数字金融与企业盈余管理

杨传龙 张秀英

（云南财经大学会计学院 云南昆明 650000）

一、引言

我国“十四五”规划提出“加快数字化发展，推动数字经济和实体经济深度融合”。在人工智能、区块链、云计算、大数据等技术发展背景下，数字金融这一模式应运而生，与其相关的研究也成为热点话题。党的十九大提出“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济的能力”。而当前我国金融供给无法满足实体经济需求的关键就在于供求双方之间信息不对称，导致金融服务成本和获取成本都超出双方可承担范围（黄益平和黄卓，2018）。数字金融以其共享、便捷、低成本、低门槛等特征，缓解了传统金融模式中存在的信息不对称、风险溢价高等问题，为解决现阶段金融服务在支持企业经营生产活动中出现的结构性矛盾提供了契机（唐松等，2020）。一方面，数字金融可以使银行根据“数据驱动”为客户提供更加高效精准的服务，以此来降低传统金融业的高准入门槛，实现金融普惠发展。另一方面，相较于“互联网金融”，数字金融覆盖范围更广且使用程度更深，数字金融的各种具体业态都大幅降低了金融市场的搜寻成本和风险识别成本，为企业提供了较为宽松的外部融资环境。毋庸置疑，数字金融的发展极大改善了企业外部金融环境的治理水平，但该作用能否优化企业内部战略决策环境，抑制管理层在财务决策中的盈余管理行为仍有待进一步研究。

管理层为了自身利益，通常会选择应计或真实盈余管理来操纵业绩，调整对外报告的盈余信息。然而，随着监管体系与监管手段的不断完善，企业通过操纵会计政策进行应计盈余管理的难度和成本不断增加，进而促使企业转向隐蔽性较强的真实盈余管理。因此，本文预期数字金融的发展对企业真实盈余管理活动影响更大。现有文献大多从公司治理视角论述如何抑制企业盈余管理，对数字金融的研究也主要集中于对宏观经济的影响，如缩短城乡收入差距、区域技术创新、经济增长、对资本市场的影响等。关于数字金融如何影响企业盈余管理的问题仍缺乏较为完整的分析框架和实证结论，对这个问题的深入研究对企业长期高质量发展具有重要意义。

基于此，本文选取2011—2019年沪深A股上市公司作为样本，实证检验数字金融对企业盈余管理的影响。研究结果表明，数字金融的发展能够抑制企业的真实盈余管理，但对应计盈余管理影响不明显。加入公司治理水平的调节作用后，发现其能够正向促进两者之间的负相关关系。进一步分组检验发现，数字金融对真实盈余管理的抑制作用在东部经济发达地区的企业和小规模企业中更显著。最后，通过作用机制分析发现，数字金融能够通过缓解融资约束来抑制企业真实盈余管理。

本文可能的贡献主要体现在以下三个方面：（1）将数字金融纳入盈余管理的分析框架，探讨数字金融对盈余管理的影响，加深了对盈余管理影响因素的认识。（2）考察了公司治理水平对数字金融与盈余管理之间关系的调节作用。（3）考察了数字金融在地区、不同企业规模下对真实盈余管理的影响。以上研究结果为政府部门进一步推进数字金融的发展提供了重要的实证依据。

二、理论分析与假设推导

（一）数字金融与盈余管理。金融作为公司财务结构中的重要部分，能为企业发展提供持续的动力。有效的金融供给能够缓解企业的外部融资压力（万佳彧等，2020），改善企业财务状况，提高企业的现金流，进而抑制管理层盈余管理行为（卢太平和张东旭，2014）。而数字金融作为经济高质量发展下遵循社会发展规律所必经的重要阶段，其本质是在传统金融服务的基础上，结合数字技术与金融创新产品实现支付、投资、融资等新型金融业务模式。数字金融弥补了传统金融的不足，充分发挥其“低成本、广覆盖、高效率”的优势，改善企业的融资环境，降低融资成本，缓解外部融资约束问题，进而更有效地服务金融实体。回归到企业视角来看，数字金融可以改善企业所处的金融环境，强化外部监管，而这两者产生的外部治理效果则会直接体现在企业的财务状况上。基于此，本文主要从以下三个角度来分析数字金融对盈余管理的影响机制。

第一，数字金融可以缓解企业外部融资约束，抑制盈余管理。融资契约理论认为，当企业的外部融资成本显著高于内部融资成本时，高昂的外源融资成本会产生融资约束，促使面临融资需求的企业通过盈余管理活动粉饰财务报表（徐朝辉和周宗放，2016）。由此，如何缓解企业外部融资约束问题不可忽视。现有研究表明，良好的金融环境可以有效提升企业外部融资效率，降低企业的贷款难度（魏志华等，2014）。数字金融凭借自身的普惠属性，能够有效发挥其外部治理作用，缓解企业面临的上述问题。一方面，数字金融能发挥资源效应，拓展企业融资方式。王馨（2015）基于“长尾”理论提出，传统金融市场囿于成本、技术、风险等原因，致使市场存在“超常态”的信贷配给，大量的小规模金融投资和需求者被排斥在正规的金融体系之外，造成一定程度上的低效率。而数字金融在大数据、云计算等先进技术的支撑下，能有效扩大金融服务范围（Tsai and Kuan-Jung，2017），触及更广泛的长尾群体，改善金融市场的信贷错配，提高金融资源配置效率。另一方面，数字金融能发挥信息效应，缓解企业内外信息不对称。相较于传统金融模式，数字金融能够凭借自身高效、便捷的特点，以较低的成本为企业提供融资，从而有效提高其金融可获得性（Temel⁃kov and Gogova，2018）。

第二，数字金融可以强化企业信息披露，增强信息透明度，从而抑制盈余管理。随着监管水平的提升，管理层通过改变会计估计或会计政策来实现盈余管理的手段很容易被识别，从而使得管理层转向操纵真实交易来实现盈余管理。而数字金融凭借先进的技术支持，能够强化信息甄别能力，在提高企业内外部信息透明度的同时，提高了企业进行真实盈余管理的边际成本，缩短违规收益时间，从而倒逼企业提升信息披露质量。反过来，高质量的信息披露又有助于减少因信息不对称导致的道德风险与逆向选择问题，进而抑制管理层的真实盈余管理动机。

第三，数字金融可以提升企业价值，改善财务状况，从而抑制盈余管理。已有研究表明，数字金融能够有效提升企业创新能力，降低非效率投资水平（王娟和朱卫未，2020），提升企业价值。而创新能力、投资效率和企业价值的提升映射到资本市场，则体现为更高的市场估值和更多的投资者投资，使得企业拥有更多的财务资源。换言之，数字金融可以有效改善企业财务状况，市场投资主体也能有效识别财务状况优质的企业，形成良性循环，企业能够持续获得充分的资金保障，从而缓解管理层的盈余压力，进而抑制管理层的盈余管理行为。

综上可以看出，数字金融的发展能给企业带来积极的影响。然而，随着监管体系与监管手段的不断完善，企业进行应计盈余管理的难度和成本不断增加，致使企业转向隐蔽性较强的真实盈余管理。所以数字金融的发展对应计盈余管理的影响不大，对盈余管理的抑制作用主要体现在真实盈余管理上。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：数字金融能抑制企业真实盈余管理，对应计盈余管理影响不明显。

（二）公司治理水平的调节作用。公司治理水平的提升可以有效监督激励管理层。一方面，较高的公司治理水平使得各种监管机制得以有效实施，可以弱化管理层进行盈余管理的机会主义自利行为（Dechow et al.，1995）。另一方面，公司治理水平的提升可以有效激励管理层，使其在进行决策时更多考虑公司所有者的利益（周茜等，2020），从而影响公司战略决策。数字金融的发展协同公司内部治理水平的提升，能够有效减少企业真实盈余管理活动。从企业外部环境来看，数字金融改善了企业的融资环境，使得企业的外部融资更加普惠多元，打破了传统金融借贷边界约束。从企业内部环境来看，公司治理水平的提升可以提高公司会计信息质量和披露的准确性，以此向外部投资者传递公司内部治理结构完备的信号（马连福和杜善重，2021），从而更好地保障了外部投资者的利益。内部治理结构的完善和外部融资渠道的拓宽，大大缓解了企业的融资约束，抑制了管理层进行真实盈余管理的机会主义行为。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设2：公司治理水平的提升能促进数字金融对企业真实盈余管理的抑制作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源。现有数字金融指数覆盖期间为2011—2020年，考虑到新冠肺炎疫情影响，本文选择2011—2019年A股上市公司作为初始样本，依据研究惯例，对数据进行如下处理：剔除金融类、ST和PT类、存在缺失值的以及企业IPO当年的数据，最终得到17 530个样本。同时，对微观连续变量进行双边1%的缩尾处理。本文的数字金融指数来自北京大学金融研究中心，企业数据根据CSMAR和Wind数据库整理。

（二）变量定义。

1.被解释变量。

（1）应计盈余管理。参考现有文献，本文采用修正Jones模型，取残差的绝对值来衡量应计盈余管理程度，记为AbDA，公式如下：

其中，i为公司，t为年份，TA为总应计利润，A为公司总资产，ΔREV为营业收入变动额，ΔAR为应收账款变化额，PPE为固定资产净值。

（2）真实盈余管理。参考以往研究，本文采用Roy⁃chowdhury（2006）的方法，从异常生产成本（ExProd）、异常现金流（ExCFO）、异常操控性费用（ExDisx）三个角度来衡量，计算公式如下：

ExProd、ExCFO和ExDisx分别用以下三个模型的残差衡量：

模型中，CFO为经营活动现金流，Prod为生产成本，Disx为酌量性费用，Sale为销售额，△Sale为销售变动额，ε为残差。

2.解释变量。数字金融指数（DF）：参考现有文献，将北京大学金融研究中心编制的《数字普惠金融指数（第三期）》作为各地区数字金融发展水平的衡量指标（郭峰等，2020）。由于同一省份内各城市之间的数字金融发展存在较大差异，因此，本文以城市级金融指数作为衡量指标，并对该指数进行对数化处理。

3.调节变量。公司治理水平：参考周茜等（2020）的做法，使用主成分分析，从监督、激励和决策等三个维度构造综合性指标。具体方法为，以高管薪酬、高管持股比例、独立董事比例、董事会规模、机构持股比例、股权制衡（第二到第五大股东股权比例之和）以及董事长和总经理是否两职合一等七个方面作为衡量基础，然后代入到回归模型中，提取第一大主成分作为衡量指标，得分越高表明公司治理水平越好。

4.控制变量。考虑其他因素可能对回归结果产生影响，参考已有文献，本文还控制如下变量：公司规模（Size）、资产收益率（ROA）、总资产周转率（ATO）、公司年龄（Age）、现金流比率（Cash）、托宾Q值（TQ）、第一大股东持股比（TOP1）、独董比例（Indep）、机构持股比（INST）。

（三）模型构建。为了检验数字金融对应计和真实盈余管理的影响（假设1），构建了模型（6）。

其中，m表示数字顺序，EM表示依次代入AbDA和REM，CV为本文控制变量，∑Ind和∑Year表示行业和年度固定效应，ε为残差。

为了检验公司治理水平对数字金融发展与企业盈余管理之间关系的调节效用（假设2），在模型（6）的基础上加入公司治理水平（CGL）以及其与数字金融指数（DF）的交乘项CGL×DF，构建了模型（7）。

四、实证分析

（一）描述性统计。表1列示主要变量的描述性统计结果，可以看出，应计盈余管理（AbDA）的中位数为0.040，真实盈余管理（REM）的中位数和均值都为-0.025，表明样本中一半的公司都进行了一定程度上的盈余管理。数字金融指数（DF）的均值为5.256，即城市金融指数平均为191.71，标准差为0.407，说明数字金融发展在各城市之间存在较大的差异。公司治理水平（CGL）的中位数为-0.165，表明样本中一半以上的公司治理水平较差。金融发展水平（FL）的均值、最大值和最小值分别为1.558、7.451和0.118，说明各城市的金融发展水平也存在较大的差距。其他变量统计结果与现有研究基本一致，此处不再赘述。

表1 描述性统计

（二）多元回归分析。

1.数字金融与真实盈余管理回归结果。下页表2中列（1）、（2）分别为数字金融与应计、真实盈余管理（模型6）的回归结果。结果显示，在控制其他变量及“行业-年度”固定效应后，数字金融与真实盈余管理的系数为-0.045，且在1%的水平上显著为负，而与应计盈余管理的系数不显著。上述结果表明，由于外部严格的监管环境，管理层进行应计盈余的操控代价较高，会更多地选择真实盈余操控业绩。而数字金融能够降低企业内外部的信息不对称，缓解融资约束，从而提高了管理层的机会主义成本，进而抑制企业的真实盈余管理行为。因此，本文的假设1得到验证。

表2 多元回归分析

2.调节效应分析。表2中列（3）为加入公司治理水平调节项后，数字金融与真实盈余管理的回归结果。可以看出，在加入交互项后，数字金融及其与公司治理水平的交互项的系数在1%的水平上显著负相关，即公司治理水平越高，数字金融对企业真实盈余管理的抑制作用越强。换言之，公司治理水平越高，越能发挥其与数字金融的协同效应，在更大程度上缓解企业的融资约束与信息不对称，从而减少企业真实盈余管理行为。因此，本文的假设2得到验证。

五、内生性与稳健性检验

（一）工具变量。考虑到模型中可能存在遗漏变量及内生性问题，本文以各城市的金融发展水平作为工具变量进行2sls回归，选取该变量的原因在于：数字金融依托已有的金融基础而发展，其功能的有效发挥也必须依赖完备的金融基础设施。参照李村璞和何静（2018）的做法，采用各城市金融机构人民币贷款余额除以各城市GDP作为金融发展水平指标的度量。表3的列（1）、（2）为工具变量2sls的回归结果。列（1）中，工具变量与数字金融在1%的水平上显著正相关，且未列示的最小特征值统计量和第一阶段F值的结果均拒绝弱工具变量假设，表明工具变量的选取合理有效。在第二阶段回归中，数字金融及数字金融与公司治理水平交互项的系数均显著为负，显著性水平与前文保持一致，表明本文的结论是相对稳健的。

（二）滞后变量。考虑到数字金融发展的治理效果反应到企业层面可能具有一定的时滞性，本文对解释变量和调节变量进行滞后一期处理。从表3的第（3）列可以看出，滞后一期数字金融与企业真实盈余管理依旧在1%的水平上显著负相关，且DF×CGL的系数显著小于0。以上结果与前文保持一致，表明在控制内生性问题后，数字金融的发展仍然能抑制企业真实盈余管理。

（三）剔除异常因素。数字金融及企业管理决策与全球整体金融发展趋势息息相关，故外部金融事件冲击必然会影响数字金融的企业治理效果。在本文所选取的样本区间中，最典型的金融冲击事件即是2015年的股灾，并且其后续影响难以量化。因此，本文选择剔除2015年及以后年度的样本，以规避股灾对金融产生的影响。表3第（4）列为具体回归结果，可以看出，数字金融及其与公司治理水平交互项的系数符号与前文保持一致。

表3 内生性与稳健性检验

六、异质性分析与影响机制检验

（一）地区异质性分析。考虑地区差异的影响，本文将样本按照地理位置分东部、中部、西部三组进行回归分析。下页表4第（1）、（2）和（3）列报告了东部、中部和西部地区的回归结果，从中可以看到，东部和中部地区数字金融的系数在1%的水平上显著负相关，西部地区的系数为负但不显著。说明数字金融发展对企业盈余管理的影响在不同地区的企业中呈现不同的作用效果，在东部地区，数字金融对企业盈余管理的抑制作用最强，中部较东部地区稍微显弱，而在西部地区这种作用不明显。可能的原因是东部地区经济发达，数字金融的发展水平远超西部地区，使得数字金融在东部更能发挥对企业盈余管理的抑制作用。

（二）企业规模异质性分析。参考以往学者的做法，取资产规模75%以上的为大规模企业，25%以下的为小规模企业，分组进行回归。表4第（4）、（5）列分别列示了小规模和大规模企业的回归结果，大规模企业的DF系数为-0.038，在5%的水平上显著，小规模企业的DF系数为-0.083，是大规模企业的两倍多，并且在1%的水平上显著。这表明，无论是在大规模企业还是小规模企业，数字金融均能对企业盈余管理发挥显著的抑制作用，并且对小规模企业的抑制效果更明显。可能的原因是，相对于大规模企业，小规模企业信息披露不完善，信息透明度低，融资约束更强，更可能去操纵企业盈余。

表4 异质性分析

（三）融资约束的中介作用。如前文所述，数字金融通过缓解企业融资约束，抑制企业盈余管理。为了验证上述分析，本文参考温忠麟和叶宝娟（2014）的中介效应分析，在模型（6）的基础上进一步构建模型（8）与模型（9），借鉴魏志华等（2014）的研究，以企业经营现金流、现金股利水平、资产负债率、现金持有量和托宾Q值为衡量标准，计算企业的融资约束程度（KZ），从而检验融资约束的中介效应。

表5为融资约束的中介效应检验结果，从第（1）列结果可以看出，数字金融与融资约束在1%的水平上显著负相关，即数字金融发展水平越高，企业的融资约束程度越低。第（2）列结果表明，在加入融资约束变量后，数字金融与真实盈余管理依旧在1%的水平上显著为负，但相关性系数有所下降，表明融资约束发挥了部分中介效应。根据Sobel检验报告的Z统计量（Z=-6.234）可知，KZ的中介效应成立且在1%水平上显著，即数字金融通过缓解企业的融资约束抑制了管理层的盈余管理行为。

表5 融资约束机制检验

七、研究结论

本文以沪深A股上市公司2011—2019年的数据为样本，结合北京大学金融研究中心编制的《数字金融普惠指数（第三期）》，研究了数字金融发展对企业盈余管理的影响，并探究了公司治理的调节作用。研究结论为：（1）数字金融显著抑制企业真实盈余管理，而对应计盈余管理影响不大，表明数字金融的发展能降低银企之间的信息不对称，缓解企业融资约束，强化信息披露，改善企业财务状况，从而影响管理层进行真实盈余操纵的行为。（2）公司治理水平能正向调节数字金融对企业真实盈余管理的抑制作用，表明数字金融的发展和企业内部治理结构的完善能有效缓解企业的融资约束，抑制管理层进行真实盈余管理的机会主义行为。（3）地区异质性研究发现，数字金融对真实盈余管理的抑制作用在东部地区最强、中部地区稍弱、西部地区影响不明显；相比大规模企业，数字金融对真实盈余管理的抑制作用在小规模企业中更强。（4）机制分析表明，数字金融能够缓解企业面临的融资约束问题，从而抑制了管理层的盈余管理。

本文从宏观数字金融的视角，拓宽了微观企业盈余管理的研究，并与公司治理相结合，为解决我国上市公司盈余管理问题提供了理论和实践参考。由以上实证研究，本文提出政策建议：第一，应加快金融基础设施的建设，让宏观数字金融的发展更好地惠及我国企业的治理，降低银企信息不对称，为企业创造一个良好的融资环境。第二，政府应积极全面推进数字金融普惠发展，增强数字金融覆盖广度，尤其在我国经济发展相对落后的地区。应积极引领社会资本提升企业的发展质量，降低管理层的盈余管理。第三，政府应当加强金融监管力度，推动数字金融良性发展，使得市场机制可以有效发挥作用，金融机构可以有效识别符合要求的企业信息。同时也要防止数字金融企业利用市场优势地位排斥同业经营者、违规监管套利，从而引发系统风险。