■ 何文彬 何魯建

（新疆財經大學金融學院 新疆烏魯木齊 830012）

引言

近年來，伴隨著實體企業(yè)產能過剩以及金融部門的高速增長，大量資金涌入金融市場，其中不乏企業(yè)原本用于生產經營、實業(yè)投資的生產性資金，而金融部門的高速增長伴隨著實體企業(yè)投資收益率的下降，一定程度上造成了我國經濟的脫實向虛，違背了金融部門服務實體經濟的初衷。黨的二十大報告中提出，堅持把經濟發(fā)展的著力點放在實體經濟上。習近平總書記多次強調“實體經濟是一國經濟的立身之本、財富之源”。經濟脫實向虛的微觀表現(xiàn)是實體企業(yè)金融活動參與度的逐漸提高，以及利潤來源于金融收益的比例不斷攀升，核心為企業(yè)追求資本增殖而非企業(yè)主業(yè)發(fā)展，最終加大了金融部門系統(tǒng)性風險并對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展造成負面影響。

在數(shù)字化大潮流下，新興數(shù)字技術對傳統(tǒng)企業(yè)的商業(yè)模式造成了極大的沖擊，但也給傳統(tǒng)企業(yè)的發(fā)展帶來新的機遇。數(shù)字技術能夠革新企業(yè)的經營管理全過程，為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展注入新的動能，使企業(yè)在更大范圍、更深層次處理并運用信息這一新興生產要素。經過數(shù)字化轉型，企業(yè)可以將先進數(shù)字技術與生產運營相融合，及時應對行業(yè)內的環(huán)境變化、獲取數(shù)據(jù)并有針對性地調整生產經營流程，幫助企業(yè)進行復雜決策，數(shù)字化轉型已經成為企業(yè)高質量發(fā)展的重要抓手。根據(jù)《中國互聯(lián)網發(fā)展報告2022》藍皮書，2021 年我國數(shù)字經濟規(guī)模達到45.5 萬億，占GDP 比重達39.8%。數(shù)字經濟對我國經濟發(fā)展的促進作用更加凸顯。黨的二十大報告指出，要“堅持把發(fā)展經濟的著力點放在實體經濟上，推進新型工業(yè)化”“加快發(fā)展數(shù)字經濟，促進數(shù)字經濟與實體經濟深度融合”。企業(yè)數(shù)字化轉型已經成為企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展、增強經濟發(fā)展動能的強勁引擎。

本文從企業(yè)數(shù)字化轉型、經濟脫實向虛現(xiàn)狀出發(fā)，聚焦數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置的抑制作用，探討數(shù)字化轉型作為數(shù)字經濟與實體企業(yè)結合的具體手段，能否幫助降低金融資產配置水平進而緩解實體經濟脫實向虛？如果可以，企業(yè)數(shù)字化轉型又具體通過哪些途徑降低金融資產配置水平？企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的抑制作用是否會因企業(yè)規(guī)模、所屬行業(yè)等因素而不同？企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平之間是否存在非線性關系？本文通過固定效應與中介效應模型研究企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的影響，圍繞企業(yè)數(shù)字化轉型與過度配置金融資產治理提出政策建議。

一、文獻綜述

（一）企業(yè)數(shù)字化轉型的相關研究

數(shù)字化已經成為企業(yè)提升自身核心競爭力、實現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展的重要戰(zhàn)略方向。數(shù)字化技術與企業(yè)深度融合能夠革新企業(yè)運營管理方式，涉及企業(yè)財務指標、運營效率、生產效率、可持續(xù)發(fā)展等方面。例如，荊文君等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經濟能夠有效促進經濟高質量發(fā)展；易露霞等（2021）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)數(shù)字化轉型能夠提升企業(yè)主業(yè)績效；倪克金等（2021）指出，企業(yè)數(shù)字化轉型能顯著促進企業(yè)成長；趙宸宇等（2021）、涂心語等（2022）均發(fā)現(xiàn)企業(yè)數(shù)字化轉型能夠通過不同路徑提升全要素生產率；段華友等（2023）指出，企業(yè)數(shù)字化轉型有助于促進企業(yè)創(chuàng)新。

企業(yè)數(shù)字化轉型一般來說難以直接量化，現(xiàn)有的關于企業(yè)數(shù)字化轉型的研究多集中于理論層面，不同學者對企業(yè)數(shù)字化轉型的定量評價存在分歧。部分學者如胡青（2020）使用向企業(yè)發(fā)放問卷的方式間接收集有關企業(yè)數(shù)字化轉型的數(shù)據(jù)，這種方式搜集的數(shù)據(jù)對現(xiàn)實的解釋能力相對較強，但面臨一定程度的自選擇問題，且受到樣本容量的限制。另一部分學者如吳非等（2021）、趙宸宇等（2021）的研究將數(shù)字化轉型細分為“底層技術運用”和“技術實踐運用”兩類，利用這五類關鍵詞建立詳細詞頻圖譜，使用python爬蟲功能統(tǒng)計上市公司年報關鍵詞出現(xiàn)頻率，并通過熵權法得出各指標的權重，較為準確地衡量企業(yè)數(shù)字化轉型，為企業(yè)數(shù)字化轉型研究提供了重要的工具。

（二）企業(yè)金融資產配置的相關研究

學術界對企業(yè)金融資產配置的研究主要分為兩個方面，即企業(yè)投資金融資產的動機、影響因素以及企業(yè)金融資產配置對微觀企業(yè)經營發(fā)展、宏觀金融系統(tǒng)穩(wěn)定等方面的影響。主流觀點認為企業(yè)配置金融資產主要出于兩種動機：一方面，金融資產流動性高的特點能夠幫助企業(yè)提升資金配置效率，保持資產流動性從而降低資金鏈斷裂風險；同時，資產流動性的充裕能夠幫助企業(yè)從容應對生產經營進而穩(wěn)定企業(yè)收益，具有“蓄水池”效應，另一方面，金融資產收益率較高的特點能夠吸引企業(yè)的閑置資金，提高企業(yè)財務績效，但部分企業(yè)管理者以利潤最大化為出發(fā)點會在一定程度上“擠壓”實體經濟投資，從而表現(xiàn)出“投資替代”效應。胡奕明等（2017）的研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)配置金融資產的動機主要為“蓄水池”動機，彭俞超等（2018）發(fā)現(xiàn),經濟政策不確定性的提高會抑制企業(yè)的金融資產配置比例，劉貫春等（2018）發(fā)現(xiàn)，金融資產持有份額與企業(yè)杠桿率正相關，而金融渠道獲利與企業(yè)杠桿率負相關。鄧路等（2020）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產配置能夠降低企業(yè)的違約風險。

而對于實體企業(yè)金融資產配置比例過高對企業(yè)長期發(fā)展的影響，目前研究大多持負面態(tài)度。張成思等（2016）發(fā)現(xiàn)經濟金融化顯著降低實業(yè)投資，且弱化貨幣政策對實體經濟的提振效果，杜勇（2017）指出，企業(yè)配置過多金融資產對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績產生了負面影響；彭俞超等（2018）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)過度配置金融資產會加大企業(yè)股價崩盤風險并破壞金融穩(wěn)定。但也有部分研究持中性態(tài)度，認為需要辯證地看待企業(yè)持有金融資產的行為。宋軍（2015）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)持有的非貨幣金融資產與企業(yè)經營收益率之間存在“U”型關系；鄧超（2017）認為企業(yè)金融資產配置水平與主營業(yè)務利潤率之間呈“U”型關系，顧海峰（2022）指出，企業(yè)金融資產配置水平與實體投資效率之間呈現(xiàn)倒“U”型關系。陳楊林（2023）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產配置水平與創(chuàng)新投入之間呈現(xiàn)倒“U”型關系。

此外，部分學者注意到了企業(yè)數(shù)字化轉型與實體經濟之間的關聯(lián)性。徐朝輝等（2022）指出，數(shù)字化轉型對企業(yè)過度配置金融資產有著顯著的治理效應，李萬利（2022）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)數(shù)字化轉型能夠顯著提高企業(yè)實體投資水平進而抑制企業(yè)配置金融資產，楊大鵬等（2023）指出企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產投資具有抑制作用。

（三）文獻述評

目前，學術界有關企業(yè)數(shù)字化轉型的研究主要聚焦于新興數(shù)字技術對宏觀層面經濟增長的積極影響（倪克金等，2021；何帆等，2019）。此外，也有部分文獻關注企業(yè)數(shù)字化轉型對微觀企業(yè)發(fā)展的影響（趙宸宇等，2021；徐心語等，2022；洪俊杰等，2022），這些研究從不同方面驗證了企業(yè)數(shù)字化轉型對實體企業(yè)的積極作用，但有關企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置水平的具體影響路徑還存在一定研究空間。

上述文獻分別從不同角度梳理了企業(yè)數(shù)字化轉型的優(yōu)勢以及企業(yè)金融資產配置失衡的后果，較多文獻對企業(yè)數(shù)字化轉型的研究集中在其對企業(yè)財務指標的影響。本文在上述研究的基礎上進一步發(fā)掘了企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置的影響機制，探索了企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置之間的非線性關系。

二、理論分析與研究假設

（一）數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置的抑制作用

目前我國處于新舊動能更迭、經濟轉型升級的關鍵時期，隨著我國人口紅利逐漸消失、增長方式由粗獷型增長轉向集約型增長，實體企業(yè)生產運營成本逐漸提升，疊加目前我國經濟面臨的供需失衡問題，實業(yè)投資收益率持續(xù)下跌，大部分實業(yè)投資預期收益率低于金融資產預期收益率，且在可預見的未來仍將保持這種趨勢，由此引發(fā)部分企業(yè)出于投資套利動機配置金融資產。一方面，企業(yè)適當配置金融資產能夠獲取超額利潤，改善企業(yè)的財務狀況；另一方面，企業(yè)配置過多金融資產將會導致管理層對金融渠道獲利形成的依賴，甚至挪用生產性資金投資金融資產，最終影響企業(yè)既定生產運營計劃。

數(shù)字化轉型能夠從三個方面改善企業(yè)過度配置金融資產。首先，企業(yè)數(shù)字化轉型能夠驅使企業(yè)形成以消費者為中心的經營理念，深入聚合企業(yè)與數(shù)字技術，引入信息數(shù)據(jù)這一新興生產要素，使得企業(yè)能夠通過大數(shù)據(jù)等技術主動獲取并分析豐富的數(shù)據(jù)，利用這些數(shù)據(jù)企業(yè)可以及時地判斷產品所處的生命周期、市場競爭情況、用戶需求及競爭對手戰(zhàn)略，幫助企業(yè)優(yōu)化生產經營管理決策，增強企業(yè)在同行業(yè)內的競爭力。同時，企業(yè)也可以通過便捷的用戶反饋渠道鏈接消費者，及時了解并迎合用戶需求以增加用戶黏性，從而改善企業(yè)實體業(yè)務經營狀況，提升企業(yè)實體業(yè)務績效，從投資動機上擠壓企業(yè)金融資產的份額。其次，企業(yè)數(shù)字化轉型能夠增強企業(yè)信息披露質量（王海芳等，2022；鐘廷勇等，2022），信息不對稱是委托代理問題及企業(yè)面臨融資約束的主要原因，由于委托代理問題的普遍存在，部分風險偏好較低的企業(yè)管理者會影響企業(yè)的投資決策，使企業(yè)放棄時間周期長、失敗風險大的實體投資項目而轉向配置金融資產，信息披露質量的提高有助于緩解信息不對稱問題，進而從緩解替代投資的角度降低企業(yè)金融資產配置水平。最后，企業(yè)數(shù)字化轉型帶來的數(shù)據(jù)分析處理能力的顛覆性升級與商業(yè)模式的全方位變革能夠在很大程度上幫助企業(yè)探索新的投資可能性。一方面，數(shù)據(jù)處理運用能力的膨脹能夠使企業(yè)在更深層次、更高維度上綜合分析投資項目可行性，還能發(fā)掘出競爭對手尚未發(fā)現(xiàn)的投資機會，提高實業(yè)投資從而擠占金融資產投資；另一方面，商業(yè)模式的變革能夠幫助企業(yè)更好地適應跨界經營，跳出現(xiàn)有行業(yè)尋求新的利潤增長點，綜合運用現(xiàn)有資源，迅速平滑經驗曲線，進而幫助企業(yè)提高實體投資成功率，降低企業(yè)金融資產配置水平?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H1：企業(yè)數(shù)字化轉型能夠降低金融資產配置水平。

企業(yè)數(shù)字化轉型可以為企業(yè)生產經營管理注入新的活力，但企業(yè)數(shù)字化轉型不是一蹴而就的，不僅需要管理層達成一致，為數(shù)字化轉型提供初始條件，還需要企業(yè)員工將數(shù)字思維貫徹到工作的全過程中。但現(xiàn)實中普遍存在著企業(yè)對數(shù)字化轉型的重視程度不夠，僅將其視為新的治理手段而非戰(zhàn)略選擇，只看到了“數(shù)字化”而忽略了“轉型”，部分地方政府對數(shù)字化轉型、數(shù)字經濟給予的政府補貼進一步放大了這種現(xiàn)象。習近平總書記多次強調：“要腳踏實地、因企制宜，不能為數(shù)字化而數(shù)字化”，觀念上的偏差會導致數(shù)字化轉型過程浮于表面，不僅導致企業(yè)無法充分貫徹數(shù)字化轉型戰(zhàn)略，進而無法完全發(fā)揮數(shù)字化轉型帶來的優(yōu)勢，還可能導致企業(yè)對見效較慢的數(shù)字化轉型失去信心，從而降低企業(yè)數(shù)字化轉型的優(yōu)先級與投入?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H2：企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平之間呈倒“U”型關系。

（二）數(shù)字化轉型抑制企業(yè)金融資產配置的傳導機制

信息數(shù)據(jù)這一新興生產要素的引入能夠助力企業(yè)實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。不少研究證明，企業(yè)金融化行為通過獲利依賴等路徑擠壓了研發(fā)投入，進而對企業(yè)創(chuàng)新造成負面影響（李成等，2022；陳洋林等，2023）。數(shù)字化轉型使企業(yè)與高新數(shù)字技術深度融合，企業(yè)研發(fā)人員得以接觸到更高維度、更深層次、更有價值的信息數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)能夠為企業(yè)提供更多的研發(fā)方向，激勵企業(yè)橫縱向、全方位擴展其產品線。一方面，企業(yè)可以在數(shù)字技術的幫助下深入構建“消費者畫像”，據(jù)此持續(xù)改進產品設計及生產工藝以更好地滿足消費者需求，提高產品競爭力并增加客戶黏性?！跋M者畫像”可以幫助企業(yè)挖掘用戶的潛在需求，進一步降低企業(yè)創(chuàng)新風險，也從側面提高了企業(yè)的創(chuàng)新意愿。另一方面，數(shù)字技術與企業(yè)的融合也增強了企業(yè)對市場的感知能力，使得企業(yè)管理者能夠對市場競爭狀況、產品生命周期、企業(yè)生命周期有更靈敏的把握，從而幫助企業(yè)擴大市場份額，進而促進企業(yè)實業(yè)投資的增加。基于上述分析，本文提出如下假設：

圖1 理論框架

H3:企業(yè)數(shù)字化轉型通過提高創(chuàng)新意愿進而抑制金融資產配置水平。

企業(yè)內部控制是一整套由管理層、治理層協(xié)同實施的程序制度，包含控制環(huán)境、控制活動、風險評估、信息溝通、內部監(jiān)督五個要素。金融資產具有流動性高、期望收益高和風險高三個主要特征，委托代理理論指出，企業(yè)管理者可能受收益率高、流動性高的影響，更傾向于持有金融資產以改善企業(yè)業(yè)績，而管理層普遍存在的過度自信可能使他們誤以為自己能夠游刃有余地處理企業(yè)的金融資產投資，從而忽略高風險的特征，過度持有金融資產。研究表明內部控制制度執(zhí)行較好的企業(yè)一般擁有較少的非效率投資（王治等，2015），能夠在一定程度上抑制管理層的權利尋租行為（周美華等，2016），因此，內部控制的完善能夠抑制企業(yè)金融資產配置水平。

數(shù)字化轉型能夠通過多種途徑提高企業(yè)內部的控制水平。首先，數(shù)字化轉型能夠升級信息溝通要素，能夠幫助企業(yè)有效地利用內部控制相關機制降低管理層“一言堂”現(xiàn)象；其次，大數(shù)據(jù)與云計算所帶來的算力躍遷能夠有效提升風險評估，幫助穿透式分析企業(yè)風險，從而防止企業(yè)過度配置金融資產；最后，數(shù)字化轉型所帶來的數(shù)字革命能夠實現(xiàn)企業(yè)員工自上而下的觀念升級，從而有效提高企業(yè)內部控制水平?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H4:企業(yè)數(shù)字化轉型通過提高內部控制水平進而抑制金融資產配置水平。

風險管理對企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展起著不可忽視的重要影響，反映了企業(yè)追逐超額利潤并為之不斷努力的態(tài)度。較高的風險承擔水平不僅可以提高企業(yè)的創(chuàng)新積極性，還能催化整個社會的資本積累進而驅動經濟增長。企業(yè)數(shù)字化轉型對風險承擔水平有如下幾點積極作用：首先，通過數(shù)字化轉型，企業(yè)可以有效緩解與金融機構之間的信息不對稱從而拓寬融資渠道，獲取更多資金，進而直接提升企業(yè)風險承擔水平，同時也不需要持有大量短期金融資產用以向金融機構“發(fā)送信號”，從而在一定程度上抑制企業(yè)過度配置金融資產；其次，企業(yè)數(shù)字化轉型賦予企業(yè)信息優(yōu)勢，企業(yè)可以憑借大數(shù)據(jù)等信息技術所帶來的優(yōu)勢綜合分析評價投資機會，降低管理層決策風險，從而提高企業(yè)風險承擔意愿，進而提高風險承擔水平，并使得部分被金融資產擠占的生產性資金被釋放并重新投入生產，降低企業(yè)金融資產持有水平；最后，作為企業(yè)從上至下全方位多維度的革命性變革，需要投入大量資金用于研發(fā)與組織變革，會在短期內加大企業(yè)的資金需求，從而直接提高企業(yè)的風險承擔水平并降低金融資產配置水平。基于上述分析，本文提出如下假設：

H5:企業(yè)數(shù)字化轉型通過提高企業(yè)風險承擔進而抑制企業(yè)金融資產配置水平。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文選取2008～2021 年滬深主板上市公司作為研究樣本，并進行如下處理：（1）剔除ST、*ST、PT、樣本期間退市等異常樣本；（2）根據(jù)證監(jiān)會2012 版行業(yè)分類標準剔除金融業(yè)及房地產業(yè)企業(yè)樣本；（3）剔除相關數(shù)據(jù)缺失樣本；（4）對所有連續(xù)變量進行1%水平的雙側縮尾，最終得到2581 個上市企業(yè)共計26250 個樣本。核心解釋變量通過Python 程序從上市公司年報獲得，上市公司年報來源于巨潮資訊網；企業(yè)財務指標等數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，企業(yè)內部控制數(shù)據(jù)來自迪博公司。為了避免模型中出現(xiàn)異方差問題，在回歸模型中采用聚類到企業(yè)個體的穩(wěn)健標準誤。

（二）變量衡量

1.被解釋變量。企業(yè)金融資產配置水平（Fin）。參考Duchin 等（2017）的研究方法，本文使用經過總資產標準化的企業(yè)金融資產投資額作為被解釋變量。金融資產包括貨幣資金、交易性金融資產、持有至到期投資、可供出售金融資產、投資性房地產、應收股利和應收利息。借鑒黃賢環(huán)等（2018）的金融資產分類方法，本文進一步將金融資產劃分為長、短期進行分析。

2.解釋變量。企業(yè)數(shù)字化轉型指數(shù)（Dig1）。本文通過Python 處理上市企業(yè)年報，以有關數(shù)字化技術相關詞匯出現(xiàn)頻率總數(shù)作為企業(yè)數(shù)字化轉型強度的代理指標，并對詞頻加一取對數(shù)以得到數(shù)字化轉型指數(shù)指標。參考吳非（2021）的做法，經由76 個數(shù)字化相關詞頻生成數(shù)字化轉型指標Dig1。參考趙宸宇（2021）的做法，經由99 個數(shù)字化相關詞頻生成數(shù)字化轉型指標Dig2。本文將生成的企業(yè)數(shù)字化轉型指標除100 以統(tǒng)一量綱。

3.中介變量。（1）企業(yè)研發(fā)意愿（Rd）。本文用企業(yè)研發(fā)支出與總資產之比代表企業(yè)創(chuàng)新意愿。（2）企業(yè)內部控制（Ic）。本文采用迪博公司開發(fā)的上市公司內部控制指數(shù)代表企業(yè)內部控制水平。（3）企業(yè)風險承擔（Leverage）。本文采用企業(yè)杠桿率代表企業(yè)風險承擔。

4.控制變量。本文采用以下控制變量：固定資產比例（Fix，固定資產與總資產之比）、流動比率（CR，流動資產與流動負債之比）、盈利能力（Roe,凈資產收益率）、產權特征（State，國有企業(yè)取1，否則取0）、經營狀況（Loss，虧損取1，否則取0）、現(xiàn)金流（Cf，經營現(xiàn)金流凈額與總資產之比）、總經理與董事長兩職合一（Dual，董事長、總經理兼任取1，否則取0）、董事會規(guī)模（Bd）、監(jiān)事會規(guī)模（Bs）、管理層規(guī)模（Manage）。

（三）模型構建

為了驗證企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的影響，設計如下模型：

在模型（1）中，fin 為企業(yè)金融資產配置水平，Dig1為企業(yè)數(shù)字化轉型的代理變量，豪斯曼檢驗顯著拒絕原假設，支持本文采用固定效應進行回歸，Year 表示年度固定效應，F(xiàn)irm 表示企業(yè)個體固定效應。若顯著為負，則企業(yè)數(shù)字化轉型能對金融資產配置水平起到抑制作用，假設H1 得到驗證。

為了驗證企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置水平的“倒U 型效應”，將企業(yè)數(shù)字化轉型的代理變量Dig1 的平方項引入模型：

為了進一步驗證企業(yè)數(shù)字化轉型對實體企業(yè)金融資產配置影響的傳導路徑，參考溫忠麟等（2014）提出的中介效應檢驗方法，用“三步法”檢驗中介變量的有效性。設計如下模型：

（四）描述性統(tǒng)計

表1 為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果，我國上市企業(yè)金融資產配置水平均值為0.21，表明企業(yè)過度配置金融資產的現(xiàn)象較為嚴重，且在經過縮尾處理后最大值為0.69，最小值為0.018，說明不同企業(yè)之間金融資產配置水平存在較大差異。dig1的均值為0.011，最小值為0，最大值為0.063，與經過處理前的吳非等（2021）的測算結果較為一致，數(shù)字化轉型在不同企業(yè)之間的優(yōu)先度存在較大差異。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

表2 為本文基準回歸結果，其中（1）列為不加入控制變量的回歸，解釋變量的系數(shù)為-0.295，在10%的顯著性水平下顯著，表明企業(yè)數(shù)字化轉型能在一定程度上降低金融資產配置水平。第（2）列為加入控制變量后的基礎回歸結果，解釋變量Dig1 的系數(shù)為-0.550 且通過了1%水平下的穩(wěn)健性檢驗，假設H1 得到驗證。第（3）列僅包含短期金融資產，解釋變量dig1 的系數(shù)為-0.544 且在1%的水平下顯著，第（4）列解釋變量dig1 的系數(shù)為正且沒有通過任何慣常水平下的穩(wěn)健性檢驗，說明企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的抑制作用，主要集中在以交易性金融資產為代表的短期金融資產上。

表2 企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的基準回歸

（二）非線性關系分析

表3 為企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的非線性作用分析結果，第（1）列為全金融資產樣本回歸，Dig1的系數(shù)為0.496 且在10%的水平下顯著，Squ_Dig1 的系數(shù)為-31.094 且通過了1%水平下的顯著性檢驗，支持了企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的倒“U”型關系，企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置水平起著先促進后下降的作用。具體來說，在企業(yè)數(shù)字化指標達到0.008 后，企業(yè)數(shù)字化轉型才開始對金融資產起到抑制作用。第（2）（3）列分別結果顯示，企業(yè)數(shù)字化轉型與短期金融資產配置水平之間仍存在顯著的倒“U”型關系，數(shù)字化轉型對短期金融資產配置水平的作用拐點為0.0087，相對更晚出現(xiàn)，而對長期金融資產配置水平的倒“U”型關系不顯著。企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平倒“U”型關系通過了檢驗，限于篇幅，檢驗結果留存?zhèn)浒浮?/p>

表3 企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平的非線性關系檢驗

（三）機制效應分析

表4 為企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置抑制作用的機制分析，其中（1）列為基礎回歸結果。第（2）（3）列為研發(fā)意愿中介效應的機制分析結果，企業(yè)數(shù)字化轉型Dig1 的系數(shù)為0.179 且通過了1%水平下的穩(wěn)健性檢驗，將企業(yè)創(chuàng)新意愿加入基準回歸模型后，創(chuàng)新意愿Rd 的系數(shù)為-0.141 且通過了5%水平的穩(wěn)健性檢驗。企業(yè)創(chuàng)新意愿在數(shù)字化轉型對金融資產配置的抑制作用中發(fā)揮中介效應，假設H3 得到驗證；第（4）（5）列為內部控制中介效應的機制分析結果，企業(yè)數(shù)字化轉型Dig1 的系數(shù)為2.969 且在5%的顯著性水平下顯著，內部控制水平Ic 的系數(shù)為-0.002且在10%的顯著性水平下顯著。企業(yè)內部控制水平在數(shù)字化轉型對金融資產配置的抑制作用中發(fā)揮中介效應，假設H4 得到驗證；第（6）（7）列為風險承擔中介效應的機制分析結果，企業(yè)數(shù)字化轉型Dig1 的系數(shù)為0.393 且在5%的顯著性水平下顯著，風險承擔Leverage 的系數(shù)為-0.18且在1%的顯著性水平下顯著。企業(yè)內部控制水平在數(shù)字化轉型對金融資產配置的抑制作用中發(fā)揮中介效應，假設H5得到驗證。

表4 企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置的作用機制檢驗

五、內生性分析

（一）外生沖擊穩(wěn)健性檢驗

為了避免如因果倒置等原因造成的內生性問題，本文借鑒趙濤等（2020）、李萬利等（2022）的研究，使用“寬帶中國”政策作為外生沖擊，利用該政策中的試點城市名單構建雙重差分模型以克服內生性問題。“寬帶中國”戰(zhàn)略是我國為推進寬帶強國政策、釋放信息消費潛能、推動發(fā)展方式轉變的重要決策，分別于2014 年、2015 年、2016年分批選取了共計120 個城市作為試點示范城市，入選城市將從寬帶覆蓋率、寬帶網絡質量和互聯(lián)網賦能實體經濟發(fā)展幾個維度統(tǒng)籌升級互聯(lián)網基礎設施?；ヂ?lián)網基礎設施作為數(shù)字媒介的基本載體，為數(shù)字化轉型的實施提供了有力支撐，且企業(yè)所在城市是否被選取作為“寬帶中國”試點政策并不為企業(yè)本身所決定，故該政策對本文而言是一個較好的外生沖擊?；诖耍瑯嫿ㄈ缦履Ｐ停?/p>

為了確保使用“寬帶中國”政策進行多期DID 模型的可靠性，首先，選取“寬帶中國”政策執(zhí)行前4 年及后4年進行平行趨勢檢驗，結果如圖2 所示，政策實施前系數(shù)在0 附近波動，政策實施后系數(shù)有明顯的上升趨勢，通過了平行趨勢檢驗且支持“寬帶中國政策”對企業(yè)數(shù)字化轉型有著顯著的促進作用。其次，從所有城市中隨機抽取了120 個城市作為政策實施組，在此基礎上隨機生成政策實行年份，并進行了500 次重復循環(huán)實驗，結果如圖3 所示，重復循環(huán)的偽政策對企業(yè)數(shù)字化轉型的系數(shù)基本分布在0點附近，且絕大多數(shù)p 值大于0.1，進一步驗證了“寬帶中國”政策作為外生沖擊的可靠性。

圖2 “寬帶中國”政策平行趨勢檢驗動態(tài)圖

圖3 安慰劑檢驗結果

表5 為基于“寬帶中國”外生沖擊構建的多期DID 模型檢驗結果，第（1）列Broadchina 的系數(shù)為0.007 且在5%的顯著性水平下顯著，表明“寬帶中國”政策提升了試點城市的上市企業(yè)金融資產配置水平；第（2）列Broadchina*dig1 的回歸系數(shù)為-0.51 且通過了5%顯著性水平下的穩(wěn)健性檢驗，說明在“寬帶中國”外生沖擊下，企業(yè)數(shù)字化轉型仍可顯著地抑制企業(yè)金融資產配置水平，與前文結果保持一致。

表5 “寬帶中國”外生事件沖擊

（二）其他穩(wěn)健性檢驗

表6 為本文選擇的其他穩(wěn)健性檢驗。首先，本文替換了解釋變量企業(yè)數(shù)字化轉型的衡量方式，如第（1）列所示，Dig2 的系數(shù)依然顯著為負與本文基準回歸結果一致。此外，考慮到企業(yè)數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置決策的長期影響，本文延長了被解釋變量的時間，將被解釋變量企業(yè)金融資產配置水平Fin 提前1 期后加入模型進行回歸，如第（2）列所示，Dig1 的系數(shù)依然顯著為負，與本文基準回歸結果一致。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗

其次，為了減輕遺漏變量對模型所造成的影響，進一步采用固定效應模型將行業(yè)引入模型中進行檢驗。如第（3）（4）列所示，在分別控制了行業(yè)、企業(yè)、年份與企業(yè)、行業(yè)后，Dig1 的系數(shù)依然顯著為負，與前文結果一致。

再次，企業(yè)金融資產配置、數(shù)字化轉型決策同整體金融環(huán)境密切相關，因此剔除因整體金融環(huán)境對企業(yè)決策造成的影響而能使回歸結果更加穩(wěn)健。在樣本時間范圍內發(fā)生了2008 國際金融危機以及2015 年A 股“股災”，兩次事件均造成金融資產價格大幅下降，故而必然會對企業(yè)的金融資產持有決策造成嚴重影響。此外，2018 年我國權益類金融資產也發(fā)生了較大幅度的下跌。因此本文選擇剔除2008 金融危機、2015 年股災以及2018 股災的樣本，回歸結果如第（5）（6）列所示，Dig1 的系數(shù)依然顯著為負，與前文結果一致。

最后，由于存在共線性問題，本文沒有將企業(yè)年齡加入到基礎回歸模型中，考慮到企業(yè)存續(xù)時間差異可能對模型造成的影響，第（7）列為將數(shù)據(jù)切換為平衡面板后進行基礎回歸，Dig1 的系數(shù)仍為負且通過了1%穩(wěn)健性水平下的顯著性檢驗，與基礎回歸結果保持一致。

（三）指標降維檢驗

進一步將企業(yè)數(shù)字化轉型指標進行降維分析，將企業(yè)數(shù)字化轉型分為人工智能、大數(shù)據(jù)、云計算、區(qū)塊鏈及運用五個細分領域，并分別進行回歸。表7 分別展示了數(shù)字化轉型的五個細分領域對企業(yè)金融資產配置水平的影響，企業(yè)數(shù)字化轉型的五個部分均對金融資產配置發(fā)揮抑制作用，與前文結果保持一致。

表7 指標降維檢驗

六、異質性分析

（一）基于企業(yè)性質的異質性分析

選取產權性質與企業(yè)規(guī)模兩個指標分別將樣本劃分為兩組，進而基于企業(yè)性質的異質性分組考察數(shù)字化轉型對企業(yè)金融資產配置水平的抑制效應。由表8（1）（2）列可知，非國有企業(yè)數(shù)字化轉型與其金融資產配置水平之間存在顯著的倒“U”型關系，且其拐點相對于全樣本回歸而言出現(xiàn)得更晚，非國有企業(yè)需要加深數(shù)字化轉型的程度，以更好地發(fā)揮數(shù)字化轉型對企業(yè)過度配置金融資產的治理作用，而國有企業(yè)數(shù)字化轉型能夠顯著降低金融資產配置水平。由（3）（4）列所示，規(guī)模較小企業(yè)運用數(shù)字化轉型能夠顯著降低金融資產配置水平，相反，規(guī)模較大的企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的抑制作用不顯著。究其原因，中小規(guī)模企業(yè)憑借體量較小的優(yōu)勢可以進行徹底的轉型，從而倍增數(shù)字化、信息化所帶來的優(yōu)勢，且數(shù)字化轉型能夠較好地緩解中小規(guī)模企業(yè)與金融機構之間的信息不對稱問題，從而減少原用于擔保的高流動性金融資產。

表8 基于企業(yè)性質的異質性分析

（二）基于行業(yè)性質的異質性分析

選取企業(yè)所屬行業(yè)競爭程度與企業(yè)是否為制造業(yè)兩個指標分別將樣本劃分為兩組，進而基于行業(yè)性質的異質性分組考察企業(yè)數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的作用。如表9（1）（2）列所示，相較于處于競爭較小行業(yè)的企業(yè)，處于競爭較大行業(yè)的企業(yè)實施數(shù)字化轉型對金融資產配置水平的抑制作用更為凸顯；如表（3）（4）列所示，非制造業(yè)企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平之間呈現(xiàn)倒“U”型關系，且其抑制作用相較于全樣本回歸而言更為突出，而制造業(yè)企業(yè)數(shù)字化轉型能夠顯著降低金融資產配置水平。究其原因，處于競爭較為激烈行業(yè)中的企業(yè)決策周期短、反應時間快，能迅速制定并實施戰(zhàn)略，從而倍增數(shù)字化轉型為企業(yè)帶來的優(yōu)勢。此外，制造業(yè)企業(yè)數(shù)字化轉型能夠更好地激發(fā)企業(yè)潛能，充分發(fā)揮優(yōu)勢。

表9 基于行業(yè)性質的異質性分析

七、結論與政策建議

本文利用我國2008～2021年的滬深主板上市企業(yè)數(shù)據(jù)，實證檢驗了企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平之間的關系、作用機制及異質性問題。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)數(shù)字化轉型能夠促進企業(yè)降低金融資產配置水平，且這種抑制作用以短期金融資產為主。企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平之間存在倒“U”型關系，低于一定水平的數(shù)字化轉型反而會加劇企業(yè)過度持有金融資產。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)數(shù)字化轉型通過提升創(chuàng)新意愿、增強內部控制水平和提高企業(yè)風險承擔三條路徑降低金融資產配置水平。

基于上述結論，提出如下建議：首先，要建立一套科學的數(shù)字化轉型成效評價體系。企業(yè)數(shù)字化轉型與金融資產配置水平的倒“U”型關系表明，數(shù)字化轉型對金融資產配置的抑制作用只有在數(shù)字化轉型達到一定水平后才會開始顯現(xiàn)，而目前我國上市企業(yè)的數(shù)字化水平呈現(xiàn)顯著的兩極分化態(tài)勢，約30%上市企業(yè)的數(shù)字化轉型水平位于該水平之下。目前上市公司數(shù)字化轉型進程較慢的部分原因在于缺乏合理的有效評估，亟須建立科學的評價體系幫助企業(yè)量化數(shù)字化轉型預期效果，更好地促進企業(yè)數(shù)字化轉型對實體經濟的支撐作用。

其次，政府應積極引導企業(yè)數(shù)字化轉型，支持工作應更具有針對性。一些地方政府對企業(yè)數(shù)字化轉型給予的財政補貼并未達到預期目標，導致部分企業(yè)“為數(shù)字化而數(shù)字化”及“過度數(shù)字化”現(xiàn)象頻發(fā)，在降低政府行政效能的同時加劇了地方政府之間競爭。建議政府有針對性地解決中小企業(yè)數(shù)字化轉型中面臨的資金和技術問題，幫助企業(yè)提質增效與降本，實現(xiàn)發(fā)展躍升。

最后，應進一步探索企業(yè)數(shù)字化轉型對實體經濟的促進作用。本文實證發(fā)現(xiàn)目前企業(yè)數(shù)字化轉型并不能顯著提升企業(yè)主業(yè)績效，與學術界普遍理論觀點存在一定分歧，數(shù)字化轉型對企業(yè)經營管理的升級促進作用機制仍未充分厘清，企業(yè)應用數(shù)字化轉型提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的具體方法仍存在一定的研究空白。