將實業(yè)投資（Inv）定義為“（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）/資產(chǎn)總計”。表6列（1）和列（2）報告了基于實業(yè)投資的檢驗結(jié)果，交乘項的系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為正，說明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過減少實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資進而增加實業(yè)投資。證實了“數(shù)字化轉(zhuǎn)型-實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資-實業(yè)投資”作用路徑。

（2）創(chuàng)新投資。促進實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的另一項重要內(nèi)容是企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入，由于創(chuàng)新活動的回報周期較長并且面臨較大的失敗風險，而金融投資回報周期短，即使投資失敗也可以將原因歸咎于市場波動，在有效資源的情況下，實體企業(yè)更有動機投資金融領(lǐng)域從而擠出企業(yè)的創(chuàng)新投資。本文使用研發(fā)投入的自然對數(shù)值衡量企業(yè)創(chuàng)新投資（RD）。表6列（3）和列（4）顯示交乘項的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過遏制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資進而增加創(chuàng)新投資。證實了“數(shù)字化轉(zhuǎn)型-實體企業(yè)金融化-創(chuàng)新投資”這條作用路徑。

綜上所述，數(shù)字化轉(zhuǎn)型不僅可以抑制實體企業(yè)“脫虛”，還能通過抑制金融資產(chǎn)投資進而促進實體企業(yè)“向?qū)崱卑l(fā)展，幫助實體企業(yè)進入“數(shù)字化轉(zhuǎn)型-減少金融投資-擴大實業(yè)投資和創(chuàng)新投資-利潤率提升-擴大實業(yè)投資和創(chuàng)新投資-……”的良性循環(huán)。因此，本文認為數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠促進實體經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱薄?/p>

七、結(jié)論與政策建議

隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的不斷推進，社會各界越來越關(guān)注企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型問題，并且對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟效果充滿期待。在目前實體經(jīng)濟“脫實向虛”仍然較為嚴重的背景下，本文的研究證實了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過弱化避險動機和逐利動機抑制金融資產(chǎn)投資，促使資金回流主業(yè)，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。本文基于2011—2020年中國滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響、作用機制以及經(jīng)濟后果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）數(shù)字化轉(zhuǎn)型不僅能夠通過緩解融資約束和經(jīng)營風險弱化避險動機，還能夠通過縮小金融與實體投資收益率之間的相對差距弱化逐利動機，從而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資。在經(jīng)過工具變量法、傾向得分匹配（PSM）檢驗、更換回歸模型和核心變量等一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論依然成立；（2）在國有企業(yè)、高實體投資成本企業(yè)，以及低市場化水平地區(qū)中數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制效果更加凸顯；（3）數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠通過抑制金融資產(chǎn)投資促進實體企業(yè)增加實業(yè)投資和創(chuàng)新投資，即數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠引導資金回流主業(yè)，促進實體經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱?，推動?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

一是針對政府部門來說，應(yīng)繼續(xù)擴大數(shù)字化轉(zhuǎn)型的試點范圍，引導實體企業(yè)開展數(shù)字化轉(zhuǎn)型工作，并為實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型打造良好的外部環(huán)境。具體建議如下：加大支持實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的力度，制定差異化、針對性的扶持政策，提升中小企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的動力。一方面，政府應(yīng)利用相關(guān)政策明確數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的具體標準和路徑，為實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型指明方向，解決實體企業(yè)“不敢轉(zhuǎn)”“不會轉(zhuǎn)”的問題；加快制定對中小企業(yè)專屬的激勵政策，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠幫助中小企業(yè)獲取更多低成本的信貸資金，但由于數(shù)字化轉(zhuǎn)型需要投入較大的資金成本，導致許多企業(yè)“不愿轉(zhuǎn)”，這就需要依靠政府的激勵措施幫助中小企業(yè)有足夠資金開展數(shù)字化轉(zhuǎn)型業(yè)務(wù)，提升中小企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的動力。另一方面，政府應(yīng)繼續(xù)擴大數(shù)字化轉(zhuǎn)型的試點范圍，特別要關(guān)注市場化水平較差的地區(qū)。政府鼓勵現(xiàn)有試點城市發(fā)揮“以點帶面”作用，加強示范效應(yīng)，并加大對其他地區(qū)的政策支持，推動市場化水平較低地區(qū)的數(shù)字化發(fā)展。

二是針對實體企業(yè)來說，應(yīng)順應(yīng)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的浪潮，抓住數(shù)字化轉(zhuǎn)型的機遇，將數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟相融合，充分發(fā)揮數(shù)字化轉(zhuǎn)型對投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。具體建議如下：第一，積極利用數(shù)字技術(shù)改革內(nèi)部的組織管理架構(gòu)，減少信息傳導環(huán)節(jié)，使其更能適配數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展需要，并可以通過“干中學”在數(shù)字化轉(zhuǎn)型的過程中不斷對組織管理架構(gòu)進行優(yōu)化。第二，積極利用數(shù)字技術(shù)建立信息管理平臺和決策系統(tǒng)，通過高效利用海量的信息挖掘潛在的實體投資機會，并打造柔性生產(chǎn)和全渠道營銷模式，提升自身盈利能力。第三，加快打造和培育科技人才隊伍，為數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供人才支撐。數(shù)字化作為重大的時代變革，企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型需要高素質(zhì)的科技人才運作才能發(fā)揮最大效果，因此，企業(yè)一方面應(yīng)加強與高校等科研機構(gòu)的合作，引進新時代的年輕力量；另一方面，應(yīng)加強對員工的培訓，提高員工對數(shù)字化的認知以及應(yīng)用數(shù)字技術(shù)的能力，推動企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

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CorporateDigitalTransformationandInvestmentinFinancialAssets

——BasedonRiskAversionandProfit-SeekingMotives

HEQing，ZHUANGPengtao，JUWangjing

（SchoolofFinance，NankaiUniversity，Tianjin300350，China）

Abstract：Inrecentyears，thephenomenonof“de-realizationtovirtualization”amongChineseenterpriseshashinderedthecountry’seconomicdevelopment，posingasignificantchallengeforgovernmentsatalllevels.Digitaltransformationhasemergedasacriticaltoolforenterprisesseekinghigh-qualitygrowth.ExistingresearchsuggeststhatdigitaltransformationfundamentallyalterstraditionalproductionmodelsandinfluencesinvestmentandfinancingdecisionsinChineseenterprises.Thispaperinvestigatestheimpactofdigitaltransformationonfinancialassetinvestmentamongnon-financialA-sharelistedcompaniesinChinafrom2011to2020，focusingonitsunderlyingmechanismsandeconomicconsequences.Thefindingsrevealthatdigitaltransformationnotonlyreducesriskaversionbyalleviatingfinancingconstraintsandbusinessrisksbutalsodiminishesprofit-seekingmotivesbynarrowingthegapbetweenreturnsonfinancialandentityinvestments，therebycurbingentityenterprises’investmentinfinancialasset.Thisinhibitoryeffectismorepronouncedinstate-ownedenterprises，firmswithhighrealinvestmentcosts，andthoseinregionswithlowerlevelsofmarketization，suggestingthatprofit-seekingmotivescurrentlydominatefinancialassetinvestmentbehavior.Bycurbingfinancialassetinvestment，digitaltransformationreallocatescorporatecapitaltowardmainbusinessactivities，improvesindustrialandinnovationinvestmentlevels，andpromotesthedevelopmentofentityenterprises’mainbusiness.

Keywords：digitaltransformation;corporateinvestmentandfinancing;financialassets;mainbusinessdevelopment

（責任編輯：趙春江）