数字化转型与企业融资约束——基于中小企业上市公司的经验证据

王敬勇 孙 彤 李 珮 龚钰轩

1 引 言

随着数字经济的浪潮方兴未艾，我国政府高度重视数字经济的发展。党的十九大报告明确指出要“推动互联网、大数据、人工智能和实体经济深度融合”，国务院在《“十四五”数字经济发展规划》指出“到2025年数字经济核心产业增加值占国内生产总值（GDP）比重达到10%，数字化创新引领发展能力大幅提升”。2020年我国数字经济规模占据GDP比重达38.6% ，成为国民经济高质量发展的重要支撑，为基于生产发展与人工智能、区块链、云计算、大数据等技术深度融合的企业数字化转型提供了得天独厚的政策土壤与源源不竭的技术动力。在政策驱动和数字经济发展背景下，数字化转型成为了企业与时俱进、创新发展的必由之路。

中小企业是我国现代国民经济的重要组成部分，是实体经济转型升级的主战场，支持中小企业数字化转型，是破除技术研发制约、缓解中小企业融资难融资贵的关键举措。特别是在全球经济发展的不确定性增加，经济下行压力加大的环境下，我国中小企业更应该加快数字化转型，积极融入数字经济发展，突破瓶颈赋能创新发展。目前来看，融资难融资贵作为中小企业发展中的顽疾，一直是各方关注的焦点，其在很大程度上反应了中小企业发展的好坏。

目前并未有文献确切地将“企业数字化转型-融资约束”联系起来，二者之间的关系并没有直接的研究和结论。从经营绩效角度来看，数字化转型提升中小企业内部融资能力，缓解了中小企业融资约束。数字化转型有助于提升企业的技术创新能力（李海舰等，2014[1]）与专业化分工水平（袁淳等，2021[2]），优化传统工业化管理思维（刘淑春等，2021[3]）,实现跨渠道融合（黄漫宇和王孝行，2022[4]），提高了运营效率（Ghosh等，2014[5]）以及公司绩效（何帆和刘红霞，2019[6]）。从公司治理角度来看，数字化转型缓解信息不对称，提升了信息使用者对公司经营情况的监控能力，企业舞弊等行为更容易被侦测，抑制了管理者和控股股东的操纵和造假动机（谭志东等，2022[7]）。数字化转型是一种组织变革方式（Vial，2019[8]），能够提高信息传递效率（Lin 和Kunnathur，2019[9]），缓解信息不对称问题（裴长洪等，2018[10]），提高了财务会计信息透明度（Warren等，2015[11]），改善公司治理水平（祁怀锦等，2020[12]）。因而，数字化转型有助于信用信息共享，加强中小企业与金融机构的紧密联系，从而降低金融机构的服务风险与成本，缓解融资约束。但不难发现，已有文献对两者的直接关系探讨还未形成一个明确答案，需要做进一步的研究。本文拟对“企业数字化转型—融资约束”的影响机制和影响条件进行检验，为中小企业融资约束的研究提供新的研究结论。

与现有数字化转型影响研究不同，本文的贡献之处在于：第一，直接联系了数字化转型与企业融资，进而更为明确地得到二者关系，拓宽数字化转型企业与公司融资相关话题的同时亦丰富了数字化转型领域影响因素及经济后果的已有文献。第二，目前关于数字化转型对企业资金持有、使用及进行融资行为的作用效果仍存在争议（Ekata，2012[13]；杨德明和毕建琴，2019[14]；徐梦周和吕铁，2020[15]；戚聿东和蔡呈伟，2020[16]）。本文尝试从数字化转型对融资约束成因因素的影响作用作为切入点，同时探究微观环境和外部环境因素影响下数字化转型与融资约束间的关系，回应数字化转型对企业资金和融资产生负面作用问题的同时，为宏观市场对融资行为的管控提供政策启示。第三，本文就企业数字化转型是否对融资约束有所影响进行探究，深层次分析其内部影响机制，既丰富了数字化转型的相关理论，同时对于解决中小企业融资约束困境具有实际的经济应用价值。

2 理论分析与研究假设

解释中小企业融资约束成因的理论主要有信息不对称理论与信贷配给理论。信息不对称理论指出，信息不对称使得金融机构获得中小企业信用数据成本较高，也很难知悉中小企业还贷能力和监管其投资用途，金融机构认为中小企业违约风险比大型企业和国有企业大，因而导致金融机构惧贷惜贷。信贷配给理论认为，由于金融机构的有效融资供给不足，导致金融机构会把有限资源投向信用高的优质客户，而不是风险较高的中小企业。以上表明中小企业融资约束已经不仅仅是由于信息不对称引起的，也是高昂的融资成本、狭窄的融资渠道以及自身经营能力不足带来较高的信用风险产生的。企业数字化转型作为“实体经济+数字科技”的深度融合战略，将在很大程度上提升信息处理速度和流动效率，激发创新潜能，助推企业价值提升。数字化转型本身可以作为连接中小企业与金融机构的信息媒介，成为一种融资渠道，缓解融资约束。从数字化转型角度来看，其符合中小企业融资过程中所需的降低信息不对称与融资成本、提高技术创新能力等要求，能够对融资约束产生显著影响。基于以上分析，本文通过上述3个路径探讨数字化转型对融资约束的影响及作用机制。

2.1 数字化转型对融资约束的影响路径分析

首先，数字化转型可以通过降低信息不对称程度缓解融资约束。在信息经济学理论中，信息不对称被解释为“委托-代理”的博弈论：在贷款申请与发放的过程中，只有企业知道自身的还款意愿与还款能力，从而成为处于信息优势地位的代理方，而商业银行作为委托方在这一过程中处于信息劣势，外部债权人作为信息劣势方会要求企业以高额的风险溢价为这种信息不对称买单。在金融市场中，一方若无法掌握对方的全部信息可能会导致决策的偏差。企业信息透明度提升意味着金融机构与外部投资者评估企业信用风险的成本将大大降低，这缩小了企业与投资者间的信息不对称，吴非等（2021）[17]研究证明了企业数字化转型可以有效降低信息不对称程度，增强市场投资者预期，从而有助于企业（尤其是中小企业）更多地获取外源性融资。在运用数字化技术处理海量数据时，将其规范化成为可处理的信息，并通过数字平台等渠道输出给信息使用者，让融资双方都能够掌握包括非标准化的非财务信息在内的具体多维度信息等，能够有效降低投资者识别企业的信息成本。特别是数字化转型可以使中小企业更容易融入工业互联网，而工业互联网不仅能进一步加快数字化转型，使中小企业能够获得更多的资源，更容易获得工业互联网提供的金融服务并通过工业互联网改善产业方与资金方的信息差来缓解其融资约束。

其次，数字化转型可以降低中小企业的融资成本以缓解融资约束。目前，融资成本高一直是中小企业融资难的关键问题，主要反应在市场对中小企业违约率的期望值过高，对中小企业信任度不高，因而只有降低融资成本才能提高中小企业的融资意愿。一方面，运用“ABCD技术”（人工智能、区块链、云计算、大数据）的企业数字化转型往往伴随着企业财务共享升级应用、税务管理体系化精确化、管理会计指导性增强等发展趋势（韩向东和季献忠，2021[18]），使得企业将财务共享与管理会计深度融合，进一步挖掘和发挥数据价值、持续加大数字化监管力度，倒逼企业提升数字化管理水平以及管理会计地位凸显。从财务视角来审视业务的效益和价值，从而有助于企业实现更加精准地开展融资活动，更加有效地利用资金的目标，加快资金流传从而减少负债，降低杠杆率。另一方面，数字化转型能够有效提高中小企业的交易规范，让交易行为变得更加可视化和透明化，增强了中小企业的网络数字信用并转化为商业信用，降低融资成本。在这一过程中，规范化行为使得企业与金融机构间的融资交易行为得到充分简化，加快了业务进程，缓解了融资行为带来的重复性工作，增强了企业自身信誉的同时提高了金融机构和银行对企业的信任度，当中小企业信用度提高时，可以使得中小企业减少在接受金融服务时的抵押担保成本。

最后，数字化转型提高中小企业的创新能力以降低融资约束水平。企业创新能力是企业获得竞争优势的关键，创新能力越强，企业绩效越高，越易于缓解融资约束。但中小企业创新能力面临着内部与外部两个问题，内部问题表现为中小企业内部组织架构难以合理地管理，与外部互通效率较低致使其创新投入较少；外部问题主要表现为现有的市场环境中有着多种阻碍，存在创新互动与信息交流的壁垒，致使中小企业在创新的过程中存在巨大的交易成本和风险不确定性。从外部来看，数字化转型正在潜移默化地改变企业的创新环境，从传统企业面向其所处地域内市场参与者进行交易的经营模式，转向利用内外资源与能力来有效创造顾客价值的数字化商业模式，降低了信息交换、协调、保护、执行等交易成本（严若森和钱向阳，2018[19]；祁怀锦等，2020[12]），从而释放价值。数字化获取的信息将减少市场参与者之间的信息不对称，从而使市场更加流动并影响竞争。从内部来看，数字化转型可以有效提升企业组织内部韧性（王慧等，2021[20]）与流程重构能力（孟韬和李佳雷，2020[21]）；数字化转型帮助企业提高数据处理能力（Ferreira等，2019[22]），增强了企业感知机会和获取知识的能力；数字化转型可以监督管理者的代理问题，通过数字化技术和运用创新手段，实现业务突破，并从企业管理者角度规范管理者行为（余薇和胡大立，2022[23]）；数字化转型可以增强劳动和资源投入的产出效果，且在这个过程中积累的丰富数据可以使企业获得“学习效应”，增强管理者能力，为企业创新绩效的进一步提升创造条件（Ban和Rudin，2018[24]）。因而通过改善创新环境、提高创新效率、降低创新成本等途径，使得企业提高了创新能力，从根本增加自身竞争优势，使得企业绩效得到提升，也相应地增强了抗风险能力，缓解了企业融资约束。

基于以上分析，本文提出假设H1：中小企业开展数字化转型能够降低融资约束水平，并通过降低信息不对称、降低融资成本与提高创新能力等三种影响机制降低融资约束水平。

2.2 企业微观特征与外部环境

中小企业融资约束除了需要考虑数字化转型因素带来的影响外，企业自身的内部微观特征因素和外部环境影响因素同样会对融资约束水平产生作用，主要体现在异质性影响层面。基于这一观点，本文选取以下可能存在的作用因素，明确其影响作用与数字化转型间的关系，以此达到探究各影响因素在数字化转型作用下与融资约束间关系的目的。

（1）企业微观特征的异质性

①股权质押。在资本市场中，股权质押是上市公司极为普遍的融资行为，即通过上市公司股东与银行之间的股票质押进而获得融资的行为。对于股东而言，通过股权质押可以保证控制权，在监管过程中的审批也能够因此较为宽松（ 谢德仁，2019[25]），同时在股权质押的过程中，股东的投票权等都不会受到影响，股东可以继续行使其作为公司股东的权力，但Yeh（2003）[26]提出在股权质押的过程中，该种方式作为债务融资的手段会在无形中加剧代理问题，进而会影响企业价值。股权质押对于企业股东来说，更多的是出于私人资金需求目的而非公司运营所需。我国的方巧玲等（2021）[27]认为，正是因为股权质押为股东带来便利，使得财务压力和财务风险随之提升，股权质押后股东更有可能掏空上市公司，同时增强了控股股东对上市公司进行策略性市值管理的动机，提高了上市公司与外部资金提供者之间的信息不对称程度，进而加剧了融资约束（唐玮等，2019[28]）。江伟等（2015）[29]认为公司融资约束与成本调整策略密切相关，而在股权质押部分，因为涉及如何调整公司经营成本，通过股权质押的行为在无形中提高了企业的经营成本，这对于企业融资行为来说存在负面影响，因此不难得出控股股东的股权质押会提高信息不对称程度，从而减轻了数字化转型对融资约束的缓解作用，即得到缓解企业融资约束问题需要满足股权质押比例低的条件的结论。

②股票流动性。股票流动性是资本市场的重要微观结构特征，在中国金融体制改革的过程中，对促进金融市场服务实体经济具有重要的意义。从一方面来说，股票流动性越高，越有利于优化市场交易环境，使得经营决策更加有效，进而改善资本配置效率（熊家财和苏冬蔚，2014[30]），降低融资成本（张峥等，2014[31]），缓解企业融资约束。从另一方面来说，股票流动性较高还可以优化不合理的股权结构，提升大股东参与公司治理的积极性（曹廷求和刘海明，2015[32]），强化管理层激励契约及业绩监督，从而抑制代理冲突（熊家财财和苏冬蔚，2016[33]）。在代理问题得到一定解决后，可以防止股东出于自利动机大量持有现金，因而当企业需要融资时，将排除利益攫取的目的，在一定程度上更有利于实现信息透明度的提升，进而有利于数字化转型的实施。除此之外，Amihud(2002)[34]的研究表明，由于流动性溢价的存在，股票流动性降低了交易成本，进而降低投资者要求的回报率，从而使得融资成本更低，企业有更多可利用的资金，可用于研发投入和技术升级，股票流动性继而可以加速数字化转型，同时数字化转型水平的提升同样可以加快资金循环过程。因此提高企业的股票流动性可以降低企业融资成本，提高信息透明度，进而降低企业的融资约束。

（2）外部环境的异质性

①机构投资者。从外部环境角度来说，首先考虑机构投资者在企业融资过程中产生的影响作用。机构投资者的投资行为代表了外部信息使用者与需要融资的企业间达成了信息传达一致，因此机构投资者才会信任企业的盈利能力和融资偿还能力，进而证明了企业信息的可信度，优化企业融资行为中的形象，达到降低融资约束的目的。机构投资者既有动力也有能力提升企业投资效率，这对企业的日常经营、投资和融资都具有重要意义（Jensen，1986[35]）。在现代企业制度下，对于机构投资者而言面临的最大的融资约束问题就来自过度投资带来的经济压力（甄红线和王谨乐，2016[36]）。当面对融资约束时，这一问题会使得企业的投资-现金流敏感性很高，因此企业融资成本上升可以归于机构投资者因代理成本高。在这一背景下，机构投资者会通过信息搜集和专业判断优势对持股企业更多地关注，以降低代理成本，为中小股东的共同利益扮演着积极的监督角色（惠宁和陈锦强，2020[37]），所以机构投资者与融资约束间的关系还可以认定为是两者和影响融资约束中介条件因素间的关系。武雪婷等（2020）[38]认为诸如信息不对称的影响因素会使机构投资者在企业融资过程中向外传递信息，使得信息能够被其他投资者充分使用，基于以上观点，机构投资者对企业信息进行搜集判断的过程也是信息使用的过程，当有越来越多的机构投资者关注企业，提高了信息可信度，进而降低企业融资约束，因此机构投资者投股比例较大时，企业融资约束能够缓解。

②经济政策不确定性。企业外部环境中存在一个重要的影响因素即经济政策的不确定性，而经济政策的不确定性会使得融资约束增加。在“十四五”数字经济规划中明确指出了要培养数字化转型支撑服务生态的目标，这也意味着为了达到这一目的，国家会不断调整相应的经济政策以实现该目标。Pástor 和Veronesi（2012）[39]较早研究政策不确定性对企业的影响，通过分析发现政策不确定性会提高企业股价的波动并会加大企业的融资约束。在宏观经济背景下，各级政府为实现既定经济目标，在充分发挥市场主导作用的同时，会通过实施各类经济政策刺激经济发展（朱巧玲和杞如福，2022[40]）。一系列为了应对时局变化的经济政策随着国家形势的发展而陆续出台，但经学者研究发现，经济政策的不确定性会抑制企业的投资（李凤羽等，2015[41]）由于经济政策的变动会导致信息更新速度快，企业在进行融资时提供的信息也会因此降低透明度，因此在进行投资时需要更加审慎地考虑信息的可信度以及与时代变更条件下经济政策的匹配度。除此之外，由于金融机构更乐意为财务稳健的企业提供放贷，经济政策不确定性的提高就会使得信贷公司缩减放贷规模，这也在无形中增加了企业的融资约束（宋全云等，2019[42]）。基于此，经济政策不确定性越小越有利于企业缓解融资约束进行融资。

图1 企业微观特征及外部环境的调节作用

基于以上异质性分析，本文提出假设H2：在股权质押比例低、企业流动性大，同时机构投资者持股比例大、经济政策不确定性小的样本中，数字化转型有助于缓解融资约束。

3 研究设计

3.1 样本选取和数据来源

本文选取2008-2020年深市中小企业板和创业板上市公司的数据为初始研究样本，并对初始数据进行了如下处理以使研究结果更加稳健：（1）剔除行业类别为金融类的上市公司数据；（2）剔除面临退市风险以及停止交易等待退市的ST或PT企业样本；（3）剔除财务数据异常及变量数据缺失过多的企业样本；（4）数字化转型是一个长期战略行为，本文仅保留至少连续5年的样本，即2017年以前上市的公司；（5）并对样本数据中的连续变量进行了上下1%的Winsor缩尾处理。最终获得1378个上市公司9649个样本数据。本文除数字化转型变量数据外，其余数据均来自国泰安CSMAR数据库。

3.2 变量说明

（1）被解释变量

企业融资约束程度（KZ）。在Kaplan 和Zingales（1997）[43]的研究的基础上，本文参考了魏志华等人（2014）[44]的方法计算融资约束程度，且KZ数值越大，意味着企业面临的融资约束程度越高。KZ指数与其他指数相比，因为运用了托宾Q指数作为衡量的主要因素，能够从经营性净现金流、现金股利、现金持有、资产负债率等多角度来得出相关的KZ指数值，可以精确地运用股利支付水平反映和衡量融资约束程度。

（2）解释变量

数字化转型程度。这一指标的度量和测算一直都是一个难题。在既往研究中，刘飞等（2015）[45]通过筛选企业固定资产和无形资产中数字化资源净值的方法筛选所需数据，继而以数字化资源在企业全部资产中的占比来表示企业数字化水平，这种方法的缺陷在于难以筛选全部数字化转型指标，只对在固定资产及无形资产中存在投入并存在可衡量数字化资源的样本企业具有代表性。类似的研究还有王立彦和张继东（2007）[46]选择企业ERP系统的应用程度来衡量数字化转型程度，李坤望等（2015）[47]选用电信支出、IT投资等信息资产的占比作为指标，王永进等（2017）[48]通过企业中信息人员占比代表数字化转型程度。同样，上述研究的指标选取方法在其研究领域可能存在一定说服力，但这些指标更多体现企业的信息化程度，难以体现企业数字化转型的具体进程。在此基础上，何帆和刘红霞（2019）[6]选择手工整理上市公司公告和年报中企业是否进行数字化转型的“0-1”虚拟变量指数，但该方法的缺陷在于难以衡量数字化转型的“程度”。

近年来，在研究数字化转型问题的文献中，还有一种对上市公司年报进行文本分析并对关键词进行词频统计的方法，由吴非等（2021）[17]提出。这种方法能够通过反映企业发展趋势和战略选择的年报准确抓取企业数字化转型动向，且由于该方法有具体的“企业数字化转型”内容来刻画该指标的程度，可操作性也较高，但该方法同样存在缺陷。由于中小型企业数字化转型的开展需要资本参与，这对企业自身财务状况和财力水平都提出了很高的要求，中小型企业资金状况能否满足企业数字化转型所需的资本支出是一个未知数，因而在中小企业年报中所提及的“数字化转型”可能只是一种对未来的前瞻而非实际数字化转型结果，用企业预期或者前期对数字化转型的投入来衡量数字化转型程度可能存在误差。但与前文提到的其他数字化转型指标衡量方法相比，该方法中存在的误差在大多数年报中可能均存在，因此在不同年份、不同企业间数字化转型指数仍具有可比性，且考虑到目前大部分数字化转型相关文献都选择参考这一方法衡量数字化转型程度进行研究，本文认为找到具有普适代表性的数字化转型程度指标测度方法前，该方法所度量的数字化转型程度指标具有最高可行性和最大说服力，在本文研究的主题下，可以假定该方法不会对研究结果产生严重干扰。

鉴于此，本文选择参考吴非等（2021）[17]的做法，采用文本分析法，通过Python的爬虫功能抓取2008-2020年度深市中小企业板和创业板上市公司财务报告中有关数字技术的关键词，并将相应的词频汇总的出企业数字化转型程度，其度量公式为。相关词汇可分为人工智能技术、区块链结束、云计算技术以及大数据技术四个方向，其具体范围分类整理如下：

图2 数字技术关键词范围及分类

（3）中介机制变量

①信息透明度。本文参考潘越等（2011）[49]的研究，以证券被分析师关注度（Inform）指标衡量企业信息透明度，被分析师关注度越高表明企业信息透明度越高。

②融资成本。本文参考陈汉文和周中胜（2014）[50]的研究，以企业获得银行贷款的利息支出/营业收入，作为企业融资成本的度量。

③创新能力。本文参考张璇等（2017）[51]的研究，以研发支出强度=研发支出/营业收入衡量，

通过借鉴一系列与数字化转型相关的文献（吴非等，2021[17]；赵宸宇等，2021[52]；李春涛等，2020[53]；陈剑等，2020[54]），归纳了与数字化转型相关的关键词，借鉴相关变量的选取进行以下模型设计。

3.3 模型设计

为研究企业数字化转型对缓解中小企业融资约束的影响，本文建立了如式（1）所示的模型以检验假设：

该模型中，企业所受融资约束程度（KZ）为被解释变量，企业数字化转型程度（DIG）是核心解释变量，控制变量Controls包含公司年限（LNAGE）以上市公司成立以来到当年度时期的自然对数、第一大股东持股比例（FSH1）、现金流比率（Cash flow）、资产负债率（LEV）、托宾Q（TQ）、营业收入增长率（Growth）、独立董事占比（DLZB）以及十大会计师事务所（Big10）在内的控制变量的集合。模型同时控制了时间（YEAR）与行业（IND）两个变量以吸收固定效应。

4 实证分析

4.1 描述性统计

表1为本文主要变量的描述性统计分析结果。就被解释变量企业融资约束程度来看，均值为0.54，中位数为0.826，但均值比中位数小说明样本接近正态分布但右偏，最大值为4.156，最小值为-5.993，表明样本公司面临的融资约束差异较大；对于解释变量企业数字化转型程度而言，其最大值和最小值分别是6.19和0，说明研究样本中各上市公司的数字化转型程度存在明显差异。此外， 其他控制变量的表现其中数字化转型企业规模大部分在平均水平以上，且均呈现第一大股东持股比例接近，独立董事构成类似等特点。与已有研究结果差别不大，因此在此不再赘述，

表1 描述性统计结果

4.2 基础回归结果分析

表2报告了数字化转型和企业融资约束两者关系的检验结果，其中第（1）列呈现了不加入控制变量的回归结果，列（2）和列（3）列显示了加入控制变量，其中列（2）不采用公司层面的聚类稳健标准误和列（3）采用的回归结果。列（4）参考Moser（2012）[55]的方法，在原有模型中引入行业虚拟变量与时间变量的交乘项，同时控制行业、时间与该交乘项，建立高维联合固定效应模型的回归结果。

四种回归结果中数字化转型变量（Lndigital）系数显著为负，这表明企业数字化转型会显著降低融资约束，即企业数字化转型程度越高，融资约束水平越低。由此为本文的假设1提供证据支持。在控制变量中，企业规模（LNSIZE）、现金流比率（Cash flow）、营业收入增长率（Growth）的系数显著为负，表明企业规模越大，现金流越大、营业收入增长越快，融资约束越低。另外对于中小企业来说，当外部银行贷款困难较多时，股权质押可能会成为大股东外部融资的主要渠道，因而，当第一大股东持股比例（FSH1）越高时，融资约束水平越低，但股权质押也可能成为大股东掏空中小企业的主要手段，影响数字化转型作用效果，这在异质性分析中讨论。最后，中小企业可以通过外部监督机构传递的信息质量缓解融资约束，表2的回归中十大事务所（Big10）系数显著为负，相比于其他会计师事务所，四大或十大会计师事务所的审计质量更高，因而，向外部投资者传递了更真实的企业会计信息，从而降低了企业的融资约束水平。

表2 基础回归结果

4.3 机制检验

为探究数字化转型缓解企业融资约束的影响机制，本部分选取企业信息透明度、融资成本、创新能力作为中介变量，采用中介效应模型进行机制检验。机制检验的具体模型如下所示：

其中，分别表示信息透明度、融资成本、创新能力等三个中介机制变量。本文采用中介效应模型的三步法进行机制检验，中介检验结果如下表3所示。

表3 机制检验结果

表3中信息透明度中介效应回归结果中，第（1）列数字化转型变量（Lndigital）的系数为0.089，在1%水平上显著为正，表明提高数字化转型程度能够显著提高企业信息透明度，而第（2）列中介变量（Inform）的系数显著为负，即信息透明度的提高可使企业融资约束程度降低。Sobel检验统计量为-8.20（p=0.000），该结果为部分中介效应。最终结果表明，企业数字化转型一方面直接降低企业融资约束程度，另一方面数字化转型的互通互联特性，在信息供给与需求两个方面提高了企业信息透明度来降低融资约束水平。

在融资成本影响机制检验的回归结果中，第（3）列Lndigital的系数为-0.002且显著为负，表明数字化转型能够显著降低中小企业融资成本，而第（4）列中，融资成本系数为1.420且显著为正，即融资成本提高了中小企业融资约束水平，但Lndigital系数仍为-0.046，且在1%水平下显著，另外，Sobel检验统计量为-3.04（p=0.000）表明数字化转型通过降低融资成本缓解融资约束的部分中介效应成立。因而，数字化转型具有降低融资成本从而缓解融资约束的影响机制。

在创新能力影响机制检验的回归结果中，第（5）列Lndigital的系数为-0.004且显著为正，表明数字化转型能够显著提高企业创新能力，而第（6）列中，创新能力系数为-0.661且显著为负，即创新能力缓解了企业融资约束水平，Sobel检验统计量为-2.67（p=0.000）表明部分中介效应成立。由此可以得到，数字化转型能提高中小企业的创新能力，增强了企业内源融资规模，从而缓解融资约束水平。

4.4 进一步分析

为探究其他因素在“数字化转型-中小企业融资约束”关系中所产生的异质性影响，本部分选取了微观企业层面的股权质押（Pledege）与股票流动性（Turnover）及企业外部的机构投资者持股比例（INST）与经济政策不确定性（EPU）等指标进行异质性检验，其结果分别见下表4和表5所示。

表4 微观企业层面的异质性影响

续表

表5 企业外部环境的异质性影响

（1）股权质押。根据组间样本均值差异性检验，股权质押与非股权质押两组样本中的KZ均值分别为0.845和0.199，检验统计量t=-17.793，通过显著性检验，表明股权质押的公司融资约束更大；同时，在两组样本中，企业数字化转型变量均值差异性检验统计量为t=4.165，非股权质押的企业数字化转型程度更高。在表4的第（1）和（2）两列给出了企业是否采用股权质押的异质性影响。在列（1）的采用股权质押样本中，回归结果显示Lndigital的系数-0.021为负但不显著，而列（2）未采用股权质押样本中，Lndigital的系数-0.083显著为负，表明在有股权质押的样本中，数字化转型并不能有效降低中小企业面临的融资约束，本文称为股权质押的风险挤出效应，即股权质押挤出了数字化转型投资，降低了数字化转型的作用。虽然股权质押是企业解决融资约束的重要方式，但也增强了控股股东“市值管理”动机（唐玮等，2019[56]），即股权质押增大了企业与外部投资者的信息不对称，也加大了控股股东侵占企业利益的风险，从而不利于数字化转型降低融资约束效应的发挥。另外，数字化转型需要投入大量的资金，当控股股东现金流不足时，即使股权质押融资到资金也会补充控股股东的现金流，而不会支持企业的数字化转型。

（2）股票流动性。本文参考熊家财和苏冬蔚（2014）[30]的做法，采用当年度企业股票换手率作为企业股票流动性（Turnover）评估指标，当年换手率越高，股票流动性越大。构建股票流动性虚拟变量，即设置股票流动性大于行业年度中位数为1，否则为0，分别为股票流动性高和低两组样本。根据组间样本中位数差异性检验，股票流动性高与股票流动性低两组样本中的KZ中位数分别为0.712和0.826，检验统计量t=7.352，通过显著性检验，表明股票流动性低的公司融资约束更大；同时，在两组样本中，企业数字化转型变量中位数差异性检验统计量为t=4.995，股票流动性低的企业数字化转型程度更高。表4的列（3）与列（4）为股票流动性的异质性检验结果。控制相关变量后，不论是股票流动性高的样本还是股票流动性低的样本，Lndigital的系数均显著为负，但股票流动性低组中，数字化转型的融资约束缓解程度更高。

（3）机构投资者持股比例。本文按照机构投资者持股比例是否大于同行业同年度中位数，设置机构投资者虚拟变量，检验机构投资者持股比例的异质性影响。根据组间样本中位数差异性检验，机构投资者持股比例大与机构投资者持股比例小两组样本中的KZ中位数分别为0.923和0.762，检验统计量t=21.719，表明机构投资者持股比例大的公司融资约束更大；同时，在两组样本中，企业数字化转型变量中位数差异显著性检验统计量值为0.045，两组样本差异不显著。表5的列（1）和列（2）的回归结果表明，在机构投资者持股比例大的样本中，数字化转型的系数显著为负，而在较小的样本中，虽然为负但不显著。在数字化转型过程中，持股比例较大的机构投资者更关注数字化转型的效果，通过主动参与帮助中小企业数字化转型，降低信息不对称程度，减轻融资约束。机构投资者专业团队，具有信息处理能力、资源整合能力等溢出到中小企业，从而提高中小企业数字化转型能力。另外中小企业数字化转型能力的提高，进一步降低了机构投资者信息搜集、处理以及监督成本。因而机构投资者的专业能力与中小企业数字化转型能力相辅相成，共同缓解了融资约束。

（4）经济政策不确定性。本文 借鉴Baker等（2016）[57]的做法计算经济政策不确定性，并通过算术平均方式将月度数据转为年度数据，得出经济政策不确定性指标（EPU），进一步按照EPU是否大于同行业同年度中位数设置虚拟变量，考察经济政策不确定性的异质性影响。根据组间样本中位数差异性检验，经济政策不确定性高与经济政策不确定性低两组样本中的KZ中位数分别为0.895和0.787，检验统计量t=10.205，表明经济政策不确定性高的公司融资约束更大；同时，在两组样本中，企业数字化转型变量中位数差异性检验统计量为t=-755.470，经济政策不确定性低的企业数字化转型程度更高。表5中列（3）、列（4）表明，不论是经济政策不确定性高的样本，还是小的样本，均在1%的显著性水平下弱化主效应，分组回归后系数差异性检验卡方统计量为45.37（p值为0.000），表明经济政策不确定性高的样本中，中小企业进行数字化转型不仅能够增加获得外部资源的机会，同时也能够降本增效，更好地应对不确定性带来的不利影响，缓解融资约束。

5 稳健性检验

5.1 关于内生性

（1）重复抽样回归

由于样本不是随机可能引起的内生性问题，本文又进行了重复抽样500次和1000次，由此解决随机变量问题。由表6重复抽样回归结果的列（1）、（2）可以看出，数字化转型系数Lndigital符号保持不变，说明在重复抽样的前提下，数字化转型与企业融资约束水平仍呈现出显著负相关关系。

表6 重复抽样回归

续表

（2）工具变量：两阶段回归

企业数字化转型有助于促进资金流入，反过来当融资约束降低、资金需求得到满足时企业亦有动机进行数字化转型。为排除基础模型（1）中因上述双向因果关系或遗漏变量而存在的内生性问题，本文参考张璇等（2017）[51]与梁琦和林爱杰（2020）[58]的做法，运用工具变量法，将同省份同行业内除本企业之外的其他企业数字化转型程度（Lndigital）的平均值作为工具变量进行两阶段工具变量估计。首先，Hausman检验统计量13.72（P=0.033），在5%显著性水平下拒绝原假设，认为存在内生解释变量Lndigital；另外，又使用异方差稳健的DWH检验（统计量为12.0076，p=0.0005），也拒绝了原假设，认为存在内生解释变量Lndigital；最后使用弱工具变量检验统计量（F=308.552，p=0.000），拒绝弱工具变量假设。结果在表7中分别报告了加入控制变量前后的内生检验结果。结果表明，工具变量的选取有效，且剔除内生性问题后结果依然稳健。

表7 重复抽样回归与工具变量回归

续表

（3）PSM -DID

本文按照吴非等（2021）[17]的研究方法，企业应逐步推动数字化转型，而不是一蹴而就，因而可以把第一次数字化转型的披露当成一个准自然实验。同时为了避免“虚假”数字化转型，披露不足3年的且不连续披露的样本，本文认为该企业未真正实施数字化转型。为了解决数字化转型不是随机分配而导致双重差分模型估计有偏的问题，本文尝试使用倾向得分法（PSM）的马氏距离进行1：1匹配，选取的匹配协变量有企业规模、资产负债率、营业收入增长率、总资产利润率、企业年龄等特征变量，得到匹配样本，再次使用双重差分方法估计，使得实证设计跟接近随机分配。

图3的PSM的平衡性检验表明匹配前后各个变量的均值之间没有明显差异。图4给出了共同支撑检验图形，匹配前后的密度函数图对比表明匹配之后的两条线很相近，说明匹配效果较好，满足共同支撑检验。

图3 PSM的平衡性检验

图4 共同支撑检验图

本文采用样本权重不为空、样本满足共同支撑假设、频数加权回归三种匹配后的样本重新进行双重差分估计。在频数加权回归中，由于是根据权重进行的频数加权，实际参与回归的样本会根据权重进行复制，即回归样本会增加。估计结果如表8的第（1）、（2）和（3）列所示，二次差分项（DID）的回归系数显著为负，表明匹配后的估计结果与基本回归一致，可以排除内生性的影响。

表8 PSM-DID回归结果

续表

5.2 其他稳健性检验

为确保实证结果稳健，本部分采用以下几种方式进行稳健性检验，具体结果与说明如下：首先采用替换被解释变量方法，使用Kaplan 和 Zingales（1997）[43]的方法计算融资约束的KZ指数；其次，替换解释变量方法，借鉴祁怀锦等（2020）[12]的方法，以上市公司财务报告附注披露的年末无形资产明细项中与数字经济相关部分占无形资产总额的比例作为代理变量。具体地，当无形资产明细项包含“软件”、“网络”、“客户端”、“管理系统”、“智能平台”等与数字经济技术相关的关键词以及与此相关的专利时，标记该明细项目为“数字经济技术无形资产”，再对同一公司同一年度多项数字经济技术无形资产加总，计算其占本年度无形资产的比例，即为企业数字经济化程度代理变量。第三，企业实施数字化转型需要一个过程，因此，采用数字化转型程度的滞后一期，考察数字化转型的滞后效应。第四，为控制可能遗漏变量造成的回归偏误，我们使用差分方法降低不随时间改变的个体固定因素的影响。第五，我们删除了受到金融危机影响的2008年和2009年，排除金融危机对企业融资约束的影响。最后，我们还使用增加控制变量，以及中位数回归的方法。几种稳健性检验回归结果如表9所示，本文的研究结论依旧比较稳健。

表9 稳健性检验

6 研究结论

本文首先从理论角度梳理了有关企业数字化转型的相关文献以及数字化转型影响企业融资约束的内在机理，其次从实证层面检验了企业数字化转型对企业融资约束的影响。总体而言，本文的主要结论如下：（1）基准回归可知，企业数字化转型能够显著缓解中小企业融资约束。（2）中介效应检验发现，企业数字化转型可以通过提高企业信息透明度、降低融资成本、提高创新能力的机制降低融资约束程度。（3）异质性检验结果表明，在股权质押比例低、股票流动性大、机构投资者持股比例大以及经济政策不确定性小的样本中，数字化转型能够更有效地缓解融资约束。

本文的研究结论具有如下政策建议。第一，从企业层面来说，具体措施可以采取如加强企业自身信息化建设，将数据处理流程规范化，实现信息传递的透明性和准确性，让融资过程中的信息使用者能够根据数字化的经营信息得到企业准确的生产运营状况数据，以此借助数字化转型来缓解融资约束。第二，从国家层面来说，制定相应法律法规，依据《中国制造2025计划》中大力发展数字化的路线引导企业稳健走好每一步，不仅有助于推动全面实现我国生产经营数字化，还能够肃清经济市场环境，保障中小企业在成长过程中不因融资困难而受到约束。