企业数字化转型影响了审计师风险决策吗

朱冠平 谢湘华

【摘要】以2011 ～ 2020年我国沪深A股上市公司为研究样本， 实证检验审计师如何应对企业数字化转型， 旨在为理解企业数字化转型影响审计师风险决策的内在机理提供证据。研究发现， 企业数字化转型能够有效缓解审计师的风险决策， 表现为审计费用显著降低。从影响渠道来看， 企业数字化转型是通过影响内部控制质量、 管理层代理动机和企业违约风险等机制， 改变审计师的风险感知， 进而影响审计师的风险决策。异质性检验结果显示， 企业数字化转型对审计师风险决策的缓解作用在低管理层年龄、 低管理层持股和弱产业政策支持的企业组表现得更为显著。

【关键词】数字化转型；审计师风险决策；内部控制；代理动机；违约风险

【中图分类号】 F275     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）15-0091-8

一、 引言

数字化作为传统企业信息化的延续和提升， 是指通过信息技术重塑组织结构、 生产模式和战略方式的全过程。而数字化转型则是以提升效率和效益为导向， 以价值创造为目的， 通过激发数据要素创新驱动潜能， 最终实现企业转型升级和高质量发展等目标（许宪春等，2021）。国家第十四个五年发展规划明确提出， 要加快建设数字化转型驱动生产的变革方式， 充分发挥数字技术对企业发展的倍增、 放大和叠加作用， 助力企业高质量发展。如何发挥企业数字化转型的价值创造效应？已有研究既考察了企业数字化转型对组织边界、 适应性变革和管理变革等组织变革的积极影响（Schwertner，2017；林琳和呂文栋，2019；许龙等，2023）， 也分析了企业数字化转型对竞争优势、 业绩表现和企业价值等经营效果的促进功能（Mikalef和Pateli，2017；易露霞等，2021；黄大禹等，2021）。此外， 还有一部分学者从宏观角度， 探讨了企业数字化转型对优化营商环境、 国家创新体系构建和政府公共服务能力提升的影响（杨晶等，2020；王志刚，2020）。然而， 鲜有学者研究企业数字化转型与审计师风险决策的关系。

我国2006年确立以现代风险导向为基础的审计模式， 该模式要求审计师全面识别和评估被审计单位的经营环境， 以便对被审计单位的经营风险做出准确判断。当审计师在审计过程面临较高审计风险时， 会影响其审计风险决策行为， 如收取更高的审计费用、 增加审计投入、 扩大审计范围和发表不确定性审计意见等（Hay，2013；翟胜宝等，2017；Bhaskar等，2017；杜勇等，2019）， 从而减少审计风险带来的潜在声誉和经济损失。很显然， 导致审计师增加风险决策的一个重要原因是审计师对被审计单位内部控制、 代理动机和违约风险等方面判断的不确定性（朱春艳等，2017；文雯等，2020；李志斌等，2020）， 而企业数字化转型具有开放性、 透明性和预警性等特点， 能够在一定程度上缓解这种不确定性， 似乎表明企业推进数字化转型有可能抑制审计师的风险决策倾向。为检验这种可能性， 本文以2011 ～ 2020年沪深A股上市公司为研究样本， 实证分析企业数字化转型对审计师风险决策的影响及其作用机制。

本文的贡献主要在于： ①丰富了审计师风险决策的影响因素研究。与以往大多从代理问题角度研究审计师风险决策影响因素的文献不同， 本文聚焦于数字化技术运用这一特殊事件， 探讨企业推进数字化转型对审计师风险决策的影响， 有助于丰富审计师风险决策的决定因素。②检验了企业数字化转型影响审计师风险决策的传递渠道。为充分识别其影响机制， 本文又从内部控制、 代理动机以及违约风险等几个能够影响审计师风险感知的重要因素出发， 探究其作用渠道， 有助于揭开企业数字化转型影响审计师风险决策的内在机理。③考察了企业数字化转型对审计师风险决策的异质性影响。为丰富样本的异质性， 本文从管理层年龄、 管理层持股和产业政策支持角度分析了企业数字化转型与审计师风险决策的异质性影响。

二、 理论分析与研究假设

已有文献表明， 审计师的风险决策主要受被审计单位不确定性因素的影响， 而这些不确定性又是受企业内部控制有效性、 管理层代理动机强弱以及企业债务违约高低等因素的影响。因此， 本文认为， 企业数字化转型对审计师风险决策的影响可能是通过影响内部控制质量、 管理层代理动机和企业违约风险等渠道发挥作用。

首先， 企业数字化转型能够改善内部控制质量。内部控制作为企业实现经营目标、 保护资产安全和确保信息真实等而制定的一系列手段和方法的总称， 包含企业控制环境、 信息与沟通、 风险评估、 控制管理决策活动和监督等制度性体系（李志斌等，2020）。一方面， 企业数字化转型加快了企业信息化进程， 改变了传统企业的运营模式。相较于传统企业运营模式， 大数据、 物联网和云计算等数字技术的运用使得企业在生产管理、 运营管理和财务管理方面变得更加透明和高效， 有效推动了企业运营方式的数字化和信息化（江红莉等，2022）。另一方面， 数字技术还是一种有效的监督手段， 具有信息监督和倒逼功能， 不仅能够全方位提升内部控制各个环节的监管效率， 动态实现对企业与环境交互中的风险识别、 风险捕捉和管理决策的反馈评估（肖红军等，2021）， 而且还能够缓解企业与外部的信息不对称， 进而倒逼企业加强信息披露质量提升。而高质量内部控制不仅能够通过各种有效的风险管控方法化解潜在经营风险， 而且还能够有效抑制管理层的机会主义、 道德风险以及逆向选择， 进而降低审计师的风险感知和缓解风险决策（周美华等，2016）。因此， 从内部控制角度而言， 本文认为企业数字化转型能够显著改善企业内部控制有效性， 而高质量内部控制能够减小审计师的工作量和审计难度， 降低审计师风险感知， 进而缓解了审计师的风险决策。

其次， 企业数字化转型能够抑制管理层代理动机。自两权分离以来， 股东与管理层的委托代理问题一直受到学者们的追捧。受逐利动机影响， 管理层总是追求自身利益最大化， 尤其是在缺乏外部约束和存在信息不对称时， 其自利行为将表现得更加突出。但在数字化环境下， 管理层代理动机将可能被弱化。一方面， 企业数字化转型能够提高外部约束力。相较于传统监管， 基于大数据、 互联网和物联网的数字技术具有开放性强、 透明度高和效率高等优势， 管理层的不规范和不道德行为更容易被曝光（江红莉等，2022）。在此压力下， 管理层可能会更加规范经营企业， 减少隐蔽性机会主义和代理风险。另一方面， 企业数字化转型还能够缓解信息不对称。管理层能够追求自身利益最大化的一个重要原因在于管理层与利益相关者之间的信息不对称， 但在高数字化进程的企业， 由于企业数字技术的渗透性、 通用性和透明性较高， 能够大大降低管理层与利益相关者之间的互动成本和信息不对称， 从而抑制了管理层代理动机（Hinings等，2018）。而低代理动机的管理层不仅会严格遵守和执行企业的相关经营管理政策和制度， 而且在隐蔽性机会主义、 盈余管理和错报风险上也将变得更弱， 从而弱化了审计师的风险感知和降低风险溢价（朱春艳等，2017）。因此， 从代理动机角度而言， 本文认为企业数字化转型能够显著抑制管理层的代理动机， 而代理动机的弱化能够降低审计师在隐蔽性代理问题的搜寻成本， 使得审计师风险感知变弱， 进而缓解了审计师的风险决策。

最后， 企业数字化转型能够降低企业违约风险。债务违约的经济后果一直以来都是学术界研究的热点， 原因在于发生过违约的企业不仅会影响违约主体的财务决策和盈余管理， 如随着债权人监督力度的增加， 企业会减少研发创新投入和增加盈余管理操纵（Franz等，2017；张玮倩和方军雄，2017）， 而且还会影响审计师索取更高审计费用和发表非标准审计意见的风险决策。在现代审计风险导向准则的指导下， 对于有债务违约的企业， 审计师会扩大审计范围、 投入更多的审计工时和执行更多的审计程序（文雯等，2020）。为避免潜在的诉讼风险和声誉损失， 在出具审计意见类型时， 审计师倾向于发表非标准无保留审计意见。令人欣慰的是， 企业数字化转型可能会在一定程度上降低企业违约风险。一方面， 企业数字化转型是基于大数据等数字技术的运用， 具有开放性、 透明性和预警性等特点， 能够显著抑制管理层代理动机问题， 减少在职消费和过度投资等影响企业违约风险的重要因素。另一方面， 企业数字技术运用还是一种有效监督手段， 具有信息反馈、 监督和预警等功能。当企业经营管理出现运营或盈利危机时， 管理层和股东均能够从财务信息平台观测到， 有助于及时做出应对措施， 从而降低了企业债务违约风险的发生。因此， 从违约风险角度而言， 本文认为企业数字化转型能够显著降低企业的债务违约风险， 从而进一步缓解了审计师的风险决策。

综上所述， 在现代风险导向的审计要求下， 审计师会对被审计单位的经营环境展开审计， 而较高的企业数字化转型程度不仅能够通过改善企业内部控制质量和抑制管理层代理动机等， 降低企业固有风险和代理风险， 而且还能够通过降低企业违约风险等发挥作用， 缓解审计师的风险决策。基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1： 较高的企业数字化转型程度有助于缓解审计师风险决策行为。

三、 数据选取与研究设计

（一）数据选取

本文选取2011 ～ 2020年我国A股上市公司作为初始样本， 为保证数据的可比性和有效性， 对初始数据进行了如下处理： ①剔除ST和?ST上市公司； ②剔除金融保险类上市公司； ③剔除存在明显异常的数据， 如资产为0等情况； ④剔除数据存在缺失的上市公司。此外， 为避免异常极端值的影响， 对所有连续变量均执行了1%和99%的Winsor缩尾技术处理。通过以上筛选和处理后， 最终获得了14040个有效观测数据。本文使用的财务数据主要来源于CSMAR数据库。

（二）研究设计

为检验企业数字化转型是否能够缓解审计师的风险决策， 本文构建如下实证模型：

ARPi，t=β0+β1Digi，t+β2Levi，t+β3INSi，t+β4ARSi，t+

β5IDRi，t+β6Boardi，t+β7ULAi，t+β8Duali，t+β9Big4i，t+

β10Fouri，t+β11LLRi，t+β12SOEi，t+β13Agei，t+β14ROAi，t+

Firm+Year+μ （1）

其中： ARP为被解释变量审计师风险决策。关于审计师风险决策的度量方式， 较为常见的有两类： 一种是以企业支出的审计费用作为衡量标准， 另一种是以审计师出具的意见类型作为代理变量（褚剑等，2018）， 本文采用企业支出的审计费用作为审计师风险决策的衡量标准， 为消除企业规模的影响， 以审计费用占总资产的比衡量审计师风险决策。

Dig为解释变量企业数字化轉型。当前， 企业数字化转型的测算较为常见的是用年报词频法（黄大禹等，2021）。具体而言， 首先确定数字化转型的词频范围。本文将数字化转型界定为“底层技术”和“实践应用”两个部分， 其中， 底层技术包括人工智能技术、 区块链技术、 云计算技术和大数据技术四个组成部分， 而实践应用则是指企业在移动互联网、 电子商务、 智能营销等数字技术方面的应用词频。其次， 使用Python爬虫功能提取年度报告中反映数字化转型特征的关键词词频数。最后， 将“底层技术”和“实践应用”的词频数之和加1后取自然对数衡量企业数字化转型程度。该数值越大， 表明企业数字化转型程度就越高。

Lev、 INS、 ARS、 IDR、 Board、 ULA、 Dual、 Big4、 Four、 LLR、 SOE、 Age和ROA分别为财务杠杆、 存货比例、 应收账款比、 独董比例、 董事会规模、 违规行为、 两职合一、 会计师事务所规模、 四委机构（审计委员会、 战略委员会、 提名委员会和薪酬与考核委员会）、 诉讼风险、 产权性质、 上市年限和资产收益率等控制变量。i和t分别表示第i个公司t年的数值； u为残差项。具体变量定义见表1。

四、 实证结果分析

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果。由表2可知， 审计师风险决策（ARP）的均值为0.7631， 最大值为5.0385， 最小值为0.0142， 表明我国企业间审计风险决策存在一定差异性。企业数字化转型（Dig）均值为15.343， 最小值为1， 最大值为147， 说明总体而言我国非金融上市公司在数字化转型发展上表现出明显的差异性， 个别上市公司在年报中强调数字化转型程度多达147次， 平均而言强调了约15次。控制变量方面， 基本与前人研究的描述性统计结果较为一致， 均在合理范围内， 未表现出明显的异常偏态。

（二）主回归结果

表3为本文的主回归结果。由表3列（1）可知， 企业数字化转型的系数在1%的水平上显著为负， 初步表明企业数字化转型与审计师风险决策呈显著负向关系。由列（3）可知， 企业数字化转型的系数在1%的水平上显著为负， 表明企业数字化转型对审计师风险决策具有显著抑制作用， 能够降低企业审计费用， 支持了H1。此外， 为消除可能存在反向因果关系， 进一步对企业数字化转型做滞后期处理。由列（4）、 （5）的结果可知， 在考虑反向因果关系后， 企业数字化转型的系数仍在1%的水平上显著为负。

（三）稳健性检验

1.  双重差分法。参考张嘉伟等（2022）的做法， 一个地区若被选为电子政务试点， 更有助于数字经济发展和企业数字化转型。因此， 本文以2017年国家电子政务试点作为外生事件冲击， 构建如下双重差分计量模型：

ARP=β0+β1Treat+β2Time+β3Treat×Time+CVs+Firm+Year+μ （2）

其中： Treat表示政策冲击数字化变量， 如果上市公司的注册地在国家电子政务综合试点区域， 取值为1， 否则为0； Time表示政策冲击时间变量， 如果时间在2017年国家电子政务政策实施后， 取值为1， 否则为0； CVs为控制变量； 其余变量定义同上。表4列（1）、 列（2）结果显示， 在无控制变量和有控制变量时， Treat×Time的系数分别为-0.0478和-0.0703， 均在1%的水平上显著， 表明企业数字化转型能够缓解审计师的风险决策。

2. 工具变量法。考虑到本文可能存在遗漏变量引发的内生性问题， 进一步寻找工具变量对其再检验。根据工具变量的选择要求， 工具变量需满足相关性和外部性。对于时间序列数据而言， 常常使用解释变量滞后期作为其工具变量。一方面， 滞后期与当期存在较强的相关性， 满足工具变量要求的相关性。另一方面， 当期审计师的风险决策不可能影响过去的企业数字化转型， 故滞后期也满足工具变量的外部性要求。基于此， 本文使用企业数字化转型滞后一期作为数字化转型的工具变量。由表5第一阶段的结果显示， 企业数字化转型滞后期系数为0.8612且在1%的水平上显著。进一步观察第二阶段的结果， 显示企业数字化转型的系数为-0.0307且在1%的水平上显著， 表明企业数字化转型有助于缓解审计师的风险决策。

3.  倾向得分匹配法。考虑到本文可能存在样本选择性偏差问题， 以及不同企业在规模、 盈利和运营上存在差异性， 导致审计师的风险决策并不受企业数字化转型的影响， 而是受遗漏变量的影响。本文又对样本数据进行倾向得分匹配检验。具体而言， 首先以企业数字化转型的中位数进行分组， 若大于中位数取值为1， 否则为0。接着以Lev、 INS、 ARS、 IDR、 Board、 ULA、 Dual、 Big4、 Four、 LLR、 SOE、 Age和ROA作为协变量， 而后再进行实证检验。表5列（3）结果显示， 企业数字化转型的系数为-0.0638且在1%的水平上顯著， 说明本文的结论是稳健的。

五、 中介效应分析

（一）内部控制有效性

为检验内部控制有效性的中介作用， 本文在模型（1）的基础上， 构建中介效应实证模型（3）和（4）：

ICL=α0+α1Dig+α2Lev+α3INS+α4ARS+α5IDR+

α6Board+α7ULA+α8Dual+α9Big4+α10Four+α11LLR+

α12SOE+α13Age+α14ROA+Firm+Year+μ  （3）

ARP=θ0+θ1ICL+θ2Dig+θ3Lev+θ4INS+θ5ARS+

θ6IDR+θ7Board+θ8ULA+θ9Dual+θ10Big4+θ11Four+

θ12LLR+θ13SOE+θ14Age+θ15ROA+Firm+Year+μ （4）

其中： ICL为内部控制有效性中介变量， 其余变量定义同上。内部控制有效性使用深圳迪博披露的“内部控制指数”作为代理变量， 该指数越大， 企业内部控制有效性就越高（曹越和孙丽，2021）。考虑到指数数值过大， 会导致回归系数过小， 因此将内部控制指数除以100， 结果见表6列（1）、 （2）。此外， 本文还辅以其他两种检验作为补充。一是改变企业数字化转型的度量方式， 使用数字普惠金融作为企业数字化转型的代理变量， 再次检验内部控制有效性的中介效应， 结果见列（3）、 （4）。二是考虑到样本可能存在自选择问题， 进一步使用倾向得分匹配法检验内部控制有效性的中介效应， 结果见列（5）、 （6）。如果内部控制有效性在企业数字化转型对审计师风险决策的影响过程中具有中介传导功能， 则满足β1、 α1和θ1均显著， 而θ2的显著性则控制着是部分传导效应， 还是完全传导效应。

由表3列（3）的结果可知， 企业数字化转型的系数为-0.0568在1%的水平上显著， 则β1显著。由表6列（1）、 （3）和（5）的结果可知， 企业数字化转型的系数分别为0.0835、 0.3773和0.0951， 均在1%的水平上显著， 则α1显著， 表明企业数字化转型将有助于提升公司内部控制有效性。列（2）、 （4）和（6）的结果显示， 内部控制有效性的系数分别为-0.0313、 -0.0324和-0.0259， 也在1%的水平上显著， 则θ1显著， 该结果表明企业内部控制有效性越好， 越有助于缓解审计师的风险决策， 降低企业审计费用。进一步观察列（2）、 （4）和（6）θ2的显著性， 发现企业数字化转型的系数分别为-0.0542、

-0.0923和-0.0570， 且均显著， 表明内部控制有效性在企业数字化转型影响审计师风险决策中扮演的更多是部分中介效应。

（二）管理层代理成本

为检验管理层代理成本的中介作用， 本文在模型（1）的基础上， 构建中介效应实证模型（5）和（6）：

MAC=α0+α1Dig+α2Lev+α3INS+α4ARS+α5IDR+α6Board+α7ULA+α8Dual+α9Big4+α10Four+α11LLR+

α12SOE+α13Age+α14ROA+Firm+Year+μ    （5）

ARP=θ0+θ1MAC+θ2Dig+θ3Lev+θ4INS+θ5ARS+

θ6IDR+θ7Board+θ8ULA+θ9Dual+θ10Big4+θ11Four+

θ12LLR+θ13SOE+θ14Age+θ15ROA+Firm+Year+μ    （6）

其中： MAC为管理层代理成本中介变量， 其余变量定义同上。管理层代理成本采用管理费用率衡量（Zhu等，2021）， 结果见表7列（1）、 （2）。与此同时， 本文还辅以其他两种检验作为补充： 一是使用数字普惠金融作为企业数字化转型的代理变量， 结果见列（3）、 （4）； 二是使用倾向得分匹配法检验管理层代理成本的中介效应， 结果见列（5）、 （6）。

列（1）、 （3）和（5）的结果显示， 企业数字化转型的系数分别为-0.0047、 -0.0246和-0.0046， 均在1%的水平上显著， 则α1显著， 表明企业数字化转型将有助于缓解管理层的代理问题， 降低在职管理层消费。列（2）、 （4）和（6）的结果显示， 管理层代理成本的系数分别为5.2478、 5.2789和5.1038， 也都在1%的水平上显著， 则θ1显著， 该结果表明管理层的代理问题越严重， 越会加剧审计师的风险决策， 导致企业的审计费用增多。进一步观察列（2）、 （4）和（6）θ2的显著性， 发现企业数字化转型的系数分别为-0.0321、 -0.0069和-0.0401， 均在1%的水平上显著， 表明管理层代理成本在企业数字化转型影响审计师风险决策中扮演的是部分传导作用。

（三）企业违约风险

为检验企业违约风险的中介作用， 本文在模型（1）的基础上， 构建中介效应实证模型（7）和（8）：

CDR=α0+α1Dig+α2Lev+α3INS+α4ARS+α5IDR+α6Board+α7ULA+α8Dual+α9Big4+α10Four+α11LLR+

α12SOE+α13Age+α14ROA+Firm+Year+μ （7）

ARP=θ0+θ1CDR+θ2Dig+θ3Lev+θ4INS+θ5ARS+

θ6IDR+θ7Board+θ8ULA+θ9Dual+θ10Big4+θ11Four+

θ12LLR+θ13SOE+θ14Age+θ15ROA+Firm+Year+μ   （8）

其中： CDR為企业违约风险中介变量， 其余变量定义同上。关于企业违约风险的衡量， 先是基于莫顿的研究框架计算企业违约距离， 而后使用累积标准正态分布求得企业违约概率（扈文秀等，2021）。为避免因企业违约概率过小导致回归结果系数过小， 将其Max-Min标准化， 结果见表8列（1）、 （2）。与此同时， 本文还辅以其他两种检验作为补充： 一是使用数字普惠金融作为企业数字化转型的代理变量， 结果见列（3）、 （4）； 二是使用倾向得分匹配法再次检验企业违约风险的中介效应， 结果见列（5）、 （6）。

列（1）、 （3）和（5）的结果可知， 企业数字化转型的系数为-0.0070、 -0.0453和-0.0075， 且在1%的水平上显著， 则α1显著， 表明企业推进数字化转型将有助于缓解企业违约风险， 提升企业外部抗压能力。列（2）、 （4）和（6）的结果显示， 企业违约风险与审计师风险决策的系数分别为0.5028、 0.5111和0.5834， 也在1%的水平上显著， 则θ1显著， 该结果表明企业面临的违约风险越高， 越会增加审计师的风险决策。而列（2）、 （4）和（6）θ2的显著性显示， 企业违约风险在企业数字化转型影响审计师风险决策中发挥的是部分传导作用。

六、 异质性分析

（一）管理层年龄

在现代公司制度下， 企业的经营决策权配置给了管理层， 而其不同的特征表现会对企业创新、 风险承担和经营绩效产生决定性作用， 尤其是管理层年龄结构。已有文献研究发现， 个体年龄增长会伴随着其生理、 心理和行为上的变化。年轻管理者更能接受新事物， 具有更强的冒险精神， 使得其在财务决策中更愿意承担高水平债务和发起创新。相反， 年长管理者会因认知能力下降、 追求安稳生活和在职福利， 更加偏好低风险性决策， 倾向于抵制新事物（李文贵和严涵，2020）。而企业数字化转型具有新鲜性、 长期性和风险性等特征， 年长管理者在推广数字化转型时， 可能会表现出较低意愿。表9列（1）、 （2）汇报了基于1/4分位数下和3/4分位数上管理者年龄的回归结果， 结果显示企业数字化转型的系数在高低管理层年龄组分别为

-0.0413和-0.0876， 且均在1%的水平上显著， 表明企业数字化转型对审计师风险决策的影响在低管理层年龄组表现得更加明显。

（二）管理层持股比例

管理层持股作为一种激励方式， 在解决委托代理问题过程中， 具有利益协同功能， 能够将管理层与股东利益绑在一起， 促使管理层更加关注企业长期战略目标实现（马庆魁和樊梦晨，2021）， 表明高比例管理层持股有助于抑制管理层的机会主义动机， 促使管理层重视数字化进程推广， 而低比例管理层持股可能会导致管理层追求机会主义倾向， 减少对数字化进程的投资。表9列（3）、 （4）汇报了基于1/4分位数下和3/4分位数上管理层持股的差异性回归结果， 结果显示企业数字化转型的系数在高低管理层持股组分别为-0.0258和-0.0428且均显著， 表明企业数字化转型对审计师风险决策的影响在低管理层持股组表现得更加明显。可能的原因在于， 持股比例增加未能促使管理层更加重视数字化进程等长远利益协同效应， 相反， 可能表现为堑壕防御效应， 即随着管理层持股比例的增加， 管理层拥有的投票权和控制权就越大， 导致其更加追求自身利益最大化， 而非企业价值最大化， 从而减少了企业在数字化进程方面的推进。

（三）产业政策支持

产业政策作为政府推动产业结构转型升级、 实现内部创新驱动发展的重要抓手。受产业政策支持的企业， 其获得银行信贷的资金不仅明显高于行业其他企业， 而且长期借款成本也更低。而数字化转型作为一种高风险、 高投入和回报期不确定的活动， 需要大量的资源投入， 若能够得到产业政策支持， 获得银行信贷、 财政补贴和税收优惠上的支持， 则可以极大地减少企业数字化转型中遇到的困难。关于产业政策的衡量， 本文将企业受到产业政策的支持取值为1， 否则为0（余明桂等，2016）。表9列（5）、 （6）汇报了不同产业政策支持下的差异性回归结果， 结果显示企业数字化转型的系数在支持和未支持组分别为-0.0456和-0.0685， 且均显著， 表明企业数字化转型对审计师风险决策的影响在未获得产业政策支持组表现得更加明显。可能的原因是未获得产业政策支持的企业， 为了能够在激烈的市场环境中生存下去， 倾向于增强内部创新驱动， 从而更愿意进行数字化转型。而受产业政策激励的企业， 管理层倾向于过度自信， 较少关注实质性创新， 反而更多关注过度投资。

七、 结论与启示

本文运用我国沪深A股上市公司2011 ～ 2020年的数据， 实证检验了企业数字化转型对审计师风险决策的影响及其作用机制。研究发现： 企业的数字化转型与审计师风险决策负相关， 表明企业数字化程度越高， 审计师收取高昂审计费用的可能性就越低。中介效应机制表明， 企业数字化转型对审计师风险决策的影响主要是通过改善内部控制质量、 缓解管理层代理动机以及降低企业违约风险等机制发挥作用。异质性检验则进一步表明， 企业数字化转型与审计师风险决策的负向关系主要表现在低管理层年龄、 低管理层持股和低产业政策支持企业。

本文的研究结论具有重要的理论和政策意义。首先， 企业需进一步推进数字化转型。习近平总书记指出， 发展数字经济是把握新一轮产业革命和科技革命机遇的战略选择。随着大数据、 区块链和互联网等数字技术日益融入经济社会各领域， 推进经济数字化转型已成为全国乃至全世界的大势所趋。企业作为经济数字化转型的主要载体， 需要充分发挥数据要素的驱动功能， 提高企业在运营、 沟通和监管等方面上的效益和效率， 从而降低外部审计师的风险决策。在企业运营方面， 要发挥互联网技术、 数字孪生技术、 流程再造和智能机器等技术的优势， 推进企业数字化、 产业化和智能化升级， 从而提升企业运营效率。在企业信息沟通方面， 要充分发挥网络技术、 通信技术和互联网技术等方面的先进优势， 推进企业更加便利地获得信息， 从而减少信息传递上的滞后和失真问题。在企业监管体系方面， 要充分运用数字技术、 数字预警和数字监管等方面的优势， 促使企业风险处于安全可控状态， 从而提高企业的监管效率。其次， 政府需进一步加大对数字化建设的支持力度。尽管企业深知发展数字化是未来科技革命的重要战略选择， 对企业的可持续发展和全要素生产率具有放大、 叠加和倍增等功能， 但数字化进程是一项涉及技术、 数据、 组织和流程等多种变革的系统性工程， 仅靠企业一方是很难推进的， 需要政府在加大企业数字化建设财政补贴、 创造良好的行政审批等营商环境和扩大税收优惠力度等方面给予支持。在数字化人才培养方面， 也需要政府积极引导高校制定培养具有适应新时代数字化技能的人才方案。最后， 企业在推进数字化建设时， 也要格外留意管理层的异质性动机。不同阶段的管理层年龄、 不同持股比例的管理层以及产业政策的支持与否， 均会影响管理层发起数字化建设的动机， 进而影响到企业数字化转型的发展程度。

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