高管背景特征、产品市场竞争与智力资本信息披露

课题组

摘 要：以沪深两市高科技上市公司为样本，依据高层梯队理论，实证考察高管背景特征与公司智力资本信息披露行为间的相关性以及产品市场竞争对这一关系的调节效应。结果表明：高管年龄与智力资本信息披露水平显著负相关，而高管学历、任职时间与智力资本信息披露显著正相关；产品市场竞争不仅直接对智力资本信息披露行为产生显著的负面影响，而且强化了高管年龄与智力资本信息披露间的负相关程度，弱化了高管学历、任职时间与智力资本信息披露间的正相关程度。

关键词： 高管背景特征；产品市场竞争；智力资本信息披露；高层梯队理论

中图分类号：F275 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2018）05-0080-08

一、引 言

在知识经济时代，智力资本价值创造贡献的不断提高引起了各类资本市场参与者对企业智力资本信息的广泛关注。然而，由于智力资本缺乏一致认可的公允价值度量方法，智力资本要素信息大多未能进入各国企业强制性信息披露范畴，即披露哪些智力资本信息以及如何披露在很大程度上由企业的管理层自行裁定。尽管新近的文献对股权集中度[1]、董事会规模[2]、独立董事比例[3]与智力资本信息披露间的关系进行了初步探讨，但这些研究仍主要基于代理理论，考察公司治理机制对管理者的约束效应，却很少从管理者自身背景特征出发，研究管理者对智力资本信息披露策略的选择偏好及其异质性。高层梯队理论认为，决策者是有限理性的，他们的背景特征可能影响其信念、价值观、认知能力等心理特征因素，进而影响个人行为偏好以及其领导的企业的一系列战略决策[4]。那么，高管背景特征与智力资本信息披露间存在怎样的关系呢？目前尚未有文献研究过高管背景特征对智力资本信息披露的影响，仅有相关领域的研究检验了高管背景特征与社会责任信息披露、环境信息披露间的相关性，但也尚未达成一致的结论。如在年龄特征方面，Said 等（2013）[5]、Handajani等（2014）[6]、毕茜等（2012）[7]发现年长的管理者倾向于提高社会责任信息或环境信息的披露水平，而Lewis等（2014）[8]、王士红（2016）[9]并未找到高管年龄与社会责任信息披露、环境信息披露间显著相关的证据。在性别特征方面，虽然Ibrahim等（2016）[10]、黄荷暑等（2015）[11]的研究表明高管团隊的女性比例对社会责任信息披露存在正向的影响，但Muttakin等（2015）[12]、张国清等（2016）[13]也找到了女性高管比例与社会责任信息披露、环境信息披露负相关的证据。在受教育程度方面，Lewis等（2014）认为高管学历与环境信息披露显著正相关[8]，王士红（2016）则认为高管学历与社会责任信息披露无显著关系[9]。

事实上，与社会责任信息披露、环境信息披露相比，智力资本信息披露与管理者的认知能力、风险偏好等心理特征因素间的联系可能更加密切。国内外相关监管部门在社会责任与环境信息方面制定了较为全面的报告指引或制度，如全球报告倡议组织出版的G3标准、深交所的《上市公司社会责任指引》等。这些都为企业披露相关信息提供了参照规范。然而，目前除了欧盟、日本等发达经济体颁布了智力资本报告指南外，包括我国在内的大多数国家或地区尚未就智力资本信息披露进行明确、系统的政策指引。在缺乏规范指导的条件下，由于智力资本要素庞多、不易识别，管理者需要依靠自身的信息处理能力决定应该披露哪些智力资本信息以及披露方式。同时，如果出现信息披露的错误，还存在被监管部门问责的可能。显然，智力资本信息的披露还需要管理者具备敢于承担风险的意识。这些都是管理者在多年的生活、学习与工作中逐渐历练而成的。因此，管理者的年龄、受教育水平与任职年限等人口学背景特征在智力资本信息披露过程中扮演着重要角色。此外，企业披露的智力资本信息可能被竞争对手利用，进而引致对手更具有针对性的竞争对策，恶化企业的竞争环境。尤其对原本已处于竞争程度较高的市场中的企业而言，更为激烈的竞争格局，可能使其亏损。这意味着，产品市场竞争的程度可能会影响管理者对智力资本信息披露的看法，进而影响企业的智力资本信息披露水平。所以，在研究管理者背景特征对智力资本信息披露的影响时，如果忽略了产品市场的竞争环境，就可能难以得出有效的研究结论。

基于上述分析，本文以2011—2013年间我国A股高科技行业上市公司为样本，实证考察高管人口学背景特征与智力资本信息披露间的关系以及这种关系在不同的产品市场竞争环境中的异质性。

二、研究假设

对管理者而言，选择披露哪些智力资本信息以及怎样披露是对其认知能力、创新与风险承担意识的考验。首先，管理者需要具备较强的信息处理能力，这样才能掌握企业各类智力资本的存量与变化。其次，目前关于量化智力资本的理论研究还处于探索阶段。管理者需要去摸索、归纳与企业相适应的智力资本信息披露方法。这要求管理者拥有较强的学习能力与创新思维。其三，由于智力资本信息的披露尚无统一标准，在实际披露时存在“犯错”的概率。在日趋严格的上市公司信息披露监管规则下，信息披露的不准确可能引发监管部门的问责[14]，进而影响管理者的收入与声誉。因此，探索合适的智力资本信息披露方式，要求管理者具有一定的风险承担意识。综上，管理者的认知能力与风险承担意识越强，越倾向披露较多的智力资本信息。

依据高层梯队理论，管理者的人口学背景特征在很大程度上影响其认知、信念、风险偏好与价值观[15，16]，进而影响企业的智力资本信息披露决策。在年龄特征方面，年长的管理者在精力与认知能力方面都较年轻时有所下降，而且出于以往累积的职业声誉的考虑，倾向于采取保守的经营决策[17]。在性别方面，女性高管具有风险厌恶的性格特质，倾向于选择较低的财务杠杆[18]、稳健的会计报告[19]。在学历方面，学历越高，知识累积越多，适应新环境、进行创新变革的能力越强[20，21]。在任职时间方面，管理者的任期越长，对企业的运营环境越熟悉[16，22]，越能系统地了解企业拥有的各类智力资本要素。综上所述，平均年龄较大、女性比例较高、低学历与任职时间短的高管层，其认知水平相对较低或偏好于风险规避，倾向于披露相对较少的智力资本信息。相反地，年轻、男性比例较高、高学历与任职时间长的高管层，倾向于披露较多的智力资本信息。于是，提出如下假设：

H1a：高管年龄与智力资本信息披露水平负相关。

H1b：女性高管比例与智力资本信息披露水平负相关。

H1c：高管学历与智力资本信息披露水平正相关。

H1d：高管任职时间与智力资本信息披露水平正相关。

专有成本理论认为，公司公开披露的特定信息可能被竞争对手利用，进而对披露公司的竞争地位与优势产生负面影响[23]。信息披露产生的专有性成本越高，企业越缺乏向市场输出相关信息的动力[24]。尽管智力资本具有难以模仿与替代的特征，但模仿的难易程度只是时间上的相对概念[25]。随着时间的推移，竞争对手可以根据企业披露的智力资本信息，开发出具有相似或替代功能的生产要素，进而对披露企业的既有优势产生冲击。在激烈的产品市场竞争环境中，大部分企业的盈利空间有限，会促使企业更积极地进行智力资本开发与管理，试图凭借优质资源获取超额回报。因此，企业会积极关注竞争对手的智力资本的运营动态。一旦获悉竞争对手特定智力资本要素的具体信息，便可以采取针对性的竞争策略。显然，在越是激烈的产品市场竞争格局中，对外披露智力资本信息越会招致竞争对手的关注，提高对手的应对能力，增加智力资本信息披露的专有性成本。因此，产品市场竞争程度越高，企业越倾向于披露较少的智力资本信息。

从管理者角度看，在激烈的产品市场竞争中，智力资本信息披露的专有性成本会对企业的盈利空间产生负面影响。不论是具备何种人口学背景特征的高管，巨大的竞争压力会加剧其对自身利益与职业发展的担忧，进而强化了高管的风险规避心理。因此，产品市场竞争程度越高，高管的风险承担意识越薄弱，使他们倾向于披露相对较少的智力资本信息。于是，提出如下假设：

H2：产品市场竞争程度与智力资本信息披露水平负相关。

H2a：高管年龄与智力资本信息披露水平间的负相关关系随产品市场竞争程度的提高而增强。

H2b：女性高管比例与智力资本信息披露水平间的负相关关系随产品市场竞争程度的提高而增强。

H2c：高管学历与智力资本信息披露水平间的正相关关系随产品市场竞争程度的提高而减弱。

H2d：高管任职时间与智力资本信息披露水平间的正相关关系随产品市场竞争程度的提高而减弱。

三、实证设计

（一）样本筛选与数据来源

本文以2011—2013年我国A股高科技行业上市公司为研究对象。参照傅传锐等（2018）的研究[26]，选取电子、机械、设备、仪表、医药、生物制品与信息技术业为高科技行业。从上述样本公司的年报中提取了相应的智力资本信息，并构建了智力资本信息披露指数，高管特征数据取自CSMAR、RESSET数据库，其中缺失的高管特征数据通过查阅公司各年年报进行补充。其他计算过程中所需的财务数据、公司特征数据取自CSMAR数据库。在剔除了数据缺失的样本后，本文最终的样本包括2800个公司/年度观察值。

（二）变量定义

1. 智力资本自愿信息披露指数。我们组织14位研究生与40位本科生逐份阅读样本公司年报，并以句子、图表为分析单元，对其中涉及智力资本的披露内容予以打分。考虑到我国高科技企业智力资本信息披露的实际情况，我们按照是否属于强制性披露内容、属于人力资本还是结构资本信息，将年报中的智力资本具体信息交叉划分为四大类（见表1）[26]。信息编码过程中，当年报以图表、货币型数字、非货币型数字纯文字或形式披露特定的智力资本信息项目时，对应项目的披露得分分别计为4、3、2、1分；当年报中未出现任何与特定智力资本信息项目相关的表述内容时，披露得分计为0分。对于年报中多次披露的智力资本信息项目，取其最高披露得分。

在编码基础上，我们计算了智力资本自愿信息披露指数（ICDI），公式如下：

式（1）中，di为各智力资本自愿信息披露项目的实际披露得分，其中：属于人力资本、结构资本自愿信息披露的项目分别为7、25个，因此，总计32个智力资本自愿信息披露项目。

2. 高管背景特征。包括高管层的年龄（Age，取所有高管成员的平均年龄的自然对数）、学历（Edu，取所有高管成员学历得分的平均值，其中：中专及以下学历取值为 1，大专学历为 2，本科为 3，硕士为4，博士及以上学历为5）、性别比例（Gender，女性高管人数占全部高管总人数的比例）与任职时间（Tenure，所有高管成员的任职年数的平均值）。

3. 产品市场竞争。使用勒纳指数（PCM）作為产品市场竞争变量。同时，为增强结果的可靠性，我们在稳健性检验中进一步使用加权勒纳指数（EPCM）、勒纳指数排名（RPCM）度量竞争程度[27]。其中，PCM=（主营业务收入—主营业务成本—销售费用—管理费用）/主营业务收入；EPCM=PCM—同一行业内所有企业的PCM均值；在计算RPCM时，我们对当年同一行业内的所有企业的PCM值从小到大进行排序并十等分，同时对各组内企业的RPCM分别赋值1—10。显然，勒纳指数（PCM）、加权勒纳指数（EPCM）与勒纳指数排名（RPCM）值越高，说明企业在其所处行业内的竞争力越强，面临的市场竞争程度越低。

4. 控制变量。（1）公司规模（Size）：年末总资产自然对数；（2）资产负债率（Lev）：年末负债与总资产比；（3）盈利能力（ROA）：净利润与期初期末总资产账面均值的比值；（4）CEO和董事长任职状态（Duality）：若由不同人分别担任这两项职务，取值为1，否则为0；（5）外部审计师类型（Auditor）：当公司审计师属于四大会计师事务所时，取值1，否则为0；（6）是否ST类公司（ST）：当年为ST或*ST时，取值1，否则为0；（7）实际控制人产权性质（State）：实际控制人为国有性质时，取值1，否则为0；（8）股权集中度（CR）：第一大股东持股占总股数的比例；（9）股权制衡度（DR）：第二至第五大股东持股数之和与第一大股东持股数的比值；（10）上市时间（List）：当年末距上市日的年数；（11）地区市场化进程（Mrk）：各公司注册地所在省份、自治区或直辖市的市场化水平总指数；（12）行业、年份虚拟变量。

（三）模型设定

为检验假设H1a、H1b、H1c、H1d、H2，我们构建了如下回归模型1：

模型1中，Control为控制变量。根据假设H1a、H1b、H1c、H1d与H2，我们预期，在全样本下β1、β2估计值显著为负，而β3、β4、β5估计值显著为正。为检验假设H2a—H2d，以变量PCM的中位数为分组指标，将所有样本划分为处于高度竞争环境的样本（PCM<中位数）与处于低度竞争环境的样本（PCM≥中位数），分组进行下述模型2的估计：

模型2中的變量含义同模型1。根据假设H2a、H2b、H2c、H2d，我们预期，在高竞争组中的β1、β2的绝对值要大于低竞争组中的对应绝对值，而在低竞争组中的β3、β4要大于高竞争组中的对应估计值。

四、回归结果

（一）全样本回归

表2报告了全样本下模型1的回归结果。表2中第（1）列显示，高管年龄（Age）的估计系数在1%水平上显著为负，说明高管年龄越大，越倾向于披露较少的智力资本信息，假设H1a得到验证。第（2）列显示，女性高管比例（Gender）的估计系数虽然为正，但是不具有统计显著性，因此，无法验证假设H1b。第（3）列显示，高管学历（Edu）的估计系数在1%水平上显著为正。这说明高管的受教育程度越高，越愿意披露较多的智力资本信息，假设H1c得到验证。第（4）列显示，高管任职时间（Tenure）的系数在5%水平上显著为正，表明高管任职时间越长，智力资本信息的披露水平越高，因而假设H1d得到验证。第（5）列显示，PCM的估计系数在1%水平上显著为正，表明产品市场竞争越激烈，企业披露智力资本信息的意愿越低。因此，假设H2得到验证。第（6）列是将所有高管背景特征变量与产品市场竞争变量都放入同一个模型回归的结果，各解释变量对智力资本自愿信息披露的影响的方向和显著性与前面回归基本一致，即假设H1a、H1c、H1d和H2得到证实，而假设H1b未获支持。

（二）分样本回归

表3报告了按产品市场竞争程度高低分组后的模型2估计结果。表3显示，对于高管年龄（Age）变量，虽然其在所有回归中的估计系数都显著为负（第（1）（5）（6）（10）列），但第（1）（5）列的系数绝对值要明显大于第（6）（10）列的系数绝对值。这表明，随着产品市场竞争程度的提高，高管年龄与智力资本信息披露间的关系变得更加明显。因此，假设H2a得到验证。从女性高管比例（Gender）来看，所有回归中的估计系数都不具备统计显著性（第（2）（5）（7）（10）列），显然，不管企业置身于何种程度的产品市场竞争环境，女性高管都未能对智力资本信息披露施以明确的影响。因此，假设H2b未获证实。从高管学历（Edu）来看，尽管所有回归中的估计系数都为正，然而第（3）（5）列中的系数值明显小于第（8）（10）列的系数值。这意味着，与低竞争环境相比，高竞争环境中的高管受教育程度对智力资本信息披露的正向影响明显被削弱了。因此，假设H2c得到验证。高管任职时间（Tenure）变量的估计结果与学历（Edu）类似，虽然在（4）（5）（9）与（10）列中的估计系数都为正，但第（9）（10）列的系数值分别大于第（4）（5）列的系数值，且第（9）（10）列系数值均在1%水平上高度显著，而第（5）列系数值仅在5%水平上显著，第（4）列系数值甚至不显著。显然，高管任职时间（Tenure）与智力资本信息披露间的正相关关系随产品市场竞争程度的提高而减弱。因此，假设H2d获得证实。

（三）回归结果的进一步理论解释

为何女性高管未如预期那样降低企业的智力资本信息披露水平呢？我们认为，虽然女性高管厌恶风险，但相较于男性，女性往往更关心他人与周边的事物，能改善企业与员工、客户、政府等利益相关者间的关系，为企业增添有益的关系资本[11]。不仅如此，女性加入高管团队，使董事会能考虑更多元化的观点，增加董事会的创新决策[28]，帮助企业创造技术型智力资产。因此，女性比例高的高管团队能为企业带来更多有价值的智力资本。一方面，企业拥有越多的智力资本，越倾向于披露较多的智力资本信息；另一方面，女性高管也希望通过较多的智力资本信息披露以扭转社会对其保守主义者的传统看法。显然，这些因素在相当程度上抵消了女性风险厌恶特质对智力资本信息披露的负向影响，最终使女性高管比例与智力资本信息披露间的关系不显著。

（四）稳健性检验

我们从三个方面进行稳健性检验。首先，替换智力资本自愿信息披露指数。具体包括两种替换方法：使用全部智力资本信息披露项目（包括强制性要求披露的项目与自愿披露的项目）计算信息披露指数（Total_ICDI）；使用“0～1”计分法重新度量智力资本自愿信息披露指数（Dichotomous_ICDI）。其次，使用加权勒纳指数（EPCM）、勒纳指数排名（RPCM）衡量产品市场竞争程度。其三，剔除ST、*ST公司样本。重新得到的回归结果（见表4、表5与表6）与前文的研究结论基本一致。

五、结论与启示

现有文献鲜有关注管理者本身所具有的特质对智力资本信息披露的影响。本文以2011—2013年间我国A股高科技上市公司为样本，实证检验了高管人口学背景特征与智力资本信息披露间的相关性以及产品市场竞争对这一关系的调节效应。研究发现：（1）高管年龄与智力资本信息披露水平显著负相关，高管学历、任职时间与智力资本信息披露水平显著正相关，而高管性别特征对智力资本信息披露的影响不显著。（2）产品市场竞争不仅不利于智力资本信息披露行为的产生，而且对高管背景特征与智力资本信息披露间的关系存在负向调节作用，即强化了高管年龄与智力资本信息披露间的负相关程度，弱化了高管学历、任职时间与智力资本信息披露间的正相关程度。

本文的研究结果具有一定的现实意义。首先，企业应注重选聘具有较高认知水平、较强风险承担意识的高管成员，增强高管团队对智力资本信息披露的相关理念的理解与接受能力。其次，企业应避免频繁更换高管，适度延长高管的任期，使其熟悉企业智力资本的运作，以便更好地披露企业的智力资本信息。第三，企业与社会外界应逐步改变将女性高管视为风险厌恶者的传统看法，可以尝试性地提拔女性管理者，让其积极参与董事会关于智力资本信息披露的政策制定，帮助维护企业与各类利益相关者的关系。最后，政府部门应当出台相关政策以营造适度竞争的市场环境，避免过度竞争对智力资本信息披露造成的消极影响。

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（责任编辑：林 溪）