数字化转型能否促进企业“脱虚向实”？*——来自中国制造业的证据

陶爱萍，李英霄

（合肥工业大学经济学院， 安徽 合肥 230031）

制造业是实体经济的主体，是立国之本、兴国之器、强国之基，是国家经济命脉所系。当前，我国制造业正处于由大变强、爬坡过坎的关键时期，但也有一些制造业企业为寻求金融市场的高额回报, 逐渐脱离主营业务，将原本用于经营性业务的资源配置于金融资产，使得金融资产在企业总资产中的占比显著上升，存在“脱实向虚”倾向。制造业企业“脱实向虚”会导致大量资金涌向金融领域，挤占投资于实体产业的资金，从而加剧经济面临的结构性供需失衡问题（Orhangazi，2008；
张成思和张布昙，2016）。过度的“脱实向虚”会导致制造业企业的实体产业边缘化，甚至空心化。中国电子信息产业发展研究院发布的《“十四五”制造业高质量发展与产业政策转型白皮书》指出，“十四五”时期中国制造业要扭转“脱实向虚”趋势和避免制造业“空心化”倾向。为更好推动实体经济发展壮大、促进经济高质量发展，探究我国制造业企业“脱虚向实”的影响因素及其驱动策略，具有重要的现实意义。

在信息时代，把发展经济的着力点放在实体经济上，就要在数字经济和实体经济的深度融合上下功夫，着力解决传统产业数字化转型中存在的突出问题，加快传统产业数字化转型。随着工业互联网的规模化应用和数字技术的日渐成熟，数字化转型已成为数字经济背景下传统制造业发展的一个重要趋势。制造业企业可借助人工智能、区块链、云计算、大数据等数字技术，提升企业的智能化、数字化和自动化程度，拓展企业的业务领域，提高市场份额，变革企业的要素结构、生产模式乃至组织结构，从而推进数字化转型。制造业企业通过数字化转型，重构要素配置、生产方式、技术架构，以及组织方式、业务流程、商业模式等，都有助于制造业企业进行价值塑造、资源整合、技术攀升（孔存玉和丁志帆，2021），助推制造业企业转型升级、提质增效，增强制造业企业核心竞争力，形成推动实体经济高质量发展的强大动力。

相关研究已经验证了数字化转型对企业“脱虚向实”有着显著的正向助推作用（孙哲远，2022；
吕民乐和汪星星，2023），但并未针对数字化转型如何影响制造业企业“脱虚向实”的具体作用机制展开细致探讨。在研究视角方面，已有文献通常针对企业“脱虚向实”的效果展开讨论，即从结果视角进行研究，而少有从“脱虚向实”动机视角开展探讨；
在企业金融化程度的度量方面，现有文献大多仅以“脱虚”程度，即企业金融投资的减少，来度量企业“脱虚向实”的程度，存在一定的片面性；
在研究范式上，现有相关研究通常从企业内部业绩的角度出发进行探讨（赵昕等，2023；
杨大鹏等，2023），而现实中制造业企业数字化转型对企业“脱虚向实”的作用效果受企业内部、外部多方面因素的共同影响。

基于已有文献的研究成果并结合既往研究中存在的不足，本文以中国A 股上市制造业企业为样本，研究数字化转型对制造业企业的影响机理和作用机制。可能的边际贡献在于：第一，从企业“脱实向虚”的预防动机和投机动机出发，论证数字化转型通过抑制企业金融化的预防动机、缓解诱使其过度金融化的投机动机，从而促进制造业企业“脱虚向实”，丰富和拓展了数字化转型的微观经济后果研究，为夯实制造业根基、壮大我国实体经济提供新的研究思路。第二，从金融投资增长额（反向刻画“脱虚”）和实体投资增长额（刻画“向实”）两个维度综合考量企业的“脱虚向实”程度，拓展了“脱虚向实”的测度方法，更为全面地反映制造业企业的“脱虚向实”程度。第三，综合考虑企业内部治理和外部环境，从外部融资约束、研发创新意愿和内部控制质量三个方面探究数字化转型影响制造业企业“脱虚向实”的作用机制，可望为政府部门完善企业数字化转型的配套支持政策提供理论依据和实证支持。

关于企业“脱实向虚”的动机，主要有基于“蓄水池”理论的预防动机和基于“投资替代”理论的投机动机。“蓄水池”理论认为，企业出于预防性动机，储备大量流动性高、变现能力强的金融资产，以应对外界不利经济环境冲击或自身经营业绩不佳等造成的财务困境（Smith和Stulz，1985；
Stulz，1996）。“投资替代”理论认为，企业配置金融资产是出于投机动机，资本套利才是企业金融化的本质，企业为追逐金融投资上的高额回报而配置更多的金融资产，对实体经济产生“挤出”效应（胡奕明等，2017）。当金融资产的投资收益率高于实体投资时，企业就会以金融投资替代实体投资（Demir，2009；
Barradas 和Lagoa，2017）。

数字化转型促进制造业企业“脱虚向实”、回归本业，主要在以下四个方面发挥积极效应：

首先，助力企业降本增效提质，提升主业业绩，培育核心竞争力。制造业企业能够借助数字化转型在生产制造中拥有更加高效和标准化的生产作业流程这一优势，探索高度互联互通且具有正外部性效应和规模效应的网络化结构，为各类生产要素的创造、集聚、转移和应用提供便利（马中东和宁朝山，2020）。数字化转型引导企业将用户、数据、资源、技术等数字化要素投入到设计和生产中，不仅有助于降低制造业生产成本，还能有效解决传统制造业渠道信息传递慢、供应链繁复冗长、生产质量低等难题，可显著提升制造业企业的生产效率（刘飞，2020），提升制造业企业的核心竞争力。强大的核心竞争力能够帮助制造业企业在激烈竞争的市场中保持稳定且持续的竞争优势（Matt 等，2015），使得企业有信心、有能力将更多资金投入到实体项目，进而减少金融投资。

其次，降低收入不确定性，提高风险承担水平，增强企业韧性。借助云计算、人工智能、区块链等数字技术，以及行业大数据高效环比等动态指标，制造业企业既能精准洞察经营短板，实时了解业务数据、优化业务流程，又能增强信息处理能力，吸收大量市场信息以提升自身决策的准确率（黄大禹等，2023），增强企业自身风险控制和承担能力，提升企业韧性。当面临经营困境和外部冲击时，韧性较强的制造业企业更能在经营决策与生产过程中发挥数据分析能力和信息处理能力的调节作用，提升企业的抗风险能力，增强企业实体投资的信心，从而减少预防性金融资产的配置。

再次，打造柔性生产能力，实现多样化生产，提高实体投资收益率。数字化转型能够有效地缓解供需双方的信息不对称，帮助企业迅速捕捉消费需求变化，更加精准地满足市场需求，有效强化了制造业企业的柔性生产能力。制造业企业利用数字技术，对信息进行归集、分类和解析，不仅可以充分挖掘、激发客户潜在的消费需求，还能精准计算出不同类别客户的不同特征与喜好，并根据不同类别客户的不同需求进行个性化、智能化、多样化、快速化生产，在提高客户满意度和客户黏性的同时还增加了产品附加价值，使得多样化消费需求的满足与客户消费体验的提升成为新的价值源泉（孔存玉和丁志帆，2021）。数字化转型带来的新消费模式不仅给客户带来了全新体验，也为企业增加收入提供了新渠道，使得实体投资收益率得以提升，相应地弱化企业的投机动机，使其不再因为追逐短期高收益而过度配置金融资产。

最后，重塑人力资本结构，创造盈利空间。数字化转型带来的先进数字设备和数字智能技术发挥显著的技术互补效应和技术替代效应（叶永卫等，2022）。一方面，数字化转型降低了低端劳动力在生产中的比重，强化了企业对高学历、复合型劳动力的需求，有助于企业人力资本结构的重塑；
另一方面，自动化技术和工业机器人等数字化生产技术的广泛应用能够加速“机器换人”，降低生产要素成本，提升制造业生产过程中的稳定性、连续性和高效性，节约劳动力成本，提高企业生产效率和生产规模，是制造业未来生产力增长的重要源泉（Acemoglu 和Restrepo，2019），也是制造业企业突破现有生产效率瓶颈的必由之路。数字化转型为制造业企业创造出新的盈利空间，促使制造业回归本业，助力企业“脱虚向实”。

总的来说，数字化转型通过抑制制造业企业的预防动机和投机动机，促进制造业企业“脱虚向实”。基于上述分析，提出以下研究假设：

H1：数字化转型对制造业企业“脱虚向实”具有促进作用。

数字化转型能够促进制造业企业“脱虚向实”，具体而言，有以下三种作用机制：

第一，外部融资约束作用机制。融资约束程度高的制造业企业往往难以获得充足的资金投至实体产业，为降低投资不确定性，该类企业更倾向于投资期限短、收益高的金融资产，进而弱化实体投资（Duchin 等，2010）。而数字化转型能够通过降低信息不对称、提高资金利用效率以及利用数字经济政策“红利”来缓解制造业企业面临的外部融资约束，抑制制造业企业金融化倾向，进而促进实体投资的增加。

首先，数字化转型能够有效降低制造业企业融资过程中由于信息不对称而导致的融资成本。借助数字信息技术，企业不仅能及时抓取银行等金融机构的信贷供给信息，还能向对方披露自身财务信息和经营信息，通过更高效的双向沟通方式和多样化的渠道获得资金，在降低银行信用风险的同时也降低了企业融资的搜寻成本、时间成本和交易成本，从而缓解企业的融资约束。

其次，数字化转型可以大幅提高制造业企业对海量数据和复杂信息的处理能力，提高企业的资金配置效率和持续经营能力。通过数字化运营，制造业企业不仅能更加高效、便利地获得资金融通，节省大量非必要的时间与精力，还可以将信贷资金与实业资金缺口进行更为精准的匹配，提高企业经营效率与资金利用效率。

最后，通过政策信号效应和资金扶持效应，数字化转型扶持政策的实施能够强化银行等金融机构对处于数字化转型期的制造业企业的贷款支持意愿。由于此类企业在数字经济时代具有良好发展前景，金融机构更愿意为其提供贷款，在借贷利率和条件方面也能得到更多优惠（黄大禹等，2021），从而缓解企业融资约束并增加实体投资，形成经济的良性循环，制造业企业的资金压力和流动性压力也随之减弱。企业不必再将原用于主营业务发展的资金投入到金融领域，抑制了企业以缓解融资约束为目的的金融投资，一定程度上弱化了企业“脱实向虚”的预防动机，使其得有足够的资金投入到实体项目。

基于上述分析，提出以下研究假设：

H2a：数字化转型通过缓解外部融资约束，促进制造业企业“脱虚向实”。

第二，研发创新意愿作用机制。数字化转型提高了企业对高新技术的需求层级，为扩大产业转型升级优势、提高创新绩效与收益，企业会更愿意加大研发创新投入，即数字化转型能够提高制造业企业研发创新意愿，助力企业“脱虚向实”。

首先，数字化转型有助于打破数据孤岛困局，提高制造业企业吸收和识别内外部信息的能力，激发创新动能。数字化转型有助于打破信息传递壁垒，有效增强企业内外部沟通能力，有助于企业整合内外部信息，这不仅可以丰富产品设计思路和拓宽创新视野，而且能够缩短研发创新周期，使企业获得更多的创新机会。

其次，数字化转型能够通过降低制造业企业创新的试错成本，提高其风险承担水平。数字化转型企业在研发创新过程中不仅可以凭借较低成本获取、分享知识和信息，降低研发创新成本，还可以依托互联网平台，使得研发成果能够快速地创造价值（汪芳等，2020），降低研发创新过程中面临的不确定性与风险，使得企业更愿意将资金投至研发创新。

最后，数字化转型能够推动产学研合作，促进多元创新主体协调发展。在数字经济时代，企业不再是创新活动的唯一主体，制造业企业可以依靠数字技术，使企业、高校、科研院所等多元创新主体联结形成创新集群，搭建突破时间与地域限制的合作平台，实现跨区域、跨领域的协同创新（张昕蔚，2019），提高企业研发创新的积极性。随着研发创新意愿的提高和研发成果的产出，制造业企业对研发创新需求也将不断扩大，从而促使企业增加实体投资，优化企业内部生产模式，提高生产效率和增强规模效应，实现企业产品质量和收益的双重提升（孙哲远，2022）。企业实体投资收益随着研发创新成果的产出而相应上升，企业也将不再倾向投资于金融资产，金融化水平也会相应降低。

基于上述分析，提出以下研究假设：

H2b：数字化转型通过提高研发创新意愿，促进制造业企业“脱虚向实”。

第三，内部控制质量作用机制。委托—代理问题普遍存在，公司管理者和大股东有动机为了自身利益而将资金投资于金融资产以获取短期投机收益，而内部控制则是缓解企业委托—代理问题的一种内在制度安排，其质量高低与企业的资金配置结构是否合理关系密切。Géczy等（2007）研究发现企业频繁的投机行为往往表现出更弱的治理机制，即内部控制力度越弱，企业就越有可能增加对金融资产的投资。数字化转型能够通过降低代理成本、提高制造业企业的内部控制质量，抑制企业投机行为，进而增加实体投资。

首先，数字化转型可以缓解第一类委托—代理问题，即企业管理者与股东之间的代理问题。一方面，凭借数据处理能力和信息传递效率上的优势，股东能够对企业资金的使用方式和范围进行精准追踪和有效监督，提高了股东对企业管理者的监督效率；
另一方面，数字化转型带来的盈利能力提升也在一定程度上缓解了对于企业管理者投资金融资产“重奖轻罚”的问题（易颜新和裘凯莉，2020）。

其次，数字化转型缓解了第二类委托—代理问题，即企业大股东与中小股东之间的代理问题。信息交流和数字传输的网络化、透明化、高效化和去中心化等特征的存在，能够支持中小股东参与到企业治理当中，大股东谋求私利的行为便会得到有效监督，从而抑制了制造业企业通过金融投资获取短期投机收益的动机。

最后，数字化转型在提高企业内部信息传输效率的同时，也形成了开放、即时的网络媒体信息传播平台，企业内部的不规范行为一旦被网络媒体曝光，不仅会对企业自身声誉造成负面影响，更会引起监管部门注意，这使得企业不得不强化自身行为规范，提高内部控制质量，为保持良好声誉而增加有助于主业发展的实体投资，最终促使企业“脱虚向实”。

基于上述分析，提出以下研究假设：

H2c：数字化转型通过提升内部控制质量，促进制造业企业“脱虚向实”。

（一）样本处理与数据来源

本文选取2013-2021 年中国A 股上市制造业企业数据为样本，作如下筛选：一是剔除当年交易状态为ST、*ST、PT 的企业；
二是剔除连续5 年存在关键变量缺失的企业；
三是剔除当年上市的企业；
四是剔除已退市的企业；
五是对所有连续变量进行了上下1%的WinSorize缩尾处理。其中，计算企业内部控制质量的相关数据来自于DIB 内部控制与风险管理数据库，其他数据均来自于国泰安数据库和Wind 数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：“脱虚向实”（Vtr）

参考张成思和张布昙（2016）以及郭飞等（2022）对金融资产和实体资产的定义和“脱虚向实”度量方法，使用企业金融投资增长额和实体投资增长额（包含负增长）衡量“脱虚向实”，即Vtr=（实体投资增长额 - 金融投资增长额）/总资产，并进行标准化处理。其中，金融资产具体包括：持有到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售的金融资产、发放贷款及垫款净额、买入返售金融资产、衍生金融工具和长期股权投资；
实体资产具体包括：固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金之和。

2.解释变量：数字化转型（DIGI）

参考赵宸宇等（2021）、吴非等（2021）的方法，采用文本分析方法和词频统计方法构建制造业企业数字化转型指数。首先，从数字技术应用、互联网商业模式、智能制造和现代信息系统四个维度构建数字化词典；
其次，通过Python 对制造业企业年报文本进行词频统计；
最后，对分类归集的数字化转型关键词频进行加总，得到数字化转型总指数。由于按此方法构建的数字化转型指数具有右偏性特征，右侧数据尾部偏长，含有一些数值较大的极端值，因而对该指数进行加1 对数化处理以消除极端值，最终得到数字化转型指数（DIGI）。

3.控制变量

综合现有文献，选取如下控制变量：企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、现金持有率（Cash）、固定资产密集度（Cap）、经营性现金流（CFO）、董事会规模（Board）；
股权集中度（Large）、独立董事比例（Indep）。具体变量定义如表1 所示。

表1 变量定义

（三）模型设计

为检验数字化转型对制造业企业“脱虚向实”的影响，构建如下实证模型：

其中，i代表企业，t代表年份，被解释变量Vtrit为制造业企业“脱虚向实”，解释变量DIGIit为制造业企业数字化转型，Xit为控制变量合集，包括企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、现金持有率（Cash）、固定资产密集度（Cap）、经营性现金流（CFO）、董事会规模（Board）、股权集中度（Large）、独立董事比例（Indep）。δi为企业个体固定效应，θt为年份固定效应，εit为随机扰动项。

（一）描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2 所示，可以从中看出，制造业企业“脱虚向实”（Vtr）的均值为0.0185，最小值为-0.7439，最大值为0.7882，表明不同制造业企业之间“脱虚向实”程度存在较大差异。数字化转型（DIGI）的均值为2.8564，最小值为0，最大值为5.5645，说明已经有一部分制造业上市企业数字化转型进度较快，但是也有一部分制造业上市企业还未开始数字化转型。

表2 描述性统计结果

（二）基准回归结果

表3 为数字化转型与制造业企业“脱虚向实”的回归结果。列（1）为不加入控制变量，只加入核心解释变量的回归结果，结果显示在1%的显著性水平下显著为正，说明数字化转型对制造业企业“脱虚向实”具有正向促进作用。列（2）、列（3）和列（4）为依次加入相关控制变量后的递进回归结果，结果仍显示在1%的显著性水平下显著，在加入控制变量后，数字化转型对制造业企业“脱虚向实”仍具有正向促进作用，研究假设H1 得以验证。这表明，制造业企业数字化转型程度越高，其金融化程度便越低，越偏向于实体投资。一方面，借助于数字化转型，企业信息处理能力的增强，加速了企业内外部信息流通，缓解了企业内部资金压力，提高了其抵御和应对外部冲击的能力，从而弱化了企业“脱实向虚”的预防动机；
另一方面，制造业生产过程中数据资源和数字化技术的应用有助于企业降低生产经营成本，提高生产经营效率，为企业创造出新的盈利空间，提高实体投资收益率，从而抑制了制造业企业“脱实向虚”的投机动机。

表3 基准回归结果

（三）稳健性检验

1.替换被解释变量

参考郭飞等（2022）的研究，通过构建虚拟变量来度量“脱虚向实”（Vtr_dummy），当制造业企业出现如下三种情况时：一是本年实体投资增长额为正且金融投资增长额为负；
二是实体投资增长额为正的绝对值大于金融投资增长额为正的绝对值；
三是实体投资增长额为负的绝对值小于金融投资增长额为负的绝对值，“脱虚向实”虚拟变量Vtr_dummy取值为1；
其他情况Vtr_dummy取值为0。考虑到数字化转型对制造业企业金融投资的直接影响，采用金融资产占总资产的比值表示制造业企业的金融化程度（Finass），作为衡量企业是否“脱虚向实”的度量指标。回归结果如表4 所示，列（1）结果显示在1%的显著性水平下显著为正，说明数字化转型对企业“脱虚向实”存在正向助推作用，列（2）结果显示在1%的显著性水平下显著为负，说明数字化转型能够抑制一些制造业企业的金融化，假设H1 再次得到验证。

表4 稳健性检验结果

2.替换解释变量

参考吴非等（2021）的研究方法，使用文本分析法，根据人工智能技术、大数据技术、云计算技术、区块链技术、数字技术运用五个维度构建数字化词典，根据特征词进行搜索、匹配和词频计数，分类归集关键技术方向的词频并形成最终加总词频，得到数字化转型指数（DCG），作为企业数字化转型程度的第一个替换度量指标。表4 中列（3）结果表明，更换的解释变量DCG在5%的显著性水平下显著，说明回归结果稳健。参考袁淳等（2021）的研究方法，将数字技术应用、互联网商业模式、智能制造和现代信息系统四个细分指标进行分年度离差标准化处理以消除量纲，并将标准化后的细分指标加总得到新的企业数字化指数（DIGIstd），作为企业数字化转型程度的第二个替换度量指标。回归结果如表4 中列（4）所示，DIGIstd在10%的显著性水平下显著，再次验证了基本结论的稳健性。

3.剔除部分样本

考虑到2015 年股灾事件的冲击对国内企业的金融资产配置可能会产生较大影响，剔除2015 年数据后再次进行回归检验。回归结果见表4 中列（5），结果显示在1%的显著性水平下显著为正，与基准回归结果一致。

4.工具变量法

为克服潜在的内生性问题，使用工具变量法进行检验。参考Lewbel（1997）、李唐等（2020）的研究方法，选用制造业企业数字化转型与按城市分类的制造业企业数字化转型均值差额的三次方作为工具变量（Lewbel IV），表3 列（1）为第一阶段工具变量对解释变量（DIGI）的影响，工具变量Lewbel IV系数在1%的显著性水平下显著为正，且F 统计量大于10，拒绝了“工具变量识别不足”的假设。列（2）第二阶段结果显示，数字化转型的系数估计值为0.0168，在1%的显著性水平下显著为正，与基准回归结果一致，表明在使用工具变量后，数字化转型仍然对制造业企业“脱虚向实”存在显著促进作用。

5.Heckman 两阶段模型回归

为解决自选择偏差问题，选用Heckman 两阶段模型进行回归。首先构建模型（2）和模型（3），选取企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、现金持有率（Cash）、固定资产密集度（Cap）、经营性现金流（CFO）、董事会规模（Board）、股权集中度（Large）、独立董事比例（Indep）一系列控制变量作为第一阶段的解释变量进行Probit 回归，因变量为企业是否“脱虚向实”（Vtr_dummy）。再将第一阶段回归得到的逆米尔斯比（IMR）放入模型（3）中进行回归，回归结果见表5 中列（4），制造业企业数字化转型系数仍然在1%的显著性水平下显著为正，与基准回归结果一致。

表5 工具变量法和Heckman 两阶段检验结果

（四）异质性分析

1.行业竞争程度异质性分析

制造业不同细分行业的竞争程度可能存在较大差异，竞争程度的高低对行业内上下游企业交易对手的选择范围以及外部交易成本的大小均存在一定程度的影响（Acemoglu 等，2010），竞争程度较高的行业在数字化转型进程中对于企业生产效率、生产成本以及生产柔性的关注度更高，因此，数字化转型对不同竞争程度行业制造业企业的“脱虚向实”可能存在不同程度的影响。参考Ke 等（2017）的研究方法，将制造业企业样本划分为竞争性行业和管制性行业进行分组回归①参考证监会2012 版行业分类下管制性行业划分（行业代码为B、C25、C31、C32、C36、C37、D、E48、G53、G54、G55、G56、I63、I64、K、R），将制造业行业代码为C25、C31、C32、C36、C37 的行业划分为管制性行业，其他行业则视为竞争性行业。，具体回归结果如表6 列（1）、列（2）所示。在竞争性行业中，数字化转型的系数估计值为0.0190，在1%显著性水平下显著；
与之相对的，在管制性行业中，数字化转型的系数估计值却并不显著。可能的解释为，一方面，归属于管制性行业的制造业企业多为石油加工业、金属加工业、汽车、铁路和航空航天制造业等国家重点管控企业，可能因行业特性的存在，这些行业企业的整体金融化程度本来就较低，故数字化转型对其“脱虚向实”的影响并不显著；
另一方面，相较于管制性行业，竞争性行业中的制造业企业对其上下游交易对象而言，替代性更强，该类企业对外部交易成本的变动更为敏感，因而数字化转型降低交易成本的作用在竞争性行业中发挥得更为明显，由此对其“脱虚向实”表现出的促进作用便更为显著。

表6 异质性检验结果

2.产业技术水平异质性分析

由于数字技术应用范围更广，与非高技术产业相比，技术水平较高的产业中企业数字化程度更高，因此数字化转型对产业技术水平不同的企业“脱虚向实”的影响程度可能存在一定差异。以国家统计局编制的《高技术产业（制造业）分类（2017）》为依据②按照《高技术产业（制造业）分类（2017）》，高技术产业包括：医药制造，航空、航天器及设备制造，电子及通信设备制造，计算机及办公设备制造，医疗仪器设备及仪器仪表制造，信息化学品制造等6 大类。，将制造业企业划分为高技术产业企业和非高技术产业企业，并进行分组回归。结果如表6 列（3）、列（4）所示，高技术产业和非高技术产业回归系数分别为0.0143 和0.0190，分别在5%和1%显著性水平下显著，相较于高技术产业，非高技术产业中企业数字化转型对其“脱虚向实”的促进作用更明显。原因可能在于，一方面，高技术产业企业更注重尖端技术的研究，企业运营中实体资产的投入本就相对更多，因此数字化转型对其“脱虚向实”的影响更小；
另一方面，由于非高技术产业企业的生产设备相对落后，数字技术应用的深度和广度从起点上不如高技术产业企业，因而数字化转型空间更大，对其“脱虚向实”的促进效果也更明显。

3.企业所在地区异质性分析

从空间分布来看，我国制造业企业主要分布在东部沿海等经济发展相对较好的地区，在分布数量上呈现东多西少的局面，且东部地区的制造业企业往往具有更强的资金基础和人力资源，因此制造业企业所在地区的差异可能造成数字化转型对其“脱虚向实”影响程度的较大差异。参考李根等（2023）的研究方法，将样本划分为东、中、西三大地区企业进行回归检验。回归结果如表6 列（5）、列（6）和列（7）所示，东部地区回归系数为0.0184，在1%显著性水平下显著为正，中部地区和西部地区的系数估计并不显著，表明数字化转型对制造业企业“脱虚向实”的促进效果主要体现在东部地区。可能的原因为，一方面，相比于中部和西部地区，东部地区拥有更高效的信息网络基础设施，产业结构升级更新较快，对数字化转型的支持程度较高，因此数字化转型对东部地区制造业企业“脱虚向实”的促进效果更为显著；
另一方面，中部地区和西部地区还可能因其经济地理位置的影响（例如远离金融中心城市），导致企业投资金融资产的机会本来就比较少，所以数字化转型对其“脱虚向实”的促进效果不如东部地区企业明显。

结合前文理论分析可知，数字化转型可以通过缓解外部融资约束、提高研发创新意愿以及强化内部控制质量来影响制造业企业“脱虚向实”。为检验数字化转型影响制造业企业“脱虚向实”的三条作用路径，检验影响机制存在与否，在模型（1）的基础上构建以下回归模型：

其中，Med代表中介变量，包括外部融资约束（KZ）、研发创新意愿（Patent）和内部控制质量（Icon）。本文通过模型（4）、模型（5）和Sobel 检验来检验数字化转型对制造业企业“脱虚向实”的影响机制。

（一）外部融资约束作用机制检验

参考Kaplan 和Zingales（1997）的研究方法，采用KZ 指数来衡量制造业企业的融资约束程度。首先采用排序逻辑回归方法对公司发放股利、持有现金、经营性现金流、资产负债率和托宾Q 进行回归，再估计出各变量的回归系数，最后通过回归模型估计结果计算出每家制造业企业的KZ 指数，KZ 指数数值越高，说明企业面临的融资约束越强。回归结果如表7列（1）、列（2）所示。列（1）中数字化转型系数为-0.0898，在1%显著性水平下显著为负，说明数字化转型缓解了制造业企业面临的融资约束问题。列（2）在加入融资约束（KZ）后，数字化转型的回归系数仍然在1%显著性水平下显著为正，且Sobel 检验Z 统计量为5.1251，大于临界值，证明中介效应成立，表明数字化转型通过缓解企业融资约束弱化了企业配置金融资产的预防性动机，进而促进制造业企业“脱虚向实”，假设H2a 得以验证。

表7 机制检验结果

（二）研发创新意愿作用机制检验

参考司登奎等（2021）的衡量方法，采用发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类专利申请总量衡量研发创新意愿（Patent）。考虑到专利数据具有右偏性特征，将专利数据进行加1 对数化处理。研发创新意愿的机制作用检验结果如表7 中列（3）、列（4）所示。从列（3）可以看出数字化转型显著提高了制造业企业的研发创新意愿，列（4）结果表明，数字化转型系数估计值在1%显著性水平下显著为正，Sobel 检验Z 统计量也通过了1%水平的统计检验，说明研发创新意愿是数字化转型影响制造业企业“脱虚向实”的中介因子，制造业企业数字化转型会通过激发企业的研发创新意愿，使得企业增加对实体经济的投资，进而实现生产效率的提高和规模效应的扩大，形成产出成果与实体投资相互促进的双赢结果，最终减少企业金融投资，假设H2b 得以验证。

（三）内部控制质量作用机制检验

采用迪博（DIB）内部控制指数来衡量制造业企业的内部控制质量，DIB 指数越高，表明企业内部控制质量越强，企业内部治理状况越好。由于内部控制指数采用千分制，为减少对分析结果的影响，将该指数除以100 得到内部控制质量（Icon）。内部控制质量机制检验结果如表7 中列（5）、列（6）所示，列（5）Icon的回归系数在1%显著性水平下显著为正，说明数字化转型能够提升制造业企业内部控制质量，列（6）数字化转型系数估计值为0.0159，在1%显著性水平下显著，表明内部控制质量是数字化转型影响制造业企业“脱虚向实”的中介因子，Sobel 检验的通过也进一步证实了这一判断，表明数字化转型能够强化企业的内控质量，进而抑制企业管理者与大股东偏好投资于金融资产的短视行为，弱化了制造业企业配置金融资产的投机性动机，促进了企业“脱虚向实”，研究假设H2c 得以验证。

我国制造业企业数字化转型已进入快速发展阶段。制造业企业的数字化变革创新，既是顺应数字经济时代发展的必然要求，也是打开第四次工业革命之门的必备钥匙。本文运用2013-2021 年沪深两市A 股上市制造业企业数据，基于企业金融化的预防性动机和投机性动机，考察了数字化转型对制造业企业“脱虚向实”的影响，主要研究结论如下:第一，数字化转型对制造业企业抑制金融化倾向、“脱虚向实”具有显著促进作用；
第二，异质性分析结果表明，数字化转型对竞争性行业、传统产业和位处东部地区的制造业企业“脱虚向实”的促进作用更为明显；
第三，机制检验结果表明，数字化转型能够通过缓解外部融资约束、提高研发创新意愿以及提升企业内部控制质量，抑制企业金融化的预防性动机和投机性动机，从而促进制造业企业“脱虚向实”。

基于上述结论，可以得到以下启示：

第一，用足用好数字化转型扶持政策，引导制造业企业推进数字化转型、加速实现新旧动能转换。鉴于制造业企业数字化转型有效地促进了“脱虚向实”，政府部门要充分把握数字化转型契机，释放鼓励企业数字化转型的政策信号，最大化发挥数字经济政策作用，打造数字经济环境下有利于企业从事实体投资的政策环境，充分调动制造业企业数字化转型的积极性。

第二，推动制造业数字化转型与实体经济融合发展，促使制造业企业真正回归本业、聚焦主业。发挥好制造业企业数字化转型对企业“脱虚向实”的促进作用，要引导制造业企业在产品研发、市场布局和运营管理等多个维度与数字技术实现全方位、多层次的深度融合，鼓励数字化转型先行一步的制造业企业进一步发挥领头羊作用，带动更多的制造业企业开展数字化转型，激活实体经济发展的新动力。

第三，依托数字化转型助力制造业企业转型升级，强化关键核心技术协同攻关和应用，推动制造业迈向价值链中高端。当前我国制造业仍面临大而不强、全而不优以及关键核心技术受制于人等难题。为此，要从破解企业融资约束、激发企业研发创新动能、强化企业内控能力建设等方面入手，为制造业企业创造适宜的数字生态环境，搭建高效的数字化成果转化平台，完善系统化的产学研协作机制，引导制造业企业通过数字化转型提高产品质量和生产效率、深耕专业化发展，打造核心竞争力，夯实经济高质量发展的微观基础。

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