王敬勇 徐 雯 薛麗達(dá)

1 引 言

國內(nèi)經(jīng)濟(jì)在向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型階段，市場競爭的日益激烈，企業(yè)面臨著巨大的不確定性，競爭壓力和經(jīng)營風(fēng)險越來越高。企業(yè)開始關(guān)注戰(zhàn)略合作的價值，并披露相關(guān)戰(zhàn)略合作協(xié)議，期望獲得更多的投資，增加競爭優(yōu)勢、降低經(jīng)營風(fēng)險。因而，企業(yè)戰(zhàn)略合作問題也越來越受到投資者的關(guān)注，如企業(yè)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型、業(yè)務(wù)調(diào)整、經(jīng)營模式及合作伙伴變化，投資者對此類信息披露的需求逐步提高。雖然自愿披露戰(zhàn)略合作信息的公司越來越多，但信息披露質(zhì)量較低。上市公司正面描述多，缺乏實質(zhì)性內(nèi)容，存在夸大披露的傾向，如利用正面夸大戰(zhàn)略信息，迎合市場熱點達(dá)到操縱股價的目的（Bloomfield和Wilks，2009［1］；王克敏等，2018［2］）；卻很少披露戰(zhàn)略合作中的履約風(fēng)險、業(yè)績變化、執(zhí)行效果等不利信息，或缺少實質(zhì)性后續(xù)進(jìn)展等內(nèi)容，導(dǎo)致企業(yè)披露的戰(zhàn)略合作與實際執(zhí)行情況不一致，存在著嚴(yán)重的信息不對稱。研究戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的高低對公司經(jīng)營風(fēng)險的加劇是否有影響，對公司經(jīng)營發(fā)展、監(jiān)管機(jī)構(gòu)監(jiān)督信息披露行為等都具有重要意義。

目前，國內(nèi)外文獻(xiàn)對自愿性信息披露行為研究較多，一部分研究認(rèn)為，在面對不利信息時，上市公司會“刻意回避和故意隱瞞不利信息”（Kothari等，2009［3］；程新生等，2015［4］；Lo等，2017［5］)，這種“能不說就不說”（王健忠，2018［6］）的披露行為，加劇資本市場的信息不對稱程度（潘子成，2017［7］）。另一部分研究認(rèn)為，在披露正面消息時，上市公司存在“夸大披露”的嫌疑，這種“多言寡行”的披露行為（李哲，2018［8］），干擾了公司價值的合理定價，破壞了市場的穩(wěn)定（盧馨和李建明，2010［9］；沈洪濤等，2014［10］；趙璨等，2020［11］）。作為一種自愿性信息披露，已有文獻(xiàn)從薪酬辯護(hù)（程新生等，2015［4］）、操作股價（Bloomfield和Wilks，2009［1］）等方面探討了戰(zhàn)略合作信息披露動機(jī)，也有文獻(xiàn)分析了戰(zhàn)略合作信息披露的經(jīng)濟(jì)后果，如蔡顯軍等（2022）［12］指出“言行一致”戰(zhàn)略合作信息披露有助于企業(yè)長期經(jīng)營業(yè)績。綜上所述，已有文獻(xiàn)考察自愿性信息披露對公司業(yè)績方面的影響，而忽視了其在經(jīng)營風(fēng)險方面的抑制作用。

根據(jù)公司治理理論，信息披露質(zhì)量越高，其監(jiān)督作用越強(qiáng)。事實上，早在2015年10月，戰(zhàn)略合作信息披露就被上交所納入日常監(jiān)管范圍，規(guī)定上市公司信息披露真實反應(yīng)戰(zhàn)略合作的執(zhí)行程度，滿足市場投資者的信息需求。上市公司自愿披露的戰(zhàn)略框架協(xié)議公告是其進(jìn)行戰(zhàn)略合作信息披露的具體形式，基于上交所、深交所信息披露的特定規(guī)則，內(nèi)容包括：戰(zhàn)略框架協(xié)議簽訂基本情況；戰(zhàn)略框架協(xié)議內(nèi)容；協(xié)議進(jìn)展情況、落實情況和變動情況及其對上市公司影響；重大風(fēng)險提示。一方面，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，越能幫助投資者有效監(jiān)督公司管理層的決策行為，降低公司業(yè)績風(fēng)險（權(quán)小鋒和吳世農(nóng)，2010［13］）；另一方面，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，公司戰(zhàn)略合作的“言行一致”程度越高，即戰(zhàn)略合作執(zhí)行越有效，有助于上市公司獲得長期價值（蔡顯軍等，2022［12］）。但是，戰(zhàn)略合作信息更容易受到市場的追捧，成為市場追逐的熱點。部分上市公司更是利用這一特征，進(jìn)行夸大性披露或有選擇性披露，信息披露沒有實質(zhì)性內(nèi)容，使得戰(zhàn)略合作信息披露成為管理層“市值管理”的工具，導(dǎo)致信息披露失去了約束力。因此，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對上市公司經(jīng)營風(fēng)險產(chǎn)生何種影響？本文將立足信息披露質(zhì)量，考察其對經(jīng)營風(fēng)險的影響。

為了解決以上問題，本文以2008-2018年A股上市公司戰(zhàn)略合作框架協(xié)議公告為研究對象，采用“人工評分”與“文本分析”方法測度戰(zhàn)略信息披露質(zhì)量，實證檢驗戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量是否具有抑制經(jīng)營風(fēng)險的作用。與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，本文以經(jīng)營風(fēng)險為視角，分析戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對上市公司的影響，拓展了自愿性信息披露經(jīng)濟(jì)后果的研究范疇。第二，考察了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量通過降低代理成本抑制經(jīng)營風(fēng)險的作用路徑，豐富了戰(zhàn)略合作信息披露的影響路徑。第三，探討了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、戰(zhàn)略合作類型以及不同制度因素對企業(yè)戰(zhàn)略信息披露異質(zhì)性影響，有助于監(jiān)管機(jī)構(gòu)分類監(jiān)控公司戰(zhàn)略合作信息披露行為，為戰(zhàn)略框架協(xié)議公告制度的完善提供了理論支持和經(jīng)驗證據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量與經(jīng)營風(fēng)險

自愿性信息披露是資本市場的重要監(jiān)督機(jī)制，是管理層向投資者傳遞信息的重要渠道。高質(zhì)量的自愿性信息披露在引導(dǎo)資源配置、維護(hù)投資者利益等方面具有重要作用。高質(zhì)量的自愿性信息披露能增加上市公司信息透明度，緩解代理問題，降低代理成本，又能形成有效的外部監(jiān)督機(jī)制，約束上市公司的經(jīng)營行為。部分文獻(xiàn)探討了自愿性信息披露與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的關(guān)系。如Patel和Dallas（2002）［14］的研究表明高質(zhì)量的自愿性信息披露與公司經(jīng)營風(fēng)險負(fù)相關(guān)。張純和呂偉（2009）［15］研究發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量越高，公司經(jīng)營風(fēng)險越低。高質(zhì)量的信息披露作用影響經(jīng)營風(fēng)險的路徑是：降低公司內(nèi)部信息不對稱狀況，使得管理層的決策行為能及時有效被監(jiān)督，提高管理層的決策行為穩(wěn)健性，進(jìn)而降低公司經(jīng)營風(fēng)險（朱小平和程昔武，2006［16］；Vahideh和Solmaz，2016［17］）。權(quán)小鋒和吳世農(nóng)（2010）［13］在考察CEO權(quán)力對公司業(yè)績波動影響時，指出高質(zhì)量的信息披露可以降低因高管權(quán)力提升給公司業(yè)績波動帶來的影響。

在自愿性信息披露中，戰(zhàn)略合作信息披露涉及企業(yè)經(jīng)營發(fā)展戰(zhàn)略決策，戰(zhàn)略合作信息包含戰(zhàn)略合作類型、后續(xù)執(zhí)行情況、所涉風(fēng)險等內(nèi)容，對企業(yè)經(jīng)營具有重要影響。本文基于戰(zhàn)略合作信息披露的分析，細(xì)化了自愿性信息披露經(jīng)濟(jì)后果的研究。

戰(zhàn)略合作是通過契約把合作多方的利益綁定，是一種共擔(dān)成本與風(fēng)險的組織形式（陶金元和陶秋燕，2017［18］），并通過顯性契約和隱形契約約束企業(yè)在合作中的機(jī)會主義行為，降低合作的不確定性。在信息機(jī)制上，高質(zhì)量的信息披露能增加信息透明度，會抑制管理層的信息操縱行為傾向，降低代理問題對公司業(yè)績的影響（Bushman和Smith，2003［19］）。第一，高質(zhì)量的戰(zhàn)略合作信息披露表明了企業(yè)向合作伙伴傳遞了參與合作的真實意愿。合作伙伴會投入關(guān)鍵資源和努力促進(jìn)合作的成功運(yùn)營，企業(yè)也可以從合作伙伴中獲取財務(wù)資源及協(xié)同效應(yīng)（Mitsuhashi和Greve，2009［20］），幫助公司更好應(yīng)對不確定性以及抵御市場系統(tǒng)性沖擊，并迅速擺脫財務(wù)困境。第二，高質(zhì)量的戰(zhàn)略合作信息披露表明合作伙伴對企業(yè)信任，增加合作雙方的相互信任。合作雙方缺乏信任，將破壞戰(zhàn)略合作的運(yùn)行基礎(chǔ)并難以達(dá)到合作目標(biāo)。信任表明合作雙方都做出了充分承諾，從而有利于降低合作關(guān)系的風(fēng)險與交易費用，對公司業(yè)績產(chǎn)生正向影響（江旭等，2008［21］）。第三，高質(zhì)量的戰(zhàn)略合作信息披露表明“言行一致”程度越高，如合作伙伴向被合作企業(yè)派駐董事監(jiān)事，不僅有利于推動企業(yè)管理層做出戰(zhàn)略決策，提高自己的管理能力，在一定程度上減少管理者在戰(zhàn)略合作中的管理不善，降低戰(zhàn)略合作關(guān)系風(fēng)險，提高公司業(yè)績；也有利于監(jiān)督合作中出現(xiàn)的機(jī)會主義，降低經(jīng)營風(fēng)險（葛永盛和張鵬程，2013［22］）。

基于此，本文提出如下假設(shè)，

H1：上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，公司經(jīng)營風(fēng)險越低。

2.2 戰(zhàn)略合作信息披露對經(jīng)營風(fēng)險的影響機(jī)制分析

在信息披露方面，戰(zhàn)略合作信息作為一種前瞻性信息，其披露多以文本語句表述，管理層擁有較高的自由度披露此類信息，因而此類信息的作用更多地受到文本可讀性等因素的影響。一方面，管理層可能基于掩蓋企業(yè)面臨業(yè)績問題的主觀動因（Kothari等，2009［23］；程新生等，2015［4］；Lo等，2017［5］），刻意使用晦澀難懂的語言增大閱讀難度；另一方面，管理層可能會利用文本信息可讀性，隱藏管理者自利行為，如管理層利用戰(zhàn)略合作操縱股市，或通過無實質(zhì)內(nèi)容的戰(zhàn)略合作侵占公司資源（Asay等，2017［24］；王克敏等，2018［2］）。因而，文本信息可讀性越高時，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，越能反應(yīng)出戰(zhàn)略合作信息的真實性，增加信息含量，從而降低信息不對稱程度，進(jìn)一步降低代理成本。

在戰(zhàn)略合作方面，影響戰(zhàn)略合作質(zhì)量的一個關(guān)鍵問題是合作雙方利益的沖突（Shipilov和Stern，2016［25］）。上市公司可以通過向合作方入股，對合作企業(yè)投入資源表達(dá)合作誠意，穩(wěn)定合作的信任關(guān)系（張自立等，2008［26］）。當(dāng)投入的資源越多，承擔(dān)的義務(wù)和風(fēng)險越高，上市公司越需要努力使合作成功運(yùn)營，從而產(chǎn)生更高的收益（Kwon，2008［27］）。除此之外，還可以向合作企業(yè)治理層派駐董事的方式，增加合作伙伴之間的相互信任，降低合作伙伴機(jī)會主義行為所帶來的成本，提升合作績效（Muthusamy等，2007［28］）。因而，本文認(rèn)為，當(dāng)上市公司披露合作方入股和向合作企業(yè)治理層派駐董事的方式參與戰(zhàn)略合作時，企業(yè)合作成功的可能性越高，戰(zhàn)略合作質(zhì)量越高，其傾向于事實披露行為，降低了信息不對稱程度，從而降低代理成本。

基于此，本文提出如下假設(shè)，

H2：高質(zhì)量的戰(zhàn)略合作信息披露通過降低代理成本進(jìn)而降低公司的經(jīng)營風(fēng)險。

2.3 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下戰(zhàn)略合作信息披露與公司經(jīng)營風(fēng)險

不同特征企業(yè)的戰(zhàn)略合作信息披露策略可能不同，同一類型的戰(zhàn)略合作對具有不同性質(zhì)企業(yè)的影響也不同。在我國，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的戰(zhàn)略合作信息披露動因和策略不同，對公司經(jīng)營風(fēng)險影響也不同。在信息披露動因上，我國政府對國有企業(yè)管理層薪酬進(jìn)行了更多的管制，國有企業(yè)管理層為了給自己的高薪酬找一個正當(dāng)理由，披露更多的自愿性信息，從而為自己的高薪酬辯護(hù)（程新生等，2015［4］）。在披露策略上，非國有企業(yè)外部約束條件更弱，更可能采取策略性披露行為，用文本信息分散投資者注意力，掩蓋公司業(yè)績不好的情況（張秀敏等，2021［29］），加劇了企業(yè)信息不對稱問題，非國有企業(yè)戰(zhàn)略合作信息披露對公司經(jīng)營風(fēng)險的影響顯著地高于國有企業(yè)。

第一，非國有企業(yè)的戰(zhàn)略合作信息披露并不能有效緩解企業(yè)信息不對稱問題。首先，相較于國有企業(yè)的資源優(yōu)勢，非國有企業(yè)面對的經(jīng)營風(fēng)險更高，面臨的市場競爭更激烈，其戰(zhàn)略合作以關(guān)系型交易更多，交易的性質(zhì)決定了框架協(xié)議披露比較含糊（Li等，2020［30］）。由于戰(zhàn)略合作信息披露大部分都是文本信息，文本信息在表達(dá)上更加隱晦、微妙，法律責(zé)任模糊。非國有企業(yè)外部約束較弱，治理水平較低，管理層通過增加正面描述減少風(fēng)險提示的方式，采用夸大性、廣告性、模糊性的語言陳述，刻意掩蓋關(guān)系型合作的信息，導(dǎo)致投資者不能使用該信息評價管理層的業(yè)績。例如，企業(yè)在披露環(huán)境戰(zhàn)略信息時，特別是環(huán)境業(yè)績比較差的企業(yè)，以“多言寡行”的環(huán)境信息披露模式（李哲，2018［8］），披露更多的環(huán)境信息進(jìn)行“自我包裝”（沈洪濤等，2014［10］）。其次，相較于國有企業(yè)與政府關(guān)系更加緊密、擁有資金支持等優(yōu)勢，非國有企業(yè)可能為了獲得更多的政府資源，從而進(jìn)行策略性信息披露（張秀敏等，2021［29］）。趙璨等（2020）［11］指出，“互聯(lián)網(wǎng)+”信息披露成為企業(yè)獲取政策優(yōu)惠以及各種資源的手段，企業(yè)管理層為進(jìn)行市值管理，通過概念炒作，操縱“互聯(lián)網(wǎng)+”信息披露。戰(zhàn)略合作信息披露也可能成為非國有企業(yè)獲得政府資源的工具，非國有企業(yè)管理層有動機(jī)對戰(zhàn)略合作信息“報喜不報憂”。

第二，相較于國有企業(yè)管理層受到上級部門、媒體公眾等更為嚴(yán)格的考核監(jiān)督，非國有企業(yè)管理層更有可能使用擴(kuò)張型的戰(zhàn)略合作。但擴(kuò)張型戰(zhàn)略下公司管理層一般具有冒險性（劉剛和于曉東，2015［31］），會采用比較激進(jìn)的經(jīng)營模式和復(fù)雜的內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)（孟慶斌等，2017［32］），增加了有效內(nèi)控的實施難度（單華軍，2010［33］）。一方面很難約束非國有企業(yè)管理層的私利行為，進(jìn)而造成生產(chǎn)經(jīng)營活動不合規(guī)；另一方面非國有企業(yè)管理層存在更強(qiáng)的違規(guī)動機(jī)，造成經(jīng)營活動的不穩(wěn)定。例如，擴(kuò)張型戰(zhàn)略也會導(dǎo)致企業(yè)過度投資水平更高（王化成等，2016［34］），存在更高的內(nèi)部控制缺陷（Bentley等，2017［35］；張霽若和楊金鳳，2020［36］），更易遭受財務(wù)困境（Ittner等，1997［37］），更可能進(jìn)行盈余管理甚至發(fā)生財務(wù)舞弊或違規(guī)（Bentley等，2013［35］；葉康濤等，2015［39］；孫健等，2016［40］）等。因此，非國有企業(yè)管理層的外部監(jiān)督力度較弱，會導(dǎo)致非國有企業(yè)戰(zhàn)略合作比較激進(jìn)，從而加大了公司經(jīng)營風(fēng)險。

基于此，本文提出如下假設(shè)，

H3：相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更高，更能有效降低公司經(jīng)營風(fēng)險。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007-2018年我國A股上市公司的“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”為研究樣本，并根據(jù)研究需要剔除以下樣本：①剔除金融、保險行業(yè)的觀測值；②剔除ST或退市的觀測值；③剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的觀測值；④剔除相關(guān)變量缺失數(shù)據(jù)的公司；⑤剔除“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”不完整的樣本公司。⑥若同一家公司15天內(nèi)連續(xù)披露“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”，只保留首次披露的公告。⑦“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”是手工收集獲得，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。由于“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”不像年報定期披露，其披露并不規(guī)則，最終獲得598家上市公司，1435個樣本數(shù)據(jù)。

3.2 變量定義

（1）被解釋變量

已有研究多采用企業(yè)在一定年度區(qū)間內(nèi)盈利標(biāo)準(zhǔn)差表示經(jīng)營風(fēng)險（John等，2008［41］；王竹泉等，2017［42］）。本文使用息稅折舊攤銷前利潤的標(biāo)準(zhǔn)差計算經(jīng)營風(fēng)險，計算公式為：

其中voli，t、EBITi，t和Ai，t-1分別為第i家上市公司第t年的經(jīng)營風(fēng)險、息稅折舊攤銷前利潤和第t-1年的總資產(chǎn)；T=4表明4年滾動計算標(biāo)準(zhǔn)差，即使用第t-4年至t-1年的息稅折舊攤銷前利潤率計算經(jīng)營風(fēng)險vol1；本文還計算了息稅折舊攤銷前利潤率的累積分布概率vol2，用此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（2）關(guān)鍵解釋變量

本文采用2類度量戰(zhàn)略信息披露質(zhì)量的指標(biāo)。第一類指標(biāo)參考程新生等（2015）［4］、蔡顯軍等（2022）［12］的做法，構(gòu)建戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指標(biāo)體系。具體做法：通過Python爬取巨潮資訊網(wǎng)2007-2018年“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”，提取反應(yīng)戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的關(guān)鍵詞，并結(jié)合人工打分的方法，構(gòu)造戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指數(shù)。戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指標(biāo)體系，包括4類一級指標(biāo)和11類二級指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上，使用專家打分法對598家上市公司1435份戰(zhàn)略合作信息的披露質(zhì)量打分，如表1所示。最終把打分結(jié)果加總后得到戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指數(shù)。

表1 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指數(shù)

第二類指標(biāo)采用文本分析方法，構(gòu)建了戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的替代指標(biāo)：①文本閱讀的易讀性AR指數(shù)。根據(jù)張秀敏等（2021）［29］計算方法，

其中，numi,t，wdi,t、和senti,t分別為i上市公司t年戰(zhàn)略框架協(xié)議公告的字?jǐn)?shù)、詞語數(shù)和句子數(shù)。該指標(biāo)越大，對理解文本信息的要求越高，易讀性越差。

②戰(zhàn)略合作的“言行一致”指標(biāo)：合作方投資入股且向合作企業(yè)派駐董事。采用文本分析方法，提取“戰(zhàn)略框架協(xié)議公告”中是否存在投資入股且向合作企業(yè)派駐董事。如果存在取值為1，否則為0。

（3）控制變量

借鑒程新生等（2015）［4］、蔡顯軍等（2022）［12］文獻(xiàn)進(jìn)行控制變量的選擇，本文控制了影響信息披露的變量：公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、公司價值、獨立董事比例、營業(yè)收入增長率。主要變量定義如表2所示。

表2 主要變量定義

續(xù)表

3.3 實證模型設(shè)計

為檢驗假設(shè)1，本文構(gòu)建了式（4）：

其中，如果α1系數(shù)顯著為負(fù)，則假設(shè)1成立。

為檢驗假設(shè)2，本文構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型：

式（5）是用來檢驗戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量是否影響代理成本，若系數(shù)μ1顯著為負(fù)表明存在中介機(jī)制；式（6）用來檢驗存在部分中介還是完全中介。其中，agency為代理成本，分別采用管理費用率（楊德明等，2009［43］）和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（王明琳等，2014［44］）表示代理成本。管理費用率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，代理成本越高。

為檢驗假設(shè)3，本文在式（4）的基礎(chǔ)上，依據(jù)民營、國有的樣本構(gòu)建了分樣本的回歸模型，檢驗假設(shè)3。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表3顯示，公司經(jīng)營風(fēng)險（vol1）均值為0.119，標(biāo)準(zhǔn)差為0.328，中位數(shù)為0.034，均值大于中位數(shù)，所選樣本經(jīng)營風(fēng)險較大。核心解釋變量戰(zhàn)略合作信息披露規(guī)范性評分（str）均值為7.212，標(biāo)準(zhǔn)差為2.415，最大值為19，最小值為0，中位數(shù)為7，表明戰(zhàn)略合作信息披露的差異也較大。文本易讀性指標(biāo)（ar）均值為-7.474，標(biāo)準(zhǔn)差為11.67，中位數(shù)為-5.382。言行一致指標(biāo)（paizhu）的均值為0.046，標(biāo)準(zhǔn)差為0.209。從戰(zhàn)略合作信息披露多個指標(biāo)的描述性統(tǒng)計中可以得到，上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的異質(zhì)性較大。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

4.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4為式（4）回歸結(jié)果。列（1）和列（2）中戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量（str）的系數(shù)分別為-0.012和-0.009，均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這表明戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，公司經(jīng)營風(fēng)險越小，即驗證了H1。同時，列（3）和列（4）改變經(jīng)營風(fēng)險指標(biāo)為vol2后，str的回歸系數(shù)依然在10%和5%的水平下顯著，進(jìn)一步驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對經(jīng)營風(fēng)險的基準(zhǔn)回歸分析

本文進(jìn)一步選取了戰(zhàn)略合作信息披露文本易讀性指標(biāo)和“言行一致”指標(biāo)作為披露質(zhì)量的代理變量，驗證戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量是否實質(zhì)性降低了經(jīng)營風(fēng)險。表5的列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，文本易讀性（ar）的系數(shù)分別為0.004和0.003，均在1%水平上顯著正相關(guān)，這說明指標(biāo)越大，易讀性越差，對投資者理解文本信息的要求越高，經(jīng)營風(fēng)險越高。列（3）和列（4）顯示了“言行一致”（paizhu）的回歸結(jié)果，paizhu的回歸系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這說明“言行一致”水平越大，經(jīng)營風(fēng)險越低。表6的結(jié)果說明從文本分析方法構(gòu)建的戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指標(biāo)，也驗證了本文的假設(shè)1，說明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 “文本易讀性”和“言行一致”對經(jīng)營風(fēng)險的基準(zhǔn)回歸分析

續(xù)表

4.3 內(nèi)生性檢驗

（1）工具變量法

本文是評價戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對經(jīng)營風(fēng)險的影響，并沒有涉及是否披露樣本的影響，因此并沒有考慮樣本自選擇問題，而是采取工具變量和bootstrap等方法解決內(nèi)生性問題。

考慮到戰(zhàn)略信息披露質(zhì)量與公司經(jīng)營風(fēng)險相互影響等情況，為解決內(nèi)生性問題，本文選取戰(zhàn)略信息披露質(zhì)量的行業(yè)平均值str_ind作為工具變量，使用兩階段最小二乘法來解決可能存在的內(nèi)生性問題。

首先，檢驗戰(zhàn)略信息披露質(zhì)量（str）是否存在內(nèi)生性。根據(jù)Hausman檢驗統(tǒng)計量42.66，以及異方差穩(wěn)健DWH檢驗統(tǒng)計量12.5417，兩個檢驗均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為str是內(nèi)生解釋變量。其次，判斷str是否存在弱工具變量的問題。根據(jù)Cragg-Donald F統(tǒng)計量174.683（p=0.000），以及Kleibergen-Paap的F統(tǒng)計量165.499（p=0.000），兩者均大于相應(yīng)的臨界值，本文認(rèn)為不存在弱工具變量的問題。

根據(jù)表6，第一階段的回歸結(jié)果中，str_ind顯著正相關(guān)，第二階段的回歸中戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量（str）系數(shù)在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；在改變經(jīng)營風(fēng)險衡量指標(biāo)后，回歸結(jié)果進(jìn)一步證實了本文的結(jié)論。

表6 工具變量回歸分析

續(xù)表

（2）重復(fù)隨機(jī)抽樣

重復(fù)隨機(jī)抽樣方法可以降低樣本選擇偏誤的問題。設(shè)定樣本抽樣量a樣本抽樣量可以等于或小于原始樣本量。1000和800，重復(fù)抽取1000次，分別對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表7中結(jié)果表明，重復(fù)隨機(jī)抽樣檢驗與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，本文的結(jié)論比較穩(wěn)健。

表7 Bootstrap重復(fù)隨機(jī)抽樣檢驗

4.4 其它穩(wěn)健性檢驗

（1）穩(wěn)健性估計

考慮到異方差的影響，使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸，結(jié)果如表8中（1）列所示，str系數(shù)顯著為負(fù)，驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

（2）排除2007和2008年樣本

考慮到2007年、2008年的金融危機(jī)對上市公司信息披露的影響，本文排除這兩年的樣本后，回歸結(jié)果如表8中（2）列所示，str系數(shù)顯著為負(fù)，驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

（3）刪除同年多次披露樣本的面板數(shù)據(jù)回歸

本文保留1年內(nèi)第一次披露的樣本，刪除同年其他多次披露的樣本，構(gòu)造了非平衡面板數(shù)據(jù)。經(jīng)過hausman檢驗（卡方值=28.25），選擇固定效應(yīng)回歸，其結(jié)果如表8中（3）列所示，str系數(shù)顯著為負(fù)，驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

（4）含測量誤差回歸

在對解釋變量str進(jìn)行測度時，可能會產(chǎn)生測量誤差。本文選擇含測量誤差回歸方法，設(shè)定str的測量誤差為0.8（選擇0.9時，回歸結(jié)果變化非常微?。??；貧w結(jié)果如表8中（4）列所示，str系數(shù)顯著為負(fù)，也驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 其它穩(wěn)健性檢驗

5 機(jī)制檢驗

代理成本是影響經(jīng)營風(fēng)險的重要方式，本部分進(jìn)一步分析戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量降低代理成本并抑制經(jīng)營風(fēng)險的具體機(jī)制。采用中介效應(yīng)模型，表9中（1）列str系數(shù)顯著為負(fù)，且（2）列中str系數(shù)顯著下降，Sobel test的t統(tǒng)計量為-2.345（=0.019），表明存在中介機(jī)制；管理費用率（guanli）系數(shù)顯著為正，代理成本變化是高質(zhì)量戰(zhàn)略合作信息披露降低經(jīng)營風(fēng)險的部分中介，證實了本文的假設(shè)2。改變代理成本衡量方式后，（3）和（4）列的結(jié)果并無實質(zhì)性差異。上述結(jié)果表明高質(zhì)量戰(zhàn)略合作信息披露會通過代理成本降低機(jī)制，降低經(jīng)營風(fēng)險，進(jìn)一步證實了高質(zhì)量戰(zhàn)略合作信息披露的作用。

表9 影響機(jī)制檢驗

6 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

首先，本文對vol1、str、ar、cishu、paizhu等核心變量按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組進(jìn)行了方差分析，表10方差分析F檢驗結(jié)果可以看出各組變量的均數(shù)間存在顯著性差異。

表10 核心變量的方差分析

其次，表11中（1）列的交互項（str*soe）系數(shù)不顯著，且（2）列的民營樣本中str系數(shù)顯著為負(fù)，（3）列的國有樣本中str為負(fù)但不顯著，因而，從全樣本的交互項，和分樣本檢驗中，均顯示民營上市公司戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更高，對經(jīng)營風(fēng)險的降低作用更大，與本文的假設(shè)3相矛盾，改變經(jīng)營風(fēng)險衡量指標(biāo)后的結(jié)果并無實質(zhì)性差異。這可能是因為國有企業(yè)“所有者缺位”造成國有企業(yè)高管擁有較大權(quán)力，加大企業(yè)代理問題，影響戰(zhàn)略合作信息披露對公司經(jīng)營風(fēng)險的作用。

表11 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

7 進(jìn)一步分析

7.1 戰(zhàn)略合作類型的信息異質(zhì)性作用

根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，戰(zhàn)略合作能夠幫助企業(yè)獲得決定企業(yè)成敗的關(guān)鍵資源，尋求資源和能力互補(bǔ)是戰(zhàn)略合作的動機(jī)（Schilke，2014［45］）。資源和能力都可以有效降低企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險（戚聿東等，2021［46］），那么不同類型戰(zhàn)略合作信息的作用有什么差異呢？

本文對戰(zhàn)略合作文本進(jìn)行了關(guān)鍵詞提取，將戰(zhàn)略合作細(xì)分為資源共享型、創(chuàng)新能力型、投入資金型，其中資源共享型戰(zhàn)略合作主要指企業(yè)在“產(chǎn)品、采購、銷售、市場、信息、經(jīng)驗”方面獲得關(guān)鍵資源；創(chuàng)新能力型主要指企業(yè)在“數(shù)字化、大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)+、云、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)、云計算、機(jī)器人”等方面獲得合作；投入資金型主要指企業(yè)獲得資金支持。表12的（1）列中的lx1系數(shù)不顯著，且（2）列中交互項（lx1*str）系數(shù)也不顯著，這說明資源共享型戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量不影響公司經(jīng)營風(fēng)險。（3）列中的lx2系數(shù)在10%水平下顯著為正，而（4）列中的交互項（lx2*str）的系數(shù)不顯著，這說明創(chuàng)新能力型戰(zhàn)略合作正向影響經(jīng)營風(fēng)險，但信息披露質(zhì)量不影響公司經(jīng)營風(fēng)險。（5）列中的lx3系數(shù)和（6）列中的交互項（lx3*str）的系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，表明投入資金型的戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更容易降低經(jīng)營風(fēng)險。合作伙伴投入資金傳遞了投資承諾的信號，顯示合作雙方對合作的信任，減少了雙方機(jī)會主義行為，降低了監(jiān)督成本；同時投入資金也代表著雙方管理者的信心，投資越高，管理者信心越大，戰(zhàn)略合作成功的前景越好，對企業(yè)績效正向影響越大。

表12 進(jìn)一步檢驗：戰(zhàn)略合作類型的信息異質(zhì)性

7.2 戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量的制度因素

（1）內(nèi)部控制

企業(yè)內(nèi)部控制制度可以有效約束管理層的經(jīng)營行為，內(nèi)部控制水平較低的企業(yè)，代理問題比較突出，管理層出現(xiàn)謀取私利的動機(jī)更加強(qiáng)烈，從而引起經(jīng)營風(fēng)險。內(nèi)部控制水平較高的企業(yè)，代理成本較低，管理層發(fā)布不當(dāng)戰(zhàn)略合作信息的概率更低，因而戰(zhàn)略合作信息質(zhì)量更高。為了研究內(nèi)部控制對回歸結(jié)果的影響，本文利用企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)高于中位數(shù)的方法構(gòu)造內(nèi)控水平虛擬變量，采用分組回歸的方法對式（4）重新回歸。表13的（1）和（2）列的結(jié)果顯示，內(nèi)控高水平組的str系數(shù)顯著為負(fù)，內(nèi)控低水平組的系數(shù)為負(fù)但不顯著，這說明在內(nèi)控高水平組，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對經(jīng)營風(fēng)險的降低作用更為明顯。當(dāng)企業(yè)內(nèi)控水平較高時，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更高，更能有效降低公司的經(jīng)營風(fēng)險。

（2）CEO權(quán)力

按照CEO是否兩職合一，本文將樣本分為CEO權(quán)力高組和CEO權(quán)力低組，重新進(jìn)行分樣本回歸分析。表13中（3）、（4）列的結(jié)果顯示，CEO權(quán)力低組的str系數(shù)顯著為負(fù)，在管理者權(quán)力低組中，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量降低經(jīng)營風(fēng)險的作用更為明顯。高質(zhì)量的戰(zhàn)略合作信息披露使得戰(zhàn)略合作執(zhí)行受到外部信息使用者的直接監(jiān)督，合作的風(fēng)險將會降低。另外，在CEO權(quán)力低組，管理更可能采取“言行一致”的披露行為，來展示自己的才能（程新生等，2015［4］），有利于投資者評價管理者的經(jīng)營業(yè)績，從而激勵管理者保持企業(yè)經(jīng)營的穩(wěn)定性，降低公司經(jīng)營風(fēng)險。

（3）機(jī)構(gòu)投資者

機(jī)構(gòu)投資者對戰(zhàn)略合作信息的分析比較專業(yè)，能力也更強(qiáng)，更能有效識別戰(zhàn)略合作的真假。據(jù)此，本文推斷，當(dāng)企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比較大時，戰(zhàn)略合作信息更容易受到機(jī)構(gòu)投資者的關(guān)注，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更高。按照機(jī)構(gòu)投資者持股比例中位數(shù)構(gòu)建虛擬變量，重新進(jìn)行分樣本回歸分析，表13中（5）、（6）列的結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股比例高組的str系數(shù)顯著為負(fù)，機(jī)構(gòu)投資者比例低組的str系數(shù)為負(fù)但不顯著。這說明在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高組中，戰(zhàn)略合作信息披露受到的監(jiān)督力度相對更大，降低了管理者隱藏企業(yè)戰(zhàn)略合作負(fù)面消息的動機(jī)，從而降低了公司經(jīng)營風(fēng)險。

（4）市場化水平

市場化水平越高的地區(qū)，法律制度越完善，投資者保護(hù)程度更高，有效緩解了信息不對稱程度。據(jù)此，本文推斷，當(dāng)企業(yè)所在地區(qū)的市場化水平較高時，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量更高。按照市場化水平中位數(shù)構(gòu)建虛擬變量，重新進(jìn)行分樣本回歸分析，結(jié)果如表13中（7）、（8）列所示。兩組中str系數(shù)都顯著為負(fù)，但在市場化水平低組中，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量對經(jīng)營風(fēng)險的降低作用更為明顯。這說明，高市場化水平地區(qū)組中，法律制度比較完善，戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量通過降低代理成本對經(jīng)營風(fēng)險的影響力有所降低，從而弱化了兩者的相關(guān)性。

表13 制度影響因素分析

8 研究結(jié)論

戰(zhàn)略合作信息披露主要是基于上市公司戰(zhàn)略合作框架協(xié)議公告，不同于以往研究中既包含了公司戰(zhàn)略規(guī)劃，也有前瞻性信息、社會責(zé)任信息、公司治理信息、項目投資信息、年報風(fēng)險信息等多類自愿性信息披露，戰(zhàn)略合作信息披露的內(nèi)容和范圍更加細(xì)化，披露形式更加固定，信息含量更加豐富。作為一種具有特定披露形式、受資本市場重視的信息披露行為，研究戰(zhàn)略合作信息的經(jīng)濟(jì)后果更有意義。本文以經(jīng)營風(fēng)險為切入點，采用文本分析方法，以2007-2018年A股上市公司戰(zhàn)略合作框架協(xié)議公告為研究對象，構(gòu)建戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量指標(biāo)體系，實證檢驗企業(yè)戰(zhàn)略合作信息披露是否具有預(yù)測經(jīng)營風(fēng)險的作用，得出如下研究結(jié)論：①戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量越高，經(jīng)營風(fēng)險越低。②戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量通過降低代理成本，進(jìn)而降低公司經(jīng)營風(fēng)險。③相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的戰(zhàn)略合作信息披露質(zhì)量降低經(jīng)營風(fēng)險的作用更大。

通過以上分析，戰(zhàn)略合作信息的事實披露有助于信息使用者判斷上市公司戰(zhàn)略合作情況，對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展有促進(jìn)作用。第一，監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)上市公司戰(zhàn)略合作協(xié)議信息披露的合規(guī)性、一致性審查，提高披露內(nèi)容的全面性、可讀性與可信性；對戰(zhàn)略合作做好風(fēng)險提示；對“報喜不報憂”、刻意回避或故意隱瞞的披露行為應(yīng)加大懲罰力度，這有助于增加資本市場的誠信水平，完善資本市場制度。第二，要重視上市公司內(nèi)部制度建設(shè)，加強(qiáng)內(nèi)部控制，這有助于提高信息披露質(zhì)量。因此，企業(yè)在內(nèi)部控制制度建設(shè)中，需要對戰(zhàn)略合作信息予以高度重視。按照監(jiān)管部門要求規(guī)范信息披露，在合作不同階段中設(shè)置風(fēng)險點與控制流程，有效約束管理層的私利，降低經(jīng)營風(fēng)險。第三，對國有企業(yè)來講，應(yīng)進(jìn)一步深化改革，約束管理層私利行為，提高自愿性信息披露質(zhì)量，讓投資者多了解國有企業(yè)的戰(zhàn)略合作與經(jīng)營行為，從而有助于對國有企業(yè)的監(jiān)督。

本文參考張秀敏等（2021）［29］構(gòu)建的易讀性AR指標(biāo)，未考慮文本用詞晦澀程度、用句雜糅程度，變量測度存在一定誤差，未來可以進(jìn)一步改進(jìn)；本文僅考慮了戰(zhàn)略合作信息披露的質(zhì)量的作用，未來可以在披露的信息含量等其他方面深入研究。