数字化转型、投资环境与创业投资——基于双重调节效应模型

吴文生 荣义 石昆明

1（合肥工业大学经济学院，合肥 230601）

2（上海大学经济学院，上海 200444）

引言

创新是引领发展的第一动力，是经济持续增长最重要的驱动力之一。在激烈的市场竞争中，企业除内部创新外，也逐渐开始超越自身边界组织进行开放式创新，而创业投资是企业外部创新的主要手段之一，对于推动企业的技术创新发挥着核心作用。企业创业投资起源于美国，至今已有60 多年的发展历史。近年来，我国创业投资活动也呈现出蓬勃的发展态势，根据投中数据库统计，2022 年我国新上市的511 家企业中有接近80%的企业具有PE／VC 的投资背景，其中风险资本对于创业板上市企业的渗透率更是超过90%，这些都表明当前创业投资市场已成为我国企业获取外部创新资源、推动技术创新的重要渠道。

与此同时，云计算、人工智能和大数据等新一代数字技术的发展牵引我国加速步入数字经济时代。数字技术具有渗透性、创新性和覆盖性，作为微观经济主体的企业，数字技术已融入到企业的日常经营和组织管理等活动中，大量研究表明，数字化转型可以促进企业产业利用率提升、推动人力资本升级、提高企业创新绩效、改善企业信息环境等，对企业的生产经营决策起到至关重要的作用。在这样的背景下，一个引人深思的问题是：数字化转型是否会对企业的创业投资活动产生影响？考虑到数字化转型对企业经营和决策的深远影响，有理由相信其可能会对企业的创业投资活动产生显著的影响。深入剖析这一问题，揭示其内在的传导机制和经济效应，不仅有助于更全面地理解数字化转型对企业行为的影响，还能为企业如何在数字经济时代做出更有价值的创业投资决策提供参考。

尽管已有研究深入分析了企业创业投资的驱动因素和战略效应，然而随着经济时代的到来，数字技术对企业创投活动的影响日益凸显。企业开展创业投资活动主要受到环境因素和组织因素的驱使［1］。从环境因素出发，当企业处于技术创新更加活跃、信息透明度更高的环境中时，企业往往有更大的动机开展创业投资。在数字化赋能的情境下，企业的创新环境会更加活跃［2，3］，信息环境能够得到改善［4］，这在一定程度上提升了企业开展创业投资活动的意愿。从组织因素出发，内部技术资源、财务资源和人力资源等都会深刻影响创业投资活动的开展，当企业内部技术资源和财务资源更加丰富时，其吸收外来创新资源的效率和能力也会更强，开展创业投资的动机更强；此外，企业数字化转型能够在一定程度上缓解企业融资约束［5］、提升产业利用率［2］和推动人力资本升级［3］等，这是创业投资活动开展的重要前提。由此可见，数字化转型对于企业生产经营活动、投资策略的影响可能会在一定程度上决定企业创业活动的开展。同时，衣长军和赵晓阳（2024）［6］指出企业数字化转型能够抑制管理层短视、提高风险代理成本和降低代理成本，进而提高企业的海外投资效率，进而有可能促进企业的创投活动。基于此，有必要明晰两者之间的关系，为发展数字经济和开展企业的创业投资活动提供理论依据。

因此，本文基于2010～2022 年上市企业的年报数据，利用文本分析构建出企业数字化转型指标，深入探究了数字化转型对创业投资的影响。本文从创业投资的视角研究了企业数字化转型的经济后果，丰富了现有的学术成果，有助于更全面地理解数字化转型对企业创业投资活动的影响；本文将投资环境指标进行了分解，并基于双重调节效应模型探究了传导机制，揭开了企业数字化转型对创业投资的作用机制；本文的实证研究结果为数字化和创业投资如何赋能企业发展提供了新证据，对于指导企业在数字化转型过程中如何更有效地利用创业投资具有重要实践意义。

1 理论分析与研究假设

1.1 理论假说

1.1.1 数字化转型与创业投资

影响企业开展创业投资的因素大体上可以分为三类：外部环境驱动、企业内部组织驱动和创业企业合作意愿。从外部环境因素出发，当企业处于技术创新更加活跃、创新资源更加密集的环境中，企业开展创业投资的意愿会更强，此时创业投资会给企业带来更高的潜在收益［7］。从企业内部驱动因素出发，企业现有的组织管理体系、内部技术资源是其识别、整合和吸收外部创新资源的基础；创新环境更优越、创新资源更丰富的企业可以从创业投资中获得更高的创新绩效。从创业企业合作意愿因素出发，创业企业在接受创业投资时会对创业企业的声誉、信息披露等方面进行考察，避免母公司出现潜在的机会主义行为。此外，当母公司拥有较为丰富的财务资源、营销资源和技术资源时，更易吸引有潜力的创业企业，进而推动创业投资的开展。

数字化转型影响了企业外部环境，提升企业信息透明度［4］，并形成“广告效应” 进一步提升企业市场声誉，这会提高创业企业的“安全感”和合作意愿。同时，陶锋等（2023）［7］研究发现，企业数字化转型在产业链供应链纵向关系中存在着后向溢出效应，具体体现为下游企业数字化转型会显著促进上游企业全要素生产率的增长，然而在推动产业链上下游发展的同时必然也会加剧产业竞争，提高了大型企业通过外部创新保持竞争力的意愿，因此从企业外部环境的角度来看，数字化转型可能促进了企业的创投活动。从企业内部出发，企业数字化转型给企业组织资源和组织结构［8］、融资成本［5］和创新绩效［1］等方面带来了积极影响，能够显著提高企业专业化分工水平［9］，并进一步提升企业的全要素生产率和内部控制水平，促进企业创新投资活动。从创业的合作意愿来看，数字化通过提升信息披露质量和透明度，增强了创业企业对母公司的信任感和合作意愿［4］。此外，数字化技术的发展使传统产业的边界变得更模糊，这使得企业在开展创业投资时，投资半径可能会更大［7］。Schwer 和Hitz（2018）［10］指出，数字化转型可以发展出可渗透的、灵活的组织结构，并使企业组织结构变得敏捷、适应性强和无边界，这使得母公司在创业投资活动中具有更强的渗透性和延伸性。基于此，本文提出假设H1。

H1：企业数字化转型能够促进创业投资。

1.1.2 企业投资环境与创业投资

企业的投资环境是指企业在进行投资活动时所面临的外部环境条件和因素。这些因素可以细分为企业的信息环境、市场状况、行业竞争程度等多个方面。企业在选择投资项目、进行资本配置和经营决策时，都需要考虑和适应投资环境的各种变化。因此，投资环境会影响企业的投资决策，进一步对创业投资活动开展产生深远的影响。为了探究数字化转型对创业投资的影响机制，本文将企业投资环境分为信息环境、市场化水平和行业竞争程度3 个方面，以此深入研究数字化转型对创业投资影响路径。

（1）信息环境的调节作用

信息不对称是影响技术市场和创业投资过程的重要因素之一，数字化转型经济效果的实现情况和创业投资活动的开展都会受到信息环境的影响。基于数字化转型经济效应层面：由于不同企业信息环境间存在着差异性，其数字化转型的经济效应也会有所不同。随着企业信息透明度和信息质量的提高，其信息披露也更易受到公众和媒体的关注，当企业向市场发送“数字化转型信号”后，其形成的“广告效应” 会更加明显，数字化转型的作用效果能够在一定程度上得到提升［11］。如在信息环境好的企业中，“数字化转型” 信号能够吸引更多更优质的外部投资者和分析师关注，这种强有力的外部监督能够缓解企业的委托代理问题，削弱融资约束［5］和提高投资效率［6］，从而促进创业投资活动的开展。此外，随着区块链、大数据、人工智能等数字技术的不断运用，市场边界不断拓宽，企业联系和合作愈加频繁，这促进企业更加主动地融入全球创新网络、推进全球科技创新协作［1］，为企业联合创业投资和跨境创业投资奠定了基础。在联合创业投资中，各个联合体之间存在着信息不对称，此时各联合体都希望能够消除彼此间的信息差，以降低投资风险。因此，信息环境更好的企业更容易获得其他联合体的信任，进而提高联合创业投资开展的可能性。同样地，在跨境风险投资中，跨境创业机构对于当地投资环境缺乏足够的认知，通常会选择与当地的企业建立合作，此时信息环境更好的企业往往更易与其他企业达成合作，从而促成跨境创业投资活动的开展。

在创业投资活动开展的层面上：信息环境是创业活动开展的重要决定因素［14］。对于创业企业而言，其融资时会对自身技术和商业信息进行披露，当双方处于不平等地位时，母公司可能会出现潜在的机会主义行为，窃取创业企业的核心技术等［1］。所以，母公司开展企业创业投资的一项关键工作是克服创业企业的不信任［7］，而母公司对自身信息有效披露、建立良好声誉会提高创业企业的“安全感” 和合作意愿。此外，信息环境较好的公司更易受到创业企业的关注，从而创造了更多潜在的合作机会。由此可以推断出，在数字化转型与企业创业投资活动的作用关系中，当企业信息环境较好时，创业企业的合作意愿度较高、合作壁垒下降以及潜在合作机会增多，此时数字化转型对于创业投资活动的作用效果将更加明显。基于此，本文提出假设H2a。

H2a：企业信息环境越好，越有利于发挥数字化转型对企业创业投资的促进作用。

（2）市场化水平的调节作用

市场对资源配置起决定性作用，市场化水平对于企业信息披露有着重要的影响。特别是随着数字技术的迅速发展，市场边界不断拓宽，市场对于企业生产活动和经营决策的影响也在不断提升。市场化水平的提升能够加速信息传播、提升信息效率，还能够充分发挥“数字化转型信号”的“广告效应”、提升市场激励作用［11］。

具体来看，在市场化水平较高的地区，机构投资者、分析师等市场主体可以对信息进行更加深入地挖掘和分析，社会网络资源获取和传递也更加便捷，这提升了信息广度、速度和效率，使得企业的信息效应能够得到充分发挥。此外，在市场化程度较高的地区中，市场竞争较为公平、法律法规较为完善，企业有较高的意愿进行信息披露，提升自身形象；同时，对于所处地区市场化水平较高的企业而言，发育良好的中介组织使得企业发送“数字化转型信号” 的速度和效率更高，广告效应也会更加明显，这能够进一步强化信息环境对数字化转型经济效应的促进作用。此外，市场化水平的提高会使得创新资源转移更加便利、技术进步更快，充分发挥市场化水平和信息环境的乘数效应，强化信息环境的正向调节作用。市场中介环境是市场化水平的重要影响因素，市场中介环境也会影响各类市场中介的信息挖掘和分析效果，进而影响信息环境的调节效果。基于此，本文提出假设H2b。

H2b：企业所处地区具有较高的市场化水平时，将强化信息环境的调节作用，进一步增强数字化转型对创业投资的促进作用。

（3）行业竞争程度的调节作用

行业竞争程度也是企业信息环境的重要影响因素，会影响企业创业投资活动的开展。在激烈的市场竞争环境中，分析师、机构投资者等市场主体会有更加强烈的动机对企业的信息进行挖掘。同时，为了应对愈加激烈的市场环境，企业会建立战略性的信息网络，与供应商、客户和合作伙伴之间建立密切的信息共享网络，这使得信息在企业间流动的频率和效率更高，企业数字化转型的经济效应也会得以提升。随着市场竞争的加剧，企业面临的外部压力也会更大，此时企业可能会选择通过及时公布自身业务运营状况、财务信息等方式提高自身的信息透明度，降低与投资者和消费者之间的信息不对称，以此作为一种战略手段在行业中突显自身［11］，这在放大信息效应的同时也提高了企业“数字化转型信号” 的传递效率。在非竞争性行业中，企业进行信息披露的动机较低，因为此时企业受投资者压力进行披露的可能性比较小；且过多的进行信息披露可能会导致信息泄露，从而导致公司利益受损，这会导致行业中的信息不对称水平较高，信息效应难以发挥其真正的作用。在竞争激烈的市场环境中，企业为了提升核心竞争力，创业投资意愿有所提升，但激烈的市场竞争会压缩企业的盈利空间，企业在开拓新业务和改善经营环境时会更多的依赖于外部融资，投资者会根据企业所披露的信息来判断自身的投资风险，企业披露的信息多、质量高会更易获得外部融资［5］。因此，企业会尽可能减少双方的信息不对称，并塑造良好的社会形象。由此可以发现，激烈的市场竞争会对企业信息披露形成一定的外部压力，并进一步强化了信息环境对于数字化转型的正向调节作用。基于此，本文提出假设H2c。

H2c：当企业所处行业竞争水平较为激烈时，将强化信息环境的调节作用，进一步增强数字化转型对创业投资促进作用。

图1 研究框架

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

考虑到我国创业投资在2009 年之后开始快速发展，本文主要选取了2010～2022 年我国A 股上市企业为研究样本，并进行如下处理：（1）剔除金融类行业的样本；（2）剔除ST、∗ST 的样本；（3）剔除数据严重缺失的企业样本；（4）对连续型变量进行上下1%的缩尾处理。企业财务数据主要来自于CSMAR 和Wind 数据库，创业投资数据主要来自于投中数据库。

2.2 关键变量设定

2.2.1 被解释变量

企业创业投资（Cvc）。参照Wadhwa 和Kotha（2006）［12］的做法，以年度投资笔数衡量企业创业投资数量。在投中数据库中对上市企业直接参与投资的数据进行手工收集，剔除交易轮次为上市及以后、战略合并、借壳上市、非控制权收购和控制权收购（Buyout）的投资事件。从Wind 数据库中导出上市企业参股、控股风险投资机构的名录并检索间接投资数量。本文借鉴企业创业投资领域中的常用做法［13］，将直接投资模式和间接投资模式均认定为企业创业投资，并把两份数据合并，作为本文企业创业投资变量。

2.2.2 解释变量

数字化转型（Dig）。本文主要参考了袁淳等（2021）［9］的做法，以国家政策语义体系为基础制定了数字化词典，并通过文本分析的方法对关键词词频进行了统计以此衡量企业数字化转型水平，同时为了避免反向因果，本文还对数字化转型指标进行了滞后1 期处理。

2.2.3 调节变量

本文调节变量为信息环境（Att）、市场化水平（Ml）、市场中介环境（Iml）和市场竞争程度（Mc）。信息环境变量为对数化后的分析师关注人数；市场化水平选用了市场化指数衡量；市场中介环境为市场化指数的子指标“市场中介组织的发育和法律制度环境”；市场竞争程度使用（1－赫芬达尔指数）计算得出，并以中位数进行分组。

2.2.4 控制变量

参考Guo 等（2019）［14］的做法，本文选择了资产回报率（Roa）、企业可持续增长率（Sgr）、企业年龄（Age）、企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、独立董事占比（Ind）和经营活动现金流（Cash）作为控制变量。

表1 变量定义

2.3 模型设定

本文设置了双重固定效应模型对假设H1 进行检验，具体如式（1）所示。其中Cvci，t表示企业当年创业投资数量，Digi，t表示企业数字化转型的水平，Ctrli，t表示控制变量的集合，εi，t是模型的随机误差项。此外，模型还控制了年份固定效应和个体固定效应。

3 实证检验

3.1 描述性统计

变量的描述性统计如表2 所示，可以发现数字化转型（Dig）的平均值为3.246，标准差为1.268，中位数为3.178，这说明样本企业中大多数企业都进行了数字化转型，且数字化转型程度差距较大。企业创业投资变量（Cvc）的中位数为0，表示大多数企业都未开展创业投资活动，均值为0.186，标准差为0.412，说明样本企业在创业投资上具有显著的差异性。

表2 描述性统计

3.2 基准回归结果

数字化转型对企业创业投资影响的基准回归结果如表3 所示。可以发现，Dig的回归系数始终在1%的水平上显著为正，说明数字化转型可以显著促进企业创业投资。从经济意义上看，以列（4）为例，如果数字化转型每增加1%，将会促进企业创业投资数量增加约3.5%，相对于样本区间创业投资数量的均值增加19%（＝0.035／0.186／100%）。

表3 基准回归结果

3.3 内生性问题

3.3.1 工具变量法

（1）ICT 人才供给强度

本文所研究的解释变量为企业数字化转型，数字化转型作为对原有业务模式、组织架构和商业模式的革新，知识要素密集、技术更迭快，推动和发展都需要高技能水平的ICT 人才。张叶青等（2021）［15］使用了企业与17 所“珠峰计划” 高校之间的距离作为大数据应用程度的工具变量，本文在此基础上引入了高校学科评估数据，对ICT 人才供给强度进行更加全面、客观和准确的衡量。

工具变量构造如式（2）所示，其中Distanceimt表示企业i在第t年与高校m之间的距离，Smt表示高校m在第t年的ICT 技术人才培养得分，主要依据ICT 代表学科的学科评估得分①，Nc表示企业所在城市上市企业的总数量，企业所在城市的企业数量越多，高校对企业辐射强度越低，IV1it表示高校对企业的ICT 人才供给强度。在IV1it的构造中，由于使用了学科评估和距离等数据，其难以对企业创业投资造成影响，满足了排他性，同时ICT 人才供给强度会对企业数字化转型造成影响，满足相关性。

回归结果如表4 所示。在列（1）中，IV1it的系数显著为正，这说明ICT 人才供给强度越高，企业数字化转型的程度越高，与预期一致。第一阶段的Cragg－Donald Wald F 统计量为255.035，Kleibergen－Paap rk Wald F 统计量为269.254，均远高于Stock－Yogo 弱工具变量检验的10%临界值16.38，可以认为IV1it拒绝了“工具变量识别不足”和“工具变量弱识别” 的假设。在列（2）中，Dig的回归系数在1%的水平上显著为正，即在考虑了内生性问题后，数字化转型仍能显著促进企业创业投资。

表4 工具变量回归结果

（2）城市历史邮电设施水平

借鉴黄群慧等（2019）［16］的做法，将每百人固定电话数与全国互联网用户数的1 阶滞后项交乘得到工具变量（IV2it）。检验结果如表4 所示。在列（3）中，IV2it的系数在1%水平上显著为正，说明城市历史邮电设施水平与企业数字化转型水平显著正相关，Cragg－Donald Wald F 统计量和Kleibergen－Paap rk Wald F 统计量均远大于16.38，验证了IV2it作为工具变量的合理性。在第二阶段中，Dig的回归系数显著为正，说明数字化转型在考虑内生性后，仍显著促进企业创业投资。

3.3.2 改变数字化转型指标

本文重新构造了4 个数字化转型指标进行稳健性检验。（1）本文使用了吴非等（2021）［4］对数字化转型的衡量方法，构造数字化转型指标（Dig2）进行稳健性检验；（2）参考袁淳等（2021）［9］的做法，本文使用了数字化相关词汇频数总和除以年报MD＆A 语段长度衡量企业数字化程度（Dig3）；（3）参考陈德球和张雯宇（2023）［17］的做法，本文根据数字化转型词频数，从高到低划分为4 档，分别赋值4、3、2、1（Dig4）；（4）本文还使用了未经对数化处理的词频数表示数字化转型（Dig5）。检验结果如表5 所示，其中解释变量的回归系数均在1%水平上显著为正，说明回归结果仍保持稳健。

表5 稳健性检验（一）

3.3.3 剔除部分样本

本文借鉴田鸽和张勋（2022）［18］的做法，剔除了一线城市和新一线城市的企业样本。结果如表6 所示，其中列（1）仅剔除一线城市企业样本，列（2）剔除了一线城市和新一线城市企业样本。此外，由于本文窗口期为2010～2022 年，在窗口期早期，我国数字经济发展较为缓慢，企业数字化转型水平较低，难以发挥其对企业创业投资的积极影响，所以本文剔除了2014 年之前的样本进行相关检验，结果如列（3）所示。

表6 稳健性检验（二）

表7 机制检验结果

3.3.4 削弱企业策略性披露的影响

本文通过以下稳健性检验削弱企业策略性披露的影响。本文仅保留了在沪深交易所信息披露考评中考评结果为“优秀” 和“良好” 的企业，这类企业信息披露的质量较高，不容易发生策略性披露的情况，检验结果如表6 列（4）所示。此外，披露越及时的年报，信息含量越高，披露不及时的年报可能存在着“问题披露”。因此，本文对部分年报披露不及时的样本进行了剔除，结果如列（5）所示。

3.3.5 外生冲击试验检验

本文参照吴非（2021）［4］的做法，设定了带有调节效应的多期DID 模型以检验“宽带中国战略” 的外生冲击影响，模型如式（3）所示，其中du＝1 表示在样本期内被选为“宽带中国” 试点城市的组别，du＝0 表示未被选为“宽带中国”试点城市的样本。dt表示为时期虚拟变量，dt在“宽带中国” 试点城市入选当年及以后年份赋值为1，否则为0。检验结果如表6 列（7）所示，其中Dig×du×dt系数在1%水平上显著为正，说明在考虑了宽带中国的外生冲击检验后，数字化转型仍可显著促进创业投资。

4 机制检验及经济后果检验

4.1 机制检验

借鉴江艇（2022）［19］、余艳等（2023）［11］的做法，设定了如下模型。式（4）为调节变量是连续型变量（Ml）时的模型，此时β3表示市场化水平在数字化转型对创业投资影响中的调节作用，式（5）为调节变量时虚拟变量（Mc）时的模型，此时β2和β3分别表示Mci，t为1 和0 时，数字化转型对创业投资的影响：

为了进一步探究市场化水平和市场竞争程度如何影响信息环境在数字化转型对创业投资影响中的调节作用，本文在式（4）和（5）的基础上设定了式（7）和（8）。式（6）为信息环境（Att）的调节作用，式（7）为式（4）在引入调节变量分析师关注度（Att）后的模型，β7说明了市场化水平如何影响信息环境在数字化转型的调节作用。式（8）为式（5）在引入调节变量信息环境（Att）后的模型，β6和β7分别表示为1 和0 时，信息环境在数字化转型中的调节作用。此外，市场中介环境指标（Iml）的机制检验模型同模型（4）和模型（7）。

表（7）为机制检验的回归结果。列（1）为模型（6）的检验结果，Dig×Att的系数显著为正，说明信息环境在数字化转型对创业投资的影响中起到正向调节作用，支持了假设H2a。列（2）为模型（4）的检验结果，Dig×Ml系数显著为正，说明市场化水平能正向调节数字化转型对创业投资的促进作用。列（3）为模型（7）的检验结果，Dig×Ml×Att显著为正，这三者交互显著提升了数字化转型对创业投资的影响。这表明市场化水平与信息环境存在乘数效应，二者共同提升了数字化转型对创业投资的正向促进效应，支持了假设H2b。列（4）和（5）报告了市场中介环境（Iml）的机制检验结果，其中Dig×Iml和Dig×Iml×Att的系数均显著为正，说明市场中介环境越好，信息环境对企业的赋能作用越显著，对数字化转型的调节效应越明显。列（6）报告了模型（5）的回归结果，其中Mc×Dig和（1－Mc）×Dig系数均显著为正，但是Mc×Dig的系数略高，说明在市场竞争激烈的地区中，企业进行创业投资的动力更强，数字化转型对创业投资的促进作用更显著。列（7）报告了模型（8）的回归结果，Mc×Dig×Att的系数显著为正，说明在竞争激烈的市场环境中，信息环境对数字转型的正向调节作用有所增强。支持了假设H2c。

4.2 经济后果检验

企业创业投资的主要目的之一便是实现企业增值，Dushnitsky 和Lenox（2006）［20］研究发现，开展创业投资的企业会在市场中获得更高的价值增值，并且当创业投资是以战略目标为导向时，其价值创造的效率会更加显著。因此，本文首先探究了数字化转型促进创业投资对企业账面价值的影响。此外，张叶青等（2021）［15］研究发现，大数据的应用提高了企业的研发投入和生产效率，进而显著提高企业的市场价值。基于此，本文认为数字化转型可以通过促进企业创业投资，进一步提高企业的市场价值。母公司在创业投资的过程中，能够较快汲取领域的前沿知识，从而充分开发新资源，提升内部创新活动的开展。因此，本文认为数字化转型能够通过促进创业投资进而提高公司的创新产出水平。

经济后果检验参考袁淳等（2021）［9］的做法，使用了逐步回归的方法进行检验，本文还使用了Sobel 检验提高经济后果检验的稳健性。检验结果如表8 所示，在列（1）中，Dig的回归系数显著为正，说明数字化转型可以显著提高创业投资水平；在列（2）中，Dig的系数均显著为正，说明企业数字化转型可以显著提高公司的账面价值；在列（3）中，Dig和Cvc的系数均显著为正，说明数字化转型能够显著促进创业投资，进而提高公司的账面价值。在Sobel 检验中，Z 值为3.085，P 值为0.002，说明上述检验具有稳健性。市场价值和创新产出的检验结果同上，本文不再赘述。

表8 经济后果检验

5 结论与启示

近年来，创业投资与企业数字化转型都是学界和业界的热点问题，但直接探讨这两者之间关系的文献却并不多见。因此，本文选取了2010～2022 年上市企业的年报数据为研究样本，深入探究了企业数字化转型对创业投资的影响及作用机理。研究结果表明，企业数字化转型可以显著促进创业投资，该结论在经过一系列内生性检验和稳健性检验后依然成立。通过机制检验对企业投资环境指标进行分解，发现信息环境越好，数字化转型对创业投资的促进作用越显著，同时市场化水平和行业竞争程度能够强化该调节作用。创业投资在推动我国经济实体创新中扮演了关键角色，其快速发展为我国实体经济的繁荣注入了新动力。而企业数字化转型，作为数字经济的核心体现，其对创业投资和实体经济创新的影响具有深远的理论意义和实践价值。（1）本文拓展了数字化转型和创业投资驱动因素的理论研究范畴，为数字化转型和创业投资驱动因素提供了新的研究视角；（2）本文明确了数字化转型对企业创业投资的影响机制，丰富了数字化转型经济效应的作用路径；（3）本文深入分析了数字化转型对创业投资的经济后果，并发现数字化转型可以通过促进创业投资进一步提高企业的账面价值、市场价值和创新产出，为数字化转型和创业投资支持企业高质量发展提供了理论基础，也侧面证明了数字经济和实体经济深度融合能够在一定程度上促进我国经济高质量发展。

从本文的研究结论中，可以得到以下启示：（1）对于企业而言，数字化转型不仅是组织技术革新的重要手段，更是推动创业投资活动的关键因素。企业应积极把握数字化转型的机遇，将其纳入核心战略，充分发挥数字化转型的创新赋能作用。通过数字化转型，企业可以优化生产经营流程，提高决策效率，从而激发创业投资活动的活力；（2）企业应高度重视信息披露，提高信息透明度，以减少与创业企业之间的信息不对称。这有助于充分发挥数字化对创业投资的促进作用，增强企业的外部创新能力。通过及时、准确的信息披露，企业可以加强与创业企业的沟通与合作，共同推动创新成果的转化与应用。此外，政府在推动创业投资驱动产业创新和经济高质量发展方面扮演着重要角色。实证研究结果显示，市场化水平等反映政府与市场关系的制度因素能够调节数字化转型对创业投资活动的正向影响，因此，政府需要不断完善市场机制，加强知识产权保护，以营造公平、开放、透明的竞争环境。

注释：

①教育部于2009 年、2012 年以及2017 年分别完成第二轮、第三轮和第四轮学科评估。第二轮学科评估中，本文选取了电子科学与技术、信息与通信工程、计算科学与技术学科作为ICT 技术代表性学科，在第三轮和第四轮学科评估中选取了电子科学与技术、信息与通信工程、计算科学与技术、软件工程学科作为ICT 技术代表性学科。在第二轮和第三轮学科评估中，教育部公布了学科评分，在第四轮学科评估中，评估结果是分档呈现，只公布了位次百分位。本文参照第二轮和第三轮学科评估赋分方法，对第四轮学科评估结果予以赋分。高校在第二轮学科评估中ICT 技术代表性学科的评分总和作为高校2010～2012年的ICT 技术人才培养得分，以此类推。