数字金融如何影响企业投资结构.pdf

数字金融如何影响企业投资结构钥阴司敏王桂祯赵彦锋摘要 我国正处在结构调整与转型升级的关键时期袁实体经济健康发展尤为重要袁数字金融能否助力实体企业野脱虚向实冶备受关注遥 本文利用 2011要2020 年我国沪深两市非金融企业样本袁考察数字金融如何影响企业投资结构及其具体机制遥研究发现院数字金融能够促进企业野脱虚向实冶袁即抑制金融投资并促进实体投资袁且该效应具有持续性曰中介效应检验表明袁纠正金融错配尧缓和第二类代理冲突是数字金融影响企业投资结构的机制曰异质性分析显示袁在民营企业尧信息透明度低企业尧金融发展水平低地区企业以及互联网金融监管力度强企业中袁数字金融对投资结构的积极影响在以上样本更显著遥 本文对合理利用数字金融服务尧优化金融配置以及加强金融监管具有重要的启示作用遥关键词 数字金融曰企业投资结构曰金融错配曰代理冲突曰金融监管中图分类号 F832文献标识码 A文章编号 1006-5024(2023)08-0060-12DOI 10.13529/ki.enterprise.economy.2023.08.006基金项目 河南省科技厅软科学项目野数字金融影响企业耶脱虚向实爷的机制及经济后果研究冶渊项目编号院232400412039冤作者简介 司敏袁西安热工研究院有限公司会计师袁管理学硕士袁研究方向为财务会计曰渊陕西 西安 710054冤王桂祯袁国网河南省电力公司洛阳供电公司助理会计师袁管理学硕士袁研究方向为财务会计曰渊河南 洛阳 471000冤赵彦锋袁河南财经政法大学会计学院教授袁管理学博士袁研究方向为资本市场财务会计遥 渊河南 郑州 450046冤Abstract:China is in a critical period of structural adjustment,transformation and upgrading,and the healthy development of realeconomy is particularly important.Whether digital finance can help real enterprises to move from virtual to real hasattracted much attention.Based on the sample of non-financial enterprises in Shanghai and Shenzhen from 2011 to 2020,this paper examines how digital finance influences corporate investment structure and its specific mechanism.It is foundthat digital finance can promote enterprises to move from virtual to real,that is,to restrain financial investment andpromote physical investment,and the effect is sustainable;the mediation effect test shows that correcting financialmismatch and alleviating the second type of agency conflict are the mechanisms by which digital finance influences theinvestment structure of enterprises;heterogeneity analysis shows that among private enterprises,enterprises with lowinformation transparency,enterprises in areas with low financial development level,and enterprises with strong Internetfinancial supervision,the positive impact of digital finance on investment structure is more significant in the abovesamples.This article has important implications for the rational utilization of digital financial services,optimizing financialallocation,and strengthening financial supervision.Keywords:digital finance;enterprise investment structure;financial misallocation;agency conflict;financial supervision2023 年第 8 期60PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 2023 年第 8 期一尧引言近年来袁实体企业金融化倾向及其负面影响备受关注遥 实体投资收益率与金融投资收益率差距扩大是非金融企业增持金融资产而缩减实体投资的重要诱因遥 参考郭飞等渊2022冤1的研究可以发现袁企业野脱虚向实冶的指标在 2011要2020 年中从 0.002 下降至-0.026遥 过度金融化会弱化企业对实体经济的服务功能袁甚至损害主业袁路径包括抑制企业创新渊王红建等袁2017冤2尧提高财务风险渊于建玲等袁2021冤3袁进而放大市场系统性风险遥 当前我国正处在结构调整与转型升级的关键时期袁实体经济健康发展尤为重要袁但企业金融投资对实体投资的野挤出效应冶严重损害实体经济发展渊张成思和张步昙袁2016冤4袁因此袁探索防范企业投资结构野虚拟化冶的因素袁将金融投资拉回服务实体经济的轨道尤为重要遥传统金融服务是投资金融化的重要诱因遥 一方面袁金融抑制实体投资是传统金融的典型特征袁由此形成的融资约束是企业金融化倾向的重要诱因渊周弘等袁2020冤5曰另一方面袁传统金融部门与企业之间的信息不对称加剧企业代理冲突袁导致逆向选择与道德风险问题袁进而助长企业短视行为渊Demertzis 等袁2018冤6遥因此袁创新金融发展模式是促进企业野脱虚向实冶的重要途径渊唐松等袁2020冤7遥 作为数字技术与普惠金融服务相结合的产物袁数字金融既能建立覆盖面达到数千万甚至上亿用户的移动应用袁又能利用搜集到的大数据进行用户信用评估渊黄益平和黄卓袁2018冤8袁实现野普惠冶与野精准冶服务袁解决传统金融因对软尧硬信息依赖而产生的资源错配问题袁缓解企业融资约束曰同时袁作为一种重要的外部治理机制袁数字金融能显著改善企业信息不对称问题袁降低企业代理成本遥 基于此袁本文以我国 2011要2020 年非金融类上市公司为研究对象袁试图回答以下问题院数字金融对投资结构是否具有纠偏效应钥 其机制是什么钥 具体影响是否会因企业特征或者所处环境不同而有所差异?本文可能的贡献在于院渊1冤拓展数字金融对企业投资结构影响的研究视角遥 现有研究大多表明数字金融能够抑制金融投资袁但抑制金融投资并不代表转变企业投资结构袁即野脱虚冶之后不一定真正野向实冶遥 因此袁本文采用同时度量实体投资与金融投资变动的指标袁真正衡量企业投资结构转变袁以补充数字金融能够引导企业野脱虚向实冶的直接证据遥 渊2冤深化对数字金融作用机制认识遥 现有研究较多关注数字金融拓宽企业融资渠道袁降低融资成本从而缓解企业融资约束的直接效应遥 而本文基于资源配置视角袁关注其纠正金融错配这一间接效应袁同时基于公司治理视角袁关注其作为外部治理机制对企业代理冲突的影响袁提供数字金融治理效应的证据袁能够深化对数字金融影响企业投资结构路径的认识遥 渊3冤为数字金融赋能实体经济发展提供思路遥 本文从企业自身特征以及所处外部环境考察了数字金融对投资结构的异质性影响袁为优化数字金融发展尧增强服务实体经济能力提供新思路遥二尧文献综述渊一冤数字金融的经济影响现有文献从宏观尧微观层面考察了数字金融产生的经济影响遥 从宏观层面袁首先袁在家庭消费方面袁数字金融能促进家庭消费增长渊何宗樾和宋旭光袁2020冤9曰其次袁在精准扶贫方面袁数字金融能缓解农户的信贷约束渊张勋等袁2019冤10袁从而显著缩小各省份城乡居民收入差距渊宋晓玲袁2017冤11曰最后袁在产业升级方面袁数字金融能够促进宏观经济高质量发展渊滕磊和马德功袁2020冤12遥 从微观层面袁首先袁数字金融能够有效改善传统金融服务中存在的野错配冶问题渊唐松等袁2020冤7曰其次袁数字金融能够缓解第二类代理问题袁弱化家族控制与强化传承意愿袁提升非家族股东治理水平渊杜善重袁2022冤13曰最后袁首先袁数字金融能够改善企业信息不对称袁提升信息披露质量袁最终提高企业价值渊李小玲等袁2020冤14遥渊二冤企业投资结构的影响因素投资结构主要表现为不同类型资产之间的比例及其变动关系袁随着金融化趋势的出现袁实体投资与金融61PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 数字金融如何影响企业投资结构钥投资成为备受关注的投资结构问题遥 早期文献偏重于以金融资产占比衡量投资结构袁并从宏观环境及微观因素考察金融化的影响因素遥从宏观环境看袁经济政策不确定性上升渊彭俞超等袁2018冤15尧利率市场化会显著抑制企业金融投资渊李华民等袁2020冤16遥从微观企业特征看袁实际控制人拥有境外居留权会显著促进企业金融资产配置水平渊赵彦锋袁2021冤17袁多个大股东股权结构能显著降低企业金融资产配置水平渊赵彦锋等袁2022冤18遥随着对投资结构的深入认识袁将金融投资尧实体投资纳入统一框架成为必然袁因为金融资产的变动必然影响实体投资遥 不过这方面的研究相对不足袁主要集中于外生事件冲击的影响袁比如野沪深港通冶交易制度实施缩小金融投资收益率与实体投资收益率的差距渊李小林等袁2021冤19袁促进企业由金融投资转向实体投资曰债务违约事件的发生会显著抑制企业实体投资袁促进金融投资渊金龙等袁2021冤20遥渊三冤数字金融对企业投资的影响现有文献对金融资产投资的研究结论存在抑制与促进两种观点遥 钟凯等渊2022冤21发现袁数字普惠金融能够降低金融投资回报率并缩小影子银行规模从而降低企业金融化水平袁盛明泉等渊2022冤22亦持有类似观点曰但李志军和杨秋萍渊2021冤23发现袁由于缓解了融资约束尧降低了融资成本袁数字金融促进了企业逐利的金融化行为遥纵观以上文献袁虽然关于数字金融经济影响尧企业投资结构影响因素研究较为丰富袁但是仍然存在以下不足院渊1冤对投资结构野脱虚向实冶的衡量存在偏颇遥现有研究普遍将野抑制金融化冶视为投资结构野脱虚向实冶袁然而袁实体投资与金融投资之间并非简单的野此增彼减冶袁因此单一维度野金融化冶指标及其变化不能很好地刻画投资结构的野向实冶遥 渊2冤投资结构影响因素研究不足遥 现有研究关注了制度环境尧公司治理等对投资结构的影响袁而对金融发展尤其是数字金融产生的影响袁则侧重研究其抑制金融化尧促进创新等的作用袁较少系统考察其对投资结构变化的影响遥 渊3冤数字金融影响企业投资的机制研究不足遥 现有对数字金融影响机制的研究主要集中于纠正三大错配问题尧提高支付效率等宏观机制方面袁对微观企业的影响机制限于缓解融资约束方面袁而对其治理效应研究不足遥 而资源配置与代理问题是决定投资效率袁最终影响企业价值的两个维度袁数字金融作为互联网技术与金融服务的结合袁其能够提高信息透明度袁从而缓解代理问题遥 因此袁数字金融治理效应机制的研究仍存拓展空间遥三尧理论分析及假设提出渊一冤理论分析数字金融具有资源效应与治理效应遥 从资源配置角度出发袁一方面袁数字金融能够降低资源配置成本遥数字金融所构建的互联网平台摆脱了对营业网点的依赖袁能够提供更简单尧便捷的服务袁拓宽了金融服务的覆盖广度袁从而降低金融部门的搜寻成本以及交易成本遥 另一方面袁数字金融能够提升风险管理能力遥 借助大数据尧云计算等技术袁数字金融能够对互联网平台搜集到的海量信息进行深度挖掘分析袁对客户进行精准的信用评估袁从而提高资源配置过程中的风险管理水平渊王道平和刘琳琳袁2021冤24遥 从公司治理角度出发袁数字金融作为一种外部治理机制袁能够改善企业内部信息不对称袁对大股东形成有效监督袁提升企业非控股股东的治理意愿与能力渊杜善重袁2022冤13遥 因此袁数字金融能够提升资源配置效率袁改善公司治理水平袁为企业提供金融支持袁从而改善企业的投资结构遥渊二冤假设提出下面基于资源配置视角和公司治理视角分析数字金融改善企业投资结构的具体影响机制遥 理论分析框架见图 1遥1.纠正金融错配基于资源配置效率理论袁只有当资源被分配到效率最高的部门才能实现帕累托最优渊Ozbas袁2005冤25遥 当金融资源的分配与生产效率不匹配袁即最优金融资源却分配至效率最低的部门时袁就会产生金融错配遥 金融62PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 2023 年第 8 期错配在我国传统金融服务中普遍存在袁从而使得金融中介与经济增长呈负向显著关系渊鲁晓东袁2008冤26遥 一方面袁金融错配会增加融资劣势方短视行为遥 金融错配程度越严重袁融资劣势方面临的融资成本越高袁融资难度也越高袁融资约束程度就越高遥 因此袁需要更高的投资回报率来弥补较高的融资成本遥 实体投资期限长袁收益低袁但金融投资周期短袁收益高袁因此袁融资劣势方倾向于金融投资而非实体投资遥 另一方面袁金融错配会促使融资优势方参与影子银行投融资活动渊韩珣和李建军袁2020冤27遥 金融错配造成企业的资本与投资相分离遥 拥有大量投资机会的融资劣势方得不到充足的资金支持袁而缺少投资机会的融资优势方能够凭借天然优势从银行获得大量低成本的贷款遥 作为实体投资的替代袁融资优势方容易利用这些资金参与影子银行业务以获取更高的投资回报袁加剧投资行为的金融化遥 综上所述袁金融错配导致的逆向选择会扭曲投资行为袁即促进金融投资而抑制实体投资遥数字金融能够纠正金融错配遥 我国以银行为核心的传统金融服务体系的最大特点是强调金融抑制尧重视产权性质以及规模歧视渊罗来军等袁2016冤28遥 一方面袁由于信息不对称问题袁银行偏好给有政府背书的国有企业放贷渊Brandt 和 Li袁2003冤29曰另一方面袁中国金融体系中的野大银行体制冶现象并未改善袁银行依旧占据融资体系垄断地位遥 这两方面已成为金融错配的严重诱因渊罗来军等袁2016冤28遥 作为科技赋能传统金融服务的产物袁与互联网金融以及金融科技相比袁数字金融更注重数字技术带来的变革渊黄益平和黄卓袁2018冤8袁其普惠性更强袁应用度更深遥 首先袁数字金融能够有效缓解银行与企业之间的信息不对称遥 数字金融利用互联网大数据等技术袁能够提高金融中介信息搜集效率袁降低信息搜集成本袁有效整合海量信息袁为企业作出精准的信用评估袁从而有利于提高民营企业与中小企业的信贷可得性袁缓解金融错配程度遥 其次袁数字金融发展能够刺激银行业竞争遥 传统金融服务基于成本问题主要注重大客户的需求袁但由于野长尾效应冶的存在渊赵晓鸽等袁2021冤30袁市场中还存在大量中小客户遥 与传统金融服务相比袁数字金融不受网点尧场景的限制袁交易成本降低袁能够提高金融服务的触及度袁拓宽中小企业融资渠道袁覆盖面更广泛遥 因此袁数字金融的发展能对传统金融服务体系产生冲击袁有效促进银行业竞争袁改善金融错配现象袁从而纠偏企业投资结构遥2.缓和第二类代理冲突控股股东与中小股东的冲突会影响投资结构渊郝颖袁2010冤31遥 我国上市企业普遍存在野一股独大冶现象袁控股股东有动机与能力利用自己的控制权通过侵占公司资产尧进行关联交易转移利润尧股权质押等方式野掏空冶企业渊杜勇和眭鑫袁2021冤32遥 金融资产具有成本低尧收益高尧投资期限短等特点袁而实体投资成本高尧风险大尧投资期限长袁所以金融资产成为新的野掏空冶工具渊赵彦锋袁2021冤17遥 出于自身利益最大化的原因袁控股股东存在偏好金融资产而忽视实体投资的机会主义倾向遥 因此袁第二类代理冲突严重的企业袁投资结构更容易野脱实向虚冶袁从而便利于控股股东的野掏空冶遥数字金融能够缓解企业的第二类代理冲突遥 数字金融借助大数据等信息科技优势技术袁充分提供与企业投融资相关的信息袁推动企业内部信息透明化袁降低企业与非控股股东尧外部投资者等利益相关者的信息不对称程度遥 对于非控股股东袁数字金融发展能够降低搜集处理信息的难度袁减少参与监督的成本袁从而提升他们参与公司治理的意愿和能力渊杜善重袁2022冤13曰对于外部投资者袁一旦控股股东出现野掏空冶行为袁他们能够及时利用信息作出理性决策袁从而弱化控股股东的利益侵占能力袁实现对控股股东的有效监督渊吴非等袁2020冤33遥 因此袁数字金融能够有效缓解企业第二类代理冲突袁实现野脱虚向实冶遥基于以上分析袁本文提出下列假设院图 1理论分析框架图数字金融脱虚向实+-资源配置效应院纠正金融错配公司治理效应院缓和第二类代理冲突63PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 H1院数字金融能够改善企业投资结构袁促进企业野脱虚向实冶遥H2院数字金融通过纠正金融错配尧缓和第二类代理冲突从而改善企业投资结构遥四尧研究设计渊一冤样本选择与数据来源本文以沪深 A 股非金融业上市企业为研究对象袁鉴于数字金融数据从 2011 年开始完整披露袁因此选择2011要2020 年为研究期间袁并对初始样本进行以下处理院渊1冤剔除当年交易状态异常的企业即 ST尧PT 企业曰渊2冤剔除资不抵债企业曰渊3冤剔除核心变量缺失企业袁最终获得 12796 个企业年度观测值遥 本研究中的财务数据主要来自 CSMAR 数据库袁数字金融数据来自北京大学数字金融研究中心编制的叶北京大学数字普惠金融指数曳遥 为消除异常值影响袁所有连续变量进行 1%和 99%的缩尾处理遥渊二冤模型设计及变量定义为验证假设 H1袁本文构建模型渊1冤进行实证检验院Vtri,t=琢0+琢1Dfi,t-1+移controls+移Ind+移Year+着i,t渊1冤其中袁Vtr 为企业投资结构袁Df 为数字金融袁controls 为控制变量遥 考虑到数字金融的发展对企业产生的影响可能不会在当年就反映出来袁因此袁Df 采用滞后一期数据遥回归结果主要关注 琢1的正负及显著性遥若 琢1显著为正袁则表明数字金融会纠偏企业投资结构袁促进企业野脱虚向实冶曰若 琢1显著为负袁则表明数字金融会促进企业野脱实向虚冶遥 具体变量定义如下院1.被解释变量院企业投资结构渊Vtr冤参考郭飞等渊2022冤1的研究袁被解释变量渊Vtr冤为企业投资结构指标袁衡量企业野脱虚向实冶程度遥 若实体投资率上升袁金融投资率下降袁则此时为野脱虚向实冶袁Vtr=实体投资率上升绝对值+金融投资率下降绝对值曰若实体投资率下降袁金融投资率上升袁则此时为野脱实向虚冶袁Vtr=-渊实体投资率下降绝对值+金融投资率上升绝对值冤遥其中院实体投资率=渊固定资产+在建工程+工程物资+生产性生物资产+油气资产+无形资产+开发支出+长期待摊费用净额冤/总资产遥由于我国上市公司从 2018 年开始分步实施修订后的金融工具会计准则袁为了更准确地衡量企业的金融投资率袁参考林慧婷等渊2021冤34对金融资产的定义并进行相应调整袁2011 至 2017年金融投资率=渊交易性金融资产+衍生金融资产+其他应收款+买入返售金融资产+一年内到期的非流动资产+其他流动资产+发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资+投资性房地产+其他非流动资产冤/总资产袁2018 年金融投资率=渊交易性金融资产+衍生金融资产+其他应收款+买入返售金融资产+合同资产+一年内到期的非流动资产+其他流动资产+发放贷款及垫款+长期股权投资+投资性房地产+其他权益工具投资+其他非流动资产冤/总资产袁2019 至 2020 年金融投资率=渊交易性金融资产+衍生金融资产+其他应收款+买入返售金融资产+合同资产+一年内到期的非流动资产+其他流动资产+发放贷款及垫款+长期股权投资+投资性房地产+其他权益工具投资+其他非流动资产+应收款项融资+债权投资+其他债权投资冤/总资产遥2.解释变量院数字金融渊Df冤本文运用北京大学数字金融研究中心编制的叶北京大学数字普惠金融指数曳作为衡量各地区数字金融发展水平的代理变量袁在主回归中采用地市级指数遥 除总指数外袁该指数还包括覆盖广度渊Breadth冤尧应用深度渊Depth冤以及数字化程度渊Digitization冤三个分指数遥 其中院覆盖广度指互联网支付账户数袁应用深度指互联网支付账户人均交易次数尧交易额等袁数字化程度指数字金融服务的移动化尧实惠化尧便利化和信用化四个方面遥 此外袁为了提高结果的可读性袁回归中总指数及分指数均除以 100遥3.控制变量参照李小林等渊2021冤19尧郭飞等渊2022冤1的研究袁本文控制以下变量院渊1冤公司规模渊Size冤曰渊2冤资产负债率渊Lev冤曰渊3冤企业成长性渊Growth冤曰渊4冤总资产收益率渊Roa冤曰渊5冤经营活动现金流渊Cf冤曰渊6冤资产密集度渊Capital冤曰渊7冤数字金融如何影响企业投资结构钥64PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 2023 年第 8 期表 1主要变量描述性统计变量名观测值均值标准差最小值中位数最大值Vtr12796-0.0190.143-1.237-0.0241.345Df127962.0720.6680.2392.2003.216Size1279622.2701.29519.81322.09626.138Lev127960.4270.2010.0510.4180.886Growth127960.1610.414-0.5910.0952.745Roa127960.0360.059-0.2730.0350.189Cf127960.0480.067-0.1640.0480.238Capital127960.2160.1610.0020.1850.693Share127960.7370.6090.0290.5702.835Mholder127960.1280.1900.0000.0050.686Mhldh127960.3770.0570.2000.3640.800Board127962.1230.2011.0992.1972.890Big4127960.0600.2370.0000.0001.000股权制衡度渊Share冤曰渊8冤管理层持股比例渊Mholder冤曰渊9冤独立董事占比渊Mhldh冤曰渊10冤董事会规模渊Board冤曰渊11冤是否由野四大冶审计渊Big4冤遥渊三冤主要变量描述性统计表 1 为主要变量的描述性统计结果遥 其中企业投资结构 Vtr 中位数为-0.024袁表明半数以上的企业偏好金融投资而非实体投资袁总体依旧呈现野脱实向虚冶趋势袁与现有相关研究一致曰最小值为-1.237袁最大值为1.345袁说明企业之间的投资结构差异较大遥 数字金融 Df 最小值为 0.239袁最大值为 3.216袁标准差为0.668袁表明地区间数字金融发展水平差距明显遥五尧实证结果与分析渊一冤基准回归结果分析表 2 为数字金融与企业投资结构的回归结果遥 列渊1冤-渊2冤分别为仅控制年度行业效应尧加入控制变量之后的回归结果遥 其中袁解释变量数字金融渊L.Df冤的回归系数为 0.0159 和 0.0225袁分别在 5%以及 1%水平上正向显著袁验证了假设 H1袁即数字金融对企业投资结构有纠偏效应袁促使企业野脱虚向实冶遥 列渊3冤-渊5冤分别为覆盖广度渊L.Breadth冤尧应用深度渊L.Depth冤以及数字化程度渊L.Digitization冤分指数与企业投资结构渊Vtr冤的回归结果遥 其中袁覆盖广度尧应用深度的回归系数均在 1%水平上正向显著袁而数字化程度的回归系数虽然为正袁但并不显著袁表明数字金融的普惠性与服务深度拓展性对企业投资结构的影响程度更深袁是促进企业野脱虚向实冶的主要原因遥为了考察数字金融对企业投资结构的纠偏效应是否具有持续性袁借鉴唐松等渊2020冤7的研究袁分别使用数字金融滞后 2 期尧3 期变量对模型渊1冤进行回归袁结果见表 2 第渊6冤-渊7冤列袁数字金融的回归系数分别为0.0209尧0.0240袁均在 1%水平上显著袁表明数字金融对企业投资结构的纠偏具有持续性袁提供了数字金融发展影响投资结构的进一步证据遥渊二冤稳健性检验1.更换被解释变量为了更准确地度量企业野脱虚向实冶程度袁主回归中只考虑了实体投资率上升尧金融投资率下降以及实体投资率下降尧金融投资率上升两种情况袁实际上当实体投资率与金融投资率同升同降时企业同样能野脱虚向实冶或者野脱实向虚冶袁参考郭飞等渊2022冤1的研究袁在主回归 Vtr 的基础上袁补充实体投资率与金融投资率同升同降的两种情况袁产生新的被解释变量广义 Vtr遥 当实体投资率与金融投资率同时上升时袁广义 Vtr=实体65PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 表 2数字金融与企业投资结构回归结果变量渊1冤渊2冤渊3冤渊4冤渊5冤渊6冤渊7冤VtrVtrVtrVtrVtrVtrVtrL.Df0.0159*0.0225*(2.50)(3.45)L.Breadth0.0160*(3.21)L.Depth0.0187*(3.31)L.Digitization0.0023(0.26)L2.Df0.0209*(2.86)L3.Df0.0240*(2.93)Size-0.0040*-0.0040*-0.0039*-0.0039*-0.00100.0011(-2.76)(-2.77)(-2.72)(-2.72)(-0.65)(0.64)Lev0.01080.01060.01140.01080.01280.0116(1.09)(1.07)(1.15)(1.09)(1.17)(0.95)Growth0.00400.00400.00400.00380.00630.0026(0.68)(0.67)(0.67)(0.64)(0.97)(0.38)Roa-0.0105-0.0103-0.0108-0.0106-0.0644-0.0993*(-0.27)(-0.27)(-0.28)(-0.28)(-1.54)(-2.18)Cf-0.0631*-0.0617*-0.0643*-0.0596*-0.0378-0.0225(-2.35)(-2.30)(-2.40)(-2.22)(-1.27)(-0.68)Capital0.0985*0.0980*0.0979*0.0937*0.1061*0.1139*(9.41)(9.37)(9.35)(9.07)(9.23)(8.82)Share-0.0025-0.0025-0.0025-0.0026-0.0054*-0.0063*(-1.11)(-1.10)(-1.12)(-1.13)(-2.21)(-2.30)Mholder0.0386*0.0389*0.0391*0.0417*0.0303*0.0229*(4.79)(4.81)(4.85)(5.18)(3.47)(2.29)Mhldh0.01340.01270.01510.01290.01540.0106(0.51)(0.48)(0.58)(0.49)(0.54)(0.33)Board0.00030.00020.0002-0.0005-0.0018-0.0039(0.03)(0.02)(0.03)(-0.06)(-0.20)(-0.41)Big40.00020.00050.00020.0019-0.0059-0.0092(0.04)(0.09)(0.03)(0.38)(-1.06)(-1.49)_cons-0.0698*-0.0329-0.0128-0.02310.0227-0.0898*-0.1429*(-3.26)(-0.81)(-0.33)(-0.57)(0.52)(-1.98)(-2.91)IndYesYesYesYesYesYesYesYearYesYesYesYesYesYesYesN1279612796127961279612796109549199r2_a0.02650.03720.03710.03720.03630.03180.0325注院*和*分别代表 5%和 1%的显著水平曰括号内为 t 值遥数字金融如何影响企业投资结构钥66PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 2023 年第 8 期投资率上升数-金融投资率上升数曰当实体投资率与金融投资率同时下降时袁广义 Vtr=金融投资率下降数-实体投资率下降数遥 采用广义 Vtr 作为被解释变量的回归结果如表 3 第渊1冤列所示袁回归系数为0.0137袁在1%水平上显著为正袁表明结果稳健遥2.更换解释变量将主回归中使用的数字金融地市级指数替换成省级指数进行回归袁回归结果如表 3 第渊2冤列所示遥 L.Df2的回归系数为 0.0148袁在 1%水平上依旧显著袁回归结果稳健遥3.缩小样本区间制造业是实体经济的基础袁本文将样本区间缩小至制造业袁回归结果如表 3 第渊3冤列所示遥 回归系数为0.0247袁在 1%水平上显著为正袁与全样本回归结论保持一致遥渊三冤内生性检验1.PSM 回归为了缓解可能出现的样本自选择问题袁本文采用最近邻匹配法重新筛选样本进行回归袁回归结果如表 3 第渊4冤列所示遥 数字金融 L.Df 的回归系数为 0.0230袁依旧在 1%水平上显著袁结论依旧保持稳健遥2.工具变量法为了缓解可能存在的反向因果以及遗漏重要变量等内生性问题袁参考唐松等渊2020冤7的研究袁采用各省份互联网普及率作为工具变量遥 原因在于院数字金融依靠互联网技术袁因此其发展水平与互联网普及率密切相关袁但是在控制其他变量后袁各省份互联网普及率与企业投资结构并不存在直接联系袁因此各省份互联网普及率符合成为工具变量的条件遥 表 3第渊5冤-渊6冤列显示袁第一阶段 Internet的回归系数为 0.0041袁在 1%水平上正向显著袁这验证了互联网普及率与数字金融的强相关性遥 第二阶段L.Df 回归系数为0.0310袁在 1%水平上显著袁表明结论稳健遥六尧作用机制检验与分析根据理论分析袁以下从金融错配尧第二类代理问题检验数字金融影响投资结构的机制遥 为验证假设 H2袁参考温忠麟等渊2004冤35的研究袁在模型渊1冤基础上袁构建中介检验模型渊2冤尧渊3冤院表 3稳健性检验及内生性检验结果变量渊1冤渊2冤渊3冤渊4冤工具变量法第一阶段渊5冤第二阶段渊6冤广义 VtrVtrVtrVtrL.DfVtrL.Df0.0137*0.0247*0.0230*0.0310*(3.38)(3.16)(3.22)(0.01)L.Df20.0148*(3.09)Internet0.0041*(0.00)_cons-0.01010.0558-0.0340-0.03132.4112*-0.0507(-0.40)(1.58)(-0.67)(-0.71)(0.04)(0.05)ControlsYesYesYesYesYesYesIndYesYesYesYesYesYesYearYesYesYesYesYesYesN23582127848028103091278412784r2_a0.02650.03700.04120.03920.94000.0400注院*代表 1%的显著性水平曰括号内为 t 值曰受版面限制袁仅报告核心解释变量回归系数及显著性水平袁控制变量回归系数及显著性水平略去备索遥67PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 Medi,t=琢0+琢1Dfi,t-1+移controls+移Ind+移Year+着i,t渊2冤Vtri,t=琢0+琢1Dfi,t-1+琢2Medi,t+移controls+移Ind+移Year+着i,t渊3冤为了简练表述袁模型中用 Med 代替两个中介变量院金融错配 Fm 和第二类代理冲突 Ocuppy遥渊一冤数字金融尧金融错配与企业投资结构金融错配渊Fm冤指企业资金使用成本对行业平均资金使用成本的偏离程度袁用企业资金成本与行业平均资金成本之差衡量渊邵挺袁2010冤36袁其中院资金成本=财务费用中利息支出/扣除应付账款后的负债总额遥 该检验的回归结果见表 4 第渊1冤-渊2冤列遥列渊1冤显示数字金融渊L.Df冤与金融错配渊Fm冤的回归系数为-0.0069袁在 1%水平上显著袁表明数字金融的发展能够显著抑制金融错配遥列渊2冤显示将金融错配加入主回归模型后袁其回归系数为-0.0755袁在 5%水平上显著袁表明金融错配现象会显著促进企业野脱实向虚冶曰同时数字金融的回归系数变为 0.0220袁仍旧在 1%水平上显著袁但与原先主回归模型中该系数为 0.0225渊表 2 列渊2冤冤时相比袁数值有所下降袁表明金融错配在数字金融与企业投资结构之间起部分中介作用遥渊二冤数字金融尧第二类代理冲突与企业投资结构企业第二类代理冲突渊Occupy冤是指大股东对中小股东利益的侵占袁用其他应收款占总资产比例来衡量渊姜付秀等袁2017冤37遥 该中介变量回归结果见表 4 第渊3冤-渊4冤列遥 列渊3冤中数字金融与第二类代理冲突的回归系数为-0.0038袁在 1%水平上显著袁这表明数字金融的发展可以缓和企业中的第二类代理冲突遥 列渊4冤中袁在加入第二类代理冲突重新回归后袁其回归系数为-0.8773袁在 1%水平上显著袁这表示第二类代理冲突会促使企业野脱实向虚冶曰同时袁数字金融回归系数由原先主回归模型中的 0.0225渊表 2 列渊2冤冤降为 0.0192袁依旧在1%水平上显著袁表明第二类代理冲突在数字金融与企业投资结构之间起部分中介作用遥七尧异质性分析内外部环境是影响企业投资结构的重要因素袁 因此数字金融对投资结构的影响会因企业特征以及制度环境而具有异质性遥渊一冤企业自身特征1.产权性质产权性质不同的企业在资源配置与公司治理表现上具有显著不同袁 因此预期其对数字金融与企业投资数字金融如何影响企业投资结构钥表 4中介机制检验变量渊1冤渊2冤渊3冤渊4冤FmVtrOccupyVtrL.Df-0.0069*0.0220*-0.0038*0.0192*(-3.49)(3.37)(-3.33)(2.98)Fm-0.0755*(-2.55)Occupy-0.8773*(-11.57)_cons-0.0072-0.03340.0521*0.0128(-0.64)(-0.82)(6.58)(0.32)ControlsYesYesYesYesIndYesYesYesYesYearYesYesYesYesN12796127961279612796r2_a0.22460.03780.14180.0583注院*和*分别代表 5%和 1%的显著性水平曰括号内为 t 值遥68PDF 文件使用 pdfFactory Pro 试用版本创建 2023 年第 8 期结构之间的关系具有调节效应遥 本文按产权性质把企业划分为民营企业与国有企业袁并进行分组回归遥 回归结果如表 5 列渊1冤-渊2冤所示遥 民营企业中数字金融回归系数为 0.0241袁在 1%水平上显著为正袁但在国有企业中并不显著袁说明数字金融对民营企业投资结构影响更大遥 可能的原因在于院首先袁由于国有企业拥有政府背书袁在金融市场上处于融资优势地位袁是金融错配的野获益者冶袁所以数字金融对其投资结构影响较小曰而民营企业作为融资劣势方袁是金融错配的野受损者冶袁所以数字金融对金融错配的纠正作用可以在民营企业中得到有效发挥袁进一步促使民营企业改善自身投资结构遥 其次袁国有企业中的代理问题主要体现在经营者激励方面袁而民营企业中控股股东与中小股东矛盾更激烈袁第二类代理冲突更严重袁因此数字金融对第二类代理冲突的缓和作用在民营企业中更明显袁进而对企业投资结构的改善也更有效遥2.信息透明度企业金融错配程度以及第二