的香、馬匹、大木等進(jìn)貢朝廷。嘉靖五年（1526）貢方物賀皇帝壽辰，嘉靖十三年（1555）獻(xiàn)大木供皇帝修

建陵墓所用。在朝廷豐厚回賜的利誘下，鄂西南各土司朝貢的次數(shù)和人數(shù)有所增加，加強(qiáng)了土司地區(qū)與中央

朝廷的聯(lián)系。

在中央朝廷和鄂西南各土司基于利益的權(quán)衡與博弈之下，兩者的關(guān)系并非總是融洽的，土司動亂時有發(fā)

生。由于中央政府對土司沒有直接的控制權(quán)，隨著土司勢力與日俱增，一旦有所誘因動亂隨時一觸即發(fā)。元

朝至元二十一年（1284），散毛、大盤諸洞的覃順、尚木的什用等起義。至元二十八年（1291），溪洞、施

溶等州的魯萬丑反叛，至元三十年（1293），桑木溪土司魯萬丑，施溶州知州田萬頃又再次起兵。元朝至大

三年（1310），容美土司田墨發(fā)兵叛亂。明朝時期，明洪武十四年（1381），水浕源通塔坪以及散毛諸長官

司發(fā)動叛亂。明洪武二十二年（1389）鄂西南發(fā)生規(guī)模較大的土司叛亂，散毛土司覃大勝等人為首反叛，施

南、忠建及鎮(zhèn)南、大旺等土司也紛紛響應(yīng)。洪武二十三年（1390），明廷派遣名將藍(lán)玉率兵進(jìn)行鎮(zhèn)壓。據(jù)明

代史料記載，“涼國公藍(lán)玉平施南、忠建二宣撫司叛蠻。初，叛蠻擄龍孔，遣指揮徐玉攻圍之、擒宣撫覃大

信。至是，玉又破諸寨，斬獲千七百余人”[5]。在利益考量之下，鄂西南土司與中央朝廷時戰(zhàn)時和，各土司

對中央朝廷服叛不常。

（二）土司對治下土民的管理與盤剝

土司世代管理其轄區(qū)內(nèi)的土民，在其統(tǒng)治轄區(qū)內(nèi)擁有高度的自治權(quán)，給予了其奴役和剝削治下土民的權(quán)

力空間。土司治下的土民既是“民”又是“兵”，他們是土司的“私有物”，受土司驅(qū)使差遣。一方面，土

民組成的武裝力量稱作土兵，要聽從土司命令跟隨土司前往各地征戰(zhàn)。另一方面，土民須無償為土司提供繁

重的勞役以及繳納各種實(shí)物和銀兩，據(jù)《皇朝經(jīng)世文編》記載：“土民歲輸土徭，較漢民丁糧多加十倍”[6]。

朝廷規(guī)定土司繳稅的銀兩以及土司日常用度大多亦是從土民身上搜刮而來，且相對朝廷規(guī)定的數(shù)額，有過之

而無不及。據(jù)《圣武記》記載，土民還要承擔(dān)多如牛毛的攤派，“一年四小派，三年一大派??土司一取子

婦，則土民三載不敢昏”[7]。在繳納實(shí)物和銀兩以及各種攤派之后，如遇自然災(zāi)害，土民只能“挖蕨搗粉，

并采可食野草和飯充腹，然亦辛苦備嘗矣”[8]。除此之外，作為名副其實(shí)的地方統(tǒng)治者，土司對其管轄下的

土民可肆意買賣、贈送亦或轉(zhuǎn)讓。譬如唐崖土司覃鼎夫人田氏在游玩峨眉山時，隨身帶去的百余名婢女，就

沿途擇配，若家奴一般，隨意送人[9]。在刑罰上，土司對治下土民也極其嚴(yán)苛。據(jù)《容美紀(jì)游》記載：“其

刑法重者徑斬??次斷一指。次割耳。蓋奸者宮；盜者斬；慢客及失期會者，割耳；竊物者，斷指。皆親決。

余罪則發(fā)管事人棍責(zé)，亦有死仗下者”[2]。在土司的橫征暴斂及嚴(yán)苛刑罰之下，土司地區(qū)民不聊生。

（三）土司謀求勢力擴(kuò)張下的紛爭與合作

由于疏于朝廷管控，土司為了爭奪土地、人口時常對其他土司以及鄰近非土司區(qū)域發(fā)兵侵?jǐn)_。據(jù)《宜昌

府志》記載，明嘉靖二十一年（1542）十二月十五日，容美土司田世爵親自率兩千余土兵至巴東、長陽兩縣

交界的鹽井寺駐扎，“土軍擄掠各都民陳鐵、高妙德、胡時富、汪七等一百余戶，卷席回峒，欲將后四里民

田占為夷地”[8]?！杜硭h志》亦有記載，明崇禎十七年（1644），忠路土司寇彭水“掠郁民千余去”，順

治四年（1647），“酉陽土司掠郁民千余口，忠路、唐崖、大旺三土司兵掠四野”[10]。光緒《黔江縣志》卷

三《武備志》也有記載，康熙四十二年（1703）唐崖土司兵襲黔江石塔鋪，“擄男女六十余人”[11]。明末清

初，容美土司派兵入駐建始、恩施、巴東以及長陽以南地區(qū)，擴(kuò)大勢力范圍，其實(shí)力又進(jìn)一步增強(qiáng)，容美土

司一度成為武陵山區(qū)勢力最強(qiáng)大的土司。

同時，各土司為鞏固實(shí)力，擴(kuò)大其統(tǒng)治范圍，往往會建立起聯(lián)盟關(guān)系。以鄂西南地區(qū)容美土司為例，其

鄰近區(qū)域主要有湘西北地區(qū)的永順、保靖、桑植等實(shí)力較強(qiáng)的土司，而“唯保靖與容美交好”。據(jù)《容美紀(jì)

游》記載“有保靖司彭宣慰（名虹）差干辦舍人余星赍書幣來約盟。君命丙如率諸舍把與之登壇行歃血禮，

96 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

請余為之載書。（書曰：??自今日以往，既盟之后，保靖有難容美救之，容美有難保靖亦然）”[2]。容美

土司與桑植土司世代聯(lián)姻，但又仇怨頗深，“雖音問時通，而侵伐不止”。譬如，康熙五十九年（1720）容

美土司田旻如和桑植土司向國棟在其交界的大巖屋議和，此后不久，容美土司與桑植土司又開始兵戎相向。

（四）“蠻不出境，漢不入峒”禁令下土漢之間的聯(lián)系與互動

在土司制度存續(xù)期間，中央朝廷對土司治理下的少數(shù)民族地區(qū)采用“蠻民不得與漢相通”的政策。官府

在大路上設(shè)置了“土漢疆界碑”明確土司與經(jīng)制地區(qū)的邊界，規(guī)定“蠻不出境，漢不入峒”[12]。清雍正三年

（1725），湖廣總督巡撫及荊州、枝江、長陽等地官吏和容美宣慰使田旻如在容美土司與長陽縣交界的漂水

巖立下“土漢疆界碑”，“巖上為土界，巖下為漢界”[13]?！巴翝h疆界碑”的設(shè)立以及“蠻不出境，漢不入

峒”禁令的推行，阻礙了土民與漢民的互動與交流。

“蠻不出境、漢不入峒”的禁令阻礙著民族間的交往，但沖破禁令相互往來的情況也時有發(fā)生，土司與

漢民依然有互動和聯(lián)系。譬如，受到朝廷科舉制影響，容美土司特別重視對其子弟的教育，因此容美地區(qū)涌

現(xiàn)出許多有學(xué)識之士，容美土司田世爵第六子田九齡在其父“嚴(yán)課諸男”的鞭策之下，成為田氏家族的第一

位詩人，是容美“田氏詩派 ”的鼻祖。容美土司沖破政府規(guī)定的土漢之間不許買賣土地的限制，深入鄰近

經(jīng)制地區(qū)購置田產(chǎn)。土司和漢民之間的貿(mào)易亦有所發(fā)展，據(jù)《容美紀(jì)游》記載：“諸山產(chǎn)茶，利最溥，統(tǒng)名

峒茶，上品者每斤錢一貫，中品者楚省之所通用，亦曰湘潭茶，故茶客往來無需日。茶客至，官給衣食以客

禮待，去則給引”[2]?？梢娙菝赖貐^(qū)的茶葉已經(jīng)售往中原地區(qū)，成為連接土民與漢民之間聯(lián)系的重要媒介。

綜上而言，在土司制度存續(xù)期間，鄂西南土司與周邊中原地區(qū)有著一定經(jīng)濟(jì)和文化互動，但在“蠻不出

境、漢不入峒”的禁令下，土司轄區(qū)各民族和中原地區(qū)人口的聯(lián)系相當(dāng)有限。

三、改土歸流：“大一統(tǒng)”政治制度與民族關(guān)系重構(gòu)

基于土司統(tǒng)治的割據(jù)性質(zhì)及其所帶來的地方社會的不穩(wěn)定性以及國家“大一統(tǒng)”的目標(biāo)導(dǎo)向，中央政府

接續(xù)在西南民族地區(qū)進(jìn)行改土歸流。清政府于雍正四年（1726）開始對鄂西南地區(qū)進(jìn)行改土歸流。在中央朝

廷的重壓之下鄂西南各土司紛紛自愿接受在其轄區(qū)內(nèi)廢土設(shè)流。雍正十三年（1735），中央朝廷在鄂西南原

土司轄區(qū)設(shè)立施南府，下轄恩施、來鳳、咸豐、宣恩、建始以及利川，在容美土司轄區(qū)設(shè)鶴峰州，完成對鄂

西南地區(qū)的改土歸流。

改土歸流后，鄂西南地區(qū)發(fā)生了劇烈變革。首先，廢土設(shè)流后鄂西南地區(qū)被納入到中央朝廷的直接管轄

之下，清政府在鄂西南地區(qū)改土設(shè)縣，委派流官對其進(jìn)行治理，對鄂西南原土司管轄區(qū)域的治理方式已與中

原經(jīng)制地區(qū)無異。其二，消除“蠻不出境，漢不入峒”的禁錮，允許土地買賣，鼓勵開荒，招募中原地區(qū)人

口進(jìn)入鄂西南地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)墾殖；同時，清政府在鄂西南地區(qū)丈量土地，統(tǒng)計(jì)戶口，登記編冊，制定賦稅標(biāo)

準(zhǔn)，重視鄂西南地區(qū)水利設(shè)施建設(shè)，推廣中原地區(qū)先進(jìn)耕作技術(shù)和生產(chǎn)工具，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的科學(xué)更新，

促進(jìn)鄂西南地區(qū)生計(jì)的農(nóng)耕化；此外，改土歸流后，除了前來墾殖的中原地區(qū)人口外，隨其而來的還有一批

商人群體，隨著原土司制度下封建領(lǐng)主制經(jīng)濟(jì)的逐漸解體，結(jié)束了土司對商人勒索和土民不善商賈的局面，

鄂西南地區(qū)商業(yè)貿(mào)易出現(xiàn)活躍之勢。最后，革除舊制陋規(guī)，倡導(dǎo)同姓不婚，嚴(yán)禁姑舅表婚以及童婚，禁止男

女混雜同坐，背夫私逃，私自改嫁以及女家外戚干涉婚嫁的舊俗；宣傳中原地區(qū)儒家主流文化，提倡祭祀祖

先，普及禮義教育，鼓勵設(shè)立官學(xué)、義學(xué)，開設(shè)書院，大力發(fā)展教育事業(yè)；嚴(yán)禁民間舉行巫術(shù)活動，“禁端

公邪術(shù)”“禁乘喪訛詐”“禁輕生”，肅清“羅神邪教之家”等等。這些圍繞政治、經(jīng)濟(jì)、文化等展開的變

革，消除鄂西南地區(qū)各民族互動的桎梏，促成了各民族交往交流交融的良性發(fā)展態(tài)勢。

（一）各民族政治制度的調(diào)整與相通

第 5 期 石云妹：制度變遷與民族關(guān)系重構(gòu) 97

改土歸流前在鄂西南土司地區(qū)推行的是“因俗而治”的治理政策，改土歸流后把鄂西南原土司管轄之地

納入中央朝廷直接管理之中。政治的調(diào)適消除了各民族交往互動的制度障礙，促進(jìn)了人口流動，推動了各民

族交往交流交融。

第一，鄂西南地區(qū)改土歸流完成后，其成為了中央朝廷直接統(tǒng)治下的一部分。雍正十三年（1735），鄂

西南地區(qū)完成改土歸流，中央政府在鄂西南地區(qū)設(shè)立州、府、縣各級地方政權(quán)機(jī)構(gòu)，在實(shí)力最強(qiáng)的容美土司

原管轄區(qū)域設(shè)立鶴峰州，在其他土司區(qū)域設(shè)立施南府，下轄恩施、利川、咸豐、來鳳、建始以及宣恩，并在

鄂西南地區(qū)丈量土地，統(tǒng)計(jì)人口。此后，以往土司管轄下的“夷民”，成為王朝國家所轄的“編民”。另外，

也有學(xué)者認(rèn)為，土司家族勢力在改土歸流之后并沒有被完全消除，而是在當(dāng)?shù)匾廊话l(fā)揮著不容忽視的政治和

經(jīng)濟(jì)作用[14]。

第二，改土歸流后廢除“蠻不出境，漢不入峒”的禁令，消除人口流動的空間約束。一方面，鄂西南地

區(qū)改土歸流打破了土司割據(jù)的封閉狀態(tài)，撤銷了原來設(shè)立的界碑和關(guān)卡，使鄂西南連成了一片，也使鄂西南

與周圍地區(qū)相通[15]。另一方面，在派遣流官治理政務(wù)的基礎(chǔ)上又派駐軍隊(duì)震懾以防暴動，帶來大量隨軍人口

向鄂西南地區(qū)遷移。同時在鄂西南土司的處理上，政府將土司分派到其他各地，譬如將忠峒土司田光祖派到

江夏（武昌）任千總，將高羅土司田昭派到漢陽任世襲千總，將木冊土司田應(yīng)鼎派到孝感任世襲千總，增加

人口的地區(qū)流動。改土歸流后“蠻不出境，漢不入峒”禁令的消除使得人口流動的地理空間沒有了束縛，人

口流動更為活躍。據(jù)《咸豐縣志》記載：“自改土歸流后，外來寄籍者不少”，咸豐初年“遷移入咸者，愈

遷愈甚，接踵而至，遍滿鄉(xiāng)邑”[16]。人口空間流動促進(jìn)鄂西南地區(qū)各民族和中原地區(qū)人口的進(jìn)一步交往交流

交融，奠定了今日鄂西南地區(qū)漢、土家等民族大雜居小聚居的分布格局。

第三，土地制度的調(diào)整，政府招募中原地區(qū)人口移居鄂西南地區(qū)進(jìn)行墾殖，中原地區(qū)人口紛紛遷入鄂西

南進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。改土歸流之前鄂西南地區(qū)人煙稀少，人口密度較低，生產(chǎn)力發(fā)展也比較滯后。改土歸流后

進(jìn)行土地制度改革，大批中原地區(qū)人口遷進(jìn)鄂西南地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)墾殖。據(jù)《甄氏族譜》所記載：“至乾隆年

間，始種苞谷，于是開鐵廠者來矣，燒石灰者至焉，眾來斯士??而外來各處人民絮妻負(fù)子，佃地種田，植

苞谷者，接踵而來。山之巔，水之涯，昔日禽獸案巢，今皆為膏腆之所”[17]?！独h志》亦載：“自改土

以來，流人麇至，窮巖邃谷，盡行耕墾”[18]。改土歸流后土地制度的調(diào)整和改革，致使中原地區(qū)人口向鄂西

南地區(qū)遷徙，促進(jìn)了鄂西南地區(qū)生產(chǎn)力的發(fā)展以及族際間的互動與交流。

（二）各民族經(jīng)濟(jì)發(fā)展的交流與互嵌

改土歸流打破“蠻”與“漢”的界線，中原地區(qū)人口遷往鄂西南地區(qū)，帶來先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和工具，為

鄂西南社會發(fā)展注入新元素，促進(jìn)當(dāng)?shù)厣虡I(yè)貿(mào)易的發(fā)展，助推鄂西南地區(qū)各民族交往交流交融。

首先，中原地區(qū)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)流向鄂西南，生產(chǎn)技術(shù)的學(xué)習(xí)、交流加強(qiáng)和鞏固各民族的交往聯(lián)系。

由于地處武陵山區(qū)，受到地形和氣候的影響，改土歸流之前鄂西南土司地區(qū)的生產(chǎn)方式較為粗放，土民主要

以農(nóng)耕、漁獵、采集為生計(jì)類型。改土歸流后，中原地區(qū)人口大量遷進(jìn)，隨之而來的是中原地區(qū)先進(jìn)的生產(chǎn)

方式以及生產(chǎn)工具在鄂西南地區(qū)推廣。譬如，改土歸流前土民向來刀耕火種不用灰糞，改土歸流后鶴峰州知

州毛峻德發(fā)布文告，要求“遠(yuǎn)近居民，無論宅之旁后，家家開一蓄糞之池??閑時則撿拾人、畜各糞及爛草

火灰，堆積池中，至來歲春耕，先挑撒積糞和拌土中，然后下種”[19]。此外，改土歸流后引進(jìn)了輸水灌溉用

的“筒車”、引水用的“沖筒”，據(jù)《來鳳縣志》記載，“溪壑近水平衍之處，間用水車、筒車汲引，以資

灌溉”[20]。耕種方式的改進(jìn)和水利設(shè)施的建設(shè)使得鄂西南地區(qū)的生產(chǎn)力得到顯著提升。在農(nóng)作物方面，據(jù)《施

南府志》卷 12《食貨志》記載：“稻谷有早稻、中稻和晚稻，分粘谷、糯谷，僅來鳳一縣稻谷就達(dá)二十多個

品種”[21]?？梢姡耐翚w流后鄂西南地區(qū)傳統(tǒng)的諸如稻谷等糧食作物產(chǎn)量和品種也有所增加。除此之外，原

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產(chǎn)于美洲的玉米、紅薯、馬鈴薯等新作物在鄂西南地區(qū)引種推廣，據(jù)《施南府志》卷 12《食貨志》記載，“凡

高地?zé)o水源者，均可種包谷。東鄉(xiāng)椿木營、忠洞之鳥脊嶺等處，均可種洋芋。忠建之金陵寨、高羅之九間店，

宜種甘薯”[21]?！抖魇┛h志》卷 7《風(fēng)俗志》也有記載：“近日種包谷者多，其種固好，可以作米、作酒、

作糖、作糕餅，亦種之美者也”[22]。紅薯、玉米、馬鈴薯等農(nóng)作物紛紛流入鄂西南地區(qū)，這些農(nóng)作物由于適

合鄂西南地區(qū)的環(huán)境和氣候而產(chǎn)量較高，改善了區(qū)域內(nèi)人口的飲食結(jié)構(gòu)，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。先進(jìn)生產(chǎn)

方式和生產(chǎn)技術(shù)的引入促使鄂西南地區(qū)長期存在的落后生產(chǎn)、生活方式得到極大的進(jìn)步。同時，由于中原地

區(qū)生產(chǎn)技術(shù)的引進(jìn)和人口的涌入，使各民族之間的關(guān)系日趨密切。糧食產(chǎn)量的提高，更是增加區(qū)域?qū)θ丝诘?/p>

供養(yǎng)能力，為鄂西南地區(qū)各民族交往交流交融提供更為堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)。

其次，改土歸流后中原地區(qū)人口遷入帶來大量的手工生產(chǎn)，手工業(yè)的發(fā)展拓寬了鄂西南地區(qū)各民族交往

交流交融的場域空間。改土歸流之前，鄂西南地區(qū)主要種植用于手工業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)作物是棉花以及苧麻，其用

途基本上是家庭內(nèi)自種自紡、自給自足。此外，家庭熬堿、燒堿以及水銀和硫磺的開采也有小規(guī)模進(jìn)行，但

是這些手工業(yè)品一般不用于市場貨幣交換，多為自用和供土司衙署使用或在附近一個固定的“場”用以以物

換物。改土歸流后，隨著人口的流動，各種手工生產(chǎn)技術(shù)得以在此交流互鑒，鄂西南地區(qū)大量手工工匠迅速

產(chǎn)生、成長。在鄂西南地區(qū)出現(xiàn)了一批專業(yè)的木匠、篾匠、石匠、鐵匠、首飾匠、皮匠、鞋匠、彈匠、染匠、

油漆匠、機(jī)匠、裁縫等等，這些工匠經(jīng)營項(xiàng)目眾多，且生產(chǎn)的產(chǎn)品十分精良[23]。手工技術(shù)的交流和切磋，為

各民族交往交流交融開辟了更為廣闊的場域。

最后，改土歸流后鄂西南地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展空前活躍，為各民族交往交流交融提供了更加廣闊的領(lǐng)地。改

土歸流后，結(jié)束了土司對商人剝削和勒索的狀況，中原地區(qū)的商人絡(luò)繹不絕進(jìn)入鄂西南地區(qū)購買以及銷售物

產(chǎn)。隨著鄂西南地區(qū)貿(mào)易業(yè)日益發(fā)展，“土民不事商賈”的局面出現(xiàn)改變，出現(xiàn)了“土著亦能貿(mào)”，“負(fù)土

出境”的盛況。此外，據(jù)《利川縣志》記載：“民間米鹽交易，或期以三日，或期以五日，其交易之區(qū)曰場，

亦有以市鎮(zhèn)街店稱者”[24]?？梢姡诙跷髂系貐^(qū)還出現(xiàn)了規(guī)模較大的市鎮(zhèn)。集市流通的大宗貨物以布匹、金

屬、桐油、鹽堿為主要，外地商人在此販賣本地不產(chǎn)的食鹽、布匹，當(dāng)?shù)靥禺a(chǎn)藥材、生漆、桐油、堿等土產(chǎn)

品則經(jīng)此銷往山外。據(jù)同治《來鳳縣志》記載：“邑人列肆，所賣漢口、常德、津、沙二市之物不一，廣貨、

川貨，四時皆有，京貨、陜貨亦已時至”“邑之卯洞，可通舟輯，直達(dá)江湖，縣境與鄰邑，所產(chǎn)桐油、靛、

倍俱集於此，以江左楚南貿(mào)易麋至，往往以桐油諸物順流而下，以棉花諸物逆水而上”[25]。商業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，

使得鄂西南地區(qū)長久保持完整的封建領(lǐng)主制經(jīng)濟(jì)的統(tǒng)治地位受到威脅，同時給各民族交往交流交融打下更為

牢固的基礎(chǔ)和更加寬闊的舞臺。

（三）各民族文化的采用與借鑒

文化始終處于動態(tài)、不斷發(fā)展演變的過程。制度變革、經(jīng)濟(jì)消長、人群流動等，為文化發(fā)展提供了源源

不竭的動力，加快文化演進(jìn)的步伐。鄂西南改土歸流后，隨著各種文化在此交流碰撞，各民族文化或主動或

被動出現(xiàn)采用和互鑒。

風(fēng)俗習(xí)慣方面，中央朝廷為鞏固和加強(qiáng)對鄂西南地區(qū)的統(tǒng)治，對阻礙國家治理的陳規(guī)舊俗進(jìn)行強(qiáng)制性的

革除。革除那些與主流封建文化有歧義和沖突的文化習(xí)俗，對服飾、語言、歌舞、姓名制度、婚姻家庭制度

到宗教信仰等文化的各個方面加以規(guī)范，促使土家族抑制本民族外顯的文化，大量采借漢文化，以避免文化

沖突帶來的后果[26]。在國家行政力量的干預(yù)和推動下，中原地區(qū)主流文化得以在鄂西南廣為傳播，鄂西南地

區(qū)的風(fēng)俗習(xí)慣發(fā)生了急劇的變遷。

文化教育發(fā)展方面：第一，大量增設(shè)學(xué)堂。出現(xiàn)諸多“膠館”、“義庫”和“家塾”；第二，擴(kuò)大教育

的面向范圍。據(jù)《鶴峰州志》記載：“容美僻處楚荒，未漸文教，綱常禮節(jié)，素未講明。不知人秉五常，一

第 5 期 石云妹：制度變遷與民族關(guān)系重構(gòu) 99

舉一動，皆有規(guī)矩??令館師日則教子弟在館熟讀，夜則令子弟在家溫習(xí)”[27]?？梢娫谌菝赖貐^(qū)，減弱了教

育的門第限制，寒儉之家亦以子弟誦讀為重。第三，對漢文化教育的重視加深。在加強(qiáng)漢文化學(xué)習(xí)之后，昔

日的土民“今則彬彬焉與中土無異”[28]。改土歸流后，在鄂西南地區(qū)廣設(shè)學(xué)校，學(xué)子進(jìn)入學(xué)堂學(xué)習(xí)而沒有門

第的限制，教育資源的地區(qū)差異和階層差別得到消減。在鄂西南地區(qū)廣泛宣傳、推廣儒學(xué)教育，促進(jìn)了各民

族文化教育的相通。

鄂西南各民族與中原地區(qū)文化交流方面，在國家政治層面推動以及民間自主性發(fā)揮的雙重影響下，中原文

化與鄂西南地區(qū)各少數(shù)民族的文化實(shí)現(xiàn)了更為廣泛和深層次的交流。鄂西南地區(qū)的傳統(tǒng)習(xí)俗在與中原文化的接

觸中逐漸發(fā)生變化，譬如在傳統(tǒng)續(xù)嗣方法上，改土歸流前“舊日土民無子，無論異姓，即立為子”；改土歸流

后推行中原地區(qū)的續(xù)嗣方法，“嗣后有無子者，照律先立同胞子侄，次于嫡堂從堂，再從堂依序立侄為嗣。如

無侄可立，方與遠(yuǎn)房及同姓中照世次擇立，承奉宗招，傳授產(chǎn)業(yè)”[27]。在與中原文化交流的過程中鄂西南地區(qū)

各少數(shù)民族不斷學(xué)習(xí)其優(yōu)秀成分，文化的交流和借鑒增進(jìn)鄂西南各少數(shù)民族對中原主流文化的認(rèn)同。

四、結(jié)語

自古至今祖國疆域內(nèi)的各民族共同創(chuàng)造著燦爛的中華文明，共同締造著統(tǒng)一多民族國家。一部中國史，

就是各民族交融匯聚成多元一體中華民族的歷史，就是各民族共同締造、發(fā)展、鞏固統(tǒng)一偉大祖國的歷史。

改土歸流為各民族交往交流交融創(chuàng)造了契機(jī)。在中國民族史上封建王朝的末期，在土司制度弊端顯現(xiàn)以及中

央“大一統(tǒng)”目的的共同影響下順勢而生的改土歸流把各民族交往交流交融推向了新的歷史高潮。改土歸流

過程中政治制度的調(diào)整、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變以及文化的采用和借鑒不僅是有效推進(jìn)改土歸流目的的有效手

段，更是推動各民族交往交流交融的重要載體。改土歸流后制度的相同，經(jīng)濟(jì)、文化的互嵌是各民族交往交

流交融的體現(xiàn)內(nèi)容，也是各民族命運(yùn)共同體逐漸形成的具體展現(xiàn)。改土歸流打破了制度壁壘，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系

以及文化交流，有力推進(jìn)各民族政治、經(jīng)濟(jì)、文化形成“你中有我，我中有你”的互嵌格局，對統(tǒng)一多民族

國家的鞏固和發(fā)展發(fā)揮著巨大的助推意義。改土歸流重構(gòu)了各民族的民族關(guān)系，加強(qiáng)民族地區(qū)與中央朝廷的

聯(lián)系，密切各民族之間的互動交流，促進(jìn)了各民族政治共同體、經(jīng)濟(jì)共同體、文化共同體以及社會共同體的

形成。改土歸流推進(jìn)了民族地區(qū)融入大一統(tǒng)國家的進(jìn)程，是加快中華民族共同體形成的歷史進(jìn)程的重要舉措。

參考文獻(xiàn)：

[1] 楊洪林．歷史移民與武陵民族地區(qū)社會變遷研究[M]．北京：人民出版社，2019：150．

[2] 吳柏森．容美紀(jì)游校注[M]．武漢：湖北人民出版社，1998．

[3] 王承堯，羅午．土家族土司簡史[M]．北京：中央民族學(xué)院出版社，1991：5．

[4] 申時行．大明會典[M]．上海：上海古籍出版社，2002：101．

[5] 談遷．國榷[M]．張宗祥，點(diǎn)校．北京：中華書局，1958：706-707．

[6] 魏源．皇朝經(jīng)世文編[M]．長沙：岳麓書社，2004：694．

[7] 魏源．圣武記[M]．北京：中華書局，1984：284．

[8] 聶光鑾，王柏心，雷春沼．宜昌府志[M]．臺北：成文出版社，1970．

[9] 《咸豐土家族簡介》編寫組．咸豐土家族簡介[Z]．1980：13．

[10] 莊定域，支承祜，等．彭水縣志[M]．成都：巴蜀書社，1992．

[11] 張九章，陳藩垣．黔江縣志[M]．成都：巴蜀書社，1992．

[12] 李勖，何遠(yuǎn)鑒，張鈞．來鳳縣志[M]．武漢：湖北人民出版社，2024．

100 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

[13] 陳丕顯．長陽縣志[M]．北京：方志出版社，2005：94．

[14] 楊庭碩，楊曾輝．“改土歸流”：土司家族政治命運(yùn)的轉(zhuǎn)型[J]．中央民族大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2011（6）：76-85．

[15] 黃柏權(quán)．鄂西南土家族地區(qū)改土歸流的必然性和進(jìn)步性[J]．三峽論壇（三峽文學(xué)·理論版），2013（6）：1-6．

[16] 張梓．咸豐縣志[M]．臺北：成文出版社，1975．

[17] 甄學(xué)賢．甄氏族譜[M]．乾隆五十九年（1794）刻本．

[18] 何蕙馨．利川縣志[M]．武漢：湖北人民出版社，2019．

[19] 王縈緒．石柱廳志[M]．乾隆四十年（1775）刻本．

[20] 蒲又洪，林冀池．來鳳縣志[M]．乾隆二十一年（1756）刻本．

[21] 王夢協(xié)，羅德昆．施南府志[M]．武漢：湖北人民出版社，2024．

[22] 羅凌漢，多壽．恩施縣志[M]．臺北：成文出版社，1975．

[23] 李虎．論清代改土歸流對土家族地區(qū)經(jīng)濟(jì)開發(fā)的影響[J]．重慶三峽學(xué)院學(xué)報，2010（5）：59-63．

[24] 黃世崇．利川縣志[M]．臺北：成文出版社，1976．

[25] 何遠(yuǎn)鑒，張鈞．來鳳縣志[M]．南京：江蘇古籍出版社，2001：463-464．

[26] 劉倫文．國家行政力量與民間社會力量的互動——論改土歸流后西南土家族社會文化變遷的動力[J]．湖北民族學(xué)院學(xué)報

（哲學(xué)社會科學(xué)版），2004（4）：13-17．

[27] 毛峻德．鶴峰州志[M]．乾隆六年（1741）刻本．

[28] 吳永章．論清代鄂西的改土歸流[J]．中央民族學(xué)院學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），1987（5）：10-12．

Institutional Changes and Reconstruction of Ethnic Relations: Focusing

on the Investigation of Bureaucratization of Native Officers in

Southwestern Hubei Province

SHI Yunmei

( College of Ethnology and Sociology, Hubei Minzu University, Enshi 445000, Hubei, China )

Abstract: In the history of Chinese ethnic groups, the implementation of “Bureaucratization of native officers” is

a crucial historical node, which has pushed the communication, exchange, and integration of various ethnic groups to

a new historical height. As far as the southwestern Hubei province is concerned, before the “Bureaucratization of

native officers”, the interaction between the native people and the Han people was negatively affected under the ban

of \"The natives and the Han people are restricted to their respective areas and are not allowed to enter each other\".

Under the governance framework of indirect rule by the central court, the Tusi's jurisdiction implemented a

management strategy of \"administrating according to customs\". The loose governance space left institutional gaps

for the Tusi to rebel against the central court, exploit the local people under their rule recklessly, and for the Tusi to

have disputes with each other from time to time for profit. In the thirteenth year of the Yongzheng reign (1735), the

southwestern Hubei province completed the “Bureaucratization of native officers”. After the “Bureaucratization of

native officers”, the political adjustment, the transformation of the economic development mode, and the evolution

of culture reduced the institutional obstacles to the interaction between various ethnic groups, and promoted the

mutual development of their economies and cultures. “Bureaucratization of native officers” has reconstructed ethnic

relations and promoted communication, exchange and integration among various ethnic groups.

Keywords: institutional change, Southwestern Hubei, Bureaucratization of native officers,

exchange and integration of various ethnic groups

（責(zé)任編輯 車越川）

第 5 期 石云妹：制度變遷與民族關(guān)系重構(gòu) 101

【經(jīng)濟(jì)學(xué)與管理學(xué)】

數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理

——基于公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督視角

高淑娟

（ 蚌埠工商學(xué)院 會計(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233000 ）

摘 要：在引導(dǎo)數(shù)字經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合的背景下，數(shù)字化轉(zhuǎn)型成為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

的必然選擇，基于此，文章以 A 股上市公司 2017-2022 年數(shù)據(jù)作為研究樣本，研究數(shù)字化轉(zhuǎn)型

與真實(shí)盈余管理之間的關(guān)系，并引入公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督作為調(diào)節(jié)變量，探尋調(diào)節(jié)變量在

數(shù)字化轉(zhuǎn)型和真實(shí)盈余管理關(guān)系中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠抑制真實(shí)盈余

管理；完善的公司治理機(jī)制和高質(zhì)量的外部審計(jì)可以有效抑制數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)真實(shí)盈余管理

的作用。文中的研究在對數(shù)字化轉(zhuǎn)型滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。研究豐富了數(shù)字化

轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟(jì)后果研究文獻(xiàn)，同時為公司在新監(jiān)管環(huán)境下如何抑制管理層的真實(shí)盈余管理提供了

新的思路。

關(guān)鍵詞： 數(shù)字化轉(zhuǎn)型； 真實(shí)盈余管理； 公司治理； 外部審計(jì)監(jiān)督

中圖分類號：F272 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1673-9639 (2024) 05-0102-11

一、引言

基于委托代理理論和信息不對稱理論，學(xué)者們對盈余管理進(jìn)行了廣泛的研究，盈余管理可以分為應(yīng)計(jì)盈

余管理和真實(shí)盈余管理?？v觀近期文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，真實(shí)盈余管理的隱蔽性和操作空間略勝于應(yīng)計(jì)盈余管理，因此

更受管理者偏愛[1]。國內(nèi)外學(xué)者從內(nèi)部控制機(jī)制[2]、外部審計(jì)監(jiān)督[3]、股權(quán)激勵[4]等視角出發(fā)，利用企業(yè)內(nèi)外

部治理機(jī)制降低真實(shí)盈余管理的發(fā)生概率。

與此同時，隨著云計(jì)算、大數(shù)據(jù)、人工智能等新興技術(shù)手段的興起，數(shù)字化技術(shù)的運(yùn)用對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也

產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，例如瑞幸咖啡試圖利用科技手段實(shí)施無人零售的模式，從而達(dá)到提高企業(yè)盈利的目的。數(shù)

字化技術(shù)中相應(yīng)硬件、軟件的配置需要大量的資金，給管理者帶來了短期業(yè)績壓力，在這一壓力下，管理層

因無法完成業(yè)績指標(biāo)將有動機(jī)采取隱蔽性更強(qiáng)的真實(shí)盈余管理來美化財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，從而實(shí)現(xiàn)短期目標(biāo)。但企業(yè)

在配置信息化系統(tǒng)時，財(cái)務(wù)信息更加透明，管理者基于私利動機(jī)、融資動機(jī)、預(yù)期動機(jī)等美化數(shù)據(jù)的難度加

大，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)被篡改的機(jī)率降低；同時，數(shù)字化轉(zhuǎn)型也可以改善信息不對稱程度，緩解委托人和代理人之間

的溝通問題，從而抑制真實(shí)盈余管理的發(fā)生?；诖耍疚难芯康膯栴}是：數(shù)字化轉(zhuǎn)型和真實(shí)盈余管理誰會

在這場博弈中勝出，即數(shù)字化轉(zhuǎn)型能否抑制管理層的盈余操縱。

第26卷 第5期 銅 仁 學(xué) 院 學(xué) 報 Vol. 26, No.5

2024 年 10 月 Journal of Tongren University Oct. 2024

收稿日期：2024-06-20

基金項(xiàng)目：安徽省高校自然科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目“數(shù)字化轉(zhuǎn)型對上市公司盈余管理影響的機(jī)制研究”（2023AH052333）；蚌埠工

商學(xué)院優(yōu)秀青年教師培育一般項(xiàng)目“上市公司盈余管理的方式選擇以及影響后果研究”（XYQYB202402）。

作者簡介：高淑娟（1993-），女，安徽蕪湖人，碩士、講師，研究方向：公司治理與財(cái)務(wù)。

完善的公司治理和高質(zhì)量的外部審計(jì)對管理者發(fā)揮一定的監(jiān)督作用，公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督能否調(diào)節(jié)

數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理之間的關(guān)系也是學(xué)者研究的重點(diǎn)，因此，本文選取了 2017—2022 年度 A 股上市

公司數(shù)據(jù)作為觀測樣本，研究數(shù)字化轉(zhuǎn)型和真實(shí)盈余管理之間的關(guān)系，以及公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督發(fā)揮的

調(diào)節(jié)作用，從而探尋治理盈余管理的手段，為監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)管提供新的思路。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理

隨著區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)等技術(shù)不斷涌現(xiàn)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型成為全球新一輪產(chǎn)業(yè)革命討論的熱點(diǎn)話題，

數(shù)字化技術(shù)的運(yùn)用降低了管理層腐敗的發(fā)生[5]，改變了企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營流程、組織架構(gòu)、銷售模式，提升企業(yè)

價值增長的空間[6]。目前關(guān)于數(shù)字化轉(zhuǎn)型的研究熱點(diǎn)集中在綠色技術(shù)創(chuàng)新、投資效率、公司治理、盈余管理

等方面，在論證數(shù)字化轉(zhuǎn)型與盈余管理的關(guān)系時，學(xué)者認(rèn)為企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理主要通過選擇會計(jì)政策、操縱

會計(jì)信息，從而達(dá)到誤導(dǎo)投資者的目的；而在大數(shù)據(jù)時代，信息更加透明，從而增加管理層實(shí)施應(yīng)計(jì)盈余管

理的難度[7]。真實(shí)盈余管理主要通過改變公司的實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營活動，比如調(diào)節(jié)研發(fā)支出、銷售費(fèi)用和價格、

生產(chǎn)計(jì)劃等，從而影響公司財(cái)務(wù)報告和盈余情況，對資本市場存在一定的破壞性[8]，監(jiān)管難度大，隱蔽性較

強(qiáng)，因此對于兩者之間的關(guān)系學(xué)術(shù)界尚未達(dá)成統(tǒng)一意見，有的認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，企業(yè)商業(yè)模式創(chuàng)新程度

加劇，帶來的融資需求為盈余管理提供了誘因[9]；為了緩解短期的業(yè)績壓力，管理層將實(shí)施真實(shí)盈余管理，

從而達(dá)到滿足個人發(fā)展和穩(wěn)定公司股價的目的[10]，有的則認(rèn)為數(shù)字化技術(shù)在企業(yè)的運(yùn)用會降低管理層實(shí)施真

實(shí)盈余管理的動機(jī)和能力[11][12]。

數(shù)字化轉(zhuǎn)型可以提高企業(yè)績效、緩解企業(yè)融資壓力、降低信息不對稱程度，真實(shí)盈余管理的實(shí)施條件主

要是基于信息不對稱這一現(xiàn)象的存在。本文認(rèn)為，數(shù)字化技術(shù)可以從以下幾方面影響真實(shí)盈余管理。首先，

數(shù)字化技術(shù)的發(fā)展影響企業(yè)的生產(chǎn)、研發(fā)以及營銷環(huán)節(jié)，從而達(dá)到降低管理層實(shí)施的動機(jī)。一方面，數(shù)字化

技術(shù)使得信息收集、處理難度減弱，信息獲取更加便捷，能精準(zhǔn)捕捉企業(yè)研發(fā)和生產(chǎn)所需的信息，提高企業(yè)

的生產(chǎn)效率；另一方面，公司利用大數(shù)據(jù)來獲取客戶的消費(fèi)傾向和消費(fèi)能力信息，精準(zhǔn)推送該產(chǎn)品給需要的

潛在客戶，增加企業(yè)的銷售利潤。價值鏈的各個環(huán)節(jié)都受到數(shù)字化轉(zhuǎn)型帶來的積極影響，因此有助于幫助企

業(yè)提升績效[13]，緩解管理層因?yàn)闃I(yè)績壓力而實(shí)施盈余操縱的動機(jī)。

數(shù)字化技術(shù)增加管理層實(shí)施的難度。一是數(shù)字化技術(shù)的發(fā)展使得企業(yè)內(nèi)部人員的配合意愿降低。企業(yè)內(nèi)

部信息共享技術(shù)使得各職能部門間互相監(jiān)督，若操縱數(shù)據(jù)則被曝光的可能性加大，內(nèi)部人員出于職業(yè)前景和

安全角度出發(fā)，從而降低配合管理層操縱企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的想法；二是云技術(shù)、區(qū)塊鏈的運(yùn)用使得信息保存時

間更為長久，數(shù)據(jù)更為可靠且透明度增加。在此情景下企業(yè)主動披露信息的意愿也會增強(qiáng)，公開披露的信息

使得投資者、債權(quán)人、審查單位等獲得的數(shù)據(jù)更為真實(shí)有效，可靠的數(shù)據(jù)使得相應(yīng)部門更能發(fā)揮監(jiān)督作用，

從而降低管理層實(shí)施真實(shí)盈余管理的程度?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1：在其他條件一定時，數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于抑制企業(yè)真實(shí)盈余管理活動

（二）數(shù)字化轉(zhuǎn)型、公司治理與真實(shí)盈余管理

公司治理也是學(xué)者喜愛研究的話題之一，公司治理與盈余管理的關(guān)系也一直被研究。完善的公司治理結(jié)

構(gòu)，有助于約束管理層的權(quán)利并權(quán)衡利益相關(guān)者間的利益，抑制管理層操縱盈余[14]。國內(nèi)學(xué)者對兩者之間的

關(guān)系也進(jìn)行了探索，但尚未達(dá)成一致意見。學(xué)者以上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)合理的公司治理機(jī)制可以發(fā)揮

監(jiān)督作用，制約管理層利用盈余管理行為來操縱企業(yè)利潤[15]；從公司治理的具體指標(biāo)出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)兩權(quán)分

第 5 期 高淑娟：數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理 103

離度能增強(qiáng)管理層的盈余管理程度，而獨(dú)立董事兼任在家族企業(yè)中對盈余管理并不發(fā)揮作用[16]。

在委托代理理論的基礎(chǔ)上，公司治理不斷發(fā)展，縱觀文獻(xiàn)可以看出，部分學(xué)者認(rèn)為完善的公司治理機(jī)制

對盈余操縱起到約束作用。管理層基于個人利益、職業(yè)發(fā)展等原因，在做出相應(yīng)決策時偏向?qū)ψ约河欣囊?/p>

面，而公司治理機(jī)制中的管理層持股、高管薪酬等激勵機(jī)制，能有效降低管理層的自利行為，兩權(quán)分離、董

事會和監(jiān)事會規(guī)模等監(jiān)督機(jī)制可以對管理層的行為進(jìn)行監(jiān)督，威懾管理層的短視行為，從而降低真實(shí)盈余管

理行為。由此可見，公司治理機(jī)制發(fā)揮激勵和監(jiān)督作用，企業(yè)數(shù)字化信息系統(tǒng)技術(shù)的運(yùn)用也可以對管理層的

行為進(jìn)行有效監(jiān)督，兩者對真實(shí)盈余管理都發(fā)揮治理效應(yīng)，治理角色存在重合性，一種治理機(jī)制的出現(xiàn)應(yīng)該

降低對另外一種治理機(jī)制的需求，因此公司治理機(jī)制的完善，將會減弱數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的作用，

基于此，本文提出以下假設(shè)：

H2：在其他條件一定時，隨著公司治理機(jī)制完善程度的增加，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的抑制作用將

會減弱。

（三）數(shù)字化轉(zhuǎn)型、外部審計(jì)監(jiān)督與真實(shí)盈余管理

近年來，審計(jì)與真實(shí)盈余管理的關(guān)系引起了學(xué)者的關(guān)注，審計(jì)研究話題中的審計(jì)監(jiān)督、國家審計(jì)、董秘

審計(jì)背景、關(guān)鍵審計(jì)事項(xiàng)披露等內(nèi)容都會對盈余管理產(chǎn)生影響。國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，專業(yè)性越強(qiáng)的事務(wù)所，

其客戶應(yīng)計(jì)盈余管理行為越低[17]；事務(wù)所規(guī)模越大，審計(jì)收費(fèi)越高，事務(wù)所在審計(jì)時承擔(dān)的審計(jì)風(fēng)險、訴訟

風(fēng)險則越大[18]，那么在審計(jì)時將會執(zhí)行更多的審計(jì)程序?qū)ζ髽I(yè)的財(cái)務(wù)報表進(jìn)行檢查，以此震懾管理層進(jìn)行真

實(shí)盈余管理。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為盈余管理較為普遍，國家審計(jì)監(jiān)督能有效抑制國有企業(yè)的盈余管理行為[19]；高

質(zhì)量的外部審計(jì)在不同的經(jīng)濟(jì)周期對盈余管理發(fā)揮的作用并不一致，其中在經(jīng)濟(jì)繁榮期發(fā)揮的抑制作用更為

顯著[3]。

首先，不同的事務(wù)所在審計(jì)時發(fā)揮的作用并不相同，一般的事務(wù)所為了獲取客戶，增加事務(wù)所的經(jīng)濟(jì)效

益，存在幫助管理層隱瞞真實(shí)盈余管理的現(xiàn)象，但高質(zhì)量的事務(wù)所客源豐富，獨(dú)立性更強(qiáng)，瞞報的可能性更

低；其次，高質(zhì)量事務(wù)所的審計(jì)師在審計(jì)時專業(yè)性更強(qiáng)，在面對不同情形的財(cái)務(wù)舞弊時經(jīng)驗(yàn)更為豐富，而管

理層的真實(shí)盈余管理手段滲透到企業(yè)的日常經(jīng)營活動中，影響會計(jì)科目，經(jīng)驗(yàn)豐富的審計(jì)師相對于經(jīng)驗(yàn)不足

者而言更能發(fā)現(xiàn)這一行為；最后，高質(zhì)量的事務(wù)所更為注重自身聲譽(yù)，因此與客戶合謀遮掩企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的

概率小。因此高質(zhì)量的審計(jì)可以有效發(fā)揮外部治理作用，抑制管理層的真實(shí)盈余管理。外部審計(jì)監(jiān)督發(fā)揮的

作用與上文中公司治理作用類似，與數(shù)字化轉(zhuǎn)型功能重合，基于此，本文提出以下假設(shè)：

H3：在其他條件一定時，隨著外部審計(jì)監(jiān)督質(zhì)量的提升，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的抑制作用將會

減弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取 A 股上市公司 2017—2022 年觀測數(shù)據(jù)作為研究樣本，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)處理：剔除金融業(yè)上市公

司數(shù)據(jù)；剔除 ST、*ST 公司樣本；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本數(shù)據(jù)，并對樣本進(jìn)行上下各 1%水平的縮尾處理以消

除極端值的影響。本文研究數(shù)據(jù)均來自 CSMAR 數(shù)據(jù)庫，并使用 Stata17 對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和分析。

（二）變量定義

1．被解釋變量

由于國內(nèi)外學(xué)者在度量真實(shí)盈余管理時普遍參考 Roychowdhury [20]的實(shí)證方法，因此，本文構(gòu)建經(jīng)營活

104 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

動現(xiàn)金流量模型、酌量性費(fèi)用模型和生產(chǎn)模型來衡量真實(shí)盈余管理，模型如下：

i t

i t

i t

i t

i t

i t i t

i t

A

REV

a

A

REV

a

A

a a

A

CFO

,

, 1

,

3

, 1

,

2

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0 1

, 1

, 1

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（1）

i t

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A

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b

A

REV

b

A

REV

b

A

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A

PROD

,

, 1

,

4

, 1

,

3

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,

2

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0 1

, 1

, 1

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（2）

i t

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i t

A

REV

c

A

c c

A

DISEXP

,

, 1

,

2

, 1

0 1

, 1

, 1

? ? ? ? ?

? ? ?

（3）

REMi,t=(-1)A_CFOi,t+A_PRODi,t+(-1)A_DISEXPi,t （4）

模型中 CFO、PROD、DISEXP 分別為經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、企業(yè)的生產(chǎn)成本、企業(yè)的操控性費(fèi)用，對模型

（1）、（2）、（3）分行業(yè)、年度進(jìn)行回歸，得到殘差（A_CFO、A_PROD、A_DISEXP）即為各指標(biāo)異常值；

然后再根據(jù)模型（4）計(jì)算真實(shí)盈余管理（REM），該指標(biāo)值越大，代表企業(yè)真實(shí)盈余管理程度越高。

2．解釋變量

目前，關(guān)于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的測量方法尚未統(tǒng)一，衡量方法主要有無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的變動程度[21]、

統(tǒng)計(jì)年報中與數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)詞頻數(shù)量[22]兩種，本文使用后一種方法對數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度這一指標(biāo)進(jìn)行衡量，

通過統(tǒng)計(jì)企業(yè)所公布的上市公司年度報表中出現(xiàn)的人工智能技術(shù)、區(qū)塊鏈技術(shù)、云計(jì)算技術(shù)、大數(shù)據(jù)技術(shù)這

四類的詞頻數(shù)量總和來計(jì)算，各關(guān)鍵詞詞頻數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。在獲取年報中披露的數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)詞

的詞頻總數(shù)后，構(gòu)造衡量企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的代理變量 Dig，這一變量數(shù)值為數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)詞頻總數(shù)加一的

對數(shù)。

3．調(diào)節(jié)變量

（1）公司治理

借鑒方紅星和金玉娜[23]研究的分析過程，從股東、董事會、監(jiān)事會及管理層視角選取 6 個公司治理變量

指標(biāo)，采用主成分分析方法，依據(jù)特征值選擇前三個主成分構(gòu)建公司治理綜合評價指標(biāo)，表 1 為選取的公司

治理具體指標(biāo)名稱。

表 1 公司治理指標(biāo)

變量符號 變量名稱 變量說明

MAT 董事長與總經(jīng)理是否兼職 董事長與總經(jīng)理兼職為 1，非兼職為 0

Bsize 董事會規(guī)模 董事會人數(shù)

Susize 監(jiān)事會規(guī)模 監(jiān)事會人數(shù)

Dis 董事會持股比例 董事會持股數(shù)與總股數(shù)之比

Mas 高管持股比例 高管持股與總股數(shù)之比

Masa 前三大高管薪酬 前三大高管薪酬的自然對數(shù)

（2）外部審計(jì)監(jiān)督

第 5 期 高淑娟：數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理 105

從上文文獻(xiàn)回顧中可以看出專業(yè)性強(qiáng)、規(guī)模大的事務(wù)所更具有獨(dú)立性，因此本文在借鑒董莉[3]的研究成

果的基礎(chǔ)上，以事務(wù)所是否為國際四大為標(biāo)準(zhǔn)來衡量外部審計(jì)監(jiān)督程度（Audit），若為國際四大，取值為 1，

否則取值為 0。

4．控制變量

在參考真實(shí)盈余管理類文獻(xiàn)[9][10][12]和數(shù)字化轉(zhuǎn)型類文獻(xiàn)[5]的基礎(chǔ)上，本文設(shè)置了如下控制變量：資產(chǎn)負(fù)

債率（LEV）、資產(chǎn)報酬率（ROA）、兩職合一（MAT）、第一大股東持股比例（TOP1）、股東規(guī)模（SN）、總

資產(chǎn)（SIZE）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TO）、成長性（GROWTH）、上市年限（AGE）、年度虛擬變量（Year）、行業(yè)

虛擬變量（Industry）等。具體變量定義及說明見表 2。

表 2 變量定義及說明

變量類型 變量符號 變量名稱 變量定義

被解釋變量 REM 真實(shí)盈余管理 真實(shí)盈余管理水平

解釋變量 Dig 數(shù)字化轉(zhuǎn)型 年報中數(shù)字化轉(zhuǎn)型的詞頻總數(shù)加 1 的對數(shù)

調(diào)節(jié)變量

Gov 公司治理 公司治理綜合評價指標(biāo)

Audit 外部審計(jì)監(jiān)督 事務(wù)所為國際四大取值 1；否則為 0

控制變量

LEV 資產(chǎn)負(fù)債率 t 年末總負(fù)債/總資產(chǎn)

ROA 資產(chǎn)報酬率 t 年末凈利潤/總資產(chǎn)

MAT 兩職合一 CEO 和董事長兩職合一取值為 1，否則為 0

TOP1 第一大股東持股比例 t 年第一大股東持股比例

SN 股東規(guī)模 t 年股東規(guī)模的自然對數(shù)

SIZE 總資產(chǎn) t 年公司的資產(chǎn)總額，取對數(shù)

TO 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 t 年末營業(yè)收入/總資產(chǎn)

GROWTH 成長性

（本年?duì)I業(yè)收入-上年?duì)I業(yè)收入）/上年?duì)I業(yè)

收入

AGE 上市年限 t 年與上市年份的差值

Industry 行業(yè)虛擬變量 若企業(yè)為該行業(yè)則為 1，否則為 0

Year 年度虛擬變量 若企業(yè)為該年度為 1，否則為 0

（三）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證數(shù)字化轉(zhuǎn)型與盈余管理之間的關(guān)系，以及公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督分別發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，特設(shè)

計(jì)以下模型：

REMi,t=α0+α1Digitali,t+α2ΣControlsi,t+εi,t （5）

REMi,t=β0+β1Digi,t +β2 Gov i,t+β3 Gov i,t* Dig i,t+β4ΣControlsi,t+εi,t （6）

REMi,t=γ0+γ1Digi,t +γ2 Audit i,t+γ3 Audit i,t* Dig i,t+γ4ΣControlsi,t+εi,t （7）

REM 為被解釋變量真實(shí)盈余管理，Dig 為解釋變量數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度，Gov 和 Audit 為調(diào)節(jié)變量，Gov 代

表公司治理綜合變量，Audit 代表外部審計(jì)監(jiān)督，Gov * Dig 為數(shù)字化轉(zhuǎn)型與公司治理的交互項(xiàng)，Audit * Dig

106 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

為數(shù)字化轉(zhuǎn)型與外部審計(jì)監(jiān)督的交互項(xiàng)。式（5）驗(yàn)證數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理之間的關(guān)系；式（6）和（7）

分別驗(yàn)證公司治理、外部審計(jì)監(jiān)督在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

本文將通過式（5）中 α1的數(shù)值來判斷數(shù)字化轉(zhuǎn)型與盈余管理之間的關(guān)系，若 α1 為負(fù)，則數(shù)字化轉(zhuǎn)型可

以抑制企業(yè)管理者的真實(shí)盈余操縱，驗(yàn)證上文假設(shè) H1；通過式（6）、式（7）中 β3、γ3的數(shù)值的正負(fù)性和顯

著性也可以判斷公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，若系數(shù)為負(fù)，則數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的抑

制作用會削弱，驗(yàn)證上文假設(shè) H2、H3。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表 3 列示了上文中變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，由表可以直觀看出，本次分析共使用 16565 個預(yù)測數(shù)據(jù)。真

實(shí)盈余管理的平均值為-0.004，中位數(shù)為 0.021，說明大多數(shù)企業(yè)的盈余管理程度高于平均值，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.205，

說明樣本企業(yè)之間盈余管理差異較大。數(shù)字化轉(zhuǎn)型平均值為 1.113，高于中位數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)大多數(shù)樣本企業(yè)數(shù)

字化轉(zhuǎn)型程度較低，但都在進(jìn)行數(shù)字化探索；下四分位和上四分位差距明顯，說明不同企業(yè)間數(shù)字化技術(shù)的

運(yùn)用程度不同。公司治理這一變量是從 6 個公司治理指標(biāo)中綜合形成的評價指標(biāo)，該指標(biāo)平均值高于中位數(shù)，

可以看出大多數(shù)企業(yè)治理水平低下，監(jiān)督和激勵機(jī)制有待完善。外部審計(jì)監(jiān)督通過 0 和 1 的啞變量來進(jìn)行衡

量，上四分位為 0，說明少部分企業(yè)聘請的事務(wù)所為國際四大，大部分為非國際四大?？刂谱兞恐匈Y產(chǎn)負(fù)債

率指標(biāo)的平均值高于中位數(shù)，說明大部分企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率較高，存在一定的償債壓力；第一大股東的持股比

例的標(biāo)準(zhǔn)差為 14.283，數(shù)值較大，說明不同企業(yè)持股比例差異明顯；上市年限指標(biāo)中平均值為 11.745，中位

數(shù)為 10.000，平均值高于中位數(shù)，可以看出大部分企業(yè)上市年限低于總樣本的平均年限，標(biāo)準(zhǔn)差為 7.764，

可見不同企業(yè)上市年限差異較大。

表 3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量 N 平均值 標(biāo)準(zhǔn)差 下四分位 中位數(shù) 上四分位

REM 16 565 -0.004 0.205 -0.089 0.021 0.116

Dig 16 565 1.113 1.131 0.000 0.693 1.946

Gov 16 565 -0.001 0.609 -0.449 -0.186 0.251

Audit 16 565 0.060 0.237 0.000 0.000 0.000

LEV 16 565 0.429 0.194 0.277 0.424 0.569

ROA 16 565 0.040 0.175 0.023 0.065 0.112

MAT 16 565 0.302 0.459 0.000 0.000 1.000

TOP1 16 565 32.245 14.283 21.308 29.990 41.383

SN 16 565 10.443 0.843 9.836 10.418 10.993

SIZE 16 565 22.448 1.281 21.534 22.267 23.173

TO 16 565 0.600 0.387 0.352 0.518 0.736

GROWTH 16 565 0.301 0.744 -0.035 0.119 0.385

AGE 16 565 11.745 7.764 5.000 10.000 19.000

第 5 期 高淑娟：數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理 107

（二）數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理：主效應(yīng)分析

表 4 中列示了數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理的回歸結(jié)果，列（1）為數(shù)字化轉(zhuǎn)型這一單獨(dú)變量與真實(shí)盈余

管理的關(guān)系，列（2）是在列（1）的基礎(chǔ)上加入控制變量所形成的回歸模型。從列（1）和列（2）中可以看

出，不論是否加入控制變量，數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)都在 1%水平下顯著為負(fù)，說明隨著轉(zhuǎn)型程度的增加，企業(yè)管

理層的真實(shí)盈余管理程度降低，從而可以驗(yàn)證本文的假設(shè) H1。列（2）中的數(shù)字化轉(zhuǎn)型的回歸系數(shù)為-0.0149，

說明當(dāng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度每增加 1%，則企業(yè)真實(shí)盈余管理程度就會下降 0.0149%。

數(shù)字化技術(shù)的引入需要大量的資金，后續(xù)設(shè)備、軟件維護(hù)以及員工數(shù)字化能力的提升也需要相應(yīng)的資金

扶持，對于企業(yè)而言融資需求隨之增加，使得管理層盈余操縱的動機(jī)加深[9]；數(shù)字化轉(zhuǎn)型不是一成不變的，

是一個動態(tài)的過程，信息技術(shù)的運(yùn)用需要對企業(yè)的組織機(jī)構(gòu)進(jìn)行不斷地調(diào)整，數(shù)字化給企業(yè)帶來的優(yōu)勢并不

表 4 數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理：主效應(yīng)分析

變量

（1） （2）

REM REM

Dig -0.0148***

-0.0149***

(-9.78) (-10.18)

LEV 0.1488***

(15.46)

ROA -0.2000***

(-22.07)

MAT -0.0039

(-1.24)

TOP1 -0.0002*

(-1.84)

SN 0.0063**

(2.55)

SIZE 0.0005

(0.27)

TO -0.0813***

(-18.36)

GROWTH 0.0105***

(5.11)

AGE 0.0016***

(6.77)

_cons 0.0127 -0.1230***

(0.57) (-3.27)

行業(yè) 控制 控制

年度 控制 控制

N 16565 16565

AdjR2 0.1637 0.2484

注：***、**、*分別表示在 0.01、0.05、0.10 水平上顯著相關(guān)

108 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

會立即變現(xiàn)，這些因素使管理層在短期內(nèi)業(yè)績壓力增加，在這種壓力下，迫使管理者實(shí)施真實(shí)盈余管理[10]。

但數(shù)字化技術(shù)的運(yùn)用提高企業(yè)信息透明度，能夠?qū)ζ髽I(yè)業(yè)務(wù)進(jìn)行實(shí)時監(jiān)控，從而約束管理層的機(jī)會主義行為；

同時真實(shí)盈余管理需要企業(yè)內(nèi)部人員協(xié)作完成，但在無處不在的監(jiān)管下，內(nèi)部人員配合管理層篡改數(shù)據(jù)的意

愿下降；最后組織機(jī)構(gòu)的調(diào)整使管理層對企業(yè)日常經(jīng)營管理的權(quán)利也被大大削弱，使得管理層進(jìn)行真實(shí)盈余

操縱的能力下降，從而緩解真實(shí)盈余管理；數(shù)字化技術(shù)給企業(yè)帶來壓力的同時往往也伴隨著機(jī)遇，信息化技

術(shù)的運(yùn)用提高了企業(yè)生產(chǎn)、研發(fā)產(chǎn)品的精確性，降低了銷售環(huán)節(jié)發(fā)生的銷售費(fèi)用，從而降低企業(yè)成本，提高

企業(yè)業(yè)績，也可以進(jìn)一步緩解管理層進(jìn)行真實(shí)盈余管理的動機(jī)。

（三）數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理：調(diào)節(jié)變量分析

表 5 中列示了公司治理、外部審計(jì)監(jiān)督分別對數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理關(guān)系的影響。列（2）中公司

治理的回歸系數(shù)為-0.0457，在 1%水平下顯著為負(fù)，說明有效的公司治理制度能夠減弱企業(yè)的真實(shí)盈余管理。

列（3）中引入了公司治理和數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為-0.0101，且在 1%水平下顯著為負(fù)，可以看

出隨著公司治理機(jī)制的完善，能夠抑制數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的作用；且列（1）中數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)為

-0.0149，列（3）中回歸系數(shù)為-0.0136，回歸系數(shù)的絕對值下降，驗(yàn)證本文假設(shè) H2。公司治理在企業(yè)中發(fā)揮

內(nèi)部監(jiān)督的作用，隨著監(jiān)督力度的增加，管理層進(jìn)行真實(shí)盈余管理的能力下降；而數(shù)字化轉(zhuǎn)型對盈余操縱發(fā)

揮同樣的作用，兩者的功能可以互相替代。這也意味著對于數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度不高的企業(yè)，可以通過完善相應(yīng)

的制度來降低盈余操縱。

列（4）中外部審計(jì)監(jiān)督的回歸系數(shù)為-0.0547，在 1%水平下顯著為負(fù)，說明高質(zhì)量的外部審計(jì)能夠減弱

企業(yè)的真實(shí)盈余管理。列（5）中引入了外部審計(jì)監(jiān)督和數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為-0.0216，且在

1%水平下顯著為負(fù)，可以看出隨著事務(wù)所發(fā)揮的高質(zhì)量審計(jì)監(jiān)督作用增強(qiáng)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理的反

向作用將會得到抑制，且列（1）中數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)為-0.0149，列（5）中回歸系數(shù)為-0.0142，回歸系數(shù)的絕

對值下降，驗(yàn)證本文假設(shè) H3。高質(zhì)量的事務(wù)所具有較高的專業(yè)性、獨(dú)立性、嚴(yán)謹(jǐn)性，同時更注重自身聲譽(yù)，

在審計(jì)時將會采用更多的手段和措施核查企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，更能發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在的數(shù)據(jù)問題；外部審計(jì)監(jiān)督也可

以對企業(yè)管理層起到震懾作用，在嚴(yán)峻的外部審計(jì)壓力下，管理層進(jìn)行盈余操作的動機(jī)也隨之下降。外部審

計(jì)監(jiān)督與數(shù)字化轉(zhuǎn)型對真實(shí)盈余管理起到同樣的作用，在兩者共同出現(xiàn)時，可以發(fā)揮替代作用。高質(zhì)量的事

務(wù)所往往代表著高昂的審計(jì)收費(fèi)，若企業(yè)不愿支付高昂的費(fèi)用，也可以利用數(shù)字化技術(shù)來代替審計(jì)師發(fā)揮作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

趙宸宇等[24]提出數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響效果具有滯后性，轉(zhuǎn)型的實(shí)施對企業(yè)當(dāng)年的管理層可能并不會產(chǎn)生影

響，考慮到這一變量的特性，將數(shù)字化轉(zhuǎn)型滯后一期重新驗(yàn)證與真實(shí)盈余管理的關(guān)系，以及公司治理、外部

審計(jì)監(jiān)督發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從列（1）中可以看出，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的回歸系數(shù)在 1%水平下依然顯著為負(fù)，驗(yàn)證

本文假設(shè) H1；在列（2）中，公司治理和數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交互項(xiàng)系數(shù)在 1%水平下顯著為負(fù)，且數(shù)字化轉(zhuǎn)型系

數(shù)絕對值低于列（1）中數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)的絕對值，從而驗(yàn)證本文假設(shè) H2；在列（3）中，外部審計(jì)監(jiān)督和

數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交互項(xiàng)系數(shù)在 1%水平下顯著為負(fù)，且數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)絕對值低于列（1）中數(shù)字化轉(zhuǎn)型系數(shù)的

絕對值，進(jìn)一步驗(yàn)證本文的假設(shè) H3。從表 6 的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與啟示

本文以 A 股上市公司 2017—2022 年數(shù)據(jù)作為研究樣本，研究數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理之間的關(guān)系，

加入公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督作為調(diào)節(jié)變量，探尋調(diào)節(jié)變量在數(shù)字化轉(zhuǎn)型和真實(shí)盈余管理關(guān)系中發(fā)揮的調(diào)節(jié)

第 5 期 高淑娟：數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理 109

表 5 數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理：調(diào)節(jié)變量分析

變量

(1) (2) (3) (4) (5)

REM REM REM REM REM

Dig -0.0149***

-0.0136***

-0.0142***

(-10.18) (-9.29) (-9.51)

Gov -0.0457***

-0.0329***

(-13.00) (-7.85)

Audit -0.0547***

-0.0319***

(-8.69) (-3.59)

Dig * Gov -0.0101***

(-5.05)

Dig * Audit -0.0216***

(-3.90)

LEV 0.1488*** 0.1402*** 0.1383*** 0.1458*** 0.1437***

(15.46) (14.55) (14.39) (15.11) (14.95)

ROA -0.2000***

-0.1912***

-0.1961***

-0.1976***

-0.2014***

(-22.07) (-21.14) (-21.74) (-21.80) (-22.29)

MAT -0.0039 0.0316*** 0.0324***

-0.0056*

-0.0038

(-1.24) (7.42) (7.64) (-1.76) (-1.19)

TOP1 -0.0002*

-0.0002**

-0.0003**

-0.0001 -0.0001

(-1.84) (-2.23) (-2.48) (-0.95) (-1.21)

SN 0.0063** 0.0020 0.0032 0.0057** 0.0069***

(2.55) (0.79) (1.29) (2.31) (2.78)

SIZE 0.0005 0.0017 0.0032* 0.0021 0.0041**

(0.27) (0.95) (1.81) (1.15) (2.24)

TO -0.0813***

-0.0845***

-0.0799***

-0.0846***

-0.0794***

(-18.36) (-19.22) (-18.15) (-19.21) (-17.97)

GROWTH 0.0105*** 0.0097*** 0.0100*** 0.0100*** 0.0105***

(5.11) (4.72) (4.91) (4.86) (5.09)

AGE 0.0016*** 0.0008*** 0.0007*** 0.0015*** 0.0015***

(6.77) (3.14) (3.05) (6.74) (6.32)

_cons -0.1230***

-0.1183***

-0.1545***

-0.1598***

-0.2066***

(-3.28) (-3.16) (-4.12) (-4.16) (-5.36)

行業(yè)

年度

控制

控制

控制

控制

控制

控制

控制

控制

控制

控制

N 16565 16559 16559 16565 16565

AdjR2 0.2484 0.2514 0.2568 0.2471 0.2526

注：***、**、*分別表示在 0.01、0.05、0.10 水平上顯著相關(guān)

110 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

表 6 數(shù)字化轉(zhuǎn)型滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

變量

(1) (2) (3)

REM REM REM

Dig -0.0146***

-0.0135***

-0.0141***

(-8.99) (-8.35) (-8.57)

Gov -0.0432***

(-8.95)

Dig * Gov -0.0071***

(-3.06)

Audit -0.0294***

(-3.03)

Dig * Audit -0.0180***

(-2.87)

LEV 0.1379*** 0.1262*** 0.1337***

(12.77) (11.73) (12.40)

ROA -0.1834***

-0.1796***

-0.1845***

(-18.96) (-18.66) (-19.11)

MAT -0.0029 0.0379***

-0.0027

(-0.80) (7.91) (-0.78)

TOP1 -0.0001 -0.0002*

-0.0001

(-1.23) (-1.87) (-0.74)

SN 0.0054* 0.0018 0.0060**

(1.91) (0.64) (2.15)

SIZE 0.0010 0.0046** 0.0041**

(0.50) (2.30) (2.00)

TO -0.0769***

-0.0748***

-0.0753***

(-15.57) (-15.23) (-15.26)

GROWTH 0.0087*** 0.0080*** 0.0087***

(3.77) (3.45) (3.77)

AGE 0.0017*** 0.0008*** 0.0016***

(6.69) (2.97) (6.38)

_cons -0.1226***

-0.1666***

-0.1958***

(-2.96) (-4.04) (-4.61)

行業(yè)

年度

控制

控制

控制

控制

控制

控制

N 12801 12797 12801

AdjR2 0.2498 0.2594 0.2531

注：***、**、*分別表示在 0.01、0.05、0.10 水平上顯著相關(guān)

效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型在 1%水平下顯著抑制真實(shí)盈余管理。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：完善的公司治理機(jī)

制可以抑制數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)真實(shí)盈余管理的作用，高質(zhì)量的外部審計(jì)同樣可以發(fā)揮抑制作用。

通過實(shí)證分析，本文得出以下兩點(diǎn)啟示：

第一，對于企業(yè)本身而言，公司應(yīng)積極地推進(jìn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程，促使企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。企業(yè)在推進(jìn)數(shù)字

化轉(zhuǎn)型的過程中，會消耗大量資金，但企業(yè)若合理利用數(shù)字化技術(shù)帶來的優(yōu)勢，可以幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)“彎道超

車”，提高企業(yè)的績效，從而降低管理層進(jìn)行盈余操縱的欲望。另一方面，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)外部公司治理機(jī)制。

第 5 期 高淑娟：數(shù)字化轉(zhuǎn)型與真實(shí)盈余管理 111

（下轉(zhuǎn) 128 頁）

公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督在抑制真實(shí)盈余管理問題中具有替代性，對于數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度低的企業(yè)可以利用完

善的內(nèi)外部治理機(jī)制來約束管理層。

第二，對于政府機(jī)構(gòu)而言，應(yīng)大力發(fā)展數(shù)字化技術(shù)。信息技術(shù)的發(fā)展有效提高監(jiān)管機(jī)構(gòu)搜集和分析信息的能

力，從而可以迅速發(fā)現(xiàn)管理層隱藏的信息，降低管理層的自利行為；同時，政府機(jī)構(gòu)可以增加對企業(yè)數(shù)字化的扶

持力度，加速企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程；與此同時，還需要保障數(shù)據(jù)安全，為數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供良好的發(fā)展環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

[1] 王鳳，楊斯悅，劉娜．企業(yè)環(huán)境信息披露水平、高管特征與真實(shí)盈余管理[J]．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2020，35（5）：93-103．

[2] 張翠紅．管理者過度自信、內(nèi)部控制與盈余管理[J]．財(cái)會通訊，2019（21）：95-100．

[3] 董莉．經(jīng)濟(jì)周期、外部審計(jì)監(jiān)督與盈余管理[J]．統(tǒng)計(jì)與決策，2020，36（23）：151-154．

[4] 張靜，陳淑芳．股權(quán)激勵、機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性與真實(shí)盈余管理——基于滬深A(yù)股上市公司的實(shí)證研究[J]．蘭州大學(xué)學(xué)報（社

會科學(xué)版），2021，49（2）：71-82．

[5] 邵劍兵，王露曄．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠抑制高管腐敗嗎？——基于中小股東參與治理視角[J]．上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2023，

25（2）：64-77．

[6] Foss N J , Saebi T .Fifteen years of research on business model innovation : how far have we come, and where should we

go?[J].Journal of Management, 2017,43(1):200-227.

[7] Goldfarb, A., Tucker, C. Digital Economics[J].Journal of Economic Literature, 2019, 57(1):3-43.

[8] Hou K , Robinson D T .Industry Concentration and Average Stock Returns[J]. Journal of Finance,2006,61(4):1927-1956.

[9] 史亞雅，楊德明．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)時代商業(yè)模式創(chuàng)新與盈余管理[J]．科研管理，2021（4）：170-179．

[10] 劉暢．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型對上市公司真實(shí)盈余管理的影響研究[J]．科學(xué)決策，2022（12）：37-58．

[11] 羅進(jìn)輝，巫奕龍．?dāng)?shù)字化運(yùn)營水平與真實(shí)盈余管理[J]．管理科學(xué)，2021，34（4）：3-18．

[12] 張嘉偉，胡丹丹，周磊．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)能否緩解管理層短視行為？——來自真實(shí)盈余管理的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．經(jīng)濟(jì)管理，2022，44

（1）：122-139．

[13] 李壽喜，趙帥，岳成浩．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)績效——來自制造業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2023，42（6）：26-35．

[14] Barton J .Does the Use of Financial Derivatives Affect Earnings Management Decisions?[J].Accounting Review, 2001, 76(1):1-26.

[15] 王虹，廖春燕，劉昱彤．財(cái)務(wù)壓力、公司治理效率與盈余管理[J]．財(cái)會月刊，2019（9）：9-16．

[16] 劉曉光，李昆澤，王學(xué)瓅．家族企業(yè)公司治理與盈余管理的關(guān)聯(lián)性——基于我國上市家族企業(yè)的實(shí)證分析[J]．財(cái)會月刊，

2018（8）：99-106．

[17] Balsam S , Krishnan J , Yang J S .Auditor Industry Specialization and Earnings Quality[J].Auditing A Journal of Practice & Theory,

2003, 22(2):71-97.

[18] Ghanbari A , Askarian H , Matinfar M .The effect of real earnings management on audit fees in listed companies in Tehran Stock

Exchange[J].International Journal of Industrial Engineering Computations, 2014, 4(10):2251-2260.

[19] 郝素利，李夢琪．國家審計(jì)監(jiān)督抑制國企盈余管理行為的演化博弈分析[J]．審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2019，34（6）：10-18．

[20] Roychowdhury S .Earnings management through real activities manipulation[J].Journal of Accounting & Economics, 2006,

42(3):335-370.

[21] 祁懷錦，曹修琴，劉艷霞．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)對公司治理的影——基于信息不對稱和管理者非理性行為視角[J]．改革，2020（4）：50-64．

[22] 吳非，胡慧芷，林慧妍，等．企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與資本市場表現(xiàn)——來自股票流動性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．管理世界，2021，37

（7）：130-144，10．

[23] 方紅星，金玉娜．公司治理、內(nèi)部控制與非效率投資：理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．會計(jì)研究，2013（7）：63-69，97．

[24] 趙宸宇，王文春，李雪松．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J] ．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021，42（7）：114-129．

112 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

——基于全要素生產(chǎn)率視角

張 帆

（ 安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601 ）

摘 要：利用我國 2012—2021 年上市公司 A 股數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)發(fā)展質(zhì)

量的影響，并深入分析這種影響的作用路徑以及異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)良好的 ESG 表現(xiàn)能夠

提高其發(fā)展質(zhì)量。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，這一結(jié)論依然成立。進(jìn)一步研究機(jī)制作用發(fā)現(xiàn)，良好的

ESG 表現(xiàn)能夠通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和提升信息透明度來提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。異質(zhì)性分析結(jié)果顯

示，在國有企業(yè)和非污染企業(yè)，ESG 表現(xiàn)更能幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展；在非東部地區(qū)，ESG

表現(xiàn)對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的正向作用更強(qiáng)。研究結(jié)果為 ESG 表現(xiàn)的積極作用提供了有力證據(jù)，有助

于企業(yè)加強(qiáng) ESG 建設(shè)并實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞： ESG 表現(xiàn)； 企業(yè)創(chuàng)新； 信息透明度； 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

中圖分類號：F832.51 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1673-9639 (2024) 05-0113-16

一、引言

黨的二十大報告提出“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)”，強(qiáng)調(diào)要著力推動高質(zhì)

量發(fā)展，表明高質(zhì)量發(fā)展在現(xiàn)代化建設(shè)中具有重要的支撐作用。企業(yè)作為我國構(gòu)建新發(fā)展格局的重要主體，

在實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的過程中既要重視環(huán)境保護(hù)，也要積極履行社會責(zé)任。然而，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展意識缺乏、

創(chuàng)新投入不足、內(nèi)外部信息不對稱等問題的存在，阻礙了企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的進(jìn)一步提高。ESG 取自環(huán)境

（Environmental）、社會（Social）和治理（Governance）這三個英文的首字母，把重點(diǎn)聚焦于企業(yè)在環(huán)境、

社會以及治理這三方面的綜合表現(xiàn)，是評估企業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平的一種非財(cái)務(wù)性評價標(biāo)準(zhǔn)。ESG 將企業(yè)目標(biāo)

從短期的自身利益轉(zhuǎn)向長遠(yuǎn)的社會價值實(shí)現(xiàn)，適應(yīng)國家經(jīng)濟(jì)朝著高質(zhì)量方向快速發(fā)展這一趨勢。此外，企業(yè)

積極履行 ESG 責(zé)任能夠幫助企業(yè)樹立綠色發(fā)展理念，激勵企業(yè)為創(chuàng)新活動投入更多資源，提高信息可獲取程

度，同時緩解委托代理問題，改善企業(yè)內(nèi)部治理，從而為企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供支撐。

基于上述情況，探究 ESG 表現(xiàn)以及企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展兩者之間的關(guān)系，對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有較強(qiáng)的現(xiàn)

實(shí)意義。因此，本文實(shí)證研究了企業(yè) ESG 表現(xiàn)對高質(zhì)量發(fā)展的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了 ESG 表現(xiàn)提高企業(yè)發(fā)

展質(zhì)量的傳導(dǎo)機(jī)制以及這種影響的異質(zhì)性。本文的主要貢獻(xiàn)如下：（1）采用 ESG 綜合指標(biāo)進(jìn)行分析其對企業(yè)

發(fā)展質(zhì)量的影響，進(jìn)一步完善了高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究；（2）通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和提高信息透明度來探究企

業(yè) ESG 表現(xiàn)對高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制，以往文獻(xiàn)較少考慮這兩個機(jī)制，因此具有一定程度的創(chuàng)新意義；（3）

收稿日期：2023-06-07

基金項(xiàng)目：安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“國有企業(yè)混合所有制改革的控制權(quán)安排與路徑依賴問題研究”（AHSKY2021D17）。

作者簡介：張 帆（2001-），女，安徽安慶人，碩士研究生，研究方向：財(cái)務(wù)管理研究。

。

第26卷 第5期 銅 仁 學(xué) 院 學(xué) 報 Vol. 26, No.5

2024 年 10 月 Journal of Tongren University Oct. 2024

根據(jù)上市公司的異質(zhì)性，針對性地考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)和地區(qū)性質(zhì)對 ESG 表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的影

響，豐富了有關(guān) ESG 的影響研究，對進(jìn)一步驗(yàn)證 ESG 的治理價值提供一定的證據(jù)；（4）研究結(jié)論為企業(yè)、

投資者和政府提供實(shí)證依據(jù)，有助于企業(yè)提升發(fā)展水平、投資者樹立 ESG 投資理念和政策制定者健全 ESG

相關(guān)制度，推動高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

1．ESG 表現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)后果

Fatemi 等發(fā)現(xiàn) ESG 通過降低資本成本提升了企業(yè)財(cái)務(wù)績效水平，幫助企業(yè)更快適應(yīng)外部環(huán)境變化[1]。張

琳和趙海濤通過實(shí)證分析得出ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[2]。曉芳等利用多期雙重差分模型，

發(fā)現(xiàn)企業(yè)披露 ESG 信息會削弱自身面臨的信息風(fēng)險及經(jīng)營風(fēng)險，導(dǎo)致了審計(jì)收費(fèi)的降低[3]。潘海英以非金融、

非房地產(chǎn)上市公司為樣本，指出 ESG 表現(xiàn)抑制了企業(yè)金融化，且這種抑制效應(yīng)在環(huán)境和社會責(zé)任方面體現(xiàn)更

為明顯，在公司治理方面并不明顯[4]。胡豪的研究表明上市公司 ESG 評級的提高可以顯著提升其股票累計(jì)超

額收益率，從而使投資者獲得超額收益[5]。席龍勝和王巖指出 ESG 信息的披露能夠建立與投資者的交流渠道，

緩和投資者情緒，從而降低股價崩盤風(fēng)險[6]。

2．企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素

在宏觀層面，毛其淋和盛斌利用省際面板數(shù)據(jù)分別檢驗(yàn)了對外經(jīng)濟(jì)開放和區(qū)域市場整合這兩個獨(dú)立因素

以及兩者綜合對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，實(shí)證結(jié)果顯示這兩者均與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，且兩者間存

在替代效應(yīng)[7]。王杰和劉斌認(rèn)為制定差異化、合理化的環(huán)境規(guī)制政策對于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有重要意

義[8]。劉秉鐮等利用空間面板計(jì)量方法發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施顯著影響全要素生產(chǎn)率，對其有正向作用，其中鐵

路和公路基礎(chǔ)設(shè)施貢獻(xiàn)最大[9]。楊慧梅和江璐的研究結(jié)果顯示數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平的提高在非東部地區(qū)以及生產(chǎn)率

低下地區(qū)會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更大的正向影響，并且數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過人力資本投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這兩個方

面促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展[10]。

在微觀方面，毛德鳳等基于 PSM 和 GPS 兩種方法，發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度位于 1%—7%這一區(qū)間能夠

發(fā)揮其對全要素生產(chǎn)率最大的正向效應(yīng)[11]。李唐等認(rèn)為質(zhì)量能力對提高全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生直接作用，管理效

率則產(chǎn)生間接影響[12]。盛明泉和蔣世戰(zhàn)以制造業(yè)企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵會提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，

并且通過技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮積極作用[13]。蔣長流等的研究結(jié)果顯示大股東掏空具有資源轉(zhuǎn)移效應(yīng)，會扭曲公司治

理決策，并且利用非效率投資這一路徑使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著降低[14]。王瑤和郭澤光研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資

者持股能夠控制企業(yè)代理沖突并增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力，從而帶來全要素生產(chǎn)率的提升，推動企業(yè)更快實(shí)現(xiàn)高質(zhì)

量發(fā)展[15]。

（二）研究假設(shè)

1．ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

企業(yè)的 ESG 主要從三個方面影響其發(fā)展質(zhì)量。

環(huán)境方面（Environmental）。ESG 在環(huán)境方面主要評估企業(yè)是否采取相應(yīng)的手段進(jìn)行環(huán)境保護(hù)與防污管

理以及效果如何，ESG 在這方面評分越高說明企業(yè)在環(huán)境方面投入越多。陳琪的研究結(jié)果顯示環(huán)保投入較低

會阻礙全要素生產(chǎn)率的提高，而當(dāng)環(huán)保投入超過一定程度后則會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響[16]。劉禹晴通過

實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)重污染行業(yè)中的企業(yè)進(jìn)行環(huán)保投資有助于其全要素生產(chǎn)率的提升，并且企業(yè)與銀行建立關(guān)聯(lián)時

114 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

作用更強(qiáng)[17]。范丹和付嘉為發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露對全要素生產(chǎn)率的提高有顯著影響，并且通過緩解融資約束、

促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮作用[18]。

社會責(zé)任方面（Social）。ESG 在社會責(zé)任方面主要評估企業(yè)是否關(guān)注并協(xié)調(diào)利益相關(guān)者的利益，并成功

與其達(dá)成平衡，ESG 評分在這方面越高說明企業(yè)越積極履行社會責(zé)任，獲得了更多利益相關(guān)者的認(rèn)同與支持。

鄭國姣的研究表明企業(yè)受到環(huán)境資本的約束會積極承擔(dān)社會責(zé)任，從而提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)

發(fā)展[19]。趙敏和趙國浩發(fā)現(xiàn)企業(yè)綠色責(zé)任與全要素生產(chǎn)率存在顯著正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)越主動進(jìn)行綠色責(zé)任行

為越能獲得充足資源以及優(yōu)勢地位[20]。李心斐和李芳芳認(rèn)為重污染企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任并履行義務(wù)可以通

過增加研發(fā)投入來提高全要素生產(chǎn)率，指出社會責(zé)任履行水平是影響企業(yè)發(fā)展的重要因素[21]。

治理表現(xiàn)（Governance）。ESG 在治理方面主要評估企業(yè)的內(nèi)部治理結(jié)果和管理水平，ESG 評分在這方

面越高說明企業(yè)內(nèi)部管理制度越完善，治理水平越高。陳日清和亓愛鳳發(fā)現(xiàn)良好的公司治理結(jié)構(gòu)和制度能夠

促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高，并且在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步方面發(fā)揮重要作用[22]。王修華和張婉婷選取農(nóng)村商業(yè)銀行為樣

本，研究公司治理與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模越大、董事會會議越頻繁都會帶來全要素生

產(chǎn)率的顯著提高[23]。杜勇和馬文龍指出在內(nèi)部治理水平較高的企業(yè)中，機(jī)構(gòu)共同持股能對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生

更顯著的提升作用[24]。因此，本文作出以下假設(shè)：

H1：良好的 ESG 表現(xiàn)能夠提升發(fā)展質(zhì)量。

2．ESG 表現(xiàn)、企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

Babiak 等指出政府通常會給予環(huán)境責(zé)任履行效果較佳的企業(yè)一定程度的獎勵，這會激勵企業(yè)開展創(chuàng)新活

動，加大對創(chuàng)新的資源投入[25]。王鋒正和陳方圓通過研究發(fā)現(xiàn)董事會治理顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，強(qiáng)

調(diào)了內(nèi)部治理對企業(yè)發(fā)展的重要性[26]。楊金坤的研究結(jié)果表明強(qiáng)制要求企業(yè)進(jìn)行社會責(zé)任披露顯著提升了企

業(yè)創(chuàng)新績效，特別是發(fā)明專利數(shù)量產(chǎn)生了明顯的增長趨勢[27]。羅元大和熊國保的研究表明企業(yè)承擔(dān)環(huán)境責(zé)任

可以促使企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)過程，加大科研投入，推動技術(shù)創(chuàng)新，以滿足利益相關(guān)者的綠色化要求，從而助力企

業(yè)實(shí)現(xiàn)發(fā)展的可持續(xù)性與高質(zhì)量[28]。因此，作出以下假設(shè)：

H2：良好的 ESG 表現(xiàn)通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。

3．ESG 表現(xiàn)、信息透明度與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

Bushman 等指出信息透明度的增高可以使外部資金更容易流入企業(yè)，極大減輕了企業(yè)資金不足的壓力，

有助于企業(yè)各項(xiàng)活動的開展與各項(xiàng)決策的實(shí)施，幫助企業(yè)提高發(fā)展質(zhì)量[29]。周方召等實(shí)證得出了企業(yè)良好的

ESG 表現(xiàn)可以降低信息不對稱程度這一結(jié)論，表明 ESG 表現(xiàn)具有信息效應(yīng)[30]。ESG 信息的披露為利益相關(guān)

者提供更多有關(guān)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的信息，降低了投資者獲取信息的風(fēng)險，增強(qiáng)了投資者投資意愿，使企業(yè)更容

易獲得外界支持，進(jìn)而助力企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。因此，本文作出以下假設(shè)：

H3：良好的 ESG 表現(xiàn)通過提高信息透明度提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

基于研究要求，以 2012—2021 年在中國滬深 A 股上市的公司為研究樣本，并且對原始數(shù)據(jù)按照以下標(biāo)

準(zhǔn)進(jìn)行處理：（1）剔除被證券交易所分類為 ST 類或者*ST 類的上市公司；（2）剔除金融類上市公司；（3）

剔除缺失值或數(shù)據(jù)不完整的樣本；（4）剔除極端異常值。為了防止其對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，對所有變量進(jìn)行

雙側(cè) 1%的縮尾。對數(shù)據(jù)經(jīng)過上述處理后，最終確定了 26539 個樣本數(shù)據(jù)觀測值。樣本中企業(yè) ESG 表現(xiàn)數(shù)據(jù)

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 115

來源于萬得數(shù)據(jù)庫（WIND），其它數(shù)據(jù)均來自 CSMAR 國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理軟件為 Excel 和 Stata17.0。

（二）變量定義

1．被解釋變量：全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）

參考李佳霖的研究[31]，選擇用全要素生產(chǎn)率這一指標(biāo)來衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，同時借鑒賈麗桓和肖翔的

方法[32]，采用 LP 法和 OP 法這兩種方法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在基準(zhǔn)回歸中利用 LP 法測算，在之后的穩(wěn)

健性檢驗(yàn)中利用 OP 法替代 LP 法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行計(jì)算。

2．解釋變量：企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）

參考謝紅軍和李雪的做法[33]，選擇華證 ESG 評級來衡量企業(yè)的 ESG 表現(xiàn)。WIND 數(shù)據(jù)庫中華證對企業(yè)

ESG 表現(xiàn)的評級分為九個等級，本文參考高杰英等的研究[34]，將結(jié)果 C 至 AAA 分別賦值為 1 至 9，數(shù)值越

大表明企業(yè) ESG 表現(xiàn)越好。

3．機(jī)制變量：企業(yè)創(chuàng)新（Patent）、信息透明度（IT）

本文參考方先明和胡丁的研究[35]，選用企業(yè)申請專利數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，專利申請數(shù)量是發(fā)

明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利這三種類型專利數(shù)量之和加 1 的自然對數(shù)。

在中國資本市場，分析師作為信息中介，占據(jù)著重要地位。分析師通過對企業(yè)進(jìn)行跟蹤，發(fā)布分析報告

來向外界傳遞信息，促進(jìn)企業(yè)信息透明度的提高。本文參考薛龍等的研究[36]，采用分析師跟蹤人數(shù)的對數(shù)來

衡量企業(yè)信息透明度。

4．控制變量

參考劉會洪和張哲源的做法[37]，選取企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資

產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）和成長能力（Growth）作為控制變量，除上述變量外還加入了年

度（Year）和行業(yè)（Ind）兩種控制變量。變量具體情況見表 1。

表 1 變量定義表

變量類別 變量符號 變量名稱 變量說明

被解釋變量 TFP_LP 全要素生產(chǎn)率 使用 LP 法計(jì)算出的全要素生產(chǎn)率

解釋變量 ESG 企業(yè) ESG 表現(xiàn) 按照 ESG 評級以 1-9 賦值

機(jī)制變量 Patent 企業(yè)創(chuàng)新 專利申請數(shù)量加 1 取自然對數(shù)

IT 信息透明度 分析師跟蹤人數(shù)取自然對數(shù)

控制變量 Age 企業(yè)年齡 觀測值所在年份與成立年份差值的對數(shù)

ROA 資產(chǎn)收益率 稅后凈利潤/總資產(chǎn)

Lev 資產(chǎn)負(fù)債率 負(fù)債/資產(chǎn)

ATO 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 銷售收入/總資產(chǎn)

Cashflow 現(xiàn)金流比率 經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/流動負(fù)債

Growth 成長能力 營業(yè)總收入增長率

Year 年度虛擬變量 屬于某一年份時取 1，否則為 0

Ind 行業(yè)虛擬變量 屬于某一行業(yè)時取 1，否則為 0

116 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

（三）模型構(gòu)建

構(gòu)建以下基準(zhǔn)回歸模型來檢驗(yàn)假設(shè) H1：

TFP_LPit = β0 + β1ESGit + β2Ageit + β3ROAit + β4Levit + β5ATOit + β6Cashflowit + β7Growthit +

∑Year + ∑Ind + εit （1）

其中，下標(biāo) i 表示樣本中第 i 個企業(yè)，t 表示樣本中第 t 年，

?

表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果如表 2 所示。根據(jù)表格內(nèi)容可知，全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）平均值為 8.379，最小值

為 6.098，最大值為 11.230，證明企業(yè)之間的發(fā)展水平具有較大差異性，有些企業(yè)仍需為了高質(zhì)量發(fā)展這一目

標(biāo)繼續(xù)奮斗。企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）的均值為 6.471，標(biāo)準(zhǔn)差為 1.152，說明樣本中各企業(yè)的 ESG 表現(xiàn)雖然

不盡相同，但大多企業(yè) ESG 表現(xiàn)良好。資產(chǎn)收益率（ROA）最小值和最大值之間差異性較大，表明樣本中企

業(yè)的盈利能力和績效成果各不相同。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）平均值為 0.425，表明樣本中企業(yè)總體上負(fù)債水平都

比較安全，但不同企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)差距較大。企業(yè)年齡（Age）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）

和成長能力（Growth）標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明這幾個變量在樣本企業(yè)中相差較小，但是最小值與最大值存在較大

的差異，這可能受到各個企業(yè)的性質(zhì)以及發(fā)展階段等多種因素影響。

表 2 描述性統(tǒng)計(jì)

變量 平均值 中位數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值

TFP_LP 8.379 8.284 1.052 6.098 11.230

ESG 6.471 6.000 1.152 1.000 9.000

Age 2.914 2.944 0.319 1.609 3.611

ROA 0.037 0.037 0.069 -0.398 0.254

Lev 0.425 0.416 0.205 0.035 0.925

ATO 0.632 0.538 0.428 0.053 2.902

Cashflow 0.047 0.046 0.068 -0.196 0.257

Growth 0.174 0.106 0.435 -0.660 4.330

（二）相關(guān)性分析

在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸之前，本文先對所有變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果見表 3。根據(jù)變量之間相

關(guān)系數(shù)矩陣可以發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）與企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且在 1%水平下

顯著，初步判定企業(yè)良好的 ESG 表現(xiàn)能夠推動企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，即假設(shè) H1 成立。同時，企業(yè)年齡（Age）、

資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）和成長能力（Growth）

均與企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）在 1%水平上顯著正相關(guān)，說明財(cái)力雄厚、資產(chǎn)規(guī)模龐大的老牌企業(yè) ESG 表現(xiàn)更

好。此外，從表 3 中還可以發(fā)現(xiàn)，大部分相關(guān)系數(shù)在 0.5 以下，說明主要變量之間的多重共線性問題并不嚴(yán)

重。分析結(jié)果為本文后續(xù)研究提供支持，為了進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證，本文借助模型（1）進(jìn)行回歸分析。

（三）回歸分析

為了驗(yàn)證假設(shè) H1，本文利用上文構(gòu)建的模型（1）進(jìn)行回歸分析，并使用固定效應(yīng)模型控制行業(yè)效應(yīng)和

年份效應(yīng)，探究 ESG 表現(xiàn)和高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果如表 4 所示。表 4 中列（1）結(jié)果顯示，在沒

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 117

表 3 相關(guān)性分析

變量 TFP_LP ESG Age ROA Lev ATO Cashflow Growth

TFP_LP 1

ESG 0.310*** 1

Age 0.139*** 0.045*** 1

ROA 0.126*** 0.172*** -0.084*** 1

Lev 0.460*** 0.066*** 0.170*** -0.353*** 1

ATO 0.544*** 0.058*** -0.010 0.177*** 0.134*** 1

Cashflow 0.098*** 0.086*** 0.005 0.395*** -0.169*** 0.134*** 1

Growth 0.122*** -0.0004 -0.037*** 0.245*** 0.012** 0.126*** 0.019*** 1

表 4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

TFP_LP

(1) (2) (3)

ESG 0.2831*** 0.2663*** 0.2023***

(53.1147) (51.3833) (53.4027)

Age -0.0028

(-0.1898)

ROA 2.2042***

(29.6434)

Lev 2.0261***

(83.6489)

ATO 1.1711***

(105.4401)

Cashflow 0.5633***

(8.3294)

Growth 0.0378***

(3.7865)

Constant 6.5467*** 6.0268*** 4.8283***

(186.8859) (96.8864) (82.7811)

Industry No Yes Yes

Year No Yes Yes

N 26539 26539 26539

Adj_R

2

0.0961 0.2141 0.6012

注：括號內(nèi)為 t 值檢驗(yàn)，*、**、***分別表示在 10%、5%、1%水平上的顯著。以下各表同。

118 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

有引入控制變量和使用固定效應(yīng)時，ESG 系數(shù)為 0.2831，在 1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在控制年份和行業(yè)效應(yīng)后，

列（2）所示結(jié)果與列（1）一致。在引入控制變量同時使用固定效應(yīng)后，根據(jù)列（3）可以發(fā)現(xiàn)企業(yè) ESG 表

現(xiàn)（ESG）與全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）仍然呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，同樣在 1%的水平上顯著，這說明良好的 ESG

表現(xiàn)有利于企業(yè)提高發(fā)展質(zhì)量。此外，資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、現(xiàn)

金流比率（Cashflow）和成長能力（Growth）均與全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）顯著正相關(guān)，這說明隨著企業(yè)績

效水平越高、資產(chǎn)的使用效率越高、現(xiàn)金流量凈額越大，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量越高。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）更換被解釋變量

選擇更換全要素生產(chǎn)率的測量方式，將使用 OP 法計(jì)算出的全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）作為替代指標(biāo)重新

回歸。列（1）顯示了將 TFP_OP 替代 TFP_LP 后的回歸結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可以看出，在更換了全要素生產(chǎn)率

的衡量方式后，ESG 表現(xiàn)仍然與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展在 1%水平上顯著正相關(guān)，證實(shí)了 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)

展的積極影響，假設(shè) H1 成立。

（二）改變樣本區(qū)間

為了防止時間跨度過長對實(shí)證結(jié)果造成影響，重新選擇了 2015—2021 年數(shù)據(jù)作為新的樣本區(qū)間進(jìn)行檢

驗(yàn)?；貧w結(jié)果見表 5 的列（2）。根據(jù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在縮短樣本區(qū)間后，ESG 表現(xiàn)依然與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)

展呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，并在 1%水平上顯著。這再次體現(xiàn)了 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的正向作用，與上文的

結(jié)論一致，假設(shè) H1 依然成立。

（三）增加控制變量

本文參考方先明和胡丁的研究[35]，將兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Top1）、董事會規(guī)模（Board）、獨(dú)

立董事占比（Indep）同時納入模型重新進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示于表 5 的列（3），根據(jù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)在增加一定

的控制變量后，解釋變量 ESG 與被解釋變量 TFP_LP 的回歸系數(shù)，在符號方向和顯著性水平方面均與前文得

出的結(jié)論無顯著差異。

（四）內(nèi)生性處理

1．工具變量法

盡管本文控制了一系列變量，但仍然可能會存在一些不可觀測的遺漏變量，影響 ESG 表現(xiàn)與企業(yè)發(fā)展質(zhì)

量。為了消除這一內(nèi)生性問題，本文選擇利用工具變量法進(jìn)行處理。

參考張會麗和張妮的研究[38]，選擇使用同城市的企業(yè) ESG 表現(xiàn)均值（ESG_mean）作為工具變量進(jìn)行檢

驗(yàn)，在進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)時使用兩階段最小二乘法（2SLS）。從理論邏輯來看，位于同一地區(qū)的企業(yè)會受到相

同的地區(qū)政策的約束，ESG 表現(xiàn)會呈現(xiàn)趨同性，工具變量與解釋變量相關(guān)。而同城市中其他企業(yè)的 ESG 表

現(xiàn)對該企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量不會產(chǎn)生較大的影響，工具變量滿足外生性。2SLS 檢驗(yàn)結(jié)果如表 6 列（1）和列（2）

所示。列（1）展示了第一階段回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn) ESG_mean 的系數(shù)在 1%的水平上顯著為正，說明本文選

擇的工具變量與解釋變量高度相關(guān)。為了考察工具變量是否有效，本文進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯

示 F 統(tǒng)計(jì)量為 193.8（超過 10），表明工具變量符合要求。列（2）展示了第二階段回歸結(jié)果，可以看出在使

用工具變量后，ESG 系數(shù)仍然為正而且在 1%的水平上顯著，前文結(jié)論依然成立。

2．Heckman 兩階段

為了克服樣本中可能存在的選擇偏差造成的內(nèi)生性問題，采用 Heckman 兩階段法進(jìn)行處理。在第一階段

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 119

表 5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分結(jié)果

(1) （2） （3）

替換被解釋變量 改變樣本區(qū)間 增加控制變量

TFP_OP TFP_LP

ESG 0.1306*** 0.1961*** 0.1806***

(40.2346) (45.8412) (47.9202)

Age 0.0063 0.0735*** -0.0158

(0.5055) (4.1392) (-1.0955)

ROA 1.6389*** 1.9541*** 2.0207***

(25.7361) (24.1578) (27.5738)

Lev 1.4112*** 2.0257*** 1.9006***

(68.0320) (71.3803) (79.0911)

ATO 0.9705*** 1.1766*** 1.1614***

(102.0269) (89.0851) (106.4660)

Cashflow 0.1507*** 0.6366*** 0.4597***

(2.6018) (8.0520) (6.9300)

Growth 0.0748*** 0.0547*** 0.0536***

(8.7494) (4.9070) (5.4734)

Dual -0.0697***

(-7.6347)

Top1 0.4650***

(16.0469)

Board 0.7107***

(27.5294)

Indep 1.3595***

(14.9336)

Constant 4.0141*** 4.8776*** 2.8851***

(80.3580) (68.6038) (30.5314)

Industry Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes

N 26539 26539 26539

Adj_R

2

0.5764 0.5885 0.6173

120 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

的 Probit 回歸模型中，被解釋變量 ESG1 為虛擬變量（企業(yè) ESG 表現(xiàn)高于其中位數(shù)時取 1，否則取 0），同時

選擇前文的控制變量和 ESG_mean 這一外生工具變量加入模型，并且控制年度、行業(yè)效應(yīng)，計(jì)算出逆米爾斯

比率(IMR)。再將 IMR 作為控制變量引入模型（1）中進(jìn)行回歸。表 6 報告了 Heckman 兩階段法的結(jié)果。列

（3）第一階段 Probit 回歸結(jié)果顯示，同城市的 ESG 表現(xiàn)均值（ESG_mean）的回歸系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)

企業(yè) ESG 平均水平的提高會促進(jìn)該企業(yè) ESG 表現(xiàn)更佳。列（4）第二階段回歸中，IMR 系數(shù)在 1%的水平上

顯著，證實(shí)樣本中存在選擇偏差這一問題，本文需對其進(jìn)行處理。此外，ESG 系數(shù)在 1%的水平上顯著為正，

表明在控制樣本選擇性偏差問題后，結(jié)果仍然支持 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用，與前文所得結(jié)論

一致，故假設(shè) H1依然成立。

表 6 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

(1) (2) (3) (4)

2SLS Heckman

First Stage Second Stage First Stage Second Stage

ESG TFP_LP ESG1 TFP_LP

ESG_mean 0.8863*** 1.1083***

(52.1959) (43.1515)

ESG 0.2680*** 0.1951***

(21.4933) (49.2262)

IMR -0.0983***

(-6.1848)

Age 0.1186*** -0.0103 0.1230*** -0.0095

(5.2825) (-0.7029) (4.1582) (-0.6493)

ROA 3.3370*** 1.9654*** 3.6141*** 1.9555***

(29.5421) (22.7779) (22.1071) (23.1451)

Lev 0.5089*** 1.9916*** 0.6818*** 1.9842***

(13.6552) (79.2732) (13.6795) (78.9453)

ATO 0.0518*** 1.1673*** 0.0193 1.1698***

(3.0200) (104.3793) (0.8533) (105.3764)

Cashflow 0.5710*** 0.5238*** 1.0192*** 0.5038***

(5.4721) (7.6656) (7.2390) (7.3801)

Growth -0.1461*** 0.0492*** -0.2088*** 0.0524***

(-9.4964) (4.8020) (-9.9885) (5.1150)

Constant -0.2959** 4.4665*** -8.7456*** 5.0497***

(-2.1232) (50.8653) (-42.4797) (73.8216)

Industry Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes

N 26539 26539 26539 26539

Adj_R

2

0.2073 0.5972 0.1582 0.6018

F 統(tǒng)計(jì)量 193.8

注：第一階段括號中數(shù)值顯示為 Z 值，第二階段括號中數(shù)值顯示為 t 值。

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 121

六、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

上文研究結(jié)果表明，企業(yè)良好的 ESG 表現(xiàn)能夠提升其發(fā)展質(zhì)量，那么這兩者之間具體的作用路徑是什么?

為了進(jìn)一步考察企業(yè) ESG 表現(xiàn)與發(fā)展質(zhì)量之間的作用機(jī)制并驗(yàn)證假設(shè) H2和 H3，本文將模型（1）進(jìn)行改進(jìn)

的同時加入以下回歸模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)：

TFP_LPit = β0 + β1ESGit + β2Controlsit + ∑Year + ∑Ind + εit （2）

Patentit = α0 + α1ESGit + α2Controlsit + ∑Year + ∑Ind + εit （3）

TFP_LPit = γ0 + γ1ESGit + γ2Patentit + γ3Controlsit + ∑Year + ∑Ind + εit （4）

ITit = α3 + α4ESGit + α5Controlsit + ∑Year + ∑Ind + εit （5）

TFP_LPit = γ4 + γ5ESGit + γ6ITit + γ7Controlsit + ∑Year + ∑Ind + εit （6）

其中，式（2）是對模型（1）的進(jìn)一步改進(jìn)，式（3）和式（5）檢驗(yàn)的是企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）與機(jī)制

變量之間的關(guān)系，機(jī)制變量分別為企業(yè)創(chuàng)新（Patent）和信息透明度（IT），式（4）和式（6）則是檢驗(yàn)機(jī)制

變量和解釋變量（ESG）對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響。本文首先利用式（2）進(jìn)行回歸，若系數(shù)不顯著，停止進(jìn)一

步檢驗(yàn)，否則繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)；之后分別檢驗(yàn) α1和 γ1以及 α4 和 γ5，如果兩者均顯著，則繼續(xù)檢驗(yàn) γ2和 γ6。

若 γ2和 γ6也顯著，說明存在部分中介效應(yīng)；否則說明存在完全中介效應(yīng)。

作用機(jī)制的回歸結(jié)果見表 7。列（1）和列（4）的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，列（2）和列（5）的結(jié)果顯示，

企業(yè) ESG 表現(xiàn)（ESG）的回歸系數(shù)在 1%的水平上均顯著為正，表明企業(yè)良好的 ESG 表現(xiàn)能夠提升企業(yè)創(chuàng)新

水平和信息透明度。在列（3）和列（6）中，ESG 表現(xiàn)（ESG）、企業(yè)創(chuàng)新（Patent）和信息透明度（IT）的

系數(shù)均為正，且在 1%的水平上顯著，表明存在部分中介效應(yīng)，良好的 ESG 表現(xiàn)可以通過促進(jìn)創(chuàng)新和提高信

息透明度這兩條路徑提升企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，假設(shè) H2和 H3 成立。

（二）異質(zhì)性分析

1．產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

我國不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)受制度影響具有不同特點(diǎn)。國有企業(yè)與政府之間聯(lián)系緊密，易受政策影響，相

較于非國有企業(yè)需要發(fā)揮社會責(zé)任和保護(hù)環(huán)境的帶頭作用，因此會更加重視 ESG 理念，在 ESG 方面投入更

多成本。并且國有企業(yè)往往處于大眾視線中心，其 ESG 表現(xiàn)更能獲得利益相關(guān)者的響應(yīng)。此外，國有企業(yè)在

實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展這一進(jìn)程中承擔(dān)著重要的歷史使命，政府會對其提供更多政策和資源幫助，助力其

更快實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。因此，ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極作用在國有企業(yè)中表現(xiàn)更為明顯。

本文定義虛擬變量 SOE，若企業(yè)為國有企業(yè)，為其賦值 1，若為非國有企業(yè)，為其賦值 0。之后建立 SOE

與 ESG 的交互項(xiàng)，將其與 SOE 一同加入模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表 8 的列（1）。根據(jù)回歸結(jié)果可以

發(fā)現(xiàn)，SOE 與 ESG 的交互項(xiàng)（ESG*SOE）的系數(shù)在 1%的水平上顯著為正，說明 ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)

展之間的正向關(guān)系在國有企業(yè)中更強(qiáng)。

2．行業(yè)異質(zhì)性

污染企業(yè)由于行業(yè)特殊性會受到嚴(yán)格的監(jiān)管，將會在環(huán)境治理、承擔(dān)社會責(zé)任和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級等方面投

入更多資源，而 ESG 作為長期回報，無法短時間內(nèi)為企業(yè)帶來效益。此外，企業(yè)污染屬性也會使得大眾將保

護(hù)和改善環(huán)境作為其固有責(zé)任及應(yīng)盡義務(wù)，對其履行 ESG 責(zé)任反響較小，從而使得污染企業(yè) ESG 表現(xiàn)對企

業(yè)發(fā)展質(zhì)量的邊際貢獻(xiàn)不明顯。與此相反，非污染企業(yè)外界關(guān)注度較小，在生產(chǎn)經(jīng)營中踐行環(huán)保理念，注重

提升其產(chǎn)品、技術(shù)和服務(wù)的質(zhì)量，會容易獲得外界的支持以提高其發(fā)展質(zhì)量。因此，本文預(yù)期 ESG 表現(xiàn)對企

122 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

表 7 作用機(jī)制回歸結(jié)果

企業(yè)創(chuàng)新渠道 信息透明度渠道

(1) （2） （3） (4) （5） （6）

TFP_LP Patent TFP_LP TFP_LP IT TFP_LP

ESG 0.2023*** 0.2042*** 0.1867*** 0.2023*** 0.2027*** 0.1517***

(53.4027) (26.7221) (49.2136) (53.4027) (34.8308) (42.3983)

Patent 0.0766***

(25.4553)

IT 0.2498***

(67.6184)

Age -0.0028 -0.4981*** 0.0354** -0.0028 -0.4569*** 0.1114***

(-0.1898) (-16.9743) (2.4488) (-0.1898) (-20.4469) (8.2227)

ROA 2.2042*** 2.5053*** 2.0123*** 2.2042*** 5.9195*** 0.7257***

(29.6434) (16.7064) (27.2476) (29.6434) (51.8356) (10.0696)

Lev 2.0261*** 0.6028*** 1.9799*** 2.0261*** 0.8519*** 1.8133***

(83.6489) (12.3398) (82.4976) (83.6489) (22.9016) (80.2733)

ATO 1.1711*** 0.1420*** 1.1602*** 1.1711*** 0.0981*** 1.1466***

(105.4401) (6.3402) (105.6479) (105.4401) (5.7482) (111.7148)

Cashflow 0.5633*** 0.6228*** 0.5156*** 0.5633*** 1.4377*** 0.2042***

(8.3294) (4.5664) (7.7134) (8.3294) (13.8421) (3.2580)

Growth 0.0378*** -0.1283*** 0.0476*** 0.0378*** 0.0876*** 0.0159*

(3.7865) (-6.3722) (4.8251) (3.7865) (5.7133) (1.7259)

Constant 4.8283*** 0.2930** 4.8058*** 4.8283*** 0.8257*** 4.6220***

(82.7811) (2.4912) (83.3861) (82.7811) (9.2177) (85.6706)

Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes

N 26539 26539 26539 26539 26539 26539

Adj_R

2

0.6012 0.2939 0.6107 0.6012 0.2649 0.6599

Bootstrap 置信區(qū)間 [0.0019，0.0039] [0.0409，0.0475]

業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極作用在非污染企業(yè)中更強(qiáng)。

本文參考倪娟和孔令文的做法[39]，將行業(yè)代碼屬于 B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、

C27、C28、C30、C31、C32、C33 和 D44 這 16 個的企業(yè)界定為污染企業(yè)，其余不屬于這 16 個行業(yè)的企業(yè)

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 123

界定為非污染企業(yè)。同時定義虛擬變量 Pollution，若企業(yè)屬于污染企業(yè)，賦值為 1，若為非污染企業(yè)，為其

賦值 0。之后建立 Pollution 與 ESG 的交互項(xiàng)，將其與 ESG 一同加入模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表 8 的

列（2）。根據(jù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，Pollution 與 ESG 的交互項(xiàng)（ESG*Pollution）的系數(shù)在 1%的水平上顯著為

負(fù)，說明 ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的正向關(guān)系在非污染企業(yè)中更強(qiáng)。

3．地區(qū)異質(zhì)性

東部地區(qū)受地理位置和國家政策影響，相較于其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，技術(shù)發(fā)展成熟，開放程度高，

地區(qū)中企業(yè)擁有更為良好的發(fā)展條件和基礎(chǔ)設(shè)施，在 ESG 方面已經(jīng)進(jìn)入成熟階段，ESG 表現(xiàn)在東部企業(yè)中

所能發(fā)揮的作用較非東部企業(yè)更為有限。而非東部企業(yè)盡管起步較晚，但當(dāng)其積極履行 ESG 責(zé)任時，會向外

界樹立綠色、創(chuàng)新和負(fù)責(zé)的良好形象，吸引政府、投資者和公眾的關(guān)注，獲得更多信任與支持，從而提高企

業(yè)發(fā)展質(zhì)量。因此，本文預(yù)期 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極作用在非東部企業(yè)中更強(qiáng)。

參考張長江等的做法[40]，將所在地位于北京市、河北省、天津市、上海市、浙江省、福建省、廣東省、

海南省、江蘇省、遼寧省和山東省的企業(yè)界定為東部企業(yè)，其余省份企業(yè)界定為非東部企業(yè)。同時定義虛擬

變量 East，若企業(yè)屬于東部企業(yè)，賦值為 1，若為非東部企業(yè)，為其賦值 0。之后建立 East 與 ESG 的交互項(xiàng)，

將其與 ESG 一同加入模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表 8 的列（3）。根據(jù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，East 與 ESG

的交互項(xiàng)（ESG*East）的系數(shù)在 1%的水平上顯著為負(fù)，說明 ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的正向關(guān)系在

非東部企業(yè)中更強(qiáng)。

七、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文主要研究了 ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生的影響，以 2012—2021 年共計(jì) 26539 個 A 股上市公司

為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：企業(yè)良好的 ESG 表現(xiàn)對其提升發(fā)展質(zhì)量有積極作用。在經(jīng)過內(nèi)生性檢

驗(yàn)和其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論依然成立。在進(jìn)一步的分析中發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新和信息透明度在其中起著部分中介

作用，良好的 ESG 表現(xiàn)有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新、提高信息透明度，進(jìn)而推動企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。通過異質(zhì)性

發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)層面，相較于非國有企業(yè)和污染企業(yè)，ESG 表現(xiàn)對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的正向作用在國有企業(yè)和非污

染企業(yè)中更明顯；在地區(qū)層面，相較于東部地區(qū)企業(yè)，非東部地區(qū)企業(yè) ESG 表現(xiàn)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的助力效

果更明顯。

（二）對策建議

首先，企業(yè)在經(jīng)營和治理過程中應(yīng)給予 ESG 理念足夠的重視，在企業(yè)內(nèi)部樹立起 ESG 意識，實(shí)施并完

善相關(guān) ESG 舉措，在生態(tài)環(huán)境保護(hù)方面傾注資源并積極承擔(dān)社會責(zé)任。同時，企業(yè)需要加大創(chuàng)新的研發(fā)力度、

投入更多研發(fā)成本來提高研發(fā)能力，追求綠色高質(zhì)量創(chuàng)新。此外，企業(yè)應(yīng)采取措施抑制高層自利行為，進(jìn)一

步提升信息透明度，盡可能降低外部利益相關(guān)者獲得信息的成本，維護(hù)與其的良好合作關(guān)系，以便為企業(yè)長

遠(yuǎn)發(fā)展獲得有利的資金及資源支持，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

其次，投資者也需樹立 ESG 投資理念，在選擇投資對象時不能僅僅把關(guān)注點(diǎn)放在企業(yè)財(cái)務(wù)表現(xiàn)上，還需

要關(guān)注其在 ESG 方面的表現(xiàn)，要求企業(yè)對環(huán)境負(fù)責(zé)任，積極履行社會責(zé)任，保持良好的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)

企業(yè)提升 ESG 表現(xiàn)。同時，投資者也應(yīng)在不妨礙獲得可持續(xù)性回報的同時，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供所需的資

金支持。更重要的是，投資機(jī)構(gòu)者自身需要摒棄短視思想，抑制投機(jī)性行為，杜絕與企業(yè)高層產(chǎn)生勾結(jié)行為，

保護(hù)公司及其他利益相關(guān)者的利益，積極參與公司治理中去，為公司高質(zhì)量長遠(yuǎn)發(fā)展出謀劃策。

124 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

表 8 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

（1） （2） （3）

產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性 行業(yè)異質(zhì)性 地區(qū)異質(zhì)性

TFP_LP

ESG 0.1535*** 0.2065*** 0.2244***

(32.6433) (45.9317) (43.3275)

SOE -0.3696***

(-7.0368)

ESG*SOE 0.0866***

(11.2255)

Pollution 0.1869***

(3.5519)

ESG*Pollution -0.0151*

(-1.8954)

East 0.2706***

(5.7576)

ESG*East -0.0463***

(-6.4931)

Age -0.0470*** -0.0094 -0.0022

(-3.2200) (-0.6475) (-0.1515)

ROA 2.2743*** 2.1946*** 2.2165***

(30.8662) (29.4980) (29.8316)

Lev 1.9427*** 2.0154*** 2.0233***

(79.8822) (83.1325) (83.5306)

ATO 1.1641*** 1.1679*** 1.1717***

(105.8902) (105.0762) (105.3888)

Cashflow 0.5696*** 0.5539*** 0.5678***

(8.5127) (8.1962) (8.4014)

Growth 0.0526*** 0.0390*** 0.0389***

(5.3075) (3.9090) (3.9010)

Constant 5.2127*** 4.8252*** 4.7303***

(85.3748) (80.1644) (74.6880)

Industry Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes

N 26539 26539 26539

Adj_R

2

0.6096 0.6020 0.6020

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 125

最后，政府應(yīng)該為企業(yè)的 ESG 建設(shè)提供制度監(jiān)督，健全有關(guān)企業(yè) ESG 信息的披露制度，擴(kuò)大企業(yè) ESG

信息披露范圍并督促其提高信息披露質(zhì)量，提升企業(yè)信息透明度。同時，可以給予 ESG 表現(xiàn)良好的企業(yè)稅收

優(yōu)惠等政策支持，對于對披露不實(shí) ESG 信息或 ESG 表現(xiàn)不佳的企業(yè)進(jìn)行一定程度的處罰，從而引導(dǎo)企業(yè)積

極履行 ESG 方面的責(zé)任，提升綠色創(chuàng)新水平，從而提高企業(yè)整體發(fā)展質(zhì)量。此外，政府應(yīng)為非國有企業(yè)、污

染企業(yè)及處于東部地區(qū)的企業(yè)的發(fā)展提供相應(yīng)的支持與保護(hù)，進(jìn)而增強(qiáng) ESG 表現(xiàn)在這些企業(yè)中對高質(zhì)量發(fā)展

的促進(jìn)作用，提升企業(yè)總體發(fā)展質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

[1] Fatemi A,Fooladi I,Tehranian H.Valuation effects of corporate social responsibility[J]. Journal of Banking&Finance, 2015(10): 182-

192.

[2] 張琳，趙海濤．企業(yè)環(huán)境、社會和公司治理（ESG）表現(xiàn)影響企業(yè)價值嗎？——基于A股上市公司的實(shí)證研究[J]．武漢金

融，2019（10）：36-43．

[3] 曉芳，蘭鳳云，施雯，等．上市公司的ESG評級會影響審計(jì)收費(fèi)嗎？——基于ESG評級事件的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)[J]．審計(jì)研究，

2021（3）：41-50．

[4] 潘海英，朱憶丹，新夫．ESG表現(xiàn)與企業(yè)金融化——內(nèi)外監(jiān)管雙“管”齊下的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]．南京審計(jì)大學(xué)學(xué)報，2022，19

（2）：60-69．

[5] 胡豪．上市公司ESG評級提高會給投資者帶來超額收益嗎？——來自滬深兩市A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．金融經(jīng)濟(jì)，2021

（8）：56-62．

[6] 席龍勝，王巖．企業(yè)ESG信息披露與股價崩盤風(fēng)險[J]．經(jīng)濟(jì)問題，2022（8）：57-64．

[7] 毛其淋，盛斌．對外經(jīng)濟(jì)開放、區(qū)域市場整合與全要素生產(chǎn)率[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012，11（1）：181-210．

[8] 王杰，劉斌．環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（3）：44-56．

[9] 劉秉鐮，武鵬，劉玉海．交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國全要素生產(chǎn)率增長——基于省域數(shù)據(jù)的空間面板計(jì)量分析[J]．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，

2010（3）：54-64．

[10] 楊慧梅，江璐．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)、空間效應(yīng)與全要素生產(chǎn)率[J]．統(tǒng)計(jì)研究，2021，38（4）：3-15．

[11] 毛德鳳，李靜，彭飛，等．研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于PSM和GPS的檢驗(yàn)[J]．財(cái)經(jīng)研究，2013，39（4）：134-144．

[12] 李唐，董一鳴，王澤宇．管理效率、質(zhì)量能力與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于“中國企業(yè)——勞動力匹配調(diào)查”的實(shí)證研究

[J]．管理世界，2018，34（7）：86-99．

[13] 盛明泉，蔣世戰(zhàn)．高管股權(quán)激勵、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于制造業(yè)企業(yè)的實(shí)證分析[J]．貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，

2019（2）：70-76．

[14] 蔣長流，江成濤，鄭德昌．大股東掏空、非效率投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2020，39（5）：100-110．

[15] 王瑤，郭澤光．機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：有效監(jiān)督還是無效監(jiān)督[J]．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2021，43（2）：113-126．

[16] 陳琪．環(huán)保投入能提高企業(yè)生產(chǎn)率嗎？——基于企業(yè)創(chuàng)新中介效應(yīng)的實(shí)證分析[J]．南開經(jīng)濟(jì)研究，2020（6）：80-100．

[17] 劉禹晴．企業(yè)環(huán)保投資能否促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升？[J]．中國注冊會計(jì)師，2021（3）：59-63．

[18] 范丹，付嘉為．環(huán)境信息披露對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[J]．中國環(huán)境科學(xué)，2021，41（7）：3463-3472．

[19] 鄭國姣．低碳經(jīng)濟(jì)背景下現(xiàn)代企業(yè)的社會責(zé)任研究——基于環(huán)境資本依賴視角[J]．技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015（3）：56-59．

[20] 趙敏，趙國浩．企業(yè)綠色責(zé)任、企業(yè)行為模式與全要素生產(chǎn)率[J]．江西師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021，54（5）：

86-96．

126 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年

[21] 李心斐，李芳芳．重污染企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的影響研究——基于研發(fā)投入的中介作用[J]．行政論壇，2022，28

（1）：135-142．

[22] 陳日清，亓愛鳳．市場約束、內(nèi)部公司治理與上市公司全要素生產(chǎn)率——基于面板隨機(jī)前沿模型的分析[J]．投資研究，2014，

33（10）：104-117．

[23] 王修華，張婉婷．公司治理對農(nóng)村商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的影響研究[J]．湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2016，30（5）：

64-70．

[24] 杜勇，馬文龍．機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]．上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2021，23（5）：81-95．

[25] Babiak K,Trendafilova S.CSR and environment responsibility:motives and pressures to adopt green management

practices[J].Corporate Social Responsibility and Environment Management,2011,18(1):11-24.

[26] 王鋒正，陳方圓．董事會治理、環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新——基于我國重污染行業(yè)上市公司的實(shí)證檢驗(yàn)[J]．科學(xué)學(xué)研究，

2018，36（2）：361-369．

[27] 楊金坤．企業(yè)社會責(zé)任信息披露與創(chuàng)新績效——基于“強(qiáng)制披露時代”中國上市公司的實(shí)證研究[J]．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管

理，2021，42（1）：57-75．

[28] 羅元大，熊國保．企業(yè)環(huán)境責(zé)任、儒家文化與技術(shù)創(chuàng)新——來自我國污染類上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究[J]．生態(tài)經(jīng)濟(jì)，

2022，38（4）：154-162．

[29] Bushman R.M.,Smith A.J..Financial accounting information and corporate governance[J]. Journal of Accounting&Economics, 2001

（32）：115.

[30] 周方召，潘婉穎，付輝．上市公司ESG責(zé)任表現(xiàn)與機(jī)構(gòu)投資者持股偏好——來自中國A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．科學(xué)決

策，2020（11）：15-41．

[31] 李佳霖，張倩肖，董嘉昌．金融發(fā)展、企業(yè)多元化戰(zhàn)略與高質(zhì)量發(fā)展[J]．經(jīng)濟(jì)管理，2021，43（2）：88-105．

[32] 賈麗桓，肖翔．資本市場開放與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于代理成本與創(chuàng)新激勵視角現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討[J]．2021（12）：105-115．

[33] 謝紅軍，呂雪．負(fù)責(zé)任的國際投資：ESG與中國OFDI[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2022，57（3）：83-99．

[34] 高杰英，褚冬曉，廉永輝，等．ESG表現(xiàn)能改善企業(yè)投資效率嗎？[J]．證券市場導(dǎo)報，2021（11）：24-34．

[35] 方先明，胡丁．企業(yè)ESG表現(xiàn)與創(chuàng)新——來自A股上市公司的證據(jù)[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2023，58（2）：91-106．

[36] 薛龍，張倩瑜，李雪峰．企業(yè)ESG表現(xiàn)與綠色技術(shù)創(chuàng)新[J]．財(cái)會月刊，2023，44（8）：135-142．

[37] 劉會洪，張哲源．ESG表現(xiàn)、創(chuàng)新效率和股價波動性的影響研究——基于A股上市公司[J]．武漢金融，2023（2）：37-43．

[38] 張會麗，張妮．ESG表現(xiàn)影響企業(yè)債務(wù)契約嗎？——來自我國A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．財(cái)務(wù)研究，2022（6）：91-103．

[39] 倪娟，孔令文．環(huán)境信息披露、銀行信貸決策與債務(wù)融資成本——來自我國滬深兩市A股重污染行業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

[J]．經(jīng)濟(jì)評論，2016（1）：147-156．

[40] 張長江，張倩，張玥，等．ESG表現(xiàn)對制造業(yè)上市公司創(chuàng)新能力的影響研究——基于企業(yè)社會資本的中介效應(yīng)[J]．技術(shù)與

創(chuàng)新管理，2023，44（2）：111-122．

第 5 期 張 帆：ESG 表現(xiàn)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 127

ESG Performance and High Quality Corporate Development:

Based on Total Factor Productivity Perspective

ZHANG Fan

( School of Business, Anhui University, Hefei 230601, Anhui, China )

Abstract: Using A-share data of listed companies in China from 2012 to 2021, this study empirically examines

the impact of ESG performance on the quality of corporate development, and deeply analyzes the pathways and

heterogeneity of this impact. It is found that good ESG performance of companies can improve their development

quality. After robustness testing, this finding still holds. Further study of the mechanism effect reveals that good

ESG performance can improve the quality of corporate development by promoting corporate innovation and

enhancing information transparency. The results of heterogeneity analysis show that ESG performance is more

helpful to achieve high-quality development in state-owned enterprises and non-polluting enterprises; and the

positive effect of ESG performance on the quality of corporate development is stronger in non-eastern regions. The

results of the study provide strong evidence for the positive effect of ESG performance, which helps companies

strengthen ESG and achieve high-quality development.

Key words: ESG performance, corporate innovation, information transparency, high quality

corporate development

（責(zé)任編輯 陳書慧）

（上接 112 頁）

Digital Transformation and Real Earnings Management : Based on the

Perspective of Corporate Governance and External Audit Supervision

GAO Shujuan

( School of Accountancy, Bengbu Collage of Technology and Business, Bengbu 233000, Anhui, China )

Abstract: In the context of guiding the deep integration of the digital economy and the real economy, digital

transformation has become an inevitable choice for high-quality development of enterprises. Based on this, the

article uses data from A-share listed companies from 2017 to 2022 as a research sample to study the relationship

between digital transformation and real earnings management, and introduces corporate governance and external

audit supervision as moderating variables to explore the moderating effect of moderating variables in the relationship

between digital transformation and real earnings management. Research has found that digital transformation can

suppress real earnings management; A sound corporate governance mechanism and high-quality external auditing

can effectively suppress the impact of digital transformation on the true earnings management of enterprises. The

research is still valid after conducting a robustness test on the lagging phase of digital transformation, enriches the

literature on the economic consequences of digital transformation, and provides new ideas for companies to suppress

the true earnings management of management in the new regulatory environment.

Key words: digital transformation;, real earnings management, corporate governance, external audit

supervision

（責(zé)任編輯 陳書慧）

128 銅仁學(xué)院學(xué)報 2024 年