李黎　魏文君

【摘要】企业杠杆操纵会影响企业高质量发展及宏观金融系统稳定， 如何治理杠杆操纵受到广泛关注。本文以2012 ～ 2021年A股非金融企业数据为样本， 探究数字化转型对企业杠杆操纵的影响， 并进一步分析其作用路径、 异质性特征以及经济后果。研究发现， 数字化转型能够有效抑制企业杠杆操纵， 在替换变量、 控制内生性后这一结论依然成立； 机制检验发现， 数字化转型能够通过降低信息不对称程度、 优化内部治理环境以及缓解融资困境的方式抑制企业杠杆操纵； 异质性分析发现， 在通过表外负债操纵杠杆、 资金技术密集型、 低市场化进程以及高经济政策不确定性的样本组中， 数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用更加明显； 经济后果分析表明， 数字化转型对企业杠杆操纵的影响具有穿透性， 其对杠杆操纵的抑制作用有助于降低企业债务违约风险并提高未来市场价值。相关结论为抑制企业杠杆操纵、 促进企业高质量发展提供了决策参考。

【关键词】数字化转型；杠杆操纵；信息不对称；内部治理；融资困境

【中图分类号】 F275.5     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）08-0035-10

一、 引言

近年来， 伴随着我国经济的迅速发展， 企业杠杆率也处于不断上升之中， 而微观杠杆率的升高会进一步推高宏观杠杆率， 从而增加流动性风险（Reinhart和Rogoff， 2011）。快速上升的杠杆率一方面会对企業生产运营造成冲击， 干扰其投融资决策； 另一方面会影响金融市场的发展与稳定， 增加风险隐患。自2015年起我国开始进入强制去杠杆时期， 为防范化解重大系统性风险， 政府出台了一系列政策推动企业去杠杆。2021年中央经济工作会议提出要“继续按照稳定大局、 统筹协调、 分类施策、 精准拆弹的方针， 抓好风险处置工作”， 体现出政府对“正确认识和把握防范化解重大风险”的高度重视。企业杠杆率的降低虽然能够带来诸如缓解金融错配、 提高市场资源利用率、 促进经济健康发展等好处， 但也会增大企业财务压力， 引发资本支出的下降， 进一步降低发展速率。已有研究发现， 在政策要求以及市场各部门的监管压力下， 企业为了从银行等金融机构获取发展资金， 通常会采用诸如设计表外负债、 将债务装饰成股权以及盈余管理等手段进行杠杆操纵（Kraft，2015；Scott等，2011；许晓芳和陆正飞，2020）， 从而扭曲企业真实账面杠杆率。然而， 企业进行杠杆操纵并未缓解高杠杆率带来的风险， 反而会向市场释放错误信息， 误导利益相关方及其他信息使用者， 进而阻碍资本市场的健康发展。因此， 探究如何治理企业杠杆操纵， 对保证国家“去杠杆”政策的切实有效实施及防范重大系统性风险具有重要意义。

21世纪以来， 大数据、 区块链、 人工智能等新兴技术的快速涌现与不断升级， 驱动着数字技术与实体经济的融合发展。“十四五”规划纲要提出， 要“迎接数字时代， 激活数据要素潜能， 推进网络强国建设， 加快建设数字经济、 数字社会、 数字政府”。党的十九届五中全会提出， 要“发展数字经济， 推进数字产业化和产业数字化， 推动数字经济和实体经济深度融合”， 突显出数字化在促进经济发展中的重要地位。作为数字经济在微观层面的延伸， 数字化转型正逐步成为推动企业技术创新、 商业模式变革、 市场竞争力提升的核心战略。从企业内部视角来看， 数字化转型提升了企业获取信息的能力， 推动了信息在企业生产运营各环节中的流转， 有助于内部组织变革， 进而提高公司治理水平； 从企业外部视角来看， 数字化转型增强了企业与投资者之间的信息交流与沟通。随着数字化转型的不断深化， 企业解析复杂多样的信息的能力逐渐增强， 进而提升了信息披露质量， 有效缓解了信息不对称。可以看出， 数字化转型能够通过数据与企业生产要素的融合， 优化内外部信息传递机制， 赋予企业更加强大的活力， 进而为治理企业杠杆操纵提供契机。那么， 数字化转型能否识别并抑制企业杠杆操纵行为？较为遗憾的是， 目前还未有文献讨论数字化转型对企业杠杆操纵的影响， 其影响机理也处于尚未探索的“黑箱”之中。

鉴于此， 本文以2012 ～ 2021年A股非金融企业数据为样本， 实证分析数字化转型对企业杠杆操纵的影响， 并进一步检验其作用机制、 不同环境下的异质性表征及经济后果。本文可能的贡献在于： 第一， 一方面， 现阶段对于企业数字化转型的研究主要集中于企业管理变革与组织绩效的提升， 本文的结论有助于丰富数字化转型经济后果方面的研究； 另一方面， 从数字化转型的视角探究企业杠杆操纵的影响因素， 可以为数字时代背景下治理杠杆操纵提供新的视角。第二， 对数字化转型影响企业杠杆操纵的影响机制进行实证检验， 有助于厘清数字化转型对杠杆操纵的作用渠道。第三， 从企业内部因素与外部环境异质性的视角探讨不同环境中数字化转型对企业杠杆操纵的影响差异， 有助于进一步识别在多样化情境作用下数字化转型对杠杆操纵的影响， 丰富相关研究。同时， 对数字化转型抑制企业杠杆操纵经济后果的考察， 有助于拓展数字化转型对杠杆操纵抑制效应的研究边界， 进而为治理企业杠杆操纵、 防范重大风险提供决策参考。

二、 文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

作为数字技术与运营管理流程高度嵌合的企业发展新动力， 数字化转型以数据为生产要素革新企业价值再造过程， 在重塑组织管理模式的同时进一步拓展要素协同边界， 逐渐成为企业寻求转型升级、 赢得市场竞争的核心战略（聂兴凯等，2022）。关于数字化转型对企业的影响， 多数研究认为数字化转型将会带来积极的经济效应。学者们认为， 数字化转型所构建的数字信息管理系统有助于企业提高生产效率（Mikalef和Pateli，2017）、 降低融资成本（车德欣等，2021）、 提高会计信息可比性（聂兴凯等，2022）、 增加现金持有量（谭志东等，2022）等， 进而具有提升企业主营业绩的驱动效应。同时，数据与生产要素相融合的溢出效应能够改善资本市场信息环境， 提高企业股票信息流动性（吴非等，2021）。然而， 也有一些学者认为， 数字化转型是一个复杂且持续的过程， 企业组织管理架构若无法与数字技术相匹配则可能导致转型失败（Frynas等，2018）。Ekata（2012）以尼日利亚银行数据为样本进行研究， 发现数字技术的支出并未带来银行绩效的提升。Hajli等（2015）研究发现， 数字化转型并不适用于所有企业， 仅有部分企业在数字化的进程中实现了高质量发展。戚聿东和蔡呈伟（2020）则进一步发现， 企业管理水平与数字化转型需求的错配会导致代理成本增加， 进而抵消数字化转型的业绩驱动效应。

现有关于杠杆操纵影响因素的研究主要从企业内部因素与外部因素两个视角展开。在内部因素方面， 马新啸和窦笑晨（2022）研究发现， 通过积极参与企业治理， 非国有股东能够显著抑制国有企业杠杆操纵的动机， 降低杠杆操纵水平。翟淑萍等（2021）从党组织视角探究杠杆操纵的治理路径， 研究发现党组织能够缓解信息不对称、 约束管理者短视行为， 进而抑制企业杠杆操纵。在外部环境方面， 徐亚琴和宋思淼（2021）的研究表明， 審计师能够对企业杠杆操纵行为加以识别， 并且起到一定抑制作用， 这种影响随着审计师行业专长与诉讼风险的提高而得到加强。吴晓晖等（2022）则从机构投资者的角度出发， 发现机构投资者“分心”会弱化对企业的监督作用， 进而加剧企业杠杆操纵。此外， 地方债务扩张会对企业信贷资源造成挤出效应， 进而加剧企业杠杆操纵的倾向（饶品贵等，2022）。

通过文献梳理可以看出： 一方面， 现有研究对于数字化转型经济后果的讨论虽然较为广泛， 但观点还存在分歧； 另一方面， 鲜有文献探讨数字时代背景下数字信息技术嵌入对企业杠杆操纵的影响。理论上来说， 数字化转型能够对企业内部管理机制、 资源配置效率以及外部市场信息环境造成影响， 进而可能对企业杠杆操纵行为产生一定效用。然而， 目前还缺少从数字化转型视角探究如何治理企业杠杆操纵的文献。本文的研究将数字化转型与企业杠杆操纵纳入同一分析框架， 有助于进一步丰富数字化转型的经济后果及企业杠杆操纵治理方面的研究。

（二）理论分析与研究假设

在信息不对称的情况下， 管理层或者股东出于自利或获取贷款的目的， 会有意识地利用会计准则和监管漏洞将企业账面杠杆向下调整。由于杠杆操纵具有手段复杂且难以被发现的特征， 其不仅增大了财务风险， 而且削弱了企业未来发展的潜力。而数字化转型以数据这一要素为核心驱动力， 借助人工智能、 区块链、 大数据等数字技术， 加速了信息在各环节与流程中的融合、 贯通， 实现对企业管理架构、 组织战略、 商业模式以及价值再造过程（Nambisan等，2017）的重塑， 进而可能对企业杠杆操纵行为产生“排斥效应”。首先， 数字化转型能够将以往碎片化的数据进行整合利用并输出为结构化、 标准化的信息， 提高企业对外信息披露的深度与广度， 进而强化市场参与者对企业的监督效用； 其次， 即时、 高效的数据流转大大加强了企业内部的交流与沟通， 打破了部门之间的信息传递壁垒， 有助于约束管理层行为、 提升内部控制水平， 进而实现高质量发展； 最后， 数字化转型为企业带来的变革与活力在增加企业收入的同时向市场释放积极信号， 进而降低了企业与市场间的金融摩擦， 大大缓解了企业融资压力。因此本文认为， 作为外部市场信息不对称、 内部管理者自利与市场资源配置扭曲等因素作用下的短视行为， 杠杆操纵也将在企业不断推进数字化转型、 深化数字技术变革的过程中受到有效监督和制约， 具体体现在以下几个方面：

首先， 数字化转型能够发挥信息效应， 缓解企业与市场参与者之间的信息摩擦， 强化外部监管， 进而抑制企业杠杆操纵。根据信息不对称理论， 信息不对称的降低便于市场从外部对企业行为进行监督， 有助于提高企业内部运营的规范性。当信息不对称水平较高时， 企业为了短期利益而进行杠杆操纵的倾向增加。随着数字化转型的不断推进， 企业与市场参与者之间的信息不对称问题将得到有效缓解， 进而提高企业透明度， 抑制杠杆操纵。从企业的视角来看， 一方面， 数字化转型强化了企业信息收集处理能力。企业生产运营的各个环节会产生大量沉淀性信息， 而区块链、 云计算、 大数据等信息技术的应用使得企业具备深度挖掘分析冗余数据并将其转化为流动性、 可视化信息的能力（吴武清和田雅婧， 2022）， 提高了企业信息收集的广度与深度， 进而增强了其信息披露范围， 有助于提高信息透明度、 降低信息不对称程度。另一方面， 数字化转型增强了企业信息整合能力。企业以往的管理体系对繁杂、 多样化数据的处理能力较弱， 而数字信息技术的应用有效化解了异质性信息协同整合的难题（Ortiz等，2019）， 增加了企业年报中的信息含量与信息披露质量， 提高了信息透明度。从外部市场的视角来看：一方面， 数字化转型符合数字时代的发展潮流， 进行数字化转型的企业更能引起分析师的注意， 分析师基于其自身的专业知识与数据分析技能能够提高企业财务报告的可读性， 从而缓解企业与外部信息使用者之间的信息不对称（雷光勇等，2022）； 另一方面， 数字化转型能够提高企业信息披露的及时性与准确性， 减少信息在传输过程中的曲解与损耗， 提高市场参与者与企业之间的信息传递效率， 从而提升投资者的监督便利性与积极性， 有助于其对企业杠杆操纵行为进行监督。因此， 数字化转型能够提高企业信息透明度， 加强外部监督， 进而抑制企业杠杆操纵。

其次， 数字化转型能够发挥治理效应， 优化内部治理环境， 进而抑制企业杠杆操纵。根据代理理论， 两权分离导致的代理冲突增加了管理者为满足自身利益或者打造“商业帝国”而发生短视行为的倾向， 进而加剧了企业杠杆操纵程度。随着数字化转型对组织管理的不断优化， 企业内部治理环境与控制体系得到大幅改善（肖红军等，2021；易露霞等，2021）， 而治理能力的提升有助于缓解代理冲突， 对管理者行为实施有效的监督与约束， 提高管理者决策的科学性， 进而有助于降低企业杠杆操纵水平（翟淑萍等，2021）。从组织结构来看， 得益于数字技术的嵌入， 企业内部组织管理的边界得到进一步拓展， 传统的组织结构逐渐向扁平化、 网络化演进， 进而催生出新的组织架构（Murray等，2021）， 这有助于缓解组织层级约束， 进而形成良好的组织环境， 提升监督与治理效率； 从内部信息传递来看， 数字化转型有助于企业内部各部门及运营环节的联结互通， 打破了部门之间的信息壁垒， 这种准确、 便捷的信息流通有助于及时识别管理层的短视倾向， 加大其盈余管理的压力（冼依婷和何威风，2022）， 进而有效抑制企业杠杆操纵； 从管理决策来看， 数字化转型能够帮助企业建立起基于业务数据的实时监督机制， 在此基础上， 依托于数字技术强大的信息分析与处理能力， 使得管理者在进行财务决策时更多地依据客观数据分析的结果而不是主观倾向， 从而约束管理者的自由裁量权， 缓解代理冲突， 最终实现对杠杆操纵行为的抑制。因此， 数字化转型能够变革组织管理模式、 加速内部信息流转、 约束管理层行为， 进而优化内部治理环境， 降低企业杠杆操纵水平。

最后， 数字化转型能够发挥资源效应， 化解企业融资困境， 进而抑制企业杠杆操纵。根据资源基础理论， 企业要想扩大市场份额、 加快自身发展， 就必须从市场中获取资源。银行等金融机构出于政策监管及风险规避的目的， 对杠杆率较高的企业发放贷款的意愿不强， 又或者是要求更高的风险溢价， 进而提高了企业融资成本。为了获得投资及贷款， 企业往往选择粉饰自身杠杆率以向市場释放积极信号。由此， 融资困难、 资金短缺等问题加剧了企业杠杆操纵的倾向（许晓芳和陆正飞，2020）。而数字化转型作为数字时代下企业发展的不竭动力， 能够有效缓解企业资金短缺的窘境， 进而抑制杠杆操纵。一方面， 数字化转型能够向市场释放积极信号， 吸引投资者。数字化转型作为顺应时代发展的战略选择， 不但有助于企业获得社会各界的关注， 而且能够提升金融机构等市场投资者的心理预期与投资意愿， 拓展企业融资渠道并缓解其融资压力（Wilson和Daugherty，2018）， 进而有助于抑制杠杆操纵。另一方面， 数字化转型能够驱动企业主营业绩增长（易露霞等，2021）， 增加财务盈余。随着数字化在企业运营管理中的不断下沉， 企业能够基于数字信息技术平台对市场信息进行收集整理， 提高产品策略市场导向与追踪的精准性。与此同时， 企业的生产与销售模式也将分别向着满足顾客需求的定制化、 精准化转变， 这有助于增强企业价值再造过程中的柔性， 提升企业营业收入与现金持有水平（谭志东等，2022）， 进而抑制企业杠杆操纵的倾向。由此可见， 数字化转型能够缓解市场资源配置扭曲与内部资金短缺所造成的融资困境， 进而抑制企业杠杆操纵。

基于以上分析， 提出下列假设：

假设： 限定其他条件不变， 数字化转型能够抑制企业杠杆操纵。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

为了验证上述假设， 本文选取A股非金融上市企业数据为样本， 窗口期为2012 ～ 2021年。在剔除ST、 PT等异常企业数据后， 进一步将变量数据存在缺失及财务数据异常的数据剔除， 最终获得样本数据20688条。为消除离群值的影响， 对连续型变量按首尾1%的标准进行Winsorize调整。文中数据主要来自CSMAR、 CNRDS数据库并通过手工整理， 其中企业数字化转型数据通过Python文本分析获得。

（二）变量定义

1. 被解释变量： 企业杠杆操纵（LEVM）。本文借鉴许晓芳等（2020）的研究， 认为企业主要通过表外负债及名股实债的方式进行杠杆操纵。其他手段多以表外协议的形式实现， 难以获取准确数据（翟淑萍等，2021）。因此， 在主回归中采用基本的XLT-LEVM法来估计企业杠杆操纵， 而在稳健性检验中以额外包括采用会计手段操纵杠杆在内的扩展的XLT-LEVM法衡量企业杠杆操纵。基本的XLT-LEVM模型计算公式如下所示：

LEVMi，t=（DEBTB_TOTALi，t+DEBT_OBi，t+DEBT_NSRDi，t）÷（ASSETB_TOTALi，t+DEBT_OBi，t）-LEVBi，t （1）

其中： LEVM为企业杠杆操纵， 由真实杠杆率减去账面杠杆率得到； DEBTB_TOTAL、 DEBT_OB、 DEBT_NSRD分别为企业账面负债、 表外负债以及名股实债总额； ASSETB_TOTAL为企业账面资产总额；LEVB为企业账面资产负债率。

2. 解释变量： 数字化转型（lnDIG）。数字化转型作为企业实现高质量发展的重要战略受到了学者们的高度关注， 而由于数字化转型是嵌入到企业生产运营等各个环节中的变革， 因此很难将其剥离并通过财务指标具象化。考虑到企业年报是对企业内部经营信息、 战略执行及未来规划的总结性、 指导性报告， 本文参考吴非等（2021）的做法， 通过文本分析选取年报中人工智能、 大数据、 云计算、 区块链等技术以及数字技术应用的相关词频， 考虑到该数据的偏态特征， 以词频总数加1取自然对数衡量数字化转型。

3. 控制变量。参考现有研究， 本文选取公司规模（Size）、 财务杠杆（Lev）、 成长性（Growth）、 公司年龄（Age）、 债务融资结构（Ldebt）、 存货占比（Inv）、 总资产周转率（Ato）以及股权集中度（Top10）作为控制变量。为控制行业及年份差异， 进一步加入行业虚拟变量（Ind）与年份虚拟变量（Year）。

具体变量定义见表1。

（三）模型构建

为了考察数字化转型对企业杠杆操纵的影响， 本文构建以下模型：

LEVMi，t=α0+α1lnDIGi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+α4Growthi，t+α5Agei，t+α6Ldebti，t+α7Invi，t+α8Atoi，t+α9Top10i，t+∑Ind+∑Year+ε   （2）

模型（2）中， α0为常数项， ε为残差项， 其他变量定义见表1。若lnDIG的系数显著为负， 则说明数字化转型能够有效抑制企业杠杆操纵， 进而验证前文假设。

四、 实证分析

（一）描述性统计

表2列示了各变量的描述性统计结果。根据表中数据可知， 企业杠杆操纵的最小值为0， 最大值为1.251， 均值为0.11， 说明我国上市企业的杠杆操纵现象较为普遍， 企业中存在不同程度的杠杆操纵问题。数字化转型的最小值为0， 最大值为5.209， 说明数字化转型在不同企业中表现出较大的差异， 同聂兴凯等（2022）的研究结果相近。数字化转型的均值为1.483， 说明整体上企业数字化转型尚处于初始时期， 数字化进程还需进一步推进。其他控制变量的均值与中位数较为接近， 数据整体上表现出正态分布的特征， 而最小值与最大值存在较大差异， 表明数据选取较为合理。此外， 计算各变量的VIF值发现， 最大值为1.68， 均值为1.27， 说明不存在多重共线性问题。

（二）主回归分析

表3列报了数字化转型与企业杠杆操纵的回归结果。其中： 列（1）为未控制行业与年份差异的结果， 可以看出数字化转型的系数在5%的水平上显著为负， 初步说明数字化转型能够抑制企业杠杆操纵； 列（2）与列（3）分别为仅控制行业、 年份差异的结果， 可以看出数字化转型的系数分别为-0.0024、 -0.0034， 同样显著为负； 列（4）为同时控制行业与年份的结果， 可以看出数字化转型的系数为-0.0043， 且在1%的水平上显著。以上回归结果表明， 数字化转型在抑制企业杠杆操纵方面具有显著作用， 验证了前文假设。数字化转型是数字时代企业发展的重要推动力。一方面， 数字化转型需要长期且持续的资源投入， 会促使企业更多地从长远角度进行决策， 进而对杠杆操纵这种短视行为具有显著的“挤出效应”； 另一方面， 数字化转型以数据为核心驱动力， 会引发企业内外部环境的一系列变革， 进而塑造高效、 透明的发展环境， 抑制管理者自利倾向， 实现对杠杆操纵的抑制作用。另外， 在控制变量方面， 表3中结果显示： 公司规模、 成长性、 公司年龄以及股权集中度的系数显著为负， 对抑制企业杠杆操纵具有重要作用； 而财务杠杆、 债务融资结构、 存货占比、 总资产周转率的系数显著为正， 表明这些指标的增长会加剧企业杠杆操纵。

（三）稳健性检验

为了保证前文结论的稳健性， 本文进行了如下 稳健性检验（限于篇幅，相关结果未予列示）：

1. 替换被解释变量。上文中基于基本的XLT-LEVM法测算的企业杠杆操纵仅是从债务粉饰的角度进行估计的， 而现实生活中企业也常常通过向上调整利润来降低账面杠杆率。因此参考许晓芳等（2020）的做法， 为了尽可能全面地覆盖企业杠杆操纵的手段， 以扩展的XLT-LEVM法衡量企业杠杆操纵， 具体分为直接法（ExpLEVM）和间接法（ExpLEVMI）。替换变量后的回归结果显示： 当采用扩展的XLT-LEVM直接法衡量企业杠杆操纵时， 数字化转型的系数显著为负， 说明其能够有效抑制企业杠杆操纵； 而采用扩展的XLT-LEVM间接法衡量企业杠杆操纵时， 同样得到了与前文相同的结论。

2. 替换解释变量。数字化转型对企业杠杆操纵的影响可能会受到数字化转型衡量方式的影响。一方面， 通过统计数字化转型的词频数衡量数字化转型可能会存在噪声干扰； 另一方面， 企业年报篇幅越长， 其含有的数字化转型词频数可能会越多， 造成词频统计总数偏离真实水平。因此， 本文参考聂兴凯等（2022）、 吴武清和田雅婧（2022）的做法， 对企业数字化转型重新进行衡量： ①是否数字化转型（iflnDIG）。根据企业数字化转型词频数是否为0构建虚拟变量， 若数字化转型词频数大于0， 則赋值1， 否则赋值0。②数字化转型词频占比（Wordper）与数字化转型句频占比（Centper）。具体来说， 分别用数字化转型词频数除以企业年报词频总数、 包含数字化转型词频的句子数除以企业年报句子总数得到。结果显示， 在替换衡量方式后数字化转型依旧在1%的水平上显著抑制企业杠杆操纵， 与前文结论相同。

3. 内生性处理。为了控制模型设定时的内生性问题， 进一步提高结论的稳健性， 本文采用以下两种方法进行内生性处理： ①IV-2SLS法。以数字化转型的行业、 年度均值为标准生成工具变量（IV）， 具体来说， 企业数字化转型超出均值时该工具变量取1， 否则取0。同一年度行业数字化转型程度会影响企业数字化转型水平， 但不会直接影响企业杠杆操纵。根据回归结果， 数字化转型的系数显著为负， 说明其能够抑制企业杠杆操纵， 与前文结论一致。②倾向性得分匹配（PSM）法。考虑到数字化转型可能会受企业特征变量的影响， 进而对研究结论造成干扰， 本文根据企业是否进行数字化转型进行分组以缓解样本偏差带来的影响， 卡尺设定为0.05， 采用最近邻1∶1有放回的匹配方式对匹配后的数据重新进行回归。根据回归结果， 数字化转型的系数在1%的水平上显著为负， 同样验证了数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用。

五、 进一步研究

（一）影响机制检验

前文的研究结论表明数字化转型能够显著抑制企业杠杆操纵， 但对其影响机制的研究还停留在理论分析的层面， 缺乏数据的实证检验。为厘清数字化转型影响企业杠杆操纵的作用路径， 且避免将中介变量作为控制变量时导致的内生性， 参考江艇（2022）的研究， 在前文模型（2）的基础上进一步构建如下中介效应模型：

mi，t=β0+β1lnDIGi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Growthi，t+β5Agei，t+β6Ldebti，t+β7Invi，t+β8Atoi，t+β9Top10i，t+∑Ind+∑Year+δ   （3）

在模型（3）中， m为中介变量， β0为常数项， δ为残差项， 其他变量说明见表1。若模型（3）中数字化转型的系数显著， 则说明中介效应存在且显著。

1. 信息效应的中介检验。数字化转型的信息效应主要表现为其能够通过提升信息收集处理能力与分析师关注度， 进而缓解企业与市场之间的信息冲突， 强化市场参与者对企业的监督效应， 实现对企业杠杆操纵的抑制。本文借鉴辛清泉等（2014）与雷光勇等（2022）的做法， 分别选取分析师关注度（Analyst）与公司透明度（Trans）衡量数字化转型的信息效应， 相关回归结果见表4。由表4中列（1）的结果可知， 数字化转型的系数为0.0691， 显著为正， 说明数字化转型能够吸引更多的分析师对企业进行跟踪与分析， 从而降低了信息不对称程度； 列（2）中数字化转型的系数为0.0052， 通过了1%水平的显著性检验， 表明数字化转型能够提高企业信息透明度。结合前文结论可知， 分析师关注度和公司透明度在数字化转型与企业杠杆操纵之间起到显著的中介作用， 即“数字化转型——信息效应——杠杆操纵”的作用路径有效。数字化转型有助于降低信息不对称程度， 强化外部市场监督， 进而降低企业杠杆操纵水平。在企业不断推进数字化转型的过程中， 一方面企业生产及运营各环节的数据得到充分收集整理， 增加了企业信息披露的多样性； 另一方面， 基于数字信息技术搭建起的信息处理与共享平台降低了市场参与者的信息收集成本， 提高了分析师关注的便利性与预测的准确性。信息不对称的缓解有助于外部投资者对企业进行监督， 从而抑制杠杆操纵。

2. 治理效应的中介检验。参考聂兴凯等（2022）、 车德欣等（2021）的做法， 分别选取企业真实盈余管理（Rem）以及内部控制水平（Ic）衡量数字化转型的治理效应， 并代入模型（3）。其中， 内部控制数据来自迪博数据库， 同时为了平衡系数量级将其除以1000。由表4中列（3）的回归结果可知， 数字化转型的系数显著为负， 表明数字化转型能够有效降低真实盈余管理水平； 列（4）中数字化转型的系数为0.0027， 且通过了1%水平的显著性检验， 表明数字化转型有利于提高内部控制水平， 优化治理环境。结合前文结论可知， 真实盈余管理和内部控制在数字化转型与企业杠杆操纵之间起到显著的中介作用， 即“数字化转型——治理效应——杠杆操纵”的作用路径有效。以上结论表明： 一方面， 数字化转型赋予了企业强大的数据处理能力， 企业基于大数据、 云计算等数字技术分析后做出的决策更具有科学性和客观性， 由此削弱了管理层短视倾向， 加大了盈余管理的压力， 进而有效抑制杠杆操纵； 另一方面， 数字化转型以数据作为枢纽， 将企业各部门及生产环节贯通， 推动组织管理架构逐渐向扁平化、 网络化演进， 进而优化内部环境、 提高治理水平， 实现对杠杆操纵的抑制。

3. 资源效应的中介检验。为考察数字化转型能否发挥资源效应， 通过缓解企业资金短缺压力， 进而抑制杠杆操纵， 本文选取融资成本（Cost）与现金持有（Cash）（谭志东等，2022）作为数字化转型资源效应的代理变量进行中介效应检验。其中， 融资成本由“财务费用/营业收入”得到， 现金持有由“货币资金/总资产”得到。根据表4中列（5）的回归结果可知， 数字化转型的系数为-0.0006， 且在1%的水平上显著， 说明数字化转型能够显著降低企业融资成本； 列（6）中数字化转型的系数为0.0045， 且通过了1%水平的显著性检验， 表明数字化转型能够促进企业业绩增长， 提高现金持有水平。结合前文结论可知， 融资成本与现金持有在数字化转型与企业杠杆操纵之间起到显著的中介作用， 即“数字化转型——资源效应——杠杆操纵”的作用路径有效。在数字时代下， 一方面企业持续推进数字化转型符合政策指引及经济转型的需要， 有助于获取相关政策及产业基金的支持， 进而缓解企业融资约束（花俊国等， 2022）； 另一方面， 数字化转型具有“示范效应”， 能够吸引市场中的投资者入股， 这有助于企业吸纳资金。此外， 数字化转型有助于提升企业的市场竞争力， 赋予其识别外界投资机会与市场产品需求的能力， 进而推动收入增长， 提高财务资金持有量。这些都有助于缓解企业资金压力， 抑制其杠杆操纵的倾向。

（二）异质性分析

1. 考虑杠杆操纵手段的影响。现有研究表明， 表外负债与名股实债已经成为企业杠杆操纵的主要手段（许晓芳和陆正飞，2020；许晓芳等，2020）。那么， 数字化转型能否精准识别企业杠杆操纵的不同手段并产生差異化影响？数字化转型将会对何种杠杆操纵的手段表现出更优的抑制效果？厘清这些问题有助于更加精细化地认识数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用。鉴于此， 本文将前文中表外负债与名股实债总额分别除以企业总资产， 得到表外负债水平（DEBT_OB1）与名股实债水平（DEBT_NSRD1）， 并将其代入模型（2）进行回归， 相关结果见表5。根据表5中列（1）的结果可知， 数字化转型的系数为-0.0081， 且通过了1%水平的显著性检验， 表明数字化转型对表外负债的杠杆操纵手段具有显著的抑制效应； 而列（2）中数字化转型的系数仅在5%的水平上显著为负， 说明数字化转型能够抑制通过名股实债手段进行的杠杆操纵， 但相较于表外负债， 对名股实债的抑制效应较弱。可能的原因是： 表外负债主要是通过经营租赁等方式实现的， 体现了企业融资需求的特征， 而数字化转型有助于优化企业价值再造流程， 为企业持续发展注入新的生命力， 进而推动企业主营业务的增长， 同时企业融资需求也得到一定缓解， 因此数字化转型对企业表外负债表现出强力的抑制作用； 名股实债主要通过“抽屉协议”将企业债务伪装成股份， 进而降低自身账面杠杆率， 更多的是基于市场监管及会计政策的不完善达成杠杆操纵的目的， 数字化转型往往难以有效弥补监管及政策上的缺陷， 进而导致其对企业名股实债的抑制效应较弱。

2. 考虑要素类型的影响。企业所能提供的要素支撑影响着数字化转型的效果， 进而在对杠杆操纵的抑制效应上表现出差异化特征。对于资金技术密集型企业来说， 由于具有较大的资金或者信息技术优势， 数字化转型的效应会得到加强， 数字技术的嵌入与融合也更加深入， 这有助于更好地发挥数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用； 而对于劳动密集型企业来说， 数字化转型的资金及技术储备都较为匮乏， 并且劳动密集型企业的运营管理模式与数字化管理模式的匹配度较低， 优化适配成本较高， 削弱了数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用。为了检验不同要素类型企业中数字化转型对杠杆操纵抑制效应的差异， 本文借鉴雷光勇等（2022）的做法， 以固定资产占总资产比重以及研发费用占营业收入比重的中位数为标准， 将高于中位数的企业划分为资金技术密集型， 其余则为劳动密集型。由表5中列（3）的结果可知， 在资金技术密集型企业中， 数字化转型的系数为-0.0058， 且通过了1%水平的显著性检验； 而列（4）中的结果表明， 在劳动密集型企业中， 数字化转型的系数虽然为负但并不显著。以上结果说明， 相较于劳动密集型企业， 资金技术密集型企业中数字化转型对杠杆操纵表现出更强的抑制效应。

3. 考虑市场化进程的影响。市场化进程会影响要素市场， 进而通过改善制度环境影响数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用。对于市场化进程较高的地区来说， 其生产要素市场与市场制度环境完善度较高， 能够及时为企业数字化转型提供资金与技术支持。此外， 较为完善的市场制度能够加强对企业的外部监督， 有效识别企业短视行为， 提高其运营管理的规范性， 企业进行杠杆操纵的动机被极大地削弱， 因此数字化转型对杠杆操纵抑制效应的增量效果较弱。而对于市场化进程较低的地区来说， 由于市场中信息传递效率低下， 企业难以及时获得生产发展所需的资金， 迫于融资压力， 企业进行杠杆操纵的动机增强， 此时数字化转型对杠杆操纵的抑制效应较为明显。为了检验不同市场化进程下数字化转型对企业杠杆操纵抑制效应的差异， 本文参考庄旭东和王仁曾（2022）的做法， 根据市场化指数的中位数进行分组回归。表6中列（1）的结果显示： 数字化转型的系数为-0.0055， 且在1%的水平上显著； 而列（2）中数字化转型的系数仅在5%的水平上显著为负， 弱于低市场化进程组。以上结果说明， 相较于低市场化进程地区， 高市场化进程地区的企业由于要素市场及市场环境的支持与监督， 杠杆操纵动机较弱， 数字化转型对杠杆操纵的抑制效应也相对较弱。

4. 考虑经济政策不确定性的影响。企业的各种生产经营活动处在复杂动态的市场环境中， 因此其财务决策将不可避免地受到外部不确定性的影响， 而经济政策不确定性是影响企业运营的重要环境因素。已有研究表明， 当经济政策处在不断变化中时， 企业现金流也将表现出较高的不确定性。因此， 金融机构出于风险规避的目的， 会要求更高的资本回报率， 这会进一步加剧企业融资约束。此外， 经济政策不确定性的升高也会导致银行坏账增加， 进而减少贷款规模， 致使企业融资难度加大。这些都会进一步加大企业融资压力以及杠杆操纵的倾向， 进而使数字化转型对企业杠杆操纵抑制效应的增量作用更加明显。而当经济政策趋于稳定时， 不确定性对市场环境造成的冲击被极大地削弱， 有助于降低企业融资费用， 提升企业获取贷款的及时性， 由此企业杠杆操纵的动机不足， 数字化转型对杠杆操纵的抑制效应不明显。为了检验不同程度经济政策不确定性对数字化转型与企业杠杆操纵之间关系的影响， 本文以Baker等（2016）构建的经济政策不确定性指数的中位数为标准 进行分组回归。表6中列（3）的结果显示， 在低经济政策不确定性组中， 数字化转型的系数为-0.0023， 但并不显著； 而列（4）中数字化转型的系数在1%的水平上显著为负。以上结果说明， 数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用在经济政策不确定性较高时更加明显。

（三）经济后果分析

杠杆操纵掩饰了企业真实杠杆率， 虽然为企业带来了短期收益， 但是并未降低其财务风险， 反而会误导股东及其他利益相关者的投资决策。当杠杆操纵程度加深时， 从企业角度来看， 会导致其在未来需要偿还的债务进一步增加， 发展潜力变弱， 债务违约风险加剧； 从投资者角度来看， 出于风险规避的目的， 投资者往往缺少对杠杆操纵程度高的企业进行投资的热情， 市场期待较低， 进而损害企业市场价值。前文的研究表明， 数字化转型能够抑制企业杠杆操纵， 那么这种影响是否具有穿透效应， 进而降低企业债务违约风险并提高市场价值呢？较为不足的是， 现有关于企业杠杆操纵的研究主要集中在影响因素方面， 对经济后果的考察较少， 缺少对上述问题的探讨。鉴于此， 本文参考陈克兢等（2021）对经济后果的考察方式， 构建中介效应模型（江艇，2022）对数字化转型抑制企业杠杆操纵的经济后果进行检验。同时， 借鉴现有研究的做法（翟淑萍等，2022；Yildirim，2020）， 用Zscore表示企业债务违约风险， 用托宾Q表示企业市场价值。其中， Zscore由“1.2×（营运资金÷总资产）+1.4×（留存收益÷总资产）+3.3×（息税前利润÷总资产）+0.6×（权益市值÷总负债）+营业收入÷总资产”计算得到， 并且其数值越大， 说明企业债务违约风险越低。具体回归模型如下：

LEVMi，t=χ0+χ1lnDIGi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Ldebti，t+χ7Invi，t+χ8Atoi，t+χ9Top10i，t+∑Ind+∑Year+η （4）

Zscorei，t=χ0+χ1lnDIGi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Ldebti，t+χ7Invi，t+χ8Atoi，t+χ9Top10i，t+∑Ind+∑Year+η （5）

Qi，t=χ0+χ1lnDIGi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Ldebti，t+χ7Invi，t+χ8Atoi，t+χ9Top10i，t+∑Ind+∑Year+η  （6）

其中， Zscore为债务违约风险， Q为企业市场价值， η为残差项， 其他变量定义见表1。前文研究表明， 数字化转型能够显著抑制企业杠杆操纵， 即模型（4）中数字化转型的系数显著为负。在此基础上， 若模型（5）与模型（6）中数字化转型的系数显著为正， 则说明数字化转型能够通过抑制企业杠杆操纵进而降低债务违约风险， 提高市场价值。

表7报告了数字化转型通过抑制企业杠杆操纵对债务违约风险与市场价值的影响。由表7中列（2）的结果可知， 数字化转型的系数为0.0662， 通过了5%水平的显著性检验， 表明数字化转型对企业杠杆操纵的抑制效应能够进一步降低企业债务违约风险。列（3）中数字化转型的系数为0.0342， 通过了1%水平的显著性检验， 表明数字化转型对企业杠杆操纵的抑制作用同样有助于提高企业市场价值。随着数字化转型的不断深入， 数字信息技术与生产要素相结合带来的变革在企业内部逐渐下沉。一方面， 数字化转型能够使企业及时识别潜在的风险因素并做出应对。在数字化转型抑制企业杠杆操纵的过程中， 债务风险被及时发现并释放， 有效保障了企业的长期稳定发展与价值提升。另一方面， 企業内部的数字变革增强了企业竞争力。企业杠杆操纵得到抑制也意味着企业与市场参与者之间的信息不对称得到缓解、 内部治理环境进一步优化、 融资能力与主营业绩得到进一步提升， 最终表现为竞争力的不断提高， 这有利于提高投资者对企业未来的预期， 获得市场对企业的投资青睐， 进而提高企业市场价值。综上所述， 数字化转型对企业杠杆操纵的影响具有穿透性， 能够通过抑制杠杆操纵的方式降低企业债务违约风险并提升市场价值。

六、 结论与启示

本文以2012 ～ 2021年A股非金融企业数据为样本， 实证检验了数字化转型对企业杠杆操纵的影响、 作用机制、 在不同环境下的异质性表现以及经济后果。主要结论如下： 数字化转型有助于降低企业杠杆操纵水平， 并且在替换变量及控制内生性问题后结果依然显著； 机制检验表明， 降低信息不对称程度、 优化内部治理环境以及缓解融资困境是数字化转型抑制企业杠杆操纵的有效路径； 异质性分析发现， 在以表外负债进行杠杆操纵、 资金技术密集型、 市场化进程较低以及经济政策不确定性较高的样本中， 数字化转型对企业杠杆操纵的抑制效应更明显； 进一步地， 数字化转型对企业杠杆操纵的影响具有穿透性， 能够通过抑制杠杆操纵实现企业债务违约风险的下降与市场价值的提升。

根据本文结论， 得出以下启示： 第一， 企业应大力推进数字化转型， 将数字技术与信息工具运用到生产运营与财务决策中， 充分利用数字化转型所带来的积极效果， 实现对企业短视行为的监督与约束， 进而规范企业行为， 发挥数字化转型的“长尾效应”。第二， 企业要认识到杠杆操纵的危害性， 杠杆操纵虽然能够使企业在短期内获得资金、 提高融资能力， 但会增大潜在风险， 损害企业未来市场价值， 降低金融市场资源配置效率， 增加金融系统的脆弱性。因此， 企业要努力规范自身行为， 对不合理以及过度承担的部分债务及时进行清理， 以缓解融资压力与降低债务风险。第三， 政府一方面要对以表外负债为杠杆操纵主要手段的企业以及劳动密集型企业给予更多关注， 积极发挥资金技术密集型企业的数字化转型优势， 形成示范带头效应； 另一方面要继续推进市场化建设， 加快完善要素市场与信息环境制度， 努力提高经济政策的长期稳定性， 为企业高质量发展提供良好的环境。第四， 企业要努力提高财务信息披露的完整性与可靠性， 进一步完善内部控制体系， 积极发挥数字化转型带来的竞争优势， 以实现营业收入的增长。

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（責任编辑·校对： 陈晶  喻晨）