(1.广州工商学院商学院，广东广州511363；2.广东金融学院金融科技工程技术开发中心，广东广州510521；

　　摘要：微观主体数字化转型是数字经济高质量发展的重要缩影。本文以2007―2018年沪深两市A股上市公司为研究样本，

　　采用大数据文本识别手段来刻画企业数字化转型强度，并研究其对主业业绩的影响。实证结果发现，企业数字化转型显著

　　提升了主业业绩水平；特别地，数字化转型在国有企业中有着更好的业绩驱动表现。机制检验发现，企业数字化转型能够

　　从内部治理、信息优化、财务稳健、创新潜能四个维度驱动主业业绩显著提升。从外部影响因素看，在企业面临较高经济

　　政策不确定性时，数字化转型反而有着更强的业绩驱动力。本文为理解数字经济时代企业转型变革行为的绩效提供经验证

　　作者简介：易露霞，广州工商学院商学院教授，研究方向：产业政策、数字化转型。吴非，经济学博士，广东金融学院金

　　融科技工程技术开发中心助理研究员，研究方向：数字化转型。徐斯旸(通讯作者)，经济学博士，广东金融学院金融与投

　　近年来，在数字技术更新迭代不断取得新突破的背信息流带动技术流、资金流、人才流、物资流，促进资

　　景下，中国数字经济发展逐步展示出强大的潜力和韧源配置优化，促进全要素生产率提升”，这已然成为

　　性，也由此引起企业部门对于如何通过数字化转型促进中国经济能否顺利实现动能转换、稳步迈向高质量增长

　　的关键一步。在2020年抵御新冠肺炎疫情对经济的冲长(李辉和梁丹丹，2020)[23]。但也有部分研究认为，企业

　　击中，数字化技术及数字经济更是发挥了不可或缺的作数字化转型并不仅仅局限于信息化技术提升，更多的是

　　用，其在不确定性环境中对于提高企业质效上的重要优体现在组织和运营模式变革上(Bolandetal.，2007)[3]。因

　　势，成为新时代下经济实践的突出亮点。有鉴于此，企而当企业管理模式的转变滞后于数字技术变革时，多数

　　业数字化转型对于其业绩的驱动效应正日益成为学术界企业的转型阵痛则会进一步放大，导致其驱动作用难以

　　研究的热点问题。显现(刘淑春等，2021)[25]。由此本文提出，当前企业数

　　本质而言，企业数字化转型是以数据的高效流动改字化转型对业绩的影响效果仍不明确，更重要的是，目

　　善技术、资金、人才、物资等要素在时空中的配置，并前对于企业数字化转型的研究仍存在理论概念不统一、

　　释缓环境不确定性对企业冲击的系统性进程(陈庆江等，指标选取不全面等问题，也使得针对该领域的研究不够

　　2021)。数字化转型进程具有鲜明的“不破不立”“破充分。上述研究的不足正构成了本文研究的逻辑起点和

　　而后立”的创新特征，既需要企业摆脱传统经营管理模探讨重点，本文试图构建“企业数字化转型-企业主业业

　　式的路径依赖，也对其组织架构变革和生产要素流动绩”的研究框架，在两者影响的存在性、渠道机制和基

　　形式提出了更高要求(王永贵和汪淋淋，2021)[31]。一方础条件等方面做出理论解读和经验补充。

　　面，企业在实践中往往会出现囿于转型(机会)成本高企本文可能的边际贡献在于：在变量刻画上，采用文

　　而“不愿转”，受制于数字技术应用能力薄弱而“不能本大数据识别的方式对企业年报中的“数字化转型”关

　　转”，转型周期过长而“不敢转”的情形。《2020中国键词进行搜索、识别、配对与加总，从而得到有关企业

　　企业数字转型指数研究》表明，仅有11%的转型企业得数字化转型的特征变量；在研究内容上，重点回答数字

　　以真正发挥数字技术对于企业业绩的驱动作用。另一方经济时代下微观主体数字化转型的经济绩效问题，基于

　　面，就现实情况而言，以人工智能、区块链、云计算、属性差异视角，充分解读企业数字化转型影响主业业绩

　　大数据技术为代表的数字科技浪潮切实推动了微观主体的非对称效应，并检验了其中的渠道机制路径，从而

　　的数字化转型。在新冠肺炎疫情冲击的情景下，“无接刻画了“企业数字化转型-主业业绩”范式下的全景信

　　触作业”“线上作业”等新模式大量涌现，使得越来越息；在研究拓展上，考虑到当前不确定性因素是加速企

　　多的企业把握住了数字化转型新机遇。国家发改委的研业数字化转型的重要驱动力，从经济政策不确定性视角

　　究数据也表明，数字化技术的运用能够提升企业约60%出发，分析企业数字化转型影响主业业绩的外部重要条

　　的工作效率和50%的管理效率，利用数字化管理还能够件，为企业外部环境治理和优化提供初步的经验证据。

　　无一致定论，其中的作用机制更是处于“黑箱”之中。新时代下，数字经济部门正逐步取代制造业部门成

　　在当前经济动能转换背景下，充分探讨和识别企业数字为主流，企业数字化转型实践也发生了质的转变。这种

　　化转型中的影响因素及其传导路径，从而使其真正落实创新转型被赋予更多开放性的含义，其不仅是技术的应

　　到驱动企业绩效提升上，具有重要的理论和现实意义。用，还必须满足组织转型与业务转型协同配合的需求

　　回溯前期研究，关于数字技术或数字化转型对企业(Meffert，2018)[8]，以对业务体系实现“技术穿透”，进

　　业绩驱动效应的研究并不多见，也无统一结论。部分研而推动商业模式的转型发展。更进一步地，数字化转型

　　究认为，宏观层面，数字技术在企业生产管理和销售中通过引入外源性信息与数字流，推动单一企业或企业间

　　的应用将有效提升社会生产效率(王开科等，2020)[29]；的交互逐步转为平台化、产业化的场景系统(祝合良和王

　　而在微观层面，企业在数字化转型驱动下，通过构建不春娟，2021)[39]，使得企业在成本管理、资源配置以及环

　　同的数据管理系统实现了“降成本”“强创新”，提升境响应等方面的效率大幅提升(PorterandHeppelmann，

　　andPateli，2017)[9]。不难发现，数据作为一种新型生产的企业由于顺应了数字经济发展新趋势，市场对其未来

　　要素，蕴含着巨大的经济价值，企业数字化转型正逐步成发展更容易持有正面预期，并自然得到更多分析师的关

　　为撬动这一市场要素的重要工具(Bruceetal.，2017)[5]，注(程博，2019)[30]。进一步地，与分析师关注度提升和

　　理应能够对企业生产发展起到强有力的驱动作用。市场正面预期增强相伴相生的是，市场对企业的监督力度

　　第一，企业数字化转型增强了内部控制能力，并降逐步增大，企业所面临的外部市场环境更佳，这会驱使企

　　低了盈余管理行为，从而为企业主业业绩提升提供了内业不断完善其经营和管理流程，以在资本市场形成更好表

　　部基础条件。数字化转型进程的稳步推进，大幅度提升现，从而对业绩形成了显著的驱动效应。

　　了企业对于非标准化、非结构化数据的处理能力(曾德麟第三，企业数字化转型降低了融资成本，并提升了

　　等，2021)[11]。伴随着数字技术能力的优化，信息在企业财务状况稳定性，从而为企业主业业绩提升营造了良好

　　内部流转更为顺畅，能在一定程度上缓解“委托-代理”的财务环境。数字化转型实质是通过数字技术赋能企业

　　问题，并形成有利于数字化变革的内部治理环境，从而现有的组织管理模式，打破其内部不同部门之间的“数

　　显著增强企业的内部控制能力，其结果是企业的资源配据鸿沟”，驱动其管理模式、生产运营机制重塑，推动

　　置方式、生产组织模式、业务流程等机制会逐步完善，企业资源配置效率优化和管理模式创新(Frynasetal.，

　　有助于企业依据COSO企业内部控制框架，在战略设计、2018)。依循前述理论逻辑，企业数字化转型会提升信

　　财务稳定、报表可靠、资产安全上持续强化，企业组织息可利用度，改善信息不对称，这会加强外部机构对企

　　经营行为的有序性和科学性也随之增强。换言之，企业业信息的掌握程度。在信息优化水平较高的情况下，外

　　的内部控制能力越强，则越能够有效整合自身资源用来部机构向企业注入资金时所需要的风险溢价便会有所降

　　实现“效率提升”和“风险降低”的双重拟合，这也就低。特别地，开展了数字化转型的企业更容易向市场传

　　为其业绩提升奠定了坚实基础(黄群慧等，2019)[20]。顺递积极信号，这种改变会迅速地反映到市场中，对企业

　　延此逻辑，在企业所有者和经营者委托问题得到释缓的形成了信誉“背书”效果，其结果是显著降低企业的融

　　情况下，企业通过盈余管理这种非稳健的财务行为来掩资成本(黄静如和刘永模，2020)[19]。进一步地，数字化

　　盖其正常经营状况的动机相对减弱(抑或是这种短视财务转型对企业管理模式的优化同样也会映射在其财务制度

　　行为的可操作空间被大大压缩)。进一步地，企业的经营层面。换言之，企业数字化转型能够在有限的财务资源

　　重心得以更多地集中在主营业务的长期提质增效上，从约束下扩展至最大的资金使用效率边界，降低财务资源

　　第二，企业数字化转型改善了信息不对称，并增强低融资所必须支付的成本)，从而提升了自身的财务稳定

　　了市场正面预期，从而为企业主业业绩提升提供了有效性。较低的融资成本和稳健的财务环境，使得企业无需

　　动力。企业在生产经营实践过程中积累了海量数据，但将更多的精力放置于财务领域，其能够将主要资源配置

　　囿于数据处理能力的滞后，这类信息红利只能沉淀在企于主营业务，进而达至提振业绩的合意效果。

　　业内部中而无法得到有效释放。在数字经济时代，数字第四，企业数字化转型提升了创新动能，并最大限

　　化转型使得企业对数据的处理和挖掘水平大幅提升(吴非度降低了创新风险，从而为企业主业业绩提升进行了有

　　等，2021)[35]，能够将数据编码输出成标准化、结构化信效赋能。数字化转型作为数字经济时代前沿的转型模

　　息，从而在企业内部和外部两个层面有效释缓信息不对式，对技术创新有着极大的需求。一方面，为了实现数

　　称程度，同时也为市场关注企业的经营、生产状况提供字化转型战略，企业提升创新能力的主观能动性得以加

　　了便利(Liuetal.，2011)[7]。特别需要指出的是，基于数强(范周，2020)[40]；另一方面，数字化转型强化了企业

　　字化转型改善下的信息优化，也会在一定程度上提升市挖掘和整合内外部信息的能力，其对于前瞻性技术将具

　　场主体对企业的评价(孙书娜和孙谦，2018)[28]。加之当有更高的敏锐度(Brieletal.，2018)[4]，从而有利于把握

　　前数字化转型已然成为社会共识，实行数字化转型战略技术创新方向，提升创新动能。更为重要的是，得益于

　　数字化转型为企业所营造的良好基础环境(刘淑春，2019)仅有少量文献从定量的角度进行检验，如何帆和刘红

　　[26]，企业能够在现有的资源约束下缩短技术创新所需时霞(2019)[18]的研究基于“是否存在数字化转型”设置了

　　间，在提升创新成功效率的同时也最大限度降低了创新“0-1”虚拟变量进行检验，处理方式相对单一化，不能

　　风险(殷群和田玉秀，2021)[37]。在数字经济蓬勃发展的映射出不同企业数字化转型上的强度差异。因此，有必

　　背景下，创新动能较强且风险较低的企业具有更高的几要从全新的角度来重新界定数字化转型内涵，并刻画全

　　据更大的市场份额，从而驱动主业业绩提升。基于上述考量，本文借鉴赵宸宇等(2021)[38]的方

　　基于上述讨论，本文提出了核心假说：法，采用文本分析法(textualanalysis)来刻画企业的数字

　　H1：在其他条件不变的情况下，企业数字化转型能化转型强度。采用Python爬虫技术从巨潮资讯网下载沪

　　够有效提升主业业绩水平。深A股上市企业2007―2018年的所有年报，并基于特定

　　(一)数据来源规范(2016―2020年)》《中国金融科技运行报告(2019)》

　　本文以“数字化转型-企业主业业绩”为研究主线，《金融科技(FinTech)发展规划(2019―2021年)》以及相关

　　以2007―2018年沪深两市A股上市公司为样本进行实证重要新闻和会议，并参考何帆和刘红霞(2019)[18]及吴非

　　检验。数据源自Wind数据库，相关的企业数字化转型文等(2021)[36]依据数字技术内核提取的词汇，本文确定了

　　本识别，则采用Python抓取所有上市企业的年报文本数与数字化转型相关的关键词汇(详细的词频图谱见图1)。

　　据而得(年报信息来自于巨潮资讯网)。为提升数据质量，本文在加总了所有词频数的基础上进行对数化处理，最

　　本文对原始数据进行了如下处理：第一，剔除金融类企终得到刻画企业数字化转型的强度指标(DTCG)。采用上

　　业(银行、证券、保险等)；第二，剔除ST、*ST类等财务述方法的可靠性在于，企业年报中的词语和表达方式是

　　状况存在特殊性的企业；第三，剔除在考察期中进行IPO自身发展导向的一种主动呈现。书面文件中的词汇用法

　　的样本企业；第四，剔除关键变量数据缺失的企业；第能够有效折射出企业的战略特征和未来展望。企业年报

　　五，保留那些在观测期内连续五年不存在数据缺失的样由企业核心管理层出具，很大程度上体现自身所推崇的

　　本。由此得到19640个“企业-年度”观测值(共1981家企经营理念及在这种理念指引下对企业发展路径的塑造，

　　业)。特别地，针对所有连续型的非比值型变量，本文还通过图1词库的匹配，能够较好地刻画出企业在数字化

　　进行上下1%的缩尾(winsorize)处理，以减弱异常值对回归图1基于企业数字化转型的“ABCD”底层技术

　　转型上的目标导向。进一步看，本文界分了人工智能技本文构造了模型(1)以检验数字化转型对企业业绩的

　　技术作为企业数字化转型的底层架构技术(ABCD)，更关+∑βvCity+εi,t(1)

　　注企业生产经营、管理制度的数字化转化和升级；进一其中，被解释变量为企业主业业绩水平(MRS)，核

　　步地，数字化转型的最终目标在于引导企业嵌入特定应心解释变量为经文本识别计数后得到的数字化转型强度

　　用场景(吴非等，2021)，从而在市场占据优势地位，(DTCG)，CVs为前述控制变量集。进一步地，企业生产

　　这类阶段的数字化转型可归结为数字技术运用(Apply)，经营行为的创新转型变化反映至业绩层面往往需要一定

　　着力点在数字化技术同特定场景的结合上，即将所谓的时间，因此本文对核心解释变量(DTCG)进行滞后1期处

　　“技术赋能”扩展至市场场景中。理，以期能够更加贴合真实境况下变量的影响时滞。当

　　为最大限度克服遗漏变量问题造成的偏误，本文在为了削弱内生性干扰，本文还构建固定效应模型进行检

　　回归中纳入了一系列控制变量。具体来看，企业总资产验，纳入了时间(Year)、行业(Ind)和城市(City)三个层面的

　　(Asset)是自身发展的底蕴，是业务开展的必要基础，这虚拟变量，以吸收时间、行业、地区层面的不可观测因

　　类资产势必也会显著影响企业创新转型活动；企业上市素。εi,t为随机误差项。

　　企业发展愈发成熟，能够更有效地驱动转型活动。特别四、企业数字化转型对主业业绩的影响

　　(如“相对年轻”的企业可能具有较强转型能动性，而表1基于“数字化转型-企业主业业绩”的基本关系

　　“相对较老”的企业在转型上可能存在惰性)，本文还纳进行了分析。本文采用递进式的策略进行初步的基准检

　　入了上市年限平方项(Age2)进行检验；股权集中度(S-H，表1数字化转型与企业主营业务业绩：基准回归

　　第1大股东股权集中度)反映股东与高管间的相互制衡，(1)(2)(3)(4)

　　影响，本文也将其纳入了控制变量；合格境外投资者是Dual(3.33)(1.19)(3.72)

　　保留意见取1，否则为0)在很大程度上反映出企业的生产(12.91)(9.51)(8.43)

　　(三)模型设定注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；(2)括号中为经过稳健标准误(cluster)

　　调整的统计量值；(3)固定效应包括了时间()、行业()和城市()层面的固定效应。下表同。

　　验。在回归(1)中，本文对固定效应(时间、行业、城市三年报中出现了相关的数字化转型关键词取1，否则为0)，

　　个维度)进行了控制，发现企业数字化转型对主业业绩具并重新进行基准检验，实证结果见表2。在回归(1)(2)中，

　　有高度显著的驱动作用(L.回归系数为0.002，值为企业数字化转型显著提升了企业的托宾Q和净资产收益

　　4.00)，二者之间存在着显著的正相关关系；进一步地，率水平(回归系数分别为0.097和0.002，均在1%水平下显

　　在回归(2)中纳入了系列控制变量，数字化转型对主业业著)；在回归(3)(4)中，企业数字化转型的虚拟变量也均为

　　绩的促进作用没有发生任何变异。上述核心结果表明，正且高度显著。由此，“数字化转型-企业主业业绩”之

　　在其他条件不变的情形下，企业数字化转型的确有助于间的正相关关系保持高度稳健。

　　主业业绩水平的提升。由此，本文假说H1得到了经验证考虑到“数字化转型-企业主业业绩”之间的关系

　　为准确区分不同强度下的数字化转型效果，本文能有着更强动机推动数字化转型进程，这使得回归结果

　　以中位数为界划分了数字化转型的强弱差异组别，可能存在偏误。为克服上述问题，本文采用准自然实验

　　并重新进行了基准检验。实证结果发现，在较高组别来消除内生性干扰。具体来看，通过对实验组(treatment

　　(DTCG50%)中，企业数字化转型对主业业绩有着显著驱group)和对照组(controlgroup)在实施数字化转型战略前

　　动效果；而在较低组别(DTCG50%)中，企业数字化转型后进行两次差分，能够有效地消除个体之间的内在差异

　　的回归系数值偏小(仅为-0.47)，表明此时的数字化转型以及与实验组无关的时间趋势导致的偏误。参照吴非等

　　无法对企业业绩带来具有统计显著差异的影响。上述研(2021)[36]的研究，只要在年报中出现了数字化转型关键

　　究结果表明，企业数字化转型想要发挥效力，则必须在词，即把该类企业设定为实验组，此时du取值为1，而在

　　较好的转型基础上方能得以实现。基础相对较差的数字年报中未出现数字化转型关键词的企业，则归类至对照

　　化转型，可能由于自身的转型行为尚不健全，还未到达组，此时du取值为0(考虑到样本可比性，本文剔除了样

　　效益释放区间，因此对业绩的影响并不明显。该项结果本中出现数字化转型关键词，但随后又取消的样本)。进

　　同核心假说“数字化转型越强，主业业绩越高”的意涵一步地，在企业年报中出现数字化转型关键词当年及以

　　在本质上是逻辑一贯的，这也从侧面提供了更为丰富的后的年度，设置虚拟变量dt值为1，在数字化转型关键词

　　(二)稳健性检验与内生性处理数字化转型的双重差分项。由于双重差分样本需要政策

　　为提升核心假说的有效性，本部分采用了新的变量口变化前后几年均有足够的观测值，为此本文将企业实施

　　径来开展研究。一是调整企业的业绩水平测算口径，以企数字化转型不足两年的样本不认定为du=1，以尽可能保

　　业价值托宾Q(Tobinq)和净资产收益率(ROE)来测度；二是证差分后有足够观测期。同时本文将那些样本期间内一

　　调整企业数字化转型强度的测算口径，以企业“是否进行直实行数字化转型的样本不纳入讨论范围，予以剔除。

　　数字化转型”为判断准则定义虚拟变量(DTCG_Dum，在表3内生性处理：基于准自然实验的经验证据

　　固定效应已控制已控制已控制已控制已控制控制变量已控制已控制已控制已控制已控制已控制已控制已控制

　　样本量1735317359固定效应已控制已控制已控制已控制已控制已控制已控制已控制

　　进一步地，本文在dudt的基础上，引入有关数字化有企业的业绩水平提升。进一步地，本文采用产权属性

　　转型的强度指标(DTCG)，并根据图1的词频图谱分解为虚拟变量(State，国有企业为1，否则为0)进行交互项验

　　底层技术()和数字技术应用)两个细分口径，证。结果发现，交互项(L.×L.)系数为正且高

　　将这类指标同dudt进行交互项处理并开展检验。具体实度显著，这意味着，相对于非国有企业而言，国有企业

　　结果显示，双重差分项dudt对企业主业业绩、托宾Q中扮演着正向调节的角色，这也同前述分组回归结果的

　　和净资产收益率的回归系数均为正，且高度显著，原有逻辑保持一致。之所以出现差异，是因为国有企业较之

　　的核心结论依旧稳健。交互项的回归结果也显示了类似于非国有企业而言，存在较好的国家信誉支撑，在资源

　　效果：dudt×DTCG的回归系数为正且高度显著。在将企和市场领域也往往具有一定优势地位。在数字经济发展

　　业数字化转型进行二级口径的细分后发现，dudt×Apply逐步成为国家重要发展导向的情形下，国有企业能够更

　　的回归系数较之于dudt×ABCD而言更大(0.0030.001)，好地契合国家战略，抓住机会进行深度的数字化转型，

　　且显著性水平更高。这表明，进行了数字技术应用的转由此能够将数字化转型与自身实体项目有效结合，进而

　　型行为比一般的底层技术转型(人工智能、区块链、云计带来主业业绩的改善。相比之下，非国有企业往往面临

　　算、大数据)更能带来显著的业绩驱动效果。上述实证结着较为严重的资源边界约束问题，自身的资源无法满足

　　论同本文的核心假说逻辑依旧保持高度一致。数字化转型所需的长周期、高成本投入，其中蕴含的风

　　2020年9月，国务院国资委正式印发《关于加快推进有企业数字化变革行为在切实转变成为经济绩效上，可

　　经济时代推动国有企业数字化转型上新台阶。于此一个五、企业数字化转型影响主业业绩的机制识别

　　重要的问题是，当前国有企业的数字化转型绩效如何？在前述分析中，本文针对企业数字化转型对主业业

　　基于上述考虑，将企业属性特征的差异纳入“数字化转绩的影响及其可能存在的异质性进行了解读，为理解数

　　型-企业主业业绩”的范式中，以期捕捉更为细致的非对字化转型的经济后果提供了丰富经验支撑，但上述检验

　　称效果(详细的回归结果见表4)。尚未打开数字化转型影响主业业绩的渠道机制黑箱。有

　　研究发现，数字化转型对于国有企业和非国有企业鉴于此，本文借助了温忠麟等(2004)[34]的中介效应模型

　　而言，都有着显著的驱动效果。具体来看，回归(1)中进行机制识别检验，具体如模型(2)~(4)。

　　著性水平更高，这意味着数字化转型能够更好地驱动国+∑βvCity+εi,t(2)

　　指标作为企业内部治理的反向指标。第二，数字化转型本文基于企业的“内部控制-真实盈余管理”渠道进

　　本身就是借助了前沿数字技术处理信息的手段，能够显行了中介效应检验，结果(见表5)显示，企业数字化转型

　　著改善企业面临的信息不对称问题，特别地，数字化转显著推升了企业的内部控制水平(L.DTCG的回归系数为

　　型作为当前数字经济时代微观主体的变革发展，更能够1.701且在5%水平下显著)，而企业内部控制越强，越有

　　在市场中形成积极的反馈。本文采用分析师关注强度助于在经济实践中展现出更大的业绩产出(IC的回归系数

　　(Analysis)(郭阳生等，2018)[17]来反映出企业的信息优化为正且高度显著)。从另一个侧面看，企业数字化转型强

　　程度；借鉴杜金岷等(2020)的新闻正面报道(P-News)度越大，则显著抑制了真实盈余管理活动(L.DTCG回归

　　来刻画企业所面临的市场评价。第三，数字化转型能够系数为-0.007且值为-6.43)，这种对企业长远发展存在

　　帮助企业更好地整合利用现有资源，提高资源的使用效负面冲击的行为越少，越有助于提升自身主业业绩。本

　　能，为企业财务境况的优化提供技术支持。本文借鉴了文认为，数字化转型完善了企业内部组织架构、生产流

　　阮坚等(2020)[27]的研究，以利息支出与公司总负债的比值程、业务模式，对内部控制增强大有裨益，企业调动资

　　作为融资成本(Fcost)的代理变量，并采用Altman(1968)源强化配置的能力越突出。随着这些改变，企业借助盈

　　的Z值法刻画企业的财务稳定状况(Z-Score)。第四，数字余管理来粉饰经营绩效的动机会明显降低，使得盈余管

　　化转型在增强了企业生产经营决策能力、改善信息不对理行为对业绩的负面冲击(EM的回归系数为-0.123且高度

　　称并优化财务状况后，可有效赋能技术创新活动，实现显著)得到减弱，企业能够更好地向长期利润最大化的核

　　创新项目开展和风险降低的双重拟合。本文以企业发明心目标进行努力，进而提升主业业绩。此前，李增福等

　　专利申请量的对数值(Lnpati)来刻画创新能力；以研发支(2011)研究发现，真实盈余管理行为是通过真实交易

　　出增长率与滞后一期的净利润增长率进行比较，若前者活动的“调整”来达成有偏的会计估计，这会扭曲真实

　　大于后者，则企业创新速度滞后于自身盈利增长速度，的经济活动(及其现金流)，本质上是一种牺牲长期利益来

　　这种创新的“拖累”被认定为存在一定风险，则Innov-推动短期绩效提升的方法，会使企业蒙受代价。

　　Risk取值为1，否则为0(王玉泽等，2019)[33]。特别地，考本文基于企业的“分析师关注-新闻正面报道”渠

　　虑到变量之间的传递需要一定时滞，在中介效应检验中道进行了中介效应检验，结果(见表6)显示，企业数字化

　　更是如此，本文对被解释变量(MRS)进行前置1期处理，转型显著改善了信息不对称水平，这体现在对分析师关

　　(DTCG)进行滞后1期处理，由此形成了“数字化转型(滞著)。显然，越多的分析师关注，越能强化有关企业的

　　后1期)→中介变量(当期)→主业业绩(前置1期)”的技术实信息流转速率，提升市场对企业的信息掌握度和监督程

　　现路径。度，有助于改善企业经营绩效(Analysis的系数为0.002且

　　表5数字化转型影响企业主业业绩的渠道检验：表6数字化转型影响企业主业业绩的渠道检验：

　　机制有效-正向传导机制有效-正向传导机制有效-正向传导机制有效-正向传导

　　控制变量已控制已控制已控制已控制已控制控制变量已控制已控制已控制已控制已控制

　　固定效应已控制已控制已控制已控制已控制固定效应已控制已控制已控制已控制已控制

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