數字化轉型能否促進企業“脫虛向實”？*
——來自中國制造業的證據

陶愛萍，李英霄

（合肥工業大學經濟學院， 安徽 合肥 230031）

一、引言

制造業是實體經濟的主體，是立國之本、興國之器、強國之基，是國家經濟命脈所系。當前，我國制造業正處于由大變強、爬坡過坎的關鍵時期，但也有一些制造業企業為尋求金融市場的高額回報, 逐漸脫離主營業務，將原本用于經營性業務的資源配置于金融資產，使得金融資產在企業總資產中的占比顯著上升，存在“脫實向虛”傾向。制造業企業“脫實向虛”會導致大量資金涌向金融領域，擠占投資于實體產業的資金，從而加劇經濟面臨的結構性供需失衡問題（Orhangazi，2008；張成思和張布曇，2016）。過度的“脫實向虛”會導致制造業企業的實體產業邊緣化，甚至空心化。中國電子信息產業發展研究院發布的《“十四五”制造業高質量發展與產業政策轉型白皮書》指出，“十四五”時期中國制造業要扭轉“脫實向虛”趨勢和避免制造業“空心化”傾向。為更好推動實體經濟發展壯大、促進經濟高質量發展，探究我國制造業企業“脫虛向實”的影響因素及其驅動策略，具有重要的現實意義。

在信息時代，把發展經濟的著力點放在實體經濟上，就要在數字經濟和實體經濟的深度融合上下功夫，著力解決傳統產業數字化轉型中存在的突出問題，加快傳統產業數字化轉型。隨著工業互聯網的規模化應用和數字技術的日漸成熟，數字化轉型已成為數字經濟背景下傳統制造業發展的一個重要趨勢。制造業企業可借助人工智能、區塊鏈、云計算、大數據等數字技術，提升企業的智能化、數字化和自動化程度，拓展企業的業務領域，提高市場份額，變革企業的要素結構、生產模式乃至組織結構，從而推進數字化轉型。制造業企業通過數字化轉型，重構要素配置、生產方式、技術架構，以及組織方式、業務流程、商業模式等，都有助于制造業企業進行價值塑造、資源整合、技術攀升（孔存玉和丁志帆，2021），助推制造業企業轉型升級、提質增效，增強制造業企業核心競爭力，形成推動實體經濟高質量發展的強大動力。

相關研究已經驗證了數字化轉型對企業“脫虛向實”有著顯著的正向助推作用（孫哲遠，2022；呂民樂和汪星星，2023），但并未針對數字化轉型如何影響制造業企業“脫虛向實”的具體作用機制展開細致探討。在研究視角方面，已有文獻通常針對企業“脫虛向實”的效果展開討論，即從結果視角進行研究，而少有從“脫虛向實”動機視角開展探討；在企業金融化程度的度量方面，現有文獻大多僅以“脫虛”程度，即企業金融投資的減少，來度量企業“脫虛向實”的程度，存在一定的片面性；在研究范式上，現有相關研究通常從企業內部業績的角度出發進行探討（趙昕等，2023；楊大鵬等，2023），而現實中制造業企業數字化轉型對企業“脫虛向實”的作用效果受企業內部、外部多方面因素的共同影響。

基于已有文獻的研究成果并結合既往研究中存在的不足，本文以中國A 股上市制造業企業為樣本，研究數字化轉型對制造業企業的影響機理和作用機制。可能的邊際貢獻在于：第一，從企業“脫實向虛”的預防動機和投機動機出發，論證數字化轉型通過抑制企業金融化的預防動機、緩解誘使其過度金融化的投機動機，從而促進制造業企業“脫虛向實”，豐富和拓展了數字化轉型的微觀經濟后果研究，為夯實制造業根基、壯大我國實體經濟提供新的研究思路。第二，從金融投資增長額（反向刻畫“脫虛”）和實體投資增長額（刻畫“向實”）兩個維度綜合考量企業的“脫虛向實”程度，拓展了“脫虛向實”的測度方法，更為全面地反映制造業企業的“脫虛向實”程度。第三，綜合考慮企業內部治理和外部環境，從外部融資約束、研發創新意愿和內部控制質量三個方面探究數字化轉型影響制造業企業“脫虛向實”的作用機制，可望為政府部門完善企業數字化轉型的配套支持政策提供理論依據和實證支持。

二、理論分析與研究假設

關于企業“脫實向虛”的動機，主要有基于“蓄水池”理論的預防動機和基于“投資替代”理論的投機動機。“蓄水池”理論認為，企業出于預防性動機，儲備大量流動性高、變現能力強的金融資產，以應對外界不利經濟環境沖擊或自身經營業績不佳等造成的財務困境（Smith和Stulz，1985；Stulz，1996）。“投資替代”理論認為，企業配置金融資產是出于投機動機，資本套利才是企業金融化的本質，企業為追逐金融投資上的高額回報而配置更多的金融資產，對實體經濟產生“擠出”效應（胡奕明等，2017）。當金融資產的投資收益率高于實體投資時，企業就會以金融投資替代實體投資（Demir，2009；Barradas 和Lagoa，2017）。

數字化轉型促進制造業企業“脫虛向實”、回歸本業，主要在以下四個方面發揮積極效應：

首先，助力企業降本增效提質，提升主業業績，培育核心競爭力。制造業企業能夠借助數字化轉型在生產制造中擁有更加高效和標準化的生產作業流程這一優勢，探索高度互聯互通且具有正外部性效應和規模效應的網絡化結構，為各類生產要素的創造、集聚、轉移和應用提供便利（馬中東和寧朝山，2020）。數字化轉型引導企業將用戶、數據、資源、技術等數字化要素投入到設計和生產中，不僅有助于降低制造業生產成本，還能有效解決傳統制造業渠道信息傳遞慢、供應鏈繁復冗長、生產質量低等難題，可顯著提升制造業企業的生產效率（劉飛，2020），提升制造業企業的核心競爭力。強大的核心競爭力能夠幫助制造業企業在激烈競爭的市場中保持穩定且持續的競爭優勢（Matt 等，2015），使得企業有信心、有能力將更多資金投入到實體項目，進而減少金融投資。

其次，降低收入不確定性，提高風險承擔水平，增強企業韌性。借助云計算、人工智能、區塊鏈等數字技術，以及行業大數據高效環比等動態指標，制造業企業既能精準洞察經營短板，實時了解業務數據、優化業務流程，又能增強信息處理能力，吸收大量市場信息以提升自身決策的準確率（黃大禹等，2023），增強企業自身風險控制和承擔能力，提升企業韌性。當面臨經營困境和外部沖擊時，韌性較強的制造業企業更能在經營決策與生產過程中發揮數據分析能力和信息處理能力的調節作用，提升企業的抗風險能力，增強企業實體投資的信心，從而減少預防性金融資產的配置。

再次，打造柔性生產能力，實現多樣化生產，提高實體投資收益率。數字化轉型能夠有效地緩解供需雙方的信息不對稱，幫助企業迅速捕捉消費需求變化，更加精準地滿足市場需求，有效強化了制造業企業的柔性生產能力。制造業企業利用數字技術，對信息進行歸集、分類和解析，不僅可以充分挖掘、激發客戶潛在的消費需求，還能精準計算出不同類別客戶的不同特征與喜好，并根據不同類別客戶的不同需求進行個性化、智能化、多樣化、快速化生產，在提高客戶滿意度和客戶黏性的同時還增加了產品附加價值，使得多樣化消費需求的滿足與客戶消費體驗的提升成為新的價值源泉（孔存玉和丁志帆，2021）。數字化轉型帶來的新消費模式不僅給客戶帶來了全新體驗，也為企業增加收入提供了新渠道，使得實體投資收益率得以提升，相應地弱化企業的投機動機，使其不再因為追逐短期高收益而過度配置金融資產。

最后，重塑人力資本結構，創造盈利空間。數字化轉型帶來的先進數字設備和數字智能技術發揮顯著的技術互補效應和技術替代效應（葉永衛等，2022）。一方面，數字化轉型降低了低端勞動力在生產中的比重，強化了企業對高學歷、復合型勞動力的需求，有助于企業人力資本結構的重塑；另一方面，自動化技術和工業機器人等數字化生產技術的廣泛應用能夠加速“機器換人”，降低生產要素成本，提升制造業生產過程中的穩定性、連續性和高效性，節約勞動力成本，提高企業生產效率和生產規模，是制造業未來生產力增長的重要源泉（Acemoglu 和Restrepo，2019），也是制造業企業突破現有生產效率瓶頸的必由之路。數字化轉型為制造業企業創造出新的盈利空間，促使制造業回歸本業，助力企業“脫虛向實”。

總的來說，數字化轉型通過抑制制造業企業的預防動機和投機動機，促進制造業企業“脫虛向實”。基于上述分析，提出以下研究假設：

H1：數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”具有促進作用。

數字化轉型能夠促進制造業企業“脫虛向實”，具體而言，有以下三種作用機制：

第一，外部融資約束作用機制。融資約束程度高的制造業企業往往難以獲得充足的資金投至實體產業，為降低投資不確定性，該類企業更傾向于投資期限短、收益高的金融資產，進而弱化實體投資（Duchin 等，2010）。而數字化轉型能夠通過降低信息不對稱、提高資金利用效率以及利用數字經濟政策“紅利”來緩解制造業企業面臨的外部融資約束，抑制制造業企業金融化傾向，進而促進實體投資的增加。

首先，數字化轉型能夠有效降低制造業企業融資過程中由于信息不對稱而導致的融資成本。借助數字信息技術，企業不僅能及時抓取銀行等金融機構的信貸供給信息，還能向對方披露自身財務信息和經營信息，通過更高效的雙向溝通方式和多樣化的渠道獲得資金，在降低銀行信用風險的同時也降低了企業融資的搜尋成本、時間成本和交易成本，從而緩解企業的融資約束。

其次，數字化轉型可以大幅提高制造業企業對海量數據和復雜信息的處理能力，提高企業的資金配置效率和持續經營能力。通過數字化運營，制造業企業不僅能更加高效、便利地獲得資金融通，節省大量非必要的時間與精力，還可以將信貸資金與實業資金缺口進行更為精準的匹配，提高企業經營效率與資金利用效率。

最后，通過政策信號效應和資金扶持效應，數字化轉型扶持政策的實施能夠強化銀行等金融機構對處于數字化轉型期的制造業企業的貸款支持意愿。由于此類企業在數字經濟時代具有良好發展前景，金融機構更愿意為其提供貸款，在借貸利率和條件方面也能得到更多優惠（黃大禹等，2021），從而緩解企業融資約束并增加實體投資，形成經濟的良性循環，制造業企業的資金壓力和流動性壓力也隨之減弱。企業不必再將原用于主營業務發展的資金投入到金融領域，抑制了企業以緩解融資約束為目的的金融投資，一定程度上弱化了企業“脫實向虛”的預防動機，使其得有足夠的資金投入到實體項目。

基于上述分析，提出以下研究假設：

H2a：數字化轉型通過緩解外部融資約束，促進制造業企業“脫虛向實”。

第二，研發創新意愿作用機制。數字化轉型提高了企業對高新技術的需求層級，為擴大產業轉型升級優勢、提高創新績效與收益，企業會更愿意加大研發創新投入，即數字化轉型能夠提高制造業企業研發創新意愿，助力企業“脫虛向實”。

首先，數字化轉型有助于打破數據孤島困局，提高制造業企業吸收和識別內外部信息的能力，激發創新動能。數字化轉型有助于打破信息傳遞壁壘，有效增強企業內外部溝通能力，有助于企業整合內外部信息，這不僅可以豐富產品設計思路和拓寬創新視野，而且能夠縮短研發創新周期，使企業獲得更多的創新機會。

其次，數字化轉型能夠通過降低制造業企業創新的試錯成本，提高其風險承擔水平。數字化轉型企業在研發創新過程中不僅可以憑借較低成本獲取、分享知識和信息，降低研發創新成本，還可以依托互聯網平臺，使得研發成果能夠快速地創造價值（汪芳等，2020），降低研發創新過程中面臨的不確定性與風險，使得企業更愿意將資金投至研發創新。

最后，數字化轉型能夠推動產學研合作，促進多元創新主體協調發展。在數字經濟時代，企業不再是創新活動的唯一主體，制造業企業可以依靠數字技術，使企業、高校、科研院所等多元創新主體聯結形成創新集群，搭建突破時間與地域限制的合作平臺，實現跨區域、跨領域的協同創新（張昕蔚，2019），提高企業研發創新的積極性。隨著研發創新意愿的提高和研發成果的產出，制造業企業對研發創新需求也將不斷擴大，從而促使企業增加實體投資，優化企業內部生產模式，提高生產效率和增強規模效應，實現企業產品質量和收益的雙重提升（孫哲遠，2022）。企業實體投資收益隨著研發創新成果的產出而相應上升，企業也將不再傾向投資于金融資產，金融化水平也會相應降低。

基于上述分析，提出以下研究假設：

H2b：數字化轉型通過提高研發創新意愿，促進制造業企業“脫虛向實”。

第三，內部控制質量作用機制。委托—代理問題普遍存在，公司管理者和大股東有動機為了自身利益而將資金投資于金融資產以獲取短期投機收益，而內部控制則是緩解企業委托—代理問題的一種內在制度安排，其質量高低與企業的資金配置結構是否合理關系密切。Géczy等（2007）研究發現企業頻繁的投機行為往往表現出更弱的治理機制，即內部控制力度越弱，企業就越有可能增加對金融資產的投資。數字化轉型能夠通過降低代理成本、提高制造業企業的內部控制質量，抑制企業投機行為，進而增加實體投資。

首先，數字化轉型可以緩解第一類委托—代理問題，即企業管理者與股東之間的代理問題。一方面，憑借數據處理能力和信息傳遞效率上的優勢，股東能夠對企業資金的使用方式和范圍進行精準追蹤和有效監督，提高了股東對企業管理者的監督效率；另一方面，數字化轉型帶來的盈利能力提升也在一定程度上緩解了對于企業管理者投資金融資產“重獎輕罰”的問題（易顏新和裘凱莉，2020）。

其次，數字化轉型緩解了第二類委托—代理問題，即企業大股東與中小股東之間的代理問題。信息交流和數字傳輸的網絡化、透明化、高效化和去中心化等特征的存在，能夠支持中小股東參與到企業治理當中，大股東謀求私利的行為便會得到有效監督，從而抑制了制造業企業通過金融投資獲取短期投機收益的動機。

最后，數字化轉型在提高企業內部信息傳輸效率的同時，也形成了開放、即時的網絡媒體信息傳播平臺，企業內部的不規范行為一旦被網絡媒體曝光，不僅會對企業自身聲譽造成負面影響，更會引起監管部門注意，這使得企業不得不強化自身行為規范，提高內部控制質量，為保持良好聲譽而增加有助于主業發展的實體投資，最終促使企業“脫虛向實”。

基于上述分析，提出以下研究假設：

H2c：數字化轉型通過提升內部控制質量，促進制造業企業“脫虛向實”。

三、研究設計

（一）樣本處理與數據來源

本文選取2013-2021 年中國A 股上市制造業企業數據為樣本，作如下篩選：一是剔除當年交易狀態為ST、*ST、PT 的企業；二是剔除連續5 年存在關鍵變量缺失的企業；三是剔除當年上市的企業；四是剔除已退市的企業；五是對所有連續變量進行了上下1%的WinSorize縮尾處理。其中，計算企業內部控制質量的相關數據來自于DIB 內部控制與風險管理數據庫，其他數據均來自于國泰安數據庫和Wind 數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：“脫虛向實”（Vtr）

參考張成思和張布曇（2016）以及郭飛等（2022）對金融資產和實體資產的定義和“脫虛向實”度量方法，使用企業金融投資增長額和實體投資增長額（包含負增長）衡量“脫虛向實”，即Vtr=（實體投資增長額 - 金融投資增長額）/總資產，并進行標準化處理。其中，金融資產具體包括：持有到期投資、交易性金融資產、投資性房地產、可供出售的金融資產、發放貸款及墊款凈額、買入返售金融資產、衍生金融工具和長期股權投資；實體資產具體包括：固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金之和。

2.解釋變量：數字化轉型（DIGI）

參考趙宸宇等（2021）、吳非等（2021）的方法，采用文本分析方法和詞頻統計方法構建制造業企業數字化轉型指數。首先，從數字技術應用、互聯網商業模式、智能制造和現代信息系統四個維度構建數字化詞典；其次，通過Python 對制造業企業年報文本進行詞頻統計；最后，對分類歸集的數字化轉型關鍵詞頻進行加總，得到數字化轉型總指數。由于按此方法構建的數字化轉型指數具有右偏性特征，右側數據尾部偏長，含有一些數值較大的極端值，因而對該指數進行加1 對數化處理以消除極端值，最終得到數字化轉型指數（DIGI）。

3.控制變量

綜合現有文獻，選取如下控制變量：企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、現金持有率（Cash）、固定資產密集度（Cap）、經營性現金流（CFO）、董事會規模（Board）；股權集中度（Large）、獨立董事比例（Indep）。具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）模型設計

為檢驗數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”的影響，構建如下實證模型：

其中，i代表企業，t代表年份，被解釋變量Vtrit為制造業企業“脫虛向實”，解釋變量DIGIit為制造業企業數字化轉型，Xit為控制變量合集，包括企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、現金持有率（Cash）、固定資產密集度（Cap）、經營性現金流（CFO）、董事會規模（Board）、股權集中度（Large）、獨立董事比例（Indep）。δi為企業個體固定效應，θt為年份固定效應，εit為隨機擾動項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2 所示，可以從中看出，制造業企業“脫虛向實”（Vtr）的均值為0.0185，最小值為-0.7439，最大值為0.7882，表明不同制造業企業之間“脫虛向實”程度存在較大差異。數字化轉型（DIGI）的均值為2.8564，最小值為0，最大值為5.5645，說明已經有一部分制造業上市企業數字化轉型進度較快，但是也有一部分制造業上市企業還未開始數字化轉型。

表2 描述性統計結果

（二）基準回歸結果

表3 為數字化轉型與制造業企業“脫虛向實”的回歸結果。列（1）為不加入控制變量，只加入核心解釋變量的回歸結果，結果顯示在1%的顯著性水平下顯著為正，說明數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”具有正向促進作用。列（2）、列（3）和列（4）為依次加入相關控制變量后的遞進回歸結果，結果仍顯示在1%的顯著性水平下顯著，在加入控制變量后，數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”仍具有正向促進作用，研究假設H1 得以驗證。這表明，制造業企業數字化轉型程度越高，其金融化程度便越低，越偏向于實體投資。一方面，借助于數字化轉型，企業信息處理能力的增強，加速了企業內外部信息流通，緩解了企業內部資金壓力，提高了其抵御和應對外部沖擊的能力，從而弱化了企業“脫實向虛”的預防動機；另一方面，制造業生產過程中數據資源和數字化技術的應用有助于企業降低生產經營成本，提高生產經營效率，為企業創造出新的盈利空間，提高實體投資收益率，從而抑制了制造業企業“脫實向虛”的投機動機。

表3 基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量

參考郭飛等（2022）的研究，通過構建虛擬變量來度量“脫虛向實”（Vtr_dummy），當制造業企業出現如下三種情況時：一是本年實體投資增長額為正且金融投資增長額為負；二是實體投資增長額為正的絕對值大于金融投資增長額為正的絕對值；三是實體投資增長額為負的絕對值小于金融投資增長額為負的絕對值，“脫虛向實”虛擬變量Vtr_dummy取值為1；其他情況Vtr_dummy取值為0。考慮到數字化轉型對制造業企業金融投資的直接影響，采用金融資產占總資產的比值表示制造業企業的金融化程度（Finass），作為衡量企業是否“脫虛向實”的度量指標。回歸結果如表4 所示，列（1）結果顯示在1%的顯著性水平下顯著為正，說明數字化轉型對企業“脫虛向實”存在正向助推作用，列（2）結果顯示在1%的顯著性水平下顯著為負，說明數字化轉型能夠抑制一些制造業企業的金融化，假設H1 再次得到驗證。

表4 穩健性檢驗結果

2.替換解釋變量

參考吳非等（2021）的研究方法，使用文本分析法，根據人工智能技術、大數據技術、云計算技術、區塊鏈技術、數字技術運用五個維度構建數字化詞典，根據特征詞進行搜索、匹配和詞頻計數，分類歸集關鍵技術方向的詞頻并形成最終加總詞頻，得到數字化轉型指數（DCG），作為企業數字化轉型程度的第一個替換度量指標。表4 中列（3）結果表明，更換的解釋變量DCG在5%的顯著性水平下顯著，說明回歸結果穩健。參考袁淳等（2021）的研究方法，將數字技術應用、互聯網商業模式、智能制造和現代信息系統四個細分指標進行分年度離差標準化處理以消除量綱，并將標準化后的細分指標加總得到新的企業數字化指數（DIGIstd），作為企業數字化轉型程度的第二個替換度量指標。回歸結果如表4 中列（4）所示，DIGIstd在10%的顯著性水平下顯著，再次驗證了基本結論的穩健性。

3.剔除部分樣本

考慮到2015 年股災事件的沖擊對國內企業的金融資產配置可能會產生較大影響，剔除2015 年數據后再次進行回歸檢驗。回歸結果見表4 中列（5），結果顯示在1%的顯著性水平下顯著為正，與基準回歸結果一致。

4.工具變量法

為克服潛在的內生性問題，使用工具變量法進行檢驗。參考Lewbel（1997）、李唐等（2020）的研究方法，選用制造業企業數字化轉型與按城市分類的制造業企業數字化轉型均值差額的三次方作為工具變量（Lewbel IV），表3 列（1）為第一階段工具變量對解釋變量（DIGI）的影響，工具變量Lewbel IV系數在1%的顯著性水平下顯著為正，且F 統計量大于10，拒絕了“工具變量識別不足”的假設。列（2）第二階段結果顯示，數字化轉型的系數估計值為0.0168，在1%的顯著性水平下顯著為正，與基準回歸結果一致，表明在使用工具變量后，數字化轉型仍然對制造業企業“脫虛向實”存在顯著促進作用。

5.Heckman 兩階段模型回歸

為解決自選擇偏差問題，選用Heckman 兩階段模型進行回歸。首先構建模型（2）和模型（3），選取企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、現金持有率（Cash）、固定資產密集度（Cap）、經營性現金流（CFO）、董事會規模（Board）、股權集中度（Large）、獨立董事比例（Indep）一系列控制變量作為第一階段的解釋變量進行Probit 回歸，因變量為企業是否“脫虛向實”（Vtr_dummy）。再將第一階段回歸得到的逆米爾斯比（IMR）放入模型（3）中進行回歸，回歸結果見表5 中列（4），制造業企業數字化轉型系數仍然在1%的顯著性水平下顯著為正，與基準回歸結果一致。

表5 工具變量法和Heckman 兩階段檢驗結果

（四）異質性分析

1.行業競爭程度異質性分析

制造業不同細分行業的競爭程度可能存在較大差異，競爭程度的高低對行業內上下游企業交易對手的選擇范圍以及外部交易成本的大小均存在一定程度的影響（Acemoglu 等，2010），競爭程度較高的行業在數字化轉型進程中對于企業生產效率、生產成本以及生產柔性的關注度更高，因此，數字化轉型對不同競爭程度行業制造業企業的“脫虛向實”可能存在不同程度的影響。參考Ke 等（2017）的研究方法，將制造業企業樣本劃分為競爭性行業和管制性行業進行分組回歸①參考證監會2012 版行業分類下管制性行業劃分（行業代碼為B、C25、C31、C32、C36、C37、D、E48、G53、G54、G55、G56、I63、I64、K、R），將制造業行業代碼為C25、C31、C32、C36、C37 的行業劃分為管制性行業，其他行業則視為競爭性行業。，具體回歸結果如表6 列（1）、列（2）所示。在競爭性行業中，數字化轉型的系數估計值為0.0190，在1%顯著性水平下顯著；與之相對的，在管制性行業中，數字化轉型的系數估計值卻并不顯著。可能的解釋為，一方面，歸屬于管制性行業的制造業企業多為石油加工業、金屬加工業、汽車、鐵路和航空航天制造業等國家重點管控企業，可能因行業特性的存在，這些行業企業的整體金融化程度本來就較低，故數字化轉型對其“脫虛向實”的影響并不顯著；另一方面，相較于管制性行業，競爭性行業中的制造業企業對其上下游交易對象而言，替代性更強，該類企業對外部交易成本的變動更為敏感，因而數字化轉型降低交易成本的作用在競爭性行業中發揮得更為明顯，由此對其“脫虛向實”表現出的促進作用便更為顯著。

表6 異質性檢驗結果

2.產業技術水平異質性分析

由于數字技術應用范圍更廣，與非高技術產業相比，技術水平較高的產業中企業數字化程度更高，因此數字化轉型對產業技術水平不同的企業“脫虛向實”的影響程度可能存在一定差異。以國家統計局編制的《高技術產業（制造業）分類（2017）》為依據②按照《高技術產業（制造業）分類（2017）》，高技術產業包括：醫藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫療儀器設備及儀器儀表制造，信息化學品制造等6 大類。，將制造業企業劃分為高技術產業企業和非高技術產業企業，并進行分組回歸。結果如表6 列（3）、列（4）所示，高技術產業和非高技術產業回歸系數分別為0.0143 和0.0190，分別在5%和1%顯著性水平下顯著，相較于高技術產業，非高技術產業中企業數字化轉型對其“脫虛向實”的促進作用更明顯。原因可能在于，一方面，高技術產業企業更注重尖端技術的研究，企業運營中實體資產的投入本就相對更多，因此數字化轉型對其“脫虛向實”的影響更小；另一方面，由于非高技術產業企業的生產設備相對落后，數字技術應用的深度和廣度從起點上不如高技術產業企業，因而數字化轉型空間更大，對其“脫虛向實”的促進效果也更明顯。

3.企業所在地區異質性分析

從空間分布來看，我國制造業企業主要分布在東部沿海等經濟發展相對較好的地區，在分布數量上呈現東多西少的局面，且東部地區的制造業企業往往具有更強的資金基礎和人力資源，因此制造業企業所在地區的差異可能造成數字化轉型對其“脫虛向實”影響程度的較大差異。參考李根等（2023）的研究方法，將樣本劃分為東、中、西三大地區企業進行回歸檢驗。回歸結果如表6 列（5）、列（6）和列（7）所示，東部地區回歸系數為0.0184，在1%顯著性水平下顯著為正，中部地區和西部地區的系數估計并不顯著，表明數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”的促進效果主要體現在東部地區。可能的原因為，一方面，相比于中部和西部地區，東部地區擁有更高效的信息網絡基礎設施，產業結構升級更新較快，對數字化轉型的支持程度較高，因此數字化轉型對東部地區制造業企業“脫虛向實”的促進效果更為顯著；另一方面，中部地區和西部地區還可能因其經濟地理位置的影響（例如遠離金融中心城市），導致企業投資金融資產的機會本來就比較少，所以數字化轉型對其“脫虛向實”的促進效果不如東部地區企業明顯。

五、機制檢驗

結合前文理論分析可知，數字化轉型可以通過緩解外部融資約束、提高研發創新意愿以及強化內部控制質量來影響制造業企業“脫虛向實”。為檢驗數字化轉型影響制造業企業“脫虛向實”的三條作用路徑，檢驗影響機制存在與否，在模型（1）的基礎上構建以下回歸模型：

其中，Med代表中介變量，包括外部融資約束（KZ）、研發創新意愿（Patent）和內部控制質量（Icon）。本文通過模型（4）、模型（5）和Sobel 檢驗來檢驗數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”的影響機制。

（一）外部融資約束作用機制檢驗

參考Kaplan 和Zingales（1997）的研究方法，采用KZ 指數來衡量制造業企業的融資約束程度。首先采用排序邏輯回歸方法對公司發放股利、持有現金、經營性現金流、資產負債率和托賓Q 進行回歸，再估計出各變量的回歸系數，最后通過回歸模型估計結果計算出每家制造業企業的KZ 指數，KZ 指數數值越高，說明企業面臨的融資約束越強。回歸結果如表7列（1）、列（2）所示。列（1）中數字化轉型系數為-0.0898，在1%顯著性水平下顯著為負，說明數字化轉型緩解了制造業企業面臨的融資約束問題。列（2）在加入融資約束（KZ）后，數字化轉型的回歸系數仍然在1%顯著性水平下顯著為正，且Sobel 檢驗Z 統計量為5.1251，大于臨界值，證明中介效應成立，表明數字化轉型通過緩解企業融資約束弱化了企業配置金融資產的預防性動機，進而促進制造業企業“脫虛向實”，假設H2a 得以驗證。

表7 機制檢驗結果

（二）研發創新意愿作用機制檢驗

參考司登奎等（2021）的衡量方法，采用發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三類專利申請總量衡量研發創新意愿（Patent）。考慮到專利數據具有右偏性特征，將專利數據進行加1 對數化處理。研發創新意愿的機制作用檢驗結果如表7 中列（3）、列（4）所示。從列（3）可以看出數字化轉型顯著提高了制造業企業的研發創新意愿，列（4）結果表明，數字化轉型系數估計值在1%顯著性水平下顯著為正，Sobel 檢驗Z 統計量也通過了1%水平的統計檢驗，說明研發創新意愿是數字化轉型影響制造業企業“脫虛向實”的中介因子，制造業企業數字化轉型會通過激發企業的研發創新意愿，使得企業增加對實體經濟的投資，進而實現生產效率的提高和規模效應的擴大，形成產出成果與實體投資相互促進的雙贏結果，最終減少企業金融投資，假設H2b 得以驗證。

（三）內部控制質量作用機制檢驗

采用迪博（DIB）內部控制指數來衡量制造業企業的內部控制質量，DIB 指數越高，表明企業內部控制質量越強，企業內部治理狀況越好。由于內部控制指數采用千分制，為減少對分析結果的影響，將該指數除以100 得到內部控制質量（Icon）。內部控制質量機制檢驗結果如表7 中列（5）、列（6）所示，列（5）Icon的回歸系數在1%顯著性水平下顯著為正，說明數字化轉型能夠提升制造業企業內部控制質量，列（6）數字化轉型系數估計值為0.0159，在1%顯著性水平下顯著，表明內部控制質量是數字化轉型影響制造業企業“脫虛向實”的中介因子，Sobel 檢驗的通過也進一步證實了這一判斷，表明數字化轉型能夠強化企業的內控質量，進而抑制企業管理者與大股東偏好投資于金融資產的短視行為，弱化了制造業企業配置金融資產的投機性動機，促進了企業“脫虛向實”，研究假設H2c 得以驗證。

六、結論與啟示

我國制造業企業數字化轉型已進入快速發展階段。制造業企業的數字化變革創新，既是順應數字經濟時代發展的必然要求，也是打開第四次工業革命之門的必備鑰匙。本文運用2013-2021 年滬深兩市A 股上市制造業企業數據，基于企業金融化的預防性動機和投機性動機，考察了數字化轉型對制造業企業“脫虛向實”的影響，主要研究結論如下:第一，數字化轉型對制造業企業抑制金融化傾向、“脫虛向實”具有顯著促進作用；第二，異質性分析結果表明，數字化轉型對競爭性行業、傳統產業和位處東部地區的制造業企業“脫虛向實”的促進作用更為明顯；第三，機制檢驗結果表明，數字化轉型能夠通過緩解外部融資約束、提高研發創新意愿以及提升企業內部控制質量，抑制企業金融化的預防性動機和投機性動機，從而促進制造業企業“脫虛向實”。

基于上述結論，可以得到以下啟示：

第一，用足用好數字化轉型扶持政策，引導制造業企業推進數字化轉型、加速實現新舊動能轉換。鑒于制造業企業數字化轉型有效地促進了“脫虛向實”，政府部門要充分把握數字化轉型契機，釋放鼓勵企業數字化轉型的政策信號，最大化發揮數字經濟政策作用，打造數字經濟環境下有利于企業從事實體投資的政策環境，充分調動制造業企業數字化轉型的積極性。

第二，推動制造業數字化轉型與實體經濟融合發展，促使制造業企業真正回歸本業、聚焦主業。發揮好制造業企業數字化轉型對企業“脫虛向實”的促進作用，要引導制造業企業在產品研發、市場布局和運營管理等多個維度與數字技術實現全方位、多層次的深度融合，鼓勵數字化轉型先行一步的制造業企業進一步發揮領頭羊作用，帶動更多的制造業企業開展數字化轉型，激活實體經濟發展的新動力。

第三，依托數字化轉型助力制造業企業轉型升級，強化關鍵核心技術協同攻關和應用，推動制造業邁向價值鏈中高端。當前我國制造業仍面臨大而不強、全而不優以及關鍵核心技術受制于人等難題。為此，要從破解企業融資約束、激發企業研發創新動能、強化企業內控能力建設等方面入手，為制造業企業創造適宜的數字生態環境，搭建高效的數字化成果轉化平臺，完善系統化的產學研協作機制，引導制造業企業通過數字化轉型提高產品質量和生產效率、深耕專業化發展，打造核心競爭力，夯實經濟高質量發展的微觀基礎。