王新光

內(nèi)容提要：基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，以2008-2020年中國A股上市企業(yè)為樣本，實證檢驗了管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響機(jī)理。研究結(jié)果表明，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有顯著的抑制作用。機(jī)制分析表明，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的抑制作用主要通過降低企業(yè)治理水平來實現(xiàn)。異質(zhì)性檢驗表明，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的抑制作用在流動性供給不足與第二類代理沖突嚴(yán)重的情境下更為明顯。

一、 引 言

在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代，數(shù)字化轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為改造提升傳統(tǒng)動能、培育發(fā)展新動能的重要手段(袁淳等，2021)。中國政府對數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展給予了高度重視。2021年《政府工作報告》明確提出“加快數(shù)字化發(fā)展，打造數(shù)字經(jīng)濟(jì)新優(yōu)勢，協(xié)同推進(jìn)數(shù)字產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，加快數(shù)字社會建設(shè)步伐，提高數(shù)字政府建設(shè)水平，營造良好數(shù)字生態(tài)，建設(shè)數(shù)字中國”。2021年中央經(jīng)濟(jì)工作會議再次強(qiáng)調(diào)，“加快數(shù)字化改造，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級”。全球經(jīng)濟(jì)向數(shù)字經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型勢在必行，傳統(tǒng)企業(yè)模式變得不可持續(xù)(Davis和DeWitt，2021)。因此，如何發(fā)揮企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的主觀能動性已不容忽視。那么，是什么阻礙了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程？認(rèn)清這一問題，對于做強(qiáng)做優(yōu)做大中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實意義與理論價值。

管理者作為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的掌舵者，發(fā)揮著識別企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型環(huán)境、辨別企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型能力與指引企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型方向的作用，其時間取向在這一過程中扮演著重要角色(Lin等，2019)。數(shù)字化轉(zhuǎn)型作為重要的企業(yè)跨期行為，其依賴于管理者的時間認(rèn)知長度與決策視野廣度。在有限認(rèn)知與有限意志力下，管理者常會在跨期選擇中過多關(guān)注短期收益而忽視企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展(Reilly等，2016)，表現(xiàn)出的短視傾向?qū)е铝似髽I(yè)計劃與執(zhí)行之間的矛盾沖突，產(chǎn)生當(dāng)下享樂偏誤。那么在不斷做強(qiáng)做優(yōu)做大中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實背景下，管理者所產(chǎn)生的短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型會產(chǎn)生怎樣的影響？基于此，本文結(jié)合行為經(jīng)濟(jì)學(xué)有限認(rèn)知下的稟賦效應(yīng)理論與有限意志力下的計劃者—執(zhí)行者模型，試圖探究管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響，以期在行為經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域?qū)ζ髽I(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型影響因素的研究進(jìn)行有益補(bǔ)充。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，以往文獻(xiàn)對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型行為的探討多集中于經(jīng)濟(jì)后果的研究(袁淳等，2021；吳非等，2021)，本文在行為經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下，從管理者跨期決策的短視行為視角厘清了微觀層面上管理者行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的作用機(jī)理，并基于資源稟賦與治理成本的異質(zhì)性特征，識別并檢驗了流動性供給與第二類代理沖突的調(diào)節(jié)作用，豐富和拓展了管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的邊界機(jī)制研究，為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響因素提供了經(jīng)驗證據(jù)。第二，本文借助文本分析和機(jī)器學(xué)習(xí)方法測量管理者短視行為與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，為行為經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究拓展了有價值的數(shù)據(jù)來源，也為未來行為經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下將實證經(jīng)濟(jì)學(xué)和機(jī)器學(xué)習(xí)相輔相成提供了新思路。第三，本文的研究結(jié)論具備一定的政策含義。從本文的研究結(jié)論看，在微觀層面上近年來企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型陷入的“冷啟動”困境并不利于宏觀層面上數(shù)字經(jīng)濟(jì)做強(qiáng)做優(yōu)做大，在發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)的過程中必須充分考慮并有效發(fā)揮微觀層面上企業(yè)管理者人力資本的增量作用，利用政策去引導(dǎo)管理者制定企業(yè)長效發(fā)展機(jī)制，推動企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程。

本文的內(nèi)容安排如下：第一部分是引言；第二部分是理論機(jī)制和研究假說；第三部分是計量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)；第四部分是實證分析；第五部分是內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性分析；第六部分是進(jìn)一步分析；最后一部分是結(jié)論與啟示。

二、 理論機(jī)制和研究假說

數(shù)字化轉(zhuǎn)型為企業(yè)提供了自我革新的機(jī)會，但是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)與數(shù)字經(jīng)濟(jì)過于懸殊的技術(shù)水平差異使得企業(yè)實現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級的機(jī)會成本較大、難度較大、時間較長(許恒等，2020)。從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，管理者跨期選擇的視野與決策方向受制于有限認(rèn)知與有限意志力，在職業(yè)生涯的稟賦效應(yīng)與計劃-執(zhí)行的認(rèn)知偏差下出現(xiàn)短視行為，進(jìn)而會因為數(shù)字化轉(zhuǎn)型在短期內(nèi)可能存在風(fēng)險或損失而避免該項投資，阻礙了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

第一，職業(yè)生涯的稟賦效應(yīng)。對職業(yè)生涯傾注情感與注意力后，管理者出于對現(xiàn)有職位的關(guān)注，會將其內(nèi)化為個人稟賦的一部分，增強(qiáng)主觀評價，產(chǎn)生稟賦效應(yīng)(Thaler，1980)。外界環(huán)境的不斷衍化導(dǎo)致管理者的職位相比以往更不穩(wěn)定，失去職位的恐懼感影響著管理者的戰(zhàn)略決策(Connelly等，2020)。根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，管理者在損失厭惡以及延續(xù)職業(yè)生涯的強(qiáng)烈傾向下，無法聚焦于企業(yè)的長期成長，導(dǎo)致管理者在面臨跨期選擇時容易產(chǎn)生短視行為。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型面臨著高昂的交易成本、不可預(yù)知的風(fēng)險等多重壓力，使得短視的管理者在職業(yè)生涯的稟賦效應(yīng)下更加傾向于利用短期相對確定的收益實現(xiàn)個人職業(yè)生涯的延續(xù)。另一方面，聲譽(yù)水平作為管理者職業(yè)生涯稟賦的重要價值體現(xiàn)，使得短視的管理者出于對聲譽(yù)損失的擔(dān)憂，不愿意承擔(dān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型可能帶來的失敗風(fēng)險。因此，隱性的聲譽(yù)機(jī)制將短視的管理者囿于狹隘框景中，無法將視野延伸至長遠(yuǎn)的戰(zhàn)略安排，在企業(yè)發(fā)展選擇上注重短期安全可靠的確定性方案來保持企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，從而穩(wěn)定或提高自身聲譽(yù)水平以增加職業(yè)生涯稟賦價值。

第二，計劃—執(zhí)行的認(rèn)知偏差。短視的管理者在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的跨期選擇中存在時間偏好的動態(tài)不一致性問題(Thaler和Shefrin，1981；Laibson，1997)。由于管理者既負(fù)責(zé)企業(yè)計劃安排，又參與計劃執(zhí)行過程，因此管理者兼具計劃者與執(zhí)行者的雙重身份。在行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的計劃者—執(zhí)行者模型下，管理者一方面有能力考慮到企業(yè)長期發(fā)展目標(biāo)，將企業(yè)長期福利作為戰(zhàn)略方向；另一方面又是被短期目標(biāo)桎梏的執(zhí)行者，因安于現(xiàn)狀或財務(wù)壓力從而產(chǎn)生短視行為(Nguyen等，2020)，對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型望而生畏。短視的管理者過度關(guān)注短期利潤而不是長期目標(biāo)(Cannon等，2020)，無法聚焦于計劃過程下的企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型帶來的福利。綜合以上分析，本文提出如下待檢驗假說：

假說：管理者短視行為抑制了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

三、 計量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

1. 樣本選擇、數(shù)據(jù)來源

本文以2008-2020年中國滬深兩市A股上市企業(yè)作為研究對象，初始數(shù)據(jù)按照以下原則進(jìn)行篩選：剔除金融行業(yè)上市企業(yè)；剔除ST、*ST和退市企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)存在缺失值的企業(yè)。年報數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站以及巨潮資訊網(wǎng)，并利用WinGo財經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺進(jìn)行數(shù)據(jù)清洗。其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。為排除極端值帶來的影響，本文對分析中需要的連續(xù)變量進(jìn)行了前后1%縮尾處理。

2. 計量模型

本文基準(zhǔn)回歸模型如下所示：

DCGit=β0+β1Myopiait+βCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中，i表示企業(yè)，t表示時間；DCG為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度，值越大，表明企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度越高；Myopia為核心解釋變量，表示管理者短視行為；CVs為控制變量；為盡可能地吸收固定效應(yīng)，本文同時控制了年份固定效應(yīng)(Year)和行業(yè)固定效應(yīng)(Industry)；εit為隨機(jī)擾動項。

3. 變量定義

(1) 被解釋變量。借鑒吳非等(2021)的方法，基于上市企業(yè)的年度財務(wù)報告，本文利用篩選出的特征關(guān)鍵詞集合(如圖1所示)，并通過剔除關(guān)鍵詞前置詞為“無”“沒”“不”等否定詞語的描述以及剔除非本企業(yè)的“數(shù)字化轉(zhuǎn)型”關(guān)鍵詞進(jìn)行了數(shù)據(jù)清洗。最后，根據(jù)特征詞進(jìn)行搜尋、適配與詞頻計數(shù)，進(jìn)而分類加總關(guān)鍵技術(shù)方向的詞頻并求和得到總詞頻。由于在詞頻數(shù)統(tǒng)計分布上具有明顯的右偏傾向，因此本文將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，最終得到企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的代理指標(biāo)DCG。

圖1 企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的結(jié)構(gòu)化特征詞集合

(2) 解釋變量。借鑒胡楠等(2021)的研究，首先確定企業(yè)年度財務(wù)報告的管理層討論與分析章節(jié)中有關(guān)“短期視野”的直接與間接種子詞集，其中“盡快”“立刻”“馬上”“天內(nèi)”“數(shù)月”“年內(nèi)”劃分在直接大類，“壓力”“考驗”“契機(jī)”“之際”劃分在間接大類；其次，采用Word2Vec中的CBOW模型(Continuous Bag-of-words Model)訓(xùn)練中文年度財務(wù)報告語料，獲得中心詞的相似詞；最后，確定最終指標(biāo)詞集，基于詞典法計算表征短視行為的詞匯總詞頻占企業(yè)年度財務(wù)報告中管理層討論與分析章節(jié)的總詞頻的比例，將其乘以100后得到最終的管理者短視行為指標(biāo)Myopia。

(3) 控制變量。借鑒以往研究，本文從企業(yè)特征與治理特征兩個層面分別控制一系列影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的因素：在企業(yè)特征層面上選取企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成長性(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(AS)、投資機(jī)會(TobinQ)作為控制變量；在治理特征層面選取董事會規(guī)模(Bsize)、股權(quán)集中度(Shrcr10)、董事會獨立性(Indep)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INS)作為控制變量。

本文所有變量測量方式如表1所示。

表1 變量定義與說明

續(xù)表

四、 實證分析

1. 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2給出了所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。變量DCG的最大值為4.754，最小值為0.000，說明樣本中企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度存在較大差異。變量Myopia的平均值為0.094，中位數(shù)為0.074，標(biāo)準(zhǔn)差為0.082，表明管理者短視行為指標(biāo)具有充分的變異性。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與其他學(xué)者研究相似，各控制變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差均處于可接受范圍內(nèi)。在進(jìn)行相關(guān)性分析后發(fā)現(xiàn)，Myopia與DCG的相關(guān)系數(shù)為-0.240，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，初步支持了前文提出的假設(shè)。

表2 描述性統(tǒng)計

2. 基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3。第(1)列僅控制了年份固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，變量Myopia的系數(shù)為-1.236且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗；第(2)列添加了控制變量集合，變量Myopia的系數(shù)的絕對值縮小但是顯著性不變，說明在控制一系列企業(yè)特征和治理特征后，管理者短視行為(Myopia)與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型(DCG)仍然呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假說得到了驗證。

五、 內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性分析

1. 內(nèi)生性檢驗

(1) PSM檢驗。對于管理者短視行為會抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型這一結(jié)論，可能存在樣本自選擇問題。本文的最終結(jié)論可能是上市企業(yè)的某些共同因素所驅(qū)動的，而非管理者短視行為造成的。因此為了排除

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

樣本自選擇偏差對研究結(jié)論可能造成的影響，本文采用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)使用一對一最近鄰匹配進(jìn)行檢驗。借鑒徐寧等(2019)的做法，以管理者短視行為樣本中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將管理者短視行為高于樣本中位數(shù)的界定為實驗組。選取企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成長性(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、盈利能力(ROA)、董事會規(guī)模(Bsize)、獨立董事比例(Indep)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INS)、股權(quán)Z值(Shrz)、管理層持股比例(Mshare)、管理層平均年齡(Mage)、管理層薪酬總額(Mpay)、管理層男性占比(Mgender)、兩權(quán)分離率(Sep)、管理層金融背景(Mfin)與管理層海外背景(Moversea)作為協(xié)變量。其中，變量Size、Age、Lev、Growth、Soe、Bsize、Indep和INS的測量方式同表1；盈利能力(ROA)用凈利潤除以總資產(chǎn)平均余額衡量；股權(quán)Z值(Shrz)用企業(yè)第一大流通股股東與第二大流通股股東的持股比例的比值衡量；管理層持股比例(Mshare)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管持股數(shù)量占總股數(shù)量之比衡量；管理層平均年齡(Mage)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管年齡的平均數(shù)衡量；管理層薪酬總額(Mpay)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管領(lǐng)取的薪酬總額的自然對數(shù)衡量；管理層男性占比(Mgender)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管中男性人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比例衡量；兩權(quán)分離率(Sep)用現(xiàn)金流權(quán)減去控制權(quán)衡量；管理層金融背景(Mfin)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管中是否有人具有金融背景(金融背景包括曾經(jīng)與現(xiàn)在的工作背景)衡量，若具有金融背景則賦值為1，否則賦值為0；管理層海外背景(Moversea)用企業(yè)董事、監(jiān)事及高管中是否有人具有海外背景(海外背景包括曾經(jīng)與現(xiàn)在的求學(xué)、任職背景)衡量，若具有海外背景則賦值為1，否則賦值為0。

本文分別繪制了樣本匹配前后實驗組以及控制組的傾向得分分布密度函數(shù)圖，見圖2。在匹配后處理組與對照組樣本的核密度曲線分布形態(tài)高度接近。樣本匹配前后的t統(tǒng)計量和標(biāo)準(zhǔn)偏差的變化如表4所示。匹配后各特征變量標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值均不高于2.7%，并且與匹配前的結(jié)果相比所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅縮小。最后，將匹配后的樣本重新回歸，結(jié)果如表5中第(1)列所示。匹配樣本即使有所改變，變量Myopia的系數(shù)仍顯著為負(fù)，表明在控制樣本自選擇問題后，檢驗結(jié)果與前文一致。

(2) 兩階段殘差介入法。借鑒Chen等(2013)的做法，本文利用兩階段殘差介入法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。首先，在第一階段，將變量Myopia與其可能的影響因素進(jìn)行回歸，如模型(2)所示。為確保管理者短視行為抓取了管理者特質(zhì)的增量信息，模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了其余可能驅(qū)動管理者短視的環(huán)境因素變量與治理結(jié)構(gòu)變量ΔCVs，包括企業(yè)虧損狀態(tài)(Loss)、股權(quán)Z值(Shrz)、管理層持股比例(Mshare)、管理層平均年齡(Mage)、管理層薪酬總額(Mpay)、管理層男性占比(Mgender)、兩權(quán)分離率(Sep)、管理層金融背景(Mfin)與管理層海外背景(Moversea)。其中，Loss為虛擬變量，當(dāng)企業(yè)凈利潤為負(fù)時，將其賦值為1，否則賦值為0。其余變量的測量方式同上。然后，將第一階段回歸模型計算出的殘差值作為增量的管理者短視行為(ΔMyopia)，帶入模型(3)進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表5中第(2)列所示。ΔMyopia與DCG呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響在控制了潛在內(nèi)生性問題后依然成立。

圖2 PSM匹配前后變量Myopia的概率分布密度函數(shù)圖

表4 PSM匹配均衡性檢驗結(jié)果

續(xù)表

Myopiait=λ0+λ1ΔCVsit+λ2CVsit+∑Industry+∑Year+εit

(2)

DCGit=η0+η1Myopiait+η2ΔMyopiait+η3CVsit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

(3) 滯后處理。管理者短視行為與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間可能存在反向因果問題。為了解決可能存在的反向因果問題，本文將解釋變量進(jìn)行滯后1期處理。具體回歸結(jié)果如表5中第(3)列所示，變量Myopia的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)，說明反向因果問題不成立。

表5 內(nèi)生性檢驗

2. 穩(wěn)健性分析

(1) 安慰劑檢驗。參考Cornaggia和Li(2019)的做法，本文將樣本數(shù)據(jù)集的所有企業(yè)—年度觀測值中變量Myopia的取值全部提取，再將這些數(shù)值逐一隨機(jī)地分配到每一個企業(yè)—年度觀測值中，最后重新進(jìn)行回歸。如果安慰劑效應(yīng)存在，那么受未被覺察到的研究設(shè)計局限性的驅(qū)動，處理后的Myopia應(yīng)該依然會與DCG顯著負(fù)相關(guān)?；貧w結(jié)果如表6中第(1)列所示，Myopia的系數(shù)不顯著，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果存在明顯的差異，意味著安慰劑效應(yīng)不存在。

(2) 剔除特殊事件影響。由于2008-2009年屬于外部環(huán)境動蕩期(連燕玲等，2015)，因此借鑒連燕玲等(2015)的研究，本文在原有數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上剔除了2008-2009年數(shù)據(jù)后重新回歸，結(jié)果如表6中第(2)列所示。結(jié)果顯示，變量Myopia的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，通過了穩(wěn)健性檢驗。

(3) 控制行業(yè)的年度趨勢。為了控制行業(yè)發(fā)展的周期性與政策變化等影響，本文參考潘越等(2020)的研究思路，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制行業(yè)乘以年份的固定效應(yīng)，從而盡可能消除各種宏觀因素對回歸結(jié)果的影響。結(jié)果如表6中第(3)列所示，變量Myopia的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說明在考慮了行業(yè)周期、政策變化等因素的潛在影響之后，管理者短視行為對于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響依然存在。

表6 穩(wěn)健性檢驗

六、 進(jìn)一步分析

1. 機(jī)制檢驗

管理者為了提升職業(yè)生涯認(rèn)可度、在市場上構(gòu)建或鞏固個人的聲譽(yù)和威望，可能會通過個人影響力致使管理層的決策視野囿于狹隘框景中，使得管理層的行為缺少有效自監(jiān)督與各方制衡，降低治理水平。企業(yè)治理水平的降低，導(dǎo)致短視的管理者在資產(chǎn)配置方面更加偏向低風(fēng)險投資，遠(yuǎn)離企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。因此，管理者短視行為可以通過降低企業(yè)治理水平進(jìn)而抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

借鑒顧乃康和周艷利(2017)、周茜等(2020)的做法，本文選取管理層薪酬與管理層持股比例表征企業(yè)激勵機(jī)制，選取獨立董事比例與董事會規(guī)模表征董事會的監(jiān)督作用，選取機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股權(quán)制衡度表征股權(quán)結(jié)構(gòu)的監(jiān)督作用，選取董事長與總經(jīng)理是否兩職合一表征總經(jīng)理的決策權(quán)力，利用上述7個指標(biāo)通過主成分分析法將得到的第一主成分作為反映企業(yè)治理水平的綜合指標(biāo)。為了便于實證結(jié)果的系數(shù)解讀，將該指標(biāo)取相反數(shù)得到最終的企業(yè)治理水平(Gov)，該值越大，表明企業(yè)治理水平越低。

為了驗證上述機(jī)制，本文構(gòu)建以下三個模型：

DCGit=β0+β1Myopiait+βCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

Govit=γ0+γ1Myopiait+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(5)

DCGit=θ0+θ1Myopiait+θ2Govit+θCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(6)

回歸結(jié)果如表7所示。第(1)列中變量Myopia的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)；第(2)列考察了Myopia對Gov的影響，結(jié)果顯示Myopia的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明管理者短視行為降低了企業(yè)治理水平；第(3)列結(jié)果顯示變量Gov的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，變量Myopia的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)治理水平在管理者短視行為與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間起到了中介作用，即管理者短視行為通過降低企業(yè)治理水平進(jìn)而抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的路徑得以驗證。

2. 異質(zhì)性分析

(1) 流動性供給的影響。充足的現(xiàn)金流可以為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營提供流動性供給保障，顯著影響企業(yè)的

表7 治理水平的機(jī)制檢驗

投資預(yù)期與外部融資約束(付文林和趙永輝，2014)。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的各個環(huán)節(jié)都離不開大量資金的支持，對企業(yè)是否能夠健康發(fā)展有重要影響(毛志宏和哈斯烏蘭，2021)。因此，能否持續(xù)推動數(shù)字化轉(zhuǎn)型高度依賴于企業(yè)的流動性供給狀況。充足的流動性供給一方面可以幫助企業(yè)預(yù)防可能遭受的損失或應(yīng)對預(yù)期之外的支出，另一方面可以幫助企業(yè)在競爭環(huán)境不斷演變過程中抓住有利投資機(jī)會，鞏固現(xiàn)有行業(yè)地位。因而，當(dāng)企業(yè)流動性供給不足時，短視的管理者更忌憚于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中的大量現(xiàn)金投入。因此，在流動性供給不足的情境下，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的抑制作用更為明顯。

為了驗證上述猜想，本文借鑒姜付秀等(2017)的研究，利用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期初總資產(chǎn)的比值衡量流動性供給(Ocf)。將流動性供給(Ocf)、流動性供給與管理者短視行為的交互項(Myopia×Ocf)代入基準(zhǔn)回歸模型(1)?；貧w結(jié)果如表中8第(1)列所示，交互項Myopia×Ocf的系數(shù)為3.170，且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性，表明管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的抑制作用在流動性供給不足的情況下更為明顯。

(2) 第二類代理沖突的影響。與西方發(fā)達(dá)國家因為股權(quán)分散而主要存在的第一類代理問題不同，中國上市企業(yè)高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得第二類代理沖突占據(jù)主導(dǎo)地位，也即控股大股東與中小股東之間的矛盾與沖突更加突出(高鳳蓮和王志強(qiáng)，2016)。嚴(yán)重的第二類代理沖突更可能出現(xiàn)短視的管理者為了謀求私利與大股東合謀的行為，表現(xiàn)在對于長期投資的排斥與短期利益的偏好，導(dǎo)致企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型計劃被擱置。參考姜國華和岳衡(2005)的研究，本文利用其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值衡量第二類代理沖突(Cost)。將第二類代理沖突(Cost)、第二類代理沖突與管理者短視行為的交互項(Myopia×Cost)代入基準(zhǔn)回歸模型(1)?；貧w結(jié)果如表8中第(2)列所示，交互項Myopia×Cost的系數(shù)為-5.166，且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性，表明管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響在第二類代理沖突嚴(yán)重的情況下更為明顯。

表8 異質(zhì)性分析

七、 結(jié)論與啟示

1. 研究結(jié)論

本文基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論框架，以2008-2020年中國A股上市企業(yè)為樣本，利用文本分析和機(jī)器學(xué)習(xí)技術(shù)建構(gòu)管理者短視行為指標(biāo)與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型指標(biāo)，實證檢驗了管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響機(jī)理。研究結(jié)果表明，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有顯著的抑制作用，并且該結(jié)論通過了PSM檢驗、兩階段殘差介入法與滯后變量的內(nèi)生性檢驗，在安慰劑檢驗、剔除特殊事件影響與控制行業(yè)的年度趨勢一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。進(jìn)一步的機(jī)制檢驗結(jié)果表明，企業(yè)治理水平在管理者短視行為與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型中起到了中介作用。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的抑制作用在流動性供給不足與第二類代理沖突嚴(yán)重的情境下更為明顯。本文在理論上對行為經(jīng)濟(jì)學(xué)視域下管理者決策行為的經(jīng)濟(jì)后果的研究進(jìn)行了有益補(bǔ)充，并為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響因素提供了經(jīng)驗證據(jù)。

2. 啟示與不足

管理者的決策視野是企業(yè)在戰(zhàn)略決策過程中區(qū)別于其他競爭對手的關(guān)鍵，一定程度上決定了數(shù)字化轉(zhuǎn)型的成敗。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實體經(jīng)濟(jì)深度融合的時代背景下，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)而言是一場自上而下的深層次變革，并非一時之需，而是長久之計。因此企業(yè)應(yīng)該重視管理團(tuán)隊建設(shè)與內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制的完善，發(fā)揮管理者人力資本的增量作用，避免管理者囿于狹隘框景中作出的短視投資行為阻礙企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

但遺憾的是，囿于篇幅，本文未做數(shù)理推導(dǎo),僅根據(jù)已有學(xué)者的研究結(jié)論和特征事實進(jìn)行了邏輯推演,并給予實證檢驗。此外，管理者決策行為對企業(yè)戰(zhàn)略的影響是復(fù)雜多元的，本文僅僅深入挖掘了管理者短視行為對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響，未來的研究還可以從更多角度繼續(xù)探尋管理者決策行為對企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響機(jī)制，對行為經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)研究形成更多有益的補(bǔ)充，同時為企業(yè)生產(chǎn)實踐提供更多可借鑒的指導(dǎo)。