機構投資者網絡團體能否促進企業數字化轉型？

關鍵詞：機構投資者網絡團體；企業數字化轉型；信息不對稱；社會網絡

中圖分類號：F832

DOI：10.19504/j.cnki.issn1671-5365.2024.07.06

黨的十九屆五中全會提出，推動高質量發展，是保持經濟持續健康發展、全面建設社會主義現代化國家與遵循經濟規律發展的必然要求。二十大報告指出要加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合。數字經濟已成為高質量發展的新引擎，2012年至2021年，中國的數字經濟規模從11萬億元增長到45.5萬億元，數字經濟占GDP比重由21.6% 提升至39.8%，穩居世界第二[1]。在數字經濟的巨大浪潮推動下，企業通過數字化轉型來提高自身發展效能、優化資源配置、激發創新活力已成為必然。據中國上市公司協會發布的數字經濟白皮書顯示，76%樣本公司已開始推進數字化轉型[2]，但大多處于探索階段[3]。這是因為傳統企業在進行數字化轉型時存在管理能力不足[4]、認知和戰略規劃不夠充分、轉型戰略與模式不統一[5]、管理者短視[6]、融資約束[7]、數字化人才短缺等問題，致使數字化轉型的進程受阻。

因此，如何解決數字化轉型中出現的問題引起了學術界的廣泛關注。隨著金融市場的不斷完善與發展，機構投資者在金融市場中扮演越來越重要的角色，在企業持股比例不斷提高，并參與公司治理。李華民等的研究發現，壓力抵抗型機構投資者能有效推動企業數字化轉型，而壓力敏感型機構投資者則抑制企業數字化轉型[8]；費凌杉發現機構投資者調研可以促進企業數字化轉型[9]。然而，在機構投資者持股較為分散、持股比例較低的現實情況下，機構投資者大多不會選擇單獨行動，而是通過協作來影響公司政策[10]。在經濟活動中，機構投資者溝通、合作的案例數不勝數，如2019年高瓴資本集團等機構投資者重倉寧德時代，寧德時代的市場份額保持穩增趨勢，實現了營收和利潤雙增。而網絡關系的形成，凝聚了分散的力量，機構投資者網絡團體由此出現[11]，但目前尚未有學者將機構投資者網絡團體與企業數字化轉型聯系起來，因此研究兩者之間的關系及影響機制是有必要的。

但目前對于機構投資者網絡團體的治理效應，我國學者研究尚未得到一致的結論。一方面，機構投資者抱團行為會降低公司的信息透明度，進而導致股價崩盤[11]，其合謀行為也可能侵占企業利益，加劇企業的非效率投資[12]；此外，機構投資者抱團也會與掌握企業實際情況的管理層合謀，為從中獲取對自身有利的信息，而不斷放大高管操縱自身薪酬的權力空間，致使高管超額薪酬越發嚴重，不利于公司治理[13]。另一方面，也有學者研究表明機構投資者網絡團體會傾向合作，使其更有動力參與公司治理，進而在減少企業盈余管理和發揮其監督管理效果[14]，提升公司信息透明度和抑制股東的私利行為[15-16]，促進企業創新[17]等方面發揮積極作用。因此需進一步驗證機構投資者網絡團體能否促進企業數字化轉型。

一、理論分析及假設提出

機構投資者網絡團體作為內部利益相關者，有豐富的資源與強有力的監督作用，資本市場的不斷發展也使網絡中的機構投資者持有上市公司的比例不斷增加，參與公司治理的動力越來越大。但目前關于機構投資者網絡團體對公司的治理效應尚存在爭議，因此提出競爭性假設。

1. 機構投資者網絡團體對企業數字化轉型的積極治理效應

此處基于社會網絡理論與信息不對稱理論，認為機構投資者網絡團體通過發揮資源效應與監督效應，能促進企業數字化轉型。

其一，機構投資者網絡團體發揮資源優勢，能提升企業融資能力，緩解企業融資約束，進而促進企業數字化轉型。于企業而言，數字化轉型過程需要投入大量的資金，僅靠內源融資不足以解決資金需求，轉型存在的高不確定性、周期長等特征，更加劇了外部投資者對信息不對稱的敏感程度[18]；數字化資源和組織適應性投入也是企業數字化轉型成功的關鍵，數字化資源不僅包括數字技術，還包括數字化人才的投入[5]，這使企業陷入資金更加緊張的局面。加之，有學者研究顯示當企業面臨嚴重的融資約束時，企業會降低在數字化轉型方面的努力[6]。而機構投資者網絡團體則可以解決企業的資金需求，提升企業融資效率，緩解企業融資難、貴問題。主要體現在：一方面，機構投資者網絡團體提升信息透明度，降低企業內外部信息不對稱程度。在網絡中的機構投資者更容易合作，其行為具備較強的“共同進退”特性，能夠使企業信息得到及時披露，提升上市公司信息透明度[15]，降低企業內外部信息不對稱程度與外部投資者所面臨的不確定性。同時，機構投資者網絡團體還向資本市場的其他投資者釋放企業數字化轉型具有良好發展的積極信號，使該企業獲得更多關注，更容易得到資本市場的青睞。另一方面，與單個的機構投資者不同，機構投資者網絡團體有著更加強大的資源優勢。基于社會資源理論，社會網絡中匯集了網絡成員的特質信息、專業知識等各種資源，這使社會網絡中成員的資源更加豐富，以此提升組織績效[19]，并且聯系越密切的社會網絡，其各種資源的流通、共享速度也更快[20]。同時，機構投資者網絡團體形成的橫向網絡關系可以為企業獲得稀缺資源提供便利[21]，如2020年，由靖亞資本、高瓴創投領投，五源資本跟投深圳維格智數科技有限公司，而該公司主要為數字轉型企業服務，此時成員擁有的數字技術、數字技術人才資源則可以為數字化轉型企業引入技術與人才提供便利。機構投資者網絡團體成員不同的社會資源，可以為企業帶來融資優惠，例如具有金融背景的團體成員則可以使數字化轉型企業了解相關的融資信息，進而使企業獲得更加優惠的融資條件[22]。社會網絡中團體成員的緊密聯系也可以提升企業之間的協作水平與信任程度[23]，這有助于企業獲取更多的商業信用[24]，緩解企業融資約束，促進企業數字化轉型。此外，機構投資者網絡還可以促進團體成員私有信息的傳遞，成員可以獲取網絡中的私有、特質信息，包括成員先進的企業數字化轉型經驗、數字化技術與領導人才等關鍵信息，有助于企業數字化轉型。因此，機構投資者網絡團體通過發揮資源效應來促進企業數字化轉型。

其二，機構投資者網絡團體發揮監督效應，抑制管理者短視，促進企業數字化轉型。數字經濟與實體經濟的不斷融合，數字化轉型已成為企業的首選方向，但大多企業處于起步階段，轉型成功的企業較少，這主要是因為數字化轉型的時間較長、機會成本較大以及難度較大[253]。從行為經濟學角度看，管理者會出現短視主義行為，為追求眼前利益而阻礙企業數字化轉型的實施[6]。不同于傳統的企業創新，企業數字化轉型的專業性更強，為避免自身數字化技術開發與應用信息的泄露[18]，這使數字化轉型成果的信息不透明度更高，股東很難對管理者進行有效監督，代理成本對企業數字化轉型的阻礙更大。而機構投資者網絡團體有助于減少數字化轉型活動中的監督代理成本，主要體現在：一方面，機構投資者網絡團體的持股比例更大，可發揮更有力的監督效應。機構投資者網絡團體彌補了單個機構投資者能力不足及話語權較小的問題，社會網絡的緊密聯系使他們傾向于合作，產生更強的協同效應，這種協同效應使機構投資者網絡團體發揮監督效應[17]，增強了團體成員的退出威脅，這將減少管理層的短視主義、不從事機會主義與利己主義的行為，因而有效緩解管理層與股東之間的沖突，促進企業的數字化轉型。另一方面，機構投資者網絡團體之間的合作、溝通，強化了外部監督，促使企業管理層重視數字化轉型。機構投資者作為知情交易者以及自身具備較強的資金實力與專業的人力資本，在社會網絡中，通過共同持股形成復雜的網絡關系，并利用團體成員之間的信息進行交換與傳遞，以此提升信息資源優勢，強化了外部監督能力[26]；同時促進信息在資本市場中的流通與傳遞，幫助企業獲取關鍵信息并緩解其內外部的信息不對稱程度[27-28]，使得管理層在數字化轉型管理過程中的結果更加可視化、透明化，有助于降低管理層機會主義，抑制管理者短視行為，降低企業監督成本。因此，機構投資者網絡，使團體成員之間的聯結關系更加緊密、行為具有高度的一致性[29]，能夠抑制管理者短視，降低企業代理成本[30]，促進企業數字化轉型。

基于以上分析，提出假設H1a：在機構投資者網絡團體的“資源優勢”與“監督效應”作用下，網絡團體持股比例越大，企業越可能進行數字化轉型，數字化轉型程度越高。

2. 機構投資者網絡團體對企業數字化轉型的消極治理效應

也有研究發現機構投資者們會對企業進行“聯合掏空”行為。機構投資者個體通過緊密的網絡關系形成網絡團體提升整體的資金實力和持股力量后，會增大他們與公司控股股東和管理層合謀的籌碼，在監督成本帶來的收益小于機會主義時，會促使他們為自己的私利最大而選擇與公司控股股東和管理層合謀形成利益共同體，弱化對公司大股東和管理層的監督，忽視企業的戰略與可持續發展，掏空數字化轉型效益，對他們謀取私利行為視而不見[12]。此外，機構投資者網絡團體也會減少團體成員之間的競爭，阻礙成員私有信息融入股價，降低股價信息含量，加劇公司的信息不對稱，惡化公司面臨的融資約束，不利于數字化轉型融資。因此，機構投資者網絡團體可能會通過加劇公司控股股東和管理層的短視及短期機會主義行為、惡化融資約束而阻礙企業數字化轉型。

基于以上分析，提出假設H1b：機構投資者網絡團體通過“聯合掏空”效應來抑制企業數字化轉型。

二、研究設計

（一）數據來源

以2009—2020年A 股上市企業的數據為樣本，其中，機構投資者持股原始數據來自WIND（萬得）數據庫，其它數據均來自CSMAR（國泰安）數據庫。對樣本數據進行以下處理：（1）保留至少連續五年不存在數據缺失的樣本；（2）剔除ST、*ST、PT處理及終止上市的企業；（3）剔除銀行、保險、證券等金融類企業；（4）剔除異常值；（5）在上下1%水平修正極端值。最終獲得26 632個公司年度樣本觀測值。

（二）變量說明

1. 被解釋變量

企業數字化轉型（DT）。企業數字化轉型的度量借鑒吳非等[31]的方法，以年報中數字化轉型為關鍵詞的詞頻為代理指標，為消除異方差，對詞頻進行對數化處理。

2. 解釋變量

機構投資者網絡團體持股（Clique）的度量，參考吳曉暉等[11]的方法，主要以任意兩個機構投資者是否共同大量持有任意一家公司的股份來建立機構投資者網絡連接，并在此基礎上構建機構投資者網絡，再從網絡中識別機構投資者團體。具體為任意的兩個機構投資者公司之間（分別用i 和j 表示），如果它們在t 年年末至少共同持有任意一家相同公司的股份數量占流通股股數的比例大于等于5%，它們倆之間就建立了連接X_ij = 1，否則X_ij = 0，據此構建所有機構投資者兩兩連接的鄰接矩陣A。最后，以鄰接矩陣A為基礎構造機構投資者網絡并提取機構投資者網絡團體。提取出機構投資者團體后，根據式（1）計算機構投資者團體持股比例。針對某個年度t，在持有公司i 股份的機構中，根據式（1）計算機構投資者團體持股比例（Clique）。

3. 控制變量

控制變量有：企業成長性（Growth）、企業規模（Size）、凈資產收益率（Roe）、負債能力（Lev）、兩職合一（Dual）、市場化程度（Market）、資本密集度（CI）、企業上市年齡取對數（Age）、審計意見（Audit）。具體如表1所示。

在模型（2）中，機構投資網絡團體（Clique）為核心解釋變量；企業數字化轉型（DT）為被解釋變量；CVs 為前文所選取的控制變量； Ind、Year 為行業、年份固定效應，μ 為誤差項。考慮到機構投資者網絡團體影響企業數字化轉型需要一定的時滯并在一定程度上緩解可能存在的內生性問題，本文對核心解釋變量機構投資者網絡團體進行了滯后1期處理。

三、實證結果與穩健性檢驗

（一）描述性統計

表2為主要變量描述性統計結果，企業數字化轉型（DT）的均值、標準差為1.325和1.371，最小值為0，最大值為5.004，說明企業數字化轉型程度存在較大差異，中位數為1.099，說明大部分企業數字化轉型程度較低。機構投資者網絡團體持股比例（Clique）均值為7.4%，與吳曉暉等（2019）描述性統計結果相似。

（二）基準回歸分析

表3為機構投資者網絡團體是否會促進企業數字化轉型的檢驗結果。第（1）列為控制了行業和年份固定效應的結果，在1%水平上顯著，機構投資者網絡團體促進了企業數字化轉型；第（2）列納入了控制變量，結果顯示，機構投資者網絡團體持股比例依然在1%的水平上顯著。表3結果顯示，機構投資者網絡團體對企業的數字化轉型有積極的促進作用，隨著機構投資者網絡團體持股比例的擴大，企業數字化轉型程度越高，假設H1a獲得支持。

（三）內生性及穩健性檢驗

為確保結果的穩健性，做了以下幾個方面的內生性及穩健性檢驗。

1. 工具變量檢驗

參考潘越等（2020）的研究，將滬深300指數與中證500 指數的變動作為工具變量。具體而言，企業股票當年進入滬深300指數（HS300）取值為1，否則為0；同理，若企業當年進入中證500指數（ZZ500）取值為1，否則為0，兩階段回歸結果如表4所示。在第一階段，見表4第（1）列，滬深300指數與機構投資者網絡團體持股比例的回歸系數為0.034，在1% 的水平上顯著，系數為正說明由非滬深300指數進入滬深300指數使股票在指數中權重增加，提高了企業的機構投資者網絡團體持股比例；中證500指數與機構投資者網絡團體持股比例的回歸系數為0.012，且在1%的水平上顯著，系數為正說明由非中證500指數進入中證500指數使股票在指數中權重增加，提高了企業的機構投資者網絡團體持股比例。以上結果表明，所選擇的工具變量滿足相關性要求。在第二階段，見表4第（2）列，Clique 與DT 的回歸系數為4.4，且顯著性水平為1%。過度識別檢驗結果p 值為0.1461，通過了過度識別檢驗，表明選擇的工具變量滿足外生性要求。這說明在控制內生性問題產生的影響后，機構投資者網絡團體能夠促進企業數字化轉型的效應依然存在，進一步支持了假設H1a。

2.PSM 檢驗

進一步使用傾向得分匹配（PSM）方法來緩解內生性問題，選取控制變量作為匹配變量，選用“最近鄰1∶1匹配”方法為處置組（包含機構投資者網絡團體的企業Clique_firm = 1）尋找特征相似的觀測組。傾向得分匹配回歸結果如表4中的第（3）列所示，回歸系數在1%水平下顯著為正，說明在緩解內生性問題的情況下，機構投資者網絡團體對企業數字化轉型起到促進作用，假設H1a依然成立。

3.Heckman兩階段

為了減小樣本選擇偏誤對研究結果產生的影響，使用Heckman 兩階段模型進行內生性檢驗。在第一階段，構建Probit的回歸模型，計算出逆米爾斯比率（imr）。模型如下：

其中，Clique_firm 為機構投資者網絡團體是否持股的虛擬變量，t 年公司的機構投資者網絡團體持股比例不為0時Clique_firm = 1，否則Clique_firm =0。CVs 為可能影響機構投資者網絡團體持股的控制變量，此外參考翟淑萍等的研究，加入HS300（滬深300指數）作為工具變量。在第二階段，將第一階段計算所得的imr 作為控制變量加入前部分所提及的模型（2）列，以此檢驗樣本選擇偏誤對本文結果的影響。回歸結果如表4第（5）列所示，此處不關注imr 的回歸系數，imr 的顯著性水平為1%，這說明確實存在樣本選擇偏誤，但是同時機構投資者網絡團體的影響系數為0.334，且在1%的水平下顯著。這說明本文的機構投資者網絡團體對企業數字化轉型的促進作用在考慮樣本選擇偏誤的情況下依然成立。

4. 雙向固定效應模型回歸與改變被解釋變量的衡量方式

使用雙向固定效應模型回歸、改變被解釋變量的衡量方式來進行穩健性檢驗。雙向固定效應模型回歸結果如表4第（6）列所示在1%水平上顯著，支持主假設；采用無形資產中數字化總額取對數（DT_t）進行回歸，結果如表4第（7）列所示依然顯著。

四、影響機制檢驗

實證檢驗顯示，機構投資者網絡團體發揮資源優勢與監督作用，促進企業數字化轉型。在機制檢驗中，以融資約束作為資源優勢的代理指標，以管理者短視作為監督作用的代理指標。如果機構投資者網絡團體能夠發揮資源優勢與監督作用，應當能夠觀察到其緩解企業融資約束和降低管理者短視程度的結果。

借鑒溫忠麟等[32]的遞歸方程方法進行影響路徑研究，并基于Bootstrap 方法進行檢驗（抽取自助樣本1000次）。使用模型如下：

其中Mediator 為融資約束與管理短視兩個中介變量，其它與前文一致。參考吳非等[31]，對企業數字化轉型前置1期處理，融資約束與管理者短視保持當期，機構投資者網絡團體和CVs 滯后1期處理。

（一）融資約束

采用KZ指數來衡量融資約束（KZ）。表5為以融資約束作為中介變量的回歸結果。結果見表5第（2）列，與預期一致，機構投資者網絡團體抑制企業融資約束，系數為－0.699，在1%的水平上顯著；同時融資約束顯著抑制企業數字化轉型，第（3）列所示，系數為－0.01，在5%的水平上顯著。因此存在機構投資者網絡團體通過抑制企業融資約束來促進企業數字化轉型的中介機制。并且此次結果通過了Bootstrap 中介效應檢驗，表5結果顯示，區間未包括0。

（二）管理者短視

參考胡楠等[33]的方法，采用文本分析方法來衡量管理者短視，結果如表5所示。機構投資者網絡團體顯著抑制管理層短視程度，第（5）列所示，系數為-0.033，在1%的水平上顯著；第（6）列所示，管理者短視的系數為-1.627，在1%的水平上顯著，短視的管理者不會開展數字化轉型。因此形成機構投資者網絡團體通過抑制管理者短視來促進企業數字化轉型的正向機制。表5結果顯示，區間未包括0，說明通過了Bootstrap中介效應檢驗。

五、進一步分析

考慮到產權性質與科技屬性特征可能會對機構投資者網絡團體對數字化轉型的作用有所影響，因此進一步分析產權性質（國有企業與非國有企業）和科技屬性（高新技術企業與非高新技術企業）下，機構投資者網絡團體對企業數字化轉型是否有不一樣的影響。

（一）產權性質分組

實證結果如表6的（1）、（2）列所示，機構投資者網絡團體對企業數字化轉型的在國有企業中系數為0.168，盡管系數為正，但t 值僅有1.11，未通過顯著性檢驗；在非國有企業樣本中，系數為0.399，t 值為3.55，在1%的水平顯著。機構投資者網絡團體的促進效果在國有與非國有企業中產生差異。這可能因為：對于國有企業，其存在較好的資源優勢、面臨較小的競爭壓力，創新動力不足，缺乏推動數字化轉型的強烈意愿，因此，機構投資者網絡團體對國有企業的數字化轉型促進作用較弱；而對于非國有企業，其面臨著較大的市場競爭壓力，具有較強的轉型意愿，因此，機構投資者網絡團體更好地促進非國有企業推動數字化轉型落地。

（二）企業科技屬性分組

在表6中，針對企業是否屬于高新技術企業進行了分組回歸。結果表明如第（3）列所示，系數為0.448且在1%的水平下顯著，因此，機構投資者的網絡團體對高新技術企業數字化轉型帶來了顯著性提升效果；在非高新技術企業樣本中，機構投資者網絡團體對企業數字化轉型的影響沒有通過顯著性水平檢驗，如表6第（4）列t 值僅為0.97。產生此差異的原因可能是：對于高科技企業而言，其本身是科技創新的前沿陣地，更注重企業數字化轉型；而且高新技術行業本身對智能化運營的要求就高于傳統行業，從而高新技術行業具備更高的數字化轉型的創新基礎與現實條件，機構投資者網絡團體也識別到了這類特征，決定了機構投資者網絡團體在高新技術企業數字化轉型的推進上更加有效。但對于非高新技術企業，創新空間相對較小，企業的發展導向并不在銳意創新，企業發展和決策的導向對數字化轉型不夠敏銳，如果強制推動數字化轉型，則可能適得其反，陷入“創新假象”。因此，機構投資者網絡團體對非高新技術企業數字化轉型的促進作用不夠顯著。

六、研究結論與建議

（一）結論

以2009—2020年A股上市公司的樣本探究機構投資者網絡團體如何影響企業數字化轉型，經實證檢驗表明：機構投資者網絡團體會促進企業的數字化轉型，進行內生性與穩健性檢驗后，結果依然顯著，影響機制檢驗表明機構投資者網絡團體通過緩解融資約束的“資源優勢”與抑制管理者短視“監督作用”來實現企業數字化轉型提升的；進一步分組回歸，結果表明在非國有企業和高新技術企業中的促進效果更為顯著。

（二）建議

1.對于政府而言，要積極引導機構投資者在參與上市公司治理時發揮積極作用。與此同時，網絡中的機構投資者團體也不容忽視，也應進一步完善機構投資者網絡的制度設計與維護，更好地促進資本市場中的機構投資者網絡團體發揮“資源優勢”與“監督作用”，更好地促進企業數字化轉型，助力高質量發展。

2.對于企業自身而言，應利用好機構投資者網絡團體的資源優勢及先進的行業經驗，對企業形成新的認識，提高自身企業的股價特質信息含量，為企業數字化轉型提供堅實基礎。在轉型重要時期，充分利用機構投資者網絡團體的資源等優勢，以此不斷推動自身數字化轉型。

3.通過產權、科技屬性異質性發現，機構投資者網絡團體主要在非國有企業與高新技術企業發揮作用。因此，政府可以鼓勵非國有控股企業與非高新技術企業引入機構投資者持股，形成網

絡團體持股優勢，以此緩解國有企業的代理問題以及非高新技術企業資源不足等問題。

4.監管當局應辯證地看待機構投資者網絡團體的治理作用。機構投資者網絡團體可以在較長的時間內發揮積極治理效應，但這不意味著機構投資者網絡團體可一直發揮有效監督者的角色，其也可能會產生合謀的動機，所以應將其視為一把雙刃劍，需要對其進行嚴格管控。

【責任編輯：許潔】