黃 超

（上海財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，上海 200433）

一、引言

在會計和財務(wù)研究領(lǐng)域，信息披露一直是一個重要的話題。大量學(xué)者圍繞著管理層向外界傳遞公司信息的方式以及對資本市場產(chǎn)生的經(jīng)濟后果進行了大量的研究。在信息的形成過程中，作為對定量方法的補充，公司披露的文本中所反映出來的定性信息為研究管理層決策及其經(jīng)濟后果提供了一個新的視角。除了會計數(shù)字，管理層還會通過文本來表達自己的態(tài)度，例如公司公開披露的文本資料中語調(diào)的變化就在一定程度上反映了管理層的觀點。近十幾年以來，利用大樣本對公司年報、盈余公告等公開信息進行文本分析的研究日益增多。作為公司公開披露信息的來源之一，年報是會計和財務(wù)領(lǐng)域進行文本分析的重要研究樣本。通過對年報進行文本分析，并考察公司管理層定性信息披露行為對分析師盈余預(yù)測產(chǎn)生的影響，不僅有著重要的學(xué)術(shù)價值，更具有現(xiàn)實的經(jīng)濟意義。

作為資本市場重要的信息中介，證券分析師日常的主要工作職能之一就是搜集整理目標公司的信息并發(fā)布盈余預(yù)測報告，發(fā)揮信息傳遞和外部治理的功能，也對市場交易者的投資決策產(chǎn)生了重大影響（Lys et al.，1990［1］）。由于盈余預(yù)測信息在資本市場中具有重要作用，分析師的盈余預(yù)測行為也成為資本市場領(lǐng)域一個重要的研究對象（Beaver，2002［2］）。

迄今為止，以中國資本市場為制度背景，研究管理層語調(diào)對證券分析師盈余預(yù)測行為影響機制的文獻尚不多見。作為證券市場重要的信息中介之一，分析師在資本市場中扮演著信息傳遞者的角色，其盈余預(yù)測行為對投資者有重要影響。上市公司年報作為管理層進行信息披露的重要媒介，字里行間往往釋放出大量有價值的信息，因此受到投資者的廣泛關(guān)注。由于公司年報中的數(shù)字信息往往不能將公司的所有信息有效地傳遞給市場使用者，定性信息披露則給管理層提供了另一種很好的信息傳遞方式。在其他條件不變的情況下，隨著年報中管理層語調(diào)積極程度的變化，分析師的盈余預(yù)測行為是否受到相應(yīng)影響，這是本文試圖回答的問題。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面：首先，研究結(jié)論有利于增進對管理層語調(diào)相關(guān)經(jīng)濟后果的認識，為管理層語調(diào)的信息含量提供經(jīng)驗上的證據(jù)，從分析師視角拓展了管理層語調(diào)研究邊界。其次，本文的研究結(jié)論表明，年報中的文本信息顯著影響分析師盈余預(yù)測樂觀偏差，有助于分析師更好發(fā)揮信息傳遞作用。因此，本文不僅豐富了資本市場分析師領(lǐng)域的研究文獻，也拓展了對分析師信息獲取渠道的認知。第三，本文進一步證實分析師可以識別管理層的語調(diào)操縱行為，更好發(fā)揮對上市公司的外部監(jiān)督功能，為今后進一步提高公司治理水平和維護資本市場的健康發(fā)展提供一定的理論依據(jù)。最后，本文有利于進一步驗證管理層語調(diào)具有信息含量，幫助投資者更好地理解管理層語調(diào)所代表的信息并在投資過程中提高決策的效率，從而優(yōu)化資本市場的資源配置。

本文其他部分的內(nèi)容安排如下：第二部分對相關(guān)研究文獻進行了評述；第三部分在理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假說；第四部分是研究設(shè)計，介紹了樣本、數(shù)據(jù)和模型；第五部分報告了本文的實證檢驗結(jié)果；第六部分進一步研究了分析師能否識破管理層的語調(diào)操縱行為以及管理層語調(diào)對分析師投資評級的影響機制；第七部分進行了若干穩(wěn)健性檢驗；最后對全文進行總結(jié)。

二、相關(guān)研究評述

近些年來，會計與財務(wù)領(lǐng)域的學(xué)者利用文本分析方法對文本做了大量的實證研究。文本自由而豐富的表達方式，為多樣化的信息提供了天然的載體，而且文本的信息價值又隱藏在字里行間，不容易直接觀察和測度，因而需要運用專門的技術(shù)手段進行提煉，進而量化為數(shù)值型的變量（肖浩等，2016［3］）。文本分析是指通過對文本內(nèi)容進行挖掘和數(shù)據(jù)分析，獲得文本提供者的特定立場、觀點、價值和利益，并由此推斷其意圖和目的，包括自然語言處理、信息檢索、計算語言學(xué)、內(nèi)容分析等（唐國豪 等，2016［4］）。定性信息披露的媒介包括新聞報道（Tetlock，2007［5］；Tetlock et al.，2008［6］）、年度財務(wù)報告（Li，2008［7］；Li，2010［8］）、盈余公告（Davis et al.，2012［9］）、分析師報告（Franco et al.，2015［10］）以及業(yè)績說明會（Larcker et al.，2012［11］）等。對定性信息進行分析和度量的方法也各不相同，包括簡單貝葉斯等計算語言學(xué)方法（Li，2010［8］）、心理詞典（Kothari et al.，2009［12］）、財務(wù)特定的詞表法（Loughran et al.，2011［13］）、有監(jiān)督的機器學(xué)習(xí)算法（Purda et al.，2015［14］）以及基于LDA 文檔主題生成模型的無監(jiān)督機器學(xué)習(xí)算法（Bao et al.，2014［15］）等。

另外，大量學(xué)者檢驗了股票市場對管理層各種定性披露方式的反應(yīng)。Davis et al.（2012）［9］證實，管理層在業(yè)績發(fā)布會上的語調(diào)越樂觀，隨后股票價格上漲的也越多。另外，公司管理層在電話會議中的特質(zhì)語調(diào)也會影響投資者對文本信息的理解（Davis et al.，2015［16］）。與公司有關(guān)的會計文本易讀性越高，市場投資者處理信息的成本就越低，對信息的可靠性也越有信心，因此對該股票的反應(yīng)就越正面，而且會計文本的易讀性對中小投資者的判斷可以產(chǎn)生更為顯著的影響（Tan et al.，2014［17］）。上市公司披露的業(yè)績預(yù)告文本信息與隨后的股價波動顯著正相關(guān)，但當(dāng)文本的情緒被過度渲染、文本存在自我歸因偏差時，市場對文本信息的反應(yīng)程度將減弱從而在一定程度上表明了中國資本市場的有效性（朱朝暉 等，2018［18］）。Campbell et al.（2014）［19］還發(fā)現(xiàn)，市場能夠?qū)⒐九兜呐c風(fēng)險有關(guān)的信息融入到股價中。公司管理層對有關(guān)公司風(fēng)險的信息進行充分披露，有利于投資者加深對于會計數(shù)據(jù)和風(fēng)險的理解（Hope et al.，2016［20］）。

關(guān)于管理層在定性信息披露過程中的語調(diào)是否能夠傳遞出公司基本面的信息，也有學(xué)者進行了檢驗。Li et al.（2013）［21］證實，年報中的定性信息對評價公司在當(dāng)前環(huán)境下面臨的競爭度具有實用價值。作為財務(wù)數(shù)據(jù)信息的重要補充，上市公司年報里面的管理層討論與分析（MD&A）部分為投資者提供了管理層關(guān)于企業(yè)歷史信息及未來前景的信息，該部分的語調(diào)越悲觀，公司未來的會計盈余情況也越差（Davis et al.，2012［22］）。但如果上市公司披露的管理層討論與分析文本信息相似度越高，股權(quán)資本成本越高，即公司文本慣性披露（多次披露相同內(nèi)容）行為增加了股權(quán)資本成本（蔣艷輝，2014［23］）。謝德仁等（2015）［24］以中國上市公司的年度業(yè)績說明會文本為研究對象，發(fā)現(xiàn)管理層語調(diào)對預(yù)測未來的財務(wù)業(yè)績具有一定的幫助，這也表明公司管理層語調(diào)具有一定的可信度。投資者對上市公司年度業(yè)績說明會文本中的管理層語調(diào)可以領(lǐng)會到管理層通過語調(diào)傳遞的增量信息，并做出一定的反應(yīng)，也說明業(yè)績說明會在資本市場的信息傳遞方面是具有很大價值的（林樂等，2016［25］）。林樂等（2017）［26］發(fā)現(xiàn)，年度業(yè)績說明會文本的管理層凈正面語調(diào)提高了分析師更新其薦股報告的可能性及更新人數(shù)比例，并會提高分析師薦股評級水平及其變動，從而進一步證實了業(yè)績說明會管理層語調(diào)的信息含量。上市公司年報的管理層討論與分析（MD&A）部分的信息含量可以顯著降低未來股價崩盤風(fēng)險，這也進一步表明管理層語調(diào)具有一定的信息含量（孟慶斌 等，2017［27］）。孟雪井 等（2016）［28］等通過文本挖掘技術(shù)深度挖掘了9 個知名財經(jīng)網(wǎng)站的新聞文本信息，利用隨機森林算法找到了影響收益率的主要變量，并通過機器學(xué)習(xí)算法構(gòu)建交易策略，證實了財經(jīng)新聞對股市投資具有重要的參考價值。

公司對于會計文本的披露在很大程度上受到業(yè)務(wù)經(jīng)營、盈利能力等公司內(nèi)部特征以及所處外部環(huán)境的影響。例如，公司的經(jīng)營業(yè)務(wù)復(fù)雜度越高，其披露的年報等會計文本的可讀性就越低（Loughran et al.，2014［29］）。當(dāng)公司盈利下滑時，為了降低公司與投資者的信息不對稱程度，管理層會加大對研究與開發(fā)（R&D）信息的定性披露，以吸引市場的關(guān)注（Merkley，2014［30］）。當(dāng)公司股價不能充分反映未來發(fā)展前景時，公司管理層會相應(yīng)調(diào)整披露方式，在年報的管理層討論與分析部分增加對公司未來盈利等前瞻性信息的文字披露，以提高股票價格的信息效率（Muslu et al.，2015［31］）。

另外，國內(nèi)也有學(xué)者利用文本分析方法對網(wǎng)絡(luò)借貸市場、眾籌項目、首次公開募股（IPO）等融資領(lǐng)域展開研究。在P2P 網(wǎng)絡(luò)借貸市場中，借款人的借款描述可作為吸引投資者而成功獲取借款的一種方式，而投資者能否理解借款描述以及這種理解的程度則取決于借款描述所傳遞信息的可讀性（陳霄等，2018［32］）。在利率競拍和固定利率模式下，借款人提供借款陳述都可以降低借款成本，且信用等級較低的借款人提供借款陳述對借貸行為的影響更大（彭紅楓 等，2016［33］）。也有學(xué)者將語義分析引入企業(yè)環(huán)境信息披露領(lǐng)域，利用文本挖掘技術(shù)分析中國上市企業(yè)環(huán)境信息披露的語義狀況與特征（張秀敏等，2016［34］）。由于項目籌資成功率在很大程度上受到文字、圖片、視頻等項目展示方式的影響，因此項目發(fā)起人需要通過提高文字描述的專業(yè)性來提高項目展示質(zhì)量，而眾籌項目融資的成功率也與項目發(fā)起者語言風(fēng)格的說服性密切相關(guān)，在不同的項目類別中具有不同的最佳語言說服風(fēng)格（王偉等，2016［35］）。郝項超等（2014）［36］利用文本分析法，發(fā)現(xiàn)在招股說明書的開始部分提示重大風(fēng)險的披露政策對市場投資者是有幫助的，但只有特有風(fēng)險提示信息的披露才能降低IPO 抑價，披露與已發(fā)行企業(yè)的風(fēng)險提示信息中重復(fù)或類似的內(nèi)容不影響IPO 抑價。

通過對以上管理層語調(diào)相關(guān)文獻的回顧可以看出，現(xiàn)有的文獻大多數(shù)是從市場反應(yīng)、信息含量、影響因素以及對部分融資渠道產(chǎn)生的經(jīng)濟后果等角度進行研究。本研究將會考察管理層語調(diào)對分析師盈余預(yù)測的影響機制，進而拓展管理層語調(diào)、分析師等領(lǐng)域的研究文獻。

三、理論分析和研究假說

作為資本市場重要的信息中介，證券分析師利用其專業(yè)能力搜集整合目標公司有價值的信息，對公司經(jīng)營情況、財務(wù)業(yè)績等指標進行分析和預(yù)測，并向資本市場傳遞有價值的觀點和信息，從而在一定程度上緩解管理層和投資者、管理層和股東之間的信息不對稱問題，提升會計信息與股票價格之間的傳導(dǎo)效率（肖土盛等，2017［37］），因此發(fā)揮著重要的外部治理效應(yīng)（李琳等，2017［38］）。有關(guān)研究表明，分析師廣泛地搜集信息并實時地分析數(shù)據(jù)，能夠做出比時間序列模型更準確的盈余預(yù)測，因此更好地代表了“市場預(yù)期”（Fried et al.，1982［39］）。但作為信息的需求方之一，分析師為了獲取信息也需要付出成本從各種渠道了解上市公司的真實情況。

由于日益增多的盈余操縱降低了定量信息的可靠性，而且隨著公司內(nèi)外部經(jīng)營環(huán)境的快速變化以及價值評估方式的不斷改進，定量信息很難全面有效地反映公司的經(jīng)營狀況和未來發(fā)展前景（程新生等，2012［40］）。在這種情況下，除了會計盈余等定量信息之外，管理層對定性信息的披露也成為公司信息披露機制的重要組成部分（Kravet et al.，2013［41］）。在中國社會中，大家的溝通交流相對更加隱晦含蓄，強調(diào)言簡意賅和點到為止。為了對傳遞的文字語言達到心領(lǐng)神會，讀者或聽者常常需要進一步揣測字里行間所隱含的意思。因此，語調(diào)會影響讀者或聽者對語言溝通的反應(yīng)方式。同樣，管理層語調(diào)也會影響文本信息被市場投資者理解的方式，而語調(diào)的積極程度在最基本的層面上會對信息如何被處理產(chǎn)生重要影響（林樂等，2016［25］）。

在公司披露的文本資料中，作為對定量信息的重要補充，管理層可以使用偏積極或消極的語調(diào)來傳達有關(guān)公司價值的信息，并在一定程度上為預(yù)測公司未來財務(wù)業(yè)績、股價走勢提供比較重要的信息參考（Feldman et al.，2010［42］）。其中，在管理層披露的大量文本資料中，年報中所含文本信息比例更高、表達形式更加靈活多樣，對公司的經(jīng)營、財務(wù)、戰(zhàn)略、風(fēng)險等方面的情況有較為詳細的闡述，因此包含著豐富的商業(yè)環(huán)境、財務(wù)狀況以及發(fā)展前景等方面的關(guān)鍵信息，是分析師了解公司的重要渠道之一（丘心穎等，2017［43］；周波等，2019［44］）。分析師會對其中的管理層語調(diào)進行揣摩和分析，為發(fā)布盈余預(yù)測和投資評級報告作參考。在其他條件相同的情況下，年報中的管理層語調(diào)越積極，分析師對公司未來的業(yè)績增長和發(fā)展前景往往越有信心，因此對上市公司股票發(fā)布的盈余預(yù)測也越樂觀。也就是說，在其他條件相同的情況下，管理層語調(diào)積極程度越高，分析師未來的盈余預(yù)測樂觀偏差越大。根據(jù)以上分析，本文提出研究假說1。

假說1：管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差正相關(guān)。

在中國資本市場的上市公司中，非國有經(jīng)濟占比不斷提高，非國有企業(yè)的地位愈發(fā)重要。而非國有企業(yè)與國有企業(yè)在政府管制強度、政治尋租動機等方面都存在很大的差異，因此對于信息的披露決策也并不一致。首先，國有企業(yè)由于承擔(dān)了除經(jīng)濟利益之外的社會政策負擔(dān)，如充分就業(yè)、社會責(zé)任等（田澤等，2017［45］），其財務(wù)目標與非國有企業(yè)的股東利益最大化不同，相對而言，非國有企業(yè)更加重視以財務(wù)信息反映的公司績效，盈余管理的動機更大。其次，非國有企業(yè)的天然屬性決定了其不具備政府的“背書”，因此在獲得銀行信貸等資源時受到金融系統(tǒng)的“歧視”（Gordon et al.，2003［46］；李維安 等，2015［47］），因此，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)盈余管理程度更高，會計盈余信息質(zhì)量更差（陸宇建 等，2007［48］；李四海 等，2015［49］；陳駿 等，2019［50］）。最后，由于公司財報信息的一個重要作用是讓股東了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，相比于國有企業(yè)的所有者缺位，非國有企業(yè)的控股股東對公司日常監(jiān)督的激勵更強，掌握信息更多，因此通過年報獲取公司信息的可能性下降，減少了股東對高質(zhì)量信息的需求，導(dǎo)致公司盈余質(zhì)量下降（王克敏等，2009［51］）。

因此，對于非國有企業(yè)而言，由于會計盈余等定量信息的披露質(zhì)量較差，年報中的管理層語調(diào)可以更好地彌補定量信息披露機制的不足，為分析師提供更多有關(guān)企業(yè)經(jīng)營管理、發(fā)展前景等方面的信息，因此對未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的影響也更加明顯?；诖?，本文提出本文的研究假說2。

假說2：相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著。

關(guān)于機構(gòu)投資者是否能夠抑制管理層的盈余管理行為、提高公司的盈余質(zhì)量和治理水平的研究，國內(nèi)外學(xué)者的結(jié)論并不統(tǒng)一。有學(xué)者認為，機構(gòu)投資者不僅在發(fā)達國家資本市場中扮演著重要角色，而且在新興市場國家也發(fā)揮著日益顯著的外部治理功能（Khorana et al.，2005［52］）。目前，作為公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)的重要組成部分，機構(gòu)投資者擁有雄厚的資金、規(guī)模、信息和人才優(yōu)勢，具有更強的信息解讀和公司價值評估能力，有能力和動機監(jiān)督內(nèi)部人的機會主義行為，迫使管理者關(guān)注公司的長期經(jīng)濟效益，克服小股東在公司治理方面的“搭便車”問題，從而改善公司治理環(huán)境，抑制管理層的盈余管理行為，提高公司的會計盈余質(zhì)量（Carleton et al.，1998［53］）。大量學(xué)者從應(yīng)計利潤的角度進行研究，發(fā)現(xiàn)公司的機構(gòu)持股比例越高，操縱應(yīng)計利潤的盈余管理行為就越能得到有效抑制，盈余信息的真實性也越高（薄仙慧 等，2009［54］）。李增福 等（2013）［55］從真實盈余管理的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者可以有效抑制公司真實盈余管理行為。高雷等（2008）［56］以投資收益、營業(yè)外收支之差、補貼收入之和占總資產(chǎn)的比重為指標展開研究，也證實了機構(gòu)投資者的外部治理功能。Balsam et al.（2002）［57］進一步證實了機構(gòu)投資者具備較強的信息挖掘和分析能力，能更快地解讀報告盈余中的可操縱部分和不可操縱部分，從而及時識別公司的盈余管理行為。

但是，對于機構(gòu)投資者能否有效制約公司盈余管理行為、發(fā)揮外部治理功能，也有不少學(xué)者持否定態(tài)度。由于中國資本市場存在嚴重的信息不對稱問題，機構(gòu)投資者為了獲取超額收益，會通過操縱公司基本面信息和進行頻繁交易來影響股票價格，從而造成股票錯誤定價和市場劇烈波動，導(dǎo)致管理層為了使盈余達到預(yù)期水平而進行盈余管理（趙濤等，2002［58］）。與發(fā)達國家的資本市場相比，目前中國資本市場機構(gòu)投資者的發(fā)展還不成熟，缺乏公司治理經(jīng)驗，而且持股比例偏低，多數(shù)具有“用腳投票”的短視特征，因此參與公司治理的動機和能力不足，還只能定位于消極股東的角色（常巍等，2002［59］）。在當(dāng)前市場機制不完善、市場基礎(chǔ)不牢靠、機構(gòu)投資者發(fā)展不成熟的現(xiàn)實背景下，隨著上市公司中機構(gòu)投資者數(shù)量和持股比例的增加，管理層盈余管理程度會加大，這表明中國機構(gòu)投資者總體上并沒有對上市公司盈余管理起到積極監(jiān)督作用（楊海燕等，2012［60］）。

綜上所述，機構(gòu)投資者持股比例的增加是否可以提高上市公司會計盈余質(zhì)量，目前國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。由于會計盈余質(zhì)量越低，管理層語調(diào)等文本信息對定量信息披露機制的補充作用就越明顯，進而對分析師盈余預(yù)測偏差的影響作用也更明顯。因此，關(guān)于在機構(gòu)投資者持股比例較高還是較低的公司，管理層語調(diào)與未來的分析師盈余預(yù)測偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著有兩種可能。據(jù)此，提出本文的競爭性假說3-1 和3-2。

假說3-1：相對于機構(gòu)投資者持股比例較高公司，機構(gòu)投資者持股比例較低公司的管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著。

假說3-2：相對于機構(gòu)投資者持股比例較低公司，機構(gòu)投資者持股比例較高公司的管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以分析師對深滬兩市所有上市公司發(fā)布的盈余預(yù)測為研究對象，樣本期間為2009—2018年。本文所用的大部分樣本公司年度財務(wù)報告文本用Perl 網(wǎng)頁抓取算法編程在新浪財經(jīng)頻道（http：//finance.sina.com.cn/）下載，并在巨潮資訊網(wǎng)（http：//www.cninfo.com.cn/）進行了下載補充。本文對公司年度財務(wù)報告文本進行處理的標準如下：（1）只對漢字進行處理，剔除非漢字字符（數(shù)字、標點符號、中文符號、英文符號和英文字母等）；（2）剔除停用詞；（3）如果該上市公司該年度的年報中消極詞匯的前一個或前兩個詞是否定詞，代表積極詞匯出現(xiàn)了一次；如果該上市公司該年度的年報中積極詞匯的前一個或前兩個詞是否定詞，代表消極詞匯出現(xiàn)了一次；（4）如果上市公司由于財務(wù)報告重述等原因在某一年度發(fā)布了多份年報文本，只保留發(fā)布的最終版本。

為了消除年度效應(yīng)，分析師盈余預(yù)測數(shù)據(jù)樣本限定于不早于各財政年末一年及不晚于年報公告日，并按以下標準篩選樣本：（1）剔除金融行業(yè)公司；（2）剔除特別處理（ST）公司；（3）剔除分析師姓名缺失樣本；（4）剔除分析師盈余預(yù)測數(shù)據(jù)缺失樣本；（5）剔除分析師預(yù)測對應(yīng)實際盈余數(shù)據(jù)缺失樣本；（6）剔除分析師盈余預(yù)測數(shù)據(jù)晚于本年度年報公告日的樣本；（7）剔除分析師盈余預(yù)測數(shù)據(jù)早于上一年度年報公告日的樣本；（8）剔除其他相關(guān)變量缺失樣本。最后，本文得到223 634 個樣本觀測值。本文使用的機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫，分析師盈余預(yù)測數(shù)據(jù)和其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。在進行回歸分析時，為剔除極端值對研究結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量進行了頭尾1%的縮尾處理。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗研究假說1，即管理層語調(diào)與未來分析師盈余預(yù)測偏差間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型（1）。

其中，α0為截距，α1～α11為各變量對分析師盈余預(yù)測偏差的影響系數(shù)，ε 為隨機擾動項。

1. 被解釋變量

借鑒曹勝 等（2011）［61］、譚松濤 等（2015）［62］的研究，本文的被解釋變量為Biasi，j，t，n用如下公式（2）來衡量，代表分析師i對公司j在第t年第n次所做盈余預(yù)測的樂觀偏差。

其中，EPSForecasti，j，t，n衡量分析師i對公司j在第t年第n次所做的盈余預(yù)測值，ActualEPSj，t衡量公司j在第t年的真實每股盈余，Pricej，t衡量公司j在第t年的股票年末收盤價。Biasi，j，t，n越大，表明分析盈余預(yù)測樂觀偏差越大。

2. 解釋變量

借鑒謝德仁等（2015）［24］的研究，本文利用已有的分詞技術(shù)，用Python 開放源“結(jié)巴”中文分詞模塊對本文所用到的文本進行自動分詞，然后進行詞頻統(tǒng)計。本文參照Loughran et al.（2011）［13］的單詞列表，根據(jù)漢語用詞習(xí)慣和可能的用語語境，從所有詞語中手工選出積極和消極的情感語調(diào)詞匯。鑒于絕大部分在金融財務(wù)領(lǐng)域進行文本分析的已公開發(fā)表論文或工作論文的主要做法都是直接使用易于理解的簡單比例加總權(quán)重，故本文亦用簡單比例加總權(quán)重的方法作為衡量方法。

借鑒Price et a1.（2012）［63］、曾慶生 等（2018）［64］等的做法，本文的解釋變量用L.Tonej，t表示，衡量上市公司j在第t-1 年的年度財務(wù)報告中的管理層語調(diào)積極程度。Tonej，t分別用如下公式（3）和公式（4）來衡量。

其中，Poswordsj，t表示上市公司j的管理層在第t年的年度財務(wù)報告中使用積極詞匯的次數(shù)。Negwordsj，t表示上市公司j的管理層在第t年的年度財務(wù)報告中使用消極詞匯的次數(shù)。管理層語調(diào)的兩種度量方式如下：（1）Tone1j，t：（1+公司j在第t年的年度財務(wù)報告積極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)）除以（1+公司j在第t年的年度財務(wù)報告消極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)），然后對比值取自然對數(shù)；（2）Tone2j，t：（公司j在第t年的年度財務(wù)報告積極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)-公司j在第t年的年度財務(wù)報告消極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)）除以（公司j在第t年的年度財務(wù)報告積極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)+公司j在第t年的年度財務(wù)報告消極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)）。

3. 控制變量

本文還選取了如下控制變量：（1）公司層面。Agej，t衡量公司上市年齡，用公司j在第t年的（上市年數(shù)+1）的自然對數(shù)表示；Sizej，t是公司規(guī)模變量，用公司j在第t年的期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；MBj，t為公司j在第t年的市凈率；ROAj，t衡量公司經(jīng)營業(yè)績，等于公司j在第t年的凈利潤與利息支出之和與總資產(chǎn)的比值；Levj，t衡量公司的負債水平，用公司j在第t年的資產(chǎn)負債率表示；Yretwdj，t為公司j在第t年考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率；Turnoverj，t衡量公司股票換手率，用公司j在第t年的成交量與流通總股數(shù)之比衡量；Lossj，t為虧損變量，若公司j在第t年出現(xiàn)業(yè)績虧損，則取值為1，否則取值為0；分析師跟蹤變量Coverj，t的定義為Ln（Coveragej，t+1），即第t年對目標公司j做盈余預(yù)測的（分析師人數(shù)+1）的自然對數(shù)。（2）分析師層面。Stari，t為分析師聲譽變量，如果分析師i在第t年的《新財富》最佳分析師排名中上榜，則取值為1，否則為0；代表分析師從業(yè)年數(shù)，而Expei，t代表分析師的從業(yè)經(jīng)驗，用分析師從業(yè)年數(shù)（Experiencei，t）加1 并取自然對數(shù)表示；Lndaysi，j，t，n衡量分析師預(yù)測時間，等于分析師i在第t年對公司j發(fā)布的第n次盈余預(yù)測日期距離對應(yīng)預(yù)測年份第t年的年報實際發(fā)布日期的天數(shù)之差（Daysi，j，t，n）的自然對數(shù)。（3）券商層面。Bsizei，t代表分析師所屬券商規(guī)模，用分析師i在第t年所在券商所有聘用的且發(fā)布盈余預(yù)測報告的分析師數(shù)量（Brokersizei，t）的自然對數(shù)表示；Bstari，t為券商聲譽變量，如果分析師i所在的券商在第t年入選《新財富》“最具影響力研究機構(gòu)”的前五名，則取值為1，否則為0；最后控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

五、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表1 是各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中顯示，分析師盈余預(yù)測偏差變量的均值為0.009，中位數(shù)為0.003。度量管理層語調(diào)的兩個變量Tone1 和Tone2 的均值分別為0.715 和0.339，中位數(shù)分別為0.711 和0.342。從中可以看出，管理層在年報中更加傾向于使用偏樂觀的語調(diào)。樣本公司市凈率變量的均值為3.44，平均總資產(chǎn)收益率為6.9%，平均的資產(chǎn)負債率為42.5%，年個股回報率的均值為27.4%。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量SOE的均值為0.532，表示樣本公司中國有企業(yè)占比為53.2%；機構(gòu)投資者持股變量Inshold均值為0.534，表示樣本公司中機構(gòu)投資者平均持股比例為53.4%。研究樣本中，大約有9.2%的盈余預(yù)測是明星分析師發(fā)布的，平均每家券商每年大約有57 名分析師發(fā)布盈余預(yù)測報告，而平均每名分析師的從業(yè)年數(shù)約為2 年，分析師盈余預(yù)測發(fā)布日距離對應(yīng)預(yù)測年份年報實際發(fā)布日的平均時間大約為238 天。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

我們按照變量L.Tone1 的中位數(shù)分組對分析師盈余預(yù)測偏差進行了單變量差異性分析。表2的結(jié)果顯示，管理層語調(diào)較積極的樣本公司組的分析師盈余預(yù)測偏差變量的均值和中位數(shù)均顯著大于管理層語調(diào)較消極的樣本公司組。這表明分析師的盈余預(yù)測偏差隨公司管理層語調(diào)的提升而增大，從而初步驗證了本文的研究假說1。

表2 差異性分析結(jié)果

（二）管理層語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差

表3 為上述模型（1）的回歸結(jié)果。表3 中第（1）列和第（2）列考察不加入控制變量條件下管理層語調(diào)對分析師盈余預(yù)測偏差的影響。在第（1）列，本文僅納入解釋變量L.Tone1；在第（2）列，本文僅納入解釋變量L.Tone2。其中顯示，第（1）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為0.004 6，在1%水平上顯著；第（2）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為0.010 6，也在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果說明管理層語調(diào)與未來的分析師盈余預(yù)測偏差正相關(guān)，初步驗證了本文的研究假說1。

表3 管理層語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差的回歸結(jié)果

第（3）列考察控制變量對分析師盈余預(yù)測偏差的影響，在回歸時僅納入相關(guān)控制變量。結(jié)果顯示：隨著公司規(guī)模的擴大，分析師盈余預(yù)測偏差降低；分析師所在的券商規(guī)模越大，分析師的盈余預(yù)測偏差越大；市凈率和資產(chǎn)負債率越高的公司，分析師的盈余預(yù)測偏差越大；隨著公司盈利能力和年個股回報率的增加，分析師盈余預(yù)測偏差也逐漸降低；最后，分析師盈余預(yù)測發(fā)布日距對應(yīng)預(yù)測年份年報實際發(fā)布日的天數(shù)越多，分析師盈余預(yù)測偏差也越大。

第（4）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量；而第（5）列在第（2）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（4）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為0.004 2，在1%水平上顯著；第（5）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為0.009 7，在1%水平上顯著。回歸結(jié)果表明公司管理層語調(diào)會對分析師盈余預(yù)測行為產(chǎn)生影響，即管理層語調(diào)越積極，未來分析師盈余預(yù)測越樂觀，從而進一步驗證了本文的研究假說1。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和機構(gòu)投資者持股的影響

為考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對管理層語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差間關(guān)系的影響，第（1）列加入變量L.Tone1與SOE的交乘項，第（3）列加入變量L.Tone2 與SOE的交乘項。其中，SOEj，t表示公司是否為國有企業(yè)，如是則取值為1，否則為0?；貧w結(jié)果如表4 所示：第（1）列交乘項L.Tone1×SOE的系數(shù)為-0.001 8，在1%水平上顯著；第（3）列交乘項L.Tone2×SOE的系數(shù)為-0.004 3，也在1%水平上顯著。該結(jié)果說明，因非國有企業(yè)盈余等定量信息披露狀況較差，管理層語調(diào)可以為分析師獲取公司信息提供有效補充，因此對分析師盈余預(yù)測偏差的影響也更加明顯，研究假說2 得到驗證。

為考察機構(gòu)投資者持股對管理層語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差間關(guān)系的影響，第（2）列加入變量L.Tone1 與Inshold的交乘項，第（4）列加入變量L.Tone2 與Inshold的交乘項。其中，Insholdj，t衡量機構(gòu)投資者持有公司的股份比例?；貧w結(jié)果如表4 所示：第（2）列交乘項L.Tone1×Inshold的回歸系數(shù)為-0.010 1，在1%水平上顯著；在第（4）列的回歸中，交乘項L.Tone2×Inshold的回歸系數(shù)為-0.024 9，也在1%水平上顯著。該回歸結(jié)果表明，在機構(gòu)投資者持股比例較低的公司，由于外部治理機制的薄弱導(dǎo)致公司的盈余質(zhì)量較低，因此分析師盈余預(yù)測偏差受到管理層語調(diào)等文字信息的影響更明顯，假說3-2 得到驗證。

六、進一步研究

（一）分析師能“看穿”管理層的語調(diào)操縱行為嗎？

由于具有信息優(yōu)勢，管理層可以根據(jù)自己的需要，選擇性地向外部投資者披露全部或部分信息，甚至做出虛假披露、誤導(dǎo)性陳述等不良行為來為自己謀求私利。與定量信息披露相比，定性信息的披露相對沒有那么精確，且管理層披露的文本表達方式也是多樣化的，這容易讓信息使用者產(chǎn)生理解的偏差。與會計盈余等定量信息的披露相比，有關(guān)公司財務(wù)狀況的定性信息披露在事后令投資者更加難以評價和證實（Baginski et al.，2016［65］）。相對于定量信息，文本信息的違規(guī)在事后驗證更加困難，而且沒有固定的模式或規(guī)律可循，這使得管理層在披露定性信息時有更大的酌情權(quán)（Davis et al.，2015［16］）。語言的靈活性和難以驗證的特點給了管理層通過操縱語調(diào)來誤導(dǎo)投資者的額外動機，也為管理層進行語調(diào)操縱提供了條件。既然與定量信息相比，對定性信息的披露更難進行事后核實，那么管理層就有動機降低文本信息的可信度，通過語調(diào)來誤導(dǎo)投資者。

表4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和機構(gòu)投資者持股的影響

續(xù)表4

來自發(fā)達資本市場的研究發(fā)現(xiàn)，與其他市場投資者相比，分析師具有更強的信息解讀能力，也更有可能發(fā)掘管理層的舞弊行為，從而有效抑制了公司的應(yīng)計盈余管理行為，因此分析師對上市公司發(fā)揮著重要的外部治理功能（Dyck et al.，2010［66］）。以中國資本市場為制度背景的大量研究表明，分析師可以對公司發(fā)揮重要的外部治理作用，并在一定程度上制約公司的盈余管理行為（李春濤 等，2014［67］；陳習(xí)定 等，2016［68］）。李春濤 等（2016）［69］也證實了分析師的外部治理作用，認為分析師可以降低管理層和投資者之間的信息不對稱，并促進其他公司治理機制更好地發(fā)揮作用。那么，對于管理層的語調(diào)操縱行為，分析師能否“看穿”并作出相應(yīng)調(diào)整？

借鑒Huang et al.（2014）［70］的研究，本文將管理層語調(diào)劃分為反映公司基本面的正常語調(diào)和管理層操縱的異常語調(diào)兩部分，構(gòu)建模型（5）如下。

其中，β0為截距，β1～β10為各變量對管理層語調(diào)的影響系數(shù)，φ 為隨機擾動項。Returnj，t為股票j在第t年的月均收益率；Growthj，t代表公司成長性，等于公司j在第t年營業(yè)收入的增長率；BMj，t代表賬面市值比，用公司j在第t年的賬面價值與市場價值之比來表示；Lossj，t為公司虧損變量，若公司j在第t年的凈利潤為負，則該變量取值為1，否則取值為0；Stdretj，t衡量公司股票收益率的波動水平，用公司股票j在第t年月均收益率的標準差來表示；Afj，t衡量管理層對未來的業(yè)績預(yù)期，用分析師在第t年對公司股票j真實每股收益的一致預(yù)期與年收盤價的比值來表示；Afej，t衡量分析師的預(yù)測誤差，用公司股票j在第t年的真實每股盈余與分析師盈余預(yù)測中位數(shù)的差值除以年收盤價來表示；其他變量的定義與之前相同；最后控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

通過模型（5）面板回歸得到的殘差就是管理層異常語調(diào)變量。當(dāng)模型（5）的因變量是Tone1j，t時，回歸得到的殘差就是變量Abtone1j，t；當(dāng)模型（5）的因變量是Tone2 時，回歸得到的殘差就是變量Abtone2j，t。

為考察管理層異常語調(diào)對分析師盈余預(yù)測的影響，本文構(gòu)建了如下模型（6）。

其中，χ0為截距，χ1～χ10為各變量對分析師盈余預(yù)測偏差的影響系數(shù)，δ 為隨機擾動項；Abtonej，t代表公司j在第t年管理層的異常語調(diào)；其他變量的定義與之前相同；最后控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

表5 為上述模型（6）的多元回歸結(jié)果。表5 中第（1）列和第（3）列考察不加入控制變量條件下管理層異常語調(diào)對分析師盈余預(yù)測偏差的影響。在第（1）列回歸中，我們僅納入解釋變量L.Abtone1；而在第（3）列回歸中，僅納入解釋變量L.Abtone2。其中顯示，第（1）列L.Abtone1 的回歸系數(shù)為-0.001 8，在1%水平上顯著；第（3）列L.Abtone2 的回歸系數(shù)為-0.092 9，在1%水平上顯著。這表明管理層異常語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差負相關(guān)，意味著分析師對超出公司正常基本面信息的異常語調(diào)具有一定的識別能力，即分析師可以“看穿”管理層的語調(diào)操縱行為。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量；而第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（2）列L.Abtone1 的回歸系數(shù)為-0.002 0，在1%水平上顯著；第（4）列L.Abtone2 的回歸系數(shù)為-0.089 8，在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果進一步表明了管理層異常語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差的負相關(guān)關(guān)系。也就是說，對于偏離公司正常業(yè)績范圍的管理層異常語調(diào)，分析師可以“看穿”并相應(yīng)調(diào)整其盈余預(yù)測值。因此，管理層在年報中通過文字傳遞出的公司正常的基本面信息是可以被分析師獲取并利用的，從而說明年報中管理層語調(diào)具有一定的信息含量。

表5 管理層異常語調(diào)與分析師盈余預(yù)測偏差的回歸結(jié)果

（二）調(diào)整分析師盈余預(yù)測樣本

在上市公司年報披露之后，隨著距離年報披露日時間長短的變化，分析師做出盈余預(yù)測是否一直受到管理層語調(diào)積極程度的影響？也就是說，分析師是否每次做出的盈余預(yù)測都會受到年報管理層語調(diào)積極程度的影響？首先，本研究僅保留分析師i對公司j在第t年第1 次所做盈余預(yù)測的樣本，對模型（1）進行回歸的結(jié)果如表6 的前兩列所示，第（1）列L.Tone1 的回歸系數(shù)和第（2）列L.Tone2 的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正。接著，僅保留分析師i對公司j在第t年最后1 次所做盈余預(yù)測的樣本，并對模型（1）進行回歸。結(jié)果如表6 的后兩列所示，第（3）列L.Tone1 的回歸系數(shù)和第（4）列L.Tone2 的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正。以上結(jié)果表明，隨著距離年報披露日的時間長短的變化，分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差均受到年報管理層語調(diào)積極程度的顯著正向影響，即年報管理層語調(diào)積極程度越高，未來分析師盈余預(yù)測越樂觀。

表6 調(diào)整分析師盈余預(yù)測樣本的回歸結(jié)果

（三）管理層語調(diào)對分析師投資評級的影響機制

如果分析師的盈余預(yù)測行為會受到管理層披露的文本信息的影響，那么分析師的投資評級行為是否也會相應(yīng)地受到影響？管理層語調(diào)積極程度越高，分析師就會獲取更多有關(guān)公司的“好消息”或更少有關(guān)公司的“壞消息”，那么分析師作出的投資評級應(yīng)該越樂觀。參照黃俊等（2018）［71］的研究，本文把分析師的投資評級進行標準化，共劃分為5 類，分別用Recomm1=5、4、3、2、1 代表“買入”“增持”“中性”“減持”“賣出”投資評級。另外，本文還把分析師的投資評級標準化為2 類，如果評級為“買入”“增持”，Recomm2 取值為1，否則為0。為考察管理層語調(diào)對分析師投資評級的影響，本文構(gòu)建了如下Ologit 模型（7）。

其中，η0為截距，η1～η11為各變量對分析師投資評級的影響系數(shù)，γ 為隨機擾動項；Recommi，j，t，n為分析師i對公司j在第t年第n次發(fā)布的投資評級；Lnrdaysi，j，t，n衡量分析師投資評級發(fā)布時間，等于分析師i在第t年對公司j發(fā)布的第n次投資評級日期距離對應(yīng)預(yù)測年份第t年的年報實際發(fā)布日期的天數(shù)之和的自然對數(shù)；其他變量的定義與之前相同；最后控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

表7 為因變量為Recomm1 時模型（7）的多元回歸結(jié)果。其中，第（1）列和第（3）列考察不加入控制變量條件下管理層語調(diào)對分析師投資評級的影響。在第（1）列回歸中，僅納入解釋變量L.Tone1，而在第（3）列回歸中，我們僅納入解釋變量L.Tone2。其中顯示，第（1）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為0.661 0，在1%水平上顯著；第（3）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為1.467 0，在1%水平上顯著。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量，而第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（2）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為0.521 0，在1%水平上顯著；第（4）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為1.135 0，在1%水平上顯著。回歸結(jié)果顯示，管理層語調(diào)變量L.Tone1 和L.Tone2 均在1%的水平上顯著為正，表明管理層語調(diào)積極程度與未來分析師投資評級顯著正相關(guān)。

表7 管理層語調(diào)與分析師投資評級的回歸結(jié)果（1）

續(xù)表7

表8 為因變量為Recomm2 時模型（7）的多元回歸結(jié)果。其中，第（1）列和第（3）列考察不加入控制變量條件下管理層語調(diào)對分析師投資評級的影響。在第（1）列回歸中，僅納入解釋變量L.Tone1，而在第（3）列回歸中，僅納入解釋變量L.Tone2。其中顯示，第（1）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為1.181 0，在1%水平上顯著；第（3）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為2.557 0，在1%水平上顯著。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量，而第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（2）列L.Tone1 的回歸系數(shù)為0.872 0，在1%水平上顯著；第（4）列L.Tone2 的回歸系數(shù)為1.852 0，在1%水平上顯著。回歸結(jié)果進一步表明管理層語調(diào)積極程度與未來分析師投資評級的正相關(guān)關(guān)系，即管理層語調(diào)積極程度越高，未來分析師投資評級越高；管理層語調(diào)積極程度越低，未來分析師投資評級越低。這也進一步證實年報中的管理層語調(diào)確實會對分析師獲取公司信息產(chǎn)生一定的影響。

表8 管理層語調(diào)與分析師投資評級的回歸結(jié)果（2）

七、穩(wěn)健性檢驗

（一）區(qū)分管理層積極語調(diào)與管理層消極語調(diào)的考察

本文之前對管理層語調(diào)的考察主要是基于凈積極語調(diào)的考察，結(jié)果表明管理層語調(diào)與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差正相關(guān)。如果分析師的盈余預(yù)測行為確實會受到管理層語調(diào)的影響，那么管理層使用的積極詞匯越多，未來分析師盈余預(yù)測應(yīng)該越樂觀；管理層使用的消極詞匯越多，未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差應(yīng)該越小。

為進一步考察管理層積極語調(diào)對分析師盈余預(yù)測偏差的影響，本文構(gòu)建了如下模型（8）。

其中，λ0為截距，λ1～λ11為各變量對分析師盈余預(yù)測偏差的影響系數(shù)，ζ 為隨機擾動項；Postonej，t代表上市公司j的管理層在第t年的年報中的積極語調(diào)，用上市公司j在第t年的年報中積極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)除以當(dāng)年年報剔除停用詞后的總詞數(shù)來表示；其他變量的定義與之前相同；最后控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

為進一步考察管理層消極語調(diào)對分析師盈余預(yù)測偏差的影響，本文構(gòu)建了如下模型（9）。

其中，ω0為截距，ω1～ω11為各變量對分析師盈余預(yù)測偏差的影響系數(shù)，ξ 為隨機擾動項；Negtonej，t代表上市公司j的管理層在第t年的年報中的消極語調(diào)，用上市公司j在第t年的年報中消極詞匯出現(xiàn)的次數(shù)除以當(dāng)年年報剔除停用詞后的總詞數(shù)來表示；其他變量的定義與之前相同；最后控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

表9 的第（1）列和第（2）列為模型（8）的多元回歸結(jié)果。在第（1）列回歸中，研究僅納入解釋變量L.Postone。其中顯示，第（1）列L.Postone的回歸系數(shù)為0.157 0，在1%水平上顯著，初步表明管理層積極語調(diào)和分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著正相關(guān)。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（2）列L.Postone的回歸系數(shù)為0.159 0，在1%水平上顯著。回歸結(jié)果表明，管理層使用的積極詞匯越多，未來分析師盈余預(yù)測越樂觀，即管理層積極語調(diào)與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著正相關(guān)。

表9 區(qū)分管理層積極語調(diào)與管理層消極語調(diào)的回歸結(jié)果

表9 的第（3）列和第（4）列為模型（9）的多元回歸結(jié)果。在第（3）列回歸中，僅納入解釋變量L.Negtone。其中顯示，第（3）列L.Negtone的回歸系數(shù)為-0.270 0，在1%水平上顯著，初步表明管理層消極語調(diào)和分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著負相關(guān)。第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量。其中顯示，第（4）列L.Negtone的回歸系數(shù)為-0.227 0，在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果表明，管理層使用的消極詞匯越少，未來分析師盈余預(yù)測越樂觀，即管理層消極語調(diào)與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著負相關(guān)。

以上檢驗結(jié)果表明，管理層如果使用越多的積極詞匯和越少的消極詞匯，那么未來分析師的盈余預(yù)測就越樂觀。以上結(jié)果進一步驗證了本文的假說1。

（二）控制內(nèi)生性

本文的檢驗結(jié)果說明，管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著正相關(guān)。但研究中可能面臨內(nèi)生性問題：分析師有可能傾向于跟蹤那些高成長性的樣本公司，而這些樣本公司年報中的管理層語調(diào)積極程度往往比較高；另一方面，對于那些高成長性的樣本公司，分析師發(fā)布的盈余預(yù)測往往也更為樂觀。為了控制這個內(nèi)生性問題，本文用公司年營業(yè)收入的增長率代表公司成長性，將樣本公司分為高成長性和低成長性兩組，并分別進行回歸。表10 的回歸結(jié)果顯示，不論是高成長性的樣本組，還是低成長性的樣本組，管理層語調(diào)積極程度變量的回歸系數(shù)均顯著為正，從而表明本文研究結(jié)論不受上述內(nèi)生性的影響。

表10 按管理層語調(diào)積極程度分組后的回歸結(jié)果

（三）改變管理層語調(diào)變量的定義

考慮到不同公司管理層的樂觀程度有一定的差異，這樣就可能會出現(xiàn)相對于其他公司，某些公司的管理層語調(diào)各年度一直保持相對積極或相對消極，這會對研究結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。為了控制年份效應(yīng)，對管理層語調(diào)變量Tone1j，t，分別求出每家上市公司j樣本期間內(nèi)的年平均語調(diào)Meantone1j，然后用Tone1j，t分別減去各自的年平均語調(diào)，得到的差額用Tone3j，t來表示；對管理層語調(diào)變量Tone2j，t，分別求出每家上市公司j樣本期間內(nèi)的年平均語調(diào)Meantone2j，然后用Tone2j，t分別減去對應(yīng)的年平均語調(diào)，得到的差額用Tone4j，t來表示。

對上述模型（1）重新回歸的結(jié)果如表11 所示，其中第（1）列、第（2）列和第（3）列用L.Tone3 來度量管理層語調(diào)積極程度，而第（4）列、第（5）列和第（6）列用L.Tone4 來度量管理層語調(diào)積極程度。其中顯示，本文的主要回歸結(jié)果沒有發(fā)生變化，公司管理層語調(diào)積極程度與未來的分析師盈余預(yù)測樂觀偏差呈正相關(guān)關(guān)系，且在非國有企業(yè)和機構(gòu)投資者持股比例較低的公司更加明顯，從而進一步證實了本文的研究假說。

表11 改變管理層語調(diào)變量定義的回歸結(jié)果

續(xù)表11

（四）基于分析師固定效應(yīng)或券商固定效應(yīng)的考察

為消除分析師或券商之間的異質(zhì)性，本研究將前述模型（1）控制的公司固定效應(yīng)分別替換為分析師固定效應(yīng)和券商固定效應(yīng)。表12 是模型（1）控制分析師固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，而表13 是模型（1）控制券商固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。其中顯示，本文的實證結(jié)果沒有發(fā)生改變，從而進一步驗證了本文的研究假說。

表12 基于分析師固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

續(xù)表12

表13 基于券商固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

續(xù)表13

（五）剔除潛在“噪音詞匯”

借鑒曾慶生 等（2018）［64］、周波 等（2019）［44］的研究，考慮到年報文本的會計政策板塊描述會涉及到詞表中的一些積極或消極詞匯，可能給管理層語調(diào)積極程度的度量帶來一些噪音，因此本文將這部分在年報會計政策板塊出現(xiàn)的“噪音詞匯”剔除出詞表，并重新計算管理層語調(diào)積極程度變量Tone，表14 的回歸結(jié)果表明本文的研究結(jié)論沒有發(fā)生變化。

續(xù)表14

八、結(jié)論

本文以2009—2018 年間分析師對A 股上市公司發(fā)布的盈余預(yù)測為研究對象，借助上市公司披露的年報文本，系統(tǒng)考察了管理層語調(diào)對分析師盈余預(yù)測行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理層語調(diào)積極程度與未來的分析師盈余預(yù)測樂觀偏差顯著正相關(guān)，即管理層語調(diào)越積極，往往預(yù)示著公司未來業(yè)績越好，分析師盈余預(yù)測就越樂觀。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，由于相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)對會計盈余等定量信息的披露情況較差，管理層語調(diào)更有助于分析師獲取公司信息，因此對未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的影響也更明顯，即國有企業(yè)的管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著。由于在機構(gòu)投資者持股比例較低的公司，管理層的盈余管理等機會主義行為受到的外部監(jiān)督較弱，導(dǎo)致會計盈余等定量信息披露質(zhì)量較差，因此管理層語調(diào)對分析師盈余預(yù)測行為的影響也更明顯，即機構(gòu)投資者持股比例較低公司的管理層語調(diào)積極程度與未來分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的正相關(guān)關(guān)系更顯著。另外，本文還發(fā)現(xiàn)，針對管理層在信息披露中的語調(diào)操縱行為，分析師可以識別并進一步調(diào)整其盈余預(yù)測，說明分析師可以獲取管理層語調(diào)中關(guān)于公司基本面的有效信息，從而表明年報中的管理層語調(diào)具有一定的信息含量，可以在一定程度上對會計盈余等定量信息的披露發(fā)揮補充作用。最后，分析師的投資評級行為也會受到管理層披露的文本信息的影響，即管理層語調(diào)越積極，分析師就會獲取更多有關(guān)公司的“好消息”或更少有關(guān)公司的“壞消息”，從而做出更樂觀的投資評級，進一步驗證了管理層語調(diào)可以對分析師行為產(chǎn)生影響。

盡管經(jīng)歷了二十多年的發(fā)展，但中國資本市場仍然存在比較嚴重的信息不對稱問題。作為信息傳遞媒介的證券分析師，其發(fā)揮的信息傳遞功能對市場參與者至關(guān)重要。本文具有如下四個方面的理論貢獻。首先，作為信息的需求方，分析師的盈余預(yù)測行為也會受到管理層定性信息披露行為的影響，本文的分析對此提供了經(jīng)驗上的證據(jù)，深化了我們對分析師盈余預(yù)測樂觀偏差決定因素的理解，也增進了對分析師信息獲取渠道的認識。其次，本文將管理層語調(diào)的研究擴展至分析師盈余預(yù)測領(lǐng)域，首次就管理層語調(diào)積極程度對分析師盈余預(yù)測樂觀偏差的影響進行檢驗，豐富了資本市場管理層語調(diào)的研究文獻，也拓展了對管理層語調(diào)相關(guān)經(jīng)濟后果的認知。第三，本文研究發(fā)現(xiàn)，分析師可以“看穿”管理層的語調(diào)操縱行為并調(diào)整其盈余預(yù)測偏差，這也進一步證實了分析師在資本市場發(fā)揮的信息傳遞作用和外部治理功能，加深了我們對分析師專業(yè)能力的認識，為今后進一步提高公司治理水平和維護資本市場的健康發(fā)展提供了一定的理論依據(jù)。最后，本文進一步證實了管理層語調(diào)具有一定的信息含量，有助于投資者更好地理解管理層語調(diào)所代表的信息內(nèi)容并在投資過程中提高決策的效率，從而優(yōu)化資本市場的資源配置。