申 杰 昌忠泽
1（中央财经大学经济学院， 北京 102206） 2（中央财经大学财经研究院， 北京 100081）
引 言当前数字时代各方面的应用场景发生了深刻变化， 企业已无法作为独立的个体， 置身数字环境之外。 推动企业数字化转型， 走“数实融合” 之路， 已成为产业界面向未来的发展共识。 然而， 企业实现数字化转型并非易事， 许多企业在转型过程中陷入困境。 埃森哲发布的《2022 中国企业数字化转型指数研究》 显示， 九大行业570 余家企业中， 数字化转型成效显着的企业占比仅为17%。学术界认为转型能力不够、 成本偏高、 阵痛期较长是企业数字化转型面临的三大难题。 而风险投资既可以为企业提供良好的管理、 技术、 指导和认证等非资本增值服务［1］， 又能够为数字化转型企业提供资本支持。 由此想到的问题是： 风险投资持股能否有效驱动企业数字化转型？ 哪些因素能够改变风险投资持股对企业数字化转型的影响？其背后的作用机制是什么？
现有研究重点关注了数字化转型的结果， 分析数字化转型如何帮助企业实现流程优化和模式创新［2］， 进而提升企业专业化分工水平［3］和新产品开发绩效［4］。 部分学者分析了数字化转型的前置影响因素， 在融资约束方面， 间接融资主导的中国金融结构面临信息不对称和准入门槛问题［5］， 企业数字化转型需要大量资金投入， 更加需要市场化金融手段的有力支持［6］； 在技术创新方面， 基于数字场景与数字技术嵌入的技术创新［7］， 尤其是ABCD 等方面的技术创新是企业数字化转型的基础支撑［8］； 在转型能力方面， Matarazzo 等（2021）［9］强调了感知和学习能力以及数字化转型意识对企业数字化转型的作用。 总的来说， 上述研究从多个方面对企业数字化转型的动因和渠道进行了分析， 遗憾的是缺乏从股权视角分析企业数字化转型影响因素的研究。
现有研究认为风险投资持股对企业的影响集中于3 个方面： （1） 风险投资入股企业后， 通过向被投企业派驻董事、 招募管理人才、 设计股权激励计划等方式， 改善公司治理结构［10］； （2） 风险投资机构可以为企业提供声誉保障［11］， 风险投资持股企业更容易被市场认可， 获得更多行业资源和外部支持［12，13］； （3） 风险投资机构在与其他市场主体长期合作中建立了紧密的合作关系［14］，可以帮助持股企业开辟更大合作空间［15］。 综上所述， 现有文献聚焦于风险投资对企业投融资、 公司治理等方面的影响， 而本文集中分析风险投资对企业数字化转型的外在影响和内在机理， 以及内部和外部环境所起的调节作用， 以进一步佐证风险投资持股对企业数字化转型的重要意义， 也为推进企业基于数字化转型的高质量发展提供理论遵循。
本文研究了风险投资持股对企业数字化转型的影响， 从股权视角解析了企业数字化转型的动因， 为相关领域研究提供了一个新视角的补充；从企业产权性质和生命周期两个方面揭示了风险投资持股对企业数字化转型的异质性影响， 并且论证了市场化水平和知识产权保护的调节作用，丰富了有关企业数字化转型的研究文献； 从多条路径出发， 剖析风险投资持股对企业数字化转型的作用机制， 为企业设计股权架构推动自身数字化转型提供有益参考。
1 理论分析与研究假说1.1 风险投资持股和企业数字化转型（1） 专业指导效应。 “数字化转型” 具有投入成本高、 周期长、 涉及面广的特点， 不同于企业日常生产经营， 对于企业是较为陌生的领域。风险投资机构的资源能力和行业专业知识， 使其对市场的把握和对行业未来发展的理解更深刻，能够为持股企业提供专业特长和管理经验， 推荐高级管理人员， 能够为企业经营管理提供有力帮助［16］。 并且， 风险投资持股还有助于企业做好数字化转型中的形势研判、 资金管理、 市场开拓，提高企业数字化转型的效率， 加快数字化转型进程； （2） 公司治理效应。 “数字化转型” 伴随着企业业务、 技术和组织等多个方面的转型变革。这就需要企业从组织结构、 企业文化等方面进行调整， 而风险投资方在被投企业董事会中通过表决权参与公司组织架构改革， 可以推动企业的组织模式向着数字经济时代的现代公司制度转变［10］，以更好的适应和保障数字化转型企业的高效运转；（3） 标杆效应。 风险投资机构常常扮演了积极投资者的角色， 其产生的标杆效应使被投企业受到风险投资战略成功的激励， 成为风险投资战略的追随者［17］。 被投企业受风险投资者的激励将不再安于现状， 其中的表现形式之一就是把数字化作为破局、 求变的方式和实现自身发展、 突破的机会。 据此， 提出假说H1。
假说H1： 风险投资持股可以促进企业数字化转型。
1.2 风险投资持股对企业数字化转型的影响机制企业股东与管理层之间存在利益冲突， 会产生委托－代理问题。 而风险投资机构入股企业则致力于企业中长期价值的提升， 最终通过企业上市、 并购等方式退出获得收益［18］。 风险投资机构在投后管理中力求获得董事会席位， 参与公司经营决策， 通过向企业派驻董事、 招募管理人才、 监督创业者等途径积极参与企业经营决策， 抑制管理层的短视行为［19］， 从而降低代理成本， 推动企业数字化转型， 实现长远发展。 据此， 提出假说H2a。
假说H2a： 风险投资持股可以通过降低企业代理成本， 促进企业数字化转型。
风险投资持股还可以促进企业技术创新。 风险投资介入能够分担和分化企业研发风险［20］， 达到为企业创新减压的效果， 同时为技术创新活动提供一定的风险资金支持； 另外， 风险投资方拥有广泛的资源、 关系网络可以帮助创新方与关联企业建立联系， 为创新方搭建上下游创新合作关系［14］， 形成完整的产业创新成果转化链条， 实现企业技术创新的良性循环。 而企业数字化转型的本质是一种基于技术变革的新“技术－经济范式”，需要以云计算、 大数据、 移动互联网等为代表的新兴技术的支撑， 这有赖于技术创新的引领和驱动。 据此， 提出假说H2b。
假说H2b： 风险投资持股可以通过推动企业技术创新， 促进企业数字化转型。
企业数字化转型需要一定的资金支持， 以商业银行为主导的金融体系偏好风险较低的企业，对具有较大不确定性的转型企业避而远之。 风险投资机构的灵活性、 逐利性和风险偏好， 可以在很大程度上实现企业信用的透明化和信息化， 更好的把控企业数字化转型中的各种风险和不确定性， 从而使得风险投资机构可以更多的投资数字化转型类具有良好发展前景的企业， 缓解企业数字化转型面临的融资约束难题［12］， 加快企业数字化转型进程。 据此， 提出假说H2c。
假说H2c： 风险投资持股可以通过缓解企业融资约束， 推动企业数字化转型。
风险投资者会通过担任董事会成员、 变更CEO和监督管理层来改善公司治理［21］， 风险资本家还运用他们的知识去帮助企业制定战略决策和财务计划、 完善内部控制等［22］。 风险投资机构也凭借其社会网络资源帮助企业获取信息， 提升社会资本， 增强董事会决策的科学性［23］。 以上因素均有利于减少企业经营风险。 企业经营风险作为企业战略决策的重要一环， 直接影响到企业的风险项目偏好。 企业当前的经营风险越低， 其风险承受限度越高， 对数字化转型这类高风险项目的倾向性往往越强。 据此， 提出假说H2d。
假说H2d： 风险投资持股可以通过减少企业经营风险， 促进企业数字化转型。
2 研究设计2.1 计量模型基于前面的理论分析， 实证检验风险投资持股对企业数字化转型的影响， 构建如下计量模型：
其中，i是企业，t是年份。dcgit表示企业数字化转型程度，vcit是风险投资持股哑变量，Cit为控制变量向量，industryi是行业固定效应，yeart是年份固定效应，εit表示随机扰动项。
2.2 指标体系构建2.2.1 被解释变量
企业数字化转型（dcg）。 企业对数字化转型的重视程度可通过年报中出现的数字化转型关键词频率来体现。 据此， 采用文本挖掘关键词频的方法测度企业数字化转型程度。 （1） 通过文本分析方法创建检索关键词。 在关键词的选择上， 借鉴吴非等（2021）［24］的研究； （2） 运用Python 技术抓取关键词； （3） 数字化转型关键词的披露次数占文本总字数的比重衡量企业数字化转型程度。
2.2.2 核心解释变量
风险投资持股（vc）。 查阅CSMAR 数据库的前十大股东名单， 如果股东名称中含有“风险投资”、 “创业投资” 或“创业资本投资” 字样， 或者被CVSource 数据库或《中国创业投资发展报告》 收录， 则将该股东界定为具有风险投资背景。其他情况， 通过“天眼查”、 “企查查” 查询该股东的主营业务， 确定该股东是否具有风险投资背景。 如果企业存在风险投资背景的股东， 则风险投资持股哑变量（vc）等于1， 否则等于0。
2.2.3 控制变量
选择如下控制变量： 企业规模（size）， 以企业年末总资产的对数衡量； 财务杠杆（lev）， 用企业年末债务总额与年末总资产的比值衡量； 资本密集度（fixed）， 以企业年末固定资产净额与年末总资产的比值表示； 企业成长性（growth）， 用企业主营业务收入增长率表示； 存货占比（inv）， 用存货净额与总资产的比值表示； 两职合一（dual），如果企业总经理和董事长为同一人， 则该变量取值为1， 否则取值为0； 是否亏损（loss）， 当年净利润小于0 取1， 否则取0； 独立董事比例（indep），用独立董事占全体董事人数的比例表示； 托宾Q值（tobinq）等于（流通股市值＋非流通股股份数*每股净资产＋负债账面值）／总资产； 公司成立年限（firmage）等于ln（当年年份－公司成立年份＋1）； 机构投资者持股比（inst）， 用企业年末机构投资者持股数与企业年末总股本之比表示。
2.3 数据来源和样本处理以2007～2021 年沪深A 股上市公司为研究样本， 剔除金融类企业、 ST 类和数据缺失严重的企业， 对连续变量进行双边1%的缩尾处理。 原始数据来自CSMAR 和Wind 数据库， 上市公司年度财务报告来自巨潮资讯网。 变量的描述性统计如表1 所示。
表1 主要变量描述性统计
续 表
3 实证分析3.1 基准回归分析检验风险投资持股能否推动企业数字化转型，回归结果报告于表2。 结果表明， 风险投资指标的系数在1%检验水平上显着为正， 表明风险投资持股可以助力企业数字化转型。 假说H1得证。添加控制变量前后， 风险投资指标的系数显着性和系数符号均未发生改变， 支持了回归结果的稳健性。 数字经济时代， 许多企业以全新的商业模式进入其他行业， 展开跨界经营， 企业生产经营面临包括数字化、 智能化转型在内的新的挑战。风险投资具有敏锐的市场嗅觉， 风险投资机构参与董事会决策， 纠正管理层短视行为， 关注企业未来发展， 推动企业资源向数字化转型倾斜， 增强资源的靶向性， 这对于提升数字化时代企业核心竞争力具有重要意义。 从控制变量来看。 企业规模、 资本密集度、 企业是否亏损、 托宾Q 值、公司成立年限均对企业数字化转型产生了一定的影响。
3.2 内生性检验参考吴超鹏和张媛（2017）［25］的研究， 使用各省（区、 市）有风险投资背景的上市公司占比（vcdensity）作为工具变量。 理由是： 风险投资具有“本土效应”， 倾向于投资本地公司， 以便更好地监督公司运营。 并且， 风险投资的“本土效应” 对企业数字化转型没有直接影响。 工具变量满足外生性和相关性要求。 基于两阶段最小二乘法的回归结果如表3 列（1）、 （2） 所示。 第一阶段F 值大于10， 说明不存在弱工具变量问题， 第二阶段回归结果显示风险投资对企业数字化转型的估计结果显着为正， 与基准回归结果保持一致。
表3 内生性检验结果
本文还利用核心解释变量为哑变量的特点，使用倾向得分匹配法再来处理内生性问题。 结果如表3 列（3）、 （4） 所示。 其中， 列（3） 指定Logit 来估计倾向得分， 列（4） 指定Probit 来估计倾向得分。 重叠性检验和平衡性检验结果均显示模型满足相关条件。 风险投资持股哑变量的系数在1%的检验水平上仍然显着为正， 表明风险投资持股可以促进企业数字化转型的结论是稳健的。
3.3 其他稳健性检验（1） 替换被解释变量
数字经济时代， 企业的竞争已经从有形资产转向争夺技术、 人才和企业文化等无形资产领域。参考祁怀锦等（2020）［26］的研究， 以上市公司与数字经济相关的无形资产占无形资产总额的比值（redcg）重新量化企业数字化转型， 回归结果如表4 列（1） 所示。 风险投资持股哑变量的系数在5%检验水平上显着为正， 支持了风险投资持股对企业数字化转型的促进作用。
表4 稳健性检验结果
（2） 替换核心解释变量
基准回归中以企业是否具有风险投资背景作为风险投资持股的哑变量， 而没有考虑风险投资持股比例的差异带来的影响。 现在以风险投资持股比例①作为核心解释变量检验其对企业数字化转型的影响。 回归结果如表4 列（2） 所示， 风险投资持股比例的系数在1%的检验水平上显着为正， 再次证明了风险投资持股对企业数字化转型的促进作用， 支持了基准回归结果的稳健性。
（3） 增加固定效应
为进一步排除潜在遗漏变量对估计结果产生的干扰， 本文依次增加行业－年份联合固定效应和企业固定效应进行稳健性检验。 结果如表4 列（3）、 （4） 所示， 控制行业－年份联合固定效应和公司层面固定效应后风险投资持股依然可以推动企业数字化转型。
（4） 改变估计方法
在本文的样本中， 被解释变量存在较多的零值， 可能导致估计结果存在偏误， 本文采用零膨胀负二项回归和伪泊松极大似然估计方法进行系数估计。 回归结果如表4 列（5）、 （6） 所示， 更换估计方法后前文的主要结论并未发生显着改变。
4 企业异质性分析4.1 企业异质性通过表2～4 的回归结果发现风险投资持股有利于企业数字化转型， 但是， 前面的分析中未考虑企业异质性带来的影响， 譬如未考虑企业产权性质、 发展阶段等的差异是否会改变风险投资持股对企业数字化转型的影响。 本节在基准回归的基础上进一步控制了企业异质性特征： （1） 根据企业产权性质将样本分为国有企业和非国有企业；（2） 基于Dickinson （2011）［27］提出的现金流的生命周期度量方法将样本分为成长期企业、 成熟期企业和衰退期企业。 企业异质性检验结果见表5。
表5 企业异质性检验结果
从表5 列（1）、 （2） 可以看出， 无论国有企业还是非国有企业， 风险投资持股哑变量的系数均显着为正。 但是从系数值来看， 风险投资持股哑变量对国有企业的估计系数大于对非国有企业的估计系数， 说明风险投资持股对国有企业的促进作用更强。 原因在于： 企业数字化转型需大范围应用数智技术， 搭建现代化信息系统， 投资智能制造， 虽然风险投资机构可为非国有企业提供资金支持， 降低经营风险， 减小创新成本， 但在规模、 科研和政策上相较国有企业存在劣势； 另外， 非国有企业所承担的社会责任相对较小， 经营管理体制灵活， 更加主动拥抱数字时代的经营管理变革， 从而风投机构持股对非国有企业经营管理产生的边际效应小于国有企业， 故风险投资持股对国有企业数字化转型的促进作用更加显着。
表5 列（3）～（5） 的结果显示， 风险投资持股对成长期、 成熟期和衰退期企业的数字化转型均具有显着的促进作用， 但从系数值来看， 风险投资持股对衰退期企业数字化转型的促进作用最大， 对成熟期企业的影响次之， 对成长期企业数字化转型的促进作用最小。 背后的经济逻辑如下：成长期企业具有融资性配给不足、 资金支出对象限制、 技术研发方向模糊3 个主要特征， 不完全具备数字化转型的充分条件， 即使有风险投资持股的加持， 依然表现为缓慢的数字化转型进程。而成熟期企业面临发展瓶颈， 如何破局发展成为自身面临的突出问题， 通过数智化赋能战略方向决策， 建立可持续盈利能力， 是企业的重要选择，在风险投资持股的助力下， 企业主动为之的数字化转型， 成效较为显着。 对于衰退期的企业， 市场份额逐步被蚕食， 数字化转型可以打破企业“不转型等死” 的僵局。 企业为扭转颓势， 生存下去， 有更大的激励， 可以借力风险投资机构提供的系列优越条件， 加快数字化转型步伐。
4.2 外部调节效应分析企业所在地区特征的差异能否改变风险投资持股对企业数字化转型的影响？ 本节进一步控制了市场化水平和知识产权保护与风险投资的交互效应， 并进行归中处理。 其中， 市场化水平（market）， 以樊纲市场化指数表征； 知识产权保护程度（property）， 以技术市场成交额占GDP 的比重衡量②。 将地区特征指标与上市公司所在地区进行匹配。 回归结果如表6 所示。
表6 地区异质性检验结果
如表6 列（1）、 （2） 所示， 风险投资持股与市场化水平交互项的系数均显着为正， 即更高的市场化水平可以强化风险投资持股对企业数字化转型的促进作用。 更高的市场化水平意味着更加宽松的行业准入限制， 不仅有助于风险投资机构广泛涉足数字化相关行业和领域， 形成助力企业数字化转型的协同效应， 而且可以深化专业化分工、 产业化合作程度， 加强各地区各行业的经济联系， 进而使风险投资产生的边际效应在广泛的经济联系中成倍增加， 对企业数字化转型的辐射带动作用更大。
如表6 列（3）、 （4） 所示， 风险投资持股与知识产权保护交互项的系数均显着为正， 说明风险投资持股对企业数字化转型的驱动作用在知识产权保护力度较高的地区相对较大。 风险投资的本质是风险投资机构为获取被投企业的垄断前景，凭借这一垄断前景获得数倍于投资额的收益而展开的投资活动。 对知识产权进行保护正是对这一垄断前景的维护。 而企业数字化成果一般都是无形财产， 竞争者对数字化成果窃取、 模仿、 复制的成本很低。 如果缺乏产权保护， 企业将会失去数字化转型积极性， 风险投资机构持股企业股份，押注企业数字化转型， 也将无法获得预期收益。由此可见， 在知识产权保护程度较高的地区， 风险投资持股驱动企业数字化转型的激励将更大，对企业数字化转型的促进作用将会更加显着。
5 影响机制分析根据之前的理论分析， 风险投资持股赋能企业数字化转型发展可以通过降低企业代理成本、促进企业技术创新、 缓解企业融资约束、 减少企业经营风险来实现。 表7 列（1）、 （2） 是以企业代理成本为中介变量的机制检验结果。 企业代理成本（mfee）， 以管理费用率衡量， 指标越大， 代理成本越高。 列（1） 风险投资持股对企业代理成本的回归系数在1%的检验水平上显着为负。 表明风险投资持股可以降低企业代理成本。 列（2）风险投资持股哑变量的系数显着为正， 企业代理成本的系数显着为负。 这说明风险投资持股可以通过降低企业代理成本推动企业数字化转型。 假说H2a得证。 风险投资者通过取得被投企业股票，以企业所有者身份直接参与企业管理， 很大程度上避免了以债权人或职业经理人的身份参与企业管理产生的委托代理问题， 对规避企业短视行为，推动企业数字化转型， 实现长远发展具有更直接的促进作用。 列（3）、 （4） 是企业技术创新为中介变量的机制检验结果。 企业技术创新（inno），采用年度发明专利申请量表征。 列（3） 检验结果表明风险投资持股可以促进企业技术创新。 列（4） 风险投资持股和企业技术创新的系数均显着为正。 这说明风险投资持股通过促进企业技术创新推动了企业数字化转型。 假说H2b得证。 风险资本既能分散企业创新风险， 又能增加企业创新投入， 是促进企业技术创新的重要支撑。 而企业数字化转型代表新生产力发展方向， 是全球创新高地， 与数字技术的支持和技术创新的驱动密不可分。 列（5）、 （6） 汇报了以企业融资约束为中介变量的机制检验结果。 企业融资约束（sa）， 采用sa指数的绝对值衡量， 指数的绝对值越大则表明融资约束程度越高。 列（5） 检验结果表明风险投资持股可以降低企业融资约束。 列（6） 风险投资持股的系数显着为正， 企业融资约束的系数显着为负。 这说明风险投资持股通过缓解企业融资约束促进了企业数字化转型。 假说H2c得证。企业资金约束明显时， 只能优先投资“短平快”项目， 搁置长周期、 高风险的数字化项目， 从而迟滞数字化转型进程。 故风险资本缓解企业融资约束， 可推动企业数字化转型进程。 列（7）、 （8）是以企业经营风险为中介变量的机制检验结果。企业经营风险（risk）， 以企业盈利波动性的对数衡量， 盈利波动性以经过年度和行业均值调整的企业未来3 年总资产回报率的标准差计算。 列（7）的检验结果表明风险投资持股可以降低企业经营风险。 列（8） 风险投资持股的系数显着为正，企业经营风险的系数显着为负。 这表明， 风险投资持股发展降低了企业经营风险， 这一效果进一步助力了企业数字化转型。 假说H2d得证。 企业数字化转型面临的重要阻力就是高风险和不确定性对企业经营带来的挑战， 借助风险投资的高风险容忍度和增值服务优势削弱和分散企业经营风险可以有效增强对企业数字化转型的动力和激励。
表7 影响机制检验结果
6 结论和启示本文以2007～2021 年沪深A 股上市公司为研究样本， 运用双固定效应模型、 工具变量法、 倾向得分匹配法等多种计量技术实证检验风险投资持股对企业数字化转型的影响， 有如下发现： （1）风险投资持股可以显着推动企业数字化转型， 且该结论通过了多方面的稳健性检验； （2） 从企业产权性质来看， 风险投资持股对国有企业数字化转型的促进作用大于非国有企业； （3） 从企业生命周期来看， 风险投资持股对衰退期企业数字化转型的促进作用最大， 对成熟期企业的影响次之，对成长期企业数字化转型的促进作用最小； （4）外部调节效应分析发现， 提高地区市场化水平和加强知识产权保护可以强化风险投资持股对企业数字化转型的促进作用； （5） 机制检验表明， 风险投资持股通过降低企业代理成本、 促进企业技术创新、 缓解企业融资约束、 减少企业经营风险推动企业数字化转型。
据此， 提出如下政策启示：
（1） 为风险投资机构持股实体企业创造有利条件。 大力培育专业化的风险投资家队伍， 提升风险投资机构的投资管理能力， 降低投资风险，推动风险投资行业有序健康发展； 还要持续优化相关政策法规， 适度放宽针对风险投资机构的监管标准， 降低风险投资产品的备案门槛， 拓宽风投机构的运作方式和退出渠道， 为风险投资机构参股实体企业创造更为便利优越的外部条件。
（2） 企业应主动寻求风险投资介入， 通过积极洽谈磋商、 签订“对赌协议” 等方式， 合理引入外部风险资本， 降低企业代理成本， 提高企业股权健康程度， 为自身数字化转型赢得更多资金支持。 同时， 应进一步完善风投与企业经营和技术创新之间的内在联系机制， 借助风险投资机构在社会关系网络方面的增值服务优势， 减少企业经营风险， 扩大技术研发合作， 广泛开展技术创新活动， 形成企业数字化转型的强力支撑。
（3） 要加快推进市场化进程， 提高市场化水平， 减少政府对市场的不当干预， 为风险投资助力企业数字化转型营造公平、 开放、 包容的市场环境。 同时， 结合数字时代知识产权发展的新要求， 做好知识产权保护的全面谋划， 完善产权制度体系和保护机制， 制定数字成果保护的新规则，为企业数字化转型提供优质的产权保障。
注释：
①数据来源： CV Source 数据库。
②数据来源： 《中国统计年鉴》 和各省（区、 市）统计年鉴。
