機構投資者與智力資本信息披露
——來自中國A股高科技公司的經驗證據

傅傳銳，張宇，李秋紅，王焰輝

(福州大學 經濟與管理學院，福建 福州 350108)

智力資本信息披露是近年來公司金融學與智力資本學科的交叉研究熱點。智力資本是以知識密集為典型特征的生產要素聚合體，在智力資本內部，按照生產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構資本兩大類。人力資本要素是以員工的知識、技能與經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，結構資本是諸如企業文化、管理方法、制度流程、發明創造、專有技術、品牌聲譽、客戶關系等已經被固化入企業組織體的生產要素。智力資本的無形性與公允價值量化的客觀困難，導致大部分的智力資本要素難以納入企業強制性信息披露制度范疇，而不得不依靠企業內部管理者的自由裁定。然而，作為與企業核心運營活動息息相關的智力資本信息，無疑是外部投資者了解、掌握公司經營狀態與發展前景的關鍵。智力資本信息披露水平越高，越能消除投資者對企業估值的偏差，提升資本市場的有效性。自2000年中國證監會提出“超常規培育與發展機構投資者”以來，包括基金、社保、QFII等在內的各類機構投資者快速擴容。2017年底，中國A股市場的機構投資者持股總量占全部流通A股的比重已達到71%[1]，可見機構投資者已成為中國資本市場的中堅力量。2019年，中國證監會進一步提出引導更多中長期資金入市，繼續壯大機構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投資者被寄予促進資本市場高質量發展的重托(1)機構投資者能通過參與上市公司治理、建立與內部高管的私人聯系等多種途徑影響包括信息披露在內的公司決策。。那么，一個自然而然的問題是，機構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投資者與智力資本信息披露間的關系予以探討。來自智力資本領域的研究，從企業內外部的視角出發檢驗了可能影響企業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]，也有產品市場競爭、財務特征[5-6]，但卻忽略了作為重要股東的機構投資者在企業智力資本信息披露過程中可能扮演的特定角色。機構投資者方面的文獻雖然研究了機構投資者對被投資企業信息透明度的影響，但既未形成一致的結論[7]，也未能將智力資本信息從籠統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信息，它能顯著增進信息使用者關于企業價值創造邏輯的理解，進而做出更加精準的價值評估決策。有關機構投資者針對智力資本信息進而對所投資企業的智力資本信息披露行為的態度，不能寄希望于機構投資者與企業發布的信息總量水平間的關系研究作出籠統解釋。

在經濟直覺上，機構投資者對于所投資企業的智力資本信息披露的態度可能是“騎墻”的。機構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濟人本性。憑借對所投資企業具有話語權的持股比例，機構投資者可以從所投資企業的內部高管手中獲取關于智力資本的一手信息，并左右企業的信息披露決策，減少智力資本信息的對外公開。這樣，機構投資者可以獨享企業的智力資本內部信息，進而做出較其他投資者更加精準的估值預判。顯然，機構投資者究竟是堅守有擔當的治理型股東的道義，還是屈從于無法抗拒的“人無我有”的信息誘惑，更多是一個經驗性的問題。除此之外，企業的其他內外部因素也可能影響機構投資者關于所投資企業智力資本信息披露的態度。如：不同類型的機構投資者可能在對企業決策的影響力方面存在差異；環境不確定程度的高低可能影響智力資本信息對于機構投資者的有用性；高管與機構投資者間的合作程度也可能因企業最終控制人的產權性質差異而有所不同，等等。因此，將這些潛在影響因素也納入機構投資者與智力資本信息披露的關系研究框架，無疑能夠得出更為細致、全面的研究結論。

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，實證檢驗機構投資者與智力資本信息披露水平間的關系以及機構投資者類型、環境不確定性、產權性質、企業生命周期與產品市場競爭對這一關系的調節效應。本文的可能創新或貢獻在于兩個方面。一是首次研究了機構投資者持股與上市公司智力資本信息披露行為間的關系，不僅從機構投資者的視角拓展了智力資本信息披露發生機制研究，而且豐富了機構投資者在信息披露方面經濟后果的文獻。二是首次利用中國智力資本信息披露大樣本數據，揭示了機構投資者對上市公司智力資本信息披露的抑制效應以及這一效應在機構投資者類型、環境不確定性、產權性質、市場競爭程度與企業生命周期階段不同的情境下異質性特征。

一、理論分析與假設

盡管諸多文獻就機構投資者與信息披露間的關系展開探討，但尚無定論。既有文獻認為機構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，認為企業內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。機構投資者以長期投資收益為導向，能夠憑借其龐大的資金體量降低監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略聯盟的角度出發，認為機構投資者可能出于自身利益的考慮而與內部管理者構建合作關系，放棄參與治理[12-13]。如機構投資者對企業的監督、糾錯行為可能引發外界對企業形象的負面理解或破壞機構投資者與企業間的合作關系時，機構投資者會遵循利益至上的原則，缺乏改善公司治理的意愿。機構投資者對企業的持股比例越高，治理行為可能產生的一系列對機構投資者利益的消極影響越大，機構投資者的監督職能越弱化。當然，內部管理者也會對機構投資者的“知難而退”投李報桃，迎合機構投資者的需求，實現雙方在戰略聯盟中的共贏。

智力資本的價值性、稀缺性、難以模仿與替代等異質性特征使之成為企業價值創造過程的戰略性資源[14]。一方面，智力資本信息不同于一般財務信息，它是關乎企業核心經營活動甚至商業機密的重要內容。規模巨大的資金體量使機構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。價值投資要求機構投資者能夠在企業內在價值尚未被市場充分挖掘時提前入場布局。這意味著，機構投資者必須能夠對投資標的做出比普通投資者更加精準的價值判斷。顯然，智力資本信息所蘊含的企業內部運營的關鍵內容能夠幫助機構投資者更深入地理解企業的價值創造邏輯，揭示企業未來發展前景，進而為機構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內在價值的認知，進而吸引更多投資者買入股票，造成股價上漲，推高機構投資者建倉階段的吸籌成本。因此，機構投資者作為經濟人，存在通過與內部管理者建立戰略聯盟以獲取未公開的智力資本信息，同時干預企業信息披露決策，降低企業對外智力資本信息透明度的機會主義行為傾向。并且，機構對投資標的的持股比例越高，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投資者間的合作關系、尋求機構的投票權支持，也往往會迎合機構維持信息優勢的需要，減少智力資本信息披露。基于此，我們提出如下假設：

假設H1：機構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，不同機構投資者在具體投資目標、投資偏好與要求回報率方面有所差異，進而導致不同類型的機構投資者對企業行為的影響存在異質性[15]。對特定標的的持股比例高、持股時間長、交易不頻繁，追求較長時間段內的紅利與股價上升回報的機構投資者屬于穩定型投資者。與之相比，對特定標的的投資規模較小，持股時間較短、交易較頻繁，且以短期內的買賣價差為收益目標的機構投資者屬于交易型投資者[7，16-18]。穩定型機構投資者長期跟蹤所投資企業，建立了與企業內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，不僅有利于其與管理層間的共謀合作以獲取智力資本內幕信息，而且能夠直接左右企業的信息披露決策，阻止企業對外披露更多的智力資本投資運營動態，利用私有的智力資本信息實現長期超額收益。交易型機構投資者持股時間短，與企業管理層間往往難以形成長期互信的協同關系，較低的持股比例也令其無法對企業決策產生實質性的影響。因此，穩定型機構投資者較交易型機構投資者擁有更強的獲取智力資本內部信息，并減少智力資本信息公開以維持信息優勢的能力。因此，我們提出如下假設：

假設H2：與交易型機構投資者相比，穩定型機構投資者對企業智力資本信息披露的抑制效應更強。

企業所處環境的不確定性通過影響企業的銷售收入、經營成本與風險[19-20]，進而影響資本市場對企業內在價值的判斷。環境不確定程度越高，不同投資者關于企業盈利能力與成長性的觀點分歧越大，估值決策異質性越強。然而，正如資源基礎理論所指出的，決定企業長期價值成長的關鍵在于企業擁有或控制的各類智力資本要素，而非外部環境[14，21]。因此，憑借著對企業內部智力資本信息的分析與挖掘，機構投資者能夠透過外部環境不確定的表象，深層次理解企業的競爭優劣勢所在，能夠較普通投資者更早預知企業未來發展趨勢。顯然，智力資本信息有助于機構投資者在外部環境不確定的情形下，甄別出被市場低估的企業，進而提前布局。并且，越是處于高度不確定性的環境中，企業越是可能被市場普通大眾所“錯殺”，機構投資者利用智力資本信息進行價值預判，尋找未來可持續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境，機構投資者在面對高不確定性環境時，有著更強的動力去阻止其所跟蹤投資的企業披露智力資本信息以牟取信息獨享帶來的超額收益。基于上述分析，我們提出如下假設：

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

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2010—2015年間滬深A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，我們以證監會行業分類中醫藥、生物制品、電子、信息技術、機械、設備、儀表業作為高科技行業。智力資本信息披露數據來自福州大學開發的智力資本信息披露指數，機構投資者持股比例數據來自WIND 數據庫，其他數據取自CSMAR、RESSET數據庫。為避免同期智力資本信息披露與機構投資者持股間互為因果的內生性問題，我們對機構投資者持股進行滯后一期處理，即使用2010—2014年間的機構持股數據，智力資本信息披露使用2011—2015年間的數據。我們還剔除了存在數據缺失、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

本文使用福州大學課題組開發的智力資本信息披露指數(Intellectual Capital Disclosure Index, ICDI)度量智力資本信息披露水平[6，24]。該指數是目前智力資本文獻中應用較廣泛的披露指數，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、員工的工作經歷、員工職業資格與職稱、員工的生產效率、員工團隊、員工工作態度、企業家精神、管理哲學、管理方法、業務流程、企業文化、信息與網絡系統、著作權、軟件、商標權、商業秘密、售后支持功能、企業品牌、企業所獲榮譽或獎項、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、企業間業務合作、企業與供應商的關系、企業與大學和科研機構的關系、企業與政府的關系、企業與所在社區的關系、企業與員工的關系等32個項目。。當年報中存在特定智力資本信息的披露內容時，對應的披露項目計1分，否則計0分。在原始數據打分的基礎上，智力資本信息披露指數(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指數值處于[0,1]范圍，數值越接近1，表明智力資本信息披露水平越高。

2.機構投資者持股

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

3.調節變量

針對機構投資者的異質性，借鑒ELYASIANI et al.[16]、牛建波等[7]、李爭光等[17]、史永等[18]的做法，我們首先計算機構投資者的IOS指標，即上市公司在t-1年度機構投資者持股比例與t-2、t-3、t-4年度的機構持股比例的標準差之比。當上市公司IOS指標大于等于當年其所處行業的IOS中位數時，該上市公司的機構投資者為穩定型機構投資者。否則，判定該上市公司機構投資者為交易型投資者。

針對環境不確定性，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度量環境不確定程度。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年值分別設定為5，4，3，2，1，當年為5，上一年為4，以此類推；α為常數項；β為估計系數；殘差ε為非正常銷售收入。我們以近5年ε的標準差除以Sale的均值，得到未經行業調整的企業環境不確定系數(EU1)。而后再將EU1除以企業所處行業的年度EU1中位數，進而得到經行業調整的環境不確定指數(EU)。我們將EU大于等于中位數的樣本歸入環境不確定程度高樣本，否則，劃入低環境不確定性樣本。

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：資產收益率(Roa，凈利潤/期末資產總額)、財務杠桿(Lev，期末總負債/期末總資產)、公司規模(Size，期末總資產的自然對數)、兩職狀態(Duality，董事長和總經理由不同人擔任時為1，否則為0)、獨立董事比例(Independent，獨立董事人數/董事會人數)、營業收入增長率[Growth，(當年主營業務收入-上年主營業務收入)/上年主營業務收入]、產權性質(Property，國有控股為1，否則為0)、股權制衡(Balance，第2到第10大股東持股數/第1大股東持股數)。

(三)模型設定

為檢驗假設H1，我們構建了如下方程

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；Control為控制變量向量，包括資產收益率(Roa)、財務杠桿(Lev)、公司規模(Size)、兩職狀態(Duality)、獨立董事比例(Independent)、營業收入增長率(Growth)、產權性質(Property)、股權制衡(Balance)；Industry、Year為行業、年份虛擬變量。為避免同期機構持股與智力資本信息披露間可能存在的內生性，我們在回歸中使用t-1期的機構持股比例。根據研究假設H1，我們預期系數顯著為負。為檢驗假設H2，我們對穩定型機構投資者樣本(IOS≥中位數)與交易型機構投資者樣本(IOS<中位數)分組估計方程(3)。為檢驗假設H3，我們對環境不確定性高樣本(EU≥中位數)與環境不確定性低樣本(EU<中位數)分組進行方程(3)回歸。我們預期，在穩定型機構投資者樣本(環境不確定性高樣本)中，系數不僅顯著為負，而且其系數絕對值明顯大于交易型機構投資者樣本(環境不確定性低樣本)中的對應系數絕對值。

三、實證分析

(一)描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。表1顯示，ICDI的均值為0.468 6、中位數為0.468 8、最小值為0.187 5、最大值為0.750 0。可見，現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，中位數為0.328 3，最小值為0.001 0，最大值為0.855 3，說明機構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持股比例也是差距懸殊，機構持股最多的公司機構持股比例約為86.0%，機構持股比例最低的公司僅有0.1%的流通股份由機構持有。從控制變量來看，樣本公司的平均資產收益率約為4%，資產負債率為38%，將近70%公司的董事長不兼任總經理，獨立董事人數占董事會總人數的37%，約28%的公司為國有控股。

表1 變量描述性統計

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

圖1 樣本期間ICDI與Inst變化

(二)相關性分析

表2報告了兩兩變量間的相關性檢驗結果。表2顯示，ICDI與Inst間的Pearson相關系數為-0.048，且在1%水平上統計顯著，Spearman相關系數為-0.051，也在1%水平上顯著。這表明智力資本信息披露與機構持股比例間存在顯著為負的關系，初步支持了假設H1。從兩兩自變量間的相關程度看，不論是Pearson相關系數還是Spearman相關系數都在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 相關性分析

(三)回歸結果

1.全樣本回歸

表3報告了全樣本下方程(3)的回歸結果。表3的(1)、(2)列為分別單獨放入控制變量與Inst的回歸結果，(3)列為放入全部變量的回歸結果。表3顯示，Inst在(2)、(3)列中的估計系數分別為-0.018 7、-0.028 2，在5%、1%水平上統計顯著。這表明機構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H1得到證實。

表3 全樣本回歸結果

表3還顯示，在(1)、(3)列中，Roa、Size的估計系數在1%水平上顯著為正，Lev的估計系數在1%水平上顯著為負，Duality、Property的系數也在10%或5%水平上顯著為負。這結果意味著，盈利能力強、資產規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報告了分組回歸結果。表4顯示，在穩定型機構投資者分樣本中，Inst的估計系數為-0.040 7，且在1%水平上統計顯著，而在交易型機構投資者樣本中，Inst的系數雖然也為負(-0.018 5)，但不具有統計顯著性。顯然，Inst在穩定型機構投資者樣本中的估計系數絕對值明顯大于其在交易型機構投資者樣本中的系數絕對值，顯著性也明顯強于后者。這表明穩定型機構投資者能對上市公司的智力資本信息披露發揮顯著負向的影響，而交易型機構投資者這一影響相對較弱。因此，假設H2得到驗證。在環境不確定性高的樣本中，Inst的系數值為-0.036 2且在5%水平上顯著。在環境不確定性低的樣本中，Inst的系數值僅為-0.004 7且不顯著。因此，相對處于低不確定性環境中企業而言，機構投資者對處于高不確定性環境中企業的智力資本信息披露施以更強的抑制作用。因此，假設H3得到支持。

表4 分樣本回歸結果

3.穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠，我們進行了以下3個方面的穩健性檢驗。第一，借鑒傅傳銳等[23]的研究，利用5點打分法區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能夠反映智力資本信息披露的質量。我們對以純文字、非貨幣型數字、貨幣型數字、圖表形式描述的智力資本信息，分別計1分、2分、3分、4分。將重新構建的ICDI指數放入方程(3)中，重復前文回歸過程。第二，使用等區間賦值法重新計算ICDI指數。當ICDI指數值處于[0，0.1)區間時，取值 1；處于[0.1，0.2)區間時，取值 2；處于[0.2，0.3)區間時，取值 3；以此類推，處于[0.9，1]區間時，取值 10。這樣，不僅方便將不同披露水平層級的ICDI指數彼此區分開來，而且能夠避免主觀賦值可能出現的披露水平相同或相當但披露分值差異的問題。我們將等區間賦值的ICDI指數放入方程(3)，重復前文的回歸過程。第三，替換機構持股比例指標。為避免短期內機構投資者持股變化對回歸結果造成干擾，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投資者持股比例的平均值作為上市公司當年的機構持股比例。重新得到的估計結果與前文結論無實質性差異(表5)。

表5 穩健性檢驗結果

四、進一步拓展研究

(一)企業生命周期不同階段上機構投資者與智力資本信息披露關系的異質性

企業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]。在企業初創期，包括智力資本在內的各類資源貧乏。隨著企業不斷發展，其對智力資本的重視程度不斷提高，持續投入對員工素質、企業文化、研發創新、品牌形象、客戶關系等智力資本要素的培育開發。在成熟期，企業的各類智力資本稟賦與價值創造能力達到較為穩定的峰值。在這之后，企業進入衰退期，業務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。顯然，對于機構投資者來說，處于成長期、成熟期階段企業盈利能力強，股價上漲空間較大，此時企業不斷加碼的智力資本投資運營活動的內部信息能夠幫助投資者更準確地掌握企業的收益質量與可持續性，進而做出前瞻性的投資決策。相反，衰退期企業前景堪憂，股價難以上漲，萎縮的智力資本投資的相關信息對機構投資者的決策有用性減弱。因此，與處于衰退期的企業相比，機構投資者對成長期、成熟期階段的企業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、成熟期企業中，機構投資者持股與智力資本信息披露間的負相關性較在衰退期企業中更加明顯。

根據上述分析，我們利用DICKINSON[29]提出的基于企業經營現金流、投資現金流與融資現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的判定法在財務領域得到了較為廣泛的應用，如DONOHOE et al.[30]、譚燕等[31]、李英利等[32]。該方法根據不同現金流方向的組合將企業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：新生期為經營現金流、投資現金流都為負，融資現金流為正的階段；成熟期為經營現金流為正，投資現金流與融資現金流為負的階段。。由于中國上市公司IPO時通常已經不再處于新生期，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。出于穩健性考慮，我們同時對各分樣本進行了前文3個穩健性檢驗。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的估計系數都不顯著。這意味著機構投資者對成長期、成熟期企業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中十分有限，缺乏實質性效果。顯然，較之于衰退期企業，成長期、成熟期企業的智力資本信息對于機構投資者的獨享吸引力更大，機構投資者更傾向于對這些企業實施操縱智力資本信息披露的行為以維護自身的信息優勢。

表6 不同生命周期階段企業的機構投資者持股與智力資本信息披露回歸結果

(二)不同產權性質下機構投資者與智力資本信息披露關系的異質性

產權性質的差異使部分國有控股企業有著不同于民營企業的治理特征，并表現為相對較低的治理效率[34-35]。國有控股企業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“內部控制人”的困境。智力資本形成過程的社會復雜性、因果模糊性與對歷史特定條件的依賴性特征，導致其投入產出存在不確定性，這使作為理性經濟人的高管傾向于延遲或減少智力資本投資開發活動。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疑。這意味著，較之于民營企業，機構投資者持股與國有控股企業的智力資本信息披露間的負相關關系更強。

基于上述分析，我們根據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組，并進行方程(3)的分組回歸。表7報告了相應的估計結果。表7顯示，盡管Inst的估計系數在所有列中都為負，但就顯著性而言，其在國有控股組中的估計系數全部都在1%或5%水平上統計顯著，并且在系數絕對值上明顯大于對應的民營企業組的系數絕對值。顯然，與民營企業相比，機構投資者對國有控股企業的智力資本信息披露的抑制效應更強。

表7 不同產權性質下機構投資者持股與智力資本信息披露回歸結果

(三)不同產品市場競爭環境中機構投資者與智力資本信息披露關系的異質性

已有文獻發現，產品市場競爭能通過業績標尺與破產威脅發揮外部治理效應[37]。在激烈的產品市場競爭中，外部投資者可以通過行業內企業業績比較進而對管理者的工作成效進行更直接的評判。經營不善的企業在激烈市場競爭中更易于破產，而一旦破產，管理者將面臨失業、職業聲譽受損等不利局面。因此，當企業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在智力資本培育開發方面的業績，也為企業吸引更多的分析師關注，提高市場估值，降低股權融資成本，減少企業破產風險。這無疑有助于管理層抵制機構投資者試圖隱匿企業智力資本信息披露的機會主義行為。所以，產品市場競爭存在對機構投資者與智力資本信息披露間關系的調節作用，產品市場競爭越激烈，機構投資者與智力資本信息披露的負相關關系越弱。

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

表8 不同產品市場競爭環境中機構投資者持股與智力資本信息披露回歸結果

五、結語

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

上述研究結論為我們提供了重要啟示。第一，相關部門應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。現階段尚未形成統一、規范的智力資本信息披露指南，利益相關者可能出于自利動機，導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價值，加大了市場波動的系統性風險。通過制定、落實智力資本披露操作規范，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，監管部門應引導、督促機構投資者發揮積極治理、負責任的大股東作用。相關部門應加大對機構投資者與企業內部管理者合謀操縱信息披露行為的甄別、認定與處罰力度，提高機構投資者實施機會主義行為的成本；同時，建立機構投資者的負責任評價清單，對能推動所投資企業的公司治理完善、智力資本信息披露質量提高的機構投資者給予物質或聲譽方面的激勵。第三，上市公司應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，而且能夠避免少數機構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。