数字经济如何影响企业内部控制质量

陈小辉，张红伟，吴永超

(1.宜宾学院经济与工商管理学部，四川 宜宾 644000；2.四川大学经济学院，四川 成都 610064；3.四川大学马克思主义学院，四川 成都 610064)

数字经济已深刻影响到企业的采购、生产和营销等经营活动，使企业的组织结构趋于网络化和扁平化，引发企业的内部管理变革。在数字经济环境中，企业长期以来形成的相对固定的线性流程正被非线性化流程所替代，进而可能影响企业的内部控制质量。作为外部环境，数字经济将如何影响企业内部控制质量,这一问题有待研究。

一、理论分析与研究假说

(一)基于第一类代理成本的机制分析

一方面，数字经济可缓解股东与管理者之间的代理问题(即第一类委托代理问题)，降低第一类代理成本。作用机制如下：其一，降低信息不对称。首先，网络化可降低信息不对称。网络化的数字传输达到了快速和去中心化的信息交流[1]。这意味着，数字经济在发展过程中，企业将主动或被动实施网络化，生产经营过程中的信息被网络化，可改善股东以及代表股东利益的董事会与管理者之间的信息交流，进而提升股东和管理者之间的信息对称性。其次，云计算可降低信息不对称。云计算的日渐渗透，企业及其上下游企业的生产经营日益信息化和数据化，增加了企业的信息透明度[2]，股东可“还原”出企业生产经营信息，从而提升股东与管理者之间的信息对称性。最后，大数据可降低信息不对称。多样性(Variety)是大数据的五大特性之一。随着数字经济的发展，股东以及代表股东利益的董事会可从企业外部采集各种来源、不同种类(即多样性)的同业和异业数据，并借助于人工智能等相关算法，“挖掘”出企业相关信息。这还可对管理者形成压力，迫使管理者主动向股东以及代表股东利益的董事会共享信息，从而降低他们之间的信息不对称。股东和管理者之间委托代理问题根源于两者之间的信息不对称[3]。数字经济通过降低股东和管理者之间的信息不对称，可缓解两者之间的委托代理问题，降低第一类代理成本。其二，加强内外部审计监督。监督可缓解第一类委托代理问题、降低第一类代理成本[4]。数字经济通过强化内外部审计监督，可缓解委托代理问题。首先，内部审计作为一种检查、评价和咨询活动，属于以信息处理为主的工作[5]。数字经济将交易活动线上化，可为内部审计提供更加丰富、完整的信息流和资金流，从而提高内部审计质量，有利于充分发挥内部审计的监督功能[6]，缓解股东与管理者之间的委托代理问题。其次，与内部审计相比，外部审计与企业的经济关联更弱、独立性更强，具有更强的行业专长和技术优势等诸多优势[7]。外部审计师可充分利用人工智能等技术手段实施独立外部审计，加大外部审计力度，在提高外部审计质量的同时，亦可缓解股东与管理者之间的委托代理问题。

另一方面，缓解第一类委托代理问题、降低第一类代理成本可提高内部控制质量。企业在本质上是由契约形成的委托代理组合[8]。委托代理在本质上是一个合同，在这一合同关系中，委托人授权代理人为委托人利益行事。因委托人和代理人的目标函数不尽相同，代理人在最大化其效用时并非总以委托人利益最大化行事，由此诱发委托代理问题，产生代理成本。第一类委托代理问题将降低内部控制质量，原因在于：其一，第一类委托代理问题不利于内部控制制度的建立。内部控制是企业董事会、监事会、管理者和全体员工实施的一系列程序和政策[9][10]，在内部控制框架中，内部控制制度由管理者制定，董事会审批。由于第一类委托代理问题的存在，当管理者自身利益与企业利益出现冲突时，管理者可能违背股东的初衷，表现出逆向选择和道德风险行为。管理者加强企业内部控制制度建设意味着自己约束自己，这无异于“自缚手脚”[12]。因此，管理者并无意愿建立与自身利益相悖的内部控制制度。更为严重者，董事不可能像管理者一样掌握有关公司运作方面的详细信息，信息不对称为管理者实质上“控制”董事会的决策和监督提供了温床，管理者还可能出于私利弱化内部控制制度。其二，第一类委托代理问题不利于内部控制制度的有效运行。董事会负责企业内部控制制度的审批，管理者负责企业内部控制制度的日常运行，同样因为第一类委托代理问题，企业内部控制制度的运行可能会被异化[11]。内部环境和内部监督是企业内部控制的重要方面，内部环境主要包括内部审计和反舞弊机制等内容，是实施内部监督的基础，内部监督则有利于企业内部查错纠弊。因此，内部监督和反舞弊机制建设越完善，执行越到位，越能约束管理层的自利行为[13]。当存在第一类委托代理问题时，管理者可能因自利行为，怠于实施内部环境和内部监督等相关的企业内部控制制度。管理者为谋求私利，还可能凌驾于内部控制之上，以致内部控制制度成为“一纸空文”[13]。第一类委托代理问题不利于内部控制制度的建立和有效运行，会降低内部控制质量。反之，缓解第一类委托代理问题，降低代理成本，可提高内部控制质量。

综上，数字经济通过降低信息不对称、强化内外部审计监督，可缓解第一类委托代理问题、降低代理成本，由此可提高企业内部控制质量(图1)，即数字经济具有代理成本效应。

(二)基于债务融资的机制分析

一方面，数字经济可提升企业债务融资水平。作用机制在于：其一，促进金融科技发展，提升企业债务融资水平。数字经济发展过程中，互联网和大数据等数字技术与金融深度融合衍生出金融科技[14]。数字经济促进了企业网络化、信息化和数字化，这“三化”从客户维度为金融科技的发展准备了充足条件。因此，数字经济可促进金融科技的发展[15]，而金融科技迫使银行提高其风险承担水平[16]。原因在于：首先，金融科技分流了银行客户。小额贷款公司等类金融机构(如互联网小额贷款公司)借助金融科技的低门槛和非接触等特性，可以低成本和高便捷的方式投放贷款，从而分流了银行的贷款客户。同时，“余额宝”等金融科技创新业态，利用其信息优势和低门槛等特性，吸引了大量长尾存款客户[16]。非银行支付(如微信和支付宝)的兴起还分流了银行的支付清算功能[17]，虹吸了银行的支付客户。“存贷汇”是银行的基本功能，也是银行的盈利来源。存款、贷款和支付客户的分流，将给银行的盈利能力带来压力。为应对这种压力，银行不得不提高其风险承担水平。其次，金融科技压缩了银行的利润空间。部分社会闲散资金借由金融科技的渠道转换分流银行活期存款，银行的留客和揽客成本增加，在银行资金总量不变的情况下，将推高银行的负债成本[15][17]，迫使银行更加偏好选择高风险的资产来弥补损失[18]。银行被迫改变风险偏好和容忍水平，承担了更大风险。随着风险承担水平的提高，银行将加大信贷投放力度[19]，从而提升了企业的债务融资水平。其二，降低银企信息不对称，提升企业债务融资水平。数字经济环境中，企业(含银行)从网络中获取信息的成本大幅下降，并且通过高效的信息传递压缩了时空距离[20]。这样，数字经济使企业和银行间的信贷关系更加密切，银行更易获取较多的企业信息，从而降低银行和企业之间的信息不对称[15][21]。债权人与企业之间信息不对称导致外部资金供给方不愿为企业供给资金，增加了企业外部融资难度[22]。数字经济通过提升银企之间的信息对称性，将有利于降低企业外部融资难度，提高其债务融资水平。

另一方面，企业债务融资会降低企业内部控制质量。尽管数字经济通过降低债权人与企业之间的信息不对称，使得债权人更容易监督债务人，但作为新兴市场国家，中国在商业实践中普遍存在“债务软约束”，债务融资会对公司内部控制质量产生显著负向影响[9]。机制在于：其一，债务融资难以发挥治理功能。在发达资本市场中，金融制度较为完善的背景下，银行贷款有着规范的信贷审核和担保机制[23]，银行等债务融资能发挥激励作用[4]。债务融资会影响企业管理者的勤勉程度，使管理者和股东的利益更加趋于一致，从而提升公司治理水平[24]，提高企业内部控制质量。但中国企业的债务融资主要体现为债务风险，而非外部治理机制。中国企业融资渠道少，银行贷款是主要融资来源[25]。中国的商业银行功能不完善、金融资源配置不合理[23]，加之银行贷款以短期贷款为主[26]，银行贷款等债务融资的治理功能难以发挥作用，银行等债权人难以发挥其监督约束作用以改善企业的治理水平，提高企业的内部控制质量。其二，债务融资加剧企业风险承担，降低内部控制质量。中国的法律完备性和执行性有待完善，破产机制不健全，债权人利益难以得到有效保护[9][27]。管理者会利用有限责任制度的法律规定侵蚀债权人利益，将资金投向高风险项目，投资成功则为管理者个人带来大量收益，投资失败则将损失转嫁于债权人[28]。因此，银行贷款等债务融资会加剧企业风险承担。企业风险承担体现了管理者的风险偏好，其值越高，则管理者越偏好风险。内部控制中的风险评估和控制活动可抑制管理者的风险偏好，制约管理层的冒险行为[29]。这样，当债务融资加剧企业风险承担、诱使管理者采取更多的冒险行为时，风险评估和控制活动将对管理者形成束缚。管理者积极实施内部控制建设反而适得其反，形成“自我束缚”[9]。面对内部控制的束缚，管理者出于自身利益考虑，将减少内部控制建设投入，并设法架空内部控制制度[29]，最终降低内部控制质量。其三，“债务软约束”下，债务融资会降低企业内部控制质量。中国公司破产制度不完善，政府对市场的干预较多[9][27]，在企业出现经营困难或严重亏损时，政府一般不会让企业进行破产清算，而是对其进行财政补贴、税收减免或其他资助，还会要求银行对到期债务进行延期[24]。因此，中国企业普遍存在“债务软约束”[9]。与此同时，中国企业债务以短期债务为主，长期债务比例明显低于长期资产比例，甚至有相当大比例的企业始终没有长期债务，需要不断滚动短期债务以支持其长期投资，这种短债长用的做法会加剧企业经营困难[26]。如此一来，银行难以有效制约管理者，往往放弃公司治理角色。债务融资在中国表现为“风险效应”，债务融资水平越高，企业内部控制质量越低[9]。

综上，数字经济通过促进金融科技发展、提升银企信息对称性，可提高企业债务融资水平，由此可降低企业内部控制质量(图2)，即数字经济具有债务融资效应。

(三)研究假说

数字经济具有代理成本效应和债务融资效应，前者提高企业内部控制质量，后者降低企业内部控制质量,数字经济对企业内部控制质量可能存在非线性影响。陈小辉等(2021)[30]在进行独立路径分析后，通过正反两种效应发生作用的先后时序，探究非线性影响究竟是“正U”还是“倒U”型。遵循陈小辉等(2021)[30]的做法，本文认为在数字经济发展的早期，代理成本效应将占据主导地位；随着数字经济的发展，债务融资效应将占据主导。理由为：代理成本效应通过提高股东和管理者之间的信息对称性、强化内外部审计监督，进而提高企业内部控制质量；这一作用机制主要涉及股东、代表股东利益的董事会以及内外部审计机构，这些主体均为企业内部相关机构或可控性强的外部机构(外部审计师)，涉及面较小，作用路径较短，可在较短期内发挥作用。相反，债务融资效应通过促进金融科技发展、降低银企信息不对称性，提高企业债务融资水平，降低企业内部控制质量；这一效应涉及银行、非银行支付机构和其他机构，涉及面广且企业可控性较弱、传导路径较长，在数字经济持续发展后，方可发挥作用。

综上，数字经济发展早期，代理成本效应占主导作用，数字经济将提高企业内部控制质量；而随着数字经济的持续发展，债务融资效应的作用将开始凸显，当其作用超过代理成本效应的作用时，数字经济发展将降低企业内部控制质量(图3)。为此，本文提出研究假说H1。

H1：数字经济与企业内部控制质量之间为“倒U”型非线性关系。数字经济发展水平存在临界点，在临界点两侧，数字经济发展分别提高和降低企业内部控制质量。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源

目前尚无表征各地区数字经济发展水平的公开数据。本文采用陈小辉和张红伟(2021)[31]的方法，构造30个省(市、区，港澳台和西藏除外)2010—2019年省级数字经济发展指数，结合中国A股上市公司数据，进行实证检验。参照陈小辉和张红伟(2021)[31]的做法，对数据进行了如下处理：(1)剔除所有ST和*ST样本；(2)剔除所有金融企业样本；(3)剔除数据缺失样本；(4)剔除息税前利润(EBIT)高于平均资产总额和内部控制指数为0的极端样本。经前述处理后，得到23937个年度-企业观测值。此外，为消除异常值的影响，本文对连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。在计算各省(市、区)数字经济发展指数时，对2010、2011年的电子商务销售额和采购额，2019年的软件业务收入、信息传输计算机服务和软件业全社会固定资产投资进行了线性插值处理，后文将剔除这几年数据进行稳健性检验。

“内部控制指数”来源于深圳迪博企业风险管理技术有限公司的DIB数据库。其他数据来源于中国人民银行、国家统计局和Wind数据库。

(二)变量说明和模型设计

1．被解释变量。企业内部控制质量IC，参照以往文献[32]，本文以DIB数据库披露的企业“内部控制指数”除以100得到IC；以“内部控制指数”取自然对数得到rIC。它们的值越大，则企业内部控制质量越高。

2.关键解释变量。数字经济发展水平Deco，参照陈小辉和张红伟(2021)[31]的做法，构建省级层面数字经济发展指数Deco；为检验“倒U”型非线性关系，取Deco的二次项Deco2作为关键解释变量。

3.控制变量。本文设计了如下控制变量：(1)企业规模Size，为企业总资产的自然对数；(2)成长性Grow，为企业营业收入的年增长率；(3)盈利性Roa，为企业息税前利润除以总资产；(4)经营现金流量Cfs，为企业经营活动现金流量净额除以总资产；(5)企业年龄Age，为当年度减去企业上市年份加一取自然对数；(6)独立董事占比Indep，为企业独立董事人数除以董事会总人数；(7)董事会规模Bsize，为企业董事会总人数取自然对数；(8)二职合一Dual，董事长兼任总经理取1，否则为0；(9)企业第一大股东持股比例First。

本文将数字经济视为外部环境，研究其对企业内部控制质量的影响。参照现有研究外部环境对企业内部控制影响的文献[33]，构建如下计量模型：

ICi,t=α0+β1Decoi,t+β2Deco2i,t+β3X+∑year+∑ind+εi,t

(1)

ICi,t为企业i第t年的内部控制质量；Decoi,t为企业i第t年所在省(市、区)的数字经济发展指数，β1为其系数；Deco2i,t为Decoi,t的二次项，β2为其系数,若β2显著为负，则数字经济与企业内部控制质量之间为“倒U”型。X为控制变量;α0为截距项;∑year为年度效应;∑ind为行业效应，按证监会行业分类进行划分，制造业细化到二级;εi,t为随机误差项。

三、 实证分析

(一)描述性统计

表1为主要变量的描述性统计。企业内部控制质量IC的均值为6.6295，最小值为0.0897，最大值达8.7270，表明企业内部控制质量的差异较大。2010—2019年全国30个省(市、区，港澳台和西藏除外)数字经济发展指数Deco的均值为0.1993，最小值为0.0044，最大值达1.3251，与中国发展不平衡的基本国情相符。代理成本Agen和债务融资Debt为后文设计的中介变量。此外，资产以“元”为单位，取自然对数后值较大。

表1 主要变量描述性统计

续表

(二)基准回归

以IC为被解释变量，采用逐步增加控制变量的方法，估计结果见表2。关键解释变量数字经济发展指数二次项Deco2的系数均在1%显著性水平下显著为负，基准回归结果证实了本文的研究假设H1。按第(5)列测算，数学经济发展指数的临界点为1.2109。

表2 模型(1)的基准回归结果

注:*** 、** 和*分别表示1%、5%和10%的显著水平；括号中为时间和个体双重聚类稳健标准误；R2为组内R2。下同。

(三)稳健性检验

对标准误在个体和时间上双重聚类(Cluster)调整，可克服自相关和异方差等问题对统计推断的影响[34]。本文采用双重聚类标准误，以增加估计结果的可靠性。在此，本文还通过内生性处理、变更被解释变量、控制财务杠杆、控制年度×行业固定效应、剔除被插值数据和控制企业间的差异等进行了进一步稳健性检验。结果表明(1)限于篇幅，稳健性检验结果略，作者备索。，研究假说H1的结论是稳健的。

四、机制检验

本文参照陈小辉等(2021)[30]的做法，设定以下模型进行机制检验。

ICi,t=α0+β1Decoi,t+β2Deco2i,t+β3X+∑year+∑ind+εi,t

(2)

mi,t=δ0+φ1Decoi,t+φZ+∑year+∑ind+νi,t

(3)

ICi,t=α0+β1Decoi,t+β2Deco2i,t+δmi,t+β3X+∑year+∑ind+εi,t

(4)

前述模型中，mi,t为中介变量，分别为企业代理成本Agen和企业债务融资水平Debt，具体如下：代理成本Agen，资产周转率越高、管理费用率越低，则股东与管理者之间的代理成本越低[35]。在此，参照Chris和Sushil(2018)[36]、罗劲博和李小荣(2021)[37]的做法，以企业营业收入除以总资产计算资产周转率，出于直观考虑，取资产周转率的负数得到Agen作为代理成本的代理变量，其值越大，则代理成本越高。按《企业会计准则第6号——无形资产》规定，费用化的研发支出(即研发费用)被计入管理费用。若直接以管理费用除以营业收入作为代理成本的代理变量，将导致代理成本被高估。为此，本文以企业管理费用减去研发费用除以营业收入得到rAgen作为代理成本的代理变量做稳健性检验，rAgen的值越大，代理成本越高。债务融资水平Debt，参照Bates等(2009)[38]、Opler等(1999)[39]和陈小辉和张红伟(2021)[31]的做法，以企业年末短期借款和长期借款除以年末资产总额表示债务融资水平Debt。此外，除借款外，商业信用也是企业融资渠道之一，应付账款和应付票据是常见的商业信用。为此，本文以企业短期借款、长期借款、应付账款和应付票据之和除以总资产表示企业债务融资水平rDebt做稳健性检验。Debt和rDebt的值越大，则企业债务融资水平越高。

检验程序为：第一，在不加入中介变量情况下，进行模型(2)估计，如果数字经济发展指数Decoi,t的系数β1显著，则表明数字经济对企业内部控制质量具有总效应，继续后续分析，否则为遮蔽效应。第二，对模型(3)进行回归，判断数字经济对中介变量的影响。第三，在加入中介变量后进行模型(4)估计，如果模型(3)中数字经济发展指数Decoi,t的系数φ1、模型(4)中中介变量mi,t的系数δ均显著，则表明中介效应存在。此时，若模型(4)中数字经济发展指数Decoi,t的系数β1显著，则说明中介变量mi,t起到了部分中介效应；若不显著，则说明mi,t起到了完全中介效应。第四，若模型(3)中的φ1、模型(4)中的δ仅有一个显著，尚需通过Sobel检验中介效应。

模型(2)和(4)中的X为控制变量，与模型(1)相同。模型(3)的Z为控制变量，具体因中介变量而定：以代理成本Agen为中介变量时，参照罗劲博和李小荣(2021)[37]的做法，控制了企业规模Size、财务杠杆Lev、董事会规模Bsize、二职合一Dual、企业托宾Q、成长性Grow、盈利性Roa、企业属性Sow。其中，财务杠杆Lev,为企业总负债除以总资产；企业托宾Q，为企业资产市场价值除以帐面价值的自然对数；企业属性Sow，国有取1，否则取0。以债务融资水平Debt为中介变量时，参照陈小辉和张红伟(2021)[31]的做法，控制了企业规模Size、盈利能力Roa、成长性Grow、企业所在地区的经济发展水平Lnpgdp、企业所在地区金融发展水平Fsize和企业所在地区外商直接投资Ffdi。Lnpgdp为实际人均GDP的自然对数，Fsize为地区贷款余额除以地区GDP总额，Ffdi为按当年外汇汇率折算的地区FDI除以地区GDP总额。基于前述设定，机制检验如下。

(一)代理成本效应

以代理成本Agen为中介变量，以IC为企业内部控制质量的代理变量，估计模型(2)—(4)，结果见表3PanelA第(1)—(3)列。第(1)列中数字经济发展指数Deco的系数在1%显著性水平下显著，总效应存在。第(2)列中Deco的系数在5%显著性水平下显著为负，数字经济可降低代理成本。第(3)列中中介变量Agen的系数在1%显著性水平下显著为负，代理成本显著降低了企业内部控制质量，中介效应存在。同时，第(3)列中Deco的系数在1%显著性水平下显著。因此，代理成本起到了部分中介作用。综合第(2)和(3)列可知，数字经济降低了代理成本，由此提高了企业内部控制质量,故代理成本提升效应存在。此外，本文以代理成本Agen为中介变量，以rIC为企业内部控制质量的代理变量，估计模型(2)—(4)，结果见表3PanelB；将中介变量替换为rAgen，以IC为企业内部控制质量的代理变量，估计模型(2)—(4),结果同样表明(2)限于篇幅，部分机制检验结果略，作者备索。，代理成本提升效应存在。

表3 代理成本效应的估计结果

(二)债务融资效应

与代理成本效应类似，以债务融资水平Debt为中介变量，以IC为企业内部控制质量的代理变量，估计模型(2)—(4)，结果见表4PanelA。综合第(1)—(3)列可知，数字经济提升了债务融资水平，由此降低了企业内部控制质量，故债务融资降低效应存在。参照代理成本效应同样的做法，以rIC为企业内部控制质量的代理变量，重新估计模型(2)—(4),结果见表4PanelB;将中介变量替换为rDebt,结果同样表明(3)限于篇幅，部分机制检验结果略，作者备索。，债务融资降低效应存在。

表4 债务融资效应的估计结果

五、结论与启示

本文将数字经济作为企业生产经营的外部环境，从代理成本和债务融资两个维度进行理论分析，并基于2010—2019年省级数字经济发展指数和A股上市公司数据进行实证分析，以研究数字经济对企业内部控制质量的影响及其机制。研究表明：第一，数字经济发展指数与企业内部控制质量之间为“倒U”型非线性关系，数字经济发展指数存在临界点(1.2109)，低于临界点，数字经济可提高企业内部控制质量，越过临界点后，数字经济的持续发展将降低企业内部控制质量。第二，数字经济影响企业内部控制质量的机制在于数字经济具有代理成本效应和债务融资效应：一是数字经济通过降低股东和管理者之间的信息不对称性、强化审计监督降低股东与管理者之间的代理成本，由此提升企业内部控制质量；二是通过促进金融科技发展、降低银企信息不对称性提高企业债务融资水平，由此降低企业内部控制质量。

基于前述结论，本文的启示在于：第一，发展数字经济需要兼顾企业内部控制。企业内部控制为实现公司战略、经营的效率效果、财务报告的可靠性、法律法规的遵循性和财产物资的安全性等目标提供合理保证[10]。企业内部控制质量是实现企业内部控制目标的保证，而数字经济与企业内部控制质量之间为“倒U”型非线性关系，数字经济并非总能促进企业内部控制质量的提高。因此，各地区在出台政策发展数字经济时，还需适度兼顾数字经济对企业内部控制质量可能的负面影响。第二，发展数字经济尚需财政部门、审计部门和国资管理部门协同配合。目前，各地区均在纷纷出台数字经济发展规划，具体牵头部门通常为工信部门和发展改革部门。鉴于数字经济可能降低企业内部控制质量，各地区在具体落实数字经济发展规划时，还需与负责企业内部控制建设的财政部门、审计部门，以及专司国企管理的国资管理部门协同配合，力求形成合力，在促进数字经济发展时，避免给企业内部控制质量可能带来的不利影响。第三，数字经济通过降低股东和管理者之间的信息不对称性，强化内外部审计监督，可提高企业内部控制质量。因此，各地区除出台政策促进数字经济发展外，还可结合政府数据开放政策，基于区块链的全副本和同步更新等特性，构建本地区企业信息共建共享机制，形成区域甚至全国性企业信息共享大数据中心，一来促进数字经济发展，二来持续降低股东和管理者之间的信息不对称，从而提高企业内部控制质量。