自愿性战略合作信息披露质量与公司经营风险

王敬勇 徐 雯 薛丽达

1 引 言

国内经济在向高质量发展转型阶段，市场竞争的日益激烈，企业面临着巨大的不确定性，竞争压力和经营风险越来越高。企业开始关注战略合作的价值，并披露相关战略合作协议，期望获得更多的投资，增加竞争优势、降低经营风险。因而，企业战略合作问题也越来越受到投资者的关注，如企业战略转型、业务调整、经营模式及合作伙伴变化，投资者对此类信息披露的需求逐步提高。虽然自愿披露战略合作信息的公司越来越多，但信息披露质量较低。上市公司正面描述多，缺乏实质性内容，存在夸大披露的倾向，如利用正面夸大战略信息，迎合市场热点达到操纵股价的目的（Bloomfield和Wilks，2009［1］；王克敏等，2018［2］）；却很少披露战略合作中的履约风险、业绩变化、执行效果等不利信息，或缺少实质性后续进展等内容，导致企业披露的战略合作与实际执行情况不一致，存在着严重的信息不对称。研究战略合作信息披露质量的高低对公司经营风险的加剧是否有影响，对公司经营发展、监管机构监督信息披露行为等都具有重要意义。

目前，国内外文献对自愿性信息披露行为研究较多，一部分研究认为，在面对不利信息时，上市公司会“刻意回避和故意隐瞒不利信息”（Kothari等，2009［3］；程新生等，2015［4］；Lo等，2017［5］)，这种“能不说就不说”（王健忠，2018［6］）的披露行为，加剧资本市场的信息不对称程度（潘子成，2017［7］）。另一部分研究认为，在披露正面消息时，上市公司存在“夸大披露”的嫌疑，这种“多言寡行”的披露行为（李哲，2018［8］），干扰了公司价值的合理定价，破坏了市场的稳定（卢馨和李建明，2010［9］；沈洪涛等，2014［10］；赵璨等，2020［11］）。作为一种自愿性信息披露，已有文献从薪酬辩护（程新生等，2015［4］）、操作股价（Bloomfield和Wilks，2009［1］）等方面探讨了战略合作信息披露动机，也有文献分析了战略合作信息披露的经济后果，如蔡显军等（2022）［12］指出“言行一致”战略合作信息披露有助于企业长期经营业绩。综上所述，已有文献考察自愿性信息披露对公司业绩方面的影响，而忽视了其在经营风险方面的抑制作用。

根据公司治理理论，信息披露质量越高，其监督作用越强。事实上，早在2015年10月，战略合作信息披露就被上交所纳入日常监管范围，规定上市公司信息披露真实反应战略合作的执行程度，满足市场投资者的信息需求。上市公司自愿披露的战略框架协议公告是其进行战略合作信息披露的具体形式，基于上交所、深交所信息披露的特定规则，内容包括：战略框架协议签订基本情况；战略框架协议内容；协议进展情况、落实情况和变动情况及其对上市公司影响；重大风险提示。一方面，战略合作信息披露质量越高，越能帮助投资者有效监督公司管理层的决策行为，降低公司业绩风险（权小锋和吴世农，2010［13］）；另一方面，战略合作信息披露质量越高，公司战略合作的“言行一致”程度越高，即战略合作执行越有效，有助于上市公司获得长期价值（蔡显军等，2022［12］）。但是，战略合作信息更容易受到市场的追捧，成为市场追逐的热点。部分上市公司更是利用这一特征，进行夸大性披露或有选择性披露，信息披露没有实质性内容，使得战略合作信息披露成为管理层“市值管理”的工具，导致信息披露失去了约束力。因此，战略合作信息披露质量对上市公司经营风险产生何种影响？本文将立足信息披露质量，考察其对经营风险的影响。

为了解决以上问题，本文以2008-2018年A股上市公司战略合作框架协议公告为研究对象，采用“人工评分”与“文本分析”方法测度战略信息披露质量，实证检验战略合作信息披露质量是否具有抑制经营风险的作用。与已有文献相比，本文的边际贡献如下：第一，本文以经营风险为视角，分析战略合作信息披露质量对上市公司的影响，拓展了自愿性信息披露经济后果的研究范畴。第二，考察了战略合作信息披露质量通过降低代理成本抑制经营风险的作用路径，丰富了战略合作信息披露的影响路径。第三，探讨了不同产权性质、战略合作类型以及不同制度因素对企业战略信息披露异质性影响，有助于监管机构分类监控公司战略合作信息披露行为，为战略框架协议公告制度的完善提供了理论支持和经验证据。

2 理论分析与研究假设

2.1 战略合作信息披露质量与经营风险

自愿性信息披露是资本市场的重要监督机制，是管理层向投资者传递信息的重要渠道。高质量的自愿性信息披露在引导资源配置、维护投资者利益等方面具有重要作用。高质量的自愿性信息披露能增加上市公司信息透明度，缓解代理问题，降低代理成本，又能形成有效的外部监督机制，约束上市公司的经营行为。部分文献探讨了自愿性信息披露与企业经营风险的关系。如Patel和Dallas（2002）［14］的研究表明高质量的自愿性信息披露与公司经营风险负相关。张纯和吕伟（2009）［15］研究发现信息披露质量越高，公司经营风险越低。高质量的信息披露作用影响经营风险的路径是：降低公司内部信息不对称状况，使得管理层的决策行为能及时有效被监督，提高管理层的决策行为稳健性，进而降低公司经营风险（朱小平和程昔武，2006［16］；Vahideh和Solmaz，2016［17］）。权小锋和吴世农（2010）［13］在考察CEO权力对公司业绩波动影响时，指出高质量的信息披露可以降低因高管权力提升给公司业绩波动带来的影响。

在自愿性信息披露中，战略合作信息披露涉及企业经营发展战略决策，战略合作信息包含战略合作类型、后续执行情况、所涉风险等内容，对企业经营具有重要影响。本文基于战略合作信息披露的分析，细化了自愿性信息披露经济后果的研究。

战略合作是通过契约把合作多方的利益绑定，是一种共担成本与风险的组织形式（陶金元和陶秋燕，2017［18］），并通过显性契约和隐形契约约束企业在合作中的机会主义行为，降低合作的不确定性。在信息机制上，高质量的信息披露能增加信息透明度，会抑制管理层的信息操纵行为倾向，降低代理问题对公司业绩的影响（Bushman和Smith，2003［19］）。第一，高质量的战略合作信息披露表明了企业向合作伙伴传递了参与合作的真实意愿。合作伙伴会投入关键资源和努力促进合作的成功运营，企业也可以从合作伙伴中获取财务资源及协同效应（Mitsuhashi和Greve，2009［20］），帮助公司更好应对不确定性以及抵御市场系统性冲击，并迅速摆脱财务困境。第二，高质量的战略合作信息披露表明合作伙伴对企业信任，增加合作双方的相互信任。合作双方缺乏信任，将破坏战略合作的运行基础并难以达到合作目标。信任表明合作双方都做出了充分承诺，从而有利于降低合作关系的风险与交易费用，对公司业绩产生正向影响（江旭等，2008［21］）。第三，高质量的战略合作信息披露表明“言行一致”程度越高，如合作伙伴向被合作企业派驻董事监事，不仅有利于推动企业管理层做出战略决策，提高自己的管理能力，在一定程度上减少管理者在战略合作中的管理不善，降低战略合作关系风险，提高公司业绩；也有利于监督合作中出现的机会主义，降低经营风险（葛永盛和张鹏程，2013［22］）。

基于此，本文提出如下假设，

H1：上市公司战略合作信息披露质量越高，公司经营风险越低。

2.2 战略合作信息披露对经营风险的影响机制分析

在信息披露方面，战略合作信息作为一种前瞻性信息，其披露多以文本语句表述，管理层拥有较高的自由度披露此类信息，因而此类信息的作用更多地受到文本可读性等因素的影响。一方面，管理层可能基于掩盖企业面临业绩问题的主观动因（Kothari等，2009［23］；程新生等，2015［4］；Lo等，2017［5］），刻意使用晦涩难懂的语言增大阅读难度；另一方面，管理层可能会利用文本信息可读性，隐藏管理者自利行为，如管理层利用战略合作操纵股市，或通过无实质内容的战略合作侵占公司资源（Asay等，2017［24］；王克敏等，2018［2］）。因而，文本信息可读性越高时，战略合作信息披露质量越高，越能反应出战略合作信息的真实性，增加信息含量，从而降低信息不对称程度，进一步降低代理成本。

在战略合作方面，影响战略合作质量的一个关键问题是合作双方利益的冲突（Shipilov和Stern，2016［25］）。上市公司可以通过向合作方入股，对合作企业投入资源表达合作诚意，稳定合作的信任关系（张自立等，2008［26］）。当投入的资源越多，承担的义务和风险越高，上市公司越需要努力使合作成功运营，从而产生更高的收益（Kwon，2008［27］）。除此之外，还可以向合作企业治理层派驻董事的方式，增加合作伙伴之间的相互信任，降低合作伙伴机会主义行为所带来的成本，提升合作绩效（Muthusamy等，2007［28］）。因而，本文认为，当上市公司披露合作方入股和向合作企业治理层派驻董事的方式参与战略合作时，企业合作成功的可能性越高，战略合作质量越高，其倾向于事实披露行为，降低了信息不对称程度，从而降低代理成本。

基于此，本文提出如下假设，

H2：高质量的战略合作信息披露通过降低代理成本进而降低公司的经营风险。

2.3 不同产权性质下战略合作信息披露与公司经营风险

不同特征企业的战略合作信息披露策略可能不同，同一类型的战略合作对具有不同性质企业的影响也不同。在我国，国有企业和非国有企业的战略合作信息披露动因和策略不同，对公司经营风险影响也不同。在信息披露动因上，我国政府对国有企业管理层薪酬进行了更多的管制，国有企业管理层为了给自己的高薪酬找一个正当理由，披露更多的自愿性信息，从而为自己的高薪酬辩护（程新生等，2015［4］）。在披露策略上，非国有企业外部约束条件更弱，更可能采取策略性披露行为，用文本信息分散投资者注意力，掩盖公司业绩不好的情况（张秀敏等，2021［29］），加剧了企业信息不对称问题，非国有企业战略合作信息披露对公司经营风险的影响显著地高于国有企业。

第一，非国有企业的战略合作信息披露并不能有效缓解企业信息不对称问题。首先，相较于国有企业的资源优势，非国有企业面对的经营风险更高，面临的市场竞争更激烈，其战略合作以关系型交易更多，交易的性质决定了框架协议披露比较含糊（Li等，2020［30］）。由于战略合作信息披露大部分都是文本信息，文本信息在表达上更加隐晦、微妙，法律责任模糊。非国有企业外部约束较弱，治理水平较低，管理层通过增加正面描述减少风险提示的方式，采用夸大性、广告性、模糊性的语言陈述，刻意掩盖关系型合作的信息，导致投资者不能使用该信息评价管理层的业绩。例如，企业在披露环境战略信息时，特别是环境业绩比较差的企业，以“多言寡行”的环境信息披露模式（李哲，2018［8］），披露更多的环境信息进行“自我包装”（沈洪涛等，2014［10］）。其次，相较于国有企业与政府关系更加紧密、拥有资金支持等优势，非国有企业可能为了获得更多的政府资源，从而进行策略性信息披露（张秀敏等，2021［29］）。赵璨等（2020）［11］指出，“互联网+”信息披露成为企业获取政策优惠以及各种资源的手段，企业管理层为进行市值管理，通过概念炒作，操纵“互联网+”信息披露。战略合作信息披露也可能成为非国有企业获得政府资源的工具，非国有企业管理层有动机对战略合作信息“报喜不报忧”。

第二，相较于国有企业管理层受到上级部门、媒体公众等更为严格的考核监督，非国有企业管理层更有可能使用扩张型的战略合作。但扩张型战略下公司管理层一般具有冒险性（刘刚和于晓东，2015［31］），会采用比较激进的经营模式和复杂的内部组织结构（孟庆斌等，2017［32］），增加了有效内控的实施难度（单华军，2010［33］）。一方面很难约束非国有企业管理层的私利行为，进而造成生产经营活动不合规；另一方面非国有企业管理层存在更强的违规动机，造成经营活动的不稳定。例如，扩张型战略也会导致企业过度投资水平更高（王化成等，2016［34］），存在更高的内部控制缺陷（Bentley等，2017［35］；张霁若和杨金凤，2020［36］），更易遭受财务困境（Ittner等，1997［37］），更可能进行盈余管理甚至发生财务舞弊或违规（Bentley等，2013［35］；叶康涛等，2015［39］；孙健等，2016［40］）等。因此，非国有企业管理层的外部监督力度较弱，会导致非国有企业战略合作比较激进，从而加大了公司经营风险。

基于此，本文提出如下假设，

H3：相较于非国有企业，国有企业的战略合作信息披露质量更高，更能有效降低公司经营风险。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文选择2007-2018年我国A股上市公司的“战略框架协议公告”为研究样本，并根据研究需要剔除以下样本：①剔除金融、保险行业的观测值；②剔除ST或退市的观测值；③剔除资产负债率大于1的观测值；④剔除相关变量缺失数据的公司；⑤剔除“战略框架协议公告”不完整的样本公司。⑥若同一家公司15天内连续披露“战略框架协议公告”，只保留首次披露的公告。⑦“战略框架协议公告”是手工收集获得，其他数据来源于CSMAR数据库。本文对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。由于“战略框架协议公告”不像年报定期披露，其披露并不规则，最终获得598家上市公司，1435个样本数据。

3.2 变量定义

（1）被解释变量

已有研究多采用企业在一定年度区间内盈利标准差表示经营风险（John等，2008［41］；王竹泉等，2017［42］）。本文使用息税折旧摊销前利润的标准差计算经营风险，计算公式为：

其中voli，t、EBITi，t和Ai，t-1分别为第i家上市公司第t年的经营风险、息税折旧摊销前利润和第t-1年的总资产；T=4表明4年滚动计算标准差，即使用第t-4年至t-1年的息税折旧摊销前利润率计算经营风险vol1；本文还计算了息税折旧摊销前利润率的累积分布概率vol2，用此进行稳健性检验。

（2）关键解释变量

本文采用2类度量战略信息披露质量的指标。第一类指标参考程新生等（2015）［4］、蔡显军等（2022）［12］的做法，构建战略合作信息披露质量指标体系。具体做法：通过Python爬取巨潮资讯网2007-2018年“战略框架协议公告”，提取反应战略合作信息披露质量的关键词，并结合人工打分的方法，构造战略合作信息披露质量指数。战略合作信息披露质量指标体系，包括4类一级指标和11类二级指标，在此基础上，使用专家打分法对598家上市公司1435份战略合作信息的披露质量打分，如表1所示。最终把打分结果加总后得到战略合作信息披露质量指数。

表1 战略合作信息披露质量指数

第二类指标采用文本分析方法，构建了战略合作信息披露质量的替代指标：①文本阅读的易读性AR指数。根据张秀敏等（2021）［29］计算方法，

其中，numi,t，wdi,t、和senti,t分别为i上市公司t年战略框架协议公告的字数、词语数和句子数。该指标越大，对理解文本信息的要求越高，易读性越差。

②战略合作的“言行一致”指标：合作方投资入股且向合作企业派驻董事。采用文本分析方法，提取“战略框架协议公告”中是否存在投资入股且向合作企业派驻董事。如果存在取值为1，否则为0。

（3）控制变量

借鉴程新生等（2015）［4］、蔡显军等（2022）［12］文献进行控制变量的选择，本文控制了影响信息披露的变量：公司规模、资产负债率、股权集中度、公司价值、独立董事比例、营业收入增长率。主要变量定义如表2所示。

表2 主要变量定义

续表

3.3 实证模型设计

为检验假设1，本文构建了式（4）：

其中，如果α1系数显著为负，则假设1成立。

为检验假设2，本文构建以下中介效应模型：

式（5）是用来检验战略合作信息披露质量是否影响代理成本，若系数μ1显著为负表明存在中介机制；式（6）用来检验存在部分中介还是完全中介。其中，agency为代理成本，分别采用管理费用率（杨德明等，2009［43］）和资产周转率（王明琳等，2014［44］）表示代理成本。管理费用率和资产周转率越高，代理成本越高。

为检验假设3，本文在式（4）的基础上，依据民营、国有的样本构建了分样本的回归模型，检验假设3。

4 实证分析

4.1 描述性统计

表3显示，公司经营风险（vol1）均值为0.119，标准差为0.328，中位数为0.034，均值大于中位数，所选样本经营风险较大。核心解释变量战略合作信息披露规范性评分（str）均值为7.212，标准差为2.415，最大值为19，最小值为0，中位数为7，表明战略合作信息披露的差异也较大。文本易读性指标（ar）均值为-7.474，标准差为11.67，中位数为-5.382。言行一致指标（paizhu）的均值为0.046，标准差为0.209。从战略合作信息披露多个指标的描述性统计中可以得到，上市公司战略合作信息披露质量的异质性较大。

表3 主要变量的描述性统计

4.2 基准回归结果

表4为式（4）回归结果。列（1）和列（2）中战略合作信息披露质量（str）的系数分别为-0.012和-0.009，均在1%水平上显著负相关，这表明战略合作信息披露质量越高，公司经营风险越小，即验证了H1。同时，列（3）和列（4）改变经营风险指标为vol2后，str的回归系数依然在10%和5%的水平下显著，进一步验证了回归结果的稳健性。

表4 战略合作信息披露质量对经营风险的基准回归分析

本文进一步选取了战略合作信息披露文本易读性指标和“言行一致”指标作为披露质量的代理变量，验证战略合作信息披露质量是否实质性降低了经营风险。表5的列（1）和列（2）的结果显示，文本易读性（ar）的系数分别为0.004和0.003，均在1%水平上显著正相关，这说明指标越大，易读性越差，对投资者理解文本信息的要求越高，经营风险越高。列（3）和列（4）显示了“言行一致”（paizhu）的回归结果，paizhu的回归系数分别在5%和1%水平上显著负相关，这说明“言行一致”水平越大，经营风险越低。表6的结果说明从文本分析方法构建的战略合作信息披露质量指标，也验证了本文的假设1，说明回归结果具有稳健性。

表5 “文本易读性”和“言行一致”对经营风险的基准回归分析

续表

4.3 内生性检验

（1）工具变量法

本文是评价战略合作信息披露质量对经营风险的影响，并没有涉及是否披露样本的影响，因此并没有考虑样本自选择问题，而是采取工具变量和bootstrap等方法解决内生性问题。

考虑到战略信息披露质量与公司经营风险相互影响等情况，为解决内生性问题，本文选取战略信息披露质量的行业平均值str_ind作为工具变量，使用两阶段最小二乘法来解决可能存在的内生性问题。

首先，检验战略信息披露质量（str）是否存在内生性。根据Hausman检验统计量42.66，以及异方差稳健DWH检验统计量12.5417，两个检验均在1%显著性水平下拒绝原假设，认为str是内生解释变量。其次，判断str是否存在弱工具变量的问题。根据Cragg-Donald F统计量174.683（p=0.000），以及Kleibergen-Paap的F统计量165.499（p=0.000），两者均大于相应的临界值，本文认为不存在弱工具变量的问题。

根据表6，第一阶段的回归结果中，str_ind显著正相关，第二阶段的回归中战略合作信息披露质量（str）系数在1%的水平上显著负相关；在改变经营风险衡量指标后，回归结果进一步证实了本文的结论。

表6 工具变量回归分析

续表

（2）重复随机抽样

重复随机抽样方法可以降低样本选择偏误的问题。设定样本抽样量a样本抽样量可以等于或小于原始样本量。1000和800，重复抽取1000次，分别对基准回归进行稳健性检验。表7中结果表明，重复随机抽样检验与基准回归结果一致，本文的结论比较稳健。

表7 Bootstrap重复随机抽样检验

4.4 其它稳健性检验

（1）稳健性估计

考虑到异方差的影响，使用稳健标准误回归，结果如表8中（1）列所示，str系数显著为负，验证了基准回归结论的稳健性。

（2）排除2007和2008年样本

考虑到2007年、2008年的金融危机对上市公司信息披露的影响，本文排除这两年的样本后，回归结果如表8中（2）列所示，str系数显著为负，验证了基准回归结论的稳健性。

（3）删除同年多次披露样本的面板数据回归

本文保留1年内第一次披露的样本，删除同年其他多次披露的样本，构造了非平衡面板数据。经过hausman检验（卡方值=28.25），选择固定效应回归，其结果如表8中（3）列所示，str系数显著为负，验证了基准回归结论的稳健性。

（4）含测量误差回归

在对解释变量str进行测度时，可能会产生测量误差。本文选择含测量误差回归方法，设定str的测量误差为0.8（选择0.9时，回归结果变化非常微小）。回归结果如表8中（4）列所示，str系数显著为负，也验证了基准回归结论的稳健性。

表8 其它稳健性检验

5 机制检验

代理成本是影响经营风险的重要方式，本部分进一步分析战略合作信息披露质量降低代理成本并抑制经营风险的具体机制。采用中介效应模型，表9中（1）列str系数显著为负，且（2）列中str系数显著下降，Sobel test的t统计量为-2.345（=0.019），表明存在中介机制；管理费用率（guanli）系数显著为正，代理成本变化是高质量战略合作信息披露降低经营风险的部分中介，证实了本文的假设2。改变代理成本衡量方式后，（3）和（4）列的结果并无实质性差异。上述结果表明高质量战略合作信息披露会通过代理成本降低机制，降低经营风险，进一步证实了高质量战略合作信息披露的作用。

表9 影响机制检验

6 产权异质性分析

首先，本文对vol1、str、ar、cishu、paizhu等核心变量按照产权性质分组进行了方差分析，表10方差分析F检验结果可以看出各组变量的均数间存在显著性差异。

表10 核心变量的方差分析

其次，表11中（1）列的交互项（str*soe）系数不显著，且（2）列的民营样本中str系数显著为负，（3）列的国有样本中str为负但不显著，因而，从全样本的交互项，和分样本检验中，均显示民营上市公司战略合作信息披露质量更高，对经营风险的降低作用更大，与本文的假设3相矛盾，改变经营风险衡量指标后的结果并无实质性差异。这可能是因为国有企业“所有者缺位”造成国有企业高管拥有较大权力，加大企业代理问题，影响战略合作信息披露对公司经营风险的作用。

表11 产权异质性分析

7 进一步分析

7.1 战略合作类型的信息异质性作用

根据资源基础理论，战略合作能够帮助企业获得决定企业成败的关键资源，寻求资源和能力互补是战略合作的动机（Schilke，2014［45］）。资源和能力都可以有效降低企业经营风险（戚聿东等，2021［46］），那么不同类型战略合作信息的作用有什么差异呢？

本文对战略合作文本进行了关键词提取，将战略合作细分为资源共享型、创新能力型、投入资金型，其中资源共享型战略合作主要指企业在“产品、采购、销售、市场、信息、经验”方面获得关键资源；创新能力型主要指企业在“数字化、大数据、互联网+、云、人工智能、物联网、云计算、机器人”等方面获得合作；投入资金型主要指企业获得资金支持。表12的（1）列中的lx1系数不显著，且（2）列中交互项（lx1*str）系数也不显著，这说明资源共享型战略合作信息披露质量不影响公司经营风险。（3）列中的lx2系数在10%水平下显著为正，而（4）列中的交互项（lx2*str）的系数不显著，这说明创新能力型战略合作正向影响经营风险，但信息披露质量不影响公司经营风险。（5）列中的lx3系数和（6）列中的交互项（lx3*str）的系数在5%水平下显著为负，表明投入资金型的战略合作信息披露质量更容易降低经营风险。合作伙伴投入资金传递了投资承诺的信号，显示合作双方对合作的信任，减少了双方机会主义行为，降低了监督成本；同时投入资金也代表着双方管理者的信心，投资越高，管理者信心越大，战略合作成功的前景越好，对企业绩效正向影响越大。

表12 进一步检验：战略合作类型的信息异质性

7.2 战略合作信息披露质量的制度因素

（1）内部控制

企业内部控制制度可以有效约束管理层的经营行为，内部控制水平较低的企业，代理问题比较突出，管理层出现谋取私利的动机更加强烈，从而引起经营风险。内部控制水平较高的企业，代理成本较低，管理层发布不当战略合作信息的概率更低，因而战略合作信息质量更高。为了研究内部控制对回归结果的影响，本文利用企业内部控制指数高于中位数的方法构造内控水平虚拟变量，采用分组回归的方法对式（4）重新回归。表13的（1）和（2）列的结果显示，内控高水平组的str系数显著为负，内控低水平组的系数为负但不显著，这说明在内控高水平组，战略合作信息披露质量对经营风险的降低作用更为明显。当企业内控水平较高时，战略合作信息披露质量更高，更能有效降低公司的经营风险。

（2）CEO权力

按照CEO是否两职合一，本文将样本分为CEO权力高组和CEO权力低组，重新进行分样本回归分析。表13中（3）、（4）列的结果显示，CEO权力低组的str系数显著为负，在管理者权力低组中，战略合作信息披露质量降低经营风险的作用更为明显。高质量的战略合作信息披露使得战略合作执行受到外部信息使用者的直接监督，合作的风险将会降低。另外，在CEO权力低组，管理更可能采取“言行一致”的披露行为，来展示自己的才能（程新生等，2015［4］），有利于投资者评价管理者的经营业绩，从而激励管理者保持企业经营的稳定性，降低公司经营风险。

（3）机构投资者

机构投资者对战略合作信息的分析比较专业，能力也更强，更能有效识别战略合作的真假。据此，本文推断，当企业的机构投资者持股比较大时，战略合作信息更容易受到机构投资者的关注，战略合作信息披露质量更高。按照机构投资者持股比例中位数构建虚拟变量，重新进行分样本回归分析，表13中（5）、（6）列的结果显示，机构投资者持股比例高组的str系数显著为负，机构投资者比例低组的str系数为负但不显著。这说明在机构投资者持股比例高组中，战略合作信息披露受到的监督力度相对更大，降低了管理者隐藏企业战略合作负面消息的动机，从而降低了公司经营风险。

（4）市场化水平

市场化水平越高的地区，法律制度越完善，投资者保护程度更高，有效缓解了信息不对称程度。据此，本文推断，当企业所在地区的市场化水平较高时，战略合作信息披露质量更高。按照市场化水平中位数构建虚拟变量，重新进行分样本回归分析，结果如表13中（7）、（8）列所示。两组中str系数都显著为负，但在市场化水平低组中，战略合作信息披露质量对经营风险的降低作用更为明显。这说明，高市场化水平地区组中，法律制度比较完善，战略合作信息披露质量通过降低代理成本对经营风险的影响力有所降低，从而弱化了两者的相关性。

表13 制度影响因素分析

8 研究结论

战略合作信息披露主要是基于上市公司战略合作框架协议公告，不同于以往研究中既包含了公司战略规划，也有前瞻性信息、社会责任信息、公司治理信息、项目投资信息、年报风险信息等多类自愿性信息披露，战略合作信息披露的内容和范围更加细化，披露形式更加固定，信息含量更加丰富。作为一种具有特定披露形式、受资本市场重视的信息披露行为，研究战略合作信息的经济后果更有意义。本文以经营风险为切入点，采用文本分析方法，以2007-2018年A股上市公司战略合作框架协议公告为研究对象，构建战略合作信息披露质量指标体系，实证检验企业战略合作信息披露是否具有预测经营风险的作用，得出如下研究结论：①战略合作信息披露质量越高，经营风险越低。②战略合作信息披露质量通过降低代理成本，进而降低公司经营风险。③相较于国有企业，非国有企业的战略合作信息披露质量降低经营风险的作用更大。

通过以上分析，战略合作信息的事实披露有助于信息使用者判断上市公司战略合作情况，对企业的经营和发展有促进作用。第一，监管部门应加强上市公司战略合作协议信息披露的合规性、一致性审查，提高披露内容的全面性、可读性与可信性；对战略合作做好风险提示；对“报喜不报忧”、刻意回避或故意隐瞒的披露行为应加大惩罚力度，这有助于增加资本市场的诚信水平，完善资本市场制度。第二，要重视上市公司内部制度建设，加强内部控制，这有助于提高信息披露质量。因此，企业在内部控制制度建设中，需要对战略合作信息予以高度重视。按照监管部门要求规范信息披露，在合作不同阶段中设置风险点与控制流程，有效约束管理层的私利，降低经营风险。第三，对国有企业来讲，应进一步深化改革，约束管理层私利行为，提高自愿性信息披露质量，让投资者多了解国有企业的战略合作与经营行为，从而有助于对国有企业的监督。

本文参考张秀敏等（2021）［29］构建的易读性AR指标，未考虑文本用词晦涩程度、用句杂糅程度，变量测度存在一定误差，未来可以进一步改进；本文仅考虑了战略合作信息披露的质量的作用，未来可以在披露的信息含量等其他方面深入研究。