產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的空間溢出效應研究

[摘要]產業數字化憑借廣泛融合性與技術創新性優勢，成為提振實體經濟、塑造新發展格局的新動能。基于2006—2021年滬深A股上市公司數據，運用空間杜賓模型實證分析產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響。研究結果顯示，產業數字化水平提升可推動實體經濟“脫虛向實”，且存在明顯空間溢出效應。跨區域回歸結果表明，產業數字化對東部與中部地區實體經濟“脫虛向實”的推動作用與空間溢出效應顯著；對西部地區的溢出效應未通過顯著性檢驗。據此，提出打造產業數字化“軟環境”、推動價值鏈延伸，緩解融資約束、防止企業過度金融化，推動數實融合發展，形成區域協同機制的相關政策建議，為實體經濟“脫虛向實”提供理論借鑒。

[關鍵詞]產業數字化；實體經濟；“脫虛向實”；融資約束；空間杜賓模型

一、 問題的提出

黨的二十大報告強調，“堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上”1。實體經濟作為國家社會經濟發展的核心構成，既是提高國家綜合實力、保障國家安全的“基本盤”，也是提升經濟競爭優勢與穩固國際地位的“壓艙石”。然而，受虛擬經濟擠壓、資源配置錯位等多重因素影響，中國實體經濟在高速發展的同時產生“脫實向虛”態勢。一方面，金融資源脫離服務實體經濟的軌道，在金融體系內部循環，造成資金空轉，引致實體經濟投資收益降低[1]。另一方面，實體企業脫離主營業務，傾向于依靠金融投資盈利[2]，致使企業出現過度金融化現象。Wind數據庫信息顯示，在2010—2020年，中國實體企業金融資產的平均配置規模由1.44萬億元增長到9.77萬億元，年平均增長率為6.75%2。可以知悉，實體經濟“脫實向虛”勢頭愈加顯著，已成為新發展階段阻滯實體經濟高質量發展的典型“癥結”。為破解這一困境，黨的二十大報告作出“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合”3的戰略部署，要求著力發揮數字經濟動能、賦能實體經濟更高質量發展。產業數字化作為數字經濟的核心業態，可通過賦能供應鏈與價值鏈協同創新、優化產業結構、變革生產模式等方式扭轉實體經濟“脫實向虛”發展態勢，重塑實體經濟“脫虛向實”新動能[3]。為此，深度探討產業數字化與實體經濟“脫虛向實”之間的內在聯系，厘清兩者之間的影響機制，對于完善數字經濟治理體系與賦能實體經濟高質量發展具有深遠意義。

二、 文獻評述

梳理既有文獻發現，多數學者圍繞實體經濟“脫虛向實”的影響因素進行探討，為本研究提供些許思路啟示。萬曉瓊等[4]基于企業投資決策視角，實證研究國際資本流動與實體經濟“脫虛向實”之間的關系，發現金融開放視角下國際資本流動可對上市公司投資決策產生顯著正向影響，促進實體經濟“脫虛向實”。唐曉華等[5]對人工智能賦能背景下關鍵技術突破與經濟“脫虛向實”的關系展開研究，發現關鍵技術突破可對實體經濟“脫虛向實”產生引導作用。陳文川等[6]實證分析官員金融經歷與地區實體經濟“脫虛向實”關系，指出官員金融經歷對地區企業金融化有明顯負向影響。另外，部分學者嘗試從轉化機制層面切入，探討如何推動實體經濟“脫虛向實”。劉曉欣等[7]強調，實體經濟由“脫實向虛”轉化為“脫虛向實”的重要機制在于縮小虛擬經濟與實體經濟之間的利潤率差異。梳理上述研究可知，虛擬經濟與實體經濟的利潤差異是影響實體經濟“脫虛向實”的主要因素；實體經濟“脫虛向實”可從資本視角、智能技術視角與政府視角尋找破困之舉。

與此同時，部分學者對數字經濟與實體經濟的關系展開探討，為本研究夯實了理論基礎。劉亦文等[8]指出，數字經濟發展與實體經濟投資效率之間呈倒“U”型曲線關系，即數字經濟可調節過度投資行為從而提升實體經濟投資效率。羅茜等[9]發現，數字經濟可通過數字產業化與產業數字化顯著提升實體經濟發展效率。王儒奇等[10]提出，數字經濟對實體經濟產生正向與負向雙重影響，且正向促進效應比負向抑制效應更顯著。另外，數字經濟可通過調整實體產業供需結構間接推動實體經濟高質量發展。據此可知，數字經濟對實體經濟可產生正向推動作用的觀點已經得到學界統一認可，為本研究開展提供了一定經驗參照。

綜合上述分析可知，大部分研究已表明數字經濟與實體經濟之間具有深度聯系，且實體經濟“脫虛向實”影響因素眾多。然而，產業數字化作為數字經濟的重要組成部分，少有學者聚焦產業數字化，探討其與實體經濟“脫虛向實”的直接聯系。產業數字化作為數字經濟的直接產物，可基于數字技術的擴散性與網絡外部性，突破地域和時間限制，驅動生產、生活與治理方式變革[11]。卻鮮有文獻對產業數字化的空間相關性進行研究，產業數字化影響實體經濟“脫虛向實”的空間層面研究成果相對缺少。鑒于此，本文圍繞產業數字化與實體經濟“脫虛向實”之間的關系展開分析，在實證模型中引入空間因素，構建空間面板模型，深入探析產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的空間溢出效應。本文可能的邊際貢獻在于：第一，將產業數字化概念引入實體經濟“脫虛向實”，可明確實體經濟發展的定位、思路與主要著力點，為實體經濟“脫虛向實”未來發展趨勢與實現路徑指明方向；第二，分析產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響效應，為提升我國實體經濟國際地位與競爭力、搶占全球經濟發展制高點、政府重塑經濟發展格局提供理論參考。

三、 產業數字化推動實體經濟“脫虛向實”的理論機制及研究假設

實體經濟意為物質類、精神類產品及服務的生產、流通經濟活動。實體經濟“脫虛向實”意為校正實體經濟依靠金融投資獲利、脫離實體業務的發展模式，可通過加大實體產業發展規模與投資力度、縮小金融投資比例來實現。產業數字化是指在數字技術支撐下，以數據賦能產業鏈上參與主體數字化轉型與升級的過程。產業數字化依托數字技術，賦能產業鏈上下游主體數字化轉型、升級與再造，為實體經濟“脫虛向實”提供新思路[12]。具體來看，產業數字化可通過降本增效與要素協調兩個方面，為實體經濟“脫虛向實”提供助力。

1. 產業數字化、降本增效與實體經濟“脫虛向實”

在社會經濟發展轉型過程中，實體經濟面臨生產成本偏高、利潤回報偏低的投入產出失衡。出于節約投資成本、縮短獲利時間等原因，部分實體經濟脫離實體投資，將投資重點轉向虛擬領域，衍生“向虛”態勢。對于實體經濟“脫實向虛”的現實困境，產業數字化可為實體經濟提供數字技術支持，助力實體經濟“脫虛向實”。具體而言，產業數字化通過嵌入數字集成控制系統與服務平臺，打造集數據分析、管理流程、系統集成為一體的數字化業務操作場景，提升實體企業生產效率[13]。在此基礎上，實體企業運用數據分析資產運營管理現狀、比對固定資產使用情況與產生故障頻率，有效降低生產運營過程中所產生的非必要成本消耗，進而提升實體企業經濟效率，推動實體經濟“脫虛向實”。綜上分析，本文提出如下假設：

假設1：產業數字化可通過促進企業降本增效推動實體經濟“脫虛向實”。

2. 產業數字化、要素協調與實體經濟“脫虛向實”

生產要素在虛擬經濟同實體經濟之間的配置結構性失衡，是引致實體經濟“脫實向虛”的重要原因。而產業數字化作為數字經濟的直接產物，可通過緩解要素資源配置、縮小信息鴻溝等方式實現要素協調，為實體經濟“脫虛向實”提供要素支持。第一，產業數字化通過金融要素協調驅動實體經濟“脫虛向實”。傳統金融機構較為關注實體企業實物資產的抵押變現能力，易導致投融資雙方在信息不對等的情況下產生金融資源錯配問題。產業數字化平臺為實體企業提供信息傳輸渠道，規范化、透明化披露對應經營與財務信息，有效破解融資供需雙方信息誤差，助力實體經濟獲得外源性融資。在合理協調融資約束的基礎上，實體企業會降低預防性資金儲備動機，將資本用于開發新商業模式與業態，避免金融投資擠占實業發展資源，驅動實體經濟“脫虛向實”。第二，產業數字化通過創新要素協調賦能實體經濟“脫虛向實”。虛擬經濟過度發展將會擠壓實體發展空間，在社會環境產生急劇改變時，直接影響實體經濟資產價格以及匯率變動。與此同時，虛擬經濟過度發展亦會加劇與實體經濟的創新要素搶奪，致使實體經濟成本不斷增加乃至于后期產生“向虛”現象。產業數字化通過重塑生產組織模式，實現創新主體、環節與要素之間的有效銜接，以此催生出全新業態與模式[16]。進一步地，產業數字化亦可驅動各實體企業實現跨空間互聯互通，借助產業虛擬集聚契機促進技術創新與運營管理經驗跨區域傳播[17]，持續提升實體企業生產規模與產品附加值，促使實體經濟“脫虛向實”。基于此，本文提出如下假設：

假設2：產業數字化通過企業要素協調驅動實體經濟“脫虛向實”。

3. 產業數字化驅動實體經濟“脫虛向實”的空間溢出效應

產業數字化具有強滲透性、廣覆蓋性、跨空間性特征，可通過燈塔效應，突破空間距離約束對周邊地區實體經濟“脫虛向實”發揮輻射帶動作用與示范功能[18]。燈塔效應是指行業領域內具有深遠影響力的行為主體的實踐經驗對其他主體產生引領示范作用。

就產業數字化燈塔效應而言，產業數字化能夠打破時空局限，為跨地區企業間生產要素共享與技術交流搭建橋梁，提升產業在網絡空間的虛擬聚合程度。在產業聚合程度提升的影響下，實體企業能夠產生人才與生產要素規模聚集效應，促使研發創新效率與運營效率攀升，帶動市場模式向智能化、網絡化轉變[19]。面向產業數字化大環境，部分行業領軍企業大力推動產業數字化轉型進程，變革生產鏈上各級主體生產方式，通過智能化數據分析與聯網運行的賦能作用，實現企業數智化運營，提升企業實際運營收益[20]。在行業領軍企業燈塔效應的引領示范作用下，位于其他地區供應鏈上下游的企業均開展產業數字化改革，實現商業模式創新，產生顯著空間溢出效應。依托產業數字化燈塔效應，實體企業可加速資本流轉與實體規模擴張，提升實體投資效率，推動實體經濟“脫虛向實”。在此影響下，行業領軍企業產生空間溢出效應，帶動本地區與周邊地區人才與資源形成規模化集聚，助力實體企業高質量發展。

據此，本文提出如下假設：

假設3：產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響具有空間溢出效應。

四、 實證研究

1. 模型設定

在引入各變量之前，為深入研究產業數字化與實體經濟“脫虛向實”間的關系，本文構建如下基準模型：

[REit=C+β1IDit+β2EDLit+β3BSit+β4NAIit+β5CATRit+β6FAR+εit] （1）

其中，[i]、[t]分別表示研究區域與年份；[REit]為實體經濟“脫虛向實”，代表[i]地區于[t]年份實體經濟“脫虛向實”程度；[IDit]代表產業數字化，即[i]地區于[t]年份的產業數字化情況；[C]為常數項；[EDLit]、[BSit]、[EYit]、[NAIit]、[CATRit]與[FARit]為控制變量；[εit]代表隨機誤差項。

2. 變量選取

（1）被解釋變量：實體經濟“脫虛向實”（[RE]）

參考現有金融資產與實體資產的相關研究[22-25]，使用如下方式衡量實體經濟“脫虛向實”程度：

[RE]=[（當期實體資產投資金額-上年實體資產投資金額）-（當期金融資產投資金額-上年金融資產投資金額）] / 資產總額。

其中，實體資產投資包括固定資產、工程資產、生產性生物資產；金融資產包含交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產。當企業實體資產投資率上升、金融資產投資率下降時，兩者差值變大，說明實體經濟“脫虛向實”程度較高；反之則表明實體經濟“脫虛向實”程度較低。

（2）解釋變量：產業數字化（[ID]）

借鑒代新玲與劉偉[26]關于產業數字化的研究，本文使用數字化轉型程度衡量產業數字化水平。具體而言，數字化轉型程度可運用數字設備配置水平、數字場景應用水平、數字平臺建設水平與數字服務水平之和表示。[①]數字設備配置一般包括網絡基礎設施、計算機、中央控制系統、平板電腦等電子設備。考慮到設備實際投入使用頻率可真實反映設備配置水平，本文使用企業計算機使用率表征數字設備配置水平。[②]數字場景應用是指基于用戶數據挖掘與分析，實現線上與線下業務深度融合。作為企業與客戶溝通的重要途徑之一，企業網站運營與維護是數字場景應用的重要基礎。因此，本文通過每百家企業擁有網站數量衡量數字場景應用水平。[③]數字平臺建設是匯集數據管理、決策支持與用戶體驗為一體，提高業務效率與商業價值的重要方式。考慮到當前企業數字平臺建設均以推動業務模式創新與服務方式創新為主要目的，本文運用涵蓋電子商務交易活動的企業數量表示數字平臺建設水平。[④]廣義上的數字服務是指以數字技術為支持所提供的服務。《中國生活服務業數字化發展報告（2020）》數據顯示，我國服務業數字化水平在三類產業中最高。一般而言，投資金額越高，產業相關配套設施與服務質量越高，故本文使用互聯網相關服務業投資金額表示數字服務水平。

（3）控制變量

為確保研究結果準確性，控制以下地區與企業層面變量：[①]地區經濟發展水平（[EDL]），使用地區人均GDP自然對數表征；[②]企業經營規模（[BS]），采用企業總資產的自然對數衡量；[③]凈資產收益水平（[NAI]），采用企業凈利潤與凈資產的比值表示；[④]流動資產周轉率（[CATR]），運用主營業務凈收入與企業平均流動資產總額的比值表征；[⑤]固定資產比率（[FAR]），使用固定資產金融占總體資產金額之比表示。各相關變量描述性統計結果列示于表1。

3. 數據來源

本文將2006—2021年滬深A股上市公司數據作為研究樣本。在此基礎上，將上市狀態為ST、*ST、退市、暫停上市以及終止上市公司樣本數據進行剔除，并根據上下1%的水平對連續變量進行Winsorize處理。研究數據來源主要為《中國統計年鑒》、國泰安數據庫、中經網、萬得數據庫與國家統計局官網。研究主要采用stata16進行數據處理以及回歸分析。

4. 研究方法

（1）空間自相關檢驗

變量之間是否存在空間自相關性特征，可以判斷是否要在原模型基礎上加入空間效應。[Moran’s I]指數可用于檢驗按照時間趨勢變化的地理分布變化[27]。因此選用[Moran’s I]指數進行空間自相關性檢驗，并將其計算公式定義為：

[Moran’s I=ni=1nj=1nWij（xi-x）（xj-x）S2i-1nj-1n（xi-xj）2] （2）

其中，[S2=1ni=1n（xj-x）]，[x=1ni=1nxi]。[i， j=1， 2， 3， ...， n]，[Moran’s I]取值范圍設定為[-1，1]，當[Moran’s I]指數小于0時，所檢驗變量之間存在空間負相關關系，若[Moran’s I]指數大于0，所檢驗變量間存在空間正相關關系，其相關程度伴隨[Moran’s I]指數的上升而提高；在[Moran’s I]指數等于0時，表明所測算變量不具有空間自相關。使用標準化[Z]統計量檢驗空間相關系數顯著性，并將表達式設定為：

[Z=Moran’s I-E（I）VAR（I）] （3）

其中，[E（I）]代表[Moran’s I]的期望值，[VAR（I）]表示[Moran’s I]標準差。

（2）空間權重矩陣選擇

在計算[Moran’s I]指數時，構建空間權重矩陣。一般而言，空間權重矩陣構建方法可分為三種：第一，依據樣本空間地理距離的倒數構建空間權重矩陣；第二，根據地理鄰接關系構建空間鄰接矩陣；第三，依據樣本間經濟距離的倒數構建空間權重矩陣。本研究選用經濟距離空間權重矩陣并構建模型：

[Wij=1Xi-Xj，若i≠j0，若i=j]" （4）

其中，[Xi=t=T0TXit1T-T0]（[T]、[T0]分別表示樣本研究初期與末期；[Xit]代表[i]企業在[t]年的人均GDP水平）。

表2列示滬深A股上市公司2006—2021年全局[Moran’s I]指數。結果顯示，被解釋變量實體經濟“脫虛向實”的[Moran’s I]指數均通過顯著性檢驗，說明企業之間實體經濟“脫虛向實”存在明顯空間自相關性。

（3）空間面板模型的設定

前文空間自相關檢驗結果顯示，變量之間存在明顯空間自相關性。因此，須在計量模型的基礎上加入空間效應并進行分析，并構建如下模型：

空間滯后模型（[SLM]）：

[REit=C+ρW×REit+β1IDit+β2EDLit+β3BSit+β4NAIit+β5CATRit+β6FARit+μi+υt+εit] （5）

空間誤差模型（[SEM]）：

[REit=C+β1IDit+β2EDLit+β3BSit+β4NAIit+β5CATRit+β6FARit+μi+υt+εit+τit]" （6）

空間杜賓模型（[SDM]）：

[REit=C+ρW×REit+β1IDit+β2EDLit+β3BSit+β4NAIit+β5CATRit+β6FARit+β7W×Aggit+β8W×EDLit+β9W×BSit+β10W×NAIit+β11W×CATRit+β12W×FARit+μi+υt+εit]" （7）

在上述模型中，[C]為常數項，[ρ]、[β]表示待估系數，[W]代表空間權重矩陣；空間溢出效應差異可能受到經濟發展水平、地理距離影響，故通過不同權重對空間效應差異進行量化；[μi]表示固定效應，[νt]代表隨機效應；[τit]為誤差項，受隨機誤差項[εit]與空間滯后誤差項[W×τit]影響。

為確定空間面板模型具體形式，首先進行混合OLS回歸，結果列示于表3。依據表中回歸結果可知，各控制變量對實體經濟“脫虛向實”有較高影響。其次分別進行個體、時間、個體與時間三種固定效應下的OLS模型回歸。回歸結果顯示，似然比[LR]個體固定效應與時間固定效應估計系數均通過1%顯著性檢驗，支持個體與時間雙固定效應。最后對個體、時間固定效應以及隨機效應[SDM]進行估計（表4）。Hausman研究結果顯示，個體與時間雙固定效應下的空間杜賓模型估計結果最佳。

5. 模型估計結果與分析

（1）總體估計結果與分析

為分析產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的直接效應與溢出效應影響，使用[SDM]偏微分方法分解溢出效應，具體結果詳見表5。

根據表5的分解結果可知，就直接效應而言，產業數字化回歸系數為0.464，且通過5%顯著性檢驗；就溢出效應與總效應而言，兩者估計系數分別為0.781、1.245，均在1%的統計水平下顯著。這表明產業數字化水平穩步上升不僅有利于本地區實體經濟“脫虛向實”，同時對其他地區實體經濟“脫虛向實”具有較為顯著的空間溢出效應。

在控制變量方面，地區經濟發展水平的直接效應、溢出效應和總效應回歸系數分別為0.316、0.453、0.769，均通過1%顯著性檢驗。在直接效應下的企業經營規模估計系數為0.686，且通過1%顯著性檢驗，說明企業經營規模對本地區實體經濟“脫虛向實”可產生推動作用。然而溢出效應檢驗過程中，企業經營規模對實體經濟“脫虛向實”的回歸系數為負值且未通過顯著性檢驗，表明本地企業經營規模不能對周邊地區實體經濟“脫虛向實”產生溢出效應。凈資產收益水平在直接效應、溢出效應與總效應下回歸系數均為正值，且在1%統計水平下顯著。這表明凈資產收益水平對實體經濟“脫虛向實”產生正向影響。流動資產周轉率與固定資產比率存在顯著空間溢出效應，且至少在1%的統計水平下顯著，說明兩者水平提升均可有效驅動實體經濟“脫虛向實”。

（2）分區域估計結果與分析

考慮不同企業所在地區的經濟發展水平與產業數字化程度具有一定差異，導致實體經濟“脫虛向實”可能存在區域異質性。因此，依據樣本所屬省份，將4233家企業劃分為東、中、西部三大地區1。

為檢驗各地區產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響效應是否存在差異，本文分析各區域產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的直接效應與溢出效應（表6）。在直接效應影響下，產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的總效應和空間溢出效應均在1%或5%統計水平下顯著性。其中，產業數字化對東部地區實體經濟“脫虛向實”的推動作用最強，中部地區次之，西部最弱。在溢出效應影響下，產業數字化對于東部及中部地區實體經濟“脫虛向實”的作用均通過顯著性檢驗，且在東部地區空間溢出效應回歸系數（1.053）遠高于中部地區（0.460）。這表明與西部地區相比，東部及中部地區產業數字化水平提升對本地和周邊地區實體經濟“脫虛向實”的影響效能最強。

（3）內生性檢驗

為緩解變量遺漏的內生性問題，使用工具變量法進行內生性檢驗。本文借鑒代新玲[29]的做法，使用ICT資產與對應產業生產增加值之比作為產業數字化的工具變量。研究通過最優廣義矩估計與兩階段最小二乘法對式（1）展開重新回歸，結果詳見表7。依據表中不可識別與弱工具檢驗結果可以看出，所選取工具變量不存在識別過度、識別不足與弱工具變量等問題，說明工具變量選取具備合理性。對比表7和前文研究數據，發現回歸結果基本一致，說明研究結論具備穩健性，不存在內生性問題。

五、 結論與政策建議

研究基于2006—2021年4233家滬深A股上市公司數據，運用空間杜賓模型實證分析產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響效應。研究結果顯示，產業數字化對實體經濟“脫虛向實”產生正向影響，且存在顯著空間溢出效應。進一步分區域對兩者之間的關系進行探究，發現產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響存在區域異質性。據此，本文提出如下政策建議：

第一，打造產業數字化“軟環境”，推動價值鏈延伸。依據實證分析結果可知，產業數字化可對實體經濟“脫虛向實”產生推動作用。由此，產業發展部門應搭建電子信息數據系統，加快推進產業數字化進程，帶動實體經濟“脫虛向實”。具言之，產業發展部門應從產業項目視角切入，以國家數字經濟創新試驗區為載體，研究產業結構與產業數字化執行標準，實現產業數據獲取、存儲、整合、分析一體化。同時，有關部門須將數據庫收錄信息劃分為產業數據庫、企業數據庫與政策數據庫，以數字化“軟環境”賦能傳統產業價值鏈延伸，為實體經濟“脫虛向實”提供要素支持。

第二，緩解融資約束，防止企業過度金融化。加大資金流入是驅動實體經濟“脫虛向實”的關鍵抓手。因此，政府應從降低融資門檻入手，切實提升實體投資效率。具言之，地方政府應大力發展以中小銀行為首的新興金融機構，緩解融資約束。同時，政府須為實體企業商業貸款引薦擔保機構，必要時承擔信用擔保角色，以有效破解企業和金融機構之間信息不對稱難題，降低融資準入門檻。這能夠解決實體企業結構性資金短缺問題，防止企業為緩解融資約束出現過度金融化現象，進而驅動實體經濟“脫虛向實”。

第三，推動數實融合發展，形成區域協同機制。前文述及，產業數字化對實體經濟“脫虛向實”的影響具有區域異質性。基于這一事實，政府可強化實體經濟數字技術融合，推動產業數字化均衡發展。除地區經濟發展水平與數字基礎設施建設不足，產業數字化對西部地區實體經濟“脫虛向實”的助力作用較弱的原因之一為數字技術融合不到位。因此，西部地區政府應聚焦信息通信業、電子信息制造業、軟件服務業領域，加快培育一批“專精特新”企業，強化量子計算與工業互聯網行業技術創新，使用ChatGPT與元宇宙等信息技術推動傳統行業“數實融合”發展。在提升西部地區產業數字化程度的同時，完善區域協同機制，為該地區實體經濟“脫虛向實”注入動能。

參考文獻：

[1] 陳春華，曹偉，曹雅楠，等.數字金融發展與企業“脫虛向實”[J].財經研究，2021，47（9）：78-92.

[2] 王慶琦.資本主義經濟脫實向虛困境的比較研究和現實反思[J].社會科學家，2022，37（11）：75-84.

[3] 楊名彥，浦正寧.數字經濟對經濟“脫實向虛”的影響：來自上市公司的證據[J].經濟評論，2022，33（3）：110-126.

[4] 萬曉瓊，孟祥慧.國際資本流動與實體經濟“脫虛向實”——基于企業投資決策的視角[J].學術研究，2021，64（6）：103-110.

[5] 唐曉華，景文治，張英慧.人工智能賦能下關鍵技術突破、產業鏈技術共生與經濟“脫虛向實”[J].當代經濟科學，2021，43（5）：44-58.

[6] 陳文川，李文文，李建發，等.官員金融經歷能否促進地區實體經濟“脫虛向實”[J].經濟管理，2022，44（5）：100-120.

[7] 劉曉欣，田恒.中國經濟從“脫實向虛”到“脫虛向實”——基于馬克思主義政治經濟學的分析視角[J].社會科學戰線，2020，43（8）：44-55.

[8] 劉亦文，譚慧中，陳熙鈞，等.數字經濟發展對實體經濟投資效率提升的影響研究[J].中國軟科學，2022，37（10）：20-29.

[9] 羅茜，王軍，朱杰.數字經濟發展對實體經濟的影響研究[J].當代經濟管理，2022，44（7）：72-80.

[10] 王儒奇，陶士貴.數字經濟如何影響實體經濟發展——機制分析與中國經驗[J].現代經濟探討，2022，29（5）：15-26.

[11] 胡西娟，師博，楊建飛.數字經濟壯大實體經濟發展的機制識別和經驗證據[J].經濟問題，2022，44（12）：1-8.

[12] 李小花.產業數字化比較優勢的綜合測度及收斂性分析——來自中國八大經濟區的實證[J].現代管理科學，2023（1）：35-45.

[13] 趙作權，戴宜暢，范秋辭，等.中國國家級產業集群數字化程度估計：基于與線上產業帶的匹配分析[J].中國科學院院刊，2022，37（12）：1757-1769.

[14] 史丹.數字經濟條件下產業發展趨勢的演變[J].中國工業經濟，2022，39（11）：26-42.

[15] 王敬勇，孫彤，李珮，等.數字化轉型與企業融資約束——基于中小企業上市公司的經驗證據[J].科學決策，2022，28（11）：1-23.

[16] 孫哲遠.數字經濟發展如何影響制造業企業“脫虛向實”？——來自國家級大數據綜合試驗區的證據[J].現代經濟探討，202，29（7）：90-100.

[17] 申明浩，譚偉杰，陳釗泳.數字經濟發展對企業創新的影響——基于A股上市公司的經驗證據[J].南方金融，2022，43（2）：30-44.

[18] Xu G T，Lu T J，Liu Y M.Symmetric Reciprocal Symbiosis Mode of China’s Digital Economy and Real Economy Based on the Logistic Model[J].Symmetry，2021，13（7）：1136-1136.

[19] 馮素玲，許德慧.數字產業化對產業結構升級的影響機制分析——基于2010—2019年中國省際面板數據的實證分析[J].東岳論叢，2022，43（1）：136-149.

[20] 任保平，宋文月.新一代人工智能和實體經濟深度融合促進高質量發展的效應與路徑[J].西北大學學報（哲學社會科學版），2019，49（5）：6-13.

[21] 陳曉東，楊曉霞.數字經濟發展對產業結構升級的影響——基于灰關聯熵與耗散結構理論的研究[J].改革，2021，37（3）：26-39.

[22] 吳娜，魏智佳，白雅馨.經濟周期下企業金融資產配置的同群效應研究[J].云南財經大學學報，2023，39（2）：45-64.

[23] 趙彥鋒，王桂禎，胡著偉.國有股權能促進民營企業“脫虛向實”嗎？[J].南京審計大學學報，2023（1）：79-89.

[24] 慕亞宇，胡奕明.實體企業金融資產配置對企業轉型升級的影響[J].當代經濟科學，2022，44（5）：113-126.

[25] 張嘉望，彭暉，李博陽.實體資產配置、研發補貼與企業研發支出[J].軟科學，2019，33（12）：80-85.

[26] 代新玲，劉偉.產業數字化、技術創新與城市經濟韌性[J].中國流通經濟，2022，36（12）：81-91.

[27] 張振，趙儒煜.金融產業集聚對區域經濟韌性的空間溢出效應研究[J].當代經濟管理，2021，43（3）：89-97.

[28] Fu Q.How Does Digital Technology Affect Manufacturing Upgrading？ Theory and Evidence from China.[J].PloS one，2022，17（5）：0267299-0267299.

[29] 段霞，張薔薇.產業數字化、虛擬集聚與全要素生產率[J].西北師大學報（社會科學版），2023，60（1）：135-144.

基金項目：河南省應用技術示范校重點項目“現代物流與數字貿易”（項目編號：yysfzd2204）；教育部產學合作協同育人項目“新商科商業大數據分析實踐基地建設”（項目編號：220503488271803）；河南省本科專業綜合改革試點項目“工商管理”（項目編號：ZLG201703）。

作者簡介：葉亞麗（1982-），女，碩士，黃河科技學院商學院副教授，研究方向為流通經濟、產業經濟、數字經濟。

（收稿日期：2023-04-27" 責任編輯：蘇子寵）