數字化轉型與真實盈余管理
——來自中國A股上市公司的經驗證據

李 濤，羅曉梅

（重慶理工大學 會計學院，重慶 400054）

一、引言

真實盈余管理指管理層通過構造真實交易等方式影響財務報告信息，以改變契約結果的機會主義行為[1]。相較于應計盈余管理，真實盈余管理受到會計準則和外部監管的制約更少，操縱盈余更為隱蔽。然而，真實盈余管理往往涉及對企業當期和未來現金流的操縱，以及將當期的收入或支出推遲或提前計入財務報表中。這不僅會對公司長期價值產生深遠的影響[2-4]，也增加了監管部門的治理難度[5]。近年來證監會報告了數起上市公司借助真實盈虧管理粉飾財務報告事件，這些事件不僅會誤導投資者決策使其遭受損失，也給資本市場環境造成了一定的負面影響。

如何制約真實盈余管理，改善盈余質量一直是學術界的熱點議題。一些學者研究發現，管理層激勵機制產生的利益趨同效應超過了機會主義效應，提高機構投資者持股比例減少了企業的真實盈余管理[6-7]；還有一些學者研究發現，董事會治理機制（如董事長與總經理兩職合一）降低了真實盈余管理水平[8]。然而，這些傳統的組織治理機制可能更側重于事后監督和糾正真實盈余管理，而難以在預防方面發揮作用。因而有必要探索真實盈余管理的事前防范機制，從源頭上減少操縱行為的發生。

在新一輪科技革命和產業變革驅動下，數字化轉型成為企業發展的重要動力。根據北京大學國家發展研究院與智聯招聘聯合開展的2022 企業數字化轉型調研數據，81.6%的企業已經開始進行數字化轉型。①https://www.workercn.cn/c/2022-10-12/7192515.shtml.并且，數字化轉型為企業帶來了顯著的經濟效應。相關統計數據表明，在不考慮疫情影響的情況下，數字化轉型可使制造業企業成本降低17.6%、營收增加22.6%，使物流服務業成本降低34.2%、營收增加33.6%，使零售業成本降低7.8%、營收增加33.3%。②https://www.ndrc.gov.cn/wsdwhfz/202205/t20220507_1324362.html.隨著數字化轉型的深入推進，其對公司治理的影響也引發了學者們的關注。一些研究指出，信息技術應用能促使企業及時披露盈余信息[9]；數字化通過信息賦能和治理賦能有助于約束管理層在投資決策中的自利行為[10]；數字化轉型通過優化內部控制和提高財務穩定性提升信息披露質量[11]。上述積極效應從行為動機與行為能力角度為抑制真實盈余管理提供了治理視角。

本文以中國A 股上市公司為研究對象，考察數字化轉型對真實盈余管理的影響。本文的邊際貢獻有以下幾個方面。

第一，延伸了數字化在公司治理領域的研究。企業引入數字化的重要目的之一是改善內部治理，真實盈余管理則是管理層短視行為的重要表現，而較少有文獻關注二者間的關系。

第二，為提高企業的盈余質量提供經驗證據。結合管理層實施真實盈余管理的動機與能力，在探究數字化轉型對真實盈余管理影響機制的基礎上，考慮異質性因素，進一步揭示真實盈余管理的操縱特征，為改善企業盈余質量提供經驗依據。

第三，為推動企業數字化轉型與防范數字化轉型的風險提供政策參考。本文發現數字化有助于減少真實盈余管理，對改善企業治理有積極作用，這為進一步推進企業數字化轉型提供了政策依據；同時，本文發現數字化可能會導致更多的經營現金流操控，表明數字化同樣存在一定的局限性，資本市場參與各方與監管部門應注意防范此類風險。

二、理論基礎與研究假設

根據委托代理理論，管理層在利益驅動下可能出現“選擇性理性”，容易產生機會主義傾向，導致真實盈余管理行為的發生。數字化轉型推動企業優化組織結構、實現信息整合，壓縮了管理層進行真實盈余管理的空間。在組織結構上，數字管理技術使得去中心網絡化的組織結構替代了自上而下的直線型結構[12]，有助于削弱管理層的自由裁量權，減少其利用職權便利操縱盈余信息的可能性。在信息整合上，數字技術使得信息傳輸鏈條和網絡也更加暢通、高效，有助于調控決策過程中的主觀判斷并形成實時監控機制[13]。

例如，區塊鏈技術具有難以跨越的特點，企業在任意節點上都能提供即時可視的報表，管理層若意圖改變交易信息，可能需要對整個交易鏈條上的所有信息進行操縱，這增大了治理層和監管部門發現管理層進行真實盈余管理的機會[14]。據此，提出假設H1。

假設H1：數字化轉型會抑制企業的真實盈余管理。

（一）數字化轉型與真實盈余管理行為動機

從行為動機來看，管理層操縱盈余源于資本市場動機和薪酬契約動機[1]，前者是出于提高公司估值、股價和吸引投資者的目的，后者是為了在短期內獲得高額報酬。

數字化轉型有助于抑制管理層基于資本市場動機的真實盈余管理行為。

（1）開展數字化轉型企業具有正向曝光效應，有助于增強市場積極預期。數字化轉型是一個長期探索的過程，投資資金與學習成本較高，導致一些企業囿于資源困境而“不愿轉”“不敢轉”和“不能轉”。相反，開展了數字化轉型的企業更容易向市場傳遞數字技術應用能力強、風險承擔水平高的積極信號，形成信譽“背書”效果[15]。同時數字化轉型企業積極響應國家政策要求，與“數字中國”戰略保持高度一致，更容易受到資本市場追捧，對外傳遞企業競爭力持續提升的正向信號，增強投資者對企業未來經營業績的信心。

（2）數字化技術應用有助于發揮價值乘數效應，改善企業市場表現。一方面，數字化轉型帶來了成本節約。相關統計數據表明，數字化技術的運用替代了低效勞動力，能夠節約20%的人力成本，同時增強部門間的信息共享，提升了約50%的管理效率[16-17]。另一方面，數字化轉型促進了收益提升。數字經濟加劇了市場的激烈競爭，促使創新型業務布局成為企業提高市場競爭力的核心內容。在云計算、區塊鏈等技術的輔助下，數字化轉型企業可實現對碎片化信息的集約式管理，發揮多樣化信息資源的協同效應，通過進一步追蹤消費者偏好、提供個性化推薦等服務來滿足客戶的差異化訴求，從而提高產品附加值，最終突破企業價值實現層次。一些研究也表明，相比于未開展數字化轉型的競爭對手，數字化轉型能為企業創造額外26%的利潤和9%的收入[18]。根據信號理論，當企業績效、發展前景等表現良好時，企業更樂意披露真實的盈余信息，向市場及時、充分地傳遞利好消息，改善投資者對企業估值表現。因而，企業數字化轉型程度越高，市場對其積極預期越強，進行真實盈余管理的動機就越弱。

數字化轉型有助于緩解管理層基于薪酬契約的真實盈余管理行為。兩權分離下所有者與管理者之間的效用函數沖突是管理層實施機會主義行為的重要原因，由于管理層持股比例低，從公司增值上可獲得的資本回報非常有限，使其有動機通過真實活動操縱盈余以攫取更多的薪酬回報。諸多研究指出，提高貨幣薪酬激勵可以約束管理層的盈余管理行為[6,19-20]。

（1）在薪酬的議價能力上，人力資本是數字經濟時代下企業價值創造的主體，管理層作為企業數字化轉型的引領者和推動者，在專業水平上具有較強的不可復制性和不可替代性，且其具備的團隊經驗是有效加強數字化對財務績效促進作用的重要補充資源[21]，使其憑借智力資本價值可以獲得更多的薪酬紅利[22]。管理層薪酬議價能力的提升會擴大企業內部薪酬的差距，降低管理層自我感知到的不公平對待程度，進而減少因努力程度難以被觀測而操縱盈余以謀取私利的行為。

（2）在薪酬的持續性上，管理層薪酬往往與經營業績掛鉤，其可能進行盈余管理以達到業績增長目標。數字技術能夠輔助管理層優化經營決策，通過精準投資高效提高企業的生產效率和業績表現[23]，減少經營業績的波動性，使得管理者能夠及時獲得合理激勵回報。在與公司利益趨同的情況下，管理層不再需要通過真實活動平滑盈余以獲得短期的超額薪酬回報，而是更傾向于提高經營管理效率以盡可能長久地擔任公司職務、獲取長期穩定的報酬。因而，數字化轉型有助于提高管理層薪酬水平，產生利益趨同效應，進而減少真實盈余管理行為。據此，提出假設H2和假設H3。

假設H2：數字化轉型能增強市場預期，進而抑制企業的真實盈余管理。

假設H3：數字化轉型能改善薪酬契約，進而抑制企業的真實盈余管理。

（二）數字化轉型與真實盈余管理行為能力

從行為能力來看，數字化轉型有助于強化分析師關注，緩解信息不對稱導致的真實盈余管理行為。信息不對稱是盈余管理存在的根本前提[24]，作為股東和管理層、投資者的中間人，分析師在上市公司信息披露中發揮著重要的監督作用，對緩解企業信息不對稱意義重大[25]。

第一，基于聲譽機制，實施數字化轉型的企業與當前“數字中國”戰略保持高度一致，更容易受到資本市場追捧，使之處于“聚光燈”下，受到分析師的廣泛關注[16,26]。隨著企業財務報告被分析師關注的增加，盈余操縱被發現的概率也越高[27-28]。這是因為真實盈余管理會擴大企業的現金流波動，對未來盈利造成負向影響[29-30]，分析師在發現企業的真實盈余管理傾向后，會將這種負面效應納入研究報告（以下簡稱“研報”）中，對未來的盈利預測做出負向修正，這種消極的市場預期會倒逼企業減少真實盈余管理。一些研究也表明，分析師關注能夠顯著降低企業的真實盈余管理[31]。

第二，基于信息供給機制，分析師發布的研報與股價間的聯動性會制約企業的真實盈余管理行為[32]。數字技術重塑了盈余信息的傳遞渠道與傳遞效率：首先，相比普通投資者，分析師的信息挖掘與分析能力更強，數字技術則進一步拓寬了分析師的信息來源，例如分析師可以通過互動性平臺（例如在線社交媒體、視頻會議和網絡研討會等）更及時地掌握企業的盈余狀況；其次，借助大數據技術快速獲取和處理海量信息，進一步挖掘并解讀企業盈余變動的信息，進而提供更為準確的盈余預測信息；再次，通過以互聯網平臺為媒介的新型披露工具實現即時互動，更快捷地將他們的研究成果向投資者傳遞。投資者可以通過私信、評論、回復等方式對分析師提供的資本市場有效信息進行反饋[33]，進而對企業的真實盈余管理施加約束[34-35]。據此，提出假設H4。

假設H4：數字化轉型能強化分析師關注，進而抑制企業的真實盈余管理。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2007—2021 年中國A 股上市公司為研究樣本，考察數字化轉型對真實盈余管理的影響及作用機制。文中所涉及數據均來源于CSMAR 數據庫，并進行如下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST、*ST 的上市公司；（3）剔除數據嚴重殘缺的上市公司；（4）對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。上述數據處理采用Excel 和Stata16 軟件實現，最終獲得31304個觀測值。

（二）變量定義

1.被解釋變量——真實盈余管理

借鑒一些學者的研究，從生產、銷售和酌量性費用操縱三個方面來衡量真實盈余管理，即分別估計異常生產成本、異常經營活動現金流和異常酌量性費用[36]。

計量模型如下：

其中，i 為公司，t 為年份，Pro 為生產成本，即銷售產品成本與存貨變動之和，TA 為總資產，Sal 為營業收入，ΔSal 為營業收入變化額，Cfo 為經營活動現金凈流量，Dis 為酌量性費用，即管理費用與銷售費用之和，REM 為真實盈余管理程度，Prm 為生產操縱程度，Cfm 為銷售操縱程度，Dim 為酌量性費用操縱程度。對式（1）—式（3）分年度和行業進行回歸，得到的殘差即為Prm、Cfm 和Dim。最終通過式（4）計算得到REM，且該值越大，真實盈余管理水平越高。

2.解釋變量——企業數字化轉型程度

借鑒一些學者的研究[17,37]，首先借助上市公司年報信息配對，歸集整理出人工智能、區塊鏈、云計算、大數據、數字技術應用5 個方面關于數字化轉型的分類詞語，構建一個以底層技術和實踐應用為核心的數字化轉型詞典。其次基于機器學習，用Python 抓取有關數字化轉型的詞頻，并對詞頻總和加1 后取對數，得到衡量企業數字化轉型的指標。

3.控制變量

為減輕遺漏重要變量可能產生的計量檢驗偏誤，本文借鑒一些學者的研究[38-39]，在回歸模型中納入如下控制變量：公司規模、公司成立時間、獨立董事比例、管理層持股比例、資產負債率、盈利能力、成長能力、董事會規模、機構投資者持股比例、是否四大審計、是否兩職合一、是否虧損。為減輕遺漏變量導致的內生性問題，本文控制了年度、地區和行業固定效應。所有變量的定義和測量見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構建

1.基準回歸模型

為了檢驗數字化轉型對公司真實盈余管理的影響效應，構建式（5）：

其中，REM 為真實盈余管理程度，Digit 為企業數字化轉型程度，Controls 表示控制變量，系數α1代表數字化轉型對真實盈余管理的影響程度，如果α1顯著為負，表明數字化轉型抑制了真實盈余管理，假設H1成立。

2.中介效應檢驗

借鑒一些研究對中介效應的分析方法構建式（6）、式（7）檢驗動機和能力對數字化轉型與真實盈余管理的作用路徑[40]。如果式（6）中數字化轉型程度（Digit）與式（7）中中介變量（Med）的系數顯著，說明存在中介效應。此外，對式（7）分別進行Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗，識別P 值是否小于0.05 和置信區間是否不包含0 值，進一步評估中介機制的存在性。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2 顯示了變量的描述性統計結果。其中，真實盈余管理程度（REM）的均值為-0.0025，標準差為0.1943，結果表明樣本公司真實盈余管理程度存在較大差異；企業數字化轉型程度（Digit）的均值和標準差分別為1.1822 和1.3524，結果表明大部分樣本中企業數字化轉型程度較高。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3 顯示了各變量間的相關系數。其中，企業數字化轉型程度（Digit）與真實盈余管理程度（REM）的系數在1%的水平上顯著為負，假設1得到初步驗證。此外，表3 中大多數變量間的相關系數絕對值小于0.5，且各變量間方差膨脹因子經檢驗均小于5，表明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析

（三）回歸分析

表4 顯示了企業數字化轉型程度（Digit）與真實盈余管理程度（REM）的關系，其中，列（1）為不包括控制變量時二者的關系檢驗，列（2）為考慮控制變量情況下的回歸結果。結果顯示，企業數字化轉型程度（Digit）的系數分別為-0.0119 和-0.0122，且在1%的水平上顯著為負，假設H1 得到驗證，即數字化轉型會減少企業的真實盈余管理。

表4 基準回歸：數字化轉型與真實盈余管理

（四）穩健性測試與內生性檢驗

1.替換變量衡量方式

（1）替換解釋變量（Digit）。采用是否進行數字化轉型（Dum_digit）替換企業數字化轉型程度（Digit），若企業當年進行數字化轉型，Dum_ digit 為1，反之為0。檢驗結果如表5第（1）列所示。

表5 穩健性檢驗：替換變量衡量方式

（2）替換被解釋變量（REM）。借鑒一些學者的研究[3]，構建形成另外兩個度量真實盈余管理指標REM1 和REM2 替換被解釋變量REM，如式（8）、式（9）所示。檢驗結果見表5第（2）列、第（3）列。

（3）替換控制變量。采用資產的增長率替代收入的增長率來衡量公司成長性（Growth），凈資產收益率（Roe）替換總資產收益率（Roa）。檢驗結果如表5的第（3）列所示。

表5 的結果顯示，在分別替換解釋變量、被解釋變量和控制變量后，數字化轉型（Dum_digit/Digit）的系數均在1%的水平上顯著為負，增強了基準回歸的穩健性。

2.剔除直轄市特殊樣本

考慮到直轄市的特殊性，企業數字化轉型程度、治理水平等各方面與其他省份存在一定差異。借鑒已有研究[41]，將直轄市（北京、上海、天津、重慶）樣本剔除后重新進行回歸，獲得25095個觀測值。表6的第（1）列、第（2）列顯示，企業數字化轉型程度（Digit）的系數依然顯著為負，本文的研究結論保持穩健。

表6 穩健性檢驗：樣本處理

3.縮短樣本區間

2013 年《國務院關于推進物聯網有序健康發展的指導意見》頒布，提出要運用物聯網推動產業結構調整和轉變經濟發展方式。①https://www.gov.cn/gongbao/content/2013/content_2339518.htm.此后，相關部門陸續出臺相關政策支持推動企業數字化轉型。因此，本文將2013 年視作企業數字化轉型的開始節點，并將樣本區間縮短為2013—2021 年對式（5）進行檢驗。結果如表6 中第（3）列、第（4）列所示，企業數字化轉型程度（Digit）系數仍然在1%水平上顯著為負，表明數字化轉型減少了真實盈余管理行為，本文基準回歸結果保持穩健。

4.5%縮尾處理

表6 的第（5）列、第（6）列顯示了對連續性變量進行5%縮尾后的檢驗結果。為減少異常值對實證結果的影響，本文對連續性變量進行了上下1%的縮尾處理。但考慮到變量的極差可能依然較大，影響研究結論的可靠性，因此本文參考已有研究對所有非虛擬變量做上下5%的縮尾，其他控制變量保持不變。表6 的結果同基準回歸保持一致，進一步驗證了本文的主要假設。

5.Heckman兩階段回歸

考慮到樣本可能存在的自選擇問題，本文參考一些學者的研究[42]，采用Heckman 兩階段回歸模型進行檢驗。

第一階段，將上市公司同年同行業平均數字化轉型程度（Mean_digit）作為外生變量，測算企業進行數字化轉型的概率并得到逆米爾斯比率（IMR）。

第二階段，將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量對式（5）進行回歸，結果如表7 中第（1）列、第（2）列所示。第（2）列考慮IMR 后企業數字化轉型程度（Digit）的回歸系數與基準回歸一致，研究結論依然成立。

6.傾向得分匹配法（PSM）

針對樣本可能存在的選擇性偏差，采用傾向得分匹配法（PSM）進行緩解。首先，以企業數字化程度中位數劃分為實驗組和對照組，高于中位數的為實驗組，否則為對照組；其次，將企業數字化轉型程度是否高于中位數這一虛擬變量作為被解釋變量，通過Logit模型計算傾向性得分值；再次，采用1∶1最近鄰匹配、半徑匹配與核匹配分別篩選出相似的對照組并進行回歸。表8 顯示了傾向得分匹配（PSM）的結果，企業數字化轉型程度（Digit）的系數均在1%的水平上顯著為負，表明數字化轉型能夠抑制企業的真實盈余管理。

7.采用更為嚴格的固定效應

為了進一步緩解內生性問題，本文借鑒一些學者的研究[43]，采用更為嚴格的固定效應模型進行回歸。為了避免地區與行業維度上非時變因素的遺漏，分別控制時間—行業、時間—地區的雙重交乘固定效應。檢驗結果如表9 第（1）列、第（2）列所示，企業數字化轉型程度（Digit）的系數在1%的水平下顯著為負，與基準回歸結果一致。

表9 內生性檢驗：更為嚴格的固定效應與滯后一期數據

8.滯后一期的數據

表9 第（3）列、第（4）列顯示了對真實盈余管理程度（REM）滯后一期的回歸結果。由于企業對數字化轉型后的經營調整、財務風險應對需要一段時間來完成，即企業的真實盈余管理行為較其數字化轉型決策有一定的滯后性，借鑒已有研究，將被解釋變量（REM）滯后一期對式（5）進行回歸分析[44]。結果表明，企業數字化轉型程度（Digit）的系數仍在1%的水平下顯著為負，進一步增強了假設的可靠性。

五、進一步分析

（一）機制分析

1.數字化轉型與真實盈余管理行為動機

根據前文的理論分析，數字化轉型有助于緩解管理層的資本市場動機和薪酬契約動機，進而減少真實盈余管理。本文以托賓Q 值（TBQ）刻畫企業數字化轉型后的經濟績效[37]，以公司年度報告披露中的高管前三名薪酬總額的自然對數（Paytop3）刻畫管理層薪酬[45]，對管理層的行為動機進行機制檢驗。若式（6）中企業數字化轉型程度（Digit）顯著為正，式（7）中中介變量（TBQ、Paytop3）顯著為負，則表明中介機制成立，假設H2和假設H3得證。

表10 第（1）列、第（2）列對“數字化轉型—市場價值—真實盈余管理”的影響路徑進行了檢驗，第（2）列企業數字化轉型程度（Digit）的系數為0.0437，且在1%的水平上顯著，表明數字化轉型有助于提高企業的市場價值。第（2）列TBQ的系數在1%的水平上顯著，初步證明市場價值在數字化轉型對真實盈余管理的影響中發揮著中介作用。進一步地，Sobol檢驗結果表明P值小于0.05；通過500次抽樣的Bootstrap檢驗結果表明95%置信區間為[-0.0024，-0.0017]，不包括0，假設H2 得證。類似的，第（3）列、第（4）列檢驗了“數字化轉型—高管薪酬—真實盈余管理”的影響路徑，結果表明，數字化轉型顯著提高了高管薪酬，進而降低了真實盈余管理，Sobol 檢驗和Bootstrap檢驗均驗證了該中介機制的存在性，假設H3得證。因此，可以得出：緩解管理層的資本市場動機和薪酬契約動機是數字化減少企業真實盈余管理的作用路徑。

表10 數字化轉型與真實盈余管理動機

2.數字化轉型與真實盈余管理行為能力

根據前文的理論分析，數字化轉型有助于強化分析師關注，減少管理層因信息不對稱導致的真實盈余管理。本文參考一些學者的研究[37]，用關注同一家上市公司的證券分析師人數加1 后的自然對數來衡量分析師關注度（Analysis）[46-47]。表10的第（5）列結果顯示，企業數字化轉型程度（Digit）的系數為0.0660且在1%水平上顯著，表明數字化轉型能夠吸引分析師關注；第（6）列Analysis 的系數在1%的水平上顯著為負，表明分析師關注度的提升壓縮了管理層操縱盈余的空間。同時，表10 的Sobol 檢驗結果表明P 值小于0.05；通過500 次的抽樣的Bootstrap檢驗結果表明95%的置信區間不包括0，假設H4 得證。其可能的原因在于：分析師獨立于公司的外部市場，能基于大量的信息收集和實地調研工作，積極發揮信息中介職能，提高預測精度，增加公司透明度[48]；同時數字化的“聚光燈”效應會引起更多分析師關注，強化市場對管理層行為的有效監督[34,49]，進而遏制管理層利用信息不對稱進行盈余操縱。

（二）異質性分析

1.真實盈余管理的類型

一些研究表明，借助真實盈余管理增加會計利潤的企業，往往會出現更高的異常生產成本（Prm）、更低的異常經營活動現金流（Cfm）和更低的異常酌量性費用（Dim）[36]。表11 第（1）列、第（2）列、第（3）列分別顯示了數字化轉型對這三類操縱方式的回歸結果。其中，數字化轉型程度改善了企業在生產成本和酌量性費用上的操縱，但加劇了管理層在銷售上的盈余操縱行為。其可能的原因在于：數字技術同企業的生產、研發、管理、銷售與服務深度融合實現了“降成本”“強創新”，生產效率的提升弱化了管理層操縱生產成本的動機[50]，政府提供的資金支持減少了管理層削減研發投入等酌量性費用的動機。然而，為了避免企業在轉型后的虧損和盈利下降，管理層可能在第四季度向客戶提供更優惠的折扣以加速銷售[51]，因而加劇了對經營活動現金流的真實盈余管理行為。

表11 異質性分析：真實盈余管理的類型

2.產權異質性

國有企業與非國有企業之間在經營目標、激勵安排、治理意識等方面存在一定的差異，導致數字化轉型對真實盈余管理的影響可能因產權異質而不同。表12 第（1）列、第（2）列對產權異質性進行了檢驗，結果顯示，非國有企業組中企業數字化轉型程度（Digit）的系數顯著為負且絕對值更高，組間系數檢驗具有系數差異。這一結果表明，非國有企業數字化轉型對真實盈余管理活動的抑制作用更明顯。其原因可能在于：非國有企業面臨的市場壓力和融資壓力可能更大，進行真實盈余管理的動機更強[52]，因而數字化轉型對非國有企業真實盈余管理表現為更強的治理作用。

表12 異質性分析：產權異質、科技屬性異質、代理成本異質

3.科技屬性異質性

數字化對真實盈余管理的治理效果可能因企業的科技屬性存在差異。借鑒一些學者的研究[53]，將信息傳輸、軟件和信息技術服務業（I），科學研究和技術服務業（M）劃分為高科技行業，其他視作非高科技行業。表12 第（3）列、第（4）列對企業科技屬性異質性進行了檢驗，結果顯示，數字化轉型對非科技企業的真實盈余管理行為抑制作用更顯著。其原因可能是：科技企業的生產運營管理大多數依賴于數字化技術，管理層更缺乏操縱盈余信息的能力，其真實盈余管理水平更低，而數字化技術應用使得非科技企業會計信息更加透明，制約了其進行真實盈余管理活動的空間，因而對非科技企業的抑制作用更明顯。

4.代理成本異質性

所有權與控制權的分離導致股東和管理層之間利益不一致，產生了委托代理問題，致使管理層可能通過真實盈余管理謀取私利。本文以經營費用率衡量企業代理成本，即（管理費用+銷售費用）/營業收入，并按照其是否高于企業所處行業中值將樣本分為高代理成本和低代理成本兩組，回歸結果如表12第（5）列、第（6）列所示。結果表明，高代理成本組中數字化轉型對真實盈余管理活動的影響顯著為負，而這一效應在低代理成本的樣本中卻并不顯著。究其原因：代理問題更嚴重的企業管理層可能更傾向于進行盈余操縱，由于數字化轉型促進了企業內外部信息的互聯互通，增加管理層通過真實盈余管理活動攫取私利的邊際成本，因而對于高代理成本的企業，數字化轉型對真實盈余管理活動的抑制作用更明顯。

六、結論與建議

本文以2007—2021 年中國A 股上市公司作為研究樣本，實證探討了數字化轉型對真實盈余管理的影響及作用機制。研究發現：（1）數字化轉型與真實盈余管理顯著負相關，即數字化轉型的正向溢出效應會產生對真實盈余管理的治理作用。（2）機制分析表明，數字化轉型通過緩解資本市場動機、薪酬契約動機以及強化分析師關注，制約管理層操縱盈余的動機與能力，降低了企業的真實盈余管理水平。（3）異質性分析表明，在真實盈余管理的手段上，數字化轉型改善了企業在生產成本和酌量性費用上的操縱，但加劇了管理層在銷售上的盈余操縱行為；在企業特征上，數字化轉型對非國有、非科技屬性和代理問題更嚴重企業發揮著更強的治理作用。此外，通過替換變量衡量方式、剔除直轄市特殊樣本、采用更為嚴格的固定效應、Heckman兩階段、傾向性得分匹配（PSM）等穩健性和內生性檢驗后，研究結論保持穩健。

本文的實踐意義在于以下幾點。對于企業自身而言，首先，積極推進數字化轉型，實施數字化轉型是不可逆的趨勢，不僅可以傳遞數字技術應用能力強、風險承擔水平高的積極信號，增強投資者對企業的正向預期，也能夠為企業降本增效持續賦能，發揮數字化的正向溢出效應，還能制約管理層操縱盈余信息的能力，提高企業的盈余信息質量。其次，制定合理的薪酬激勵計劃，具備“數字化思維”和“數字領導力”的管理團隊作為推動企業數字化轉型的重要人力資本，需要享有企業剩余價值回報權，使其從企業績效改善中及時獲得合理的激勵回報，與公司利益實現深度協同，有助于抑制其謀取私利的機會主義行為，減少短視行為的發生[54]。再次，在具體的激勵方式上，股東還可以利用管理層對企業天然的責任感和使命感督促其勤勉工作，形成組織認同感，進而獲得更多事業成就感。

對監管部門而言，要做到以下幾點。第一，要不斷提升信息挖掘和分析能力，在財務報告、審計報告等獲取盈余信息渠道的基礎上，借助信息技術平臺，拓展信息來源的渠道以減輕信息接收的劣勢；同時充分使用可視化工具和機器學習算法，將結構化數據優化升級為各種圖像、音頻等非結構化數據，彌補其信息分析能力的有限性。第二，對真實盈余管理易發企業予以特別關注，不斷完善會計監管風險提示細則，進一步規范這類上市企業會計處理和信息披露的要求，協助投資者識別可能進行盈余管理的企業。第三，防范更為隱蔽的操縱風險。數字技術也可能為企業操縱盈余提供便利，例如操縱廣告投放和搜索引擎排名來增加其在線業務的收入，以此實現對經營活動現金流的操控，數字化情境下的操縱行為更具隱秘性，應當尤其防范此類風險。第四，進一步完善分析師關注等中介機構的參與機制，從聲譽機制和信息供給機制角度，引導發揮分析師提供有效資本市場信息，利用其發布的研報與股價間的聯動性制約真實盈余管理行為。