張 婷 張敦力

(中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

隨著多元化經(jīng)營模式和金融衍生工具的廣泛使用，未決訴訟或仲裁、債務擔保、虧損合同、承諾事項等或有事項信息已普遍存在于上市公司年報中①。我國早在2000年的《會計法》和財政部頒布的《企業(yè)會計準則—或有事項》中就要求上市公司在資產(chǎn)負債表中列報因未決訴訟或擔保事項產(chǎn)生的預計負債金額。2006年財政部頒布的《企業(yè)會計準則第13號——或有事項》對或有事項的詳細定義及具體內(nèi)容作出界定，并規(guī)定上市公司有在報表附注中披露或有事項信息的義務。監(jiān)管機構不斷地規(guī)范上市公司或有事項信息披露的要求，旨在提高或有事項信息的價值相關性和有用性。已有文獻表明，年報中的或有事項信息已成為投資者預測企業(yè)未來發(fā)展前景的重要參考。例如，或有事項信息能吸引投資者和證券分析師的關注并引起強烈的市場反應[1][2][3]，導致企業(yè)市場價值發(fā)生波動[4][5]；債權人會對存在或有負債的公司要求更高的風險溢價[6][7]。年報附注中文本型或有事項信息屬于典型的非模板化信息，體現(xiàn)較大的公司異質(zhì)性，能成為投資者獲取公司特質(zhì)信息的渠道嗎？進而又會對公司的股票定價效率產(chǎn)生怎樣的影響？現(xiàn)有文獻尚未回答這些問題。

企業(yè)或有事項信息披露如何影響股票定價首先體現(xiàn)在股價同步性水平上。若企業(yè)在年報中披露的或有事項提供了異于同行業(yè)同市場的公司特質(zhì)信息，投資者可根據(jù)這類信息進行決策，股價波動中被公司層面信息所解釋的部分就更多，股價隨市場和行業(yè)“同漲同跌”的程度就更低，股價同步性也更低。相反，如果企業(yè)在年報中披露的或有事項僅提供其所在行業(yè)或市場的同質(zhì)信息，投資者決策時所參考的公司特質(zhì)信息就越少，公司個股收益隨市場及行業(yè)的大盤收益“同漲同跌”的程度就越高，股價同步性也越高，因而股票定價效率就越低。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，通過研究年報或有事項信息披露對股票定價機制的影響，豐富了年報或有事項信息披露經(jīng)濟后果的研究?，F(xiàn)有文獻主要從債權和股權融資成本[3][6][7]、分析師行為[1]、企業(yè)市場價值[4][5]、會計信息質(zhì)量[8][9]及審計師決策[10][11]等視角，探討或有事項信息披露對上市公司及資本市場的影響。也有文獻發(fā)現(xiàn)或有事項信息披露會引起股價下跌[2][3]，鮮有文獻探討其背后的股票定價機制，本文的研究對此形成有益補充。第二，本文以年報或有事項信息為切入點，探討非財務信息對股價同步性的影響，拓展了股價信息含量影響因素的研究?，F(xiàn)有文獻主要關注XBRL財報系統(tǒng)[12]、供應鏈客戶信息[13]、社會責任報告[14]、審計報告內(nèi)容[15]及分析師研究報告[16]等對股價同步性的影響，鮮有文獻從年報附注中的非財務信息出發(fā)探討這一問題。本文通過Python文本提取技術獲取年度報告中或有事項段落的信息，研究或有事項信息在股票定價機制中的作用及其影響路徑，研究結(jié)論有助于理解年報中的不確定信息對股價信息含量的影響。第三，以十九大報告中所強調(diào)的“金融服務實體”改革為契機，本文研究或有事項信息披露對股價同步性的影響，這對于深度挖掘如何降低股價同步性、提高金融市場的資源配置能力并更好地服務于實體經(jīng)濟具有重要的借鑒意義。

二、理論推導與假設提出

年報中或有事項信息披露能否降低股價同步性，關鍵在于年報中披露的或有事項能否提供差異性的公司特質(zhì)信息，且該特質(zhì)信息能否融入資本市場并反映至股價中。針對上述問題，本文從以下幾個方面進行論證：

首先，企業(yè)在年報中披露的或有事項信息存在差異?；蛴惺马椀拇_認和披露是以企業(yè)當年客觀存在的或有事項義務為前提?；蛴惺马検且环N典型的不確定性事項[17]，不確定性賦予或有事項風險信息的特性，而風險披露猶如黑匣子，管理層披露該類信息有較強的主觀性[18]。企業(yè)會計準則(2006年版)以“企業(yè)承擔的現(xiàn)時義務是否很可能導致經(jīng)濟利益流出”以及“經(jīng)濟利益的金額能否可靠計量”為標準，規(guī)定或有事項是否在年報中披露以及是在表內(nèi)列報還是在表外以文本形式披露，其中，“很可能”和“能否可靠計量”等規(guī)定并未形成客觀統(tǒng)一的標準，賦予管理層較大的裁決空間。或有事項通常對外傳遞一種風險信號，企業(yè)披露未決訴訟或仲裁、債務擔保、環(huán)保治理支出等信息可能造成股價大幅下跌、融資成本提高、企業(yè)價值下降[3][4][6]?；诶硇越?jīng)濟人假說和壞消息隱藏理論，管理層有動機和能力推遲披露、少披露甚至是不披露企業(yè)的或有事項信息。因此，即便客觀存在的或有事項義務既定，企業(yè)對外披露的或有事項信息也會存在異質(zhì)性。

其次，年報中披露的或有事項信息包含異于同行業(yè)和同市場的公司特質(zhì)信息。一方面，管理層可能會利用或有事項的會計處理彈性自主選擇披露或不披露以及在哪披露，且對于表外或有事項文本型信息，并無準則對其格式和內(nèi)容作出統(tǒng)一、明確的規(guī)定，年報附注中的或有事項信息一定程度上屬于管理層自愿披露的信息。而自愿性信息披露是在強制規(guī)則之外、以市場激勵為動機的管理層自發(fā)披露信息行為，能提供更多個性化的公司特質(zhì)信息[14][19]。另一方面，企業(yè)客觀存在的或有事項事實具有不可模仿性，未決訴訟或仲裁、債務擔保、產(chǎn)品質(zhì)量保證(金)、并購重組、環(huán)境污染整治、虧損合同等或有事項信息并不具有行業(yè)或市場共性，若此類信息在年報中披露較多，企業(yè)對外提供的公司層面特質(zhì)信息也更豐富。

再次，年報中披露的或有事項提供的公司特質(zhì)信息，能降低企業(yè)的股價同步性水平。從引起投資者關注來看，企業(yè)在年報中披露的或有事項信息屬于公共信息，市場參與者獲取的成本較低。其“或有”的特性增加了市場參與者對該類信息的風險感知，從而引起投資者的異常關注并基于此進行交易，導致股票交易量和股價異常波動率增加[20]。綜上所述，年報中披露的或有事項信息能引起投資者關注，促使其融入資本市場并反映至股價中。

從提高信息透明度來看，企業(yè)當年披露的或有事項可能為投資者已知信息，即同質(zhì)性較強的或有事項信息。由于年報中的或有事項信息已受第三方審計業(yè)務鑒證，可信度較高，該類信息可用來解釋已知的或有事項事實，增加公共信息的供給，能起到降低信息不對稱的作用[21]。若管理層披露的是異質(zhì)性較強的或有事項信息，該信息能向投資者傳遞公司存在未決訴訟、債務擔保等或有事項事實，從而可以提高市場參與者評估企業(yè)價值的準確性。此外，或有事項披露屬于一種風險披露，體現(xiàn)了管理層對公司不確定性事項及現(xiàn)金流波動的預判[21]。公司披露異質(zhì)性或有事項信息的數(shù)量越多、越清晰，說明管理層隱藏壞消息的動機越弱、公司信息環(huán)境越好，分析師盈余預測準確度及個股股票流動性也會越高[16]。因此，管理層提供的或有事項信息有助于提高企業(yè)信息透明度，成為年報使用者了解公司經(jīng)營狀況、正確評估公司價值的信息來源。

從信息中介機構參與來看，企業(yè)披露的或有事項信息能吸引更多的證券分析師、機構投資者及新聞媒體等機構的參與，促使更多的公司層面信息傳遞至資本市場，從而降低股價同步性水平。原因如下：其一，普通投資者對專業(yè)信息的需求增加。公司年報中披露的或有事項信息是判斷企業(yè)未來價值、評估投資前景的重要參考[3][4]。然而，或有事項評定的復雜性及公司層面信息的異質(zhì)性，要求報告使用者解讀或有事項信息的內(nèi)涵及其潛在影響時應具備一定的專業(yè)素養(yǎng)，促使投資者對專業(yè)性中介機構的需求提高[14][22]。其二，相比公司內(nèi)部的私有信息，年報中的或有事項信息獲取成本相對較低。在保持預測質(zhì)量及數(shù)量一定的前提下，分析師、機構投資者和新聞媒體等機構會盡可能減少私有信息的獲取，利用公開披露的或有事項信息進行判斷[2]。其三，信息中介機構通常擁有完善的團隊，具備較強的信息搜集、處理和解讀能力[23][24]，并通過信息買賣或股票交易等方式向市場傳遞所獲取的或有事項信息。綜上所述，由于普通投資者對年報或有事項信息專業(yè)解讀的需求增加以及中介機構對或有事項信息的跟蹤熱情及其信息優(yōu)勢，分析師、機構投資者和新聞媒體等信息中介能通過改善公司信息的市場傳遞機制，促使或有事項信息傳遞至資本市場并降低公司股價同步性水平。

基于以上分析，本文認為企業(yè)在年報中披露的或有事項信息包含差異化的公司特質(zhì)信息，或有事項信息披露越豐富，公司特質(zhì)信息越多，越可能引起市場參與主體的關注，越能緩解公司和外部投資者之間的信息不對稱，從而吸引中介機構的參與，提高公司特質(zhì)信息融入股價的程度，進而降低公司股價的同步性水平。鑒于此，本文提出以下假設：

假設：限定其他條件，年報中或有事項信息披露越多，企業(yè)的股價同步性水平越低，即年報或有事項信息披露能降低股價同步性。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

2007年版企業(yè)會計準則(以下簡稱07版準則)在2000年版準則的基礎上更詳細地界定了或有事項信息披露的內(nèi)容。因此，本文選取2007年為研究起點，重點考察07版準則實施后企業(yè)或有事項信息披露的經(jīng)濟后果。考慮最新財務數(shù)據(jù)的可獲取性，本文最終選取2007～2018年我國A股上市公司為初始樣本，剔除保險金融行業(yè)、當年交易周數(shù)小于30、當年IPO上市、ST或PT公司以及1150家年報編碼格式錯誤的公司，并剔除變量缺失或異常的樣本后，得到23624個公司年度樣本。由于或有事項披露水平使用滯后一期的差分形式表示，刪除樣本5146個，控制變量缺失樣本量為2190個，最終參與實證回歸的樣本減少至16288個。在回歸分析中，本文對含有離群值的連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

本文的或有事項數(shù)據(jù)使用Python的網(wǎng)絡爬蟲和文本提取技術結(jié)合完成，上市公司PDF年報運用爬蟲技術從巨潮資訊獲取，并使用人工標注及Python文本識別與提取程序，從年報中提取或有事項段落并統(tǒng)計關鍵詞信息。產(chǎn)權性質(zhì)源自色諾芬數(shù)據(jù)庫，機構投資者持股來自銳思數(shù)據(jù)庫，業(yè)務復雜性來自萬德數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制缺陷變量源于迪博風控數(shù)據(jù)庫，其余變量指標均取自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(二)模型設定與變量定義

公司的年報信息披露存在固定模式。本文使用差分形式表示或有事項信息披露水平，以消除披露慣性和遺漏變量的影響[18]，且將解釋變量及控制變量均滯后一期以避免可能存在的內(nèi)生性問題。鑒于此，本文設定模型(1)進行OLS回歸。為了避免數(shù)據(jù)存在異方差或序列相關，本文使用聚類分析(Cluster)對參數(shù)估計進行了穩(wěn)健性調(diào)整。

SYNt+1=?0+?1ΔContDist+ΔControlVariablest+∑Industy+∑Year+ε

(1)

在模型(1)中，被解釋變量SYNt+1表示企業(yè)下一年的股價同步性水平。參照已有文獻的做法[22][25]，對股票i的周收益數(shù)據(jù)進行回歸：

RETiwt=β0+β1Market_RETMwt+β2Industry_RETIwt+ε

(2)

式(2)中，RETiwt表示公司i在t年第w周考慮紅利再投資的個股收益率；Market_RETMwt表示A股市場中所有上市公司在t年w周以流通市值加權平均的股票收益率；Industry_RETIwt表示公司i所在行業(yè)的所有上市公司在t年w周以流通市值加權平均的股票收益率②。

(3)

解釋變量ContDist表示或有事項信息披露水平。本文以2007年企業(yè)會計準則中規(guī)定的或有事項信息披露內(nèi)容為基礎[1][26](P3—5)，采用年報附注中承諾及或有事項部分③或有事項關鍵詞(“未決訴訟”“未決仲裁”“債務擔?！薄爱a(chǎn)品質(zhì)量保證”“產(chǎn)品安全保證”“承諾”“虧損合同”“債務重組”“環(huán)境污染治理”和“票據(jù)貼現(xiàn)背書”)的總字數(shù)衡量或有事項信息披露ContDist。該指標越大，表明或有事項披露數(shù)量越多，或有事項信息披露越充分。本文實證模型中的△ContDist是指當年或有事項關鍵詞字數(shù)與上年字數(shù)之差，根據(jù)研究假設，預期其在模型(1)中的回歸系數(shù)?1顯著為負。

參照以往文獻[22][23]，本文控制以下變量：(1)公司特征變量FirmControl：企業(yè)規(guī)模自然對數(shù)Sizet；資產(chǎn)負債率Levt；凈資產(chǎn)收益率Roet，以“凈利潤/凈資產(chǎn)”表示；盈余波動Roa_sdt，以“公司前五年(含當年)Roa的標準差”表示；市賬比BMt，以“賬面資產(chǎn)總額/公司市值”表示；產(chǎn)權性質(zhì)Soet，國有企業(yè)取1，否則取0；成長性Growtht，以“本年與上一年營業(yè)收入差值/上一年營業(yè)收入”表示；財報質(zhì)量IQt，審計意見類型為標準無保留時賦值1，否則為0；業(yè)務復雜度Segmentt，以公司主營業(yè)務涉及的行業(yè)數(shù)目衡量。(2)股票特征變量StockControl：月度超額換手率Turnovert，以“本年與上年月平均換手率之差”表示；交叉上市Cross-listt，公司同時發(fā)行A股和B股(或A股和H股)時，取值為1，否則為0。(3)外部監(jiān)督變量SupervisionControl：審計師聲譽Big4t，當年審計師為國際四大時，取值為1，否則為0；機構投資者持股比例Institutet。(4)宏觀經(jīng)濟變量EconomyControl：市場化程度Markett，以樊綱等提供的市場化指數(shù)替代④。其中，除以啞變量表示(包括Soet、IQt、Cross-listt、Big4t)和通過差值計算(包括Roa_sdt、Growtht、Turnovert)的變量外，本文的控制變量均采用差分形式表示，具體為△Sizet、△Levt、△Roet、△BMt、△Segmentt、△Institutet和△Markett。此外，本文還分別控制了行業(yè)和年度啞變量。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關性檢驗

1.描述性統(tǒng)計

表1列式了描述性統(tǒng)計結(jié)果，可見：(1)股價同步性SYNt+1的最小值為-3.25，最大值為1.54，標準差為0.93，說明不同公司間股價同步性差異較大；(2)年報或有事項信息披露△ContDist的均值為0.29，說明公司每年披露的或有事項信息變化較小，標準差為14.14，表明不同公司間或有事項信息披露差異較大，一定程度上說明樣本公司的或有事項信息披露存在特質(zhì)性。其余變量分布較為合理，不存在極度異常值。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.相關性檢驗⑤

Spearman和Pearson相關性檢驗結(jié)果顯示：或有事項信息披露變化值(△ContDist)與下一年股價同步性(SYNt+1)的相關系數(shù)在1%水平上顯著為負，即企業(yè)年報中增加披露的或有事項越多，下一年的個股股價同步性越低，說明我國上市公司年報中或有事項信息披露提供了較多的公司特質(zhì)而非行業(yè)或市場同質(zhì)信息，初步驗證本文的假設。此外，控制變量間相關系數(shù)均小于0.5，方差膨脹因子(VIF)最大值為3.12，排除本文模型存在多重共線性問題。

(二)基本回歸分析

表2列示了年報或有事項信息披露與股價同步性的基本回歸結(jié)果，其中第(1)列僅控制年度和行業(yè)變量，年報或有事項信息披露變化值△ContDist的系數(shù)在1%水平上顯著為負，初步驗證了披露或有事項信息能降低股價同步性的假設。列(2)控制了企業(yè)特征及年度行業(yè)效應；列(3)引入了股票特征變量；列(4)同時控制了公司特征、股票特征、年度行業(yè)效應及外部監(jiān)督變量；列(5)控制了前述變量并加入外部宏觀經(jīng)濟變量?；貧w結(jié)果顯示，依次加入反映企業(yè)特征、外部監(jiān)督、股票特征及宏觀經(jīng)濟的控制變量后，相比列(1)經(jīng)調(diào)整的R2有較大提高，表明公司微觀和宏觀經(jīng)濟層面因素對股價同步性有較大影響，且年報或有事項信息披露變化值△ContDist與公司下一年股價同步性SYNt+1均在1%水平上顯著負相關。上述結(jié)果表明，我國年報或有事項信息披露顯著降低了企業(yè)股價同步性水平。其原因在于或有事項信息包含異于同行業(yè)同市場的公司特質(zhì)信息，管理層在年報附注中披露的或有事項關鍵詞越多，對外提供的公司特質(zhì)信息就越多，投資者決策時參考的行業(yè)及市場信息就相對減少，因而降低了公司的股價同步性水平，與本文的研究假設一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

第一，控制內(nèi)生性問題。(1)2SLS。已有研究發(fā)現(xiàn)[21][27]，企業(yè)價值TobinQt、環(huán)境不確定性EUt、表內(nèi)預計負債金額Elevt、管理層權力Dualt、獨立董事比例IDRt、競爭強度HHIt、高管薪酬Salaryt以及法律環(huán)境Lawt會影響公司年報信息披露，本文以這些因素為解釋變量對或有事項信息披露△ContDist進行第一階段回歸并估計殘差；用殘差替代△ContDist帶入模型(1)進行第二階段回歸。結(jié)果顯示，第一階段的殘差與股價同步性SYNt+1顯著為負，表明排除可觀測遺漏變量的影響后，本文結(jié)論依然成立。(2)工具變量法。選取本公司同行業(yè)其他企業(yè)的或有事項關鍵詞平均字數(shù)(△ContDis_Industryt)以及同省份其他企業(yè)的或有事項關鍵詞平均字數(shù)(△ContDis_Provincet)作為或有事項信息披露(△ContDist)的工具變量，經(jīng)不可識別、弱工具變量和過度識別檢驗得出本文的工具變量選取合理。工具變量第二階段檢驗結(jié)果顯示，年報或有事項信息增量披露與股價同步性顯著負相關，與本文主回歸結(jié)果無實質(zhì)性差異，說明控制內(nèi)生性干擾后，本文假設依然成立。

表2 基本回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平(雙側(cè))上顯著，括號內(nèi)為經(jīng)穩(wěn)健調(diào)整的t統(tǒng)計量，下表同。

第二，改變模型和變量計量方法。(1)替換模型。將主回歸的差分模型換為非差分固定效應模型重新進行回歸，以控制不隨時間變化的公司特征遺漏變量，消除公司個體間差異對結(jié)果的影響。(2)替換解釋變量(或有事項信息披露△ContDist)。一是參照已有文獻[1][27]，用年報或有事項信息的關鍵詞頻數(shù)總和衡量年報或有事項信息披露；二是借鑒目前衡量年報風險信息披露的方法[21]，使用年報中或有事項段落的文字數(shù)(除數(shù)字、英文字符和符號)重新度量或有事項信息披露。(3)替換被解釋變量(股價同步性水平SYNt+1)。參照現(xiàn)有文獻[16][23]，一是在公式(2)中加入滯后一期的市場和行業(yè)平均回報率指標(Market_RETMwt-1和Industry_RETIwt-1)計算股價同步性；二是將公式(2)中的行業(yè)平均回報率指數(shù)(Industry_RETIwt)剔除，僅考慮市場平均收益(Market_RETMwt)對個股收益RETiwt的解釋程度并以此計算股價同步性。經(jīng)上述處理的所有結(jié)果均顯示，年報或有事項信息披露△ContDist與股價同步性SYNt+1的相關系數(shù)均顯著為負，與主回歸結(jié)果無實質(zhì)差異。這表明在控制不可觀測的公司特征變量及替換關鍵變量的度量方法后，本文假設依然成立。

第三，排除替他性假說。管理層可能會操控或有事項信息披露的方式，使年報中表內(nèi)列報的數(shù)值型信息與表外披露的文本型或有事項信息呈“此消彼長”的關系[27]。表外或有事項文本信息會影響表內(nèi)或有事項金額，而表內(nèi)或有事項同樣被投資者關注并影響其決策行為[2]。此外，在企業(yè)以年度公告形式披露或有事項的同時，也可能通過訴訟或擔保公告等臨時性公告發(fā)布或有事項信息，這些公告的信息與年報中披露的或有事項信息有關[28]，也會對市場參與者決策產(chǎn)生影響[26](P3—5)。為排除表內(nèi)或有事項信息和除年報外的臨時性公告對本文結(jié)果的影響，按照當年企業(yè)預計負債金額是否大于0及是否發(fā)布訴訟或擔保公告將樣本分為有(或無)或有事項數(shù)值信息及有(或無)其他公告兩對分樣本，分別利用模型(1)進行回歸。結(jié)果顯示，無論公司是否披露表內(nèi)預計負債、是否發(fā)布了訴訟或擔保公告，年報或有事項文本信息對股價同步性的負向影響無顯著差異。這表明數(shù)值型或有事項信息和臨時性公告可能與附注中的文本型或有事項信息相關，可能也會影響股價同步性水平，但考慮該因素后本文結(jié)論未發(fā)生變化，從而排除數(shù)值型或有事項信息及臨時性公告對本文結(jié)論的影響。

五、進一步研究

(一)年報或有事項信息披露的價值相關性檢驗

上文已證實，年報披露的或有事項信息越多，股價同步性越低?；蛴惺马椥畔⑴赌芙档凸蓛r同步性，必然是以這些信息被投資者關注并進行交易為前提。此外，或有事項信息披露是通過降低公司內(nèi)外部信息不對稱作用于股票定價機制的，但尚無直接證據(jù)證實以上路徑，本文將對此進行實證檢驗。

1.或有事項信息披露與投資者關注

借鑒已有文獻的做法，本文使用上市公司股吧發(fā)帖量的變化值衡量投資者關注[16]，檢驗年報或有事項信息的增量披露是否被投資者關注。被解釋變量使用年報或有事項信息發(fā)布的后五天[0,+4]比前五天[-5,-1]股吧發(fā)帖的增加量，解釋變量為年報或有事項信息披露變化值△ContDist，結(jié)果列示于表3的列(1)?？梢?，年報中或有事項信息披露變化值△ContDist與公司股吧發(fā)帖數(shù)量增加值顯著正相關，在一定程度上反映或有事項信息披露吸引了投資者關注。進一步地，若或有事項信息所提供的公司特質(zhì)信息為投資者決策所用，必然會在股票收益率上體現(xiàn)，本文使用超額累計異常報酬率衡量市場對年報中或有事項信息披露的反應。被解釋變量為[-5，+5]和[-10，+10]窗口期內(nèi)的累計異常報酬率CARt+1，我們選擇事件前(-170，-20)天為估計期；解釋變量為年報或有事項信息披露變化值△ContDist。表3中第(2)列和第(3)列分別為窗口期[-5，+5]和[-10，+10]的回歸結(jié)果，可見，無論選擇哪種窗口期，年報或有事項信息披露△ContDist與下一年累計異常報酬率CARt+1均顯著負相關，即或有事項信息被投資者視為風險因素，引起負向超額異?；貓舐?。或有事項信息披露越多，投資者關注并基于此進行交易的次數(shù)就越多，市場反應越強烈。綜上分析，或有事項信息披露吸引了投資者關注并成為其決策的重要參考，這正是或有事項信息中的公司特質(zhì)信息融入股價、緩解公司個股與大盤收益“同漲同跌”程度的必要條件。

2.或有事項信息披露與信息不對稱

本文使用中介效應模型驗證年報或有事項信息披露能否提高信息透明度與股票流動性[28]，以及是否通過降低信息不對稱進而提高了股價非同步性。本文使用分析師預測準確度AnalystErrort+1⑥衡量信息透明度[18]，該指標越大，分析師盈余預測偏差越小，預測準確度越高，信息透明度也越高[30]。用Amihudt+1指標⑦衡量股票流動性[31]，該指標越大，股票流動性越高，信息越透明[16]。表4的列(1)和列(2)結(jié)果顯示：我國上市公司年報或有事項信息披露提高了股票流動性及分析師預測準確度，即或有事項信息披露提供了增量的公司內(nèi)部信息，降低了公司與市場參與者之間的信息不對稱。在模型(1)的基礎上分別加入中介變量股票流動性Amihudt+1和分析師預測準確度AnalystErrort+1，考察或有事項信息披露△ContDist與中介變量對股價同步性SYNt+1的影響。結(jié)果如表4的列(3)和列(4)所示，中介變量均與股價同步性SYNt+1顯著負相關，解釋變量△ContDist仍與SYNt+1顯著負相關，但系數(shù)絕對值較未加入中介變量前(見表2第(5)列)有所降低，且Sobel Z值均顯著為負。這說明股票流動性和分析師預測準確度對或有事項信息披露與股價同步性的之間負相關關系起部分中介作用，其中股票流動性和分析師預測準確度反映了公司信息透明度。因此，年報附注中的或有事項信息披露提高了公司下一年的信息透明度，有助于公司特質(zhì)信息傳遞至資本市場并融入股價，從而增強了公司股價反映其特有信息及真實價值的能力，提高了股票市場的信息效率，降低了公司的股價同步性水平。

表3 或有事項信息披露與投資者關注度

表4 信息不對稱的中介效應檢驗

(二)信息中介機構的渠道效應

已有研究表明，證券分析師、機構投資者、新聞媒體等信息中介機構的信息搜集及處理能力較強，他們會通過信息買賣或股票交易等方式將公司特質(zhì)信息融入資本市場并反映至股價中[22][23][24]。當上述中介機構參與度更高時，公司內(nèi)部或有事項信息被傳遞至資本市場的可能性更大，公司特質(zhì)信息融入股價的程度也更高，股價同步性更低。本文從分析師跟蹤、機構投資者持股及媒體報道三個視角，探討信息中介在或有事項信息披露降低股價同步性中的渠道作用，分別以公司當年被分析師跟蹤的機構數(shù)量、機構投資者持股比例及財經(jīng)新聞報道數(shù)量的行業(yè)中位數(shù)為基準，將全樣本分為分析師參與度高(低)、機構投資者參與度高(低)及媒體參與度高(低)三對子樣本，并利用模型(1)進行分組檢驗。結(jié)果如表5所示，年報或有事項信息披露的增加值△ContDist對下一年股價同步性SYNt+1的負向影響在分析師、機構投資者和媒體參與較少的公司中不顯著。該結(jié)果表明，未決訴訟、債務擔保等或有事項信息專業(yè)性較強，而信息中介機構通常具備較強的信息獲取、處理及傳播能力，能成為或有事項信息有效傳遞至資本市場并提高公司股票定價效率的重要渠道。

表5 信息中介機構的渠道檢驗

(三)拓展性檢驗：年報整體質(zhì)量的影響

上文研究得出，企業(yè)披露的或有事項信息越充分，對外提供的公司層面特質(zhì)信息越多，個股股價同步性越低。該結(jié)論主要考察信息披露的“量”對股價同步性的影響，較少涉及信息披露“質(zhì)”的因素，本文將對此進行拓展研究。鑒于本文研究的或有事項信息是以年度報告為載體，因此可使用年報整體質(zhì)量代替或有事項信息披露質(zhì)量。本文選用盈余質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量衡量年報信息質(zhì)量[32][33]，其中，盈余質(zhì)量以公司前三年(包括當年)可操縱性盈余絕對值(|DA|)之和為基準，按其年度行業(yè)中位數(shù)將全樣本分為盈余質(zhì)量高、低兩組。同時以企業(yè)是否存在內(nèi)部控制缺陷衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，若當年內(nèi)部控制不存在缺陷，則為內(nèi)部控制質(zhì)量高組，否則為內(nèi)部控制質(zhì)量低組。將盈余質(zhì)量高(低)和內(nèi)部控制質(zhì)量高(低)兩對子樣本，分別利用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表6所示，年報或有事項信息披露的增加值△ContDist對股價同步性SYNt+1的負向影響僅存在于盈余質(zhì)量及內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司中。該結(jié)論表明，或有事項信息披露數(shù)量對股票定價效率的積極影響在會計信息質(zhì)量較高的公司中更明顯，這可能是由于分析師、機構投資者或新聞媒體等信息中介機構會對信息質(zhì)量進行判斷，在企業(yè)對外披露或有事項時已對其作出質(zhì)量篩選，從而導致低質(zhì)量的或有事項信息對企業(yè)股票定價效率的影響減弱。

表6 年報整體質(zhì)量的影響

六、研究結(jié)論、啟示與不足

本文以2007～2018年我國非金融類上市公司為研究樣本，考察了年報或有事項文本信息披露對股票定價效率的影響。實證結(jié)果表明，年報或有事項信息披露能提高股票定價效率，即披露的或有事項信息越多，公司特質(zhì)信息融入股價的程度越高，股價同步性越低。理論推導與實證檢驗發(fā)現(xiàn)，或有事項信息披露降低股價同步性的具體路徑如下：第一，企業(yè)在年報中披露的或有事項信息被視為一種風險，吸引市場參與者的異常關注并基于此進行交易；第二，信息透明度是或有事項信息披露降低股價同步性的不完全中介，即或有事項信息披露主要通過降低信息不對稱，提高公司特質(zhì)信息融入股價的程度，從而降低股價同步性；第三，信息中介機構是年報或有事項信息融入股價的重要媒介，證券分析師、機構投資者和媒體等中介機構的參與能促使公司內(nèi)部的或有事項信息傳遞至資本市場，在或有事項信息與股價同步性的關系中起渠道作用。拓展性檢驗發(fā)現(xiàn)，年報或有事項信息披露對股價同步性的負向影響在盈余質(zhì)量及內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司中更突出，這說明或有事項信息披露對股票定價效率的治理作用應以高質(zhì)量信息披露為依托。

本文以或有事項信息為切入點，探討年報中非財務信息披露對股價同步性的影響，驗證了信息披露在股價形成機制中的重要作用。本文的研究不僅拓展了信息披露與股票定價機制領域的研究，也為上市公司、政策制定者和投資者提供了一定的參考。對上市公司而言，應按準則的規(guī)定規(guī)范并詳細地披露或有事項信息，提高年報中或有事項信息的可讀性和可理解性，以更好地為投資者提供決策參考。對政策制定者而言，在后續(xù)或有事項準則修訂中，應從披露位置和披露內(nèi)容方面進一步規(guī)范年報中或有事項信息的披露，并加強事后處罰力度以引導公司披露更多有用的或有事項信息，提高企業(yè)信息為金融市場服務的能力。對投資者而言，應提高對年報附注中文本信息的解讀能力，在投資決策時，將文本信息的解讀提升至與數(shù)值型信息同等重要的地位。

本文的研究存在以下局限：第一，對或有事項信息披露的度量，本文主要從披露或有事項的段落長度和關鍵詞數(shù)量來考察，對信息披露的內(nèi)容實質(zhì)性及信息質(zhì)量的考慮欠缺；第二，部分公司年報中信息披露不規(guī)范，例如PDF年報亂碼、附注內(nèi)容混亂等，本文將此類樣本剔除，盡管比重不大，但仍可能導致部分數(shù)據(jù)遺漏。

注釋：

① 2007年，我國共有60%的上市公司在年報中披露或有事項信息(包括表內(nèi)列報的預計負債和表外附注中披露的或有事項文本信息)；2018年，披露或有事項信息的公司增長至91%；2007～2018年這12年來，披露或有事項信息的公司占所有上市公司的比例平均達到85.4%。

② 根據(jù)2012年中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準，制造業(yè)行業(yè)代碼取前兩位，其余行業(yè)取前一位。

③ 本文將關鍵詞的范圍定位于承諾及或有事項部分而非年報全文的原因如下：第一，避免關鍵詞表述歧義，提高識別準確性；第二，該部分內(nèi)容能準確反映管理層對或有事項披露準則的重視程度；第三，排除年報中其他部分內(nèi)容對信息使用者的影響，減少本文研究結(jié)論的內(nèi)生性。

④ 樊綱等(2019)提供的市場化指數(shù)截至2016年，本文使用趨勢分析法計算2017～2018年指數(shù)。

⑤ 篇幅有限，相關性檢驗和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可發(fā)函索取。

⑥ 分析師預測準確度的計算公式：AnalystError=|Meps-Aeps|/TA×(-1)。其中，Meps為公司當年所有分析師每股盈余預測的中位數(shù)；Aeps為公司當年實際每股收益；TA為公司當年收盤股價。

⑦ Amihud指標的計算公式：Amihud=Mean(Ln|Rit/Vol|×(-1))。其中，Rit為股票日收益率；Vol為股票日交易額；Mean表示該年日流動性均值。