傅傳銳，洪運超

(福州大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350116)

公司治理、產(chǎn)品市場競爭與智力資本自愿信息披露——基于我國A股高科技行業(yè)的實證研究

傅傳銳，洪運超

(福州大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350116)

摘 要：本文以2011-2013年間我國A股高科技行業(yè)上市公司為樣本，實證檢驗了包括股權(quán)治理、董事會與監(jiān)事會治理、管理層激勵在內(nèi)的公司治理水平與智力資本信息披露間的相關(guān)性以及產(chǎn)品市場競爭對這種關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：(1)無論是整體公司治理水平的提高，還是股權(quán)治理、董事會與監(jiān)事會治理、管理層激勵等分維度治理水平的提高，都能夠顯著提升企業(yè)智力資本自愿信息披露水平；(2)產(chǎn)品市場競爭與整體公司治理機制通過互補的方式共同促進企業(yè)智力資本信息披露水平，但不同維度公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭間的關(guān)系存在異質(zhì)性，即產(chǎn)品市場競爭與股權(quán)治理、管理層激勵存在互補關(guān)系，和董事會與監(jiān)事會治理存在替代關(guān)系。

關(guān)鍵詞：公司治理；產(chǎn)品市場競爭；智力資本；自愿信息披露

一、引言

嘗試從公司治理層面揭示智力資本信息披露的影響因素是智力資本經(jīng)驗研究的一項重要議題。盡管在經(jīng)濟邏輯上，合理的公司治理安排能夠改善企業(yè)的內(nèi)部控制環(huán)境，強化對管理者機會主義行為的監(jiān)督，進而抑制管理者出于個人私利而隱瞞內(nèi)部信息的傾向，從而提高包括智力資本在內(nèi)的各類信息披露水平，增強信息透明度，降低代理成本。然而，在經(jīng)驗層面上，已有研究尚未達(dá)成一致的結(jié)論。在所有權(quán)結(jié)構(gòu)方面，Oliveira等[1]、Li等[2]發(fā)現(xiàn)股權(quán)越集中，智力資本自愿信息披露水平越低；而White等[3]、Whiting和Woodcock[4]并未找到股權(quán)集中度負(fù)向影響智力資本信息披露的顯著證據(jù)，我國學(xué)者李斌和趙玉勇[5]還發(fā)現(xiàn)了股權(quán)集中度與智力資本信息披露水平間顯著為正的關(guān)系。在董事會規(guī)模中，Cerbioni和Parbonetti[6]發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模與智力資本信息披露水平間存在顯著為負(fù)的關(guān)系，但Hidalgo等[7]、Rashid等[8]、Haji和Ghazali[9]也找到了董事會規(guī)模越大，越能提高智力資本信息披露水平的證據(jù)。在獨立董事方面，White等[3]、Cerbioni和Parbonetti[6]、Li等[2]、Haji和Ghazali[9]發(fā)現(xiàn)獨立董事人數(shù)或比例與智力資本自愿信息披露水平顯著正相關(guān)，而Rashid等[8]發(fā)現(xiàn)獨立董事與智力資本信息披露負(fù)相關(guān)，Singh和Zahn[10]、李斌和趙玉勇[5]、Hidalgo等[7]則認(rèn)為獨立董事對智力資本信息披露的影響缺乏顯著性。在董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置方面，李斌和趙玉勇[5]認(rèn)為兩職分離與否對智力資本信息披露的影響不大。Hidalgo等[7]發(fā)現(xiàn)兩職分離存在對智力資本信息披露的負(fù)面影響，但不顯著。在董事會會議召開次數(shù)方面，李斌和趙玉勇[5]、Haji和Ghazali[9]發(fā)現(xiàn)頻繁的董事會會議能夠加強企業(yè)的智力資本信息披露水平。對于高管持股而言，Bukh等[11]、Cordazzo[12]認(rèn)為，高管持股有利于增加智力資本信息披露。但Haji和Ghazali[9]發(fā)現(xiàn)高管持股比例越高，智力資本信息披露水平反而越低。Hidalgo等[7]也發(fā)現(xiàn)高管持股對智力資本信息披露存在不顯著的負(fù)向影響。

已有研究無疑為我們提供了關(guān)于公司治理與智力資本信息披露行為間關(guān)系的寶貴視角與初步證據(jù)，然而局限也是多方面的。一是，雖然已有研究考察了包括股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨立董事、董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置、董事會會議次數(shù)以及高管持股等多項公司治理機制與智力資本信息披露間的相關(guān)性，然而仍有諸如股權(quán)制衡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管薪酬等許多重要的公司治理特征尚未納入研究范疇。事實上，各類公司治理機制是作為一個整體共同發(fā)揮對內(nèi)部管理者的監(jiān)督、激勵與戰(zhàn)略指導(dǎo)的職能，進而影響管理者的智力資本信息披露行為。只有綜合考慮各類公司治理機制可能產(chǎn)生的治理效應(yīng)，才能全面揭示公司治理與智力資本信息披露間的真實關(guān)系。二是，現(xiàn)有文獻都僅著眼于內(nèi)部公司治理與智力資本信息披露間的相關(guān)性，而忽略了產(chǎn)品市場競爭這一重要的外部治理環(huán)境所可能存在的對管理者智力資本信息披露策略選擇的影響。高強度的產(chǎn)品市場競爭不僅通過業(yè)績標(biāo)尺與破產(chǎn)威脅約束管理者的道德風(fēng)險，緩解代理沖突，而且還增加了企業(yè)披露智力資本信息所需要承擔(dān)的專有性成本，進而可能削弱企業(yè)的競爭優(yōu)勢，進一步加劇企業(yè)面臨的競爭態(tài)勢。顯然，企業(yè)所處的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境可能與所有權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會監(jiān)督和高管激勵等內(nèi)部治理機制產(chǎn)生治理“共鳴”，強化內(nèi)部治理對智力資本信息披露的作用，也可能導(dǎo)致管理者為保護企業(yè)競爭優(yōu)勢而減少智力資本信息披露，進而降低內(nèi)部治理的功效。三是，現(xiàn)有研究對中國企業(yè)的關(guān)注較少。除個別文獻外[5]，其余文獻都聚焦于成熟經(jīng)濟體或其他國家、地區(qū)的企業(yè)治理機制與智力資本信息披露間的關(guān)系檢驗。作為新興加轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體的代表，我國不僅自上世紀(jì)90年代以來通過股份制改革、設(shè)置獨立董事制度與股權(quán)分置改革等一系列政策建立了多維度的公司治理體系，而且擁有中國特色的政治、經(jīng)濟、文化的制度與環(huán)境背景。對中國企業(yè)的治理機制與智力資本信息披露間關(guān)系的深入研究，無疑能夠為我們提供在新興資本市場環(huán)境下的重要證據(jù)，為來自成熟資本市場或其他市場環(huán)境下的研究提供有益的參考與補充。此外，已有文獻都局限于小樣本的實證研究，多則400余家企業(yè)[10]，少則不足百家企業(yè)[1,3,5]。顯然，來自小樣本的經(jīng)驗論斷能否適用于大樣本環(huán)境，是個有待商榷的問題。

鑒于此，本文嘗試在前人研究的基礎(chǔ)上，以2011-2013年我國A股高科技行業(yè)所有上市公司為樣本，運用因子分析法構(gòu)建包括股權(quán)治理、董事會與監(jiān)事會治理、管理層激勵在內(nèi)的上市公司綜合治理指數(shù)，并實證檢驗公司治理水平與智力資本信息披露間的相關(guān)性以及產(chǎn)品市場競爭對這種關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文可能的主要貢獻有3方面：其一，本文是首次將內(nèi)部治理、產(chǎn)品市場競爭與智力資本信息披露納入一個研究框架的文獻，為深入探索三者間的關(guān)系以及智力資本信息披露的影響因素提供了有益的參考。其二，本文利用大樣本數(shù)據(jù)揭示了我國高科技公司的內(nèi)部治理機制對智力資本信息披露水平的影響以及產(chǎn)品市場競爭與不同治理機制間的異質(zhì)性的關(guān)系，不僅增進了關(guān)于我國企業(yè)智力資本信息披露行為動因的理解，而且克服了以往相關(guān)研究中存在的小樣本、對中國企業(yè)關(guān)注不足的局限。其三，我們通過因子分析法將零散的公司治理特征合成多維度與綜合的公司治理指數(shù)以系統(tǒng)評價企業(yè)的公司治理水平，為后續(xù)進一步考察更加多元化的公司治理機制對智力資本信息披露的影響的相關(guān)研究提供了一種可行的思路。

二、研究假設(shè)

作為經(jīng)濟人的管理者，有著延遲、減少甚至放棄對智力資本要素予以培育、開發(fā)與管理的強烈的機會主義動機[13]。這種動機源于智力資本投入產(chǎn)出過程的高度不確定性對管理者職位安全的威脅以及可能使管理者為從事智力資本投資活動而墊付的大量個人時間、精力與努力最終成為繼任者“嫁衣”的智力資本的漫長的回報周期。從信息披露層面看，當(dāng)智力資本投資管理活動面臨嚴(yán)峻的股東與管理者間的代理沖突時，管理者為了掩蓋其延遲、減少或者放棄智力資本項目的機會主義行為會傾向于減少與智力資本相關(guān)的公開信息披露，進而降低信息透明度。更為糟糕的是，由于智力資本自身的無形性、缺乏可行的公允價值度量方法以及現(xiàn)行財務(wù)制度通常將當(dāng)期發(fā)生的智力資本相關(guān)支出作為費用處理而非視為投資[14]，造成絕大部分的智力資本要素信息都屬于各國企業(yè)會計信息披露監(jiān)管規(guī)則下的自愿披露范疇。這意味著，管理層在智力資本信息的披露內(nèi)容、形式、時間以及程度等方面擁有較大的自主權(quán)。作為股東的代理人，管理層是包括信息披露政策在內(nèi)的公司各項政策、戰(zhàn)略活動的制定者與執(zhí)行者，其出于自利性誘因會減少企業(yè)內(nèi)部智力資本相關(guān)信息的對外輸出，包括拖延關(guān)于智力資本信息的披露，減少智力資本信息的披露內(nèi)容量，盡可能以籠統(tǒng)的文字而非數(shù)量化方式描述智力資本，部分而非全部披露特定的智力資本要素等。這種選擇性的披露，既直接掩飾了其在智力資本開發(fā)管理活動中的敗德行為，也弱化或模糊了股東與其他利益相關(guān)者對企業(yè)智力資本投資效率與績效的壓力與約束。

顯然，較強制性披露范疇下的傳統(tǒng)有形資產(chǎn)信息而言，智力資本信息在股東與內(nèi)部管理者間存在著更大的不對稱性，這降低了股東對管理者的智力資本投資管理活動的監(jiān)督力度，增加了代理成本。以緩解代理沖突為主旨的公司治理，其良好的制度安排能夠明確股東、董事會、監(jiān)事會與管理層各方的權(quán)、責(zé)、利，強化企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督與制衡，平衡股東與管理者間的利益，進而抑制管理者在智力資本戰(zhàn)略決策與信息披露過程中的道德風(fēng)險。已有文獻發(fā)現(xiàn)，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)能有效緩解智力資本活動的代理問題[15]。包括適度的股權(quán)集中對管理層形成的強勢監(jiān)督，主要股東間的相互獨立與制衡對“一股獨大”下控股股東利益侵占行為的約束[16]，流通股股東對企業(yè)市場價值進而對公司治理的關(guān)注[17]，股東大會的經(jīng)常召開為中小股東提供的更多接觸管理層的交流機會，同時在B股或H股市場上市給企業(yè)帶來的更嚴(yán)格的監(jiān)管條例[18]以及非國有控股企業(yè)相對更少的委托代理鏈條[19]等股權(quán)治理方式都能有效制約管理者在智力資本運營活動中的機會主義行為，進而減少管理層試圖隱匿相關(guān)信息的私有收益，促使管理層披露更多的智力資本信息。在董事會與監(jiān)事會設(shè)置方面，除了合理的董事會與監(jiān)事會規(guī)模、董事長與總經(jīng)理的兩職分離以及相對頻繁的董事會會議能夠增強董事會與監(jiān)事會的監(jiān)督效力外[2]，任命更多具有專業(yè)知識背景且與企業(yè)異地工作的獨立董事、設(shè)置負(fù)責(zé)企業(yè)不同方向具體事務(wù)的專門委員會不僅能提高董事會在控制管理者行為時的獨立性，而且還能增強董事會在企業(yè)決策制定中的專業(yè)服務(wù)能力與智力支持[20]，既降低了管理層限制信息披露的可能性，還為包括智力資本信息披露在內(nèi)的一系列決策提供戰(zhàn)略指導(dǎo)。在高管激勵方面，更高的薪酬在一定程度上彌補了管理者在包括智力資本投資運營等方面的個人成本的付出，有助于緩解代理沖突，而賦予管理者股權(quán)進一步避免了以會計利潤為績效標(biāo)準(zhǔn)的薪酬激勵對管理者短期行為的誘導(dǎo)，使管理者與股東利益趨同，自發(fā)克制自身的機會主義傾向。顯然，高管激勵的提高，能促使管理者更積極地披露智力資本信息，既幫助企業(yè)實現(xiàn)更低的融資成本、更高的市場估值，同時也證明自己職位與收入的合理性。綜上所述，包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會與監(jiān)事會治理、高管激勵在內(nèi)的公司治理水平的提高，能夠促進企業(yè)的智力資本自愿信息披露。于是，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：整體公司治理水平與智力資本自愿信息披露水平正相關(guān)。

假設(shè)H1a：股權(quán)治理水平與智力資本自愿信息披露水平正相關(guān)。

假設(shè)H1b：董事會、監(jiān)事會治理水平與智力資本自愿信息披露水平正相關(guān)。

假設(shè)H1c：管理層激勵水平與智力資本自愿信息披露水平正相關(guān)。

產(chǎn)品市場競爭是自然而有效的治理措施，它通過業(yè)績標(biāo)尺與破產(chǎn)威脅實施外部市場對管理者代理行為的制衡[21-23]，同時也強化了內(nèi)部公司治理機制的治理效用。一方面，業(yè)績尺度改善了股東、獨立董事與管理層間的信息不對稱性。股東、獨立董事可以通過企業(yè)與同行競爭對手間的相對績效比較，進而剔除宏觀經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)發(fā)展等外部環(huán)境變化對業(yè)績的影響，對管理層的努力程度予以更準(zhǔn)確的研判，從而能夠更客觀地監(jiān)督管理者。另一方面，激烈的產(chǎn)品市場競爭加劇了企業(yè)因經(jīng)營不善而破產(chǎn)清算的風(fēng)險。一旦破產(chǎn)，不僅導(dǎo)致股東財富、獨立董事個人聲譽蒙受重大損失，而且直接危及管理者的職業(yè)安全與收入水平，因而破產(chǎn)壓力促使股東、董事會更嚴(yán)格地履行各自的監(jiān)督職能，管理者更自覺地提高包括在智力資本開發(fā)管理等方面的工作努力程度。外部市場、股東與董事會間治理效應(yīng)的疊加共振放大以及管理者對智力資本要素配置與運營的積極投入，有效地降低了選擇性披露或限制披露智力資本相關(guān)信息可能為管理者帶來的私人收益，進而鼓勵管理層增加智力資本信息的對外輸出。由此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：整體公司治理水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而增強，即整體公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。

假設(shè)H2a：股權(quán)治理水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而增強，即股權(quán)治理機制與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。

假設(shè)H2b：董事會、監(jiān)事會治理水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而增強，即董事會、監(jiān)事會治理機制與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。

假設(shè)H2c：管理層激勵水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而增強，即管理層激勵機制與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011-2013年間在我國A股證券市場上交易的高科技行業(yè)上市公司為研究樣本。根據(jù)證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》(2001年版)，我們選取電子(行業(yè)代碼C5)，機械、設(shè)備、儀表業(yè)(行業(yè)代碼C7)，醫(yī)藥、生物制品(行業(yè)代碼C8)與信息技術(shù)業(yè)(行業(yè)代碼G)等高科技公司集聚的行業(yè)作為高科技行業(yè)。智力資本信息披露數(shù)據(jù)來自對研究期間上述樣本公司各年年報的手工收集并構(gòu)建了智力資本自愿信息披露指數(shù)(ICDI)，其他計算過程中所需的公司治理特征數(shù)據(jù)、財務(wù)特征數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文在樣本篩選的過程中還剔除了ST、*ST公司樣本與所需數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文最終的樣本包括2729個公司/年度觀察值。為避免極端值對回歸的干擾，本文對所有連續(xù)型變量逐年進行1%、99%分位點上的縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量：智力資本自愿信息披露指數(shù)(ICDI)

我們安排了14位研究生與40位本科生逐份閱讀2011-2013年間我國A股高科技上市公司發(fā)布的年報，并以句子、圖表為分析單位，對其中披露的智力資本要素信息予以編碼。借鑒已有研究[2,13]，我們將智力資本具體要素信息劃分為人力資本要素信息與結(jié)構(gòu)資本要素信息兩大類，并且根據(jù)證監(jiān)會頒布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號——年度報告的內(nèi)容與格式》與企業(yè)會計準(zhǔn)則，剔除了其中屬于政府監(jiān)管政策強制性要求企業(yè)披露的智力資本要素信息項目，留下屬于企業(yè)自愿披露范疇的智力資本要素信息項目(共32項)。各類智力資本的自愿信息披露項目詳見表1。在信息編碼過程中，就特定的自愿信息披露項目而言，當(dāng)年報中不存在與其相關(guān)的內(nèi)容時，計0分；當(dāng)年報中僅以純文字形式披露相關(guān)信息時，計1分；當(dāng)以非貨幣型數(shù)字披露時，計2分；當(dāng)以貨幣型數(shù)字披露時，計3分；當(dāng)以圖表形式披露時，計4分。當(dāng)特定的信息披露項目在年報中被多次披露時，取其最高得分。

表1 智力資本自愿信息披露項目

在信息編碼基礎(chǔ)上，智力資本自愿信息披露指數(shù)(ICDI)為所有智力資本自愿信息披露項目的實際得分總和與可能取得的最高總分的比值，具體計算公式如下：

(1)

公式中，di為第i個智力資本自愿信息披露項目的實際披露得分。

2.解釋變量：公司治理指數(shù)

本文通過因子分析法逐年對股權(quán)治理、董事會與監(jiān)事會治理、管理層激勵3個維度共計20個內(nèi)部治理特征進行變量降維與主要信息提取，使用因子綜合得分作為整體公司治理指數(shù)(CGI)以及相應(yīng)的股權(quán)治理指數(shù)(SGI)、董事會與監(jiān)事會治理指數(shù)(BGI)與管理層激勵指數(shù)(MGI)等分維度治理指數(shù)的代表指標(biāo)。這樣，一方面，數(shù)據(jù)降維能夠避免因回歸模型中治理特征變量過多而產(chǎn)生的多重共線性；另一方面，因子綜合得分能較為充分地表達(dá)整體公司治理與各維度治理特征的主要信息，反映公司治理水平。用于合成綜合治理指數(shù)的原始特征變量的定義與度量方法如表2所示。

3.分組變量：產(chǎn)品市場競爭變量

已有文獻關(guān)于產(chǎn)品市場競爭程度的度量指標(biāo)主要有兩類，一類從行業(yè)集中度的角度衡量企業(yè)所在行業(yè)的聚散結(jié)構(gòu)，進而刻畫行業(yè)間的競爭態(tài)勢，如赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)與熵指數(shù)(EI)；另一類從公司層面出發(fā)測度企業(yè)的市場勢力，體現(xiàn)企業(yè)所處行業(yè)內(nèi)的競爭水平，如勒納指數(shù)(EPCM)與主營業(yè)務(wù)利潤率(OPR)等[24-27]。為能較全面地度量企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度，本文同時使用分別反映行業(yè)間、行業(yè)內(nèi)競爭程度的HHI指數(shù)與勒納指數(shù)(EPCM)作為樣本分組變量。此外，為了增強度量結(jié)果的可靠性，本文在穩(wěn)健性檢驗部分中還使用熵指數(shù)(EI)、主營業(yè)務(wù)利潤率(OPR)以及成本計算口徑不同的勒納指數(shù)(EPCM1)作為分組變量。各產(chǎn)品市場競爭變量計算公式見表3。根據(jù)各競爭變量的定義，赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)、勒納指數(shù)(EPCM、EPCM1)與主營業(yè)務(wù)利潤率(OPR)的數(shù)值越大，表明產(chǎn)品市場競爭程度越低。熵指數(shù)(EI)值越大，表明產(chǎn)品市場競爭越激烈。因此，我們分別將赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)、勒納指數(shù)(EPCM、EPCM1)與主營業(yè)務(wù)利潤率(OPR)高于各自中位數(shù)、熵指數(shù)(EI)低于中位數(shù)的企業(yè)樣本劃入低競爭程度組，其他樣本歸入高競爭程度組。

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，本文借鑒已有相關(guān)文獻[9,28]，將公司規(guī)模(Size)、盈利能力(Roe)、財務(wù)杠桿(Lev)、可持續(xù)增長率(Growth)、自由現(xiàn)金流量(FCF)、股利分配率(DPR)、審計意見類型(Audit)、每股收益(EPS)、托賓Q值(TobinQ)以及年度與行業(yè)虛擬變量作為控制變量放入回歸模型。各控制變量的具體定義與度量方法如表3所示。

NAION患者上半部分pRNFL厚度與上半部分ppVD呈正相關(guān)（r=0.946，P＜0.001），而與下半部分ppVD無相關(guān)性（r=-0.509，P=0.133）；下半部分pRNFL厚度與下半部分ppVD呈正相關(guān)（r=0.680，P=0.031），而與上半部分pp VD無相關(guān)性（r=-0.321，P=0.366）。

(三)模型設(shè)計

為檢驗假設(shè)H1、H1a、H1b與H1c，我們構(gòu)建

了如下的多元回歸模型：

模型(1)：ICDI=β0+β1CGI+Control′γ+ε

模型(2)：ICDI=β0+β1SGI+β2BGI+β3MGI+Control′γ+ε

模型(1)與(2)中，Control為控制變量向量，包括公司規(guī)模(Size)、盈利能力(Roe)、財務(wù)杠桿(Lev)、可持續(xù)增長率(Growth)、自由現(xiàn)金流量(FCF)、股利分配率(DPR)、審計意見類型(Audit)、每股收益(EPS)、托賓Q值(TobinQ)以及年度與行業(yè)虛擬變量。β0為截距項，β1、β2、β3為解釋變量估計系數(shù)，ε為誤差項。根據(jù)研究假設(shè)H1、H1a、H1b與H1c，我們預(yù)期，在全樣本下模型(1)、模型(2)的解釋變量估計系數(shù)顯著為正。為檢驗假設(shè)H2、H2a、H2b與H2c，我們分別以變量HHI與EPCM的中位數(shù)為分組指標(biāo)，將所有樣本劃分為處于高度競爭環(huán)境的樣本(HHI、EPCM值分別小于或等于各自中位數(shù)的樣本)與處于低度競爭環(huán)境的樣本(HHI、EPCM值分別大于各自中位數(shù)的樣本)，分組進行模型(1)與模型(2)的回歸估計，并通過比較高競爭程度樣本與低競爭程度樣本的對應(yīng)解釋變量的估計系數(shù)的數(shù)值大小與顯著性高低對假設(shè)H2、H2a、H2b與H2c進行研判。

表2 內(nèi)部治理原始特征變量

表3 回歸變量定義

四、實證分析

(一)公司治理指數(shù)的因子分析

表4報告了各公司治理維度下原始特征變量體系(表2)的KMO與Bartlett檢驗值以及選取的主因子個數(shù)。表中顯示，所有年份的各公司治理維度的原始特征指標(biāo)的KMO值都大于0.5，且Bartlett統(tǒng)計量在1%水平上顯著。這表明，各維度的公司治理指標(biāo)體系都適合進行因子分析。在主因子提取個數(shù)方面，我們逐年選取累積方差貢獻率在85%及以上的前幾大主因子，并以選取的各主因子的方差貢獻率占所選取的所有主因子的累積方差貢獻率的比重作為權(quán)數(shù)，加權(quán)計算因子的綜合得分，以此作為對應(yīng)年份相應(yīng)公司治理維度的綜合指數(shù)。

表4 公司治理原始特征變量KMO與Bartlett檢驗結(jié)果以及主因子個數(shù)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(二)回歸結(jié)果與分析

在對模型(1)與模型(2)回歸過程中，為了避免潛在的異方差對估計的影響，我們對所有回歸都先運行OLS估計，接著以O(shè)LS回歸得到的殘差序列絕對值的倒數(shù)為權(quán)重，進行加權(quán)最小二乘法(WLS)估計。表5、表6與表7分別匯報了總體樣本與分樣本下的WLS回歸結(jié)果。表5中，列(1)是模型(1)的估計結(jié)果，列(2)至列(4)是逐一放入股權(quán)治理指數(shù)(SGI)、董事會與監(jiān)事會治理指數(shù)(BGI)與管理層激勵指數(shù)(MGI)的模型(2)的估計結(jié)果，列(5)是同時放入三個分維度公司治理指數(shù)的模型(2)的結(jié)果。結(jié)果顯示，列(1)—列(5)下的所有公司治理指數(shù)變量的估計系數(shù)都在1%水平上高度顯著為正，意味著：不論是整體公司治理機制(CGI)，還是股權(quán)治理機制(SGI)、董事會與監(jiān)事會治理機制(BGI)與管理層激勵(MGI)，都能夠顯著提升企業(yè)的智力資本自愿信息披露水平。因此，假設(shè)H1、H1a、H1b與H1c得到證實。

表6中，列(1)、列(2)為以HHI為分組變量的模型(1)的WLS估計結(jié)果，列(3)、列(4)為以EPCM為分組變量的模型(1)的WLS估計結(jié)果。表6結(jié)果顯示，在以HHI為分組變量的回歸中，低競爭程度組的CGI的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，且系數(shù)值為0.0211，而高競爭程度組的CGI系數(shù)也在1%水平上顯著為正，估計值為0.0307。顯然，不論產(chǎn)品市場競爭程度高低，整體公司治理水平的提高都將顯著帶動智力資本信息披露水平的提升，但在相對激烈的市場競爭環(huán)境下，整體公司治理機制對智力資本信息披露水平的提升幅度更大。與此相似地，在以EPCM為分組變量的回歸中，低競爭程度組與高競爭程度組的CGI估計系數(shù)都在1%水平上顯著為正，但前者的系數(shù)值(0.0225)要明顯低于后者(0.0274)。在分組回歸的基礎(chǔ)上，我們進一步使用bootstrap方法*系數(shù)估計值在組間差異的bootstrap檢驗方法參考連玉君等[29]的做法，bootstrap次數(shù)為5000次。對不同組別估計得出的CGI系數(shù)值進行更嚴(yán)格的組間差異性檢驗。bootstrap檢驗結(jié)果顯示，無論是以HHI還是EPCM為分組變量，低競爭程度組的CGI系數(shù)估計值都在5%水平上顯著低于高競爭程度組的CGI系數(shù)估計值。這些結(jié)果都表明，整體公司治理水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而增強，即整體公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。因此，假設(shè)H2得到證實。

表7中，列(1)、列(2)為以HHI為分組變量的模型(2)的WLS估計結(jié)果，列(3)、列(4)為以EPCM為分組變量的模型(2)的WLS估計結(jié)果。表7結(jié)果顯示，在以HHI為分組變量下，SGI估計系數(shù)在列(1)中不顯著，而在列(2)中1%水平上顯著為正；在以EPCM為分組變量下，列(3)與列(4)的SGI估計系數(shù)雖然都在1%水平上顯著為正，但后者的估計值(0.0055)要大于前者(0.0041)。同時，bootstrap檢驗結(jié)果顯示，不論以HHI還是EPCM為分組變量，組間的SGI系數(shù)估計值都存在顯著差異。因此，結(jié)果意味著，隨著產(chǎn)品市場競爭程度的提高，股權(quán)治理機制對智力資本自愿信息披露的促進作用顯著增強，即股權(quán)治理與產(chǎn)品市場競爭間存在互補關(guān)系。因而假設(shè)H2a得到證實。

表7還顯示，列(1)—列(4)的BGI估計系數(shù)都在1%水平上顯著為正，但不論是以HHI還是EPCM為分組變量，低競爭程度組的BGI系數(shù)估計值(列(1)、列(3)下的估計值分別為0.0088、0.0099)都要明顯大于高競爭程度組的BGI系數(shù)估計值(列(2)、列(4)下的估計值分別為0.0061、0.0036)。兩種分組下的BGI系數(shù)組間差異的bootstrap經(jīng)驗P值也都在5%水平上顯著。結(jié)果表明，盡管不論產(chǎn)品市場競爭程度高低，董事會與監(jiān)事會治理機制都會對智力資本信息披露發(fā)揮顯著積極的作用，但產(chǎn)品市場競爭程度的提高弱化了這種積極作用。因此，董事會與監(jiān)事會治理機制和產(chǎn)品市場競爭間存在替代關(guān)系，假設(shè)H2b未獲證實。

表7進一步顯示，列(1)—列(4)的MGI估計系數(shù)都在1%水平上顯著為正，且不管是以HHI還是EPCM為分組變量，高競爭程度組的MGI系數(shù)估計值(列(2)、列(4)下的估計值分別為0.0124、0.0136)都要明顯大于低競爭程度組的MGI系數(shù)估計值(列(1)、列(3)下的估計值分別為0.0114、0.0079)。bootstrap經(jīng)驗P值也顯示，在兩種分組下，MGI系數(shù)估計值都存在顯著的組間差異。結(jié)果意味著，不管產(chǎn)品市場競爭程度高低，高管激勵與智力資本信息披露水平都顯著正相關(guān)，而更加激烈的產(chǎn)品市場競爭強化了這種正相關(guān)關(guān)系。因此，高管激勵與產(chǎn)品市場競爭間是互補關(guān)系，證實了假設(shè)H2c。

表5 智力資本信息披露指數(shù)與公司治理指數(shù)的全樣本回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%與10%水平上顯著，系數(shù)下方括號內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

表6 智力資本信息披露指數(shù)與整體公司治理指數(shù)的分組回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%與10%水平上顯著，系數(shù)下方括號內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為增強研究結(jié)論的可靠性，本文進行了四項穩(wěn)健性檢驗：(1)使用不考慮信息的披露形式、僅考慮披露范圍的“二分值法”重新度量智力資本自愿信息披露指數(shù)(即只要出現(xiàn)特定的智力資本信息披露條目的相關(guān)內(nèi)容，就計1分，否則計0分)；(2)使用EPCM1、EI與OPR等產(chǎn)品市場競爭變量對樣本重新分組；(3)取滯后一期的整體公司治理指數(shù)、股權(quán)治理指數(shù)、董事會與監(jiān)事會治理指數(shù)以及管理層激勵指數(shù)作為相應(yīng)公司治理維度的解釋變量以控制內(nèi)部治理機制與智力資本自愿信息披露行為間可能存在的內(nèi)生性問題；(4)使用歸并回歸(Tobit)方法重復(fù)前文的回歸過程。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果都顯示，與正文的研究結(jié)論無實質(zhì)性差異。

表7 智力資本信息披露指數(shù)與分維度公司治理指數(shù)的分組回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%與10%水平上顯著，系數(shù)下方括號內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、結(jié)論與啟示

本文以2011-2013年間我國A股高科技上市公司為樣本，實證檢驗了公司治理水平與智力資本信息披露間的相關(guān)性以及產(chǎn)品市場競爭對這種關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證結(jié)果表明：(1)不論是整體公司治理機制，還是股權(quán)治理、董事會與監(jiān)事會治理、管理層激勵等分維度治理機制，都存在對企業(yè)智力資本自愿信息披露水平的顯著積極的影響；(2)產(chǎn)品市場競爭與整體公司治理機制通過互補的方式共同增進企業(yè)智力資本信息披露水平，但不同維度公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭間的關(guān)系存在異質(zhì)性，具體來說，產(chǎn)品市場競爭與股權(quán)治理、管理層激勵存在互補關(guān)系，和董事會與監(jiān)事會治理存在替代關(guān)系。

我們認(rèn)為，董事會、監(jiān)事會治理機制與產(chǎn)品市場競爭間的替代效應(yīng)可能源于智力資本信息披露為企業(yè)帶來的專有性成本。專有成本理論將專有性成本定義為，公司對外披露的特定信息被同業(yè)競爭對手所利用，進而對披露公司競爭地位造成的負(fù)面影響與成本[30-31]。信息披露產(chǎn)生的專有性成本越高，企業(yè)越缺乏主動或充分向市場輸出相關(guān)信息的動力。從智力資本信息來看，隨著智力資本在企業(yè)價值創(chuàng)造活動中發(fā)揮著日益不可或缺的作用，智力資本信息的重要性與日俱增。在激烈的產(chǎn)品市場競爭中，競爭對手很可能利用企業(yè)披露的智力資本信息對企業(yè)進行跟蹤、模仿以及制定針對性的競爭策略，進而使信息披露企業(yè)在市場競爭中處于劣勢[4,10]。董事會既被賦予監(jiān)督管理層代理行為的職責(zé)，也承擔(dān)著為企業(yè)經(jīng)營決策提供戰(zhàn)略指導(dǎo)的使命，其必須就智力資本信息披露可能給企業(yè)帶來的估值升高、融資成本降低等收益與專有性成本進行綜合權(quán)衡。產(chǎn)品市場競爭程度的提高，加劇了專有性成本對企業(yè)競爭態(tài)勢的不利影響，在一定程度上降低了董事會對智力資本信息披露的訴求，進而導(dǎo)致董事會、監(jiān)事會治理水平與智力資本自愿信息披露水平間的正相關(guān)關(guān)系隨產(chǎn)品市場競爭程度的提高而減弱的“替代”效應(yīng)。

多維度的研究結(jié)論為我們在知識經(jīng)濟時代下構(gòu)建智力資本導(dǎo)向型的公司治理機制提供了有益的啟示。首先，監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)盡快研究、制定適合我國國情的智力資本信息披露指南?？梢越Y(jié)合現(xiàn)階段我國上市公司的財務(wù)報告制度、智力資本信息披露的實際情況與歐盟、日本等發(fā)達(dá)經(jīng)濟體陸續(xù)頒布的智力資本信息披露規(guī)范，明確智力資本信息披露的具體范圍與形式，進而為企業(yè)的智力資本信息披露活動提供指導(dǎo)。其次，繼續(xù)建立與完善現(xiàn)代公司治理制度。努力構(gòu)建適度集中且相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)、提高董事會的獨立性與履職效率以及優(yōu)化以長期價值創(chuàng)造為導(dǎo)向的高管激勵計劃，進而增強對管理層在智力資本運營管理與信息披露過程中的監(jiān)督效力，增加企業(yè)對外的智力資本信息供給。最后，綜合考慮產(chǎn)品市場競爭與不同維度公司治理機制間的互動關(guān)系，優(yōu)化匹配內(nèi)外部治理機制。如對處于激烈產(chǎn)品市場競爭環(huán)境的企業(yè)而言，可以考慮強化股東治理與高管激勵，進而形成產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)部治理措施間的治理共鳴，放大治理效果。對于產(chǎn)品市場競爭程度相對較低的企業(yè)，可以著重考慮突出董事會的治理作用與戰(zhàn)略指導(dǎo)功能，以進一步促進智力資本自愿信息披露水平的提高。

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CorporateGovernance,ProductMarketCompetitionandIntellectualCapitalDisclosure:AnEmpiricalStudyBasedonChina’sHigh-techIndustry

FU Chuan-rui，HONG Yun-chao

(SchoolofEconomicsandManagement,FuzhouUniversity,Fuzhou350116,China)

Abstract：Based on a sample of China’s high-tech listed companies during 2011 to 2013, this paper empirically investigates the relationship between ICDI and corporate governance and the influence of product market competition on such relationship. The results demonstrate that: (a) Both the overall corporate governance index and the sub-indices, including shareholder governance index, board and supervisory board governance index, and management incentive index, have significantly positive effects on ICDI. (b) There exists a complementary relationship between product market competition and overall corporate governance in improving ICDI. However, the relationships between different sub-indices of corporate governance and product market competition are heterogeneous. Specifically, the more intense competition, the greater positive influences of shareholder governance and management incentive on ICDI. But the product market competition decreases the role of board and supervisory board governance in promoting ICDI.

Key words：corporate governance; product market competition; intellectual capital; voluntary information disclosure

中圖分類號：F275

A

1005-0566(2018)05-0123-12

收稿日期：2017-08-25

2018-04-03

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“我國上市公司智力資本自愿信息披露及其影響因素、經(jīng)濟后果研究”(15CGL019)

作者簡介：傅傳銳(1982-)，男，福建福州人，博士，福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：智力資本與公司財務(wù)。

(本文責(zé)編：海洋)