積極型還是防御型：期望績效反饋與年報印象管理策略——來自管理層語調向上操縱的證據

原東良 郝盼盼 馬雨飛

(1.南開大學 商學院，天津 300071;2.山西財經大學 會計學院，山西 太原 030006;3.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093)

一、引言

年度報告作為上市公司信息披露的載體，是管理層與利益相關者之間最重要且最可信的信息傳輸媒介。近年來，年度報告的形式發生了顯著變化，文本信息逐漸成為年度報告的主體部分。作為財務信息的有效補充，文本信息能夠為利益相關者提供增量信息，降低管理層和利益相關者之間的信息不對稱(Loughran et al.，2011)。在我國，監管部門對年報中的文本敘述并未制定明確的、可量化的披露標準，同時文本敘述內容也很少受外部審計的影響，這就使得管理者在披露文本信息的過程中擁有較大的自由裁量權，他們有權決定如何通過文字內容闡述公司的業務發展、財務狀況和運營結果。因此，管理者不可避免地存在操縱文本信息語言特征的機會主義行為(Huang et al.，2014)，即印象管理(Merkldavies et al.，2008；Leung et al.，2015)。也就是說，大篇幅的文本信息陳述為上市公司及其管理者進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，在全面推進股票發行注冊制改革的背景下，深入研究上市公司信息披露過程中的印象管理行為，具有重要的理論價值和現實意義。

在社會心理學領域，印象管理是指個人試圖創造、維持、保護或者以其他方式控制他人感知的過程。而在企業戰略行為領域，印象管理則被視為一種戰略性工具，比如管理者可以通過對年度報告中文本敘述的操控改變利益相關者對公司發展的看法(Yuthas et al.，2002)，進而達到維護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、視覺和結構操縱、績效比較、收益數字選擇以及績效歸因七類。其中，主題操縱包括管理者在披露文本信息時的語調操縱。從現實情況來看，與其他類型的印象管理行為相比，我國上市公司在發布年度報告時更可能實施主題操縱(語調操縱)。根據Tedeschi et al.(1984)的觀點，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言或其他表現方式展示公司良好的表現，并將積極的結果歸因于自身；而后者則強調管理者在面對公司績效下滑等負面事件時積極保護和修復公司及管理者形象。

績效反饋如何影響組織響應是戰略管理研究領域的重要主題之一(Argote et al.，2007)。績效反饋是一種信息生成機制，管理者通常會依據當前績效與期望績效之間差異的評估結果調整公司戰略決策(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021)。根據當前績效是高于還是低于期望績效，可將績效反饋分為積極的績效反饋和消極的績效反饋。有關績效反饋與組織響應的研究著重考察了績效反饋對企業創新、企業并購、戰略變革、聯盟伙伴選擇、企業社會責任等企業戰略決策行為的影響(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021；李璨 等，2019)，鮮有文獻將績效反饋與上市公司印象管理納入同一框架進行深入探討。

本文通過理論分析和實證檢驗試圖回答如下問題：期望績效反饋如何影響上市公司在年度報告披露過程中的印象管理行為？產權性質、市場化進程、分析師關注和媒體關注等情境因素會對上市公司年報印象管理策略產生何種影響？較之已有研究，本文的貢獻主要體現在以下三個方面：第一，拓展了年報信息的研究視角。既有研究更為關注上市公司年報中的定量信息，側重于探討管理者對財務數據的操縱，而本文研究則聚焦于年報中的定性信息，即文本信息語言特征。第二，豐富了管理層語調操縱影響因素方面的文獻。與國外研究相比，國內從語調特征視角對會計文本信息展開的實證研究較少(肖浩 等，2016)；并且，這些研究主要考察了管理層語調、管理層語調操縱的經濟后果(謝德仁 等，2015；林樂 等，2017；曾慶生 等，2018；朱朝暉 等，2018)。不同于此，本文基于期望績效反饋的視角，著重探討了管理層語調操縱的前置影響因素。第三，推動了印象管理在我國情境下的研究。本文將源于社會心理學的印象管理與企業行為領域的績效反饋有機結合，發現上市公司在年報披露過程中傾向于采用積極型印象管理策略。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

上市公司在披露文本信息時，會戰略性地設定語調傾向，以影響投資者等利益相關者對公司當前經營狀況及未來發展的看法(謝德仁 等，2015；林樂 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)。從現有文獻來看，影響文本信息語調傾向的主要因素大致可被歸納為三個層面：(1)公司發展基本面。規模小、成立時間短、業績好、波動性小、應計利潤低的公司更傾向于在年度報告的前瞻性陳述中使用樂觀語調(Li，2010)；低資本成本和高增長的公司在年度報告的文本敘述中表現得更為悲觀(Ibrahim et al.，2019)。(2)公司治理機制。董事會獨立性和董事會中的女性占比會降低年度報告中的積極語調傾向(Bassyouny et al.，2020)；而CEO權力則會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。在信息披露過程中，自戀型的CEO和擁有慈善工作經歷的管理者更傾向于使用積極樂觀的語調(Bassyouny et al.，2020；Marquez-Illescas et al.，2019；Davis et al.，2015)。

Huang et al.(2014)基于管理層語調操縱的視角，為學者探究上市公司印象管理行為提供了新的思路，其將語調分離為正常語調和異常語調。其中：正常語調反映了公司發展的基本面，是對公司當前經營狀況和未來發展預期的客觀描述；異常語調是除公司基本面之外，反映管理者利用其自由裁量權戰略性操縱語調傾向的程度，比如當管理者存在提升股價或掩蓋糟糕財務績效的動機時，其向上操縱語調的可能性更高。也就是說，上市公司的文本信息語調包含反映公司經營基本面的正常語調和管理者使用自由裁量權進行文本信息表述修飾的異常語調。本質上，異常語調是上市公司進行印象管理的表現。基于上述邏輯，新近的研究發現，會計穩健性和審計委員會成員的財務專長會抑制管理層向上的語調操縱，即降低上市公司的印象管理程度(Lee et al.，2019；D’Augusta et al.，2020)。

年度報告是上市公司管理者與投資者等利益相關者溝通公司當前經營狀況和未來發展戰略的重要信息渠道。按照我國證監會的要求，上市公司要在年度報告的“管理層討論與分析”部分對公司的經營指標和財務指標進行討論，相關分析應當從業務層面充分解釋導致財務數據變動的根本原因，而不能僅僅重復財務報告的內容。我國高度依賴語境文化的社會背景(林曉光，2009)，為上市公司管理者在年報披露過程中進行文本信息的語調操縱提供了可能。基于此，本文利用年度報告中“管理層討論與分析”部分的語調操縱，刻畫上市公司在年報披露過程中的印象管理行為，并進一步探究不同的期望績效反饋會對年報印象管理產生何種影響。

(二)研究假設

Merkldavies et al.(2008)將基于文本敘述的印象管理策略歸結為“歸因”和“隱藏”兩種行為。其中：“歸因”表現為如何使用語言和表達方式來展示良好的績效，并將積極的結果歸因于自身，對應的是積極型印象管理策略；而“隱藏”則是在負面環境中，通過混淆或淡化負面信息，影響利益相關者對負面事件的看法，以期最大限度地減少負面信息對管理者和組織聲譽的影響，對應的是防御型印象管理策略。

出于個人聲譽維護和職業生涯發展的考慮，管理者具有通過操縱信息獲取利益的一般動機。基于信息披露過程中的自由裁量權，如果實際績效高于期望績效，管理者在通過年度報告向外界傳遞上市公司經營狀況良好的積極信號時，會產生印象管理行為(Davidson et al.，2004；Hayward et al.，2017)。具體而言，對于財務績效表現良好的公司，管理者有動機提供和強調積極信息，以彰顯他們卓越的領導力和管理能力，并使其與績效表現不佳的公司區分開來(Healy et al.，2001)，從而誘發管理者對績效反饋的自我歸因。歸因理論中的自我服務偏見是指個體傾向于將積極結果歸因于自身能力和努力程度，而將消極結果歸因于外部因素(Kelley et al.，1980)。良好的財務表現會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程中更多地使用積極詞匯(Buchholz et al.，2018)。積極的語調通常伴隨著良好的印象(Wu et al.，2021)，管理者進行向上的語調操縱會對良好的財務績效產生“放大”效應，強化公司和管理者在股東、供應商以及客戶等利益相關者心目中的良好形象。從利益相關者認知的角度看，積極的印象管理策略有助于提高管理層激勵(包括薪酬激勵、股權激勵等)的合法化和合理化，鞏固管理者職位，優化公司的外部融資環境，進而推動公司的可持續發展(Parhankangas et al.，2014)。從經濟理性的角度看，在正向期望績效反饋的情形下，管理者和上市公司均有動機在年報披露過程中進行文本信息語調的向上操縱，即采用積極型印象管理策略。

如果公司的實際績效低于期望績效，則意味著管理者缺乏驅動公司業績提升的資源調配能力和相應的經營管理能力，此時利益相關者會對公司管理者產生負面印象(Hayward et al.，2017)。在這種情況下，管理者有充分的動機“隱藏”公司經營不善等負面消息，并通過語調操縱對沖可能面臨的被解雇、薪酬降低、聲譽受損等風險(Leung et al.，2015；Kothari et al.，2009)。與此同時，為了弱化公司發展困境對組織形象與合法性造成的負面影響，并獲取支持組織持續發展的關鍵性資源，管理者也有必要通過適當的方式進行印象管理(Chng et al.，2015)。李四海等(2016)指出，當實際績效不及期望績效時，公司將面臨利益相關者資源流失的風險，包括商業信用和信貸資金等。此時，管理層有動機對年報中文本信息的語調進行向上的操縱，以“隱藏”公司面臨的負面消息，降低利益相關者對公司業績下滑風險的感知，幫助公司走出經營困境。Files et al.(2018)指出，當上市公司存在違規行為時，管理者可能會借助異常積極的語調來對沖負面事件對公司的影響。Li(2008)針對財務績效和年報可讀性(印象管理的一種表現類型)關系的研究也發現，與盈利公司相比，虧損公司在披露年度報告時存在印象管理行為。綜上所述，為了弱化績效不達標帶來的負面影響，并將業績下滑歸因于外部因素，上市公司及其管理者在年報披露過程中存在采用防御型印象管理策略的動機，即在實際績效低于期望績效的情況下，對年報中的文本信息語調進行向上的操縱。

基于上述分析可知，無論是正向期望績效反饋還是負向期望績效反饋，均有可能導致上市公司在年報披露過程中的印象管理行為。具體地，出于強化或者“凸顯”正面消息的動機，在面臨正向期望績效反饋的情況下，管理層向上的語調操縱為積極型印象管理；出于弱化或者“隱藏”負面消息的動機，在面臨負向期望績效反饋的情況下，管理層向上的語調操縱為防御型印象管理。由此，本文提出：

H1a：當上市公司面臨正向期望績效反饋時，實際績效高于期望績效的程度越高，年報印象管理程度越高，此時為積極型印象管理；

H1b：當上市公司面臨負向期望績效反饋時，實際績效低于期望績效的程度越高，年報印象管理程度越高，此時為防御型印象管理。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

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，對初始樣本進行了以下篩選：剔除證券、金融、保險業樣本；剔除樣本期內被ST、*ST以及退市的樣本；剔除上市不足一年的樣本；剔除相關變量存在缺失的樣本；剔除管理層語調操縱值為負數的樣本。經過上述處理，最終共得到14571個公司-年度樣本。此外，為了克服極端值對研究結論的影響，本文對所有連續變量進行了1%和99%水平上的Winsorize縮尾處理。研究數據來自CSMAR數據庫和巨潮資訊網，數據分析通過Stata 15.0進行。

(二)變量定義

1.印象管理(IM)

結合前文對印象管理的定義，首先，采用Python編程軟件在巨潮資訊網批量抓取上市公司年度報告，并使用Solider Converter軟件將PDF格式的文件轉化為TXT文本形式；然后，提取“管理層討論與分析”部分的文本內容，并采用Python中的Jieba分詞模塊對文本內容進行分詞處理；最后，根據Hownet情感詞典庫和NTUSD情感詞典庫，并結合Loughran et al.(2011)構建的財務報告詞匯列表，確定相應文本中積極詞匯和消極詞匯的數量。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調(Tone)。管理層語調(Tone)通過模型(1)測算：

Tone=(積極詞匯數量-消極詞匯數量)/(積極詞匯數量+消極詞匯數量)

(1)

管理層語調(Tone)由正常語調部分和語調操縱部分組成。其中：正常語調部分反映了公司的基本面，是對公司業績和可能面臨風險的客觀描述；語調操縱部分反映了上市公司在年報披露過程中管理層使用自由裁量權修飾信息表達的程度。本文借鑒Huang et al.(2014)、Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，通過模型(2)測度管理層語調操縱水平：

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”部分的語調；Size為經過取自然對數處理的公司總資產；Lev為資產負債率；ROE為凈資產收益率；Growth為營業收入增長率；BM為總資產與總市值的比值；LOSS為是否虧損的虛擬變量；Age為公司上市年限；EPS為當年每股收益；DEPS為當年每股收益與上一年度每股收益的差值；Year和Industry分別為年份和行業虛擬變量。按模型(2)分年度分行業回歸之后，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披露過程中采用了向上的印象管理策略。殘差為負意味著管理層在年報披露過程中采用了向下的印象管理策略，表現得較為謹慎，這不屬于本文關注的印象管理范圍。具體而言，本文擬在企業行為理論的研究框架下，以期望績效反饋作為切入點，探究上市公司在年報披露過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均圍繞管理層語調向上操縱這一視角展開。。

2.期望績效反饋

在既有研究中，期望績效往往通過歷史期望績效和社會期望績效進行度量(Ye et al.，2021),本文借鑒李健等(2018a，2018b)、Xu et al.(2019)的做法，利用上市公司實際績效(P)與期望績效(A)之間的差值來測度期望績效反饋。實際績效(P)為上市公司當年資產收益率(ROA)。期望績效(A)為上一年度上市公司歷史績效和社會績效的線性組合，具體可通過模型(3)計算得到。

A=a1HA+(1-a1)SA

(3)

其中：HA為歷史期望績效，代表焦點公司上一年度的資產收益率(ROA)；SA為社會期望績效，代表本年度除去焦點公司之外的行業內其他公司資產收益率的平均值；a1為權重系數，與王菁等(2014)、李健等(2018a)保持一致，a1賦值為0.5。根據本文研究內容，我們將期望績效反饋分為正向期望績效反饋(PEPF)和負向期望績效反饋(NEPF)。當(P-A)大于0時，正向期望績效反饋(PEPF)的取值為(P-A)，否則取值為0；當(P-A)小于0時，負向期望績效反饋(NEPF)的取值為(P-A)的絕對值，否則取值為0。正向期望績效反饋(PEPF)和負向期望績效反饋(NEPF)均為正向指標，值越大，代表期望績效反饋水平越高。

3.控制變量

參照Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，本文在檢驗期望績效反饋對年報印象管理的影響時，選取的控制變量包括：公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、營業收入增長率(Growth)、賬市比(BM)、機構持股比例(Ins)、股權集中度(H5)、是否四大(Big4)、兩職合一(Dual)、管理層持股(MShare)、管理層薪酬(MSalary)、獨立董事比例(Indep)、年份效應(Year)、行業效應(Industry)和省份效應(Province)。

本文變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

(三)模型設定

為考察期望績效反饋與上市公司年報印象管理策略之間的關系，本文構建模型(4)進行了檢驗：

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

四、實證結果與分析

(一)描述性統計及差異性檢驗

表2報告了本文主要研究變量的描述性統計結果。年報印象管理(IM)的平均值和標準差分別為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中“管理層討論與分析”部分的語調操縱水平存在較大差異。正向期望績效反饋(PEPF)和負向期望績效反饋(NEPF)的平均值分別為0.016和0.013，表明平均而言，樣本上市公司的績效水平增長幅度高于績效水平下降幅度。其他控制變量的統計結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計

(二)單變量分析

根據期望績效反饋是否大于0，本文將樣本劃分為正向期望績效反饋和負向期望績效反饋兩組，在此基礎上進行單變量分析，具體的檢驗結果如表3所示。由表3可見：在正向期望績效反饋組，年報印象管理(IM)的平均值和中位數分別為0.328和0.298；在負向期望績效反饋組，年報印象管理(IM)的平均值和中位數分別為0.285和0.247；在不同分組下，年報印象管理(IM)的平均值和中位數的差值分別為0.043和0.051，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明在期望績效反饋為正的情況下，年報印象管理程度更高，H1a得到初步驗證。此外，在不同期望績效反饋分組之下，公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、營業收入增長率(Growth)、賬市比(BM)、管理層薪酬(MSalary)、獨立董事比例(Indep)在平均值和中位數上均存在顯著差異，說明在檢驗期望績效反饋與年報印象管理之間的關系時，對上述變量加以控制是必要的。

表3 單變量分析

(三)相關性分析

表4列示的各變量之間的相關系數檢驗結果顯示，正向期望績效反饋(PEPF)與年報印象管理(IM)之間的相關系數為0.073，負向期望績效反饋(NEPF)與年報印象管理(IM)之間的相關系數為-0.075，并且均通過了1%水平上的顯著性檢驗。上述結果表明，在不控制其他影響因素的情況下，正向期望績效反饋與年報印象管理顯著正相關，負向績效反饋與年報印象管理顯著負相關，這為本文進一步檢驗期望績效反饋對年報印象管理策略的影響奠定了基礎。此外，其他各變量之間相關系數的絕對值均小于0.5，說明模型不存在嚴重的共線性問題。

表4 主要變量的相關系數

(四)多元回歸分析

表5報告了期望績效反饋與年報印象管理的多元回歸結果。其中：列(1)是未納入解釋變量，僅包括控制變量的回歸結果；列(2)為正向期望績效反饋(PEPF)與年報印象管理(IM)的回歸結果；列(3)為負向期望績效反饋(NEPF)與年報印象管理(IM)的回歸結果；列(4)是在列(1)的基礎上，將正向期望績效反饋(PEPF)和負向期望績效反饋(NEPF)同時納入模型的回歸結果。

由表5列(2)可知，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數為0.201，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明正向期望績效反饋越大，上市公司年報印象管理程度越高，H1a得到驗證。表5列(3)顯示，負向期望績效反饋(NEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數為-0.099，但未通過顯著性檢驗，H1b未得到驗證。由表5列(4)可知，在回歸模型中同時納入正向期望績效反饋(PEPF)和負向期望績效反饋(NEPF)之后，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數依然在1%的水平上顯著為正，而負向期望績效反饋(NEPF)對年報印象管理(IM)的影響仍未通過顯著性檢驗，H1a進一步得到驗證。上述結果表明，正向期望績效反饋越大，年報印象管理程度越高，即當實際績效高于期望績效時，上市公司在年報披露過程中采用了積極型印象管理策略。

表5 期望績效反饋與年報印象管理的回歸結果

從控制變量的結果來看，公司規模(Size)和營業收入增長率(Growth)對年報印象管理(IM)存在顯著的正向影響，賬市比(BM)對年報印象管理(IM)存在顯著的負向影響，該結果與Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的研究結論保持一致。此外，股權集中度(H5)和管理層持股(MShare)均會對年報印象管理(IM)產生顯著的抑制作用。

(五)內生性控制

1.傾向得分匹配

根據期望績效反饋是否大于0，設置實驗組和對照組，采用傾向得分匹配法估計正向期望績效反饋對年報印象管理的“平均處理效應”。選取的協變量包括公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、營業收入增長率(Growth)、賬市比(BM)、機構持股比例(Ins)、股權集中度(H5)、是否四大(Big4)、兩職合一(Dual)、管理層持股(MShare)、管理層薪酬(MSalary)和獨立董事比例(Indep)。采用一對一匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配的估計結果如表6所示，本文重點關注的ATT全部在1%的水平上顯著為正，說明正向期望績效反饋與年報印象管理之間顯著正相關，即上市公司在年報披露過程中采用的是積極型印象管理策略。

表6 內生性控制：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生性問題，本文借鑒Hainmueller(2012)提出的熵平衡方法進行處理。具體而言：首先，按照期望績效反饋是否大于0將樣本分為兩組；然后，進行賦權處理，使得兩組間的控制變量實現均衡，以減少回歸時的選擇偏差。基于熵平衡處理的檢驗結果如表7列(1)所示，從中可見，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響在5%的水平上顯著為正。

表7 內生性控制：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、同一行業內剔除焦點公司之后的正向期望績效反饋的均值(PEPF_IV)作為工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)克服可能存在的內生性問題。表7列(2)和列(3)報告了基于工具變量回歸的檢驗結果，不難發現，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(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行提前一期處理，以克服反向因果可能造成的潛在內生性問題。此時，解釋變量正向期望績效反饋的時間區間為2009—2018年，被解釋變量年報印象管理的時間區間為2010—2019年。重新進行回歸分析的結果如表7列(4)所示，從中可見，正向期望績效反饋(PEPF)的估計系數為0.229，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗。

上述一系列檢驗結果表明，在克服內生性問題之后，本文的研究結論依然成立，即上市公司在年報披露過程中采用了積極型印象管理策略。

(六)穩健性檢驗

為進一步確保研究結論的穩健性，本文還開展了以下檢驗：

1.更換解釋變量的測量方法

本文采用三種不同的方法重新測度解釋變量。其一，當實際績效高于期望績效，即為正向期望績效反饋時，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，根據凈資產收益率(ROE)重新計算正向期望績效反饋，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，重新計算正向期望績效反饋，并計為PEPF_0.6。表8列(1)～(3)報告了上述三種方法的回歸結果，從中可見，PEPF01、PEPF_ROE和PEPF_0.6的估計系數分別為0.028、0.666和0.331，并且都通過了1%水平上的顯著性檢驗。

表8 穩健性檢驗

2.更換被解釋變量的測量方法

本文重新對印象管理進行了測度。具體而言，分年度將年報印象管理進行降序排列，并對其進行賦值處理，前十分位的賦值為10，后十分位的賦值為1，其他依次類推，標記為IM10。由表8列(4)可見，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM10)存在顯著的正向影響。

3.排他性測試

為進一步驗證上市公司在年報披露過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，本文設置了上市公司當年是否違規的虛擬變量(Violation)，存在違規賦值為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，企業違規(Violation)對印象管理(IM)的影響系數雖然為正，但未通過顯著性檢驗，因此可以排除上市公司在年報披露過程中采用了防御型印象管理策略。

綜上所述，在替換變量的測量方法以及進行排他性測試后，重新回歸所得的結果均與前文基準回歸的結論基本保持一致，說明本文研究結論是可靠的。

五、進一步分析

上文的實證檢驗表明，上市公司在年報披露過程中采用了積極型印象管理策略，即當上市公司面臨正向期望績效反饋時，實際績效高于期望績效的程度越高，年報印象管理程度越高。為加深對上市公司積極型印象管理策略的認識，本文引入產權性質、制度環境、分析師關注和媒體關注四個情境因素，進一步探究正向期望績效反饋影響年報印象管理的邊界條件。

(1)產權性質差異性。按照產權性質，我國上市公司可以分為國有上市公司和非國有上市公司。與非國有上市公司相比，國有上市公司管理者的晉升與任命很大程度上受上級政府部門的影響。當實際績效超過期望績效時，出于“迎合”上級評價的考慮，國有上市公司的管理者在年報披露過程中進行向上操縱語調的可能性更高。在資源獲取方面，政府的“隱形背書”使得國有上市公司在融資、稅收、政府補貼等方面具有天然的優勢，這在一定程度上會弱化國有上市公司的管理者通過積極型印象管理策略獲取資源的動機。因此，本文推斷，對于不同產權性質的上市公司而言，正向期望績效反饋對年報印象管理的影響可能存在差異。

(2)制度環境差異性。戰略管理的制度觀認為，企業的運營必須以組織合法性來迎合外部制度環境，企業的任何投資決策行為都應在制度環境許可的框架下進行。受市場化改革和經濟發展不均衡的影響，現階段我國各地區的制度環境存在較大差異。相對于市場化進程低的地區，在市場化進程高的地區，產品市場、要素市場、市場中介組織和法律制度等發展更完備，制度環境對資本市場參與主體行為的約束力更強(柳建華 等，2017)。因此，當上市公司所處地區市場化進程高時，管理者實施機會主義行為的難度增大、成本變高，從而會減少對年報文本信息的語調操縱。基于上述分析，本文推斷，在市場化進程較低的地區，正向期望績效反饋對年報印象管理的影響更大。

(3)分析師關注差異性。作為資本市場上的重要信息中介之一，分析師基于其專業的分析技能，在市場上收集和傳遞公司特定的信息，可以有效降低公司內部(管理者)和外部(投資者)之間的信息不對稱程度(To et al.，2018)。Irani et al.(2013)發現，分析師覆蓋水平越高的公司，進行盈余操縱的可能性越低，即分析師在資本市場中扮演著重要的外部監督者角色。基于此，本文推斷，在分析師關注度高的情況下，管理者在對公司歷史業績和未來發展趨勢進行分析與討論時更加客觀，進行語調操縱的可能性更低，即分析師關注會弱化正向期望績效反饋與年報印象管理之間的正向關系。

(4)媒體關注差異性。Hogarth et al.(2018)指出，媒體可以為一個組織的聲譽和公眾輿論奠定基調。已有研究也發現，媒體作為一種重要的外部治理機制，可以向公眾提供信息，提高外部監督水平，協助監管機構提高執法效率，甚至推動公司戰略變革(Dyck et al.，2008)。當然，媒體與企業之間也可能存在“合謀”行為(才國偉 等，2015)。那么，在正向期望績效反饋驅動年報印象管理的過程中，媒體究竟扮演何種角色，是“監督者”還是“催化劑”，尚有待實證檢驗加以證明。

為考察產權性質、制度環境、分析師關注和媒體關注對正向期望績效反饋與年報印象管理關系的影響，設定模型(5)進行檢驗：

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

(5)

其中，M為調節變量，分別代表產權性質(SOE)、市場化進程(Market)、分析師關注度(Analyst)和媒體關注度(Media)。具體地：當上市公司為國有性質時，SOE取值為1，否則取值為0；當上市公司所在地位于高市場化進程地區時，Market取值為1，否則取值為0；分析師關注度(Analyst)和媒體關注度(Media)均進行取自然對數處理。當交乘項PEPF×M的影響系數顯著為正(負)時，表明調節變量M會強化(弱化)上市公司的積極型印象管理策略。與此同時，為了確保研究結論的穩健性，本文分別按照上市公司的產權性質、所處地區市場化進程水平、分析師關注度以及媒體關注度對樣本進行分組，在此基礎上重新檢驗正向期望績效反饋對年報印象管理的影響。

表9列(1)～(3)為產權性質差異性的檢驗結果。列(1)顯示，正向期望績效反饋(PEPF)和產權性質(SOE)的交乘項(PEPF×SOE)對年報印象管理(IM)的影響系數在1%的水平上顯著為正。由列(2)和(3)可見，在國有上市公司樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數為正，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗；而在非國有上市公司樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)不存在顯著影響。此外，Chow檢驗的卡方值為17.566，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，P值為0.000，表明正向期望績效反饋的影響系數在分組(國有、非國有)檢驗中存在顯著性差異。上述結果說明，產權性質強化了正向期望績效反饋對年報印象管理的影響，即國有上市公司在披露年報過程中更可能采用積極型印象管理策略。

表9列(4)～(6)為制度環境差異性的檢驗結果。列(4)顯示，正向期望績效反饋(PEPF)和市場化進程(Market)的交乘項(PEPF×Market)對年報印象管理(IM)的影響系數在10%的水平上顯著為負。由列(5)和(6)可見，在市場化進程低的樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數為正，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗；而在市場化進程高的樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數雖然為正，但未通過顯著性檢驗。此外，Chow檢驗的卡方值為3.458，且通過了10%水平上的顯著性檢驗，P值為0.065，表明正向期望績效反饋的影響系數在分組(高市場化進程、低市場化進程)檢驗中存在顯著性差異。上述結果表明，市場化進程會弱化正向期望績效反饋對年報印象管理的影響。

表9 正向期望績效反饋與年報印象管理：基于產權性質和制度環境視角

表10列(1)～(3)為分析師關注差異性的檢驗結果。列(1)顯示，正向期望績效反饋(PEPF)和分析師關注(Analyst)的交乘項(PEPF×Analyst)對年報印象管理(IM)的影響系數在10%的水平上顯著為負(α3=-0.084，t=-1.885)。列(2)和(3)為分組檢驗的結果，從中可見，只有在低分析師關注度的樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響才顯著(α2=0.308，t=4.274)。此外，Chow檢驗的卡方值為4.048，且通過了5%水平上的顯著性檢驗，P值為0.045，表明在不同的分析師關注度下，正向期望績效反饋對年報印象管理的影響系數存在差異。上述結果說明，分析師關注會抑制正向期望績效反饋對年報印象管理的影響。

表10列(4)～(6)為媒體關注差異性的檢驗結果。由列(4)可見，正向期望績效反饋(PEPF)和媒體關注(Media)的交乘項(PEPF×Media)對年報印象管理(IM)的影響系數為-0.110，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗。列(5)和(6)為分組檢驗的結果，從中可見：在高媒體關注度樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數為0.173，且通過了5%水平上的顯著性檢驗；在低媒體關注度樣本中，正向期望績效反饋(PEPF)對年報印象管理(IM)的影響系數在1%的水平上顯著為正，對應的系數值為0.238。此外，Chow檢驗的卡方值為3.124，且通過了10%水平上的顯著性檢驗，P值為0.083，表明在不同的媒體關注度下，正向期望績效反饋對年報印象管理的影響系數存在差異。上述結果說明，媒體關注會弱化正向期望績效反饋對年報印象管理的影響。

表10 正向期望績效反饋與年報印象管理：基于分析師關注和媒體關注視角

六、結論與討論

(一)研究結論

本文使用上市公司年報“管理層討論與分析”部分文本信息語調的向上操縱作為年報印象管理的代理指標，以2009—2019年滬深兩市所有A股公司為研究樣本，實證檢驗期望績效反饋對年報印象管理策略的影響。研究發現，上市公司在披露年度報告的過程中采用了積極型印象管理策略，具體表現為：當上市公司面臨正向期望績效反饋時，實際績效高于期望績效的水平越高，年報印象管理程度越高。在使用傾向得分匹配、熵平衡、工具變量回歸等方法控制內生性問題，并進行一系列穩健性檢驗之后，該結論依然成立。異質性檢驗結果表明，在產權性質為國有，市場化進程、分析師關注度和媒體關注度低的情況下，正向期望績效反饋對年報印象管理的影響更強。

(二)管理建議

基于上述研究結論，本文提出如下建議：第一，年報中的文本內容包含上市公司當前經營狀況和未來發展戰略等信息，是對財務信息的重要補充，我國證監會等監管部門應出臺相關政策，有效引導上市公司披露高質量的文本信息，不斷提高上市公司年報的整體質量；第二，鼓勵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程，充分發揮外部監督的力量，抑制管理層的機會主義行為，提升上市公司治理質量；第三，公司管理層可能在積極語調的“掩護”之下實施盈余操縱、在職消費和內部人交易等行為，因此投資者要進一步提高對年報文本內容信息的甄別能力，盡可能避免受管理層語調操縱的影響。

(三)局限與展望

盡管本研究得到了一些具有理論價值和啟發意義的結論，但同時也存在一定的局限。比如，為簡化分析，本文先使用歷史績效和社會績效的線性組合求得期望績效，再測度正向期望績效反饋和負向期望績效反饋。然而，若分別從歷史績效和社會績效兩個角度考慮，上市公司面臨的績效反饋則具體包括“實際績效高于歷史績效，實際績效高于社會績效”“實際績效高于歷史績效，實際績效低于社會績效”“實際績效低于歷史績效，實際績效低于社會績效”“實際績效低于歷史績效，實際績效高于社會績效”四種組合。那么，基于不同的情形，上市公司具體會采取何種印象管理策略呢？在后續研究中，可以嘗試采用多項式回歸和響應面分析等方法，系統考察績效反饋一致性(不一致性)對年報印象管理策略的影響，以進一步深化對上市公司印象管理行為的認識。