機構(gòu)投資者與智力資本信息披露
——來自中國A股高科技公司的經(jīng)驗證據(jù)

傅傳銳，張宇，李秋紅，王焰輝

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

智力資本信息披露是近年來公司金融學(xué)與智力資本學(xué)科的交叉研究熱點。智力資本是以知識密集為典型特征的生產(chǎn)要素聚合體，在智力資本內(nèi)部，按照生產(chǎn)要素是否依附于勞動者身上并隨勞動者流動，劃分為人力資本與結(jié)構(gòu)資本兩大類。人力資本要素是以員工的知識、技能與經(jīng)驗為代表的由勞動者掌握且會隨勞動者離職而流失的要素，結(jié)構(gòu)資本是諸如企業(yè)文化、管理方法、制度流程、發(fā)明創(chuàng)造、專有技術(shù)、品牌聲譽、客戶關(guān)系等已經(jīng)被固化入企業(yè)組織體的生產(chǎn)要素。智力資本的無形性與公允價值量化的客觀困難，導(dǎo)致大部分的智力資本要素難以納入企業(yè)強制性信息披露制度范疇，而不得不依靠企業(yè)內(nèi)部管理者的自由裁定。然而，作為與企業(yè)核心運營活動息息相關(guān)的智力資本信息，無疑是外部投資者了解、掌握公司經(jīng)營狀態(tài)與發(fā)展前景的關(guān)鍵。智力資本信息披露水平越高，越能消除投資者對企業(yè)估值的偏差，提升資本市場的有效性。自2000年中國證監(jiān)會提出“超常規(guī)培育與發(fā)展機構(gòu)投資者”以來，包括基金、社保、QFII等在內(nèi)的各類機構(gòu)投資者快速擴容。2017年底，中國A股市場的機構(gòu)投資者持股總量占全部流通A股的比重已達到71%[1]，可見機構(gòu)投資者已成為中國資本市場的中堅力量。2019年，中國證監(jiān)會進一步提出引導(dǎo)更多中長期資金入市，繼續(xù)壯大機構(gòu)投資者力量以推進資本市場深化改革。顯然，秉持長期投資理念的機構(gòu)投資者被寄予促進資本市場高質(zhì)量發(fā)展的重托(1)機構(gòu)投資者能通過參與上市公司治理、建立與內(nèi)部高管的私人聯(lián)系等多種途徑影響包括信息披露在內(nèi)的公司決策。。那么，一個自然而然的問題是，機構(gòu)投資者能否改善上市公司的智力資本信息透明度呢？

遺憾的是，目前尚未有中外文獻就機構(gòu)投資者與智力資本信息披露間的關(guān)系予以探討。來自智力資本領(lǐng)域的研究，從企業(yè)內(nèi)外部的視角出發(fā)檢驗了可能影響企業(yè)智力資本信息披露行為的多種因素，其中既有整體公司治理效率與大股東治理、董事會、高管激勵等具體公司治理機制[2-4]，也有產(chǎn)品市場競爭、財務(wù)特征[5-6]，但卻忽略了作為重要股東的機構(gòu)投資者在企業(yè)智力資本信息披露過程中可能扮演的特定角色。機構(gòu)投資者方面的文獻雖然研究了機構(gòu)投資者對被投資企業(yè)信息透明度的影響，但既未形成一致的結(jié)論[7]，也未能將智力資本信息從籠統(tǒng)的信息總量中獨立出來分析。顯然，智力資本信息有別于一般的財務(wù)信息，它能顯著增進信息使用者關(guān)于企業(yè)價值創(chuàng)造邏輯的理解，進而做出更加精準(zhǔn)的價值評估決策。有關(guān)機構(gòu)投資者針對智力資本信息進而對所投資企業(yè)的智力資本信息披露行為的態(tài)度，不能寄希望于機構(gòu)投資者與企業(yè)發(fā)布的信息總量水平間的關(guān)系研究作出籠統(tǒng)解釋。

在經(jīng)濟直覺上，機構(gòu)投資者對于所投資企業(yè)的智力資本信息披露的態(tài)度可能是“騎墻”的。機構(gòu)投資者雖肩負著市場大眾對其作為積極型股東參與所投資企業(yè)的公司治理，進而提高智力資本信息透明度，造福資本市場的厚望，卻也無法擺脫追逐私利的經(jīng)濟人本性。憑借對所投資企業(yè)具有話語權(quán)的持股比例，機構(gòu)投資者可以從所投資企業(yè)的內(nèi)部高管手中獲取關(guān)于智力資本的一手信息，并左右企業(yè)的信息披露決策，減少智力資本信息的對外公開。這樣，機構(gòu)投資者可以獨享企業(yè)的智力資本內(nèi)部信息，進而做出較其他投資者更加精準(zhǔn)的估值預(yù)判。顯然，機構(gòu)投資者究竟是堅守有擔(dān)當(dāng)?shù)闹卫硇凸蓶|的道義，還是屈從于無法抗拒的“人無我有”的信息誘惑，更多是一個經(jīng)驗性的問題。除此之外，企業(yè)的其他內(nèi)外部因素也可能影響機構(gòu)投資者關(guān)于所投資企業(yè)智力資本信息披露的態(tài)度。如：不同類型的機構(gòu)投資者可能在對企業(yè)決策的影響力方面存在差異；環(huán)境不確定程度的高低可能影響智力資本信息對于機構(gòu)投資者的有用性；高管與機構(gòu)投資者間的合作程度也可能因企業(yè)最終控制人的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異而有所不同，等等。因此，將這些潛在影響因素也納入機構(gòu)投資者與智力資本信息披露的關(guān)系研究框架，無疑能夠得出更為細致、全面的研究結(jié)論。

基于上述分析，本文嘗試以中國2010—2015年間A股高科技公司為樣本，實證檢驗機構(gòu)投資者與智力資本信息披露水平間的關(guān)系以及機構(gòu)投資者類型、環(huán)境不確定性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)生命周期與產(chǎn)品市場競爭對這一關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文的可能創(chuàng)新或貢獻在于兩個方面。一是首次研究了機構(gòu)投資者持股與上市公司智力資本信息披露行為間的關(guān)系，不僅從機構(gòu)投資者的視角拓展了智力資本信息披露發(fā)生機制研究，而且豐富了機構(gòu)投資者在信息披露方面經(jīng)濟后果的文獻。二是首次利用中國智力資本信息披露大樣本數(shù)據(jù)，揭示了機構(gòu)投資者對上市公司智力資本信息披露的抑制效應(yīng)以及這一效應(yīng)在機構(gòu)投資者類型、環(huán)境不確定性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場競爭程度與企業(yè)生命周期階段不同的情境下異質(zhì)性特征。

一、理論分析與假設(shè)

盡管諸多文獻就機構(gòu)投資者與信息披露間的關(guān)系展開探討，但尚無定論。既有文獻認為機構(gòu)投資者能促進信息披露透明度[8-9]，也有文獻持相反的觀點[10-11]。前類文獻主要基于委托代理理論的視角，認為企業(yè)內(nèi)部管理者與股東間的代理沖突，使管理者傾向于減少對外信息披露水平，進而掩蓋以犧牲股東利益為代價的敗德行為。機構(gòu)投資者以長期投資收益為導(dǎo)向，能夠憑借其龐大的資金體量降低監(jiān)督管理者行為的治理成本，克服散戶“搭便車”的局限，進而扮演積極型股東角色。信息披露是增強股東治理效率的重要途徑。因此，機構(gòu)投資者能夠督促管理者提高信息透明度。后類文獻則從利益沖突與戰(zhàn)略聯(lián)盟的角度出發(fā)，認為機構(gòu)投資者可能出于自身利益的考慮而與內(nèi)部管理者構(gòu)建合作關(guān)系，放棄參與治理[12-13]。如機構(gòu)投資者對企業(yè)的監(jiān)督、糾錯行為可能引發(fā)外界對企業(yè)形象的負面理解或破壞機構(gòu)投資者與企業(yè)間的合作關(guān)系時，機構(gòu)投資者會遵循利益至上的原則，缺乏改善公司治理的意愿。機構(gòu)投資者對企業(yè)的持股比例越高，治理行為可能產(chǎn)生的一系列對機構(gòu)投資者利益的消極影響越大，機構(gòu)投資者的監(jiān)督職能越弱化。當(dāng)然，內(nèi)部管理者也會對機構(gòu)投資者的“知難而退”投李報桃，迎合機構(gòu)投資者的需求，實現(xiàn)雙方在戰(zhàn)略聯(lián)盟中的共贏。

智力資本的價值性、稀缺性、難以模仿與替代等異質(zhì)性特征使之成為企業(yè)價值創(chuàng)造過程的戰(zhàn)略性資源[14]。一方面，智力資本信息不同于一般財務(wù)信息，它是關(guān)乎企業(yè)核心經(jīng)營活動甚至商業(yè)機密的重要內(nèi)容。規(guī)模巨大的資金體量使機構(gòu)投資者難以像散戶那樣追漲殺跌，更傾向于選擇價值投資策略。價值投資要求機構(gòu)投資者能夠在企業(yè)內(nèi)在價值尚未被市場充分挖掘時提前入場布局。這意味著，機構(gòu)投資者必須能夠?qū)ν顿Y標(biāo)的做出比普通投資者更加精準(zhǔn)的價值判斷。顯然，智力資本信息所蘊含的企業(yè)內(nèi)部運營的關(guān)鍵內(nèi)容能夠幫助機構(gòu)投資者更深入地理解企業(yè)的價值創(chuàng)造邏輯，揭示企業(yè)未來發(fā)展前景，進而為機構(gòu)投資者的前瞻性研判提供先機。另一方面，一旦智力資本信息為其他投資者所獲悉，那么會加速資本市場對企業(yè)內(nèi)在價值的認知，進而吸引更多投資者買入股票，造成股價上漲，推高機構(gòu)投資者建倉階段的吸籌成本。因此，機構(gòu)投資者作為經(jīng)濟人，存在通過與內(nèi)部管理者建立戰(zhàn)略聯(lián)盟以獲取未公開的智力資本信息，同時干預(yù)企業(yè)信息披露決策，降低企業(yè)對外智力資本信息透明度的機會主義行為傾向。并且，機構(gòu)對投資標(biāo)的的持股比例越高，這種獨占智力資本信息的動力越強。與此同時，管理者為了建立與機構(gòu)投資者間的合作關(guān)系、尋求機構(gòu)的投票權(quán)支持，也往往會迎合機構(gòu)維持信息優(yōu)勢的需要，減少智力資本信息披露?；诖?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：機構(gòu)投資者持股比例越高，智力資本信息披露水平越低。

已有文獻指出，不同機構(gòu)投資者在具體投資目標(biāo)、投資偏好與要求回報率方面有所差異，進而導(dǎo)致不同類型的機構(gòu)投資者對企業(yè)行為的影響存在異質(zhì)性[15]。對特定標(biāo)的的持股比例高、持股時間長、交易不頻繁，追求較長時間段內(nèi)的紅利與股價上升回報的機構(gòu)投資者屬于穩(wěn)定型投資者。與之相比，對特定標(biāo)的的投資規(guī)模較小，持股時間較短、交易較頻繁，且以短期內(nèi)的買賣價差為收益目標(biāo)的機構(gòu)投資者屬于交易型投資者[7，16-18]。穩(wěn)定型機構(gòu)投資者長期跟蹤所投資企業(yè)，建立了與企業(yè)內(nèi)部管理層間密切的溝通渠道，加之其較高的持股比例所形成的話語權(quán)，不僅有利于其與管理層間的共謀合作以獲取智力資本內(nèi)幕信息，而且能夠直接左右企業(yè)的信息披露決策，阻止企業(yè)對外披露更多的智力資本投資運營動態(tài)，利用私有的智力資本信息實現(xiàn)長期超額收益。交易型機構(gòu)投資者持股時間短，與企業(yè)管理層間往往難以形成長期互信的協(xié)同關(guān)系，較低的持股比例也令其無法對企業(yè)決策產(chǎn)生實質(zhì)性的影響。因此，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者較交易型機構(gòu)投資者擁有更強的獲取智力資本內(nèi)部信息，并減少智力資本信息公開以維持信息優(yōu)勢的能力。因此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：與交易型機構(gòu)投資者相比，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對企業(yè)智力資本信息披露的抑制效應(yīng)更強。

企業(yè)所處環(huán)境的不確定性通過影響企業(yè)的銷售收入、經(jīng)營成本與風(fēng)險[19-20]，進而影響資本市場對企業(yè)內(nèi)在價值的判斷。環(huán)境不確定程度越高，不同投資者關(guān)于企業(yè)盈利能力與成長性的觀點分歧越大，估值決策異質(zhì)性越強。然而，正如資源基礎(chǔ)理論所指出的，決定企業(yè)長期價值成長的關(guān)鍵在于企業(yè)擁有或控制的各類智力資本要素，而非外部環(huán)境[14，21]。因此，憑借著對企業(yè)內(nèi)部智力資本信息的分析與挖掘，機構(gòu)投資者能夠透過外部環(huán)境不確定的表象，深層次理解企業(yè)的競爭優(yōu)劣勢所在，能夠較普通投資者更早預(yù)知企業(yè)未來發(fā)展趨勢。顯然，智力資本信息有助于機構(gòu)投資者在外部環(huán)境不確定的情形下，甄別出被市場低估的企業(yè)，進而提前布局。并且，越是處于高度不確定性的環(huán)境中，企業(yè)越是可能被市場普通大眾所“錯殺”，機構(gòu)投資者利用智力資本信息進行價值預(yù)判，尋找未來可持續(xù)增長的公司進而低吸獲利的空間越大。因此，較之于低不確定性環(huán)境，機構(gòu)投資者在面對高不確定性環(huán)境時，有著更強的動力去阻止其所跟蹤投資的企業(yè)披露智力資本信息以牟取信息獨享帶來的超額收益?；谏鲜龇治觯覀兲岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H3：與環(huán)境不確定程度低情形相比，機構(gòu)投資者對處于高度不確定性環(huán)境中企業(yè)的智力資本信息披露的抑制效應(yīng)更強。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2015年間滬深A(yù)股高科技上市公司為初始樣本。參考李莉等[22]、傅傳銳等[23]的研究，我們以證監(jiān)會行業(yè)分類中醫(yī)藥、生物制品、電子、信息技術(shù)、機械、設(shè)備、儀表業(yè)作為高科技行業(yè)。智力資本信息披露數(shù)據(jù)來自福州大學(xué)開發(fā)的智力資本信息披露指數(shù)，機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)來自WIND 數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)取自CSMAR、RESSET數(shù)據(jù)庫。為避免同期智力資本信息披露與機構(gòu)投資者持股間互為因果的內(nèi)生性問題，我們對機構(gòu)投資者持股進行滯后一期處理，即使用2010—2014年間的機構(gòu)持股數(shù)據(jù)，智力資本信息披露使用2011—2015年間的數(shù)據(jù)。我們還剔除了存在數(shù)據(jù)缺失、異常值的樣本，最終獲得4 439個公司年度觀察值。我們對所有連續(xù)型變量進行上下1%的縮尾處理以控制極端值的影響。

(二)變量界定

1.智力資本信息披露

本文使用福州大學(xué)課題組開發(fā)的智力資本信息披露指數(shù)(Intellectual Capital Disclosure Index, ICDI)度量智力資本信息披露水平[6，24]。該指數(shù)是目前智力資本文獻中應(yīng)用較廣泛的披露指數(shù)，其以句子、圖表為分析單元，對公司年報披露的智力資本信息項目進行打分(2)具體包括員工年齡、員工的工作經(jīng)歷、員工職業(yè)資格與職稱、員工的生產(chǎn)效率、員工團隊、員工工作態(tài)度、企業(yè)家精神、管理哲學(xué)、管理方法、業(yè)務(wù)流程、企業(yè)文化、信息與網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)、著作權(quán)、軟件、商標(biāo)權(quán)、商業(yè)秘密、售后支持功能、企業(yè)品牌、企業(yè)所獲榮譽或獎項、客戶擁有量、客戶滿意與忠誠度、市場份額、客戶維系、營銷方式、分銷渠道、新客戶開發(fā)、企業(yè)間業(yè)務(wù)合作、企業(yè)與供應(yīng)商的關(guān)系、企業(yè)與大學(xué)和科研機構(gòu)的關(guān)系、企業(yè)與政府的關(guān)系、企業(yè)與所在社區(qū)的關(guān)系、企業(yè)與員工的關(guān)系等32個項目。。當(dāng)年報中存在特定智力資本信息的披露內(nèi)容時，對應(yīng)的披露項目計1分，否則計0分。在原始數(shù)據(jù)打分的基礎(chǔ)上，智力資本信息披露指數(shù)(ICDI)計算公式為

(1)

式中:di為第i個智力資本信息項目的實際得分。fICDI指數(shù)值處于[0,1]范圍，數(shù)值越接近1，表明智力資本信息披露水平越高。

2.機構(gòu)投資者持股

我們以包括基金、券商、QFII等在內(nèi)的所有機構(gòu)投資者的持股數(shù)占流通股本的比重度量機構(gòu)持股比例(Inst)。

3.調(diào)節(jié)變量

針對機構(gòu)投資者的異質(zhì)性，借鑒ELYASIANI et al.[16]、牛建波等[7]、李爭光等[17]、史永等[18]的做法，我們首先計算機構(gòu)投資者的IOS指標(biāo)，即上市公司在t-1年度機構(gòu)投資者持股比例與t-2、t-3、t-4年度的機構(gòu)持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差之比。當(dāng)上市公司IOS指標(biāo)大于等于當(dāng)年其所處行業(yè)的IOS中位數(shù)時，該上市公司的機構(gòu)投資者為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者。否則，判定該上市公司機構(gòu)投資者為交易型投資者。

針對環(huán)境不確定性，借鑒GHOSH et al.[25]、申慧慧等[20]的研究，我們以非正常銷售收入的變異系數(shù)度量環(huán)境不確定程度。首先，估計方程

Sale=α+β×year+ε

(2)

式中：Sale為銷售收入;year為年度有序變量，近5年值分別設(shè)定為5，4，3，2，1，當(dāng)年為5，上一年為4，以此類推；α為常數(shù)項；β為估計系數(shù)；殘差ε為非正常銷售收入。我們以近5年ε的標(biāo)準(zhǔn)差除以Sale的均值，得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)環(huán)境不確定系數(shù)(EU1)。而后再將EU1除以企業(yè)所處行業(yè)的年度EU1中位數(shù)，進而得到經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定指數(shù)(EU)。我們將EU大于等于中位數(shù)的樣本歸入環(huán)境不確定程度高樣本，否則，劃入低環(huán)境不確定性樣本。

4.控制變量

為控制其他因素對智力資本信息披露的可能影響，我們在回歸中放入了以下控制變量：資產(chǎn)收益率(Roa，凈利潤/期末資產(chǎn)總額)、財務(wù)杠桿(Lev，期末總負債/期末總資產(chǎn))、公司規(guī)模(Size，期末總資產(chǎn)的自然對數(shù))、兩職狀態(tài)(Duality，董事長和總經(jīng)理由不同人擔(dān)任時為1，否則為0)、獨立董事比例(Independent，獨立董事人數(shù)/董事會人數(shù))、營業(yè)收入增長率[Growth，(當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入-上年主營業(yè)務(wù)收入)/上年主營業(yè)務(wù)收入]、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Property，國有控股為1，否則為0)、股權(quán)制衡(Balance，第2到第10大股東持股數(shù)/第1大股東持股數(shù))。

(三)模型設(shè)定

為檢驗假設(shè)H1，我們構(gòu)建了如下方程

ICDIi,t=α0+α1Insti,t-1+γControli,t+

∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

式中：i，t表示公司、年份；α0、α1、γ為估計系數(shù)；Control為控制變量向量，包括資產(chǎn)收益率(Roa)、財務(wù)杠桿(Lev)、公司規(guī)模(Size)、兩職狀態(tài)(Duality)、獨立董事比例(Independent)、營業(yè)收入增長率(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Property)、股權(quán)制衡(Balance)；Industry、Year為行業(yè)、年份虛擬變量。為避免同期機構(gòu)持股與智力資本信息披露間可能存在的內(nèi)生性，我們在回歸中使用t-1期的機構(gòu)持股比例。根據(jù)研究假設(shè)H1，我們預(yù)期系數(shù)顯著為負。為檢驗假設(shè)H2，我們對穩(wěn)定型機構(gòu)投資者樣本(IOS≥中位數(shù))與交易型機構(gòu)投資者樣本(IOS<中位數(shù))分組估計方程(3)。為檢驗假設(shè)H3，我們對環(huán)境不確定性高樣本(EU≥中位數(shù))與環(huán)境不確定性低樣本(EU<中位數(shù))分組進行方程(3)回歸。我們預(yù)期，在穩(wěn)定型機構(gòu)投資者樣本(環(huán)境不確定性高樣本)中，系數(shù)不僅顯著為負，而且其系數(shù)絕對值明顯大于交易型機構(gòu)投資者樣本(環(huán)境不確定性低樣本)中的對應(yīng)系數(shù)絕對值。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。表1顯示，ICDI的均值為0.468 6、中位數(shù)為0.468 8、最小值為0.187 5、最大值為0.750 0?？梢?，現(xiàn)階段樣本上市公司的智力資本信息披露水平普遍不高，平均超過一半的信息項目未得到披露，并且不同公司間智力資本信息披露水平存在較大差異，披露程度最高的公司是披露程度最低公司的4倍。Inst的均值為0.340 3，中位數(shù)為0.328 3，最小值為0.001 0，最大值為0.855 3，說明機構(gòu)投資者平均持有上市公司將近1/3的流通股本，但是不同公司的機構(gòu)持股比例也是差距懸殊，機構(gòu)持股最多的公司機構(gòu)持股比例約為86.0%，機構(gòu)持股比例最低的公司僅有0.1%的流通股份由機構(gòu)持有。從控制變量來看，樣本公司的平均資產(chǎn)收益率約為4%，資產(chǎn)負債率為38%，將近70%公司的董事長不兼任總經(jīng)理，獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的37%，約28%的公司為國有控股。

表1 變量描述性統(tǒng)計

我們繪制了樣本期間智力資本信息披露指數(shù)(ICDI)與機構(gòu)持股比例(Inst)的逐年均值變化(圖1)。從圖1可以看到，在樣本期內(nèi)，ICDI、Inst分別呈現(xiàn)總體上升、下降的走勢。這說明機構(gòu)持股與智力資本信息披露間存在一定的負相關(guān)關(guān)系。

圖1 樣本期間ICDI與Inst變化

(二)相關(guān)性分析

表2報告了兩兩變量間的相關(guān)性檢驗結(jié)果。表2顯示，ICDI與Inst間的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.048，且在1%水平上統(tǒng)計顯著，Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.051，也在1%水平上顯著。這表明智力資本信息披露與機構(gòu)持股比例間存在顯著為負的關(guān)系，初步支持了假設(shè)H1。從兩兩自變量間的相關(guān)程度看，不論是Pearson相關(guān)系數(shù)還是Spearman相關(guān)系數(shù)都在0.5以下，說明回歸中遇到多重共線性的可能性不大，可以進行進一步的回歸分析。

表2 相關(guān)性分析

(三)回歸結(jié)果

1.全樣本回歸

表3報告了全樣本下方程(3)的回歸結(jié)果。表3的(1)、(2)列為分別單獨放入控制變量與Inst的回歸結(jié)果，(3)列為放入全部變量的回歸結(jié)果。表3顯示，Inst在(2)、(3)列中的估計系數(shù)分別為-0.018 7、-0.028 2，在5%、1%水平上統(tǒng)計顯著。這表明機構(gòu)投資者持股存在對智力資本信息披露顯著為負的影響。因此，假設(shè)H1得到證實。

表3 全樣本回歸結(jié)果

表3還顯示，在(1)、(3)列中，Roa、Size的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，Lev的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，Duality、Property的系數(shù)也在10%或5%水平上顯著為負。這結(jié)果意味著，盈利能力強、資產(chǎn)規(guī)模大的上市公司傾向于披露更多的智力資本信息，而負債率高、董事長與總經(jīng)理兩職分離、國有控股的上市公司則披露相對較少的智力資本信息。

2.分樣本回歸

表4報告了分組回歸結(jié)果。表4顯示，在穩(wěn)定型機構(gòu)投資者分樣本中，Inst的估計系數(shù)為-0.040 7，且在1%水平上統(tǒng)計顯著，而在交易型機構(gòu)投資者樣本中，Inst的系數(shù)雖然也為負(-0.018 5)，但不具有統(tǒng)計顯著性。顯然，Inst在穩(wěn)定型機構(gòu)投資者樣本中的估計系數(shù)絕對值明顯大于其在交易型機構(gòu)投資者樣本中的系數(shù)絕對值，顯著性也明顯強于后者。這表明穩(wěn)定型機構(gòu)投資者能對上市公司的智力資本信息披露發(fā)揮顯著負向的影響，而交易型機構(gòu)投資者這一影響相對較弱。因此，假設(shè)H2得到驗證。在環(huán)境不確定性高的樣本中，Inst的系數(shù)值為-0.036 2且在5%水平上顯著。在環(huán)境不確定性低的樣本中，Inst的系數(shù)值僅為-0.004 7且不顯著。因此，相對處于低不確定性環(huán)境中企業(yè)而言，機構(gòu)投資者對處于高不確定性環(huán)境中企業(yè)的智力資本信息披露施以更強的抑制作用。因此，假設(shè)H3得到支持。

表4 分樣本回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠，我們進行了以下3個方面的穩(wěn)健性檢驗。第一，借鑒傅傳銳等[23]的研究，利用5點打分法區(qū)分不同信息披露形式。信息披露形式的不同，對于信息受眾的可理解程度也不同。如與純文字表述的智力資本信息相比，投資者更容易解讀與接受通過圖表形式直觀形象傳遞的智力資本信息。因此，以多量點打分計算的智力資本信息披露指數(shù)能夠反映智力資本信息披露的質(zhì)量。我們對以純文字、非貨幣型數(shù)字、貨幣型數(shù)字、圖表形式描述的智力資本信息，分別計1分、2分、3分、4分。將重新構(gòu)建的ICDI指數(shù)放入方程(3)中，重復(fù)前文回歸過程。第二，使用等區(qū)間賦值法重新計算ICDI指數(shù)。當(dāng)ICDI指數(shù)值處于[0，0.1)區(qū)間時，取值 1；處于[0.1，0.2)區(qū)間時，取值 2；處于[0.2，0.3)區(qū)間時，取值 3；以此類推，處于[0.9，1]區(qū)間時，取值 10。這樣，不僅方便將不同披露水平層級的ICDI指數(shù)彼此區(qū)分開來，而且能夠避免主觀賦值可能出現(xiàn)的披露水平相同或相當(dāng)?shù)斗种挡町惖膯栴}。我們將等區(qū)間賦值的ICDI指數(shù)放入方程(3)，重復(fù)前文的回歸過程。第三，替換機構(gòu)持股比例指標(biāo)。為避免短期內(nèi)機構(gòu)投資者持股變化對回歸結(jié)果造成干擾，我們參考梅潔等[26]、張滌新等[27]的做法，以第二季度與第四季度的機構(gòu)投資者持股比例的平均值作為上市公司當(dāng)年的機構(gòu)持股比例。重新得到的估計結(jié)果與前文結(jié)論無實質(zhì)性差異(表5)。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、進一步拓展研究

(一)企業(yè)生命周期不同階段上機構(gòu)投資者與智力資本信息披露關(guān)系的異質(zhì)性

企業(yè)也如同其他生命體一樣，存在由新生到成長，再到成熟直至最后消亡的自然演進過程。新近文獻指出，在企業(yè)生命周期的不同階段上，智力資本要素的稟賦度存在差異[28]。在企業(yè)初創(chuàng)期，包括智力資本在內(nèi)的各類資源貧乏。隨著企業(yè)不斷發(fā)展，其對智力資本的重視程度不斷提高，持續(xù)投入對員工素質(zhì)、企業(yè)文化、研發(fā)創(chuàng)新、品牌形象、客戶關(guān)系等智力資本要素的培育開發(fā)。在成熟期，企業(yè)的各類智力資本稟賦與價值創(chuàng)造能力達到較為穩(wěn)定的峰值。在這之后，企業(yè)進入衰退期，業(yè)務(wù)收入與利潤水平逐步降低，對智力資本的投資也隨之減少或處于停滯狀態(tài)。顯然，對于機構(gòu)投資者來說，處于成長期、成熟期階段企業(yè)盈利能力強，股價上漲空間較大，此時企業(yè)不斷加碼的智力資本投資運營活動的內(nèi)部信息能夠幫助投資者更準(zhǔn)確地掌握企業(yè)的收益質(zhì)量與可持續(xù)性，進而做出前瞻性的投資決策。相反，衰退期企業(yè)前景堪憂，股價難以上漲，萎縮的智力資本投資的相關(guān)信息對機構(gòu)投資者的決策有用性減弱。因此，與處于衰退期的企業(yè)相比，機構(gòu)投資者對成長期、成熟期階段的企業(yè)的智力資本信息更加重視，獨享動機更強。這也意味著，在成長期、成熟期企業(yè)中，機構(gòu)投資者持股與智力資本信息披露間的負相關(guān)性較在衰退期企業(yè)中更加明顯。

根據(jù)上述分析，我們利用DICKINSON[29]提出的基于企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流、投資現(xiàn)金流與融資現(xiàn)金流的方向組合法來劃分處于不同生命周期階段的樣本(3)DICKINSON的判定法在財務(wù)領(lǐng)域得到了較為廣泛的應(yīng)用，如DONOHOE et al.[30]、譚燕等[31]、李英利等[32]。該方法根據(jù)不同現(xiàn)金流方向的組合將企業(yè)生命周期劃分為新生期、增長期、成熟期、衰退期與淘汰期5個階段。如：新生期為經(jīng)營現(xiàn)金流、投資現(xiàn)金流都為負，融資現(xiàn)金流為正的階段；成熟期為經(jīng)營現(xiàn)金流為正，投資現(xiàn)金流與融資現(xiàn)金流為負的階段。。由于中國上市公司IPO時通常已經(jīng)不再處于新生期，且淘汰期處于衰退期之后，所以我們借鑒曹裕等[33]、傅傳銳等的做法[23]，將DICKINSON組合判定法中的新生期和增長期合并作為成長期，淘汰期也并入衰退期。這樣，我們將總體樣本劃分為成長期、成熟期與衰退期3個分樣本，并分別進行方程(3)的估計。出于穩(wěn)健性考慮，我們同時對各分樣本進行了前文3個穩(wěn)健性檢驗。表6報告了成長期、成熟期與衰退期分樣本的回歸結(jié)果。

表6顯示，在成長期與成熟期樣本中，Inst在所有列中的估計系數(shù)都在5%或10%水平上顯著為負，而在衰退期樣本中，Inst的估計系數(shù)都不顯著。這意味著機構(gòu)投資者對成長期、成熟期企業(yè)的智力資本信息披露存在顯著為負的影響，但這一影響在衰退期企業(yè)中十分有限，缺乏實質(zhì)性效果。顯然，較之于衰退期企業(yè)，成長期、成熟期企業(yè)的智力資本信息對于機構(gòu)投資者的獨享吸引力更大，機構(gòu)投資者更傾向于對這些企業(yè)實施操縱智力資本信息披露的行為以維護自身的信息優(yōu)勢。

表6 不同生命周期階段企業(yè)的機構(gòu)投資者持股與智力資本信息披露回歸結(jié)果

(二)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下機構(gòu)投資者與智力資本信息披露關(guān)系的異質(zhì)性

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異使部分國有控股企業(yè)有著不同于民營企業(yè)的治理特征，并表現(xiàn)為相對較低的治理效率[34-35]。國有控股企業(yè)中的多重委托代理鏈條與所有者缺位，可能弱化了股東治理機制，容易演變成高管取代股東成為“內(nèi)部控制人”的困境。智力資本形成過程的社會復(fù)雜性、因果模糊性與對歷史特定條件的依賴性特征，導(dǎo)致其投入產(chǎn)出存在不確定性，這使作為理性經(jīng)濟人的高管傾向于延遲或減少智力資本投資開發(fā)活動。在治理機制相對薄弱的國企中，這一代理沖突更為明顯[36]。過多的智力資本信息披露可能曝光高管在智力資本投資過程中的機會主義行為，進而引致資本市場的質(zhì)疑。這意味著，較之于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者持股與國有控股企業(yè)的智力資本信息披露間的負相關(guān)關(guān)系更強。

基于上述分析，我們根據(jù)上市公司國有控股與否將全樣本劃分為國有控股組與民營企業(yè)組，并進行方程(3)的分組回歸。表7報告了相應(yīng)的估計結(jié)果。表7顯示，盡管Inst的估計系數(shù)在所有列中都為負，但就顯著性而言，其在國有控股組中的估計系數(shù)全部都在1%或5%水平上統(tǒng)計顯著，并且在系數(shù)絕對值上明顯大于對應(yīng)的民營企業(yè)組的系數(shù)絕對值。顯然，與民營企業(yè)相比，機構(gòu)投資者對國有控股企業(yè)的智力資本信息披露的抑制效應(yīng)更強。

表7 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下機構(gòu)投資者持股與智力資本信息披露回歸結(jié)果

(三)不同產(chǎn)品市場競爭環(huán)境中機構(gòu)投資者與智力資本信息披露關(guān)系的異質(zhì)性

已有文獻發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭能通過業(yè)績標(biāo)尺與破產(chǎn)威脅發(fā)揮外部治理效應(yīng)[37]。在激烈的產(chǎn)品市場競爭中，外部投資者可以通過行業(yè)內(nèi)企業(yè)業(yè)績比較進而對管理者的工作成效進行更直接的評判。經(jīng)營不善的企業(yè)在激烈市場競爭中更易于破產(chǎn)，而一旦破產(chǎn)，管理者將面臨失業(yè)、職業(yè)聲譽受損等不利局面。因此，當(dāng)企業(yè)面臨激烈市場競爭時，管理者更愿意披露相對較多的智力資本信息以展示企業(yè)在智力資本培育開發(fā)方面的業(yè)績，也為企業(yè)吸引更多的分析師關(guān)注，提高市場估值，降低股權(quán)融資成本，減少企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險。這無疑有助于管理層抵制機構(gòu)投資者試圖隱匿企業(yè)智力資本信息披露的機會主義行為。所以，產(chǎn)品市場競爭存在對機構(gòu)投資者與智力資本信息披露間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)品市場競爭越激烈，機構(gòu)投資者與智力資本信息披露的負相關(guān)關(guān)系越弱。

借鑒已有文獻的做法[38-39]，我們使用勒納指數(shù)(PCM)反向度量企業(yè)所面臨的產(chǎn)品市場競爭強度。PCM=(營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用)/營業(yè)收入。PCM數(shù)值越大，表明企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度越低。我們將總樣本劃分為產(chǎn)品市場競爭程度低(PCM大于等于中位數(shù))與競爭程度高(PCM小于中位數(shù))的樣本，并進行方程(3)的分組回歸。表8列舉了相應(yīng)的估計結(jié)果。Inst在產(chǎn)品市場競爭程度低樣本中的估計系數(shù)值全部為負，且至少在10%水平上顯著，然而其在產(chǎn)品市場競爭程度高樣本中的估計系數(shù)都缺乏統(tǒng)計顯著性。因此，機構(gòu)投資者只有在產(chǎn)品市場競爭程度低環(huán)境中才能明顯抑制企業(yè)智力資本信息披露，而在產(chǎn)品市場競爭程度高環(huán)境中不存在這一影響。

表8 不同產(chǎn)品市場競爭環(huán)境中機構(gòu)投資者持股與智力資本信息披露回歸結(jié)果

五、結(jié)語

本文利用智力資本信息披露大樣本數(shù)據(jù)，實證考察了中國機構(gòu)投資者與智力資本信息披露間的關(guān)系。研究認為：(1)機構(gòu)投資者持股比例與智力資本信息披露水平顯著負相關(guān)，即機構(gòu)投資者持股降低了上市公司智力資本信息透明度。(2)不同類型的機構(gòu)投資者對智力資本信息披露的影響存在異質(zhì)性。與交易型機構(gòu)投資者相比，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對企業(yè)智力資本信息披露的抑制效應(yīng)更顯著。(3)較之處于不確定程度低環(huán)境中的企業(yè)，機構(gòu)投資者對高度不確定性環(huán)境中的企業(yè)智力資本信息披露的抑制效應(yīng)更強。研究還發(fā)現(xiàn)，在成長期、成熟期的企業(yè)中，機構(gòu)投資者對智力資本信息披露的抑制效應(yīng)較在衰退期企業(yè)中更顯著；與民營企業(yè)相比，機構(gòu)投資者對國有控股企業(yè)的智力資本信息披露存在更強的抑制效應(yīng)；機構(gòu)投資者對智力資本信息披露的抑制效應(yīng)存在于產(chǎn)品市場競爭程度低環(huán)境中，但不存在于產(chǎn)品市場競爭激烈環(huán)境中。

上述研究結(jié)論為我們提供了重要啟示。第一，相關(guān)部門應(yīng)加快完善信息披露制度，建立上市公司智力資本信息披露框架體系?，F(xiàn)階段尚未形成統(tǒng)一、規(guī)范的智力資本信息披露指南，利益相關(guān)者可能出于自利動機，導(dǎo)致智力資本對外披露的水平偏低。這不利于普通投資者合理評估企業(yè)價值，加大了市場波動的系統(tǒng)性風(fēng)險。通過制定、落實智力資本披露操作規(guī)范，不但能提高智力資本信息透明度，而且能增進社會公眾對智力資本的理解，進而加速智力資本信息融入股價，提高資本市場的信息效率。第二，監(jiān)管部門應(yīng)引導(dǎo)、督促機構(gòu)投資者發(fā)揮積極治理、負責(zé)任的大股東作用。相關(guān)部門應(yīng)加大對機構(gòu)投資者與企業(yè)內(nèi)部管理者合謀操縱信息披露行為的甄別、認定與處罰力度，提高機構(gòu)投資者實施機會主義行為的成本；同時，建立機構(gòu)投資者的負責(zé)任評價清單，對能推動所投資企業(yè)的公司治理完善、智力資本信息披露質(zhì)量提高的機構(gòu)投資者給予物質(zhì)或聲譽方面的激勵。第三，上市公司應(yīng)注重資本市場的信息需求，主動積極地增加智力資本信息供給。這樣既能增強外界對公司發(fā)展的信心，吸引更多投資者對公司股票的需求，提升市場價值，而且能夠避免少數(shù)機構(gòu)投資者持股比例過高對公司行為決策的鉗制，促進所有股東財富的最大化。