创新行为信息披露与企业价值的关系

邱昌雯

摘 要：选取创业板中733家企业作为样本，用托宾Q值衡量企业价值作为因变量，企业的创新行为信息披露频次为自变量，对创新行为信息披露频次与企业价值进行相关性分析;并且将信息披露分为强制性与自愿性，与企业价值建立二元线性回归模型。实证结果表明，企业创新行为信息披露与企业价值正相关，且企业价值对自愿性创新行为信息披露敏感性更高。

关键词：企业创新 创新行为信息披露 企业价值

一、引言

企业是创新的主体，是经济发展的关键因素，因此企业创新能力越来越受到社会和投资者的关注。创新行为信息披露的质量不仅影响企业内部经营决策，而且对投资者和其他利益相关者也有着重大影响。在前人的研究基础上将创新行为信息披露进一步分为自愿性和强制性披露，与企业价值进行实证分析。笔者认为两者都与企业价值有着正相关关系。

二、研究假设

企业需要披露其创新行为向股东和市场释放出创新的积极信息，既使股东满意，也可以吸引投资者和潜在投资者的兴趣。为了确切研究企业价值与企业创新行为信息披露的关系，我们提出本文第一个假设：

H1：创新行为信息披露与企业价值存在正相关性。

一般信息披露分为强制性和自愿性披露，不同类型的信息披露会带来不同程度的影响。陈艳（2004）在会计信息披露方式的经济学研究中提出，强制性信息披露是政策规定的基本要求，违背将会受到监管部门的强制性处罚，一旦受罚会在市场上引起负面作用，严重打击企业形象，所以企业一般不会违反强制性披露。相反，自愿性披露是没有法律强制力的，由于资本市场的竞争压力，企业自愿披露信息以展示自己良好的经营成果，提高企业形象，从而吸引投资者降低资本成本。

创新行为信息披露也可分为强制性与自愿性披露，与其他信息类似，这两类不同的创新行为信息披露对企业价值的影响也存在着差别，因此提出本文的第二个假设：

H2：相比较强制性创新行为信息披露，企业价值对自愿性信息披露的敏感性更高。

三、研究设计

（一）样本选择与来源

本文选择创业板上市企业。创业板上市企业多为创新类企业，这也与大多数文献选择创业板上市公司为研究对象相一致。数据来源为深交所官网公布的七百多家创业板企业信息与国泰安数据库数据，总样本为763家。筛选标准：首先，选择创业板上市企业2018年披露的年度财务报告和其他发布信息为研究对象。其次，选择2018年前上市企业，保证2018年在市有一个完整会计年度。最后，剔除ST公司、数据不全或者异常的公司以及净利润为负的企业。最终，筛选出733家企业作为研究样本。

（二）变量设计

1.因变量。国内文献大多采用托宾Q值衡量企业价值，它是公司市场价值与重置成本之比。不过，企业的重置价值判定一般具有一定的主观性，所以采用年末总资产代替。非流通股的价值难以客观准确衡量，因为其一般以净资产为基础，因此采用非流通股股数与每股净资产相乘作为非流通股总价值。这一方式与夏丽军（2015）计算托宾Q值方法一致。计算公式（1）为：

2.自变量。中南大学李程程在《公益基金会信息披露的中美比较》指出信息披露的质量核心是透明度，而信息披露要素中的“渠道”“频次”在信息披露中可以体现信息披露的质量，以及香港理工大学朱建钦在《信息披露质量及其经济后果》指出依据披露动机、频次、以及内容清晰程度构建一个直观简单的披露指数，有利于提升公司价值。因此，我们从这些理论与研究结果出发，用频次来评价强制性信息披露是合适的。

企业创新行为信息披露一方面受政策要求，另一方面受市场的影响。由于政策要求而进行的披露归类为强制性信息披露，受市场影响而进行的归为自愿性披露。本文主要选取基于创新行为的税收优惠政策、研发支出会计处理方法、专利侵权、违约诉讼、政府补贴金额、无形资产、研发支出作为强制性信息披露;选取企业创新文化、技术和产品风险、创新目标、创新項目发展规划、创新人才培养计划、员工创新奖励规则、专利项目名称、已获专利数量、在申专利数量、研发资本化比例作为自愿性信息披露。

3.控制变量。企业价值的影响因素多种多样，根据姜涛（2014）的文献，主要包括公司规模、企业产权结构以及企业所处的地区市场化和经营环境等。为了消除这些因素带来的系统性误差，本文将这些作为控制变量，公司规模一般采用企业平均总资产衡量。产权结构划分为国有企业、民营企业和混合所有制企业。本文将国有企业记为1，其他产权性质记为0。根据王小鲁（2017）对中国地区统计调查发现，东部地区企业经营环境和市场化程度显著地高于东北地区、中部及西部地区。因此本文参考前辈研究，将东部地区定为市场化程度及经营环境较好地区，其他地区为市场化和经营环境较差地区，样本公司属于东部地区的记为1，其他为0。表1即为本文所有变量及其定义。

四、实证分析

（一）相关性分析

针对假设1，对企业价值TQ创新行为信息披露总频次X1+X2进行相关性分析，得到结果见表2，TQ与总披露频次的相关性为0.918。可以认为TQ和创新行为信息披露频次存在较强相关性，即创新行为信息披露与企业价值正向相关，所以接受假设1。

（二）回归分析

针对假设2，在控制了公司规模、企业产权结构、企业所处地区市场化程度和经营环境变量的基础上，我们对强制性信息披露与自愿性信息披露与企业价值的关系建立多元线性回归模型，得到结果见表3。

根据回归结果，X1的标准系数为0.231，X2的标准系数为0.439，X2的标准系数高于X1，所以自愿性创新行为信息披露对企业价值的影响显著大于强制性。因此接受假设2。

此外，本文对得到的回归方程进行了拟合度分析。若0≤R2≤1，说明自变量X1、X2能够解释TQ的变化。结果见表4。

同时，在控制变量的前提下，引入自愿性信息和强制性信息披露之后，增加解释的R方为0.168，可见自愿性信息和强制性信息披露对模型的拟合程度还是有一定程度的帮助的。对于自变量X1、X2的检验，sig均小于0.05，说明自愿性信息和强制性信息披露对企业价值均有显著性影响。

（三）稳健性分析

我们提出一种对模型稳健性分析的测试方案，为了减少样本自选择引起的偏差，本文将数据对产权性质和企业所处地区市场化程度和经营环境的不同进行分组回归，即将总数据分为00、01、10、11四类。分类后，对强制性和自愿性创新行为信息披露频次标准系数与前述模型的波动率进行分析，计算系数的相对误差，计算公式（2）如下：

因为产权性质取值、企业所处地区市场化程度和经营环境取值均为二分变量，因此本文的n=4。i=1、2。Δ1为分组回归后强制性企业创新行为信息披露频次标准系数的波动率。Δ2为自愿性标准系数的波动率。

经过计算，我们得出Δ1=0.053，？2=0.036，误差在5%以内，通过研究发现，对于我们前述的基本结论不变，因此我们的结论具有较好的稳健性。

五、研究结论与建议

本文研究了创新信息披露与企业价值的相关程度，比较自愿性和强制性创新行为信息披露对企业价值的影响程度。实证分析表明，企业价值与企业创新行为信息披露有正相关性，其中，企业价值对自愿性创新行为信息披露敏感性更高。

一方面，我国企业应当不断提高自己的创新信息披露水平，尤其是以自愿性信息披露为代表的行为，以此来提高自己的企业价值;另一方面，监管部门应完善创新行为信息披露条例，鼓励企业进行自愿性披露。

参考文献：

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