原東良 郝盼盼 馬雨飛

(1.南開(kāi)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300071;2.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，山西 太原 030006;3.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引言

年度報(bào)告作為上市公司信息披露的載體，是管理層與利益相關(guān)者之間最重要且最可信的信息傳輸媒介。近年來(lái)，年度報(bào)告的形式發(fā)生了顯著變化，文本信息逐漸成為年度報(bào)告的主體部分。作為財(cái)務(wù)信息的有效補(bǔ)充，文本信息能夠?yàn)槔嫦嚓P(guān)者提供增量信息，降低管理層和利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱(Loughran et al.，2011)。在我國(guó)，監(jiān)管部門(mén)對(duì)年報(bào)中的文本敘述并未制定明確的、可量化的披露標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)文本敘述內(nèi)容也很少受外部審計(jì)的影響，這就使得管理者在披露文本信息的過(guò)程中擁有較大的自由裁量權(quán)，他們有權(quán)決定如何通過(guò)文字內(nèi)容闡述公司的業(yè)務(wù)發(fā)展、財(cái)務(wù)狀況和運(yùn)營(yíng)結(jié)果。因此，管理者不可避免地存在操縱文本信息語(yǔ)言特征的機(jī)會(huì)主義行為(Huang et al.，2014)，即印象管理(Merkldavies et al.，2008；Leung et al.，2015)。也就是說(shuō)，大篇幅的文本信息陳述為上市公司及其管理者進(jìn)行印象管理提供了充足的空間和便利的條件(孫蔓莉，2004；Lo et al.，2017)。因此，在全面推進(jìn)股票發(fā)行注冊(cè)制改革的背景下，深入研究上市公司信息披露過(guò)程中的印象管理行為，具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

在社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域，印象管理是指?jìng)€(gè)人試圖創(chuàng)造、維持、保護(hù)或者以其他方式控制他人感知的過(guò)程。而在企業(yè)戰(zhàn)略行為領(lǐng)域，印象管理則被視為一種戰(zhàn)略性工具，比如管理者可以通過(guò)對(duì)年度報(bào)告中文本敘述的操控改變利益相關(guān)者對(duì)公司發(fā)展的看法(Yuthas et al.，2002)，進(jìn)而達(dá)到維護(hù)公司和管理者形象的目的。Merkldavies et al.(2008)研究指出，印象管理可以分為主題操縱、可讀性操縱、修辭操縱、視覺(jué)和結(jié)構(gòu)操縱、績(jī)效比較、收益數(shù)字選擇以及績(jī)效歸因七類。其中，主題操縱包括管理者在披露文本信息時(shí)的語(yǔ)調(diào)操縱。從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，與其他類型的印象管理行為相比，我國(guó)上市公司在發(fā)布年度報(bào)告時(shí)更可能實(shí)施主題操縱(語(yǔ)調(diào)操縱)。根據(jù)Tedeschi et al.(1984)的觀點(diǎn)，印象管理策略主要包括積極型印象管理和防御型印象管理兩類。其中：前者是指管理者使用語(yǔ)言或其他表現(xiàn)方式展示公司良好的表現(xiàn)，并將積極的結(jié)果歸因于自身；而后者則強(qiáng)調(diào)管理者在面對(duì)公司績(jī)效下滑等負(fù)面事件時(shí)積極保護(hù)和修復(fù)公司及管理者形象。

績(jī)效反饋如何影響組織響應(yīng)是戰(zhàn)略管理研究領(lǐng)域的重要主題之一(Argote et al.，2007)?？?jī)效反饋是一種信息生成機(jī)制，管理者通常會(huì)依據(jù)當(dāng)前績(jī)效與期望績(jī)效之間差異的評(píng)估結(jié)果調(diào)整公司戰(zhàn)略決策(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021)。根據(jù)當(dāng)前績(jī)效是高于還是低于期望績(jī)效，可將績(jī)效反饋分為積極的績(jī)效反饋和消極的績(jī)效反饋。有關(guān)績(jī)效反饋與組織響應(yīng)的研究著重考察了績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)并購(gòu)、戰(zhàn)略變革、聯(lián)盟伙伴選擇、企業(yè)社會(huì)責(zé)任等企業(yè)戰(zhàn)略決策行為的影響(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021；李璨 等，2019)，鮮有文獻(xiàn)將績(jī)效反饋與上市公司印象管理納入同一框架進(jìn)行深入探討。

本文通過(guò)理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)試圖回答如下問(wèn)題：期望績(jī)效反饋如何影響上市公司在年度報(bào)告披露過(guò)程中的印象管理行為？產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場(chǎng)化進(jìn)程、分析師關(guān)注和媒體關(guān)注等情境因素會(huì)對(duì)上市公司年報(bào)印象管理策略產(chǎn)生何種影響？較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，拓展了年報(bào)信息的研究視角。既有研究更為關(guān)注上市公司年報(bào)中的定量信息，側(cè)重于探討管理者對(duì)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的操縱，而本文研究則聚焦于年報(bào)中的定性信息，即文本信息語(yǔ)言特征。第二，豐富了管理層語(yǔ)調(diào)操縱影響因素方面的文獻(xiàn)。與國(guó)外研究相比，國(guó)內(nèi)從語(yǔ)調(diào)特征視角對(duì)會(huì)計(jì)文本信息展開(kāi)的實(shí)證研究較少(肖浩 等，2016)；并且，這些研究主要考察了管理層語(yǔ)調(diào)、管理層語(yǔ)調(diào)操縱的經(jīng)濟(jì)后果(謝德仁 等，2015；林樂(lè) 等，2017；曾慶生 等，2018；朱朝暉 等，2018)。不同于此，本文基于期望績(jī)效反饋的視角，著重探討了管理層語(yǔ)調(diào)操縱的前置影響因素。第三，推動(dòng)了印象管理在我國(guó)情境下的研究。本文將源于社會(huì)心理學(xué)的印象管理與企業(yè)行為領(lǐng)域的績(jī)效反饋有機(jī)結(jié)合，發(fā)現(xiàn)上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中傾向于采用積極型印象管理策略。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

上市公司在披露文本信息時(shí)，會(huì)戰(zhàn)略性地設(shè)定語(yǔ)調(diào)傾向，以影響投資者等利益相關(guān)者對(duì)公司當(dāng)前經(jīng)營(yíng)狀況及未來(lái)發(fā)展的看法(謝德仁 等，2015；林樂(lè) 等，2017；Davis et al.，2012；Arslan-Ayaydin et al.，2016；Boudt et al.，2019)，即存在印象管理行為(Merkldavies et al.，2008；Leung et al.，2015)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，影響文本信息語(yǔ)調(diào)傾向的主要因素大致可被歸納為三個(gè)層面：(1)公司發(fā)展基本面。規(guī)模小、成立時(shí)間短、業(yè)績(jī)好、波動(dòng)性小、應(yīng)計(jì)利潤(rùn)低的公司更傾向于在年度報(bào)告的前瞻性陳述中使用樂(lè)觀語(yǔ)調(diào)(Li，2010)；低資本成本和高增長(zhǎng)的公司在年度報(bào)告的文本敘述中表現(xiàn)得更為悲觀(Ibrahim et al.，2019)。(2)公司治理機(jī)制。董事會(huì)獨(dú)立性和董事會(huì)中的女性占比會(huì)降低年度報(bào)告中的積極語(yǔ)調(diào)傾向(Bassyouny et al.，2020)；而CEO權(quán)力則會(huì)顯著提升盈余公告中積極詞匯的使用頻率(DeBoskey et al.，2019)。(3)管理者特質(zhì)。在信息披露過(guò)程中，自戀型的CEO和擁有慈善工作經(jīng)歷的管理者更傾向于使用積極樂(lè)觀的語(yǔ)調(diào)(Bassyouny et al.，2020；Marquez-Illescas et al.，2019；Davis et al.，2015)。

Huang et al.(2014)基于管理層語(yǔ)調(diào)操縱的視角，為學(xué)者探究上市公司印象管理行為提供了新的思路，其將語(yǔ)調(diào)分離為正常語(yǔ)調(diào)和異常語(yǔ)調(diào)。其中：正常語(yǔ)調(diào)反映了公司發(fā)展的基本面，是對(duì)公司當(dāng)前經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展預(yù)期的客觀描述；異常語(yǔ)調(diào)是除公司基本面之外，反映管理者利用其自由裁量權(quán)戰(zhàn)略性操縱語(yǔ)調(diào)傾向的程度，比如當(dāng)管理者存在提升股價(jià)或掩蓋糟糕財(cái)務(wù)績(jī)效的動(dòng)機(jī)時(shí)，其向上操縱語(yǔ)調(diào)的可能性更高。也就是說(shuō)，上市公司的文本信息語(yǔ)調(diào)包含反映公司經(jīng)營(yíng)基本面的正常語(yǔ)調(diào)和管理者使用自由裁量權(quán)進(jìn)行文本信息表述修飾的異常語(yǔ)調(diào)。本質(zhì)上，異常語(yǔ)調(diào)是上市公司進(jìn)行印象管理的表現(xiàn)?；谏鲜鲞壿?，新近的研究發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和審計(jì)委員會(huì)成員的財(cái)務(wù)專長(zhǎng)會(huì)抑制管理層向上的語(yǔ)調(diào)操縱，即降低上市公司的印象管理程度(Lee et al.，2019；D’Augusta et al.，2020)。

年度報(bào)告是上市公司管理者與投資者等利益相關(guān)者溝通公司當(dāng)前經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展戰(zhàn)略的重要信息渠道。按照我國(guó)證監(jiān)會(huì)的要求，上市公司要在年度報(bào)告的“管理層討論與分析”部分對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)指標(biāo)和財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行討論，相關(guān)分析應(yīng)當(dāng)從業(yè)務(wù)層面充分解釋導(dǎo)致財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)變動(dòng)的根本原因，而不能僅僅重復(fù)財(cái)務(wù)報(bào)告的內(nèi)容。我國(guó)高度依賴語(yǔ)境文化的社會(huì)背景(林曉光，2009)，為上市公司管理者在年報(bào)披露過(guò)程中進(jìn)行文本信息的語(yǔ)調(diào)操縱提供了可能?；诖?，本文利用年度報(bào)告中“管理層討論與分析”部分的語(yǔ)調(diào)操縱，刻畫(huà)上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中的印象管理行為，并進(jìn)一步探究不同的期望績(jī)效反饋會(huì)對(duì)年報(bào)印象管理產(chǎn)生何種影響。

(二)研究假設(shè)

Merkldavies et al.(2008)將基于文本敘述的印象管理策略歸結(jié)為“歸因”和“隱藏”兩種行為。其中：“歸因”表現(xiàn)為如何使用語(yǔ)言和表達(dá)方式來(lái)展示良好的績(jī)效，并將積極的結(jié)果歸因于自身，對(duì)應(yīng)的是積極型印象管理策略；而“隱藏”則是在負(fù)面環(huán)境中，通過(guò)混淆或淡化負(fù)面信息，影響利益相關(guān)者對(duì)負(fù)面事件的看法，以期最大限度地減少負(fù)面信息對(duì)管理者和組織聲譽(yù)的影響，對(duì)應(yīng)的是防御型印象管理策略。

出于個(gè)人聲譽(yù)維護(hù)和職業(yè)生涯發(fā)展的考慮，管理者具有通過(guò)操縱信息獲取利益的一般動(dòng)機(jī)?；谛畔⑴哆^(guò)程中的自由裁量權(quán)，如果實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效，管理者在通過(guò)年度報(bào)告向外界傳遞上市公司經(jīng)營(yíng)狀況良好的積極信號(hào)時(shí)，會(huì)產(chǎn)生印象管理行為(Davidson et al.，2004；Hayward et al.，2017)。具體而言，對(duì)于財(cái)務(wù)績(jī)效表現(xiàn)良好的公司，管理者有動(dòng)機(jī)提供和強(qiáng)調(diào)積極信息，以彰顯他們卓越的領(lǐng)導(dǎo)力和管理能力，并使其與績(jī)效表現(xiàn)不佳的公司區(qū)分開(kāi)來(lái)(Healy et al.，2001)，從而誘發(fā)管理者對(duì)績(jī)效反饋的自我歸因。歸因理論中的自我服務(wù)偏見(jiàn)是指?jìng)€(gè)體傾向于將積極結(jié)果歸因于自身能力和努力程度，而將消極結(jié)果歸因于外部因素(Kelley et al.，1980)。良好的財(cái)務(wù)表現(xiàn)會(huì)影響管理層的自我感知水平，并促使其在披露上市公司信息的過(guò)程中更多地使用積極詞匯(Buchholz et al.，2018)。積極的語(yǔ)調(diào)通常伴隨著良好的印象(Wu et al.，2021)，管理者進(jìn)行向上的語(yǔ)調(diào)操縱會(huì)對(duì)良好的財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生“放大”效應(yīng)，強(qiáng)化公司和管理者在股東、供應(yīng)商以及客戶等利益相關(guān)者心目中的良好形象。從利益相關(guān)者認(rèn)知的角度看，積極的印象管理策略有助于提高管理層激勵(lì)(包括薪酬激勵(lì)、股權(quán)激勵(lì)等)的合法化和合理化，鞏固管理者職位，優(yōu)化公司的外部融資環(huán)境，進(jìn)而推動(dòng)公司的可持續(xù)發(fā)展(Parhankangas et al.，2014)。從經(jīng)濟(jì)理性的角度看，在正向期望績(jī)效反饋的情形下，管理者和上市公司均有動(dòng)機(jī)在年報(bào)披露過(guò)程中進(jìn)行文本信息語(yǔ)調(diào)的向上操縱，即采用積極型印象管理策略。

如果公司的實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效，則意味著管理者缺乏驅(qū)動(dòng)公司業(yè)績(jī)提升的資源調(diào)配能力和相應(yīng)的經(jīng)營(yíng)管理能力，此時(shí)利益相關(guān)者會(huì)對(duì)公司管理者產(chǎn)生負(fù)面印象(Hayward et al.，2017)。在這種情況下，管理者有充分的動(dòng)機(jī)“隱藏”公司經(jīng)營(yíng)不善等負(fù)面消息，并通過(guò)語(yǔ)調(diào)操縱對(duì)沖可能面臨的被解雇、薪酬降低、聲譽(yù)受損等風(fēng)險(xiǎn)(Leung et al.，2015；Kothari et al.，2009)。與此同時(shí)，為了弱化公司發(fā)展困境對(duì)組織形象與合法性造成的負(fù)面影響，并獲取支持組織持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵性資源，管理者也有必要通過(guò)適當(dāng)?shù)姆绞竭M(jìn)行印象管理(Chng et al.，2015)。李四海等(2016)指出，當(dāng)實(shí)際績(jī)效不及期望績(jī)效時(shí)，公司將面臨利益相關(guān)者資源流失的風(fēng)險(xiǎn)，包括商業(yè)信用和信貸資金等。此時(shí)，管理層有動(dòng)機(jī)對(duì)年報(bào)中文本信息的語(yǔ)調(diào)進(jìn)行向上的操縱，以“隱藏”公司面臨的負(fù)面消息，降低利益相關(guān)者對(duì)公司業(yè)績(jī)下滑風(fēng)險(xiǎn)的感知，幫助公司走出經(jīng)營(yíng)困境。Files et al.(2018)指出，當(dāng)上市公司存在違規(guī)行為時(shí)，管理者可能會(huì)借助異常積極的語(yǔ)調(diào)來(lái)對(duì)沖負(fù)面事件對(duì)公司的影響。Li(2008)針對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效和年報(bào)可讀性(印象管理的一種表現(xiàn)類型)關(guān)系的研究也發(fā)現(xiàn)，與盈利公司相比，虧損公司在披露年度報(bào)告時(shí)存在印象管理行為。綜上所述，為了弱化績(jī)效不達(dá)標(biāo)帶來(lái)的負(fù)面影響，并將業(yè)績(jī)下滑歸因于外部因素，上市公司及其管理者在年報(bào)披露過(guò)程中存在采用防御型印象管理策略的動(dòng)機(jī)，即在實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效的情況下，對(duì)年報(bào)中的文本信息語(yǔ)調(diào)進(jìn)行向上的操縱。

基于上述分析可知，無(wú)論是正向期望績(jī)效反饋還是負(fù)向期望績(jī)效反饋，均有可能導(dǎo)致上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中的印象管理行為。具體地，出于強(qiáng)化或者“凸顯”正面消息的動(dòng)機(jī)，在面臨正向期望績(jī)效反饋的情況下，管理層向上的語(yǔ)調(diào)操縱為積極型印象管理；出于弱化或者“隱藏”負(fù)面消息的動(dòng)機(jī)，在面臨負(fù)向期望績(jī)效反饋的情況下，管理層向上的語(yǔ)調(diào)操縱為防御型印象管理。由此，本文提出：

H1a：當(dāng)上市公司面臨正向期望績(jī)效反饋時(shí)，實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效的程度越高，年報(bào)印象管理程度越高，此時(shí)為積極型印象管理；

H1b：當(dāng)上市公司面臨負(fù)向期望績(jī)效反饋時(shí)，實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效的程度越高，年報(bào)印象管理程度越高，此時(shí)為防御型印象管理。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2009—2019年所有A股上市公司為研究樣本，并借鑒彭博等(2020)、張正勇等(2017)的做法，對(duì)初始樣本進(jìn)行了以下篩選：剔除證券、金融、保險(xiǎn)業(yè)樣本；剔除樣本期內(nèi)被ST、*ST以及退市的樣本；剔除上市不足一年的樣本；剔除相關(guān)變量存在缺失的樣本；剔除管理層語(yǔ)調(diào)操縱值為負(fù)數(shù)的樣本。經(jīng)過(guò)上述處理，最終共得到14571個(gè)公司-年度樣本。此外，為了克服極端值對(duì)研究結(jié)論的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平上的Winsorize縮尾處理。研究數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和巨潮資訊網(wǎng)，數(shù)據(jù)分析通過(guò)Stata 15.0進(jìn)行。

(二)變量定義

1.印象管理(IM)

結(jié)合前文對(duì)印象管理的定義，首先，采用Python編程軟件在巨潮資訊網(wǎng)批量抓取上市公司年度報(bào)告，并使用Solider Converter軟件將PDF格式的文件轉(zhuǎn)化為T(mén)XT文本形式；然后，提取“管理層討論與分析”部分的文本內(nèi)容，并采用Python中的Jieba分詞模塊對(duì)文本內(nèi)容進(jìn)行分詞處理；最后，根據(jù)Hownet情感詞典庫(kù)和NTUSD情感詞典庫(kù)，并結(jié)合Loughran et al.(2011)構(gòu)建的財(cái)務(wù)報(bào)告詞匯列表，確定相應(yīng)文本中積極詞匯和消極詞匯的數(shù)量。本文借鑒謝德仁等(2015)、許文瀚等(2019)的做法，按照模型(1)確定“管理層討論與分析”部分的情感傾向，并將其命名為管理層語(yǔ)調(diào)(Tone)。管理層語(yǔ)調(diào)(Tone)通過(guò)模型(1)測(cè)算：

Tone=(積極詞匯數(shù)量-消極詞匯數(shù)量)/(積極詞匯數(shù)量+消極詞匯數(shù)量)

(1)

管理層語(yǔ)調(diào)(Tone)由正常語(yǔ)調(diào)部分和語(yǔ)調(diào)操縱部分組成。其中：正常語(yǔ)調(diào)部分反映了公司的基本面，是對(duì)公司業(yè)績(jī)和可能面臨風(fēng)險(xiǎn)的客觀描述；語(yǔ)調(diào)操縱部分反映了上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中管理層使用自由裁量權(quán)修飾信息表達(dá)的程度。本文借鑒Huang et al.(2014)、Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，通過(guò)模型(2)測(cè)度管理層語(yǔ)調(diào)操縱水平：

Tonei,t=α0+α1Sizei,t+α2Levi,t+α3ROEi,t+α4Growthi,t+α5BMi,t+α6LOSSi,t+

α7Agei,t+α8EPSi,t+α9DEPSi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

其中：Tone代表“管理層討論與分析”部分的語(yǔ)調(diào)；Size為經(jīng)過(guò)取自然對(duì)數(shù)處理的公司總資產(chǎn)；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率；ROE為凈資產(chǎn)收益率；Growth為營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率；BM為總資產(chǎn)與總市值的比值；LOSS為是否虧損的虛擬變量；Age為公司上市年限；EPS為當(dāng)年每股收益；DEPS為當(dāng)年每股收益與上一年度每股收益的差值；Year和Industry分別為年份和行業(yè)虛擬變量。按模型(2)分年度分行業(yè)回歸之后，得到殘差值，保留殘差值為正的樣本，并將其定義為年報(bào)印象管理(IM)，該值越大，代表上市公司印象管理程度越高(1)殘差為正意味著管理層在年報(bào)披露過(guò)程中采用了向上的印象管理策略。殘差為負(fù)意味著管理層在年報(bào)披露過(guò)程中采用了向下的印象管理策略，表現(xiàn)得較為謹(jǐn)慎，這不屬于本文關(guān)注的印象管理范圍。具體而言，本文擬在企業(yè)行為理論的研究框架下，以期望績(jī)效反饋?zhàn)鳛榍腥朦c(diǎn)，探究上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用積極型還是防御型印象管理策略？從印象管理策略的類型視角考慮，并結(jié)合積極型印象管理和防御型印象管理的定義，本文的理論分析與研究假設(shè)均圍繞管理層語(yǔ)調(diào)向上操縱這一視角展開(kāi)。。

2.期望績(jī)效反饋

在既有研究中，期望績(jī)效往往通過(guò)歷史期望績(jī)效和社會(huì)期望績(jī)效進(jìn)行度量(Ye et al.，2021),本文借鑒李健等(2018a，2018b)、Xu et al.(2019)的做法，利用上市公司實(shí)際績(jī)效(P)與期望績(jī)效(A)之間的差值來(lái)測(cè)度期望績(jī)效反饋。實(shí)際績(jī)效(P)為上市公司當(dāng)年資產(chǎn)收益率(ROA)。期望績(jī)效(A)為上一年度上市公司歷史績(jī)效和社會(huì)績(jī)效的線性組合，具體可通過(guò)模型(3)計(jì)算得到。

A=a1HA+(1-a1)SA

(3)

其中：HA為歷史期望績(jī)效，代表焦點(diǎn)公司上一年度的資產(chǎn)收益率(ROA)；SA為社會(huì)期望績(jī)效，代表本年度除去焦點(diǎn)公司之外的行業(yè)內(nèi)其他公司資產(chǎn)收益率的平均值；a1為權(quán)重系數(shù)，與王菁等(2014)、李健等(2018a)保持一致，a1賦值為0.5。根據(jù)本文研究?jī)?nèi)容，我們將期望績(jī)效反饋分為正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)。當(dāng)(P-A)大于0時(shí)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)的取值為(P-A)，否則取值為0；當(dāng)(P-A)小于0時(shí)，負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)的取值為(P-A)的絕對(duì)值，否則取值為0。正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)均為正向指標(biāo)，值越大，代表期望績(jī)效反饋水平越高。

3.控制變量

參照Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，本文在檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響時(shí)，選取的控制變量包括：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、賬市比(BM)、機(jī)構(gòu)持股比例(Ins)、股權(quán)集中度(H5)、是否四大(Big4)、兩職合一(Dual)、管理層持股(MShare)、管理層薪酬(MSalary)、獨(dú)立董事比例(Indep)、年份效應(yīng)(Year)、行業(yè)效應(yīng)(Industry)和省份效應(yīng)(Province)。

本文變量的說(shuō)明如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

(三)模型設(shè)定

為考察期望績(jī)效反饋與上市公司年報(bào)印象管理策略之間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型(4)進(jìn)行了檢驗(yàn)：

IMi,t=α0+α1PEPFi,t/NEPFi,t+α2Sizei,t+α3Levi,t+α4ROAi,t+α5Growthi,t+

α6BMi,t+α7Insi,t+α8H5i,t+α9Big4i,t+α10Duali,t+α11MSharei,t+

α12MSalaryi,t+α13Indepi,t+∑Year+∑Industry+∑Province+εi,t

(4)

其中：被解釋變量為年報(bào)印象管理(IM)，代表上市公司在年報(bào)披露中的印象管理程度；解釋變量為期望績(jī)效反饋。如果正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)顯著為正，則表明上市公司在披露年度報(bào)告時(shí)采用了積極型印象管理策略；如果負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)顯著為正，則表明上市公司在披露年度報(bào)告時(shí)采用了防御型印象管理策略。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)及差異性檢驗(yàn)

表2報(bào)告了本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。年報(bào)印象管理(IM)的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.308和0.209，最小值和最大值分別為0.006和0.860，表明樣本上市公司年報(bào)中“管理層討論與分析”部分的語(yǔ)調(diào)操縱水平存在較大差異。正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)的平均值分別為0.016和0.013，表明平均而言，樣本上市公司的績(jī)效水平增長(zhǎng)幅度高于績(jī)效水平下降幅度。其他控制變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果與既有研究基本保持一致，不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)單變量分析

根據(jù)期望績(jī)效反饋是否大于0，本文將樣本劃分為正向期望績(jī)效反饋和負(fù)向期望績(jī)效反饋兩組，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行單變量分析，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。由表3可見(jiàn)：在正向期望績(jī)效反饋組，年報(bào)印象管理(IM)的平均值和中位數(shù)分別為0.328和0.298；在負(fù)向期望績(jī)效反饋組，年報(bào)印象管理(IM)的平均值和中位數(shù)分別為0.285和0.247；在不同分組下，年報(bào)印象管理(IM)的平均值和中位數(shù)的差值分別為0.043和0.051，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明在期望績(jī)效反饋為正的情況下，年報(bào)印象管理程度更高，H1a得到初步驗(yàn)證。此外，在不同期望績(jī)效反饋分組之下，公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、賬市比(BM)、管理層薪酬(MSalary)、獨(dú)立董事比例(Indep)在平均值和中位數(shù)上均存在顯著差異，說(shuō)明在檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理之間的關(guān)系時(shí)，對(duì)上述變量加以控制是必要的。

表3 單變量分析

(三)相關(guān)性分析

表4列示的各變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)與年報(bào)印象管理(IM)之間的相關(guān)系數(shù)為0.073，負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)與年報(bào)印象管理(IM)之間的相關(guān)系數(shù)為-0.075，并且均通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。上述結(jié)果表明，在不控制其他影響因素的情況下，正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理顯著正相關(guān)，負(fù)向績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理顯著負(fù)相關(guān)，這為本文進(jìn)一步檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理策略的影響奠定了基礎(chǔ)。此外，其他各變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.5，說(shuō)明模型不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

表4 主要變量的相關(guān)系數(shù)

(四)多元回歸分析

表5報(bào)告了期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理的多元回歸結(jié)果。其中：列(1)是未納入解釋變量，僅包括控制變量的回歸結(jié)果；列(2)為正向期望績(jī)效反饋(PEPF)與年報(bào)印象管理(IM)的回歸結(jié)果；列(3)為負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)與年報(bào)印象管理(IM)的回歸結(jié)果；列(4)是在列(1)的基礎(chǔ)上，將正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)同時(shí)納入模型的回歸結(jié)果。

由表5列(2)可知，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為0.201，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明正向期望績(jī)效反饋越大，上市公司年報(bào)印象管理程度越高，H1a得到驗(yàn)證。表5列(3)顯示，負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為-0.099，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，H1b未得到驗(yàn)證。由表5列(4)可知，在回歸模型中同時(shí)納入正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)之后，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，而負(fù)向期望績(jī)效反饋(NEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響仍未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，H1a進(jìn)一步得到驗(yàn)證。上述結(jié)果表明，正向期望績(jī)效反饋越大，年報(bào)印象管理程度越高，即當(dāng)實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效時(shí)，上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用了積極型印象管理策略。

表5 期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理的回歸結(jié)果

從控制變量的結(jié)果來(lái)看，公司規(guī)模(Size)和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)存在顯著的正向影響，賬市比(BM)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)存在顯著的負(fù)向影響，該結(jié)果與Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的研究結(jié)論保持一致。此外，股權(quán)集中度(H5)和管理層持股(MShare)均會(huì)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)產(chǎn)生顯著的抑制作用。

(五)內(nèi)生性控制

1.傾向得分匹配

根據(jù)期望績(jī)效反饋是否大于0，設(shè)置實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，采用傾向得分匹配法估計(jì)正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的“平均處理效應(yīng)”。選取的協(xié)變量包括公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、賬市比(BM)、機(jī)構(gòu)持股比例(Ins)、股權(quán)集中度(H5)、是否四大(Big4)、兩職合一(Dual)、管理層持股(MShare)、管理層薪酬(MSalary)和獨(dú)立董事比例(Indep)。采用一對(duì)一匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配的估計(jì)結(jié)果如表6所示，本文重點(diǎn)關(guān)注的ATT全部在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理之間顯著正相關(guān)，即上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用的是積極型印象管理策略。

表6 內(nèi)生性控制：傾向得分匹配

2.熵平衡

為緩解可能因樣本選擇偏差而引起的內(nèi)生性問(wèn)題，本文借鑒Hainmueller(2012)提出的熵平衡方法進(jìn)行處理。具體而言：首先，按照期望績(jī)效反饋是否大于0將樣本分為兩組；然后，進(jìn)行賦權(quán)處理，使得兩組間的控制變量實(shí)現(xiàn)均衡，以減少回歸時(shí)的選擇偏差?；陟仄胶馓幚淼臋z驗(yàn)結(jié)果如表7列(1)所示，從中可見(jiàn)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響在5%的水平上顯著為正。

表7 內(nèi)生性控制：熵平衡、工具變量回歸和被解釋變量提前一期

3.工具變量回歸

本文借鑒彭博等(2020)的做法，使用同一年度、同一行業(yè)內(nèi)剔除焦點(diǎn)公司之后的正向期望績(jī)效反饋的均值(PEPF_IV)作為工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。表7列(2)和列(3)報(bào)告了基于工具變量回歸的檢驗(yàn)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)存在顯著的正向影響。

4.被解釋變量提前一期

本文將被解釋變量進(jìn)行提前一期處理，以克服反向因果可能造成的潛在內(nèi)生性問(wèn)題。此時(shí)，解釋變量正向期望績(jī)效反饋的時(shí)間區(qū)間為2009—2018年，被解釋變量年報(bào)印象管理的時(shí)間區(qū)間為2010—2019年。重新進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表7列(4)所示，從中可見(jiàn)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)的估計(jì)系數(shù)為0.229，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。

上述一系列檢驗(yàn)結(jié)果表明，在克服內(nèi)生性問(wèn)題之后，本文的研究結(jié)論依然成立，即上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用了積極型印象管理策略。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還開(kāi)展了以下檢驗(yàn)：

1.更換解釋變量的測(cè)量方法

本文采用三種不同的方法重新測(cè)度解釋變量。其一，當(dāng)實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效，即為正向期望績(jī)效反饋時(shí)，取值為1，否則取值為0，并記為虛擬變量PEPF01；其二，參照彭博等(2020)的做法，根據(jù)凈資產(chǎn)收益率(ROE)重新計(jì)算正向期望績(jī)效反饋，并記為PEPF_ROE；其三，借鑒李健等(2018b)的做法，將模型(3)中的a1賦值為0.6，重新計(jì)算正向期望績(jī)效反饋，并計(jì)為PEPF_0.6。表8列(1)～(3)報(bào)告了上述三種方法的回歸結(jié)果，從中可見(jiàn)，PEPF01、PEPF_ROE和PEPF_0.6的估計(jì)系數(shù)分別為0.028、0.666和0.331，并且都通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.更換被解釋變量的測(cè)量方法

本文重新對(duì)印象管理進(jìn)行了測(cè)度。具體而言，分年度將年報(bào)印象管理進(jìn)行降序排列，并對(duì)其進(jìn)行賦值處理，前十分位的賦值為10，后十分位的賦值為1，其他依次類推，標(biāo)記為IM10。由表8列(4)可見(jiàn)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM10)存在顯著的正向影響。

3.排他性測(cè)試

為進(jìn)一步驗(yàn)證上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用的是積極型印象管理策略，而非防御型印象管理策略，本文設(shè)置了上市公司當(dāng)年是否違規(guī)的虛擬變量(Violation)，存在違規(guī)賦值為1，否則賦值為0，并將其作為控制變量納入回歸模型。表8列(5)顯示，企業(yè)違規(guī)(Violation)對(duì)印象管理(IM)的影響系數(shù)雖然為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此可以排除上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用了防御型印象管理策略。

綜上所述，在替換變量的測(cè)量方法以及進(jìn)行排他性測(cè)試后，重新回歸所得的結(jié)果均與前文基準(zhǔn)回歸的結(jié)論基本保持一致，說(shuō)明本文研究結(jié)論是可靠的。

五、進(jìn)一步分析

上文的實(shí)證檢驗(yàn)表明，上市公司在年報(bào)披露過(guò)程中采用了積極型印象管理策略，即當(dāng)上市公司面臨正向期望績(jī)效反饋時(shí)，實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效的程度越高，年報(bào)印象管理程度越高。為加深對(duì)上市公司積極型印象管理策略的認(rèn)識(shí)，本文引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境、分析師關(guān)注和媒體關(guān)注四個(gè)情境因素，進(jìn)一步探究正向期望績(jī)效反饋影響年報(bào)印象管理的邊界條件。

(1)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異性。按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，我國(guó)上市公司可以分為國(guó)有上市公司和非國(guó)有上市公司。與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司管理者的晉升與任命很大程度上受上級(jí)政府部門(mén)的影響。當(dāng)實(shí)際績(jī)效超過(guò)期望績(jī)效時(shí)，出于“迎合”上級(jí)評(píng)價(jià)的考慮，國(guó)有上市公司的管理者在年報(bào)披露過(guò)程中進(jìn)行向上操縱語(yǔ)調(diào)的可能性更高。在資源獲取方面，政府的“隱形背書(shū)”使得國(guó)有上市公司在融資、稅收、政府補(bǔ)貼等方面具有天然的優(yōu)勢(shì)，這在一定程度上會(huì)弱化國(guó)有上市公司的管理者通過(guò)積極型印象管理策略獲取資源的動(dòng)機(jī)。因此，本文推斷，對(duì)于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司而言，正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響可能存在差異。

(2)制度環(huán)境差異性。戰(zhàn)略管理的制度觀認(rèn)為，企業(yè)的運(yùn)營(yíng)必須以組織合法性來(lái)迎合外部制度環(huán)境，企業(yè)的任何投資決策行為都應(yīng)在制度環(huán)境許可的框架下進(jìn)行。受市場(chǎng)化改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的影響，現(xiàn)階段我國(guó)各地區(qū)的制度環(huán)境存在較大差異。相對(duì)于市場(chǎng)化進(jìn)程低的地區(qū)，在市場(chǎng)化進(jìn)程高的地區(qū)，產(chǎn)品市場(chǎng)、要素市場(chǎng)、市場(chǎng)中介組織和法律制度等發(fā)展更完備，制度環(huán)境對(duì)資本市場(chǎng)參與主體行為的約束力更強(qiáng)(柳建華 等，2017)。因此，當(dāng)上市公司所處地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程高時(shí)，管理者實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為的難度增大、成本變高，從而會(huì)減少對(duì)年報(bào)文本信息的語(yǔ)調(diào)操縱。基于上述分析，本文推斷，在市場(chǎng)化進(jìn)程較低的地區(qū)，正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響更大。

(3)分析師關(guān)注差異性。作為資本市場(chǎng)上的重要信息中介之一，分析師基于其專業(yè)的分析技能，在市場(chǎng)上收集和傳遞公司特定的信息，可以有效降低公司內(nèi)部(管理者)和外部(投資者)之間的信息不對(duì)稱程度(To et al.，2018)。Irani et al.(2013)發(fā)現(xiàn)，分析師覆蓋水平越高的公司，進(jìn)行盈余操縱的可能性越低，即分析師在資本市場(chǎng)中扮演著重要的外部監(jiān)督者角色?；诖?，本文推斷，在分析師關(guān)注度高的情況下，管理者在對(duì)公司歷史業(yè)績(jī)和未來(lái)發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行分析與討論時(shí)更加客觀，進(jìn)行語(yǔ)調(diào)操縱的可能性更低，即分析師關(guān)注會(huì)弱化正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理之間的正向關(guān)系。

(4)媒體關(guān)注差異性。Hogarth et al.(2018)指出，媒體可以為一個(gè)組織的聲譽(yù)和公眾輿論奠定基調(diào)。已有研究也發(fā)現(xiàn)，媒體作為一種重要的外部治理機(jī)制，可以向公眾提供信息，提高外部監(jiān)督水平，協(xié)助監(jiān)管機(jī)構(gòu)提高執(zhí)法效率，甚至推動(dòng)公司戰(zhàn)略變革(Dyck et al.，2008)。當(dāng)然，媒體與企業(yè)之間也可能存在“合謀”行為(才國(guó)偉 等，2015)。那么，在正向期望績(jī)效反饋驅(qū)動(dòng)年報(bào)印象管理的過(guò)程中，媒體究竟扮演何種角色，是“監(jiān)督者”還是“催化劑”，尚有待實(shí)證檢驗(yàn)加以證明。

為考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境、分析師關(guān)注和媒體關(guān)注對(duì)正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理關(guān)系的影響，設(shè)定模型(5)進(jìn)行檢驗(yàn)：

IMi,t=α0+α1PEPFi,t+α2Mi,t+α3PEPFi,t×Mi,t+Controls+∑Year+∑Industry+∑Province+εi,t

(5)

其中，M為調(diào)節(jié)變量，分別代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、市場(chǎng)化進(jìn)程(Market)、分析師關(guān)注度(Analyst)和媒體關(guān)注度(Media)。具體地：當(dāng)上市公司為國(guó)有性質(zhì)時(shí)，SOE取值為1，否則取值為0；當(dāng)上市公司所在地位于高市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)時(shí)，Market取值為1，否則取值為0；分析師關(guān)注度(Analyst)和媒體關(guān)注度(Media)均進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理。當(dāng)交乘項(xiàng)PEPF×M的影響系數(shù)顯著為正(負(fù))時(shí)，表明調(diào)節(jié)變量M會(huì)強(qiáng)化(弱化)上市公司的積極型印象管理策略。與此同時(shí)，為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別按照上市公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所處地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程水平、分析師關(guān)注度以及媒體關(guān)注度對(duì)樣本進(jìn)行分組，在此基礎(chǔ)上重新檢驗(yàn)正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響。

表9列(1)～(3)為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異性的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)顯示，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)的交乘項(xiàng)(PEPF×SOE)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正。由列(2)和(3)可見(jiàn)，在國(guó)有上市公司樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為正，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)；而在非國(guó)有上市公司樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)不存在顯著影響。此外，Chow檢驗(yàn)的卡方值為17.566，且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，P值為0.000，表明正向期望績(jī)效反饋的影響系數(shù)在分組(國(guó)有、非國(guó)有)檢驗(yàn)中存在顯著性差異。上述結(jié)果說(shuō)明，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)強(qiáng)化了正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響，即國(guó)有上市公司在披露年報(bào)過(guò)程中更可能采用積極型印象管理策略。

表9列(4)～(6)為制度環(huán)境差異性的檢驗(yàn)結(jié)果。列(4)顯示，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和市場(chǎng)化進(jìn)程(Market)的交乘項(xiàng)(PEPF×Market)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)。由列(5)和(6)可見(jiàn)，在市場(chǎng)化進(jìn)程低的樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為正，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)；而在市場(chǎng)化進(jìn)程高的樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)雖然為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。此外，Chow檢驗(yàn)的卡方值為3.458，且通過(guò)了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，P值為0.065，表明正向期望績(jī)效反饋的影響系數(shù)在分組(高市場(chǎng)化進(jìn)程、低市場(chǎng)化進(jìn)程)檢驗(yàn)中存在顯著性差異。上述結(jié)果表明，市場(chǎng)化進(jìn)程會(huì)弱化正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響。

表9 正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理：基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和制度環(huán)境視角

表10列(1)～(3)為分析師關(guān)注差異性的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)顯示，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和分析師關(guān)注(Analyst)的交乘項(xiàng)(PEPF×Analyst)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)(α3=-0.084，t=-1.885)。列(2)和(3)為分組檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可見(jiàn)，只有在低分析師關(guān)注度的樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響才顯著(α2=0.308，t=4.274)。此外，Chow檢驗(yàn)的卡方值為4.048，且通過(guò)了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，P值為0.045，表明在不同的分析師關(guān)注度下，正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響系數(shù)存在差異。上述結(jié)果說(shuō)明，分析師關(guān)注會(huì)抑制正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響。

表10列(4)～(6)為媒體關(guān)注差異性的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(4)可見(jiàn)，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)和媒體關(guān)注(Media)的交乘項(xiàng)(PEPF×Media)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為-0.110，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。列(5)和(6)為分組檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可見(jiàn)：在高媒體關(guān)注度樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)為0.173，且通過(guò)了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)；在低媒體關(guān)注度樣本中，正向期望績(jī)效反饋(PEPF)對(duì)年報(bào)印象管理(IM)的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，對(duì)應(yīng)的系數(shù)值為0.238。此外，Chow檢驗(yàn)的卡方值為3.124，且通過(guò)了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，P值為0.083，表明在不同的媒體關(guān)注度下，正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響系數(shù)存在差異。上述結(jié)果說(shuō)明，媒體關(guān)注會(huì)弱化正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響。

表10 正向期望績(jī)效反饋與年報(bào)印象管理：基于分析師關(guān)注和媒體關(guān)注視角

六、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

本文使用上市公司年報(bào)“管理層討論與分析”部分文本信息語(yǔ)調(diào)的向上操縱作為年報(bào)印象管理的代理指標(biāo)，以2009—2019年滬深兩市所有A股公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理策略的影響。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司在披露年度報(bào)告的過(guò)程中采用了積極型印象管理策略，具體表現(xiàn)為：當(dāng)上市公司面臨正向期望績(jī)效反饋時(shí)，實(shí)際績(jī)效高于期望績(jī)效的水平越高，年報(bào)印象管理程度越高。在使用傾向得分匹配、熵平衡、工具變量回歸等方法控制內(nèi)生性問(wèn)題，并進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，該結(jié)論依然成立。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國(guó)有，市場(chǎng)化進(jìn)程、分析師關(guān)注度和媒體關(guān)注度低的情況下，正向期望績(jī)效反饋對(duì)年報(bào)印象管理的影響更強(qiáng)。

(二)管理建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下建議：第一，年報(bào)中的文本內(nèi)容包含上市公司當(dāng)前經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展戰(zhàn)略等信息，是對(duì)財(cái)務(wù)信息的重要補(bǔ)充，我國(guó)證監(jiān)會(huì)等監(jiān)管部門(mén)應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，有效引導(dǎo)上市公司披露高質(zhì)量的文本信息，不斷提高上市公司年報(bào)的整體質(zhì)量；第二，鼓勵(lì)分析師和媒體等外部治理因素積極參與上市公司信息披露的過(guò)程，充分發(fā)揮外部監(jiān)督的力量，抑制管理層的機(jī)會(huì)主義行為，提升上市公司治理質(zhì)量；第三，公司管理層可能在積極語(yǔ)調(diào)的“掩護(hù)”之下實(shí)施盈余操縱、在職消費(fèi)和內(nèi)部人交易等行為，因此投資者要進(jìn)一步提高對(duì)年報(bào)文本內(nèi)容信息的甄別能力，盡可能避免受管理層語(yǔ)調(diào)操縱的影響。

(三)局限與展望

盡管本研究得到了一些具有理論價(jià)值和啟發(fā)意義的結(jié)論，但同時(shí)也存在一定的局限。比如，為簡(jiǎn)化分析，本文先使用歷史績(jī)效和社會(huì)績(jī)效的線性組合求得期望績(jī)效，再測(cè)度正向期望績(jī)效反饋和負(fù)向期望績(jī)效反饋。然而，若分別從歷史績(jī)效和社會(huì)績(jī)效兩個(gè)角度考慮，上市公司面臨的績(jī)效反饋則具體包括“實(shí)際績(jī)效高于歷史績(jī)效，實(shí)際績(jī)效高于社會(huì)績(jī)效”“實(shí)際績(jī)效高于歷史績(jī)效，實(shí)際績(jī)效低于社會(huì)績(jī)效”“實(shí)際績(jī)效低于歷史績(jī)效，實(shí)際績(jī)效低于社會(huì)績(jī)效”“實(shí)際績(jī)效低于歷史績(jī)效，實(shí)際績(jī)效高于社會(huì)績(jī)效”四種組合。那么，基于不同的情形，上市公司具體會(huì)采取何種印象管理策略呢？在后續(xù)研究中，可以嘗試采用多項(xiàng)式回歸和響應(yīng)面分析等方法，系統(tǒng)考察績(jī)效反饋一致性(不一致性)對(duì)年報(bào)印象管理策略的影響，以進(jìn)一步深化對(duì)上市公司印象管理行為的認(rèn)識(shí)。