企业数字化转型与金融资产投资

摘要：近年来，实体企业“脱实向虚”现象一直困扰我国经济发展，是各级政府力图解决的一个难题，数字化转型已经成为企业实现高质量发展的重要工具。既有研究表明数字化转型能给我国企业传统的生产经营模式和投融资决策带来诸多深刻的变革，本文基于企业金融资产投资的动机，以2011—2020年我国A股非金融上市公司为研究对象，探讨数字化转型对实体企业金融资产投资的影响及其作用机制与经济后果，研究发现：数字化转型不仅能够通过缓解融资约束和经营风险弱化避险动机，还能通过缩小金融与实体投资收益率相对差距弱化逐利动机，进而抑制实体企业金融资产投资。在国有企业、高实体投资成本企业以及市场化水平低的地区中数字化转型对企业金融资产投资的抑制效果更为凸显，侧面反映现阶段我国实体企业金融资产投资行为是以逐利动机为主导。数字化转型通过遏制实体企业金融资产投资，能够引导企业资本回流主业领域，提高实业投资和创新投资水平，推动实体企业主业发展。

关键词：数字化转型；企业投融资；金融资产；主业发展

中图分类号：F275;F832文献标识码：A文章编号：1001-148X（2024）05-0049-10

收稿日期：2024-04-12

作者简介：何青（1975—），男，江西东乡人，教授，博士生导师，研究方向：公司金融、公司治理和资本市场监管；庄朋涛（1997—），本文通讯作者，男，山东潍坊人，博士研究生，研究方向：公司金融；琚望静（1998—），女，山西长治人，博士研究生，研究方向：公司金融。

一、引言

党的二十大报告强调，要“把发展经济的着力点放在实体经济上”。但近年来供需结构不平衡和产能过剩等问题导致实体经济持续低迷，实体企业开始热衷于脱离主业，追求资本运营，过剩的流动性不断流入房地产、金融领域，促使虚拟经济快速发展［1］，同时，金融部门存在的信贷歧视也使得大量闲余资金流向虚拟资产，进一步加剧了虚拟经济的膨胀。根据现有主流研究，企业投资金融资产主要有两种动机：一是避险动机，即为规避未来不确定风险，缓解外部融资压力选择持有流动性较强的金融资产［2-3］；二是逐利动机，即为获取高额的投资收益率倾向于持有金融资产［4-5］。可见，要让实体企业减少金融资产投资，回归主业发展，需探寻能够同时弱化其避险动机和逐利动机的因子。

数字化转型作为实体企业高质量发展的新动能，能够变革企业组织管理模式，改善原有组织结构中的低效环节，提高成本管理和资源配置等方面的效率［6-9］，从而增强了企业实体投资动机和能力，通过弱化企业逐利动机抑制实体企业金融资产投资［10-11］。可见，既有部分研究从逐利动机角度考察了数字化转型对企业金融资产投资的影响，但这类文献忽视了企业金融资产投资的另一重要动机——避险动机。基于此，本文从企业避险和逐利双重动机出发，探讨数字化转型通过哪些路径、机制影响实体企业金融资产投资行为？以及数字化转型能否通过抑制实体企业金融资产投资行为促进主业发展？对这些问题的深入研究具有较强的现实价值。

本文的边际贡献在于：第一，立足我国企业金融资产投资的动机，从避险动机和逐利动机双重视角，揭示了数字化转型影响企业金融资产投资的作用机制，探寻改善实体企业“脱实向虚”的新思路、新方案。本文基于企业金融资产投资的避险和逐利双重动机，从融资约束、经营风险、收益率差异、金融负债等角度分析并检验了数字化转型影响实体企业金融资产投资的机制，有助于深入理解数字化转型影响企业金融资产投资的内在逻辑，拓展了相关文献的研究视角。第二，结合企业内外部特征考察了数字化转型的差异化影响效果，并进一步验证企业金融资产投资是以哪种动机为主导，研究结论不仅能够为实体企业数字化转型战略实践提供有针对性的理论指导，也能为政府部门结合地域、行业特征制定差异化政策，推动资金“脱虚向实”、提升数字经济服务实体经济的效率等提供重要理论参考。第三，本文进一步探究了数字化转型影响企业金融资产投资产生的经济后果，证实了数字化转型能够通过减少金融资产投资促使企业“向实”发展，增加实业投资和创新投资，研究结论能够增强实体企业实施数字化转型战略的动力，促进数字技术与实体经济深度融合，赋能传统产业转型升级，催生新产业、新业态和新模式。

二、理论分析与研究假说

（一）企业金融资产投资的动机

20世纪90年代以来，非金融实体企业参与金融投资活动成为全球范围内的普遍现象，学者们围绕实体企业参与金融投资活动的动机展开了热烈讨论。实体企业金融资产投资主要源于以下两种动机：一是避险动机。基于资源依赖理论，企业持有金融资产是为了应对未来生产经营过程中发生的流动性风险，以防现金流冲击带来的资金链断裂风险，并用来增强企业资产的流动性，缓解外部融资压力［2-3］。二是逐利动机。伴随着我国经济进入新常态发展阶段，成本端和收入端的双重压力使实体企业主业盈利能力不断下降，压缩了实体企业主业的利润空间［12］。由于实体经济增长动力不足，虚拟经济持续膨胀，导致金融投资收益率远高于实体投资收益率。在此背景下，逐利动机又会产生以下两种现象：一种是“投资替代”现象。根据托宾Q理论，实物资产和金融资产具有可替代性，当实体投资机会较少且收益率较低时，管理层面临短期绩效考核压力时会更偏好于投资金融资产来获取更高的利润［4-5］，从而形成“投资替代”现象。另一种是“实体中介”现象。这种现象主要出现在资金充裕的企业，在实体经济发展乏力的背景下，这些企业投资实体资产的意愿较弱，会偏好于将闲余资金通过非正规金融渠道提供给融资约束较强的企业，以攫取高额利差收益，形成实体企业与实体企业间的金融业务，即“实体中介”现象［13］。

基于此，本文从企业金融资产投资动机出发，分析数字化转型对企业金融资产投资的作用机制，根据已有研究并结合经济现实完善本文的假说。

（二）数字化转型对企业金融资产投资的作用机制

1.数字化转型能通过缓解融资约束和经营风险，弱化企业持有金融资产的避险动机

一方面，数字化转型能够提升企业信息传递效率，降低银企之间的信息不对称，从而缓解融资约束，使企业有更充足流动性应对未来经营风险，弱化企业的避险动机。具体而言，传统企业在各个业务环节中都会积累海量信息数据，这些数据滞留在原有企业内部经营模式中，无法有效挖掘和利用，而数字技术的应用使企业可以实时记录经营过程，并将海量、非标准化、非结构化的信息编码成结构化、标准化的利于外界识别的信息［14］，使银行等金融机构能够通过实体企业日常真实经营信息决定信贷资金的规模，摆脱因实体企业缺少抵押物难以获得低廉信贷资金的困境，且数字技术可以打破地域与时间的限制，降低办理业务的手续费，拓宽实体企业融资渠道，使实体企业能够快速高效地获得更多低成本资金，缓解了融资约束［15］。

另一方面，数字化转型能够增强实体企业处理海量信息的能力，使企业可以主动识别经营管理中存在的风险，并通过动态分析进行前瞻性的控制和预警［16］，降低未来经营中的不确定风险，弱化企业的避险动机。具体而言，数字化转型能帮助企业搭建“数据沉淀＋实时预测＋智能决策”的数据挖掘平台，不仅能够极大地节约人工成本，还能通过资源计划系统（ERP）、生产制造执行系统/集散控制系统（MES/DCS）和产品生命周期管理系统（PLM）赋能实体企业需求预测、定价与库存管理、供应链管理、客户关系管理等关键环节，提高运营管理效率［8］，实时精准进行经营决策［17］，减少决策失误，降低经营风险。综上，本文提出如下研究假说：

H1：数字化转型能通过缓解融资约束和经营风险，弱化企业的避险动机，从而降低企业金融资产投资程度。

2.数字化转型能通过缩小金融投资与实体投资利差，弱化企业持有金融资产的逐利动机

一方面，数字化转型能够降低实体投资成本。首先，在资源获取环节，传统企业发展理论中企业之间具有明确的边界，与交易伙7bc1e92ec2dcf6e191ba5c38427777f2a1c746b0a6da04682114246da812ea84伴订立契约过程中会产生搜寻、签订、违约等各种成本。数字化转型有助于消除实体企业之间的物理资源壁垒，打通企业之间“信息孤岛”的困境［18］，降低企业在搜寻和签订契约中的协商和谈判成本［19］，解决实体企业资源约束问题，降低实体投资成本。其次，在生产环节，传统企业的生产工具必须依靠工人劳动才能创造价值，但结构性摩擦和日趋严格的劳动保护制度使企业用工成本不断提高，压缩了实体投资边际利润率。数字技术的应用能够使生产工具进入智能化时代，将生产系统由工人驱动变革为由数据驱动，减少重复性劳动，节约劳动力成本［20］，提升实体投资收益率。最后，在营销环节，数字化转型能够帮助企业建立柔性生产的商业模式［21］，打通上下游产业链条，实现供需双方的直接对接，并通过打造全渠道营销模式，增强企业灵活应变能力，提高营销效率，节约营销成本，提升实体投资收益率。

另一方面，数字化转型能够增强企业创收能力，提升实体投资收益率。首先，在传统企业管理理论中，利用用户反馈的信息改进产品、服务的供给已经是常规做法，但传统企业收集用户的产品服务体验数据只能通过调查问卷等形式进行，不仅需要耗费大量的成本，数据质量也会参差不齐且具有一定时滞性，传统产品的创新速度难以与客户日益变化的需求同步。数字化转型能够提高实体企业获取和分析数据的能力，实体企业可以利用数字技术（如传感器、处理器等智能工具）收集用户在使用产品时产生的实时数据［17］，进行低成本的复制和搬运［22］，帮助实体企业精准了解用户的潜在需求，实时对产品功能或形态进行调整，从而提高产品与用户个性化需求的适配度，实现供需动态平衡［23］，使生产的产品都能够转为利润，增强实体企业的创收能力，进而提高实体投资收益率。其次，数字技术能够打破组织内外边界，促进企业与用户之间互动，帮助企业从以产品为主导的价值模式转变为客户与企业共同创造的价值模式［9］，通过提高客户的粘性，增强实体企业创收能力，进而提升实体投资收益率。综上，本文提出如下研究假说：

H2：数字化转型能通过缩小金融投资与实体投资利差，弱化企业的逐利动机，从而降低企业金融资产投资程度。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2011—2020年我国A股上市公司为样本，并对样本作如下处理：（1）删除金融保险类和房地产类公司样本；（2）删除ST、PT公司；（3）删除数据缺失的样本；（4）删除数字产业（数字部门）包含的公司样本依据国家统计局发布的《数字经济及其核心产业统计分类（2021）》，数字产业化（数字部门）范围包括：计算机通信和其他电子设备制造业、电信广播电视和卫星传输服务、互联网和相关服务、软件和信息技术服务业。；（5）对所有连续变量均作了上下1%的缩尾处理，共得到17552个公司-年度数据。年报数据来源于巨潮资讯网，并利用WinGo财经文本数据平台对年报内容进行了处理、清洗以及分析。其他数据源自国泰安数据库（CSMAR）。

（二）变量定义

1.企业金融资产投资程度

过往研究关于企业金融资产投资程度的度量标准主要有以下两种：金融资产持有比重和金融渠道获利占比，借鉴Demir（2009）、张成思和张步昙（2016）、刘贯春等（2018）的研究，本文利用金融渠道获利占比作为实体企业金融资产投资程度的代理变量［24-26］，与金融资产持有比重相比，金融渠道获利占比是流量结构指标，更精确地刻画实体企业金融投资行为的变化［26］。广义金融渠道获利占比（Fin1）=（广义金融渠道获利-营业利润）/|营业利润|，狭义金融渠道获利占比（Fin2）=（狭义金融渠道获利-营业利润）/|营业利润|，当Fin1和Fin2的值为-1时，表明企业未通过金融渠道获利；当Fin1和Fin2的值大于（小于）-1时，表明企业通过投资金融资产实现了获利（亏损），Fin1和Fin2的值越大，表明实体企业“脱实向虚”泛金融化程度越高。稳健性检验部分本文还利用金融资产持有比例（Fin3）作为实体企业金融化的代理变量对结论进行进一步检验。

2.企业数字化转型

借鉴吴非等（2021）、袁淳等（2021）、赵宸宇等（2021）多位学者的研究，本文根据上市企业年报中“数字化转型”相关关键词出现的频率刻画上市企业数字化转型进程［14，27-28］。借助WinGo财经文本数据平台抓取公司年报中数字化转型相关词汇的词频数。由于这类数据具有“右偏性”特征，所以本文将其对数化处理后作为企业数字化转型的衡量指标。

3.控制变量

参考已有文献，本文还控制了其他可能影响企业金融化的因素：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Indr）、公司成长性（Growth）、总资产收益率（Roa）、固定资产密集度（Capint）、机构持股（Ins）和市场竞争度（HHI）。同时控制年度（Year）和行业（Ind）的影响。具体变量定义如表1所示。

（三）模型设定

为检验企业数字化转型与金融投资行为之间的关系，建立如下模型：

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

其中，Fin表示企业金融资产投资程度，分为广义金融渠道获利占比（Fin1）和狭义金融渠道获利占比（Fin2）两个变量，DCG表示企业数字化转型进程。Year和Ind分别为年份和固定效应行业固定效应，其余变量为控制变量，在此不赘述。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

根据主要变量的描述性统计结果限于篇幅，描述性统计检验结果未做报告，如有需要可向作者索取。。Fin1和Fin2的最小值分别为-20183和-19429，最大值则高达66257和59511，可见实体企业通过金融渠道获取的利润足以对总利润造成较大影响，均值分别为-04634和-05454，表明我国多数上市公司均会通过金融渠道获利，标准差分别为11749和10729，意味着不同公司之间的金融资产投资程度存在较大的差异。上市企业数字化转型程度（DCG）的最大值为42627，标准差为11283，表明数字化转型程度在不同企业之间存在较大的差异。

（二）基准回归

表2报告了数字化转型与实体企业金融化的回归结果。表2列（1）是以广义金融渠道获利占比（Fin1）作为被解释变量的回归结果，可以看出数字化转型（DCG）的系数为-00661且在1%水平上显著。说明数字化转型能够显著抑制实体企业金融资产投资。在表2列（2）中将被解释变量更换为狭义金融渠道获利占比（Fin2）继续进行回归检验，结果显示数字化转型（DCG）的系数依然在1%水平上显著为负，进一步表明数字化转型与实体企业金融资产投资之间存在显著负相关关系。

（三）内生性处理和稳健性检验限于篇幅，内生性处理与稳健性检验结果未做报告，如有需要可向作者索取。

1内生性处理

（1）工具变量法。为缓解可能存在的反向因果问题，选取企业所在省份的上一年互联网宽带接入端口数量作为数字化转型的工具变量，由于互联网宽带接入端口数量能够反映各省份居民对“数字化”的偏好，良好的互联网文化或氛围能够推动实体企业数字化转型，满足工具变量的相关性假设，而互联网宽带接口的数量主要影响居民的行为，与实体企业金融化无关，满足工具变量的外生性假设。利用两阶段最小二乘法重新对模型（1）进行检验，在弱工具变量与外生性检验均通过的情况下，检验结果与前文一致。

（2）倾向得分匹配（PSM）检验。为进一步缓解内生性对本文结论造成的干扰，拟采用倾向得分匹配（PSM）法进行检验。具体步骤如下：按照企业年报中是否披露数字化转型关键词将样本划分为处理组和对照组，之后以实体企业金融资产投资程度的代理变量（Fin1和Fin2）作为被解释变量，将前文选取的控制变量作为协变量。使用1∶1最近邻匹配方法在对照组中寻找出与处理组特征类似的样本，共得到5480个观测值，实体企业金融化Fin1和Fin2的平均处理效应（ATT）分别为-011和-009，均在1%水平上显著。平衡性检验结果显示匹配后所有协变量的标准化偏差小于10%。在此基础上，将匹配后的样本重新进行回归检验，检验结果支持了本文结论。

2稳健性检验

（1）更换回归模型。首先，为消除个体因素影响，本文使用双向固定效应模型进行进一步检验；其次，借鉴Moser和Voena（2012）的研究，考虑到双向固定效应模型较为“柔性”，对内生性问题控制不够严格，因此使用“时间×行业”高阶联合固定效应方法再次进行检验［29］。（2）更换核心变量测度标准。首先，本文以同行业其他企业作为参照物，利用各企业年报中数字化关键词出现的频率占同行业全部企业关键词出现总频率的权重（DCG_Ind）作为企业数字化转型程度的代理变量；其次，借鉴赵宸宇等（2021）的研究，利用熵值法确定各指标权重，得到数字化转型指数作为解释变量［28］；最后，借鉴张成思（2019）的研究，本文将实体企业金融资产投资的代理变量更换为金融资产持有比例［1］。（3）排除样本选择偏误问题。实体企业也有可能为了获得更多的关注和资源故意进行策略性披露，从而使真实转型程度要比年报披露的情况低。为了排除这种样本选择偏误问题，本文作了如下处理：首先，考虑到高新技术企业的数字技术较为成熟，故本文剔除高新技术企业样本后重新进行回归；其次，借鉴袁淳等（2021）的研究，本文剔除模型（1）残差值位于前20%的样本后重新进行检验［27］；最后，由于直辖市在金融资源、政策支持等方面具有特殊性，对企业数字化转型战略的制定和金融资产投资都会产生影响，所以，本文剔除直辖市样本后重新进行回归。以上稳健性检验所得结果均与前文一致。

五、作用机制检验

（一）避险动机检验

根据前文理论逻辑，缓解外部融资压力是企业持有金融资产的目的之一，本文利用KZ指数作为融资约束的代理变量，该指数越大，表明融资约束越高。将其与数字化转型代理变量进行回归后发现（见表3），数字化转型（DCG）的回归系数在1%水平上显著为负，进一步按照KZ指数的年度-行业中位数进行分组检验后发现，在融资约束高的企业中，数字化转型的作用效果更加凸显，表明数字化转型能够有效缓解企业外部融资压力，弱化企业的避险动机，进而抑制实体企业金融资产投资。此外，本文还采用ROA的连续三年标准差衡量企业经营风险，将其作为被解释变量对数字化转型进行回归发现，数字化转型能够显著缓解企业经营风险，并且在经营风险水平高的企业中，数字化转型对企业金融资产投资的作用效果更加凸显，这进一步表明数字化转型能够缓解企业未来不确定风险，弱化避险动机，从而抑制实体企业金融资产投资，验证了假说H1。

（二）逐利动机检验

实体企业投资金融资产的另一个原因是因金融资产投资收益率远高于实体资产投资收益率，本文将金融与实体投资收益率之差（Gap）对数字化转型进行回归后发现，数字化转型（DCG）的回归系数在1%水平上显著为负，说明数字化转型能够显著缩小金融与实体投资收益率之差，进一步按照年度行业中位数进行分组检验发现，在金融与实体投资收益率差异大的企业中，数字化转型对实体企业金融资产投资的抑制效果更显著，表明数字化转型能够通过缩小金融与实体投资收益率差异弱化逐利动机，进而抑制实体企业金融资产投资。此外，为进一步验证数字化转型能否缓解“实体中介”现象，本文采用长短期借款之和与销售额的比值衡量企业金融负债（FinDebt），将企业金融资产投资程度对其回归，表4PanelB列（1）报告了回归结果，金融负债（FinDebt）的回归系数显著为正，说明企业确实存在“实体中介”现象，表4PanelB列（2）显示数字化转型与金融负债交乘项（DCG

SymboltB@FinDebt）系数显著为负，说明数字化转型有助于抑制企业利用金融负债从事“实体中介”活动，弱化企业逐利动机，从而抑制实体企业金融资产投资，验证了假说H2。

六、异质性检验和经济后果分析

（一）异质性检验

为检验哪一种动机占主导地位以及异质性企业数字化转型经济效果的差异性，接下来本文将分别从实体企业的产权性质、内部运营成本以及所处地区的市场化水平等三个方面探讨数字化转型的作用效果差异。

1产权性质的异质性

在我国银行为主导的间接融资体系下，银行信贷是实体企业发展资金的主要来源。但我国长期存在的所有制歧视使国有企业凭借产权性质的特殊性和政府隐性担保能够获得更多信贷资源，而非国有企业难以从正规金融渠道获取资金［27，30］。因此，当企业金融资产投资的避险动机占主导地位时，与国有企业相比，非国有企业持有金融资产的动机更强，数字化转型的作用效果更强。相反，当企业的逐利动机占主导地位时，国有企业充足的闲余资金推动其通过直接购买股票、债券或利用非正规金融渠道将资金借贷给资金劣势的企业，导致其金融资产投资更多，数字化转型的作用效果更强。为此，本文将数字化转型与产权性质的交乘项纳入模型（1）中进行检验，表5列（1）和列（2）报告了检验结果，交乘项DCGSOE的回归系数分别为-00679和-00542且均在1%水平上显著为负，表明相较于非国有企业，在国有企业中数字化转型对企业金融资产投资行为的抑制作用更为显著，这一结果说明企业金融资产投资是以逐利动机为主。

2实体投资成本的异质性

由于数字化转型主要通过缩小金融与实体投资收益率差异弱化企业的逐利动机，所以当企业原本的实体投资成本较低时，实体投资的相对收益率也较高，实体企业参与金融投资活动的动机较弱；相反，当实体投资成本较高时，实体投资边际利润率大大被压缩，出于逐利动机实体企业会将更多资金投向边际利润率更高的金融领域。因此，本文推断数字化转型对高实体投资成本企业的金融资产投资行为抑制效果更为凸显。为验证这一推断，本文借鉴徐光伟等（2020）的研究，采用营业成本、营业税金及附加、销售费用、管理费用和财务费用之和衡量实体投资成本，并利用营业收入标准化［31］。之后将实体投资成本（Cost）及其与数字化转型的交乘项DCG。

3地区市场化水平的异质性

由于各地区在政策、资源禀赋以及基础设施等方面存在差异，导致实体企业面临的外部市场环境也大不相同。市场化水平能够反映实体企业的外部交易成本，一般来说市场化水平较高的地区拥有丰富的资源禀赋，以及成熟的产品和要素市场，降低了实体企业的搜寻和交易成本，并且健全的法律体系和监管机制能够降低企业之间发生“敲竹杠”或违约的概率。此外，在市场化水平较高的地区中政府干预程度也较低，银行信贷配给会更加合理，所以在市场化水平较高的地区中，实体投资成本较低，实体企业的主业发展动机也较强；相反，市场化水平较低的地区存在资源禀赋较差、制度不健全等问题，实体投资机会较少且企业之间的交易成本较高，由于金融投资不会受到地理条件的制约，更加促使市场化水平较低地区的实体企业从事金融投资活动，此外，在市场化水平较低的地区，政府干预会扭曲银行信贷等资源的配置，加剧信贷错配问题，导致部分实体企业更偏好于充当“实体中介”现象。可见，与高市场化水平的地区相比，低市场化水平地区中的实体企业具有更强的逐利动机，其金融资产投资水平也更高。因此，本文认为在市场化水平较低的地区中数字化转型的作用空间更大，即数字化转型抑制实体企业金融资产投资的效果更加凸显。基于此，本文参照王小鲁等（2021）编制的《中国分省份市场化指数报告（2021）》［32］，将市场化总指数由于2008—2016年市场化总指数分值的计算基期为2008年，而2016—2019年市场化总指数分值的计算是以2016年为基期，两个时间段的数据不可比。所以本文主要使用2008—2016年的市场化总指数，并利用指数的历史平均增长率计算2017—2020年的指数。（Market）以及其与数字化转型的交乘项（DCGMarket的系数分别为00159和00173且均在1%水平上显著，表明在市场化程度低的地区中，数字化转型的作用效果更加凸显。结果与预期一致。

（二）数字化转型促进实体经济“向实”的效果检验

前述分析针对数字化转型与实体企业金融资产投资之间的关系以及存在的路径机制进行了详细验证，接下来有必要验证的问题是：数字化转型对企业金融资产投资的抑制作用是否有利于企业优化投资结构？如果数字化转型只能抑制实体企业“脱虚”而没有促进“向实”，那么数字化转型的内涵价值就会有所下降。本文选取“数字化转型-企业金融资产投资-实业投资”和“数字化转型-企业金融资产投资-创新投资”两种可能存在的作用路径，构建模型如下：

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）实业投资。实业投资是指企业将资金用于购买固定资产、无形资产等长期资产项目中，实现企业规模升级，促进企业长期可持续发展。已有研究表明，实体企业出于逐利动机的金融资产投资行为能够挤出实业投资。因此，本文进一步考察数字化转型能否通过减少实体企业金融资产投资进而增加实业投资？将实业投资（Inv）定义为“（购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额）/资产总计”。表6列（1）和列（2）报告了基于实业投资的检验结果，交乘项的系数分别在5%和1%水平上显著为正，说明数字化转型能够通过减少实体企业金融资产投资进而增加实业投资。证实了“数字化转型-实体企业金融资产投资-实业投资”作用路径。

（2）创新投资。促进实体企业可持续发展的另一项重要内容是企业的创新研发投入，由于创新活动的回报周期较长并且面临较大的失败风险，而金融投资回报周期短，即使投资失败也可以将原因归咎于市场波动，在有效资源的情况下，实体企业更有动机投资金融领域从而挤出企业的创新投资。本文使用研发投入的自然对数值衡量企业创新投资（RD）。表6列（3）和列（4）显示交乘项的系数均在1%水平上显著为正，说明数字化转型能够通过遏制实体企业金融资产投资进而增加创新投资。证实了“数字化转型-实体企业金融化-创新投资”这条作用路径。

综上所述，数字化转型不仅可以抑制实体企业“脱虚”，还能通过抑制金融资产投资进而促进实体企业“向实”发展，帮助实体企业进入“数字化转型-减少金融投资-扩大实业投资和创新投资-利润率提升-扩大实业投资和创新投资-……”的良性循环。因此，本文认为数字化转型能够促进实体经济“脱虚向实”。

七、结论与政策建议

随着数字化转型战略的不断推进，社会各界越来越关注企业数字化转型问题，并且对数字化转型的经济效果充满期待。在目前实体经济“脱实向虚”仍然较为严重的背景下，本文的研究证实了企业数字化转型能够通过弱化避险动机和逐利动机抑制金融资产投资，促使资金回流主业，推动经济高质量发展。本文基于2011—2020年中国沪深A股上市公司数据，实证检验了数字化转型对实体企业金融资产投资的影响、作用机制以及经济后果。研究发现：（1）数字化转型不仅能够通过缓解融资约束和经营风险弱化避险动机，还能够通过缩小金融与实体投资收益率之间的相对差距弱化逐利动机，从而抑制实体企业金融资产投资。在经过工具变量法、倾向得分匹配（PSM）检验、更换回归模型和核心变量等一系列稳健性检验后，该结论依然成立；（2）在国有企业、高实体投资成本企业，以及低市场化水平地区中数字化转型对实体企业金融资产投资的抑制效果更加凸显；（3）数字化转型能够通过抑制金融资产投资促进实体企业增加实业投资和创新投资，即数字化转型能够引导资金回流主业，促进实体经济“脱虚向实”，推动经济高质量发展。根据研究结论，本文提出以下政策建议：

一是针对政府部门来说，应继续扩大数字化转型的试点范围，引导实体企业开展数字化转型工作，并为实体企业数字化转型打造良好的外部环境。具体建议如下：加大支持实体企业数字化转型的力度，制定差异化、针对性的扶持政策，提升中小企业数字化转型的动力。一方面，政府应利用相关政策明确数字化转型战略的具体标准和路径，为实体企业数字化转型指明方向，解决实体企业“不敢转”“不会转”的问题；加快制定对中小企业专属的激励政策，数字化转型能够帮助中小企业获取更多低成本的信贷资金，但由于数字化转型需要投入较大的资金成本，导致许多企业“不愿转”，这就需要依靠政府的激励措施帮助中小企业有足够资金开展数字化转型业务，提升中小企业数字化转型的动力。另一方面，政府应继续扩大数字化转型的试点范围，特别要关注市场化水平较差的地区。政府鼓励现有试点城市发挥“以点带面”作用，加强示范效应，并加大对其他地区的政策支持，推动市场化水平较低地区的数字化发展。

二是针对实体企业来说，应顺应数字经济发展的浪潮，抓住数字化转型的机遇，将数字经济与实体经济相融合，充分发挥数字化转型对投资结构的优化作用。具体建议如下：第一，积极利用数字技术改革内部的组织管理架构，减少信息传导环节，使其更能适配数字化转型发展需要，并可以通过“干中学”在数字化转型的过程中不断对组织管理架构进行优化。第二，积极利用数字技术建立信息管理平台和决策系统，通过高效利用海量的信息挖掘潜在的实体投资机会，并打造柔性生产和全渠道营销模式，提升自身盈利能力。第三，加快打造和培育科技人才队伍，为数字化转型提供人才支撑。数字化作为重大的时代变革，企业数字化转型需要高素质的科技人才运作才能发挥最大效果，因此，企业一方面应加强与高校等科研机构的合作，引进新时代的年轻力量；另一方面，应加强对员工的培训，提高员工对数字化的认知以及应用数字技术的能力，推动企业数字化转型。

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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

（责任编辑：赵春江）