徐朝輝 王滿四

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

一、引言

2020年以來，中國經(jīng)濟能夠在新冠疫情沖擊下得以快速恢復(fù)，數(shù)字經(jīng)濟的高速發(fā)展功不可沒。根據(jù)《中國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展白皮書(2021)》顯示，2020年中國數(shù)字經(jīng)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?shù)字經(jīng)濟對中國經(jīng)濟的貢獻度在持續(xù)上升，成為國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。實體企業(yè)作為宏觀經(jīng)濟的核心微觀構(gòu)成，承載著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的重要功能。數(shù)字經(jīng)濟作用于實體企業(yè)存續(xù)最直觀的表現(xiàn)就是數(shù)字化在企業(yè)內(nèi)的普及和應(yīng)用，此即實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型(李琦等，2021)。隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的深入，實體企業(yè)運用數(shù)字技術(shù)捕捉市場機遇、快速反應(yīng)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(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力。

關(guān)于數(shù)字化轉(zhuǎn)型經(jīng)濟后果的研究，大部分學(xué)者持肯定意見，認為數(shù)字化轉(zhuǎn)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(chǎn)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(fēng)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(jié)構(gòu)和運營流程(Hess et al.，2016)。也有少數(shù)學(xué)者對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型提出質(zhì)疑(Nwankpa and Datta，2017)，認為數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程衍生大量管理成本，高昂的隱形成本阻礙了數(shù)字技術(shù)的功能優(yōu)勢(Ekata，2012；余江等，2017)，弱化了數(shù)字化轉(zhuǎn)型的績效驅(qū)動作用(戚聿東和蔡呈偉，2020)?？梢?，現(xiàn)有文獻對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型經(jīng)濟后效的研究主要集中于企業(yè)績效、生產(chǎn)率、風(fēng)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(jié)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(lǐng)域投資，導(dǎo)致固定資產(chǎn)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(jīng)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(chǎn)部門，間接導(dǎo)致金融業(yè)自我膨脹的金融高杠桿和資金脫實向虛的現(xiàn)象，國民經(jīng)濟出現(xiàn)“金融重、實業(yè)小”的頭重腳輕局面。數(shù)字化轉(zhuǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了信息不對稱，不僅提升了內(nèi)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(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)過度金融化的治理效應(yīng)，對扭轉(zhuǎn)當(dāng)下實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱辈⑼苿痈哔|(zhì)量發(fā)展、防范化解金融風(fēng)險具有較強的現(xiàn)實意義。

本文主要研究數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)過度金融化的影響效應(yīng)及內(nèi)在的作用機制和基礎(chǔ)條件。創(chuàng)新點主要在于：第一，從金融資產(chǎn)投資視角回應(yīng)了數(shù)字化轉(zhuǎn)型經(jīng)濟后效的爭議。數(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)，可以為數(shù)字化轉(zhuǎn)型經(jīng)濟后效提供依據(jù)。第二，從企業(yè)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型角度回應(yīng)了實體企業(yè)“脫實向虛”的治理機制與路徑?，F(xiàn)有文獻將金融化“一刀切”視為負面的經(jīng)濟現(xiàn)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(zhì)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(shù)字化轉(zhuǎn)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(zhuǎn)實體企業(yè)“脫實向虛”提供經(jīng)驗證據(jù)。第三，在研究拓展上，考慮到企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型可能存在非對稱效果，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、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(shù)字化轉(zhuǎn)型影響過度金融化的結(jié)構(gòu)差異，為差異化的政策治理提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)支持。

二、文獻綜述

(一)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟效應(yīng)

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

數(shù)字化轉(zhuǎn)型的積極作用，主要體現(xiàn)在生產(chǎn)效率、績效及動態(tài)能力等方面。對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響為：數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力、優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)、降低成本、推動先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，進而提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)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(shù)字產(chǎn)品創(chuàng)新，能快速捕捉市場變化并做出調(diào)整(Singh and Hess，2017)，與客戶實時互動進而更好地回應(yīng)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(jīng)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(shù)字技術(shù)獲取信息的動態(tài)能力不斷提升，運用信息技術(shù)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(shù)字化轉(zhuǎn)型通過改善市場的正面預(yù)期，促進企業(yè)創(chuàng)新績效，提升企業(yè)價值和財務(wù)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(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)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(shù)字化轉(zhuǎn)型的隱形成本高昂(Ekata，2012)，從而導(dǎo)致數(shù)字化沒有顯著提升企業(yè)績效。依賴數(shù)字技術(shù)做決策，沒有關(guān)注情感因素，基于數(shù)字化衍生的決策有效性值得懷疑(Logg et al.，2019)，甚至可能導(dǎo)致決策效率低下(陳冬梅等，2020)。Hajli et al.(2015)發(fā)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中一部分企業(yè)受益而實現(xiàn)了高質(zhì)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(xiàn)，單獨使用信息技術(shù)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(wù)風(fēng)險、緩解融資約束，但對企業(yè)的主營業(yè)務(wù)和創(chuàng)新產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，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(xiàn)有文獻鮮有專門研究。但關(guān)于抑制企業(yè)金融化方面的文獻近兩年來有了相關(guān)探討，主要基于公司治理、政府政策視角。基于公司治理視角，曹豐和谷孝穎(2021)發(fā)現(xiàn)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(xiàn)內(nèi)部控制對實體金融化具有治理效應(yīng)，且信息披露程度越高、金融生態(tài)環(huán)境越好時，內(nèi)部控制治理效應(yīng)越強?；谪斦咭暯牵鷮幍?2019)發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)限購政策不僅有效抑制了企業(yè)房地產(chǎn)投資，而且促使企業(yè)聚焦主業(yè)發(fā)展，增加了實體資產(chǎn)投資。徐超等(2019)發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)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(xiàn)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(xué)者從企業(yè)社會責(zé)任視角研究了企業(yè)社會責(zé)任與實體金融化的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)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(xiàn)有文獻從不同視角分別研究了數(shù)字化轉(zhuǎn)型、實體企業(yè)過度金融化，這為厘清二者之間的關(guān)系及內(nèi)在作用機理提供了理論基礎(chǔ)，但也為本文研究提供了一定的空間。首先，關(guān)于數(shù)字化轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟后效尚未形成一致結(jié)論，這主要在于目前關(guān)于數(shù)字化轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟效果主要集中于績效、生產(chǎn)率等方面，尚未直接回應(yīng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)經(jīng)營投資行為的影響。在當(dāng)前實體企業(yè)普遍存在“脫實向虛”現(xiàn)象時，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型是否能有效治理過度投資金融資產(chǎn)的行為？其次，防止經(jīng)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(xiàn)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(jīng)濟空心化。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略為抑制過度金融化提供了天然實驗場，數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)揮功效的作用機制如何？最后，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體企業(yè)過度金融化的治理效應(yīng)及其機制可能因企業(yè)特征的不同而存在異質(zhì)性，有必要對研究樣本進行精細化處理。將研究樣本根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、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(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)是否存在非對稱效果？針對這些研究空間，本文對數(shù)字化轉(zhuǎn)型治理實體企業(yè)過度金融化的效果、內(nèi)在機制及差異化效應(yīng)展開研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型抑制過度金融化

首先，根據(jù)“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(chǎn)要素價格上漲，實體資產(chǎn)投資收益的空間持續(xù)被擠壓，創(chuàng)新的成本和風(fēng)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(qū)使實體企業(yè)更多投資金融資產(chǎn)進而導(dǎo)致過度金融化。其次，根據(jù)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(fēng)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(xiàn)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(chǎn)。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(diào)整經(jīng)營決策將資金資源投向金融領(lǐng)域(Guschanski and Onaran，2018)，尤其是低水平的內(nèi)部控制為管理者的自利行為提供了機會，進而導(dǎo)致實體企業(yè)過度金融化。最后，根據(jù)“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(chǎn)兼具流動性和盈利性，為了避免外部環(huán)境沖擊導(dǎo)致公司資金鏈斷裂，實體企業(yè)可能過度投資金融資產(chǎn)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(shù)字技術(shù)改造運營流程、產(chǎn)品與服務(wù)流程、商業(yè)模式等，提高了實體企業(yè)實體資產(chǎn)投資的效率和效益，降低了創(chuàng)新風(fēng)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(shù)字化轉(zhuǎn)型使得信息在公司內(nèi)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(dǎo)致的過度金融化程度隨之降低。數(shù)字化轉(zhuǎn)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(quán)人、股權(quán)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(fēng)險溢價，導(dǎo)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(chǎn)以維持高流動性的動機弱化。實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)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(chǎn)持有動機弱化，導(dǎo)致過度金融化水平下降。基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H1：數(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型抑制過度金融化的傳導(dǎo)機制

數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過增加實體資產(chǎn)投資、創(chuàng)新投入進而抑制過度金融化。大數(shù)據(jù)、云計算、區(qū)塊鏈等數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用打破了傳統(tǒng)工業(yè)生產(chǎn)中生產(chǎn)設(shè)備與生產(chǎn)數(shù)據(jù)的分離狀態(tài)，智能硬件收集生產(chǎn)數(shù)據(jù)，軟件對結(jié)構(gòu)化和半結(jié)構(gòu)化的數(shù)據(jù)進行分析，減少了設(shè)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(chǎn)效率(閆德利等，2019)。運用數(shù)字技術(shù)對實體企業(yè)研發(fā)設(shè)計、材料采購、運輸儲備、生產(chǎn)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(chǎn)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(shù)字技術(shù)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(fēng)險。數(shù)字技術(shù)提高了企業(yè)資源整合能力，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供了資源基礎(chǔ)，企業(yè)在原有創(chuàng)新資源邊界下達到更大的產(chǎn)出績效，企業(yè)流程創(chuàng)新績效和產(chǎn)品創(chuàng)新績效提升(池毛毛等，2021)。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型加大了創(chuàng)新在企業(yè)目標(biāo)函數(shù)中的權(quán)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(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了實體資產(chǎn)投資成本，提高了實體資產(chǎn)投資效率和效益，減少了技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)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?qū)嶓w資產(chǎn)、創(chuàng)新傾斜，進而減少了金融資產(chǎn)投資，對過度金融化產(chǎn)生抑制作用?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H2a：實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過增加實體資產(chǎn)投資來抑制過度金融化。

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

內(nèi)部控制建設(shè)為內(nèi)部治理奠定了基礎(chǔ)，對平衡不同群體之間的利益關(guān)系提供了制度保障(葛格等，2021)，對公司治理水平和公司經(jīng)營決策產(chǎn)生重要影響。首先，控制環(huán)境是內(nèi)部控制的基礎(chǔ)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(dān)社會責(zé)任具有引導(dǎo)作用?？刂骗h(huán)境較差時，企業(yè)行為缺乏社會責(zé)任約束，管理者往往追求短期利益超額配置金融資產(chǎn)導(dǎo)致經(jīng)濟空心化。數(shù)字技術(shù)有去中心化特征，數(shù)字技術(shù)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(chǎn)投資進而抑制過度金融化。其次，風(fēng)險管控是內(nèi)部控制的重要內(nèi)容，要求企業(yè)對各風(fēng)險因素進行動態(tài)監(jiān)控、審慎識別、客觀評價及科學(xué)處理。金融資產(chǎn)兼具高風(fēng)險高收益特征，金融化會增加實體企業(yè)發(fā)展風(fēng)險(杜勇和王婷，2019)，而過度金融化更會擴大這種風(fēng)險。低質(zhì)量的內(nèi)部控制使得風(fēng)險防范機制形同虛設(shè)，高管很可能凌駕于內(nèi)部控制之上，為了自身利益往往會過度投資高風(fēng)險、高收益的金融資產(chǎn)。數(shù)字技術(shù)可以實現(xiàn)實時、動態(tài)的風(fēng)險監(jiān)控，對企業(yè)風(fēng)險投資行為實現(xiàn)風(fēng)險的“早識別、早預(yù)警、早處置”，有助于提高內(nèi)部控制中的風(fēng)險管控水平，進而抑制管理者對風(fēng)險性金融資產(chǎn)的過度投資行為。最后，控制活動是內(nèi)部控制的核心，內(nèi)部控制目標(biāo)主要通過控制活動來實現(xiàn)。數(shù)字技術(shù)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(chǎn)行為具有約束作用。企業(yè)憑借數(shù)字技術(shù)可以有效處理企業(yè)內(nèi)外部海量數(shù)據(jù)，并將其編碼輸出成結(jié)構(gòu)化、標(biāo)準(zhǔn)化信息(曾德麟等，2021)，信息在企業(yè)內(nèi)部流轉(zhuǎn)更為順暢。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了信息不對稱程度，內(nèi)部控制得到強化。隨著內(nèi)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。基于此，提出如下假設(shè)：

H3：實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過提升內(nèi)部控制來抑制過度金融化。

數(shù)字化轉(zhuǎn)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(zhǔn)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(jīng)營狀況、信用信息的情況下，往往會要求較高的風(fēng)險溢價進而提高了實體企業(yè)融資成本。實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型提升了企業(yè)對內(nèi)外部海量信息的處理能力，并將其以標(biāo)準(zhǔn)化、結(jié)構(gòu)化的數(shù)據(jù)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(shù)字技術(shù)圍繞實體企業(yè)供應(yīng)鏈及社交網(wǎng)絡(luò)的信息，獲取實體企業(yè)有關(guān)的財務(wù)、經(jīng)營及信用等還款能力方面的信息，挖掘?qū)嶓w企業(yè)的還款意愿，實現(xiàn)對實體企業(yè)的精準(zhǔn)畫像，降低對實體企業(yè)的“風(fēng)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(dǎo)致其過度配置金融資產(chǎn)的意愿減弱，進而抑制過度金融化行為。實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低交易成本、提高實體資產(chǎn)投資回報率和創(chuàng)新效益，改善了企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，加強了企業(yè)內(nèi)部穩(wěn)定性。數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過改進業(yè)務(wù)流程，優(yōu)化企業(yè)資源要素配置，提高了全要素生產(chǎn)率，降低了生產(chǎn)和交易成本(趙宸宇等，2021)，節(jié)約了資金流出。實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對主業(yè)業(yè)績有較強的驅(qū)動力(易露霞等，2021)，提升了產(chǎn)品創(chuàng)新績效(池毛毛等，2021)，增加了企業(yè)現(xiàn)金流入。數(shù)字化轉(zhuǎn)型改善了企業(yè)內(nèi)部資金流，緩解了融資約束。在健康穩(wěn)定的財務(wù)環(huán)境下，沒必要大量投資金融資產(chǎn)以保持資產(chǎn)流動性，實體企業(yè)過度儲蓄金融資產(chǎn)的動機減弱，進而抑制了過度金融化行為?；诖?，提出如下假設(shè)：

H4：實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過緩解融資約束來抑制過度金融化。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選取

根據(jù)數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行如下處理：(1)剔除金融類、房地產(chǎn)類上市公司；(2)剔除樣本期內(nèi)ST、*ST的上市公司；(3)剔除關(guān)鍵指標(biāo)值缺失的樣本；(4)剔除資產(chǎn)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(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)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(jié)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(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+其他流動資產(chǎn)及長期股權(quán)投資中的金融資產(chǎn)項目+投資性房地產(chǎn)凈額)/資產(chǎn)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(dāng)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(dāng)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(shù)字化轉(zhuǎn)型()

借鑒吳非等(2021)的方法，以上市公司年報中的數(shù)字技術(shù)詞頻作為實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的代理指標(biāo)。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型是當(dāng)前企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重大戰(zhàn)略，更容易體現(xiàn)在企業(yè)具有總結(jié)性和指導(dǎo)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(xiàn)企業(yè)的經(jīng)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(shù)據(jù)池，根據(jù)收集到的特征詞譜進行搜索、匹配和詞譜計數(shù)，形成加總詞譜。對加總詞譜加1取自然對數(shù)，用表示，值越大，表明實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度越高。

實體資產(chǎn)投資()：用現(xiàn)金流量表中的“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”與總資產(chǎn)之比衡量。

技術(shù)創(chuàng)新()：用研發(fā)投入與總資產(chǎn)之比衡量。

內(nèi)部控制()：用迪博公司開發(fā)的內(nèi)部控制指數(shù)加1并取自然對數(shù)來衡量。

融資約束()：借鑒成力為等(2021)的方法，用財務(wù)費用與總資產(chǎn)之比衡量。財務(wù)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(shù)字化轉(zhuǎn)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(shè)置如下控制變量：公司特征方面，主要有盈利能力(用總資產(chǎn)收益率衡量)、公司成長性(用公司總資產(chǎn)增長率衡量)、財務(wù)杠桿(用資產(chǎn)負債率衡量)和資本性支出(用固定資產(chǎn)占公司總資產(chǎn)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?cè)藬?shù)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(jīng)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(gòu)建

為了檢驗實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型是否能有效抑制過度金融化，設(shè)置如下模型：

檢驗?zāi)Ｐ?1)，當(dāng)回歸系數(shù)顯著為負時，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)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(jù)中介效應(yīng)檢驗原理，在模型(1)基礎(chǔ)上進一步設(shè)置如下模型：

模型(2)中，表示中介變量，分別表示實體資產(chǎn)投資、技術(shù)創(chuàng)新、內(nèi)部控制和融資約束。如果模型(1)的回歸系數(shù)顯著，模型(2)的回歸系數(shù)和模型(3)的回歸系數(shù)顯著，則中介效應(yīng)顯著，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)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(biāo)準(zhǔn)誤檢驗。

五、實證結(jié)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(jié)果。實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的均值為1.1038、中位數(shù)為0.6931，表示有超過一半的實體上市公司在進行數(shù)字化轉(zhuǎn)型。過度金融化()的最小值為0.0001、最大值為0.8544、標(biāo)準(zhǔn)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(chǎn)投資()的均值為0.0431、最大值為0.4306、最小值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為0.0417，表明實體上市公司在實體資產(chǎn)投資方面的差異較大。技術(shù)創(chuàng)新()的均值為0.0237、標(biāo)準(zhǔn)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(nèi)部控制()的均值為6.2656、中位數(shù)為6.5029、標(biāo)準(zhǔn)差為1.1710，表明實體上市公司內(nèi)部控制水平差異程度較小。融資約束()的均值為0.0082、中位數(shù)為0.0041、標(biāo)準(zhǔn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型動態(tài)優(yōu)化趨勢明顯，內(nèi)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(chǎn)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(jié)果

(二)直接作用機制分析

表2為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，當(dāng)不考慮控制變量時，對模型(1)進行線性回歸，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0036、值為-2.03，在5%水平下顯著，表明實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化具有顯著的抑制作用。考慮控制變量時，對模型(1)進行線性回歸，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0054、值為-3.02，在1%水平下顯著，表明實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著降低了過度金融化?？梢?，本文假設(shè)H1得到驗證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)傳導(dǎo)機制的擴展分析

檢驗假設(shè)H1發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化有顯著的治理效應(yīng)。本文運用中介效應(yīng)模型進行內(nèi)在傳導(dǎo)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(guān)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(shù)字化轉(zhuǎn)型通過抑制實體金融化動因?qū)^度金融化發(fā)揮積極的治理效應(yīng)。

首先，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了運營成本，提高了實體資產(chǎn)投資回報率，吸引企業(yè)增加實體資產(chǎn)投資而減少金融資產(chǎn)投資，這將抑制過度金融化，因而將檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→實體資產(chǎn)投資→過度金融化”。其次，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了創(chuàng)新風(fēng)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(chǎn)投資，對過度金融化產(chǎn)生抑制作用，因而將檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→技術(shù)創(chuàng)新→過度金融化”。再次，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了股東與管理者之間的信息不對稱，加強了內(nèi)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(chǎn)，因而將檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→內(nèi)部控制→過度金融化”。最后，數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低了信貸市場信息不對稱，減少了銀行等金融機構(gòu)的風(fēng)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(chǎn)的“蓄水池”動因，進而抑制過度金融化，因而檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→融資約束→過度金融化”。

表3為實體資產(chǎn)投資機制的檢驗結(jié)果。首先檢驗數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的影響(“”)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0054、值為-3.02，在1%水平下顯著，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著降低了過度金融化。其次檢驗數(shù)字化轉(zhuǎn)型對實體資產(chǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0002、值為-0.41，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型減少了實體資產(chǎn)投資，但不顯著。最后檢驗數(shù)字化轉(zhuǎn)型、實體資產(chǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0028、值為-1.58，實體資產(chǎn)投資()的回歸系數(shù)為-0.3285、值為-9.12。依據(jù)中介效應(yīng)檢驗原理，實體資產(chǎn)投資在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與過度金融化之間沒有發(fā)揮顯著中介效應(yīng)，假設(shè)H2a沒有得到驗證。

表3 實體資產(chǎn)投資機制的檢驗結(jié)果

數(shù)字化轉(zhuǎn)型沒有顯著增加實體資產(chǎn)投資，反而減少了實體資產(chǎn)投資，原因可能在于：一方面，數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用減少了出故障概率，實現(xiàn)了精準(zhǔn)維護，提高了實體企業(yè)現(xiàn)有設(shè)備的使用效率，新增實體資產(chǎn)的必要性減少；另一方面，隨著數(shù)字化技術(shù)的發(fā)展，共享經(jīng)濟從生活消費領(lǐng)域向生產(chǎn)領(lǐng)域滲透(趙宸宇等，2021)，實體企業(yè)可通過共享經(jīng)濟平臺進行生產(chǎn)制造、產(chǎn)品檢測及物流配送，避免了重復(fù)投入，減少對實體資產(chǎn)投資需求。

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

表4 技術(shù)創(chuàng)新機制的檢驗結(jié)果

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

表5 內(nèi)部控制機制的檢驗結(jié)果

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

表6 融資約束機制的檢驗結(jié)果

數(shù)字化轉(zhuǎn)型沒有降低融資約束，原因可能在于：數(shù)字化轉(zhuǎn)型沒有顯著降低金融機構(gòu)與實體企業(yè)之間的信息不對稱，金融機構(gòu)對實體企業(yè)依然要求較高的風(fēng)險溢價，實體企業(yè)融資成本高企，導(dǎo)致數(shù)字化轉(zhuǎn)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(jié)果。借鑒王少華等(2020)的方法，構(gòu)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(dāng)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(chǎn)增長率表示；Lev為實體企業(yè)財務(wù)杠桿，用上期資產(chǎn)負債率表示；Cf為實體企業(yè)現(xiàn)金流狀況，用上期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比值表示；Size為實體企業(yè)規(guī)模，用上期總資產(chǎn)取自然對數(shù)表示；Age為實體企業(yè)經(jīng)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(chǎn)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(jù)表7第(1)(2)列的回歸結(jié)果，不管是否加入控制變量，數(shù)字化轉(zhuǎn)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(jié)果

解釋變量的回歸結(jié)果。首先，用啞變量()表示實體企業(yè)是否數(shù)字化轉(zhuǎn)型，實體企業(yè)存在數(shù)字化轉(zhuǎn)型用1表示，實體企業(yè)不存在數(shù)字化轉(zhuǎn)型用0表示。檢驗路徑“”，根據(jù)表7第(3)列和第(4)列的檢驗結(jié)果，不論是否加入控制變量，數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的系數(shù)依然顯著為負，表明相比沒有數(shù)字化轉(zhuǎn)型的實體企業(yè)，存在數(shù)字化轉(zhuǎn)型的實體企業(yè)顯著抑制了過度金融化。其次，將企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型指標(biāo)分解至兩大層面，分別是底層技術(shù)層面和實踐應(yīng)用層面。底層技術(shù)層面?zhèn)戎赜谄髽I(yè)內(nèi)部生產(chǎn)、管理、支撐技術(shù)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型和數(shù)字化升級，數(shù)字技術(shù)實踐應(yīng)用層面主要側(cè)重數(shù)字技術(shù)與復(fù)雜業(yè)務(wù)生態(tài)場景的融合應(yīng)用并形成有效的產(chǎn)出(吳非等，2021)。在測度時，底層技術(shù)層面()是通過統(tǒng)計上市公司年報中關(guān)于人工智能技術(shù)、大數(shù)據(jù)技術(shù)、云計算技術(shù)和區(qū)塊鏈技術(shù)方向的詞頻并形成加總詞頻，加1取自然對數(shù)表示；實踐應(yīng)用層面()是通過統(tǒng)計上市公司年報中關(guān)于數(shù)字技術(shù)運用方面的詞頻，加1取自然對數(shù)表示。分別將底層技術(shù)層面()和實踐應(yīng)用層面()對過度金融化進行回歸分析。在路徑“底層技術(shù)層面→過度金融化”(“”)中，底層技術(shù)層面()的回歸系數(shù)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(shù)可以顯著抑制過度金融化。在路徑“實踐應(yīng)用層面→過度金融化”(“”)中，實踐應(yīng)用層面()的回歸系數(shù)為-0.0040、值為-2.08，在5%水平下顯著，表明實體企業(yè)數(shù)字技術(shù)的實踐應(yīng)用可以顯著抑制過度金融化?？梢?，不論是用虛擬變量表示還是對數(shù)字化轉(zhuǎn)型內(nèi)部進行分解，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化依然發(fā)揮顯著的治理效應(yīng)。

表8為改變研究期間的回歸結(jié)果。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型可能與重大金融沖擊有關(guān)聯(lián)。當(dāng)受到金融危機沖擊后，企業(yè)資產(chǎn)流動性會突然降低，進而阻礙企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進程。忽視金融危機這類因素的探討，可能造成一定的內(nèi)生性干擾。在樣本期間內(nèi)，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(jié)果見表8第(1)列，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)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(jié)果見表8第(2)列，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)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(jié)果見表8第(3)列，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0062、值為-3.37，在1%水平下顯著?？梢姡淖冄芯繀^(qū)間后，數(shù)字化轉(zhuǎn)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(jié)果

數(shù)字化轉(zhuǎn)型治理了過度金融化，還是過度金融化扼殺了數(shù)字化轉(zhuǎn)型？數(shù)字化轉(zhuǎn)型與過度金融化之間可能存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)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(nèi)生性問題。

表9為解釋變量滯后一期、滯后二期的內(nèi)生性檢驗?？紤]到實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響到金融資產(chǎn)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(xiàn)實中的時滯效應(yīng)，又能減輕反向因果的內(nèi)生性干擾。在表9中，當(dāng)解釋變量分別滯后一期、滯后二期時，在路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→過度金融化”中，數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)均顯著為負。從回歸結(jié)果看，與前文檢驗結(jié)果不存在實質(zhì)性差異。

表9 解釋變量滯后一期、二期的內(nèi)生性檢驗

本文運用工具變量法來進一步降低內(nèi)生性干擾，以增強核心研究結(jié)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(wù)量()、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口()作為工具變量進行內(nèi)生性檢驗。表10為工具變量的內(nèi)生性檢驗結(jié)果。

表10 工具變量的內(nèi)生性檢驗

首先，判斷數(shù)字化轉(zhuǎn)型變量的內(nèi)生性問題。第一步，數(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)是否為0，結(jié)果顯示回歸系數(shù)為0.0053，則拒絕原假設(shè)，說明存在內(nèi)生性問題。由于原模型存在內(nèi)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(nèi)生解釋變量的相關(guān)性(判斷工具變量的可靠性)。內(nèi)生變量()對所有外生變量、工具變量回歸，構(gòu)建模型如下：

檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)的回歸系數(shù)為0.0982、值為5.34，在1%水平下顯著；的回歸系數(shù)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(shù)是否同時為0，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩個工具變量的回歸系數(shù)均不為0，且(2, 9388)=410.35，Prob＞=0.0000，這表明電信業(yè)務(wù)量()、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口()作為工具變量與內(nèi)生變量()是有相關(guān)性的，能夠解釋數(shù)字化轉(zhuǎn)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(nèi)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(gòu)建模型(7)如下：

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

(五)異質(zhì)性分析

考慮到我國企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的特殊性，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和過度金融化之間的關(guān)系可能存在差異。當(dāng)國家對企業(yè)擁有所有權(quán)或者控制權(quán)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)的檢驗結(jié)果。在國有企業(yè)樣本組中，實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0086、值為-3.74，在1%水平下顯著，表明數(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0089、值為-5.67，在1%水平下顯著，表明實體企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著降低了非國有企業(yè)過度金融化?？梢?，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)在國有企業(yè)、非國有企業(yè)沒有實質(zhì)性差異，但相比國有企業(yè)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)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(yīng)遲鈍，數(shù)字技術(shù)應(yīng)用不充分，數(shù)字化轉(zhuǎn)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(yīng)快捷，會積極抓住數(shù)字化經(jīng)濟的歷史機遇來推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。非國有企業(yè)深入貫徹數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略，使得非國有企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)

將研究樣本按照創(chuàng)新依賴性區(qū)分為高技術(shù)企業(yè)和非高技術(shù)企業(yè)，表12為區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新依賴性的回歸結(jié)果。根據(jù)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(shè)備制造，電子及通信設(shè)備制造，計算機及辦公設(shè)備制造，醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造等五大類行業(yè)界定為高技術(shù)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(shù)企業(yè)。在表12中，當(dāng)檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→過度金融化”時，高技術(shù)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0067、值為-3.24，在1%水平下顯著；非高技術(shù)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0118、值為-7.12，在1%水平下顯著。可見，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對高技術(shù)企業(yè)、非高技術(shù)企業(yè)的過度金融化均起到顯著的治理作用，但非高技術(shù)企業(yè)的治理效果更優(yōu)。原因可能在于：高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新依賴性強，過度金融化程度較低，高技術(shù)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)未充分發(fā)揮；而非高技術(shù)企業(yè)的生產(chǎn)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(shù)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化的治理效應(yīng)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(jié)果。以企業(yè)總資產(chǎn)來衡量企業(yè)規(guī)模，當(dāng)企業(yè)總資產(chǎn)小于均值則劃分為中小企業(yè)，當(dāng)企業(yè)總資產(chǎn)大于均值則劃分為大規(guī)模企業(yè)。在表13中，當(dāng)檢驗路徑“數(shù)字化轉(zhuǎn)型→過度金融化”時，大規(guī)模企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0080、值為-4.46，在1%水平下顯著；中小規(guī)模企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型()的回歸系數(shù)為-0.0095、值為-5.18，在1%水平下顯著?？梢?，數(shù)字化轉(zhuǎn)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(jīng)營靈活，數(shù)字技術(shù)打破了資源配置的時空約束、衍生了共享經(jīng)濟，中小規(guī)模企業(yè)通過共享經(jīng)濟平臺進行生產(chǎn)制造、產(chǎn)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(chǎn)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(jié)論與建議

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

基于此結(jié)論，本文有以下幾點政策建議：第一，加大數(shù)字化轉(zhuǎn)型力度。本文研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對過度金融化發(fā)揮積極的治理效應(yīng)。為了抓住數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展契機，扭轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略，讓數(shù)字科學(xué)技術(shù)重塑企業(yè)價值鏈條。

第二，拓寬數(shù)字化轉(zhuǎn)型傳導(dǎo)機制的有效路徑，打通“堵點”環(huán)節(jié)。本文研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過創(chuàng)新投入、內(nèi)部控制抑制了過度金融化，但實體資產(chǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型程度，增強內(nèi)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(shù)字技術(shù)向生產(chǎn)環(huán)節(jié)嵌入，進一步降低生產(chǎn)成本，提高實體資產(chǎn)投資效率和效益；此外，提高內(nèi)部數(shù)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(shù)字化轉(zhuǎn)型方面的“靶向”政策。為緊抓數(shù)字技術(shù)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(shù)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，以扭轉(zhuǎn)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(shù)字化轉(zhuǎn)型給予一定的補貼，保護知識產(chǎn)權(quán)以維護高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新動力。 ■