數字化轉型、融資約束與企業高質量發展

曾富全 李泓安

【摘 要】 推動經濟高質量發展是我國當前的重要戰略目標，越來越多的企業開始實施數字化轉型以助推高質量發展。文章以2013—2021年我國滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗數字化轉型能否真正促進企業高質量發展以及融資約束是否影響數字化轉型對企業高質量發展的促進作用。研究發現：數字化轉型能夠顯著促進企業高質量發展，融資約束削弱了數字化轉型對企業高質量發展的促進作用；數字化轉型在非國有企業中對企業發展質量的提高效果更好，東部地區企業的數字化轉型對其高質量發展的促進作用更強。研究結論肯定了企業數字化轉型的綜合成效，對有效引導和支持企業進行數字化轉型、促進企業高質量發展有所啟示。

【關鍵詞】 企業高質量發展； 數字化轉型； 融資約束

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）14-0050-09

一、引言

黨的十九大以來，我國經濟由過去高速增長階段向新時代高質量發展階段轉變，黨的二十大更是把經濟高質量發展上升為全面建設社會主義現代化國家的首要任務。宏觀經濟是微觀個體的集合體，推動宏觀經濟高質量發展需要從根本上著眼于微觀企業，宏觀經濟高質量發展最終需要通過企業高質量發展來實現。中國證監會出臺的《推動提高上市公司質量三年行動方案（2022—2025）》指出，在上市公司個體層面，要從經營業績、風險化解、投資者回報、科研投入、國際化水平等多方面共同發力，推動上市公司高質量發展。如何推動企業的高質量發展，已成為目前理論界和實務界共同關注的話題。

隨著數字技術的發展，數字化轉型已成為世界趨勢。為占領數字經濟時代的新制高點，不少發達國家早已在國家戰略層面明確提出，要大力推動傳統實體經濟的全面數字化轉型。我國對數字化轉型也高度重視。2021年我國《政府工作報告》中提出，要加快數字化發展，打造數字經濟新優勢，協同推進數字產業化和產業數字化。黨的二十大報告強調，要加快發展數字經濟，促進數字經濟與實體經濟深度融合。實現數字經濟的發展，根本落腳點在于企業的數字化轉型。目前，我國各行各業的數字化轉型尚處于初級階段，數字化轉型是否真正能夠實現企業提質增效、促進企業高質量發展，現有文獻尚缺乏一致的觀點，需要通過實證研究來檢驗。

由于我國金融體系尚不發達，融資約束是我國大部分企業不可避免的問題，企業在數字化轉型過程中會面臨更多不確定性，因此很容易受外部融資的限制。一方面，在數字化轉型過程中，融資約束水平較低的企業，由于具有較強的資金實力，可能會更容易建立數字化轉型后的管理和維護機制，其實施數字化轉型能夠更好地轉化為企業的發展動力，促進企業高質量發展；但也存在一種可能，由于資金實力雄厚，管理層出于穩健，更愿意將資金投向成熟的業務擴張而不愿投向屬于內部管理變革的數字化轉型。另一方面，融資約束程度較高的企業由于資金緊張，對數字化轉型這種高風險的技術創新活動缺乏投資積極性。可見，融資約束很可能成為數字化轉型和企業高質量發展關系的一個重要邊界條件，具體情況需要通過實證研究來檢驗。

2013年普遍被認為是我國數字化變革元年[ 1-2 ]，鑒于此，本文擬利用2013—2021年滬深A股上市公司的實證證據，對數字化轉型與企業高質量發展之間關系的現有研究加以拓展，探討融資約束條件下，數字化轉型對企業高質量發展的影響理論機制，期望有助于厘清企業數字化轉型的內在機理，為企業高質量發展尋求新動能提供現實依據。

與已有文獻相比，本文的主要研究貢獻在于：一是從企業高質量發展角度來研究數字化轉型的成效，研究視角有所創新。本文能在一定程度上克服現有實證研究對數字化轉型與企業影響關系僅局限于企業的某一個具體方面，并非檢驗企業整體發展狀況的不足。二是本文有助于打開數字化轉型與企業高質量發展關系的機制“黑箱”，有利于整合與拓展二者關系的研究。

二、理論分析和研究假設

（一）數字化轉型對企業高質量發展的影響

資源基礎理論認為，企業的資源是其參與競爭的基礎。其中，發揮主要作用的是它有價值的、稀缺的、難以模仿的核心資源，這些核心資源滲透于企業的生產和經營等過程中，串聯形成了企業的核心競爭力[ 3 ]。根據資源基礎理論，一方面，企業數字化轉型由企業自主開發或外包形成，涵蓋了多項無形或有形資產，具有價值性和不可模仿性，因此數字化轉型本身可以作為企業的一種獨特的核心資源，成為企業競爭力的來源。另一方面，企業對其有限資源的有效配置，是企業競爭優勢的重要來源，而數字化轉型能夠優化企業的資源配置過程，從而提高企業的資源水平和資源利用效率。企業資源配置的方式可以分為資源搜尋和資源利用兩種過程[ 4 ]。

在企業資源搜尋過程中，數字技術大大擴展了企業獲取數據的深度和廣度。例如，企業能夠收集消費者在搜索引擎和購買服務頁面中的搜索記錄、社交平臺評價記錄、可穿戴裝置或圖像識別技術的用戶數據以及聲音圖片信息等，這將有利于企業形成消費者群體的精確定位，從而增加預測準確度。數字化轉型推動了產業融合，模糊了企業與企業之間的邊界線，在企業尋找外部資源的過程中，進行過有效數字化轉型的企業更容易成為合作焦點[ 5 ]，通過合作和分享，能獲得其他企業的信息并用于自身決策，這些海量信息也能夠形成企業的核心資源。

在企業資源利用過程中，數字化的系統能夠根據實時數據生成最優生產方案，并對企業的經營活動形成明確、詳細的建議，企業在決策過程中不再依賴主觀經驗判斷，而向“數據決策”“智慧決策”轉變[ 6 ]。數字化轉型使企業的預測更精確，信息反饋更快捷。隨著大數據分析、人工智能和云計算等信息技術的日益成熟，企業還能夠用更少的成本購買到大數據加工和分析服務，企業的大數據分析手段由過去的簡單抽樣轉為綜合數據分析，由因果分析轉為相關分析，由報表統計分析轉為數據挖掘等智能數據分析[ 7 ]，企業在大數據分析中所提出的高價值含量信息更多，從而更加強化企業對數據資產的使用能力，企業能夠更高效地利用自身資源。

企業的資源搜尋、資源利用兩個過程并非獨立進行，數字化轉型能夠為企業資源搜尋、資源利用的協同過程賦能。一方面，通過對大數據分析與物聯網的即時數據更新、動態分析以及對工業互聯網平臺的智慧管理等，使數字技術的運用產生了明顯的乘數效應，在企業與產業之間，數字經濟技術提高了跨界融合收益，降低了企業跨界合作的成本。另一方面，數字化轉型幫助企業快速獲取相關信息，為企業技術創新提供信息基礎的同時，還能夠改變企業創新要素的組合方式，降低創新交易的契約成本，從而提高企業技術創新能力[ 8 ]。

綜上所述，對企業而言，數字化轉型具有信息效應和乘數效應，進行數字化轉型會優化企業的商業模式，完善企業的管理模式，從而為企業帶來更多的競爭優勢，最終促進企業高質量發展。為此，提出本文主假設：

H1：數字化轉型能夠促進企業高質量發展。

（二）融資約束條件下數字化轉型對企業高質量發展的影響

融資約束對數字化轉型與企業高質量發展的影響可能存在正反兩方面作用。

一方面，從融資約束帶來的資源限制和信息不對稱的角度看，融資約束會削弱數字化轉型對企業高質量發展的促進效果，理由有：

第一，數字化轉型的固定成本巨額投資有可能拖累企業發展。數字化轉型導致的高固定成本主要來源于以下方面：數字化轉型前期研發成本，包括因數字化系統開發投入的成本；數字化運營時為吸引用戶而進行免費、補貼策略所耗費的成本[ 9 ]；數字化運營時進行系統日常管理、維護和升級必需的成本。企業在數字化轉型中的巨大投資，顯然增加了企業的運營成本和退出市場的障礙[ 10 ]，搞不好會拖累企業高質量發展。

第二，融資約束的存在抑制了企業技術進步的效率[ 11 ]。企業數字化轉型是一種探索性的創新活動，其結果對企業而言可能是全面、結構性的改變，相關的資金需求可能無法準確估計，因此數字化轉型過程需要持續的資金和資源投入，如果其中一些環節因資金問題出現中斷，可能導致數字化轉型過程停滯，相關投入會轉化為沉沒成本。融資約束較大的企業由于資源與能力有限，其數字化轉型面臨的壁壘更高，大多只能依賴極為有限的內部資金來進行數字化轉型投入，其數字化轉型活動極易受阻，此時數字化轉型不僅沒有創造價值，反而損害了企業當前的價值。可見，融資約束下，企業從外部可獲得的資金不足，數字化轉型可能成為企業的“累贅”，企業難以進行高質量發展。

第三，由于存在信息不對稱，數字化轉型活動的不確定性可能增加了企業的外源融資成本，使得融資約束企業在進行外部融資時雪上加霜。受到融資約束的企業為了進行數字化轉型，將占用企業其他用途的資金投入，在數字化轉型資金投入不夠的同時，也會影響企業正常運營和其他的技術創新過程，進而阻礙企業高質量發展。反之，在融資相對順暢的大型企業中，企業數字化轉型過程可以獲得較充足的資金保障，聘請更多優秀的人才，購置更多更好的數字化設備，實現企業整體性、結構性的數字化轉型，更好地發揮數字化轉型的規模經濟效應，促進企業高質量發展。

另一方面，從管理層行為和信號作用的角度看，融資約束能夠強化企業進行數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，理由有：

第一，融資約束大的企業，其數字化轉型效果可能更好。融資條件寬松的企業，其原本的資金充足，組織和員工結構較為穩定，刻意追求數字化轉型可能會引起組織架構變革，導致組織內部利益沖突，受到員工抵制。如果管理者在此過程中作出過于激進的決策，一旦發生失誤，將面臨被解雇的威脅，管理層因此會產生短視和防御行為[ 12 ]。國家知識產權局數據也表明，大型企業在研發投入強度、有效專利持有量水平上均較低[ 13 ]。由此可以推斷，為了規避風險，融資條件寬松的企業實施的數字化轉型活動可能是缺乏效率或是浪費的，轉型效果相對可能更差。與此相反，融資約束大的企業，其資金來源受到限制較多，為了防止公司陷入經營困境，管理層更有動力挖掘企業的潛力，提高管理水平、組織靈活性和生產效率，并盡可能地向外部投資者“表現自己”，減少融資約束的負面影響[ 14 ]，從而使得企業數字化轉型具有較強的針對性和應用性。由于融資約束較大的企業進行數字化轉型通常會面臨經費缺口，這將迫使管理層提高資金利用效率。因此，融資困難能夠刺激管理層更加高效利用有限的資源，使得企業數字化轉型效果更好。

第二，信號理論認為，對信息發出者而言，企業要想發出既能很好地展現企業的有效信息又能保護企業的商業機密，還能吸引外部資本支持的有效信號，一般是比較困難的[ 15-16 ]。但通過數字化轉型，企業能夠釋放更多有效信號，緩解企業的資金困境。首先，融資困難的企業實施數字化轉型可以向政府釋放信號，在我國的具體背景下，中央財政正在調動多方面資源，加大支持中小企業實施數字化轉型。例如，工信部和財政部在2022年聯合發布的《關于開展財政支持中小企業數字化轉型試點工作的通知》中提出，政府將結合市場情況為數字化轉型的中小企業提供一定的資金支持，以降低企業數字化轉型成本。其次，融資困難的企業實施數字化轉型可以向外部合作者釋放信號，融資困難的企業自身可以通過數字化轉型與外部形成良好的合作關系，從而獲取額外的經濟資源[ 17 ]。再次，融資困難的企業實施數字化轉型能提高自身的信號質量。數字化轉型能夠加強企業的數字治理能力，提高信息的透明度，增強信號的可靠性，并能夠有效對接數字金融，減少外部金融機構對企業高風險評價的可能。在此基礎上，數字化轉型便捷和拓寬了企業的融資渠道，提高了企業的對外融資效率和融資水平[ 18 ]。最后，通過數字化轉型，企業在釋放有效信號的同時不需要公開過多的核心信息，大大減少了技術信息的風險，企業不但緩解了自身的融資約束問題，還能夠獲取數字化轉型帶來的更多超額利潤，有利于企業發展質量實現更大飛躍。總而言之，在融資困難的企業中，數字化轉型不僅具有優化企業資源配置的作用，而且能夠幫助企業獲取更多的有限資源，并改善各利益相關者的行為，從而產生更為明顯的乘數效應，強化數字化轉型對企業高質量發展的促進作用。

基于上述分析，提出以下假設：

H2a：融資約束負向調節了數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，即融資約束會削弱數字化轉型對企業發展質量提高的影響。

H2b：融資約束正向調節了數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，即融資約束能強化數字化轉型對企業發展質量提高的影響。

三、研究設計

（一）模型設定

為了檢驗企業數字化轉型對其高質量發展的影響，本文設定以下計量模型：

hqdi，t=？琢 + ？茁1dcgi，t + ？茁i∑controlsi，t + ∑firm +∑year+

∑industry+？孜 （1）

其中hqd代表被解釋變量企業高質量發展水平，dcg代表核心解釋變量企業數字化轉型程度，controls代表本文所設定的一系列控制變量，？孜為其他回歸干擾因素。本文在回歸中主要控制了公司個體（firm）、樣本觀測年度（year）和公司所在行業（industry）的三維度固定效應，并使用面板數據的固定效應引力模型（reghdfe）進行回歸。該模型最早從物理學的萬有引力模型引申而來，主要優勢在于其運行效率較一般的固定效應模型高。本文在所有回歸中均使用了穩健標準誤（robust），使用Stata作為統計分析軟件。

在檢驗融資約束的調節效應時，本文在模型（1）基礎上加入融資約束項（SA）和交互項（SA×dcg）構建模型（2），并考察交互項的回歸系數及其顯著性水平。

hqdi，t=？琢 + ？茁1dcgi，t + ？茁2SAi，t + ？茁3SAi，t×dcgi，t +

？茁i∑controlsi，t+∑firm+∑year+∑industry+？孜

（2）

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業高質量發展水平hqd

借鑒李林木等[ 19 ]、孫鈺鵬等[ 20 ]、董志愿等[ 21 ]對企業高質量發展的衡量標準，本文主要使用企業關鍵指標加權法來衡量，并將企業高質量發展水平劃分為創新能力、資本結構和績效水平三個關鍵維度，使用研發投入、有效專利數、資產負債率、全員勞動生產率、營業凈利率、成本費用利潤率、總資產凈利潤率以及凈資產收益率八個關鍵指標來衡量企業的高質量發展（詳見表1）。高質量發展水平具體數值使用主成分分析法獲取。

根據總方差解釋結果，最終提取了五個主成分，其特征根分別為3.8670、1.3473、0.9314、0.6733、0.6180，解釋比例分別為0.2892、0.2582、0.1313、0.1258、0.1251，累計解釋比例0.9296，即提取的綜合衡量指標包含了基礎變量92.96%的信息。

主成分檢驗結果：抽樣適合性檢驗（KMO）值為0.712，大于主成分分析的一般適用程度0.7；巴特利（Bartlett）球體檢驗的卡方檢驗值為82 426.147，自由度為28，對應的球形檢驗p值為0.000。主成分檢驗結果說明，在數據上，本文所構造的企業高質量發展指標體系可以使用主成分分析法計算的指標權重來綜合衡量。

2.解釋變量：企業數字化轉型程度dcg

借鑒吳非等[ 22 ]的做法，采用詞頻統計的方式，使用企業年報中出現的數字化轉型的特征詞數衡量企業數字化轉型程度。根據關鍵詞出現頻率進行累計，統計出的詞頻數作為參考指標。數據來源為國泰安CSMAR數據庫的中國數字經濟研究數據庫中的上市公司數字化轉型程度數據集。在合計了年報中相關詞語的頻次總數后，令其值+1后再取自然對數作為企業數字化轉型變量的值。

3.調節變量：融資約束SA

參考Hadlock等[ 23 ]的研究，SA指數通過企業規模和企業年齡兩個關鍵指標計算得出。相比其他的融資約束衡量指標，該方法具有很好的外生性[ 24 ]，更符合本文的研究內容。SA指數的具體計算方法為：

SA=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age （3）

其中：size為企業規模，取企業期末總資產的自然對數；age為企業成立年限。SA值計算結果一般為負值，且其絕對值越大（SA值越?。?，代表企業受到的融資約束越重[ 24 ]。

4.控制變量

為了提高實證結果的準確度，參照李林木等[ 19 ]、孫鈺鵬等[ 20 ]、董志愿等[ 21 ]的研究，設置了一系列控制變量，包括與企業進行高質量發展所擁有的資源和資本直接相關的企業規模（size）、成長能力（growth）、現金持有（cash）變量，以及一系列公司治理層面的變量。這些變量可能會通過影響企業的效率和決策影響企業高質量發展，包括大股東持股比例（hold）、董事會規模（lnbos）、獨立董事占比（pro）和是否兩職合一（tdw）。

表2為本文實證分析涉及的變量及其定義。

（三）樣本選擇和數據來源

在業界，一般將2013年作為我國數字化變革元年[ 1-2 ]，因此本文選取了2013—2021年滬深兩市A股上市公司作為研究初始樣本。數據主要來源為國泰安CSMAR數據庫。在獲得原始數據后，為保證數據的可比性和有效性，剔除了金融行業的公司樣本以及處于ST、*ST狀態和已退市公司的樣本，并剔除了主要數據缺失的樣本。另外，為了保證年度財務數據的可比性，剔除了在當年上市的公司樣本觀測值。在剔除相應干擾數據后，為了消除極端值對研究結論的干擾，對主要連續變量進行了上下各1%分位的Winsorize縮尾處理。經上述處理后，最終獲得了14 508個公司個體—年度的樣本觀測值。

四、實證結果

（一）描述性統計

表3報告了本文研究樣本的描述性統計結果。數字化轉型程度dcg的最小值為0，最大值為6.3008，均值為1.5694，中位數為1.3863，標準差為1.4312，說明我國上市公司數字化轉型總體程度較為一般。深入查看數據的具體分布發現，在全樣本中，有4 192個樣本dcg的觀測值為0，占樣本的28.89%，即使在2020—2021年的3 713個分樣本中，仍有724個樣本dcg的觀測值為0，比例為19.50%。表明數字化轉型雖然已在我國上市公司得到逐漸普及，但仍有相當一部分上市公司完全沒有考慮在經營中引入數字技術。

企業高質量發展水平hqd的最小值為-4.8868，最大值為6.1787，標準差為0.4461，說明不同企業之間的發展質量具有明顯差異；中位數為-0.0094，小于平均值0，數據略靠左分布。融資約束SA的最小值為-5.6459，最大值為-2.6711，標準差為0.2341，均值為-3.8449，與中位數-3.8378非常接近，樣本中融資約束水平的分布較為穩定。

（二）基準回歸結果

1.數字化轉型對企業高質量發展的影響檢驗

在進行了模型（1）的回歸后，得到全樣本中數字化轉型對企業高質量發展的影響回歸檢驗結果（表4）?；貧w結果顯示，解釋變量dcg的回歸系數為0.010，t值為2.15，回歸系數在5%的水平上顯著為正。結果表明，總體來看數字化轉型確實能夠在一定程度上促進企業的高質量發展，回歸結果支持了本文的H1。

2.融資約束的調節效應檢驗

表5為考慮融資約束調節作用的模型（2）的實證檢驗結果。在加入SA項與交互項SA×dcg后，dcg的回歸系數仍為正，且在1%的水平上顯著。交互項SA×dcg的回歸系數為0.074，t值為4.74，回歸系數在1%的水平上顯著為正?；貧w結果表明，SA指數在數值上正向影響了企業數字化轉型程度對企業高質量發展水平的提高作用，由于SA指數計算結果為負數，其數值越大，絕對值越小，企業面臨的融資約束水平越小[ 24 ]，即融資約束產生了負向的調節效應。融資約束削弱了數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，在融資約束較小的企業中，數字化轉型對提高企業高質量發展水平的作用更強。實證結果支持了H2a，拒絕了H2b。

（三）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量

不少企業高質量發展相關的研究文獻將企業的全要素生產率（TFP）作為企業高質量發展的代理變量，因此本文使用企業的全要素生產率來替換被解釋變量進行穩健性檢驗。目前測算企業全要素生產率有多種方法，本文參考魯曉東等[ 25 ]的做法，分別采用OP法和LP法測算企業的全要素生產率。具體的回歸方程如下：

lnYi，t=？琢+？茁1lnLi，t+？茁2lnKi，t+？茁3lnMi，t+？孜? （4）

根據科布—道格拉斯生產函數，式（4）中，Y為產出，L為勞動投入，K為資本投入，M為代理變量。在OP法中M為企業的當期投資，在LP法中則為企業的中間投入。主要變量均取自然對數處理。參照曹越等[ 26 ]的研究，用上市公司利潤表中的營業收入表示產出，用上市公司年末在職員工總人數表示勞動投入，用上市公司資產負債表中的固定資產凈值表示資本投入，用上市公司現金流量表中的“購買商品、接受勞務支付的現金”項目表示中間投入。根據式（4）進行估算后，形成的殘差項即為上市公司全要素生產率。

本文分別將LP法與OP法測算出來的企業全要素生產率代入主回歸模型，兩組回歸結果均顯示，替換被解釋變量后，解釋變量dcg的系數均顯著為正，表明數字化轉型能夠顯著促進企業的高質量發展，支持了H1。

2.工具變量法

隨著企業數字化轉型的進行，企業的發展質量得到提高，但原先處于更高發展質量的企業，由于本身有較好的經濟和技術實力，進行數字化轉型會達到錦上添花的效果，從而可能更傾向于選擇進行數字化轉型。為了盡可能排除這種自選擇現象的干擾，降低內生性的影響，參考祁懷錦等[ 27 ]的研究，使用企業所在行業的數字化轉型程度的均值作為工具變量進行穩健性檢驗。該指標對模型內生解釋變量企業數字化轉型程度有重要影響，且與模型的擾動項基本不相關，具有強外生性。一般來說，當工具變量回歸中的F值低于10時被認為是弱工具變量，此處的工具變量F值為474.25，弱識別檢驗通過。

加入工具變量后進行的二階段最小二乘法回歸結果顯示，解釋變量dcg的系數增大且更為顯著。加入工具變量后的檢驗結果也表明，數字化轉型能夠顯著促進企業的高質量發展，再次支持了本文的H1。

3.縮減樣本

本文所論述的數字化轉型更多地指向傳統行業。對計算機通信技術等行業而言，開發和利用數字化轉型技術是其主要的生產方式，計算機通信技術等數字企業的年報中數字化轉型相關的詞匯量可能明顯高于一般行業，且相關詞匯的披露行為不完全符合本文對數字化轉型的定義，因此這些行業的數字化轉型與傳統行業可能有很大區別。故在穩健性檢驗中，去掉了中國證監會2012行業代碼為I63（軟件和信息技術服務業）、I64（互聯網和相關服務）、I65（電信、廣播電視和衛星傳輸服務）以及C39（計算機、通信和其他電子設備制造業）的行業樣本。

剔除上述特殊行業后的回歸結果顯示，未考慮融資約束時數字化轉型對企業高質量發展的回歸結果中，dcg的回歸系數仍然顯著為正；加入融資約束調節效應的回歸結果中，交互項SA×dcg的回歸系數仍然顯著為正（即負向調節效應顯著）。檢驗結論仍然與上文相同，再次支持了本文的H1、H2a。

（四）異質性檢驗

不同企業具有不同的特征屬性，可能會使數字化轉型在促進企業高質量發展的過程中產生異質性影響，因企業自身特征屬性的不同可以從多視角劃分，從而形成不同的結論，下面從產權性質和企業所在地區差異開展異質性檢驗。

1.產權性質差異

基于我國的經濟背景，產權性質不同的企業具有很大的內在差別。本文將樣本根據產權性質劃分為國有企業和非國有企業并分別進行回歸檢驗。結果顯示，在非國有企業中，數字化轉型程度dcg的回歸系數為0.014，在5%的水平上顯著為正。而在國有企業中，數字化轉型程度的回歸系數不顯著?；貧w結果表明，非國有企業中進行數字化轉型更有助于提高其發展質量。

2.地區差異

我國經濟發展存在地區間的不平衡，其中東部地區經濟率先發展，且在經濟全球化與對外開放中具有獨特的區位優勢，因此經濟普遍相對發達，而中西部地區經濟發展相對落后。基于此，本文將樣本劃分為東部地區和中西部地區并分別進行回歸檢驗。結果顯示，在東部地區，數字化轉型程度dcg的回歸系數為0.012，在5%的水平上顯著為正；而在中西部地區，數字化轉型程度的回歸系數并不顯著?；貧w結果表明，位于東部地區的企業進行數字化轉型更有助于促進其高質量發展。

五、結論與啟示

（一）研究結論

本文以滬深A股2013—2021年上市公司的數據為研究樣本，實證檢驗了我國企業自2013年開始實施數字化轉型以來，企業數字化轉型能否真正成為促進企業高質量發展的關鍵助推力，融資約束是否影響企業數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，最終得到以下主要結論：

第一，數字化轉型能夠顯著促進企業高質量發展。這表明，數字化轉型程度越高，企業越能夠持有、整合和高效利用更多資源，企業的整體運營更加具有效率和效果，實現了更高質量的發展。

第二，融資約束在數字化轉型對企業高質量發展的影響關系中存在負向調節效應，即融資約束削弱了數字化轉型對企業高質量發展的促進作用，在融資條件寬松的企業，數字化轉型對企業發展質量的提高作用會更大。說明數字化轉型活動需要大量內源性資金，融資約束較大的企業無法有效提供這樣的資金支持。主要原因在于：一方面，數字化轉型帶來了大量的固定成本，數字化轉型整個過程需要源源不斷的資金投入，外部投資者對企業進行數字化轉型活動的買單意愿不足。另一方面，受到融資約束的企業，雖然可能會更為謹慎地利用自身有限的資源，或是通過釋放信號等方式尋求外部協作與融資，但難以抵銷數字化轉型導致的高成本和不確定性的負面影響。因此數字化轉型對融資約束較大企業的發展質量提高效果較差。

第三，相較于國有企業，數字化轉型在非國有企業中對企業發展質量的提高效果更好。相較于中西部地區的企業，位于東部地區的企業進行的數字化轉型，對其高質量發展的促進作用更強。

（二）研究啟示

第一，企業應當注重數字化轉型對高質量發展的賦能作用，加快企業數字化轉型。正如前文所述，數字化轉型具有信息效應和乘數效應，進行數字化轉型可以優化企業的商業模式，完善企業的管理模式，為企業帶來了更多的競爭優勢，最終促進企業高質量發展。在國家大力推動企業提質增效的今天，數字化轉型無疑是企業提質增效的有效措施，應該在企業資金等條件具備的情況下，積極實施數字化轉型。

第二，政府及金融機構應加大數字化轉型的引導和融資支持。企業數字化轉型需要整個社會數字生態系統的支撐，政府需要加強數字經濟的規劃建設，推動云計算、“互聯網+”、人工智能、大數據、物聯網、區塊鏈以及5G商用等數字技術與實體經濟深度交融，建立促進實體企業提質增效的數字生態系統，為企業數字化轉型提供良好的經濟和技術環境，從而實現企業數字化與環境的有效對接，積極引導企業推進數字化建設。另外，在我國國民經濟中，中小企業、新興企業處于重要地位，在社會生產力發展中逐漸成為主要力量，這些企業普遍受到較大的融資約束。本文的研究認為，數字化轉型的過程必須有強大的經濟、技術基礎來支持，內源資金不足將使數字化轉型難以推動企業的發展提質。政府應當大力發展數字金融等數字化融資途徑，加大中小企業數字化轉型的財政支持，并不斷完善我國的資本市場，推動大數據要素市場化配置；積極推進財稅、金融等體制變革，大力推進增值稅留抵退稅等優惠性政策，幫助中小企業、新興企業釋放有效的融資信號，在政策和技術上為這些企業創造更多、更有針對性的融資途徑，從而為數字化轉型賦能企業高質量發展創造更加優越的條件。

第三，政府應當關注數字經濟發展的地區差異，加強經濟欠發達地區的數字化基礎設施建設，解決人才和資源的供需不平衡問題。在推行數字化轉型支持性政策的過程中，政府也要注意考察企業（特別是國有企業）是否真正實現了數字化的整體應用，避免出現急功近利的心態，防止企業為了迎合政策僅在形式上引入數字化，騙取政策紅利，從而造成企業濫竽充數，出現數字化轉“形”的現象。

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