數字化轉型、投資環境與創業投資
——基于雙重調節效應模型

吳文生 榮義 石昆明

1（合肥工業大學經濟學院，合肥 230601）

2（上海大學經濟學院，上海 200444）

引言

創新是引領發展的第一動力，是經濟持續增長最重要的驅動力之一。在激烈的市場競爭中，企業除內部創新外，也逐漸開始超越自身邊界組織進行開放式創新，而創業投資是企業外部創新的主要手段之一，對于推動企業的技術創新發揮著核心作用。企業創業投資起源于美國，至今已有60 多年的發展歷史。近年來，我國創業投資活動也呈現出蓬勃的發展態勢，根據投中數據庫統計，2022 年我國新上市的511 家企業中有接近80%的企業具有PE／VC 的投資背景，其中風險資本對于創業板上市企業的滲透率更是超過90%，這些都表明當前創業投資市場已成為我國企業獲取外部創新資源、推動技術創新的重要渠道。

與此同時，云計算、人工智能和大數據等新一代數字技術的發展牽引我國加速步入數字經濟時代。數字技術具有滲透性、創新性和覆蓋性，作為微觀經濟主體的企業，數字技術已融入到企業的日常經營和組織管理等活動中，大量研究表明，數字化轉型可以促進企業產業利用率提升、推動人力資本升級、提高企業創新績效、改善企業信息環境等，對企業的生產經營決策起到至關重要的作用。在這樣的背景下，一個引人深思的問題是：數字化轉型是否會對企業的創業投資活動產生影響？考慮到數字化轉型對企業經營和決策的深遠影響，有理由相信其可能會對企業的創業投資活動產生顯著的影響。深入剖析這一問題，揭示其內在的傳導機制和經濟效應，不僅有助于更全面地理解數字化轉型對企業行為的影響，還能為企業如何在數字經濟時代做出更有價值的創業投資決策提供參考。

盡管已有研究深入分析了企業創業投資的驅動因素和戰略效應，然而隨著經濟時代的到來，數字技術對企業創投活動的影響日益凸顯。企業開展創業投資活動主要受到環境因素和組織因素的驅使［1］。從環境因素出發，當企業處于技術創新更加活躍、信息透明度更高的環境中時，企業往往有更大的動機開展創業投資。在數字化賦能的情境下，企業的創新環境會更加活躍［2，3］，信息環境能夠得到改善［4］，這在一定程度上提升了企業開展創業投資活動的意愿。從組織因素出發，內部技術資源、財務資源和人力資源等都會深刻影響創業投資活動的開展，當企業內部技術資源和財務資源更加豐富時，其吸收外來創新資源的效率和能力也會更強，開展創業投資的動機更強；此外，企業數字化轉型能夠在一定程度上緩解企業融資約束［5］、提升產業利用率［2］和推動人力資本升級［3］等，這是創業投資活動開展的重要前提。由此可見，數字化轉型對于企業生產經營活動、投資策略的影響可能會在一定程度上決定企業創業活動的開展。同時，衣長軍和趙曉陽（2024）［6］指出企業數字化轉型能夠抑制管理層短視、提高風險代理成本和降低代理成本，進而提高企業的海外投資效率，進而有可能促進企業的創投活動。基于此，有必要明晰兩者之間的關系，為發展數字經濟和開展企業的創業投資活動提供理論依據。

因此，本文基于2010～2022 年上市企業的年報數據，利用文本分析構建出企業數字化轉型指標，深入探究了數字化轉型對創業投資的影響。本文從創業投資的視角研究了企業數字化轉型的經濟后果，豐富了現有的學術成果，有助于更全面地理解數字化轉型對企業創業投資活動的影響；本文將投資環境指標進行了分解，并基于雙重調節效應模型探究了傳導機制，揭開了企業數字化轉型對創業投資的作用機制；本文的實證研究結果為數字化和創業投資如何賦能企業發展提供了新證據，對于指導企業在數字化轉型過程中如何更有效地利用創業投資具有重要實踐意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 理論假說

1.1.1 數字化轉型與創業投資

影響企業開展創業投資的因素大體上可以分為三類：外部環境驅動、企業內部組織驅動和創業企業合作意愿。從外部環境因素出發，當企業處于技術創新更加活躍、創新資源更加密集的環境中，企業開展創業投資的意愿會更強，此時創業投資會給企業帶來更高的潛在收益［7］。從企業內部驅動因素出發，企業現有的組織管理體系、內部技術資源是其識別、整合和吸收外部創新資源的基礎；創新環境更優越、創新資源更豐富的企業可以從創業投資中獲得更高的創新績效。從創業企業合作意愿因素出發，創業企業在接受創業投資時會對創業企業的聲譽、信息披露等方面進行考察，避免母公司出現潛在的機會主義行為。此外，當母公司擁有較為豐富的財務資源、營銷資源和技術資源時，更易吸引有潛力的創業企業，進而推動創業投資的開展。

數字化轉型影響了企業外部環境，提升企業信息透明度［4］，并形成“廣告效應” 進一步提升企業市場聲譽，這會提高創業企業的“安全感”和合作意愿。同時，陶鋒等（2023）［7］研究發現，企業數字化轉型在產業鏈供應鏈縱向關系中存在著后向溢出效應，具體體現為下游企業數字化轉型會顯著促進上游企業全要素生產率的增長，然而在推動產業鏈上下游發展的同時必然也會加劇產業競爭，提高了大型企業通過外部創新保持競爭力的意愿，因此從企業外部環境的角度來看，數字化轉型可能促進了企業的創投活動。從企業內部出發，企業數字化轉型給企業組織資源和組織結構［8］、融資成本［5］和創新績效［1］等方面帶來了積極影響，能夠顯著提高企業專業化分工水平［9］，并進一步提升企業的全要素生產率和內部控制水平，促進企業創新投資活動。從創業的合作意愿來看，數字化通過提升信息披露質量和透明度，增強了創業企業對母公司的信任感和合作意愿［4］。此外，數字化技術的發展使傳統產業的邊界變得更模糊，這使得企業在開展創業投資時，投資半徑可能會更大［7］。Schwer 和Hitz（2018）［10］指出，數字化轉型可以發展出可滲透的、靈活的組織結構，并使企業組織結構變得敏捷、適應性強和無邊界，這使得母公司在創業投資活動中具有更強的滲透性和延伸性。基于此，本文提出假設H1。

H1：企業數字化轉型能夠促進創業投資。

1.1.2 企業投資環境與創業投資

企業的投資環境是指企業在進行投資活動時所面臨的外部環境條件和因素。這些因素可以細分為企業的信息環境、市場狀況、行業競爭程度等多個方面。企業在選擇投資項目、進行資本配置和經營決策時，都需要考慮和適應投資環境的各種變化。因此，投資環境會影響企業的投資決策，進一步對創業投資活動開展產生深遠的影響。為了探究數字化轉型對創業投資的影響機制，本文將企業投資環境分為信息環境、市場化水平和行業競爭程度3 個方面，以此深入研究數字化轉型對創業投資影響路徑。

（1）信息環境的調節作用

信息不對稱是影響技術市場和創業投資過程的重要因素之一，數字化轉型經濟效果的實現情況和創業投資活動的開展都會受到信息環境的影響。基于數字化轉型經濟效應層面：由于不同企業信息環境間存在著差異性，其數字化轉型的經濟效應也會有所不同。隨著企業信息透明度和信息質量的提高，其信息披露也更易受到公眾和媒體的關注，當企業向市場發送“數字化轉型信號”后，其形成的“廣告效應” 會更加明顯，數字化轉型的作用效果能夠在一定程度上得到提升［11］。如在信息環境好的企業中，“數字化轉型” 信號能夠吸引更多更優質的外部投資者和分析師關注，這種強有力的外部監督能夠緩解企業的委托代理問題，削弱融資約束［5］和提高投資效率［6］，從而促進創業投資活動的開展。此外，隨著區塊鏈、大數據、人工智能等數字技術的不斷運用，市場邊界不斷拓寬，企業聯系和合作愈加頻繁，這促進企業更加主動地融入全球創新網絡、推進全球科技創新協作［1］，為企業聯合創業投資和跨境創業投資奠定了基礎。在聯合創業投資中，各個聯合體之間存在著信息不對稱，此時各聯合體都希望能夠消除彼此間的信息差，以降低投資風險。因此，信息環境更好的企業更容易獲得其他聯合體的信任，進而提高聯合創業投資開展的可能性。同樣地，在跨境風險投資中，跨境創業機構對于當地投資環境缺乏足夠的認知，通常會選擇與當地的企業建立合作，此時信息環境更好的企業往往更易與其他企業達成合作，從而促成跨境創業投資活動的開展。

在創業投資活動開展的層面上：信息環境是創業活動開展的重要決定因素［14］。對于創業企業而言，其融資時會對自身技術和商業信息進行披露，當雙方處于不平等地位時，母公司可能會出現潛在的機會主義行為，竊取創業企業的核心技術等［1］。所以，母公司開展企業創業投資的一項關鍵工作是克服創業企業的不信任［7］，而母公司對自身信息有效披露、建立良好聲譽會提高創業企業的“安全感” 和合作意愿。此外，信息環境較好的公司更易受到創業企業的關注，從而創造了更多潛在的合作機會。由此可以推斷出，在數字化轉型與企業創業投資活動的作用關系中，當企業信息環境較好時，創業企業的合作意愿度較高、合作壁壘下降以及潛在合作機會增多，此時數字化轉型對于創業投資活動的作用效果將更加明顯。基于此，本文提出假設H2a。

H2a：企業信息環境越好，越有利于發揮數字化轉型對企業創業投資的促進作用。

（2）市場化水平的調節作用

市場對資源配置起決定性作用，市場化水平對于企業信息披露有著重要的影響。特別是隨著數字技術的迅速發展，市場邊界不斷拓寬，市場對于企業生產活動和經營決策的影響也在不斷提升。市場化水平的提升能夠加速信息傳播、提升信息效率，還能夠充分發揮“數字化轉型信號”的“廣告效應”、提升市場激勵作用［11］。

具體來看，在市場化水平較高的地區，機構投資者、分析師等市場主體可以對信息進行更加深入地挖掘和分析，社會網絡資源獲取和傳遞也更加便捷，這提升了信息廣度、速度和效率，使得企業的信息效應能夠得到充分發揮。此外，在市場化程度較高的地區中，市場競爭較為公平、法律法規較為完善，企業有較高的意愿進行信息披露，提升自身形象；同時，對于所處地區市場化水平較高的企業而言，發育良好的中介組織使得企業發送“數字化轉型信號” 的速度和效率更高，廣告效應也會更加明顯，這能夠進一步強化信息環境對數字化轉型經濟效應的促進作用。此外，市場化水平的提高會使得創新資源轉移更加便利、技術進步更快，充分發揮市場化水平和信息環境的乘數效應，強化信息環境的正向調節作用。市場中介環境是市場化水平的重要影響因素，市場中介環境也會影響各類市場中介的信息挖掘和分析效果，進而影響信息環境的調節效果。基于此，本文提出假設H2b。

H2b：企業所處地區具有較高的市場化水平時，將強化信息環境的調節作用，進一步增強數字化轉型對創業投資的促進作用。

（3）行業競爭程度的調節作用

行業競爭程度也是企業信息環境的重要影響因素，會影響企業創業投資活動的開展。在激烈的市場競爭環境中，分析師、機構投資者等市場主體會有更加強烈的動機對企業的信息進行挖掘。同時，為了應對愈加激烈的市場環境，企業會建立戰略性的信息網絡，與供應商、客戶和合作伙伴之間建立密切的信息共享網絡，這使得信息在企業間流動的頻率和效率更高，企業數字化轉型的經濟效應也會得以提升。隨著市場競爭的加劇，企業面臨的外部壓力也會更大，此時企業可能會選擇通過及時公布自身業務運營狀況、財務信息等方式提高自身的信息透明度，降低與投資者和消費者之間的信息不對稱，以此作為一種戰略手段在行業中突顯自身［11］，這在放大信息效應的同時也提高了企業“數字化轉型信號” 的傳遞效率。在非競爭性行業中，企業進行信息披露的動機較低，因為此時企業受投資者壓力進行披露的可能性比較小；且過多的進行信息披露可能會導致信息泄露，從而導致公司利益受損，這會導致行業中的信息不對稱水平較高，信息效應難以發揮其真正的作用。在競爭激烈的市場環境中，企業為了提升核心競爭力，創業投資意愿有所提升，但激烈的市場競爭會壓縮企業的盈利空間，企業在開拓新業務和改善經營環境時會更多的依賴于外部融資，投資者會根據企業所披露的信息來判斷自身的投資風險，企業披露的信息多、質量高會更易獲得外部融資［5］。因此，企業會盡可能減少雙方的信息不對稱，并塑造良好的社會形象。由此可以發現，激烈的市場競爭會對企業信息披露形成一定的外部壓力，并進一步強化了信息環境對于數字化轉型的正向調節作用。基于此，本文提出假設H2c。

H2c：當企業所處行業競爭水平較為激烈時，將強化信息環境的調節作用，進一步增強數字化轉型對創業投資促進作用。

圖1 研究框架

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

考慮到我國創業投資在2009 年之后開始快速發展，本文主要選取了2010～2022 年我國A 股上市企業為研究樣本，并進行如下處理：（1）剔除金融類行業的樣本；（2）剔除ST、?ST 的樣本；（3）剔除數據嚴重缺失的企業樣本；（4）對連續型變量進行上下1%的縮尾處理。企業財務數據主要來自于CSMAR 和Wind 數據庫，創業投資數據主要來自于投中數據庫。

2.2 關鍵變量設定

2.2.1 被解釋變量

企業創業投資（Cvc）。參照Wadhwa 和Kotha（2006）［12］的做法，以年度投資筆數衡量企業創業投資數量。在投中數據庫中對上市企業直接參與投資的數據進行手工收集，剔除交易輪次為上市及以后、戰略合并、借殼上市、非控制權收購和控制權收購（Buyout）的投資事件。從Wind 數據庫中導出上市企業參股、控股風險投資機構的名錄并檢索間接投資數量。本文借鑒企業創業投資領域中的常用做法［13］，將直接投資模式和間接投資模式均認定為企業創業投資，并把兩份數據合并，作為本文企業創業投資變量。

2.2.2 解釋變量

數字化轉型（Dig）。本文主要參考了袁淳等（2021）［9］的做法，以國家政策語義體系為基礎制定了數字化詞典，并通過文本分析的方法對關鍵詞詞頻進行了統計以此衡量企業數字化轉型水平，同時為了避免反向因果，本文還對數字化轉型指標進行了滯后1 期處理。

2.2.3 調節變量

本文調節變量為信息環境（Att）、市場化水平（Ml）、市場中介環境（Iml）和市場競爭程度（Mc）。信息環境變量為對數化后的分析師關注人數；市場化水平選用了市場化指數衡量；市場中介環境為市場化指數的子指標“市場中介組織的發育和法律制度環境”；市場競爭程度使用（1－赫芬達爾指數）計算得出，并以中位數進行分組。

2.2.4 控制變量

參考Guo 等（2019）［14］的做法，本文選擇了資產回報率（Roa）、企業可持續增長率（Sgr）、企業年齡（Age）、企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、獨立董事占比（Ind）和經營活動現金流（Cash）作為控制變量。

表1 變量定義

2.3 模型設定

本文設置了雙重固定效應模型對假設H1 進行檢驗，具體如式（1）所示。其中Cvci，t表示企業當年創業投資數量，Digi，t表示企業數字化轉型的水平，Ctrli，t表示控制變量的集合，εi，t是模型的隨機誤差項。此外，模型還控制了年份固定效應和個體固定效應。

3 實證檢驗

3.1 描述性統計

變量的描述性統計如表2 所示，可以發現數字化轉型（Dig）的平均值為3.246，標準差為1.268，中位數為3.178，這說明樣本企業中大多數企業都進行了數字化轉型，且數字化轉型程度差距較大。企業創業投資變量（Cvc）的中位數為0，表示大多數企業都未開展創業投資活動，均值為0.186，標準差為0.412，說明樣本企業在創業投資上具有顯著的差異性。

表2 描述性統計

3.2 基準回歸結果

數字化轉型對企業創業投資影響的基準回歸結果如表3 所示。可以發現，Dig的回歸系數始終在1%的水平上顯著為正，說明數字化轉型可以顯著促進企業創業投資。從經濟意義上看，以列（4）為例，如果數字化轉型每增加1%，將會促進企業創業投資數量增加約3.5%，相對于樣本區間創業投資數量的均值增加19%（＝0.035／0.186／100%）。

表3 基準回歸結果

3.3 內生性問題

3.3.1 工具變量法

（1）ICT 人才供給強度

本文所研究的解釋變量為企業數字化轉型，數字化轉型作為對原有業務模式、組織架構和商業模式的革新，知識要素密集、技術更迭快，推動和發展都需要高技能水平的ICT 人才。張葉青等（2021）［15］使用了企業與17 所“珠峰計劃” 高校之間的距離作為大數據應用程度的工具變量，本文在此基礎上引入了高校學科評估數據，對ICT 人才供給強度進行更加全面、客觀和準確的衡量。

工具變量構造如式（2）所示，其中Distanceimt表示企業i在第t年與高校m之間的距離，Smt表示高校m在第t年的ICT 技術人才培養得分，主要依據ICT 代表學科的學科評估得分①，Nc表示企業所在城市上市企業的總數量，企業所在城市的企業數量越多，高校對企業輻射強度越低，IV1it表示高校對企業的ICT 人才供給強度。在IV1it的構造中，由于使用了學科評估和距離等數據，其難以對企業創業投資造成影響，滿足了排他性，同時ICT 人才供給強度會對企業數字化轉型造成影響，滿足相關性。

回歸結果如表4 所示。在列（1）中，IV1it的系數顯著為正，這說明ICT 人才供給強度越高，企業數字化轉型的程度越高，與預期一致。第一階段的Cragg－Donald Wald F 統計量為255.035，Kleibergen－Paap rk Wald F 統計量為269.254，均遠高于Stock－Yogo 弱工具變量檢驗的10%臨界值16.38，可以認為IV1it拒絕了“工具變量識別不足”和“工具變量弱識別” 的假設。在列（2）中，Dig的回歸系數在1%的水平上顯著為正，即在考慮了內生性問題后，數字化轉型仍能顯著促進企業創業投資。

表4 工具變量回歸結果

（2）城市歷史郵電設施水平

借鑒黃群慧等（2019）［16］的做法，將每百人固定電話數與全國互聯網用戶數的1 階滯后項交乘得到工具變量（IV2it）。檢驗結果如表4 所示。在列（3）中，IV2it的系數在1%水平上顯著為正，說明城市歷史郵電設施水平與企業數字化轉型水平顯著正相關，Cragg－Donald Wald F 統計量和Kleibergen－Paap rk Wald F 統計量均遠大于16.38，驗證了IV2it作為工具變量的合理性。在第二階段中，Dig的回歸系數顯著為正，說明數字化轉型在考慮內生性后，仍顯著促進企業創業投資。

3.3.2 改變數字化轉型指標

本文重新構造了4 個數字化轉型指標進行穩健性檢驗。（1）本文使用了吳非等（2021）［4］對數字化轉型的衡量方法，構造數字化轉型指標（Dig2）進行穩健性檢驗；（2）參考袁淳等（2021）［9］的做法，本文使用了數字化相關詞匯頻數總和除以年報MD＆A 語段長度衡量企業數字化程度（Dig3）；（3）參考陳德球和張雯宇（2023）［17］的做法，本文根據數字化轉型詞頻數，從高到低劃分為4 檔，分別賦值4、3、2、1（Dig4）；（4）本文還使用了未經對數化處理的詞頻數表示數字化轉型（Dig5）。檢驗結果如表5 所示，其中解釋變量的回歸系數均在1%水平上顯著為正，說明回歸結果仍保持穩健。

表5 穩健性檢驗（一）

3.3.3 剔除部分樣本

本文借鑒田鴿和張勛（2022）［18］的做法，剔除了一線城市和新一線城市的企業樣本。結果如表6 所示，其中列（1）僅剔除一線城市企業樣本，列（2）剔除了一線城市和新一線城市企業樣本。此外，由于本文窗口期為2010～2022 年，在窗口期早期，我國數字經濟發展較為緩慢，企業數字化轉型水平較低，難以發揮其對企業創業投資的積極影響，所以本文剔除了2014 年之前的樣本進行相關檢驗，結果如列（3）所示。

表6 穩健性檢驗（二）

表7 機制檢驗結果

3.3.4 削弱企業策略性披露的影響

本文通過以下穩健性檢驗削弱企業策略性披露的影響。本文僅保留了在滬深交易所信息披露考評中考評結果為“優秀” 和“良好” 的企業，這類企業信息披露的質量較高，不容易發生策略性披露的情況，檢驗結果如表6 列（4）所示。此外，披露越及時的年報，信息含量越高，披露不及時的年報可能存在著“問題披露”。因此，本文對部分年報披露不及時的樣本進行了剔除，結果如列（5）所示。

3.3.5 外生沖擊試驗檢驗

本文參照吳非（2021）［4］的做法，設定了帶有調節效應的多期DID 模型以檢驗“寬帶中國戰略” 的外生沖擊影響，模型如式（3）所示，其中du＝1 表示在樣本期內被選為“寬帶中國” 試點城市的組別，du＝0 表示未被選為“寬帶中國”試點城市的樣本。dt表示為時期虛擬變量，dt在“寬帶中國” 試點城市入選當年及以后年份賦值為1，否則為0。檢驗結果如表6 列（7）所示，其中Dig×du×dt系數在1%水平上顯著為正，說明在考慮了寬帶中國的外生沖擊檢驗后，數字化轉型仍可顯著促進創業投資。

4 機制檢驗及經濟后果檢驗

4.1 機制檢驗

借鑒江艇（2022）［19］、余艷等（2023）［11］的做法，設定了如下模型。式（4）為調節變量是連續型變量（Ml）時的模型，此時β3表示市場化水平在數字化轉型對創業投資影響中的調節作用，式（5）為調節變量時虛擬變量（Mc）時的模型，此時β2和β3分別表示Mci，t為1 和0 時，數字化轉型對創業投資的影響：

為了進一步探究市場化水平和市場競爭程度如何影響信息環境在數字化轉型對創業投資影響中的調節作用，本文在式（4）和（5）的基礎上設定了式（7）和（8）。式（6）為信息環境（Att）的調節作用，式（7）為式（4）在引入調節變量分析師關注度（Att）后的模型，β7說明了市場化水平如何影響信息環境在數字化轉型的調節作用。式（8）為式（5）在引入調節變量信息環境（Att）后的模型，β6和β7分別表示為1 和0 時，信息環境在數字化轉型中的調節作用。此外，市場中介環境指標（Iml）的機制檢驗模型同模型（4）和模型（7）。

表（7）為機制檢驗的回歸結果。列（1）為模型（6）的檢驗結果，Dig×Att的系數顯著為正，說明信息環境在數字化轉型對創業投資的影響中起到正向調節作用，支持了假設H2a。列（2）為模型（4）的檢驗結果，Dig×Ml系數顯著為正，說明市場化水平能正向調節數字化轉型對創業投資的促進作用。列（3）為模型（7）的檢驗結果，Dig×Ml×Att顯著為正，這三者交互顯著提升了數字化轉型對創業投資的影響。這表明市場化水平與信息環境存在乘數效應，二者共同提升了數字化轉型對創業投資的正向促進效應，支持了假設H2b。列（4）和（5）報告了市場中介環境（Iml）的機制檢驗結果，其中Dig×Iml和Dig×Iml×Att的系數均顯著為正，說明市場中介環境越好，信息環境對企業的賦能作用越顯著，對數字化轉型的調節效應越明顯。列（6）報告了模型（5）的回歸結果，其中Mc×Dig和（1－Mc）×Dig系數均顯著為正，但是Mc×Dig的系數略高，說明在市場競爭激烈的地區中，企業進行創業投資的動力更強，數字化轉型對創業投資的促進作用更顯著。列（7）報告了模型（8）的回歸結果，Mc×Dig×Att的系數顯著為正，說明在競爭激烈的市場環境中，信息環境對數字轉型的正向調節作用有所增強。支持了假設H2c。

4.2 經濟后果檢驗

企業創業投資的主要目的之一便是實現企業增值，Dushnitsky 和Lenox（2006）［20］研究發現，開展創業投資的企業會在市場中獲得更高的價值增值，并且當創業投資是以戰略目標為導向時，其價值創造的效率會更加顯著。因此，本文首先探究了數字化轉型促進創業投資對企業賬面價值的影響。此外，張葉青等（2021）［15］研究發現，大數據的應用提高了企業的研發投入和生產效率，進而顯著提高企業的市場價值。基于此，本文認為數字化轉型可以通過促進企業創業投資，進一步提高企業的市場價值。母公司在創業投資的過程中，能夠較快汲取領域的前沿知識，從而充分開發新資源，提升內部創新活動的開展。因此，本文認為數字化轉型能夠通過促進創業投資進而提高公司的創新產出水平。

經濟后果檢驗參考袁淳等（2021）［9］的做法，使用了逐步回歸的方法進行檢驗，本文還使用了Sobel 檢驗提高經濟后果檢驗的穩健性。檢驗結果如表8 所示，在列（1）中，Dig的回歸系數顯著為正，說明數字化轉型可以顯著提高創業投資水平；在列（2）中，Dig的系數均顯著為正，說明企業數字化轉型可以顯著提高公司的賬面價值；在列（3）中，Dig和Cvc的系數均顯著為正，說明數字化轉型能夠顯著促進創業投資，進而提高公司的賬面價值。在Sobel 檢驗中，Z 值為3.085，P 值為0.002，說明上述檢驗具有穩健性。市場價值和創新產出的檢驗結果同上，本文不再贅述。

表8 經濟后果檢驗

5 結論與啟示

近年來，創業投資與企業數字化轉型都是學界和業界的熱點問題，但直接探討這兩者之間關系的文獻卻并不多見。因此，本文選取了2010～2022 年上市企業的年報數據為研究樣本，深入探究了企業數字化轉型對創業投資的影響及作用機理。研究結果表明，企業數字化轉型可以顯著促進創業投資，該結論在經過一系列內生性檢驗和穩健性檢驗后依然成立。通過機制檢驗對企業投資環境指標進行分解，發現信息環境越好，數字化轉型對創業投資的促進作用越顯著，同時市場化水平和行業競爭程度能夠強化該調節作用。創業投資在推動我國經濟實體創新中扮演了關鍵角色，其快速發展為我國實體經濟的繁榮注入了新動力。而企業數字化轉型，作為數字經濟的核心體現，其對創業投資和實體經濟創新的影響具有深遠的理論意義和實踐價值。（1）本文拓展了數字化轉型和創業投資驅動因素的理論研究范疇，為數字化轉型和創業投資驅動因素提供了新的研究視角；（2）本文明確了數字化轉型對企業創業投資的影響機制，豐富了數字化轉型經濟效應的作用路徑；（3）本文深入分析了數字化轉型對創業投資的經濟后果，并發現數字化轉型可以通過促進創業投資進一步提高企業的賬面價值、市場價值和創新產出，為數字化轉型和創業投資支持企業高質量發展提供了理論基礎，也側面證明了數字經濟和實體經濟深度融合能夠在一定程度上促進我國經濟高質量發展。

從本文的研究結論中，可以得到以下啟示：（1）對于企業而言，數字化轉型不僅是組織技術革新的重要手段，更是推動創業投資活動的關鍵因素。企業應積極把握數字化轉型的機遇，將其納入核心戰略，充分發揮數字化轉型的創新賦能作用。通過數字化轉型，企業可以優化生產經營流程，提高決策效率，從而激發創業投資活動的活力；（2）企業應高度重視信息披露，提高信息透明度，以減少與創業企業之間的信息不對稱。這有助于充分發揮數字化對創業投資的促進作用，增強企業的外部創新能力。通過及時、準確的信息披露，企業可以加強與創業企業的溝通與合作，共同推動創新成果的轉化與應用。此外，政府在推動創業投資驅動產業創新和經濟高質量發展方面扮演著重要角色。實證研究結果顯示，市場化水平等反映政府與市場關系的制度因素能夠調節數字化轉型對創業投資活動的正向影響，因此，政府需要不斷完善市場機制，加強知識產權保護，以營造公平、開放、透明的競爭環境。

注釋：

①教育部于2009 年、2012 年以及2017 年分別完成第二輪、第三輪和第四輪學科評估。第二輪學科評估中，本文選取了電子科學與技術、信息與通信工程、計算科學與技術學科作為ICT 技術代表性學科，在第三輪和第四輪學科評估中選取了電子科學與技術、信息與通信工程、計算科學與技術、軟件工程學科作為ICT 技術代表性學科。在第二輪和第三輪學科評估中，教育部公布了學科評分，在第四輪學科評估中，評估結果是分檔呈現，只公布了位次百分位。本文參照第二輪和第三輪學科評估賦分方法，對第四輪學科評估結果予以賦分。高校在第二輪學科評估中ICT 技術代表性學科的評分總和作為高校2010～2012年的ICT 技術人才培養得分，以此類推。