数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展.pdf

学1978UNIVERS宜宾学院学报2023年第2 3 卷第8 期（总第2 9 5 期）JOURNALOFYIBINUNIVERSITY2023,23(8):40-49数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展？汪娇,黎娜（滁州学院经济与管理学院，安徽滁州2 3 9 0 0 0)摘：要：数字经济背景下提高公司治理水平是加速新创企业转型升级促进企业发展的重要路径基于中国创业板2.5 8 3 家上市公司的面板数据的实证研究发现，提升股权制衡度将有助于提升新创企业绩效：董事长和经理两权合模式更有助于新创企业发展：提升信息披露质量可以促进新创企业发展：此外，数字经济发展对信息披露质量和新创企业绩效的关系具有调节作用。关键词：新创企业；数字经济发展;公司治理水平：新创企业绩效中图分类号：F201:F272DO1:10.19504/ki:issn16715365:2023:08.05“数字经济”是经济社会发展的重要研究主题，如何推动数字经济落地和发展是各界关注的热点问题。数字经济是以数字技术为重要内容的收稿日期：2 0 2 2-0 4-2 3基金项目：安徽省高等学校人文社会科学研究资助项目(SK2017ZD30);安徽省教育厅人文社科一般项目（SK 2 0 2 1 B 0 1)；安徽省滁州学院一般项目（SK2020JZ04)作者简介：汪娇（1 9 9 1-），女，安徽枞阳人，讲师，主要从事公司治理、业绩快报研究；黎娜（1 9 7 6-），女，山东济南人，教授，主要从事财务与金融研究。一系列经济活动的总和，既包含数字化要素催生的一系列新技术、新产品、新模式、新业态，也包括数字化要素与传统产业深度融合带来的经济增长-2。数字经济发展对公司治理变革、创新创业等具有推动作用。新创企业是指创业者利用商业机会通过整合资源所创建的一个新的具有法人资格的实体，它能够提供产品或服务，以获利和成长为目标，并能创造价值。在数字经济高速发展背景下，新创企业的生存和发展面临巨大的机遇和宜宾学院学报2 0 2 3 年第2 3 卷第8 期（总第2 9 5 期）挑战。2.董事长和经理“两权合一”对新创企业绩效已有相关研究主要包含以下方面。一是数字的影响经济发展对企业数字化转型的影响。虽然数字化公司管理层结构作为公司内部的核心机制，变革的企业在不断增加，但是数字化变革模式在对企业的发展至关重要。很多学者探索董事会特不同性质的企业中存在差异性 3 ,并且企业数字征（包括董事会规模、独立董事比例、董事会素质、化变革带来的影响还属于验证阶段4。二是数字领导层结构等)对企业发展及公司绩效的影响。经济背景下企业数字化转型对新创企业绩效的影其中，公司领导权结构是指董事长和总经理两个响。三是数字经济发展下公司治理变革对企业的职位设置的问题。如果董事长和总经理是由同一影响。在数字经济背景下，新创企业需要提高公个人担任则称为“两权合一”或“一元结构”,否则司治理水平应对不断变化的外部环境，积极探索称为“两职分离”或“二元结构”。而领导权结构问数字经济发展对新创企业发展的影响和作用题是国内外学者比较有争议的内容之一。有学者机制。认为“两权分离”不利于企业发展8。“两权合一”可以避免信息不对称和委托代理问题，提供数字一、文献回顾和研究假设化经济时代企业对新技术、新机遇的反应速度，有（一）公司治理水平与新创企业绩效利于企业抓住机会，提升企业决策能力。因此，提为了研究提升公司治理水平，促进新创企业出假设：绩效提升的具体路径，参考已有研究,从股权结构假设2：相对于“两权分离”的新创企业，“两（股权制衡度）、管理层结构（董事长和经理“两权权合一”的新创企业绩效水平更高。合一”）、高管薪酬结构(高管薪酬水平）领导结构3.高管薪酬水平对新创企业绩效的影响（董监高稳定性）信息披露制度（信息披露质量）在数字经济时代，新技术和新模式带来的机等方面进行分析。会和风险都在增加。很多企业的管理层为了降低1.股权结构对新创企业绩效的影响风险，保持稳定发展和较好的薪酬，倾向于避免大股权结构是测量公司总股本中不同性质股份规模创新投人和冒险，这不利于企业在快速发展所持有的比例以及它们之间的关系。学界主要从的时代获取先机。而薪酬激励机制可以鼓励管理股权集中度和股权制衡度两个方面来研究。大股层增加创新投人，进而提升新创企业绩效9。有东持股比例越低，股权越分散。股权制衡度越高，研究表明，管理层薪酬结构不合理会一定程度上企业绩效越高5。公司股权集中度与经理人创新影响管理者的工作热情和投入，继而影响新创企动力等存在一定关系，进而影响企业发展。然业绩效 1 0 。提高公司高管薪酬，有助于提升其工而,也有部分学者认为股权集中度与公司绩效呈作热情,进一步提升新创企业绩效。因此，提出显著的非线性关系，而股权制衡度对公司绩效有假设：显著的正向作用。股权集中度和股权制衡度是假设3：高管薪酬水平有助于公司提升新创相对的，都是测量企业股权结构，相对而言股权制企业绩效，即高管薪酬水平越高，新创企业绩效衡度更能反映数字经济时代企业面对新技术、新越高。模式的决断能力。因此,提出假设：4.董监高变化对新创企业绩效的影响假设1：相对于股权制衡度较低的新创企业，对于公司而言，公司领导层的稳定性对于企股权制衡度较高的新创企业绩效较高。业的长期战略具有一定的保护作用。董监高的稳经济学研究41汪娇,黎娜：数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展？定性表现为董事长、监事会主席、总裁以及财务总监等职位的变动程度。高管团队稳定性可以增加公司创新投入，进而影响新创企业绩效。当董监高保持一定的稳定性时，可以保障公司的经营活动能够按照公司长期发展规划进行，也可以向外界传递公司稳定性发展和声誉的信号。而如果企业的董监高变化幅度较大，稳定性较低,则外部对于企业的稳定发展和长远战略持观望态度，不利于稳定合作伙伴和股东。因此，提出假设：假设4：相对于董监高稳定性较低的新创企业，董监高稳定性较高的新创企业绩效越高。5.信息披露质量对新创企业绩效的影响上市公司信息披露制度是保护股东权益、维持资本市场健康发展的有效保护机制。上市公司信息披露质量可以反映上市公司的基本情况、公司信息变动和公司其他信息更替等的对外公布水平。提升信息披露质量有助于保护投资者利益，完善上市公司的治理结构2。信息披露质量的提高能有效降低公司业绩的波动性 3。此外,公司内部控制信息披露质量有助于提升公司业绩。公司信息披露质量代表着公司对外公布信息质量，是信息公开、透明的表现，也是中国市场规范发展和公司治理机构提升的路径，是有助于新创企业长期发展的。因此，提出假设：假设5：相对于信息披露质量较低的新创企业，信息披露质量较高的新创企业的绩效水平相对较高。(二)数字经济发展对公司治理水平与新创企业绩效关系的调节作用在数字经济时代，实体经济进行数字化改革可以帮助企业降低成本、提升效率，进而提升新创企业绩效5 。首先，数字经济为其提供外部链接端口，增加企业信息流通与管理，数字化企业管理可以帮助企业去中介化，实现共享、开放的发展模式。其次，企业数字化发展可以帮助企业降低运营管理成本，在企业交易信息获取、搜寻、事后管42经济学研究理等方面降低成本1 6 。在运营管理方面，企业上下游业态的链接和沟通，通常存在信息滞后和沟通成本，企业间的数字化管理可以突破空间距离，实现在采购、物流和营销等方面的及时反馈和沟通,增加了企业内部管理效率,还增强了企业间的联动效应 7。再次，企业数字化变革可以提升企业运营管理效率，增强企业竞争力1 1 8。信息滞后和不对称一直是企业运营管理的障碍，如果通过数字化管理，可以向合作伙伴呈现数字化管理模式，增强合作伙伴合作信心，有助于提升竞争力9。最后，在信息时代，企业数字化变革有助于企业进行数字化管理,增加创新创业的可能性，数字流通和呈现可以促进新老资源的及时更替和创新，推动企业实现价值提升 2 0 。因此，提出假设：假设6：数字经济发展对公司治理和新创企业绩效的关系具有调节作用。二、计量模型和数据说明(一)计量模型为了验证公司治理水平与新创企业绩效的关系，构建模型如下：Tobin_Qi=。+,Companyi+,Control,+8i其中，Tobin_Q.表示第i个公司第t年的托宾Q值，Company;表示第i个公司第t年的公司治理水平变量，Control表示控制变量，8 表示残差项。此外，为了验证数字经济发展对公司治理水平和新创企业绩效关系的调节作用,在模型(1)的基础上添加数字经济发展变量和公司治理水平与数字经济发展的交互项，得到模型如下：Tobin_Q,=o+,Companya+,DEDIi+;Companyi DEDIi+,Controli+8iu其中,DEDI.表示第i个地区第t年的数字经济发展指数，CompanyiDEDI,表示数字经济发展与公司治理的交互项。(1)(2)宜宾学院学报2 0 2 3 年第2 3 卷第8 期（总第2 9 5 期）(二)变量选取与说明DEDI)作为测量指标。1.新创企业绩效。本文借鉴白重恩、刘俏和4.控制变量。参照叶陈刚、裘丽、张立娟等学陆洲 2 1 的做法，选择TobinsQ作为衡量新创企业者 2 8 的相关研究，将公司上市年限、公司规模、资价值的指标，它是用来反映新创企业价值及其长产周转率、净资产增长率、净利润增长率等指标纳期成长能力的指标。入模型作为控制变量。为了消除量纲问题,部分2.公司治理水平。从股权结构、管理层结构、变量进行了标准化或对数处理。变量的基本情况高管薪酬水平、管理层稳定性和信息披露质量等如表1 所示。方面分析公司治理水平。参考张雪岷和张德明 2 三、实证研究的研究，选用第二至第十大股东持股比例衡量公司的股权制衡度。参考张黎 2 3 研究，选用董事长是否兼任经理，衡量公司是否存在“两权合一”,兼任经理赋值为1，不兼任赋值为2。参考夏宁和董艳 2 4 的研究,选用高管年度薪酬总额的对数衡量公司的薪酬机制。参考张子余和袁澍蕾 2 5 的研究，选用董监高是否变化，变化越大值越小衡量公司董监高的稳定性。参考吴育辉、吴世农和魏志华 2 的研究，选用第三方机构对公司信息质量的评级来衡量公司信息披露质量。3.数字经济发展。由于企业数字化发展贯穿企业各个层面，因此将区域数字经济发展水平作为调节变量进行测量。参考许宪春和张美慧 2 7 的研究，从宏观层面测量数字经济发展情况，选取中国电子信息产业发展研究院披露的数字经济发展指数（Digital economy development index，简称变量符号Tobin_QEquityPowerSalaryManagementInformationDEDIYearSizeTurnoverAssetProfit(一)样本选择和数据说明数字经济指数数据来源于中国电子信息产业发展研究院发布的中国数字经济发展指数报告。公司财务数据主要通过Choice金融平台获取创业板2 0 1 7-2 0 1 9 年的面板数据。样本数据基本情况如表2 所示。(二)公司治理与新创企业绩效的关系分析本文使用Stata16.0对数据进行处理，通过Likelihood检验和Hausman检验判断模型应选择混合效应、固定效应还是随机效应。分析结果显示LikelihoodRatio检验与Likelihood检验的p值均在5%的显著性水平下拒绝原假设。因此，本文选择采用固定效应模型。表3 显示公司治理变量与新创企业绩效的关系。M2显示，股权制衡度与新创企业绩效具有显表1 变量说明变量名称托宾指数股权制衡度“两权合一”高管薪酬水平管理层稳定性信息披露质量数字经济发展指数公司上市年限公司规模资产周转率净资产增长率净利润增长率计算方法和解释说明托宾Q值第二至第十大股东持股比例董事长与经理是否一致(一致=1,不一致=2)高管年度薪酬总额的对数董监高变化（变化越大，数值越大）信息披露质量（越高说明披露质量越好）中国电子信息产业发展研究院披露的数字经济发展指数公司上市年限=报告年度-IPO年度企业资产总计的对数企业收入/企业平均总资产(本年度股东权益-上一年股东权益)/上一年股东权益(本年度净利润-上一年净利润)/上一年净利润经济学研究43表2 样本数据的基本情况汪娇，黎娜：数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展？变量Tobin_QEquityPowerSalaryManagementInformationDEDISizeTurnoverAssetProfit变量EquityPowerSalaryManagementInformationYearSizeTurnoverAssetProfitConstantR2Obs注：*、*、*分别表示在0.1、0.0 5 和0.0 1 的置性水平下显著，下同。著正相关关系（=0.0038,p=0.061），说明公司股权制衡度有助于新创企业绩效的提升，假设一得到验证。“两权合一”与新创企业绩效具有显著正相关关系（=0.0063,p=0.069），说明相对于“两权分44经济学研究样本数25832230258321932499257125432583258325832583固定效应M1M20.0038*(1.88)0.0063*(1.82)0.0056(1.14)-0.0077(0.87)0.0134*(2.13)0.0073*0.0031*(5.36)(1.86)-0.2827*-0.566*(-3.12)(-4.83)-0.01460.0291*(-1.57)(2.53)0.0017-0.0081*(0.72)(-3.06)0.0002*0.0002(1.72)(1.62)0.10790.0033(13.09)(0.05)0.08740.028425832168均值1.78704279.641432.2935232.9931614.332481.2247311.5619350.02980.6192580.244246-0.47953表3 公司治理与新创企业绩效的关系分析M3M40.0062*(6.03)0.0107*(3.69)0.01*(3.11)-0.0043(-0.52)0.004(0.94)0.0072*0.0014*(11.02)(1.74)-0.1966*-0.2082*(-4.63)(-4.87)-0.01*0.0085*(-2.25)(1.8)0.0017-0.0086*(0.82)(-3.56)0.0002*0.0002*(1.75)(1.75)0.1028-0.0593(22.07)(-1.25)0.09080.057925832168离”的企业，“两权合一”的新创企业绩效水平更高，假设2 得到验证。高管薪酬水平与新创企业绩效具有正相关关系，但不显著(=0.0056,p=0.254），假设3 没有得到验证。董监高稳定性与新方差1.25964110.795452.3020890.602950.6371860.2134630.4962470.0518570.493760.6129239.66988随机效应最小值0.06282350110.43998110-0.04786-10.8671-304.795M50.0072*(14.28)-0.1795*(-5.59)-0.0092*(-2.71)0.0026(0.93)0.0002(1.36)0.1015(28.59)0.09102583最大值14.8306392.420.3125417.8189122111.975457.483219153.9203OLSM60.0068*(8.13)0.0159*(5.31)0.011*(3.78)0.0008(0.09)-0.0017(-0.42)0.001(1.51)-0.1778*(-5.17)0.005(1.37)-0.0087*(-2.96)0.0002(1.27)-0.0847(-1.96)0.06142168宜宾学院学报2 0 2 3 年第2 3 卷第8 期（总第2 9 5 期）创企业绩效具有负相关关系，但不显著（=时企业的绩效相对较高，假设5 得到验证。此外，-0.0077,p=0.386)。由于在赋值时越不稳定赋值还分别对公司治理各个变量与新创企业绩效的关越大，因此当系数为负数时,表示相对于董监高稳系分别采用随机效应和最小二乘分析进行对比检定性较低的企业，董监高稳定性较高的新创企业验。从结果来看，采用固定效应的分析结果更好。绩效水平越高，假设4没有得到验证。企业信息（三)数字经济发展对公司治理与新创企业绩披露质量与新创企业绩效具有正相关关系(=效关系的影响0.0134,p=0.033），说明当企业信息披露质量较高表4显示数字经济发展对公司治理各个变量表4数字经济发展对公司治理与新创企业绩效关系的调节作用固定效应变量M70.0026Equity(1.21)0.0078*Power(2.05)0.0061Salary(1.15)-0.0117Management(-1.21)0.011*Information(1.66)0.0026*DEDI(7.46)EquityxDEDIPowerxDEDISalaryxDEDIManagementxDEDIInformationxDEDIYearSizeTurnoverAssetProfitConstantR?Obs随机效应M8M9-0.00880.0054*(-0.92)(4.95)-0.01360.0116*(-0.53)(3.7)-0.03770.0086*(-1.32)(2.42)-0.0398-0.0105(-0.52)(-1.18)0.0835*0.0046(2.21)(0.99)-0.00520.001*(-1.03)(5.66)0.0001(1.25)0.0003(0.82)0.0005(1.58)0.0004(0.37)0.0009*(1.94)-0.0077*-0.0083*(-3.02)(-3.22)-0.696*-0.758*(-5.05)(-5.34)0.0278*0.0262*(2.2)(2.07)-0.0082*-0.0081*(-2.88)(-2.86)0.0004*0.0004*(1.71)(1.66)-0.15270.482(-1.98)(1.15)0.03130.031119051095OLSM10M11-0.00050.0065*(-0.07)(7.37)-0.01570.0167*(-0.75)(5.19)-0.00570.0092*(-0.26)(2.86)-0.0188-0.011(-0.27)(-1.02)0.020.0005(0.66)(0.11)-0.00250.0006*(-0.64)(3.7)0.0001(0.83)0.0003(1.32)0.0002(0.67)0.0001(0.13)0.0002(0.51)0.0015*0.0014(1.7)(1.63)-0.3205*-0.3276*(-5.59)(-5.69)0.00610.0058(1.2)(1.13)-0.0066*-0.0068*(-2.57)(-2.62)0.0004*0.0004*(1.69)(1.86)-0.11050.1732(-2.14)(0.54)0.06960.070719051095M120.001(0.14)-0.0262(-1.14)0.0012(0.05)-0.0047(-0.06)-0.0269(-0.83)-0.003(-0.71)0.0001(0.77)0.0005*(1.89)0.0001(0.34)-0.0001(-0.08)0.0003(0.86)0.0015*0.0016*(2.13)(2.21)-0.255*-0.2598*(-5.66)(-5.76)0.00330.0029(0.86)(0.76)-0.0067*-0.0069*(-2.12)(-2.17)0.00030.0004(1.36)(1.64)-0.09970.1913(-2.08)(0.57)0.06920.077319051095经济学研究45汪娇，黎娜：数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展？与新创企业绩效关系的影响。模型M7显示，当加人数字经济发展水平时，数字经济发展水平与新创企业绩效具有正相关关系（=0.0026,p=0.000），说明数字经济的发展有助于提升新创企业绩效水平。模型M8显示，信息披露质量与数字经济发展水平的交互项与新创企业绩效具有显著的正相关关系（=0.0009,p=0.053）,说明数字经济发展可以正向调节企业信息披露质量与新创企业绩效之间的关系。高信息披露质量在于企业信息披露及时、可靠，内容丰富，易于获取。企业信息披露质量较高表示企业愿意主动披露企业相关信息并且信息披露真实可靠，受到市场的认可和监督，这会进一步促进新创企业的发展。数字经济发展使得企业信息披露的速度更快，披露的平台更多，市场获取企业信息的渠道更多，更加及变量M1EquityPowerSalaryManagementInformationYearSizeTurnoverAssetProfitConstantR2Obs46经济学研究时。同时，市场也可以通过互联网或数字平台加强对企业的监督和了解，这会进一步促进企业发展。此外，数字经济发展水平较高的地区，企业可以利用数字技术和数字平台降低信息不对称程度提升公司治理水平，也会通过提高信息透明度来传递企业发展的信心，促进新创企业绩效。(四)稳健性检验为了检验上述分析结果的有效性，需要进行稳健性检验。根据鲍新中和崔婧 2 9 等的研究，选择总资产报酬率ROA作为因变量进行检验，分析结果如表5 和表6 所示。模型M2显示，当ROA作为因变量时，股权制衡度与新创企业绩效具有显著正相关关系(=0.0019,p=0.044)，说明公司股权制衡度有助于新创企业绩效的提升；“两权合一”与新创企业绩效具有显著正相关关系(=0.0126,表5 公司治理与新创企业绩效关系的稳健性检验固定效应M20.0019*(2.02)0.0126*(7.87)0.0032(1.4)-0.0046(-1.14)0.0002*(1.82)-0.0046*-0.0045*(-7.25)(-5.92)0.1641*0.2315*(3.89)(4.31)0.0464*0.0313*(10.68)(5.93)0.0094*0.0105*(8.91)(8.62)0.0016*0.0017*(24.88)(25.09)0.66190.586(172.66)(18.01)0.33910.360525832168随机效应M3M40.0001(-0.03)0.0157*(13.89)0.0035*(3.08)-0.0104*(-2.97)0.0015(0.99)-0.004*-0.002*(-16.12)(7.72)0.0348*-0.0009(2.17)(-0.07)0.0148*0.0054*(8.83)(3.59)0.0126*0.0141*(12.83)(13.65)0.0017*0.0017*(27.88)(28.1)0.68250.5908(389.02)(34.77)0.43090.489725832168OLSM5-0.0001(-0.26)0.0164*(15)0.0036*(3.43)-0.0125*(-3.49)0.0021(1.47)-0.0039*-0.0019*(-19.44)(-7.93)0.0231*-0.0077(1.82)(-0.61)0.0116*0.0045*(8.66)(3.43)0.0153*0.0147*(13.96)(13.71)0.0017*0.0017*(25.42)(26.82)0.68380.5894(486.2)(37.5)0.43360.488425832168M6宜宾学院学报2 0 2 3 年第2 3 卷第8 期（总第2 9 5 期）表6 数字经济发展调节效应的稳健性检验固定效应随机效应变量M70.0025*Equity(2.57)0.0126*Power(7.41)0.0038Salary(1.61)-0.0039Management(-0.91)-0.0022Information(-0.75)0.0002*DEDI(1.93)EquityxDEDIPowerxDEDISalaryxDEDIManagementxDEDIInformationxDEDIYearSizeTurnoverAssetProfitConstantR2Obsp=0.000)，说明相对于“两权分离”的企业，“两权合一”的新创企业绩效水平更高。信息披露质量与新创企业绩效具有显著正相关关系（=0.0002，p=0.069)，说明信息披露质量有助于提升新创企业绩效。稳健性检验验证了上述结果。同时，以ROA为因变量检验结果显示，数字经济发展水平与新创企业绩效具有显著正相关关OLSM8M9-0.0050.0002(-1.17)(0.45)0.0224*0.0157*(1.96)(12.79)0.0389*0.0047*(3.05)(3.63)-0.0323-0.0127*(-0.93)(-3.34)-0.00660.0008(-0.39)(0.5)0.006*-0.0001*(2.65)(-2.1)0.0088*(1.75)-0.0128*(-0.9)-0.0431(-2.79)0.0343*(0.81)0.0050*(1.85)-0.0051*-0.0052*(-4.51)(-4.56)0.24590.2845*(3.97)(4.48)0.0291*0.0292*(5.13)(5.15)0.0102*0.01*(7.98)(7.82)0.0019*0.0019*(16.4)(16.68)0.56830.097*(16.42)(0.52)0.30560.294919051095M10-0.0001(-0.04)0.0034(0.41)0.0126(1.5)0.0087(0.3)-0.0105(-0.88)0.0009(0.59)0.0004(0.11)0.0156(1.48)-0.0101(-0.96)-0.0268(-0.76)0.0144(0.97)-0.002*-0.002*(-6.74)(-6.58)0.00920.0077(0.48)(0.4)0.0055*0.0055*(3.32)(3.3)0.0146*0.0146*(13.24)(13.21)0.0015*0.0015*(16.81)(16.77)0.58730.5037(30.76)(4.04)0.41980.421119051095系(=0.0002,p=0.046),说明数字经济的发展有助于提升新创企业绩效水平。模型M8显示，信息披露质量与数字经济发展水平的交互项与新创企业绩效具有显著的正相关关系(=0.005,p=0.062），说明数字经济发展可以调节企业信息披露质量与新创企业绩效之间的关系，验证了上述调节效应的分析结果。M110.0001(0.08)0.0166*(14.24)0.0046*(4)-0.0181*(-4.65)0.0025(1.58)-0.0001*(-1.92)-0.0018*(-7.04)-0.0046(-0.28)0.0042*(3.03)0.0155*(13.42)0.0014*(15.8)0.5883(33.91)0.42141905经济学研究47M120.0011(0.42)0.0046(0.55)0.0092(1.14)0.0027(0.09)-0.0144(-1.23)0.0003(0.18)-0.0013(-0.41)0.0152(1.47)-0.0059(-0.58)-0.0264(-0.73)0.0212(1.46)-0.0018*(-6.79)-0.0061(-0.37)0.0041*(2.98)0.0155*(13.4)0.0014*(15.71)0.5576(4.6)0.42301095汪娇，黎娜：数字经济背景下新创企业如何提升公司治理水平促进企业发展？四、结果分析与讨论通过实证研究得到以下结论：首先，股权制衡度与新创企业绩效具有显著正相关关系，公司股权制衡度有助于新创企业绩效的提升；董事长和经理“两权合一”与新创企业绩效具有显著正相关关系，说明相对于董事长和经理“两权分离的企业，董事长和经理“两权合一”的新创企业绩效水平更高。企业信息披露质量与新创企业绩效具有正相关关系，说明当企业信息披露质量较高时，企业的绩效相对较高。其次，信息披露质量与数字经济发展水平的交互项与新创企业绩效具有显著的正相关关系，说明数字经济发展可以调节企业信息披露质量与新创企业绩效之间的关系，并且数字经济发展可以增强企业信息披露质量对新创企业绩效的促进作用。因此，可以通过提升企业的股权制衡度、董事长和经理“两权合一”和企业信息披露质量来进一步提升新创企业绩效。并且，可以提升数字经济发展较为发达的地区新创企业的信息披露质量，增强新创企业的发展。基于上述分析，提出如下建议。首先,因为股权制衡度越高，新创企业绩效越高，股权制衡度对公司绩效有显著的正向作用。股权制衡度更能反映数字经济时代，企业面对新技术、新模式的决断能力。因此，可以通过提升股权制衡度来提升新创企业绩效。其次，公司管理层结构作为公司内部的核心机制，对企业的发展至关重要。如果董事长和总经理是由同一个人担任，即“两权合一”可以避免信息不对称和委托代理问题，提供数字化经济时代企业对新技术、新机遇的反应速度，有利于企业抓住机会，提升决策能力。因此，企业可以通过“两权合一”的制度来促进企业发展。第三，上市公司信息披露质量可以反映上市公司的基本情况、公司信息变动和公司其他信息更替等对外公布水平。提升信息披露质量有助于保护投资者利益，完善上市公司的治理结构。因此,可以通过提升企业信息披露质量，增加信息公开度和透明度，促进企业长期可持续发展。第四，在数字经济时代，信息滞后和不对称一直是企业运营管理的障碍。信息披露质量不高也可能导致市场或合作伙伴不了解企业发展情况，不利于企业间的合作。数字经济发展能够进一步提升信息披露质量对新创企业绩效的影响。因此，在数字经济发展水平较高的地区，企业应该更加注重提升信息披露质量。参考文献：1 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Development in the Context of the Digital Economy?WANG Jiao,LINa(School of Economics and Management,Chuzhou University,Chuzhou,Anhui 239000,China)Abstract:In the context of the digital economy,improving the level of corporate governance is an importantpath to accelerate the transformation and upgrading of new ventures and promote enterprise development.Anempirical study was conducted based on the panel data of 2,583 listed