数字金融发展与企业现金持有调整——来自中国上市企业的经验证据

一、引 言

2020年伊始，伴随新冠肺炎疫情爆发，企业生产经营活动举步维艰，经营性现金流状况持续恶化，外源融资渠道愈发紧缩，企业现金储备状况成为其能否顺利度过“疫情考验”之关键。持有现金既是企业跨期配置财务资源的有效手段，也是实现价值最大化的重要途径，更是预防内外部不确定性的客观要求，故此企业通常会选择持有更多现金。然而根据代理理论，过多持有现金将显著增大管理层寻租空间，提高代理成本，并有损企业市场价值。面对企业持有现金价值的争议，尽管有学者从理论层面提出了现金持有最优值的观点，但实践中却因市场摩擦、信息不对称及高调整成本，往往难以有效达成。随之，相关研究指出金融发展能缓解企业外部融资约束，及时满足现金需求，从而降低企业对内部现金流的依赖性，同时减少企业与投资者间的信息不对称，一定程度上抑制了代理问题。这为解决前述“悖论”提供了新思路。

既有研究普遍认为，金融发展能够丰富融资渠道，降低投融资主体间信息不对称，进而缓解融资约束，使企业减少现金持有。近年来，随着大数据、云计算和移动互联网等的兴起，推动金融业不断发展创新，传统金融的数字创新逐渐成为相关研究和实践的趋势与热点。当前，关于数字金融发展与企业现金持有关系的研究仍较为鲜见，仅有的相关研究结论亦莫衷一是：一种观点认为数字金融发展促进了金融服务质量及效率的提升，加速了贷款的发放，从而使得高依赖外部资金的企业增加现金持有；另一种观点则指出数字金融发展能够改善企业融资环境，降低融资成本，缓解融资约束，企业理应减少现金持有。上述研究无疑为本文提供了重要的理论支持与方法启示，但这些研究一方面主要以特定行业企业为样本而展开，既可能影响研究结论的普适性，也不利于政府相关政策制定；另一方面侧重于理论层面的剖析，尚缺乏实证证据的支持。因此，现代科技赋能的数字金融对企业现金持有的影响效应仍处于“黑箱”状态。

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有鉴于此，本文依据权衡理论，从数量变化与速度调整双重视角，考察数字金融发展与企业现金持有之间的关系，并基于我国传统金融存在结构性错配的现实背景，以企业现金持有水平为“指示剂”，进一步探讨数字金融可能具备的“校正错配”功能。在此基础上，以2012—2019年我国A股非金融类上市企业为样本进行实证检验。本文可能在以下方面有所拓展：一是从理论与实证角度，明晰了数字金融与企业现金持有的关系，不仅丰富了企业现金持有调整的驱动因素，也为相关研究提供了实证支持。二是根据完美资本市场假说，企业内部资金与外部资金是完全替代的，故此企业无需持有现金，而实践中企业通常会选择储备现金，甚至持有大量现金，这恰好印证了外部资本市场的不完善。换言之，企业现金持有变动能从某一侧面反映出资本市场的完善程度。正是基于这一思路，本文从企业现金持有水平视角，再次检验数字金融能否纠正传统金融的结构性错配问题，如此从一个全新角度为数字金融的“纠正错配”功能提供了经验证据。三是从数字金融发展视角，探究融资约束与代理问题对企业现金持有影响的边界，有助于进一步明晰相关作用关系的发生情景。

二、理论分析与假设提出

(一)数字金融发展对企业现金持有调整的影响

根据权衡理论，企业现金持有行为源自金融市场发展的不完善，但为了企业价值最大化的实现，管理层会把企业所持现金调整至最优水平，表现为现金持有的边际收益恰好等于边际成本。那么，当金融市场发生变化时，企业会因此调整自身现金持有水平。作为传统金融服务体系的重要补充，数字金融借助大数据、云计算等技术，改进传统金融市场结构、完善传统金融体系，以及创新金融服务业态，表现出“广覆盖、低成本、高效率”等比较优势。其通过降低主体间信息不对称、减少交易与经营成本、优化资源配置，延伸金融服务范围以及触达能力等，从而精准、高效、便捷地满足企业资金需求。由此，企业理应对所持现金做出调整。概括而言，数字金融发展可能主要通过如下途径影响企业现金持有。

有关企业持有现金的动机，融资约束理论指出，因资本市场的不完美导致较高融资约束，企业基于预防动机和投机动机会选择持有更多现金，以降低融资成本，抓住投资机会；代理理论则认为，由于企业内部治理机制的不完善，代理人会出于自利动机，增加企业现金持有。换言之，融资约束及委托代理问题均可能成为企业增持现金的重要诱因。

数据处理分析是对正常运行设备进行数据有效采集和计算的环节，重点考察学生的理论与实际相结合能力。与理论计算环节相似，这部分也是难点和重点，是将实际获取的数据计算分析与设备实际运行相结合的过程，要求选手不但能有效理解理论计算，且能将理论计算结果进行实际运行验证，是综合能力的有力体现。因此，在教学课程方向上，除了开设《水污染自动监测系统运行管理》、《水污染自动监测技术》外，应着重开设《环境工程案例设计与分析》等实际应用性课程，并由有工程经验的老师指导，把理论计算与实际运营相结合，才能实现高职教学目标。

二是提高融资效率。数字金融借助云计算、大数据等数字技术，能够快速、有效地收集、转化并分析企业多元的结构化或非结构化信息，使金融机构更全面地掌握与评估企业的财务状况、经营能力与信用等级，从而有助于提升资金供需双方的拟合效率。同时，以大数据、互联网等技术为支撑的客户征信系统的构建，为金融参与主体间的各项活动提供信任基础，大大加快了合约签订，简化了信贷审查流程，缩短了信贷审核时间，从而使企业可以更快速、便利地获得相应金融服务。另外，数字金融业已渗入到以银行、资本市场为主导的间接和直接融资体系中，并产生了优化效能，必将进一步提升金融服务的效率。

此外，数字金融以先进的信息、人工智能等技术为支撑，可以有效增强信息辨识能力，不但提升了企业信息透明度，而且加大了企业违规成本，同时压缩了违规收益获取时间，迫使企业提升披露信息质量，进而可以缓解企业与利益相关者，特别是与资金供给方间的信息不对称问题，进一步对企业内外源资金的使用状况形成有效监督，从而在一定程度上缓解管理者由自利动机而诱发的过度持有现金等行为。综上，数字金融通过拓展传统金融的提供方式和服务广度与深度，提高融资效率，进而提升企业外部资金的易得性。根据权衡理论，企业可能倾向于减少现金持有，并用于其它生产、投资等活动，以实现价值最大化。同时，随着数字金融不断发展，金融体系将愈发完善，金融服务效率会更高，尤其是外部资金的获得将更加简易，企业对自身所持现金的调整速度必将随之进一步加快。据此，本文提出如下假设：

一个完善、运行良好的财务管理系统不仅能够帮助企业规避相关的财务风险，提高投资、筹资的效率，更是企业内部审计体系中重要的一个环节。企业财务管理系统和内部审计系统两者相辅相成，具有紧密的协同效应。

假设1：数字金融发展会推动企业下调现金持有量，并加速现金持有调整速度。

为了考察企业现金持有动态调整速度，本文借鉴已有研究，采用部分调整模型来刻画企业现金持有动态调整行为:

(二)数字金融“校正错配”功能与企业现金持有

根据MM理论，在完美资本市场条件下，企业能以相同成本获得内部与外部资金，且其市场价值与企业现金持有决策无关，这就决定了企业根本无需持有现金。但实践中由于金融市场结构不合理、金融体系不完善，金融中介机构又秉承盈利准则与风控要求，导致金融资源分配缺乏公平性，表现为不同结构特性的企业在金融资源可得性方面存在较大差异，造成金融资源配置的靶向偏离，由此便产生了结构性错配问题。也正是这些错配难题，使企业面临更高的融资约束，从而不得不选择持有更多现金。相关研究指出，该难题的破解，必须借助金融服务模式的创新。作为传统金融与现代科技融合的产物，数字金融应用精准化的用户画像、精细化的风险定价以及集约化的业务流程，及时、精准、有效地满足企业资金需求，推动企业现金储量向最优水平调整，从而有助于企业价值最大化的实现。本文具体分析借鉴了任晓怡(2020)、唐松等(2020)等学者的观点，把我国传统金融存在的结构性错配问题，归结为“领域错配”“属性错配”及“区域错配”三个主要方面。

1.数字金融校正“领域错配”功能分析。在传统金融市场上，企业直接融资常难以得到满足，而金融中介机构又秉承盈利准则与风控要求，使得外源资金有意避开资金需求大、科技含量高、经营风险大的行业，转而流向创新能力相对较弱、风险明显较低的行业，这显然与国家创新驱动发展、制造业转型升级等战略方针出现错位。就高科技企业与非高科技企业而言，高科技企业以研究开发和技术成果转化为核心业务，具有资金需求大、回收周期长的特征，这决定了高科技企业更依赖于外部资金，但技术研发的高风险性却与传统金融机构的安全性、盈利性等要求相悖，导致其无意与高科技企业建立紧密合作关系。这种资金供给与需求间的错位，使高科技企业不得不选择持有更多现金，以满足研发投入、交易及预防之需。

数字金融利用互联网、大数据等技术，一方面能够有效且快速地识别、分析并挖掘高科技企业的研究与开发能力，通过模拟来预估创新项目价值，甄别和评估潜在风险，依此有针对性地加大对高科技企业的专项资金供给；另一方面为高科技企业提供了众筹融资、网络借贷等多元化的融资渠道，同时简化了审批流程，缩短了审批时间，不仅丰富了高科技企业外部资金来源，也提高了其融资效率。此外，数字金融还能有效降低研发主体取得金融服务的门槛，减少研发初期的借贷成本以及研发过程中的交易成本。鉴于外部资金的易得性、金融服务高效且成本低，高科技企业通常会下调现金持有量，以尽可能维持最优现金持有规模。据此，本文提出以下假设：

假设2：数字金融发展对高科技企业现金持有调整的影响更显著，即数字金融发展能够有效校正“领域错配”难题。

2.数字金融校正“属性错配”功能分析。由于传统金融业存在结构性失衡，金融体系尚未完善以及风险评估的审慎，导致金融资源的可得性缺乏公平，表现为国有企业、大规模企业更被金融机构所青睐，而非国有企业、中小企业却因信息不对称、财务制度不健全、无信用记录等，而受到严重的金融排斥。就国有企业与非国有企业而言，前者具备天然的政治联系与银企关系优势，易得到政府、银行等金融机构的政策与资金支持，使其资金需求能及时、有效地得到满足。而数字金融的发展，尽管能够进一步优化融资环境，丰富融资渠道，但国有企业的“天然优势”，加之调整成本的存在，致使其可能更依赖于传统融资渠道。因此，数字金融发展对国有企业的现金持有调整行为影响相对较小。与国有企业不同，非国有企业因抵押品不足、财务制度不健全等因素，使其在融资过程中倍受“所有制歧视”，导致非国有企业面临较高的融资约束，为此非国有企业可能会选择持有更多现金，并积极寻求其它新的融资方式，以满足自身需求及应对内外部不确定性。

数字金融的产生与发展为非国有企业破除融资困境提供了新思路。一方面补充并完善了传统金融体系，显著降低金融服务获取门槛，并提供网络借贷、股权众筹、互联网基金等新的融资渠道，可以降低非国有企业融资成本，丰富资金来源；另一方面借助数字科技的优势，对金融产品、服务流程及模式进行创新，实现风险管理与信贷的便利化，简化贷款程序，从而提高非国有企业的融资效率。融资渠道多样、成本低廉及效率高，极大提高外部资金的可得性，从而会降低非国有企业持有现金的动机。据此，本文提出以下假设：

假设3：数字金融发展对非国有企业现金持有调整的影响更显著，即数字金融发展能够有效校正“属性错配”难题。

3.数字金融校正“区域错配”功能分析。当前，我国经济整体发展水平尽管有了极大提高，但仍存在不稳定、不充分、不协调和不平衡的问题，地区间经济发展的不平衡成为金融资源分布非均衡的决定因素，表现为金融资源向经济发达地区集聚，而欠发达的中西部地区金融资源则相对不足，使得该地区企业面临相对较大的融资困境，这显然与促进西部地区经济发展、推动西部大开发的意见、方针不匹配。

对于东部地区而言，基础设施建设完善，金融服务体系健全，金融市场发育程度高，保障了传统金融于该地区的覆盖范围和服务效率，从而降低了企业融资约束困境，使企业能及时获得金融服务的支持。故此该地区企业对数字金融的依赖程度可能更低。换言之，数字金融对该地区企业融资活动之作用可能仅表现为“锦上添花”。而对于中西部地区初始要素禀赋相对较差，金融市场发展也相对落后，传统金融覆盖度较低，企业面临较大的融资难题，为此，企业不得不选择持有更多现金，显著增加了企业的管理成本与机会成本。然而随着数字金融的发展，一方面可以突破传统金融服务受物理网点、地理距离和人工成本的约束，极大地提升金融服务的覆盖范围，使“长尾”地区的企业可以取得更多融资；另一方面可以充分发挥数字技术优势，提升金融服务质量和金融资源配置效率，为企业提供合意的资金支持。这些特点使中西部企业得到资金支持服务的可能性大幅提升，企业理应降低现金持有水平。据此，本文提出以下假设：

假设4：数字金融发展对中西部地区企业现金持有调整的影响更显著，即数字金融发展能够有效校正“区域错配”难题。

采用SPSS 17.0软件对数据进行分析处理，计量资料以（均数±标准差）表示，采用t检验；计数资料以（n，%）表示，采用χ2检验，以P＜0.05表示差异具有统计学意义。

三、变量、模型与数据

(一)变量测量

1被解释变量：企业现金持有()。企业现金持有借鉴了余靖雯等(2019)的测量方法，利用期末现金及现金等价物余额与非现金资产之比来测算。

3.数字金融“校正错配”功能与企业现金持有关系检验。为了实证检验数字金融是否具有“校正错配”功能，本部分按照前文思路对样本企业做进一步解构：针对“领域错配”问题，将企业分为高技术企业与非高技术企业；针对“属性错配”问题，按照惯常的做法，即根据产权属性，将企业划分为国有与非国有企业；针对“区域错配”问题，将企业分为东部地区企业与中西部地区企业，在此基础上进一步分析组间系数的差异性。表6从企业现金持有水平视角，检验了数字金融发展可能的“校正错配”功能。模型1与模型2结果显示，在高技术企业组，数字金融发展与企业现金持有间的回归系数为-0.109(p<0.01)，而在非高技术企业组，回归系数仅为-0.071(p<0.01)，表明高技术企业现金持有对数字金融发展更敏感。另外，经验p值显著(0.038，p<0.01)支持了这一结论。由此可以认为数字金融发展能够校正传统金融的“领域错配”问题，即假设2得到验证。模型3和模型4分析结果表明，非国有企业现金持有对数字金融发展表现出更强的敏感性(-0.121，p<0.01；-0.040，p<0.01)，组间系数差异分析亦支持该结论。因此，可以认为数字金融发展能够校正传统金融的“属性错配”问题，即假设3得到验证。模型5和模型6结果显示，较之东部地区企业，数字金融发展对中西部地区企业现金持影响更显著(-0.091，p<0.01；-0.071，p<0.01)，同时组间系数差异分析也支持该结论。因此，可以认为数字金融发展能够校正传统金融的“区域错配”问题，即假设4得到验证。

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其中，-1为数字金融发展变量，控制变量的选择则参考了前述学者所构建的模型。为个体效应，为时间效应，为随机误差项。

(二)计量模型

分别以期望值与最低要求值为参考点，确定决策人员的主观感知价值与然后借助决策人员权重，确定群体主观感知价值(ppvmn)4×4与(npvmn)4×4，如表7所示。由(npvmn)4×4可知，应急方案ep4在指标c1的群体主观感知价值为负值，即该方案的时效性并不能满足应对该突发事件的基本要求，应将其剔除，对应急方案{ep1,ep2,ep3}进一步择优。

(1)

(2)

其中，向量为企业层面可能影响现金持有水平的变量，和分别表示个体效应与时间效应虚拟变量。

模型(2)是一个典型的动态面板模型。为此，本文在进行参数估计时，选用了Blundell和Bond(1998)所提出的系统GMM模型。该模型的一个重要前提条件是随机扰动项不存在自相关。对此，在实证分析部分，本文进行了自相关检验，即检验随机扰动项是否存在一阶和二阶自相关。同时还进行了过度识别检验，以验证工具变量选择的合理性。

表3呈现了主要变量的相关性分析结果。从表中不难发现，企业现金持有与数字金融水平之间存在负相关关系(-0.101，p<0.01)，表明数字金融发展会促使企业减持现金持有量，初步支持了假设1。同理，企业现金持有与数字金融的覆盖广度、使用深度以及数字化程度之间也存在负相关关系，从而进一步证明了前述结论的确当性。此外，除数字金融构成维度间存在较高相关性外，其它变量间的相关性处于较低水平，从而一定程度上表明模型多重共线性问题并不严重(限于篇幅，其它变量的相关系数未列示，作者备索)。

=+-1+++++exp+

++++++

Research on Optimal Strategy of Distribution Network Planning Based on Lifting the Equipment Utilization Benefit HUANG Wei,YANG Juan(127)

(3)

3.控制变量：参照Opler等(1999)、连玉君等(2010)的模型设定，本文对如下变量加以控制，详见表1。

(三)数据来源

本文重点考察了数字金融发展与企业现金持有间的关系。考虑到样本的可得性，对于企业层面的数据，本文主要选取了2012—2019年全部A股非金融类上市企业的相关数据。针对数字金融发展，文中则采用了省级层面的中国数字普惠金融指数。最终通过两类数据的有效匹配，以验证变量间的作用关系。为避免样本数据中缺失值、极端值对统计分析结果的可能影响，本文还对样本数据做了以下处理：首先，剔除考察期内经营状况出现明显异常的样本企业(ST、*ST等)；其次，剔除重点考察变量存在缺失值的样本；再次，对部分控制变量(如资本结构、资本支出等)中的个别缺失值，运用均值插补法做了填补；最后，对连续变量在1%水平上进行缩尾处理。通过上述操作，本文最终得到19035个样本观察值。其中，上市企业有关数据源自国泰安数据库(CSMAR)及年报；数字金融发展数据则来自北京大学数字金融研究中心发布的中国数字普惠金融指数。数据处理及分析均借助Excel、Stata14和R3.6.1来实现。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

表2为主要变量描述性统计分析结果。其中，企业现金持有的均值为0.219，中位数为0.141，表明样本数据的分布可能向右偏，标准差为0.238，表明样本企业现金持有水平波动较小。各地区的数字化金融平均水平达到220.99，标准差则为85.398，由此表明不同地区数字化金融发展水平存在较大差异。这一点在数字金融的覆盖广度、使用深度以及数字化程度三个分维度上亦有所体现。

图1a描述了不同产业属性的企业现金持有情况，显示高科技企业的现金持有量明显高于非高科技企业，这除了受业务特性影响外，可能反映出金融资源存在“领域错配”。但随着时间的推移，高科技企业现金持有水平明显下降。图1b则描述了不同产权属性的企业现金持有状况，考察期内非国有企业的现金持有量明显高于国有企业，体现出金融资源可能存在“属性错配”，但随着时间的推移非国有企业的现金持有量呈明显下降趋势，而国有企业则变化不太明显。这些变化与我国数字金融的快速发展不无关系。

(二)相关性分析

为了检验数字金融发展对企业现金持有水平调整的影响，本文参照陈艳艳和程六兵(2018)等的研究，构建了如下回归模型：

2.3 MTHFR C677T、MTHFR A1298C和MTRR A66G位点等位基因分布情况 湖口县汉族女性MTHFR C677T、A1298C和MTRR A66G等位基因分布与其他地区的差异基本与相应的基因型分布差异一致，其中MTHFR C677T位点T等位基因的频率整体上呈现随纬度降低而降低的趋势，MTHFR A1298C位点C等位基因的频率则整体上呈现相反的趋势。见表4。

(三)假设检验

1.数字金融发展与企业现金持有关系检验。表4为数字金融发展与企业现金持有水平关系的分析结果。其中，模型1检验了数字金融发展对企业现金持有水平的影响，结果显示数字金融发展与企业现金持有水平间的回归系数为-0.080(p<0.01)，表明数字金融发展促使企业减少现金储量。模型2至模型4分别考察了数字金融发展的不同维度与企业现金持有的关系，结果显示数字金融覆盖广度、使用深度、数字化程度均与企业现金持有间存在负相关关系(-0.118，p<0.01；-0.016，p<0.01；-0.018，p<0.01)。综上，数字金融发展显著降低了企业现金持有水平，且其各维度也表现出相同的影响效应。

表5呈现了数字金融发展对企业现金持有调整速度的影响结果。其中，模型5和模型6为不同数字金融发展水平下企业现金持有的调整速度。模型5表明在高数字金融发展水平组，企业向目标现金持有量的调整速度约为0.695(1-0.305)，对应的调整半周期约为0.997年，而低数字金融发展水平组(模型6)的调整速度约为0.516(1-0.484)，对应的调整半周期约为1.343年，由此说明数字金融发展加快了企业持有现金的调整速度。模型7至模型12则分别检验了数字金融的不同覆盖广度、使用深度以及数字化程度下，企业向目标现金持有量的调整速度，结果显示数字金融覆盖广度、使用深度以及数字化程度均有助于提高企业持有现金的调整速度。此外，由各模型自相关检验AR(2)和Sargan检验结果表明，文章采用系统GMM模型未存在二阶序列相关问题，同时工具变量的选取亦合理，未发现过度识别问题。综上，假设1得证。

人性化护理是将“人文关怀”和“以患者为中心”的思想结合日常护理，为患者提供细节、全面、人性化的护理服务[7]。常规护理方式通常将重点放在患者住院期间疾病的变化过程和生命体征、检验报告数据中，对于患者的在住院期间的心理变化、文化影响等缺乏关注。乐小丽等[8-9]人在研究中对宫颈炎患者采取人性化护理干预后有效改善患者焦虑、烦躁的不良情绪、提高了患者满意度[10-11]。本研究中对患者实施人性化护理干预后，患者用药依从性得到了显著提高，从而有效促进了治疗效果提高。

2稳健性检验。本文通过以下方法进行稳健性检验：(1)准自然实验法。以2013 年11 月12 日，党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》作为政策冲击事件，据此设置虚拟变量，即在该事件之前赋值为0，反之则赋值为1；同时，选择东部地区企业为实验组，并取值为1，对照组则选取中西部地区企业，取值为0。(2)工具变量法。为避免遗漏变量，及由此可能引发的内生性问题，本文选取互联网普及率作为工具变量，在此基础上运用IV-2SLS法对模型进行估计。(3)增加控制变量。引入营业收入增长率和企业年龄变量，其中，营业收入增长率是以企业本年营业收入增加额与该企业上年营业收入总额的比例来表示；企业年龄则利用考察期与企业成立日期的差值来表示。(4)改变测量方法。以企业货币资金与总资产比值来重新刻画企业现金持有状况，并以此来考察数字金融发展与企业现金持有间的关系。上述方法分析得到的结果与前文结果基本一致，可以认为本文研究结果具有可靠性(限于篇幅，稳健性检验结果未列示，作者备索)。

2自变量：数字金融发展()。数字金融发展的测量源自北京大学数字金融研究中心发布的中国数字普惠金融指数。 该指数可进一步细分为三个维度，分别是覆盖广度指数()、使用深度指数()和数字化程度指数()。考虑到现实中数字金融发展与企业接受及运用均需要一定时间，同时避免由反向因果造成的内生性以及变量选取偏误对结果形成的可能冲击，本文对数字金融发展变量做滞后一期处理。

五、数字金融发展对企业融资约束及代理问题的缓释效应

一是拓展融资渠道。数字金融作为信息科技在传统金融领域广泛且深度运用的产物，呈现出供给渠道多元化、服务模式多样化的新态势，极大地提升了企业获得外部资金的可能性。具体而言，一方面数字金融利用互联网技术，开辟出金融服务的网络渠道，赋予金融服务更好的地理穿透性，从而打破传统金融服务易受基础设施与地理距离限制的桎梏；另一方面数字金融发展孕育出新的金融产品、金融业务，扩展了金融服务的内容与边界，如此既拓展了服务对象，尤其是中小企业等“长尾”客户，又满足了不同主体差异化需求。此外，数字金融发展会重塑传统金融体系及信用定价模式，并与传统金融形成竞争，倒逼银行等金融机构转型升级，从而提升企业信贷资金的可得性。

数字金融发展能够完善资本市场、缓解信息不对称现象，实现资源的高效配置，从而有助于提升企业外部资金的可得性。具体而言，一方面数字金融发展能够完善与改造传统金融市场及体系，打破传统金融服务的物理距离与特定时间限制，并有效拓展企业融资渠道，为企业提供多样化的产品或服务，从而显著增加了高融资约束企业的外部资金可得性。基于权衡理论，企业可能会放弃部分现金的持有转而用于投资等活动，以实现价值最大化目标。另一方面数字金融借助信息科技优势，能够缓解外部金融供给者、投资者等利益相关者与企业之间的信息不对称，形成对代理人及资金使用情况的有效监督，并进一步避免由此引致的道德风险与逆向选择难题，一定程度上缓解了代理人因自利动机而诱发的过多持有现金行为。基于上述分析，本文认为数字金融发展能够缓解企业因融资约束与代理问题而增持现金的行为。

在阅读绘本时，还可以进行分角色表演。不同的角色语言表达的内容与方式不同，语气、语调、轻重缓急也各不相同，只有了解了人物，正确把握了人物的特点，才能把人物演得惟妙惟肖。走进人物的内心世界体察人物对孩子们心灵的成长至关重要。

为了检验上述假设，本文构造如下回归模型：

=++*-1+-1++

通过上述研究,我们分析了一流论文产出的部分因素,但这并不是一流论文产出的全部原因。本文在定义一流论文时仅仅关注了论文的被引用情况这一项指标,并不是对论文的全面评价。我们期待在后续研究中能够找出更多一流论文产出的影响因素,全面评价一流论文。

+++exp++

+++++

这样的方法可以实现酒店管理专业实践教学质量的进一步提升，对于酒店管理专业学生的进一步发展以及酒店管理专业的发展都将起到有效的促进作用。

(4)

其中，表示融资约束，具体测量借鉴Whited和Wu(2006)的方法，即选用WW指数。其它变量的含义及测量方法如前文所述。另外，代理成本()的检验程序与融资约束相同，在此不再赘述，其测量参照朱荣和李霞(2020)的观点，即为管理费用与营业收入的比率。

表7为数字金融发展对企业融资约束及代理成本与企业现金持有关系的影响结果。对于融资约束而言，企业面临的融资约束越高，其持有现金的动机就越强(69.80，p<0.01)，进一步融资约束与数字金融发展的交乘项系数显著为负(-0.079，p<0.01)，由此可以认为数字金融发展，有效缓解了企业因高融资约束而增持现金的行为。对于代理成本而言，企业内部治理机制越差，代理人基于个人私利而增持现金的行为就越严重(0.773，p<0.01)，而代理成本与数字金融发展的交互项为负且显著(-0.004，p<0.01)，由此表明数字金融发展对企业因代理问题而增持现金的行为，具有显著的缓释作用。

六、结论与启示

本文根据权衡理论，从数量变化与速度调整角度剖析了数字金融发展对企业现金持有的影响，并以企业现金持有水平为切入点，解析了数字金融可能具备的“校正错配”功能。在此基础上，以我国A股上市企业为样本进行计量检验。通过理论分析与实证检验，本文得出以下主要研究结论：(1)数字金融发展能够促使企业减少现金储备，并加快企业持有现金的调整速度。同时，数字金融的覆盖广度、使用深度以及数字化程度均表现出相同的效应，由此亦表明数字金融积极效应的发挥离不开其各维度的协同配合。(2)数字金融发展对高科技企业、非国有企业以及中西部地区企业的现金持有行为影响更显著。这从企业现金持有水平变动视角，证实了数字金融确实具备校正传统金融“领域错配”“属性错配”及“区域错配”之功能，进一步可以认为数字金融发展有助于推动金融服务与实体经济的有效匹配。(3)数字金融发展对企业因融资约束和代理问题而增持现金的行为具有显著的缓释作用，进一步可以认为数字金融发展对于优化传统金融环境、弥补企业治理机制表现出积极的影响效应。

本文得到如下主要启示：一是企业层面，企业应该积极顺应并主动搭上数字金融发展的“快车”，如此一方面企业能够以更低的成本、更高的效率得到外部资金支持，减少现金持有数量，不但大幅节省现金持有成本，而且更好地满足生产、投资等活动的资金需求；另一方面企业可以借助数字金融发展缓解企业与利益相关者间信息不对称的比较优势，进一步完善企业治理机制，破除委托代理难题，同时依托其所构建的第三方征信体系，向外界更好地展示企业形象，从而有助于企业吸引更多的顾客与合作伙伴，最终助力企业价值最大化目标的实现。二是政府层面，政府有关部门应加大对数字金融发展的支持力度，特别应鼓励数字金融服务的供给能进一步向中西部等偏远地区企业、民营企业以及高科技企业倾斜，以形成对传统金融的有益补充，缓解这些企业的融资约束难题。如此，不仅可以优化金融市场结构、完善金融市场体系，也能够缓解乃至解决金融服务与实体经济不匹配的结构性矛盾，进而促进我国经济高质量发展。