或有事项信息披露能降低股价同步性吗？

张 婷 张敦力

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

随着多元化经营模式和金融衍生工具的广泛使用，未决诉讼或仲裁、债务担保、亏损合同、承诺事项等或有事项信息已普遍存在于上市公司年报中①。我国早在2000年的《会计法》和财政部颁布的《企业会计准则—或有事项》中就要求上市公司在资产负债表中列报因未决诉讼或担保事项产生的预计负债金额。2006年财政部颁布的《企业会计准则第13号——或有事项》对或有事项的详细定义及具体内容作出界定，并规定上市公司有在报表附注中披露或有事项信息的义务。监管机构不断地规范上市公司或有事项信息披露的要求，旨在提高或有事项信息的价值相关性和有用性。已有文献表明，年报中的或有事项信息已成为投资者预测企业未来发展前景的重要参考。例如，或有事项信息能吸引投资者和证券分析师的关注并引起强烈的市场反应[1][2][3]，导致企业市场价值发生波动[4][5]；债权人会对存在或有负债的公司要求更高的风险溢价[6][7]。年报附注中文本型或有事项信息属于典型的非模板化信息，体现较大的公司异质性，能成为投资者获取公司特质信息的渠道吗？进而又会对公司的股票定价效率产生怎样的影响？现有文献尚未回答这些问题。

企业或有事项信息披露如何影响股票定价首先体现在股价同步性水平上。若企业在年报中披露的或有事项提供了异于同行业同市场的公司特质信息，投资者可根据这类信息进行决策，股价波动中被公司层面信息所解释的部分就更多，股价随市场和行业“同涨同跌”的程度就更低，股价同步性也更低。相反，如果企业在年报中披露的或有事项仅提供其所在行业或市场的同质信息，投资者决策时所参考的公司特质信息就越少，公司个股收益随市场及行业的大盘收益“同涨同跌”的程度就越高，股价同步性也越高，因而股票定价效率就越低。

本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，通过研究年报或有事项信息披露对股票定价机制的影响，丰富了年报或有事项信息披露经济后果的研究。现有文献主要从债权和股权融资成本[3][6][7]、分析师行为[1]、企业市场价值[4][5]、会计信息质量[8][9]及审计师决策[10][11]等视角，探讨或有事项信息披露对上市公司及资本市场的影响。也有文献发现或有事项信息披露会引起股价下跌[2][3]，鲜有文献探讨其背后的股票定价机制，本文的研究对此形成有益补充。第二，本文以年报或有事项信息为切入点，探讨非财务信息对股价同步性的影响，拓展了股价信息含量影响因素的研究。现有文献主要关注XBRL财报系统[12]、供应链客户信息[13]、社会责任报告[14]、审计报告内容[15]及分析师研究报告[16]等对股价同步性的影响，鲜有文献从年报附注中的非财务信息出发探讨这一问题。本文通过Python文本提取技术获取年度报告中或有事项段落的信息，研究或有事项信息在股票定价机制中的作用及其影响路径，研究结论有助于理解年报中的不确定信息对股价信息含量的影响。第三，以十九大报告中所强调的“金融服务实体”改革为契机，本文研究或有事项信息披露对股价同步性的影响，这对于深度挖掘如何降低股价同步性、提高金融市场的资源配置能力并更好地服务于实体经济具有重要的借鉴意义。

二、理论推导与假设提出

年报中或有事项信息披露能否降低股价同步性，关键在于年报中披露的或有事项能否提供差异性的公司特质信息，且该特质信息能否融入资本市场并反映至股价中。针对上述问题，本文从以下几个方面进行论证：

首先，企业在年报中披露的或有事项信息存在差异。或有事项的确认和披露是以企业当年客观存在的或有事项义务为前提。或有事项是一种典型的不确定性事项[17]，不确定性赋予或有事项风险信息的特性，而风险披露犹如黑匣子，管理层披露该类信息有较强的主观性[18]。企业会计准则(2006年版)以“企业承担的现时义务是否很可能导致经济利益流出”以及“经济利益的金额能否可靠计量”为标准，规定或有事项是否在年报中披露以及是在表内列报还是在表外以文本形式披露，其中，“很可能”和“能否可靠计量”等规定并未形成客观统一的标准，赋予管理层较大的裁决空间。或有事项通常对外传递一种风险信号，企业披露未决诉讼或仲裁、债务担保、环保治理支出等信息可能造成股价大幅下跌、融资成本提高、企业价值下降[3][4][6]。基于理性经济人假说和坏消息隐藏理论，管理层有动机和能力推迟披露、少披露甚至是不披露企业的或有事项信息。因此，即便客观存在的或有事项义务既定，企业对外披露的或有事项信息也会存在异质性。

其次，年报中披露的或有事项信息包含异于同行业和同市场的公司特质信息。一方面，管理层可能会利用或有事项的会计处理弹性自主选择披露或不披露以及在哪披露，且对于表外或有事项文本型信息，并无准则对其格式和内容作出统一、明确的规定，年报附注中的或有事项信息一定程度上属于管理层自愿披露的信息。而自愿性信息披露是在强制规则之外、以市场激励为动机的管理层自发披露信息行为，能提供更多个性化的公司特质信息[14][19]。另一方面，企业客观存在的或有事项事实具有不可模仿性，未决诉讼或仲裁、债务担保、产品质量保证(金)、并购重组、环境污染整治、亏损合同等或有事项信息并不具有行业或市场共性，若此类信息在年报中披露较多，企业对外提供的公司层面特质信息也更丰富。

再次，年报中披露的或有事项提供的公司特质信息，能降低企业的股价同步性水平。从引起投资者关注来看，企业在年报中披露的或有事项信息属于公共信息，市场参与者获取的成本较低。其“或有”的特性增加了市场参与者对该类信息的风险感知，从而引起投资者的异常关注并基于此进行交易，导致股票交易量和股价异常波动率增加[20]。综上所述，年报中披露的或有事项信息能引起投资者关注，促使其融入资本市场并反映至股价中。

从提高信息透明度来看，企业当年披露的或有事项可能为投资者已知信息，即同质性较强的或有事项信息。由于年报中的或有事项信息已受第三方审计业务鉴证，可信度较高，该类信息可用来解释已知的或有事项事实，增加公共信息的供给，能起到降低信息不对称的作用[21]。若管理层披露的是异质性较强的或有事项信息，该信息能向投资者传递公司存在未决诉讼、债务担保等或有事项事实，从而可以提高市场参与者评估企业价值的准确性。此外，或有事项披露属于一种风险披露，体现了管理层对公司不确定性事项及现金流波动的预判[21]。公司披露异质性或有事项信息的数量越多、越清晰，说明管理层隐藏坏消息的动机越弱、公司信息环境越好，分析师盈余预测准确度及个股股票流动性也会越高[16]。因此，管理层提供的或有事项信息有助于提高企业信息透明度，成为年报使用者了解公司经营状况、正确评估公司价值的信息来源。

从信息中介机构参与来看，企业披露的或有事项信息能吸引更多的证券分析师、机构投资者及新闻媒体等机构的参与，促使更多的公司层面信息传递至资本市场，从而降低股价同步性水平。原因如下：其一，普通投资者对专业信息的需求增加。公司年报中披露的或有事项信息是判断企业未来价值、评估投资前景的重要参考[3][4]。然而，或有事项评定的复杂性及公司层面信息的异质性，要求报告使用者解读或有事项信息的内涵及其潜在影响时应具备一定的专业素养，促使投资者对专业性中介机构的需求提高[14][22]。其二，相比公司内部的私有信息，年报中的或有事项信息获取成本相对较低。在保持预测质量及数量一定的前提下，分析师、机构投资者和新闻媒体等机构会尽可能减少私有信息的获取，利用公开披露的或有事项信息进行判断[2]。其三，信息中介机构通常拥有完善的团队，具备较强的信息搜集、处理和解读能力[23][24]，并通过信息买卖或股票交易等方式向市场传递所获取的或有事项信息。综上所述，由于普通投资者对年报或有事项信息专业解读的需求增加以及中介机构对或有事项信息的跟踪热情及其信息优势，分析师、机构投资者和新闻媒体等信息中介能通过改善公司信息的市场传递机制，促使或有事项信息传递至资本市场并降低公司股价同步性水平。

基于以上分析，本文认为企业在年报中披露的或有事项信息包含差异化的公司特质信息，或有事项信息披露越丰富，公司特质信息越多，越可能引起市场参与主体的关注，越能缓解公司和外部投资者之间的信息不对称，从而吸引中介机构的参与，提高公司特质信息融入股价的程度，进而降低公司股价的同步性水平。鉴于此，本文提出以下假设：

假设：限定其他条件，年报中或有事项信息披露越多，企业的股价同步性水平越低，即年报或有事项信息披露能降低股价同步性。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

2007年版企业会计准则(以下简称07版准则)在2000年版准则的基础上更详细地界定了或有事项信息披露的内容。因此，本文选取2007年为研究起点，重点考察07版准则实施后企业或有事项信息披露的经济后果。考虑最新财务数据的可获取性，本文最终选取2007～2018年我国A股上市公司为初始样本，剔除保险金融行业、当年交易周数小于30、当年IPO上市、ST或PT公司以及1150家年报编码格式错误的公司，并剔除变量缺失或异常的样本后，得到23624个公司年度样本。由于或有事项披露水平使用滞后一期的差分形式表示，删除样本5146个，控制变量缺失样本量为2190个，最终参与实证回归的样本减少至16288个。在回归分析中，本文对含有离群值的连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

本文的或有事项数据使用Python的网络爬虫和文本提取技术结合完成，上市公司PDF年报运用爬虫技术从巨潮资讯获取，并使用人工标注及Python文本识别与提取程序，从年报中提取或有事项段落并统计关键词信息。产权性质源自色诺芬数据库，机构投资者持股来自锐思数据库，业务复杂性来自万德数据库，内部控制缺陷变量源于迪博风控数据库，其余变量指标均取自国泰安数据库。

(二)模型设定与变量定义

公司的年报信息披露存在固定模式。本文使用差分形式表示或有事项信息披露水平，以消除披露惯性和遗漏变量的影响[18]，且将解释变量及控制变量均滞后一期以避免可能存在的内生性问题。鉴于此，本文设定模型(1)进行OLS回归。为了避免数据存在异方差或序列相关，本文使用聚类分析(Cluster)对参数估计进行了稳健性调整。

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

(1)

在模型(1)中，被解释变量SYNt+1表示企业下一年的股价同步性水平。参照已有文献的做法[22][25]，对股票i的周收益数据进行回归：

RETiwt=β0+β1Market_RETMwt+β2Industry_RETIwt+ε

(2)

式(2)中，RETiwt表示公司i在t年第w周考虑红利再投资的个股收益率；Market_RETMwt表示A股市场中所有上市公司在t年w周以流通市值加权平均的股票收益率；Industry_RETIwt表示公司i所在行业的所有上市公司在t年w周以流通市值加权平均的股票收益率②。

(3)

解释变量ContDist表示或有事项信息披露水平。本文以2007年企业会计准则中规定的或有事项信息披露内容为基础[1][26](P3—5)，采用年报附注中承诺及或有事项部分③或有事项关键词(“未决诉讼”“未决仲裁”“债务担保”“产品质量保证”“产品安全保证”“承诺”“亏损合同”“债务重组”“环境污染治理”和“票据贴现背书”)的总字数衡量或有事项信息披露ContDist。该指标越大，表明或有事项披露数量越多，或有事项信息披露越充分。本文实证模型中的△ContDist是指当年或有事项关键词字数与上年字数之差，根据研究假设，预期其在模型(1)中的回归系数∂1显著为负。

参照以往文献[22][23]，本文控制以下变量：(1)公司特征变量FirmControl：企业规模自然对数Sizet；资产负债率Levt；净资产收益率Roet，以“净利润/净资产”表示；盈余波动Roa_sdt，以“公司前五年(含当年)Roa的标准差”表示；市账比BMt，以“账面资产总额/公司市值”表示；产权性质Soet，国有企业取1，否则取0；成长性Growtht，以“本年与上一年营业收入差值/上一年营业收入”表示；财报质量IQt，审计意见类型为标准无保留时赋值1，否则为0；业务复杂度Segmentt，以公司主营业务涉及的行业数目衡量。(2)股票特征变量StockControl：月度超额换手率Turnovert，以“本年与上年月平均换手率之差”表示；交叉上市Cross-listt，公司同时发行A股和B股(或A股和H股)时，取值为1，否则为0。(3)外部监督变量SupervisionControl：审计师声誉Big4t，当年审计师为国际四大时，取值为1，否则为0；机构投资者持股比例Institutet。(4)宏观经济变量EconomyControl：市场化程度Markett，以樊纲等提供的市场化指数替代④。其中，除以哑变量表示(包括Soet、IQt、Cross-listt、Big4t)和通过差值计算(包括Roa_sdt、Growtht、Turnovert)的变量外，本文的控制变量均采用差分形式表示，具体为△Sizet、△Levt、△Roet、△BMt、△Segmentt、△Institutet和△Markett。此外，本文还分别控制了行业和年度哑变量。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计与相关性检验

1.描述性统计

表1列式了描述性统计结果，可见：(1)股价同步性SYNt+1的最小值为-3.25，最大值为1.54，标准差为0.93，说明不同公司间股价同步性差异较大；(2)年报或有事项信息披露△ContDist的均值为0.29，说明公司每年披露的或有事项信息变化较小，标准差为14.14，表明不同公司间或有事项信息披露差异较大，一定程度上说明样本公司的或有事项信息披露存在特质性。其余变量分布较为合理，不存在极度异常值。

表1 描述性统计结果

2.相关性检验⑤

Spearman和Pearson相关性检验结果显示：或有事项信息披露变化值(△ContDist)与下一年股价同步性(SYNt+1)的相关系数在1%水平上显著为负，即企业年报中增加披露的或有事项越多，下一年的个股股价同步性越低，说明我国上市公司年报中或有事项信息披露提供了较多的公司特质而非行业或市场同质信息，初步验证本文的假设。此外，控制变量间相关系数均小于0.5，方差膨胀因子(VIF)最大值为3.12，排除本文模型存在多重共线性问题。

(二)基本回归分析

表2列示了年报或有事项信息披露与股价同步性的基本回归结果，其中第(1)列仅控制年度和行业变量，年报或有事项信息披露变化值△ContDist的系数在1%水平上显著为负，初步验证了披露或有事项信息能降低股价同步性的假设。列(2)控制了企业特征及年度行业效应；列(3)引入了股票特征变量；列(4)同时控制了公司特征、股票特征、年度行业效应及外部监督变量；列(5)控制了前述变量并加入外部宏观经济变量。回归结果显示，依次加入反映企业特征、外部监督、股票特征及宏观经济的控制变量后，相比列(1)经调整的R2有较大提高，表明公司微观和宏观经济层面因素对股价同步性有较大影响，且年报或有事项信息披露变化值△ContDist与公司下一年股价同步性SYNt+1均在1%水平上显著负相关。上述结果表明，我国年报或有事项信息披露显著降低了企业股价同步性水平。其原因在于或有事项信息包含异于同行业同市场的公司特质信息，管理层在年报附注中披露的或有事项关键词越多，对外提供的公司特质信息就越多，投资者决策时参考的行业及市场信息就相对减少，因而降低了公司的股价同步性水平，与本文的研究假设一致。

(三)稳健性检验

第一，控制内生性问题。(1)2SLS。已有研究发现[21][27]，企业价值TobinQt、环境不确定性EUt、表内预计负债金额Elevt、管理层权力Dualt、独立董事比例IDRt、竞争强度HHIt、高管薪酬Salaryt以及法律环境Lawt会影响公司年报信息披露，本文以这些因素为解释变量对或有事项信息披露△ContDist进行第一阶段回归并估计残差；用残差替代△ContDist带入模型(1)进行第二阶段回归。结果显示，第一阶段的残差与股价同步性SYNt+1显著为负，表明排除可观测遗漏变量的影响后，本文结论依然成立。(2)工具变量法。选取本公司同行业其他企业的或有事项关键词平均字数(△ContDis_Industryt)以及同省份其他企业的或有事项关键词平均字数(△ContDis_Provincet)作为或有事项信息披露(△ContDist)的工具变量，经不可识别、弱工具变量和过度识别检验得出本文的工具变量选取合理。工具变量第二阶段检验结果显示，年报或有事项信息增量披露与股价同步性显著负相关，与本文主回归结果无实质性差异，说明控制内生性干扰后，本文假设依然成立。

表2 基本回归结果

注：*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平(双侧)上显著，括号内为经稳健调整的t统计量，下表同。

第二，改变模型和变量计量方法。(1)替换模型。将主回归的差分模型换为非差分固定效应模型重新进行回归，以控制不随时间变化的公司特征遗漏变量，消除公司个体间差异对结果的影响。(2)替换解释变量(或有事项信息披露△ContDist)。一是参照已有文献[1][27]，用年报或有事项信息的关键词频数总和衡量年报或有事项信息披露；二是借鉴目前衡量年报风险信息披露的方法[21]，使用年报中或有事项段落的文字数(除数字、英文字符和符号)重新度量或有事项信息披露。(3)替换被解释变量(股价同步性水平SYNt+1)。参照现有文献[16][23]，一是在公式(2)中加入滞后一期的市场和行业平均回报率指标(Market_RETMwt-1和Industry_RETIwt-1)计算股价同步性；二是将公式(2)中的行业平均回报率指数(Industry_RETIwt)剔除，仅考虑市场平均收益(Market_RETMwt)对个股收益RETiwt的解释程度并以此计算股价同步性。经上述处理的所有结果均显示，年报或有事项信息披露△ContDist与股价同步性SYNt+1的相关系数均显著为负，与主回归结果无实质差异。这表明在控制不可观测的公司特征变量及替换关键变量的度量方法后，本文假设依然成立。

第三，排除替他性假说。管理层可能会操控或有事项信息披露的方式，使年报中表内列报的数值型信息与表外披露的文本型或有事项信息呈“此消彼长”的关系[27]。表外或有事项文本信息会影响表内或有事项金额，而表内或有事项同样被投资者关注并影响其决策行为[2]。此外，在企业以年度公告形式披露或有事项的同时，也可能通过诉讼或担保公告等临时性公告发布或有事项信息，这些公告的信息与年报中披露的或有事项信息有关[28]，也会对市场参与者决策产生影响[26](P3—5)。为排除表内或有事项信息和除年报外的临时性公告对本文结果的影响，按照当年企业预计负债金额是否大于0及是否发布诉讼或担保公告将样本分为有(或无)或有事项数值信息及有(或无)其他公告两对分样本，分别利用模型(1)进行回归。结果显示，无论公司是否披露表内预计负债、是否发布了诉讼或担保公告，年报或有事项文本信息对股价同步性的负向影响无显著差异。这表明数值型或有事项信息和临时性公告可能与附注中的文本型或有事项信息相关，可能也会影响股价同步性水平，但考虑该因素后本文结论未发生变化，从而排除数值型或有事项信息及临时性公告对本文结论的影响。

五、进一步研究

(一)年报或有事项信息披露的价值相关性检验

上文已证实，年报披露的或有事项信息越多，股价同步性越低。或有事项信息披露能降低股价同步性，必然是以这些信息被投资者关注并进行交易为前提。此外，或有事项信息披露是通过降低公司内外部信息不对称作用于股票定价机制的，但尚无直接证据证实以上路径，本文将对此进行实证检验。

1.或有事项信息披露与投资者关注

借鉴已有文献的做法，本文使用上市公司股吧发帖量的变化值衡量投资者关注[16]，检验年报或有事项信息的增量披露是否被投资者关注。被解释变量使用年报或有事项信息发布的后五天[0,+4]比前五天[-5,-1]股吧发帖的增加量，解释变量为年报或有事项信息披露变化值△ContDist，结果列示于表3的列(1)。可见，年报中或有事项信息披露变化值△ContDist与公司股吧发帖数量增加值显著正相关，在一定程度上反映或有事项信息披露吸引了投资者关注。进一步地，若或有事项信息所提供的公司特质信息为投资者决策所用，必然会在股票收益率上体现，本文使用超额累计异常报酬率衡量市场对年报中或有事项信息披露的反应。被解释变量为[-5，+5]和[-10，+10]窗口期内的累计异常报酬率CARt+1，我们选择事件前(-170，-20)天为估计期；解释变量为年报或有事项信息披露变化值△ContDist。表3中第(2)列和第(3)列分别为窗口期[-5，+5]和[-10，+10]的回归结果，可见，无论选择哪种窗口期，年报或有事项信息披露△ContDist与下一年累计异常报酬率CARt+1均显著负相关，即或有事项信息被投资者视为风险因素，引起负向超额异常回报率。或有事项信息披露越多，投资者关注并基于此进行交易的次数就越多，市场反应越强烈。综上分析，或有事项信息披露吸引了投资者关注并成为其决策的重要参考，这正是或有事项信息中的公司特质信息融入股价、缓解公司个股与大盘收益“同涨同跌”程度的必要条件。

2.或有事项信息披露与信息不对称

本文使用中介效应模型验证年报或有事项信息披露能否提高信息透明度与股票流动性[28]，以及是否通过降低信息不对称进而提高了股价非同步性。本文使用分析师预测准确度AnalystErrort+1⑥衡量信息透明度[18]，该指标越大，分析师盈余预测偏差越小，预测准确度越高，信息透明度也越高[30]。用Amihudt+1指标⑦衡量股票流动性[31]，该指标越大，股票流动性越高，信息越透明[16]。表4的列(1)和列(2)结果显示：我国上市公司年报或有事项信息披露提高了股票流动性及分析师预测准确度，即或有事项信息披露提供了增量的公司内部信息，降低了公司与市场参与者之间的信息不对称。在模型(1)的基础上分别加入中介变量股票流动性Amihudt+1和分析师预测准确度AnalystErrort+1，考察或有事项信息披露△ContDist与中介变量对股价同步性SYNt+1的影响。结果如表4的列(3)和列(4)所示，中介变量均与股价同步性SYNt+1显著负相关，解释变量△ContDist仍与SYNt+1显著负相关，但系数绝对值较未加入中介变量前(见表2第(5)列)有所降低，且Sobel Z值均显著为负。这说明股票流动性和分析师预测准确度对或有事项信息披露与股价同步性的之间负相关关系起部分中介作用，其中股票流动性和分析师预测准确度反映了公司信息透明度。因此，年报附注中的或有事项信息披露提高了公司下一年的信息透明度，有助于公司特质信息传递至资本市场并融入股价，从而增强了公司股价反映其特有信息及真实价值的能力，提高了股票市场的信息效率，降低了公司的股价同步性水平。

表3 或有事项信息披露与投资者关注度

表4 信息不对称的中介效应检验

(二)信息中介机构的渠道效应

已有研究表明，证券分析师、机构投资者、新闻媒体等信息中介机构的信息搜集及处理能力较强，他们会通过信息买卖或股票交易等方式将公司特质信息融入资本市场并反映至股价中[22][23][24]。当上述中介机构参与度更高时，公司内部或有事项信息被传递至资本市场的可能性更大，公司特质信息融入股价的程度也更高，股价同步性更低。本文从分析师跟踪、机构投资者持股及媒体报道三个视角，探讨信息中介在或有事项信息披露降低股价同步性中的渠道作用，分别以公司当年被分析师跟踪的机构数量、机构投资者持股比例及财经新闻报道数量的行业中位数为基准，将全样本分为分析师参与度高(低)、机构投资者参与度高(低)及媒体参与度高(低)三对子样本，并利用模型(1)进行分组检验。结果如表5所示，年报或有事项信息披露的增加值△ContDist对下一年股价同步性SYNt+1的负向影响在分析师、机构投资者和媒体参与较少的公司中不显著。该结果表明，未决诉讼、债务担保等或有事项信息专业性较强，而信息中介机构通常具备较强的信息获取、处理及传播能力，能成为或有事项信息有效传递至资本市场并提高公司股票定价效率的重要渠道。

表5 信息中介机构的渠道检验

(三)拓展性检验：年报整体质量的影响

上文研究得出，企业披露的或有事项信息越充分，对外提供的公司层面特质信息越多，个股股价同步性越低。该结论主要考察信息披露的“量”对股价同步性的影响，较少涉及信息披露“质”的因素，本文将对此进行拓展研究。鉴于本文研究的或有事项信息是以年度报告为载体，因此可使用年报整体质量代替或有事项信息披露质量。本文选用盈余质量和内部控制质量衡量年报信息质量[32][33]，其中，盈余质量以公司前三年(包括当年)可操纵性盈余绝对值(|DA|)之和为基准，按其年度行业中位数将全样本分为盈余质量高、低两组。同时以企业是否存在内部控制缺陷衡量内部控制质量，若当年内部控制不存在缺陷，则为内部控制质量高组，否则为内部控制质量低组。将盈余质量高(低)和内部控制质量高(低)两对子样本，分别利用模型(1)进行分组回归，结果如表6所示，年报或有事项信息披露的增加值△ContDist对股价同步性SYNt+1的负向影响仅存在于盈余质量及内部控制质量较高的公司中。该结论表明，或有事项信息披露数量对股票定价效率的积极影响在会计信息质量较高的公司中更明显，这可能是由于分析师、机构投资者或新闻媒体等信息中介机构会对信息质量进行判断，在企业对外披露或有事项时已对其作出质量筛选，从而导致低质量的或有事项信息对企业股票定价效率的影响减弱。

表6 年报整体质量的影响

六、研究结论、启示与不足

本文以2007～2018年我国非金融类上市公司为研究样本，考察了年报或有事项文本信息披露对股票定价效率的影响。实证结果表明，年报或有事项信息披露能提高股票定价效率，即披露的或有事项信息越多，公司特质信息融入股价的程度越高，股价同步性越低。理论推导与实证检验发现，或有事项信息披露降低股价同步性的具体路径如下：第一，企业在年报中披露的或有事项信息被视为一种风险，吸引市场参与者的异常关注并基于此进行交易；第二，信息透明度是或有事项信息披露降低股价同步性的不完全中介，即或有事项信息披露主要通过降低信息不对称，提高公司特质信息融入股价的程度，从而降低股价同步性；第三，信息中介机构是年报或有事项信息融入股价的重要媒介，证券分析师、机构投资者和媒体等中介机构的参与能促使公司内部的或有事项信息传递至资本市场，在或有事项信息与股价同步性的关系中起渠道作用。拓展性检验发现，年报或有事项信息披露对股价同步性的负向影响在盈余质量及内部控制质量较高的公司中更突出，这说明或有事项信息披露对股票定价效率的治理作用应以高质量信息披露为依托。

本文以或有事项信息为切入点，探讨年报中非财务信息披露对股价同步性的影响，验证了信息披露在股价形成机制中的重要作用。本文的研究不仅拓展了信息披露与股票定价机制领域的研究，也为上市公司、政策制定者和投资者提供了一定的参考。对上市公司而言，应按准则的规定规范并详细地披露或有事项信息，提高年报中或有事项信息的可读性和可理解性，以更好地为投资者提供决策参考。对政策制定者而言，在后续或有事项准则修订中，应从披露位置和披露内容方面进一步规范年报中或有事项信息的披露，并加强事后处罚力度以引导公司披露更多有用的或有事项信息，提高企业信息为金融市场服务的能力。对投资者而言，应提高对年报附注中文本信息的解读能力，在投资决策时，将文本信息的解读提升至与数值型信息同等重要的地位。

本文的研究存在以下局限：第一，对或有事项信息披露的度量，本文主要从披露或有事项的段落长度和关键词数量来考察，对信息披露的内容实质性及信息质量的考虑欠缺；第二，部分公司年报中信息披露不规范，例如PDF年报乱码、附注内容混乱等，本文将此类样本剔除，尽管比重不大，但仍可能导致部分数据遗漏。

注释：

① 2007年，我国共有60%的上市公司在年报中披露或有事项信息(包括表内列报的预计负债和表外附注中披露的或有事项文本信息)；2018年，披露或有事项信息的公司增长至91%；2007～2018年这12年来，披露或有事项信息的公司占所有上市公司的比例平均达到85.4%。

② 根据2012年中国证监会行业分类标准，制造业行业代码取前两位，其余行业取前一位。

③ 本文将关键词的范围定位于承诺及或有事项部分而非年报全文的原因如下：第一，避免关键词表述歧义，提高识别准确性；第二，该部分内容能准确反映管理层对或有事项披露准则的重视程度；第三，排除年报中其他部分内容对信息使用者的影响，减少本文研究结论的内生性。

④ 樊纲等(2019)提供的市场化指数截至2016年，本文使用趋势分析法计算2017～2018年指数。

⑤ 篇幅有限，相关性检验和稳健性检验结果可发函索取。

⑥ 分析师预测准确度的计算公式：AnalystError=|Meps-Aeps|/TA×(-1)。其中，Meps为公司当年所有分析师每股盈余预测的中位数；Aeps为公司当年实际每股收益；TA为公司当年收盘股价。

⑦ Amihud指标的计算公式：Amihud=Mean(Ln|Rit/Vol|×(-1))。其中，Rit为股票日收益率；Vol为股票日交易额；Mean表示该年日流动性均值。