網絡平臺互動、產品市場競爭與信息披露質量

王英允 楊朝 高敬忠

【摘要】以2010 ～ 2018年我國深交所A股上市公司為樣本， 實證檢驗上市公司與投資者利用“互動易”這一交易所網絡互動平臺進行互動對上市公司信息披露質量的提升作用。 研究表明： 上市公司與投資者通過“互動易”平臺進行的互動程度提高有助于信息披露質量提升; 網絡平臺互動對信息披露質量的提升作用會受到產品市場競爭程度的影響， 當產品市場競爭較強的時候提升作用較顯著。 在經過內生性處理和替換變量度量方法等一系列穩健性檢驗后， 以上結論依然成立。 研究從信息披露質量的角度豐富了對深交所“互動易”平臺治理功能的研究， 并為深交所探索市場化監管轉型與監管創新路徑提供了思路。

【關鍵詞】網絡平臺互動;信息披露質量;產品市場競爭;“互動易”平臺

【中圖分類號】F270? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）17-0076-10

一、引言

黨的十九屆四中全會強調“推進國家治理體系和治理能力現代化”的重大意義， “使市場在資源配置中起決定性作用”則進一步為我國治理體系的市場化改革指明了方向。 監管機構一直致力于促進監管方式由行政主導向市場主導轉型， 證監會也通過放松管制、強化交易所的一線監管作用為市場化監管改革創造條件。 近年來， 諸如網絡論壇、微博等社交媒體的發展極大地改變了資本市場參與主體的信息發布與溝通方式， 同時也為監管機構創新監管方式提供了良好的機遇。 深圳證券交易所（以下簡稱“深交所”）在2010年就推出了“互動易”網絡社交媒體互動平臺， 主要用于上市公司發布信息以及與投資者進行互動。 這一網絡社交媒體互動平臺， 不僅能夠幫助上市公司和投資者實現“零距離”接觸， 也為監管機構創新市場化監管方式找到了“落腳點”。 在推出網絡互動平臺后， 交易所監管人員的工作重點轉向了“事后監管”。 平臺上投資者與上市公司的互動信息， 有助于監管人員及時了解投資者關注熱點、上市公司反應等信息， 便于提高監管反應速度和有效性， 但以上監管預期效果能否有效實現有待實踐檢驗。

自我國資本市場建立以來， 信息披露一直是證券監管機構關注的核心問題。 近年來， 我國證券市場股票發行制度也逐步由核準制向注冊制改革， 特別地， 隨著上交所科創板注冊制的試點運行， 信息披露也逐漸成為資本市場監管的核心。 市場參與主體在信息披露中的博弈關系也將發生變化： 在行政主導的監管模式下， 上市公司信息披露主要取決于監管機構的要求， 違規披露成本也主要來自于監管機構的處罰， 因此， 信息披露監管更多表現為監管機構主導， 信息披露也更多表現為上市公司與監管機構的博弈; 而市場主導的監管模式下， 上市公司將更多考慮投資者對信息的需求， 違規披露成本除監管機構處罰外， 還包括投資者訴訟索賠， 投資者與上市公司的博弈關系也將在信息披露中占據主導地位， 投資者對信息的直接需求以及與上市公司的直接博弈關系將使投資者在監管體系中扮演重要角色。 同時， 在注冊制及市場化改革背景下， 一方面， 上市公司需要通過強化信息披露維護投資者關系與公司價值; 另一方面， 信息披露的外部性將使上市公司面臨高成本， 特別地， 在產品市場高度競爭的環境下， 這一成本將更高。 如何提升上市公司的信息披露質量， 特別對于高度市場化競爭的公司， 將最終影響企業的競爭地位與資本市場資源配置的有效性。

在上述背景下， 本文以2010 ～ 2018年我國深交所A股上市公司為樣本， 研究上市公司和投資者通過深交所“互動易”平臺進行互動對信息披露質量的提升作用， 進而檢驗深交所“互動易”平臺作為輔助監管方式的效果。 研究結果顯示： 上市公司和投資者通過“互動易”平臺進行互動程度的提高有利于上市公司信息披露質量提升; 同時， “互動易”平臺互動對信息披露質量的這一提升作用在高產品市場競爭公司中更顯著。 以上結果在經過內生性處理和穩健性檢驗后也同樣成立。

本文可能的貢獻體現在以下方面： （1）豐富了我國資本市場輔助性監管方式創新的研究。 現有研究探討了交易所互動平臺對促進信息傳播及降低信息不對稱的作用[1-3] ， 但對其作為輔助監管方式的效果缺乏相關研究。 本研究探討了深交所“互動易”平臺的輔助監管作用， 為“互動易”平臺在輔助監管實踐中的效果提供了證據支持。 （2）豐富了信息披露質量治理路徑的研究。 現有研究從多個維度探討了對上市公司信息披露質量的治理路徑， 但是有關交易所對信息披露監管作用的研究相對較少。 本文探討了上市公司與投資者通過深交所“互動易”平臺互動對上市公司信息披露的治理作用， 拓展了信息披露質量治理路徑， 為創新信息披露治理方式提供了經驗證據。 （3）為監管機構優化和豐富交易所對信息披露的輔助監管方式提供了經驗證據。

二、文獻綜述與理論假設

（一）文獻綜述

信息披露的治理問題一直以來都是資本市場關注的熱點， 現有文獻從多個角度研究了信息披露的治理路徑， 主要可分為以下幾個方面： 首先， 公司治理結構是改進信息披露的重要路徑之一， 如股權結構[4] 、股權制衡[5] 、獨立董事[6]? 、審計委員會設定[7] 、管理層特質[8] 、管理層任職[9] 以及公司治理和內部控制水平[10] ， 都會對上市公司信息披露發揮治理作用。 其次， 作為重要的外部治理機制， 機構投資者持股有利于提高信息披露質量[11] 。 證券分析師同樣具有監督治理效應[12] ， 能夠降低公司的代理成本， 緩解代理問題[13] ， 抑制公司的盈余管理行為[14] ， 進而提高信息披露質量[15] ， 這種作用對于明星分析師更為顯著[16] 。 媒體報道同樣發揮了外部治理作用， 促進了上市公司信息披露質量的提高[17] 。 最后， 宏觀制度環境也會對信息披露質量產生影響， 例如法治水平的提高能夠抑制上市公司的盈余管理程度[18] ， 進而提高信息披露質量。

隨著互聯網技術的不斷發展， 網絡社交媒體變得越來越重要， 現有研究也從多個角度關注了社交媒體在資本市場中的作用。 部分研究以股吧發帖[19] 、微博[20] 、互聯網與留言板發帖[21] 等社交媒體為基礎構建投資者情緒指標， 并利用這一指標研究其對股價、回報率以及交易量等市場指標的影響。 部分研究從社交媒體傳播信息的功能角度， 發現社交媒體能夠提高投資者信息利用能力[1] 、降低信息不對稱程度[2] 、提升市場信息效率[3] ; 同時， 社交媒體還提升了信息的價值發現功能[22] 。

為了適應互聯網環境變化， 我國資本市場監管機構也正積極推進運用信息技術提升證券市場效率。 深交所于2010年推出了“互動易”這一供市場參與主體無償使用的證券市場“社交平臺”。 微博、貼吧等社交媒體缺乏專門的監管機構監督， 而“互動易”平臺是在深交所的監督下構建的網絡社交媒體互動平臺， 其運營環境也更具有可靠性。 投資者通過網絡互動平臺參與互動表達對公司的關注， 逐漸形成了資本市場上一股新的治理力量; 但治理效果如何還缺乏實踐證據， 特別地， 交易所的網絡社交媒體互動平臺是否會成為信息化時代對信息披露有效治理的新路徑也有待探討。 本文試圖以來自深交所的“互動易”平臺的數據檢驗這一網絡互動平臺對信息披露的治理效果。

（二）假設提出

1. “互動易”平臺對上市公司信息披露的治理路徑。 通過梳理已有文獻發現， 投資者在“互動易”平臺互動可能通過以下兩條路徑發揮對上市公司信息披露的治理作用：

首先， 上市公司與投資者在“互動易”平臺的互動有利于降低資本市場的信息不對稱， 提升投資者的信息識別能力與參與治理的積極性， 進而發揮治理作用。 隨著上交所科創板注冊制的試點運行， 以信息披露為核心的市場化監管方式也成為趨勢。 在該監管模式下， 上市公司將更多考慮投資者的信息需求， 違規披露成本既包括監管機構處罰也包含投資者訴訟索賠， 投資者與上市公司的博弈關系將在信息披露中占據主導地位， 投資者對信息的直接需求以及與上市公司的直接博弈關系將使投資者在監管體系中扮演重要角色。 投資者治理能力往往受制于其信息獲取與解讀能力， 而交易所的網絡平臺互動能夠提升投資者的信息獲取與解讀能力[1] 。 根據前文所述的“互動易”平臺的功能與運行方式可知， 相對于傳統的由監管機構主導的信息披露模式， “互動易”平臺拉近了信息披露過程中參與主體的距離， 投資者可面對面地向公司表達其在投資決策中的信息訴求， 更加及時、便利地提出自己在信息獲取與使用中的疑問。 這一方式使得投資者從傳統信息披露模式下的被動接受變為主動獲取， 很大程度上調動了投資者參與信息披露的積極性。 當投資者掌握更多關于上市公司的信息后， 隨著信息透明度提高， 上市公司在信息披露中的隱藏信息與逆向選擇的代理問題可能得到更為有效的治理。

其次， 投資者通過平臺互動關注以聲譽與壓力形成對上市公司的治理。 聲譽機制的治理可以表現為激勵與懲罰的雙重作用。 聲譽受損可能影響管理層的薪酬與聘用關系， 損害上市公司形象與公司價值。 聲譽機制也可能激勵上市公司管理層積極維護與投資者的關系， 回應投資者的信息需求。 在聲譽機制發揮作用的過程中， “互動易”平臺通過改變信息傳播方式與傳播速度， 可能會更加凸顯聲譽機制的作用。 因此， 上市公司與投資者通過“互動易”平臺互動可以通過聲譽機制激勵上市公司提升信息披露水平。 同時， 鑒于“互動易”平臺交流的便利性， 投資者的關注度也隨之增加。 投資者通過“互動易”平臺互動并據此作出的決策直接影響到公司的股價、交易量等市場表現。 甚至， 投資者可能會因為不滿意互動中上市公司的回復與解答， 而直接“用腳投票”。 投資者在互動中的決策以及由此引發的市場表現又可能最終影響上市公司管理層的薪酬激勵等， 如果上市公司在平臺互動中處理不當還可能引起交易所關注， 甚至受到監管處罰。 因此， 上市公司管理層出于自身利益考慮可能會減少在信息披露中的逆向選擇行為， 而投資者通過“互動易”平臺社交媒體對上市公司的關注， 可能會通過壓力機制形成對上市公司管理層信息披露的積極治理作用。 在“互動易”平臺上， 投資者與上市公司互動的過程中首先需要投資者在向上市公司提問， 這種提問無疑需要對上市公司進行深度關注。 現有研究表明， 投資者關注能夠給上市公司帶來市場壓力， 發揮積極的治理作用[23]? 。

綜合以上分析可知， 網絡平臺互動能夠發揮積極的治理作用， 因此本文提出以下假設：

假設1： 上市公司和投資者通過深交所“互動易”網絡互動平臺的互動程度提高， 有利于提升上市公司的信息披露質量。

2. 產品市場競爭程度的調節作用。 當企業產品面臨的市場競爭不同時， 在信息披露過程中對市場反應的敏感性可能存在差異。 現有研究發現， 產品市場競爭會影響到公司的信息披露選擇， 但結論不盡一致。 早期的專有性成本假說（proprietary cost hypothesis）認為， 在產品競爭市場中， 公司在向投資者披露信息的過程中會擔憂其在產品市場上的競爭地位可能受損， 以及披露的信息有可能幫助其競爭對手做出更優決策， 從而損害公司價值[24] 。 這一觀點也得到了后續實證研究的支持[25]? 。 也有觀點認為， 產品市場競爭會促進信息披露。 產品市場競爭激烈的企業， 由于對資金的需求較大， 更希望通過信息披露獲得融資的優勢與便利， 所以產品市場競爭激烈的企業信息披露質量可能會更高[26] 。 而且， 公司認為不披露信息會降低其競爭地位， 產品市場競爭帶來的壓力會激發管理者的積極性[27] ， 有利于提高信息披露質量[28] 。

由以上研究可以看出， 產品市場競爭對信息披露選擇的影響存在差異。 同時， 產品市場競爭與不同公司治理機制之間可能存在替代或互補的關系[29] ， 即產品市場競爭可能加強或削弱不同公司治理機制對信息披露質量的影響。 本文認為， 當公司面對的產品市場競爭程度較低時， 通常意味著其處于一個壟斷行業， 由此可以取得相應的超額利潤， 面對投資者的問詢和互動， 即使不提高信息披露質量， 投資者也很難尋找另外的投資標的; 而當公司面對更加激烈的產品市場競爭時， 投資者則可以輕而易舉地找到替代的投資標的， 因此， 產品市場競爭可能進一步加強網絡平臺互動對信息披露質量的提升作用。 總之， 較高的產品市場競爭程度會改變公司在產品市場中的地位， 激發公司管理層對投資者所關注信息的重視， 加劇公司在互動平臺上與投資者互動的進一步影響， 進而強化了“互動易”平臺互動對信息披露治理的效果。

基于以上分析， 本文提出以下假設：

假設2： 隨著產品市場競爭程度的提高， 上市公司和投資者通過深交所“互動易”平臺互動對公司信息披露質量的提升作用進一步加強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取我國2010 ～ 2018年深交所A股上市公司為研究樣本， 研究網絡平臺互動對企業信息披露質量的作用， 以及產品市場競爭在其中的調節作用。 由于深交所互動平臺最初于2010年投入使用， 本文的樣本區間從2010年開始。 本文剔除了ST、?ST公司和上市當年的公司; 考慮到樣本數據的完整性和金融行業的特殊性， 本文還剔除了數據存在缺失值的樣本和金融行業的樣本。 最終得到2010 ～ 2018年11600個公司—年度樣本。 本文所運用的深交所“互動易”平臺問答板塊的互動數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）， 信息披露質量、產品市場競爭程度和其余各變量數據來自CSMAR數據庫。 為了防止極端值的影響， 本文使用的虛擬變量之外的所有變量均對1%以下和99%以上分位數進行了Winsorize處理。

（二）變量定義與度量

1. 信息披露質量（Dis-Quality）。 針對信息披露質量的度量， 參考曾穎和陸正飛[30] 、陳運森[31] 的方法， 采用深交所信息披露考評的結果， 將A（優秀）賦值為4， B（良好）賦值為3， C（合格）賦值為2， D（不合格）賦值為1。

2. 網絡平臺互動程度（hudong）。 深交所“互動易”平臺問答板塊的開通為本文提供了良好的數據來源， 問答數量的多少代表了上市公司與投資者之間互動程度的高低， 問答數量越多說明上市公司與投資者之間互動越多。

參考已有研究[32，33] ， 本文將年度內上市公司收到的有效提問總數（NumberQues）加1取自然對數， 得到代表投資者提問的指標tw， 即：

tw=ln（NumberQues+1）? （1）

對于當年沒有收到投資者提問的公司， NumberQues取0。

雖然深交所要求上市公司對互動平臺上的投資者問詢作出解釋回答， 但是在整理數據的過程中發現仍然存在沒有得到上市公司回答的提問， 因此將當年上市公司的回答數（NumberResp）加1取自然對數， 得到代表上市公司回答的指標hd， 即：

hd=ln（NumberResp+1）? ? ? ? ? ? ? （2）

對于當年沒有回復投資者提問的公司， NumberResp取0。 由于有問無答的提問實際上并沒有起到互動效果， 因此相較于tw， hd這一指標更能反映上市公司與投資者的互動程度。

除此之外， 本文還參考已有研究[1，2] ， 采用上市公司當年的回答總字數加1然后取自然對數度量網絡平臺互動程度， 如式（3）所示：

interact=ln（wd+1）? ? ? （3）

其中， interact代表網絡平臺互動程度， wd代表上市公司當年在互動平臺上的回答總字數。

3. 產品市場競爭程度。 對于產品市場競爭程度的度量， 常見的指標包括行業的市場集中度比率（CRn）和赫芬達爾—赫希曼指數（HHI）[34，35] 。 本文在主檢驗部分采用行業的市場集中度比率度量產品市場競爭程度， 在穩健性檢驗部分采用赫芬達爾—赫希曼指數度量產品市場競爭程度。 具體來說， 行業的市場集中度比率采用式（4）計算：

CRn=? ? ?Xi/X? （4）

式（4）中， Xi取行業內前n大公司單個公司的主營業務收入， X取該公司所屬行業的主營業務收入合計， 具體數據來自國泰安數據庫。 CRn的數值越小， 說明公司所處的行業競爭越激烈。 實證過程中， n分別取4和8。

4. 控制變量。 參考王斌和梁欣欣[6] 的研究， 本文在實證檢驗中控制了公司財務狀況、公司治理和外部環境的相關變量， 具體變量含義和度量參見表1。

（三）模型設計

本文設計了模型（5）以檢驗假設1， 即網絡平臺互動對信息披露質量的影響。 同時， 考慮到信息披露質量Dis-Quality為有序變量， 本文沒有采用傳統的OLS方法， 而是采用排序模型進行回歸分析。 具體來說， 在主檢驗部分本文采用的是order probit模型， 在穩健性檢驗部分采用的是order logit模型， 進一步保證結果的穩健性。

Dis-Qualityi，t=α0+α1hudongi，t+αjControli，t+

εi，t? （5）

在模型（5）中， i代表上市公司， t代表年度， 被解釋變量為上市公司的信息披露質量Dis-Quality; 解釋變量為網絡平臺互動程度hudong， 實證過程中分別取tw、hd和interact; Control為控制變量。 根據假設1， 本文預期模型（5）中α1顯著為正。

進一步地， 本文設計了模型（6）以驗證假設2， 即產品市場競爭在網絡平臺互動對信息披露質量影響中的調節作用。

Dis-Qualityi，t=α0+α1hudongi，t+

α2hudongi，t×CRni，t+αjControli，t+

εi，t? （6）

在模型（6）中， CRn代表產品市場競爭程度， 實證中分別取CR4和CR8， 其余各變量的含義與模型（5）相同， 不再贅述。 根據假設2， 本文預期模型（6）中α2顯著為負。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2列示了本文各研究變量的描述性統計結果。

表2列示的結果顯示， Dis-Quality均值為3.0474， 中位數為3， 說明深交所上市公司總體信息披露質量較好; tw和hd的均值分別為4.4889和4.4119， 中位數分別為4.6728和4.6151， 均值與中位數比較接近， 并且tw的均值和中位數均高于hd， 說明確實存在一部分上市公司未對投資者的問詢進行答復的情況。 interact的均值為8.3306， 中位數為8.6269， 均值與中位數比較接近， 基本滿足正態分布。 CR4和CR8的均值分別為0.4774和0.6228， 中位數分別為0.4733和0.5991， 均值與中位數比較接近， 基本滿足正態分布。 其他控制變量的均值與中位數基本處于合理范圍。

（二）均值檢驗

本文以網絡平臺互動的均值和中位數為標準進行分組， 對比檢驗了Dis-Quality的均值在兩組之間的差異。 具體來說， 本文將高于均值或中位數的樣本設定為HIGH樣本組， 低于均值或中位數的樣本設定為LOW樣本組， 具體檢驗結果如表3所示。 表3中Panel A ～ Panel C的結果均顯示， 無論以tw、hd還是interact的均值或中位數為標準進行劃分， 高網絡平臺互動樣本組的信息披露質量均顯著高于低網絡平臺互動樣本組， 初步驗證了假設1， 即網絡平臺互動對上市公司的信息披露質量存在正向影響。

（三）相關性分析

表4報告的是主要變量之間的Pearson相關系數， 結果顯示， tw、hd與interact各變量之間均顯著正相關， 說明采用三種方法度量的互動程度具有一致性; tw、hd和interact均與Dis-Quality在1%的水平上顯著正相關， 說明互動程度與信息披露質量之間存在正相關關系， 同樣支持了假設1。

（四）網絡平臺互動與信息披露質量的實證結果分析

1. 對假設1的多元回歸結果。 表5列示的是模型（5）的order probit的回歸結果， 其中列（1）和列（2）列示的是tw的回歸結果， 列（3）和列（4）列示的是hd的回歸結果， 列（5）和列（6）列示的是interact的回歸結果。 列（1）、列（2）的結果均顯示tw與Dis-Quality在1%的水平上顯著正相關; 列（3）、列（4）的結果均顯示hd與Dis-Quality在1%的水平上顯著正相關; 列（5）、列（6）的結果均顯示interact與Dis-Quality在1%的水平上顯著正相關。 以上結果均表明上市公司與投資者的互動越多， 信息披露質量越高， 即網絡平臺互動增加有利于提高上市公司信息披露質量， 假設1得到了實證支持。

2. 內生性處理。

（1）工具變量法。 參考岑維等[32] 的方法， 選用上市年限（Age）作為工具變量進行檢驗， 回歸結果如表6所示， 即tw、hd和interact均與Dis-Quality在1%的水平上顯著正相關。 這說明采用工具變量法處理內生性問題后， 網絡平臺互動仍然對信息披露質量具有提升作用， 本文的假設1依然成立。

（2）傾向得分匹配法。 本文還采用傾向得分匹配法對主檢驗的結果進行內生性問題的處理。 具體來說， 本文首先以網絡平臺互動的中位數為標準進行分組， 將高于中位數的樣本劃分為處理組， 低于中位數的樣本劃分為控制組， 采用最近鄰匹配法進行一對一匹配， 最后基于匹配后的樣本重新進行回歸分析。 PSM后的回歸結果如表7所示。 PSM后的結果與表5基本一致， 進一步支持了本文的假設1。

（3）采用解釋變量的滯后一期進行回歸。 除以上兩種方法外， 本文還參考岑維等[32] 的方法， 采用網絡平臺互動的滯后一期數據（L.tw、L.hd和L.interact）與信息披露質量進行回歸， 以解決可能存在的內生性問題， 結果如表8所示。 表8中的結果與表5基本一致， 再次支持了本文的假設1。

3. 穩健性檢驗。

（1）代理變量的衡量。 針對網絡平臺互動， 本文以其中位數為標準進行分組， 將高于中位數的樣本賦值為1， 低于中位數的樣本賦值為0， 構造tw01、hd01和interact01變量重新與Dis-Quality進行回歸分析， 結果如表9中列（1） ～ （3）所示。 表9中列（1） ～ （3）的結果與表5基本一致， 進一步支持了本文假設1的結論。

針對信息披露質量， 參考陳運森[31] 的方法， 將信息披露質量評級結果為A（優秀）或B（良好）的上市公司賦值為1， 評級結果為C（合格）或D（不合格）的上市公司賦值為0， 得到啞變量Dis-Quality01重新度量信息披露質量。 回歸結果如表9中列（4） ～ （6）所示， 結果顯示tw與Dis-Quality01正相關但不顯著， hd和interact分別與Dis-Quality01在5%和1%的水平上顯著正相關。 考慮到hd和interact更能代表上市公司與投資者之間的互動程度， 因此總體上可以認為本文假設1的結論保持穩健。

（2）改變回歸方法。 上文針對模型（5）的回歸采用的是order probit模型， 這里采用order logit模型對其進行穩健性檢驗， 結果如表10所示。 表10中的結果與表5基本一致， 說明本文假設1的結論不會受到回歸方法的影響。

（五）產品市場競爭調節作用的實證結果分析

1. 對假設2的多元回歸結果。 表11列示的是模型（6）的order probit的回歸結果。 結果顯示， tw×CR4、hd×CR4、interact×CR4、tw×CR8、hw×CR8和interact×CR8均與Dis-Quality在1%的水平上顯著負相關， 說明產品市場競爭在網絡平臺互動對信息披露質量的影響中起調節作用， 當產品市場競爭程度越大， 網絡平臺互動對信息披露質量的提高作用越顯著， 支持了本文的假設2。

2. 內生性處理。 針對本文假設2中可能存在的內生性問題， 本部分同樣運用工具變量法（IV）、傾向得分匹配法（PSM）以及采用解釋變量滯后一期進行回歸的方法對其進行處理， 具體處理方法與之前相同， 回歸結果的系數符號和顯著性均與表11沒有明顯差異， 說明在經過內生性處理后假設2依然成立。

限于篇幅， 以上結果未列出。

3. 穩健性檢驗。

（1）代理變量的衡量。 針對產品市場競爭， 采用赫芬達爾—赫希曼指數（HHI）重新度量產品市場競爭程度進行穩健性檢驗， HHI的計算方法如式（7）所示：

HHI=? ? ?（Xi/X）2? ? （7）

式（7）中， Xi取單個公司的主營業務收入， X取該公司所屬行業的主營業務收入合計， 具體數據來自國泰安數據庫。 HHI越小， 表明產業內公司之間的競爭越激烈。 采用HHI度量產品市場競爭程度的回歸結果如表12所示， 結果與表11基本一致， 進一步支持了假設2。

（2）改變回歸方法。 上文針對模型（6）的回歸采用的是order probit模型， 這里采用order logit模型對其進行穩健性檢驗， 結果如表13所示。 表13中的結果與表11基本一致， 說明本文假設2的結論不會受到回歸方法的影響。

五、研究結論

本文以2010 ～ 2018年我國深交所A股上市公司為樣本， 研究了“互動易”平臺互動對信息披露的治理作用， 以及產品市場競爭在其中的調節作用。 研究結果顯示： 第一， 上市公司與投資者通過“互動易”平臺進行的互動程度提高有助于信息披露質量提升; 第二， 產品市場競爭在網絡平臺互動對信息披露質量的影響中起調節作用， 產品市場競爭程度越大， 網絡平臺互動對信息披露質量的提升作用越顯著。 在經過IV、PSM和采用解釋變量滯后一期進行回歸三種方法處理內生性問題， 以及改變代理變量衡量方法和改變回歸方法進行穩健性檢驗后， 以上結論依然成立。

本研究豐富了對網絡互動平臺特別是我國特有的由交易所開發的互動平臺對資本市場影響的研究; 此外， 發現了對上市公司信息披露質量進行外部治理的新路徑， 為交易所引導投資者積極向上市公司提問和上市公司積極回復投資者問詢提供了經驗證據。

【 注 釋 】

① 由于這一研究成果目前只有2008 ～ 2016年的市場化總指數， 并且2014年以后市場化的進展總體比較緩慢， 因此2017年和2018年的市場化總指數用2016年的數據來代替。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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