■鄧 偉，陳佳明

一、引言與文獻綜述

風險承擔能力，是指企業(yè)為追求高利潤而承擔高風險的能力，也就是商業(yè)冒險精神或進取精神?，F(xiàn)代經(jīng)濟處于機遇與挑戰(zhàn)并存的環(huán)境之中，企業(yè)唯有不斷地進行產(chǎn)品、技術(shù)、商業(yè)模式等方面的創(chuàng)新，才能應對行業(yè)內(nèi)外的競爭和挑戰(zhàn)，實現(xiàn)企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。然而，創(chuàng)新很有可能失敗，管理層甚至可能因此被解雇，因此企業(yè)只有具備足夠的風險承擔能力，才會持續(xù)不斷地進行創(chuàng)新。

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

在企業(yè)層面，企業(yè)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(fā)現(xiàn)，在不同的生命周期階段，企業(yè)的風險承擔能力往往不同。其中，處在發(fā)展期和衰退期階段的企業(yè)往往具有較高的風險承擔水平。李文貴和余明桂（2012）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)影響著企業(yè)風險承擔能力，國有企業(yè)的經(jīng)營決策易受政府干預，會更多地選擇穩(wěn)健、低風險的投資項目。Wang（2012）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的風險承擔水平與董事會的規(guī)模負相關(guān)，小規(guī)模的董事會更有利于企業(yè)的風險決策。李海霞和王振山（2015）發(fā)現(xiàn)，權(quán)力較大的CEO 有更強的風險承擔。李小榮（2014）的研究表明，股權(quán)激勵具有利益協(xié)同效應，若管理者財富對股票價格波動表現(xiàn)出較強的敏感性，則管理者更愿意承擔風險。

在企業(yè)高管個體層面，企業(yè)決策的制定和執(zhí)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(yè)如何選擇風險項目。Roussanov N L.et al.（2012）研究發(fā)現(xiàn)，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(fā)現(xiàn)，年齡越大的CEO越保守，更加傾向于規(guī)避風險。Faccio M. et al.（2016）發(fā)現(xiàn)，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(yè)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(yè)風險承擔的因素，但尚無文獻從信息披露質(zhì)量這一角度進行考察。事實上，企業(yè)與投資者之間往往存在信息不對稱問題，信息披露質(zhì)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(jié)構(gòu)，另一方面他也會影響企業(yè)的經(jīng)營決策和內(nèi)部治理，進而影響企業(yè)的經(jīng)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(zhì)量對研發(fā)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(jié)構(gòu)視角考察信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險承擔的影響，進一步拓展企業(yè)風險承擔影響因素的經(jīng)驗證據(jù)分析。

二、研究假設(shè)

企業(yè)的信息披露質(zhì)量關(guān)系到投資者的投資風險，故信息披露質(zhì)量會影響投資者的結(jié)構(gòu)，進而反過來影響企業(yè)的風險承擔水平。首先，良好的信息披露質(zhì)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(chǎn)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(zhì)量可以減輕企業(yè)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(yè)提高風險承擔水平。一是長期投資者更重視企業(yè)的長期投資價值，對成長性更高的企業(yè)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(yè)的成長性，維持企業(yè)的核心競爭力（王振山和石大林，2014）。二是長期投資者對創(chuàng)新失敗的容忍度更高，且具有判斷投資項目好壞的專業(yè)研究能力，不會因為投資項目的短期失敗而向企業(yè)施加壓力（Aghion P. et al.，2013）。三是估值的提高有利于改善企業(yè)的權(quán)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(quán)益融資的規(guī)模越大，成本越低（盧闖和李志華，2011）?；谝陨戏治?，提出本文的核心假設(shè)H1：

H1：信息披露質(zhì)量的提高會增強企業(yè)的風險承擔能力。

已有研究表明，股權(quán)激勵能夠緩解企業(yè)管理層的委托代理問題。如果企業(yè)的管理層擁有一份股權(quán)激勵合同，則可能會更多地關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，逐漸改變對風險的厭惡態(tài)度，更愿意承擔風險來提高企業(yè)的長期績效（李小榮和張瑞君2014）。股權(quán)激勵對企業(yè)風險承擔的影響是通過內(nèi)部的激勵機制形成的，而信息披露質(zhì)量對企業(yè)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(quán)激勵的強度比較大，無論外部投資都如何看待企業(yè)，管理者都有較高的風險承擔水平，信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險承擔的影響就比較小。因此，提高信息披露質(zhì)量對于弱股權(quán)激勵的企業(yè)作用會更加顯著，據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：

H2：在低股權(quán)激勵強度的企業(yè)中，提高信息披露質(zhì)量對風險承擔的正向作用更大。

CEO 是否為企業(yè)的創(chuàng)始人也會影響企業(yè)的風險承擔水平。在CEO屬于企業(yè)創(chuàng)始人的情況下，CEO 的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷使其具有較高的風險承擔水平。而且，這類CEO 對企業(yè)有強烈的個人感情，會更加專注于提高企業(yè)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(zhì)量對風險承擔的影響較小。相反，在CEO 不是企業(yè)創(chuàng)始人的情況下，只有當外部投資者對高成長性的企業(yè)給予較高的估值時，企業(yè)才有較高的風險承擔意愿。由此本文提出假設(shè)H3：

H3：當CE0不是創(chuàng)始人時，提高信息披露質(zhì)量對風險承擔的作用更大。

信息披露質(zhì)量對風險承擔的影響表現(xiàn)為企業(yè)決策根據(jù)投資者壓力進行適應性調(diào)整的靈活性。相比之下，在經(jīng)營目標上，國有企業(yè)并非只追求企業(yè)價值的最大化，還涵蓋了就業(yè)、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(yè)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(yè)的投資決策對投資者的壓力不太敏感，信息披露質(zhì)量對風險承擔的影響較小。而民營企業(yè)的經(jīng)營目標能聚焦于企業(yè)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(zhì)量對風險承擔的影響較大。據(jù)此分析，本文提出假設(shè)H4：

H4：與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險承擔的正面影響更大。

企業(yè)的創(chuàng)新特征也會影響信息披露質(zhì)量與風險承擔之間的因果關(guān)系。首先，創(chuàng)新收益的不確定性使得投資者需要企業(yè)及時披露創(chuàng)新項目的信息來了解創(chuàng)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(chuàng)新型企業(yè)的基本面判斷涉及比較復雜的專業(yè)技術(shù)知識，創(chuàng)新型企業(yè)比投資者更了解創(chuàng)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(chuàng)新型企業(yè)對創(chuàng)新的依賴程度高，創(chuàng)新能力強的企業(yè)更能吸引投資者的關(guān)注。相比之下，投資者更看重成熟企業(yè)在營銷渠道、資源、成本等方面的競爭優(yōu)勢。前兩個因素使創(chuàng)新型企業(yè)的信息披露質(zhì)量對投資者結(jié)構(gòu)的影響較大，而最后一個因素則使投資者結(jié)構(gòu)對風險承擔的影響較大，因此，信息披露質(zhì)量對風險承擔的促進作用對創(chuàng)新型會更加明顯。據(jù)此，本文提出假設(shè)H5：

H5：與非創(chuàng)新型企業(yè)相比，創(chuàng)新型企業(yè)的信息披露質(zhì)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(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本為2008—2018 年上市企業(yè)，且按如下標準進行了數(shù)據(jù)篩選：剔除金融類行業(yè)企業(yè)；剔除了IPO 企業(yè)、ST 類以及數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；剔除企業(yè)年度交易日小于100 天的企業(yè)。經(jīng)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(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明與模型設(shè)定

為驗證提高信息披露質(zhì)量通過投資者結(jié)構(gòu)的中介渠道影響企業(yè)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(zhì)量，RT 為因變量風險承擔，Investor為中介變量投資者結(jié)構(gòu)，Controls 表示一系列的控制變量。式（1）是驗證信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險承擔的影響，式（2）是驗證信息披露質(zhì)量對投資者結(jié)構(gòu)的影響，式（3）則最后驗證投資者結(jié)構(gòu)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(yè)績波動程度來衡量企業(yè)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(yè)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(yè)風險承擔。盈余回報率的波動性越大說明企業(yè)從事的高風險經(jīng)營項目越多，企業(yè)的風險承擔越高。本文基于總資產(chǎn)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(yè)盈余回報率在三年內(nèi)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(jù)Li et al.（2013）的方法，本文還用研發(fā)強度（研發(fā)支出/營業(yè)收入）來表示企業(yè)的風險承擔，研發(fā)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(fā)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(yè)的風險承擔能力，具有更高風險承擔水平的企業(yè)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(zhì)量，即企業(yè)股價對成交量的回歸系數(shù)，該指標在一定程度上表明了企業(yè)股價對成交量的依賴程度，依賴程度越高，說明企業(yè)的信息披露質(zhì)量越差。因此這個回歸斜率可以反向代表企業(yè)的信息披露質(zhì)量。這一方法的優(yōu)點主要是該指標不僅反映了企業(yè)強制性信息披露，還反映了自愿性信息披露，可以更加穩(wěn)健地刻畫企業(yè)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(yè)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(yè)信息披露質(zhì)量KV 為1000000×β，KV 值越小，信息披露質(zhì)量越好。根據(jù)H1，預測式（1）和（2）中KV的系數(shù)α1顯著為負。

3.中介變量

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

4.控制變量

模型的控制變量主要包括：股權(quán)集中度（top1）、高管兩職合一（Duality）、債務擔保能力（Tang）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、資產(chǎn)負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Growth）、資產(chǎn)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、賬面市值比（BM），還控制了年度效應和行業(yè)效應。表1是詳細的變量定義，表2是本文的描述性統(tǒng)計。所有連續(xù)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(tǒng)計

四、實證結(jié)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(yè)和年份效應，結(jié)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(fā)強度RT2 和股價波動性RT3。由于很多企業(yè)沒有研發(fā)投資，故列（2）運用了tobit 模型進行回歸。列（4）是投資者結(jié)構(gòu)對信息披露質(zhì)量的回歸結(jié)果，列（5）—（7）則是在列（1）—（3）的基礎(chǔ)上加入中介變量——投資者結(jié)構(gòu)作為控制變量做出的回歸結(jié)果。

表3 結(jié)果表明，列（1）—（3）分別用盈余波動、研發(fā)強度、股價波動性刻畫的企業(yè)風險承擔的回歸中，KV的系數(shù)顯著為負，說明在控制了企業(yè)風險承擔的其他影響因素后，較高的信息披露質(zhì)量顯著提高了企業(yè)的風險承擔能力，這與H1 的預期基本一致。列（4）的回歸結(jié)果顯示，KV的系數(shù)顯著為負表明提高信息披露質(zhì)量顯著提高了機構(gòu)投資者的持股比例，即較高的信息披露質(zhì)量吸引了更多追求長期投資價值的機構(gòu)投資者。在加入機構(gòu)投資者持股比例Investor的列（5）—（7）中，KV 的系數(shù)絕對值都比它們在列（1）—（3）的系數(shù)更小，這說明信息披露質(zhì)量的一部分作用被機構(gòu)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(zhì)量對風險承擔的影響以投資者結(jié)構(gòu)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(zhì)量會通過提高長期投資者的比例增強企業(yè)的風險承擔能力。

表3 基本回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

為驗證H1 的穩(wěn)健性，從三個方面做進一步檢驗：一是考察內(nèi)生性問題。企業(yè)的信息披露質(zhì)量與企業(yè)風險承擔的關(guān)系可能是互為因果的，為了克服這一內(nèi)生性問題，本文采用企業(yè)所在省份年平均的信息披露質(zhì)量作為企業(yè)信息披露質(zhì)量的工具變量來解決內(nèi)生性問題。二是考慮自變量影響的滯后性。企業(yè)的風險決策是一種關(guān)系到企業(yè)長遠發(fā)展的長期決策，故信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險決策的影響不會立即體現(xiàn)在當期，而是體現(xiàn)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(zhì)量對風險承擔的影響。三是改變企業(yè)信息披露質(zhì)量的度量。與許多研究信息披露質(zhì)量的文獻相同，選取深交所信息披露質(zhì)量評級（Disc）來重新刻畫信息披露質(zhì)量，深交所披露的企業(yè)信息披露質(zhì)量評級有四種結(jié)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(yè)的樣本。考慮到工業(yè)品類行業(yè)的企業(yè)一般不需要很強的風險承擔能力，但這些行業(yè)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(yè)、制造業(yè)、金屬非金屬、交通運輸倉儲、房地產(chǎn)行業(yè)歸為周期性強的行業(yè)。在刪除周期性行業(yè)的樣本后，得到6051 個有效樣本。以上檢驗結(jié)果均顯示假設(shè)H1仍然成立。

六、對回歸結(jié)果的進一步討論

（一）股權(quán)激勵強度

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

表4 股權(quán)激勵強度的調(diào)節(jié)效應

（二）CEO是否為企業(yè)創(chuàng)始人

根據(jù)假設(shè)3，當企業(yè)的CEO 不是創(chuàng)始人時，信息披露質(zhì)量對風險承擔的影響更強。為驗證這一假設(shè)，在模型（1）中引入虛擬變量CEO是否為創(chuàng)始人（Fdeo）（當企業(yè)CEO 為創(chuàng)始人時，取值為1，否則為0）與信息披露質(zhì)量（KV）的交互項fdeo_KV 的交互項，表5 是相應的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯摻换ロ椩诟髁兄卸硷@著為正，說明CEO 的創(chuàng)始人身份對信息披露的作用存在稀釋作用，即與CEO為創(chuàng)始人的企業(yè)相比，信息披露質(zhì)量對CEO不是創(chuàng)始人的企業(yè)作用更大。假設(shè)H3成立。

表5 CEO是否為創(chuàng)始人的調(diào)節(jié)效應

續(xù)表5

（三）企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

為驗證假設(shè)H4，在模型（1）中引入虛擬變量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）（當企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)屬國企時，取值為1，否則為0）與信息披露質(zhì)量（KV）的交互項Soe_KV 的交互項，表6 是相應的回歸結(jié)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)對信息披露的作用存在抵銷作用，即信息披露質(zhì)量對風險承擔的促進作用在民企中更為顯著。假設(shè)H3成立。

表6 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應

（四）是否屬于創(chuàng)新型企業(yè)

為驗證假設(shè)H5，在模型（1）中再引入虛擬變量創(chuàng)新屬性（Innov）（當企業(yè)在創(chuàng)業(yè)板上市時，取值為1，否則為0）與信息披露質(zhì)量（KV）的交互項Innov_KV 的交互項，表7 是相應的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯摻换ロ椩诟髁兄卸硷@著為負，信息披露質(zhì)量對風險承擔的正面影響對于創(chuàng)新型企業(yè)更為顯著，故假設(shè)H5成立。

表7 創(chuàng)新屬性的影響

七、研究結(jié)論與對策建議

本文根據(jù)2008—2018年A股上市公司的數(shù)據(jù)考察了信息披露質(zhì)量與企業(yè)風險承擔之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明，提高信息披露質(zhì)量能促進企業(yè)風險承擔，即信息披露質(zhì)量較好的企業(yè)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(jié)論在考慮內(nèi)生性，自變量影響的滯后性等問題后依然穩(wěn)健。進一步討論還表明，信息披露質(zhì)量對企業(yè)風險承擔的促進作用在低股權(quán)激勵強度、CEO 不是創(chuàng)始人、民營企業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)中更明顯。

本文的結(jié)論有如下幾方面的政策啟示：第一，完善上市企業(yè)的信息披露制度，除傳統(tǒng)的強制性信息披露外，還要進一步完善企業(yè)的自愿性信息披露，尤其要增強法律對信息披露違規(guī)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(gòu)投資者的發(fā)展，使A股市場逐漸從散戶主導的市場演變?yōu)闄C構(gòu)主導的市場，借助機構(gòu)投資者的壓力推動上市公司的創(chuàng)新活動。第三，改善公司內(nèi)部治理機制，使之更好地發(fā)揮與外部市場環(huán)境的協(xié)同作用，促進企業(yè)的風險承擔。