——基于上市公司的检验

应凯迪

（上海大学，上海 201800）

摘要：随着科学技术的飞速发展，其应用场景不断增加，推动金融生态变革的重要创新——数字金融。数字金融满足传统金融难以触达的市场需求，助力实体企业挖掘投资新机，并借助金融科技相关技术赋能，优化资源配置，对企业的金融资产配置战略产生重要影响。本文聚焦沪深A股上市公司，实证检验数字金融对企业金融化的影响，得到数字金融对企业金融化水平具有显著促进作用。研究还发现，这一促进效果在国有企业中更为突出，且股权集中度上升加剧了数字金融发展对企业金融化的促进作用。最后，本文基于理论分析与实证研究的结果，从国家、政府层面以及企业层面提出相关指导性建议。

关键词：数字金融；企业金融化；产权性质；股权集中度

一、引言

实体经济是一国经济立身之本、财富之源，党的二十大报告指出，建设现代化产业体系，要坚持把发展经济的着力点放在实体经济上。然而近年来，金融和实体经济的失衡，存在着资金脱实向虚的现象，大量资金在金融体系内自我循环（徐孟洲，2017）^[1]。经济“脱实向虚”引发社会对实体经济发展前景的担忧，影响企业的投资决策，形成实体企业金融化现象。企业的发展特点之一就是逐利，面对金融与实体经济表现如此分化的市场背景，企业为了扩大利润增长，纷纷涉足金融业，导致企业投资行为也呈现“脱实向虚”趋势。

随着科学技术的飞速发展，大数据等数字化技术不断成熟，其应用场景也不断增加，进而推动金融生态变革的重要创新——数字金融。数字金融满足传统金融难以触达的市场需求，提高对用户的服务质量，近几年来发展迅速，俨然成为支持我国虚拟经济稳定高效发展的重要金融中介工具。

对企业而言，数字金融帮助实体企业发现新的投资机会，并借助金融科技相关技术赋能，以其独特的影响力和经济效应缓解传统金融中因信息不对称而造成的资源错配问题，重塑企业投融资环境，对企业的金融资产配置战略产生重要影响。

基于上述现实背景，本文着眼于数字金融对实体企业金融化的影响，探讨企业产权性质的异质性影响以及股权集中度的渠道作用机制。可能存在以下的边际贡献：本研究从数字金融角度充实对企业金融化影响因素的关注，且识别二者传导路径中股权集中度的调节作用，使得实证结果更全面可信。同时，研究明确了数字金融之于企业金融化的影响，有助于政府部门加强金融体制方面的改革，并不断发挥金融服务实体的底层作用，对实体企业振兴有重要的现实参考价值。

二、文献综述、理论分析与研究假设

1.数字金融与企业金融化

数字金融是金融领域与信息技术深度融合的体现（Jia，2020）^[2]，属于金融发展和金融深化理论在数字时代的实践，可能会促进企业金融化水平，具体分析如下。

首先，数字金融发展缓解企业融资约束（任晓怡，2020）^[3]，加剧金融投资行为，提升金融化水平。信息是金融资源配置的基础，当前不完全竞争的金融市场存在信息不对称，会引发交易摩擦，造成资本配置扭曲，限制企业获得外部融资（蒋鹏程，2022）^[4]。而数字金融以大数据技术为基石，使信息披露更透明，缓解信息不对称问题，降低融资的风险溢价（李志军等，2021）^[5]，且数字金融服务机构能提高信息搜寻效率，降低信息搜寻和处理成本。同时，数字金融发展产生“鲶鱼效应”，倒逼传统金融机构数字化转型，提升金融资源的配置能力，进一步降低企业融资成本。根据资源配置理论，企业进行投资组合配置以资产收益率为依据，考虑我国经济现实情况，即实体经济低迷，金融投资收益升高，实体投资和金融投资的利润鸿沟不断加大，可以推断随着金融科技的兴起，企业融资约束得到纾解，企业会更倾向投资于金融资产以提高综合收益，因而企业金融化水平提高。

同时，数字金融发展释放实体企业预防性资金需求，对金融化水平产生正向影响。随着人工智能等新信息技术的快速发展，驱动金融领域向智能化迈进，赋能投顾业务降本增效，这意味着数字金融的深度应用极大丰富了企业投资金融产品的多样性及便利性（黄文华，2021）^[6]，缓解传统金融发展不足的困境，改善金融抑制现象，进而使得企业愿意更多地利用创新性金融产品进行资产配置，此外，数字金融的信息挖掘技术减少信息不对称（孙芳城等，2023）^[7]，便于管理层识别较好的投资机会，释放原有的预防性资金需求，提升金融化水平。

为此，本文提出假设H1：数字金融发展对企业金融化具有促进作用。

2.基于企业产权性质的差异分析

相比于非国有企业，国有企业能获得政府的“父爱效应”，在面临资源困境时更有可能从政府等处获得资金支持，存在着预算软约束现象（邓可斌，2014）^[8]，不用担心未来的资金储备问题。并且国有企业自身主业的潜力相对较低，随着金融投资收益升高，加大实体与金融投资之间的利润差距，企业出于投机逐利动机会更倾向于投资金融资产。

同时，面对数字金融地快速发展，驱动金融领域向智能化迈进，极大丰富了企业投资金融产品的多样性，拥有更多资金的国有企业更有可能释放预防性资金需求，增加金融资产配置，提升企业金融化水平（符茜等，2022）^[9]。

为此，本文提出假设H2：相较于非国有企业，国有企业中数字金融发展对企业金融化的促进作用更为明显。

3.调节作用分析

股权集中度是衡量公司股权分布状态的主要指标，该值越高，表明形成一种相对集权的领导结构。这种高度集权的模式意味着控股股东手握权利却没有受到充分的监督，能显著影响企业的相关决策，进一步演变成第二类委托代理问题，使其面对数字金融发展缓解企业融资约束时，更有可能激发自身利润追逐动机，做出释放实体企业预防性资金需求的决策，采取更为激进的经营策略将资源资金投入金融组合中，加剧企业金融化水平。

为此，本文提出假设H3：在其他条件不变的情况下，股权集中度越高，数字金融发展对企业金融化的正向影响越大。

三、数据来源及模型构建

1.样本选择与数据来源

本文以2011-2022年沪深A股上市公司年度数据作为实证数据，考虑研究的科学性，对原始数据进行了如下处理：①剔除金融类上市公司数据；②剔除ST、*ST类上市公司数据；③剔除缺失招股说明书的上市公司数据；④剔除相关财务数据缺失的上市公司数据。

研究中涉及的公司财务数据则来自CSMAR，使用stata16.0进行数据预处理后，得29581个样本观测值。

2.变量定义

（1）被解释变量

本文的被解释变量是企业金融化（FIN）。借鉴杜勇（2017）^[10]的做法，将企业金融化定义为FIN=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产）/总资产。

（2）解释变量

本文的核心解释变量是数字金融（Dif）。参考唐松等（2020）^[11]的做法，选择北京大学数字普惠金融研究中心编制的《数字普惠金融指数》作为度量指标，考虑数字金融指数相比于企业金融化数值过大，因此在实证研究中将该指数除以100后的结果作为解释变量取值。

（3）调节变量

本文的调节变量为股权集中度（Top1），用第一大股东持股数量除以总股数衡量。

（4）控制变量

本文的控制变量为公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利润率（ROA）、现金流比率（Cashflow）、营业收入增长率（Growth）、独立董事比例（Indep），同时固定年份和行业效应。

3.模型构建

（1）基准回归模型

四、实证结果与分析

1.描述性统计

表1是描述性统计结果。被解释变量企业金融化（FIN）的最大值为0.7308，最小值为0.0000，均值为0.0459，可见我国不同上市公司之间的金融化水平差异较大。解释变量数字金融（Dif）的均值为2.8785，最大值为4.7701，最小值为0.6147，表明在样本年间各省份数字金融有了很大的发展。

表1  相关变量描述性统计 

2.相关性分析

表2是变量的相关性分析结果。根据数据显示，变量的相关系数绝对值都保持在相对较低水平，且被解释变量企业金融化（FIN）与解释变量数字金融（Dif）呈正相关，符合H1。本文后续需要将控制变量纳入到考虑范畴，结合模型（1）进行基准回归分析来进一步检验。

表2  各变量的相关系数

3.回归结果分析

（1）基准回归结果

本文采用固定效应模型进行回归分析，表3报告了基准回归结果。可以发现，数字金融（Dif）对企业金融化（FIN）的回归系数为0.0148，在加入控制变量后，回归系数为0.0135，均在1%的统计水平下显著为正。说明数字金融每提高1个单位，企业金融化水平将提升1.35%，即数字金融的发展加剧实体企业金融化，主假设H1验证成立。

表3   主效应回归结果

（2）异质性分析

本文以产权性质将样本划分为国有企业组和非国有企业组，可以看出国有企业组数字金融发展对企业金融化的正效应（0.0141）相较于非国有企业更大，说明相比于非国有企业，国有企业其金融投资更多出自投机逐具有较强的融资优势，不用担心未来的资金储备问题，并且自身主业的潜力相对较低，加剧金融化动机。上述分析验证了假设H2。

表4  产权性质的异质性分析

（3）作用机制分析

表5报告了股权集中度的调节作用结果。其中，解释变量（Dif）的回归系数为0.0133，仍在1%的统计水平下显著为正，关注交互项，回归系数为0.0001，在1%的水平上也显著为正，说明股权集中度显著强化了数字金融发展对企业金融化水平的促进作用，假设H3得到验证。

表5  股权集中度的调节效应

（4）稳健性检验

替换变量法。为保证回归结果稳健性，本文以企业是否购买金融资产这个哑变量作为企业金融化的替代变量进行回归。回归结果如表6中Panel E所示，解释变量Dif的回归系数为0.0165，仍在1%的统计水平下显著为正，说明在替换因变量后，数字金融发展与企业金融化水平仍然呈正相关关系，主回归的结果比较稳健。

滞后期回归。虽然本文已将可能影响企业金融化的因素作为控制变量，但仍可能存在一些观察不到或者没有控制的因素。为了避免内生性问题，本文对回归中的解释变量和控制变量均进行了一期滞后处理，检验数字金融发展对企业金融化的作用效果。由Panel F可知，数字金融（Dif）的系数为0.0144，与企业金融化水平（FIN）仍呈显著正相关关系。表明在控制内生性问题后，原回归结论仍然成立。

表6  稳健性检验结果

五、研究结论与建议

1.研究结论

本文以2011-2022年沪深A股上市公司为研究样本，实证探讨了数字金融发展对企业金融化水平的影响问题，研究结论归纳如下：

第一，数字金融发展促进企业金融化水平。数字金融发展缓解企业融资约束，加剧金融投资行为，激发企业利润追逐动机，并释放实体企业预防性资金需求，显著提升金融化水平。第二，不同产权性质企业中数字金融发展对金融化的作用存在差异。相比于非国有企业，国有企业能获得政府的“父爱效应”，不用担心未来的资金储备问题，国有企业出于投机逐利动机会更倾向于投资金融资产，提升企业金融化水平。第三，股权集中度越高，数字金融发展对企业金融化的正向影响越大。股权集中度高意味着控股股东手握权利却没有受到充分的监督，能显著影响企业的相关决策，使其面对数字金融发展缓解企业融资约束时，更有可能激发自身利润追逐动机，加剧金融化水平。

2.政策建议

从本文的研究结论来看，政府应持续推动数字金融的良性发展，趋利避害，提高社会资源利用效率，更好地实现普惠金融愿景。同时，应认清技术进步背后所包含的更隐秘复杂的金融风险，以及对实体经济所造成的潜在负向冲击，加大对金融机构和科技企业二者合作业务的监管强度，打击将金融业务复杂化、科技化的包装行为。

同时，企业要有数字化转型发展的战略决策，积极融入数字金融发展大环境，加强与科技公司、金融机构的深度合作，提升生产效率。面对我国经济增速放缓，实体产业项目面临较高不确定性的困境，企业更应着眼长远发展谋划，减少动摇企业立身根本的“短视”金融投机行为，加大科研研发力度，并把控大股东过高的话语权，合理配置高管团队，使企业决策更为科学理性。

参考文献：

[1]徐孟洲.论金融法与供给侧结构性改革[J].经济法研究,2017,18 (1)：41-56．

[2]Jia R P,Wang S. The Development and Innovation of Digital Finance[J]. The Frontiers of Society, Science and Technology,2020,2(2): 77-80.

[3]任晓怡.数字普惠金融发展能否缓解企业融资约束[J].现代经济探讨,2020(10):65-75．

[4]蒋鹏程,江红莉.数字金融与实体企业金融投资行为[J].统计与信息论坛,2023,38 (1):43-54．

[5]李志军,杨秋萍.数字金融与企业金融化[J].云南财经大学学报,2021,37(12):52-70．

[6]黄文华.数字金融与中小企业金融化[J].浙江金融,2021(3):19-29．

[7]孙芳城,伍桂林,蒋水全.数字普惠金融对企业投资效率的影响研究[J].华东经济管理,2023,37 (1):95-107．

[8]邓可斌,曾海舰.中国企业的融资约束:特征现象与成因检验[J].经济研究,2014，49 (2)：47-60+140．

[9]符茜,朱冠平.数字普惠金融与上市公司金融化[J].青海金融,2022(5):12-18．

[10]杜勇,张欢,陈建英.金融化对实体企业未来主业发展的影响：促进还是抑制[J].中国工业经济,2017(12):113-131．

[11]唐松,伍旭川,祝佳.数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异[J].管理世界,2020,36(05):52-66+9．