企業數字化轉型與審計效率

【摘要】企業數字化轉型對審計師行為的影響近年來成為審計研究的熱點話題。以2011 ～ 2021年滬深A股上市公司為樣本， 基于審計延遲視角實證檢驗企業數字化轉型對審計效率的影響。研究發現， 企業數字化轉型程度越高， 審計延遲越嚴重， 表明企業數字化轉型降低了審計效率。影響機制檢驗發現， 企業數字化轉型并不能通過提升內部控制質量來減少審計延遲， 反而會通過提高業務復雜度來增加審計延遲， 從而降低審計效率。異質性分析表明， 企業數字化轉型對審計延遲的影響在民營企業、 小規模企業、 機構持股比例較低的企業中更加顯著。進一步分析發現： 審計師數字化審計專業勝任能力越強， 越能夠利用企業數字化轉型減少審計延遲； CEO信息技術背景有助于提高企業數字化轉型質量， 改善與審計師的溝通效率， 從而減少審計延遲。后果檢驗發現， 企業數字化轉型在降低審計效率的同時， 還會提升審計報告激進度， 降低審計質量。

【關鍵詞】數字化轉型；審計效率；審計延遲；審計質量

【中圖分類號】 F239.4 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）21-0077-7

一、 引言

“加快數字化發展， 建設數字中國”已成為“十四五”時期我國國民經濟和社會發展的重要目標。為此， 國家不斷出臺支持政策， 推動企業數字化轉型。2020年國務院國資委辦公廳印發《關于加快推進國有企業數字化轉型工作的通知》， 明確國有企業數字化轉型的基礎、 方向、 重點和舉措。2022年工業和信息化部辦公廳印發《中小企業數字化轉型指南》， 從政府部門角度指導和規范中小企業開展實施數字化轉型相關業務， 為中小企業數字化轉型“保駕護航”。在國家政策紅利下， 千行百業紛紛駛上數字化發展“快車道”， 不斷轉型升級。數字化轉型重構了企業的組織架構與業務模式， 改變了企業會計信息產生、 處理和報告的環境與流程， 這為審計師審計帶來了新的機遇和挑戰。借助大數據、 人工智能等數字技術， 審計師可以處理企業內外部海量、 非標準化、 非結構化的數據（吳非等，2021）， 有利于提高審計工作效率。數字化促使企業組織架構趨于扁平化和網絡化， 減少了企業內部冗余層級， 有助于優化企業內部控制環境（張欽成和楊明增，2022）。數字化轉型推動企業將內部控制制度和流程嵌入信息系統， 使得內部控制制度能夠有效實施， 重大錯報風險降低， 更好地支持審計師開展工作。但與此同時， 數字化轉型也會加速商業模式創新， 提升業務復雜度， 這可能會帶來更高的重大錯報風險（楊德明和陸明，2017）， 加大審計工作難度， 對審計效率產生不利影響。

近年來， 企業數字化轉型與審計師行為之間的關系成為審計研究的熱點話題。現有文獻主要集中于審計質量（翟華云和李倩茹，2022；吳武清等，2022）、 審計費用（張永珅等，2021；高翀等，2023；鐘越華等，2022）等層面， 鮮有文獻探討企業數字化轉型與審計效率之間的關系。審計延遲指的是審計報告約定披露日期和實際披露日期之間的時間間隔（Chambers和Penman，1984）， 是審計效率的重要體現（Bamber等，1993；Tanyi等，2010；李明輝和劉笑霞，2012；李英和梁日新，2023）， 是觀測審計師行為的重要指標。本文基于審計延遲視角， 利用2011 ～ 2021年滬深A股上市公司數據， 實證檢驗企業數字化轉型對審計效率的影響。本文可能的研究貢獻在于： 第一， 豐富了企業數字化轉型的審計后果研究。本文重點關注企業數字化轉型對審計效率的潛在影響， 以期為數字化轉型與審計師行為關系的研究提供增量貢獻。第二， 拓展了審計效率影響因素方面的研究。本文探究企業數字化轉型對審計效率的影響及作用機制， 對現有研究做出了有益補充。第三， 論證了數字經濟時代下培養數字化人才的必要性和重要性。在企業層面， 數字化領導者有助于提高企業數字化轉型質量， 改善與審計師的溝通效率， 從而影響審計工作； 在會計師事務所層面， 審計師數字化審計專業勝任能力影響著審計效率與審計質量。加強數字化人才建設對于應對數字化轉型暫時的“副作用”具有重要作用。

二、 文獻綜述與研究假設

（一） 文獻綜述

數字化轉型是企業使用數字技術從根本上改變企業業務戰略、 業務流程、 公司能力、 產品和服務以及擴展業務網絡中關鍵企業間關系的過程（Soluk和Kammerlander，2021）。企業數字化轉型會對審計工作產生重要影響， 引起了學術界的廣泛關注。凌華等（2022）發現企業數字化轉型有助于降低審計風險。耀友福和周蘭（2023）發現年報審計師對數字化程度較高企業中的關鍵審計事項決策更加謹慎。關于審計收費， 有學者發現企業數字化轉型提高了審計收費（高翀等，2023）， 也有部分學者得出了相反的結論， 如張永珅等（2021）發現企業數字化轉型降低了審計收費。審計質量層面的研究結論也存在一定分歧， 有研究發現企業信息化建設降低了審計質量（吳武清等，2022）， 但也有研究發現企業數字化轉型可以提高審計質量（翟華云和李倩茹，2022）。

審計延遲指審計報告約定披露日期和實際披露日期之間的時間間隔（Chambers和Penman，1984）。站在會計師事務所角度來說， 審計延遲是少數外部可觀察的、 與審計效率相關的變量（Bamber等，1993；Tanyi等，2010）。效率意味著使用較少的投入獲得給定的產出， 審計延遲可以反映審計時間投入， 在控制了其他非審計師可控的因素之后， 審計延遲就可以反映審計效率（Bamber等，1993）。有關審計延遲的研究更多聚焦于其影響因素。已有文獻發現， 公司規模（Ashton等，1989）、 董事高管責任保險（李英和梁日新，2023）等被審計單位的特征， 會計師事務所人力資本（劉笑霞和李明輝，2016）、 前后任審計師溝通（鄭倩雯等，2022）等會計師事務所特征， 以及媒體報道（劉笑霞等，2017）、 高鐵開通（蔡春等，2019）等外部環境因素均會影響審計延遲。與以往研究不同， 本文旨在考察企業數字化轉型對審計延遲的影響， 以期對現有研究做出有益補充。

（二） 研究假設

數字化轉型將數字技術與傳統產業深度融合， 推動企業外部商業模式和內部管理模式發生重大變革， 這會對企業業務范圍和內部控制產生重要影響， 進而影響審計效率。

一方面， 從企業外部商業模式來說， 企業數字化轉型可能會提升業務復雜度， 從而降低審計效率。數字技術賦能企業商業模式創新， “互聯網+”、 新型商業模式使得企業之間建立起互聯互通的商業網絡， 基于數字技術建立的數字化連接打破了組織的內外邊界， 大大提高了不同產業或同一產業在不同環節、 不同經營實體之間的關聯性（Johnson等，2008）， 為跨界經營創造了機遇。跨界伴隨著企業經營范圍和資源范圍的擴大（戚聿東和肖旭，2020）， 業務市場邊界變得更加模糊， 業務流程不再受到時間、 空間和供應鏈上下游的限制， 趨于復雜多樣（徐子堯和張莉沙，2022）。張蕊等（2023）發現數字化轉型帶來的“互聯網+”、 新型商業模式使得企業經營業務的復雜度提升。企業經營業務復雜度的提高使得審計師面臨著更高的固有風險、 控制風險或認定層面的重大錯報風險（楊德明和陸明，2017）。更高的重大錯報風險會促使審計師投入更多的審計資源， 擴大審計范圍（Robert等，2015）， 以獲得更充分的審計證據， 從而導致審計延遲增加（Ashton等， 1989GZmtp0Sdzxf6m7nZMC2WvQ==）， 審計效率降低。此外， 企業業務復雜度的提升會加大審計工作難度， 審計師需要花費更多的時間理解客戶數字化業務關聯性。審計師不僅需要繼續完善傳統業務審計， 還要加強數字化業務審計以及上下游業務連接環節的審計， 這給習慣了傳統業務模式的審計師實施審計程序帶來了挑戰（楊德明和陸明，2017）， 導致審計難度加大， 審計延遲增加， 審計效率降低。

另一方面， 從企業內部管理模式來說， 企業數字化轉型可以提升內部控制質量（張欽成和楊明增，2022）， 良好的內部控制有助于減少審計延遲， 提高審計效率（李瑛玫等，2016）。內部控制是包括企業控制環境、 風險評估、 控制活動、 信息與溝通、 監督五個方面在內的制度性體系。企業數字化轉型可以促進組織架構向扁平化和無邊界化演進， 減少企業內部冗余層級并提升內部管理效率， 進而優化內部控制環境， 提升內部控制質量（張欽成和楊明增，2022）。借助大數據、 區塊鏈等數字技術， 企業可以及時獲取適當信息， 有效識別風險因素， 準確評估風險等級， 實時制定最優應對策略， 從而提高風險評估的效率與效果。企業還可通過運用信息系統權限設置、 電子簽章、 指紋識別、 人臉識別等人工智能技術， 形成新的崗位牽制， 這有助于實現控制活動的智能化。此外， 企業通過云平臺實現數據共享， 打破企業數據孤島， 為溝通提供渠道， 提高了企業信息溝通的有效性。企業數字化轉型能夠推動內部監督程序嵌入業務流程的各個環節， 實現實時跟蹤、 動態調節、 全面監控、 及時修復， 從而強化內部監督的作用， 進一步提升內部控制質量。內部控制的有效運行能夠降低財務報表的重大錯報風險（Ettredge等，2006；Munsif等，2012）， 審計師面對更低的重大錯報風險， 將減少不必要的審計程序， 并將審計資源投入關鍵的審計領域， 從而減少審計延遲， 提高審計效率。同時， 良好的內部控制也會提升管理人員與審計師的溝通效率， 促使公司積極配合外部審計工作， 提高審計效率。

基于以上分析和討論， 本文提出競爭性假設：

H1a： 企業數字化轉型降低了審計效率。

H1b： 企業數字化轉型提高了審計效率。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文以2011 ～ 2021年滬深A股上市公司為樣本， 并剔除ST和?ST、 金融行業、 主要變量缺失， 以及僅出現過一年的樣本。數據來源于CSMAR數據庫， 并對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。最終， 得到25657個公司—年度觀測值。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量： 審計延遲（ARL）。審計延遲代表審計效率（Bamber等，1993； 李英和梁日新，2023）。本文在主回歸中采用資產負債表日與審計報告實際披露日的時間間隔（李曉慧和蔣亞含，2018；竇笑晨等，2022）衡量審計延遲， 后續采用資產負債表日與審計師簽署審計報告日的時間間隔（劉慧等，2018；蔡春等，2019）進行穩健性檢驗。

2. 解釋變量： 企業數字化轉型（DIGITAL）。本文采用國泰安企業數字化轉型數據庫中的企業數字化轉型指數來度量企業數字化轉型。該指數是由上市公司層面的戰略引領、 技術驅動、 組織賦能、 數字化成果、 數字化應用， 以及中宏觀層面的環境支撐六個指標加權計算得出， 能夠比較綜合全面地衡量企業的數字化水平。指數值越大， 說明該企業在當年的數字化轉型程度越高。

3. 控制變量。本文參考竇笑晨等（2022）和張永珅等（2021）的研究， 選取企業規模、 審計意見等作為控制變量， 具體見表1。本文還控制了時間固定效應和公司固定效應， 且對所有回歸系數在公司層面進行聚類調整。

（三） 模型構建

本文構建實證模型（1）來檢驗企業數字化轉型對審計延遲的影響， 模型如下所示：

ARL=α0+α1DIGITAL+α2CONTROLS+α3YEAR+

α4FIRM+ε （1）

四、 實證結果及分析

（一） 描述性統計

各變量的描述性統計結果見表2。被解釋變量審計延遲（ARL）的均值為4.588， 折算為天數約等于98天（e4.588）， 最小值為3.807（45天）， 最大值為4.796（121天）， 可以看到樣本上市公司的審計延遲總體較嚴重， 審計效率總體較低。解釋變量企業數字化轉型（DIGITAL）的均值為3.550， 折算為指數約等于34.81， 最小值為3.148（23.29）， 最大值為4.170（64.72）， 反映出企業間數字化轉型水平不均衡， 差異較大。

（二） 主回歸分析

表3為主回歸結果。第（1）列只加入時間、 公司固定效應， DIGITAL的系數為0.065， 在1%的水平上顯著； 第（2）列在第（1）列的基礎上加入控制變量， DIGITAL的系數為0.039， 在1%的水平上顯著。結果表明， 企業數字化轉型程度越高， 審計延遲越嚴重， 審計效率越低， 驗證了H1a。

（三） 內生性檢驗

1. 傾向得分匹配（PSM）。為盡可能緩解樣本選擇性偏差對研究結果造成的干擾， 本文采用PSM構造配對樣本進行回歸。借鑒耀友福和周蘭（2023）的做法， 以企業數字化轉型變量的年度—行業中位數構建企業數字化轉型的二值虛擬變量， 企業數字化轉型指數大于等于年度—行業中位數的為實驗組， 其余為對照組。參考吳武清等（2022）、 李英和梁日新（2023）的研究， 采用卡尺范圍為0.05的1∶1有放回的最近鄰匹配法進行匹配， 選取主檢驗中所有控制變量作為匹配協變量， 然后運用匹配后的樣本重新回歸。匹配結果滿足PSM “平衡性假設”， 匹配后所有協變量的偏差均在5%以內， ATT值為2.74， 在1%的水平上顯著。DIGITAL的系數為0.035， 在10%的水平上顯著， 驗證了H1a。

2. 熵平衡。為了解決PSM導致的樣本損失問題， 本文采用熵平衡法進一步進行檢驗。解釋變量的系數為0.042， 在1%的水平上顯著， 再次驗證了H1a。

3. Heckman兩階段模型。本文參考吳武清和田雅婧（2022）的研究， 使用Heckman兩階段模型來糾正可能存在的偏誤問題。借鑒聶興凱等（2022）的做法， 在第一階段以樣本當年數字化轉型的中位數定義企業數字化轉型的虛擬變量（DIGITALIZATION）， 將其作為被解釋變量進行probit回歸。同時， 模型采用除企業自身外的同年同行業其他企業數字化轉型程度均值（IND）作為排除性約束變量， 計算得到IMR。在第二階段， 將IMR加入模型， 此時解釋變量的系數為0.073， 在1%的水平上顯著， 驗證了H1a。

4. 工具變量法。為緩解潛在的反向因果帶來的內生性偏誤， 本文采用工具變量法重新估計。借鑒肖土盛等（2022）的做法， 采用前一期扣除企業自身所在省份同年度同行業企業數字化轉型程度的均值作為工具變量。在第一階段， 工具變量的系數為0.148， 在1%的水平上顯著。此外， Kleibergen-Paap rk LM統計量為48.50， Kleibergen-Paap Wald rk F統計量為53.67， 顯著大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗的10%臨界值（16.38）， 通過了不可識別和弱工具變量檢驗。在第二階段， DIGITAL的系數為0.265， 在10%的水平上顯著， 表明H1a仍然成立。

5. 一階差分回歸。采用一階差分估計模型進行回歸， 以進一步緩解反向因果關系導致的內生性問題。本文利用企業數字化轉型的變化量（△DIGITAL）對審計延遲的變化量進行回歸， 并設置了所有連續控制變量的一階差分變量。△DIGITAL的系數為0.057， 在1%的水平上顯著， 再次驗證了本文的研究結論。

（四） 穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量。將被解釋變量替換為資產負債表日與審計師簽署審計報告日之間間隔天數的自然對數重新進行回歸， 解釋變量的系數為0.038， 在1%的水平上顯著， 再次驗證了H1a。

2. 替換解釋變量。參考趙宸宇等（2021）的做法， 從數字技術應用、 互聯網商業模式、 智能制造、 現代信息系統四個維度構建企業數字化轉型變量。解釋變量的系數為0.006， 在1%的水平上顯著， 再次驗證了H1a。

3. 替換解釋變量。為了避免2020年疫情對本文實證結果的潛在影響， 僅對2019年之前的數據進行回歸， 解釋變量的系數為0.045， 在1%的水平上顯著， 本文的研究結論依然成立。

（五） 影響機制檢驗

1. 業務復雜度。企業數字化轉型賦能商業模式創新， 新型商業模式使得企業業務邊界更加模糊， 業務內容更為復雜（李榮等，2020； 趙璨等，2020）。這一方面會提高固有風險、 控制風險或認定層面的重大錯報風險（楊德明和陸明，2017）， 另一方面會加大審計工作難度， 從而使得審計延遲增加（Bamber等，1993）， 審計效率降低。根據倉勇濤等（2020）的研究， 業務復雜度可以采用赫芬達爾指數來刻畫， 該指標的計算方法為各行業銷售收入占公司主營業務收入比例的平方和， 指數值越大， 表示業務復雜度越低。為便于理解， 采用赫芬達爾指數的相反數來衡量業務復雜度（COMPLEXITY）。本文借鑒梁日新和李英（2021）的做法， 在模型（1）的基礎上進一步構建模型（2）、 模型（3）：

COMPLEXITY=λ0+λ1DIGITAL+λ2CONTROLS+

λ3YEAR+λ4FIRM+ε （2）

ARL=μ0+μ1DIGITAL+μ2COMPLEXITY+

μ3CONTROLS+μ4YEAR+μ5FIRM+ε （3）

表4第（1）列中DIGITAL的系數為0.033， 在5%的水平上顯著， 說明企業數字化轉型提升了業務復雜度； 第（2）列中COMPLEXITY的系數為0.028， 在1%的水平上顯著， 且DIGITAL的系數為0.038， 在1%的水平上顯著， 較主回歸中DIGITAL系數的值有所下降。同時該中介效應通過了Sobel檢驗， P值小于0.1， 說明業務復雜度發揮了部分中介作用， 即企業數字化轉型通過提升業務復雜度來增加審計延遲， 降低審計效率。

2. 內部控制。企業數字化轉型可以通過優化控制環境、 提高風險評估效率及效果、 促進控制活動智能化、 提高信息溝通的有效性、 強化內部監督作用， 來提升內部控制質量（張欽成和楊明增，2022）， 而內部控制質量的提高有助于降低財務報表的重大錯報風險（Munsif等，2012）以及提升管理層與審計師的溝通效率， 從而減少審計延遲， 提高審計效率。本文對這一影響機制進行檢驗， 采用迪博內部控制指數并取自然對數衡量內部控制（IC）， 該值越大， 表示內部控制質量越高。本文在模型（1）的基礎上， 進一步構建模型（4）、 模型（5）：

IC=β0+β1DIGITAL+β2CONTROLS+β3YEAR+

β4FIRM+ε （4）

ARL=γ0+γ1DIGITAL+γ2IC+γ3CONTROLS+

γ4YEAR+γ5FIRM+ε （5）

表4第（3）列中企業數字化轉型與內部控制之間的關系并不顯著， 第（4）列中IC的系數為-0.003， 在5%的水平上顯著， DIGITAL的系數為0.039， 在1%的水平上顯著， 但該中介效應未通過Sobel檢驗， P值大于0.1， 說明內部控制機制不存在， 這可能跟“數字化轉型悖論”有關。數字化轉型使得企業經營業務、 內部管控發生根本性變革， 囿于企業管理能力滯后于數字化技術變化， 數字技術與企業原有資源和業務流程難以融合， 導致企業推行數字化轉型后并沒有獲得實質性的成果， 出現“數字化轉型悖論”（劉淑春等，2021）。內部控制制度建設具有時滯性， 當企業數字化轉型與內部控制不適應時， 難以創造價值。

（六） 異質性檢驗

1. 產權性質。企業數字化轉型是一項高投入的系統性長期過程。《2022中國民營企業數字化轉型調研報告》顯示， 民營企業數字化轉型存在資金緊張、 人才缺失、 投入能力有限等痛點。相比國有企業的數字化進程， 我國大部分民營企業仍處于轉型早期階段， 轉型成效不理想， 審計師難以借助數字技術開展審計工作， 審計效率相對較低。此外， 民營企業數字化轉型行為不確定性程度更高， 審計風險更大， 使得審計延遲增加。因此， 本文預期企業數字化轉型對審計延遲的影響在民營企業中更加顯著。在模型（1）的基礎上， 加入產權性質（Privatefirm）及其與解釋變量的交乘項。上市公司為民營企業時， Privatefirm取1， 否則取0。表5第（1）列顯示， 交乘項的系數為0.055， 在1%的水平上顯著， 結論得到驗證。

2. 企業規模。《中小企業數字化轉型分析報告（2021）》顯示， 從企業規模來看， 中小企業中有79%處于數字化轉型初級階段， 而大型企業中超過半數已步入應用踐行和深度應用階段。中小企業囿于各類資源限制， 整體數字化轉型水平較低， 在數字化工具應用、 數據跨部門共享方面存在較大不足， 審計師難以利用數字化工具提高審計效率。此外， 相比大規模企業， 小規模企業數字化轉型過程中內部組織架構和制度體系支撐不足， 審計風險相對較高， 審計延遲增加。因此， 本文預期企業數字化轉型對審計延遲的影響在小規模企業中更加顯著。本文設置企業規模虛擬變量（Smallfirm）， 將企業規模按照年度—行業中位數分成大小兩組， 小規模組Smallfirm賦值為1， 大規模組賦值為0。在模型（1）的基礎上， 加入Smallfirm及其與解釋變量的交乘項。表5第（2）列顯示， 交乘項的系數為0.052， 在1%的水平上顯著， 結論得到驗證。

3. 機構持股。機構投資者是我國資本市場上重要的投資主體。在數字化轉型背景下， 新興數字技術為機構投資者賦能， 使其信息優勢和專業優勢得以充分施展（陳德球和胡晴，2022）。機構投資者憑借其專業能力， 充分利用數字技術篩選、 提煉、 總結、 披露有用信息， 提高公司的信息透明度， 在一定程度上緩解了審計師面臨的信息不對稱問題； 并且機構投資者可以利用大數據關鍵信息進行科學決策， 更好地發揮監督職能， 從而提高公司的治理水平， 降低企業數字化轉型過程中可能存在的重大錯報風險， 進而減少審計延遲， 提高審計效率。因此， 本文預期企業數字化轉型對審計延遲的影響在機構持股比例較低的企業中更加顯著。本文設置機構持股虛擬變量（LowInstitution）， 將機構持股比例按照年度—行業中位數分成高低兩組， 機構持股比例低組LowInstitution賦值為1， 機構持股比例高組賦值為0。在模型（1）的基礎上， 加入LowInstitution及其與解釋變量的交乘項。表5第（3）列顯示， 交乘項的系數為0.057， 在1%的水平上顯著， 結論得到驗證。

五、 進一步測試

（一） 審計師數字化審計專業勝任能力的影響

在信息化環境下， 審計師信息化審計專業勝任能力會影響審計效率和審計質量（Brazel和Agoglia，2007）。《注冊會計師行業信息化建設“十三五”規劃實施情況評估報告》指出， 國際“四大”內地成員所的信息化建設已進入智能化階段， 而大多數本土會計師事務所僅能實現客戶數據獲取和底稿標準模板生成的電子化， 本土所在先進信息技術應用方面整體有所滯后。鄧芳等（2017）發現， 相比“非四大”， 國際“四大”審計師信息化審計專業勝任能力相對更強， 并采用是否由國際“四大”審計度量審計師信息化審計專業勝任能力。因此， 本文采用是否由國際“四大”審計反映審計師數字化審計專業勝任能力（BIG4）， 分析審計師數字化審計專業勝任能力的影響。在模型（1）的基礎上， 加入BIG4及其與解釋變量的交乘項。表6第（1）列交乘項的系數為-0.120， 在1%的水平上顯著， 表明審計師數字化審計專業勝任能力越強， 就越能利用數字技術提高審計效率。當該能力較強時， 審計師能夠有效應對企業數字化轉型帶來的風險， 使得審計風險降低， 進而提高審計效率。此外， 該能力較強也意味著審計師能夠快速掌握企業數字技術應用邏輯， 借助數字技術提高審計工作效率。

（二） CEO信息技術背景的影響

數字化轉型是一個企業發展和戰略變革課題， 需要自上而下統籌規劃， 數字化領導者對于數字化轉型的成敗起著決定性作用。李瑞敬等（2022）研究發現， CEO信息技術背景有助于企業提高對信息技術及信息系統的重視程度及其實施質量， 從而降低數字化轉型風險和審計風險， 減少審計延遲。此外， 具有信息技術背景的CEO也更了解企業數字化轉型過程中的內在邏輯， 能夠提升管理人員和審計師的溝通效率， 提高審計效率。本文借鑒袁蓉麗等（2021）的研究， 當CEO具有與企業信息化管理、 信息技術相關的教育或從業經歷時， 認為該CEO具有信息技術背景， CEO賦值為1， 否則為0， 以分析CEO信息技術背景的影響。在模型（1）的基礎上， 加入CEO及其與解釋變量的交乘項。如表6第（2）列所示， 交乘項的系數為-0.051， 在5%的水平上顯著， 表明CEO信息技術背景有助于提高企業數字化轉型的質量， 改善與審計師的溝通效率， 從而減少審計延遲， 提高審計效率。

（三） 后果檢驗： 企業數字化轉型如何影響審計質量

關于企業數字化轉型對審計質量的影響， 現有研究結論存在爭議。本文在H1a成立的前提下， 對企業數字化轉型與審計質量的關系做出兩種預期。一是企業數字化轉型在降低審計效率的同時提高了審計質量， 企業數字化轉型增加了審計延遲， 審計師在審計時會花費更多的時間， 投入更多的審計資源， 獲得更多的審計證據， 所以審計質量得以提高。二是企業數字化轉型不僅降低了審計效率， 還降低了審計質量。基于前文理論分析， 企業數字化轉型增加了審計風險， 加大了審計難度， 而目前多數審計師缺乏相應的數字化審計專業勝任能力， 難以全面了解和掌握數字技術的應用（房巧玲和高思凡，2021）， 延長的工作時間只能彌補審計師對數字化平臺的探索， 審計師無法有效應對數字化轉型帶來的風險以及利用數字技術， 從而引起審計質量的降低。本文借鑒Gul等（2011）的方法， 用審計報告激進度來度量審計質量（ARA）， 審計報告激進度越高， 審計質量越低。表6第（3）列顯示， DIGITAL的系數為0.006， 在5%的水平上顯著， 說明企業數字化轉型提升了審計報告激進度， 降低了審計質量。雖然企業數字化轉型程度提高， 但審計師數字化審計專業勝任能力不足， 這可能是產生該結果的原因。

六、 研究結論與啟示

本文利用2011 ～ 2021年滬深A股上市公司數據， 探究企業數字化轉型對審計效率的影響。研究發現， 企業數字化轉型降低了審計效率。這一結論在經過一系列內生性和穩健性檢驗后依然成立。影響機制檢驗發現， 企業數字化轉型并不能通過提升內部控制質量來減少審計延遲， 反而會通過提高業務復雜度來增加審計延遲， 降低審計效率。異質性分析表明， 企業數字化轉型對審計延遲的影響在民營企業、 小規模企業以及機構持股比例較低的企業中更加顯著。進一步分析發現： 審計師數字化審計專業勝任能力越強， 越能利用企業數字化轉型減少審計延遲； CEO信息技術背景有助于提高企業數字化轉型質量， 改善與審計師的溝通效率， 從而減少審計延遲。后果檢驗發現， 企業數字化轉型在降低審計效率的同時， 還會提升審計報告激進度， 降低審計質量。

本文研究結論具有如下實踐啟示： 在數字經濟時代， 企業數字化轉型已成必然趨勢， 如何有效開展審計工作成為審計行業面對的重要課題。一方面， 審計行業需苦練“內功”， 深入探索數字技術的融合應用， 加快推動會計師事務所的數字化建設。并且， 數字化進程較為緩慢的本土會計師事務所要積極借鑒國際“四大”在數字化建設和適應企業數字化方面的成功經驗， 支持專業技術經驗的沉淀和復用， 建立健全數字化管理制度和業務流程， 適應企業數字化轉型， 充分發揮審計監督職能， 以高質量審計推動經濟高質量發展。另一方面， 審計行業要加快培養審計師的數字化審計專業勝任能力， 推進數字化人才隊伍建設， 從而更大程度地保證審計工作的高效和審計結果的有效。會計師事務所可以在所有級別員工的培訓中加入數字化審計方法、 數據分析工具和數字化轉型等強制性培訓， 并對數字化轉型重要技術人員和管理人員進行激勵， 激發員工積極性。此外， 對于企業而言， 要避免“數字化轉型悖論”。企業應當根據自身的實際情況進行數字化轉型， 同時要加快建設與數字化轉型配套的內部控制等制度體系， 讓數字技術真正賦能企業發展， 實現企業的價值增值。當然， 也需要完善企業數字化轉型人才培養體系， 促進人才隊伍數字素養與數字技能的提升， 培育和引進數字化領導者， 以實現企業數字化轉型價值的可持續釋放。

【 主 要 參 考 文 獻 】

蔡春，黃昊，趙玲．高鐵開通降低審計延遲的效果及機制研究［ J］．會計研究，2019（6）：72 ～ 78．

倉勇濤，儲一昀，范振宇．多元化經營復雜度、股權絕對集中與資源運營效益［ J］．會計研究，2020（6）：24 ～ 35．

鄧芳，游柏祥，陳品如．企業信息化水平對審計收費的影響研究［ J］．審計研究，2017（1）：78 ～ 87．

竇笑晨，汪玉蘭，劉芝一．混合所有制改革降低了國企審計報告時滯嗎？［ J］．審計研究，2022（6）：94 ～ 104．

房巧玲，高思凡．數據基礎審計模式：數字技術驅動下的審計供給側改革［ J］．當代財經，2021（8）：137 ～ 148．

李英，梁日新．董事高管責任保險與審計效率——基于審計延遲的視角［ J］．審計研究，2023（1）：149 ～ 160．

李瑛玫，楚有為，楊忠海．內部控制、中期審計與年報審計延遲［ J］．審計與經濟研究，2016（2）：52 ～ 60．

劉淑春，閆津臣，張思雪等．企業管理數字化變革能提升投入產出效率嗎［ J］．管理世界，2021（5）：170 ～ 190+13．

聶興凱，王穩華，裴璇．企業數字化轉型會影響會計信息可比性嗎［ J］．會計研究，2022（5）：17 ～ 39．

戚聿東，肖旭．數字經濟時代的企業管理變革［ J］．管理世界，2020（6）：135 ～ 152+250．

吳非，胡慧芷，林慧妍等．企業數字化轉型與資本市場表現——來自股票流動性的經驗證據［ J］．管理世界，2021（7）：130 ～ 144+10．

吳武清，田雅婧．企業數字化轉型可以降低費用粘性嗎——基于費用調整能力視角［ J］．會計研究，2022（4）：89 ～ 112．

吳武清，趙越，蘇子豪．企業信息化建設與審計費用——數字化轉型時期的新證據［ J］．審計研究，2022（1）：106 ～ 117．

肖土盛，孫瑞琦，袁淳等．企業數字化轉型、人力資本結構調整與勞動收入份額［ J］．管理世界，2022（12）：220 ～ 237．

楊德明，陸明．互聯網商業模式會影響上市公司審計費用么？［ J］．審計研究，2017（6）：84 ～ 90．

耀友福，周蘭．企業數字化影響關鍵審計事項決策嗎？［ J］．審計研究，2023（1）：123 ～ 135．

袁蓉麗，李瑞敬，孫健．董事的信息技術背景能抑制盈余管理嗎［ J］．南開管理評論，2021（3）：139 ～ 151．

張欽成，楊明增．企業數字化轉型與內部控制質量——基于“兩化融合”貫標試點的準自然實驗［ J］．審計研究，2022（6）：117 ～ 128．

張蕊，劉佳旋，王洋洋．數字化轉型、年報預約披露推遲與市場反應——風險衍生視角［ J］．現代財經（天津財經大學學報），2023（11）：77 ～ 95．

張永珅，李小波，邢銘強．企業數字化轉型與審計定價［ J］．審計研究，2021（3）：62 ～ 71．

鐘越華，馮均科，馮春雨等．企業數字化轉型影響審計費用嗎［ J］．財會月刊，2022（22）：96 ～ 104．

Ashton R. H.， Graul P. R.， Newton J. D.. Audit delay and the timeliness of corporate reporting［ J］． Contemporary Accounting Research，1989（2）：657 ～ 673．

Munsif V.， Raghunandan K.， Rama D. V.. Internal control reporting and audit report lags： Further evidence［ J］． Auditing： A Journal of Practice & Theory， 2012（3）：203 ～ 218．

Robert Knechel W.， Vanstraelen A.， Zerni M.. Does the identity of engagement partners matter？ An analysis of audit partner reporting decisions［ J］． Contemporary Accounting Research，2015（4）：1443 ～ 1478．

Tanyi P.， Raghunandan K.， Barua A.. Audit report lags after voluntary and involuntary auditor changes［ J］． Accounting Horizons，2010（4）：671 ～ 688．