“互联网+”信息披露与长短期市场反应——投资者关注的视角

卫铭

(山西财经大学 会计学院,山西 太原 030006)

一、引言

进入21世纪以来,信息技术驱动了新一轮科技革命和产业变革。2023年10月,中国共产党第二十次全国代表大会报告提出高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务,其中明确要做大做强做优数字经济,深入推进传统产业数字化转型和数字产业创新发展。在当前新经济形态下,推动企业高质量数字化转型发展被赋予经济增长新动能的角色。企业互联网与产业融合能够提高内部信息效率及运营效率,推动产业升级,促进实体投资[1],最终建立实业与金融协同发展的良性内循环机制,实现经济高质量发展[2]。截至2021年,我国A股非科技型上市公司中,高达90.74%的公司在年度报告中披露了“互联网+”等相关信息,其中55%的公司将信息技术列为未来发展方向(1)来自笔者对2021年上市公司年报文本分析所得数据结果。。“互联网”、“数字化”等关键词成为企业年报中的热门词汇,拥有“互联网+”概念的上市公司更是受到了众多投资者的追捧。然而,企业披露互联网相关信息的背后,也不乏存在故意误导投资者,夸大渲染正面利好信息,进行所谓“市值管理”的行为。2016年发生的安硕信息股份有限公司利用互联网金融概念进行信息操纵,误导市场对其的正常价值判断,遭证监会顶格行政处罚就是一个典型案例[3]。正是由于公司这种无视价值基本面的恶炒行为,造成股票价格的虚高,导致短时间内股票价格的剧烈波动,严重破坏资本市场公平秩序,干扰资本市场功能发挥,损害投资者合法权益。因此,探究企业披露“互联网+”相关信息的市场反应及其作用机制,对进一步规范资本市场秩序,推动资本市场高质量发展具有重要的理论及现实意义。

目前,学者们关于“互联网+”相关信息披露的经济后果研究,形成了两种截然不同的观点。实质性陈述假说认为,企业与“互联网+”融合越深,将会披露有关“互联网+”相关信息越多[4]。企业积极披露“互联网+”相关内容,将会提高企业信息透明度,使得相关管理过程更加透明,减少了管理层信息操纵的空间[5],提升信息披露质量,有利于实现企业可持续性发展[6]。然而策略性炒作假说认为“互联网+”信息披露很可能沦为管理层进行概念炒作的工具[7]。上市公司年报中披露的“互联网+”信息主要为文本信息,与财务数据相比,非结构化的文本信息在表达上更具弹性,如通过操纵文本信息的可读性而隐藏公司的坏消息或放大公司的好消息[8],管理层对于文本信息披露具有较大的裁量权,越容易隐瞒负面消息[9-10]。然而,在以上两种假说的逻辑链条中,投资者关于企业信息披露的信息处理能力成为重要的一环,其决策和行为能力对资本市场的影响不容小觑。若短期内,企业策略性信息披露误导投资者对“互联网+”等利好消息过度正向反应,那么长期内投资者是否可以通过自身的关注和搜索行为甄别公司策略性披露的信息,调整股票市场价值与其内在价值的偏误,表现出与短期不同的负向市场反应呢?这一问题的研究将有助于明晰投资者个人信息处理能力在资本市场中的重要作用,进一步强化市场约束机制,维护资本市场平稳健康发展。

据此,本文基于个人投资者关注视角,研究企业“互联网+”信息披露对短期与长期资本市场的反转反应,明晰其中投资者关注行为的视角转化过程,并从公司披露行为与披露动机两方面探究不同情境因素下的资本市场反应情况。本文试图从以下几个方面有所探索:(1)丰富了关于企业“互联网+”信息披露的经济后果研究。以往大多数文献研究表明企业实施“互联网+”战略具有积极影响,包括竞争战略选择、提高公司业绩[11],促进实体经济转型发展[12],产业结构升级[2]、区域协调发展[13]等宏微观效应。鲜有文献关注企业“互联网+”信息披露行为可能产生的消极影响。本文从短期和长期市场反应入手,发现资本市场关于企业披露互联网信息的前后反转情况,证实了企业策略性信息披露行为,补充了关于“互联网+”信息披露经济后果的相关文献。(2)从投资者关注视角出发,分析投资者长短期的行为转变过程,证明了长期内投资者具有信息解读和甄别能力。以往文献关于“互联网+”经济后果的传导机制大多从企业内部经营战略出发,鲜有学者关注资本市场中投资者发挥的作用,尤其是在长短期内市场反应发生反转背后的内在机理。本文从投资者关注行为出发,揭示了投资者关注对股票市场反应和估值溢价的影响,证实了个人投资者的作用,为解释信息披露长短期市场反应不一致现象提供了新视角。

二、理论分析与研究假设

(一)“互联网+”信息披露的短期效应

近年来,我国政府提出“互联网+”行动计划,强调以互联网为平台,利用现代通信技术,推动实现互联网与传统产业深度融合,以实现实体经济与互联网虚拟经济的“跨界经营”。企业践行“互联网+”战略,不仅是利用互联网技术,更重要的是借助互联网思维,以实现资源优化配置和企业高质量发展。

在实质性陈述假说下,企业有关互联网的信息披露越多,说明企业与互联网融合程度越深。首先,互联网可以优化企业信息环境[14]、降低企业交易成本[6];其次,互联网可以拓展商品交换的地域与空间,直接拉动需求以带动传统产业转型和升级[15];最后,互联网思维具有速度、透明、简单及有趣的特点[16],能够改变传统企业经营理念、提升管理效率[4]。以上三方面将直接或间接提高企业资源配置效率[17],支撑企业价值创造[18]。企业通过披露大量乐观的未来发展前景信息可以引导投资者对于公司投资的态度,具有信息增量的作用[19],能够提升投资者对公司未来发展前景的信心,提高股价。管理层发出的信号客观地传达企业经营状况的信息及数字化转型的未来发展,市场可以根据企业发出的信号准确地判断出企业的价值,有利于提升企业竞争力[20]。尤其“互联网+”作为资本市场的热点,企业往往会通过年报信息披露方式来释放互联网融合的利好信号,在年报中提供了详细的互联网技术融合内容、相关领域的经营情况以及产业发展方向等具体信息,直接向外界传递了企业特质信息,间接向资本市场传递战略动向和资金实力的信号。投资者对于此类信号敏感度较高,对于相关企业产生较高预期,进行价值评估和投资决策,最终获得正向的市场反应。

然而,事实上并非所有企业都会客观地披露其“互联网+”信息。企业信息披露所传递的信号并不一定真实反映企业状况,信号发送者可能通过信息欺诈等行为谋取私利。在策略性炒作假说下,企业可以通过披露更多的“互联网+”信息以引起政府的重视,进而获得相关扶持与补贴的手段,具有强烈的资源获取动机。“互联网+”作为企业适应外部环境,实现高质量发展进行战略转型,具有一定的概括性和指导性,多以文本信息的披露形式出现。相较于财务信息而言,文本信息的表达方式、情感语气、专业用语等均具有不可控性,为企业的语言包装行为提供了足够的余地,更容易夸大关于互联网应用的描述。企业这一策略性信息披露行为,干扰资本市场的价值判断,故意误导投资者做出对其价值有利的判断,导致股价虚高。

数字经济时代加强了企业与上下游之间的关联度,相关业务信息呈爆炸式增长,增加了信息筛选和分析的难度[21],减慢了决策速度,易于错过最佳决策时机[22]。加之我国资本市场以个体投资者为主,相较于专业投资者,信息甄别和获取能力较弱。个体投资者在短期内很难完全消化、分析市场中的大量信息[23],投机倾向严重,更容易受“题材”和“热点”的影响[24],情绪的涨和落直接影响证券价格偏离企业内在价值[25]。尤其面对“包装”后的互联网相关的海量信息,个体投资者短期内无法准确识别信息的客观性和企业信息披露的动机,表现出正向的市场反应。综上,无论公司披露的“互联网+”信息是实质性陈述还是出于策略性炒作目的,在短期内,市场都可能给出正向反馈,基于此,提出如下假设。

H1短期内,企业进行“互联网+”信息披露会引发正向的市场反应。

(二)“互联网+”信息披露的长期效应

根据过度反应理论,在面临高度不确定的情况下,投资者会更关注最近获得的消息,从而引起股价的过度反应;但随着投资者掌握更多与事件有关的特质信息时,股票市场的过度反应将会消失,最后回落于自身内在价值附近。长期来看,股票价格的持续走高需要超额收益和公司良好基本面支撑。理性的投资者会持续不断地比较股票的市场价格和其内在价值的差异,出售被高估的股票,购买被低估的股票,从而保持最优的投资组合。面对短期内股价虚高的股票,理性投资者表现出负向的市场反应。

随着时间的推移,公司的特质信息和内在价值逐渐释放,个体投资者成为更理性的投资主体。一方面,尽管大部分个人投资者还没有具备专业的股票分析能力,但通过持续不断信息搜索行为,掌握了企业更多内部的特质信息,降低信息不对称程度。在这个过程中,个人投资者还可以借鉴采纳分析师的专业分析报告和媒体的有关新闻报道,更客观评估企业未来的投资价值,提高自身的信息甄别能力[26],降低信息使用成本[27],产生积极的“信息效应”;另一方面,随着时间的推移,投资者对“互联网+”热点的关注意愿下降,及时调整投资选择,更注重长期价值投资。对于那些夸大披露“互联网+”信息的企业,其自愿性披露信息与实际行动不对称,投资者意识到手中持有的股票价格虚高,便纷纷抛售手中的股票,对公司股价造成负面冲击,长期内引发负向的市场反应。

因此,个体投资者通过长期的持续性关注行为掌握了目标公司更加全面的信息,提高了信息解读和甄别能力,更容易识别出企业“互联网+”信息的策略性炒作行为。之前短期正向的超额收益会在持续一段时间后逐渐消失,甚至产生负向收益,最终表现为“互联网+”信息披露的短期正向反应在长期内发生反转。基于以上分析,本文提出如下假设。

H2长期内,企业进行“互联网+”信息披露会引发负向的市场反应。

三、实证设计

(一)样本筛选

本文以2013—2019年沪深两市A股上市公司为研究样本,选择该样本区间的理由是:第一,“互联网+”与实体经济深度融合且步入正轨主要发生在2013年以后[28],随着我国“互联网+”战略的推出,越来越多的传统企业开始探索与互联网的融合模式,样本区间从2013年开始更有利于数据的搜集与获取;第二,考虑2020年新冠肺炎疫情不确定的影响及数据可获得性,样本区间截止至2019年。本文参考杨德明和刘泳文(2018)[29]的样本筛选过程,剔除制造业中二类行业为计算机通信和其他电子设备制造业的公司;剔除互联网、计算机、软件等行业的上市公司;剔除创业板中的上市公司;剔除金融类上市公司;剔除主要变量缺失的上市公司。最终得到7 962个研究样本。

涉及“互联网+”信息披露的数据来自上市公司年报资料的收集、整理;涉及其他的公司治理、财务等数据均来自CSMAR和CNRDS数据库。本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。

(二)变量定义

1.“互联网+”信息披露

本文借鉴杨德明和刘泳文(2018)[29]的做法,以移动互联网、互联网时代、互联网思维、互联网+、互联网商业模式、物联网、人工智能、云计算、大数据、电子商务、线上、O2O、B2B、C2C、P2P、B2C、C2B等词汇作为衡量企业“互联网+”的关键词。接着,通过Python语言统计了上市公司年报中是否出现与互联网商业模式有关词汇以及出现的次数,并剔除关键词前含否定含义的内容,最终确定“互联网+”相关词汇出现的次数。

互联网相关关键词汇出现的次数之和加1的自然对数反映企业与互联网融合的程度,设为变量ln_num。

2.市场反应

(1)短期市场反应。借鉴以往研究[30],本文以样本公司在信息披露日前后3个交易日为窗口,计算超额收益率和累积超额收益率。首先,本文采用市场调整模型,对公司相对市场在同窗口内的超额回报进行计算,日超额收益率ARi,t的计算公式见式(1)。

ARi,t=Ri,t-Rm,t

(1)

其中,Ri,t与Rm,t分别代表股票i和市场综合指数在第t日的收益率。个股i在[t1,t2]窗口期的累积超额收益率CARi的计算见式(2)。

CAR[t1,t2]=ΣARi,t

(2)

(2)长期市场反应。本文借鉴韩乾和洪永淼(2014)[31]的做法,选用BHAR衡量长期市场反应。本文以样本公司信息披露日开始持有10个月起,计算股票收益率超过市场组合的收益率,计算方法见式(3)。

(3)

其中,Ri,t表示t月样本公司的股票收益率,E(Ri,t)表示t月样本公司的股票期望收益率。

3.控制变量

对于控制变量的选择,本文参考赵璨等(2020)[7]、程新生等(2020)[32]等文献,最终选取三类控制变量,第一类为公司特征类,包括公司规模(Size)、资本结构(Lev)、现金流量比(Cashflow)、公司成长性(Growth);第二类为公司治理变量,包括董事会独立性(Indep)、两职合一(Dual)、第一大股东持股比例(Top1)、股权制衡度(Balance);第三类控制变量包括月超额换手率(Dturn)、是否四大(Big4),具体变量定义见表1。

表1 变量定义及说明

(三)模型设计

为检验假设1和假设2,本文设计了以下模型。模型(4)表示短期内“互联网+”信息披露的市场反应,若β1显著为正,则假设1成立;模型(5)表示长期内“互联网+”信息披露的市场反应,若β1显著为负,则说明长期内市场反应发生了反转,则假设2成立

CARi,t=β0+β1In_numi,t+Ctrl+Year+IS+ui+ε

(4)

BHARi,t=β0+β1In_numi,t+Ctrl+Year+IS+ui+ε

(5)

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

主要变量描述统计特征见表2。从表2可知,In_num的均值为0.96,50%分位数为0.69,75%分位数1.79,最大值为5.50,说明超半数的公司在年度报告中多次提到关于“互联网+”的相关信息。企业连续披露“互联网+”次数变量CS的最大值为7,说明存在连续7年披露“互联网+”信息的公司;50%分位数为1,说明超过半数以上的样本公司披露“互联网+”相关信息。其他具体变量的描述性统计结果如表2所示。

表2 变量的描述性统计

(二)实证结果分析

表3报告了“互联网+”信息披露对长、短期市场反应的回归结果。列(1)(2)(3)分别对应三个时间段“互联网+”信息披露对股票市场超额累计收益率的影响,回归系数分别为0.003、0.002和0.005,均通过了至少5%的显著性检验,说明短期内市场对“互联网+”信息披露具有正向反应,假设1得以验证。这说明企业在年报中披露“互联网+”等信息短期内得到了投资者的认可,获得了正向的市场反应。

表3 “互联网+”信息披露的市场反应

在表3列(4)展示了互联网信息披露的长期市场反应的回归结果。BHAR10与“互联网+”信息披露程度(In_num)的回归系数为-0.02,在5%水平上显著,说明长期来看,投资者对于企业进行互联网等信息披露并不看好。这可能是由于高管进行“互联网+”相关信息披露时,存在文本操纵行为,随着时间的推移,投资者获取了更多的企业实施“互联网+”的真实信息,信息不对称程度不断降低,高管在互联网融合方面“多言寡行”的披露模式被投资者所甄别,最终选择“用脚投票”,股票价格回归到真实价值附近。

(三)稳健性分析

1.替换变量

(1)改变“互联网+”信息披露的测度方法。为了更加精确地衡量企业关于“互联网+”的战略实施,本文借鉴杨德明和刘泳文(2018)[29]的做法,将企业年报中未来展望部分中相关关键词披露次数(In_numZW)进行替代,对模型(4)和(5)重新进行回归,结果见表4。列(1)-(3)分别对应三个时间段“互联网+”信息披露对股票市场超额累计收益率的影响,回归系数分别为0.003、0.003和0.004,均通过了10%的显著性测试,说明短期内市场对“互联网+”信息披露具有正向反应,假设1得以验证。表4列(4)展示了“互联网+”信息披露的长期市场反应的回归结果。BHAR10与“互联网+”信息披露程度(In_numZW)的回归系数为-0.09,在1%的水平上显著,再次验证了假设2。上述稳健性测试结果均无实质性变化,表明本文的研究结论是稳健的。

表4 稳健性检验——替换“互联网+”信息披露指标

(2)改变长期市场反应的测度方法。为进一步验证指标设定的合理性和排除核心变量可能存在测量误差的影响,本文参照张俊喜等(2006)[33],采用市帐比(BM)反映公司的市场表现。通常认为,市帐比水平越高,公司股票被高估的可能性就越大。具体实证结果请见表5列(1)所示,市帐比(BM)与“互联网+”信息披露程度(In_num)的回归系数为-0.07,且在1%的水平上显著,说明从长期来看,“互联网+”信息披露与基于股价衡量的长期市值呈显著负相关关系,投资者并不认可企业披露的“互联网+”等相关信息。得出了与前文一致的结论,说明本文的结论是稳健的。

表5 长期市场反应的替代指标及DID检验

(3)“互联网+”信息披露从无到有的DID检验。考虑到某些不可观测的因素会同时影响“互联网+”相关信息的披露次数和股票市场反应,“互联网+”关键词披露次数与长期市场反应之间的负相关关系可能由于遗漏变量而产生内生性问题。本文参考赵璨等(2020)[7]的做法,以披露“互联网+”相关信息的变化为外生冲击,比较披露“互联网+”相关信息“从无到有”前后,公司股票长期市场反应的变化,以克服上述内生性问题。检验步骤如下:第一,确定实验组和控制组。具体而言,若企业在样本期间内出现首次“互联网+”信息披露,则将其确定为实验组(Treat=1);若企业在样本期间内从未披露“互联网+”相关信息,则为控制组(Treat=0)。第二,定义披露“互联网+”相关信息当年是否“从无到有”(Postover),Postover=1,上一年度Postover=0。第三,由于不同企业披露“互联网+”相关信息“从无到有”的时间不一样,因此构建连续时间双重差分模型,并在模型中控制企业固定效应和时间固定效应,保留交乘项Treat×Postover。具体模型构建如模型(6)所示

BHARi,t/BMi,t=β0+β1Treati,t×Postoveri,t+Ctrl+Year+IS+ui+ε

(6)

实证结果请见表5列(2)、(3)所示。交乘项Treat×Postover的回归系数均为负,结果通过了5%的显著性测试。回归结果表明,披露“互联网+”相关信息公司股票的长期市场反应具有负面影响,再次验证本文研究假设具有稳健性。

(4)Heckman两阶段法。为了进一步解决本文可能存在的选择性偏差,采用Heckman二阶段模型缓解内生性,通过计算发现逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio)并不显著,说明本文不存在选择性偏差的内生性问题。

(5)验证企业夸大披露正面信息的策略性行为。前文的实证结果支持了“互联网+”信息披露的长短期市场反应的反转情况,但并不能表明反转的情况是由于企业信息操纵行为导致的,尤其是对于互联网等进行夸大披露。为此,本文参考赵璨等(2020)[7]构建模型(7)用以识别企业是否夸大披露“互联网+”信息,模型如下所示

ln_numi,t=β1ln_nummedi,t+Ctrl+Year+IS+μi+ε

(7)

其中,被解释变量为“互联网+”相关信息披露的数量(ln_num)。解释变量包括:年度行业内其他企业“互联网+”信息披露程度的中位数(ln_nummed)以及前文确定的控制变量。本部分采用披露“互联网+”信息的4 256个样本,通过回归模型(7)估算企业“互联网+”信息的正常披露次数,模型中残差(ε)则表示异常披露次数。据此构建企业夸大披露“互联网+”相关信息指标(Over),当残差大于0时,定义为夸大披露样本,Over赋值为1;当残差小于等于0时,定义为非夸大披露样本,Over赋值为0;当企业未披露互联网相关信息时,Over赋值为0。此时,本文已经通过模型(7)识别出夸大披露的上市公司。为探究过度信息披露的市场反应如何,在实证回归中加入Over及交乘项Over×ln_num,结果如表6所示。实证结果表明,不论短期市场反应还是长期市场反应,企业夸大披露“互联网+”信息的行为均损害了投资者利益。

表6 夸大披露“互联网+”信息的长短期市场反应

此外,本文剔除夸大信息披露的样本组(Over=1),将正常披露互联网信息与未披露信息的企业构建一个新样本重新进行回归,如下表7所示。结果表明剔除夸大披露信息的企业后,并未发生短期与长期市场反应的反转行为。这说明企业若如实披露企业的互联网相关信息,不论在短期还是长期内,均能够被投资者所认可,引发显著正向的市场反应。

表7 正常披露“互联网+”信息的长短期市场反应

五、机制检验

近年来,自然人投资者越来越成为我国资本市场的重要力量。据调查,2019年,我国股票市场中半数以上的自然人投资者可以获利(2)数据来源于《2019年度全国股票市场投资者状况调查报告》。,自然人投资者的决策和行为能力对资本市场的影响不容小觑。相较于结构化的财务信息,文本信息具有信息量大、表达方式多元、更易被理解的特点,更容易被自然人投资者接受。此外,自然人投资者进行交易的目的大多是出于盈利要求,极少参与做空套利,往往更关注市场中的正面信息,更偏爱看似具有成长空间的股票进行交易。因此,企业一旦释放积极信号,将吸引投资人的有限关注。然而,由于有限注意力的客观存在,导致投资者对信息出现非匀质化关注。面对存在“信息噪音”的资本市场环境,投资者信息搜索行为及注意力对市场产生了尤为重要的影响。关于我国股票市场中个体投资者是否具有信息获取能力,学者们展开了研究。刘莎莎和孔高文(2017)[34]认为,投资者主动信息搜索行为降低了股票市场的交易行为偏差。冯旭南(2014)[35]研究发现若企业公开信息披露前受到投资者关注越高,那么业绩预告公告的反应将会被提前挖掘,证明了投资者具有信息搜集和解读能力。Drake等(2012)[36]发现当网络搜索量在事件前较高时,股价会在事件前融入更多的信息。类似的,Kaniel等(2012)[37]认为个人投资者具有一定的信息优势,能够在企业发布盈余公告前预测股价表现,具有较强的流动性和预测能力。蔡贵龙等(2022)[38]研究表明,在互联网信息超载时代,投资者与上市公司的交流互动降低了公司权益资本成本,提高了资本市场运行效率。以上研究均证明了投资者信息搜索行为确实会对资本市场产生影响。

互联网作为一种新型商业模式,市场对于此类信息敏感度较高,能较快做出反应,具有引导投资者有限注意力的重要功能[39]。企业通过在年度报告中披露相关词汇,向外界传递“利好”信号,进而获得较好的短期市场反应。然而,高管通过“互联网+”信息披露的文本操纵,具有夸大正面消息的策略性动机。投资者通过较长时期的跟踪关注和网络搜索,降低企业内外部信息不对称程度,甄别高管的策略性披露动机,进而降低对企业估值。本文认为,投资者关注行为在“互联网+”信息披露的短期和长期市场反应中起到了重要中介作用,发挥了信息传递的作用。据此,本文对以上分析进行实证检验。

首先,参考张同辉等(2020)[40],在百度指数的基础上计算超额搜索量(ASVI)作为投资者关注的衡量变量,具体算法请见式(8)。

ASVIi,t=In(SVIi,t)-In[Med(SVIi,t-1,…,SVIi,t-8)]

(8)

其中,ASVIi,t为该公司及股票代码在t周的超额搜索量,SVI为对应的百度指数,数据来源于CNRDS数据库。

其次,本文按照投资者关注度的年度均值分为高、低关注度两组,对模型(4)、模型(5)进行分组回归,实证结果如下表所示。由表8可知,短期内,在低关注组列(1)、列(3)、列(5)中,“互联网+”信息披露与短期累计超额收益率的系数均为正,但并不显著;在高关注组中,列(2)、列(4)、列(6)中,企业“互联网+”信息披露的短期市场反应显著为正,说明受到投资者关注度较高的企业,其进行“互联网+”相关信息披露会获得更高的累计超额收益,证明了投资者关注度在股票市场中发挥的作用。由表9可知,长期内,在低关注组列(1)、列(3)中,“互联网+”信息披露(In_num)与BM和BHAR10的系数均为负,但系数并不显著;在高关注组列(2)、列(4)中,企业“互联网+”信息披露的长期市场反应指标显著为负,且至少在5%水平上显著;相较于低关注组,高关注组中“互联网+”信息披露程度与BM和BHAR10的负相关关系更为显著。实证结果说明,投资者关注进一步加剧了市场对于互联网等信息的负面反应,与前文的分析相符。

表8 投资者关注度与“互联网+”信息披露的短期市场反应

表9 投资者关注度与“互联网+”信息披露的长期市场反应

六、进一步分析

前文的研究假设与机制分析从投资者的角度探究了互联网信息披露的市场反应,但是,同样对“互联网+”信息进行披露,企业披露行为也存在异质性,这也会导致股票市场反应存在差异。因此,本文从信息披露形式与信息披露动机两方面进一步考察“互联网+”信息披露的市场反应。

根据样本数据分析结果,连续4年及以上披露“互联网+”信息的数据共有1 458条,占比超过30%,其中,有267家企业连续6年披露有关互联网的相关信息,说明信息披露强度存在较大差异。企业连续披露年份越长,信息披露的强度越大,向市场与投资者传递的信号越强烈。因此,企业“互联网+”信息披露的连续性有可能影响其股票的市场表现,用企业连续披露“互联网+”信息的年数来作为信息披露形式的替代变量,探究不同披露强度下,企业连续披露信息的行为对长短期资本市场反应的影响。

此外,企业的政治背景不同,信息披露动机也具有异质性。拥有政治关联的企业,信息来源更丰富,政策敏锐度更高,能够及时调整自身投资行为迎合国家战略方向。凭借政治关系,获得政府优惠的政策补助,具有较强的资源获取动机;此外,加之政治背景可能对企业违规行为产生“庇护效应”[41]。因此,相较于没有政治关联的企业来说,拥有政治关联的企业更可能凭借政治身份优势,通过夸大披露互联网相关信息完成相关的政策号召或获取更多的政策补助,具有强烈的策略性信息披露动机。本文探究不同策略性信息披露动机下,互联网信息披露的长短期资本市场反应。

(一)“互联网+”信息披露强度的异质性分析

为探究企业连续披露信息的行为对长短期资本市场反应的影响,本文将企业“互联网+”信息连续披露的年数(CS)作为衡量“互联网+”信息披露强度的代理变量,并构建模型(9)—(10)进行实证回归

CARi,t=β0+β1In_numi,t+β2CSi,t+β3ln_numi,t×CSi,t+Ctrl+Year+IS+ui+ε

(9)

BHARi,t=β0+β1In_numi,t+β2CSi,t+β3In_numi,t×CSi,t+Ctrl+Year+IS+ui+ε

(10)

实证结果请见表10,由列(1)-(3)可知,In_num×CS的系数为-0.001,在10%水平下显著,且In_num与CAR(-1,1)、CAR(-2,2)、CAR(-3,3)的回归系数均显著为正,说明企业连续数年披露“互联网+”信息的行为削弱了企业“互联网+”信息披露带来的积极市场反应,企业连续进行信息披露并没有获得市场投资者的认可。这可能与“首次披露效应”有关。对于投资者而言,企业首次披露信息,意味着企业进行了“质”的转变,不仅是相关意识的提升,更是企业实际行动的表现[42]。因此,投资者更关注企业首次披露的行为,而不甚在意之后连续披露的企业。在列(4)(5)中,In_num×CS的系数分别为-0.01和-0.04,且均通过了5%的显著性测试。这一结果表明,长期来看,企业连续数年披露“互联网+”信息的行为加剧了企业“互联网+”信息披露带来负向的市场反应。这可能是由于外部投资者对于企业连续数年进行“互联网+”信息披露的公司寄予了更高的期望。若企业经营绩效和战略实施绩效未达到投资者的心理预期,则可能抛售股票最终导致负向的市场反应。

表10 披露强度对“互联网+”信息披露短期与长期市场反应的影响

(二)“互联网+”信息披露动机的异质性分析

为探究企业策略性信息披露动机不同程度下的资本市场反应,使用企业是否拥有政治关联(PC)判别企业策略性信息披露动机的强弱。具体参考罗喜英和刘伟(2019)[41]的做法,若企业董事长或总经理现任或曾任的政府官员,则PC赋值为1,否则为0。并类似的将PC及交乘项In_num×PC放入模型中,实证结果请见表11。由列(1)—(3)可知,In_num×PC的系数并不显著,说明在短期内投资者并未识别出企业策略性的披露动机。然而在列(4)中,In_num×PC与长期市场反应BHAR10的系数显著为负,说明长期来看,具有强烈策略性披露动机的企业得到了更加消极的资本市场反应。这一结论表明,投资者可以通过持续性的关注行为提高自身的信息甄别能力,识别企业披露“互联网+”信息背后的策略性动机,做出消极反应。

表11 披露动机对“互联网+”信息披露短期与长期市场反应的影响

七、研究结论与对策建议

(一)研究结论

本文以我国沪深两市A股上市公司为研究对象,以样本公司2013—2019年的相关数据为基础进行了实证研究。结果表明:第一,短期内企业进行“互联网+”信息披露会引发正向的市场反应;长期内,企业进行“互联网+”信息披露会引发负向的市场反应。第二,投资者短期内更加关注披露“互联网+”信息的公司,长期内投资者可以通过自身搜索行为甄别披露动机,表现出负向市场反应。第三,从披露形式来看,企业连续数年披露“互联网+”信息弱化了短期正向和长期负向的市场反应。从披露动机来看,具有强烈策略性披露动机的企业在长期资本市场反应中引发了更消极的市场反应,但在短期市场反应中并不显著。

本文研究结论表明,投资者在对企业披露的热点话题短期表现为过度关注,但是长期内能够通过自身的信息搜索等行为进行持续性跟踪,对企业进行理性估值。一方面,这一结论证实了我国个体投资者具备信息搜索能力以及信息处理能力。虽然个体投资者在短期内仍表现出追逐热点话题的行为,但是经过其持续性关注后,最终能够基于企业基本价值做出估值溢价调整;另一方面,在一定程度上这也说明了我国上市公司的非财务信息披露存在炒作、操纵行为,通过夸大虚报正面消息,对投资者产生了误导作用,扰乱了市场基于企业真实营业状况进行的正确价值判断。

(二)对策建议

根据以上研究结论,本文提出以下对策建议。

第一,对于上市公司而言,应重视文本信息披露的真实性,尤其是“互联网+”等热点话题的信息披露真实性、可靠性。一方面,上市公司应优化管理层的信息披露职能,注重文本信息披露。企业高管要重视年度报告的披露质量,积极披露公司有关未来战略发展的利好信息,向市场信息使用者释放利好信号,从而减少市场信息不对称性,让投资者可以更好地了解公司运营与财务状况;另一方面,上市公司还要通过责任追溯等手段,加强信息披露流程的制度化、规范化,对管理层近期和以前不负责任的信息披露行为进行处罚,强化管理层责任意识。上市公司通过完善公司内部控制约束机制,加强内部监管,及时察觉管理层信息操纵行为并予以解决,避免利用“凸显效应”放大正面消息而误导投资者。

第二,引导投资者重视上市公司年报文本增量信息的价值,提升投资者信息处理和理解能力以及信息综合分析能力。我国目前仍处于资本市场发展阶段,制度建设尚不健全,且多以非专业投资者为主,对于企业特质信息的解读能力较差。因而,不能完全吸纳企业对外披露的信息增量。一方面,投资者应重视上市企业年报文本增量信息的价值,基于对不同类型信息的分析解读,进行更加合理、更加科学的投资选择。对那些在年度报告中有过多正面消息的公司,切勿盲目跟风,被经修饰夸大正面消息所误导,从多维度评估企业的信息披露质量;另一方面,投资者可以通过持续性地关注搜索行为,提升自己的信息处理和理解能力,加强企业机会主义的策略性信息披露行为的识别能力,以防被误导造成个人权益受损。作为信息使用者,面对形形色色的信息噪音,投资者通过持续性的信息搜集提高信息处理能力,保持理性判断是以不变应万变的根本解决办法。

第三,外部监管主体应该加强对信息披露的监管和鉴别。一方面,监管机构应该继续加强对上市公司信息披露质量的监督管理,引导企业在满足基本信息披露要求的情况下,进一步加强自身信息披露质量。通过积极鼓励企业通过多种手段、多种载体、多种渠道对外披露包含自身特质的高质量信息,努力营造良好的信息披露环境,从而提高市场整体信息透明度,有效保护投资者利益。长久如此,最终在企业信息披露主体与资本市场信息使用者之间形成逻辑闭环,双方相互促进,互利互惠,提高了信息传递效率,共同助力资本市场高质量发展;另一方面,监管部门应进一步完善信息披露规范。应对信息披露制度体系,尤其是对文字信息的披露制度作出明确的规定,对违法和虚假信息的公开予以严厉的处罚。目前,监管主体只针对信息披露不充分或存在披露违规行为进行监督和管理。公司不能仅仅达到符合披露规定的最低标准,而要丰富信息披露各方面的增量。监管机构要建立一种更为规范的信息披露制度,加大信息披露不合规的惩罚力度,增加企业策略性信息披露的惩戒成本,最大程度降低因信息操纵行为损害投资者利益的可能性。严抓关于热点话题的策略性信息披露行为,谨防企业借“伪市值管理”牟取非法利益的行为;严惩恶意炒作、公开发布具有误导性信息的行为,维护资本市场正常的价值判断,持续净化市场生态,为资本市场高质量发展提供坚强法治保障。