数字经济对企业信息披露质量的影响研究

南阳理工学院范蠡商学院 杜金柱 吴战勇

一、引言

党的十八大以来，党中央高度重视发展数字经济，将其上升为国家战略，从国家层面部署推动数字经济发展。作为一种新经济形态和新发展范式，数字经济是以数字技术为基础，以数字化平台为主要媒介，以数字化赋能基础设施为重要支撑的一系列经济活动。数字经济在解决经济增长乏力问题的同时，也在中国经济发展过程中发挥着主导性作用。近年来，数字经济发展速度之快、辐射范围之广、影响程度之深前所未有，正在成为重组全球要素资源、重塑全球经济结构、改变全球竞争格局的关键力量，我国数字经济发展也取得了显著成就。《中国数字经济发展报告（2022年）》显示，2021年我国数字经济发展取得新突破，规模达到45.5万亿元，较2020年增加6.3万亿元，占GDP比重为39.8%，我国数字经济发展已具备较强的政策制度优势。企业信息披露质量的提升是资本市场有效运行的关键，而资本市场中存在着投资者和企业主体之间的信息不对称问题，且容易产生道德风险问题。市场中的投资者会根据企业传递的各种信息做出相应反应，因此高质量的企业信息披露不仅有助于提升其自身形象，而且对整个经济社会发展也具有重要意义。可见，数字经济发展和企业信息披露质量均对我国经济增长有积极意义。那么，基于数字经济发展和企业信息披露质量在我国经济增长中的积极作用，数字经济发展水平将会如何影响企业信息披露质量呢？

现有文献通常从内部和外部两个方面对企业信息披露质量的影响因素展开研究。内部因素主要包括公司特征、管理层特征、股权结构等。例如，投资者关注度能够显著降低公司信息披露质量，管理层能力对企业信息披露质量具有显著的提升作用，CEO职业关注降低了企业会计信息披露质量。外部因素主要包括产品市场竞争、行业及地区特征等。例如，行业集中度越高企业信息披露质量越高，上市公司所在地区的法治环境越好越有助于企业信息披露质量的提升。以上研究为企业信息披露质量影响因素的分析提供了广泛证据，但对数字经济如何影响企业信息披露质量，现有文献较少涉及。基于此，本文在影响机制分析基础上，基于测算的2011—2020年省级数字经济发展水平指数，探讨数字经济对企业信息披露质量的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济与企业信息披露质量

在有效资本市场中，信息披露质量越高越能够有效降低公司股价波动性，增强资本市场流动性，从而减少投资者对公司股价预期的不确定性，进而确保投资者利益得以实现。信息不对称理论认为，市场交易中至少存在一方拥有相关信息，参与双方在信息量上存在着不对等性，信息不对称以及信息传递机制不健全阻碍了资本市场的健康发展。已有研究表明，较高的信息披露质量是降低企业内外部信息不对称的重要治理机制，有利于提高企业资金配置效率，进而促进资本市场健康发展。

以数字技术为核心的数字经济是各种信息、计算、沟通和连接技术的组合，能够有效提高企业信息透明度，从而为投资者的决策提供有力保障。从信息经济学角度，数字经济的核心元素之一是数据信息化，数字技术的应用不仅能够有效降低“信息摩擦”，而且还能够大大改善企业获取信息的方式，降低企业获取信息成本，进而提高企业信息透明度。一方面，数字信息技术的应用能够使企业更为有效地搜集用户数据，并通过数字技术整合企业生产过程中发生的各种信息流、资金流和物流，打破企业与用户之间存在的横向信息壁垒和行业内的垂直信息壁垒，从而有效降低信息搜寻成本，使投资者能够精确获取企业价值信息。同时，数字信息技术为企业提供了专业化的信息管理和技术支持，不仅可以有效提升企业与投资者之间的信息沟通效率，而且还能够形成高效的资源运转。另一方面，数字技术的快速发展催生出信息爆炸的市场环境，大数据、人工智能等新技术使得市场中的信息流动更加灵活和快速，缓解了信息不对称问题，促使市场中的信息更加透明，并显著改善企业信息沟通效率，从而降低信息不对称产生的负面影响。因此，提出假设1。

H1：数字经济能够显著提升企业信息披露质量。

（二）制度环境的调节效应

数字化转型对企业获取市场竞争优势有着重要影响，企业决策行为必然会受到外部制度环境的影响。在我国市场经济发展模式下，企业所处地区的制度环境是影响企业信息披露决策的重要因素。良好的制度环境能够较好地规避管理者的寻租行为，减少因信息不对称引发的逆向选择和道德风险，企业能够被公平地对待，他们有更大动力披露更多公司信息，同时公司的治理水平和信息透明度相对较高，信息风险和不确定性相对较低，从而提高企业信息披露质量。在制度环境良好的地区，市场机制相对更加完善，地方政府对企业的干预程度较低，相关监管制度更为健全，越能够提供更加真实有效的企业运营信息，从而提高企业信息披露质量。此外，制度环境的不断改善则意味着监管部门对企业的运营状况和信息监管更为规范和严格，进而也会影响到企业信息披露质量。在制度环境更好的地区，税务部门对企业的各项税收监督审计更为严格，企业披露的财务信息质量具有更高的可信度，有效降低了债权人的逆向选择行为。

在制度环境相对较差的地区，市场机制和地方政府的监管力度相对较弱，政府对企业发展的干预能力较高，从而造成会计信息披露质量在市场资源配置中的作用被逐渐弱化。数字化重塑了产业结构，催生出新商业模式和新业态，企业所面临的制度环境差异也会对数字化收益产生影响。制度环境的缺失会导致企业和投资者的合法权益难以保障，加剧了信息不对称所产生的道德风险和逆向选择，而以新信息技术为核心的数字经济，则能够通过网络信息技术的互动式信息披露来提高市场参与主体之间的信息沟通效率，降低信息不对称，提高企业信息披露质量。因此，提出假设2。

H2：制度环境对数字经济与企业信息披露质量的正向关系具有显著正向调节作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

基于2011—2020年省级数字经济发展指数和沪深A股上市公司数据进行实证检验，同时对相关数据进行如下处理：（1）剔除所有ST和*ST样本；（2）剔除所有金融类上市公司样本；（3）剔除数据缺失的样本；（4）剔除负债率小于等于0的样本。同时，为消除极端值的影响，对所有连续变量进行前后1%的Winsorize处理。数字经济发展指数源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及北京大学数字金融研究中心与蚂蚁金服联合发布的《北京大学数字普惠金融指数》报告，信息披露质量数据来自上市公司年报手工整理，公司治理变量和相关财务数据源于国泰安数据库（CSMAR）和万得资讯数据库（WIND）。采用Stata16.0计量分析软件对相关数据进行处理和分析。

收集广东省惠州市气象局2013年1月1日—2016年1月1日的气象资料，包括日平均气压、日气压差、日平均气温、日气温差、日平均水汽压、日平均相对湿度、日日降水量、日平均风速、日极大风速、舒适度指数等气象因素及其相对应5天内的气象指标，发病日及发病前1～5天分别以X0、X-1至X-5表示。其中舒适度指数是衡量人体在特定气候条件下的主观感受的常用指标，可通过日平均气温、湿度、平均风速计算，其计算方式多样，本研究采用计算公式为：舒适度指数=1.8×日平均气温-0.55×（1.8×日平均气温-26）×（1-日相对湿度/100）+32-3.2×√（日平均风速）[3]。

（二）变量设定

1.被解释变量：信息披露质量（DISC）。参考Coles et al.、扈文秀等的研究方法，采用KV指数度量信息披露质量。

其中，P是第t日的股票收盘价，P是第t-1日的股票收盘价，Vol是第t日的股票交易量，Vol是研究期间内所有交易日的平均股票交易量，利用最小二乘法计算得到β（不考虑β为负的情况，如果当年交易日少于100天，则不估计该公司当年的β），β值越小，KV值越小，说明上市公司信息披露越充分，信息披露质量就越高。

2.解释变量：数字经济（DE）。借鉴赵涛等的研究，从互联网发展和数字金融两个视角来测度我国各省份数字经济发展水平，选取互联网宽带接入用户数，信息传输、软件和技术服务业人员占城镇单位就业人员比例，电信业务总量，年末移动电话用户数和数字普惠金融指数等指标，并采用主成分分析法构建数字经济发展水平综合指数。

3.调节变量：制度环境（EV）。参考北京国民经济研究所发布的《中国市场化指数数据库》中对市场化总指数的解释，市场化指数包括政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介组织的发育和法律制度5个方面的指数，涉及到17个基础指数。市场化的5个方面指数分别由其下辖各分项指数按等权重的计算方法合成（即求算术平均值），市场化总指数由5个方面指数按等权重合成。由于市场化指数指标体系全面系统，展现了中国市场化进程的各个方面，因此该指数被广泛应用于度量我国各省市制度环境。

4.控制变量：参考已有研究，加入如下影响企业信息披露的变量。公司规模（SIZE），用年度末公司总资产的自然对数度量；股权集中度（FIRST），用年末公司第一大股东持股比例表示；资产负债率（LEV），用年末负债总额与资产总额的比值表示；独立董事比例（INDR），用独立董事占公司董事会总人数的比值表示；两职合一（DUAL），当董事长和总经理由同一人兼任时，DUAL取值为1，否则为0；产权性质（STATE），如果企业控股权为国有，则取值为1，否则为0；投资机会（TQ），用年末公司托宾Q值度量；成长能力（GROWTH），用（本年度末营业收入总额－上年度末营业收入总额）/上年度末营业收入总额表示。同时还控制年度效应（Year）、行业效应（Industry）和省份效应（Province）。

（三）模型构建

为检验H1，构建如下检验模型：

根据H2，在模型3的基础上构建如下模型以检验制度环境对数字经济与企业信息披露质量关系的调节作用，具体模型为：

上述模型中，DE表示企业i第t年所在省份的数字经济发展指数，γ为企业i所在行业j的固定效应，η为企业i所在省份k的固定效应，λ为第t年的固定效应。

四、实证分析

（一）描述性统计

表1给出了主要变量的描述性统计分析结果。可以看出，企业信息披露质量的最小值和最大值分别为0.375和0.989，均值为0.558，标准差为0.687，说明我国上市公司信息披露质量整体上较低，不同上市公司的信息披露质量之间仍然存在一定差异。数字经济的最小值为-0.913，最大值为3.787，标准差为0.965，可以发现我国不同省份的数字经济发展水平存在较大差异。制度环境的均值为8.142，标准差为1.723，表明我国各省份的市场化程度存在较大差异。

表1 主要变量的描述性统计结果

（二）相关性分析

表2列示了主要变量之间的相关性分析结果。可知，数字经济与企业信息披露质量之间存在显著的正相关关系，数字经济发展水平越高，上市公司的信息披露质量越高，初步验证了H1的成立。同时除了公司规模与托宾Q、LEV之间的相关系数大于0.5之外，其他相关系数均小于0.5，因此变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表2 主要变量的相关性分析

（三）回归分析

表3中（1）列为数字经济与企业信息披露质量的回归结果。结果表明，数字经济对企业信息披露质量的回归系数均在1%水平上显著为正，说明数字经济能够显著提升企业信息披露质量，数字经济发展水平越高，其对上市公司信息披露质量的提升效应越显著，H1得以验证。以新信息技术为核心的数字经济快速发展，给实体经济带来了高质量发展机遇，对企业信息披露质量具有显著的促进效应。这不仅体现在数字经济能够降低信息不对称，提高企业信息透明度，而且对于整个资本市场中信息环境的改善也起到很好的促进作用。

表3中（2）列和（3）列为制度环境对数字经济和企业信息披露质量关系的影响结果。可以看出，在（2）列中制度环境与企业信息披露质量呈现显著正相关关系，说明企业所处的制度环境越好，其信息披露质量越高。（3）列中交互项的回归系数为0.007，且在1%水平上显著，说明制度环境能够有效促进数字经济与企业信息披露质量之间的正向关系，从而验证了H2成立。数字经济的发展改善了企业信息环境，提高了企业信息透明度，而且企业所处的制度环境越好，政府对企业的干预程度越小，越有利于企业披露高质量的信息。

表3 数字经济、制度环境与企业信息披露质量回归结果

（四）稳健性检验

一方面，为解决基本检验中可能存在的遗漏变量等内生性问题对回归结果造成的影响，采用两阶段最小二乘法（2SLS）用于检验研究结论的稳健性。参考Kim et al.的方法，采用同年度其他省份数字经济发展指数均值的滞后一期（L_DE）作为工具变量。表4给出了工具变量的估计结果，结果表明数字经济对企业信息披露质量的提升作用依然成立，说明本文的主要结论是稳健的。另一方面，采用深交所信息披露考核评级作为企业信息披露质量的替代变量，并按照模型3对数字经济和企业信息披露质量的影响关系进行再次回归，回归结果与前文一致。

表4 工具变量的稳健性检验结果

（五）进一步研究：区域异质性差异

由于我国不同地区存在的资源禀赋和发展阶段差异，因此不管是在数字经济发展方面还是在企业信息披露质量方面，东部和中西部地区均会存在明显的区域异质性差异。基于此，数字经济对企业信息披露质量的影响也会存在区域异质性差异。因此，在前述分析的基础上，将30个省份划分为东部和中西部地区，并进行回归分析，以进一步检验数字经济对企业信息披露质量的影响是否会存在区域异质性差异。为了明确分组后的两个子样本之间是否存在显著差异，本文使用Chow Test（邹检验）对中西部地区和东部地区子样本的回归系数是否存在显著性差异进行F检验，计算公式如下：

其中，F表示Chow Test统计量，S表示东部地区样本组进行回归的残差平方和，S表示中西部地区样本组进行回归的残差平方和，S表示合并两个子样本后全样本回归的残差平方和，N和N分别表示每一个子样本的观测数，k是估计参数的个数，所计算处理的统计量服从F（k，N+N-2k）分布。计算结果表明两个子样本之间存在显著差异，因此可以按照区域异质性差异进行样本分组分析。

表5给出了数字经济与企业信息披露质量之间的区域异质性差异回归结果。从（1）列和（3）列可以看出，相较于中西部地区，数字经济对企业信息披露质量的影响在东部地区更为显著；从（2）列和（4）列也可以看出，制度环境对数字经济与企业信息披露质量的调节作用在东部地区也更为显著。上述结果表明，数字经济对企业信息披露质量的影响的确存在着明显的区域差异，东部地区能够从数字经济发展中获得更多红利优势，且优越的区位优势使得东部地区也能够获得更多发展机遇。同时，从调节效应结果来看，在东部地区，良好的制度环境为数字经济赋能企业高质量发展提供了基础，不仅促进了数字经济的发展，而且也为上市公司创造了更为合理的信息披露环境，从而提高企业信息披露质量。

附：表5 数字经济影响企业信息披露质量的区域异质性回归结果

五、研究结论与政策建议

数字经济和企业信息披露质量均能够对我国经济增长和实体经济高质量发展具有重要意义。基于2011—2020年我国省级数字经济发展水平指数和沪深A股上市公司为研究样本，考察了宏观层面数字经济对微观层面企业信息披露质量的影响，研究结果发现：数字经济能够显著提升企业信息披露质量，随着数字经济水平的提升，企业信息披露质量也将随之提高；制度环境能够显著促进数字经济与企业信息披露质量之间的正向关系，即企业所处的制度环境越好，数字经济对企业信息披露质量的促进作用越显著；数字经济对企业信息披露质量的影响存在区域异质性差异，相较于中西部地区，数字经济对企业信息披露质量的促进作用在东部地区更为显著。同时，一系列稳健性检验结果表明，本文的研究结论是稳健的。

企业信息披露质量的高低对投资者的决策会产生直接影响，同时也会对资本市场中的资源配置效率和投资者利益起到决定性作用。因此，加强上市公司信息披露监管不仅是推进供给侧改革的一项重要内容，而且对于经济高质量发展也具有促进作用。从本文的研究结果来看，上市公司整体的信息披露质量仍然较低，而数字技术的应用不仅有利于缓解企业与投资者之间的信息不对称，使投资者能够从资本市场上获得更多企业信息，从而做出理性的投资决策。与此同时，在制度环境较好的市场中，高质量的企业信息能够有效地引导资源进行合理流动，提高资源配置效率，强化对投资者的利益保护。

基于上述研究结果，提出相关政策建议：（1）数字经济对实体经济发展具有赋能作用，因此从宏观层面而言，政府要通过加大对数字产业化和产业数字化扶持力度，加大对实体经济发展的政策支持，制定积极有效的数字经济激励措施和相关政策，以推动数字经济快速发展。从微观企业层面，实体经济要加快数字化转型，加大新信息技术的应用，充分发挥数字经济对实体经济的赋能作用，同时实体经济要适应数字经济发展趋势，逐步增强应对数字经济变革带来的冲击作用，提高实体经济与数字经济发展的融合能力，增强实体经济整体发展实力。（2）加大对上市公司信息披露的监管力度，保障投资者利益得以实现，确保资本市场健康发展。从宏观层面，政府相关部门要通过加强市场监管的方式促进上市公司提高信息披露质量，不仅有利于资本市场的稳定发展，而且还可以为企业数字化转型和高质量发展提供动力。从微观层面，上市公司要建立健全信息披露机制，积极披露高质量的信息，建立公平的市场竞争机制，为投资者利益的实现构建良序的环境。（3）我国不同区域的数字经济发展水平存在区域异质性差异，因此，政府部门要重视数字经济会扩大不同区域企业信息披露质量的差异，在推动数字经济与实体经济融合过程中应加强区域之间的合作与扶持，避免区域发展不均衡。●