风险信息披露与股票流动性——基于中国A股上市公司年报文本分析

杨 墨,董大勇,徐永安

(西南交通大学 经济管理学院,成都 610054)

在金融产品交易过程中,二级市场流动性为投资者提供了转让和买卖证券的机会,也为筹资者提供了必要的前提。缺乏流动性的市场难以为金融产品供求双方提供交易条件,市场价值就会大打折扣,因此,有研究指出流动性正是证券市场的生命力所在[1]。流动性不仅保证了金融市场能够正常运作,同时也促进了资源有效配置和经济增长。过去几十年,金融市场经历了各类经济失衡以及金融危机事件。一份研究1)World Economic Outlook.Financial Crises:Causes and Indicators.May 1998,76-77指出,仅在1975～1997年间,53个被研究国家共经历了212次金融危机。这一系列的金融危机事件,包括1992 年欧洲货币体系危机、1994年墨西哥比索危机、1997年东南亚金融危机以及2008年美国次贷危机,最终的根源都指向了股票市场流动性。因此,对于股票流动性的研究始终具有重要的现实意义。

另一方面,由于在复杂的市场信息环境中,诸如股价震荡、债券波动、信用违约等事件屡见不鲜,市场投资者对上市公司风险信息的质量要求也日益提高[2]。从2005年开始,美国证券交易委员会(SEC)出台了一系列关于上市公司风险信息披露的法律法规,要求上市公司在其年度报告文件中如实披露公司未来经营和战略发展中可能面对的重大风险事件。2007年,中国证监会同样要求企业在年报中披露使公司具有投机性或风险性的不确定因素,并于2012年颁布了《公开发行证券的公司信息披露的内容与格式准则第2号——年度报告》(以下简称《准则第2号》),再次强调企业必须在年报中单独披露可能对公司未来发展和实现经营目标产生不利影响的重大因素。这一系列关于上市公司风险披露的规定,其目的皆在为投资者提供更多的特质信息,以降低企业和外部投资者之间的信息不对称程度,提高市场的有效性。

基于信息披露在资本市场运作中起到的重要作用,大量研究从理论和实证两个方面探讨了公司信息披露对市场流动性的影响。无论是在理论层面[3-4],还是在实证层面[5-7],普遍观点认为更高质量的信息披露可以有效降低信息不对称程度,鼓励更多投资者参与交易,进而提高公司股票流动性。然而,以往研究大多侧重于信息披露的质量评价,忽略了信息内容的特殊性,即信息披露的风险属性。风险信息犹如金融市场中的一个“黑匣子”[8],一方面,风险披露具有信息的一般属性,能够补充增量信息,有利于改善信息不对称[9],提高分析师预测精度[10-11],降低银行借贷利率[12]和资本成本[8,13];另一方面,公司披露的风险信息越多,意味着公司不确定性越高[14],未来的业绩和现金流更难以被预料,投资者对公司风险感知被扩大[15],恐慌情绪蔓延,进而加剧市场震荡[9]。因此,当涉及风险披露经济后果问题时,往往难以经验性地给出准确判断,特别是关于风险披露究竟是为市场提供了更多有益的信息补充进而改善股票流动性,还是给市场带来更多恐慌进而导致交易效率下降,目前仍然没有一个明确的结论。基于此,本文通过实证研究来检验上市公司风险披露与股票流动性之间的关系。

基于中国2012～2018年上市公司风险披露的实证结果表明:

(1)风险信息披露与未来股票流动性之间显著负相关,说明风险信息披露降低了股票流动性。

(2)投资者情绪在风险披露影响股票流动性的过程中起到了不完全中介作用。

(3)相比于国有、信息质量较高以及地区法律环境较好的企业,在非国有、信息质量较低以及地区法律环境较差的企业中,风险披露与流动性的负相关关系更加显著。

(4)风险披露语调、非模板化程度同更高的流动性相关。

(5)相比于长期影响,风险披露在发布日短期内提高了股票流动性。

本文研究具有理论和实践两个方面。首先,在理论方面,现有文献集中于探讨风险信息披露与公司业绩[14]、市场收益[9]和资本成本[8,13]之间的关系,就本文所知,仅有文献[9]中讨论了风险披露与买卖价差之间的关系,但在该研究中投资者的风险感知受到严格限制,同时买卖价差指标也难以衡量流动性的多层次概念。概而言之,目前仍然没有研究系统性地检验风险披露对市场流动性的直接影响。因此,本文研究发现,风险披露在解释股票流动性方面具有重要作用,并且指出风险披露通过影响投资者情绪进而降低股票流动性,补充和丰富了风险信息披露以及股票流动性的相关文献。其次,在实践方面,本文发现,尽管中国企业风险披露提供了较强的异质性信息,但相比于风险披露对市场信息的补充作用,其给投资者造成风险感知更加明显。同时,本文结果表明,披露质量能够改善风险披露与流动性之间的关系,高质量的风险披露不会加剧市场的过度恐慌,而且更完善的法律环境也有利于缓解风险披露对股票流动性的负面影响。通过揭示风险披露与股票流动性之间的关系,本文旨在提醒利益相关者加强对风险披露的关注,并建议企业提高公开信息披露质量,向市场参与者提供更清晰的信息内容,同时建议政府部门加强对上市公司风险披露的监管,完善相关法律法规,为资本市场的运营提供有力保障。

1 理论分析与研究假设

1.1 风险信息披露与股票流动性

已有研究表明,上市公司一般的前瞻性披露,如管理层预测、新闻稿件和电话会议,能够有效地反映公司潜在的不确定因素,缩减企业与投资者之间的信息不对称差距[16-18]。风险信息披露给出了公司未来潜在的风险可能,具有一定的前瞻性意义,但与一般前瞻性披露不同的是,风险披露虽然解释了公司的不确定因素,却并不能完全提出有效解决方法。因此,其为信息使用者预测企业未来现金流提供的作用有限[15]。风险披露是一把双刃剑,既有利于市场参与者充分了解公司风险状况进而更精确地对公司价值进行评估,又可能因其本身所传递的不确定性信号,引发市场恐慌情绪,导致公司无法获得投资者充分信任。因此,风险披露既可能降低也可能增加投资者的风险感知,进而对股票流动性产生不同的影响。

一方面,理论研究表明,信息不对称会约束投资者交易行为,而高质量的自愿信息披露减少了知情和不知情投资者之间的信息不对称[4,19]。对于信息披露公开程度越高的公司,投资者更愿意相信股票能以相对公平的价格进行买卖交易,因此,公司股票的流动性相对较高[20]。与此同时,实证研究表明,信息披露水平与公司股票买卖价差之间具有负向关系。Leuz等[21]发现,在Neuer交易所上市的公司,其买卖价差明显低于在Frankfurt交易所上市的公司,并且导致买卖价差明显不同的重要原因就是不同市场在信息披露要求上的差异。Boubaker等[22]指出可读性较低的年报会降低投资者的交易意愿,加剧买卖价差程度;相反,年报的可读性越高,买卖价差越小,股票流动性越好。因此,从信息传递角度看,风险披露可以补充公众信息量,减少信息不对称,从而增强股票流动性。

另一方面,风险信息披露也可能降低股票流动性,主要有如下两个原因:

(1)风险披露本身具有动荡和危险的信号,根据中国证监会于2007年发布的《准则第2号》的要求,风险信息披露是针对自身特点进行的风险揭示,能够具体、充分、准确地反映对公司战略和实现经营目标产生不利影响的风险因素。因此,风险披露的内容几乎都与企业未来业绩的不确定性有关。Li[14]指出风险披露中包含的风险信息越多,公司基础风险越大,未来的不确定性越高。对于投资者而言,由于对公司未来盈利能力的预测成本提高,投资者风险感知和风险意识增强,不利消息进一步导致市场波动上升[9,23],悲观情绪和市场恐惧诱导更多的卖单,非理性投资者净买入量和交易意愿明显下降,进而稀释了股票的流通能力[24]。同时,在低迷情绪影响下,做市商的存货风险上升,为了减少损失,他们会以更高的买卖价差交易股票,最终导致股票流动性进一步削弱[25]。基于中国上市公司的实证研究也表明,相比于利好消息,披露不利消息具有更大的不确定性,市场投资者处于高成本的信息环境中,股票流动性明显下降[26]。

(2)委托代理理论认为委托人和代理人目标函数并不一致,代理人由于其“经济人”本性和自身利益最大化的追求,从而在代理行为活动中背离委托人的利益目标,不能按照委托人的目标履行代理人本应实现的受托经济责任。风险信息是利益相关者需要的一种关乎决策的重要信息,委托人要求代理人披露风险信息是一种必然趋势。然而,对于企业代理人而言,如实披露公司风险具有较高的成本,可能造成股价波动、代理人声誉破坏、投资者信心下降等[27],因此,公司经理们有动机使用模糊的语言对风险进行策略性披露,蓄意歪曲或不愿披露详细真实的风险信息,导致风险披露信息含量较少[10]。基于心理学研究框架,由于中小投资者对信息理解和分析能力较差,当信息解读成本较高时,其认知能力只能允许其在一段时间内处理有限数量的信息[28],因而具有策略性的风险信息披露可能会花费投资者更多的时间和精力来处理和分析,阻碍投资者获取价值信息的能力,限制其股票交易的意愿,进而对股票流动性产生负向影响。

综上所述,提出如下对立假设:

H1a风险信息披露与股票流动性正相关。

H1b风险信息披露与股票流动性负相关。

1.2 风险信息披露对股票流动性影响机制分析

已有文献表明,如果公司披露很多风险信息,但未充分说明风险成因及其应对措施,将会显著提高市场参与者的风险感知水平,甚至引发投资者对未知风险的恐慌和悲观情绪[9,15]。基于假设H1b,进一步从市场投资者情绪视角分析风险信息披露对股票流动性的作用机制。研究表明,投资者情绪可以通过直接和间接两种渠道对股票流动性产生影响。首先,就直接渠道而言,De Long等[29]的研究指出,高涨的投资者情绪作用下噪音交易者对未来市场价格存在错误预测,在允许卖空机制下,高涨的情绪会致使噪音交易者增加买卖数量,从而增强市场的流动性;相反,悲观情绪对股票流动性的影响主要体现在负面情绪导致市场噪声交易者的规模和数量缩小,进而抑制市场活跃程度。其次,就间接渠道而言,乐观情绪与过度自信密切关联,乐观情绪下投资者更容易倾向于过度自信。当投资者表现为过度自信时,在非理性行为影响下,他们会增加投资者市场投入和交易频率,在一定时期内充当市场流动性提供者的角色,进而提高股票流动性[30]。

基于上述讨论,风险信息披露与股票流动性负相关的潜在解释可能是风险信息加剧了投资者的风险感知以及风险意识,使市场产生更多悲观情绪,进而导致股票流动性下降。因此,提出假设:

H2投资者情绪在风险信息披露影响股票流动性中发挥中介效应。

2 数据与研究设计

2.1 样本

本文选取2012～2018年中国A 股上市公司作为研究样本,年报风险信息披露来自深圳交易所和上海交易所网站,公司及市场数据来自CSMAR 数据库。为了保证研究具有稳健性,对样本筛选过程如下:①剔除了主要数据缺失的样本;②剔除了ST 上市公司以及金融类上市公司;③如果文本信息过短,会导致文本测度变量出现极端值,并且即使缩尾也无法解决[31],故剔除了文本分词后长度少于1 000的样本;④对所有连续变量在1%和99%进行Winsorize 缩尾处理。最终,本文获得2012～2018年期间10 087个公司年度观测值。样本筛选过程如表1所示。

表1 样本筛选过程报告

2.2 年报风险信息披露的度量

风险披露指标构建主要有两种方式:①在年报全文中提取风险关联词出现的频率[32]或风险语句和风险段落数量[8,15];②通过提取关键词对公司特质风险进行分类,从而构建反映公司不同风险类型的指标[9-10]。虽然第2种方式能反映公司风险特质风险的披露情况,但在实际中,由于缺乏与公司特质风险关联的汉语言词库,故第2种方式在国内研究中具有一定的不适用性。在已有研究的基础上,本文主要通过年报中关于上市公司风险报告段落中出现的风险关联词频数以及风险关联词频率来衡量年报风险信息披露水平。

首先,参照Loughran等[33]归纳的与财务披露中负面和不确定性相关的词库,并在翻译和近义词对照后,进一步根据汉语言在财务报告中的使用习惯,整理出反映中国上市公司风险因素的词库(见附表1);其次,在年报的“董事会报告”中,通过整理出的中国上市公司年报风险段落的标题特征(例如:“公司面临的风险”“可能面对的风险”“公司的机遇与挑战”等),利用正则表达式对风险段落进行检索和提取;最后,本文统计了风险因素段落中风险关联词出现的频数,并分别以风险关联词出现频数(Risk1)以及风险关联词出现频数与段落总词量的比值(Risk2)(风险关联词频率)作为衡量风险信息披露的指标。此外,考虑到风险词库可能受到研究者对企业风险在理解和认识上的主观性干扰,本文在稳健性检验中进一步使用随机抽样方法检验了风险关联词库的稳定性。

2.3 股票流动性

股票流动性是市场微观结构的核心内容,同时也是一个多角度、多层次的概念,包括了市场宽度、深度、及时性以及价量冲击等因素。现有研究主要从价格、交易量以及量价结合的角度构建流动性指标,本文从流动性的量价结合角度,使用非流动性指标[34]来衡量股票流动性。这是因为该指标综合考虑了交易量和交易价格因素,较好地反映了交易金额对交易价格的冲击程度,并且已有研究表明,在众多反映股票非流动性的指标中,Amihud非流动性指标的表现最好[35-36]。非流动性指标定义为

式中:Ritd和V OLitd分别为股票i于t年d天的收益率和交易金额;Dit为当年总交易天数2)由于上市公司必须在财政年度结束后4个月内提交年度报告,参考Boubaker等[22]的研究,本文从财政年度结束后4个月,选取之后12个月作为计算股票平均非流动性的期间。其余流动性指标估计方法类似。。Illiq 越高,单位成交金额对价格的冲击就越大,股票流动性越低。此外,在稳健性检验中还从流动性的其他角度分别使用买卖价差(BAspread)、换手率(Turnover)、收益反转指标(Pastor)以及零收益率天数(Zeros)作为股票流动性的替代变量,对本文主要结论进行检验。

2.4 投资者情绪

关于投资者情绪,参考杨晓兰等[37]的研究,使用股吧发帖情感3)股吧发帖数据来自中国研究数据服务平台(CNRDS)作为衡量投资者情绪的指标,以检验风险信息披露是否通过影响投资者情绪进而对股票流动性产生影响。投资者情绪计算方式为

式中:Nposi,itd为股票i于t年d天股吧出现的正面情绪帖子数量;Nneg,itd为股票i于t年d日股吧出现的负面情绪帖子数量。

2.5 实证模型

为了避免被解释变量和解释变量之间存在同期性偏见,采用解释变量滞后1期的数据建立如下多元回归模型:

式中:Illiq为股票非流动性指标;Risk1和Risk2分别表示年报风险因素段落中风险关联词频数和风险关联词频率(风险关联词频数与段落长度的比值)。参考文献[1,22],本文控制了如下变量:净资产收益率(Roe)、规模(Size)、资产负债率(Lev)、市值账面比(Bm)、两职合一(Dual)、独董比例(Poid)、大股东持股比例(First)、年龄(Age)、收益波动率(Volat)以及机构持股比例(Institution),并且控制了年度(YEAR)和行业(IND)的影响。本文涉及的变量具体定义见附表2。

3 检验结果及分析

3.1 描述性统计

表2给出了本文主要变量的描述性统计结果。由表2可以看出,在Winsorize处理后,非流动性指标(Illiq)均值为0.794 7,最小值和最大值分别为0.021 5和4.993 1,说明个股间流动性差异较大。风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)的最小值均为0,说明部分企业对公开风险信息存在排斥情绪,在信息披露中对风险因素只字未提。相比于最小值0,风险关联词频数(Risk1)的最大值为5.545 2,表明不同公司之间的风险披露具有较大差异性。此外,风险关联词频率(Risk2)的均值为0.032 0,表明样本中风险披露平均100个单词中只有约3个单词提到了风险因素,进一步说明中国上市公司风险披露中涉及的风险信息并不充。

表2 描述性统计

3.2 风险信息披露与股票流动性

为了检验风险信息披露对股票流动性的影响,使用模型式(3)进行实证检验,回归结果如表3所示。

根据表3 第(1)列可知,Risk1 的回归系数为0.019 2,在1%水平显著。由表3 第(2)列显示,Risk2的回归系数为1.404 6,在1%水平显著为正,说明风险关联词频率和风险关联词频数越多,股票流动性越低,验证了假设H1b。关于控制变量,Volat的回归系数在1%水平显著为负,表明波动率更强的股票流动性更高。这是由于股市波动率在一定程度上反映了投资者参与的积极性,股市波动率提高,可以预期市场流动性也将提高,与关于中国市场波动率与流动性关系的文献是一致的[38]。此外,本文还发现,企业业绩(Roe)、规模(Size)、资产负债率(Lev)等与股票流动性相关,且结论与已有文献基本一致。

表3 风险信息披露与流动性

3.3 投资者情绪对风险信息披露与股票流动性的中介效应检验

在这一部分,本文进一步检验投资者情绪在风险信息披露影响股票流动性过程中的中介效应(见表4)。

由表4 第(1)列结果显示,风险关联词频率(Risk1)与投资者情绪(Sentiment)的回归系数为-0.006 5,且在1%水平显著。表4第(3)列在模型式(3)基础上进一步控制投资者情绪(Sentiment),结果显示,风险关联词频率(Risk1)与非流动性指标(Illiq)的回归系数为0.022 2,且在1%水平显著,投资者情绪(Sentiment)与非流动性指标(Illiq)的回归系数为-0.464 1,且在1%水平上显著,该结果与已有研究结论一致[39-40]。最后,比较Risk1 与Sentiment的回归系数-0.006 5 与Sentiment与Illiq的回归系数-0.464 1 的乘积以及Risk1 与Illiq的回归系数0.022 2的符号,发现两者均为正,且Z值显著,说明投资者情绪是风险披露影响股票流动性的不完全中介。对于风险关联词频数(Risk2),本文得到与Risk1 类似的结论,假设H2得到支持。

表4 投资者情绪对风险信息披露与流动性的中介效应

4 风险信息披露对流动性的影响——基于不同情况下的讨论

前文研究表明,风险信息披露对股票流动性具有负向影响,但是由于不同特征企业风险水平不同,其抗风险能力也各有差异,这意味着投资者即使在使用类似的风险信息披露时,基于不同企业特征也可能做出不同的投资决策。因此,讨论企业风险信息披露对市场流动性的影响时,必须结合企业特征来分析。本文在区分企业所有权性质、企业信息质量以及地区法律环境评分后,进一步检验了风险信息披露对股票流动性的影响。

4.1 区分企业所有权性质

考虑到具体国情,所有权性质是中国资本市场情境下最为典型的企业特征,所有权性质不同的企业也在多种经济方面表现出较大差异。因此,从产权差异的视角看,国有企业风险披露对股票流动性的影响与民营企业相比可能有所不同。已有文献发现,在面对经营困难时,资本是非国有企业发展过程中的主要约束[41],其获取金融机构的融资等通常会变得困难。在这种情况下,来自股东的压力和对薪酬的担忧迫使非国有企业高管只能寻求能够解决绩效问题且风险水平更高的战略方针[42],因此,其风险披露释放的异质性信号更强,更容易引起投资者风险意识,加剧流动性下降。相比之下,对于国有企业而言,企业经营风险并不一定意味着企业当前的公司或业务战略存在问题。这是因为国有企业具有包括显性的经济目标和潜在的政策与社会目标在内的双重目标[41,43],其为政府承担着多种多样的政策性和社会性负担[44],所以国有企业在披露风险时往往更多的是政策宏观风险,而企业异质性风险较弱,在一定程度上转移了投资者对企业经营风险的注意。另一方面,有研究表明,较之于民营企业,国有企业在政企关系、融资待遇等方面均具有明显优势[45-46]。在中国由产业政策主导社会投资流向的背景下,国有企业因其具有的天然政治优势能够让银行及其他资金提供者看好企业项目的发展,坚信其盈利前景,所以投资者即使注意到企业信息披露中释放的风险信号,仍然对企业能够成功抵抗风险充满信心。因此,市场焦虑和恐慌情绪相对较弱。基于上述分析,进一步将样本分为国有上市公司与非国有上市公司,检验风险信息披露对股票流动性的影响。

根据表5第(1)和第(2)列可知,非国有企业样本中风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)对股票非流动性的回归系数分别为0.032 4和2.031 1,且均在1%水平显著;而由表5第(3)和第(4)列可知,国有企业样本中风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)与非流动性均未表现出显著关系。表5结果表明,相比于国有企业,在非国有企业中风险信息披露对流动性的影响更为明显。

4.2 区分企业信息质量

市场微观结构理论认为,信息披露质量与股票流动性存在密切关联。低质量的会计信息会扩大买卖双方的信息不对称程度,在资本市场中,信息不对称的存在会引起道德风险和逆向选择,进一步扩大市场的恐慌情绪,引发市场羊群效应和泡沫现象,加剧资本市场的投机性,严重影响市场效率。因此,从信息质量的角度考虑不同信息质量水平下,风险披露对流动性产生的影响可能有所不同。一方面,由于风险披露是企业信息披露的形式之一,具有一般的信息属性。根据信息披露相关研究的结论,由于市场上部分投资者拥有信息优势,而更高质量的会计信息可以降低市场上的逆向选择程度,从而提高股票市场的流动性[47-48];相反,低信息质量的公司存在更严重的信息不对称程度,上市公司的股票流动性也较低[1]。另一方面,根据经济学中的外部性理论,当公司管理层向股东和债权人披露风险信号时,市场上的投资者可以免费了解这些信息并从中获益,故上市公司对外公开信息披露是一种具有正向外部性的商品。当上市公司风险信息披露的质量较高时,企业更容易获得外界认可,投资者对企业在二级市场的融资能力和成长表现具有更强的信心[1]。在这种情况下,风险披露对市场投资者造成的负面和恐慌情绪在一定程度上被削弱,从而抑制了风险信息对流动性的负向影响。

基于上述讨论,进一步将样本分为低信息质量的公司与高信息质量的公司,检验风险信息披露对股票流动性的影响。基于深交所和上交所对上市公司信息披露的考核结果:A(优秀)、B(良好)、C(合格)和D(不及格),将信息质量定义为:若考核结果为A,则认为信息质量较高;若考核结果为B、C 或D,则认为信息质量较低。由于上交所的评估始于2016年,故本文对2016年之前的样本采用2016年的结果。

根据表6第(1)和第(2)列可知,信息质量较低的样本中风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)对股票非流动性的回归系数分别为0.021 6和1.598,且均在1%水平显著;根据表6第(3)和第(4)列可知,在信息质量较高的样本中,风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)与非流动性回归系数为负,但不显著。表6结果表明,当企业信息质量水平较高时,风险信息并不会降低股票的流动性。

4.3 区分地区法律环境评分

法律环境对资本市场具有重要影响,中国长期以来致力于建立健全资本市场的法律体系。但是由于中国幅员辽阔,各省份地区的文化、经济发展状况各不相同,制度环境建设水平参差不齐,各个地区对投资者的保护程度存在很大差异,故从法与金融的基本观点出发,中国不同省份在法律环境上的差异对公司金融行为的发展有重要影响[49-50]。首先,良好的法律环境将有助于提高投资者对公司处理危机事件以及抵抗风险能力的信心。一是良好的法律环境提供了有效的内外部环境监督,有利于解决股东和管理层之间的代理问题[51],提高公司信息透明度,限制内部人趁机获取控制权谋求私利的能力,减弱盈余管理行为[52];二是良好的法律环境可以帮助企业获得外部融资,减缓投资的融资约束[53],同时也有利于缓解预算软约束问题,抑制过度投资[54]。其次,从外部利益相关者的角度看,地区法律水平越高,在公司报告风险信息时,相关信息查询的范围越广泛,因此,对公司经营信息了解越充分;相反,在法律水平较低的地区,公司风险相关信息较不透明,投资者难以通过法律法规对公司的约束机制获得企业风险事件的详细信息并做出合理有效的风险评价,因此,投资者对风险信息更为敏感,市场恐慌情绪更加突出。概而言之,地区法律环境低水平会增加投资者对上市公司应对和处理风险事件能力的担忧,提高信息获取成本,最终导致企业与投资者之间的信息不对称现象更为严重。因此,投资者对地区法律环境水平较低的企业公开的风险信息更为敏感,在交易行为上表现得更为保守和谨慎。

基于上述讨论,进一步将样本分为低法律环境评分的公司与高法律环境评分的公司,检验风险信息披露对股票流动性的影响。依据樊纲等[55]编制的中国市场化指数中的“市场中介组织的发育和法律制度环境”,并基于马连福等[56]的方法外推至2018年进行测度,而后按照样本中位数分为“低法律环境评分地区”和“高法律环境评分地区”。分组回归结果如表7所示。由表7第(1)和第(2)列可知,低法律环境评分地区样本中风险关联词频数(Risk1)和风险关联词频率(Risk2)与股票非流动性的回归系数分别为0.024 5和2.271 4,且均在1%水平显著,而由第(3)和第(4)列可知,高法律环境评分地区样本中风险信息披露与非流动性关系没有通过显著性检验。表7结果表明,当地区法律水平较高时,风险信息披露不会对企业股票流动性产生负面影响。

表7 区分地区法律环境评分

5 进一步研究

5.1 风险信息披露语调、模板化程度对流动性的影响

前文分别探讨了风险关联词频数和风险关联词频率对股票流动性的影响,本文进一步考察了风险信息披露的语调以及模板化程度对流动性的影响。首先,对于企业而言,当管理层试图通过盈余管理的方式操控财务报表数据以掩饰公司存在的风险时,相比于财务信息,其在语言描述中的态度更能提供有价值的信息。Li[57]发现,在企业对未来发展战略和经营方式不利因素的前瞻性陈述报告中,语调对未来业绩具有预测作用;Boudt等[58]也发现,投资者对信息披露的语调具有一定的感知能力。如果管理层的语调越悲观,投资者更可能注意到企业未来发展的困难,风险情绪被进一步加剧,进而影响股票交易行为的活跃程度。因此,本文基于Boson NLP平台提供的中文情感词库,对风险披露进行了语调分析,并检验了其对股票流动性的影响。参考Li的做法,本文语调定义为

式中:K为风险披露中总词量;Toneijk是0、1和-1三元变量。当第k个词为正面情绪时为1,负面情绪时为-1,中性词时为0。

其次,在过去几年里,有关年报内容过度模板化的讨论引起了政策制定者和众多投资者对年报形式质量的重视。形式质量是指企业以特定语言和呈现方式准确、清晰、简明地传递会计信息的程度,而信息披露模板化程度是其中的一个基础质量特征。已有研究表明,年报模板化程度越高,信息质量越差,信息有用性越低[59]。对于风险信息披露而言,当模板化程度较高时,管理层向投资者提供的实质性信息越少,因而更可能加剧知情交易者和其他投资者之间信息不对称程度,从而降低股票流动性。参考Brown等[59]的研究,基于TF-IDF 算法和向量空间模型,计算了风险信息披露模板化程度,

式中,vi,t和vi,t-1分别为当期风险披露文本以及上一期风险披露文本的特征词向量。

表8给出了滞后1期的风险披露语调以及模板化程度对股票流动性的固定效应回归模型结果。与本文预期一致,由表8第(1)列显示,Tone的回归系数为-0.029,在1%水平显著。说明风险信息披露语调越悲观,股票流动性越低,一个潜在的可能原因是,风险披露的悲观语调加剧了投资者风险感知和消极情绪,进而降低了交易意愿。根据表8第(2)列可知,Similarity的回归系数为0.094,在1%水平显著。说明风险披露模板化程度越高,非流动性越高,股票流动性就越低,本文这一结论与已有关于信息披露质量和股票流动性的文献结论一致[1,21,60],并进一步强调了风险信息披露模板化程度对股票流动性的解释作用。

表8 风险披露语调以及模板化程度对流动性的影响

5.2 风险信息披露与短期异常流动性

已有研究表明,年报风险信息披露与股票长期(年度平均)流动性具有负相关,为了进一步检验风险信息披露给市场流动性带来的影响,本文还考察了风险信息披露公布日前后短期流动性的变化。刘晓星等[40]认为投资者情绪对市场流动性的影响在很大程度上取决于市场中的噪声投资者是否普遍存在认知过度,基于中国实际情况,发现市场投资者对新信息主要表现为认知不足,在这种情况下,风险披露带给市场的恐慌情绪不会立刻在投资者之间传播扩散,利空消息不能导致市场变化一步到位,使得市场中的股票价格受市场消息面的影响呈现持续性。另一方面,已有研究指出,短期内二级市场一般对利空消息提前反应,但长期内消息的负面信号作用更加显著,导致投资者股票减持行为,进而改变股票供求关系[61]。黄建欢等[62]的研究也表明,坏消息在发布日后存在一段观望期,期间负面效应不显著,但之后出现的大规模减持行为导致市场对坏消息发布产生先升后降的倒V 形反应。因此,本文认为风险信息披露对股票流动性的短期影响不同于长期,在风险信息披露趋同理论下,风险信息披露可能提高而非降低股票的短期异常流动性。参考Boubaker等[22]的研究,本文定义股票异常流动性(Abnormal_Illiq)为年报发布日后3 个交易日内非流动性指标(Illiq)的均值减去年报发布日前10个交易日内非流动性指标(Illiq)的均值。

在表9第(1)列中,Risk1与短期异常非流动性(Abnormal_Illiq)的回归系数为-0.002 6,在10%水平显著;在表9第(2)列中,Risk2与短期异常非流动性(Abnormal_Illiq)的回归系数为-0.189 9但不显著。表9结果表明,风险披露对股票流动性的短期影响与长期截然不同,且风险关联词频率提高了市场短期内的股票流动性。

表9 风险披露与短期异常流动性

6 稳健性检验

6.1 其他流动性替代变量

为了确保研究结论稳健,本文还分别从价格、交易量、量价结合以及交易时间的角度,使用买卖价差(BAspread)、换手率(Turnover)、收益反转指标(Pastor)以及零收益率天数(Zeros)作为流动性替代变量。参考文献[63-64],以1年交易日内股票买卖价差的均值作为流动性指标,计算方式为

参考文献[64],采用如下方式计算日均换手率:

式中:VOLitd为股票i于年度t第d天的成交数量;LNSitd为股票i于年度t第d天的流通股数;Dit为股票i于年度t的总交易天数。

参考文献[65],通过下式估计收益反转指标(Pastor)作为股票流动性的替代指标:

式中:Ritd和Vitd分别为股票i在t年第d日的收益率和交易金额;为股票i在t年第d日的超额收益率,其中,Rmtd为流通市值加权的综合日市场收益率,Sign是符号函数。回归系数β2 的估计值即为收益反转指标(Pastor),Pastor值越大,表示流动性越好。

最后,参考文献[66],通过下式估计了股票零收益率天数作为流动性替代指标:

Zeros越大,零收益率的天数越多,表明股票流动性越差。

表10给出了风险信息披露与4种流动性替代变量的回归结果。风险信息披露指标分别与BAspread和Zeros显著正相关,与Turnover显著负相关,并且风险关联词频数(Risk2)与Pastor显著负相关,结论与前文基本一致。

表10 其他流动性替代变量

6.2 内生性检验

为了避免风险信息披露与流动性的同期性偏见,在模型式(3)中使用滞后1期的风险信息披露作为解释变量,但仍然可能遗漏某些未被观察到的重要变量,使模型产生内生性问题,故进一步采用两阶段最小二乘回归法(2SLS)进行检验。参考文献[22],使用年报风险信息披露的2期滞后项作为内生性检验的工具变量。在2SLS的第1阶段,以风险关联词频数(频率)的2期滞后项Tool1(Tool2)对风险关联词频数(频率)的1 期滞后项Risk1(Risk2)进行回归,并加入模型式(3)中所有控制变量以及年度和行业虚拟变量。在2SLS的第2阶段中,使用第1阶段的回归拟合值Risk1_fit(Risk2_fit)作为解释变量,与Illiq进行回归分析,结果如表11所示。由表11第(1)和第(2)列可知,在第1阶段中工具变量与风险信息披露保持高度相关;由表11第(3)和第(4)列显示,第2阶段回归中Risk1_fit和Risk2_fit的回归系数分别为0.039 2和2.946 9,在1%水平显著,风险信息披露与非流动性的正相关关系并未改变,表明在考虑内生性问题后,风险披露仍然降低了股票流动性。

表11 内生性检验

6.3 Fama-Macbeth回归

本文进一步使用不同方法检验了年报风险信息披露对股票流动性的影响。根据二阶段回归方法[67],通过年度横截面的回归分析,分别计算了风险关联词频数和风险关联词频率的回归系数均值以及t统计量,结果如表12所示。Risk1和Risk2的回归系数均值分别为0.019 2 和1.797 3,分别在10%和5%水平显著,说明从时间截面来看,风险信息披露仍然与股票流动性负相关。

表12 Fama-Macbeth回归

6.4 固定公司效应模型

由于公司层面的因素可能同时影响风险信息披露水平和股票流动性,例如公司风险、风险管理水平、公司发展战略等。如果公司倡导创新发展战略时,这种理念可能同时与信息披露水平和市场表现产生关联[68-70]。为了控制这种干扰,采用固定公司效应模型对假设H1b重新进行检验。根据表13可知,在固定公司效应后,Risk1和Risk2的回归系数分别为0.025 4和1.912 8,均在1%水平显著为正,与前文基本一致。因此,在进一步控制公司个体特征后,本文关于风险信息披露与股票流动性负相关的结论仍然成立。

表13 固定公司效应模型

6.5 随机词库检验

本文所使用的风险特征词库是基于Loughran等[33]归纳的风险词库,并在此基础上进行翻译和近义词对照整理得到的。为了进一步减少在归纳和整理过程中,研究者主观因素(如企业风险理解、市场风险理解、政策理解等)对研究结论的影响,在已构建的风险特征词库中,以不放回随机抽样的方式重新选择其中80%的风险特征词组成新的特征词库,基于新词库重新计算样本的风险特征词频率和风险特征词频数变量,对本文主要结论进行检验,并反复上述过程10次4)由于篇幅有限,只列出了其中一次随机抽样词库的结果,其余结果见附件。表14给出了其中一次随机抽样词库的检验结果,Risk1和Risk2与非流动性(Illiq)的回归系数分别为0.033 2和5.006 1,均在1%水平下显著,表明在考虑随机抽样风险特征词库后,本文结论仍然成立。

7 结论

本文探讨了公司风险信息披露对股票流动性的影响。在控制了规模、业绩以及行业和年度等因素后,本文发现,风险信息披露与股票流动性显著负相关,即风险披露中的风险信息越多,股票的流动性越低,且投资者情绪是风险披露影响股票流动性的不完全中介。细分研究表明,相比于国有、信息质量较高以及地区法律环境较好的企业,在非国有、信息质量较低以及地区法律环境较差的企业中,风险披露与流动性的负相关关系更加显著。此外,本文还发现,风险披露语调、非模板化程度都与更高的流动性相关,并且与风险披露对股票流动性长期影响不同,在发布日短期内风险信息提高了股票流动性。最后,本文的结论对于使用不同流动性指标、工具变量法以及固定企业效应模型等一系列敏感性检验是稳健的。

本研究的结果旨在提高利益相关者对上市公司风险信息披露的认识。虽然风险披露提供了较强的特质性信息,但就中国目前而言,风险信息的增加也明显提升了投资者风险感知意识,抑制了市场交易的活跃程度。而高质量的信息披露以及完善的法律环境可以有效增加投资者对上市公司处理和抵抗风险能力的信心,缓解风险披露带给市场流动性的负面影响。基于此,本文提出如下两个方面建议:

(1)完善企业财务报告制度,建立有效的信息披露系统,从根本上保证上市公司信息披露质量水平。

(2)加强中国风险披露监管力度,建立健全风险披露相关法律法规,进一步为市场投资者提供保护。

本文通过文本分析方法使用风险关联词度量了风险披露指标,但对于风险披露的实质性内容探讨仍然不够到位,例如风险披露究竟是管理层对预期风险的未雨绸缪,还是对潜在危机的担忧焦虑,两者分别对市场有什么不同的影响,未来的研究可以进一步探讨。此外,尽管本文采用滞后项和工具变量法以控制内生性,但仍无法完全排除风险信息披露与市场流动性间的内生问题。

附表1 风险关联词库

附表2 变量定义