数字化转型对企业现金持有的影响研究

李开君 肖飞 吴彩辉

(中国矿业大学经济管理学院 江苏徐州 221116)

1 引言

21世纪是数字的时代，数字技术引领了人类历史上的第四次工业革命，对我国的经济发展具有重要意义。2019年末，面对新冠疫情的冲击，传统实体企业损失严重，数字化技术对维持企业生产、保障经济发展起到了重要作用；2021年，“十四五”规划纲要中专门设置了“加快数字化发展 建设数字中国”章节，对加快建设数字经济作出明确部署[1]；截至2022年，我国数字经济已占GDP总量的41.5%，成为经济发展的中坚力量。制造业是国家经济命脉所系，随着生产和管理的数字化，制造业企业的经营模式与现金管理政策随之改变，但持有现金对其的重要性始终不可动摇。充足的现金持有可以保证企业经营活动的正常运转，只有足够水平的现金流动起来，才能产生充足的利益，从而提升企业价值。所以从本质上说，企业持有的现金是企业价值的重要创造者之一。基于此，本文借由数字化转型对企业现金持有的影响，探索其对企业价值的作用机理，具有一定的学术价值和现实意义。

数字化转型是数字经济时代企业特有的战略升级现象，具有新生性，将会带来多方面的经济后果。现有研究多从提高企业全要素生产率(赵宸宇等，2021)[2]、缓解融资约束(陈中飞等，2022)[3]、提高企业绩效(饶艳超等，2012)[4]等角度揭示数字化转型的经济后果，有关数字化转型通过影响企业现金持有带来经济后果的相关研究较少。针对数字化转型与企业现金持有之间的关系，学者们的研究角度多集中于现金持有的三大动机(谭志东等，2022)[5]、经营不确定性(吴晓晖等，2023)[6]、融资约束(孙慧，2020)[7]等，少有学者从两权分离造成的事后信息不对称的视角进行探究。此外，现有的数字化转型对企业现金持有影响的研究结论不尽一致，亟待对这一课题的深入探讨。

在此基础上，本文以2019—2021年我国沪深A股主板上市的制造业企业为样本进行实证研究。本文可能在以下方面有所创新：一是从企业现金持有的角度揭示了数字化转型的经济后果，拓展了企业数字化转型经济后果的研究视野；二是基于两权分离和信息不对称理论，创新地采用事后非信息对称博弈模型解释了数字化转型对于企业现金持有水平的影响，丰富了现有的研究角度；三是通过探究制造业企业的数字化转型对其现金持有的影响，深化了数字化转型对企业行为决策的影响，有助于引导制造业企业推进数字化转型。

2 理论分析与假设提出

2.1 数字化转型与现金持有水平

随着企业规模的壮大，上市公司股权分散加剧、管理更加专业化，所有权与经营权逐渐分离。两权分离后，股东与管理者通过签订责任契约来确定双方的权利义务关系，实现企业运作。信息不对称理论模型从时间上可以将划分为事前非信息对称博弈模型和事后非信息对称博弈模型。事后非信息对称博弈模型(moral hazard)指出，当协议达成后，信息多的一方会通过改变自己的行为来损害对方的利益。因为在信息不对称的情况下，信息少的一方无法准确核实对方是否按照协议办事，仅能通过对方传递出来的信息了解其对契约的履行状况。依据这种理论，股东与管理者签订协议后，管理者实质掌握的企业信息多，而股东通常只能透过公司财报和管理者的定期汇报来了解企业状况，掌握的信息较少，管理者会利用这种信息差来谋求私利、侵害股东利益，使契约处于次优状态。同时，Jensen(1986)的研究表明管理层更倾向于通过侵占现金来窃取公司资产，用于构建商业帝国和过度在职消费，损害公司价值[8]。因此，在信息严重不对称的情况下，股东为了保护企业资产和自身利益，往往会限制企业保有现金的数量，企业的现金持有水平较低。

数字化转型有效地改变了这种局面。一方面，数字化转型能够增加股东来自企业的信息供给量，数字技术能够通过打破高管信息垄断，拓宽股东获得信息的数量[9]，数字化转型能够弥补企业内外部信息鸿沟，让股东得到更多企业内部信息[10]；通过云计算、大数据等数字技术的使用，以往在企业运营的全流程中积累的海量、非标准化、非结构化数据信息，可以被加工输出成结构化、标准化信息，让股东得以更全面地获取企业经营中产生的各种信息。另一方面，数字化转型能够通过业务数据透明化约束管理层的非理性行为，保证企业现金的合理利用。在内部治理机制层面，随着信息管理系统等数字化平台的嵌入与应用[11]，企业日常经营的各类活动都能有迹可循，减少了信息传递的混沌节点与信息失真，方便股东对管理层的机会主义行为形成隐形监督机制，弱化管理层基于谋取个人私利动机的挪用资产、盈余操纵、信息隐藏等逆向选择行为[12]。

因此，企业进行数字化转型后，信息透明度上升，股东能够对管理层行为和企业现金安全进行更有效的监督。在此前提下，股东为了保证企业能具备及时抓住投资机会的灵活资金，会希望企业持有较多现金，这往往使得企业现金持有水平提高。

H1：企业的数字化转型程度与企业现金持有水平呈正相关关系。

2.2 数字化转型与现金持有价值

有效的数字化转型可以通过提高现金的持有量来提高现金持有的价值。综合国内外学者的研究，企业现金持有水平的上升主要会从两个方面提高企业价值。一方面，充足的现金持有量降低了企业因现金流动的不稳定性造成的经营风险。企业可以通过持有现金满足日常交易活动需求，防范环境不确定性引发经营风险，避免企业陷入流动性不足的财务困境[13]。现金是公司流动性最强的资产，企业在日常经营中现金流量波动较大，容易导致现金流周转困难。充足的现金持有可以支撑企业的正常资金流转和运行，使企业现金流入与流出保持一种动态平衡，从而有效抵御市场经济环境的冲击，降低企业内部的经营风险，保障企业正常的经营活动，进而提高企业价值。另一方面，较高的现金持有水平可以满足企业由未来投资机会或出于预防动机产生的其他现金需求。谭志东(2022)[5]认为企业持有现金存在机会成本，为了避免因募集不到足够的资金而错失投资机会，企业会提前预留一定数量的现金以备未来所需。现金是企业投资活动的基础，当市场上出现良好的投资机会时，充足的现金持有可以使企业及时把握有价值的投资机会，降低企业因现金短缺而错失投资机会带来的机会成本，减缓竞争对手掠夺市场份额的风险，同时规避了为获取外部资本投资支付的高昂费用，从而促进企业的未来成长、提高企业价值。

上述分析认为，数字化转型可以缓解信息不对称从而增加企业的现金持有量，而持有量的增加将会使得现金持有对企业价值起到更大程度的正向影响，即数字化转型将会优化现金持有决策，从而提高企业价值。

综上，本文提出假设2：

H2：数字化转型程度与现金持有价值呈正相关关系。

3 研究设计

3.1 样本选取和数据来源

本文选取2019—2021年间沪深A股主板上市的制造业企业作为初始样本，样本企业涵盖制造业的全部子行业。根据实证分析的要求，本文对初始样本进行了以下处理：(1)剔除经营状况明显异常的ST、*ST 、PT公司；(2)剔除相关变量缺失的样本；(3)对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。在此基础上，本文最终确定的样本为1564家企业，共4692个观测值。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

(1)企业现金持有水平(Cashlevel)。本文参照Opler(1999)[14]、余靖雯等(2019)[15]的做法，现金持有水平=期末现金及现金等价物之和/(期末总资产-期末现金及现金等价物之和)。

对钻孔灌注桩半湿孔作业的几点建议：（1）在充分调研当地地质特性的基础上，可尝试使用半湿孔作业法，如遇特殊软土地层或地下水位较高的情况，慎用本方法，总之，需与地质地层情况相适应；（2）注意干湿交界面的设定，需充分考虑地下水的影响并尽量设置在耐水浸性地层上；（3）钻进过程中泥浆补浆方法有待进一步优化，可考虑带卷扬机的软管直接送至孔底或通过钻杆灌浆。

(2)企业价值(TobinQ)。本文借鉴Ozkan(2004)[16]的研究理论，现金持有价值通过现金持有对企业价值的影响来衡量，故选择企业价值作为被解释变量。计算方法参照主流研究，TobinQ=总资产市场价值/总资产账面价值=(股权市场价值+债务市场价值)/总资产，其中总资产市场价值=每股价格×流通股股数+每股净资产×非流通股股数+负债市场价值。

3.2.2 解释变量

数字化转型程度(Digital)。参考吴非等(2021)[17]的方法，利用python做文本分析构建指标。首先，从政府部门网站收集有关企业数字化转型的国家政策文件做文本分析，借助TF-IDF(term frequency-inverse document frequency)模型提取关键词，筛选构造关键词矩阵。其次，结合齐瑞福等(2022)[18]的研究，将统计到的关键词分为数字技术应用、人工智能技术、大数据技术、云计算技术、区块链技术五类，整合形成完备的数字化词典；借助python中的jieba分词库对上市公司年报的“管理层讨论与分析”(MD&A)部分进行文本分析和分词处理，分类统计出企业数字化关键词出现的频次，将各类词频进行加总得到初始指标。最后，由于初始指标的分布具有明显的偏态，参考赵玲等(2022)[19]的做法，本文对该指标进行了对数转换；同时为使系数完整显示且不影响显著性，本文借鉴信春华等(2022)[12]的做法将对数转换后的指标除以100，得到最终数字化转型程度指标(Digital)。

3.2.3 控制变量

结合现有研究，为避免其他变量对现金持有及企业价值的影响，本文共设置了12个控制变量(见表1)。此外，为控制年度宏观环境、企业特征等不可观测因素对研究结果的干扰，本文还控制了年度固定效应(δ)和企业固定效应(μ)。

表1 主要变量定义

3.3 模型建立

为了检验研究假设H1，本文参照Opler(1999)[14]的模型建立如下模型：

式(1)中：Cashlevel表示企业的现金持有水平，Digital表示数字化转型程度，Control表示控制变量，μi表示企业固定效应，δt表示年度固定效应，ε表示随机扰动项，下标i和t分别表示公司和年度。模型中数字化转型程度Digital前回归系数α1的符号与显著性水平是关注的重点，预期其显著为正。

为了检验研究假设H2，本文参照Fama和French(1998)[20]的模型建立如下模型：

系数β2表示企业每持有1元现金对企业价值的影响，即现金的持有价值。交叉项(Digitali,t*Cashleveli,t)前的系数β3是本文关注的重点，它的符号和显著性反映了数字化转型对企业价值的影响，预期其显著为正。

4 实证结果

4.1 描述性统计

表2列示了变量描述性统计的结果。Cashlevel最大值为111.812，最小值为0.052，标准差22.667，表明不同制造业企业之间的现金持有水平差异较大，呈现两极分化；Cashlevel的均值大于中位数，表明样本数据的分布向右偏，大部分企业的现金持有水平较高；TobinQ最大值9.824，最小值0.802，相差9个单位，表明不同企业的企业价值存在一定差距；Digital的均值为0.658，表明有65.8%的样本企业进行了一定程度的数字化转型，数字化转型的覆盖范围较广；Digital的最大值为2.667，最小值为0，说明不同制造业企业间的数字化转型程度存在一定差异。

表2 变量描述性统计结果

4.2 回归分析与假设检验

4.2.1 数字化转型与现金持有水平关系检验

表3为数字化转型程度与企业现金持有水平关系的回归分析结果，结果显示数字化转型程度与企业现金持有水平间的回归系数为3.251，T值为5.00，说明企业数字化转型与企业现金持有水平在1%的显著性水平上呈现出极显著的正相关关系。该结论验证了假设1，表明伴随着数字化转型程度的提高，企业的现金持有水平在上升。

表3 数字化转型与现金持有水平

4.2.2 数字化转型与现金持有价值关系检验

表4 是对模型(2)回归的结果，可以发现交叉项Digital*Cashlevel的系数为0.005，T 值为3.18，表明回归结果在1%的水平上显著为正。这说明数字化转型通过改善事后信息不对称，不仅增加了现金持有水平，而且使得企业的现金持有价值增加，假设2成立。

表4 数字化转型与现金持有价值

5 结语

数字化转型通过改变我国制造业企业的经营模式与现金管理政策，对制造业经济的发展产生了重大影响。新冠疫情期间，数字技术在维持企业生产、保障经济发展方面表现出巨大潜能，已成为保障制造经济长效增长与企业生存发展的重要力量。本文聚焦两权分离造成的事后信息不对称，系统探究了数字化转型与企业现金持有之间的关系。

研究结论：(1)企业的数字化转型程度与企业现金持有水平呈正相关关系。数字化转型减少了信息传递的混沌节点与信息失真，使股东对企业日常经营有充分了解并加强对管理层的监督，缓解了两权分离下的信息不对称，使得企业现金持有水平提高。(2)数字化转型程度与现金持有价值呈正相关关系。高现金持有水平能降低企业因现金流动的不稳定性造成的经营风险和因现金短缺而错失投资的机会成本，数字化转型优化了企业的现金持有决策并提高了企业价值。

研究结论启示：(1)在政府层面，政府相关部门应进一步提高对制造业企业数字转型的重视程度，通过政策引导和完善公共服务建设来推进制造业企业数字化改革，促进数字经济和实体经济深度融合，推动我国制造业的发展。(2)在制造业企业层面，各企业要顺应数字经济发展的“东风”加速进行数字化转型升级；同时，完善企业内部治理和信息传递机制，缓解管理层与股东间的信息不对称，利用数字化转型来赋能企业发展，从而提高企业价值。