多源化智力資本信息披露對企業價值的影響

袁蓓 夏昊 楊大治

【摘要】隨著信息技術的發展、 信息傳播途徑的變革以及微博、 微信等快捷便利自媒體的出現， 智力資本自愿性信息可通過網站、 微博等多源化渠道進行披露。 基于信號傳遞理論， 以創業板上市公司2013 ～ 2018年的數據為樣本， 實證檢驗多源化智力資本信息披露對企業價值的影響， 并著重分析市場化程度、 產權性質以及機構投資者等外部因素對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用。 結果發現， 上市公司智力資本信息披露對企業價值存在正向影響， 市場化程度、 產權性質、 機構投資者持股比例均分別在智力資本信息披露與企業價值的正相關關系中起到調節效應。 進一步來看， 在市場化程度較高的地區， 智力資本信息披露水平越高， 企業價值越高; 國有產權性質會弱化智力資本信息披露對企業價值的影響， 而非國有產權性質在此影響過程中則發揮較大的正向調節作用; 壓力抵制型機構投資者持股比例強化了智力資本信息披露與企業價值間的正相關關系， 壓力敏感型機構投資者持股比例具有顯著負向調節作用， 削弱智力資本信息披露對企業價值的積極作用。

【關鍵詞】智力資本;企業價值;市場化程度;產權性質;機構投資者

【中圖分類號】F275 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）12-0083-10

一、 引言

十九大以來， 習近平總書記多次提及“智庫觀”這一觀點， 其核心在于指出智力資源的重要性， 凝聚智力資本既符合以知識為主導、資本為支撐、科技創新為驅動的全新時代特點， 也揭示了智力資本既能成為企業占領行業領先地位的關鍵資源， 亦能成為企業持續競爭力的重要來源。 張丹[1] 認為， 智力資本促進企業價值創造的功能在以知識為核心的企業當中表現得尤為突出， 這是因為知識型企業面臨著更為復雜動蕩的經營環境， 要求其必須緊跟科學技術的更新步伐， 來應對環境的不可預測性和不確定性。 馬寧等[2] 指出， 面對這種環境， 企業需依托專利、技術等智力資本來及時制定應對突發狀況的策略， 進而促進企業價值的提升。 隨著智力資本在企業資源結構中的影響不斷擴散和發酵， 利益相關者關注度也隨之提升和聚集。 智力資本信息除在年報中予以披露以外， 信息技術的發展、信息傳播途徑的變革以及智能手機的普及， 微博、微信等快捷便利自媒體的出現， 促使智力資本自愿性信息通過網站、微博等多源化渠道進行披露。 從投資者角度看， 微博用戶通過信息交互， 使得公司傳遞給利益相關者的信息從原有被動的單向流動向互動的雙向交流轉變。 立于公司的視角， 自媒體有助于堅持一對多通信， 繞過傳統媒體， 將公司預期信息傳播至所有利益相關者。 因此， 在大數據環境下， 研究涵蓋網絡新媒體等在內的多源化智力資本信息披露對企業價值的影響顯得很有必要。

除此之外， 目前有關智力資本信息披露的研究主要從靜態角度研究單一年報披露的智力資本信息對企業價值所產生的直接影響， 鮮有文獻涉及多源信息披露途徑下兩者間的關系， 且欠缺對兩者間關系調節因素的研究。 在智力資本信息披露影響企業價值的過程中， 是否存在環境及制度等其他因素對整個傳導過程產生影響？智力資本信息披露是否對市場化程度具有依賴性？產權性質、投資者結構等因素是否也會在整個影響過程中發揮效用？本文擬引入大數據環境下網絡新媒體披露的多源化智力資本信息披露體系來探討其影響創業板上市公司企業價值的作用機理。 同時， 進一步研究在不同外部調節因素的影響下， 智力資本信息披露與企業價值間關系的強度和方向是否會發生改變。

二、 理論分析與研究假設

（一）多源化智力資本信息披露對企業價值的影響

Abeysekera[3] 曾指出有關智力資本信息披露的理論基礎研究較少， 只有部分理論能夠闡釋智力資本信息披露的差異， 如信息不對稱和信號傳遞理論。 基于信息不對稱理論， 智力資本信息是企業非常重要的內部信息， 公司與外部投資者之間的信息不對稱可能因優質智力資本信息的披露而得以緩解。 究其原因， 主要是資本市場屬于信息市場， 資源配置的有效性可通過價格的信號機制進行引導[4] 。 信息披露是否及時直接關系到向市場傳遞信號的好壞， 投資者通過分析披露的智力資本信息掌握企業整體營運狀況， 增強投資者對企業的預期， 避免逆向選擇， 進而提升企業價值。

目前公眾獲取信息的主要途徑是上市公司年報等傳統媒介， 隨著微博等自媒體的興起， 很多公司開始選擇微博這類信息傳播速度快、覆蓋面廣、交互性強的自媒體來獲取信息， 投資者若能及時從微博上獲取智力資本信息， 且獲得的消息充足并利好， 其就更愿意支付較高的股價進而推動企業價值的提升。 上市公司通過自媒體與投資者形成良好的互動， 不失為一種成本極低的維護與投資者關系的方式。

密集的自媒體信息披露使得上市公司更多的有利信息被推廣擴散， 可以明顯影響甚至強化投資者對公司的正面認識， 從而推動企業通過降低資本成本等方式提升企業價值。 這就達到了通過自媒體信息披露降低交易成本和投資者信息獲取成本的效果， 從而優化資源配置， 構建企業的競爭優勢。 可見， 資本市場中的信號傳遞， 涉及傳播媒體、投資者、市場和企業四個主體， 這四個主體之間相互作用。 智力資本信息傳遞過程如圖所示：

基于上述分析， 智力資本信息披露雖會受到多種復雜因素的影響， 但在企業價值創造過程中仍發揮著重要作用。 鑒于此， 預期多源化智力資本信息披露對上市公司價值存在正向影響， 故提出假設：

H1：智力資本信息披露水平與企業價值正相關。

（二）市場化程度對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用

當前我國經濟正處于轉型階段， 制度環境的適時調整會對市場經濟正常秩序產生某種程度的干擾， 尤其是市場化程度這一重要因素， 能夠真實反映我國各地區之間經濟金融領域及資源分配領域的差異[5] 。 方軍雄[6] 指出， 市場化程度本身具有外部治理的功效， 即可以作為交易成本的度量指標， 交易成本越低越有利于合理配置市場資源。 一方面， 市場化程度與政府向企業尋租之間存在負相關關系。 市場化程度越高， 政府向企業尋租的可能性越低， 信息不對稱和代理問題相對越少， 從而企業可以將更多的精力投入價值提升中， 企業為滿足市場需求不得不加大智力資本投入。 而在市場化程度低的區域， 由于企業在智力資本方面的投入所帶來的收益不能立竿見影地凸顯， 這就與政府增加地方收入的目標相違背， 此時就會出現政府向企業尋租的行為， 企業受到的資金等方面的限制可能增多， 會導致企業智力資本投入減少。 另一方面， 市場化程度與信息披露意愿有關。 市場化程度高的地區信息的溝通更加便利， 投資者可以通過新媒體等多種途徑高效快捷地獲取信息， 企業亦會把握住市場， 主動披露有助于樹立積極形象的信息。 在本文現有的地域統計中， 微博用戶數位列前三的地區分別為北京、廣東和福建， 北京作為首都城市， 無論政治地位和經濟地位均首屈一指， 而廣東和福建均地處東南沿海， 屬于經濟發展高速地帶。 與此相對應， 開通微博用戶最少的三個地區分別為西藏、黑龍江和內蒙古， 這三個地區均屬于市場化程度較低的地區。 這說明相比經濟落后地區， 經濟發達地區利用自媒體形式與投資者溝通互動的人力、物力、財力更充足， 有利于對上市公司進行更全面的信息披露和管理。 基于此， 本文提出假設：

H2：市場化程度對智力資本信息披露與企業價值的關系起正向調節作用。

（三）產權性質對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用

產權性質的差異， 是中國特色社會主義經濟的一個顯著特征， 國有與非國有企業是否存在信息披露差異， 至今為止都存在分歧。 陶嵐等[7] 指出， 國有企業相對于非國有企業， 公眾對其關注度和對信息披露的期望值更高， 國有企業因此會尤為慎重地進行信息披露。 尹開國等[8] 對國有和非國有企業之間的信息披露水平進行比較發現， 前者明顯優于后者， 原因在于國有企業不僅追求利潤， 而且需要承載更多政府施加的社會屬性， 履行社會責任的過程需要向社會進行信息披露。 產權性質的不同會使智力資本信息披露對企業價值的影響形成差異。

首先， 國有企業中存在較為復雜的代理問題。 國有企業的大股東為國家， 缺乏實體特征。 國有企業的管理者更加重視“政治前途”和“在職消費”， 具有短視性， 董事依靠自身政治資源優勢， 更有可能參與尋租行為， 并且國有企業管理層更愿意選擇直接控制的方式解決其所面臨的信息不對稱問題， 一般不會依賴智力資本信息披露這一方式來解決代理問題。 其次， 產權性質促使國有企業為謀求公眾認可而將自身智力資本投入的狀況對外公布， 但受到政府的牽制， 在相同經濟責任履職情況下， 智力資本代表的是結構、人力、組織等全方位履職， 國有企業高管為避免披露信息越多、問題暴露越多的風險， 人為調控智力資本信息披露的主動性以謀求政治晉升紅利。 再者， 從融資的角度來看， 相比國有企業， 非國有企業更容易通過披露高質量智力資本信息來緩解融資約束問題， 造成智力資本信息披露在配置資本時的調節作用下降， 使其在緩解融資約束中不能完全發揮功效。 基于此， 本文提出假設：

H3：相對于國有企業， 智力資本信息披露對非國有企業價值的正向影響更大。

（四）機構投資者對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用

認為機構投資者在提高企業效率過程中發揮積極作用的學術觀點占多數。 崔學剛[9] 認為， 機構投資者能夠通過對數據的分析、加工幫助企業高管識別風險， 可以被看作是企業信息傳導助推手。 江向才[10] 通過研究發現， 機構投資者直接關系企業信息的透明度。 王詠梅等[11] 提出機構投資者持股比例越高， 企業披露信息的效率越高， 機構投資者的參與能夠維持資本市場的整體穩定。 本文據此推斷， 機構投資者很可能會對智力資本信息的傳遞過程及結果等產生影響。 王磊等[12] 選擇證券基金類機構投資者作為研究對象， 試圖實證檢驗機構投資者行為是否能夠影響資本市場效率， 結果表明機構投資者的行為有助于增強股價反應， 能夠有效加快信息的傳播。 侯宇等[13] 則從信息視角， 探索機構投資者行為的經濟后果， 研究認為機構投資者行為帶有信息色彩， 并能夠間接提高資本市場效率。

在研究機構投資者對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用時， 還應考慮機構投資者異質性這一要素。 機構投資者之間存在類型、行為風格、資金來源、利益追求等多方面的差異， 這些異質性因素直接決定機構投資者的投資策略、投資角色以及公司最終治理結果。 James等[14] 提出將機構投資者分為兩類， 即壓力抵制型和壓力敏感型。 現有研究顯示， 壓力抵制型機構投資者具有很強的獨立性， 能夠積極應對企業內部利益相關者的考驗， 通過監督和制約企業高管， 進而提高企業的經營水平。 陳旭等[15] 認為壓力敏感型機構投資者往往將與其相關的投資活動置于首位， 并選擇將有限現金資源全部應用于此。 綜上可知， 壓力敏感型同壓力抵制型機構投資者相比， 在投資決策和企業經營過程中的影響力較小。 因此， 本文提出假設：

H4：機構投資者的參與能夠增進智力資本信息披露對企業價值的影響， 即機構投資者持股比例越高， 智力資本信息披露對企業價值的影響越大。

H4.1：在智力資本信息披露影響企業價值的過程中， 壓力抵制型機構投資者持股比例與增進效應成正比。

H4.2：在智力資本信息披露影響企業價值的過程中， 壓力敏感型機構投資者持股比例與增進效應成正比。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

《關于進一步做好創業板推薦工作的指引》（證監會公告[2010]8號）明確規定， 創業板公司為參與具有較強成長力和自主創新力的相關領域， 擁有研發優勢及核心技術優勢， 涵蓋節能環保、生物與新醫藥、信息、新材料、新能源、高技術服務的企業。 本文擬選擇創業板公司作為研究對象主要基于以下兩點考慮：一是創業板上市公司所屬行業多為新興產業， 智力資本占據新興產業核心地位， 因而創業板上市公司對披露智力資本信息的重視程度較高; 二是利用爬蟲技術檢索創業板上市公司的官方網站， 并在微博中搜索含有經過真實身份認證的上市公司官方微博（不包括上市公司的控股股東、高管層及其子公司和分公司的微博）后發現， 截至2019年6月30日， 2013年以前在創業板上市的354家公司中， 開通官網的公司達到100%， 開通官方微博的公司共計131家， 占比37%。 因此， 本文選取創業板上市公司作為研究對象較具代表性， 且在數據方面具有一定的支撐力。

最終選取的研究對象為2013 ～ 2018年創業板上市公司中連續上市三年的公司， 樣本公司源于深交所公布的創業板上市公司名錄。 智力資本信息有關數據除來源于上市公司年報外， 還將根據各上市公司網站公布的相關信息手工收集， 與此同時， 對于微博數據的搜集， 全部手工收集自新浪微博和騰訊微博， 為了確保手工收集信息的權威性和說服力， 選擇包含上市公司名稱且經過真實身份認證的加v微博用戶。 對于微博披露的信息進行整理和篩選， 刪除如氣象預報等與經營活動無關的微博信息， 刪除轉發活動等與本公司無關的微博信息， 剔除金融類和數據不全的公司樣本。 本文相關數據來源于上市公司年報、CSMAR數據庫、銳思數據庫、巨潮資訊網、深交所網站等。 采用Stata 15.0對數據進行分析處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業價值。 企業價值的度量方法有財務指標和市場指標兩類， 由于企業的財務指標可能有較強的相關性， 故企業價值用Tobin's Q 指數進行測量更為準確。 本文計算Tobin's Q值的方法詳見公式（1）， 所需的數據來源于CSMAR數據庫， 計算時需剔除異常數據。

TobinQ=市場價值/重置資本=（市價×流通股數+非流通股數×每股凈資產+負債賬面價值）/總資產賬面價值 （1）

其中， 用年末后五日收盤價的均值計算市價， 用所有者權益與總股本的比值計算每股凈資產。

2. 解釋變量：智力資本信息披露水平。 由于目前我國智力資本信息分類方面還未形成公認的指標體系， 為了保證多源化智力資本信息披露框架的科學性， 本文運用德爾菲法進行專家問卷調查， 篩選出適合的要素指標， 構建并優化多源化智力資本信息披露框架。 借鑒Edvinsson等[16] 、Li等[17] 、傅傳銳等[18] 的做法， 在被廣泛引用的Guthrie智力資本分類框架基礎上， 融合當今學術界蔣艷輝等[19] 對智力資本的構成及其具體內容的認識。 與此同時， 由于本研究從多種來源渠道提取智力資本信息， 因而參考了何賢杰等[20] 有關上市公司網絡新媒體信息披露的研究， 在初輪篩選中， 將多源化智力資本信息設定為一級評價指標， 下設人力資本、結構資本、關系資本3個二級指標， 并在3個二級指標下設立47個三級指標。 根據德爾菲法的應用步驟， 本文共實施三輪專家問卷調查， 并邀請專家提供開放題項意見。 對每一輪發放問卷的結果進行分析， 如果專家中選擇相同的人數達到80%以上， 那么一致性檢驗可以通過， 指標體系隨之建立。 因此， 本文專家問卷調查共邀請相關領域100位專家學者（主要為高校教授、副教授、博士及上市公司高管人員）參與， 實際三輪全部參與并反饋結果的專家有84位。 最終得到多源化智力資本信息披露指標體系， 詳見表1。

考慮到本文研究的智力資本信息來源于多種渠道， 采用內容分析法無法準確計量和比較， 對于內容披露的程度， 沒有法定的公文對每個詞匯表述的水平進行規范。 因此在研究中， 基于國內外相關研究， 參照智力資本信息披露度量的普遍做法[21，22] 略做調整， 并將信息披露程度分為4個等級。 在評分規則中權重的計量方面， 為了保證科學性和嚴謹性， 本文再次運用德爾菲法， 就權重是否合理向專家進行了問卷調查， 結果根據專家意見整理統一， 評分權重如表2所示。 為了降低個體主觀差異帶來的評分誤差、保證智力資本信息的準確客觀， 先后選擇智力資本信息中相同的部分由多人分析內容并予以打分， 結果顯示差異不大。

參照蔣艷輝等[19] 的做法， 用智力資本多源化信息披露指數（ICDI）來衡量智力資本信息披露水平， 以智力資本多源化信息披露得分除以智力資本多源化信息披露滿分度量， 公式如下：

[ICDIi=i=140XiYi/210] ? ? ?（2）

其中， ICDIi為第i個公司的智力資本信息披露指數， Xi表示第i個指標在年報中得以披露， Yi表示第i個指標所占權重。 為避免在對各智力資本項目分類確定權數時的主觀性， 將公式中Yi設定為1， 即智力資本項目設定的分類權數為1， 而在實際中， 每個公司披露智力資本信息的偏好和內容都存在差異， 因此， 從各公司來看， 智力資本信息的披露對其自身的重要程度是相同的。

為進一步驗證利用上述方法計算出的多源化智力資本信息披露指數值是否可靠， 本文在借鑒Krippendorff[23] 的研究基礎上， 參照傅傳銳等[18] 的方法， 運用Krippendorff alpha信度檢驗樣本的計分結果。 經過計算得出， 各渠道評分的Krippendorff a系數最小值為0.81， 均在Wimmer和Dominick[24] 指出的可靠性最低值0.75以上， 可以認定多源化智力資本信息披露的計分結果具有可靠性。

3. 調節變量。

（1）市場化程度。 王小魯等[25] 利用市場化水平指標體系測算各地連續多年的市場化指數， 該指數在一定程度上科學且全面地刻畫了我國市場化改革的進程。 因此， 選用該指數（2018年更新）作為本文研究公司所在地市場化程度的衡量指標。 當該指數值較大時， 代表市場化程度較高， 所處地區擁有較優越的外部治理條件。 由于王小魯等[25] 的數據截止到2016年， 因此本文2013 ～ 2016年的市場化指數直接選用該報告中的數據， 而2017 ～ 2018年的市場化指數采取楊興全和曾春華[26] 的做法， 用上年指數加上前3年指數增加值的平均數來確定。 出于方便比較的目的， 本文設置虛擬變量MAR， 當該地區市場化程度大于當年各省市場化程度平均數時， MAR取1， 反之為0。

（2）產權性質。 產權性質是指創業板上市公司實際控制人的性質， 基于本文研究的需要， 當創業板上市公司實際控制人性質為國有時， 設置為1， 否則設置為0。

（3）機構投資者持股比例。 本文中， 機構投資者持股比例（INB）=機構投資者持有股票票面金額/企業所有股票票面金額。 如上文所述， 考慮到機構投資者的異質性， 按照楊海燕等[27] 提出的分類方法， 將社?；稹⒒?、QFII等歸為壓力抵制型。 持股比例分別以各類機構持有股份占比衡量。 INR代表壓力抵制型機構投資者的綜合持股比例， INS代表壓力敏感型機構投資者的綜合持股比例。

4. 控制變量。 本文參照相關學者的研究， 遵循可靠性原則， 選取的控制變量詳見表3。

主要變量及說明見表3。

（三）模型構建

為驗證H1， 根據Meek等[28] 、張丹[1] 等的研究， 選取盈利能力、債務水平、企業規模、成長性、現金凈流量、股權集中度充當模型的控制變量。 采用處理面板數據的經典方法Hausman檢驗， 判斷選用固定效應模型還是隨機效應模型， 綜合假設設定的變量和其他影響因素， 構建實證模型（3）：

四、 實證分析

（一）描述性統計

表4為各變量的描述性統計結果。 由表4可知， 樣本公司企業價值的均值為4.1672， 標準差為3.1427， 可以看出， 企業價值的最大值和最小值之間差距較大， 表明不同公司的價值存在一定程度的差異。 樣本公司的智力資本信息披露水平均值為0.4287， 最小值為0.0733， 最大值為0.6838， 表示創業板各上市公司的智力資本信息披露狀況并不十分理想， 總體披露水平偏低， 各公司間差距較大。 市場化程度的均值為0.7119， 標準差為0.4823。 機構投資者持股比例的均值為0.2180， 其中INS平均值為0.1588， INR均值為0.0591， 說明創業板上市公司中機構投資者平均持股比例可達21%， 壓力抵制型比壓力敏感型機構投資者的持股比例高10%左右。 公司的凈資產收益率均值為5.24%， 資產負債率均值為30.26%， 總體財務風險適中， 企業規模的均值為21.3777， 股權集中度均值為0.5785， 主營業務收入增長率均值為30.45%， 現金凈流量均值為0.1570， 表明樣本企業具有良好的成長能力， 但現金流狀況存在一定的差異。

（二）相關性分析

本文利用Person相關分析法對變量進行相關性分析， 各個主要變量之間的相關系數均小于0.5， 說明變量的選擇較為合理， 未產生嚴重多重共線性。 智力資本信息披露水平與企業價值之間的相關系數是0.0538， 在1%的水平上顯著。 市場化程度和智力資本信息披露水平的交乘項與企業價值的相關系數為0.0341， 在5%的水平上顯著。 產權性質和智力資本信息披露水平的交乘項與企業價值負相關， 且在5%的水平上顯著。 機構投資者持股比例與企業價值之間的相關系數為0.0227， 在1%的水平上顯著。

（三）回歸分析

1. 智力資本信息披露水平與企業價值的關系。 本文首先對數據進行F檢驗， 結果顯示選取固定效應模型優于混合效應模型。 隨后運用Hausman檢驗， 顯示固定效應模型要更加優于隨機效應模型。 故最終選擇固定效應模型。 表5列示了智力資本信息披露水平對企業價值的回歸分析結果。 可以看出， 智力資本信息披露水平的回歸系數為1.9934， 且在1%的水平上顯著， 表明智力資本信息披露指數與當期創業板上市公司價值存在顯著正相關關系， H1成立。

2. 市場化程度的調節效應。 為確定適合的模型， 本文對數據進行了Hausman檢驗， 根據檢驗結果， 選用固定效應模型。 從表6的回歸結果來看， 在加入市場化程度與智力資本信息披露水平交乘項后， R2為0.3558， 比未加入調節變量時R2顯著增大， 這表示市場化程度具有顯著的調節效應， 可以作為調節變量。 進一步來看， 智力資本信息披露水平與市場化程度交乘項的系數為1.9604， 且在5%的水平上顯著， 說明市場化程度的確會對智力資本信息披露水平與企業價值間的關系產生一定的調節效應。 與此同時， 在模型（4）中， 市場化程度的系數a1=-0.7530<0， a1+a2=1.9604>0， 這說明調節效應改變了自變量與因變量之間的符號。 由此可見， 市場化程度在智力資本信息披露影響企業價值的過程中具有調節作用：在市場化程度較高的地區， 智力資本信息披露水平越高的公司， 企業價值越高， H2得到了驗證。

3. 產權性質的調節效應。 表7為模型（5）和模型（6）的回歸結果， 可以看出產權性質在智力資本信息披露影響企業價值過程中具有調節作用。 由表7所示， 在模型（5）的回歸分析結果中， 智力資本信息披露水平的系數為3.0488， 與企業價值呈顯著正相關關系， 與前文的假設一致。 由模型（6）的回歸結果可以看到， 產權性質對智力資本信息披露水平的回歸系數在10%的水平上顯著， 這表明國有與非國有企業智力資本信息披露存在一定的差異， 且模型（6）的回歸結果表明， 智力資本信息披露水平與產權性質的交互項系數在1%的水平上顯著為負， 說明國有產權性質會弱化智力資本信息披露對企業價值的促進作用， 非國有企業的智力資本信息披露在影響企業價值的過程中發揮更大的正向作用。 分組檢驗的結果也表明， 在國有企業樣本組中， 智力資本信息披露對企業價值的正向作用不顯著， 而在非國有企業樣本組中， 智力資本信息披露對企業價值有著顯著的正向作用， H3得到了驗證。 在控制變量中， 資產負債率、企業規模、成長性等變量與企業價值呈顯著的正相關關系， 股權集中度、現金凈流量與企業價值呈正相關關系但不顯著。

4. 機構投資者的調節效應。 如表8所示， 機構投資者持股比例INB對企業價值TQ能夠產生顯著正向影響， 但是加入機構投資者持股比例和智力資本信息披露水平交互項（INB×ICDI）以后， 雖然相關性依然顯著， 但相關系數變為負值， 該結果表明機構投資者的參與會減弱智力資本信息披露對企業價值的影響， 與H4的預期相反。 這可能是因為近年來機構投資者持股比例總和激增， 促使機構投資者過度關注其自身挖掘的企業內部信息， 而減少了對公開披露的智力資本信息的關注， 因此導致機構投資者對二者間關系產生了抑制作用。 除此之外， 其他變量如企業規模、成長性、現金凈流量均通過了顯著性檢驗， 但股權集中度、獲利能力與企業價值間的關系不顯著。

基于機構投資者具有一定的異質性， 本文分別探討壓力敏感型和壓力抵制型兩類機構投資者在智力資本信息披露影響企業價值過程中的作用， 回歸結果如表9所示。 智力資本信息披露水平與企業價值的回歸系數分別為1.8213和3.0728， 分別在5%和1%的水平上顯著， 再次驗證了本文的假設。 而壓力抵制型與壓力敏感型機構投資者持股比例與企業價值間的相關系數分別為4.0925、-0.4201， P值為0.044、0.067， 說明壓力抵制型機構投資者持股比例（INR）能夠對企業價值產生正向影響， 其在重視自身利潤最大化的同時， 對企業智力資本信息的披露同樣關注; 壓力敏感型機構投資者的持股比例（INS）則會對企業價值產生負向影響， 說明其仍主要關注公司間的商業關系， 對智力資本信息披露不夠關注。 同時， 交互項的相關系數及顯著性水平差異較大。 這說明機構投資者的獨立性不同， 對二者間關系的影響存在差異， 其中壓力抵制型機構投資者起到的作用更大。

（四）穩健性檢驗

為了進一步驗證實證結果是否穩健， 本文進行了以下穩健性檢驗：一是選用更換樣本數據的方法進行穩健性檢驗。 選用2003 ～ 2018年A股上市公司中連續上市三年的公司作為研究對象， 剔除金融類和數據不全的樣本。 多元回歸分析結果支持H1。 二是選用更換被解釋變量衡量指標的方式， 將企業價值的衡量指標替換為上市后企業價值三年均值的對數， 重新匯總被解釋變量的實證數據后代入模型進行實證回歸， 結果與本文的結論保持一致。

除上述檢驗外， 還進行了其他的一些穩健性測試：改變部分控制變量定義， 如以銷售收入自然對數衡量企業規模等。 前文的論斷未因此類穩健性測試而發生明顯變化。

五、 結論與啟示

（一）結論

本文基于信號傳遞理論， 以創業板上市公司2013 ～ 2018年的數據為樣本， 探究了多源化智力資本信息披露水平與企業價值之間的關系， 并著重分析了市場化程度、產權性質以及機構投資者等外部因素對智力資本信息披露與企業價值間關系的調節作用。 通過對面板數據的多元回歸分析， 得到的結論如下：①上市公司智力資本信息披露水平與當期企業價值之間存在顯著正相關關系， 表明智力資本信息披露能夠有效推動企業價值的提升。 ②市場化程度、產權性質、機構投資者均分別在智力資本信息披露與企業價值的正相關關系中起到調節效應。 其中：市場化程度在智力資本信息披露影響企業價值的過程中具有正向調節作用， 這表明在市場化程度較高的地區， 智力資本信息披露水平越高， 企業價值越高。 國有產權性質會弱化智力資本信息披露對企業價值的積極促進作用， 而非國有企業的智力資本信息披露在影響企業價值的過程中發揮更大的正向調節作用。 壓力抵制型機構投資者持股比例能夠對企業價值產生正向影響， 其在重視自身利潤最大化的同時， 對企業智力資本信息的披露同樣關注; 壓力敏感型機構投資者持股比例則會對企業價值產生負向影響， 說明其主要仍關注公司間的商業關系， 對智力資本信息不夠關注。

（二）啟示

通過研究， 得到以下幾個方面的啟示：首先， 從投資者角度來看， 投資者應科學識別企業披露的智力資本信息， 制定更科學的投資決策， 從而保護自身利益; 其次， 政府等監管部門需要加強對智力資本信息披露的引導和監管， 出臺相應的法規政策規范媒體發展， 充分發揮媒體的正面作用， 保護投資者利益， 促進資本市場的健康穩定發展; 再次， 從企業管理層的角度來看， 可以鼓勵企業開發多種渠道進行智力資本信息披露， 不斷提高輿情監測和應對能力， 將智力資本信息披露提升企業價值的功效發揮出來。

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