【摘 要】 文章從質量管理視角探討了數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的影響。研究發(fā)現，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量具有明顯的提升作用，且在內生性問題處理和多重穩(wěn)健性檢驗后結論依然成立。這種提升作用不僅源于對信息披露體系的直接促進，更在于對企業(yè)組織結構和流程的深層次優(yōu)化與重構。通過優(yōu)化組織結構和加強活動控制，數字技術能夠顯著提升信息披露的質量。盡管數字新質生產力能提升信息透明度，但其對管理層披露意愿和行為的直接影響有限，信息透明度并未如預期般在提升信息披露質量中起到中介作用。此外，通過異質性分析和門檻效應分析，研究發(fā)現企業(yè)規(guī)模對數字新質生產力提升信息披露質量的效應具有非線性特征，即相較于小型企業(yè)，大型企業(yè)在數字新質生產力賦能中獲益更為顯著。這些發(fā)現可為企業(yè)管理者和政策制定者提供一些參考信息。

【關鍵詞】 數字新質生產力； 數字化技術； 信息披露質量； 質量管理

【中圖分類號】 F270.7 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2025）01-0038-09

一、引言

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察期間提出了“新質生產力”這一新詞匯[1]。不同于傳統(tǒng)生產力，新質生產力是創(chuàng)新起主導作用，擺脫傳統(tǒng)經濟增長方式、生產力發(fā)展路徑的先進生產力，具有高科技、高效能、高質量特征[2]。數字新質生產力則是新質生產力在數字經濟時代的具體體現和重要組成部分[3]。所謂數字新質生產力是指將數字技術創(chuàng)新和數據要素雙輪驅動賦能生產力變革而形成的具有新技術、新要素、新方式的新質生產力[4]。它不僅改變了信息披露的方式，而且提高了信息內容的廣度與深度，尤其是人工智能和機器學習等新技術，可以對大量復雜的數據進行分析和處理，為企業(yè)和利益相關者提供更加精準和深入的信息。近年來，面對國際和國內的雙重挑戰(zhàn)，以信息披露激發(fā)資本市場主體活力成為中國應對經濟下行壓力的重要思路。2020年中共中央、國務院《關于新時代加快完善社會主義市場經濟體制的意見》在提到資本市場建設時，強調了信息披露制度的重要性，并指出要推動以信息披露為核心的股票發(fā)行注冊制改革，這無疑凸顯了中央進一步優(yōu)化資本市場的決心。數字新質生產力在推動信息披露更加高效、全面性和互動性方面扮演著關鍵角色，這對于構建一個更加透明、公平的資本市場環(huán)境至關重要[5]。一個關鍵的問題自然浮現：數字新質生產力究竟是如何影響企業(yè)信息披露質量的？顯然，回答上述問題對于構建高質量中國資本市場具有重要的參考價值。

二、理論分析與研究假設

質量管理的核心在于嚴格控制生產和服務提供過程，確保滿足顧客需求與期望，并嚴格遵循相關法律法規(guī)。這一核心同樣適用于信息披露的全過程。信息披露的質量需要在數據收集、處理、整合到發(fā)布的每一個環(huán)節(jié)中得到嚴格管理，任何環(huán)節(jié)的疏漏都可能影響信息披露的整體質量。數字新質生產力為信息披露注入新動能，通過數字技術的應用，企業(yè)能夠更有效地收集、整理和披露信息。例如：云計算和大數據等新技術，使得信息處理和存儲能力得到極大提升，為信息披露提供了新的技術和平臺；5G網絡的部署極大提高了數據傳輸速度和降低了延遲，使得實時信息披露成為可能；人工智能和機器學習技術的發(fā)展，增強了信息分析和處理的能力，為信息披露提供了更深入和精準的內容；區(qū)塊鏈技術提供了一種新的信息記錄和驗證機制，增強了信息披露的安全性和可信度。這些數字技術為信息披露的質量和效率提供了新的解決方案。

在信息披露的流程中，企業(yè)面臨的挑戰(zhàn)既需要通過嚴格的管理和控制來克服，也需要借助技術手段來提供支持。數字化技術的進步為企業(yè)提供了一個機遇，可以依靠“數字技術驅動”來改造、提升原有技術體系和生產系統(tǒng)的數字化程度[6]。這樣的技術革新對信息披露的每個階段都會產生相應的效應。首先，在信息披露的初始階段，利用人工智能技術可以自動獲取數據信息，大大提高數據采集的速度，擴大數據采集的范圍，增加數據采集的深度[7]，這不僅減少了對人力資源的依賴，還顯著提高了財務報告的精確度和可信度，確保了信息的完整性和一致性。其次，在信息披露的中間階段，數字化技術通過強化內部控制機制，為企業(yè)提供了強有力的保障。具體來說，實時監(jiān)控系統(tǒng)和自動化合規(guī)性檢查能夠及時發(fā)現和預防潛在的異常行為[8]，從而確保信息披露的準確性和符合法規(guī)要求。數字化技術為企業(yè)提供了一個堅固的防線，以防止錯誤和不當行為的發(fā)生[9]。最后，在信息披露的最終階段，數字化技術能顯著提高信息的透明度和可訪問性[10]。高級決策支持系統(tǒng)為管理層提供了深入的數據分析和客觀的建議，幫助他們作出更加明智和公正的披露決策[11]。同時，數字化平臺加強了企業(yè)與投資者和其他利益相關者之間的互動和溝通，確保了信息的及時傳遞和反饋[12]。基于上述分析，本文提出假設1。

H1：在其他條件相同的情況下，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量具有正向促進作用。

在分析了數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的直接影響之后，本文將進一步探究其深層作用機制。信息披露質量的提升是一個復雜的多維度過程，而數字新質生產力的深遠影響，不僅體現在外部推動，更在于其對企業(yè)信息披露體系的內在重構和優(yōu)化。具體來說，作用機制主要體現在以下三個方面：

（1）組織結構優(yōu)化效應。數字化技術的應用，促進組織結構的網絡化、扁平化，推動企業(yè)組織架構向更加靈活和高效的模式轉變。通過網格制的平等治理規(guī)則、多中心權力及非標準化行動來進行組織的運作，能夠縮短決策鏈條，加快信息流通速度，從而提升決策的時效性和適應性[13]。以人工智能為導向的系統(tǒng)可以助力企業(yè)緩解供應鏈中斷的不利影響，調整運輸網絡以確保地理上合適的供應鏈和網絡安全，并在多個參數上節(jié)約成本并提高效率[14]。此外，肖紅軍等[15]研究指出數字化對供應鏈的可持續(xù)發(fā)展具有積極的賦能作用。這種組織結構優(yōu)化，伴隨著組織效能的增強，使企業(yè)能夠更加迅速地響應市場變化，及時調整經營策略，確保信息披露的專業(yè)性和可靠性。

（2）控制活動優(yōu)化效應。通過實施一系列基于數字化的先進控制措施，企業(yè)能夠實現對運營各環(huán)節(jié)的精細化管理。企業(yè)通過數字化的信息共享系統(tǒng)來強化對財務行為的管控，同時能夠通過業(yè)財融合的系統(tǒng)設計來強化對業(yè)務端的控制，進而優(yōu)化內部的控制活動[16]。電子化審計利用虛擬場景審計得以實現，現場審計的空間距離阻隔和時間差異限制得以消除，審計組織借助新技術特別是大數據技術使電子證據提高審計效率的作用得以充分發(fā)揮[17]。智能化合規(guī)檢查則通過自然語言處理等技術，自動檢測內部文本與外部文件的監(jiān)管要求之間的偏差[18]，IPO過程中發(fā)行人發(fā)布的信息是否符合上市規(guī)則[19]，確保企業(yè)遵循相關法律法規(guī)。這些控制措施的集成應用，為企業(yè)提供了一個全面的風險管理框架，保障了企業(yè)在動態(tài)市場環(huán)境中的穩(wěn)健運營和信息披露的真實性。

（3）信息透明度提升效應。在數字化的推動下，企業(yè)得以運用多種新興的信息平臺和渠道，如社交媒體、在線數據庫、移動應用等。這些渠道的增加，使得投資者、分析師、監(jiān)管機構等利益相關者能夠從多個角度和層面獲取企業(yè)信息，尤其是證券分析師的關注有助于緩解信息不透明的負面影響[20]。同時，信息傳播的速度和范圍也因數字化而顯著提高，通過網絡和移動設備，信息可以迅速傳播至全球受眾，提升了信息傳播的效率。此外，數字化還促進了供應鏈信息的共享和可見性，增強了利益相關者和社會公眾對供應鏈企業(yè)及其活動的責任治理，從而提高了供應商企業(yè)的ESG表現[15]。這種信息流通的加速、透明度的提升，有助于市場快速響應企業(yè)的最新動態(tài)，提高了市場的反應速度和靈敏度，確保了信息披露的及時性。

基于上述分析，本文提出假設2—假設4。

H2：在其他條件相同的情況下，數字新質生產力通過優(yōu)化組織結構，提升企業(yè)信息披露質量。

H3：在其他條件相同的情況下，數字新質生產力通過加強控制活動，提升企業(yè)信息披露質量。

H4：在其他條件相同的情況下，數字新質生產力通過提高信息透明度，提升企業(yè)信息披露質量。

三、數據、變量和計量模型

（一）數據

本文分析主要涉及三類數據：第一類是企業(yè)層面的數字無形資產投入數據，該數據集旨在反映企業(yè)的數字新質生產力水平。鑒于數字化進程的演進，收集了2010—2021年間A股制造業(yè)上市公司財務報表附注中所披露的無形資產投資的詳細數據，并將這些數據進行匯總，以此作為企業(yè)數字新質生產力的測度。第二類是企業(yè)財務數據，主要來自CSMAR數據庫。第三類是信息披露質量數據，采用深交所和上交所信息披露質量評級（Grade）作為信息披露質量的測度指標。在構建控制變量時，特別關注了財務數據的真實性。為了減少財務數據造假對實證分析結果的潛在影響，剔除了樣本期間ST類樣本以及退市的樣本。

（二）變量選取和說明

1.被解釋變量：企業(yè)信息披露質量（cdq）

關于企業(yè)信息披露質量的測度，采用深圳證券交易所和上海證券交易所對上市公司信息披露的考評結果作為度量指標。由于考評結果“優(yōu)秀”“良好”“及格”“不及格”四個等級具有優(yōu)劣次序，故分別賦值4、3、2、1。

2.解釋變量：數字新質生產力水平（dig）

關于衡量數字新質生產力水平，目前有兩種方法可供參考借鑒。第一種方法是通過分析企業(yè)年報中數字化關鍵詞的出現頻率來進行測度[6]，但這種方法可能會因過度識別問題而產生評估偏差。相比之下，第二種方法通過分析企業(yè)年報中數字化相關資產的規(guī)模來進行測度[21]，被認為更為精確和可信，用于衡量企業(yè)數字化水平更有說服力。特別是，數字化相關資產中的無形資產，如專利、軟件、網站等，這些資產是企業(yè)數字化轉型和創(chuàng)新活動的核心，對企業(yè)的長期競爭力和市場表現具有決定性影響。因此本文采用數字化無形資產投入的對數值來表征數字新質生產力。

3.控制變量

為提高本文的研究精度，在參考一系列現有文獻的基礎上，本文將在研究框架中加入控制變量。/YPb/Qp4q4KsBsTDO7i76w==具體包括：（1）企業(yè)年齡（age），采用當年年份與企業(yè)成立年份之差加1之后取對數表示；（2）企業(yè)規(guī)模（size），采用營業(yè)收入的對數值表示；（3）資產負債率（tdr）；（4）凈資產收益率（roe）；（5）流動比率（cr）；（6）應收賬款與收入比（ar）；（7）前十大股東持股比例（mso）；（8）獨立董事人數占比（pid），采用獨立董事人數除以董事人數表示；（9）企業(yè)性質（soe），國企為1，其他為0；（10）企業(yè)固定效應（id_FE）；（11）年份效應（year_FE）。

（三）計量模型設定

為檢驗數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的影響，本文構建了直接效應檢驗模型：

cdqi，t=β0+β1digi，t+β2controlsi，t+ui+ut+εi，t （1）

其中，下標i表示企業(yè)，t表示年份；cdq為本文的被解釋變量，表示企業(yè)信息披露質量；dig為本文的核心解釋變量，表示企業(yè)數字新質生產力水平。controls為一系列控制變量，是影響企業(yè)信息披露質量的其他因素，包括：企業(yè)年齡、規(guī)模、資產負債率、凈資產收益率、流動比率、應收賬款與收入比、前十大股東持股比例、獨立董事人數占比、企業(yè)性質。ui為企業(yè)固定效應，ut表示年份固定效應，εi，t為隨機擾動項。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸

在進行計量回歸前，還需要對模型設定進行相關檢驗。Hausman檢驗結果表明P值為0.1455，在給定顯著性水平5%的情況下，支持隨機效應模型。因此本文在后續(xù)回歸分析中使用隨機效應模型設定。表1顯示了數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的基準回歸結果。具體來看，列（1）僅引入時間固定效應，在控制了時間趨勢產生的影響后，結果顯示核心解釋變量數字新質生產力對估計系數顯著為正?？紤]到企業(yè)自身特征變化也會影響其信息披露質量，列（2）增加年齡、企業(yè)規(guī)模以及資產負債率作為控制變量，數字新質生產力的估計系數變小了，在5%的水平上顯著為正。列（3）進一步增加凈資產收益率、流動比率、應收賬款與收入比作為控制變量后，數字新質生產力的估計系數略有變大，在1%的水平上顯著為正。列（4）繼續(xù)加入控制變量，核心變量估計系數的數值幾乎無變化，表明回歸結果具有一定穩(wěn)健性。該系數在1%的水平上依然顯著，反映出在控制了眾多因素之后，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量具有顯著的正向影響，同理論分析結果一致。

（二）內生性問題

數字新質生產力推動企業(yè)信息披露質量的提升，同時高質量的信息披露要求也可能反過來激勵企業(yè)加快其數字化轉型的步伐，數字新質生產力與企業(yè)信息披露質量之間可能存在雙向因果關系。同時考慮到遺漏變量，以及度量誤差，可能會造成解釋變量與殘差項相關，從而引起內生性問題。因此，本文實證部分著重克服這一內生性問題的影響。本文選用同行業(yè)（兩位數行業(yè)分類）其他企業(yè)（不包括本企業(yè)）數字化無形資產投入的平均值（industry_dig）作為數字新質生產力的工具變量。企業(yè)同行業(yè)其他企業(yè)存在競爭關系，彼此數字化無形資產投入存在一定相關性。該工具變量涉及的數字新質生產力基于同行業(yè)其他企業(yè)測算而得，與企業(yè)不直接相關。在表2中列（1）給出了基于兩階段最小二乘法的回歸結果。結果顯示，Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量等于822.549，在1%的水平上應拒絕工具變量識別不足的原假設；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量遠大于10，拒絕了弱工具變量假設，這些表明工具變量與潛在的內生變量之間具有較強的相關性，工具變量的選取較為合理。同時本文選用其他企業(yè)（不包括本企業(yè)）數字化無形資產投入的平均值滯后一階（L.industry_dig）作為數字新質生產力的工具變量。如表2所示的具體估計結果表明，在考慮了可能存在的內生性問題之后，數字新生產力仍顯著提升企業(yè)信息披露質量，與基礎回歸結果一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究結論的可靠性，本文通過替換解釋變量、調整樣本范圍、改進回歸模型三種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1.核心解釋變量替換

通過計算財務報表中與數字化轉型相關的高頻關鍵詞出現次數加1后取對數，構造了數字化轉型指標（dt），并以此替換了原有的數字新質生產力作為解釋變量。如表3列（1）所示，這一替換后的解釋變量的估計系數顯著為正。此外，還采用了相似的方法，以財務報表中人工智能技術相關高頻關鍵詞的出現頻率為基礎，構造了人工智能技術指標（ai），并用其替換數字新質生產力作為解釋變量，得到的估計系數同樣顯著為正。作為替代核心解釋變量的數據均來源于CnOpenData數據庫。表3列（1）、列（2）的回歸分析結果表明，無論采用哪種衡量方式，估計系數都是正的，這與基準模型的結果是一致的。

2.研究樣本調整

鑒于不同地區(qū)數字經濟發(fā)展水平及行業(yè)特性存在較大差異，可能會對估計結果產生干擾，本文采取了兩種樣本調整方式來增強結果的穩(wěn)健性。首先，本文排除了注冊地位于數字經濟一線城市，即北京、上海、廣州、深圳和杭州的企業(yè)樣本；其次，本文排除了計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)這些數字經濟優(yōu)勢行業(yè)的企業(yè)樣本。表3的列（3）、列（4）結果顯示，在調整后的樣本基礎上，數字新質生產力的估計系數均為正，且在5%水平顯著，表明本文研究結論可靠。

3.回歸模型調整

為排除回歸模型選擇對實證結果的干擾，本文采用有序Probit回歸與有序logit回歸進行穩(wěn)健性檢驗，以保證實證結果的可靠性。表3列（5）、列（6）結果顯示：數字新質生產力的估計系數均為正，且在1%水平顯著，與基準結果一致。

五、作用機制檢驗

前文理論分析認為，數字新質生產力通過優(yōu)化組織結構、優(yōu)化活動控制以及提高信息透明度提升效應，提升企業(yè)信息披露質量。接下來，本文圍繞組織結構、活動控制以及信息透明度這三個方面進行作用機制的檢驗。

（一）指標度量和模型設定

1.中介變量測度

組織結構的測度可以通過多種方式來衡量，而扁平化程度是其中一個重要的維度。一般來說，觀察組織結構中的管理層級數量，較少的層級可以視為扁平化的一種表現形式。由于扁平化主要體現在中間管理層人數占比的下降，受限于中間管理層人數數據的可獲得性，本文最終選擇用高級管理人員占比來反映組織結構扁平化的程度，高級管理人員占比（smr）=高級管理人員數/員工人數。

活動控制的測度采用迪博內部控制指數中的活動控制指數（oci）來衡量。該指數關注的是公司為確保管理層指令得到執(zhí)行而采取的各種措施，包括不相容職責分離、授權審批、會計控制、財產安全控制等。這些控制活動旨在確保公司的運營效率和合規(guī)性，防止資產損失和錯誤。該指數是衡量公司內部控制活動有效性的重要工具。

信息透明度的測度采用迪博內部控制指數中的信息與溝通指數（ici）來衡量。該指數評價的是公司內部和外部信息傳遞的有效性，包括信息收集、處理、傳遞和反饋的流程。良好的信息與溝通能夠確保公司內部人員及時獲取準確和完整的信息，對外也能夠提供透明和及時的信息披露。

2.模型設定

參照現有文獻的普遍做法，本文設定如下形式的中介效應模型對數字新質生產力通過高級管理人員占比、活動控制指數、信息與溝通指數這三個中介變量對企業(yè)信息披露質量的作用機制進行檢驗：

cdqi，t=β0+β1digi，t+β2controlsi，t+ut+εi，t （2）

mvi，t=β0+β1digi，t+β2controlsi，t+ut+εi，t （3）

edqi，t=β0+β1digi，t+β2controlsi，t+β3mvi，t+ut+εi，t （4）

其中，mv表示中介變量，可以替換為smr、oci或者ici，來表示相應中介變量所對應的中介效應模型。

（二）數字新質生產力與企業(yè)信息披露質量的作用機制檢驗

表4給出了數字新質生產力與企業(yè)信息披露質量作用機制的檢驗結果。其中列（1）是對基準模型的回歸結果，與表1列（4）的估計結果相同。從列（2）可以看出，數字新質生產力對中介變量高級管理人數占比具有顯著的抑制作用，這表明數字新質生產力有利于企業(yè)組織架構的扁平化。從列（3）可以看出，數字新質生產力對中介變量活動控制具有顯著的促進作用，這表明數字新質生產力有利于企業(yè)活動控制水平的提升。從列（4）可以看出，數字新質生產力對中介變量信息與溝通具有顯著的促進作用，這表明數字新質生產力有利于提升企業(yè)信息的透明度。與列（1）的基準回歸結果相比，列（5）在加入中介變量高級管理人數占比之后，數字新質生產力的估計系數在數值大小和顯著性水平上均出現了下降，這表明“組織結構”中介效應的存在。列（6）在加入中介變量活動控制指標之后，數字新質生產力的估計系數在數值大小出現了下降，這表明“活動控制”中介效應的存在。與列（1）的基準回歸結果相比，列（7）在加入中介變量信息與溝通指標之后，數字新質生產力的估計系數幾乎沒有變化，支持“信息透明度”中介效應不存在?？赡艿脑蛟谟冢瑪底中沦|生產力對于管理層的披露意愿和行為的影響有限，其有利于提升企業(yè)信息的透明度，但是無法間接改善企業(yè)信息披露質量。

六、進一步討論：非中性視角

由前文分析可知，總體上數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量具有正向提升作用，但對于不同特征的企業(yè)是否存在差異呢？接下來，本文圍繞區(qū)域、所有制、企業(yè)規(guī)模這三個方面檢驗是否存在數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的異質性影響。

1.異質性分析

（1）區(qū)域異質性

結合劉勇等[22]對區(qū)域劃分，將31個省份劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩個子樣本加以考察。表5列（1）、列（2）分別是東部地區(qū)、中西部地區(qū)的回歸結果。對中西部地區(qū)而言，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的影響顯著為正。然而對于中西部地區(qū)而言，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的估計系數不顯著，且系數相較于列（1）偏小。根據交互項模型的Chow檢驗的估計結果計算得到系數差異P值為0.000，這表明在1%的水平下，應拒絕數字化在不同區(qū)域回歸結果中的估計系數不存在顯著性差異的原假設。不難發(fā)現，相較于中西部地區(qū)，數字新質生產力的提升對東部地區(qū)企業(yè)信息披露質量的正向促進作用更為突出。

（2）企業(yè)所有制異質性

企業(yè)的所有制性質，是由企業(yè)的投資主體自身的隸屬關系決定的。對于多種經濟成分聯營的企業(yè)、股份合作企業(yè)等而言，其投資主體具有模糊性。因此，本文僅對有明確投資主體的企業(yè)樣本進行企業(yè)所有制異質性的分析。參考劉金煥等[23]對企業(yè)的劃分方法，將注冊類型為110、141和151的企業(yè)歸為國有企業(yè)，將其他企業(yè)歸為非國有企業(yè)。結果如表5列（3）、列（4）所示，數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的影響均顯著為正。系數差異P值為0.008，這表明在1%的顯著性水平，應拒絕數字新質生產力在不同所有制結果中的估計系數不存在顯著性差異的原假設。相對于非國有企業(yè)而言，數字新質生產力對于國企信息披露質量促進作用更大。

東部企業(yè)和國有企業(yè)的信息披露質量在數字新質生產力賦能中獲益更多，可能存在一些共同的影響因子。企業(yè)規(guī)模是一個可能的共同因子，因為通常東部地區(qū)的企業(yè)和國有企業(yè)相比其他地區(qū)的企業(yè)規(guī)模更大，規(guī)模較大的企業(yè)往往擁有更完善的管理體系和更豐富的資源，這有助于提高信息披露的質量。在企業(yè)層面，本文依據樣本企業(yè)的營業(yè)收入和總資產的中位數對它們進行規(guī)模分組，并探討了數字新質生產力對不同規(guī)模企業(yè)信息披露質量的影響。與先前關于區(qū)域異質性和企業(yè)所有制異質性的研究相似，本文發(fā)現不論在哪種分組方式下，相對于小企業(yè)而言，大型企業(yè)在信息披露質量方面的提升都更加受益于數字新質生產力水平的提升。這與之前關于東部地區(qū)企業(yè)和國有企業(yè)的分析相吻合。限于篇幅，不再贅述。

2.門檻效應檢驗分析

是否存在特定的企業(yè)規(guī)模臨界值，當企業(yè)規(guī)模超過這一臨界值時，數字新質生產力對信息披露質量的提升作用會顯著增強呢？接下來本文將通過面板門檻模型來進一步識別該臨界值是否真實存在。為了檢驗這種門檻效應的存在，建立了一個基于企業(yè)規(guī)模的門檻效應回歸模型，如下所示：

cdqi，t=β0+β1digi，t·s（size_fa≤τ）+β2digi，t·s（size_fa>

τ）+β3controlsi，t+ut+εi，t

其中，下標i表示企業(yè)，t表示年份；cdq為本文的被解釋變量，表示企業(yè)信息披露質量；dig為本文的核心解釋變量，表示企業(yè)數字新質生產力水平。size_fa為門檻變量企業(yè)規(guī)模，τ為待估的門檻值。s（·）是指示函數，在滿足條件時取值為1，否則取值為0。controls為一系列控制變量，與基準模型設定幾乎相同，差異在于不含有規(guī)模。ut表示年份固定效應，εi，t為隨機擾動項。

本文在進行門檻效應分析時，要求數據必須是平衡面板數據。為了獲得充足的樣本量，面臨選擇合適時間段，過長的時間段可能導致新上市公司樣本不足，而過短的時間段則可能使老上市公司樣本不足。因此，為了平衡新老上市公司的樣本數量，本文選擇了2015—2021年這一時間段的數據，以獲得較大樣本量。門檻分析使用的數據源與基礎模型使用的數據源相同。

在估計門檻效應模型之前，先基于Hansen（1999）的方法進行面板門檻存在性檢驗，在Bootstrap抽樣500次情況下，門檻效應檢驗結果呈現在表5中。通過觀察F統(tǒng)計量，在10%顯著水平條件下，企業(yè)規(guī)模通過了單一門檻檢驗，而雙重門檻和三重門檻檢驗未通過，說明有效門檻個數為1。進一步的，可以得到企業(yè)規(guī)模的1個門檻值分別為3.1861e+09（見表6），95%的置信區(qū)間分別為［3.0462e+09，3.3304e+09］。

為驗證門檻值是否真實存在，通過繪制似然比函數圖（圖1）來確定。似然比函數圖的橫軸表示門檻估計量，縱軸表示似然比統(tǒng)計量LR，單門限與LR圖像與水平線有交點，確定了第一門限值的置信區(qū)間，所以通過了顯著性的檢驗。

在確認門檻效應存在門檻值的情況下，門檻回歸結果（見表7）顯示：在營業(yè)收入規(guī)模未達到第一門檻值之前，數字新質生產力的回歸系數為0.0553，這個系數是顯著的，意味著對于規(guī)模較小的企業(yè)，數字新質生產力的提升已經開始對信息披露質量產生正向的促進作用。當營業(yè)收入規(guī)模超過這個門檻值時，數字新質生產力的回歸系數增加到了0.0657，并且同樣顯著，這表明對于規(guī)模較大的企業(yè)，數字新質生產力對信息披露質量的正向影響變得更大。

七、結語

在上市公司信息披露質量受到監(jiān)管機構和市場參與者日益關注的大背景下，本研究選取了2010—2021年期間滬深A股制造業(yè)上市公司作為研究對象，分析了數字新質生產力對企業(yè)信息披露質量的積極影響及其作用機制，得出以下研究結果：

1.數字新質生產力能夠顯著提升上市公司的信息披露質量，即使在經過一系列的內生性問題處理和穩(wěn)健性檢驗后，這一結論依然穩(wěn)固。信息披露的質量至關重要，它必須在數據的收集、處理、整合以及發(fā)布過程中得到嚴格控制，確保信息的準確性和可靠性，這直接關聯到企業(yè)在資本市場的穩(wěn)定發(fā)展及其價值的體現。企業(yè)應充分利用現代數字技術，提高信息披露的質量和效率。

2.數字新質生產力主要通過優(yōu)化企業(yè)組織結構、增強活動控制這兩個關鍵途徑，間接提高了公司信息披露的質量。首先，通過技術革新和流程再造，企業(yè)能夠構建更加扁平化和網絡化的組織結構，這不僅加快了信息流通速度，也提高了決策的響應性和靈活性；其次，數字化工具的應用，如自動化審計和實時監(jiān)控系統(tǒng)，加強了企業(yè)對信息披露流程的控制，減少了錯誤和遺漏，確保了披露信息的準確性和合規(guī)性。

3.盡管數字新質生產力能夠提高信息透明度，但其對管理層披露意愿和行為的直接影響有限，信息透明度并未如預期那樣發(fā)揮中介作用。數字技術為企業(yè)提供了更高效的信息處理和傳播手段，從而提高了信息透明度，但這種技術進步并未直接轉化為企業(yè)管理層更積極的披露意愿。換言之，信息透明度的提升本身并不足以確保企業(yè)管理層會主動披露更多或更深入的信息。這可能是因為企業(yè)管理層在權衡披露決策時，還需要考慮諸如保護商業(yè)機密、避免市場過度反應、滿足監(jiān)管要求等其他戰(zhàn)略性因素。

4.對于不同區(qū)域、所有制和規(guī)模的企業(yè)，數字新質生產力對信息披露質量的影響存在顯著差異。特別是在東部地區(qū)和國有企業(yè)中，這種影響尤為明顯。原因可能在于這些企業(yè)不僅資源豐富，而且數字化轉型的進程也更為迅速。這使得東部企業(yè)和國有企業(yè)在信息披露質量上得到了顯著提升。進一步的研究發(fā)現，企業(yè)規(guī)模是影響這種差異的一個重要因素。具體來說，相較于小型企業(yè)，大型企業(yè)在數字化轉型過程中獲得的益處更大。這種規(guī)模效應使得大型企業(yè)在信息披露質量上的表現更為突出。

5.門檻效應的分析進一步確認了企業(yè)規(guī)模與數字新質生產力對信息披露質量影響之間的非線性關系。在營業(yè)收入規(guī)模未達到第一門檻值之前，數字新質生產力的回歸系數顯著為正，意味著對于規(guī)模較小的企業(yè)，數字新質生產力的提升已經開始對信息披露質量產生正向的促進作用。當營業(yè)收入規(guī)模超過這個門檻值時，數字新質生產力的回歸系數會增加，這表明對于規(guī)模較大的企業(yè)，數字新質生產力對信息披露質量的正向影響變得更大。

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