信息披露質量對企業風險承擔的影響

■鄧 偉，陳佳明

一、引言與文獻綜述

風險承擔能力，是指企業為追求高利潤而承擔高風險的能力，也就是商業冒險精神或進取精神。現代經濟處于機遇與挑戰并存的環境之中，企業唯有不斷地進行產品、技術、商業模式等方面的創新，才能應對行業內外的競爭和挑戰，實現企業的持續發展。然而，創新很有可能失敗，管理層甚至可能因此被解雇，因此企業只有具備足夠的風險承擔能力，才會持續不斷地進行創新。

已有研究顯示，影響企業風險承擔的因素有很多，包括了宏觀層面因素、企業層面因素和高管個人層面因素。在宏觀層面，Mclean 和Zhao（2014）發現，當宏觀經濟處于繁榮期時，企業風險承擔較高，而當經濟衰退、市場低迷時，企業投資決策趨于保守，風險承擔較低。Habib和Hasan（2015）發現，當投資者情緒處于非理性的高漲狀態時，企業外部融資成本相對降低，管理者往往為迎合這種現象而采取更多的風險決策。倪驍然和朱玉杰（2017）研究發現，賣空壓力能夠降低企業的風險承擔水平，且這種降低作用在較低治理水平的企業中表現得更加顯著。

在企業層面，企業的成長機會和治理機制對風險承擔有重要影響。Habib和Hasan（2015）研究發現，在不同的生命周期階段，企業的風險承擔能力往往不同。其中，處在發展期和衰退期階段的企業往往具有較高的風險承擔水平。李文貴和余明桂（2012）發現，企業所有權性質影響著企業風險承擔能力，國有企業的經營決策易受政府干預，會更多地選擇穩健、低風險的投資項目。Wang（2012）發現，企業的風險承擔水平與董事會的規模負相關，小規模的董事會更有利于企業的風險決策。李海霞和王振山（2015）發現，權力較大的CEO 有更強的風險承擔。李小榮（2014）的研究表明，股權激勵具有利益協同效應，若管理者財富對股票價格波動表現出較強的敏感性，則管理者更愿意承擔風險。

在企業高管個體層面，企業決策的制定和執行是通過管理層來完成的，管理層的風險偏好會影響到企業如何選擇風險項目。Roussanov N L.et al.（2012）研究發現，管理層對風險項目的選擇受到婚姻情況的影響，當CEO為已婚時，其身上的責任更重，因此在面臨風險時，管理層會傾向于采取更保守的行為。Peltomaki J.et al.（2015）發現，年齡越大的CEO越保守，更加傾向于規避風險。Faccio M. et al.（2016）發現，相對于男性而言，女性高管更加傾向于回避風險，女性任職CEO 的企業通常有著更低的負債率。

雖然已有文獻研究了各種影響企業風險承擔的因素，但尚無文獻從信息披露質量這一角度進行考察。事實上，企業與投資者之間往往存在信息不對稱問題，信息披露質量一方面會影響外部投資者的投資風險評估，進而影響投資者結構，另一方面他也會影響企業的經營決策和內部治理，進而影響企業的經營績效及風險承擔水平。袁東任和汪煒（2015）、張文菲和金祥義（2018）雖研究了信息披露質量對研發投入或成果的影響，但重在考察融資約束和代理成本。本文擬從投資者結構視角考察信息披露質量對企業風險承擔的影響，進一步拓展企業風險承擔影響因素的經驗證據分析。

二、研究假設

企業的信息披露質量關系到投資者的投資風險，故信息披露質量會影響投資者的結構，進而反過來影響企業的風險承擔水平。首先，良好的信息披露質量可以提高長期投資者的比例。對投資者而言，信息不對稱會產生投資風險。投資者的持股時間越長，投資者面臨的風險就越大。信息不對稱越嚴重，投資者面臨的風險就高，投資者的持股時間就越短；相反，信息不對稱越弱，投資者面臨的風險就越低，投資者的持股時間就越長。在給定信息不對稱程度的情況下，為減少投資風險，投資者會盡可能縮短持股時間。因此，提高信息披露質量可以減輕企業管理者與投資者之間信息不對稱帶來的風險，有助于吸引那些注重長期收益的長期投資者（彭丁和楊長虹，2013）。

而長期投資者比例的提高有利于企業提高風險承擔水平。一是長期投資者更重視企業的長期投資價值，對成長性更高的企業會賦予更高的估值，而那些高風險高收益的長期項目可以提高企業的成長性，維持企業的核心競爭力（王振山和石大林，2014）。二是長期投資者對創新失敗的容忍度更高，且具有判斷投資項目好壞的專業研究能力，不會因為投資項目的短期失敗而向企業施加壓力（Aghion P. et al.，2013）。三是估值的提高有利于改善企業的權益融資能力，使高風險高收益的長期項目得以實施。因為股票的估值越高，權益融資的規模越大，成本越低（盧闖和李志華，2011）。基于以上分析，提出本文的核心假設H1：

H1：信息披露質量的提高會增強企業的風險承擔能力。

已有研究表明，股權激勵能夠緩解企業管理層的委托代理問題。如果企業的管理層擁有一份股權激勵合同，則可能會更多地關注企業的長期發展，逐漸改變對風險的厭惡態度，更愿意承擔風險來提高企業的長期績效（李小榮和張瑞君2014）。股權激勵對企業風險承擔的影響是通過內部的激勵機制形成的，而信息披露質量對企業風險承擔的影響是通過外部投資者的壓力形成的，二者存在相互替代的作用，如果股權激勵的強度比較大，無論外部投資都如何看待企業，管理者都有較高的風險承擔水平，信息披露質量對企業風險承擔的影響就比較小。因此，提高信息披露質量對于弱股權激勵的企業作用會更加顯著，據此，本文提出假設H2：

H2：在低股權激勵強度的企業中，提高信息披露質量對風險承擔的正向作用更大。

CEO 是否為企業的創始人也會影響企業的風險承擔水平。在CEO屬于企業創始人的情況下，CEO 的創業經歷使其具有較高的風險承擔水平。而且，這類CEO 對企業有強烈的個人感情，會更加專注于提高企業的長期競爭力，更傾向于投資高風險高收益的長期項目，信息披露質量對風險承擔的影響較小。相反，在CEO 不是企業創始人的情況下，只有當外部投資者對高成長性的企業給予較高的估值時，企業才有較高的風險承擔意愿。由此本文提出假設H3：

H3：當CE0不是創始人時，提高信息披露質量對風險承擔的作用更大。

信息披露質量對風險承擔的影響表現為企業決策根據投資者壓力進行適應性調整的靈活性。相比之下，在經營目標上，國有企業并非只追求企業價值的最大化，還涵蓋了就業、國家安全、公共服務等社會責任（周耀東和余暉，2012）。在管理者的激勵上，國有企業的管理者通常來自政府部門的行政任命，他們的薪酬受到行政上的管制，風險偏好較低（李文貴和余明桂，2012）。因此，國有企業的投資決策對投資者的壓力不太敏感，信息披露質量對風險承擔的影響較小。而民營企業的經營目標能聚焦于企業價值的最大化，管理者的任命和激勵更加市場化，其投資決策對投資者的壓力更加敏感，信息披露質量對風險承擔的影響較大。據此分析，本文提出假設H4：

H4：與國有企業相比，民營企業的信息披露質量對企業風險承擔的正面影響更大。

企業的創新特征也會影響信息披露質量與風險承擔之間的因果關系。首先，創新收益的不確定性使得投資者需要企業及時披露創新項目的信息來了解創新的進展情況，以便確定未來的投資計劃（Kerr&Nanda，2015）；其次，投資者對創新型企業的基本面判斷涉及比較復雜的專業技術知識，創新型企業比投資者更了解創新項目的具體情況，二者存在較為嚴重的信息不對稱（Kerr&Nanda，2015）；最后，創新型企業對創新的依賴程度高，創新能力強的企業更能吸引投資者的關注。相比之下，投資者更看重成熟企業在營銷渠道、資源、成本等方面的競爭優勢。前兩個因素使創新型企業的信息披露質量對投資者結構的影響較大，而最后一個因素則使投資者結構對風險承擔的影響較大，因此，信息披露質量對風險承擔的促進作用對創新型會更加明顯。據此，本文提出假設H5：

H5：與非創新型企業相比，創新型企業的信息披露質量對風險承擔的正面作用更大。

三、變量與研究方法

（一）樣本和數據來源

本文的研究樣本為2008—2018 年上市企業，且按如下標準進行了數據篩選：剔除金融類行業企業；剔除了IPO 企業、ST 類以及數據缺失的企業；剔除企業年度交易日小于100 天的企業。經過上述篩選過程，最后得總共15376個有效的觀察樣本。本文的實證數據主要來自CSMAR數據庫和Wind數據庫。

（二）變量說明與模型設定

為驗證提高信息披露質量通過投資者結構的中介渠道影響企業風險承擔能力，本文建立了3個回歸方程：

其中，KV 為自變量信息披露質量，RT 為因變量風險承擔，Investor為中介變量投資者結構，Controls 表示一系列的控制變量。式（1）是驗證信息披露質量對企業風險承擔的影響，式（2）是驗證信息披露質量對投資者結構的影響，式（3）則最后驗證投資者結構的中介效應是否存在。在上述3 個式子中，α1為KV 對RT 的總效應，η2為KV 對RT 的直接效應，β1η1為investor 的中介效應。

1.因變量

較多學者采用業績波動程度來衡量企業風險承擔，其理由是選擇風險性較高的投資項目必然導致企業盈余或股票收益的較大波動性。本文參考Boubakri et al.（2011）的方法，基于盈余波動性指標來計算企業風險承擔。盈余回報率的波動性越大說明企業從事的高風險經營項目越多，企業的風險承擔越高。本文基于總資產收益率ROA 計算盈余波動性，采用年份滾動的方法，以每三年（t-1 年至t+1 年）作為一個觀測時段，計算企業盈余回報率在三年內的標準差，下文用RT1 代表用盈余波動性表示的風險承擔水平。根據Li et al.（2013）的方法，本文還用研發強度（研發支出/營業收入）來表示企業的風險承擔，研發強度越高表明越愿意進行高風險的投資決策。下文用RT2 表示用研發強度表示的風險承擔水平。本文還使用股價波動性表示風險承擔，股價波動性也可以一定程度上反映企業的風險承擔能力，具有更高風險承擔水平的企業能夠忍受更大的股價波動風險。下文用RT3表示以股價波動性反映的風險承擔水平。

2.自變量

參考李春濤等（2017）的方法，本文使用KV度量法去刻畫信息披露質量，即企業股價對成交量的回歸系數，該指標在一定程度上表明了企業股價對成交量的依賴程度，依賴程度越高，說明企業的信息披露質量越差。因此這個回歸斜率可以反向代表企業的信息披露質量。這一方法的優點主要是該指標不僅反映了企業強制性信息披露，還反映了自愿性信息披露，可以更加穩健地刻畫企業的信息披露水平。具體計算過程如式（4）：

其中，△Pt為Pt與Pt-1之差，Pt為t 日的收盤價，Volt為t 日的交易量，Vol0為年度平均日交易量。本文刪除了企業年度交易日小于100 天、β為負以及△Pt等于0的值，最后得到企業信息披露質量KV 為1000000×β，KV 值越小，信息披露質量越好。根據H1，預測式（1）和（2）中KV的系數α1顯著為負。

3.中介變量

本文的中介變量為投資者結構，考慮到機構投資者通常具有較長的持股時間，故本文直接用機構投資者的持股比例來表示投資者結構。根據H2，預測式（2）中KV的系數β1顯著為負。

4.控制變量

模型的控制變量主要包括：股權集中度（top1）、高管兩職合一（Duality）、債務擔保能力（Tang）、凈資產收益率（Roe）、資產負債率（Lev）、營業收入增長率（Growth）、資產規模（Size）、企業年齡（Age）、賬面市值比（BM），還控制了年度效應和行業效應。表1是詳細的變量定義，表2是本文的描述性統計。所有連續變量均在1%和99%分位出進行了Winsorize處理。

表1 變量定義表

表2 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

本文運用了式（1）—（3）中介效應模型對樣本進行回歸，且控制了行業和年份效應，結果如表3 所示。其中列（1）—（3）的因變量分別是盈余波動性RT1、研發強度RT2 和股價波動性RT3。由于很多企業沒有研發投資，故列（2）運用了tobit 模型進行回歸。列（4）是投資者結構對信息披露質量的回歸結果，列（5）—（7）則是在列（1）—（3）的基礎上加入中介變量——投資者結構作為控制變量做出的回歸結果。

表3 結果表明，列（1）—（3）分別用盈余波動、研發強度、股價波動性刻畫的企業風險承擔的回歸中，KV的系數顯著為負，說明在控制了企業風險承擔的其他影響因素后，較高的信息披露質量顯著提高了企業的風險承擔能力，這與H1 的預期基本一致。列（4）的回歸結果顯示，KV的系數顯著為負表明提高信息披露質量顯著提高了機構投資者的持股比例，即較高的信息披露質量吸引了更多追求長期投資價值的機構投資者。在加入機構投資者持股比例Investor的列（5）—（7）中，KV 的系數絕對值都比它們在列（1）—（3）的系數更小，這說明信息披露質量的一部分作用被機構投資者比例Investor 所吸收了。更嚴格的Sobel—Goodman 中介檢驗還表明，信息披露質量對風險承擔的影響以投資者結構為中介變量的顯著性至少有5%，且這個中介效應占總效應的比例在列（5）—（7）中分別有41.23%、38.48%、32.14%。因此，提高信息披露質量會通過提高長期投資者的比例增強企業的風險承擔能力。

表3 基本回歸結果

五、穩健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存備索。

為驗證H1 的穩健性，從三個方面做進一步檢驗：一是考察內生性問題。企業的信息披露質量與企業風險承擔的關系可能是互為因果的，為了克服這一內生性問題，本文采用企業所在省份年平均的信息披露質量作為企業信息披露質量的工具變量來解決內生性問題。二是考慮自變量影響的滯后性。企業的風險決策是一種關系到企業長遠發展的長期決策，故信息披露質量對企業風險決策的影響不會立即體現在當期，而是體現在未來各期。為考慮這種自變量影響的滯后性，將自變量滯后一期和兩期，重新考慮信息披露質量對風險承擔的影響。三是改變企業信息披露質量的度量。與許多研究信息披露質量的文獻相同，選取深交所信息披露質量評級（Disc）來重新刻畫信息披露質量，深交所披露的企業信息披露質量評級有四種結果，即A B C D，本文依次用4、3、2、1 進行賦值。四是刪除周期性行業的樣本。考慮到工業品類行業的企業一般不需要很強的風險承擔能力，但這些行業的盈利水平和股價的波動較大。參考陳武朝（2013）的做法，將采掘業、制造業、金屬非金屬、交通運輸倉儲、房地產行業歸為周期性強的行業。在刪除周期性行業的樣本后，得到6051 個有效樣本。以上檢驗結果均顯示假設H1仍然成立。

六、對回歸結果的進一步討論

（一）股權激勵強度

為驗證這一假設H2，在模型（1）中加入股權激勵強度（Mshare）與信息披露質量（KV）的交互項，前者為企業高級管理人員總計持有的企業股份數占企業期末總股份的比例，表4是相應的回歸結果。交互項在各列中系數分別為0.6595、0.2413、0.1865，顯著為正，說明股權激勵對信息披露的作用存在稀釋作用，與股權激勵強度大的企業相比，信息披露質量對股權激勵強度小的企業作用更大。假設H2成立。

表4 股權激勵強度的調節效應

（二）CEO是否為企業創始人

根據假設3，當企業的CEO 不是創始人時，信息披露質量對風險承擔的影響更強。為驗證這一假設，在模型（1）中引入虛擬變量CEO是否為創始人（Fdeo）（當企業CEO 為創始人時，取值為1，否則為0）與信息披露質量（KV）的交互項fdeo_KV 的交互項，表5 是相應的回歸結果。可以看出，該交互項在各列中都顯著為正，說明CEO 的創始人身份對信息披露的作用存在稀釋作用，即與CEO為創始人的企業相比，信息披露質量對CEO不是創始人的企業作用更大。假設H3成立。

表5 CEO是否為創始人的調節效應

續表5

（三）企業的產權性質

為驗證假設H4，在模型（1）中引入虛擬變量產權性質（Soe）（當企業產權性質屬國企時，取值為1，否則為0）與信息披露質量（KV）的交互項Soe_KV 的交互項，表6 是相應的回歸結果。可以看出，該交互項在各列中都顯著為正，這說明國企的產權性質對信息披露的作用存在抵銷作用，即信息披露質量對風險承擔的促進作用在民企中更為顯著。假設H3成立。

表6 企業產權性質的調節效應

（四）是否屬于創新型企業

為驗證假設H5，在模型（1）中再引入虛擬變量創新屬性（Innov）（當企業在創業板上市時，取值為1，否則為0）與信息披露質量（KV）的交互項Innov_KV 的交互項，表7 是相應的回歸結果。可以看出，該交互項在各列中都顯著為負，信息披露質量對風險承擔的正面影響對于創新型企業更為顯著，故假設H5成立。

表7 創新屬性的影響

七、研究結論與對策建議

本文根據2008—2018年A股上市公司的數據考察了信息披露質量與企業風險承擔之間的關系。實證結果表明，提高信息披露質量能促進企業風險承擔，即信息披露質量較好的企業風險承擔能力更強，會選擇更具有風險性的投資決策。這一結論在考慮內生性，自變量影響的滯后性等問題后依然穩健。進一步討論還表明，信息披露質量對企業風險承擔的促進作用在低股權激勵強度、CEO 不是創始人、民營企業和創新型企業中更明顯。

本文的結論有如下幾方面的政策啟示：第一，完善上市企業的信息披露制度，除傳統的強制性信息披露外，還要進一步完善企業的自愿性信息披露，尤其要增強法律對信息披露違規的懲罰力度，以便減少投資者的投資風險，樹立長期投資的理念。第二，進一步鼓勵機構投資者的發展，使A股市場逐漸從散戶主導的市場演變為機構主導的市場，借助機構投資者的壓力推動上市公司的創新活動。第三，改善公司內部治理機制，使之更好地發揮與外部市場環境的協同作用，促進企業的風險承擔。