政策激励与信息质量：容错纠错机制对国有企业前瞻性信息披露的影响

摘 要：

基于2011至2021年A股国有上市企业研究样本，采取文本分析和实证检验方法，研究发现国有企业实施容错纠错机制试点显著提高了企业前瞻性信息披露水平。进一步分析发现，容错纠错机制通过提升企业风险行为决策和信息披露决策层面的风险承担能力，促进前瞻性信息披露。混合所有制改革和国资监管体系改革与容错纠错机制结合，产生政策协同效应，进一步促进了国企前瞻性信息披露。此外，经济后果检验显示，容错纠错政策激励下，企业倾向于披露更高质量前瞻性信息，降低信息不对称，进而降低国企资本成本。同时，这种信息披露真实反映了国企潜力和前景，增强了企业未来价值创造和转型能力。

关键词：

容错纠错机制；前瞻性信息披露；国企改革

文章编号：2095-5960（2024）06-0057-11；中图分类号：F230

；文献标识码：A

一、引言

2023年2月1日，中国证监会发布《关于全面实行股票发行注册制前后相关行政许可事项过渡期安排的通知》，标志着全面注册制改革正式启动。该改革以信息披露为核心，旨在优化资本配置和提升服务实体经济的能力。［1］全面注册制改革提高了企业信息披露的要求和标准，不仅包括财务数据，还涉及经营状况、发展规划和风险因素等多维度信息。［2］此外，改革对信息使用者提出了更高要求，需要提升信息获取和整合能力，以制定更准确的投资决策。［3］在全面注册制背景下，上市企业的信息披露质量成为学界和实务界关注的焦点。

前瞻性信息是企业战略规划、潜在风险和发展前景等预期性内容的披露，不同于信息准确性需要分行业的信息披露，这需要容错纠错机制的助力。与历史性财务数据相比，前瞻性信息因反映企业未来经营预期和发展前景，具有更高的信息价值，为投资者预测和决策提供重要依据。［5］研究表明，前瞻性信息能提供增量信息，真实反映企业经营预期和发展前景。［5］然而，企业发布的前瞻性信息可能并非总是真实有效，有时甚至可能成为操纵性披露的工具，影响或误导信息使用者的价值决策。［6］资本市场的市场化程度是决定前瞻性信息能否有效发挥其增量作用、缓解信息不对称问题的关键因素。［4］市场化程度的高低直接影响前瞻性信息的质量和可用性，进而影响信息使用者的决策过程。

国有企业改革是推进资本市场市场化进程的基石。一方面，混合所有制改革和国资监管体制改革，有助于解决“越位、错位、缺位”及代理链条过长等治理难题并提升信息披露质量。［7］另一方面，2016年国务院《政府工作报告》提出的容错纠错机制改革，通过区分失误和错误，为干部提供了试错空间，也有利于激发其担当和创新，提升信息披露质量。［7］因此，本研究以国有上市企业为样本，探讨容错纠错机制对前瞻性信息披露水平的促进作用，并分析其机制和经济后果，为市场化改革和注册制优化提供参考。

本文的贡献在于：首先，丰富了有关国企改革政策实施效果的理论和实证研究，通过探讨容错纠错机制如何积极影响国有企业信息披露，证实了该机制通过提高企业和管理层的风险承担能力，显著增强了信息透明度和信息含量。其次，研究揭示了容错纠错机制与混合所有制改革及国资监管体制改革的协同效应，深化了对国企改革中不同政策措施相互促进的理解。最后，研究证实了完善容错纠错机制在提升信息披露质量方面的有效性，为注册制改革举措优化提供了新的思路。

二、文献综述和理论假设

（一）文献综述

前期研究指出，国企内部治理缺陷和政府过度干预是制约其经营效率和核心竞争力的关键因素。［8］国内学者主要从优化公司治理和减少行政干预两个维度探讨了国企改革效果。一方面，混合所有制改革通过引入非国有资本，提升了国企的经营效率［9］、资源配置效率［10］及核心竞争力［11］。另一方面，国资监管体系改革有效降低了政府不当干预，增强了国企的盈利能力［12］和资本、资产配置效率［11］。然而，国企激励机制的不完善也是限制其发展的重要因素。［7］现有文献多集中于薪酬、股权和晋升等激励措施对国企效益的影响［17］，而对容错纠错机制的研究相对缺乏［7］。容错纠错机制为国企管理者创造包容的决策环境，减少对失败的惩罚，激励改革创新和风险承担，可能改善内部治理、提高经营效率，甚至优化信息披露决策。

信息披露是衡量管理效率和反映企业状况的关键指标。适当的激励机制下，管理层倾向提供高质量的信息，满足外部利益相关者需求并增强企业信誉。前瞻性信息，包括战略规划、潜在风险和发展前景，对投资者和市场具有重要价值。［13］研究表明，前瞻性信息能预示企业未来业绩并优化市场信息环境。［14］然而，其有效性受信息提供者动机、企业内部治理和市场政策环境影响。［15，16］国有企业因治理缺陷、政府干预和风险承担不足，其前瞻性信息披露质量受限。［17］虽然混合所有制改革和国资监管体系改革被证明能提升信息披露质量，但关于容错纠错激励机制对国企信息披露质量影响的研究仍较少。因此，本研究将探讨容错纠错机制对国企前瞻性信息披露的影响及作用机制。

（二）制度基础和理论分析假设

1.制度基础

2016年，习近平总书记提出区分改革创新中的无意过失与违纪违法行为，为国企容错纠错机制奠定了制度基础。同年，国务院工作报告强调建立容错纠错机制，激励改革创新。2018年，《关于进一步激励广大干部新时代新担当新作为的意见》发布，明确要求建立容错纠错机制，调动干部积极性。2019年，《国企集团公司“三个区分开来”容错纠错机制实施办法》出台，要求国企实施容错纠错机制，激发管理人员创新精神，鼓励责任承担。这些政策为国企改革创新提供了政策依据和制度保障。

容错纠错机制在国企的实施经历了试点、推广和加速三个阶段。试点阶段在选定企业中积累经验；推广阶段将机制扩大到更多企业并逐步优化；加速阶段则完善机制以提高实施效果。这一分阶段实施策略反映了政策制定者的审慎态度，并为本研究采用双重差分（DID）方法检验政策效应奠定了基础。

2.理论分析假设

前瞻性信息披露涵盖企业的战略规划、潜在风险和发展前景。根据期望效用理论，管理层在决策时会权衡信息披露的成本与收益。［18］成本包括资源投入、竞争劣势和惩罚，而收益则会增强投资者信心、降低资本成本和减少法律风险。［19］国企管理层因风险承担不足可能抑制前瞻性信息的披露。一方面，以经营成果为标准的绩效评价体系，可能过度惩罚非可控因素导致的失败，抑制了前瞻信息的披露。另一方面，信息透明性的增加可能增大管理层被追责的风险，因而抑制其披露动机。因此，容错纠错机制可能通过降低决策失误惩罚，提升企业及管理层风险承担能力，促进前瞻性信息披露。

容错纠错机制是区分失误和错误的制度，组织容错能力能够营造容错性环境和降低创新风险的感知［20］，旨在为国企管理层提供改革创新的试错空间。该机制减少了决策失误的成本，提高了企业及管理层的风险承担能力。［21］作为风险管理的“安全网”，容错纠错机制降低了决策失误的潜在成本，激励企业理性评估风险，增强风险承担能力。同时，该机制允许合理失误，降低了管理层个人的风险成本［21］，缓解对失败后果的担忧，增强其风险承担能力，鼓励披露和创新。因此，本研究推断，容错纠错机制可能通过提升企业及管理层的风险承担能力，促进前瞻性信息披露。

基于风险行为决策层面，容错纠错机制可能通过提升企业及管理层在风险行为决策层面的风险承担能力，促进前瞻性信息披露。风险行为是企业及管理层采取的可能导致企业资本结构变动及现金流波动的战略选择。［22］风险行为可能包括：多元化行为、全球化行为、研发行为和并购行为等［22］，以高投资、长周期和高风险为特点。企业及管理层在制定决策时，可能面临决策失败的风险惩罚，如经济损失和声誉损害。［23］容错纠错机制作为风险管理工具，可能通过提升风险行为的期望效用和提供制度性保障两个途径，促进风险承担能力提升，继而增加前瞻性信息披露。一方面，基于期望效用理论，管理层在决策时会权衡成本与收益。容错纠错机制降低了企业和个人的风险成本，提高了风险行为期望效用，激励管理层主动地承担风险，增加了企业披露风险决策和研发创新等前瞻性信息的概率。另一方面，容错纠错机制为管理层提供了制度性保障，强调宽容改革创新中的失误，增强了管理层进行创新投入的风险承担能力［7］，使管理层更愿意在年报等文件中披露风险决策和创新战略信息，进一步促进了前瞻性信息的披露。

基于信息披露决策层面，容错纠错机制可能通过增强企业及管理层在信息披露决策中的风险承担能力，促进前瞻性信息披露。透明性的信息披露不仅直接反映了企业的决策能力和意愿，而且是企业及管理层权衡成本与收益后的结果。［19］容错纠错机制的实施，可能通过降低风险成本、提升信息披露决策的期望效用和缓解代理冲突三个途径，提升企业及管理层的风险承担能力，进而促进前瞻性信息披露。首先，容错纠错机制通过降低因决策失误所面临的直接与间接成本，如声誉损失等［7］，增强了企业及管理层对潜在负面后果的承受能力，减少了披露犹豫，鼓励其披露更多关于企业战略规划和发展前景的信息，以提升市场对企业未来发展的信心。其次，基于期望效用理论，容错纠错机制通过减少决策失误的负面后果，提高了透明性披露的潜在收益。这增加了信息披露决策的期望效用，激励管理层选择提高信息披露透明度的方案，从而提高了前瞻性信息披露水平。最后，基于代理理论，容错纠错机制有效降低了管理层因风险厌恶而违背委托人利益决策的概率。［20］这种机制提升了管理层的风险承担能力，促使其采取符合股东利益的决策行为，包括增加前瞻性信息披露，降低信息不对称和代理成本。

基于此，本研究提出了以下假设：

H1： 容错纠错机制能够显著提升国有企业的前瞻性信息披露水平。

三、研究设计

（一）研究样本

研究样本是2011到2021年A股国有上市公司。删除ST和PT、金融保险、资不抵债及数据不全企业，最终样本为9，469个。企业数据来源于CSMAR和CNRDS数据库。数据分析采用Python和Stata15软件。对连续变量采取首尾1%缩尾处理降低异常值干扰。

（二）变量定义

1.被解释变量：前瞻性信息披露变量（Forwardratio）

本研究基于国有上市企业年报的管理层分析与讨论文本，通过计算前瞻性信息的文本比重来衡量其披露程度。研究采用了Li的定义和“词袋”方法构建变量。［13］利用Python的Jieba分词技术处理文本，并参考胡楠和薛付婧的工作［24］，通过word2vec工具扩展前瞻性词汇，形成了包含174个词汇的词典。该词典包括了预测、未来时点、前瞻风险和前瞻信心等类型的词汇。通过词袋法计算前瞻性词汇与总词汇的比例，最终利用模型（1）得出前瞻性信息披露变量（Forwardratio）。

Forwardratioi，t=∑Forward_wordsi，tTotal_wordsi，t "（1）

其中，∑Forward_wordsi，t和Total_wordsi，t分别对应文本中前瞻性词汇及总词汇数。

2.解释变量： 国企容错纠错机制变量（DID）

借鉴庄芹芹等的研究［25］，自2015年起，国有企业容错纠错机制在中国逐步推广，上海、山东、陕西和青海四省先后实施了相关制度。2016年11月，该机制扩展至央企。在研究中，若国企当年引入或已实施容错纠错机制，对应的DID变量赋值为1，否则为0。

3.机制变量：风险承担变量（Risk1和Risk2）、风险行为决策变量（Rd）、信息披露决策变量（Kv）

（1）风险承担变量

考虑到相较于财务指标，股票收益率的波动不受财务报表的影响，更能反映企业的风险承担能力。［26］本研究参考Bernile et al做法［27］，测算日个股回报率的年标准差，作为企业风险承担指标（Risk1），具体见公式（2）。该指标越大，代表企业风险承担能力强和承担水平越高。

Risk1i，t=ln （250×var（Ri，t）） "（2）

其中，Ri，t为企业股票i在t年某天考虑现金红利再投资的日个股回报率。

此外，依据余明桂等的方法［28］，使用企业盈利波动性作为风险承担水平（Risk2）的衡量指标。盈利波动性的计算基于ROA，即企业某年度的息税前利润（EBIT）与年末资产总额（ASSET）的比率。研究首先对ROA进行行业年度平均值调整，随后计算每三年观测期（T，T+1，T+2）内调整后的ROA的标准差和极差（Adj_Roa），以评估企业的风险承担能力（Risk2）。相关计算详见公式（3）和（4）。

Adj_Roai，t=EBITi，tASSETi，t-1X∑Xk=1EBITk，tASSETk，t "（3）

Risk2i，t=1N-1∑Nt=1（Adj_Roai，t-1N∑Nt=1Adj_Roai，t）2N=3 "（4）

（2）风险行为决策变量（Rd）

风险行为是企业及管理层主动进行的、可能导致企业资本结构变动及未来现金流波动的战略选择，主要包括：多元化行为、全球化行为、研发行为和并购行为等。［21］此外，与国际化并购以及多元化行为相比，研发投入行为是企业更为一般的风险行为决策。［21］因此，本研究采取创新投入（Rd）作为企业风险行为决策变量的替代指标。参考孔东民等的做法［29］，测算公司年度研发支出占总资产的比例衡量创新投入水平（Rd）。

（3）信息披露决策变量（Kv）

信息披露决策反映在企业披露意愿和披露信息的透明性上。本研究参考Kim和Verrecchia的做法［30］， 采取模型（5）和（6）的算法测算信息披露决策变量（Kv），该变量取值越大，反映企业信息披露意愿越强、信息透明性越高。

LnPt-Pt-1Pt-1=λ0+λ1VoltVol0-1+ε "（5）

其中，Pt是第t日的收盘价。Volt和Vol0分别是第t日的交易量（股数）和研究期间所有交易日的平均日交易量。

然后采取最小二乘法针对每个公司回归得到λ值，运用模型（6）计算Kv指数。

Kv=λ×106 "（6）

4.控制变量

借鉴雷新途和方柳卿的做法［31］并结合本研究选取如下控制变量：总资产收益率（Roa）、公司规模（Size）、负债比率（Lev）、现金流比率（Cashflow）、营业收入增长率（Growth）、总资产周转率（Ato）、董事人数（Board）、股权制衡（Balance）、市场价值（Tobinq）、上市年限（Listage）和企业声誉变量（Reputation）。

（三）模型设定

本文参考雷新途和方柳卿的做法［31］，构建如下模型进行回归分析。考虑到上市企业年报一般为次年3、4月份发布，故被解释变量、解释变量和控制变量采取同期数据是较为适宜的方式。为克服内生性问题，模型回归采用企业和年份固定效应，并在回归中采取企业层面聚类稳健标准误。

构建模型（7）检验基准回归假设：

Forwardratioi，t=α0+α1DIDi，t+∑Control+∑Year+∑Scode+ε "（7）

四、实证分析

（一）描述性分析

表1展示了主要变量的描述性统计结果。前瞻性信息披露变量的平均值为0.053，意味着国有上市企业年报中前瞻性信息的披露占比约为5%，反映出年报更多地侧重于历史信息披露。前瞻性信息披露变量的最小值为0.012，最大值为0.116，显示不同企业在前瞻性信息披露上存在差异。国企容错纠错机制变量的平均值为0.519，表明随着国企改革的推进，容错纠错机制得到了广泛实施。

（二）相关性检验

表2是变量相关性检验结果。可知，国企容错纠错机制变量与企业前瞻性信息披露变量在1%显著性水平上正相关，初步验证了本研究容错纠错机制促进国企前瞻性披露的理论假设（H1）。而主要变量的单变量相关性系数均处于合理范围，说明实证回归不存在严重的多重共线性风险。

（三）基准回归

表3为基准回归实证结果。可知，无论是否控制相关控制变量、企业和年份固定效应，容错纠错机制均与国有企业前瞻性信息披露呈显著正相关关系。特别是在综合考虑控制变量、企业和年份固定效应影响后，实证结果显示容错纠错机制与国有企业前瞻性信息披露在5%的显著性水平上正相关，表明国有企业实施容错纠错机制能有效提升年报中管理层分析与讨论部分的前瞻性信息披露，验证了本研究的H1假设。

（四）内生性检验和稳健性估计①【 "①本研究还采取了heckman二阶段、PSM-DID检验、替代被解释变量及排他性检验等，受篇幅限制未在正文中展示检验结果。】

1.缓解反向因果关系：IV工具变量法

考虑到国有企业容错纠错机制与前瞻性信息披露可能存在反向因果关系，本研究采用王瑶等的方法［32］，以地区GDP对数（LnGDP）作为工具变量进行IV工具变量法检验。表4结果显示，地区经济增长显著提高了当地国有企业实施容错纠错机制的可能性。2SLS回归结果进一步确认，在考虑了反向因果关系后，容错纠错机制与前瞻性信息披露依然在5%的显著性水平上正相关，证实了主回归结果的稳健性。

2.平衡趋势检验和安慰剂检验

（1）平衡趋势检验

为验证容错纠错机制试点政策实施前后国有企业发展趋势的一致性，本研究选取了试点前四年至试点后六年的数据，共十一年作为观察窗口，并以试点前的数据为基期进行趋势检验。如图1所示，在试点政策实施前，试点国有企业（处理组）与非试点国有企业（对照组）的趋势没有显著差异，满足平行趋势假设，确保了自然实验方法的适用性。

实施后，处理组的系数显著上升（如图1所示），与政策实施时间一致，表明容错纠错机制试点政策可能有效促进了前瞻性信息披露，为研究假设提供了支持。

（2）安慰剂检验

为验证研究结论的稳健性，本研究实施了安慰剂检验。通过随机分配国企容错纠错机制试点，形成“伪”处理组，预期该组的容错纠错机制变量对前瞻性信息披露无显著影响，即回归系数应趋近于零。研究重复了500次随机抽样，并展示了相应的核密度分布和P值分布图（见图2）。结果显示，随机测试下的回归系数均值接近0，且大多数P值大于0.1。而实际回归系数0.004在核密度分布中属于小概率区域，表明本研究结论具有稳健性。

五、进一步分析

（一）机制路径检验

前文基准实证分析验证了容错纠错机制显著提升了国有企业前瞻性信息披露水平。为进一步分析容错纠错对前瞻性信息披露的作用路径，本研究参考江艇的机制分析模型［33］，构建模型（8）和（9），结合模型（7）进行机制检验。

Risksi，t=β0+β1DIDi，t+∑Control+∑Year+∑Scode+ε "（8）

Performancei，t=θ0+θ1DIDi，t+∑Control+∑Year+∑Scode+ε "（9）

其中，Risksi，t分别对应风险承担变量（Risk1和Risk2）；而Performancei，t分别对应风险行为决策变量（Rd）和信息披露决策变量（Kv）。

表5的机制检验结果显示，容错纠错机制与国有企业的风险承担在5%和10%的显著性水平上正相关，表明容错纠错机制能够增强国企及其管理层的风险承担能力。这表明容错纠错机制通过提升企业及管理层风险承担能力，促进了前瞻性信息披露的增加。

此外，列（3）和（4）的结果显示，容错纠错机制与风险行为决策和信息披露决策也在10%的显著性水平上正相关，意味着容错纠错机制的实施提升了国企及管理层在风险行为和信息披露方面的决策倾向。这进一步说明容错纠错机制通过提升风险承担能力，激发了更为积极的风险行为和信息披露决策，从而增加了前瞻性信息的披露。

（二）国企改革政策协同效应影响分析

国企改革是中国经济体制改革的核心环节，经历了四个主要阶段：1978—1992年的探索期，政府引导国企适应市场经济；1993—2003年的制度创新期，建立现代企业制度；2004—2013年的深化期，推进混合所有制和国资监管改革；2014年至今的攻坚期，启动国有资本投资运营改革，引入多元资本，提振国有经济活力和实现国有资产保值增值。

在中国国企改革的40多年中，混合所有制改革和国资监管体系改革是关键政策，对国企转型至关重要。混合所有制改革引入非国有资本，促进了所有权结构多元化和管理效率提升。国资监管体系改革则提高了国有资本运营效率，有效解决了内部治理问题，并减少了政府干预。［34］这些改革可能与容错纠错机制协同作用，共同促进国企前瞻性信息披露。

为验证政策的协同效应，本研究构建了模型（10）加以检验。

Forwardratioi，t=γ0+γ1DIDi，t+γ2Policyi，t+γ3DIDi，t×Policyi，t+∑Control "（10）

其中Policyi，t对应国企混合所有制改革（Mix和Mixrate）及国资监管体系改革变量（Capital1和Capital2）。

参考杨兴全和尹兴强［8］及杨志强等［35］的方法，本研究测算了股权多样性指标（Mix）和股权融合度指标（Mixrate）作为混合所有制改革的代理变量。股权多样性指标（Mix）通过统计企业前十大股东中不同股权性质的种类数量来反映所有权的多样性。股权融合度指标（Mixrate）则通过计算国企中国有股和非国有股的比例，以两者中较大者为分母，较小者为分子，来衡量不同类型所有权的融合程度。

本研究使用地方政府工作报告中关于国资监管体系改革的关键词数量和词频作为代理变量，以评估改革的影响。选择此方法主要因为：一方面， 2014年起央企试点，2016年地方国企推广的国资监管改革，其试点数据难以获取，直接影响测算变量的准确性；另一方面，政府关注反映了政府的决策重点，政府工作报告中对特定领域的关注通常体现了该地区的政策导向。［36］因此，研究计算了2013年后各省政府工作报告中“管资本”等关键词的对数（Capital1）和出现比例（Capital2），这两个关键词是作为衡量国企受改革影响的代理变量来使用的。2013年作为基准年，是因为这是改革的起始年，之前相关指标取值为0。

表6是政策协同效应的影响分析结果。可知，容错纠错机制与国企混合所有制改革、国资监管体系改革的交乘项（DID×Mix、DID×Mixrate、DID×Capital1、DID×Capital2）均显著为正，表明国企混合所有制改革和国资监管体系改革会更大程度提升容错纠错机制对国企前瞻性信息披露的正向影响。换而言之，混合所有制改革和国资监管体系改革通过优化国企内部治理和外部监管，与容错纠错机制发挥协同效应，共同促进国企前瞻性信息披露水平的提升。

（三）经济后果检验

前文研究已证实容错纠错机制能促进国有企业前瞻性信息披露。但根据印象管理理论，国企及其高管可能为了塑造积极形象，有选择地披露积极信息。［37］这种做法未必能真正改善企业的信息不对称问题，有时甚至可能误导信息需求者，降低信息透明度。

本研究旨在探究国有企业在容错纠错机制下进行的前瞻性信息披露是否能真实反映企业未来情况，并考察这种披露与企业未来表现的关系。研究从资本成本、盈利能力和数字化转型三个维度评估经济后果。资本成本是企业获取资金的成本［38］，盈利能力反映企业价值创造［39］，而数字化转型是提升竞争力的转型战略［10］。具体回归模型详见模型（11）和（12）。

Outcomei，t+1=δ0+δ1Forwardratioi，t+∑Control+∑Year+∑Scode+ε "（11）

Outcomei，t+1=π0+π1Forwardratioi，t+π2DIDi，t+π3Forwardratioi，t×DIDi，t+∑Control "（12）

其中，Outcomei，t+1分别对Wacci，t+1、Epsi，t+1和Transformi，t+1变量，表示的是未来一期的资本成本、盈利能力和数字化转型程度。

本研究采取公式（13）计算加权平均资本成本（Wacc）变量，衡量国有企业的资本成本；参考冷建飞和王凯的方法［39］，测算国有企业每股收益率（Eps），衡量国有企业的盈利能力；此外，参考赵宸宇的做法［40］，测算国有企业年报中数字化关键词的对数（Transform），衡量国有企业的转型升级程度。

Wacci，t=Ei，tVi，t×Rei，t+Di，tVi，t×Rdi，t×（1-Ti，t） "（13）

其中，Ei，t和Di，t分别是股权和债务资本，Vi，t是总资本，Rei，t和Rdi，t分别是股权和债务资本成本，Ti，t是企业所得税税率。

表7显示了经济后果检验的结果。国有企业前瞻性信息披露与随后一年的平均资本成本〔Wacc（t+1）〕在1%的显著性水平上呈现负相关，说明外部利益相关者将前瞻性信息视为真实信息并作为决策依据。这种披露有助于减少信息不对称，降低风险溢价，从而减少国企的资本成本。前瞻性信息披露与容错纠错机制的交互项（Forwardratio×DID）也显著为负，表明容错纠错机制强化了前瞻性信息披露对资本成本降低的作用。这可能是因为容错纠错机制提高了信息透明度和披露质量，使投资者能更准确地评估企业价值，进一步降低国企资本成本。

而国有企业前瞻性信息披露（Forwardratio）与每股收益（Eps）在1%的显著性水平上正相关，与国有企业数字化转型（Transform）在5%的显著性水平上正相关，表明前瞻性信息能真实反映企业未来价值创造和转型升级能力。前瞻性信息披露与容错纠错机制的交互项显著为正，意味着容错纠错机制增强了前瞻性信息披露对提升每股收益和促进数字化转型的作用。这是因为容错纠错机制提供了鼓励探索和尝试新业务及管理模式的环境，激发企业高管和员工创造力，显著提升国企盈利能力和加快了国企的转型升级。

六、结论及启示

本研究聚焦2011至2021年A股国有企业，通过文本分析探讨了容错纠错机制对前瞻性信息披露的影响。结果表明，该机制显著提高了国有企业的前瞻性信息披露水平。机制路径检验显示，容错纠错机制增强了国企及其管理层的风险承担能力，从而促进了前瞻性信息披露，尤其在风险行为和信息披露决策方面。此外，混合所有制改革和国资监管体系改革与容错纠错机制产生了协同效应，进一步推动了信息披露水平的提升。经济后果检验证实，前瞻性信息披露缓解了信息不对称，真实反映了企业前景和盈利能力。在容错纠错机制下，前瞻性信息披露更有效地降低了企业未来的资本成本，并促进了国企的价值创造和转型升级能力。

结合国企改革实践，本研究得到了如下的实践启示。

首先，容错纠错机制的实施有助于降低国企及其管理层的风险成本，提升风险承担能力，这对于解决国企管理层的“不作为”问题至关重要，是激发积极性和推动创新的有效工具。

其次，国企应积极实施容错纠错机制，优化信息披露，降低市场信息不对称，提升决策和管理效率。这有助于控制资本成本，增强价值创造能力，促进转型升级。

再次，国企应加强前瞻性信息披露，减少信息不对称，尤其在容错纠错机制的支持下，优化信息披露决策，推动改革和创新，帮助投资者准确评估企业价值，为持续改革和创新提供支持。

最后，国家和政府在推动国企改革时，应考虑混合所有制改革、国资监管体系改革与容错纠错机制的协同效应，通过政策联动，发挥改革措施的功能，实现优势互补，形成政策合力，提升国企的经营管理效率和可持续发展能力。

参考文献：

［1］叶彦艺，许诺，杨晓光.招股说明书特质信息含量、注册制改革与IPO抑价［J］.统计与信息论坛，2024（3）：80～93.

［2］于晓红，石志远，邬瑜骏.注册制下IPO审核问询、信息披露改善与审计收费［J］.审计研究，2022（6）：80～93.

［3］朱红兵，蒋彧，杨李华.互动式交流质量与股价特质信息含量——来自交易所线上互动平台的证据［J］.会计研究，2023（2）：27～41.

［4］罗宏，吴丹，郭一铭.分行业信息披露与分析师预测——基于行业信息披露指引发布的证据［J］.财贸研究，2024（2）：97～110.

［5］Feldman R， Govindaraj S， Livnat J， et al. Management’s tone change， post earnings announcement drift and accruals［J］. Review of Accounting Studies， 2010（15）： 915～953.

［6］Feng L S. Multitasking， information disclosure， and product quality： Evidence from nursing homes［J］. Journal of Economics amp; Management Strategy， 2012（3）： 673～705.

［7］叶永卫，云锋，曾林.容错纠错机制何以激励国企创新？［J］.财经研究，2022（5）：95～109.

［8］杨兴全，尹兴强.国企混改如何影响公司现金持有？［J］.管理世界，2018（11）：93～107.

［9］钱爱民，张如渝，吴春天.民营企业混合所有制与可持续发展——基于企业ESG绩效评价视角的研究［J］.财贸研究，2024（6）：76～93.

［10］冉渝，袁慧琴.非国有股东能否促进国企数字化转型？［J］.天津商业大学学报，2023（6）：26～35.

［11］杨李娟，熊凌云.国有资本投资运营公司改革能提升国有企业投资效率吗［J］.当代财经，2023（3）：131～143.

［12］綦好东，吕振伟，苏琪琪.国有资本授权经营体制改革与国有资产保值增值［J］.财务研究，2023（3）：11～24.

［13］Li F. The information content of forward-looking statements in corporate filings—A nave Bayesian machine learning approach［J］. Journal of Accounting Research， 2010（5）： 1049～1102.

［14］Muslu V， Radhakrishnan S， Subramanyam K R， et al. Forward-looking MDamp;A disclosures and the information environment［J］. Management Science， 2015（5）： 931～948.

［15］李常青，钟娟，王毅辉.上市公司前瞻性信息披露动因研究［J］.统计与决策，2008（20）：135～137.

［16］贾建林，杨世明，杨玲.研发国际化强度、启发式规划与企业创新持续性关系研究［J］.贵州商学院学报，2023（1）：66～78.

［17］王雪，廖强，王钰涵.国有资本投资运营公司改革和企业自愿性信息披露［J］.当代财经，2023（3）：144～156.

［18］孙多娇，闫珍丽.激励目标异质性与高管薪酬契约——来自国有企业分类的经验证据［J］.北京工商大学学报（社会科学版），2022（2）：59～72；113.

［19］ Aghion P， Bloom N， Blundell R， Griffith R， Howitt P. Competition and innovation： An inverted-U relationship［J］. The quarterly journal of economics， 2005（2）： 701～728.

［20］梁阜，李艳娟.组织容错能力如何助推数字企业实现技术突破性创新？［J］.财经论丛，2022（2）：79～88.

［21］周铭山，张倩倩.“面子工程”还是“真才实干”——基于政治晋升激励下的国有企业创新研究［J］.管理世界，2016（12）：116～132；187～188.

［22］陈闯，吴晓晖，卫芳.团队异质性、管理层持股与企业风险行为［J］.管理科学学报，2016（5）：1～13.

［23］李田雨，李茫茫.行政审批制度改革与公司风险承担——基于行政审批中心成立的准自然实验［J］.江西财经大学学报，2023（5）：37～50.

［24］胡楠，薛付婧，王昊楠.管理者短视主义影响企业长期投资吗——基于文本分析和机器学习［J］.管理世界，2021（5）：139～156；11；19～21.

［25］庄芹芹，林瑞星，罗伟杰.宽容失败与企业创新——来自国有企业改革的证据［J］.经济管理，2022（4）：23～44.

［26］苏坤.管理层股权激励、风险承担与资本配置效率［J］.管理科学，2015（3）：14～25.

［27］Bernile G， Bhagwat V， Yonker S. Board diversity， firm risk， and corporate policies［J］. Journal of financial economics， 2018（3）： 588～612.

［28］余明桂，李文贵，潘红波.管理者过度自信与企业风险承担［J］.金融研究，2013（1）：149～163.

［29］孔东民，徐茗丽，孔高文.企业内部薪酬差距与创新［J］.经济研究，2017（10）：144～157.

［30］Kim O， Verrecchia R E. The relation among disclosure， returns， and trading volume information［J］. The Accounting Review， 2001（4）： 633～654.

［31］雷新途，方柳卿.言多必失：产品市场掠夺风险会影响年报前瞻性信息披露吗？［J］.商业研究，2020（10）：73～88.

［32］王瑶，侯德帅，徐道胜.非国有股东参与治理发挥了“鲶鱼效应”吗——基于国企战略定位视角［J］.财经论丛，2023（3）：70～81.

［33］江艇.因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［J］.中国工业经济，2022（5）：100～120.

［34］乔琳，綦好东.国资监管体制改革对国有企业绩效的影响——基于以管资本为主改革的准自然实验［J］.改革，2023（3）：46～61.

［35］杨志强，石水平，石本仁，等.混合所有制、股权激励与融资决策中的防御行为——基于动态权衡理论的证据［J］.财经研究，2016（8）：108～120.

［36］郑世林，崔欣，姚守宇，等.目标驱动创新：来自地方政府工作报告的微观证据［J］.世界经济，2023（8）：55～79.

［37］董小红，刘博.管理层语调操纵会影响政府补助吗——基于MDamp;A的文本分析［J］.商业经济与管理，2023（2）：53～65.

［38］陈利军，李延喜.企业内部控制、资本成本与EVA绩效评价［J］.江汉论坛，2022（1）：58～64.

［39］冷建飞，王凯.中国农业上市公司股权结构对公司盈利的影响研究［J］.求索，2006（12）：15～18.

［40］赵宸宇.数字化发展与服务化转型——来自制造业上市公司的经验证据［J］.南开管理评论，2021（2）：149～163.

Policy Incentives and Information Quality： The Impact of Error Tolerance and Correction Mechanisms on State-Owned Enterprises’ Forward-Looking Information Disclosure

LUO Bing，YANG Ni

（School of Accounting， Guizhou University of Commerce， Guiyang， Guizhou 550014， China）

Abstract：

Adopting textual analysis and empirical tests on A-share SOEs from 2011 to 2021， it's found that fault-tolerance pilots by these enterprises notably enhance forward-looking information disclosure. The mechanism is shown to boost this disclosure by increasing risk-taking in decision-making processes. Combined with mixed-ownership reform and state-asset supervision reforms， these policies create synergies that further advance SOE disclosure. Economic consequence tests reveal that fault-tolerance policies motivate the disclosure of higher-quality forward-looking information， reducing information asymmetry and lowering SOE capital costs， while authentically reflecting their growth potential and strengthening future value creation and transformation capabilities.

Key words：

fault tolerance and correction mechanism; forward-looking information disclosure; state-owned enterprise reform

责任编辑：张建伟

收稿日期：2024-01-10

基金项目：2019国家社会科学基金一般项目“基于‘管资本’的国有企业出资者财务体系研究”（19BGL062）。

作者简介：罗 兵，博士，教授，硕士研究生导师，主要研究方向为公司治理与内部控制；杨 妮，博士，副教授，主要研究方向为会计理论与方法。