网络平台互动、产品市场竞争与信息披露质量

王英允 杨朝 高敬忠

【摘要】以2010 ～ 2018年我国深交所A股上市公司为样本， 实证检验上市公司与投资者利用“互动易”这一交易所网络互动平台进行互动对上市公司信息披露质量的提升作用。 研究表明： 上市公司与投资者通过“互动易”平台进行的互动程度提高有助于信息披露质量提升; 网络平台互动对信息披露质量的提升作用会受到产品市场竞争程度的影响， 当产品市场竞争较强的时候提升作用较显著。 在经过内生性处理和替换变量度量方法等一系列稳健性检验后， 以上结论依然成立。 研究从信息披露质量的角度丰富了对深交所“互动易”平台治理功能的研究， 并为深交所探索市场化监管转型与监管创新路径提供了思路。

【关键词】网络平台互动;信息披露质量;产品市场竞争;“互动易”平台

【中图分类号】F270      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）17-0076-10

一、引言

党的十九届四中全会强调“推进国家治理体系和治理能力现代化”的重大意义， “使市场在资源配置中起决定性作用”则进一步为我国治理体系的市场化改革指明了方向。 监管机构一直致力于促进监管方式由行政主导向市场主导转型， 证监会也通过放松管制、强化交易所的一线监管作用为市场化监管改革创造条件。 近年来， 诸如网络论坛、微博等社交媒体的发展极大地改变了资本市场参与主体的信息发布与沟通方式， 同时也为监管机构创新监管方式提供了良好的机遇。 深圳证券交易所（以下简称“深交所”）在2010年就推出了“互动易”网络社交媒体互动平台， 主要用于上市公司发布信息以及与投资者进行互动。 这一网络社交媒体互动平台， 不仅能够帮助上市公司和投资者实现“零距离”接触， 也为监管机构创新市场化监管方式找到了“落脚点”。 在推出网络互动平台后， 交易所监管人员的工作重点转向了“事后监管”。 平台上投资者与上市公司的互动信息， 有助于监管人员及时了解投资者关注热点、上市公司反应等信息， 便于提高监管反应速度和有效性， 但以上监管预期效果能否有效实现有待实践检验。

自我国资本市场建立以来， 信息披露一直是证券监管机构关注的核心问题。 近年来， 我国证券市场股票发行制度也逐步由核准制向注册制改革， 特别地， 随着上交所科创板注册制的试点运行， 信息披露也逐渐成为资本市场监管的核心。 市场参与主体在信息披露中的博弈关系也将发生变化： 在行政主导的监管模式下， 上市公司信息披露主要取决于监管机构的要求， 违规披露成本也主要来自于监管机构的处罚， 因此， 信息披露监管更多表现为监管机构主导， 信息披露也更多表现为上市公司与监管机构的博弈; 而市场主导的监管模式下， 上市公司将更多考虑投资者对信息的需求， 违规披露成本除监管机构处罚外， 还包括投资者诉讼索赔， 投资者与上市公司的博弈关系也将在信息披露中占据主导地位， 投资者对信息的直接需求以及与上市公司的直接博弈关系将使投资者在监管体系中扮演重要角色。 同时， 在注册制及市场化改革背景下， 一方面， 上市公司需要通过强化信息披露维护投资者关系与公司价值; 另一方面， 信息披露的外部性将使上市公司面临高成本， 特别地， 在产品市场高度竞争的环境下， 这一成本将更高。 如何提升上市公司的信息披露质量， 特别对于高度市场化竞争的公司， 将最终影响企业的竞争地位与资本市场资源配置的有效性。

在上述背景下， 本文以2010 ～ 2018年我国深交所A股上市公司为样本， 研究上市公司和投资者通过深交所“互动易”平台进行互动对信息披露质量的提升作用， 进而检验深交所“互动易”平台作为辅助监管方式的效果。 研究结果显示： 上市公司和投资者通过“互动易”平台进行互动程度的提高有利于上市公司信息披露质量提升; 同时， “互动易”平台互动对信息披露质量的这一提升作用在高产品市场竞争公司中更显著。 以上结果在经过内生性处理和稳健性检验后也同样成立。

本文可能的贡献体现在以下方面： （1）丰富了我国资本市场辅助性监管方式创新的研究。 现有研究探讨了交易所互动平台对促进信息传播及降低信息不对称的作用[1-3] ， 但对其作为辅助监管方式的效果缺乏相关研究。 本研究探讨了深交所“互动易”平台的辅助监管作用， 为“互动易”平台在辅助监管实践中的效果提供了证据支持。 （2）丰富了信息披露质量治理路径的研究。 现有研究从多个维度探讨了对上市公司信息披露质量的治理路径， 但是有关交易所对信息披露监管作用的研究相对较少。 本文探讨了上市公司与投资者通过深交所“互动易”平台互动对上市公司信息披露的治理作用， 拓展了信息披露质量治理路径， 为创新信息披露治理方式提供了经验证据。 （3）为监管机构优化和丰富交易所对信息披露的辅助监管方式提供了经验证据。

二、文献综述与理论假设

（一）文献综述

信息披露的治理问题一直以来都是资本市场关注的热点， 现有文献从多个角度研究了信息披露的治理路径， 主要可分为以下几个方面： 首先， 公司治理结构是改进信息披露的重要路径之一， 如股权结构[4] 、股权制衡[5] 、独立董事[6]  、审计委员会设定[7] 、管理层特质[8] 、管理层任职[9] 以及公司治理和内部控制水平[10] ， 都会对上市公司信息披露发挥治理作用。 其次， 作为重要的外部治理机制， 机构投资者持股有利于提高信息披露质量[11] 。 证券分析师同样具有监督治理效应[12] ， 能够降低公司的代理成本， 缓解代理问题[13] ， 抑制公司的盈余管理行为[14] ， 进而提高信息披露质量[15] ， 这种作用对于明星分析师更为显著[16] 。 媒体报道同样发挥了外部治理作用， 促进了上市公司信息披露质量的提高[17] 。 最后， 宏觀制度环境也会对信息披露质量产生影响， 例如法治水平的提高能够抑制上市公司的盈余管理程度[18] ， 进而提高信息披露质量。

随着互联网技术的不断发展， 网络社交媒体变得越来越重要， 现有研究也从多个角度关注了社交媒体在资本市场中的作用。 部分研究以股吧发帖[19] 、微博[20] 、互联网与留言板发帖[21] 等社交媒体为基础构建投资者情绪指标， 并利用这一指标研究其对股价、回报率以及交易量等市场指标的影响。 部分研究从社交媒体传播信息的功能角度， 发现社交媒体能够提高投资者信息利用能力[1] 、降低信息不对称程度[2] 、提升市场信息效率[3] ; 同时， 社交媒体还提升了信息的价值发现功能[22] 。

为了适应互联网环境变化， 我国资本市场监管机构也正积极推进运用信息技术提升证券市场效率。 深交所于2010年推出了“互动易”这一供市场参与主体无偿使用的证券市场“社交平台”。 微博、贴吧等社交媒体缺乏专门的监管机构监督， 而“互动易”平台是在深交所的监督下构建的网络社交媒体互动平台， 其运营环境也更具有可靠性。 投资者通过网络互动平台参与互动表达对公司的关注， 逐渐形成了资本市场上一股新的治理力量; 但治理效果如何还缺乏实践证据， 特别地， 交易所的网络社交媒体互动平台是否会成为信息化时代对信息披露有效治理的新路径也有待探讨。 本文试图以来自深交所的“互动易”平台的数据检验这一网络互动平台对信息披露的治理效果。

（二）假设提出

1. “互动易”平台对上市公司信息披露的治理路径。 通过梳理已有文献发现， 投资者在“互动易”平台互动可能通过以下两条路径发挥对上市公司信息披露的治理作用：

首先， 上市公司与投资者在“互动易”平台的互动有利于降低资本市场的信息不对称， 提升投资者的信息识别能力与参与治理的积极性， 进而发挥治理作用。 随着上交所科创板注册制的试点运行， 以信息披露为核心的市场化监管方式也成为趋势。 在该监管模式下， 上市公司将更多考虑投资者的信息需求， 违规披露成本既包括监管机构处罚也包含投资者诉讼索赔， 投资者与上市公司的博弈关系将在信息披露中占据主导地位， 投资者对信息的直接需求以及与上市公司的直接博弈关系将使投资者在监管体系中扮演重要角色。 投资者治理能力往往受制于其信息获取與解读能力， 而交易所的网络平台互动能够提升投资者的信息获取与解读能力[1] 。 根据前文所述的“互动易”平台的功能与运行方式可知， 相对于传统的由监管机构主导的信息披露模式， “互动易”平台拉近了信息披露过程中参与主体的距离， 投资者可面对面地向公司表达其在投资决策中的信息诉求， 更加及时、便利地提出自己在信息获取与使用中的疑问。 这一方式使得投资者从传统信息披露模式下的被动接受变为主动获取， 很大程度上调动了投资者参与信息披露的积极性。 当投资者掌握更多关于上市公司的信息后， 随着信息透明度提高， 上市公司在信息披露中的隐藏信息与逆向选择的代理问题可能得到更为有效的治理。

其次， 投资者通过平台互动关注以声誉与压力形成对上市公司的治理。 声誉机制的治理可以表现为激励与惩罚的双重作用。 声誉受损可能影响管理层的薪酬与聘用关系， 损害上市公司形象与公司价值。 声誉机制也可能激励上市公司管理层积极维护与投资者的关系， 回应投资者的信息需求。 在声誉机制发挥作用的过程中， “互动易”平台通过改变信息传播方式与传播速度， 可能会更加凸显声誉机制的作用。 因此， 上市公司与投资者通过“互动易”平台互动可以通过声誉机制激励上市公司提升信息披露水平。 同时， 鉴于“互动易”平台交流的便利性， 投资者的关注度也随之增加。 投资者通过“互动易”平台互动并据此作出的决策直接影响到公司的股价、交易量等市场表现。 甚至， 投资者可能会因为不满意互动中上市公司的回复与解答， 而直接“用脚投票”。 投资者在互动中的决策以及由此引发的市场表现又可能最终影响上市公司管理层的薪酬激励等， 如果上市公司在平台互动中处理不当还可能引起交易所关注， 甚至受到监管处罚。 因此， 上市公司管理层出于自身利益考虑可能会减少在信息披露中的逆向选择行为， 而投资者通过“互动易”平台社交媒体对上市公司的关注， 可能会通过压力机制形成对上市公司管理层信息披露的积极治理作用。 在“互动易”平台上， 投资者与上市公司互动的过程中首先需要投资者在向上市公司提问， 这种提问无疑需要对上市公司进行深度关注。 现有研究表明， 投资者关注能够给上市公司带来市场压力， 发挥积极的治理作用[23]  。

综合以上分析可知， 网络平台互动能够发挥积极的治理作用， 因此本文提出以下假设：

假设1： 上市公司和投资者通过深交所“互动易”网络互动平台的互动程度提高， 有利于提升上市公司的信息披露质量。

2. 产品市场竞争程度的调节作用。 当企业产品面临的市场竞争不同时， 在信息披露过程中对市场反应的敏感性可能存在差异。 现有研究发现， 产品市场竞争会影响到公司的信息披露选择， 但结论不尽一致。 早期的专有性成本假说（proprietary cost hypothesis）认为， 在产品竞争市场中， 公司在向投资者披露信息的过程中会担忧其在产品市场上的竞争地位可能受损， 以及披露的信息有可能帮助其竞争对手做出更优决策， 从而损害公司价值[24] 。 这一观点也得到了后续实证研究的支持[25]  。 也有观点认为， 产品市场竞争会促进信息披露。 产品市场竞争激烈的企业， 由于对资金的需求较大， 更希望通过信息披露获得融资的优势与便利， 所以产品市场竞争激烈的企业信息披露质量可能会更高[26] 。 而且， 公司认为不披露信息会降低其竞争地位， 产品市场竞争带来的压力会激发管理者的积极性[27] ， 有利于提高信息披露质量[28] 。

由以上研究可以看出， 产品市场竞争对信息披露选择的影响存在差异。 同时， 产品市场竞争与不同公司治理机制之间可能存在替代或互补的关系[29] ， 即产品市场竞争可能加强或削弱不同公司治理机制对信息披露质量的影响。 本文认为， 当公司面对的产品市场竞争程度较低时， 通常意味着其处于一个垄断行业， 由此可以取得相应的超额利润， 面对投资者的问询和互动， 即使不提高信息披露质量， 投资者也很难寻找另外的投资标的; 而当公司面对更加激烈的产品市场竞争时， 投资者则可以轻而易举地找到替代的投资标的， 因此， 产品市场竞争可能进一步加强网络平台互动对信息披露质量的提升作用。 总之， 较高的产品市场竞争程度会改变公司在产品市场中的地位， 激发公司管理层对投资者所关注信息的重视， 加剧公司在互动平台上与投资者互动的进一步影响， 进而强化了“互动易”平台互动对信息披露治理的效果。

基于以上分析， 本文提出以下假设：

假设2： 随着产品市场竞争程度的提高， 上市公司和投资者通过深交所“互动易”平台互动对公司信息披露质量的提升作用进一步加强。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取我国2010 ～ 2018年深交所A股上市公司为研究样本， 研究网络平台互动对企业信息披露质量的作用， 以及产品市场竞争在其中的调节作用。 由于深交所互动平台最初于2010年投入使用， 本文的样本区间从2010年开始。 本文剔除了ST、?ST公司和上市当年的公司; 考虑到样本数据的完整性和金融行业的特殊性， 本文还剔除了数据存在缺失值的样本和金融行业的样本。 最终得到2010 ～ 2018年11600个公司—年度样本。 本文所运用的深交所“互动易”平台问答板块的互动数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）， 信息披露质量、产品市场竞争程度和其余各变量数据来自CSMAR数据库。 为了防止极端值的影响， 本文使用的虚拟变量之外的所有变量均对1%以下和99%以上分位数进行了Winsorize处理。

（二）变量定义与度量

1. 信息披露质量（Dis-Quality）。 针对信息披露质量的度量， 参考曾颖和陆正飞[30] 、陈运森[31] 的方法， 采用深交所信息披露考评的结果， 将A（优秀）赋值为4， B（良好）赋值为3， C（合格）赋值为2， D（不合格）赋值为1。

2. 网络平台互动程度（hudong）。 深交所“互动易”平台问答板块的开通为本文提供了良好的数据来源， 问答数量的多少代表了上市公司与投资者之间互动程度的高低， 问答数量越多说明上市公司与投资者之间互动越多。

参考已有研究[32，33] ， 本文将年度内上市公司收到的有效提问总数（NumberQues）加1取自然对数， 得到代表投资者提問的指标tw， 即：

tw=ln（NumberQues+1）  （1）

对于当年没有收到投资者提问的公司， NumberQues取0。

虽然深交所要求上市公司对互动平台上的投资者问询作出解释回答， 但是在整理数据的过程中发现仍然存在没有得到上市公司回答的提问， 因此将当年上市公司的回答数（NumberResp）加1取自然对数， 得到代表上市公司回答的指标hd， 即：

hd=ln（NumberResp+1）              （2）

对于当年没有回复投资者提问的公司， NumberResp取0。 由于有问无答的提问实际上并没有起到互动效果， 因此相较于tw， hd这一指标更能反映上市公司与投资者的互动程度。

除此之外， 本文还参考已有研究[1，2] ， 采用上市公司当年的回答总字数加1然后取自然对数度量网络平台互动程度， 如式（3）所示：

interact=ln（wd+1）      （3）

其中， interact代表网络平台互动程度， wd代表上市公司当年在互动平台上的回答总字数。

3. 产品市场竞争程度。 对于产品市场竞争程度的度量， 常见的指标包括行业的市场集中度比率（CRn）和赫芬达尔—赫希曼指数（HHI）[34，35] 。 本文在主检验部分采用行业的市场集中度比率度量产品市场竞争程度， 在稳健性检验部分采用赫芬达尔—赫希曼指数度量产品市场竞争程度。 具体来说， 行业的市场集中度比率采用式（4）计算：

CRn=     Xi/X  （4）

式（4）中， Xi取行业内前n大公司单个公司的主营业务收入， X取该公司所属行业的主营业务收入合计， 具体数据来自国泰安数据库。 CRn的数值越小， 说明公司所处的行业竞争越激烈。 实证过程中， n分别取4和8。

4. 控制变量。 参考王斌和梁欣欣[6] 的研究， 本文在实证检验中控制了公司财务状况、公司治理和外部环境的相关变量， 具体变量含义和度量参见表1。

（三）模型设计

本文设计了模型（5）以检验假设1， 即网络平台互动对信息披露质量的影响。 同时， 考虑到信息披露质量Dis-Quality为有序变量， 本文没有采用传统的OLS方法， 而是采用排序模型进行回归分析。 具体来说， 在主检验部分本文采用的是order probit模型， 在稳健性检验部分采用的是order logit模型， 进一步保证结果的稳健性。

Dis-Qualityi，t=α0+α1hudongi，t+αjControli，t+

εi，t  （5）

在模型（5）中， i代表上市公司， t代表年度， 被解释变量为上市公司的信息披露质量Dis-Quality; 解释变量为网络平台互动程度hudong， 实证过程中分别取tw、hd和interact; Control为控制变量。 根据假设1， 本文预期模型（5）中α1显著为正。

进一步地， 本文设计了模型（6）以验证假设2， 即产品市场竞争在网络平台互动对信息披露质量影响中的调节作用。

Dis-Qualityi，t=α0+α1hudongi，t+

α2hudongi，t×CRni，t+αjControli，t+

εi，t  （6）

在模型（6）中， CRn代表产品市场竞争程度， 实证中分别取CR4和CR8， 其余各变量的含义与模型（5）相同， 不再赘述。 根据假设2， 本文预期模型（6）中α2显著为负。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2列示了本文各研究变量的描述性统计结果。

表2列示的结果显示， Dis-Quality均值为3.0474， 中位数为3， 说明深交所上市公司总体信息披露质量较好; tw和hd的均值分别为4.4889和4.4119， 中位数分别为4.6728和4.6151， 均值与中位数比较接近， 并且tw的均值和中位数均高于hd， 说明确实存在一部分上市公司未对投资者的问询进行答复的情况。 interact的均值为8.3306， 中位数为8.6269， 均值与中位数比较接近， 基本满足正态分布。 CR4和CR8的均值分别为0.4774和0.6228， 中位数分别为0.4733和0.5991， 均值与中位数比较接近， 基本满足正态分布。 其他控制变量的均值与中位数基本处于合理范围。

（二）均值检验

本文以网络平台互动的均值和中位数为标准进行分组， 对比检验了Dis-Quality的均值在兩组之间的差异。 具体来说， 本文将高于均值或中位数的样本设定为HIGH样本组， 低于均值或中位数的样本设定为LOW样本组， 具体检验结果如表3所示。 表3中Panel A ～ Panel C的结果均显示， 无论以tw、hd还是interact的均值或中位数为标准进行划分， 高网络平台互动样本组的信息披露质量均显著高于低网络平台互动样本组， 初步验证了假设1， 即网络平台互动对上市公司的信息披露质量存在正向影响。

（三）相关性分析

表4报告的是主要变量之间的Pearson相关系数， 结果显示， tw、hd与interact各变量之间均显著正相关， 说明采用三种方法度量的互动程度具有一致性; tw、hd和interact均与Dis-Quality在1%的水平上显著正相关， 说明互动程度与信息披露质量之间存在正相关关系， 同样支持了假设1。

（四）网络平台互动与信息披露质量的实证结果分析

1. 对假设1的多元回归结果。 表5列示的是模型（5）的order probit的回归结果， 其中列（1）和列（2）列示的是tw的回归结果， 列（3）和列（4）列示的是hd的回归结果， 列（5）和列（6）列示的是interact的回归结果。 列（1）、列（2）的结果均显示tw与Dis-Quality在1%的水平上显著正相关; 列（3）、列（4）的结果均显示hd与Dis-Quality在1%的水平上显著正相关; 列（5）、列（6）的结果均显示interact与Dis-Quality在1%的水平上显著正相关。 以上结果均表明上市公司与投资者的互动越多， 信息披露质量越高， 即网络平台互动增加有利于提高上市公司信息披露质量， 假设1得到了实证支持。

2. 内生性处理。

（1）工具变量法。 参考岑维等[32] 的方法， 选用上市年限（Age）作为工具变量进行检验， 回归结果如表6所示， 即tw、hd和interact均与Dis-Quality在1%的水平上显著正相关。 这说明采用工具变量法处理内生性问题后， 网络平台互动仍然对信息披露质量具有提升作用， 本文的假设1依然成立。

（2）倾向得分匹配法。 本文还采用倾向得分匹配法对主检验的结果进行内生性问题的处理。 具体来说， 本文首先以网络平台互动的中位数为标准进行分组， 将高于中位数的样本划分为处理组， 低于中位数的样本划分为控制组， 采用最近邻匹配法进行一对一匹配， 最后基于匹配后的样本重新进行回归分析。 PSM后的回归结果如表7所示。 PSM后的结果与表5基本一致， 进一步支持了本文的假设1。

（3）采用解释变量的滞后一期进行回归。 除以上两种方法外， 本文还参考岑维等[32] 的方法， 采用网络平台互动的滞后一期数据（L.tw、L.hd和L.interact）与信息披露质量进行回归， 以解决可能存在的内生性问题， 结果如表8所示。 表8中的结果与表5基本一致， 再次支持了本文的假设1。

3. 稳健性检验。

（1）代理变量的衡量。 针对网络平台互动， 本文以其中位数为标准进行分组， 将高于中位数的样本赋值为1， 低于中位数的样本赋值为0， 构造tw01、hd01和interact01变量重新与Dis-Quality进行回归分析， 结果如表9中列（1） ～ （3）所示。 表9中列（1） ～ （3）的结果与表5基本一致， 进一步支持了本文假设1的结论。

针对信息披露质量， 参考陈运森[31] 的方法， 将信息披露质量评级结果为A（优秀）或B（良好）的上市公司赋值为1， 评级结果为C（合格）或D（不合格）的上市公司赋值为0， 得到哑变量Dis-Quality01重新度量信息披露质量。 回归结果如表9中列（4） ～ （6）所示， 结果显示tw与Dis-Quality01正相关但不显著， hd和interact分别与Dis-Quality01在5%和1%的水平上显著正相关。 考虑到hd和interact更能代表上市公司与投资者之间的互动程度， 因此总体上可以认为本文假设1的结论保持稳健。

（2）改变回归方法。 上文针对模型（5）的回归采用的是order probit模型， 这里采用order logit模型对其进行稳健性检验， 结果如表10所示。 表10中的结果与表5基本一致， 说明本文假设1的结论不会受到回归方法的影响。

（五）产品市场竞争调节作用的实证结果分析

1. 对假设2的多元回归结果。 表11列示的是模型（6）的order probit的回归结果。 结果显示， tw×CR4、hd×CR4、interact×CR4、tw×CR8、hw×CR8和interact×CR8均与Dis-Quality在1%的水平上显著负相关， 说明产品市场竞争在网络平台互动对信息披露质量的影响中起调节作用， 当产品市场竞争程度越大， 网络平台互动对信息披露质量的提高作用越显著， 支持了本文的假设2。

2. 内生性处理。 针对本文假设2中可能存在的内生性问题， 本部分同样运用工具变量法（IV）、倾向得分匹配法（PSM）以及采用解释变量滞后一期进行回归的方法对其进行处理， 具体处理方法与之前相同， 回归结果的系数符号和显著性均与表11没有明显差异， 说明在经过内生性处理后假设2依然成立。

限于篇幅， 以上结果未列出。

3. 稳健性检验。

（1）代理变量的衡量。 针对产品市场竞争， 采用赫芬达尔—赫希曼指数（HHI）重新度量产品市场竞争程度进行稳健性检验， HHI的计算方法如式（7）所示：

HHI=     （Xi/X）2    （7）

式（7）中， Xi取单个公司的主营业务收入， X取该公司所属行业的主营业务收入合计， 具体数据来自国泰安数据库。 HHI越小， 表明产业内公司之间的竞争越激烈。 采用HHI度量产品市场竞争程度的回归结果如表12所示， 结果与表11基本一致， 进一步支持了假设2。

（2）改变回归方法。 上文针对模型（6）的回归采用的是order probit模型， 这里采用order logit模型对其进行稳健性检验， 结果如表13所示。 表13中的结果与表11基本一致， 说明本文假设2的结论不会受到回归方法的影响。

五、研究结论

本文以2010 ～ 2018年我国深交所A股上市公司为样本， 研究了“互动易”平台互动对信息披露的治理作用， 以及产品市场竞争在其中的调节作用。 研究结果显示： 第一， 上市公司与投资者通过“互动易”平台进行的互动程度提高有助于信息披露质量提升; 第二， 产品市场竞争在网络平台互动对信息披露质量的影响中起调节作用， 产品市场竞争程度越大， 网络平台互动对信息披露质量的提升作用越显著。 在经过IV、PSM和采用解释变量滞后一期进行回归三种方法处理内生性问题， 以及改变代理变量衡量方法和改变回归方法进行稳健性检验后， 以上结论依然成立。

本研究丰富了对网络互动平台特别是我国特有的由交易所开发的互动平台对资本市场影响的研究; 此外， 发现了对上市公司信息披露质量进行外部治理的新路径， 为交易所引导投资者积极向上市公司提问和上市公司积极回复投资者问询提供了经验证据。

【 注 释 】

① 由于这一研究成果目前只有2008 ～ 2016年的市场化总指数， 并且2014年以后市场化的进展总体比较缓慢， 因此2017年和2018年的市场化总指数用2016年的数据来代替。

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