［摘要］企業(yè)的數(shù)字化披露是利益相關(guān)者了解其數(shù)字化行動的主要途徑，然而，在缺乏披露標準和有效監(jiān)督的情況下，企業(yè)有機會通過夸大數(shù)字化程度來迎合資本市場偏好。鑒于此，選取2008—2021年A股上市公司樣本，研究共同機構(gòu)所有權(quán)對數(shù)字化過度披露的影響。研究發(fā)現(xiàn)：共同機構(gòu)所有權(quán)能有效抑制企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為；機制檢驗表明，共同機構(gòu)所有權(quán)可發(fā)揮競爭緩解效應(yīng)及協(xié)同治理效應(yīng)，從而減少企業(yè)對數(shù)字化的過度披露；異質(zhì)性分析表明，只有長期共同機構(gòu)持股才能夠抑制數(shù)字化的過度披露，且共同機構(gòu)所有權(quán)僅對所在地市場化程度較低、稅負和財務(wù)負擔較小企業(yè)的數(shù)字化過度披露行為產(chǎn)生抑制作用。結(jié)論豐富了數(shù)字化和企業(yè)信息操縱領(lǐng)域的研究，并為當前如何看待共同機構(gòu)持股行為提供了新的分析視角。

［關(guān)鍵詞］共同機構(gòu)所有權(quán)；數(shù)字化過度披露；競爭緩解；協(xié)同治理；合謀舞弊；信息操縱；迎合行為；公司治理

［中圖分類號］F272

［文獻標志碼］A［文章編號］1004-4833（2024）06-0085-09

一、引言

2024年4月12日，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于加強監(jiān)管防范風險 推動資本市場高質(zhì)量發(fā)展的若干意見》（新“國九條”），其中提出要加強信息披露和公司治理監(jiān)管，增強市場透明度。但現(xiàn)實中，企業(yè)的某些行為難以準確界定、衡量或差異化程度較高，導(dǎo)致目前缺乏統(tǒng)一的披露體系、標準以對這些事項實DXFKcdRGNPENz5l3c5ASLqUV7Nv8EdsX+bc63lHy/ng=現(xiàn)完全的數(shù)據(jù)化和可視化披露^［1］。對于這類事項，企業(yè)通常采用文本信息為主的披露方式，且披露風格日益復(fù)雜化、個性化^［2］，披露形式也呈現(xiàn)多樣化趨勢，這無形中給監(jiān)管工作帶來了很大困難，進而導(dǎo)致披露內(nèi)容的真實性和準確性難以保證。具體而言，這類事項包括企業(yè)的環(huán)保（減碳、綠色）努力^［3-5］、社會責任履行^［6］及數(shù)字化水平^［7-8］等。

當前，“數(shù)字化”已成為資本市場追逐的熱點話題。以“數(shù)字化”為關(guān)鍵詞在滬深交易所互動平臺進行搜索可發(fā)現(xiàn)，2023年滬深兩市有9400多條互動內(nèi)容涉及數(shù)字化。由此可見，投資者普遍看好數(shù)字化。而數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入大、風險高、周期長的特點令很多企業(yè)望而卻步^［8］，這些企業(yè)為了迎合投資者對“數(shù)字化”的偏好，可借助過度披露數(shù)字化信息向外界釋放利好信號。這一行為無疑違背了全面注冊制下“以信息披露為核心”的理念，擾亂了市場秩序，降低了資源配置效率，不利于數(shù)字經(jīng)濟的深入推進。

盡管目前已有關(guān)于數(shù)字化披露失實的相關(guān)研究，但主要關(guān)注其存在性^［8］及產(chǎn)生的影響^［9-10］等，忽視了對其治理因素的探索。作為上市公司的重要股東之一，機構(gòu)投資者在很大程度上影響了企業(yè)的行為，隨著持股市值占比逐漸提高，其影響力越來越大，且近年來其投資活動呈現(xiàn)出一個新的特征——共同所有權(quán)^［11-12］，即在同一行業(yè)內(nèi)具有競爭關(guān)系的兩家或多家上市公司中同時持股的機構(gòu)投資者日益增多，這對資本市場、各行業(yè)乃至整個經(jīng)濟層面都產(chǎn)生了重要影響?，F(xiàn)有研究表明，一方面，共同持股賦予機構(gòu)投資者信息優(yōu)勢和治理經(jīng)驗，從而使其能夠發(fā)揮更有效的監(jiān)督作用，提高所持股公司的治理水平；另一方面，共同機構(gòu)投資者也存在與管理層“合謀舞弊”的動機^［13］，通過信息操縱以提高股價，謀取短期收益。那么，共同機構(gòu)所有權(quán)究竟會抑制還是促進企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為？

鑒于此，本文以2008—2021年滬深交易所A股上市公司為樣本，實證檢驗共同機構(gòu)所有權(quán)對數(shù)字化披露迎合行為的影響。本文可能的邊際貢獻在于：（1）構(gòu)造了數(shù)字化過度披露指數(shù)，進一步驗證了企業(yè)數(shù)字化披露存在對資本市場的迎合，補充了數(shù)字化和企業(yè)信息操縱領(lǐng)域的研究；（2）雖然現(xiàn)有文獻從多角度考察了影響企業(yè)信息披露迎合行為的因素，但大多將企業(yè)視為獨立的個體，忽略了同行企業(yè)間的互動，而本文站在共同機構(gòu)持股產(chǎn)生的聯(lián)動效應(yīng)視角考察了數(shù)字化過度披露行為的影響因素；（3）目前學(xué)界對共同機構(gòu)持股潛在的反競爭效應(yīng)有一定爭議，而本文的研究發(fā)現(xiàn)，共同持股提高了機構(gòu)投資者的治理能力和治理動力，有助于提升企業(yè)信息披露的真實性，這一發(fā)現(xiàn)表明共同機構(gòu)持股也存在“好的一面”，為當前究竟應(yīng)該促進還是抑制機構(gòu)共同持股的政策辯論提供了一個替代分析視角。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）數(shù)字化披露對資本市場的迎合

所謂“迎合”，是指企業(yè)為了最大程度地吸引投資者，在各項決策中都投其所好。比如，Cooper等研究發(fā)現(xiàn)，投資者對當下的“熱門詞匯”存在狂熱或非理性的追逐，因此，名稱中含有“互聯(lián)網(wǎng)”相關(guān)詞匯的股票更受追捧，為了迎合這一偏好，很多公司進行了更名^［14］。最早正式提出“迎合理論”的是Baker和Wurgler^［15］，他們研究發(fā)現(xiàn)，公司的股利政策受投資者現(xiàn)金股利偏好的影響，當發(fā)放現(xiàn)金股利的公司溢價程度較高時，管理層在下一期傾向于發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。其后，很多其他領(lǐng)域的研究也驗證了迎合理論，如投資活動^［16］、股票分割^［17］、盈余管理^［18］、社會責任履行^［19］、研發(fā)活動^［20］、環(huán)境信息披露^［5］等均存在迎合傾向。

當前，投資者對公司的數(shù)字化行為給予了較高的關(guān)注和評價。因此，公司有動機迎合投資者對數(shù)字化的偏好。

迎合投資者偏好的策略有多種，策略成本是企業(yè)考量的關(guān)鍵因素之一。相比切實的行動，在信息披露上的象征性迎合并不會增加直接成本且風險較低，可以快速解決企業(yè)面臨的問題。而且相比數(shù)字信息，文本信息披露靈活性更高、面臨的法律風險更低，所以更易被操縱^［21］。數(shù)字化信息披露恰好具有“文本為主，數(shù)字為輔”的特點，這為企業(yè)的披露迎合行為提供了空間^［4］。同時，數(shù)字化披露迎合行為的識別難度較大，信息解讀成本高，利益相關(guān)者短期內(nèi)沒有足夠的能力和動力對信息進行甄別，加上目前缺乏統(tǒng)一的數(shù)字化披露框架和標準，使得該行為被媒體等公眾渠道曝光的可能性較低，進一步助長了企業(yè)對數(shù)字化的過度披露。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H。

H：為迎合資本市場偏好，企業(yè)存在“言過其實”的數(shù)字化披露行為。

（二）共同機構(gòu)所有權(quán)對數(shù)字化過度披露行為的影響

數(shù)字化過度披露行為的動因在于企業(yè)面臨的壓力、機會及借口。共同機構(gòu)所有權(quán)一方面可以產(chǎn)生競爭緩解效應(yīng)、協(xié)同治理效應(yīng)，通過緩解“壓力”、減少“機會”來抑制企業(yè)的數(shù)字化過度披露行為；另一方面也可能產(chǎn)生合謀舞弊效應(yīng)，為管理層提供“借口”來加劇數(shù)字化的過度披露。

1.競爭緩解效應(yīng)

行業(yè)的過度競爭會導(dǎo)致企業(yè)陷入搶奪資源、搶占市場的高壓威脅狀態(tài)，促使管理者從事更多的機會主義行為以減少未來可能出現(xiàn)的損失^［23］，數(shù)字化過度披露便是其中一種。信息披露的失真會誤導(dǎo)同行業(yè)競爭者、扭曲其戰(zhàn)略決策，造成負外部性損失^［24］，從而損害共同機構(gòu)投資者的投資組合價值。因此，共同機構(gòu)投資者有動機減少同行間的惡性競爭。同時，共同機構(gòu)投資者作為信息在同行公司間流動的中介，可以加強信息傳播、促進信息共享^［25］及資源共享^［26］，降低投資組合公司在產(chǎn)品市場方面達成一致的難度，促進公司間的合作^［27］。行業(yè)內(nèi)競爭的減少可以激勵管理者減少機會主義行為，更真實地披露相關(guān)信息。

共同機構(gòu)所有權(quán)可以減少企業(yè)面臨的來自資本市場的競爭壓力。企業(yè)與投資者間存在天然的信息不對稱，倘若競爭者存在“言過其實”的數(shù)字化披露類行為，會迫使本企業(yè)也采取該行為，否則可能導(dǎo)致本企業(yè)無法獲得投資者的關(guān)注，進而引發(fā)股價下跌。而共同機構(gòu)投資者持股可以幫助企業(yè)向外部釋放良好信號，降低企業(yè)與投資者間的信息不對稱，提振投資者信心。相比一般機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者更具信息優(yōu)勢，其對同行業(yè)中兩家公司股票的去留決定，更能表明兩家公司相對價值的高低，其交易活動釋放的股票信息也更具揭示性^［25］。因此，共同機構(gòu)投資者持股為企業(yè)釋放了利好信號，使其無需過于迎合投資者的偏好。由此可見，共同機構(gòu)所有權(quán)可通過緩解企業(yè)面臨的來自產(chǎn)品市場和資本市場的競爭，來降低企業(yè)過度披露數(shù)字化信息的壓力。

2.協(xié)同治理效應(yīng)

現(xiàn)有研究表明，共同機構(gòu)投資者能夠發(fā)揮更有效的監(jiān)督作用，產(chǎn)生更好的治理效果^［13］，從而減少管理層數(shù)字化披露迎合的機會。一方面，共同機構(gòu)投資者具有更強的治理能力。首先，在信息獲取與解讀方面，共同機構(gòu)投資者通過持有某一特定行業(yè)的多只股票來整合有關(guān)同行的信息，增強了其獲取新信息或更高精度信息的可能性^［25］，且相較于一般機構(gòu)投資者和其他股東，共同機構(gòu)投資者的行業(yè)專長賦予其更強的信息解讀能力^［28］，更能有效鑒別專業(yè)性更強、識別門檻更高的數(shù)字化信息。其次，在監(jiān)督成本方面，共同機構(gòu)投資者對投資組合公司的監(jiān)督成本隨組合內(nèi)同行業(yè)企業(yè)數(shù)量的增加而下降^［13］。由于同行業(yè)企業(yè)往往面臨相同的市場環(huán)境、具有相似的業(yè)務(wù)模式及技術(shù)手段，共同機構(gòu)投資者對一家公司的信息處理手段和經(jīng)驗可以復(fù)制到投資組合內(nèi)的其他公司，降低信息處理成本^［28］，從而能夠以更低的成本監(jiān)督企業(yè)的數(shù)字化披露行為。最后，在話語權(quán)方面，在同行公司中持股比例較高的共同機構(gòu)投資者的行業(yè)經(jīng)驗優(yōu)勢較大、退出威脅較高，因此，其話語權(quán)更高^［27］，可以直接影響企業(yè)在公司治理^［29］、信息披露政策和產(chǎn)品市場策略^［30］等方面的決策，這提高了共同機構(gòu)投資者在治理提案中向管理層投反對票并生效的可能^［31］，從而降低了管理層操縱數(shù)字化信息的空間。

另一方面，共同機構(gòu)投資者對投資組合企業(yè)的監(jiān)督動力更大。共同所有權(quán)會起到杠桿作用，放大機構(gòu)投資者的治理損益。通過機構(gòu)的交叉持股，上市公司變得越來越互聯(lián)^［32］，因此，共同機構(gòu)投資者對公司施加的每一單位的監(jiān)控努力，不僅可以使其從公司本身的治理改善中獲益，還可以從其投資組合中同行公司治理的隨后改善中獲益。相反，一旦投資組合中一家公司被發(fā)現(xiàn)存在數(shù)字化披露迎合行為，共同機構(gòu)投資者將面臨來自資本市場的“連坐”懲罰。資本市場不僅會對操縱信息的公司本身做出反應(yīng)，也會對其股東共同持股的其他公司做出反應(yīng)^［33］。綜上，共同機構(gòu)投資者具有更強的治理能力和監(jiān)督動力，可發(fā)揮更好的協(xié)同治理作用，從而減少企業(yè)操縱數(shù)字化信息的“機會”。由此，本文提出假設(shè)H。

H：共同機構(gòu)所有權(quán)能夠抑制企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為。

3.合謀舞弊效應(yīng)

資本具有逐利性，作為大股東的機構(gòu)投資者，也存在利用信息不對稱來侵害中小股東利益的動機。一方面，數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入大、風險高、見效慢，極可能導(dǎo)致共同機構(gòu)投資者的短期經(jīng)濟利益蒙受損失，而數(shù)字化的過度披露行為只要掩藏得好，不僅不會耗費成本，還可以迎合外部投資者的偏好，快速提升共同機構(gòu)投資者的投資組合價值。另一方面，共同機構(gòu)所有權(quán)削弱了同行業(yè)的競爭，降低了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型可帶來的超額收益，使企業(yè)喪失了對數(shù)字化進行“真投入”的動力。因此，在缺乏統(tǒng)一的披露體系、標準，且監(jiān)管困難的背景下，相比切實的數(shù)字化投入，數(shù)字化過度披露可能更受共同機構(gòu)投資者“青睞”。

同時，共同機構(gòu)所有權(quán)為企業(yè)操縱數(shù)字化相關(guān)信息、提高信息壁壘提供了更便利的條件^［28］。由于行業(yè)間存在技術(shù)壁壘，而數(shù)字化轉(zhuǎn)型又與企業(yè)具體業(yè)務(wù)高度相關(guān)，內(nèi)容專業(yè)性強^［4］，共同機構(gòu)投資者有能力主導(dǎo)組合內(nèi)企業(yè)建立數(shù)字化披露方面的統(tǒng)一“話術(shù)”，提高數(shù)字化信息的“迷霧指數(shù)”。這會進一步加大其他投資者對數(shù)字化信息的解讀成本，進而為共同機構(gòu)投資者謀取更多的超額收益。管理層也可將“為投資者謀取利益”作為“借口”，實現(xiàn)與共同機構(gòu)投資者的合謀，從而加劇企業(yè)數(shù)字化的過度披露程度?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H。

H：共同機構(gòu)所有權(quán)會加劇企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2008—2021年A股上市公司作為研究樣本，并根據(jù)以下標準進行樣本篩選：（1）剔除金融類上市公司樣本；（2）剔除財務(wù)狀況存在異常的ST、^*ST類公司樣本；（3）剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。同時，對連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，以避免極端值的影響。企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型披露程度數(shù)據(jù)通過對上市公司年報進行文本分析取得，實際數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入通過手工整理企業(yè)年報附注中無形資產(chǎn)明細項下與數(shù)字化轉(zhuǎn)型相關(guān)的7iu/2kbbLj7ETSqfXWb8w8RWx89D5V7SfetCISYTM98=部分取得，其他基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自國泰安（CSMAR）、Wind資訊等數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)計與變量定義

要判定企業(yè)是否存在對數(shù)字化的過度披露，可通過考察同行業(yè)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的資本市場溢價對企業(yè)下一年的數(shù)字化披露、真實投入影響的差異來實現(xiàn)。基本邏輯是：如果本年數(shù)字化轉(zhuǎn)型的股市溢價程度較高，在不存在信息操縱的情況下，下一年企業(yè)為獲取更高股市溢價應(yīng)增加數(shù)字化實際投入，數(shù)字化披露隨之增加。如果僅僅數(shù)字化披露（“言”）隨之增加，而數(shù)字化實際投入（“實”）并未增加，說明企業(yè)存在“言過其實”的數(shù)字化披露行為。因此，為驗證假設(shè)H，本文設(shè)定回歸模型（1）：

Y=α+αmpbr+αcontrols+μ+e+ε（1）

被解釋變量Y分別表示數(shù)字化信息披露程度（dpl）、數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入（dtr），mpbr表示上一年數(shù)字化轉(zhuǎn)型的資本市場溢價程度，代表投資者對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的偏好。其中，數(shù)字化披露程度（dpl）參考吳非等^［34］提出的方法來衡量。數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入（dtr）的測度參考龐瑞芝和劉東閣^［35］的做法，以數(shù)字化硬件和軟件投資總額與總資產(chǎn)的比值再乘以10000來表示。數(shù)字化轉(zhuǎn)型的資本市場溢價（mpbr）參考Baker和Wurgler衡量股利分配溢價程度的方法^［15］，以同年度、同行業(yè)中披露數(shù)字化轉(zhuǎn)型公司與不披露數(shù)字化轉(zhuǎn)型公司市值賬面比的均值之差衡量，并做滯后一期處理，以考察上一年投資者的偏好是否會影響本年公司的數(shù)字化轉(zhuǎn)型披露及實際投入。

controls為控制變量集合，主要包括：企業(yè)規(guī)模（lnass）、資產(chǎn)負債率（lev）、總資產(chǎn)報酬率（roa）、總資產(chǎn)增長率（growth）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（aturn）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state）、是否存在兩職兼任（dual）、獨立董事占比（inum）、第一大股東持股比例（oshare1）、上市公司注冊地所在省份市場化指數(shù)（mindex）、以所處行業(yè)前四家企業(yè)份額集中度（cr4）衡量的行業(yè)競爭度。μ表示個體固定效應(yīng)；e表示時間固定效應(yīng)。

在對數(shù)字化過度披露行為進行初步驗證后，本文構(gòu)建模型（2）直接檢驗數(shù)字化過度披露行為與資本市場溢價程度（mpbr）之間的關(guān)系。

exa=β+βmpbr+βcontrols+μ+e+ε（2）

參考孫曉華等^［5］以及Yu等^［36］，本文首先將企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型披露程度（dpl）及實際數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入（dtr）進行Z-Score歸一化處理，以消除量綱的影響，接下來以兩者之差構(gòu)建數(shù)字化過度披露指數(shù)（exa），即：

exa=dpl-dplσ-dtr-dtrσ（3）

exa越大代表數(shù)字化披露與實際投入間的差異越大，對資本市場的迎合程度越高。如果模型（2）中β系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)存在為迎合資本市場而過度披露數(shù)字化信息的行為。

為檢驗H、H，本文構(gòu)建模型（4）：

exa=λ+λcrsd+λcontrols+μ+e+ε（4）

其中，crsd表示企業(yè)是否被共同機構(gòu)投資者持股，所謂共同機構(gòu)投資者是指在同行業(yè)兩家及以上上市公司中各持有超過5%股權(quán)的機構(gòu)投資者。后續(xù)穩(wěn)健性檢驗中，本文分別以crsn、crst代替crsd。crsn代表共同機構(gòu)所有權(quán)連結(jié)程度，以持有該公司的共同機構(gòu)投資者家數(shù)的對數(shù)表示；crst為共同機構(gòu)所有權(quán)持股比例，表示所有共同機構(gòu)投資者對該公司的總持股比例^［32］。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，exa的均值為0.0132，中位數(shù)為0.0369，表明多數(shù)企業(yè)的數(shù)字化披露程度超過了其真實投入水平;最大值為17.0989，說明部分公司的過度披露程度較高。crsd的均值為0.1079，表明約有10%的上市公司被共同機構(gòu)投資者持股。其他指標值均在正常范圍內(nèi)，在此不予贅述。表2為按照是否被共同機構(gòu)投資者持股進行分組的統(tǒng)計結(jié)果，共同機構(gòu)持股的公司exa的均值和中位數(shù)分別為-0.0040、0.0330，未被共同機構(gòu)持股的公司exa的均值和中位數(shù)分別為0.0150、0.0370，均高于前者，初步支持研究假設(shè)H。

（二）初步回歸結(jié)果分析

表3為模型（1）、模型（2）、模型（4）的初步回歸結(jié)果。由列（1）和列（2）的回歸結(jié)果可知，企業(yè)數(shù)字化披露程度（dpl）與上一年數(shù)字化轉(zhuǎn)型的資本市場溢價（mpbr）顯著正相關(guān)，而數(shù)字化投入（dtr）與mpbr無顯著關(guān)系，表明隨著投資者對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型認可度的提高，企業(yè)增加了數(shù)字化信息的披露，但數(shù)字化相關(guān)投入并未隨之增長，即存在數(shù)字化披露對資本市場的迎合。列（3）的回歸結(jié)果進一步證實了上述結(jié)論，企業(yè)數(shù)字化過度披露程度（exa）隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型的資本市場溢價的提升而提升，假設(shè)H得以初步驗證。列（4）為模型（4）的回歸結(jié)果，共同機構(gòu)所有權(quán)（crsd）的回歸系數(shù)顯著為負，說明共同機構(gòu)持股有助于改善企業(yè)的數(shù)字化過度披露行為，假設(shè)H得以初步驗證。

（三）內(nèi)生性處理

1.遺漏變量偏誤檢驗

本文主要采用Oster^［37］的邊界檢驗方法對遺漏變量偏誤進行檢驗。Oster的邊界檢驗方法有兩種，一是檢驗是否存在和已觀測到的變量同等重要的未觀測到的變量對模型估計結(jié)果產(chǎn)生影響；二是檢驗未觀測到的變量至少要產(chǎn)生多少倍于己觀測到的變量的影響（即：|δ|值）才能夠使回歸系數(shù)β=0。如果|δ|大于1，則結(jié)果通過檢驗。模型（4）的遺漏變量偏誤檢驗結(jié)果如表4所示。解釋變量為crsd時，通過方法一測算的β系數(shù)實際值處于crsd的95%置信區(qū)間內(nèi)，通過檢驗。根據(jù)方法二測算的δ值為17.16，表明只有當未觀測到的變量產(chǎn)生的影響超過已觀測到變量的17倍時才能使β=0，這很難成立，該結(jié)果表明不太可能存在未觀測到的變量對本文的結(jié)果產(chǎn)生顯著影響。

2.工具變量法

為緩解互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選擇滯后一期的每股稅后現(xiàn)金股利作為工具變量做進一步檢驗。滯后一期的每股稅后現(xiàn)金股利滿足相關(guān)性，通常，共同機構(gòu)投資者（例如養(yǎng)老保險基金、社?；鸬龋┟科诿媾R較穩(wěn)定的現(xiàn)金流出，其更偏好投資具有穩(wěn)定現(xiàn)金流回報的資產(chǎn)，因此現(xiàn)金股利支付水平是影響共同機構(gòu)持股的重要因素。同時，滯后一期的每股稅后現(xiàn)金股利滿足外生性，與數(shù)字化過度披露行為無直接關(guān)系，是較為理想的工具變量。從表5第（1）列的識別不足檢驗統(tǒng)計量（Anderson canon.corr.LM statistic、Chi-sq（1）P-val）、弱工具變量檢驗統(tǒng)計量（Cragg-Donald Wald F statistic、10% maximal IV size）可知，模型不存在識別不足及弱工具變量問題，工具變量的選擇在統(tǒng)計意義上也是合理的。共同機構(gòu)所有權(quán)（crsd）的回歸系數(shù)仍顯著為負，表明在克服互為因果的內(nèi)生性問題后，初步回歸結(jié)果依然成立。

3.Heckman二階段回歸

針對可能存在的選擇偏誤問題，本文采用Heckman二階段回歸來解決。第一階段，采用Probit模型考察滯后一期的公司特征變量是否會影響當期的共同機構(gòu)所有權(quán)，基于此，估算逆米爾斯比率（IMR）。第二階段，將IMR作為控制變量加入模型（4），以糾正選擇偏誤問題，相關(guān)回歸結(jié)果列示于表5第（2）列，結(jié)果顯示，逆米爾斯比率通過了5％的顯著性檢驗，表明存在樣本選擇偏誤，采取Heckman兩階段法控制樣本選擇偏誤具有合理性。共同機構(gòu)所有權(quán)（crsd）的回歸系數(shù)仍顯著為負，表明本文核心結(jié)論依然成立。

4.傾向得分匹配法（PSM）

為進一步緩解選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM法）對模型（4）進行檢驗。首先，將存在數(shù)字化過度披露行為的樣本作為處理組，否則，視為對照組。其次，利用Logit模型計算數(shù)字化過度披露的傾向得分。其中，被解釋變量為是否存在數(shù)字化過度披露程度（treat），解釋變量為前述一系列控制變量。再次，回歸估計前對所有協(xié)變量進行了平衡性檢驗，并均已通過。最后，分別采用最近鄰匹配（匹配比例為1∶1）、半徑匹配（匹配半徑值為0.01）、核匹配（帶寬為0.06）方法對樣本進行匹配，并利用匹配樣本對模型（4）進行回歸，結(jié)果如表5第（3）列至第（5）列所示，PSM回歸結(jié)果均與基準結(jié)果一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的可靠性，本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗：（1）改變被解釋變量的度量方法，公式（3）中數(shù)字化轉(zhuǎn)型投入?yún)⒖紡堄阔|等^［38］的方法，以數(shù)字資產(chǎn)占無形資產(chǎn)的比重來衡量；（2）改變解釋變量的度量方法，分別以共同機構(gòu)所有權(quán)連結(jié)程度（crsn）、共同機構(gòu)所有權(quán)持股比例（crst）代替crsd；（3）排除共同機構(gòu)投資者絕對控股及相對控股情形，以消除由此形成的企業(yè)集團形態(tài)的影響；（4）調(diào)整樣本期，由于中國數(shù)字技術(shù)的高速發(fā)展和推廣應(yīng)用主要體現(xiàn)在2010年以后，因此穩(wěn)健性檢驗中將樣本期調(diào)整為2010—2021年。經(jīng)以上處理后，主要變量的回歸系數(shù)與初步回歸結(jié)果保持一致，表明初步回歸結(jié)果較為穩(wěn)?。ńY(jié)果未列示，留存?zhèn)渌鳎?/p>

五、機制檢驗

在前述理論分析中，共同機構(gòu)所有權(quán)通過緩解企業(yè)在產(chǎn)品市場及資本市場上的過度競爭，降低企業(yè)面臨的“壓力”；通過發(fā)揮協(xié)同治理效應(yīng)，減少企業(yè)信息操縱的“機會”，從而遏制企業(yè)的數(shù)字化披露迎合行為。因此，參照最新權(quán)威文獻中的機制檢驗方法^［39］，本文主要采用模型（5）對上述兩種效應(yīng)進行檢驗：

M=γ+γcrsd+γcontrols+μ+e+ε（5）

其中，M表示機制變量。同時，本文進一步對機制變量（M）進行了Bootstrap檢驗及Sobel檢驗。

（一）共同機構(gòu)所有權(quán)的競爭緩解效應(yīng)

1.行業(yè)競爭壓力的緩解

為檢驗共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)面臨的行業(yè)競爭壓力的影響，本文以企業(yè)的超額利潤（difmar）作為行業(yè)競爭程度的代理變量。其中，超額利潤為本公司營業(yè)毛利率減去同年度、同行業(yè)、同持股情況（是否被共同機構(gòu)投資者持股）的企業(yè)營業(yè)毛利率的均值，difmar越大，表明企業(yè)面臨的行業(yè)競爭程度越弱?；貧w結(jié)果如表6第（1）列所示，共同機構(gòu)所有權(quán)（crsd）的回歸系數(shù)顯著為正，表明共同機構(gòu)持股確實提高了企業(yè)的超額利潤。同時，Bootstrap檢驗及Sobel檢驗的結(jié)果均在1%水平上顯著，這也表明行業(yè)競爭壓力確實在共同機構(gòu)所有權(quán)遏制數(shù)字化過度披露行為的過程中發(fā)揮了中介作用。

2.來自資本市場壓力的緩解

為檢驗共同機構(gòu)所有權(quán)能否向資本市場釋放利好信號，從而緩解其面臨的來自資本市場的壓力，本文以投資者信心（con）作為機制變量。關(guān)于投資者信心指數(shù)（con）的度量，本文參考雷光勇等^［40］的研究?；貧w結(jié)果如表6第（2）列所示，可以發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)所有權(quán)顯著提升了投資者信心，Bootstrap檢驗及Sobel檢驗結(jié)果均具有統(tǒng)計顯著性，也表明投資者信心（con）發(fā)揮了中介作用。綜上，本文從產(chǎn)品市場及資本市場角度驗證了共同機構(gòu)所有權(quán)發(fā)揮的競爭緩解效應(yīng)。

（二）共同機構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同治理效應(yīng)

共同機構(gòu)所有權(quán)是否發(fā)揮了協(xié)同治理效應(yīng)？為檢驗這一影響路徑，本文以上市公司透明度（tr）作為機制變量，上市公司透明度越高，企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為越無所遁形。其中，上市公司透明度來自滬深交易所披露數(shù)據(jù)，主要分為ABCD四級，本文將評級為“A”級的公司定義為透明度高的公司，tr取值為1，其余公司的tr均取值為0。以上市公司透明度為因變量的模型（5）的回歸結(jié)果如表6第（3）列所示，crsd的回歸結(jié)果顯著為正，Bootstrap檢驗及Sobel檢驗結(jié)果也驗證了上市公司透明度（tr）發(fā)揮了中介作用，由此表明共同機構(gòu)所有權(quán)能夠發(fā)揮更好的治理效應(yīng)，可以抑制數(shù)字化過度披露。

六、拓展性討論

（一）異質(zhì)共同機構(gòu)投資者的差異化影響

數(shù)字化過度披露行為的隱蔽性、模糊性較強，在短期內(nèi)被識別的可能性較低，因此，不會導(dǎo)致公司價值短期內(nèi)的變動，也就不會引發(fā)短期共同機構(gòu)投資者的關(guān)注。但隨著時間的推移，可驗證信息將持續(xù)積累，數(shù)字化過度披露行為被識別的可能性逐漸增大，一旦被揭露，企業(yè)將遭受來自資本市場的懲罰，給長期共同機構(gòu)投資者帶來價值減損。因此，長期共同機構(gòu)投資者更有動力監(jiān)督企業(yè)的數(shù)字化披露行為。為驗證上述猜想，本文將共同機構(gòu)持股劃分為長期（long）、短期（short）兩類，如果持股超過1年，則long=1，否則為0；如果持股不足1年，則short=1，否則為0。本文分別考察上述兩類共同機構(gòu)投資者對企業(yè)數(shù)字化過度披露的影響，結(jié)果如表7所示。其中，長期共同機構(gòu)持股（long）回歸系數(shù)顯著為負、短期共同機構(gòu)持股（short）回歸系數(shù)不顯著，表明只有長期共同機構(gòu)持股能有效抑制數(shù)字化過度披露。

（二）基于企業(yè)特征的異質(zhì)性分析

1.市場化程度

市場化程度較高的地區(qū)對投資者的保護力度較大，企業(yè)的信息操縱風險大、違規(guī)成本高，無形中會加強對自身行為的約束。而市場化程度較低的地區(qū)對企業(yè)信息操縱的約束較少，企業(yè)的守法自覺性較低，這降低了其信息披露質(zhì)量，數(shù)字化的過度披露程度相應(yīng)也較高。此時，作為市場化的一種替代機制，共同機構(gòu)所有權(quán)可充分發(fā)揮協(xié)同治理作用，提高企業(yè)數(shù)字化披露質(zhì)量。為考察上述結(jié)論是否成立，本文按照上市公司所在地市場化指數(shù)將總樣本劃分為市場化程度較高組（market=1）及較低組（market=0），并對模型（4）進行分組回歸，結(jié)果如表8列（1）和列（2）所示，共同機構(gòu)所有權(quán)的回歸系數(shù)僅在市場化程度較低組顯著為負，證實了上述分析結(jié)論。

2.稅負及財務(wù)負擔

為鼓勵企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，政府推出了一系列稅收優(yōu)惠、補貼及信貸支持政策，各大銀行為了支持企業(yè)數(shù)字化發(fā)展，也推出了“數(shù)字貸”等低利率的專屬產(chǎn)品。對于稅負及財務(wù)負擔較大的企業(yè)，通過概念炒作，夸大數(shù)字化轉(zhuǎn)型力度，便可獲取更多的政府扶持及融資支持，以實現(xiàn)企業(yè)價值增值，這與共同機構(gòu)投資者投資組合價值最大化的目的不謀而合。因此，在企業(yè)承擔了較高的稅負及財務(wù)負擔時，共同機構(gòu)投資者為了實現(xiàn)自身利益，存在與企業(yè)合謀的動機，會放任企業(yè)的數(shù)字化過度披露行為。鑒于此，本文分別按照企業(yè)承擔的稅負水平（taxd）、財務(wù)負擔水平（ferd）對總樣本進行分組：稅負水平高組（taxd=1）、稅負水平低組（taxd=0）、財務(wù)負擔高組（ferd=1）、財務(wù)負擔低組（ferd=0），并對模型（4）進行分組回歸，結(jié)果如表8列（3）至列（6）所示。其中，稅負水平以企業(yè)實際繳納的所得稅與稅前利潤的比值衡量，財務(wù)負擔水平以財務(wù)費用占營業(yè)收入的比例測度。從回歸結(jié)果來看，共同機構(gòu)所有權(quán)的回歸系數(shù)僅在低稅負水平組、低財務(wù)負擔組顯著為負，驗證了前文假設(shè)。

七、結(jié)論與建議

本文從共同機構(gòu)所有權(quán)視角研究了數(shù)字化過度披露的治理因素。研究發(fā)現(xiàn)：（1）共同機構(gòu)所有權(quán)能夠抑制企業(yè)“言過其實”的數(shù)字化披露行為；（2）機制檢驗表明，共同機構(gòu)所有權(quán)可發(fā)揮競爭緩解效應(yīng)及協(xié)同治理效應(yīng)，從而減少企業(yè)對數(shù)字化的過度披露；（3）異質(zhì)性分析表明，只有長期共同機構(gòu)持股能夠抑制數(shù)字化的過度披露，且共同機構(gòu)所有權(quán)僅對所在地區(qū)市場化程度較低、稅負和財務(wù)負擔較小的企業(yè)的數(shù)字化過度披露行為產(chǎn)生抑制作用。

上述研究結(jié)論有如下政策啟示：

（1）政府部門應(yīng)正視共同機構(gòu)所有權(quán)的有效性，引導(dǎo)長期共同機構(gòu)投資者發(fā)揮其對“數(shù)字化”這類暫時缺乏披露標準的信息質(zhì)量提升作用，提高上市公司文本信息披露的透明度。尤其是在市場化程度較低的地區(qū)，更應(yīng)支持共同機構(gòu)所有權(quán)這一非正式制度發(fā)揮替代治理作用。

（2）監(jiān)管部門要進一步規(guī)范企業(yè)的數(shù)字化信息披露。一方面，要進一步完善數(shù)字化信息披露規(guī)則，構(gòu)建統(tǒng)一的披露標準、框架體系。要做到這一點，首先要明確界定“數(shù)字化”的范疇；其次，要健全企業(yè)數(shù)字化水平量化機制，更多地用數(shù)據(jù)說話，以降低企業(yè)文本信息操縱的空間；最后，要加強交易所對企業(yè)含混不清的“數(shù)字化規(guī)劃”的問詢。通過問詢來向企業(yè)傳遞監(jiān)管壓力，倒逼企業(yè)真實、準確、完整地披露數(shù)字化相關(guān)信息，同時提醒投資者注意信息甄別。另一方面，要加大懲戒力度。對于數(shù)字化披露“言過于實”、虛假披露等情況要予以懲罰，防止企業(yè)“蹭熱點”行為。

（3）利益相關(guān)者要合理利用共同機構(gòu)所有權(quán)所傳遞的信號，加強對企業(yè)數(shù)字化信息的甄別，識別數(shù)字化轉(zhuǎn)型“真公司”，做出理性決策。

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［責任編輯：劉 茜，王麗愛］

Can Common Institutional Ownership Suppress Exaggerated Digital Disclosure Behavior？

SUN Feng’e

（ College of Economics and Management， Beijing Forestry University， Beijing 100083， China）

Abstract： Digital disclosure is the main way for stakeholders to understand a company’s digital actions. However， in the absence of disclosure standards and effective supervision， companies have the opportunity to exaggerate the degree of digitalization to cater to capital market preferences. Hence， taking the samples of A Share listed companies from 2008 to 2021， this paper examines the impact of common institutional ownership on the over-disclosure of digital information. Research has found that common institutional ownership can effectively curb companies’ exaggerated digital disclosure behavior. The mechanism test shows that common institutional ownership can exert the effect of competition mitigation and collaborative governance， and reduce the excessive digital disclosure by enterprises. Heterogeneity analysis shows that only long-term common institutional ownership can suppress digital over disclosure， and common institutional ownership only has an inhibitory effect on digital over disclosure behavior of enterprises with lower marketization in their location and enterprises with lower tax and financial burdens. The study enriches the field of digitalization and enterprise information manipulation and provides a new analytical perspective on the behavior of common institutional ownership.

Key Words： common institutional ownership; exaggerated digital disclosure; competitive mitigation; collaborative governance; complicity in fraud; information manipulation; catering; corporate governance