内部控制与智力资本信息披露*——来自我国高科技上市公司的经验证据

● 傅传锐 吴文师 李万福

(1，2 福州大学经济与管理学院 福州 350116；3 南京财经大学会计学院 南京 210023)

1.引言

知识经济时代，智力资本的价值创造活动及相关信息日益引起投资者、分析师与监管部门等利益相关者的关注。虽然相关研究表明，企业披露智力资本信息具有正向的经济后果，如降低融资成本(Boujelbene & Affes，2013；傅传锐、王美玲，2018)、吸引更多的分析师关注(Farooq & Nielsen，2014)、提升企业市场价值等(Ellis & Seng，2015)，然而，自利导向的管理者却可能出于掩饰其在企业智力资本投资活动中的怠工、偷懒等败德行为而操纵智力资本信息输出，使智力资本信息披露沦为管理者实施机会主义行为的一项工具。在不同企业中，管理者道德风险与代理冲突程度的不同直接影响着智力资本信息披露水平间的差异(傅传锐、洪运超，2018)。近年来，我国相关监管部门一直致力于推动上市公司建立并完善作为公司治理基础措施的内部控制制度。高质量的内部控制制度能够明确、规范不同层级间的代理关系与职责权限，建立科学合理的议事规则与决策流程，形成内部的相互制衡，约束道德风险。那么，一个自然而然的问题是，被监管部门寄予厚望的内部控制能否有效抑制管理者操控智力资本信息披露的行为，进而提升智力资本信息披露水平。

国内外文献从不同维度对智力资本信息披露行为的发生机制进行了初步探索。已有研究发现，公司治理水平的提高能够促使企业对外披露更多的智力资本信息(Haji & Ghazali，2013)，高管的任职时间与智力资本信息披露水平正相关，年龄大的高管倾向于披露相对较少的智力资本信息，而激烈的市场竞争会抑制企业智力资本信息披露行为(傅传锐等，2018)。然而，目前尚未有中外文献从内部控制这一更为具体、基础的内部制度层面出发，对其与智力资本信息披露行为间的关系进行理论探讨或实证检验。

尽管已有文献陆续证实了内部控制对信息质量、社会责任信息与环境信息披露的积极效应(Doyle et al.，2007；Goh & Li，2011；李志斌，2014)，然而这些信息披露行为与智力资本信息披露的一个重要区别在于，它们都已经被明确、具体纳入内部控制系统的监督作用范畴。换言之，内部控制对这些信息披露活动的正向作用，反映了内控系统履行自身职能并实现其预期的治理目标。但是，智力资本信息披露目前尚未成为内控制度的明确监管对象。尽管作为战略要素的智力资本的投资运营及相关信息的披露，直接关系到企业能否提高经营效率、实现发展战略等内控目标，然而，在现有的内部控制的实施框架中缺乏专门针对各类智力资本信息进行报告、监督、跟踪以及评价等的具体规定与系统考虑。可见，智力资本信息披露活动处于企业无法判定内控制度是否应该对其予以监督以及怎样监督的监管模糊地带。显然，这不同于环境信息、社会责任信息披露所处的制度性规范环境。因而，我们难以从内部控制与环境信息、社会责任信息披露间的关系推断出内部控制能否规范智力资本信息披露行为并促进其披露水平。

此外，内部控制对信息披露的作用还掣肘于管理层权力、产品市场竞争等内外部因素。管理者掌控的权力越大，越可能在内控制度构建之初为自己留下“后门”以避免制度实施后对利己行为的钳制。降低企业对外智力资本信息的透明度，能够模糊股东与外部投资者对企业绩效与高管工作努力程度的考核评价，掩饰其在智力资本投资决策中可能存在的机会主义行为，进而维护高管的职业安全与收入。那么，谋求私利最大化的管理层就有可能运用手中的权力干扰内控系统的监督，进而操纵智力资本信息披露。对于市场竞争而言，其扮演“双刃剑”的角色，虽然可能诱发更严重的股东与内部管理者间的代理冲突，但也可能发挥外部治理效应制衡管理者，强化内控制度运行的外部环境，进而提高内控的有效性。那么，管理层权力、外部市场竞争究竟能否通过影响内部控制的有效性，进而作用于内部控制与智力资本信息披露间的关系呢？遗憾的是，现有国内外文献缺乏对这一问题的深层次探讨与经验证据。

基于上述分析，本文以我国高科技A股上市公司为对象，运用智力资本信息披露大样本数据，考察了内部控制与智力资本信息披露行为间的关系以及管理层权力、产品市场竞争对这一关系的调节效应。本文的可能贡献在于：(1)首次就内部控制与智力资本信息披露间的关系进行理论探讨与实证分析，填补了国内外相关领域的研究空白，不仅丰富了智力资本信息披露影响因素的研究内容，而且拓展了内部控制理论的研究边界与视野。(2)从管理层权力、产品市场竞争的角度出发考察内部控制在不同的内外部情境中对智力资本信息披露的异质性作用，进一步深化了关于内部控制实施效果发生机理的系统认知。(3)本文基于手工收集并测度的我国上市公司智力资本信息披露水平的大样本数据的实证结论揭示了内部控制已成为影响当前企业智力资本信息披露行为的重要制度性因素，验证了内部控制在规范信息披露、增进信息透明度方面的广谱有效性，为知识经济下内部控制制度的改进优化提供了政策指引。

2.研究假设

尽管智力资本是企业获取竞争优势与价值创造的战略性资源，然而，其固有的形成特点使理性的管理者对智力资本的投资浅谈辄止。智力资本在形成过程中所具有的因果模糊性、复杂性及对特定时代环境的依赖，使其投入产出不确定程度远高于传统有形资产，因而对智力资本的投资容易令管理者因项目失败而招致被问责甚至解聘的个人职业风险。即便最终开发成功，也往往需要较长时间才能实现收益，使管理者的劳动成果沦为继任者的“嫁衣”。因此，在自利本性的驱动下，管理者的“理性选择”是延迟、减少或者放弃智力资本项目(傅传锐，2016)。显然，这弱化了智力资本的价值创造能力，牺牲了企业的长远发展机会，损害投资者利益。为掩盖管理者在智力资本开发管理中的“怠工”行为，拥有决策权的管理者倾向于减少企业对外披露的智力资本信息。此外，大部分的智力资本要素尚游离于强制性信息披露范畴之外，如何认定、计量智力资本要素以及怎样披露相关信息缺乏明确的操作指引，不得不依靠管理者的主观裁断，这进一步滋生了管理者操控智力资本信息披露的灰色地带。

良好的公司治理能够通过适度集中且相互制衡的股权结构、独立的董事会以及具有竞争力的高管薪酬与持股激励缓解管理者与股东在智力资本投资运营中的代理冲突，促进各类智力资本要素的开发培育，进而减少了管理者试图通过压制智力资本信息披露所可能获取的私有收益，增加企业对外输出的智力资本信息(傅传锐、洪运超，2018)。内部控制作为公司治理的制度建设基础与具体举措(杨雄胜，2005)，是连接公司治理与企业行为的直接桥梁，具有规范组织决策、明确各层级权责分工、实现内部相互制衡的重要功能(卢锐等，2011)，能够直接作用于包括智力资本投资开发、信息披露在内的各项企业活动，抑制管理者在智力资本信息披露决策过程中的机会主义行为。因此，内部控制能够有效促进企业对外智力资本信息披露水平的提高。于是，我们提出如下假设：

H1：内部控制对智力资本信息披露水平具有显著的促进作用。

管理层权力是管理层压制异议、执行自身意愿的能力(权小锋等，2010)。在缺乏主要股东、董事会规模臃肿的企业中，CEO兼任董事长、持有股权及其身上的高学历、高级职称、在外兼职等能力标签使管理者的权力迅速膨胀。管理者权力理论认为，管理层有能力通过权力寻租以牟取个人私利。在企业全员参与的内部控制框架中，经理层负责内控制度的设计以及组织、领导内控制度的日常运行，董事会负责审批与监督。显然，经理层是主导内控系统设计与执行的重要主体。强势的管理者能够运用手中的权力通过诸如瓦解、拉拢董事会成员，提名私交甚好的独立董事，操纵董事会议事日程，限制董事会能够获得的特定信息等多种方式绕开或弱化董事会的监督，进而在内控制度中预设、制定于己有利的“灵活”条款与弹性空间抑或者直接凌驾于内控制度之上，即便内控规则设计严密，但实施效果却难达预期，甚至形同虚设，仅扮演装饰角色(刘启亮等，2013)。可见，管理层权力的膨胀降低了内部控制的有效性，使管理层能够通过降低智力资本信息的透明度以掩饰其减少或放弃智力资本投资的利己行为。这意味着，高管集权弱化了内部控制本应发挥的对智力资本信息披露的积极作用。因此，我们提出如下假设：

H2：高管集权弱化了内部控制对智力资本信息披露的正向作用。

产品市场竞争能够通过破产威胁与业绩标尺增进治理效率(Schmidt，1997)。一方面，激烈的产品市场竞争会减少企业的当期收益、增加未来的流动性风险，使经营不善的企业更容易陷入破产清算的困境，进而危及管理层的收入、职位与职业声誉。另一方面，更多同行竞争者的存在使股东、董事会能够通过行业内的业绩对比，更客观地评判管理者的工作努力程度及其业绩贡献，进而强化对管理者代理行为的监督。显然，产品市场竞争程度的提高会抑制管理者的道德风险，促使其更加勤勉尽职地工作以改善经营绩效。而内部控制的建设与实施恰恰能够通过理顺企业内部各层级间的代理关系、推动团队决策的集思广益与决策流程的科学化以减少非效率投资(李万福等，2011)。因此，当企业面临激烈的竞争态势时，不论是作为内控制度责任人的董事会还是执行人的经理层，都会重视内控的规则设计与完善，并积极推动内控系统在企业日常经营与决策活动中的有效实施，进而增进内部控制的有效性(张传财、陈汉文，2017)。可见，产品市场竞争越激烈，企业内控越有效，越能抑制管理者隐匿智力资本信息的机会主义行为，进而提升智力资本的信息披露水平。于是，我们提出如下假设：

H3：产品市场竞争强化了内部控制对智力资本信息披露的正向作用。

3.研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文以2011—2015年我国A股高科技行业上市公司为研究对象。之所以选择高科技公司作为研究对象，主要考虑到智力资本投资的高风险与长周期特征，会导致作为经济人的管理者延迟、减少或者放弃智力资本开发项目，进而引发管理者运用信息披露的自由裁量权减少智力资本信息对外披露以掩饰其机会主义行为。但是，高科技公司是典型的智力资本密集型公司，资本市场对其智力资本信息的需求要比一般公司大。这样就形成了高科技公司智力资本信息供给与需求间的巨大缺口。这为内部控制与智力资本信息披露行为间的关系研究提供了较好的环境。我们根据证监会行业分类标准，选取医药、生物制品、机械、设备、仪表、电子与信息技术业作为高科技行业。智力资本信息披露数据手工收集自样本公司年报。内部控制及其他变量度量数据取自CSMAR数据库、DIB内部控制与风险管理数据库。本文剔除了计算或回归中所需数据缺失的样本，最终得到4484个公司/年度观察值。为避免极端值对回归的干扰，我们对所有连续变量进行了上下1%分位点上的缩尾处理。

3.2 变量定义

3.2.1 智力资本自愿信息披露指数

参考傅传锐等(2018)的做法，我们将智力资本划分为人力资本与结构资本两类，并剔除了监管政策强制性要求企业披露的智力资本信息项目。人力资本自愿性披露项目包括员工年龄、员工的工作经历、员工职业资格与职称、员工的生产效率、员工团队、员工工作态度、企业家精神等7项；结构资本自愿性披露项目包括管理哲学、管理方法、业务流程、企业文化、信息与网络系统、著作权、软件、商标权、商业秘密、售后支持功能、企业品牌、企业所获荣誉或奖项、客户拥有量、客户满意与忠诚度、市场份额、客户维系、营销方式、分销渠道、新客户开发、企业间业务合作、企业与供应商的关系、企业与大学和科研机构的关系、企业与政府的关系、企业与所在社区的关系、企业与员工的关系等25项，合计32个智力资本自愿披露项目。我们使用五量点法进行数据编码，即当特定的信息项目在年报中未得到披露时，取值0；若得到披露，进一步区分不同的披露形式。当以纯文字、非货币型数字、货币型数字、图表形式披露时，分别取值1分、2分、3分、4分。

总体智力资本自愿信息披露指数(intellectual capital disclosure index，ICDI)、人力资本自愿信息披露指数(human capital disclosure index，HCDI)与结构资本自愿信息披露指数(structural capital disclosure index，SCDI)的计算公式如下：

(1)

式(1)中，di为信息披露项目的实际得分；n为信息披露项数，对于总体智力资本、人力资本与结构资本而言，分别为32，7，25。

3.2.2 内部控制质量

本文参考方红星等(2015)、刘慧凤等(2017)的做法，以内部控制目标的实现情况作为内部控制质量(IC_quality)的考量依据。若样本公司当年被审计师出具非标准审计意见，说明财务报告目标没有实现，则该目标得分为0，否则得分为1。若样本公司当年发生违规行为，说明合规性目标未实现，该目标得分为0，否则得分为1。若样本公司当年在行业内盈利能力较差(销售收入与总资产之比在行业内排名后1/4)，说明经营目标未实现，该目标得分为0，否则得分为1。若样本公司当年发生重大资产减值损失(资产减值损失与总资产之比在行业内排名前1/4)，说明资产保全目标未能实现，该目标得分为0，否则得分为1。若样本公司当年内控评价报告认为存在内控缺陷，直接表明内控质量较低，该指标得分为0，否则得分为1。最后，我们将上述5个具体评价指标的得分值加总得到内部控制质量的综合评价得分。综合评价得分的范围为0～5，分值越高，表明样本公司的内部控制质量越好；反之，则内控质量越差。

3.2.3 管理层权力

我们借鉴权小锋等(2010)、杨兴全等(2014)、周美华等(2016)的做法，选择以下指标作为主成分合成管理层权力的综合指标(Power)：(1)董事会规模。当董事成员人数大于行业均值时，取值1，否则取0。(2)CEO是否兼任董事长。当两职合一时，取1，否则取0。(3)公司股权是否分散。当第一大股东持股数低于第二至第十大股东持股总数时，取值1，否则为0。(4)总经理是否持股。若总经理持股，取值1，否则为0。(5)总经理是否具有高学历。当总经理学历为硕士及以上时，取值1，否则为0。(6)总经理是否具有高级职称。当总经理拥有高级职称时，取值1，否则为0。(7)总经理是否在外兼职。当总经理在外兼职时，取值1，否则为0。(8)总经理任职时间。若总经理任期超过当年行业均值，取值1，否则为0。我们逐年对样本公司这8个原始指标进行主成分分析，提取其中特征根大于1的前几大主成分，并以选取的各主成分的方差贡献率占所选取的所有主成分的累积方差贡献率的比重为权数加权计算主成分综合得分以作为管理层权力的综合度量指标。

3.2.4 产品市场竞争

本文借鉴姜付秀等(2005)、陈晓红等(2010)、杨旭东(2018)等学者的做法，以企业的市场份额(Share)作为产品市场竞争的度量指标。我们逐年分行业计算每个企业营业收入占其所在行业营业总收入的比例以度量其对应的市场份额。当企业的市场份额高于行业中位数时，表明企业处于较为有利的竞争地位，其受到的竞争压力较小；反之，说明企业在行业竞争中处于劣势，其面临激烈的产品市场竞争。本文还在后文的稳健性检验部分中使用加权勒纳指数(EPCM)来计算市场竞争程度。勒纳指数(PCM)反映了企业的产品市场势力，其计算公式为“(营业收入-营业成本-销售费用-管理费用)/营业收入”。加权勒纳指数是在勒纳指数的基础上再减去以各企业市场份额为权重的行业PCM均值。

3.2.5 控制变量

本文在回归中加入公司规模(Lnsize)、财务杠杆(Lev)、独立董事比例(Rind)、董事会会议次数(Meeting)、股权集中度(Cr)、产权性质(POE)、高管年龄(Manage)、监事会规模(Supboard)、事务所规模(Big4)、自由现金流量(FCF)等公司特征变量以及行业、年份虚拟变量。各控制变量的具体定义如表1所示。

表1 控制变量定义

3.3 模型设计

为检验假设H1，我们构建了如下回归方程：

{ICDI，HCDI，SCDI}=β0+β1IC_quality+Control′γ+ε

(2)

式(2)中，{ICDI，HCDI，SCDI}表示分别以ICDI、HCDI、SCDI作为被解释变量，Control为控制变量，β0为截距项，β1、γ为估计系数，ε为误差项。根据假设H1，我们预期，在全样本下估计系数β1显著为正。

为检验假设H2，我们将总样本划分为管理层权力集中组(Power值大于或等于中位数)与管理层权力分散组(Power值低于中位数)，分组进行式(2)的回归估计，并通过比较管理层权力集中、分散样本下的系数β1值的大小与显著性高低对假设H2进行研判。为检验假设H3，我们将总样本划分为处于高度竞争环境的样本(Share值低于或等于中位数)与处于低度竞争环境的样本(Share值高于中位数)，分组估计式(2)，并通过比较高、低竞争程度样本的β1估计值与显著性对假设H3进行验证。

4.实证分析

4.1 描述性统计

首先，我们对全样本下的主要变量进行描述性统计，结果如表2所示。ICDI的均值为0.2759，中位数为0.2813，最小值为0.1172，最大值为0.4219，表明我国高科技上市公司的总体智力资本信息披露水平普遍较低，披露程度最高的公司也只披露了不到50%的智力资本信息项目，披露最少的公司只披露了略多于10%的智力资本信息项目，平均有超过70%的智力资本信息项目未得到披露。HCDI与SCDI的均值分别为0.1058、0.3234，中位数分别为0.0714、0.3200，显然，不论是均值还是中位数，SCDI都高于HCDI，这说明在智力资本内部，结构资本的信息披露水平明显高于人力资本。

表2 描述性统计

接着，我们分别以内部控制质量(IC_quality)、管理层权力(Power)以及产品市场竞争(Share)的中位数作为分组依据，对主要变量进行分组描述性统计。结果列示于表3。

表3显示，按照内控质量分组，在内控质量高组中的ICDI、HCDI、SCDI的均值分别为0.2796、0.1107、0.3268，都高于内控质量低组中对应变量的均值0.2735、0.1025、0.3212，且均值差异的T统计量都在1%或5%水平上拒绝了无显著差异的原假设。两组样本间的ICDI、HCDI、SCDI的中位数差异与Wilcoxon检验结果也与此类似。这说明，不论是总体智力资本还是人力资本、结构资本，其在内部控制质量高的企业中的披露水平都高于内控质量低的企业。

按照管理层权力分组，不难发现，不论是ICDI、HCDI、SCDI还是IC_quality，其在不同组间的均值T统计量、中位数Wilcoxon统计量都在1%或5%水平上显著。这说明总体智力资本、人力资本与结构资本的信息披露水平以及内部控制质量在管理层权力集中、分散组间存在明显差异。按照产品市场竞争程度分组，变量HCDI与IC_quality的组间均值T统计量、Wilcoxon统计量都在1%水平上统计显著，总体智力资本信息披露(ICDI)的Wilcoxon检验在5%水平上显著，均值T检验在高竞争组的ICDI高于低竞争组的ICDI的备择假设下也在10%水平上显著。因此，在竞争程度高低不同的环境中，总体智力资本、人力资本信息披露水平与内控质量都存在显著差异。

表3 分组描述性统计

显然，不论是管理层权力还是产品市场竞争，它们都是影响企业智力资本信息披露水平与内部控制质量的重要因素，因而我们有必要通过进一步的分组回归分析考察在不同的管理层权力、市场竞争程度的内外部情境下，内部控制与智力资本信息披露行为间可能存在的异质性关系。

4.2 回归分析

4.2.1 全样本回归

表4报告了全样本下的回归结果。表中显示，IC_quality在(1)列中的估计系数值为0.0034，在1%的水平上高度显著；在(2)、(3)列中的估计系数值分别为0.0035与0.0034，且分别在5%、1%的水平上显著。这意味着，内部控制不仅存在对总体智力资本信息披露水平显著为正的作用，而且能够对人力资本、结构资本等分类智力资本信息披露水平产生积极影响。此外，各方程的平均方差膨胀因子(VIF)都较低，仅为1.45，表明回归中不存在多重共线性问题。因此，假设H1得到证实。

表4 内部控制与智力资本信息披露的全样本回归结果

4.2.2 分样本回归

表5报告了管理层权力集中、分散的分组回归结果。表中显示，IC_quality在(1)列中的系数值为0.0066且在1%的水平上显著；在(3)、(5)列中的系数值分别为0.0041、0.0073，分别在5%、1%的水平上显著。IC_quality在(4)列中的估计系数虽然为正，但缺乏统计显著性；在(2)、(6)列中的估计系数为非显著负值。Bootstrap组间系数差异检验结果显示，无论以ICDI、HCDI还是SCDI为因变量，管理层权力集中组的IC_quality系数估计值都在1%或5%水平上显著低于管理层权力分散组的IC_quality系数估计值。结果表明，在管理层权力分散的情形下，内部控制能够有效发挥对总体智力资本、人力资本与结构资本信息披露的正向作用，但当管理层权力集中时，内部控制无法发挥这种作用。显然，管理层权力的集中弱化了内部控制对智力资本信息披露行为的积极作用。因此，假设H2得到验证。

表5 管理层权力分组回归结果

表6报告了在产品市场竞争程度高、低组中的回归结果。从估计系数值的大小上看，IC_quality在(1)、(3)与(5)列的估计值分别为0.0012、0.0023、0.0010，在(2)、(4)、(6)列的系数值分别为0.0040、0.0047、0.0036。显然，IC_quality在高竞争程度组中的估计系数值都明显大于其在低竞争程度组中的系数值。在系数显著性方面，IC_quality在(1)、(3)与(5)列的估计系数都未能在10%的水平上显著，在(2)、(4)、(6)列的系数都在1%或5%的水平上显著。此外，bootstrap检验结果也显示，不论是以ICDI、HCDI还是SCDI为因变量，高竞争程度组的IC_quality系数估计值都在1%或5%的水平上显著大于低竞争程度组的对应系数值。可见，内部控制制度在产品市场竞争激烈的环境中能够比在竞争程度相对较低的环境中更为有效、力度更大地提升各类智力资本信息披露水平，即产品市场竞争强化了内部控制对智力资本信息披露的积极效应。因此，假设H3得到证实。

表6 产品市场竞争分组回归结果

4.3 稳健性检验

为增强研究结论的可靠性，本文从以下五个方面进行稳健性检验。

(1)使用PSM方法控制潜在的样本选择偏差。首先，将总体样本划分为内部控制质量高的样本(IC_quality大于中位数)和内部控制质量低的样本(IC_quality小于或等于中位数)并分别作为处理组、控制组。以财务杠杆(Lev)、独立董事比例(Rind)、股权集中度(Cr)、董事会会议次数(Meeting)、高管前三名薪酬总额(Pay)、产权性质(POE)以及行业与年度虚拟变量作为匹配变量，构建Logit二元选择模型进行估计并计算样本公司的倾向得分值。在估计得到倾向得分值后，我们使用最近邻一对一匹配法对处理组和控制组进行配对。我们利用匹配后的样本重复了前文的回归过程，结果如表7所示。稳健性结果与前文结论无实质性差异。

(2)使用二分值法重新度量智力资本信息披露指数。只计量“特定信息是否披露”的“二分值法”由于减少了编码者对信息披露形式的判断过程，可能得到关于信息披露水平更为客观的度量结果。出于增强研究结果的客观性考虑，我们也使用“二分值法”对2011—2015年A股高科技上市公司年报的各类智力资本自愿信息披露水平进行重新度量，具体的指数计算公式如下：

(3)

式(3)中，ICDI′、HCDI′与SCDI′分别为“二分值法”下度量出的总体智力资本、人力资本与结构资本的自愿信息披露指数，其他变量定义与式(1)相同。用ICDI′、HCDI′与SCDI′分别替换前文中的相应指数，放入前文回归模型中。重新回归的结果如表8所示。结果显示与前文的研究结论无实质性差异。

表7 PSM匹配样本回归结果

(3)使用迪博内部控制指数作为内控质量的代理指标(IC_quality2)。迪博指数的打分范围在0～1000，分值越大表示内控质量越高。考虑到回归系数的量纲，先将迪博内部控制指数除以1000，使其分值处在[0，1]区间后再放入回归模型。重新回归的结果如表9所示。结果显示与前文的研究结论无实质性差异。

表8 二分值法重新度量智力资本信息披露的回归结果

表9 替换内部控制变量的回归结果

(4)使用加权勒纳指数(EPCM)作为产品市场竞争变量。以EPCM的中位数作为分组指标，将总样本划分为处于高度竞争环境的样本(EPCM值低于或等于中位数)与处于低度竞争环境的样本(EPCM值高于中位数)，重新进行前文对应部分的分组回归与组间差异比较。结果如表10所示。得到的结果与前文结果基本一致。

(5)上市公司的市场份额是近年来证监会关注度日渐提高的信息。在2015年修订的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第 2号——年度报告的内容与格式》中，新增了第七十一条内容，即“公司管理层应当简要介绍公司报告期内的经营情况，主要围绕公司的市场份额、市场排名、产能和产量及销量、销售价格、成本构成等数据，尽量选择当期重大变化的情况进行讨论，分析公司报告期内经营活动的总体状况……”。尽管该条内容仍然赋予上市公司一定的披露弹性空间，即“选择重大变化的情况”进行分析讨论，但这无形中也增加了上市公司在年报中对市场份额信息的披露要求。出于稳健性考虑，我们将可能受到该新增规定影响的2015年年报中的市场份额信息剔除出自愿性披露的评价项目，重新计算当年的总体智力资本(ICDI)与结构资本自愿信息披露(SCDI)水平，而后重复前文的回归过程。表11报告了相应的回归结果。得到的结果显示，剔除市场份额信息后，前文结论依然成立。

表10 替换产品市场竞争变量的回归结果

表11 剔除市场份额信息项目后的回归结果

5.结论与启示

本文以我国高科技A股上市公司为样本，利用手工收集的大样本数据构建智力资本自愿信息披露指数，实证检验了内部控制与智力资本信息披露水平间的相关性及其在不同的管理层权力、产品市场竞争环境中的异质性。研究发现：(1)内部控制不仅能够显著提升总体智力资本信息披露水平，而且同样能有效促进人力资本、结构资本等分类智力资本的信息披露。(2)高管集权弱化了内控制度对智力资本信息披露的正向作用。不论是总体智力资本还是人力资本和结构资本，管理层权力分散企业中的内控制度能够发挥对各类智力资本信息披露的积极显著的作用，而在高管集权企业中这种作用明显减弱甚至失效。(3)产品市场竞争程度的提高能够增强内部控制对各类智力资本信息披露的促进作用。与处于竞争程度低环境中的企业相比，激烈市场竞争中的企业内控制度存在对智力资本信息披露更为有效、力度更大的积极影响。

多维度的研究结论对进一步完善内外部治理机制、推动智力资本信息披露具有重要的政策启示。首先，会计准则制定部门应当尽快研究、拟定并出台智力资本信息披露指南或操作细则。可以在借鉴、参考欧盟、日本已经颁布的智力资本信息披露指南的基础上，结合我国企业的现实情况，确定各类智力资本要素的计量方法以及相关信息披露的内容与格式，逐步建立智力资本对外报告制度，减少人为操纵因素。其次，监管部门应当将保障智力资本投资及其信息披露的相应具体要求纳入内部控制的专项制度设计，通过制度规范提高智力资本信息透明度。包括在企业内部设立专职岗位或机构负责收集、汇总与传递智力资本相关信息，对智力资本投入产出效益及相关信息披露的完整性、可靠性与及时性进行动态评估与跟踪，在董事会会议中设置专门的关于智力资本培育开发与信息披露的议程，将智力资本投资与信息披露纳入内部控制有效性的审计范畴，建立对高管在智力资本投资与披露决策中行为失当的问责机制与补救程序等。再次，合理配置企业内部的权力结构，预防管理层权力膨胀对内部控制有效性的负面干扰。如尽可能避免董事长与总经理的两职合一，控制董事会规模，形成适度集中的股权结构，防止股权激励计划对高管的过度分配，建立规范的团队决策机制以杜绝因核心领导者个人威望过高、滥用职权而引发的“一言堂”乱象等。最后，积极培育充分竞争的市场环境，强化其对管理者减少或放弃智力资本投资以及操纵智力资本信息披露等自利行为的外部惩治功能，为内控制度的有效施行营造良好的治理环境。