管理者自利視角下年報(bào)敘述人稱(chēng)披露策略

楊亞西 張茜

【摘要】基于信息不對(duì)稱(chēng)理論、委托代理理論和印象管理理論， 以我國(guó)2009～2018年所有A股上市公司年報(bào)管理層討論與分析為研究對(duì)象， 借助Python提取年報(bào)中的敘述人稱(chēng)， 研究上市公司年報(bào)敘述人稱(chēng)披露策略。 結(jié)果表明， 公司業(yè)績(jī)與年報(bào)敘述人稱(chēng)使用具有相關(guān)性， 具體表現(xiàn)為： 當(dāng)公司業(yè)績(jī)較好時(shí)， 管理層在整體人稱(chēng)使用上會(huì)更多地偏向第一人稱(chēng); 當(dāng)公司業(yè)績(jī)較差時(shí)， 管理層會(huì)使用更多的第三人稱(chēng)。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 兩職合一在年報(bào)敘述人稱(chēng)披露中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。 研究結(jié)論表明： 管理層出于自利動(dòng)機(jī)， 通過(guò)有偏地使用敘述人稱(chēng)進(jìn)行印象管理， 而兩職合一會(huì)對(duì)年報(bào)敘述人稱(chēng)的操縱起到促進(jìn)作用。

【關(guān)鍵詞】年報(bào)敘述人稱(chēng);信息披露;文本挖掘;印象管理;管理者自利

【中圖分類(lèi)號(hào)】F272.91;F275? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2021）13-0065-10

一、引言

近年來(lái)， 公司年報(bào)的結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化， 文字信息的比重越來(lái)越大。 大篇幅的文字為公司管理層進(jìn)行語(yǔ)言設(shè)計(jì)提供了空間， 而巨大利益誘惑和信息不對(duì)稱(chēng)為管理層進(jìn)行語(yǔ)言操縱提供了動(dòng)機(jī)， 使得年報(bào)中的內(nèi)容可能變成管理層“精心設(shè)計(jì)”的文字， 進(jìn)而導(dǎo)致信息的客觀(guān)性和有用性大打折扣。

證監(jiān)會(huì)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示， 我國(guó)上市公司數(shù)量從1991年的14家發(fā)展到2018年的3584家。 雖然上市公司數(shù)量的大幅度增長(zhǎng)使得投資者等外部利益相關(guān)者從大量的文字中獲取信息的成本和難度增加， 但同時(shí)大數(shù)據(jù)分析和文本挖掘技術(shù)的發(fā)展為研究海量文本信息提供了可能， 因而利用文本挖掘技術(shù)研究管理者是否操縱會(huì)計(jì)文本信息成為財(cái)務(wù)領(lǐng)域新的研究方向。

本文以2009～2018年所有A股上市公司年報(bào)管理層討論與分析（MD&A）為樣本， 考察我國(guó)年報(bào)MD&A人稱(chēng)詞使用特征， 分析年報(bào)敘述人稱(chēng)披露策略， 并進(jìn)一步研究?jī)陕毢弦粚?duì)披露策略的影響， 以期為證實(shí)管理者出于自利動(dòng)機(jī)操縱年報(bào)敘述人稱(chēng)提供更為可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 本文可能的貢獻(xiàn)在于： 首先， 通過(guò)引入語(yǔ)言學(xué)理論， 明確年報(bào)敘述人稱(chēng)的定義和劃分方式， 構(gòu)建年報(bào)敘述人稱(chēng)詞典， 填補(bǔ)了年報(bào)敘述人稱(chēng)界定和劃分的空白， 可以為他人的類(lèi)似研究提供借鑒和參考; 其次， 彌補(bǔ)了前人缺乏大樣本研究的不足， 豐富了會(huì)計(jì)文本信息的研究， 為證實(shí)管理者出于自利動(dòng)機(jī)操縱年報(bào)敘述人稱(chēng)提供了更為可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

目前， 國(guó)內(nèi)外對(duì)會(huì)計(jì)文本信息的研究主要集中在可讀性、自利性歸因以及語(yǔ)調(diào)等方面， 并且已取得了豐富的研究成果。

在可讀性方面， Li[1] 、Bushee等[2] 、閻達(dá)五和孫蔓莉[3] 、王克敏等[4] 研究發(fā)現(xiàn)， 公司業(yè)績(jī)是影響文本可讀性高低的重要因素， 即： 當(dāng)公司業(yè)績(jī)較好時(shí)， 管理層傾向于通過(guò)通俗易懂的語(yǔ)言來(lái)傳達(dá)公司的好消息; 當(dāng)公司業(yè)績(jī)較差時(shí)， 管理層則傾向于通過(guò)晦澀難懂的語(yǔ)言掩蓋不利業(yè)績(jī)。 Chakrabarty等[5] 、葉勇和王涵[6] 、孫文章[7] 研究發(fā)現(xiàn)， 管理者風(fēng)險(xiǎn)管理動(dòng)機(jī)越大、管理層操作程度越高、董秘聲譽(yù)越低的企業(yè)， 披露的年報(bào)可讀性越差。 此外， 丘心穎等[8] 、Ertugrul等[9] 、Bonsall和Miller[10] 、江媛和王治[11] 、逯東等[12] 分別從投資者、金融機(jī)構(gòu)、證券分析師、評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)等角度探討了可讀性差帶來(lái)的不利影響。

在自利性歸因方面， Bowman[13] 、孫蔓莉[14] 、蔣亞朋[15] 探究了自利性歸因的存在性問(wèn)題， 他們通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 公司信息披露中存在自利性歸因行為， 即管理層傾向于把積極、正面、有利、成功的行為結(jié)果歸結(jié)于個(gè)人因素， 而把消極、負(fù)面、不利、失敗的行為結(jié)果歸結(jié)于外部因素或環(huán)境因素。 Bettman和Weitz[16] 、Staw等[17] 、Salancik和Meindl[18] 進(jìn)一步證明了這種自利性歸因行為來(lái)源于心理學(xué)上的印象管理。 Hooghiemstra[19] 、孫蔓莉[20] 發(fā)現(xiàn)， 不同文化背景、不同公司治理模式會(huì)對(duì)自利性歸因的程度產(chǎn)生影響。 此外， 部分學(xué)者對(duì)自利性歸因產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果展開(kāi)了進(jìn)一步研究， Staw等[17] 、Kimbrough和Wang[21] 、孫蔓莉等[22] 發(fā)現(xiàn)， 自利性歸因會(huì)影響股價(jià)波動(dòng)、盈余持續(xù)性以及股票市場(chǎng)回報(bào)。

在語(yǔ)調(diào)方面， Baginski等[23] 、Huang等[24] 提出， 管理者會(huì)通過(guò)樂(lè)觀(guān)或悲觀(guān)的文字表述影響投資者對(duì)公司的價(jià)值判斷， 從而證實(shí)了語(yǔ)調(diào)操縱行為的存在。 進(jìn)一步地， Bochkay和Levine[25] 、Davis等[26] 通過(guò)對(duì)不同體裁文本信息的研究， 發(fā)現(xiàn)語(yǔ)調(diào)與企業(yè)未來(lái)業(yè)績(jī)具有相關(guān)性。 朱朝暉和許文瀚[27] 、黃超和王敏[28] 的研究表明， 管理層通過(guò)對(duì)文本信息語(yǔ)調(diào)的操縱來(lái)配合公司的盈余管理活動(dòng)， 以達(dá)到掩蓋管理者動(dòng)機(jī)的目的。 Aly等[29] 、曾慶生等[30] 、Castro等[31] 、黃萍萍和李四海[32] 進(jìn)一步研究了語(yǔ)調(diào)操縱與高管股票減持、股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)語(yǔ)調(diào)含有增量信息， 會(huì)產(chǎn)生一定的經(jīng)濟(jì)后果。

總的來(lái)說(shuō)， 現(xiàn)有研究表明， 管理層會(huì)通過(guò)操縱可讀性、進(jìn)行自利性歸因、操縱語(yǔ)調(diào)等方式盡可能展示管理層或公司良好的外在形象， 造成了不利的外部影響。

除以上三類(lèi)語(yǔ)言特征外， 國(guó)外學(xué)者還對(duì)年報(bào)中敘述人稱(chēng)使用與公司業(yè)績(jī)的關(guān)系展開(kāi)了一系列的研究。 Thomas[33] 、Hyland[34] 、Asay等[35] 通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 盈利的公司比不盈利的公司在年報(bào)中更廣泛地使用第一人稱(chēng)， 他們認(rèn)為管理者在披露不良業(yè)績(jī)時(shí)會(huì)使用更少的第一人稱(chēng)代詞， 以模糊自己對(duì)不良業(yè)績(jī)的責(zé)任。 Li [1] 盡管支持該理論， 但其實(shí)證結(jié)果顯示公司業(yè)績(jī)與第一人稱(chēng)顯著負(fù)相關(guān)， 與假設(shè)結(jié)果相反。 Cen和Zilan[36] 通過(guò)三組樣本均值T檢驗(yàn)， 也未發(fā)現(xiàn)它們?cè)诘谝蝗朔Q(chēng)使用上具有顯著差異。 綜上， 目前關(guān)于敘述人稱(chēng)與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系并未得到一致結(jié)論。

在國(guó)內(nèi)， 學(xué)者們對(duì)于年報(bào)中敘述人稱(chēng)的研究尚處于起步階段， 僅有一篇論文研究敘述人稱(chēng)的披露策略。 曹夕會(huì)[37] 以6家上市公司連續(xù)5年的董事會(huì)致辭為樣本， 發(fā)現(xiàn)公司業(yè)績(jī)與CEO致辭的語(yǔ)言選擇緊密相關(guān)。 即： 當(dāng)公司業(yè)績(jī)?cè)愀鈺r(shí)， 管理層會(huì)減少第一人稱(chēng)代詞的使用以強(qiáng)調(diào)客觀(guān)性; 當(dāng)公司業(yè)績(jī)良好時(shí)， 管理層會(huì)通過(guò)增加第一人稱(chēng)代詞的使用來(lái)強(qiáng)調(diào)其主觀(guān)上的努力[31] 。 然而， 由于作者僅對(duì)6家公司展開(kāi)分析， 這一結(jié)論難以具有普適性。 因此， 有必要在更多樣本范圍內(nèi)對(duì)年報(bào)中的敘述人稱(chēng)進(jìn)行更為深入的研究， 以得出更加可靠和具有說(shuō)服力的結(jié)論。

三、理論分析與假設(shè)提出

（一）理論分析

1.信息不對(duì)稱(chēng)理論。 信息不對(duì)稱(chēng)理論由三位美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家在20世紀(jì)70年代提出， 他們認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中， 買(mǎi)賣(mài)主體各方參與人員獲得的信息是有差別的， 這種信息不對(duì)稱(chēng)會(huì)導(dǎo)致掌握信息較多的一方為謀取自身更大的利益而使另一方的利益受到損害。 這一理論已經(jīng)深入到經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的各個(gè)領(lǐng)域。 在會(huì)計(jì)信息披露中， 上市公司管理層參與公司的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)， 對(duì)公司的重大事項(xiàng)有決策權(quán)和知情權(quán)， 能夠確切地了解公司的實(shí)際情況， 處于完全信息優(yōu)勢(shì)地位; 而企業(yè)外部的利益相關(guān)者作為信息需求者， 既不參與公司的經(jīng)營(yíng)， 又不了解公司內(nèi)部的信息， 只能接受企業(yè)管理層想要披露的信息， 從而處于絕對(duì)信息劣勢(shì)地位。 這種信息不對(duì)稱(chēng)的存在為管理層操縱文本信息提供了可能， 使其在披露文本時(shí)會(huì)根據(jù)情況選擇不同的披露策略， 以減少不利于公司的信息向投資人傳遞， 進(jìn)而影響閱讀文本的投資人的判斷。

2. 委托代理理論。 委托代理理論由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家伯利和米恩斯提出， 是指在所有者與經(jīng)營(yíng)者形成的契約關(guān)系中， 經(jīng)營(yíng)者擁有經(jīng)營(yíng)決策權(quán)和剩余價(jià)值索取權(quán)， 替所有者管理和經(jīng)營(yíng)公司， 使得兩者之間形成委托代理關(guān)系。 從理論上講， 經(jīng)營(yíng)者作為代理人應(yīng)當(dāng)從委托人利益的角度出發(fā)管理公司; 但在現(xiàn)實(shí)中， 經(jīng)營(yíng)者往往從自身利益的角度出發(fā)， 做出的決策可能會(huì)損害所有者的利益。 上市公司的股東中， 人數(shù)比重較大的是中小投資人， 他們往往不參與公司的經(jīng)營(yíng)決策， 而是通過(guò)管理層披露的財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息了解企業(yè)的狀況， 因而年報(bào)成為緩解這種信息不對(duì)稱(chēng)的重要途徑。 在會(huì)計(jì)信息披露中， 管理層為了完成自身績(jī)效指標(biāo)， 實(shí)現(xiàn)自身利益最大化， 可能操縱文本語(yǔ)言表述， 突出自己對(duì)較好業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)， 撇清自己對(duì)糟糕業(yè)績(jī)的責(zé)任， 傳遞模糊的信號(hào)以影響股東的評(píng)價(jià)和判斷， 規(guī)避和掩蓋公司面臨的問(wèn)題。

3.印象管理理論。 印象管理理論由Goffman在1957年首次提出， 是指人們?cè)噲D管理和塑造他人對(duì)自己形成印象的過(guò)程， 例如通過(guò)美化自身形象管理他人對(duì)自己的看法， 或者對(duì)一些事件傳遞的信息進(jìn)行管理。 這一理論主要應(yīng)用于心理學(xué)領(lǐng)域， 近年來(lái)許多學(xué)者將該理論引入年報(bào)信息披露的研究中。 上市公司的年報(bào)中存在著大量的信息， 既包含結(jié)構(gòu)化的財(cái)務(wù)信息， 也包含非結(jié)構(gòu)化的非財(cái)務(wù)信息。 證監(jiān)會(huì)對(duì)財(cái)務(wù)信息的披露規(guī)定較為嚴(yán)格， 可以操縱的空間小且風(fēng)險(xiǎn)大; 而對(duì)非財(cái)務(wù)信息的披露要求較低， 同時(shí)由于語(yǔ)言表達(dá)具有靈活性， 監(jiān)管機(jī)構(gòu)無(wú)法強(qiáng)制規(guī)定語(yǔ)言的表達(dá)方式， 這為企業(yè)進(jìn)行印象管理提供了可能。 因此， 企業(yè)通常在自愿披露的信息中使用印象管理手段， 例如： 通過(guò)粉飾語(yǔ)言， 突出管理層貢獻(xiàn)， 掩蓋自身的責(zé)任; 或者通過(guò)語(yǔ)言設(shè)計(jì)， 拉近與投資者的距離， 增強(qiáng)投資者信心， 塑造良好的管理者形象。

（二）假設(shè)提出

1. 公司當(dāng)期業(yè)績(jī)與MD&A部分?jǐn)⑹鋈朔Q(chēng)。 年報(bào)作為管理者與外部信息相關(guān)者之間進(jìn)行溝通的媒介， 其披露過(guò)程遵循信號(hào)傳遞的基本原理， 即公司管理者作為信源編制符合規(guī)定的年報(bào)， 通過(guò)官網(wǎng)、證監(jiān)會(huì)等渠道發(fā)布信息， 最后由外部信息需求者（信宿）下載并接收信息， 完成信息傳遞的全過(guò)程。 在披露過(guò)程中， 有兩個(gè)關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)： 一個(gè)是公司管理者將過(guò)去的經(jīng)營(yíng)狀況轉(zhuǎn)變?yōu)槲谋拘畔ⅲň幋a）， 另一個(gè)是信息需求者將文本信息還原成自己理解的公司經(jīng)營(yíng)狀況（譯碼）。 根據(jù)信息不對(duì)稱(chēng)理論、委托代理理論、印象管理理論， 公司管理者可能從這兩個(gè)環(huán)節(jié)出發(fā)， 通過(guò)對(duì)敘述人稱(chēng)的選擇盡可能展示對(duì)自己有利的外在形象。

從編碼的角度來(lái)看， 年報(bào)編制是公司管理者站在公司的角度對(duì)過(guò)去所發(fā)生事件的總結(jié)和回顧， 管理者可以采取第一人稱(chēng)敘述和第三人稱(chēng)敘述兩種方式。 其中： 第一人稱(chēng)敘述是指采用自我沉浸的視角， 管理者從自己與公司一體的角度回憶過(guò)去發(fā)生的事件， 將自己與事件緊密聯(lián)系起來(lái); 第三人稱(chēng)敘述是指從自我反觀(guān)視角出發(fā)， 管理者從旁觀(guān)的角度描述公司發(fā)生的事件， 事件與自己關(guān)系不大。 語(yǔ)言學(xué)研究表明， 當(dāng)個(gè)體在心理上感覺(jué)與描述對(duì)象更遙遠(yuǎn)時(shí)， 他們使用較少的第一人稱(chēng)代詞（如“我”“我們”）[38] 。 也有研究表明， 當(dāng)人們?nèi)鲋e時(shí)， 會(huì)使用更多的第三人稱(chēng)， 而使用更少的第一人稱(chēng)， 以期與謊話(huà)保持距離[39] 。 因此， 當(dāng)公司業(yè)績(jī)較好時(shí)， 管理者會(huì)選擇第一人稱(chēng)敘述， 通過(guò)拉近自己與業(yè)績(jī)的距離， 表明自己對(duì)業(yè)績(jī)付出的努力和做出的貢獻(xiàn); 當(dāng)業(yè)績(jī)?cè)愀鈺r(shí)， 管理者會(huì)選擇第三人稱(chēng)敘述， 通過(guò)客觀(guān)的描述遠(yuǎn)離不好的業(yè)績(jī)， 撇清自己的責(zé)任。

從信息需求者（解碼）的角度來(lái)看， 公司管理者可能在編制年報(bào)時(shí)考慮如何使信息需求者按照預(yù)先設(shè)想的方式解讀。 語(yǔ)言學(xué)研究表明， 第一人稱(chēng)所表達(dá)的積極情緒遠(yuǎn)大于第三人稱(chēng)， 通過(guò)第一人稱(chēng)代指第三人稱(chēng)可以拉近與讀者的距離[40，41] 。 心理學(xué)研究表明， 使用更多第一人稱(chēng)可以拉近與信息接收者的心理距離[42] 。 相較于使用第一人稱(chēng)， 第三人稱(chēng)傳達(dá)的信息較少。 也就是說(shuō)， 當(dāng)公司業(yè)績(jī)好時(shí)， 管理者可能使用更多的第一人稱(chēng)， 構(gòu)建“管理層—公司—投資者”命運(yùn)共同體， 拉近與投資者的距離， 消除投資者對(duì)好消息的疑慮， 增強(qiáng)投資者信心; 當(dāng)公司業(yè)績(jī)差時(shí)， 管理者可能通過(guò)使用更多的第三人稱(chēng)， 使信息需求者接收更少的負(fù)面消息。

綜上， 提出第一個(gè)假設(shè)：

H1： 在其他條件相同的情況下， 公司業(yè)績(jī)與年報(bào)敘述人稱(chēng)（凈第一人稱(chēng)）正相關(guān)。

H1a： 在其他條件相同的情況下， 公司業(yè)績(jī)與年報(bào)第一人稱(chēng)使用正相關(guān)。

H1b： 在其他條件相同的情況下， 公司業(yè)績(jī)與年報(bào)第三人稱(chēng)使用負(fù)相關(guān)。

2. 管理層權(quán)力與約束的調(diào)節(jié)作用。 管理層權(quán)力與約束反映內(nèi)部治理狀況。 公司管理層權(quán)力越大， 其自身利益與企業(yè)整體利益趨同越明顯， 公司市值對(duì)其自身財(cái)富的影響也越大， 管理者越有動(dòng)機(jī)操縱年報(bào)文本敘述人稱(chēng)以提高市場(chǎng)估值。 同時(shí)， 公司管理層權(quán)力越大， 管理層越會(huì)追求對(duì)自身有利的績(jī)效， 因而通過(guò)對(duì)敘述人稱(chēng)的選擇， 盡可能地展示對(duì)自己有利的外在形象。 而且， 管理層權(quán)力受到的約束越小， 其操縱年報(bào)敘述人稱(chēng)的空間越大。 本研究以?xún)陕毢弦粊?lái)衡量管理層權(quán)力與約束的大小， 當(dāng)公司董事長(zhǎng)和總經(jīng)理由同一人擔(dān)任時(shí)， 管理層權(quán)力增強(qiáng)， 受到的約束減弱， 有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和更大的空間操縱年報(bào)敘述人稱(chēng)。 綜上， 提出第二個(gè)假設(shè)：

H2： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)年報(bào)敘述人稱(chēng)（凈第一人稱(chēng)）的正向影響作用更強(qiáng)。

H2a： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)年報(bào)第一人稱(chēng)使用的正向影響作用更強(qiáng)。

H2b： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)年報(bào)第三人稱(chēng)使用的負(fù)向影響作用更強(qiáng)。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2009～2018年A股所有上市公司年報(bào)為研究樣本， 考慮到年報(bào)中對(duì)業(yè)績(jī)的分析主要集中在MD&A中， 因此選取MD&A進(jìn)行分析和計(jì)算。 本文運(yùn)用Python、LIWC等軟件提取、分析和處理文本信息， 得到3510個(gè)樣本， 共計(jì)25783個(gè)觀(guān)測(cè)值。 具體步驟為： ①下載年報(bào)， 從巨潮資訊網(wǎng)手工搜集2009～2018年披露的A股上市公司年報(bào); ②整理年報(bào)， 運(yùn)用Python 3.7將PDF格式的年報(bào)轉(zhuǎn)為T(mén)XT格式， 并爬取年報(bào)的第四節(jié)“經(jīng)營(yíng)情況討論與分析”部分， 剔除識(shí)別有誤的年報(bào); ③分詞處理， 運(yùn)用Python 3.7的jieba庫(kù)將得到的文本信息進(jìn)行分詞處理; ④詞頻統(tǒng)計(jì)， 構(gòu)建人稱(chēng)詞詞典并導(dǎo)入LIWC軟件， 統(tǒng)計(jì)MD&A中各類(lèi)人稱(chēng)詞的使用頻率。

在此基礎(chǔ)上， 按照以下規(guī)則篩選樣本： 剔除屬于銀行、保險(xiǎn)等金融行業(yè)的公司; 剔除關(guān)鍵變量存在缺失值的公司; 剔除ST類(lèi)公司; 剔除非連續(xù)性存續(xù)或存在非連續(xù)性觀(guān)測(cè)值的公司; 剔除所屬行業(yè)上市公司數(shù)量少于15的公司。 最終， 得到1315家公司， 共13150個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值， 樣本篩選過(guò)程如表1所示。

本文根據(jù)篩選后的樣本構(gòu)建2009～2018年的平衡面板， 為減弱異常值的影響， 對(duì)所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理， 所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義

1. 年報(bào)敘述人稱(chēng)。 借鑒語(yǔ)言學(xué)中的“立足點(diǎn)說(shuō)”， 本文的年報(bào)敘述人稱(chēng)是指管理者在觀(guān)察并敘述公司過(guò)去一年發(fā)生的事件時(shí)， 從自身所處的立足點(diǎn)出發(fā)而確定的編寫(xiě)年報(bào)的口吻。 當(dāng)管理者站在與公司一致的角度進(jìn)行敘述時(shí)為第一人稱(chēng)敘述， 此時(shí)使用“我們”“我們公司”“本公司”“本集團(tuán)”“本司”“我公司”等第一人稱(chēng)詞; 當(dāng)管理者站在旁觀(guān)者的角度將公司信息傳遞給投資者等外部信息需求者時(shí)為第三人稱(chēng)敘述， 此時(shí)使用“公司”“集團(tuán)”或公司簡(jiǎn)稱(chēng)（如南玻集團(tuán)）等第三人稱(chēng)詞。

在此基礎(chǔ)上， 參考謝德仁等[43] 對(duì)文本語(yǔ)調(diào)指標(biāo)的構(gòu)建， 本文構(gòu)建凈第一人稱(chēng)（PERSON）指標(biāo)用以衡量公司年報(bào)敘述人稱(chēng)綜合特征， 計(jì)算公式如下：

其中： PER_FST表示第一人稱(chēng)詞頻， 即上市公司年報(bào)MD&A部分第一人稱(chēng)詞數(shù)目占年報(bào)MD&A部分詞語(yǔ)總數(shù)的比例; PER_TRD表示第三人稱(chēng)詞頻， 即第三人稱(chēng)詞數(shù)目占年報(bào)MD&A部分詞語(yǔ)總數(shù)的比例; PERSON表示凈第一人稱(chēng)的概念， -1≤PERSON≤1， PER_FST相對(duì)PER_TRD使用越多， PERSON越大， 表明管理層敘述時(shí)會(huì)使用越多的第一人稱(chēng)。

2. 公司業(yè)績(jī)（EPS）。 參考高錦萍等[44] 的研究， 本文采用每股收益衡量公司業(yè)績(jī)。 每股收益越大， 公司當(dāng)期業(yè)績(jī)表現(xiàn)越好。

3. 管理層權(quán)力與約束（DUAL）。 借鑒吉利等[45] 的研究， 本文采用兩職合一衡量企業(yè)管理層權(quán)力與約束水平， DUAL=1時(shí)， 說(shuō)明管理層權(quán)力較大， 受到的約束較小。

4. 控制變量。 本文借鑒Li[1] 的研究， 控制以下變量對(duì)被解釋變量的影響： 資產(chǎn)負(fù)債率（DB）、市值賬面比（MTB）、公司年齡（AGE）、是否資產(chǎn)重組（RSTU）、是否增發(fā)（SEO）、非經(jīng)常損益比（SI）、前十大股東是否存在關(guān)聯(lián)（GG）、首次披露水平（STAT）、年份（YEAR）、行業(yè)（IND）。

具體變量定義如表2所示。

五、實(shí)證研究

（一）我國(guó)年報(bào)MD&A部分人稱(chēng)詞使用特征

在以往的研究中， 英文年報(bào)常用第一人稱(chēng)代詞來(lái)衡量人稱(chēng)使用策略， 這是由于英文年報(bào)習(xí)慣使用較多的第一人稱(chēng)代詞， 如“our”“we”“us”“I”等詞分列高頻詞排行的第4、5、30和48位， 而中文年報(bào)則不同， 與“our”“we”“us”“I”等詞對(duì)應(yīng)的“我們的”“我們”“我”的使用頻次很低[46] 。 因此， 在分析公司業(yè)績(jī)與敘述人稱(chēng)的關(guān)系前應(yīng)首先考慮我國(guó)年報(bào)MD&A部分人稱(chēng)詞使用特征， 如表3所示。

表3的結(jié)果顯示， 在13150份年報(bào)中， 僅有1份年報(bào)的MD&A部分只使用第一人稱(chēng)。 該年報(bào)為新華制藥2010年年報(bào)， 在董事長(zhǎng)報(bào)告部分全篇使用“本公司”或者“本集團(tuán)”， 未出現(xiàn)其他人稱(chēng)詞。 也有少數(shù)上市公司僅使用第三人稱(chēng)， 如深科技2010年年報(bào)中董事會(huì)報(bào)告部分全篇僅使用“公司”， 這類(lèi)年報(bào)占總數(shù)的13.3%。 相比之下， 絕大多數(shù)年報(bào)既使用第一人稱(chēng)又使用第三人稱(chēng)， 占總樣本數(shù)的86.69%， 這表明在大部分情況下第一人稱(chēng)和第三人稱(chēng)并非獨(dú)立運(yùn)用。

表4報(bào)告了各類(lèi)人稱(chēng)詞使用情況的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。 由表4可知， 在13150份年報(bào)中， 第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）的均值為0.0771， 遠(yuǎn)低于第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的均值0.9211， 表明第三人稱(chēng)的使用頻率遠(yuǎn)高于第一人稱(chēng)，? “公司”“集團(tuán)”為年報(bào)MD&A編制中使用的主要人稱(chēng)詞。

（二）公司業(yè)績(jī)與MD&A部分?jǐn)⑹鋈朔Q(chēng)

1. 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析。 表5報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。 由表5可知， 凈第一人稱(chēng)（PERSON）的最小值為-1， 最大值為0.2738， 均值為-0.8441， 說(shuō)明平均意義上第一人稱(chēng)使用比例低于第三人稱(chēng)。

表6的相關(guān)性分析顯示， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）顯著正相關(guān)（r=0.024， p<0.001）， 說(shuō)明業(yè)績(jī)好的公司傾向于使用更多的第一人稱(chēng)， 初步驗(yàn)證了H1。 在控制變量方面， 資產(chǎn)負(fù)債率（DB）、公司年齡（AGE）、前十大股東是否存在關(guān)聯(lián)（GG）、首次披露水平（STAT）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）在1%的水平上顯著正相關(guān)， 市值賬面比（MTB）、是否資產(chǎn)重組（RSTU）、是否增發(fā)（SEO）、非經(jīng)常損益比（SI）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）顯著負(fù)相關(guān)。 在此基礎(chǔ)上， 對(duì)解釋變量進(jìn)行方差膨脹因子分析， 結(jié)果顯示VIF值位于1.03～2.17之間， 表明不存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題。

2. 均值T檢驗(yàn)。 考慮到管理層可能通過(guò)操縱敘述人稱(chēng)進(jìn)行印象管理， 即在業(yè)績(jī)好時(shí)通過(guò)第一人稱(chēng)構(gòu)建“管理層—公司—投資者”為一體的利益共同體， 在業(yè)績(jī)差時(shí)則通過(guò)第三人稱(chēng)疏遠(yuǎn)各方之間的關(guān)系， 因此首先考察不同業(yè)績(jī)下， 各類(lèi)人稱(chēng)詞使用是否具有顯著差異。 具體地， 為了削弱行業(yè)、年份的影響， 本文按照各行業(yè)、各年份每股收益的中位數(shù)將樣本分為業(yè)績(jī)好、業(yè)績(jī)差兩組， 若當(dāng)期業(yè)績(jī)大于該行業(yè)該年份的中位數(shù)則為業(yè)績(jī)好的公司， 否則為業(yè)績(jī)差的公司。 在此基礎(chǔ)上， 進(jìn)行各類(lèi)人稱(chēng)詞的均值T檢驗(yàn)， 表7報(bào)告了兩組樣本均值T檢驗(yàn)的結(jié)果。

從表7可以看出， 業(yè)績(jī)差的公司第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）、第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的均值分別為0.0722和0.9267， 業(yè)績(jī)好的公司對(duì)應(yīng)變量的均值為0.0815和0.9161， 兩者差異在1%的水平上顯著， 說(shuō)明相比于業(yè)績(jī)差的公司， 業(yè)績(jī)好的公司使用第一人稱(chēng)的比例較高， 使用第三人稱(chēng)的比例較低， 初步驗(yàn)證了H1。

3. 回歸分析。 為了控制其他因素對(duì)人稱(chēng)詞使用的影響， 本文進(jìn)一步構(gòu)建多元線(xiàn)性回歸模型（2）， 以檢驗(yàn)公司業(yè)績(jī)與年報(bào)MD&A部分?jǐn)⑹鋈朔Q(chēng)的關(guān)系。 在估計(jì)方法上， 考慮到大N小T型樣本可能存在異方差， 因此先對(duì)模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)（White test）。 檢驗(yàn)結(jié)果顯示， p值均小于0.01， 拒絕同方差假定， 表明存在異方差問(wèn)題， 因此采用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的估計(jì)方法。

其中： DP為敘述人稱(chēng)特征變量， 包括凈第一人稱(chēng)（PERSON）、第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）、第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）; ControlVariable表示控制變量， 包括資產(chǎn)負(fù)債率（DB）、市值賬面比（MTB）、公司年齡（AGE）、是否資產(chǎn)重組（RSTU）、是否增發(fā)（SEO）、非經(jīng)常損益比（SI）、前十大股東是否存在關(guān)聯(lián)（GG）、首次披露水平（STAT）， 定義詳見(jiàn)表2。

表8報(bào)告了多元線(xiàn)性回歸分析結(jié)果。 第（1）列顯示， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）的回歸系數(shù)為0.00849， 在1%的水平上顯著。 這表明公司業(yè)績(jī)?cè)胶茫?凈第一人稱(chēng)越高， 公司整體人稱(chēng)使用上越偏第一人稱(chēng)， 進(jìn)一步驗(yàn)證了H1。 第（2）列顯示， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）的回歸系數(shù)為0.00771， 但并不顯著， 不能驗(yàn)證H1a。 第（3）列顯示， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的回歸系數(shù)為-0.0530， 在1%的水平上顯著。 這表明公司業(yè)績(jī)?cè)讲睿?越傾向于使用第三人稱(chēng)， 進(jìn)一步驗(yàn)證了H1b。

（三）管理層權(quán)力與約束對(duì)敘述人稱(chēng)披露策略的影響

考慮到管理層權(quán)力與約束會(huì)影響到管理層進(jìn)行印象管理的動(dòng)機(jī)和空間， 本文以?xún)陕毢弦缓饬抗蓶|對(duì)管理層權(quán)力的約束， 進(jìn)一步構(gòu)建模型（3）檢驗(yàn)H2。 同樣地， 為消除異方差的影響， 采用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的估計(jì)方法。

其中， 被解釋變量分別為凈第一人稱(chēng)（PERSON）、第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）、第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）， 解釋變量為公司業(yè)績(jī)（EPS）。 模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上加入了調(diào)節(jié)變量?jī)陕毢弦唬―UAL）以及調(diào)節(jié)變量與解釋變量的交叉項(xiàng)EPS_DUAL， 回歸結(jié)果如表9所示。

表9的第（1）列報(bào)告了被解釋變量為凈第一人稱(chēng)（PERSON）時(shí)兩職合一對(duì)敘述人稱(chēng)披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交叉項(xiàng)EPS_DUAL對(duì)凈第一人稱(chēng)（PERSON）的影響系數(shù)為0.0175， 且在5%的水平上顯著。 這表明兩職合一正向調(diào)節(jié)公司業(yè)績(jī)對(duì)敘述人稱(chēng)的影響， 即兩職合一會(huì)增強(qiáng)公司業(yè)績(jī)與凈第一人稱(chēng)使用的相關(guān)性水平， H2得到驗(yàn)證。

表9的第（2）列報(bào)告了兩職合一對(duì)第一人稱(chēng)披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交叉項(xiàng)EPS_DUAL對(duì)第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）的影響系數(shù)為0.0238， 且在5%的水平顯上著。 這表明兩職合一正向調(diào)節(jié)公司業(yè)績(jī)對(duì)第一人稱(chēng)使用的影響， 即兩職合一會(huì)增強(qiáng)公司業(yè)績(jī)與第一人稱(chēng)使用的相關(guān)性水平， H2a得到驗(yàn)證。

表9的第（3）列報(bào)告了兩職合一對(duì)第三人稱(chēng)披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交叉項(xiàng)EPS_DUAL對(duì)第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的影響系數(shù)為-0.0886， 且在1%的水平上顯著。 這表明兩職合一負(fù)向調(diào)節(jié)公司業(yè)績(jī)對(duì)第三人稱(chēng)使用的影響， 即兩職合一會(huì)削弱公司業(yè)績(jī)與第三人稱(chēng)使用的相關(guān)性水平， H2b得到驗(yàn)證。

六、內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了更好地控制遺漏變量等因素產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題， 首先進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。 由于樣本存在異方差問(wèn)題， 豪斯曼檢驗(yàn)不再適用。 本文借鑒陳強(qiáng)[47] 的方法， 選取解釋變量（EPS）的滯后一期變量為工具變量進(jìn)行2SLS回歸和DWH檢驗(yàn)， DWH檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。

結(jié)果顯示， 模型p值均大于0.1， 接受“所有解釋變量都是外生變量”的原假設(shè)， 表明內(nèi)生性問(wèn)題不存在。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 關(guān)于公司業(yè)績(jī)與MD&A部分?jǐn)⑹鋈朔Q(chēng)關(guān)系研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的合理性， 本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先， 為了避免數(shù)據(jù)之間量綱差異的影響， 對(duì)公司業(yè)績(jī)和年報(bào)敘述人稱(chēng)變量做了標(biāo)準(zhǔn)化處理， 采用前文的估計(jì)模型和回歸步驟， 結(jié)果如表11所示。 由表11可以看出， 得出的結(jié)果并無(wú)實(shí)質(zhì)性差異。

其次， 使用FGLS（可行性廣義最小二乘法）進(jìn)一步回歸， 結(jié)果如表12所示。 由表12可知， 得出的結(jié)果無(wú)顯著差異， 表明研究結(jié)論比較穩(wěn)健。

2. 關(guān)于管理層權(quán)力與約束對(duì)敘述人稱(chēng)披露策略影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 考慮到調(diào)節(jié)變量為分類(lèi)變量， 本文按調(diào)節(jié)變量分類(lèi)回歸來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 結(jié)果如表13所示。

從表13第（1）和（2）列可以看出： 在兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）的回歸系數(shù)為0.0248， 且在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與凈第一人稱(chēng)（PERSON）的回歸系數(shù)為0.00339， 未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 這表明相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司其公司業(yè)績(jī)與凈第一人稱(chēng)使用的相關(guān)性更高， 進(jìn)一步驗(yàn)證了H2。

從表13第（3）和（4）列可以看出： 在兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）的回歸系數(shù)為0.0319， 且在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第一人稱(chēng)詞頻（PER_FST）的回歸系數(shù)為0.00074， 未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 這表明相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司在業(yè)績(jī)好時(shí)會(huì)使用更多的第一人稱(chēng)， 進(jìn)一步驗(yàn)證了H2a。

從表13第（5）和（6）列可以看出： 在兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的回歸系數(shù)為-0.118， 在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業(yè)績(jī)（EPS）與第三人稱(chēng)詞頻（PER_TRD）的回歸系數(shù)為-0.0268， 且在10%的水平上顯著。 這表明相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司在業(yè)績(jī)好時(shí)會(huì)使用更少的第三人稱(chēng)， 進(jìn)一步驗(yàn)證了H2b。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)兩職合一對(duì)公司業(yè)績(jī)與敘述人稱(chēng)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 同時(shí)考慮到變量的數(shù)值特征， 本研究以均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差作為分組標(biāo)準(zhǔn)將公司業(yè)績(jī)分為高低兩組， 繪制兩職合一的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖， 如圖1 ～ 圖3所示。

由圖1可以看出， 與非兩職合一的公司相比， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)凈第一人稱(chēng)使用的正向影響作用更強(qiáng)， H2得到驗(yàn)證。 進(jìn)一步地， 由圖2可以看出， 與非兩職合一的公司相比， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)第一人稱(chēng)使用的正向影響作用更強(qiáng)， H2a得到驗(yàn)證。 由圖3可以看出， 與非兩職合一的公司相比， 兩職合一的公司中， 公司業(yè)績(jī)對(duì)第三人稱(chēng)使用的負(fù)向影響作用更強(qiáng)， H2b得到驗(yàn)證。 這與前文得出的結(jié)果無(wú)顯著差異， 表明結(jié)果是穩(wěn)健的。

七、研究結(jié)論

本文基于信息不對(duì)稱(chēng)理論、委托代理理論和印象管理理論， 圍繞公司業(yè)績(jī)和年報(bào)敘述人稱(chēng)開(kāi)展相關(guān)研究， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)： ①我國(guó)年報(bào)中第一人稱(chēng)和第三人稱(chēng)并非獨(dú)立運(yùn)用， 多數(shù)情況下一份年報(bào)中既會(huì)使用第一人稱(chēng)， 也會(huì)使用第三人稱(chēng)， 且多數(shù)年報(bào)中第三人稱(chēng)比第一人稱(chēng)使用得更頻繁。 ②公司業(yè)績(jī)與年報(bào)敘述人稱(chēng)使用具有相關(guān)性， 具體表現(xiàn)為： 公司業(yè)績(jī)?cè)胶茫?公司年報(bào)整體人稱(chēng)使用上越偏第一人稱(chēng); 反之， 會(huì)越偏第三人稱(chēng)。 這表明管理層通過(guò)有偏地使用敘述人稱(chēng)進(jìn)行印象管理， 突出自己對(duì)好消息的貢獻(xiàn)， 模糊自己對(duì)壞消息的責(zé)任， 并通過(guò)語(yǔ)言特征將這種偏向性信息傳遞給其他利益相關(guān)者。 ③從管理者權(quán)力與約束的角度分析， 可以發(fā)現(xiàn)， 合理的公司治理結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)年報(bào)敘述人稱(chēng)的操縱起到制約作用。 具體表現(xiàn)為： 兩職合一在年報(bào)敘述人稱(chēng)披露中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)， 即兩職合一的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的年報(bào)敘述人稱(chēng)操縱。

公司管理者會(huì)在語(yǔ)言彈性空間較大的年報(bào)中有意識(shí)地選擇對(duì)自己有利的敘述人稱(chēng)， 進(jìn)而潛在地影響其他利益相關(guān)者的判斷。 因此， 對(duì)投資者而言， 應(yīng)謹(jǐn)慎地看待第三人稱(chēng)所傳達(dá)的“客觀(guān)”和第一人稱(chēng)所傳達(dá)的“親近”， 認(rèn)清企業(yè)管理者出于自利動(dòng)機(jī)進(jìn)行語(yǔ)言設(shè)計(jì)的現(xiàn)象， 合理分析企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)， 從而謹(jǐn)慎地做出合理的投資選擇。 對(duì)公司而言， 則應(yīng)當(dāng)設(shè)置合理的治理結(jié)構(gòu)， 避免兩職合一帶來(lái)的監(jiān)督問(wèn)題， 有效制約管理層自利動(dòng)機(jī)， 減少語(yǔ)言設(shè)計(jì)行為。

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