数字经济发展、双元审计质量与企业创新持续性

罗 岭,卫振炎

(1.西北政法大学 商学院,陕西 西安 710122;2.西安明德理工学院 经济与管理学院,陕西 西安 710122)

一、 引言

创新是引领国家经济高质量发展的第一动力,是企业持续发展之基、市场制胜之道。在国家创新驱动发展战略的指引下,中国创新投入持续增加,创新产出大幅增长,各类企业纷纷加入创新大潮。据统计,全社会研发投入占 GDP 比重从2012年的1.91%上升到2021年的2.44%;中国政府2021年的科技创新支出超过1.07万亿元,比2012年增长92.2%;中国专利申请量从2011年的16398件增加至2021年的69540件,接近全球专利申请量的一半;全球创新指数排名中,中国从2012年的第34位上升到2022年的第11位[1]。截至2022年7月,中国拥有有效发明专利的企业达到32.6万家,拥有有效发明专利208.6万件,占国内总量的68.5%。以上数据表明中国创新能力在稳步提升,企业创新主体地位进一步巩固。需要强调的是,创新不是一劳永逸的,一时的创新并不能使企业永葆领先地位。只有紧跟时代发展需求,不断挖掘新的创新点,企业才能够保持核心竞争优势[2]。然而一些企业在创新过程中未能守住初心,在资本逐利动机驱使下仅开展简单、短暂的创新,或是干脆走金融化道路,而较少追求周期更长、价值更大的实质性创新[3]。因此,深入探索企业创新持续性的动力机制,对中国实体企业可持续成长乃至国民经济高质量发展具有重要意义。

国内外学者在“成功者更成功”效应、“知识积累与动态规模”效应、“研发投入沉没成本”效应基础上探讨了企业内外部因素对创新持续性的影响并取得了诸多成果。企业创新具有自主性和内在性,企业规模、融资能力、高管认知、企业多元化、技术多元化等会正向影响企业创新持续性[3-6],而大股东持股、企业金融化则会对企业创新持续性产生挤出效应[7];同时,企业创新也依赖于外部因素,经济政策不确定性、行业环境、经济波动、政府补贴等会改变企业创新持续性的意愿[8-10]。可以看出,学者们对企业创新持续性的内在因素探索较多,但对变化较快的企业外部环境影响的考察相对不足。

近年来,在国家政策的大力推动下,数字技术与实体经济加速融合,数字经济迅猛发展,成为企业外部环境变化最明显的因素之一。《中国互联网发展报告2021》数据显示,2020年中国数字经济规模高达39.2万亿元,占GDP比重为38.6%,保持9.7%的高位增长速度。传统实体产业应用数据要素、数字技术和数智产品带来了产出增加和效率提升,数字经济逐渐成为实体经济发展、创新驱动发展的新动能,为中国企业转型升级提供重要技术支撑[11]。数字经济发展的影响也引起了学界广泛关注。现有研究发现数字经济既能推动城市技术创新、绿色全要素生产率的提升和国家经济高质量发展[12-14],也能影响微观层面的企业经营效率、企业绩效和公司治理[11,15],但是数字经济是否影响企业创新持续性尚未引起充分关注。

数字经济赋能企业数字化,使得企业创新所需知识来源更加多元,企业创新迭代更加快速,企业创新形式更加开放,这为企业持续创新提供了新的机遇和挑战。因此,人们提出如下问题:数字经济发展是否有利于增强企业创新持续性?若有,其背后的作用渠道是什么?数字经济时代,海量数据加剧了内部审计人员与外部审计人员(以下简称“双元审计人员”)的工作难度,但新兴数字技术、全面数据处理和客户数据全覆盖给双元审计人员的协同审计提供了机遇,能大大提高双元审计人员的协同工作效率和违规检测率[15],即提高双元审计质量。双元审计质量的提升又能提高企业信息透明度,降低企业外部融资成本,减少管理层非效率投资或盈余管理行为,保障企业创新持续性。对于因数字经济发展而具有较高双元审计质量的企业,其持续创新的可能性是否更大?

为了回答上述问题,本文将以2011—2020年A股非金融类上市公司为研究样本,结合资源依赖理论和信息不对称理论,从双元审计角度实证探析数字经济发展对微观企业创新持续性的影响及其作用渠道。本文研究贡献体现在以下三个方面:第一,将数字经济与企业审计相结合,探讨数字经济发展对双元审计质量的影响效果,可以拓展数字经济微观层面经济后果的研究,有利于充分把握数字经济发展的趋势和规律,助力企业审计工作提质增效。第二,考察双元审计质量在数字经济发展促进企业持续创新中所起的中介作用,有利于充实企业持续创新的动力机制的研究成果,为企业加快数字化转型、完善审计治理体系、增强企业持续创新能力提供管理启示。第三,以往文献使用无形资产增量衡量企业创新持续性以探讨数字经济发展与企业创新持续性的关系[7-8],但无形资产存在计量困难、披露不全面的缺陷。为了规避测度方法导致的结果偏差,本文以创新投入的环比增长率乘以创新投入规模测度创新持续性,能够反映企业较长一段时期内的持续创新情况,同时采用多种方法进行内生性和稳健性检验,使研究结论更可靠、更稳健。

二、 理论分析与研究假设

(一) 数字经济与创新持续性

创新持续性是指企业过去创新所产生的反馈、积累和锁定效应,能使企业具备更好的条件去探寻创新机遇,增强后续创新成功的可能性[16]。资源依赖理论认为,信息、技术和资本是企业创新的关键资源,持续获取、整合与利用内外部创新资源是企业实现创新持续性的先决条件。特别是,消费者信息的持续获取与整合、创新资金的持续投入、创新风险的持续防范化解在企业创新过程中显得非常重要。数字经济的发展,促进了实体产业数字化和治理数字化[17],使企业能应用多种数字技术有效管理内外部资源。同时,数字经济的发展也推动了数字产业化,数据共享平台的搭建为企业吸收利用创新知识提供了便利,助力企业持续创新。因此,本文认为数字经济发展从以下几个方面增强企业创新持续性:

首先,数字经济能助力企业持续获取、整合消费者反馈信息,进而增强企业创新持续性。以数字平台为载体的数字经济模糊了企业创新的时空界限,打破了信息资源壁垒,使更广泛的消费者能够在数字平台上持续流动汇聚,有利于企业实时接受反馈信息。借助大数据技术整合、分析消费者反馈信息,企业可以及时发现消费者偏好动态,不断更新完善产品功能与特性,生产出符合消费者需求的产品,满足不同用户的个性化需求。其次,数字经济的发展,能拓宽企业融资渠道,提高资金使用效率,保障企业持续创新的资金供给。一方面,数字金融的发展有助于改善企业间的商业信用,利好企业短期借款,更重要的是,还能为企业创新提供层次更为丰富的融资渠道(智能投顾、供应链金融、消费金融等),满足企业持续创新的多元化融资需求[18];大数据、人工智能等数字技术的运用,可以促进企业与投资者间的信息快速匹配,有效缓解信息不对称[11],为企业提供可靠的外部资金来源。另一方面,数字技术的“数据同质化”和“可重新编程性”的特性[19],可以显著降低企业获取、处理和分析信息资源的成本;数字生态平台可以使企业在低广告成本、低客户搜寻成本的基础上就能实现产品的精准营销,降低了企业产品销售成本;人工智能技术应用可以减少研发人员的简单重复工作,降低企业创新的人工成本[20]。上述融资渠道的拓宽、资金使用效率的提升,能为企业创新提供充足资金,推动企业创新持续性提升。最后,数字经济的发展可以降低企业创新风险,为企业持续创新保驾护航。一方面,在快速发展的数字经济环境中,企业联合运用大数据、人工智能等数字技术,可以搜索领域更广、规模更大的技术知识并加以吸收利用,为企业持续解决复杂性创新难题奠定技术基础[21],提高决策合理性;另一方面,数字经济的发展可以推动双元审计治理数字化,大数据审计平台、“审计智能+”的蓬勃建设,有利于双元审计人员有效监控企业财务报告编制的过程,快速识别财务报告的错误与异常,为企业创新决策提供可靠、相关的财务信息,抑制管理层短视导致的非理性决策行为,降低企业创新决策风险,增大企业持续创新的可能性。基于以上分析,本文提出如下研究假设:

H1:数字经济发展能够增强企业创新持续性。

(二) 双元审计质量的中介作用

创新活动具有投入不可逆性、产出高等不确定性特征,一旦中断会给企业带来较大经济损失,因而需要对整个创新过程的资金投放与使用进行有效的监督。双元审计作为企业协同治理的一项重要制度,对创新投资决策、创新活动开展、创新资金使用起到了综合评估和监督的作用。而双元审计质量又会受到以大数据、云计算、区块链等先进数字技术为典型特征的数字经济发展的影响。因此,本文认为双元审计质量在数字经济推动企业创新持续性的过程中起着重要的桥梁作用。具体而言:

企业为适应数字经济发展趋势,会积极进行数字化转型。在此过程中,企业战略风险、财务风险和经营风险会增大,与某些特定账户、账户余额和披露相关的重大错报风险也会增加[22];同时,数字经济时代,企业数据及其来源极为庞杂,企业盈余管理、信息错报更为隐蔽。这些风险对双元审计人员工作质量提升提出更大挑战,促使双元审计人员更加紧密地交流与合作,积极利用更先进的数字技术来应对上述挑战。主要表现为:第一,利用数字技术能减少双元审计过程中的人为失误、犯错的可能性,确保会计信息真实、准确、全面。现有研究表明,审计人员计算错误是导致财务报告错报的重要原因[23]。大数据、物联网、区块链等数字技术的应用,能帮助双元审计人员全面检测企业财务信息与非财务信息的错误与异常,降低审计人员常规审计失误的可能性,确保审计数据的全面、真实、准确。第二,利用数字技术能促进审计资源共享,减少重复审计工作,提高审计效率和效果。在协同审计过程中,数字化平台打破了时空限制,促进了双元审计人员间的互联互通,加上人工智能技术的引入,能帮助双元审计人员快速收集、处理和分析审计数据,提高审计结果的正确性;同时,云计算对跨行业、跨领域庞杂数据的分析能力,可以帮助双元审计人员实现审计全覆盖,降低抽样风险,增强双元审计人员识别潜在问题的准确性。第三,利用数字技术提高了双元审计人员审计风险控制水平,提升了双元审计质量。结合审计软件和知识共享系统等数字技术动态跟踪某些审计数据的变化,双元审计人员更易识别企业管理层的盈余操纵、财务欺诈等机会主义行为,从而降低审计风险。智能审计程序可使双元审计人员将更多的精力、资源集中于审计风险更高的领域,从而及时发现、控制审计风险[24]。区块链技术在保证审计证据安全的前提下,可以提升双元审计数据自动交叉验证的可靠性与时效性,助其更好地识别、评估和应对审计风险[23]。总体而言,数字经济的发展对双元审计质量的提高带来了机遇,同时也提出了挑战。一方面通过增强审计结论的准确性、提高审计效率、降低审计风险,正向拉动双元审计质量,另一方面通过增加审计难度反向推动双元审计人员协作能力提升,总体上对双元审计质量的提高起到了积极影响。

作为企业创新活动的两大特征,信息不对称性和收益不确定性给投资者准确评估和监控企业带来了巨大困难。信息不对称性使投资者较难获得有价值的企业信息,削弱了其投资意愿;同时,收益不确定性会加大投资者投资风险,使其不敢投资。双元审计可以克服上述难题,确保企业创新持续性。具体而言,第一,双元审计质量的提升,可以为股东呈报更准确、更及时、更可信的企业会计信息,减少股东与管理层间的信息不对称程度,更好地监控和指导管理层的投资决策,约束管理层的机会主义行为,提高企业创新决策的科学性和有效性,增大企业创新的成功率。第二,双元审计质量可以为外部投资者识别投资机会、监督管理层和减少投资者的逆向选择提供更真实可信的会计信息,降低管理层与投资者间的信息不对称程度,增强外部投资者的投资信心,进而缓解企业融资约束,为企业持续创新投入提供更丰富的资金来源。第三,高效的双元审计工作还有利于保障企业规范经营、杜绝舞弊行为、弥补企业内部控制缺陷[24],约束、限制管理层或大股东的盈余操纵行为,使企业以较少的创新投入获得更大创新产出,进而促进企业持续创新。基于此,本文提出如下研究假设:

H2:双元审计质量在数字经济与企业创新持续性的关系中起中介作用。

三、 研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文选取2011—2020年中国A股上市公司作为研究样本。研究过程中所涉及的数字普惠金融发展数据来自《北京大学数字普惠金融指数(2011—2020)》,其余测算数字经济的数据来自国家统计局,其他变量数据均来自国泰安(CSMAR)数据库。其中,研发投入的数据来自企业年报,内部审计质量的数据来自内部控制自我评价报告和企业年报,外部审计质量的数据来自企业财务报告审计意见表和社会责任报告。选取2011年作为研究起点是因为数字普惠金融指数的最早数据可追溯至2011年。本文在实证研究前对样本数据进行以下预处理:(1)剔除ST、*ST类企业;(2)剔除属于货币金融服务、资本市场服务以及其他金融业的企业;(3)剔除关键变量数据缺失的企业。此外,为降低异常值对研究结果的影响,本文对所有变量进行1%和99%分位数Winsorize处理,最终得到4445条观测值。

(二) 主要变量定义

1. 被解释变量:创新持续性(IS)。不同于企业创新,创新持续性更关注企业在一段时间内创新的持续性。余芬等[3]、柳卸林等[5]综合考虑了当期、滞后一期和滞后两期的研发投入,采用创新投入的前后期对比来描述创新持续性。本文沿用以上学者的做法,用(当期研发投入+滞后一期研发投入)/(滞后一期研发投入+滞后两期研发投入)×(当期研发投入+滞后一期研发投入)来测算创新持续性并进行实证分析。

2. 解释变量:数字经济(DE)。在数字经济的测算研究中,有的学者从企业层面出发,选取企业数字化转型作为数字经济的替代变量。但是,中国信息通信研究院将数字经济的外延扩展到数字产业化、产业数字化和治理数字化等方面[17],仅依靠企业数字化转型的数据无法全面衡量数字经济发展水平。因此,本文参考赵涛等[14]和崔琪等[12]的方法,选取互联网普及率、相关从业人员情况、相关产出情况、移动互联网普及率、数字普惠金融发展五个省级指标测算数字经济发展水平。在实证分析中采用主成分分析法衡量数字经济,同时在稳健性检验中采用熵权法测算数字经济,以说明实证结果不受测算方法的影响。

3. 中介变量:双元审计质量(AQ)。双元审计质量包括外部审计质量(即注册会计师审计质量,OA)和内部审计质量(IA)。以往研究采用盈余质量、审计费用、是否选择国际“四大”外审机构等作为外部审计质量的代理指标。由于盈余质量会受到内部审计质量的影响[25],其余两项仅与外审机构相关,是衡量外部审计质量的纯粹指标,因此本文选取审计费用和是否经过外审机构国际“四大”审计这两个变量作为外部审计质量的替代变量。具体而言,企业财务报表通过外审机构国际“四大”的审查和认证的赋值为1,否则赋值为0,并与企业支付的审计费用取对数后的数值加总,用于衡量外部审计质量[26-27]。借鉴郑伟等的思路[28],采用内部审计独立性、内部审计人员专业胜任能力和内部审计相关投入三个指标加总后的数值作为内部审计质量的替代变量。其中,内部控制有效赋值为1,否则赋值为0,以此衡量内部审计独立性;具备审计专业知识赋值为1,否则赋值为0,以此衡量内部审计人员专业胜任能力;内部审计相关投入用内部审计人员数量占企业员工数量的比例来衡量。既有文献指出,内部控制与外部审计之间存在替代关系,在企业治理过程中平衡使用两者,可以节约成本,促进企业创新[29]。同时,也有文献认为两者之间存在互补关系,将两者结合使用能够扩大企业治理效应[29]。此外,李瑞雪等指出具有竞争和合作关系的两种活动,其协同性实质是这两种活动的平衡性与互补性的组合[30]。基于此,本文采用双元审计平衡性与互补性来测度双元审计质量。其中,平衡性用1-|OA-IA|/(OA+IA)来衡量,能反映两种审计水平的差异性[31],互补性用OA×IA来衡量。为了方便分析,本文假设双元审计平衡性与互补性同等重要,将其系数都设置为0.5。

4. 控制变量。为控制其他可能因素的影响,参考以往研究[3,12],本文选取企业规模(Size)、企业年龄(Age)、资产负债率(Lev)、股权性质(ON)为微观层面的控制变量,对外开放度(Open)和地区R&D经费投入(R&D)为宏观层面的控制变量。原因在于:上述控制变量是影响企业创新持续性的重要因素,以往学者普遍采用;对外开放度和地区R&D经费投入还会影响数字经济发展,地区对外越开放,当地视野越开阔,接触外界信息越多,为跟上外界步伐,其数字经济发展动机会越强;省区市当年R&D项目的经费投入一定程度上能为当地加快数字经济发展进程提供资金支持。各主要变量定义见表1。

表1 变量定义表

(三) 模型构建

构建(1)式回归模型检验数字经济与企业创新持续性的关系,若(1)式中数字经济的系数α1显著为正,则表示假设关系H1成立。

ISi,t=α0+α1DEi,t-1+∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Region+εi,t

(1)

根据温忠麟等的中介效应检验程序[32],在假设关系H1成立的前提下,再构建(2)式和(3)式回归模型检验双元审计质量在数字经济与企业创新持续性的关系中所起的中介作用,若(2)式中系数β1显著,且(3)式中系数γ2显著,则表明假设关系H2成立。

AQi,t-1=β0+β1DEi,t-1+∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Region+εi,t

(2)

ISi,t=γ0+γ1DEi,t-1+γ2AQi,t-1+∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Region+εi,t

(3)

上述模型中的下标i表示企业,t表示年份,∑Controls表示控制变量集合,∑Year、∑Industry、∑Region分别表示时间、行业和地区固定效应,εi,t为误差项。

四、 实证分析

(一) 描述性统计

表2列示了各变量的描述性统计结果。可以看出,创新持续性(IS)最大值为22.401,最小值为13.697,标准差为1.579,说明不同企业的创新持续性水平差异悬殊,在国家创新驱动发展战略下,企业仍需要持续开展创新活动;数字经济(DE)最大值为6.614,最小值为-1.027,标准差为1.612,平均值为1.994,说明各企业所在地区的数字经济发展存在较大的不平衡,并且整体水平偏低,数字经济发展水平高的企业仅为少数;双元审计质量(AQ)最大值为1.335,最小值为0,标准差为0.495,平均值为0.584,说明中国企业的双元审计质量整体水平偏低,存在较大的提升空间。

表2 样本描述性统计

(二) 回归结果分析

1. 数字经济与企业创新持续性的回归结果分析

数字经济(DE)对企业创新持续性(IS)的作用结果如表3列(1)所示。数字经济与创新持续性之间的回归系数为0.067,并达到了1%的显著性水平,说明数字经济发展能够积极推动企业创新持续性提升,假设H1得到了支持。产生上述结果的原因可能为:数字经济的快速发展可以大大提升企业整合、利用内外部资源的能力,帮助企业及时发现创新机会,生产出符合市场需求的产品,促进企业创新的成功,而成功的创新活动又可以为企业后续创新提供源源不断的创新资源,保障企业创新活动的持续性。

表3 回归结果

企业规模(Size)越大,其资金越雄厚,维持创新持续性的能力越强,故企业规模与创新持续性呈显著正相关关系;企业年龄(Age)越大,其业务范围及客户群体可能越稳定,导致创新动力不足,故创新持续性水平会有所降低;企业负债占资产比重越大,能够投入创新活动的资金越少,故资产负债率(Lev)与创新持续性呈显著负相关关系;无论国企还是私企,均存在创新型企业和非创新型企业,因此股权性质(ON)对创新持续性的影响不大;对外开放度(Open)表示进出口总额占地区生产总值的比例,其数值越大,可能意味着当地生产总值越小,用以支持企业创新持续性的能力越弱;地区R&D项目经费的投入(R&D)与企业创新持续性不相关,这与我们的直觉和以往研究的结果存在一定的差异,产生这种差异的原因可能在于,地区R&D项目经费可能更多流向了高校或科研院所,抑或政府只对少部分的高新技术企业进行了项目拨款,使受惠群体并没有覆盖当地大部分企业,从而出现了地区R&D项目经费的投入与企业创新持续性的关系不明显的结果。

2. 双元审计质量中介效应的分析

表3列(1)至列(3)显示,双元审计质量(AQ)在数字经济(DE)和创新持续性(IS)之间发挥了部分中介作用,表现为列(1)中数字经济与创新持续性(IS)的相关系数显著,列(2)中数字经济与双元审计质量的相关系数显著,列(3)中双元审计质量与创新持续性的相关系数显著,从而支持了假设H2,证明“数字经济发展→双元审计质量→创新持续性”的传导路径存在。上述研究结果表明:数字经济的发展,特别是大数据、区块链和人工智能等数字技术在企业中的广泛应用,可以促进双元审计人员间信息的互联互通,减少审计人员重复审计工作,降低审计失误率,提高双元审计质量;双元审计质量的提高,不仅可以改变管理者的短视行为,使其长期重视创新活动,还可以帮助企业识别未来创新方向,做出科学的创新决策,增大企业创新成功的概率。更为重要的是,双元审计质量可以对管理层形成内外监督合力:一方面及时约束管理层机会主义行为,避免创新投入挪为他用,促进创新活动的顺利开展,从而保障企业创新投入的持续性;另一方面可以改善企业与外部投资者间的信息不对称问题,使企业充分利用数字金融平台获得多元化的金融资源,弥补企业创新持续性的资金短缺。为了使结果更稳健,本文采用Sobel检验法检验中介效应,结果显示Sobel值为1.921,Goodman-1值为1.860,两者在10%的水平上显著,Goodman-2值为1.989,在5%的水平上显著,表明中介效应依旧存在。

(三) 内生性及稳健性检验

1. 内生性检验

上述实证分析可能会受到可观测因素的干扰,为提高研究结果的可靠性和准确性,本文选用倾向得分匹配(PSM)法进行内生性检验。首先将数字经济以中位数为界限,划分为数字经济水平较高组和数字经济水平较低组。当数字经济的数值大于中位数时,将其归为数字经济水平较高组并赋值为1;否则,归为数字经济水平较低组并赋值为0。然后采用最近邻1∶1匹配方法进行配对,可观测变量选取企业规模、企业年龄、资产负债率、股权性质、对外开放度和地区R&D项目经费投入来进行样本无放回匹配,通过Logit模型估计倾向得分,处理后的结果如表4所示。结果显示,处理组平均处理效应(ATT)的T值绝对值为5.97,大于2.58,说明通过了1%水平的显著性检验。

表4 PSM处理结果

表5列示了采用PSM配对后对样本再回归的结果,结论与本文主回归结果一致。

表5 PSM处理后的再回归结果

为了解决由不可观测因素引起的内生性问题,本文采用工具变量法进行内生性检验。一方面,我国从电话线拨号接入(PSTN)时代过渡到了互联网时代。互联网普及率是数字经济发展的核心要素,与邮局数量和固定电话数量存在密切的相关性。因此,过去固定电话普及率较高的地区有可能是数字经济发展较好的地区。另一方面,邮局的分布也在一定程度上影响固定电话的分布,从而影响互联网的早期接入。因此,选取固定电话数量和邮局数量作为地区数字经济发展的工具变量满足了相关性要求。同时,历史上固定电话数量和邮局数量对当前企业经济活动的影响几近消失,因而满足排他性要求。鉴于固定电话数量和邮局数量为截面数据,难以直接进行面板数据的计量分析,因此,为了克服这一问题,借鉴赵涛等的做法[14],将上一年全国互联网上网人数(LYIUC)分别与1984年各省区市每百人固定电话数量(NOFTL)以及每百万人邮局数量(NOPO)的交互项作为数字经济发展的工具变量。表6列示了工具变量法的两阶段回归结果。KLeibergen-Paap rk LM统计量在1%的水平上显著,说明所选的工具变量具有可识别性;Cragg-Donald Wald F统计量远大于Stock-Yogo弱工具变量检验在10%偏误下的临界值,且Sargan统计量不显著,说明所选工具变量不存在弱工具变量和过度识别等问题。表6中第一阶段回归的两个工具变量的系数均在1%的水平上显著,说明达到了工具变量的相关性要求。第二阶段回归结果与主回归结果一致,说明减轻内生性问题后,本文结论依旧成立。

表6 工具变量估计结果

2. 稳健性检验

为进一步验证实证结果的稳健性,本文做以下处理:第一,替换数字经济测算方法。用熵权法重新测算数字经济,并代入回归模型,以说明实证结果不受测算方法的影响。替换数字经济测算方法的稳健性检验结果如表7列(1)至列(3)所示,结果显示假设H1、H2、H3均能通过稳健性检验。第二,分阶段回归法。因数字经济于2015年提升为国家战略,故将样本划分为2011—2015年和2016—2020年两个分样本,代入回归模型,得出回归结果不受时间影响的结论。分阶段回归结果如表7所示,列(4)为2011—2015年的主效应回归结果,列(5)为2015—2020年的主效应回归结果。结果显示,数字经济对企业创新持续性的影响方向及显著性未发生实质性变化,核心研究结果依旧是稳健的。

表7 稳健性回归结果

(四) 进一步分析

1. 股权异质性

我国股权性质不同的企业在治理特征、资源禀赋等方面存在明显差异,使国有企业、非国有企业的数字化水平和创新持续性水平也存在差异。有别于非国有企业,国有企业政治治理特征明显,这一特征虽然能给企业带来丰厚的资源,促使企业积极应对数字经济发展的机遇和挑战,快速实现数字化转型,但也会加剧企业高管的短视主义,降低其持续创新的意愿,增大创新失败的可能性。因此,数字经济发展对企业创新持续性的影响在不同股权性质的企业中可能存在差别。为了进一步考察股权性质对数字经济发展与企业创新持续性的关系的影响,本文按股权性质的不同将企业划分为国有企业和非国有企业,并进行分组回归和组间系数差异检验,结果如表8列(1)和列(2)所示。对比表8中列(1)和列(2)的DE系数可以发现,相比于国有企业,非国有企业中数字经济对创新持续性的促进作用更大。可能的原因为:数字经济时代,国有企业与非国有企业的融资约束和代理问题存在明显不同,导致不同性质的股权可以带来数字经济发展对创新持续性的不同影响。相较于非国有企业,我国大多数国有企业政企不分,第二类代理问题严重,存在产权制度安排的动力缺陷[33],加上高管属于“行政性任命”,热衷追求短期政治目标。而创新持续性是一项周期长、沉没成本高的活动,持续地创新投入可能不利于高管短期目标的实现。更为重要的是,国有企业的资金主要来源于国家财政,融资约束问题比非国有企业小[33]。在此种情况下,国有企业利用数字经济发展带来的新增资金并不一定提升创新投入的边际效应。以上因素最终使得数字经济发展对创新持续性的促进作用在国有企业中相对较低,而在非国有企业中相对较高。

表8 进一步分析回归结果

2. 规模异质性

规模不同的企业,其数字水平和持续创新水平也存在明显差异。相较于中小规模企业,大规模企业的资金、技术、人才优势更为明显,顺应数字经济发展潮流的速度更快,创新能力更强,但创新动力、创新效率较低[34],创新中断的沉没成本也较大。而中小规模企业虽然创新意愿浓烈,但普遍面临严重的融资约束问题,创新投入持续性不足,利用数字经济发展红利改变创新资金困境的动机更为强烈。因此,数字经济发展对企业创新持续性的影响在不同规模的企业中可能明显不同。为了进一步考察规模异质性对数字经济发展和企业创新持续性的关系的影响,本文按期末总资产的大小将企业划分为大规模企业、中规模企业和小规模企业。其中,期末总资产排名在[0,25%]的为大规模企业,排名在(25%,75%)的为中规模企业,排名在[75%,100%]的为小规模企业,并进行分组回归和组间系数差异检验,结果如表8列(3)至列(5)所示。从表8可以看出,数字经济对创新持续性的促进作用存在于中小规模企业中,并且这种促进作用在小规模企业中更为明显。上文提到过,消费者信息的持续获取与整合、创新资金的持续投入以及创新风险的持续防范化解保障了企业创新持续性。大规模企业的组织机构较为完备,对外界信息的获取来源更为广泛,能够有效获取与整合消费者信息。同时,大规模企业资金充足,面临的融资约束小于中小规模企业[34],能够较大程度上保障创新资金的持续投入。此外,大规模企业智力资本充足[35],组织学习能力较强,防范化解创新风险的能力更强。数字经济在促进创新持续性方面只能起到锦上添花的作用,在创新持续性水平已经较高的情况下再提升的空间不大。相比之下,中小规模企业面临组织机构不健全、融资困难、经营风险高等劣势,因而实现创新持续性的挑战更大[36]。但数字经济的发展可以拓宽中小企业融资渠道,助力其提高经营管理效率,减少生产成本,降低决策风险,从而弥补中小企业持续创新劣势,扩大中小企业持续创新的增量效应。

五、 结论性评述

本文选取2011—2020年中国A股非金融类上市公司数据,从双元审计角度实证探讨了数字经济发展对企业创新持续性的影响及其作用渠道。研究结果表明:(1)数字经济的发展可以有力地推动企业创新持续性;(2)数字经济能够通过提高企业双元审计质量促进企业创新持续性;(3)进一步研究发现,数字经济推动企业创新持续性的作用在非国有企业和中小规模企业中更为显著,而在国有企业和大规模企业中不显著。为了增强上述结论的可靠性,本文采用PSM倾向得分匹配法和工具变量法进行了内生性检验,采用更换解释变量口径、分阶段回归法进行了稳健性检验,结果显示核心结论仍旧成立。本文在丰富数字经济后果研究的同时,拓展了企业创新持续性动力机制的理论成果。

本文的政策和管理启示如下:(1)制定灵活多样的差异化政策,引导企业数字化转型和持续创新。针对中小民营企业,政府应加大纾困力度,通过金融信贷、税收优惠、财政补贴等政策协助缓解企业融资难题;应完善数字人才培养体系,打造数字人才培养基地,解决数字人才紧缺问题。对于国有企业,政府应制定合理的激励政策,提供稳定的政策环境,鼓励高管执行持续创新战略,减少其对短期政治目标的过度关注。对于大规模企业,政府应采取扩大市场准入、加大市场竞争力度、强化知识产权保护等政策,刺激企业创新活力。(2)抢抓数字经济红利,多措并举开展持续创新。企业应充分发挥数字经济的集聚效应,通过建立开放式创新平台,加速信息交流与共享;充分发挥数字经济的协同效应,借助大数据、人工智能等数字技术,快速获取、整合和利用多样化技术资源,精准预测创新方向;积极利用数字金融的普惠效应,拓宽企业融资渠道,丰富企业持续创新资金。(3)快速搭建数字化审计平台,夯实双元审计工作机制。企业与社会审计机构可以联合依托数字技术构建数据共享、过程协同、动态智能的数字化审计平台,加快审计资源整合与审计工作的优化,提高协同审计效率。企业与事务所应加大对数字审计人才的引进力度,强化现有审计人员的数字技能培训,建立健全双元审计标准化体系,明晰双元审计操作规范和工作标准,为双元审计质量提升奠定人才和制度基础。