“言行一致”的资本市场反应——基于战略合作信息披露视角

蔡显军， 赵 娜， 王 芳

(南京审计大学， 江苏 南京 211815)

一、问题的提出

信息是资本市场运行的基础。高质量的信息披露在提高市场透明度、引导资源合理配置等方面具有重要的作用。在中国证券市场20多年的发展历程中，信息披露制度一直在不断完善。党的十九大指出，中国经济已转向高质量发展阶段，这对证券市场服务实体经济提出了更高的要求。2020年4月27日，全面深化改革委员会召开会议，审议通过了创业板的注册制改革方案，信息披露制度是改革方案的重要内容。监管层不断强化披露规则和内容要求，有助于满足市场投资者日益增长的信息需求，也使得上市公司信息披露呈现新的趋势，即在传统的财务报告之外出现了大量的战略信息。其中，战略合作信息的披露水平逐年增长，向资本市场全面传递了公司战略转型的决策情况，已经成为财务信息的重要补充。

事实上，自2002年北大高科和东风科技第一次发布战略合作公告以来，战略合作信息受到市场越来越多的关注，具有独特的信息价值。首先，战略信息包含公司转型、业务结构调整以及经营模式转变等重大内容，对公司未来的价值具有重要影响。其次，管理层选择披露战略合作信息的动机不一致，也导致相关战略被执行的程度有所不同。最后，不同公司在披露战略信息之后，股价的后期表现呈现出明显差异，部分上市公司存在通过发布迎合市场热点战略合作信息来操纵股价的嫌疑，但该行为后期很难落地，是一种典型的“伪价值管理”策略。针对上述“嫌疑”，本文将上市公司在发布战略合作信息后能够较好地执行相关战略的行为定义为“言行一致”。

目前，学术界在战略合作信息披露方面的研究较少，部分文献探讨了战略合作信息披露的动机，如操纵股价[1]、稳定联盟[2]与薪酬辩护[3]等。也有文献对部分上市公司战略合作信息披露的“言行不一致”现象进行了描述[4]，并认为这种行为具有操纵股市的嫌疑，干扰了资本市场对上市公司的价值判断，破坏了市场的稳定。那么，资本市场究竟如何看待战略合作信息的披露？战略合作信息披露的“言行一致”或“言行不一致”短期对股价、长期对公司业绩是否产生了显著冲击？上述问题的系统回答有助于深刻理解“非财报”信息披露对上市公司的全面影响。基于此，本文聚焦上市公司战略信息披露行为，重点研究战略合作信息披露质量对股票价格的冲击，以及信息披露“言行一致”的动机和后果。为解决上述问题，本文特别采用人工评分与文本分析相结合的方法，全面度量战略合作信息的披露质量。相对于已有文献，本文的边际贡献可能在于：第一，从短期的股价反应和长期的公司业绩双重视角，探讨了“言行一致”行为对上市公司的影响，拓展了战略合作信息披露经济后果的研究范畴。第二，分别基于“指标体系+人工评分”和大数据“文本分析”两种不同方式度量了战略合作信息披露质量，丰富了信息披露质量评估的工具选择，为国内外学者进一步研究同类问题提供了重要借鉴。

二、理论分析与研究假设

战略合作信息披露的内容主要是本文语句的表述，而非财务报表数据。不同于英语、法语等其他国家语言，中文的表达更加隐晦和微妙，所要传达的意思更加富有弹性，因此语言灵活性成为管理层酌情披露战略合作信息的重要利器。当然，此类非数字信息披露也天然成为管理层操纵市场的良好工具。一些学者甚至发现，上市公司在撰写年报中的战略合作信息时，会利用情感语调来引导市场行为[5]。由于语言表达的模糊性，战略合作信息披露较难被准确验证，因此难以被有效监管，这也使其失去了信息披露的约束力。从这个意义上讲，战略合作信息的披露空间较大，是一种非正式协议，管理层可灵活选择是否披露、何时披露、准确抑或模糊披露。并且，此类信息具有前瞻性，反映了管理者的意图等私有特征信息，市场对这类信息的解读具有极大的不确定性和反应风险。本文关注的是广义的战略合作信息披露[6]，其产生的影响是多方面的。

(一)战略合作信息披露质量的“短期”市场反应

作为一种典型的自愿性信息披露行为，战略合作信息披露传递了上市公司特定的前瞻性信息，有助于降低上市公司与利益相关者的信息不对称。事实上，学术界针对自愿性信息披露行为的“短期”市场反应进行了大量有益的探索，并发现自愿性披露信息可以引起更大的股价波动[7]；信息披露质量越高，股价提高的幅度越大，且能够吸引越多中介机构的青睐[8]。部分学者还进一步对自愿性信息披露引起股价波动的作用机制进行了探索，提出了信息中介概念。国内文献大多基于事件研究法，探讨了自愿性信息披露的短期市场反应[9-11]。例如，何亮[10]发现，业绩预告大部分在[-3，3]窗口期内具有显著市场反应。本文对于战略合作信息披露经济后果的论述也延续了上述相关文献的一贯线索。

根据委托—代理理论，为减少代理成本，理性的“代理人”倾向于自愿性披露信息，尤其是披露与企业价值高度相关的战略信息，从而减少双方的信息不对称[12]、降低监督成本[13]，削弱不同主体之间由于目标冲突所带来的不利影响[14]，获得股东更大的信任和支持，发挥安全网效应[15]，这本身也是一种重要的公司治理手段。战略合作信息记录了企业未来的重要经营决策，其信息披露质量越高，越能够向股东传递出有效的价值关联信息，有助于降低市场噪声，减少股市跟风等羊群行为。事实上，上市公司管理者与一般投资者(信息弱者)之间的博弈长期存在[16]。与接近信息源的投资者相比，噪声投资者在信息获取上处于明显的劣势地位，这也是导致散户投资羊群行为和股价泡沫循环的重要原因[17]。战略合作信息的披露在一定程度上扭转了一般投资者的信息弱势地位，有助于规避逆向选择等风险。信息披露质量越高，上市公司信息供给越全面，向资本市场展示了一种更加积极、正面的姿态，从而在短期内更容易提振市场投资信息，对股票价格形成“正反馈”。基于此，本文提出如下假设。

H1：上市公司战略合作信息的披露质量越高，“短期”内越容易受到市场的认可，即超额累计收益率越高。

(二)战略合作信息披露“言行一致”的影响因素

信息系统的创始人戴维斯认为，信息也是一种数据，对信息的察觉和加工能够直接影响信息接收者的决策。因此，为了便于左右市场参与者的投资行为，管理层会有动机选择性地披露相关信息。特别地，上市公司的财务业绩越差[18]，进行盈余操纵的动机越强[5]，越有可能披露可读性较差的信息，干扰投资者的判断。从这个角度来看，文本可读性是评判文本类信息披露质量的重要指标[5,17]。文本的可读性越高，上市公司的信息披露质量越高，反之亦然。换句话说，战略合作信息的文本披露质量越高，管理层越想要准确且高效地传递上市公司的经营战略信息[19]，全面降低未来经营投资的不确定性[20]，维护公司股票在资本市场的稳定性[21]。这表明，上市公司战略合作信息的披露质量越高，管理层的态度越谨慎，产生不良披露动机干预市场判断的概率越低，信息的真实性越有保障，在后续的战略执行过程中出现“言行一致”的可能性越大。

同时，委托—代理理论指出，上市公司通过平衡股东、董事会和管理层等利益相关者的关系，即通过一整套治理层面的制度设计，也能够对管理层实施有效监督，约束其经营行为，即公司治理有助于提升企业运营效率[22]，解决两权分离问题[23]。不难预见，在公司治理较差的企业，各利益相关方的代理冲突较大，管理层出现谋取私利、盲目扩张等行为的动机更加强烈。特别地，大量文献表明，在公司治理较差的企业，其财务报表“谎报”的概率较高。根据这一逻辑，公司披露不稳健战略合作信息或虚假合作信息的可能性同样较大。相反，在公司治理较好的企业，信息不对称程度和代理风险均有所降低，管理层出现不当行为的概率也会明显下降，管理层发布不当战略合作信息可能性较小。在后续的战略执行过程中，公司出现“言行一致”的可能性更大。基于此，本文提出如下假设。

H2：上市公司战略合作信息的披露质量越高，信息披露“言行一致”的可能性越大。随着上市公司治理水平的提高，这种“正向反馈”会得到进一步强化。

(三)战略合作信息披露“言行一致”的“短期”市场反应和经营业绩影响

根据前文论述，上市公司战略合作信息的披露质量越高，“短期”市场反应越好；同时，上市公司战略合作信息的披露质量越高，战略合作信息披露越容易“言行一致”。因此，上市公司战略合作信息披露“言行一致”也必然预示着良好的“短期”市场反应。“言行一致”与信息披露质量对“短期”市场反应的影响具有逻辑一致性，此处不再赘述。

战略合作信息披露“言行一致”除具有短期的市场反应外，还意味着所披露合作战略的真实落地，这可能通过发挥“协同效应”对公司价值产生长期影响，产生“1+1>2”的效果。Parkhe[24]指出，战略合作企业之间的资源互补有助于企业间形成依赖关系，形成“有效合作”的协同联盟，帮助企业提高竞争优势[25]。在长期的战略合作中，一旦合作伙伴观察到上市公司有机会主义的信息披露行为，将会极大地降低对其的信任度。这是因为，未经深思的战略合作信息披露一旦“言行不一致”，不单损害作为信息发布方的上市公司的公信力，还会损害合作伙伴的公信力。此时，合作伙伴很可能不愿再继续开放有价值的资源与信息，严重地甚至可能导致联盟解体，这必将有损上市公司的长期经营业绩。一般情况下，当战略合作伙伴之间存在实际或潜在的竞争关系时，联盟就容易产生机会主义行为[26]，联盟内各主体之间的协调就相对困难[27]。相反，Russo[28]的研究表明，合作伙伴之间越强调合作，实施机会主义的可能性就越小，此时战略合作信息披露就越容易“言行一致”，这将有助于合作方增强信任，协力解决战略合作中遇到的问题，形成更为稳定的战略关系，挖掘并利用全新的市场机会[29]，这有助于提升上市公司的长期市场价值。基于此，本文提出如下假设。

H3：战略合作信息披露越趋于“言行一致”，上市公司“短期”超额累计收益率越高，“长期”经营业绩越好。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文以2007—2018年我国沪深两市发布战略合作协议公告的上市公司为研究样本，按照以下步骤进行筛选：(1)剔除中小板、创业板等上市公司，仅保留主板上市公司样本；(2)剔除暂停上市、ST或退市的上市公司样本；(3)剔除金融、保险类上市公司样本；(4)剔除战略合作协议公告编码错误、缺失、不完整，以及无法保证样本连续的上市公司样本。此外，由于少部分变量信息缺失，不同回归模型的样本量有所变动。同时，若同一家公司15天内连续披露战略合作协议公告，为避免同时发布公告的叠加影响，只保留一个披露公告。经过处理后，最终得到871家上市公司共计2 178个观测值。本文对主要变量进行了1%和99%缩尾(winsorize)处理。战略合作协议公告来自巨潮资讯网，上市公司股票交易日的个股回报率和市场回报率、公司年报等数据来自WIND、CSMAR数据库以及RESSET金融研究数据库。

文本通过Python软件所编写的网络爬虫(Web Crawler)程序，自动抓取巨潮资讯网自2002年以来公开披露的战略合作协议公告，统计历年披露数量的变化趋势，然后进一步处理文字段落，删除不包含中文字符的段落、多余的空格等，通过人工逐篇检查保证转换内容的准确性。

(二)核心变量的定义和计算方法

1.战略合作信息披露质量

本文构建两类评估上市公司战略合作信息披露质量的指标。第一类指标侧重于“指标体系+人工评分”。具体而言，借鉴Botosan[30]、程新生[3]对自愿性信息披露质量测度的思路，参考证券交易所战略合作公告披露指引要求，考虑投资者的信息需求以及我国上市公司战略合作信息披露的现状，构建了一套适用于评价中国上市公司战略合作信息披露质量的指标体系，基本涵盖了不同利益相关者所需要的信息，具体包括：(1)框架协议签订的基本情况；(2)框架协议的主要内容；(3)对上市公司的影响；(4)重大风险提示。指标体系共包含4类一级指标，11类二级指标(见表1)。在此基础上，采用专门人员打分法对871家上市公司2007—2018年的2178份战略合作信息公告的披露质量进行打分，打分标准详见表1。加总后得到上市公司战略合作信息披露的总评分。鉴于前述分析，所有评分项不赋予权重。

第二类指标侧重于大数据“文本分析”。使用计算机软件自动计算文本可读性指标，并进行标准化处理，得到战略合作信息披露质量。战略合作信息披露的基本是文本信息，同一个词在不同语境中有不同的含义，再加上语音语调的影响，含义变化多端。因此，本文选择用可读性作为战略合作信息披露质量的替代变量[5,17]。Francisco[31]研究了前瞻性信息披露的数量问题，对披露前瞻性信息的句子长短进行度量，但未对实际披露内容加以深度分析。本文借鉴王克敏等[4]、孙文章[32]、王治等[33]的研究思路，将文本分析方法的研究对象从年报、董事会报告转向战略信息披露公告。相关文献普遍采用三种文本分析方法：(1)可读性(指标见表2)。文本信息的可读性体现在，限制阅读者正常理解的句子(影响瞬时记忆中对前文单词的回溯)与专业词汇(影响阅读者认知的速率)较少，文本长度、句子数、字符数、句子长度、专业术语等适度[21]。如果披露公告过长且专业术语过多，会给信息使用者带来阅读困扰，难以有效沟通且易造成资源错配。(2)主题性，包括战略合作的类型等。(3)可信性，即战略合作深度或有效性。

本文主要从总字数和平均句子长度两个角度测算2007—2018年上市公司战略合作信息公告文本的信息披露可读性水平。结合中文语言特征，对特定公告信息的可理解性进行测量。学术界运用Flesch指数、Fog指数、Smog指数对英文年报的可读性进行测量。考虑中文词组和句子特征，无法直接采用英文情景下的可读性测量公式，借鉴张秀敏等[34]的研究方法，尝试采用改良后的AR指数，运用计算机爬虫软件计算战略合作信息的可读性。AR指数聚焦平均词长和平均句长，基于自动执行可读性公式计算测量可读性，获取相对简便。一般来说，AR指数越高，理解文本信息越不易，即文本信息的可读性越差。具体计算公式如下：

(1)

表1 战略合作信息披露评分表

表2 战略合作信息披露的可读性指标和计算方法

其中，wdit为上市公司战略合作公告的词语数，numit为上市公司战略合作公告的字数，sentit为上市公司战略合作公告的句子数。

2.战略合作信息披露的“言行一致”指标

从法律关系来看，战略合作协议只是公司之间达成的合作共识，落实与否存在不确定性。需要进一步明确战略合作为深度合作或有效合作，战略合作信息披露的内容是可信、可实施且能带来长期业绩提升的。本文认为，度量战略合作信息披露“言行一致”的关键变量为合作方是否进行了股权投资并向合作公司派驻董事，并在合作公司的管理层占有席位。基于此，采用战略合作方是否参股(Share)并在管理层中占有席位(Dispa)作为测量言行一致(EffStr)的代理变量。通过人工阅读的方法，识别战略合作框架公告中合作方是否有投资入股，是否在合作公司的管理层占有席位，如果入股并占有席位取值为1，否则为0。

3.累计超额收益率

就短期市场反应的测量而言，郑军[35]采用事件研究法，运用市场模型计算市场累计超额收益率(Car)，作为衡量公司重大事件短期市场反应的变量。本文充分借鉴郑军[35]的研究方法，采用如下公式计算上市公司的累计超额收益率：

(2)

该变量的数值越大，说明投资者利用某一信息获得的超额收益越多，信息的价值含量越高。如果非正常回报是由具体事件引起，短窗口指标更加有效[36]。因此，选取恰当的事件窗口非常重要。一般来说，事件窗口过长可能引入更多的噪声，事件窗口过短却可能损失一部分信息含量。Fama[37]研究发现，股价对信息的反应会在一天内迅速完成。本文以公司披露战略合作信息的日期作为事件日，选取(-2，2)时窗作为研究期间，即计算(-2，2)时窗内每个样本公司的Car值。谨慎起见，本文同时计算(0，2)时间窗口期内的Car值，作为替换变量进行稳健性检验①。

4.其他变量

借鉴程新生等[3]、赵璨等[38]文献的方法，本文控制以下影响信息披露的变量，包括公司规模(Size)、杠杆比率(Lev)、资产收益率(Roa)、公司治理水平(Gov)、股权集中度(Central)、第一大股东持股比例(Largest)、独立董事比例(Inde)、审计委员会规模(Ac)和行业(Ind)。其中，公司规模采用总资产的对数，杠杆比率用总负债/总资产的值来度量，股权集中度采用前十大股东股本/总股本的值来衡量。主要变量的定义见表3。

表3 主要变量定义

(三)实证模型设计

为检验战略合作信息披露质量对上市公司短期股价的影响(H1)，构建如下回归方程：

Car=α0+α1Disc+α2Size+α3Lev+α4Central+
α5Largest+α6Inde+α7Ac+α8Inst+∑Ind+ε

(3)

其中，α1为本文关注的重要回归系数，如果该系数显著为正，则H1成立。

为检验战略合作信息披露“言行一致”的影响因素(H2)，构建如下回归方程：

EffStr=β0+β1Disc+β2Disc×Gov+β3Gov+
β4Size+β5Lev+β6Central+β7Largest+β8Inde+
β9Ac+β10Inst+∑Ind+ε

(4)

其中，β1、β2和β3为本文关注的重要回归系数，分别代表了战略合作信息披露质量、公司治理以及两者共同对信息披露“言行一致”的影响。

为检验战略合作信息披露“言行一致”对上市公司短期和长期影响(H3)，构建如下回归方程：

CarRoa=γ0+γ1EffStr+γ2Soe+γ3Size+
γ4Lev+γ5Cental+γ6Largest+γ7Inde+γ8Ac+
γ9Inst+∑Ind+ε

(5)

具体而言，当检验短期市场反应时，被解释变量选取Car；当检验长期业绩影响时，被解释变量选取Roa。γ1为本文关注的重要回归系数。

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表4给出了主要变量的描述性统计结果，不难发现：2007—2018年，上市公司战略合作信息披露质量(Disc)的平均值为7.228，标准差为2.468，最大值为16(满分)，最小值为0，战略合作信息披露可读性指标(AR)的平均值为-7.341，标准差为12.630，最小值为-133.500，最大值为11.250，这说明各公司之间战略合作信息披露的可读性差异较大。就战略合作信息披露次数(Num)而言，最多的上市公司披露了13次，最少的1次，平均2.521次，说明各公司对是否披露战略合作信息具有酌情考量。上市公司的公司治理指数(Gov)的最大值为2.927，最小值为-2.824，平均值为-0.134，说明样本公司的治理水平普遍不高。资产收益率(Roa)的平均值仅为0.019，标准差为0.158，最大值为0.863，最小值为-3.911，这说明上市公司经营业绩的差异同样较大。

表4 主要变量的描述性统计结果

(二)基准实证结果

1.战略合作信息披露质量的“短期”市场反应

表5展示了战略合作信息披露质量影响上市公司公告发布窗口期累计超额收益率的回归结果。列(1)和列(2)结果显示，战略合作信息披露质量(Disc)的回归系数分别为0.165和0.146，分别在1%和5%的水平下显著。这说明，战略合作信息披露质量越高，市场对其越认可，(-2，2)窗口期累计超额收益率越高，H1初步得到了验证。同时，列(3)和列(4)改变了信息发布的窗口期，Disc的回归系数依然在5%的水平下显著，这说明本文的回归结果具有稳健性。

2.战略合作信息披露“言行一致”的影响因素

表6给出了战略合作信息披露质量、公司治理(以及两者的交乘项)影响公告发布“言行一致”的回归结果。列(1)和列(2)是全样本回归结果。

表5 战略合作信息披露质量“短期”市场反应的回归结果

不难发现，战略合作信息披露质量(Disc)的回归系数在1%的水平下显著为正，说明上市公司战略合作信息披露质量越高，信息披露“言行一致”(EffStr)的可能性越大。此外，尽管公司治理(Gov)并不直接显著影响信息披露的“言行一致”性，但能够显著发挥调节作用，即公司治理越完善，战略合作信息披露质量对信息披露的“言行一致”性影响越大。这表明，公司治理水平的提升强化了上市公司与战略合作方的合作深度，对合作信息的准确披露形成了更强的约束力。至此，H2初步得到了验证。

列(3)～列(6)进一步考察了产权异质性的影响。可以看到，在民营企业子样本中，战略合作信息披露质量(Disc)和公司治理(Gov)均不显著影响信息披露的“言行一致”性(EffStr)，只有交乘项在10%的水平下显著为正。而在国有企业子样本中，回归结果基本与全样本结果类似，仅个别系数存在显著性水平上的差异。这进一步表明，H2阐释的逻辑主要体现在国有企业当中。可能的原因在于，国有企业更加追求经营发展的稳定性，也更加看重声誉，其战略合作伙伴相对稳定，合作关系长期且牢固，一旦出现“言行不一致”的信息披露行为，对企业战略发展的负面冲击较大，因此在战略合作信息披露时更加谨慎，信息披露质量与“言行一致”性具有较强的关联，公司治理也能够对战略合作行为的规范性形成更大的约束力量。相反，民营企业的经营行为更加复杂多变，信息披露“言行一致”的内外部约束力均相对不足，需要高质量的信息披露和较强的公司治理水平共同来影响信息披露的准确性。

表6 战略合作信息披露质量、公司治理影响信息披露“言行一致”的回归结果

3.战略合作信息披露“言行一致”的市场反应和经营业绩影响

表7显示了战略合作信息披露“言行一致”对上市公司公告发布窗口期累计超额收益率和企业经营绩效影响的回归结果。列(1)～列(4)是全样本的回归结果。不难发现，战略合作信息披露“言行一致”(EffStr)对(-2，2)窗口期累计超额收益率的影响在5%水平下显著为正，即上市公司披露的战略合作信息能够落地将释放一种积极的信号，公司可能通过深入合作来共享资源、互惠互利，短期内产生了显著的市场反应。同时，战略合作信息披露“言行一致”(EffStr)对上市公司资产收益率(Roa)的影响在10%水平下显著为正，说明上市公司披露的战略合作信息能够落地有助于企业经营业绩的提升。至此，H3初步得到了验证。

表7的列(5)～列(8)是国有企业和民营企业的分样本回归结果。在民营企业样本中，战略合作信息披露“言行一致”(EffStr)对(-2，2)窗口期累计超额收益率的影响在1%水平下显著为正，但对公司资产收益率(Roa)的影响并不显著。这说明，民营企业战略合作信息披露更具有短期效应，有助于提振股价。在国有企业样本中，“言行一致”(EffStr)对累计超额收益率的影响并不显著，但对资产收益率(Roa)的影响在5%水平下显著为正。这说明，国有企业战略合作信息披露更具有长期效应，并不追求短期股价的表现②。

表7 战略合作信息披露“言行一致”的“短期”市场反应及其对经营业绩影响的回归结果

综上所述，在不同产权性质的上市公司中，战略合作信息披露“言行一致”的短期和中长期影响存在明显差异。可能的原因在于，国有企业承载了更多的社会责任和社会期望，积极推进战略合作的外部激励更强，战略合作的规划更庞大。此时，战略合作信息披露“言行一致”将准确地传递出上市公司的中长期规划蓝图，因此与公司中长期业绩关联更加紧密。市场投资者并不会将合作信息视为“新”消息，而仅仅将其视为公司中长期规划的细化，故资本市场短期内并未产生显著反应。相对而言，民营企业更加侧重于追逐商业利润，战略合作的稳定性和复杂性无法和国有企业相比，对公司中长期经营业绩的助力明显不足。然而，一旦战略合作信息披露“言行一致”，将给投资者注入强大的信心，引起投资者对股票的追逐，“短期”内拉动股价上涨。表7的回归结果还进一步表明，尽管全样本上市公司能够满足H3的检验，但在进一步区分产权性质后，分样本上市公司只能局部地满足H3，且两个样本群体之间呈现出明显的差异性。

(三)稳健性检验

本文同时使用可读性指标AR作为战略合作信息披露质量的替代变量，再次进行基准模型(3)的回归，回归结果见表8。不难发现，战略合作信息披露的文本可读性(AR)对不同窗口期累计超额收益率(Car)均具有1%水平下的负向影响。由于AR值越高代表上市公司战略合作信息披露质量越低，因此表8的结果依然表明，信息披露质量越高短期市场反应越好。上述结果说明，本文H1的实证研究结论是稳健、可靠的。

表8 战略合作信息披露可读性“短期”市场反应的稳健性检验

(四)内生性处理

在表7中，针对战略合作信息披露“言行一致”短期市场反应的检验中运用了事件分析法指标Car，不需要再进行内生性处理。但在针对中长期影响的检验中，公司的业绩越好，企业越容易追求稳定和市场口碑，越可能倒逼企业重视信息披露的“言行一致”，因此可能存在由于反向因果导致的内生性问题。基于此，本文采用合作方是否股权投资并派驻董事作为工具变量，进行两阶段最小二乘法估计。该工具变量不再具有反向因果的传导机制，对于上市公司业绩而言是“外生的”，并且只通过影响“言行一致”来影响上市公司的长期业绩，回归结果见表9。不难发现，在全样本和国有企业样本中，战略合作信息披露“言行一致”(EffStr)对上市公司资产收益率(Roa)的影响依然在5%和1%的水平下显著为正，对民营企业的影响依然不显著。同时，在工具变量有效性指标中，F值分别为41.020、21.580、31.680，均能够拒绝弱工具变量的原假设。上述结果充分说明，在控制可能的反向因果影响后，公司“言行一致”依然能够显著提高国有企业和全样本企业的经营业绩，H3的实证结论是可靠的③。

五、研究结论与启示

本文聚焦我国上市公司战略合作信息的披露行为，采用人工评分和文本分析两种方法对信息披露质量进行了测量，以2007—2018年所有发布战略合作协议公告的上市公司作为研究对象，实证考察了战略合作信息披露质量、是否“言行一致”对上市公司股价和长期经营业绩的影响，并从产权性质层面进行了区分，较为全面地审视了上市公司在战略合作方面“言行一致”的经济价值。研究发现：(1)上市公司战略合作信息披露质量的提高，有助于提振短期股价表现。(2)战略合作信息的披露质量越高，战略合作越容易落地，在公司治理水平较高的企业，上述关系更为紧密。(3)战略合作信息披露越趋于“言行一致”，股票价格的短期表现越好，上市公司的长期经营业绩越佳。产权性质对上述规律存在异质性影响，体现在民营企业的短期股价表现更好，国有企业的长期经营业绩表现更佳。

表9 采用工具变量法的内生性检验回归结果

本文的研究证实了上市公司在战略合作信息披露与实际行动之间“言行一致”的重要市场价值。战略合作信息的准确披露有助于利益相关者更加深刻地理解上市公司的战略规划，对企业的经营发展大有裨益。从这个意义上讲，监管部门应当进一步完善证券市场的信息披露规则，加强对相关信息披露的规范审核，提高对发布信息可读性和可信性等方面的要求，加强对热点信息的风险提示，敦促上市公司及时、准确地发布重大战略合作信息，营造透明、有效的市场信息环境，这有助于资本市场的制度完善，特别对注册制改革具有全新启发。需要注意的是，在当前的A股市场，一部分上市公司管理层将战略合作信息披露作为信息操纵工具，干预股票价格，使广大投资者的利益受损。监管部门应当及时发现并制止虚假战略合作信息披露，给予上市公司严厉的惩罚，增加上市公司虚假信息披露的制度成本。同时，要重视公司治理机制的建设，这有助于降低上市公司与投资者之间的信息不对称，及时发现上市公司可能出现的治理瑕疵，通过治理机制强化对上市公司信息披露行为的约束，这有助于引导资本流向真正有价值的公司。本文的研究结论表明，上市公司应敢于向市场披露真实准确的战略合作信息，这不仅有助于利益相关者更深刻地理解上市公司的战略发展规划，还有助于其准确把握战略合作的经济后果等，这本身也与上市公司投资者保护理念相一致。

当然，本文的不足之处在于，相关研究数据还不够精细，未来可以改进变量的度量方法，展开更加深入的研究。

注 释：

①本文选择四个窗口期计算了战略合作信息的市场反应，分别为Car(0,1)、Car(-1,1) 、Car(-2,2)、Car(0,2)，并分别进行了描述性统计，四个窗口期的Car值全部在1%水平下显著异于0。其中，Car(-2，2)在四个窗口期中离差(最大值与最小值的差)最大，Car(0,2)在四个窗口期中标准差最大，离散程度最高。因此，本文选择Car(-2，2)进行基准回归分析，选择Car(0,2)进行稳健性检验。由于篇幅所限，不再具体披露实证表格，留存备索。作者邮箱：caixianjun2012@163.com。

②③为增加研究结论的稳健性，本文还以Roe作为被解释变量进行了类似回归。由于篇幅所限，不再披露回归结果，留存备索。