“言行一致”的資本市場反應(yīng)
——基于戰(zhàn)略合作信息披露視角

蔡顯軍， 趙 娜， 王 芳

(南京審計大學(xué)， 江蘇 南京 211815)

一、問題的提出

信息是資本市場運行的基礎(chǔ)。高質(zhì)量的信息披露在提高市場透明度、引導(dǎo)資源合理配置等方面具有重要的作用。在中國證券市場20多年的發(fā)展歷程中，信息披露制度一直在不斷完善。黨的十九大指出，中國經(jīng)濟已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，這對證券市場服務(wù)實體經(jīng)濟提出了更高的要求。2020年4月27日，全面深化改革委員會召開會議，審議通過了創(chuàng)業(yè)板的注冊制改革方案，信息披露制度是改革方案的重要內(nèi)容。監(jiān)管層不斷強化披露規(guī)則和內(nèi)容要求，有助于滿足市場投資者日益增長的信息需求，也使得上市公司信息披露呈現(xiàn)新的趨勢，即在傳統(tǒng)的財務(wù)報告之外出現(xiàn)了大量的戰(zhàn)略信息。其中，戰(zhàn)略合作信息的披露水平逐年增長，向資本市場全面?zhèn)鬟f了公司戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的決策情況，已經(jīng)成為財務(wù)信息的重要補充。

事實上，自2002年北大高科和東風(fēng)科技第一次發(fā)布戰(zhàn)略合作公告以來，戰(zhàn)略合作信息受到市場越來越多的關(guān)注，具有獨特的信息價值。首先，戰(zhàn)略信息包含公司轉(zhuǎn)型、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及經(jīng)營模式轉(zhuǎn)變等重大內(nèi)容，對公司未來的價值具有重要影響。其次，管理層選擇披露戰(zhàn)略合作信息的動機不一致，也導(dǎo)致相關(guān)戰(zhàn)略被執(zhí)行的程度有所不同。最后，不同公司在披露戰(zhàn)略信息之后，股價的后期表現(xiàn)呈現(xiàn)出明顯差異，部分上市公司存在通過發(fā)布迎合市場熱點戰(zhàn)略合作信息來操縱股價的嫌疑，但該行為后期很難落地，是一種典型的“偽價值管理”策略。針對上述“嫌疑”，本文將上市公司在發(fā)布戰(zhàn)略合作信息后能夠較好地執(zhí)行相關(guān)戰(zhàn)略的行為定義為“言行一致”。

目前，學(xué)術(shù)界在戰(zhàn)略合作信息披露方面的研究較少，部分文獻(xiàn)探討了戰(zhàn)略合作信息披露的動機，如操縱股價[1]、穩(wěn)定聯(lián)盟[2]與薪酬辯護(hù)[3]等。也有文獻(xiàn)對部分上市公司戰(zhàn)略合作信息披露的“言行不一致”現(xiàn)象進(jìn)行了描述[4]，并認(rèn)為這種行為具有操縱股市的嫌疑，干擾了資本市場對上市公司的價值判斷，破壞了市場的穩(wěn)定。那么，資本市場究竟如何看待戰(zhàn)略合作信息的披露？戰(zhàn)略合作信息披露的“言行一致”或“言行不一致”短期對股價、長期對公司業(yè)績是否產(chǎn)生了顯著沖擊？上述問題的系統(tǒng)回答有助于深刻理解“非財報”信息披露對上市公司的全面影響。基于此，本文聚焦上市公司戰(zhàn)略信息披露行為，重點研究戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對股票價格的沖擊，以及信息披露“言行一致”的動機和后果。為解決上述問題，本文特別采用人工評分與文本分析相結(jié)合的方法，全面度量戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量。相對于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：第一，從短期的股價反應(yīng)和長期的公司業(yè)績雙重視角，探討了“言行一致”行為對上市公司的影響，拓展了戰(zhàn)略合作信息披露經(jīng)濟后果的研究范疇。第二，分別基于“指標(biāo)體系+人工評分”和大數(shù)據(jù)“文本分析”兩種不同方式度量了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量，豐富了信息披露質(zhì)量評估的工具選擇，為國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)一步研究同類問題提供了重要借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

戰(zhàn)略合作信息披露的內(nèi)容主要是本文語句的表述，而非財務(wù)報表數(shù)據(jù)。不同于英語、法語等其他國家語言，中文的表達(dá)更加隱晦和微妙，所要傳達(dá)的意思更加富有彈性，因此語言靈活性成為管理層酌情披露戰(zhàn)略合作信息的重要利器。當(dāng)然，此類非數(shù)字信息披露也天然成為管理層操縱市場的良好工具。一些學(xué)者甚至發(fā)現(xiàn)，上市公司在撰寫年報中的戰(zhàn)略合作信息時，會利用情感語調(diào)來引導(dǎo)市場行為[5]。由于語言表達(dá)的模糊性，戰(zhàn)略合作信息披露較難被準(zhǔn)確驗證，因此難以被有效監(jiān)管，這也使其失去了信息披露的約束力。從這個意義上講，戰(zhàn)略合作信息的披露空間較大，是一種非正式協(xié)議，管理層可靈活選擇是否披露、何時披露、準(zhǔn)確抑或模糊披露。并且，此類信息具有前瞻性，反映了管理者的意圖等私有特征信息，市場對這類信息的解讀具有極大的不確定性和反應(yīng)風(fēng)險。本文關(guān)注的是廣義的戰(zhàn)略合作信息披露[6]，其產(chǎn)生的影響是多方面的。

(一)戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的“短期”市場反應(yīng)

作為一種典型的自愿性信息披露行為，戰(zhàn)略合作信息披露傳遞了上市公司特定的前瞻性信息，有助于降低上市公司與利益相關(guān)者的信息不對稱。事實上，學(xué)術(shù)界針對自愿性信息披露行為的“短期”市場反應(yīng)進(jìn)行了大量有益的探索，并發(fā)現(xiàn)自愿性披露信息可以引起更大的股價波動[7]；信息披露質(zhì)量越高，股價提高的幅度越大，且能夠吸引越多中介機構(gòu)的青睞[8]。部分學(xué)者還進(jìn)一步對自愿性信息披露引起股價波動的作用機制進(jìn)行了探索，提出了信息中介概念。國內(nèi)文獻(xiàn)大多基于事件研究法，探討了自愿性信息披露的短期市場反應(yīng)[9-11]。例如，何亮[10]發(fā)現(xiàn)，業(yè)績預(yù)告大部分在[-3，3]窗口期內(nèi)具有顯著市場反應(yīng)。本文對于戰(zhàn)略合作信息披露經(jīng)濟后果的論述也延續(xù)了上述相關(guān)文獻(xiàn)的一貫線索。

根據(jù)委托—代理理論，為減少代理成本，理性的“代理人”傾向于自愿性披露信息，尤其是披露與企業(yè)價值高度相關(guān)的戰(zhàn)略信息，從而減少雙方的信息不對稱[12]、降低監(jiān)督成本[13]，削弱不同主體之間由于目標(biāo)沖突所帶來的不利影響[14]，獲得股東更大的信任和支持，發(fā)揮安全網(wǎng)效應(yīng)[15]，這本身也是一種重要的公司治理手段。戰(zhàn)略合作信息記錄了企業(yè)未來的重要經(jīng)營決策，其信息披露質(zhì)量越高，越能夠向股東傳遞出有效的價值關(guān)聯(lián)信息，有助于降低市場噪聲，減少股市跟風(fēng)等羊群行為。事實上，上市公司管理者與一般投資者(信息弱者)之間的博弈長期存在[16]。與接近信息源的投資者相比，噪聲投資者在信息獲取上處于明顯的劣勢地位，這也是導(dǎo)致散戶投資羊群行為和股價泡沫循環(huán)的重要原因[17]。戰(zhàn)略合作信息的披露在一定程度上扭轉(zhuǎn)了一般投資者的信息弱勢地位，有助于規(guī)避逆向選擇等風(fēng)險。信息披露質(zhì)量越高，上市公司信息供給越全面，向資本市場展示了一種更加積極、正面的姿態(tài)，從而在短期內(nèi)更容易提振市場投資信息，對股票價格形成“正反饋”?；诖?，本文提出如下假設(shè)。

H1：上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，“短期”內(nèi)越容易受到市場的認(rèn)可，即超額累計收益率越高。

(二)戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的影響因素

信息系統(tǒng)的創(chuàng)始人戴維斯認(rèn)為，信息也是一種數(shù)據(jù)，對信息的察覺和加工能夠直接影響信息接收者的決策。因此，為了便于左右市場參與者的投資行為，管理層會有動機選擇性地披露相關(guān)信息。特別地，上市公司的財務(wù)業(yè)績越差[18]，進(jìn)行盈余操縱的動機越強[5]，越有可能披露可讀性較差的信息，干擾投資者的判斷。從這個角度來看，文本可讀性是評判文本類信息披露質(zhì)量的重要指標(biāo)[5,17]。文本的可讀性越高，上市公司的信息披露質(zhì)量越高，反之亦然。換句話說，戰(zhàn)略合作信息的文本披露質(zhì)量越高，管理層越想要準(zhǔn)確且高效地傳遞上市公司的經(jīng)營戰(zhàn)略信息[19]，全面降低未來經(jīng)營投資的不確定性[20]，維護(hù)公司股票在資本市場的穩(wěn)定性[21]。這表明，上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，管理層的態(tài)度越謹(jǐn)慎，產(chǎn)生不良披露動機干預(yù)市場判斷的概率越低，信息的真實性越有保障，在后續(xù)的戰(zhàn)略執(zhí)行過程中出現(xiàn)“言行一致”的可能性越大。

同時，委托—代理理論指出，上市公司通過平衡股東、董事會和管理層等利益相關(guān)者的關(guān)系，即通過一整套治理層面的制度設(shè)計，也能夠?qū)芾韺訉嵤┯行ПO(jiān)督，約束其經(jīng)營行為，即公司治理有助于提升企業(yè)運營效率[22]，解決兩權(quán)分離問題[23]。不難預(yù)見，在公司治理較差的企業(yè)，各利益相關(guān)方的代理沖突較大，管理層出現(xiàn)謀取私利、盲目擴張等行為的動機更加強烈。特別地，大量文獻(xiàn)表明，在公司治理較差的企業(yè)，其財務(wù)報表“謊報”的概率較高。根據(jù)這一邏輯，公司披露不穩(wěn)健戰(zhàn)略合作信息或虛假合作信息的可能性同樣較大。相反，在公司治理較好的企業(yè)，信息不對稱程度和代理風(fēng)險均有所降低，管理層出現(xiàn)不當(dāng)行為的概率也會明顯下降，管理層發(fā)布不當(dāng)戰(zhàn)略合作信息可能性較小。在后續(xù)的戰(zhàn)略執(zhí)行過程中，公司出現(xiàn)“言行一致”的可能性更大?；诖?，本文提出如下假設(shè)。

H2：上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，信息披露“言行一致”的可能性越大。隨著上市公司治理水平的提高，這種“正向反饋”會得到進(jìn)一步強化。

(三)戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的“短期”市場反應(yīng)和經(jīng)營業(yè)績影響

根據(jù)前文論述，上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，“短期”市場反應(yīng)越好；同時，上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，戰(zhàn)略合作信息披露越容易“言行一致”。因此，上市公司戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”也必然預(yù)示著良好的“短期”市場反應(yīng)。“言行一致”與信息披露質(zhì)量對“短期”市場反應(yīng)的影響具有邏輯一致性，此處不再贅述。

戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”除具有短期的市場反應(yīng)外，還意味著所披露合作戰(zhàn)略的真實落地，這可能通過發(fā)揮“協(xié)同效應(yīng)”對公司價值產(chǎn)生長期影響，產(chǎn)生“1+1>2”的效果。Parkhe[24]指出，戰(zhàn)略合作企業(yè)之間的資源互補有助于企業(yè)間形成依賴關(guān)系，形成“有效合作”的協(xié)同聯(lián)盟，幫助企業(yè)提高競爭優(yōu)勢[25]。在長期的戰(zhàn)略合作中，一旦合作伙伴觀察到上市公司有機會主義的信息披露行為，將會極大地降低對其的信任度。這是因為，未經(jīng)深思的戰(zhàn)略合作信息披露一旦“言行不一致”，不單損害作為信息發(fā)布方的上市公司的公信力，還會損害合作伙伴的公信力。此時，合作伙伴很可能不愿再繼續(xù)開放有價值的資源與信息，嚴(yán)重地甚至可能導(dǎo)致聯(lián)盟解體，這必將有損上市公司的長期經(jīng)營業(yè)績。一般情況下，當(dāng)戰(zhàn)略合作伙伴之間存在實際或潛在的競爭關(guān)系時，聯(lián)盟就容易產(chǎn)生機會主義行為[26]，聯(lián)盟內(nèi)各主體之間的協(xié)調(diào)就相對困難[27]。相反，Russo[28]的研究表明，合作伙伴之間越強調(diào)合作，實施機會主義的可能性就越小，此時戰(zhàn)略合作信息披露就越容易“言行一致”，這將有助于合作方增強信任，協(xié)力解決戰(zhàn)略合作中遇到的問題，形成更為穩(wěn)定的戰(zhàn)略關(guān)系，挖掘并利用全新的市場機會[29]，這有助于提升上市公司的長期市場價值?；诖?，本文提出如下假設(shè)。

H3：戰(zhàn)略合作信息披露越趨于“言行一致”，上市公司“短期”超額累計收益率越高，“長期”經(jīng)營業(yè)績越好。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2018年我國滬深兩市發(fā)布戰(zhàn)略合作協(xié)議公告的上市公司為研究樣本，按照以下步驟進(jìn)行篩選：(1)剔除中小板、創(chuàng)業(yè)板等上市公司，僅保留主板上市公司樣本；(2)剔除暫停上市、ST或退市的上市公司樣本；(3)剔除金融、保險類上市公司樣本；(4)剔除戰(zhàn)略合作協(xié)議公告編碼錯誤、缺失、不完整，以及無法保證樣本連續(xù)的上市公司樣本。此外，由于少部分變量信息缺失，不同回歸模型的樣本量有所變動。同時，若同一家公司15天內(nèi)連續(xù)披露戰(zhàn)略合作協(xié)議公告，為避免同時發(fā)布公告的疊加影響，只保留一個披露公告。經(jīng)過處理后，最終得到871家上市公司共計2 178個觀測值。本文對主要變量進(jìn)行了1%和99%縮尾(winsorize)處理。戰(zhàn)略合作協(xié)議公告來自巨潮資訊網(wǎng)，上市公司股票交易日的個股回報率和市場回報率、公司年報等數(shù)據(jù)來自WIND、CSMAR數(shù)據(jù)庫以及RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。

文本通過Python軟件所編寫的網(wǎng)絡(luò)爬蟲(Web Crawler)程序，自動抓取巨潮資訊網(wǎng)自2002年以來公開披露的戰(zhàn)略合作協(xié)議公告，統(tǒng)計歷年披露數(shù)量的變化趨勢，然后進(jìn)一步處理文字段落，刪除不包含中文字符的段落、多余的空格等，通過人工逐篇檢查保證轉(zhuǎn)換內(nèi)容的準(zhǔn)確性。

(二)核心變量的定義和計算方法

1.戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量

本文構(gòu)建兩類評估上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的指標(biāo)。第一類指標(biāo)側(cè)重于“指標(biāo)體系+人工評分”。具體而言，借鑒Botosan[30]、程新生[3]對自愿性信息披露質(zhì)量測度的思路，參考證券交易所戰(zhàn)略合作公告披露指引要求，考慮投資者的信息需求以及我國上市公司戰(zhàn)略合作信息披露的現(xiàn)狀，構(gòu)建了一套適用于評價中國上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的指標(biāo)體系，基本涵蓋了不同利益相關(guān)者所需要的信息，具體包括：(1)框架協(xié)議簽訂的基本情況；(2)框架協(xié)議的主要內(nèi)容；(3)對上市公司的影響；(4)重大風(fēng)險提示。指標(biāo)體系共包含4類一級指標(biāo)，11類二級指標(biāo)(見表1)。在此基礎(chǔ)上，采用專門人員打分法對871家上市公司2007—2018年的2178份戰(zhàn)略合作信息公告的披露質(zhì)量進(jìn)行打分，打分標(biāo)準(zhǔn)詳見表1。加總后得到上市公司戰(zhàn)略合作信息披露的總評分。鑒于前述分析，所有評分項不賦予權(quán)重。

第二類指標(biāo)側(cè)重于大數(shù)據(jù)“文本分析”。使用計算機軟件自動計算文本可讀性指標(biāo)，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量。戰(zhàn)略合作信息披露的基本是文本信息，同一個詞在不同語境中有不同的含義，再加上語音語調(diào)的影響，含義變化多端。因此，本文選擇用可讀性作為戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的替代變量[5,17]。Francisco[31]研究了前瞻性信息披露的數(shù)量問題，對披露前瞻性信息的句子長短進(jìn)行度量，但未對實際披露內(nèi)容加以深度分析。本文借鑒王克敏等[4]、孫文章[32]、王治等[33]的研究思路，將文本分析方法的研究對象從年報、董事會報告轉(zhuǎn)向戰(zhàn)略信息披露公告。相關(guān)文獻(xiàn)普遍采用三種文本分析方法：(1)可讀性(指標(biāo)見表2)。文本信息的可讀性體現(xiàn)在，限制閱讀者正常理解的句子(影響瞬時記憶中對前文單詞的回溯)與專業(yè)詞匯(影響閱讀者認(rèn)知的速率)較少，文本長度、句子數(shù)、字符數(shù)、句子長度、專業(yè)術(shù)語等適度[21]。如果披露公告過長且專業(yè)術(shù)語過多，會給信息使用者帶來閱讀困擾，難以有效溝通且易造成資源錯配。(2)主題性，包括戰(zhàn)略合作的類型等。(3)可信性，即戰(zhàn)略合作深度或有效性。

本文主要從總字?jǐn)?shù)和平均句子長度兩個角度測算2007—2018年上市公司戰(zhàn)略合作信息公告文本的信息披露可讀性水平。結(jié)合中文語言特征，對特定公告信息的可理解性進(jìn)行測量。學(xué)術(shù)界運用Flesch指數(shù)、Fog指數(shù)、Smog指數(shù)對英文年報的可讀性進(jìn)行測量?？紤]中文詞組和句子特征，無法直接采用英文情景下的可讀性測量公式，借鑒張秀敏等[34]的研究方法，嘗試采用改良后的AR指數(shù)，運用計算機爬蟲軟件計算戰(zhàn)略合作信息的可讀性。AR指數(shù)聚焦平均詞長和平均句長，基于自動執(zhí)行可讀性公式計算測量可讀性，獲取相對簡便。一般來說，AR指數(shù)越高，理解文本信息越不易，即文本信息的可讀性越差。具體計算公式如下：

(1)

表1 戰(zhàn)略合作信息披露評分表

表2 戰(zhàn)略合作信息披露的可讀性指標(biāo)和計算方法

其中，wdit為上市公司戰(zhàn)略合作公告的詞語數(shù)，numit為上市公司戰(zhàn)略合作公告的字?jǐn)?shù)，sentit為上市公司戰(zhàn)略合作公告的句子數(shù)。

2.戰(zhàn)略合作信息披露的“言行一致”指標(biāo)

從法律關(guān)系來看，戰(zhàn)略合作協(xié)議只是公司之間達(dá)成的合作共識，落實與否存在不確定性。需要進(jìn)一步明確戰(zhàn)略合作為深度合作或有效合作，戰(zhàn)略合作信息披露的內(nèi)容是可信、可實施且能帶來長期業(yè)績提升的。本文認(rèn)為，度量戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的關(guān)鍵變量為合作方是否進(jìn)行了股權(quán)投資并向合作公司派駐董事，并在合作公司的管理層占有席位?；诖?，采用戰(zhàn)略合作方是否參股(Share)并在管理層中占有席位(Dispa)作為測量言行一致(EffStr)的代理變量。通過人工閱讀的方法，識別戰(zhàn)略合作框架公告中合作方是否有投資入股，是否在合作公司的管理層占有席位，如果入股并占有席位取值為1，否則為0。

3.累計超額收益率

就短期市場反應(yīng)的測量而言，鄭軍[35]采用事件研究法，運用市場模型計算市場累計超額收益率(Car)，作為衡量公司重大事件短期市場反應(yīng)的變量。本文充分借鑒鄭軍[35]的研究方法，采用如下公式計算上市公司的累計超額收益率：

(2)

該變量的數(shù)值越大，說明投資者利用某一信息獲得的超額收益越多，信息的價值含量越高。如果非正常回報是由具體事件引起，短窗口指標(biāo)更加有效[36]。因此，選取恰當(dāng)?shù)氖录翱诜浅Ｖ匾?。一般來說，事件窗口過長可能引入更多的噪聲，事件窗口過短卻可能損失一部分信息含量。Fama[37]研究發(fā)現(xiàn)，股價對信息的反應(yīng)會在一天內(nèi)迅速完成。本文以公司披露戰(zhàn)略合作信息的日期作為事件日，選取(-2，2)時窗作為研究期間，即計算(-2，2)時窗內(nèi)每個樣本公司的Car值。謹(jǐn)慎起見，本文同時計算(0，2)時間窗口期內(nèi)的Car值，作為替換變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗①。

4.其他變量

借鑒程新生等[3]、趙璨等[38]文獻(xiàn)的方法，本文控制以下影響信息披露的變量，包括公司規(guī)模(Size)、杠桿比率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、公司治理水平(Gov)、股權(quán)集中度(Central)、第一大股東持股比例(Largest)、獨立董事比例(Inde)、審計委員會規(guī)模(Ac)和行業(yè)(Ind)。其中，公司規(guī)模采用總資產(chǎn)的對數(shù)，杠桿比率用總負(fù)債/總資產(chǎn)的值來度量，股權(quán)集中度采用前十大股東股本/總股本的值來衡量。主要變量的定義見表3。

表3 主要變量定義

(三)實證模型設(shè)計

為檢驗戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對上市公司短期股價的影響(H1)，構(gòu)建如下回歸方程：

Car=α0+α1Disc+α2Size+α3Lev+α4Central+
α5Largest+α6Inde+α7Ac+α8Inst+∑Ind+ε

(3)

其中，α1為本文關(guān)注的重要回歸系數(shù)，如果該系數(shù)顯著為正，則H1成立。

為檢驗戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的影響因素(H2)，構(gòu)建如下回歸方程：

EffStr=β0+β1Disc+β2Disc×Gov+β3Gov+
β4Size+β5Lev+β6Central+β7Largest+β8Inde+
β9Ac+β10Inst+∑Ind+ε

(4)

其中，β1、β2和β3為本文關(guān)注的重要回歸系數(shù)，分別代表了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量、公司治理以及兩者共同對信息披露“言行一致”的影響。

為檢驗戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”對上市公司短期和長期影響(H3)，構(gòu)建如下回歸方程：

CarRoa=γ0+γ1EffStr+γ2Soe+γ3Size+
γ4Lev+γ5Cental+γ6Largest+γ7Inde+γ8Ac+
γ9Inst+∑Ind+ε

(5)

具體而言，當(dāng)檢驗短期市場反應(yīng)時，被解釋變量選取Car；當(dāng)檢驗長期業(yè)績影響時，被解釋變量選取Roa。γ1為本文關(guān)注的重要回歸系數(shù)。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表4給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)：2007—2018年，上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量(Disc)的平均值為7.228，標(biāo)準(zhǔn)差為2.468，最大值為16(滿分)，最小值為0，戰(zhàn)略合作信息披露可讀性指標(biāo)(AR)的平均值為-7.341，標(biāo)準(zhǔn)差為12.630，最小值為-133.500，最大值為11.250，這說明各公司之間戰(zhàn)略合作信息披露的可讀性差異較大。就戰(zhàn)略合作信息披露次數(shù)(Num)而言，最多的上市公司披露了13次，最少的1次，平均2.521次，說明各公司對是否披露戰(zhàn)略合作信息具有酌情考量。上市公司的公司治理指數(shù)(Gov)的最大值為2.927，最小值為-2.824，平均值為-0.134，說明樣本公司的治理水平普遍不高。資產(chǎn)收益率(Roa)的平均值僅為0.019，標(biāo)準(zhǔn)差為0.158，最大值為0.863，最小值為-3.911，這說明上市公司經(jīng)營業(yè)績的差異同樣較大。

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基準(zhǔn)實證結(jié)果

1.戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的“短期”市場反應(yīng)

表5展示了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量影響上市公司公告發(fā)布窗口期累計超額收益率的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)結(jié)果顯示，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量(Disc)的回歸系數(shù)分別為0.165和0.146，分別在1%和5%的水平下顯著。這說明，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，市場對其越認(rèn)可，(-2，2)窗口期累計超額收益率越高，H1初步得到了驗證。同時，列(3)和列(4)改變了信息發(fā)布的窗口期，Disc的回歸系數(shù)依然在5%的水平下顯著，這說明本文的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的影響因素

表6給出了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量、公司治理(以及兩者的交乘項)影響公告發(fā)布“言行一致”的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)是全樣本回歸結(jié)果。

表5 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量“短期”市場反應(yīng)的回歸結(jié)果

不難發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量(Disc)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，信息披露“言行一致”(EffStr)的可能性越大。此外，盡管公司治理(Gov)并不直接顯著影響信息披露的“言行一致”性，但能夠顯著發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即公司治理越完善，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對信息披露的“言行一致”性影響越大。這表明，公司治理水平的提升強化了上市公司與戰(zhàn)略合作方的合作深度，對合作信息的準(zhǔn)確披露形成了更強的約束力。至此，H2初步得到了驗證。

列(3)～列(6)進(jìn)一步考察了產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的影響?？梢钥吹?，在民營企業(yè)子樣本中，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量(Disc)和公司治理(Gov)均不顯著影響信息披露的“言行一致”性(EffStr)，只有交乘項在10%的水平下顯著為正。而在國有企業(yè)子樣本中，回歸結(jié)果基本與全樣本結(jié)果類似，僅個別系數(shù)存在顯著性水平上的差異。這進(jìn)一步表明，H2闡釋的邏輯主要體現(xiàn)在國有企業(yè)當(dāng)中?？赡艿脑蛟谟?，國有企業(yè)更加追求經(jīng)營發(fā)展的穩(wěn)定性，也更加看重聲譽，其戰(zhàn)略合作伙伴相對穩(wěn)定，合作關(guān)系長期且牢固，一旦出現(xiàn)“言行不一致”的信息披露行為，對企業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展的負(fù)面沖擊較大，因此在戰(zhàn)略合作信息披露時更加謹(jǐn)慎，信息披露質(zhì)量與“言行一致”性具有較強的關(guān)聯(lián)，公司治理也能夠?qū)?zhàn)略合作行為的規(guī)范性形成更大的約束力量。相反，民營企業(yè)的經(jīng)營行為更加復(fù)雜多變，信息披露“言行一致”的內(nèi)外部約束力均相對不足，需要高質(zhì)量的信息披露和較強的公司治理水平共同來影響信息披露的準(zhǔn)確性。

表6 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量、公司治理影響信息披露“言行一致”的回歸結(jié)果

3.戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的市場反應(yīng)和經(jīng)營業(yè)績影響

表7顯示了戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”對上市公司公告發(fā)布窗口期累計超額收益率和企業(yè)經(jīng)營績效影響的回歸結(jié)果。列(1)～列(4)是全樣本的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”(EffStr)對(-2，2)窗口期累計超額收益率的影響在5%水平下顯著為正，即上市公司披露的戰(zhàn)略合作信息能夠落地將釋放一種積極的信號，公司可能通過深入合作來共享資源、互惠互利，短期內(nèi)產(chǎn)生了顯著的市場反應(yīng)。同時，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”(EffStr)對上市公司資產(chǎn)收益率(Roa)的影響在10%水平下顯著為正，說明上市公司披露的戰(zhàn)略合作信息能夠落地有助于企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的提升。至此，H3初步得到了驗證。

表7的列(5)～列(8)是國有企業(yè)和民營企業(yè)的分樣本回歸結(jié)果。在民營企業(yè)樣本中，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”(EffStr)對(-2，2)窗口期累計超額收益率的影響在1%水平下顯著為正，但對公司資產(chǎn)收益率(Roa)的影響并不顯著。這說明，民營企業(yè)戰(zhàn)略合作信息披露更具有短期效應(yīng)，有助于提振股價。在國有企業(yè)樣本中，“言行一致”(EffStr)對累計超額收益率的影響并不顯著，但對資產(chǎn)收益率(Roa)的影響在5%水平下顯著為正。這說明，國有企業(yè)戰(zhàn)略合作信息披露更具有長期效應(yīng)，并不追求短期股價的表現(xiàn)②。

表7 戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的“短期”市場反應(yīng)及其對經(jīng)營業(yè)績影響的回歸結(jié)果

綜上所述，在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司中，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”的短期和中長期影響存在明顯差異。可能的原因在于，國有企業(yè)承載了更多的社會責(zé)任和社會期望，積極推進(jìn)戰(zhàn)略合作的外部激勵更強，戰(zhàn)略合作的規(guī)劃更龐大。此時，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”將準(zhǔn)確地傳遞出上市公司的中長期規(guī)劃藍(lán)圖，因此與公司中長期業(yè)績關(guān)聯(lián)更加緊密。市場投資者并不會將合作信息視為“新”消息，而僅僅將其視為公司中長期規(guī)劃的細(xì)化，故資本市場短期內(nèi)并未產(chǎn)生顯著反應(yīng)。相對而言，民營企業(yè)更加側(cè)重于追逐商業(yè)利潤，戰(zhàn)略合作的穩(wěn)定性和復(fù)雜性無法和國有企業(yè)相比，對公司中長期經(jīng)營業(yè)績的助力明顯不足。然而，一旦戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”，將給投資者注入強大的信心，引起投資者對股票的追逐，“短期”內(nèi)拉動股價上漲。表7的回歸結(jié)果還進(jìn)一步表明，盡管全樣本上市公司能夠滿足H3的檢驗，但在進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，分樣本上市公司只能局部地滿足H3，且兩個樣本群體之間呈現(xiàn)出明顯的差異性。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文同時使用可讀性指標(biāo)AR作為戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的替代變量，再次進(jìn)行基準(zhǔn)模型(3)的回歸，回歸結(jié)果見表8。不難發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略合作信息披露的文本可讀性(AR)對不同窗口期累計超額收益率(Car)均具有1%水平下的負(fù)向影響。由于AR值越高代表上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越低，因此表8的結(jié)果依然表明，信息披露質(zhì)量越高短期市場反應(yīng)越好。上述結(jié)果說明，本文H1的實證研究結(jié)論是穩(wěn)健、可靠的。

表8 戰(zhàn)略合作信息披露可讀性“短期”市場反應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

(四)內(nèi)生性處理

在表7中，針對戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”短期市場反應(yīng)的檢驗中運用了事件分析法指標(biāo)Car，不需要再進(jìn)行內(nèi)生性處理。但在針對中長期影響的檢驗中，公司的業(yè)績越好，企業(yè)越容易追求穩(wěn)定和市場口碑，越可能倒逼企業(yè)重視信息披露的“言行一致”，因此可能存在由于反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。基于此，本文采用合作方是否股權(quán)投資并派駐董事作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法估計。該工具變量不再具有反向因果的傳導(dǎo)機制，對于上市公司業(yè)績而言是“外生的”，并且只通過影響“言行一致”來影響上市公司的長期業(yè)績，回歸結(jié)果見表9。不難發(fā)現(xiàn)，在全樣本和國有企業(yè)樣本中，戰(zhàn)略合作信息披露“言行一致”(EffStr)對上市公司資產(chǎn)收益率(Roa)的影響依然在5%和1%的水平下顯著為正，對民營企業(yè)的影響依然不顯著。同時，在工具變量有效性指標(biāo)中，F(xiàn)值分別為41.020、21.580、31.680，均能夠拒絕弱工具變量的原假設(shè)。上述結(jié)果充分說明，在控制可能的反向因果影響后，公司“言行一致”依然能夠顯著提高國有企業(yè)和全樣本企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，H3的實證結(jié)論是可靠的③。

五、研究結(jié)論與啟示

本文聚焦我國上市公司戰(zhàn)略合作信息的披露行為，采用人工評分和文本分析兩種方法對信息披露質(zhì)量進(jìn)行了測量，以2007—2018年所有發(fā)布戰(zhàn)略合作協(xié)議公告的上市公司作為研究對象，實證考察了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量、是否“言行一致”對上市公司股價和長期經(jīng)營業(yè)績的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)層面進(jìn)行了區(qū)分，較為全面地審視了上市公司在戰(zhàn)略合作方面“言行一致”的經(jīng)濟價值。研究發(fā)現(xiàn)：(1)上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的提高，有助于提振短期股價表現(xiàn)。(2)戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量越高，戰(zhàn)略合作越容易落地，在公司治理水平較高的企業(yè)，上述關(guān)系更為緊密。(3)戰(zhàn)略合作信息披露越趨于“言行一致”，股票價格的短期表現(xiàn)越好，上市公司的長期經(jīng)營業(yè)績越佳。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述規(guī)律存在異質(zhì)性影響，體現(xiàn)在民營企業(yè)的短期股價表現(xiàn)更好，國有企業(yè)的長期經(jīng)營業(yè)績表現(xiàn)更佳。

表9 采用工具變量法的內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果

本文的研究證實了上市公司在戰(zhàn)略合作信息披露與實際行動之間“言行一致”的重要市場價值。戰(zhàn)略合作信息的準(zhǔn)確披露有助于利益相關(guān)者更加深刻地理解上市公司的戰(zhàn)略規(guī)劃，對企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展大有裨益。從這個意義上講，監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善證券市場的信息披露規(guī)則，加強對相關(guān)信息披露的規(guī)范審核，提高對發(fā)布信息可讀性和可信性等方面的要求，加強對熱點信息的風(fēng)險提示，敦促上市公司及時、準(zhǔn)確地發(fā)布重大戰(zhàn)略合作信息，營造透明、有效的市場信息環(huán)境，這有助于資本市場的制度完善，特別對注冊制改革具有全新啟發(fā)。需要注意的是，在當(dāng)前的A股市場，一部分上市公司管理層將戰(zhàn)略合作信息披露作為信息操縱工具，干預(yù)股票價格，使廣大投資者的利益受損。監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)及時發(fā)現(xiàn)并制止虛假戰(zhàn)略合作信息披露，給予上市公司嚴(yán)厲的懲罰，增加上市公司虛假信息披露的制度成本。同時，要重視公司治理機制的建設(shè)，這有助于降低上市公司與投資者之間的信息不對稱，及時發(fā)現(xiàn)上市公司可能出現(xiàn)的治理瑕疵，通過治理機制強化對上市公司信息披露行為的約束，這有助于引導(dǎo)資本流向真正有價值的公司。本文的研究結(jié)論表明，上市公司應(yīng)敢于向市場披露真實準(zhǔn)確的戰(zhàn)略合作信息，這不僅有助于利益相關(guān)者更深刻地理解上市公司的戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃，還有助于其準(zhǔn)確把握戰(zhàn)略合作的經(jīng)濟后果等，這本身也與上市公司投資者保護(hù)理念相一致。

當(dāng)然，本文的不足之處在于，相關(guān)研究數(shù)據(jù)還不夠精細(xì)，未來可以改進(jìn)變量的度量方法，展開更加深入的研究。

注 釋：

①本文選擇四個窗口期計算了戰(zhàn)略合作信息的市場反應(yīng)，分別為Car(0,1)、Car(-1,1) 、Car(-2,2)、Car(0,2)，并分別進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，四個窗口期的Car值全部在1%水平下顯著異于0。其中，Car(-2，2)在四個窗口期中離差(最大值與最小值的差)最大，Car(0,2)在四個窗口期中標(biāo)準(zhǔn)差最大，離散程度最高。因此，本文選擇Car(-2，2)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，選擇Car(0,2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。由于篇幅所限，不再具體披露實證表格，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：caixianjun2012@163.com。

②③為增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還以Roe作為被解釋變量進(jìn)行了類似回歸。由于篇幅所限，不再披露回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>