黨組織參與公司治理是否抑制了年報語調操縱行為？

鮑曉靜，李亞超

(南京大學商學院，江蘇 南京 210093)

一、引 言

伴隨文本分析技術的發展，管理層在年度報告、管理層討論與分析、盈余公告以及業績說明會中的文本信息受到學術界的廣泛關注。研究表明，上述文本信息的語調具有顯著的信息含量[1][2][3][4]，正面和負面語調對資本市場都有顯著影響[5]。由于文本信息在披露中存在相比財務信息更大的酌情余地，一方面，管理層可以通過文本信息向市場傳達私有信息，增加公眾對公司的了解[5][8][9][10]；另一方面，企業或管理層還可能出于自利動機，通過語調操縱來管理企業形象，影響市場對公司前景的判斷[11][12]。由于不真實的積極語調會加大股價崩盤風險，在資本市場引發一系列反應，因而探索如何有效抑制年報文本信息披露中的語調操縱行為是一項重要課題。已有研究表明，我國企業在黨組織嵌入治理后，“內部人控制”和高管攫取私利、抑制企業避稅等行為受到了有效抑制[13][14][15][16][17]。程海艷等(2020)發現黨組織治理能夠有效抑制國有上市公司的盈余管理[18]，而文本信息與會計信息互為補充、相輔相成，且研究發現語調操縱經常是企業配合盈余管理的工具[19][20]，那么黨組織參與公司治理是否會抑制管理層年報語調操縱？

本研究手工搜集了上市公司黨委會參與公司董事會和監事會的人數，考察黨組織治理是否對管理層的語調操縱發揮了抑制作用。本文可能的貢獻在于：第一，本研究從中國特色經濟體制下的黨組織參與公司治理入手，考察其對年報語調操縱的影響，為年報語調研究提供了新視角；第二，首次將黨組織治理、代理成本和年報語調操縱納入一個研究框架，拓展了三者的內在聯系；第三，現有文獻較好地揭示了黨組織治理的效果，但較少探討治理過程，對黨組織在什么環節嵌入決策以及具體權限等問題語焉不詳[15][21]，本研究在年報文本信息披露的決策層面打開了黨組織參與企業治理過程的黑箱，豐富了黨組織治理的經驗證據。

二、制度背景、理論分析與研究假說

(一)黨組織參與治理的制度背景

從1992年黨組織在國有企業政治核心地位的確立，到1993年《中華人民共和國公司法》確立了國有企業中黨組織對人事和“三重一大”事項的建議權，再到1999年“雙向進入、交叉任職”的提出，以及中共十六大到十八大，黨組織參與治理程度逐漸加深。2015年《中國共產黨黨組工作條例(試行)》和2016年的全國國企黨建工作會議提出“討論前置”要求(1)討論前置指的是：“涉及國家宏觀調控、國家發展戰略、國家安全等重大經營管理事項應當經黨組研究討論后由董事會或經理層作出決定”。，此后“討論前置”過程中的權力逐漸拓展為否決權、建議權和監督權等綜合權力。從“個人嵌入”到“組織嵌入”的轉變，使得黨組織對企業微觀決策開始發揮治理效應[15][21]。另外，《中華人民共和國公司法》和其他政策文件也為非公企業黨組織參與公司治理提供了可能[17]。

(二)黨組織治理與年報語調

相比會計信息，文本信息更詳細且復雜，尤其由于我國是高語境社會，文本信息是缺乏專業背景的中小投資者獲取上市公司經營情況的主要信息來源，對中小投資者決策有顯著影響[9]。作為年報文本信息的重要組成部分，語調情感傾向可分為兩個部分：一部分是適應真實業績水平和未來發展情況的正常語調，是財務信息之外企業向市場客觀傳達的補充信息，有助于加強市場對企業真實情況的了解；另一部分是偏離實際業績水平的過分樂觀或積極的語調[11][22]，往往是管理層進行語調管理或操縱的結果。曾慶生等(2018)發現，年報語調已成為我國上市公司除會計報表外另一種可被內部人操縱的信息[12]。由于資本市場當中存在“羊群效應”，且我國眾多的中小投資者往往非理性，年報中過于樂觀的語調容易引起資本市場投資者情緒的波動進而引發資本市場動蕩。周波等(2019)的研究發現，不真實的樂觀語調與股價崩盤風險正相關[23]。夏波(2015)發現了我國股票市場的“公告效應”，即利好輿情公告的時間越早，累計平均漲跌幅與平均振幅越大。鑒于投資者有限理性的實際情況，得出為穩定市場應當盡晚公布利好輿情且盡早公布利空輿情的結論[24]。

另外，黨組織參與治理的“雙向進入、交叉任職”和“討論前置”多項制度的確立，將使得黨組織有能力、有意愿也有渠道抑制管理層在年報中異常積極的表述，抑制語調操縱。一直以來，黨和政府在我國輿情把控方面發揮了重要作用，是中國社會主義經濟體制下穩定社會、穩定資本市場的舵手[25]。十八大之后，“管資本就要管黨建”重塑了政治干預格局(2)參見中組發〔2016〕26號：中共中央組織部、國務院國資委黨委關于印發《貫徹落實全國國有企業黨的建設工作會議精神重點任務》的通知。，黨和政府對企業管理和治理的干預發生了從外部到內部的轉移。“管資本”改革削弱了原本來自行政部門的干預，“領導作用”通過對“三重一大”事項的“討論前置”機制強化了黨組織的內部干預[21]。由于資本市場的穩定關乎眾多中小股東的實際利益和宏觀經濟穩定，因此年報文本信息的披露決策很有可能成為黨組織治理中“討論前置”的事項。

從作用途徑而言，由于資料獲取的限制，現有研究較少涉及企業黨委會及黨員角色直接影響企業決策的機制和直接證據，但柳學信等(2020)的研究表明，黨組織治理能夠通過董事會異議的方式參與到董事會決策過程中進而發揮治理作用[15]。第一，由于董事會需要斟酌在年報中的管理層討論以及其他重要的非財務信息，而文本信息披露事項會影響企業未來市場反應[1][2][3][4]，很可能會進入到董事會會議前的黨委會“討論前置”程序。第二，根據《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則第2號——年度報告的內容與格式》第一章第十四條和第二章第十六條之規定，董事會、監事會負有保障年報全部信息真實、準確、完整的責任，與中層管理者相比，尤其需要保障非財務信息的真實、準確、完整，因此董事會、監事會中屬于企業黨委會的成員，出于其黨員角色的自覺性和責任(3)2010年7月15日《關于進一步推進國有企業貫徹落實“三重一大”決策制度的意見》指出：“凡屬重大決策、重要人事任免、重大項目安排和大額度資金運作(簡稱“三重一大”)事項必須由領導班子集體作出決定。董事會、未設董事會的經理班子研究“三重一大”事項時，應事先與黨委(黨組)溝通，聽取黨委(黨組)的意見。進入董事會、未設董事會的經理班子的黨委(黨組)成員，應當貫徹黨組織的意見或決定。”，很可能參與到文本信息披露決策中，減少管理層的語調操縱行為。

最后，根據會計穩健性的要求，企業應當及時向社會公眾披露壞消息，而好消息的披露應當慎重。出于對黨的公信力建設的考慮，參與到經濟生活中的黨組織應當時刻維持經濟發展穩定，努力提升民眾生活質量并推進社會福利的公平分配。而減少異常積極的文本信息表述，抑制管理層的語調操縱行為，有助于引導投資者正確投資，保護中小投資者利益。

基于上述分析，提出假設1：

H1：限制其他條件不變，黨組織治理能夠抑制上市公司年報披露中的語調操縱行為。

(三)黨組織治理抑制年報語調操縱的機制：基于代理成本的中介效應

在證監會對文本信息披露監管的相對空白以及中小投資者對文本信息過度依賴的背景下，產生了“語調操縱”現象[5][11][12][20]。基于委托代理理論，由于管理層和股東以及監事會、董事會存在信息不對稱，代理沖突較為嚴重時無法對經理人行為形成有效制衡，更方便管理層通過語調管理實現自利目的。這一目的主要通過隱藏企業實際經營情況較差的壞消息，配合管理層的盈余管理行為和便于后期減持股票的方式以滿足私利[12][20]。在我國，監事會的監督不力幾乎是一個不爭的事實[26][27]。黨組織參與治理很可能會有效破解監事會和董事會監督不力的局面，進而控制管理層的異常積極語調。在國有企業，“黨管干部”的模式可以有效制約經理人自利行為，進而可以通過激勵和約束兩種力量有效監督管理層自覺接受黨的領導并約束自利行為，降低代理成本[13][14][21]。從2000年到2012年，非國有企業也基本建立了黨組織參與公司治理的機制[17][18]，因此不論國有企業還是非公企業，黨委會實質上都可以通過“討論前置”以及直接參與董事會、監事會等方式監督管理層決策，以共同決策、保障落實的具體參與形式降低代理成本，進而減少管理層的語調操縱行為。

基于上述分析，提出假設2：

H2：異常積極的年報語調與代理成本呈正相關性；黨組織參與治理能夠通過降低代理成本進而抑制年報語調操縱。

三、研究設計

(一)研究樣本

本文以滬深兩市2008～2018年上市公司發布的年報文本為樣本，年報語調數據來自ARTD數據庫，現任黨委參與公司治理的數據通過手工整理公司年報和巨潮資訊網站獲得，其他財務數據來自于CSMAR數據庫和Wind資訊金融終端。剔除金融保險業樣本、數據缺失與異常樣本和ST類公司樣本。為避免極端值的影響，對所有連續變量頭尾進行1%的winsorize平滑處理，數據通過stata15.0處理。

(二)變量釋義

1.被解釋變量(Abtone1/Abtone2)，異常樂觀語調。被解釋變量的相關數據主要來自年報文本語氣數據庫(Annual Report’s Tone Database，ARTD)，異常樂觀語調的計算方法如下：首先，管理層語調的計算公式參照曾慶生等(2018)[12]，以Loughran and McDonald(2011)[3]提供的金融情感英文詞匯列表為基礎。依據有道詞典和金山詞霸對LM詞典中的英文詞匯進行了翻譯，最終的詞匯列表包括2080個消極詞，1076個積極詞。由此計算LMTONE=(積極詞匯數-消極詞匯數)/(積極詞匯數+消極詞匯數)，LMTONE值越大，表示當年年報文本信息語氣越積極。參照王華杰和王克敏(2018)[19]的研究，使用臺灣大學制作的《中文情感極性詞典》，將諸如積極、進步、高效等積極屬性詞語集作為積極情緒詞語列表；將諸如低迷、暗淡、不利等消極屬性詞語集作為消極情緒詞語列表。基于此，計算文本信息語氣NTUSDTONE=(積極詞匯數量-消極詞匯數量)/(積極詞匯數量+消極詞匯數量)，NTUSDTONE值越大，表示當年年報文本信息語氣越積極。其次，為剔除語調中的正常樂觀部分，參考Huang等(2014)的研究，從公司層面選取特征指標進行語調分離[11]，分離的方式如公式(1)所示：

LMTONEi，t/NTUSDTONEi，t=α1+α2*Levi，t+α3*Sizei，t+α4*EPSi，t+α5*ΔEPSi，t+α6*ROEi，t+α7*Agei，t+α8*Growthi，t+α9*Lossi，t+εi，t

(1)

其中，Lev為資產負債率，Size為企業規模，EPS為每股收益，ΔEPS為每股收益變化值，ROE為凈資產收益率，Age為企業上市時間，Growth為企業營業收入增長率，Loss為企業當年是否虧損，ε即為年報中的異常樂觀語調，即年報語調中被管理或操縱的部分。

2.解釋變量(Dwjs/Dwds)，分別代表黨組織成員當中參與監事會治理的人數(Dwjs)和黨組織參與董事會治理的人數(Dwds)。這兩個變量與以往研究[13][14][16][18]不同，并非取值為0或1的虛擬變量，而是手工搜集了企業黨委會中參與到董事會和監事會中的人數，Dwjs和Dwds是連續變量，能夠更細致地度量黨組織參與公司治理的程度。

3.其他變量。參考王華杰和王克敏(2018)、許文瀚(2018)等的研究，從企業特征、內部治理、外部治理、人物特征等角度選取部分控制變量[19][22]；還控制了年度和行業固定效應。變量定義詳見表1。

表1 變量釋義

(三)研究模型

為了檢驗黨組織嵌入對上市公司年報文本信息披露決策的治理作用，構建如下計量模型：

Abtone1i，t/Abtone2i，t=α+β×Dwjsi，t/Dwdsi，t+γ×Controlsi，t+∑year+∑ind+εi，t

(2)

模型(2)主要檢驗研究假設H1。如果系數β顯著為負，則研究假設1得證。

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

表2列示了變量的描述性統計結果。從被解釋變量(Abtone1和Abtone2)來看，樣本中上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)最小值(-0.15和-0.21)和最大值(0.17)具有差異，說明在上市公司公布的年報中，不同公司的年報語調操縱有所差異。上市公司年報語調操縱的均值和中位數表現出了相同水平(0和0.01)，說明上市公司的年報語調操縱水平一半小于樣本均值且一半大于樣本均值。此外，上市公司黨組織參與監事會人數(Dwjs)和黨組織參與董事會人數(Dwds)最少均為0人，最大為7和9人，說明黨組織參與公司治理的程度在上市公司之間存在較大差異。黨組織參與治理變量的75%分位數均為0，說明超過75%公司樣本的董事會和監事會沒有實現黨組織參與治理。

表2 變量描述性統計結果

(二)相關性分析

相關系數統計分析結果表明(4)限于篇幅，相關系數表未列示，作者備索。，上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)與黨組織參與監事會治理人數(Dwjs)、黨組織參與董事會治理人數(Dwds)的相關系數均在1%的顯著性水平上為負，初步表明黨組織嵌入與上市公司年報語調操縱行為存在負相關關系。此外，模型中所有控制變量之間的兩兩相關系數較小，表明樣本并不存在嚴重的多重共線性問題。

(三)實證檢驗與分析

1.對假設H1的實證檢驗結果分析

表3的列(1)和列(3)結果顯示，黨組織參與監事會治理變量(Dwjs)與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)的回歸系數分別為-0.003和-0.005且在1%水平上顯著，即黨組織參與監事會治理人數越多，上市公司年報語調操縱行為越弱。列(2)和列(4)顯示，黨組織參與董事會治理人數(Dwds)與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)的回歸系數為-0.004和-0.005且在1%水平上顯著，說明黨組織參與董事會治理的人數越多，上市公司年報語調操縱行為越弱。假設H1得證。

表3 黨組織參與治理與上市公司年報語調——基準回歸

2.對假設H2的實證檢驗結果分析

參考陳克兢(2019)的研究方法[28]，代理成本的具體指標衡量為資產使用率(營業總收入/總資產)，這一指標越大，表明代理成本越低。具體的檢驗步驟如下：

Abtone1i，t/Abtone2i，t=α+α1×Dwjsi，t/Dwdsi，t+γ×Controlsi，t+∑year+∑ind+εi，t

(3)

ACi，t=β0+β1×Dwjsi，t/Dwdsi，t+γ×Controlsi，t+∑year+∑ind+εi，t

(4)

Abtone1i，t/Abtone2i，t=μ0+μ1×Dwjsi，t/Dwdsi，t+μ2×ACi，t+γ×Controlsi，t

+∑year+∑ind+εi，t

(5)

檢驗過程如下：步驟一，檢驗方程(3)，系數α1代表黨組織參與治理與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)的影響系數，如果系數α1顯著，則繼續檢驗，如果不顯著則停止檢驗；步驟二，檢驗方程(4)系數β1是否顯著，如果顯著則代表代理成本(AC)存在中介效應；步驟三，檢驗方程(5)的系數μ1和μ2是否顯著，如果μ1不顯著而μ2顯著，則說明存在完全中介效應，如果μ1和μ2均顯著，則表明只存在部分中介效應。

表4列(1)為步驟2(基準回歸為步驟1)，結果顯示黨組織參與監事會治理(Dwjs)與代理成本(AC)的系數在1%水平上顯著為正，說明黨組織參與監事會治理可以有效提升企業的資產利用率，即降低代理成本。而列(2)和列(3)的代理成本(AC)與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)的系數分別為-0.012和-0.013且通過顯著性水平檢驗，說明代理成本越大，越有可能存在年報語調操縱。此外，黨組織參與監事會治理變量(Dwjs)與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)的系數均為負且通過顯著性水平檢驗，說明代理成本在黨組織通過監事會發揮對上市公司年報語調操縱的治理效應中存在中介效應。此外，在Sgmediation命令中提供的三種檢驗均呈現出顯著性，進一步驗證了代理成本的中介效應。

表4 黨組織參與監事會治理對年報語調操縱的抑制作用——基于代理成本的中介效應

表5列示了基于代理成本的黨組織參與董事會治理(Dwds)的中介效應檢驗結果。各系數均表現出與表4相似的結果，說明代理成本在黨組織通過董事會發揮對上市公司年報語調操縱的治理效應中存在中介效應。綜上，假設H2得證。

表5 黨組織參與董事會治理對年報語調操縱的抑制作用——基于代理成本的中介效應

(四)穩健性檢驗

1.重新測度黨組織參與治理變量。利用黨組織參與高管團隊人數(Dwgg)作為黨組織參與治理的代理變量，對基準回歸進行驗證。將重新測度的黨組織參與治理變量代入模型(1)，其檢驗結果如表6的列(1)和列(2)所示。結果依然支持前文結論。

2.重新測度年報語調操縱變量。基于臺大詞典的管理層語調=(積極詞匯數量-消極詞匯數量)/詞匯總數，之后并計算殘差。回歸的結果如表6列(3)和列(4)所示。結果依然穩健。

表6 穩健性檢驗1和2——解釋變量和被解釋變量的替換檢驗

3.利用DID模型檢驗。該部分引入與黨組織參與公司治理有關的外生沖擊事件。由于2017年《關于進一步完善國有企業法人治理結構的指導意見》要求將黨建工作寫進公司章程，黨組織開始正式成為企業法人治理機構的有機組成部分。加入2017年這一政策虛擬變量構建雙重差分(DID)模型，如式(6)所示：

Abtone1i，t/Abtone2i，t=α1+α2×Dwdsi，t/Dwjsi，t+α3×Post*Dwdsi，t/Dwjsi，t

+α4×Controlsi，t+∑year+∑ind+εi，t

(6)

其中，Post變量為2017年政策虛擬變量，2017年及之后取值為1，之前取值為0。其余變量定義與模型(1)保持一致，表7列(1)～(4)是雙重差分的檢驗結果。可以看到，Post*Dwjs和Post*Dwds的系數顯著為負，結果依然穩健。

4.考慮到遺漏變量可能帶來的內生性問題，在該部分采用固定效應模型檢驗結果的穩健性，結果如表7列(5)～(8)所示。Dwjs和Dwds系數依然顯著為負，說明在考慮遺漏變量可能存在的內生性問題后，結果依然穩健。

表7 穩健性檢驗3和4——雙重差分檢驗和遺漏變量檢驗

5.考慮到樣本中某些黨員既是董事會的成員也是高管團隊的成員，為保證結果的穩健性，進一步區別樣本，分別采用企業中僅存在黨組織參與董事會成員或監事會成員但未參與高管團隊的樣本進行回歸，結果如表8所示，依然支持前文結論。

(五)橫截面分析

由于國有企業天生自帶黨組織“標簽”，這是否會影響前文的邏輯關系？基于企業性質分析黨組織嵌入對上市公司年報語調操縱的治理效應，研究結果如表9所示。從列(1)、(2)和(5)、(6)的結果可以看出，黨組織參與監事會治理與上市公司年報語調的負向關系在國有企業樣本中更加顯著。從列(3)、(4)以及(7)、(8)可看出，不同產權性質下黨組織參與董事會治理(Dwds)與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)未表現出顯著性差異。

表9 黨組織參與治理與上市公司年報語調——基于產權性質的檢驗

五、進一步分析

(一)基于經濟政策不確定性的調節效應檢驗

為探討宏觀經濟政策不確定性對研究結果的影響，借鑒Baker等(2016)的研究方法[29]，將全球經濟政策不確定性作為調節變量，結果如表10所示，交乘項(Eco*Dwds和Eco*Dwjs)系數與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)系數均為負且通過顯著性水平檢驗，說明黨組織嵌入對上市公司年報語調操縱的治理效應在經濟政策不確定性越大時更加顯著。

表10 黨組織參與治理與上市公司年報語調——基于經濟政策不確定性的檢驗

(二)基于投資者情緒的調節效應檢驗

此外，研究基于投資者的市場情緒差異，將投資者情緒指數(ISI年化指數)作為調節變量，檢驗結果如表11所示，交乘項(ISI*Dwds和ISI*Dwjs)系數與上市公司年報語調操縱(Abtone1和Abtone2)系數均為負且通過顯著性水平檢驗，說明投資者情緒越高(往往越不理性)時，黨組織嵌入對上市公司年報語調操縱的抑制作用更顯著。

表11 黨組織參與治理與上市公司年報語調——基于投資者情緒的檢驗

六、結論和啟示

基于2008～2018年我國滬深兩市上市公司黨委會參與董事會和監事會的資料，實證檢驗了黨組織參與治理對上市公司年報文本信息異常積極語調的抑制作用。主要研究結論如下：(1)黨組織參與治理有效抑制了上市公司的年報語調操縱行為，說明黨組織通過參與董事會和監事會治理的形式，在文本信息披露層面發揮了穩定資本市場輿情、減少語調操縱的作用。(2)代理成本在黨組織對年報文本信息披露決策的治理效應中起到部分中介作用，即黨組織通過參與董事會和監事會治理能夠有效抑制企業的代理沖突，進而減少管理層的語調操縱行為。(3)在宏觀的投資者情緒指數較高和經濟政策不確定性較大時黨組織參與公司治理對年報語調操縱的治理效應更為顯著，說明黨組織參與治理在企業微觀決策中發揮了“把方向、管大局、保落實”的領導作用。

研究結論有以下啟示：第一，對政策制定者而言，對語調操縱問題的抑制不僅可以從完善外部監管入手，通過加強黨組織治理不失為一種抑制年報文本信息披露中的語調操縱行為的有效途徑。第二，對企業黨委會而言，要在參與公司治理過程中保持較高的政治覺悟，并提高專業素養，及時有效識別管理層的年報語調操縱行為，對年報文本信息披露的重大事項和語調給出建議、參與決策、保障落實。第三，對中小投資者而言，要理性看待年報文本信息，增強專業素養，并綜合黨組織的治理效應合理解讀企業年報信息，作出理性的投資決策。