數字經濟如何影響企業內部控制質量

陳小輝，張紅偉，吳永超

(1.宜賓學院經濟與工商管理學部，四川 宜賓 644000；2.四川大學經濟學院，四川 成都 610064；3.四川大學馬克思主義學院，四川 成都 610064)

數字經濟已深刻影響到企業的采購、生產和營銷等經營活動，使企業的組織結構趨于網絡化和扁平化，引發企業的內部管理變革。在數字經濟環境中，企業長期以來形成的相對固定的線性流程正被非線性化流程所替代，進而可能影響企業的內部控制質量。作為外部環境，數字經濟將如何影響企業內部控制質量,這一問題有待研究。

一、理論分析與研究假說

(一)基于第一類代理成本的機制分析

一方面，數字經濟可緩解股東與管理者之間的代理問題(即第一類委托代理問題)，降低第一類代理成本。作用機制如下：其一，降低信息不對稱。首先，網絡化可降低信息不對稱。網絡化的數字傳輸達到了快速和去中心化的信息交流[1]。這意味著，數字經濟在發展過程中，企業將主動或被動實施網絡化，生產經營過程中的信息被網絡化，可改善股東以及代表股東利益的董事會與管理者之間的信息交流，進而提升股東和管理者之間的信息對稱性。其次，云計算可降低信息不對稱。云計算的日漸滲透，企業及其上下游企業的生產經營日益信息化和數據化，增加了企業的信息透明度[2]，股東可“還原”出企業生產經營信息，從而提升股東與管理者之間的信息對稱性。最后，大數據可降低信息不對稱。多樣性(Variety)是大數據的五大特性之一。隨著數字經濟的發展，股東以及代表股東利益的董事會可從企業外部采集各種來源、不同種類(即多樣性)的同業和異業數據，并借助于人工智能等相關算法，“挖掘”出企業相關信息。這還可對管理者形成壓力，迫使管理者主動向股東以及代表股東利益的董事會共享信息，從而降低他們之間的信息不對稱。股東和管理者之間委托代理問題根源于兩者之間的信息不對稱[3]。數字經濟通過降低股東和管理者之間的信息不對稱，可緩解兩者之間的委托代理問題，降低第一類代理成本。其二，加強內外部審計監督。監督可緩解第一類委托代理問題、降低第一類代理成本[4]。數字經濟通過強化內外部審計監督，可緩解委托代理問題。首先，內部審計作為一種檢查、評價和咨詢活動，屬于以信息處理為主的工作[5]。數字經濟將交易活動線上化，可為內部審計提供更加豐富、完整的信息流和資金流，從而提高內部審計質量，有利于充分發揮內部審計的監督功能[6]，緩解股東與管理者之間的委托代理問題。其次，與內部審計相比，外部審計與企業的經濟關聯更弱、獨立性更強，具有更強的行業專長和技術優勢等諸多優勢[7]。外部審計師可充分利用人工智能等技術手段實施獨立外部審計，加大外部審計力度，在提高外部審計質量的同時，亦可緩解股東與管理者之間的委托代理問題。

另一方面，緩解第一類委托代理問題、降低第一類代理成本可提高內部控制質量。企業在本質上是由契約形成的委托代理組合[8]。委托代理在本質上是一個合同，在這一合同關系中，委托人授權代理人為委托人利益行事。因委托人和代理人的目標函數不盡相同，代理人在最大化其效用時并非總以委托人利益最大化行事，由此誘發委托代理問題，產生代理成本。第一類委托代理問題將降低內部控制質量，原因在于：其一，第一類委托代理問題不利于內部控制制度的建立。內部控制是企業董事會、監事會、管理者和全體員工實施的一系列程序和政策[9][10]，在內部控制框架中，內部控制制度由管理者制定，董事會審批。由于第一類委托代理問題的存在，當管理者自身利益與企業利益出現沖突時，管理者可能違背股東的初衷，表現出逆向選擇和道德風險行為。管理者加強企業內部控制制度建設意味著自己約束自己，這無異于“自縛手腳”[12]。因此，管理者并無意愿建立與自身利益相悖的內部控制制度。更為嚴重者，董事不可能像管理者一樣掌握有關公司運作方面的詳細信息，信息不對稱為管理者實質上“控制”董事會的決策和監督提供了溫床，管理者還可能出于私利弱化內部控制制度。其二，第一類委托代理問題不利于內部控制制度的有效運行。董事會負責企業內部控制制度的審批，管理者負責企業內部控制制度的日常運行，同樣因為第一類委托代理問題，企業內部控制制度的運行可能會被異化[11]。內部環境和內部監督是企業內部控制的重要方面，內部環境主要包括內部審計和反舞弊機制等內容，是實施內部監督的基礎，內部監督則有利于企業內部查錯糾弊。因此，內部監督和反舞弊機制建設越完善，執行越到位，越能約束管理層的自利行為[13]。當存在第一類委托代理問題時，管理者可能因自利行為，怠于實施內部環境和內部監督等相關的企業內部控制制度。管理者為謀求私利，還可能凌駕于內部控制之上，以致內部控制制度成為“一紙空文”[13]。第一類委托代理問題不利于內部控制制度的建立和有效運行，會降低內部控制質量。反之，緩解第一類委托代理問題，降低代理成本，可提高內部控制質量。

綜上，數字經濟通過降低信息不對稱、強化內外部審計監督，可緩解第一類委托代理問題、降低代理成本，由此可提高企業內部控制質量(圖1)，即數字經濟具有代理成本效應。

(二)基于債務融資的機制分析

一方面，數字經濟可提升企業債務融資水平。作用機制在于：其一，促進金融科技發展，提升企業債務融資水平。數字經濟發展過程中，互聯網和大數據等數字技術與金融深度融合衍生出金融科技[14]。數字經濟促進了企業網絡化、信息化和數字化，這“三化”從客戶維度為金融科技的發展準備了充足條件。因此，數字經濟可促進金融科技的發展[15]，而金融科技迫使銀行提高其風險承擔水平[16]。原因在于：首先，金融科技分流了銀行客戶。小額貸款公司等類金融機構(如互聯網小額貸款公司)借助金融科技的低門檻和非接觸等特性，可以低成本和高便捷的方式投放貸款，從而分流了銀行的貸款客戶。同時，“余額寶”等金融科技創新業態，利用其信息優勢和低門檻等特性，吸引了大量長尾存款客戶[16]。非銀行支付(如微信和支付寶)的興起還分流了銀行的支付清算功能[17]，虹吸了銀行的支付客戶。“存貸匯”是銀行的基本功能，也是銀行的盈利來源。存款、貸款和支付客戶的分流，將給銀行的盈利能力帶來壓力。為應對這種壓力，銀行不得不提高其風險承擔水平。其次，金融科技壓縮了銀行的利潤空間。部分社會閑散資金借由金融科技的渠道轉換分流銀行活期存款，銀行的留客和攬客成本增加，在銀行資金總量不變的情況下，將推高銀行的負債成本[15][17]，迫使銀行更加偏好選擇高風險的資產來彌補損失[18]。銀行被迫改變風險偏好和容忍水平，承擔了更大風險。隨著風險承擔水平的提高，銀行將加大信貸投放力度[19]，從而提升了企業的債務融資水平。其二，降低銀企信息不對稱，提升企業債務融資水平。數字經濟環境中，企業(含銀行)從網絡中獲取信息的成本大幅下降，并且通過高效的信息傳遞壓縮了時空距離[20]。這樣，數字經濟使企業和銀行間的信貸關系更加密切，銀行更易獲取較多的企業信息，從而降低銀行和企業之間的信息不對稱[15][21]。債權人與企業之間信息不對稱導致外部資金供給方不愿為企業供給資金，增加了企業外部融資難度[22]。數字經濟通過提升銀企之間的信息對稱性，將有利于降低企業外部融資難度，提高其債務融資水平。

另一方面，企業債務融資會降低企業內部控制質量。盡管數字經濟通過降低債權人與企業之間的信息不對稱，使得債權人更容易監督債務人，但作為新興市場國家，中國在商業實踐中普遍存在“債務軟約束”，債務融資會對公司內部控制質量產生顯著負向影響[9]。機制在于：其一，債務融資難以發揮治理功能。在發達資本市場中，金融制度較為完善的背景下，銀行貸款有著規范的信貸審核和擔保機制[23]，銀行等債務融資能發揮激勵作用[4]。債務融資會影響企業管理者的勤勉程度，使管理者和股東的利益更加趨于一致，從而提升公司治理水平[24]，提高企業內部控制質量。但中國企業的債務融資主要體現為債務風險，而非外部治理機制。中國企業融資渠道少，銀行貸款是主要融資來源[25]。中國的商業銀行功能不完善、金融資源配置不合理[23]，加之銀行貸款以短期貸款為主[26]，銀行貸款等債務融資的治理功能難以發揮作用，銀行等債權人難以發揮其監督約束作用以改善企業的治理水平，提高企業的內部控制質量。其二，債務融資加劇企業風險承擔，降低內部控制質量。中國的法律完備性和執行性有待完善，破產機制不健全，債權人利益難以得到有效保護[9][27]。管理者會利用有限責任制度的法律規定侵蝕債權人利益，將資金投向高風險項目，投資成功則為管理者個人帶來大量收益，投資失敗則將損失轉嫁于債權人[28]。因此，銀行貸款等債務融資會加劇企業風險承擔。企業風險承擔體現了管理者的風險偏好，其值越高，則管理者越偏好風險。內部控制中的風險評估和控制活動可抑制管理者的風險偏好，制約管理層的冒險行為[29]。這樣，當債務融資加劇企業風險承擔、誘使管理者采取更多的冒險行為時，風險評估和控制活動將對管理者形成束縛。管理者積極實施內部控制建設反而適得其反，形成“自我束縛”[9]。面對內部控制的束縛，管理者出于自身利益考慮，將減少內部控制建設投入，并設法架空內部控制制度[29]，最終降低內部控制質量。其三，“債務軟約束”下，債務融資會降低企業內部控制質量。中國公司破產制度不完善，政府對市場的干預較多[9][27]，在企業出現經營困難或嚴重虧損時，政府一般不會讓企業進行破產清算，而是對其進行財政補貼、稅收減免或其他資助，還會要求銀行對到期債務進行延期[24]。因此，中國企業普遍存在“債務軟約束”[9]。與此同時，中國企業債務以短期債務為主，長期債務比例明顯低于長期資產比例，甚至有相當大比例的企業始終沒有長期債務，需要不斷滾動短期債務以支持其長期投資，這種短債長用的做法會加劇企業經營困難[26]。如此一來，銀行難以有效制約管理者，往往放棄公司治理角色。債務融資在中國表現為“風險效應”，債務融資水平越高，企業內部控制質量越低[9]。

綜上，數字經濟通過促進金融科技發展、提升銀企信息對稱性，可提高企業債務融資水平，由此可降低企業內部控制質量(圖2)，即數字經濟具有債務融資效應。

(三)研究假說

數字經濟具有代理成本效應和債務融資效應，前者提高企業內部控制質量，后者降低企業內部控制質量,數字經濟對企業內部控制質量可能存在非線性影響。陳小輝等(2021)[30]在進行獨立路徑分析后，通過正反兩種效應發生作用的先后時序，探究非線性影響究竟是“正U”還是“倒U”型。遵循陳小輝等(2021)[30]的做法，本文認為在數字經濟發展的早期，代理成本效應將占據主導地位；隨著數字經濟的發展，債務融資效應將占據主導。理由為：代理成本效應通過提高股東和管理者之間的信息對稱性、強化內外部審計監督，進而提高企業內部控制質量；這一作用機制主要涉及股東、代表股東利益的董事會以及內外部審計機構，這些主體均為企業內部相關機構或可控性強的外部機構(外部審計師)，涉及面較小，作用路徑較短，可在較短期內發揮作用。相反，債務融資效應通過促進金融科技發展、降低銀企信息不對稱性，提高企業債務融資水平，降低企業內部控制質量；這一效應涉及銀行、非銀行支付機構和其他機構，涉及面廣且企業可控性較弱、傳導路徑較長，在數字經濟持續發展后，方可發揮作用。

綜上，數字經濟發展早期，代理成本效應占主導作用，數字經濟將提高企業內部控制質量；而隨著數字經濟的持續發展，債務融資效應的作用將開始凸顯，當其作用超過代理成本效應的作用時，數字經濟發展將降低企業內部控制質量(圖3)。為此，本文提出研究假說H1。

H1：數字經濟與企業內部控制質量之間為“倒U”型非線性關系。數字經濟發展水平存在臨界點，在臨界點兩側，數字經濟發展分別提高和降低企業內部控制質量。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

目前尚無表征各地區數字經濟發展水平的公開數據。本文采用陳小輝和張紅偉(2021)[31]的方法，構造30個省(市、區，港澳臺和西藏除外)2010—2019年省級數字經濟發展指數，結合中國A股上市公司數據，進行實證檢驗。參照陳小輝和張紅偉(2021)[31]的做法，對數據進行了如下處理：(1)剔除所有ST和*ST樣本；(2)剔除所有金融企業樣本；(3)剔除數據缺失樣本；(4)剔除息稅前利潤(EBIT)高于平均資產總額和內部控制指數為0的極端樣本。經前述處理后，得到23937個年度-企業觀測值。此外，為消除異常值的影響，本文對連續變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。在計算各省(市、區)數字經濟發展指數時，對2010、2011年的電子商務銷售額和采購額，2019年的軟件業務收入、信息傳輸計算機服務和軟件業全社會固定資產投資進行了線性插值處理，后文將剔除這幾年數據進行穩健性檢驗。

“內部控制指數”來源于深圳迪博企業風險管理技術有限公司的DIB數據庫。其他數據來源于中國人民銀行、國家統計局和Wind數據庫。

(二)變量說明和模型設計

1．被解釋變量。企業內部控制質量IC，參照以往文獻[32]，本文以DIB數據庫披露的企業“內部控制指數”除以100得到IC；以“內部控制指數”取自然對數得到rIC。它們的值越大，則企業內部控制質量越高。

2.關鍵解釋變量。數字經濟發展水平Deco，參照陳小輝和張紅偉(2021)[31]的做法，構建省級層面數字經濟發展指數Deco；為檢驗“倒U”型非線性關系，取Deco的二次項Deco2作為關鍵解釋變量。

3.控制變量。本文設計了如下控制變量：(1)企業規模Size，為企業總資產的自然對數；(2)成長性Grow，為企業營業收入的年增長率；(3)盈利性Roa，為企業息稅前利潤除以總資產；(4)經營現金流量Cfs，為企業經營活動現金流量凈額除以總資產；(5)企業年齡Age，為當年度減去企業上市年份加一取自然對數；(6)獨立董事占比Indep，為企業獨立董事人數除以董事會總人數；(7)董事會規模Bsize，為企業董事會總人數取自然對數；(8)二職合一Dual，董事長兼任總經理取1，否則為0；(9)企業第一大股東持股比例First。

本文將數字經濟視為外部環境，研究其對企業內部控制質量的影響。參照現有研究外部環境對企業內部控制影響的文獻[33]，構建如下計量模型：

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

(1)

ICi,t為企業i第t年的內部控制質量；Decoi,t為企業i第t年所在省(市、區)的數字經濟發展指數，β1為其系數；Deco2i,t為Decoi,t的二次項，β2為其系數,若β2顯著為負，則數字經濟與企業內部控制質量之間為“倒U”型。X為控制變量;α0為截距項;∑year為年度效應;∑ind為行業效應，按證監會行業分類進行劃分，制造業細化到二級;εi,t為隨機誤差項。

三、 實證分析

(一)描述性統計

表1為主要變量的描述性統計。企業內部控制質量IC的均值為6.6295，最小值為0.0897，最大值達8.7270，表明企業內部控制質量的差異較大。2010—2019年全國30個省(市、區，港澳臺和西藏除外)數字經濟發展指數Deco的均值為0.1993，最小值為0.0044，最大值達1.3251，與中國發展不平衡的基本國情相符。代理成本Agen和債務融資Debt為后文設計的中介變量。此外，資產以“元”為單位，取自然對數后值較大。

表1 主要變量描述性統計

續表

(二)基準回歸

以IC為被解釋變量，采用逐步增加控制變量的方法，估計結果見表2。關鍵解釋變量數字經濟發展指數二次項Deco2的系數均在1%顯著性水平下顯著為負，基準回歸結果證實了本文的研究假設H1。按第(5)列測算，數學經濟發展指數的臨界點為1.2109。

表2 模型(1)的基準回歸結果

注:*** 、** 和*分別表示1%、5%和10%的顯著水平；括號中為時間和個體雙重聚類穩健標準誤；R2為組內R2。下同。

(三)穩健性檢驗

對標準誤在個體和時間上雙重聚類(Cluster)調整，可克服自相關和異方差等問題對統計推斷的影響[34]。本文采用雙重聚類標準誤，以增加估計結果的可靠性。在此，本文還通過內生性處理、變更被解釋變量、控制財務杠桿、控制年度×行業固定效應、剔除被插值數據和控制企業間的差異等進行了進一步穩健性檢驗。結果表明(1)限于篇幅，穩健性檢驗結果略，作者備索。，研究假說H1的結論是穩健的。

四、機制檢驗

本文參照陳小輝等(2021)[30]的做法，設定以下模型進行機制檢驗。

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為中介變量，分別為企業代理成本Agen和企業債務融資水平Debt，具體如下：代理成本Agen，資產周轉率越高、管理費用率越低，則股東與管理者之間的代理成本越低[35]。在此，參照Chris和Sushil(2018)[36]、羅勁博和李小榮(2021)[37]的做法，以企業營業收入除以總資產計算資產周轉率，出于直觀考慮，取資產周轉率的負數得到Agen作為代理成本的代理變量，其值越大，則代理成本越高。按《企業會計準則第6號——無形資產》規定，費用化的研發支出(即研發費用)被計入管理費用。若直接以管理費用除以營業收入作為代理成本的代理變量，將導致代理成本被高估。為此，本文以企業管理費用減去研發費用除以營業收入得到rAgen作為代理成本的代理變量做穩健性檢驗，rAgen的值越大，代理成本越高。債務融資水平Debt，參照Bates等(2009)[38]、Opler等(1999)[39]和陳小輝和張紅偉(2021)[31]的做法，以企業年末短期借款和長期借款除以年末資產總額表示債務融資水平Debt。此外，除借款外，商業信用也是企業融資渠道之一，應付賬款和應付票據是常見的商業信用。為此，本文以企業短期借款、長期借款、應付賬款和應付票據之和除以總資產表示企業債務融資水平rDebt做穩健性檢驗。Debt和rDebt的值越大，則企業債務融資水平越高。

檢驗程序為：第一，在不加入中介變量情況下，進行模型(2)估計，如果數字經濟發展指數Decoi,t的系數β1顯著，則表明數字經濟對企業內部控制質量具有總效應，繼續后續分析，否則為遮蔽效應。第二，對模型(3)進行回歸，判斷數字經濟對中介變量的影響。第三，在加入中介變量后進行模型(4)估計，如果模型(3)中數字經濟發展指數Decoi,t的系數φ1、模型(4)中中介變量mi,t的系數δ均顯著，則表明中介效應存在。此時，若模型(4)中數字經濟發展指數Decoi,t的系數β1顯著，則說明中介變量mi,t起到了部分中介效應；若不顯著，則說明mi,t起到了完全中介效應。第四，若模型(3)中的φ1、模型(4)中的δ僅有一個顯著，尚需通過Sobel檢驗中介效應。

模型(2)和(4)中的X為控制變量，與模型(1)相同。模型(3)的Z為控制變量，具體因中介變量而定：以代理成本Agen為中介變量時，參照羅勁博和李小榮(2021)[37]的做法，控制了企業規模Size、財務杠桿Lev、董事會規模Bsize、二職合一Dual、企業托賓Q、成長性Grow、盈利性Roa、企業屬性Sow。其中，財務杠桿Lev,為企業總負債除以總資產；企業托賓Q，為企業資產市場價值除以帳面價值的自然對數；企業屬性Sow，國有取1，否則取0。以債務融資水平Debt為中介變量時，參照陳小輝和張紅偉(2021)[31]的做法，控制了企業規模Size、盈利能力Roa、成長性Grow、企業所在地區的經濟發展水平Lnpgdp、企業所在地區金融發展水平Fsize和企業所在地區外商直接投資Ffdi。Lnpgdp為實際人均GDP的自然對數，Fsize為地區貸款余額除以地區GDP總額，Ffdi為按當年外匯匯率折算的地區FDI除以地區GDP總額。基于前述設定，機制檢驗如下。

(一)代理成本效應

以代理成本Agen為中介變量，以IC為企業內部控制質量的代理變量，估計模型(2)—(4)，結果見表3PanelA第(1)—(3)列。第(1)列中數字經濟發展指數Deco的系數在1%顯著性水平下顯著，總效應存在。第(2)列中Deco的系數在5%顯著性水平下顯著為負，數字經濟可降低代理成本。第(3)列中中介變量Agen的系數在1%顯著性水平下顯著為負，代理成本顯著降低了企業內部控制質量，中介效應存在。同時，第(3)列中Deco的系數在1%顯著性水平下顯著。因此，代理成本起到了部分中介作用。綜合第(2)和(3)列可知，數字經濟降低了代理成本，由此提高了企業內部控制質量,故代理成本提升效應存在。此外，本文以代理成本Agen為中介變量，以rIC為企業內部控制質量的代理變量，估計模型(2)—(4)，結果見表3PanelB；將中介變量替換為rAgen，以IC為企業內部控制質量的代理變量，估計模型(2)—(4),結果同樣表明(2)限于篇幅，部分機制檢驗結果略，作者備索。，代理成本提升效應存在。

表3 代理成本效應的估計結果

(二)債務融資效應

與代理成本效應類似，以債務融資水平Debt為中介變量，以IC為企業內部控制質量的代理變量，估計模型(2)—(4)，結果見表4PanelA。綜合第(1)—(3)列可知，數字經濟提升了債務融資水平，由此降低了企業內部控制質量，故債務融資降低效應存在。參照代理成本效應同樣的做法，以rIC為企業內部控制質量的代理變量，重新估計模型(2)—(4),結果見表4PanelB;將中介變量替換為rDebt,結果同樣表明(3)限于篇幅，部分機制檢驗結果略，作者備索。，債務融資降低效應存在。

表4 債務融資效應的估計結果

五、結論與啟示

本文將數字經濟作為企業生產經營的外部環境，從代理成本和債務融資兩個維度進行理論分析，并基于2010—2019年省級數字經濟發展指數和A股上市公司數據進行實證分析，以研究數字經濟對企業內部控制質量的影響及其機制。研究表明：第一，數字經濟發展指數與企業內部控制質量之間為“倒U”型非線性關系，數字經濟發展指數存在臨界點(1.2109)，低于臨界點，數字經濟可提高企業內部控制質量，越過臨界點后，數字經濟的持續發展將降低企業內部控制質量。第二，數字經濟影響企業內部控制質量的機制在于數字經濟具有代理成本效應和債務融資效應：一是數字經濟通過降低股東和管理者之間的信息不對稱性、強化審計監督降低股東與管理者之間的代理成本，由此提升企業內部控制質量；二是通過促進金融科技發展、降低銀企信息不對稱性提高企業債務融資水平，由此降低企業內部控制質量。

基于前述結論，本文的啟示在于：第一，發展數字經濟需要兼顧企業內部控制。企業內部控制為實現公司戰略、經營的效率效果、財務報告的可靠性、法律法規的遵循性和財產物資的安全性等目標提供合理保證[10]。企業內部控制質量是實現企業內部控制目標的保證，而數字經濟與企業內部控制質量之間為“倒U”型非線性關系，數字經濟并非總能促進企業內部控制質量的提高。因此，各地區在出臺政策發展數字經濟時，還需適度兼顧數字經濟對企業內部控制質量可能的負面影響。第二，發展數字經濟尚需財政部門、審計部門和國資管理部門協同配合。目前，各地區均在紛紛出臺數字經濟發展規劃，具體牽頭部門通常為工信部門和發展改革部門。鑒于數字經濟可能降低企業內部控制質量，各地區在具體落實數字經濟發展規劃時，還需與負責企業內部控制建設的財政部門、審計部門，以及專司國企管理的國資管理部門協同配合，力求形成合力，在促進數字經濟發展時，避免給企業內部控制質量可能帶來的不利影響。第三，數字經濟通過降低股東和管理者之間的信息不對稱性，強化內外部審計監督，可提高企業內部控制質量。因此，各地區除出臺政策促進數字經濟發展外，還可結合政府數據開放政策，基于區塊鏈的全副本和同步更新等特性，構建本地區企業信息共建共享機制，形成區域甚至全國性企業信息共享大數據中心，一來促進數字經濟發展，二來持續降低股東和管理者之間的信息不對稱，從而提高企業內部控制質量。