數字化轉型、融資約束與企業績效

張文治

摘 要：近年來，數字技術的不斷更迭帶來了機遇與挑戰，而數字化轉型賦予企業新動能，為實現創新發展提供了堅實的基礎。本文以2011年-2021年滬深上市公司為樣本，構建數字化轉型指數，探究數字化轉型的業績驅動效應，同時驗證融資約束在數字化轉型與企業績效之間是否存在中介作用。結果顯示，數字化轉型能夠顯著提升企業績效，采用替換變量和工具變量法后結果依然穩健。并且數字化轉型能夠通過降低融資約束來提高企業績效水平。上述研究有助于準確地評估數字化轉型的業績效應及作用機制，為實現高質量發展提供參考。

關鍵詞：數字化轉型；融資約束；企業績效；文本分析；數字經濟

一、引言

如今，全球數字與產業革命的浪潮席卷全球，中國數字經濟也在發展中蘊含著巨大的潛力，成為促進企業變革和產業升級的增長點。而在實體經濟中，企業面臨著成本攀升，貿易摩擦以及傳統管理模式僵化難以適應日趨激烈的競爭等諸多問題，在全球經濟下行及新冠疫情影響的背景下更是舉步維艱。因此，數字化轉型便成為破解實體企業難題，推動我國產業鏈向全球高端進發，促進我國實體經濟發展的重要舉措。伴隨著數字化轉型，其對于企業績效的驅動效應成為學術界熱點話題。而探討這些問題，對企業進行數字化轉型提升信心和動力，實現高質量發展有著重要意義。

本文的貢獻主要體現在：（1）利用文本分析法測度的數字化轉型指標來驗證對企業績效的促進作用，豐富了數字化轉型的經濟成果，為企業實施轉型提供參考。（2）利用融資約束作為中介，揭開數字化轉型對企業績效影響機制的黑箱，分析在數字經濟時代怎樣提升企業績效。

二、理論分析與假設

1.數字化轉型與企業績效

近年來，學術界對數字化轉型的研究主要集中在以下領域：數字化轉型能夠提升股票流動性，改善信息不對稱問題（吳非等，2021）；數字化轉型通過降本增效、提升創新能力及推動制造業與服務業融合來提升企業全要素生產率（趙宸宇等，2021）；企業在數字化轉型中通過構建不同的數據系統，降低成本損耗，提升資金利用率以及創新驅動來實現經濟效益的提升（何帆等，2019）。本文認為數字化轉型通過強化內部控制、提升財務狀況穩定性來提升企業績效。

（1） 數字化轉型可以強化內部控制，從而提升企業績效水平。對于實施數字化轉型的企業來說，可以通過借助先進的數字化管理模式，提升信息透明度，加強內部監督，完善運營機制，降低企業盈余管理等行為，從而提升企業內部控制的能力。而內部控制的加強，意味著內部控制環境的改善，企業能夠實現“效率提升”與“風險降低”的結合（黃群慧等，2019），最終實現企業績效的提升。

（2） 數字化轉型可以改善財務狀況，來提升企業績效。大數據、物聯網、人工智能等技術的應用有助于企業精準施策，并依據市場的狀況做出快速調整，更為高效地分配有限的資金，減少企業低效率的投資項目，提升財務狀況穩定性。而且財務狀況的穩定以及融資成本的降低可以提升企業財務運作的效率，將更多精力和資源分配到企業的業務領域，進而提升企業績效水平。

H1：在其他條件不變時，數字化轉型能夠提升企業績效水平。

2.數字化轉型與融資約束

融資約束是指由于企業處于不完善的金融市場，使得企業外部資本與內部資本并不是完全可替代的，同時與內部融資相比，從外部市場獲取融資成本過高，導致企業投資偏離最優水平，生產經營受到影響。鄧可斌等（2014）證實中國企業普遍面臨著融資約束，而國有企業、大規模企業面臨的融資約束問題要少于非國有企業、小規模企業。結合以往研究，本文從降低代理成本，緩解信息不對稱問題來分析數字化轉型如何改善企業融資約束問題。

數字化降低代理成本、緩解信息不對稱問題。根據委托代理理論，金融機構作為委托人由于無法得知企業全部的財務信息及運營狀況，也對獲取到的信息的真實性存疑，使得金融機構不愿意釋放貸款或者要求企業支付高額的風險溢價，使企業面臨融資約束。而通過數字化轉型，企業可以實現業務數據化、流程標準化，將所有的經營活動通過數據記錄保存下來，形成更加有效的內部控制，降低了管理層的機會主義行為和代理成本，提高了信息的真實可靠性。并且企業通過利用數字平臺輸出高質量的財務信息和多維度非財務信息，使得外部投資者正確地評估企業價值，緩解信息不對稱問題，降低企業融資約束。

H2：數字化轉型能夠通過降低融資約束來提升企業績效水平。

三、研究設計

1.數據來源

本文以2011年-2021年滬深A股上市公司作為研究樣本進行實證檢驗。為構建數字化轉型指標，借鑒趙宸宇等（2021）、吳非等（2021）的研究，結合相關政策文件構建數字化轉型關鍵詞，進行文本分析。融資約束的構建及其余變量來源于CSMAR數據庫和WIND數據庫。為提升數據質量，本文對原始數據做出以下處理：第一，剔除金融上市公司數據。第二，剔除在樣本期間內被ST、*ST或PT的上市公司樣本。第三，剔除關鍵變量存在缺失的上市公司。第四，對于所有連續性變量，進行1％和99％縮尾處理，來減輕極端值對回歸模型的干擾。

2.變量設定

（1） 被解釋變量：企業績效。用總資產收益率（ROA）來衡量。

（2） 核心解釋變量：數字化轉型（DT）。

本文認為企業年報中管理層討論與分析部分的用語能夠反映企業未來戰略以及經營理念，因此本文①借鑒趙宸宇（2021）、吳非（2021）的研究，閱讀重要政策文件和參考既有文獻，分析并提取數字化轉型詞匯擴充轉型語庫。②統計數字化轉型關鍵詞的詞頻并加總詞頻之后進行標準化處理，以此來反映企業的轉型程度。

（3） 中介變量。融資約束。根據（Hadlock和Pierce，2010）的研究，采用SA指數來對融資約束進行衡量。相較于KZ、WW以及FC指數，SA指數內生性問題較少，因此為大多數研究金融領域的學者所采用。其中SA=（-0.737* Size）+（0.043*Size^2）-（0.040*Age），其中Size為企業規模，Age為企業年齡。

（4） 控制變量。根據以往研究，選出可能與企業績效相關的變量。各變量定義及構建方法如下企業規模（Size）、企業年齡（Age）、年齡平方（Age2）、兩職合一（Dual）、控股股東持股比例（S-H）、股票換手率（TR）、企業年報審計情況（Audit）、資產結構（LEV）。

3.模型設定

為探討數字化轉型與企業績效的關系，本文構建以下模型：

ROAit=α+β１DTi，t-1+ΣβiControlit+ΣβjYear+ΣβkInd+ε（1）

為了驗證融資約束在數字化轉型與企業績效之間的中介效應，本文采用溫忠麟等（2004）的中介效應模型來對模型（2） 和（3） 中的二者之間作用機制進行檢驗。

SAit=α+β１DTi，t-1+ΣβiControlit+ΣβjYear+ΣβkInd+ε（2）

ROAit=α+β１DTi，t-1+β2SAit+ΣβiControlit+ΣβjYear+ΣβkInd+ε（3）

其中，ROA為企業績效，DT表示數字化轉型程度，Control為控制變量集。考慮到企業轉型的業績驅動效應需要一定時間才能產生作用，同時緩解一定內生性問題，因此本文對解釋變量DT滯后一期處理。為降低行業特性和宏觀經濟因素的影響，本文采用固定效應模型進行回歸。并控制時間（year）、行業（Ind），來吸收不可觀測因素，i表示企業，t表示年份，ε為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

1.基準回歸

企業數字化轉型與企業績效的基準回歸如表1所示，本文結合Husman檢驗的結果，使用固定效應模型來驗證二者的關系。由表1可知，在回歸模型（1） 中，本文僅控制了年度效應和行業效應，DT的系數為0.0028，t值為4.84，表明數字化轉型對企業績效有顯著的促進作用。當加入控制變量后，模型（2） 中顯示數字化轉型對Roa的促進作用沒有發生變異，系數為0.0019，并通過1％的顯著性檢驗。另外，為了測算不同轉型程度對于企業績效的影響，本文用DT的中位數為界，將數字化轉型程度分為較高組與較低組。較高組的DT系數較為顯著，而較低組DT系數不顯著且t值偏小，表明想要達到提升企業績效的效果，就必須充分地進行數字化轉型來釋放潛能。由以上結果表明，在其他條件不變的情況下，數字化轉型能夠提升企業績效，本文假設H1得到驗證。

2.穩健性檢驗與內生性處理

（1） 為了提升核心假設的有效性，采用凈資產收益率（ROE）作為企業績效替代變量。另外根據易露霞等（2021）的研究，采用主業績效MRS作為企業績效的替代變量，MRS=（營業利潤-投資收益-公允價值變動收益+對聯營企業和合營企業的投資收益）/總資產）。實證結果如表4所示，數字化轉型顯著提升了凈資產收益率水平與主業績效（回歸系數分別為0.004和0.0015，在5％的水平下顯著），由此使得數字化轉型促進企業績效的提升保持高度穩健。

（2） 考慮到互為因果的可能性，本文選用地方一般公共財政科學支出SUB作為數字化轉型的工具變量。由于地方科學支出能夠反映當地政府對于企業創新的支持力度，而且數字基礎設施的建設與企業進行數字化轉型息息相關。SUB體現了地方對科技創新整體的投資，對單個企業影響不大，而且不存在反向因果關系。使用2SLS的回歸結果表明，數字化轉型正向促進企業績效的系數依然高度顯著（p值＜0.01），且IV的有效性通過了弱工具變量的檢驗（F值>10）。

3.融資約束的中介效應檢驗

首先，對數字化轉型是否提升企業績效進行驗證，表2列（1） 所示，回歸系數為0.0015并且在1%的水平下顯著為正，說明數字化轉型對企業績效有顯著的促進作用。列（2） 顯示數字化轉型對融資約束在5%的水平下顯著為負，且數字化轉型每提升1個百分點，可以使融資約束下降0.21%。列（3） 在融資約束加入數字化轉型影響企業績效的過程后，數字化轉型和融資約束對企業績效的系數均高度顯著，且符號未發生改變，說明數字化轉型能夠降低企業的融資約束來提升企業的績效水平，從而使假設H2得到驗證。此外，本文還使用Sobel檢驗來驗證融資約束中介效應的準確性。Sobel檢驗顯示，Z值為 8.034，并且在1%的水平下顯著，中介效應占比為15.7%。這些檢驗方法再次驗證了H2。

五、結論與建議

本文以2011年-2021年滬深A股上市公司為樣本，采用文本分析法測度數字化轉型程度，使用面板固定效應模型來研究實施數字化轉型、融資約束與企業績效的關系和不同微觀性質企業數字化轉型、融資約束與企業績效的異同。結論如下：（1） 數字化轉型對企業績效具有顯著的促進作用，且通過替換被解釋變量以及內生性處理結論依然有效。（2） 進一步分析中，數字化轉型通過融資約束這條路徑來提升企業績效。

結合上述結論，本文提出如下建議：（1） 營造良好的數字化轉型環境，加大對企業數字化轉型的支持力度。要加強對企業的引導與出臺專項政策扶持，加快新型基礎設施建設，完善財稅、金融制度，推動數字技術市場化等措施，釋放轉型紅利，全面提升企業數字化轉型的積極性，并發揮數字化轉型對企業績效的驅動效應。（2） 企業通過數字化轉型加強信息化建設，輸出高質量的經營信息，與外部利益相關者實時互動，讓信息的使用者能夠準確地了解企業財務狀況，降低信息不對稱與代理問題引起的融資約束。

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