智力資本信息披露如何影響股價同步性？
——來自我國高科技上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

傅傳銳 林愛賢 王焰輝

(福州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 福州 350108)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)綜述

智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系是現(xiàn)代金融與智力資本跨學(xué)科的新議題。股價同步性，即個股價格波動與市場價格波動間的關(guān)聯(lián)程度，是表征股票市場定價效率的重要指標(biāo)(Roll，1988)。在監(jiān)管制度有待健全、法律執(zhí)行效率不高且以奉行追漲殺跌、短線交易策略的散戶為投資者主體的新興市場中，盲目跟風(fēng)、價格泡沫、情緒偏見等噪音行為被視為股價形成過程中的重要不確定因素，是個股股價異質(zhì)性波動的主要來源，降低了股價同步性(Lee et al.，2011；Hu et al.，2013；王亞平 等，2009)。

隨著當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)從工業(yè)化時代向知識經(jīng)濟(jì)時代的轉(zhuǎn)型，以無形性、知識密集為典型特征，囊括人力資本要素(員工知識、技能與經(jīng)驗)、結(jié)構(gòu)資本要素(企業(yè)文化、管理流程、專利技術(shù)、商標(biāo)，以及企業(yè)與顧客、供應(yīng)商、政府部門等利益相關(guān)者間的關(guān)系紐帶)在內(nèi)的智力資本日益取代傳統(tǒng)有形生產(chǎn)要素，成為企業(yè)價值創(chuàng)造的戰(zhàn)略性資源(Bollen et al.，2005)。與企業(yè)智力資本開發(fā)管理相關(guān)的各類信息受到監(jiān)管當(dāng)局、機構(gòu)投資者、分析師等市場參與者的廣泛關(guān)注(Li et al.，2012)。同時，企業(yè)也將智力資本信息披露作為緩解合法性壓力、傳遞利好信號的重要方式(傅傳銳 等，2018a)。那么，一個自然而然的問題是，企業(yè)對外輸出的智力資本信息是否能夠被外部投資者所準(zhǔn)確識別、解讀并用于指導(dǎo)其投資交易呢？換言之，智力資本信息能否有效融入股票價格，幫助投資者合理研判公司價值并作出理性決策，降低噪音交易對股價形成的干擾，進(jìn)而提高個股價格與整體市場價格間的運行同步性呢？對這一問題的回答，不但有助于加深對智力資本信息披露經(jīng)濟(jì)后果的認(rèn)識，而且對于進(jìn)一步提升和優(yōu)化我國現(xiàn)階段資本市場的運行效率具有重要的啟發(fā)意義。

遺憾的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)對智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系并未給予足夠的關(guān)注。來自智力資本方面的新近研究考察了智力資本信息披露可能產(chǎn)生的多維經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)：企業(yè)披露更多的智力資本信息存在降低股權(quán)融資成本(Boujelbene et al.，2013)、吸引更多的分析師跟蹤(Farooq et al.，2014b)、提高股票市場價格(張丹，2008；Ellis et al.，2015)等諸多積極效應(yīng)，但也會對披露企業(yè)的競爭地位產(chǎn)生一定的消極影響(傅傳銳 等，2019)。不難發(fā)現(xiàn)，上述研究均沒有將股價同步性納入智力資本信息披露可能的作用對象加以考察。在股價同步性的相關(guān)研究中，一些學(xué)者陸續(xù)探討了社會責(zé)任信息披露、環(huán)境信息披露等典型特質(zhì)性信息對股價同步性的影響，結(jié)論上存在一定的分歧。Utz(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，在歐洲、日本與美國的股票市場上，企業(yè)的社會責(zé)任水平越高，其股票的股價同步性越強。王艷艷等(2014)以我國A股上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)：社會責(zé)任報告僅在首次披露時存在對股價同步性的降低效應(yīng)；首次披露后，社會責(zé)任報告缺乏增量信息。Dai et al.(2018)的研究表明，我國上市公司的社會責(zé)任信息披露水平與股價同步性正相關(guān)，且分析師與機構(gòu)投資者對上述關(guān)系均會產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。李新麗等(2019)雖然也找到了社會責(zé)任信息披露提高股價同步性的證據(jù)，但是卻發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與分析師關(guān)注在上述關(guān)系中分別發(fā)揮負(fù)向、正向調(diào)節(jié)作用。張淑惠等(2015)基于滬市A股公司的實證分析顯示，環(huán)境信息披露顯著增強了股價同步性。危平等(2018)以上證環(huán)境敏感型行業(yè)為研究對象，不僅找到了環(huán)境信息披露與股價同步性正相關(guān)的證據(jù)，而且發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注負(fù)向調(diào)節(jié)環(huán)境信息披露對股價同步性的正向影響。

已有研究為我們探尋同樣作為企業(yè)關(guān)鍵特質(zhì)性信息的智力資本信息披露對股價同步性的可能影響提供了重要參考。然而，與國內(nèi)外監(jiān)管部門已經(jīng)為社會責(zé)任報告、環(huán)境信息營造了相對完備的信息披露引導(dǎo)環(huán)境不同(1)比如，近年來我國頒布的《上市公司社會責(zé)任指引》(2006年)、《環(huán)境信息公開辦法(試行)》(2007年)、《上市公司環(huán)境信息披露指引》(2008年)、《上市公司環(huán)境信息披露指南(征求意見稿)》(2010年)、《關(guān)于加強企業(yè)環(huán)境信用體系建設(shè)的指導(dǎo)意見》(2015年)等，逐步規(guī)范了相應(yīng)企業(yè)在社會責(zé)任、環(huán)境信息披露過程中的操作細(xì)則。，當(dāng)前除歐盟、日本等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體頒布了智力資本信息披露指南外，包括我國在內(nèi)的許多國家或地區(qū)尚未對智力資本信息披露設(shè)定系統(tǒng)、全面的政策指引或規(guī)范。披露規(guī)范的缺失導(dǎo)致企業(yè)對外報告的智力資本信息在內(nèi)容、格式、時效性、披露程度甚至術(shù)語概念方面均存在較大的隨意性或不一致性。不僅如此，諸如員工知識、工作態(tài)度、品牌聲譽、客戶忠誠度等多數(shù)智力資本要素仍游離于企業(yè)強制性信息披露的政府監(jiān)管范疇之外，受制于內(nèi)部管理者的自由裁量權(quán)。由此可見，實踐中存在的局限可能導(dǎo)致現(xiàn)階段企業(yè)對外報告的智力資本要素的信息含量還無法與規(guī)范披露的社會責(zé)任信息、環(huán)境信息相提并論。智力資本信息披露究竟能否為投資者提供有價值的基本面信息，緩解個股信息的不對稱性進(jìn)而提高股價同步性，仍是一個未有現(xiàn)成結(jié)論的經(jīng)驗性問題。同時，雖然Dai et al.(2018)、危平等(2018)、李新麗等(2019)未能就機構(gòu)投資者和分析師在社會責(zé)任、環(huán)境信息披露與股價同步性間的關(guān)系中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)的方向性達(dá)成共識，但總體上肯定了機構(gòu)投資者與分析師的信息挖掘、處理與傳播的功能。那么，機構(gòu)投資者、分析師是否也可能通過自身的信息中介或信息交易影響智力資本信息披露對股價同步性的傳導(dǎo)機制呢？在研究智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系時，如果忽略了機構(gòu)投資者、分析師所扮演的特定角色，則可能導(dǎo)致結(jié)論的有效性難以得到保證。

基于上述分析，本文以2011—2016年間我國A股高科技上市公司為樣本，先利用內(nèi)容分析法手工采集的年報智力資本信息大樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建出智力資本信息披露指數(shù)，而后實證檢驗了智力資本信息披露對股價同步性的影響，以及機構(gòu)投資者、分析師在上述關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：其一，研究了智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系，不僅從股價同步性的新視角，豐富了智力資本信息披露的經(jīng)濟(jì)后果方面的文獻(xiàn)，而且拓展了股價同步性影響因素的研究邊界。其二，揭示了智力資本信息披露對股價同步性的影響路徑，以及機構(gòu)投資者、分析師在智力資本信息披露影響股價同步性的過程中所發(fā)揮的異質(zhì)性作用。這不僅有助于增進(jìn)我們對新興加轉(zhuǎn)軌資本市場環(huán)境中股價形成機制的理解，而且能夠為相關(guān)監(jiān)管部門推進(jìn)資本市場深化改革提供重要的決策參考。

二、研究假設(shè)

(一)智力資本信息披露與股價同步性

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于股價同步性的形成機制存在兩種截然不同的觀點。一種是以Roll(1988)、Morck et al.(2000)等為代表的特質(zhì)信息論。該觀點認(rèn)為，公司層面的特定信息產(chǎn)生了個股的異質(zhì)性回報波動，股價越是能有效反映公司特質(zhì)信息，異質(zhì)性波動程度越高，個股與大盤指數(shù)間的波動越可能脫節(jié)，股價同步性越低。換言之，特質(zhì)信息論持股價同步性負(fù)向反映股票市場信息效率的立場。另一種是噪音論。持這一觀點的研究(West，1988；Chan et al.，2006；Dasgupta et al.，2010；Farooq et al.，2014a；Li et al.，2014)認(rèn)為，個股的異質(zhì)性波動源自諸如狂熱、誤定價等噪音行為，而非公司特質(zhì)信息。市場上的噪音交易越多，個股的異質(zhì)性波動越劇烈，股價同步性越低。此時，披露更多的公司特質(zhì)信息，不僅不會降低股價同步性，反而會通過增進(jìn)投資者對公司的理解、減少不確定預(yù)期，進(jìn)而抑制非理性的噪音行為及其對股票價格的影響，提高股價同步性。也就是說，股價同步性能夠正向體現(xiàn)資本市場的信息效率。

不論是特質(zhì)信息論還是噪音論，都得到了不同國家或地區(qū)資本市場背景下經(jīng)驗證據(jù)的支持。已有研究(Lee et al.，2011；Hu et al.，2013；王亞平 等，2009；羅進(jìn)輝 等，2015；張淑惠 等，2015)指出，特質(zhì)信息論可能更適合解釋歐美等成熟資本市場的股價同步性機理問題。因為成熟市場的信息傳遞效率高，公司特質(zhì)信息能夠充分迅速地融入股價，噪音較少。與之不同，由于新興資本市場往往以缺乏專業(yè)分析技能的散戶為投資者主體，且監(jiān)管與信息披露制度不健全，股票價格更多是由非理性的噪音交易所驅(qū)動，而非基于對公司個體信息的理性研判與合理估值。因此，噪音論更適宜于闡釋新興市場中存在的股價同步性現(xiàn)象。張淑惠等(2015)、危平等(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，我國A股上市公司通過披露更多的環(huán)境信息，可以達(dá)到“降噪”的作用，進(jìn)而提高股價同步性。周林潔(2014)認(rèn)為，公司基本面信息的不確定性會誘發(fā)投資者的投機行為，增加股價變動中的噪音交易成分，從而降低股價同步性。鐘凱等(2018)發(fā)現(xiàn)，“滬港通”的實施提高了相應(yīng)標(biāo)的股票的信息披露質(zhì)量，降低了噪音交易引發(fā)的股價異質(zhì)性波動。

作為唯一同時滿足Barney(1991)所提出的價值性、稀缺性、難以模仿與不可替代等屬性的異質(zhì)性資源，智力資本是推動企業(yè)價值創(chuàng)造不可或缺的核心中樞(Bollen et al.，2005)。如何培育、開發(fā)與運作各類智力資本要素決定了企業(yè)能否實現(xiàn)價值增值與長期可持續(xù)發(fā)展。顯然，智力資本信息是關(guān)乎企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃與核心運營的重要信息(Garanina et al.，2017)。因此，當(dāng)噪音成為影響股價同步性的主要因素時，企業(yè)披露更多的智力資本信息有助于降低外部投資者對企業(yè)價值鏈、戰(zhàn)略與業(yè)務(wù)發(fā)展方向等基本面的不確定認(rèn)知，提高對企業(yè)未來現(xiàn)金流與合理價值的估計準(zhǔn)確度，減少投資決策偏誤與投機行為，降低噪音引致的個股波動異質(zhì)性，進(jìn)而提高股價同步性。不僅如此，智力資本信息披露為資本市場帶來的關(guān)于企業(yè)未來發(fā)展的前瞻性預(yù)期還會增加當(dāng)前股價對未來可能發(fā)生事件的信息含量，減弱未來事件實際發(fā)生時新信息對個股的特質(zhì)性沖擊(Dasgupta et al.，2010)，從而進(jìn)一步提高股價同步性。

基于上述分析，本文提出：

H1：智力資本信息披露水平與股價同步性正相關(guān)。

(二)分析師關(guān)注對智力資本信息披露與股價同步性間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

作為聯(lián)結(jié)投資者與上市公司的紐帶，分析師同時扮演著信息搜尋與信息解讀的雙重角色(Ramnath

et al.，2008)。一方面，分析師能夠通過電話訪談、實地調(diào)研、行業(yè)協(xié)會、公司自有數(shù)據(jù)庫等多種私有渠道獲取關(guān)于公司基本面的未公開信息；另一方面，分析師可以運用自身的專業(yè)知識與技術(shù)對收集到的信息進(jìn)行分析、篩選，過濾出關(guān)鍵內(nèi)容，并通過發(fā)布研報、薦股評級等方式引導(dǎo)市場參與者的投資方向。顯然，不論是扮演何種角色，分析師對股票的跟蹤關(guān)注都能夠為市場提供增量信息，改善企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱性(Liu et al.，2011)。并且，越是對信息透明度低、信息晦澀、難以理解或處理成本高的股票而言，分析師的信息解讀功能越重要，越會受到投資者的關(guān)注(Huang et al.，2018)。近期的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，分析師通過揭示公司更多的基本面信息，加速了股票價格對這些特質(zhì)性信息的吸收(Huang et al.，2018；Cheng et al.，2016)，進(jìn)而抑制了非理性的噪音交易對股價的影響，提高了市場定價效率(金大衛(wèi) 等，2016；危平 等，2018)。

與一般的財務(wù)信息相比，智力資本信息往往艱澀隱晦、難以直觀解讀(Holland et al.，2003)。在現(xiàn)行的財務(wù)制度下，智力資本要素的開發(fā)投入與效益產(chǎn)出都很難實現(xiàn)準(zhǔn)確識別與貨幣計量，包括我國在內(nèi)的絕大多數(shù)國家或地區(qū)尚未將智力資本信息納入企業(yè)財務(wù)報表的強制性披露范疇，也未制定系統(tǒng)的披露規(guī)范或指導(dǎo)意見(Abeysekera，2010；傅傳銳 等，2018b)。大多數(shù)的智力資本要素只能在企業(yè)管理者的自由裁量權(quán)下，依靠管理者對智力資本參差不齊的認(rèn)知與理解進(jìn)行信息披露，形式多樣，且缺乏統(tǒng)一或得到廣泛認(rèn)可的度量尺度。同時，各類智力資本信息由于缺乏專門、相對獨立的披露模塊，而不得不散落、夾雜在財務(wù)報告的各個角落?？梢哉f，智力資本信息披露標(biāo)準(zhǔn)的缺失致使智力資本信息的發(fā)現(xiàn)與挖掘成為一項耗時耗力的工作。不僅如此，智力資本要素形成過程所具有的因果模糊性(Lippman et al.，1982)、社會復(fù)雜性(Dierickx et al.，1989)以及對歷史特定環(huán)境的依賴性(Barney，1991)，也使得智力資本投入產(chǎn)出的不確定性遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)有形物質(zhì)資本(傅傳銳，2014)。因此，如何通過企業(yè)披露的有限的智力資本信息來合理推斷企業(yè)內(nèi)部各類智力資本的開發(fā)運行規(guī)律與價值創(chuàng)造貢獻(xiàn)，無疑是極為復(fù)雜艱巨的任務(wù)，遠(yuǎn)非一般投資者所能勝任，這就要求分析師積極介入以提供信息中介服務(wù)。分析師憑借在信息渠道與專業(yè)分析技能方面的相對優(yōu)勢，能夠較為有效地收集、處理、甄別、解讀企業(yè)的智力資本信息，并向資本市場參與者提供基于這些智力資本信息加工得出的關(guān)于企業(yè)未來盈余、發(fā)展前景的預(yù)測與估值意見(García-Meca et al.，2007；Farooq，2016)，從而避免投資者在信息不對稱的情形下出現(xiàn)過度投機、定價偏差等非理性交易，減少市場噪音可能引致的個股異質(zhì)性波動。顯然，分析師關(guān)于智力資本信息的供給服務(wù)在一定程度上降低了投資者對上市公司通過年報途徑直接披露的智力資本信息的依賴，減弱了年報智力資本信息對非理性噪音交易的抑制效應(yīng)，而且分析師的信息供給服務(wù)越多，這種弱化作用越大。換言之，對于分析師關(guān)注度高的股票，年報智力資本信息披露的“降噪”作用降低，其對股價同步性的正向影響減弱。

基于上述分析，本文提出：

H2：智力資本信息披露水平與股價同步性間的正相關(guān)關(guān)系隨分析師關(guān)注度的提高而減弱。

(三)機構(gòu)投資者對智力資本信息披露與股價同步性間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

機構(gòu)投資者是現(xiàn)代資本市場的重要組成部分。與中小投資者相比，機構(gòu)投資者不但擁有資金優(yōu)勢，而且具備較強的信息解讀與專業(yè)投資能力。龐大的資金體量與較高的持股比例使得機構(gòu)投資者難以像散戶一樣追漲殺跌、博取短線價差，他們主要采取“買入并持有”的價值型投資策略，通過基本面分析，配置業(yè)績優(yōu)良、低波動性的股票(史永東 等，2014)。機構(gòu)投資者的交易行為不僅可以直接將其通過收集、加工得到的公司基本面信息融入股價(Grossman et al.，1980)，而且能夠同時向市場傳遞信號，引導(dǎo)其他投資者的關(guān)注與跟進(jìn)，加快股價對特質(zhì)性信息的吸收速度(熊家財 等，2014)。因此，機構(gòu)投資者的信息發(fā)現(xiàn)與信息交易可以增加市場的理性投資，減少盲目跟風(fēng)、投機泡沫、情緒偏見等非理性噪音行為。來自國內(nèi)外資本市場的經(jīng)驗證據(jù)也證實，機構(gòu)投資者持股能夠提高股票價格的信息含量(Piotroski et al.，2004；朱紅軍 等，2007)、降低噪音成分并進(jìn)一步改善資產(chǎn)定價效率(王亞平 等，2009；羅進(jìn)輝 等，2015；Dai et al.，2018)。

新近研究還發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者已經(jīng)具備對作為企業(yè)戰(zhàn)略性資源的智力資本的價值選擇能力(傅傳銳，2017)，即機構(gòu)投資者已經(jīng)認(rèn)識到智力資本在企業(yè)價值增值鏈中發(fā)揮著不可替代的作用，更加重視企業(yè)在員工專業(yè)技能、管理流程、專利發(fā)明、專有技術(shù)、品牌、客戶忠誠度等各類智力資本要素方面的培育、開發(fā)與運作，并積極收集、挖掘相關(guān)的具體信息，將之運用于評估企業(yè)的內(nèi)在價值以及制定投資決策等方面。顯然，機構(gòu)投資者對智力資本的價值選擇促使其將所掌握的關(guān)于公司智力資本運營狀況與未來發(fā)展前景的特質(zhì)性信息融入股票價格，降低了噪音對股價的干擾。并且，機構(gòu)投資者持有個股的股權(quán)比例越高，其搜尋與處理信息的規(guī)模效應(yīng)越大(Ramalingegowda et al.，2012)，這有助于進(jìn)一步激勵其加大對個股信息收集、分析與運用的力度。因此，對于機構(gòu)投資者持股比例較高的股票，其股價中包括智力資本在內(nèi)的各類特質(zhì)性信息的含量較高，股價受噪音的影響較小。這在一定程度上減弱了企業(yè)經(jīng)由年報披露的智力資本信息的“降噪”作用，導(dǎo)致其與股價同步性間的正相關(guān)程度降低。

基于上述分析，本文提出：

H3：智力資本信息披露水平與股價同步性間的正相關(guān)關(guān)系隨機構(gòu)投資者持股比例的提高而減弱。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2016年間在滬深A(yù)股市場交易的所有高科技上市公司為初始樣本。借鑒李莉等(2014)、傅傳銳等(2018c)的研究，我們根據(jù)證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，選取行業(yè)代碼首位為G以及前兩位分別為C5、C7、C8的行業(yè)作為高科技行業(yè)，具體包括信息技術(shù)、電子、機械、設(shè)備、儀表、醫(yī)藥與生物制品業(yè)。年報是上市公司最主要的公開信息發(fā)布媒介，其經(jīng)過外部審計，因此可信度較高。本文通過收集上述行業(yè)樣本公司的年報中披露的各類智力資本信息來構(gòu)建智力資本信息披露指數(shù)。由于當(dāng)年年報通常在次年年初到4月底之間公布，而年報所述信息只有在其披露后，才能對資本市場參與者以及股價產(chǎn)生影響。因此，本文在實證研究中使用2011—2015年的智力資本信息披露指數(shù)，股價同步性的計算時間區(qū)間則相應(yīng)順延一年，即2012—2016年。此外，由于股價同步性是通過個股周收益率、市場周收益率等周數(shù)據(jù)計算而得，為保證用于估計股價同步性的樣本容量充足，我們借鑒Morck et al.(2000)、王亞平等(2009)、黃俊等(2014)的做法，剔除了年度個股周收益率數(shù)據(jù)不足30個觀察值的樣本。同時，對于研究中所需變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，也予以剔除。最終獲得的樣本包括4502個公司年度觀察值。本文對所有連續(xù)型變量進(jìn)行了1%、99%分位點上的縮尾處理(Winsorize)，以控制極端異常值對研究結(jié)果的可能影響。

除智力資本信息披露數(shù)據(jù)通過人工閱讀上市公司年報進(jìn)而提取得到以外，其他變量數(shù)據(jù)均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量：股價同步性

參考Xu et al.(2013)、Chan et al.(2014)與黃燦等(2017)的做法，本文分兩步計算股價同步性。

第一步，構(gòu)建回歸模型(1)逐年估計個股的R2。

RETj,w,t=α0+α1RM,w,t+α2RM,w-1,t+α3RI,w,t+α4RI,w-1,t+ε

(1)

其中：RETj,w,t表示個股j在第t年第w周考慮現(xiàn)金紅利再投資的回報率；RM,w,t、RM,w-1,t分別表示所有A股股票在第t年第w周、第w-1周經(jīng)流通市值加權(quán)的市場平均回報率；RI,w,t、RI,w-1,t分別表示個股j所在行業(yè)I除個股j以外所有股票在第t年第w周、第w-1周經(jīng)流通市值加權(quán)的行業(yè)平均回報率；α0為常數(shù)項，α1～α4為估計系數(shù)；ε為隨機誤差項。由于上市公司的當(dāng)年年報是在次年4月底前公布，為了使股價能夠充分吸收年報傳遞的信息，我們在模型(1)中以當(dāng)年5月1日至次年4月30日作為一個年度周期計算個股的年度擬合優(yōu)度R2。

第二步，在通過模型(1)估計得到個股的年度R2的基礎(chǔ)上，對其進(jìn)行對數(shù)化處理以滿足變量的正態(tài)性要求。

(2)

Synchj,t即為個股j在t年的股價同步性指標(biāo)。

2.解釋變量：智力資本信息披露指數(shù)

本文借鑒Hidalgo et al.(2011)、Li et al.(2012)、Boujelbene et al.(2013)、張丹(2008)等研究的做法，使用內(nèi)容分析法采集樣本公司年報中披露的智力資本信息。數(shù)據(jù)采集小組由金融學(xué)專業(yè)的23位研究生與50位本科生組成，他們在接受培訓(xùn)后被要求逐份閱讀2011—2015年間的樣本公司年報，并以句子、圖表為基礎(chǔ)分析單元，對其中涉及各類智力資本要素的相關(guān)內(nèi)容予以記錄(傅傳銳 等，2018a)。本文參考Sullivan(2000)、Pulic(2004)對智力資本要素結(jié)構(gòu)的觀點，將智力資本信息劃分為人力資本信息和結(jié)構(gòu)資本信息兩大類。為反映上市公司披露智力資本信息的真實意愿，我們根據(jù)證監(jiān)會頒布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號——年度報告的內(nèi)容與格式》與企業(yè)會計準(zhǔn)則，剔除了屬于監(jiān)管政策強制性要求上市公司披露的智力資本信息，僅保留屬于上市公司自愿披露范疇的智力資本信息。經(jīng)上述處理，人力資本、結(jié)構(gòu)資本自愿信息披露的項目分別有7項、25項，總計32項。智力資本信息披露項目情況詳見表1(傅傳銳 等，2018b)。

表1 智力資本信息披露項目

進(jìn)一步，采用5量點打分法給不同披露形式的信息項目賦予不同分值，以反映不同信息披露形式間的差異性。當(dāng)年報中不存在任何與特定信息項目相關(guān)的披露內(nèi)容時，該項目的披露得分計為0。當(dāng)年報以純文字形式、非貨幣型數(shù)字、貨幣型數(shù)字、圖表形式披露特定信息項目時，其披露得分分別計為1分、2分、3分、4分。

在完成上述處理后，根據(jù)式(3)計算智力資本信息披露指數(shù)：

(3)

其中：ICDI表示智力資本信息披露指數(shù)；di為第i個智力資本自愿信息披露項目的實際得分；n為智力資本自愿信息披露項目的數(shù)量。

3.分組變量

分析師關(guān)注(Coverage)。借鑒胡軍等(2015)、Guo et al.(2019)的做法，以當(dāng)年對個股發(fā)布預(yù)測報告的分析師人數(shù)來度量分析師對個股的關(guān)注程度。由于當(dāng)年年報通常在次年4月底前披露，為使分析師跟蹤人數(shù)的統(tǒng)計周期與年報發(fā)布的周期相匹配，我們用當(dāng)年5月1日至次年4月30日間對個股發(fā)布預(yù)測報告的分析師人數(shù)衡量當(dāng)年的分析師關(guān)注度。

機構(gòu)投資者持股(Inst)。參考王亞平等(2009)、Dyck et al.(2019)的做法，以包括基金、證券公司、企業(yè)年金、信托基金、保險公司、QFII等在內(nèi)的所有機構(gòu)投資者在年末持有上市公司的總股數(shù)與上市公司的流通股股數(shù)的比值表示上市公司當(dāng)年的機構(gòu)投資者持股比例。

4.控制變量

為控制其他因素對股價同步性的可能影響，本文借鑒朱紅軍等(2007)、黃燦等(2017)、Dai et al.(2018)的做法，在回歸中納入以下控制變量：公司規(guī)模(Size)，個股年末流通市值的自然對數(shù)；盈利能力(ROE)，凈資產(chǎn)收益率，即年營業(yè)利潤與所有者權(quán)益的比值；第一大股東持股比例(First)，年末第一大股東持股數(shù)占總股本的比例；換手率(Turnover)，個股年成交量與總股本的比值；董事會規(guī)模(Boardsize)，董事會成員數(shù)的自然對數(shù)；監(jiān)事會規(guī)模(Supbsize)，監(jiān)事會成員數(shù)的自然對數(shù)；管理層權(quán)力(Manapower)，董事長與總經(jīng)理由同一人兼任時，取值為1，否則取值為0；管理層薪酬(Manasalary)，董監(jiān)高前三名薪酬總額的自然對數(shù)；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)，國有控股時，取值為1，否則取值為0。此外，本文還控制了年度(Year)與行業(yè)(Ind)虛擬變量。

(三)模型設(shè)定

為檢驗H1，本文構(gòu)建了如下回歸模型(4)：

Synchi,t=β0+β1×ICDIi,t-1+β2×Sizei,t+β3×ROEi,t+β4×Firsti,t+β5×Turnoveri,t+

β6×Manapoweri,t+β7×Boardsizei,t+β8×Supbsizei,t+β9×Manasalaryi,t+

β10×Soei,t+∑Year+∑Ind+εt

(4)

其中，β0為常數(shù)項，β1～β10為估計系數(shù)，ε為隨機誤差項，i、t分別表示公司、年份，Synchi,t表示上市公司i在t年5月1日至次年4月30日間的股價同步性。由于在t年4月底前公布的是t-1年的年報，因此回歸中使用的是滯后一期的智力資本信息披露指數(shù)(ICDI)變量。其余各變量定義同上文。根據(jù)H1，我們預(yù)期ICDI的系數(shù)β1顯著為正。

為檢驗H2，本文先以分析師關(guān)注(Coverage)的中位數(shù)為分組指標(biāo)，將全樣本劃分為分析師關(guān)注度高組(Coverage大于中位數(shù))與分析師關(guān)注度低組(Coverage小于或等于中位數(shù))，然后進(jìn)行分組估計。根據(jù)H2，我們預(yù)期，在分析師關(guān)注度低樣本組，β1不僅顯著為正，而且數(shù)值(顯著性)要明顯大(強)于分析師關(guān)注度高樣本組的對應(yīng)系數(shù)。

H3的檢驗過程與H2類似，也是先將全樣本劃分為機構(gòu)持股比例高組(Inst大于中位數(shù))與持股比例低組(Inst小于或等于中位數(shù))，再進(jìn)行分組估計。根據(jù)H3，我們預(yù)期，在機構(gòu)持股比例低組，β1不僅顯著為正，而且數(shù)值(顯著性)要明顯大(強)于機構(gòu)持股比例高樣本組的對應(yīng)系數(shù)。

此外，為增強檢驗效力，本文還使用連玉君等(2010)提出的Bootstrap方法對分析師關(guān)注度高、低組，以及機構(gòu)持股比例高、低組間的β1值進(jìn)行了組間差異性檢驗。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，R2的均值與中位數(shù)分別為0.426、0.415，與已有文獻(xiàn)(Gul et al.，2010；王亞平 等，2009；胡軍 等，2015)測算的我國A股上市公司股票的R2的數(shù)值較為接近。R2的最小值為0.0748，最大值為0.808，表明個股之間股價同步性的差距較為懸殊，分布很不均勻。Synch是由R2對數(shù)轉(zhuǎn)換而來，其均值為-0.346，最小值為-2.516，最大值為1.438，分布更具正態(tài)性。表2還顯示，樣本公司ICDI的均值為0.277，中位數(shù)為0.281，最小值為0.117，最大值為0.422，表明目前我國高科技公司的智力資本信息披露水平普遍較低，平均超過70%的自愿披露項目未得到披露，并且不同公司間的智力資本信息披露水平差異較大。

從控制變量的分析結(jié)果來看，ROE、First、Manapower、Soe的均值分別為0.0636、0.333、0.308、0.287，表明樣本公司的平均凈資產(chǎn)收益率約為6.36%，第一大股東平均持有約1/3的公司股本，將近31%的樣本公司的董事長兼任總經(jīng)理，約29%的樣本公司為國有控股。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果

1.全樣本回歸

表3報告了全樣本下回歸模型(4)的估計結(jié)果。其中，列(1)、(2)為在控制年份與行業(yè)特征變量的基礎(chǔ)上，分別放入ICDI與主要控制變量的回歸結(jié)果。列(3)為同時放入ICDI與所有控制變量的回歸結(jié)果。表3顯示，ICDI在列(1)、(3)中的系數(shù)估計值分別為0.3774、0.3528，且均在5%水平上顯著。這表明，智力資本信息披露能顯著提高股價同步性。因此，H1得到支持。

表3 全樣本回歸結(jié)果

2.分樣本回歸

表4匯報了回歸模型(4)的分組估計結(jié)果。其中，列(1)、(2)為按分析師關(guān)注度分組后的回歸結(jié)果，列(3)、(4)為按機構(gòu)持股比例分組后的回歸結(jié)果。

在列(1)中，ICDI的系數(shù)估計值為0.6211，且在1%水平上顯著；在列(2)中，ICDI的系數(shù)估計值為0.0814，但未能在10%水平上顯著。顯然，ICDI在列(1)中的系數(shù)估計值明顯大于其在列(2)中的系數(shù)估計值，而且前者的顯著性更強。與此同時，組間系數(shù)差異的Bootstrap經(jīng)驗P值為0.006，在1%水平上顯著，進(jìn)一步表明ICDI在分析師關(guān)注度低組的系數(shù)估計值要大于分析師關(guān)注度高組的對應(yīng)估計值。上述結(jié)果意味著，對于分析師關(guān)注度較低的上市公司而言，智力資本信息披露能夠顯著提高公司的股價同步性；而在分析師關(guān)注度高的上市公司中，智力資本信息披露只能對股價同步性發(fā)揮有限且不顯著的影響。因此，分析師關(guān)注弱化了智力資本信息披露對股價同步性的正向效應(yīng)。H2得到證實。

在列(3)中，ICDI的系數(shù)估計值為0.5336，且在5%水平上顯著；在列(4)中，ICDI的系數(shù)估計值僅為0.1410，且未能在10%水平上顯著。同時，Bootstrap組間差異的經(jīng)驗P值為0.0112，也在5%水平上顯著。這意味著，不論就系數(shù)估計值大小還是統(tǒng)計顯著性而言，列(3)中的ICDI都明顯大于或強于列(4)中的ICDI。由此可見，在機構(gòu)持股比例較低的樣本組，上市公司通過披露較多的智力資本信息能夠有效增強其股價同步性；而在機構(gòu)持股比例較高的樣本組，即便上市公司披露更多的智力資本信息，也無助于對股價同步性產(chǎn)生積極作用。換言之，智力資本信息披露對股價同步性的積極影響隨機構(gòu)投資者持股比例的提高而被弱化了。假設(shè)H3得到驗證。

表4 分組回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

為增強研究結(jié)論的可靠性，我們進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

(一)重新度量股價同步性

前文在通過模型(1)計算個股的年度R2時，不僅考慮了與個股收益率(RETj,w,t)同期的市場收益率(RM,w,t)、行業(yè)收益率(RI,w,t)，也考慮了滯后一期的市場收益率(RM,w-1,t)、行業(yè)收益率(RI,w-1,t)。但是，也有較多文獻(xiàn)(王亞平 等，2009；姜超，2013；Bai et al.，2017；Dai et al.，2018)僅考慮了同期市場收益率與行業(yè)收益率對個股收益率的影響。為此，我們參照已有研究(An et al.，2013；周林潔，2014；黃燦 等，2017)的做法，利用模型(5)重新計算個股的年度擬合優(yōu)度R2。

RETj,w,t=α0+α1RM,w,t+α2RI,w,t+ε

(5)

模型(5)中各變量定義同模型(1)。我們將基于同期數(shù)據(jù)的模型(5)估計得到的個股年度R2放入式(2)中進(jìn)行對數(shù)化處理，重新度量個股的股價同步性。在此基礎(chǔ)上，重復(fù)前文的回歸過程，檢驗結(jié)果列于表5。從中可見，前文研究結(jié)論并未發(fā)生明顯改變。

表5 重新度量股價同步性的回歸結(jié)果

(二)改變智力資本信息披露指數(shù)計分方法

在上文中，我們通過對不同披露形式的智力資本信息賦予不同分值的多尺度計量方式構(gòu)建了智力資本信息披露指數(shù)，這種做法不僅可以度量出智力資本信息在披露數(shù)量上的多寡，而且能夠刻畫出信息披露的質(zhì)量。即便是同一內(nèi)容，不同的披露形式也可能對信息接收者產(chǎn)生不盡相同的傳播效果。比如，使用圖表形式進(jìn)行展示要比純文字的表述方式更加直觀、形象，更易被外部投資者關(guān)注與使用，進(jìn)而能夠更加快速、充分地融入交易決策與股價。顯然，在研究中使用基于多尺度計量的智力資本信息披露指數(shù)更有利于估計上市公司披露的智力資本信息對投資者的信息含量。然而，部分研究(Li et al.，2008；Abeysekera，2010；Haji et al.，2012)卻認(rèn)為，多尺度計量方法因為需要編碼者對不同披露形式進(jìn)行人工判斷，從而可能出現(xiàn)主觀判斷偏差，因此只統(tǒng)計特定智力資本信息是否披露而不考慮其具體披露形式的“二分值法”能夠最大限度地克服主觀誤差，提高度量的客觀準(zhǔn)確性。為確保結(jié)論的可靠性，本文也參考相關(guān)研究(Hidalgo et al.，2011；傅傳銳 等，2018c)的做法，使用“二分值法”來重新構(gòu)建智力資本信息披露指數(shù)：

(6)

在基于“二分值法”重新算得智力資本信息披露指數(shù)后，再按前述研究過程進(jìn)行回歸，分析結(jié)果列于表6。從中可見，上文結(jié)論仍然成立。

表6 使用“二分值”法度量智力資本信息披露指數(shù)的回歸結(jié)果

(三)使用交互項回歸分析調(diào)節(jié)效應(yīng)

前文主要通過分樣本回歸分別考察了分析師關(guān)注度、機構(gòu)投資者持股比例對智力資本信息披露與股價同步性間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。除此之外，直接將調(diào)節(jié)變量與解釋變量的交互項放入回歸中，也是一種檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)存在與否的常用方法。為此，我們在模型(4)中分別引入分析師關(guān)注度、機構(gòu)投資者持股比例與智力資本信息披露的交乘項，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果列于表7。不難發(fā)現(xiàn)，ICDI在列(1)、(2)中的系數(shù)估計值均在5%水平上顯著為正，表明智力資本信息披露能夠顯著提高股價同步性。同時，ICDI與分析師關(guān)注度、機構(gòu)投資者持股比例的交乘項(ICDI×Coverage、ICDI×Inst)的系數(shù)估計值分別在5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明分析師關(guān)注度與機構(gòu)投資者持股比例對智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系均存在顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)的交互項回歸檢驗

(四)工具變量法

在上文分析中，我們通過將智力資本信息披露變量滯后一期處理的方式來緩解同期智力資本信息披露與股價同步性間可能存在的互為因果的內(nèi)生性問題。出于穩(wěn)健性的考慮，此處進(jìn)一步使用工具變量法進(jìn)行處理。具體地，選取剔除本公司后的同行業(yè)智力資本信息披露指數(shù)的平均值(ICDI_IND)作為工具變量。從經(jīng)濟(jì)直覺上看，上市公司會受到其所處行業(yè)內(nèi)其他公司的智力資本信息披露行為的影響，但是行業(yè)智力資本信息披露水平又不會直接影響公司的股價同步性，因而滿足工具變量的選取條件。表8報告了全樣本與分樣本下的工具變量回歸結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，不論是全樣本還是分樣本，工具變量(ICDI_IND)的F統(tǒng)計量均在1%水平上高度顯著，Kleibergen-Paap rk LM檢驗也都在1%水平上拒絕了不可識別的原假設(shè)，說明行業(yè)平均智力資本信息披露水平是一個合適的外生工具變量。經(jīng)過工具變量法克服內(nèi)生性問題后，回歸結(jié)果仍與前文結(jié)論一致。

表8 工具變量法回歸結(jié)果

(五)傾向得分匹配法

為控制回歸中可能存在的樣本自選擇問題，我們參考已有文獻(xiàn)(Rosenbaum et al.，1983；程子健 等，2015)的做法，使用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)進(jìn)一步分析智力資本信息披露對股價同步性的影響。

首先，根據(jù)智力資本信息披露指數(shù)(ICDI)的中位數(shù)將全樣本劃分為高水平智力資本信息披露組(即處理組，ICDI高于樣本中位數(shù))與低水平智力資本信息披露組(即控制組，ICDI低于或等于樣本中位數(shù))。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模(Size，個股年末流通市值的自然對數(shù))、資產(chǎn)收益率(ROE，年營業(yè)利潤與所有者權(quán)益的比值)、大股東持股(First，年末第一大股東持股數(shù)占總股本的比例)、董事會規(guī)模(Boardsize，董事會成員人數(shù)的自然對數(shù))、獨立董事比例(Independent，年末獨立董事人數(shù)與董事會成員人數(shù)之比)、高管薪酬(Salary，高管前三名薪酬總和的自然對數(shù))等因素可能會影響企業(yè)的智力資本信息披露水平(White et al.，2007；Hidalgo et al.，2011；Haji et al.，2013；傅傳銳 等，2018b)。因此，以這些潛在影響因素，以及行業(yè)、年度虛擬變量為匹配變量構(gòu)建Logit回歸模型進(jìn)行估計，并計算樣本公司的傾向得分值。具體公式如下：

P(Wi|Xi=xi)=E(Wi)=Exp(xiβ)/

(1+Exp(xiβ))

(7)

其中：β為樣本公司Logit回歸中各匹配變量的估計系數(shù)；xi為樣本公司智力資本信息披露的影響因素；E(Wi)為估計的傾向得分值。其次，在估計得到傾向得分值后，按照最近鄰匹配1∶1的原則對處理組和控制組進(jìn)行配對。

圖1為匹配前后處理組和控制組公司傾向得分值的核密度曲線。由圖1可見，在匹配前，處理組和控制組的傾向得分值的概率分布差異較大；在匹配后，兩組樣本的傾向得分值的核密度曲線基本吻合。進(jìn)一步，對匹配效果進(jìn)行平衡性檢驗，結(jié)果如表9所示。不難發(fā)現(xiàn)，匹配后所有變量偏差的絕對值都控制在5%以內(nèi)，所有t檢驗都無法拒絕處理組和控制組間無顯著差異的原假設(shè)。因此，不論是匹配前后的傾向得分值概率密度分布比較還是匹配變量平衡性檢驗，都表明匹配效果良好。

利用匹配后的樣本，我們重復(fù)了前文的回歸過程。由表10可見，重新檢驗得到的結(jié)果與前文結(jié)論無實質(zhì)性差異。

圖1 匹配前后傾向得分值的核密度曲線

表9 匹配變量的平衡性檢驗

(六)將基金持股比例作為分組變量

證券投資基金是最主要的機構(gòu)投資者代表。較之其他機構(gòu)投資者，證券投資基金的持股比例更高，而且信息收集與處理能力更強，更熱衷于扮演積極股東的角色，是機構(gòu)投資者參與持股公司治理的主導(dǎo)力量(梅潔 等，2016)。基金持股能夠為其他市場參與者提供更多的關(guān)于持股公司的信息，進(jìn)而有助于提高信息透明度，減輕噪音交易對市場定價的干擾，即基金持股會影響智力資本信息披露的“降噪”效應(yīng)。在一些研究(李延喜 等，2011；蔡宏標(biāo) 等，2015；梅潔 等，2016；代昀昊，2018)中，證券投資基金持股被直接作為機構(gòu)持股的代理指標(biāo)。有鑒于此，本文也遵從上述做法，重新進(jìn)行分組回歸。由表11可見，結(jié)果與前文結(jié)論基本保持一致。

表11 按基金持股比例進(jìn)行分組的回歸結(jié)果

(七)改變分析師關(guān)注度計算方法

前文在使用一個年度內(nèi)對個股發(fā)布預(yù)測報告的分析師人數(shù)作為分析師關(guān)注度的度量指標(biāo)時，并未考慮同一分析師可能在一個年度內(nèi)對某支股票進(jìn)行多次預(yù)測的情形。實際上，隨著分析師對其所跟蹤個股的了解不斷深入，其可能會根據(jù)最新掌握的公司特質(zhì)信息作出動態(tài)的預(yù)測行為，進(jìn)而使個股的信息透明度不斷提升。相較于僅統(tǒng)計發(fā)布預(yù)測報告的分析師人數(shù)，分析師對個股的預(yù)測次數(shù)更可能全面反映分析師對個股的關(guān)注程度以及個股的特質(zhì)信息環(huán)境?；谶@一考慮，我們借鑒已有文獻(xiàn)(Dai et al.，2018；危平 等，2018)的做法，利用同一年度內(nèi)分析師對個股的預(yù)測報告的份數(shù)總和度量分析師關(guān)注度，并重新進(jìn)行分組回歸。表12的分析結(jié)果顯示，前文結(jié)論仍然成立。

表12 按分析師預(yù)測次數(shù)進(jìn)行分組的回歸結(jié)果

六、進(jìn)一步研究

(一)傳導(dǎo)路徑檢驗

正如前文所述，智力資本信息披露之所以能夠提高股價同步性，關(guān)鍵在于上市公司通過披露智力資本信息向資本市場提供了更多的有價值的基本面信息，緩解了個股的信息不對稱問題。那么，智力資本信息披露究竟能否降低上市公司的信息不對稱呢？目前，尚無文獻(xiàn)就此展開探討?；诖?，本文構(gòu)建了以信息不對稱(Asymmetry)為中介變量的中介效應(yīng)方程組對這一問題進(jìn)行檢驗。具體如下所示：

Synchi,t=α0+α1×ICDIi,t-1+α2×Sizei,t+α3×ROEi,t+α4×Firsti,t+α5×Turnoveri,t+

α6×Manapoweri,t+α7×Boardsizei,t+α8×Supbsizei,t+α9×Manasalaryi,t+

α10×Soei,t+∑Year+∑Ind+εt

(8)

Asymmetryi,t=β0+β1×ICDIi,t-1+β2×Sizei,t+β3×ROEi,t+β4×Firsti,t+β5×Turnoveri,t+

β6×Manapoweri,t+β7×Boardsizei,t+β8×Supbsizei,t+β9×Manasalaryi,t+

β10×Soei,t+∑Year+∑Ind+εt

(9)

Synchi,t=γ0+γ1×ICDIi,t-1+γ2Asymmetryi,t+γ3×Sizei,t+γ4×ROEi,t+γ5×Firsti,t+

γ6×Turnoveri,t+γ7×Manapoweri,t+γ8×Boardsizei,t+γ9×Supbsizei,t+

γ10×Manasalaryi,t+γ11×Soei,t+∑Year+∑Ind+εt

(10)

上述方程中，Asymmetry表示信息不對稱，其他變量定義與模型(4)相同。參考已有文獻(xiàn)(Hutton et al.，2009；潘越 等，2011；吳武清 等，2017)的做法，分別用修正瓊斯模型(Dechow et al.，1995)和DD模型(Dechow et al.，2002)度量出的上市公司盈余管理程度作為信息不對稱(Asymmetry_Jones、Asymmetry_DD)的代理指標(biāo)。修正瓊斯模型、DD模型分別通過估計方程(11)、(12)計算盈余管理程度。

(11)

(12)

其中，i、t分別表示公司、年度，TA表示總應(yīng)計利潤，A表示資產(chǎn)總額，ΔREV為營業(yè)收入增加額，ΔREC為應(yīng)收賬款增加額，PPE為固定資產(chǎn)，CFO為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額。盈余管理水平為上述兩個方程的回歸殘差的絕對值|

εi,t|

。盈余管理指標(biāo)越大，表明上市公司的信息不對稱程度越高。

表13報告了中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。從中可見，ICDI在列(1)、(3)、(4)、(6)中的系數(shù)估計值都在5%水平上顯著為正，表明智力資本信息披露能夠顯著提高股價同步性。ICDI在列(2)、(5)中的系數(shù)估計值都在1%水平上顯著為負(fù)，表明智力資本信息披露顯著降低了信息不對稱性。Asymmetry_Jones、Asymmetry_DD的系數(shù)估計值分別在列(3)、(6)中顯著為負(fù)，表明信息不對稱程度越高，股價同步性越低。上述結(jié)果說明，智力資本信息披露確實能夠經(jīng)由降低信息不對稱這一路徑提高股價同步性。此外，Sobel檢驗、Aroian檢驗與Goodman檢驗也都在1%或5%水平上顯著拒絕了不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)。這再次證實，信息不對稱在智力資本信息披露對股價同步性的影響中發(fā)揮顯著的中介作用。

表13 信息不對稱的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(二)分類智力資本信息披露與股價同步性

前文考察了總體智力資本信息披露與股價同步性間的關(guān)系，那么人力資本、結(jié)構(gòu)資本等分類智力資本信息披露在提高股價同步性方面是否也存在類似影響呢？對此，我們參照式(3)，分別利用式(13)、(14)計算了人力資本信息披露指數(shù)(HCDI)與結(jié)構(gòu)資本信息披露指數(shù)(SCDI)。

(13)

(14)

其中：di為人力資本或結(jié)構(gòu)資本內(nèi)部第i個信息披露項目的實際得分；對于人力資本、結(jié)構(gòu)資本信息披露而言，n分別為7、25。

在算得人力資本信息披露指數(shù)和結(jié)構(gòu)資本信息披露指數(shù)后，分別用HCDI、SCDI替換ICDI，并放入模型(4)，重復(fù)前文的檢驗過程。表14、表15報告了人力資本信息披露、結(jié)構(gòu)資本信息披露與股價同步性間的回歸結(jié)果。從中可見，不論是HCDI還是SCDI，其在全樣本與分析師關(guān)注度低、機構(gòu)投資者持股比例低樣本組的系數(shù)估計值均顯著為正，而在分析師關(guān)注度高、機構(gòu)投資者持股比例高樣本組的系數(shù)估計值都不顯著。這表明，分類智力資本信息披露對股價同步性的影響與總體智力資本信息披露相似。

表14 人力資本信息披露與股價同步性

表15 結(jié)構(gòu)資本信息披露與股價同步性

七、結(jié)論與啟示

本文選取2011—2016年間我國A股高科技上市公司為樣本，實證考察了智力資本信息披露對股價同步性的影響，以及分析師關(guān)注、機構(gòu)投資者對這一關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：第一，智力資本信息披露能夠顯著提高股價同步性。第二，分析師關(guān)注、機構(gòu)投資者在智力資本信息披露與股價同步性的關(guān)系中均存在顯著為負(fù)的調(diào)節(jié)作用，即智力資本信息披露對股價同步性的正向影響隨分析師關(guān)注度、機構(gòu)投資者持股比例的提高而減弱。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：信息不對稱在智力資本信息披露對股價同步性的影響中發(fā)揮顯著的中介作用；與總體智力資本信息披露相似，人力資本、結(jié)構(gòu)資本信息披露對股價同步性也存在顯著的正向影響。

本文結(jié)論為全面深化我國資本市場改革提供了有益啟示。其一，會計準(zhǔn)則制定部門應(yīng)緊密結(jié)合國情，盡快出臺智力資本信息披露框架與指南，推動智力資本信息的市場供給。在操作細(xì)則上，要明確各類智力資本要素的貨幣化公允價值計量方法，規(guī)范對外報告中的智力資本術(shù)語、內(nèi)容、時效性與格式。在實施范圍上，采取“先試點后推廣”的原則，先選擇部分高科技上市公司進(jìn)行報告試點，而后根據(jù)試點經(jīng)驗反饋與其他行業(yè)的智力資本要素特點逐步推廣。其二，監(jiān)管部門要大力發(fā)展合格的機構(gòu)投資者與分析師隊伍。一方面，要引導(dǎo)機構(gòu)投資者秉持長期價值投資理念，促使其關(guān)注和運用企業(yè)智力資本要素的相關(guān)信息，進(jìn)而助推智力資本信息加速融入其交易行為，提高股價中的智力資本信息含量。另一方面，要督促分析師加強智力資本相關(guān)知識的學(xué)習(xí)與補充，提高其準(zhǔn)確挖掘和解讀企業(yè)對外輸出的各類智力資本信息的能力。在此基礎(chǔ)上，借助分析師的信息中介渠道將智力資本信息以更加直觀、易懂的方式傳播給投資者，從而有效改善企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱的局面。其三，投資者要深入研究上市公司披露的智力資本信息，并結(jié)合經(jīng)由分析師報告?zhèn)鬟f的智力資本相關(guān)信息，跟蹤上市公司的智力資本投資運行動向，進(jìn)而做出合理的投資決策，降低資產(chǎn)配置的異質(zhì)性波動風(fēng)險。