数字化转型与真实盈余管理——来自中国A股上市公司的经验证据

李 涛，罗晓梅

（重庆理工大学 会计学院，重庆 400054）

一、引言

真实盈余管理指管理层通过构造真实交易等方式影响财务报告信息，以改变契约结果的机会主义行为[1]。相较于应计盈余管理，真实盈余管理受到会计准则和外部监管的制约更少，操纵盈余更为隐蔽。然而，真实盈余管理往往涉及对企业当期和未来现金流的操纵，以及将当期的收入或支出推迟或提前计入财务报表中。这不仅会对公司长期价值产生深远的影响[2-4]，也增加了监管部门的治理难度[5]。近年来证监会报告了数起上市公司借助真实盈亏管理粉饰财务报告事件，这些事件不仅会误导投资者决策使其遭受损失，也给资本市场环境造成了一定的负面影响。

如何制约真实盈余管理，改善盈余质量一直是学术界的热点议题。一些学者研究发现，管理层激励机制产生的利益趋同效应超过了机会主义效应，提高机构投资者持股比例减少了企业的真实盈余管理[6-7]；还有一些学者研究发现，董事会治理机制（如董事长与总经理两职合一）降低了真实盈余管理水平[8]。然而，这些传统的组织治理机制可能更侧重于事后监督和纠正真实盈余管理，而难以在预防方面发挥作用。因而有必要探索真实盈余管理的事前防范机制，从源头上减少操纵行为的发生。

在新一轮科技革命和产业变革驱动下，数字化转型成为企业发展的重要动力。根据北京大学国家发展研究院与智联招聘联合开展的2022 企业数字化转型调研数据，81.6%的企业已经开始进行数字化转型。①https://www.workercn.cn/c/2022-10-12/7192515.shtml.并且，数字化转型为企业带来了显著的经济效应。相关统计数据表明，在不考虑疫情影响的情况下，数字化转型可使制造业企业成本降低17.6%、营收增加22.6%，使物流服务业成本降低34.2%、营收增加33.6%，使零售业成本降低7.8%、营收增加33.3%。②https://www.ndrc.gov.cn/wsdwhfz/202205/t20220507_1324362.html.随着数字化转型的深入推进，其对公司治理的影响也引发了学者们的关注。一些研究指出，信息技术应用能促使企业及时披露盈余信息[9]；数字化通过信息赋能和治理赋能有助于约束管理层在投资决策中的自利行为[10]；数字化转型通过优化内部控制和提高财务稳定性提升信息披露质量[11]。上述积极效应从行为动机与行为能力角度为抑制真实盈余管理提供了治理视角。

本文以中国A 股上市公司为研究对象，考察数字化转型对真实盈余管理的影响。本文的边际贡献有以下几个方面。

第一，延伸了数字化在公司治理领域的研究。企业引入数字化的重要目的之一是改善内部治理，真实盈余管理则是管理层短视行为的重要表现，而较少有文献关注二者间的关系。

第二，为提高企业的盈余质量提供经验证据。结合管理层实施真实盈余管理的动机与能力，在探究数字化转型对真实盈余管理影响机制的基础上，考虑异质性因素，进一步揭示真实盈余管理的操纵特征，为改善企业盈余质量提供经验依据。

第三，为推动企业数字化转型与防范数字化转型的风险提供政策参考。本文发现数字化有助于减少真实盈余管理，对改善企业治理有积极作用，这为进一步推进企业数字化转型提供了政策依据；同时，本文发现数字化可能会导致更多的经营现金流操控，表明数字化同样存在一定的局限性，资本市场参与各方与监管部门应注意防范此类风险。

二、理论基础与研究假设

根据委托代理理论，管理层在利益驱动下可能出现“选择性理性”，容易产生机会主义倾向，导致真实盈余管理行为的发生。数字化转型推动企业优化组织结构、实现信息整合，压缩了管理层进行真实盈余管理的空间。在组织结构上，数字管理技术使得去中心网络化的组织结构替代了自上而下的直线型结构[12]，有助于削弱管理层的自由裁量权，减少其利用职权便利操纵盈余信息的可能性。在信息整合上，数字技术使得信息传输链条和网络也更加畅通、高效，有助于调控决策过程中的主观判断并形成实时监控机制[13]。

例如，区块链技术具有难以跨越的特点，企业在任意节点上都能提供即时可视的报表，管理层若意图改变交易信息，可能需要对整个交易链条上的所有信息进行操纵，这增大了治理层和监管部门发现管理层进行真实盈余管理的机会[14]。据此，提出假设H1。

假设H1：数字化转型会抑制企业的真实盈余管理。

（一）数字化转型与真实盈余管理行为动机

从行为动机来看，管理层操纵盈余源于资本市场动机和薪酬契约动机[1]，前者是出于提高公司估值、股价和吸引投资者的目的，后者是为了在短期内获得高额报酬。

数字化转型有助于抑制管理层基于资本市场动机的真实盈余管理行为。

（1）开展数字化转型企业具有正向曝光效应，有助于增强市场积极预期。数字化转型是一个长期探索的过程，投资资金与学习成本较高，导致一些企业囿于资源困境而“不愿转”“不敢转”和“不能转”。相反，开展了数字化转型的企业更容易向市场传递数字技术应用能力强、风险承担水平高的积极信号，形成信誉“背书”效果[15]。同时数字化转型企业积极响应国家政策要求，与“数字中国”战略保持高度一致，更容易受到资本市场追捧，对外传递企业竞争力持续提升的正向信号，增强投资者对企业未来经营业绩的信心。

（2）数字化技术应用有助于发挥价值乘数效应，改善企业市场表现。一方面，数字化转型带来了成本节约。相关统计数据表明，数字化技术的运用替代了低效劳动力，能够节约20%的人力成本，同时增强部门间的信息共享，提升了约50%的管理效率[16-17]。另一方面，数字化转型促进了收益提升。数字经济加剧了市场的激烈竞争，促使创新型业务布局成为企业提高市场竞争力的核心内容。在云计算、区块链等技术的辅助下，数字化转型企业可实现对碎片化信息的集约式管理，发挥多样化信息资源的协同效应，通过进一步追踪消费者偏好、提供个性化推荐等服务来满足客户的差异化诉求，从而提高产品附加值，最终突破企业价值实现层次。一些研究也表明，相比于未开展数字化转型的竞争对手，数字化转型能为企业创造额外26%的利润和9%的收入[18]。根据信号理论，当企业绩效、发展前景等表现良好时，企业更乐意披露真实的盈余信息，向市场及时、充分地传递利好消息，改善投资者对企业估值表现。因而，企业数字化转型程度越高，市场对其积极预期越强，进行真实盈余管理的动机就越弱。

数字化转型有助于缓解管理层基于薪酬契约的真实盈余管理行为。两权分离下所有者与管理者之间的效用函数冲突是管理层实施机会主义行为的重要原因，由于管理层持股比例低，从公司增值上可获得的资本回报非常有限，使其有动机通过真实活动操纵盈余以攫取更多的薪酬回报。诸多研究指出，提高货币薪酬激励可以约束管理层的盈余管理行为[6,19-20]。

（1）在薪酬的议价能力上，人力资本是数字经济时代下企业价值创造的主体，管理层作为企业数字化转型的引领者和推动者，在专业水平上具有较强的不可复制性和不可替代性，且其具备的团队经验是有效加强数字化对财务绩效促进作用的重要补充资源[21]，使其凭借智力资本价值可以获得更多的薪酬红利[22]。管理层薪酬议价能力的提升会扩大企业内部薪酬的差距，降低管理层自我感知到的不公平对待程度，进而减少因努力程度难以被观测而操纵盈余以谋取私利的行为。

（2）在薪酬的持续性上，管理层薪酬往往与经营业绩挂钩，其可能进行盈余管理以达到业绩增长目标。数字技术能够辅助管理层优化经营决策，通过精准投资高效提高企业的生产效率和业绩表现[23]，减少经营业绩的波动性，使得管理者能够及时获得合理激励回报。在与公司利益趋同的情况下，管理层不再需要通过真实活动平滑盈余以获得短期的超额薪酬回报，而是更倾向于提高经营管理效率以尽可能长久地担任公司职务、获取长期稳定的报酬。因而，数字化转型有助于提高管理层薪酬水平，产生利益趋同效应，进而减少真实盈余管理行为。据此，提出假设H2和假设H3。

假设H2：数字化转型能增强市场预期，进而抑制企业的真实盈余管理。

假设H3：数字化转型能改善薪酬契约，进而抑制企业的真实盈余管理。

（二）数字化转型与真实盈余管理行为能力

从行为能力来看，数字化转型有助于强化分析师关注，缓解信息不对称导致的真实盈余管理行为。信息不对称是盈余管理存在的根本前提[24]，作为股东和管理层、投资者的中间人，分析师在上市公司信息披露中发挥着重要的监督作用，对缓解企业信息不对称意义重大[25]。

第一，基于声誉机制，实施数字化转型的企业与当前“数字中国”战略保持高度一致，更容易受到资本市场追捧，使之处于“聚光灯”下，受到分析师的广泛关注[16,26]。随着企业财务报告被分析师关注的增加，盈余操纵被发现的概率也越高[27-28]。这是因为真实盈余管理会扩大企业的现金流波动，对未来盈利造成负向影响[29-30]，分析师在发现企业的真实盈余管理倾向后，会将这种负面效应纳入研究报告（以下简称“研报”）中，对未来的盈利预测做出负向修正，这种消极的市场预期会倒逼企业减少真实盈余管理。一些研究也表明，分析师关注能够显著降低企业的真实盈余管理[31]。

第二，基于信息供给机制，分析师发布的研报与股价间的联动性会制约企业的真实盈余管理行为[32]。数字技术重塑了盈余信息的传递渠道与传递效率：首先，相比普通投资者，分析师的信息挖掘与分析能力更强，数字技术则进一步拓宽了分析师的信息来源，例如分析师可以通过互动性平台（例如在线社交媒体、视频会议和网络研讨会等）更及时地掌握企业的盈余状况；其次，借助大数据技术快速获取和处理海量信息，进一步挖掘并解读企业盈余变动的信息，进而提供更为准确的盈余预测信息；再次，通过以互联网平台为媒介的新型披露工具实现即时互动，更快捷地将他们的研究成果向投资者传递。投资者可以通过私信、评论、回复等方式对分析师提供的资本市场有效信息进行反馈[33]，进而对企业的真实盈余管理施加约束[34-35]。据此，提出假设H4。

假设H4：数字化转型能强化分析师关注，进而抑制企业的真实盈余管理。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2007—2021 年中国A 股上市公司为研究样本，考察数字化转型对真实盈余管理的影响及作用机制。文中所涉及数据均来源于CSMAR 数据库，并进行如下处理：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除ST、*ST 的上市公司；（3）剔除数据严重残缺的上市公司；（4）对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。上述数据处理采用Excel 和Stata16 软件实现，最终获得31304个观测值。

（二）变量定义

1.被解释变量——真实盈余管理

借鉴一些学者的研究，从生产、销售和酌量性费用操纵三个方面来衡量真实盈余管理，即分别估计异常生产成本、异常经营活动现金流和异常酌量性费用[36]。

计量模型如下：

其中，i 为公司，t 为年份，Pro 为生产成本，即销售产品成本与存货变动之和，TA 为总资产，Sal 为营业收入，ΔSal 为营业收入变化额，Cfo 为经营活动现金净流量，Dis 为酌量性费用，即管理费用与销售费用之和，REM 为真实盈余管理程度，Prm 为生产操纵程度，Cfm 为销售操纵程度，Dim 为酌量性费用操纵程度。对式（1）—式（3）分年度和行业进行回归，得到的残差即为Prm、Cfm 和Dim。最终通过式（4）计算得到REM，且该值越大，真实盈余管理水平越高。

2.解释变量——企业数字化转型程度

借鉴一些学者的研究[17,37]，首先借助上市公司年报信息配对，归集整理出人工智能、区块链、云计算、大数据、数字技术应用5 个方面关于数字化转型的分类词语，构建一个以底层技术和实践应用为核心的数字化转型词典。其次基于机器学习，用Python 抓取有关数字化转型的词频，并对词频总和加1 后取对数，得到衡量企业数字化转型的指标。

3.控制变量

为减轻遗漏重要变量可能产生的计量检验偏误，本文借鉴一些学者的研究[38-39]，在回归模型中纳入如下控制变量：公司规模、公司成立时间、独立董事比例、管理层持股比例、资产负债率、盈利能力、成长能力、董事会规模、机构投资者持股比例、是否四大审计、是否两职合一、是否亏损。为减轻遗漏变量导致的内生性问题，本文控制了年度、地区和行业固定效应。所有变量的定义和测量见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建

1.基准回归模型

为了检验数字化转型对公司真实盈余管理的影响效应，构建式（5）：

其中，REM 为真实盈余管理程度，Digit 为企业数字化转型程度，Controls 表示控制变量，系数α1代表数字化转型对真实盈余管理的影响程度，如果α1显著为负，表明数字化转型抑制了真实盈余管理，假设H1成立。

2.中介效应检验

借鉴一些研究对中介效应的分析方法构建式（6）、式（7）检验动机和能力对数字化转型与真实盈余管理的作用路径[40]。如果式（6）中数字化转型程度（Digit）与式（7）中中介变量（Med）的系数显著，说明存在中介效应。此外，对式（7）分别进行Sobel 检验和Bootstrap 检验，识别P 值是否小于0.05 和置信区间是否不包含0 值，进一步评估中介机制的存在性。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 显示了变量的描述性统计结果。其中，真实盈余管理程度（REM）的均值为-0.0025，标准差为0.1943，结果表明样本公司真实盈余管理程度存在较大差异；企业数字化转型程度（Digit）的均值和标准差分别为1.1822 和1.3524，结果表明大部分样本中企业数字化转型程度较高。

表2 描述性统计

（二）相关性分析

表3 显示了各变量间的相关系数。其中，企业数字化转型程度（Digit）与真实盈余管理程度（REM）的系数在1%的水平上显著为负，假设1得到初步验证。此外，表3 中大多数变量间的相关系数绝对值小于0.5，且各变量间方差膨胀因子经检验均小于5，表明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表3 相关性分析

（三）回归分析

表4 显示了企业数字化转型程度（Digit）与真实盈余管理程度（REM）的关系，其中，列（1）为不包括控制变量时二者的关系检验，列（2）为考虑控制变量情况下的回归结果。结果显示，企业数字化转型程度（Digit）的系数分别为-0.0119 和-0.0122，且在1%的水平上显著为负，假设H1 得到验证，即数字化转型会减少企业的真实盈余管理。

表4 基准回归：数字化转型与真实盈余管理

（四）稳健性测试与内生性检验

1.替换变量衡量方式

（1）替换解释变量（Digit）。采用是否进行数字化转型（Dum_digit）替换企业数字化转型程度（Digit），若企业当年进行数字化转型，Dum_ digit 为1，反之为0。检验结果如表5第（1）列所示。

表5 稳健性检验：替换变量衡量方式

（2）替换被解释变量（REM）。借鉴一些学者的研究[3]，构建形成另外两个度量真实盈余管理指标REM1 和REM2 替换被解释变量REM，如式（8）、式（9）所示。检验结果见表5第（2）列、第（3）列。

（3）替换控制变量。采用资产的增长率替代收入的增长率来衡量公司成长性（Growth），净资产收益率（Roe）替换总资产收益率（Roa）。检验结果如表5的第（3）列所示。

表5 的结果显示，在分别替换解释变量、被解释变量和控制变量后，数字化转型（Dum_digit/Digit）的系数均在1%的水平上显著为负，增强了基准回归的稳健性。

2.剔除直辖市特殊样本

考虑到直辖市的特殊性，企业数字化转型程度、治理水平等各方面与其他省份存在一定差异。借鉴已有研究[41]，将直辖市（北京、上海、天津、重庆）样本剔除后重新进行回归，获得25095个观测值。表6的第（1）列、第（2）列显示，企业数字化转型程度（Digit）的系数依然显著为负，本文的研究结论保持稳健。

表6 稳健性检验：样本处理

3.缩短样本区间

2013 年《国务院关于推进物联网有序健康发展的指导意见》颁布，提出要运用物联网推动产业结构调整和转变经济发展方式。①https://www.gov.cn/gongbao/content/2013/content_2339518.htm.此后，相关部门陆续出台相关政策支持推动企业数字化转型。因此，本文将2013 年视作企业数字化转型的开始节点，并将样本区间缩短为2013—2021 年对式（5）进行检验。结果如表6 中第（3）列、第（4）列所示，企业数字化转型程度（Digit）系数仍然在1%水平上显著为负，表明数字化转型减少了真实盈余管理行为，本文基准回归结果保持稳健。

4.5%缩尾处理

表6 的第（5）列、第（6）列显示了对连续性变量进行5%缩尾后的检验结果。为减少异常值对实证结果的影响，本文对连续性变量进行了上下1%的缩尾处理。但考虑到变量的极差可能依然较大，影响研究结论的可靠性，因此本文参考已有研究对所有非虚拟变量做上下5%的缩尾，其他控制变量保持不变。表6 的结果同基准回归保持一致，进一步验证了本文的主要假设。

5.Heckman两阶段回归

考虑到样本可能存在的自选择问题，本文参考一些学者的研究[42]，采用Heckman 两阶段回归模型进行检验。

第一阶段，将上市公司同年同行业平均数字化转型程度（Mean_digit）作为外生变量，测算企业进行数字化转型的概率并得到逆米尔斯比率（IMR）。

第二阶段，将逆米尔斯比率（IMR）作为控制变量对式（5）进行回归，结果如表7 中第（1）列、第（2）列所示。第（2）列考虑IMR 后企业数字化转型程度（Digit）的回归系数与基准回归一致，研究结论依然成立。

6.倾向得分匹配法（PSM）

针对样本可能存在的选择性偏差，采用倾向得分匹配法（PSM）进行缓解。首先，以企业数字化程度中位数划分为实验组和对照组，高于中位数的为实验组，否则为对照组；其次，将企业数字化转型程度是否高于中位数这一虚拟变量作为被解释变量，通过Logit模型计算倾向性得分值；再次，采用1∶1最近邻匹配、半径匹配与核匹配分别筛选出相似的对照组并进行回归。表8 显示了倾向得分匹配（PSM）的结果，企业数字化转型程度（Digit）的系数均在1%的水平上显著为负，表明数字化转型能够抑制企业的真实盈余管理。

7.采用更为严格的固定效应

为了进一步缓解内生性问题，本文借鉴一些学者的研究[43]，采用更为严格的固定效应模型进行回归。为了避免地区与行业维度上非时变因素的遗漏，分别控制时间—行业、时间—地区的双重交乘固定效应。检验结果如表9 第（1）列、第（2）列所示，企业数字化转型程度（Digit）的系数在1%的水平下显著为负，与基准回归结果一致。

表9 内生性检验：更为严格的固定效应与滞后一期数据

8.滞后一期的数据

表9 第（3）列、第（4）列显示了对真实盈余管理程度（REM）滞后一期的回归结果。由于企业对数字化转型后的经营调整、财务风险应对需要一段时间来完成，即企业的真实盈余管理行为较其数字化转型决策有一定的滞后性，借鉴已有研究，将被解释变量（REM）滞后一期对式（5）进行回归分析[44]。结果表明，企业数字化转型程度（Digit）的系数仍在1%的水平下显著为负，进一步增强了假设的可靠性。

五、进一步分析

（一）机制分析

1.数字化转型与真实盈余管理行为动机

根据前文的理论分析，数字化转型有助于缓解管理层的资本市场动机和薪酬契约动机，进而减少真实盈余管理。本文以托宾Q 值（TBQ）刻画企业数字化转型后的经济绩效[37]，以公司年度报告披露中的高管前三名薪酬总额的自然对数（Paytop3）刻画管理层薪酬[45]，对管理层的行为动机进行机制检验。若式（6）中企业数字化转型程度（Digit）显著为正，式（7）中中介变量（TBQ、Paytop3）显著为负，则表明中介机制成立，假设H2和假设H3得证。

表10 第（1）列、第（2）列对“数字化转型—市场价值—真实盈余管理”的影响路径进行了检验，第（2）列企业数字化转型程度（Digit）的系数为0.0437，且在1%的水平上显著，表明数字化转型有助于提高企业的市场价值。第（2）列TBQ的系数在1%的水平上显著，初步证明市场价值在数字化转型对真实盈余管理的影响中发挥着中介作用。进一步地，Sobol检验结果表明P值小于0.05；通过500次抽样的Bootstrap检验结果表明95%置信区间为[-0.0024，-0.0017]，不包括0，假设H2 得证。类似的，第（3）列、第（4）列检验了“数字化转型—高管薪酬—真实盈余管理”的影响路径，结果表明，数字化转型显著提高了高管薪酬，进而降低了真实盈余管理，Sobol 检验和Bootstrap检验均验证了该中介机制的存在性，假设H3得证。因此，可以得出：缓解管理层的资本市场动机和薪酬契约动机是数字化减少企业真实盈余管理的作用路径。

表10 数字化转型与真实盈余管理动机

2.数字化转型与真实盈余管理行为能力

根据前文的理论分析，数字化转型有助于强化分析师关注，减少管理层因信息不对称导致的真实盈余管理。本文参考一些学者的研究[37]，用关注同一家上市公司的证券分析师人数加1 后的自然对数来衡量分析师关注度（Analysis）[46-47]。表10的第（5）列结果显示，企业数字化转型程度（Digit）的系数为0.0660且在1%水平上显著，表明数字化转型能够吸引分析师关注；第（6）列Analysis 的系数在1%的水平上显著为负，表明分析师关注度的提升压缩了管理层操纵盈余的空间。同时，表10 的Sobol 检验结果表明P 值小于0.05；通过500 次的抽样的Bootstrap检验结果表明95%的置信区间不包括0，假设H4 得证。其可能的原因在于：分析师独立于公司的外部市场，能基于大量的信息收集和实地调研工作，积极发挥信息中介职能，提高预测精度，增加公司透明度[48]；同时数字化的“聚光灯”效应会引起更多分析师关注，强化市场对管理层行为的有效监督[34,49]，进而遏制管理层利用信息不对称进行盈余操纵。

（二）异质性分析

1.真实盈余管理的类型

一些研究表明，借助真实盈余管理增加会计利润的企业，往往会出现更高的异常生产成本（Prm）、更低的异常经营活动现金流（Cfm）和更低的异常酌量性费用（Dim）[36]。表11 第（1）列、第（2）列、第（3）列分别显示了数字化转型对这三类操纵方式的回归结果。其中，数字化转型程度改善了企业在生产成本和酌量性费用上的操纵，但加剧了管理层在销售上的盈余操纵行为。其可能的原因在于：数字技术同企业的生产、研发、管理、销售与服务深度融合实现了“降成本”“强创新”，生产效率的提升弱化了管理层操纵生产成本的动机[50]，政府提供的资金支持减少了管理层削减研发投入等酌量性费用的动机。然而，为了避免企业在转型后的亏损和盈利下降，管理层可能在第四季度向客户提供更优惠的折扣以加速销售[51]，因而加剧了对经营活动现金流的真实盈余管理行为。

表11 异质性分析：真实盈余管理的类型

2.产权异质性

国有企业与非国有企业之间在经营目标、激励安排、治理意识等方面存在一定的差异，导致数字化转型对真实盈余管理的影响可能因产权异质而不同。表12 第（1）列、第（2）列对产权异质性进行了检验，结果显示，非国有企业组中企业数字化转型程度（Digit）的系数显著为负且绝对值更高，组间系数检验具有系数差异。这一结果表明，非国有企业数字化转型对真实盈余管理活动的抑制作用更明显。其原因可能在于：非国有企业面临的市场压力和融资压力可能更大，进行真实盈余管理的动机更强[52]，因而数字化转型对非国有企业真实盈余管理表现为更强的治理作用。

表12 异质性分析：产权异质、科技属性异质、代理成本异质

3.科技属性异质性

数字化对真实盈余管理的治理效果可能因企业的科技属性存在差异。借鉴一些学者的研究[53]，将信息传输、软件和信息技术服务业（I），科学研究和技术服务业（M）划分为高科技行业，其他视作非高科技行业。表12 第（3）列、第（4）列对企业科技属性异质性进行了检验，结果显示，数字化转型对非科技企业的真实盈余管理行为抑制作用更显著。其原因可能是：科技企业的生产运营管理大多数依赖于数字化技术，管理层更缺乏操纵盈余信息的能力，其真实盈余管理水平更低，而数字化技术应用使得非科技企业会计信息更加透明，制约了其进行真实盈余管理活动的空间，因而对非科技企业的抑制作用更明显。

4.代理成本异质性

所有权与控制权的分离导致股东和管理层之间利益不一致，产生了委托代理问题，致使管理层可能通过真实盈余管理谋取私利。本文以经营费用率衡量企业代理成本，即（管理费用+销售费用）/营业收入，并按照其是否高于企业所处行业中值将样本分为高代理成本和低代理成本两组，回归结果如表12第（5）列、第（6）列所示。结果表明，高代理成本组中数字化转型对真实盈余管理活动的影响显著为负，而这一效应在低代理成本的样本中却并不显著。究其原因：代理问题更严重的企业管理层可能更倾向于进行盈余操纵，由于数字化转型促进了企业内外部信息的互联互通，增加管理层通过真实盈余管理活动攫取私利的边际成本，因而对于高代理成本的企业，数字化转型对真实盈余管理活动的抑制作用更明显。

六、结论与建议

本文以2007—2021 年中国A 股上市公司作为研究样本，实证探讨了数字化转型对真实盈余管理的影响及作用机制。研究发现：（1）数字化转型与真实盈余管理显著负相关，即数字化转型的正向溢出效应会产生对真实盈余管理的治理作用。（2）机制分析表明，数字化转型通过缓解资本市场动机、薪酬契约动机以及强化分析师关注，制约管理层操纵盈余的动机与能力，降低了企业的真实盈余管理水平。（3）异质性分析表明，在真实盈余管理的手段上，数字化转型改善了企业在生产成本和酌量性费用上的操纵，但加剧了管理层在销售上的盈余操纵行为；在企业特征上，数字化转型对非国有、非科技属性和代理问题更严重企业发挥着更强的治理作用。此外，通过替换变量衡量方式、剔除直辖市特殊样本、采用更为严格的固定效应、Heckman两阶段、倾向性得分匹配（PSM）等稳健性和内生性检验后，研究结论保持稳健。

本文的实践意义在于以下几点。对于企业自身而言，首先，积极推进数字化转型，实施数字化转型是不可逆的趋势，不仅可以传递数字技术应用能力强、风险承担水平高的积极信号，增强投资者对企业的正向预期，也能够为企业降本增效持续赋能，发挥数字化的正向溢出效应，还能制约管理层操纵盈余信息的能力，提高企业的盈余信息质量。其次，制定合理的薪酬激励计划，具备“数字化思维”和“数字领导力”的管理团队作为推动企业数字化转型的重要人力资本，需要享有企业剩余价值回报权，使其从企业绩效改善中及时获得合理的激励回报，与公司利益实现深度协同，有助于抑制其谋取私利的机会主义行为，减少短视行为的发生[54]。再次，在具体的激励方式上，股东还可以利用管理层对企业天然的责任感和使命感督促其勤勉工作，形成组织认同感，进而获得更多事业成就感。

对监管部门而言，要做到以下几点。第一，要不断提升信息挖掘和分析能力，在财务报告、审计报告等获取盈余信息渠道的基础上，借助信息技术平台，拓展信息来源的渠道以减轻信息接收的劣势；同时充分使用可视化工具和机器学习算法，将结构化数据优化升级为各种图像、音频等非结构化数据，弥补其信息分析能力的有限性。第二，对真实盈余管理易发企业予以特别关注，不断完善会计监管风险提示细则，进一步规范这类上市企业会计处理和信息披露的要求，协助投资者识别可能进行盈余管理的企业。第三，防范更为隐蔽的操纵风险。数字技术也可能为企业操纵盈余提供便利，例如操纵广告投放和搜索引擎排名来增加其在线业务的收入，以此实现对经营活动现金流的操控，数字化情境下的操纵行为更具隐秘性，应当尤其防范此类风险。第四，进一步完善分析师关注等中介机构的参与机制，从声誉机制和信息供给机制角度，引导发挥分析师提供有效资本市场信息，利用其发布的研报与股价间的联动性制约真实盈余管理行为。