管理者自利視角下年報敘述人稱披露策略

楊亞西 張茜

【摘要】基于信息不對稱理論、委托代理理論和印象管理理論， 以我國2009～2018年所有A股上市公司年報管理層討論與分析為研究對象， 借助Python提取年報中的敘述人稱， 研究上市公司年報敘述人稱披露策略。 結果表明， 公司業績與年報敘述人稱使用具有相關性， 具體表現為： 當公司業績較好時， 管理層在整體人稱使用上會更多地偏向第一人稱; 當公司業績較差時， 管理層會使用更多的第三人稱。 進一步研究發現， 兩職合一在年報敘述人稱披露中發揮正向調節效應。 研究結論表明： 管理層出于自利動機， 通過有偏地使用敘述人稱進行印象管理， 而兩職合一會對年報敘述人稱的操縱起到促進作用。

【關鍵詞】年報敘述人稱;信息披露;文本挖掘;印象管理;管理者自利

【中圖分類號】F272.91;F275? ? 【文獻標識碼】A? ? ?【文章編號】1004-0994（2021）13-0065-10

一、引言

近年來， 公司年報的結構發生了顯著變化， 文字信息的比重越來越大。 大篇幅的文字為公司管理層進行語言設計提供了空間， 而巨大利益誘惑和信息不對稱為管理層進行語言操縱提供了動機， 使得年報中的內容可能變成管理層“精心設計”的文字， 進而導致信息的客觀性和有用性大打折扣。

證監會的統計數據顯示， 我國上市公司數量從1991年的14家發展到2018年的3584家。 雖然上市公司數量的大幅度增長使得投資者等外部利益相關者從大量的文字中獲取信息的成本和難度增加， 但同時大數據分析和文本挖掘技術的發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研究管理者是否操縱會計文本信息成為財務領域新的研究方向。

本文以2009～2018年所有A股上市公司年報管理層討論與分析（MD&A）為樣本， 考察我國年報MD&A人稱詞使用特征， 分析年報敘述人稱披露策略， 并進一步研究兩職合一對披露策略的影響， 以期為證實管理者出于自利動機操縱年報敘述人稱提供更為可靠的經驗證據。 本文可能的貢獻在于： 首先， 通過引入語言學理論， 明確年報敘述人稱的定義和劃分方式， 構建年報敘述人稱詞典， 填補了年報敘述人稱界定和劃分的空白， 可以為他人的類似研究提供借鑒和參考; 其次， 彌補了前人缺乏大樣本研究的不足， 豐富了會計文本信息的研究， 為證實管理者出于自利動機操縱年報敘述人稱提供了更為可靠的經驗證據。

二、文獻綜述

目前， 國內外對會計文本信息的研究主要集中在可讀性、自利性歸因以及語調等方面， 并且已取得了豐富的研究成果。

在可讀性方面， Li[1] 、Bushee等[2] 、閻達五和孫蔓莉[3] 、王克敏等[4] 研究發現， 公司業績是影響文本可讀性高低的重要因素， 即： 當公司業績較好時， 管理層傾向于通過通俗易懂的語言來傳達公司的好消息; 當公司業績較差時， 管理層則傾向于通過晦澀難懂的語言掩蓋不利業績。 Chakrabarty等[5] 、葉勇和王涵[6] 、孫文章[7] 研究發現， 管理者風險管理動機越大、管理層操作程度越高、董秘聲譽越低的企業， 披露的年報可讀性越差。 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、金融機構、證券分析師、評級機構等角度探討了可讀性差帶來的不利影響。

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題， 他們通過實證檢驗發現， 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、成功的行為結果歸結于個人因素， 而把消極、負面、不利、失敗的行為結果歸結于外部因素或環境因素。 Bettman和Weitz[16] 、Staw等[17] 、Salancik和Meindl[18] 進一步證明了這種自利性歸因行為來源于心理學上的印象管理。 Hooghiemstra[19] 、孫蔓莉[20] 發現， 不同文化背景、不同公司治理模式會對自利性歸因的程度產生影響。 此外， 部分學者對自利性歸因產生的經濟后果展開了進一步研究， Staw等[17] 、Kimbrough和Wang[21] 、孫蔓莉等[22] 發現， 自利性歸因會影響股價波動、盈余持續性以及股票市場回報。

在語調方面， Baginski等[23] 、Huang等[24] 提出， 管理者會通過樂觀或悲觀的文字表述影響投資者對公司的價值判斷， 從而證實了語調操縱行為的存在。 進一步地， Bochkay和Levine[25] 、Davis等[26] 通過對不同體裁文本信息的研究， 發現語調與企業未來業績具有相關性。 朱朝暉和許文瀚[27] 、黃超和王敏[28] 的研究表明， 管理層通過對文本信息語調的操縱來配合公司的盈余管理活動， 以達到掩蓋管理者動機的目的。 Aly等[29] 、曾慶生等[30] 、Castro等[31] 、黃萍萍和李四海[32] 進一步研究了語調操縱與高管股票減持、股價崩盤風險的關系， 發現語調含有增量信息， 會產生一定的經濟后果。

總的來說， 現有研究表明， 管理層會通過操縱可讀性、進行自利性歸因、操縱語調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。

除以上三類語言特征外， 國外學者還對年報中敘述人稱使用與公司業績的關系展開了一系列的研究。 Thomas[33] 、Hyland[34] 、Asay等[35] 通過實證檢驗發現， 盈利的公司比不盈利的公司在年報中更廣泛地使用第一人稱， 他們認為管理者在披露不良業績時會使用更少的第一人稱代詞， 以模糊自己對不良業績的責任。 Li [1] 盡管支持該理論， 但其實證結果顯示公司業績與第一人稱顯著負相關， 與假設結果相反。 Cen和Zilan[36] 通過三組樣本均值T檢驗， 也未發現它們在第一人稱使用上具有顯著差異。 綜上， 目前關于敘述人稱與企業業績之間的關系并未得到一致結論。

在國內， 學者們對于年報中敘述人稱的研究尚處于起步階段， 僅有一篇論文研究敘述人稱的披露策略。 曹夕會[37] 以6家上市公司連續5年的董事會致辭為樣本， 發現公司業績與CEO致辭的語言選擇緊密相關。 即： 當公司業績糟糕時， 管理層會減少第一人稱代詞的使用以強調客觀性; 當公司業績良好時， 管理層會通過增加第一人稱代詞的使用來強調其主觀上的努力[31] 。 然而， 由于作者僅對6家公司展開分析， 這一結論難以具有普適性。 因此， 有必要在更多樣本范圍內對年報中的敘述人稱進行更為深入的研究， 以得出更加可靠和具有說服力的結論。

三、理論分析與假設提出

（一）理論分析

1.信息不對稱理論。 信息不對稱理論由三位美國經濟學家在20世紀70年代提出， 他們認為在經濟活動中， 買賣主體各方參與人員獲得的信息是有差別的， 這種信息不對稱會導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。 這一理論已經深入到經濟學研究的各個領域。 在會計信息披露中， 上市公司管理層參與公司的生產經營活動， 對公司的重大事項有決策權和知情權， 能夠確切地了解公司的實際情況， 處于完全信息優勢地位; 而企業外部的利益相關者作為信息需求者， 既不參與公司的經營， 又不了解公司內部的信息， 只能接受企業管理層想要披露的信息， 從而處于絕對信息劣勢地位。 這種信息不對稱的存在為管理層操縱文本信息提供了可能， 使其在披露文本時會根據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經濟學家伯利和米恩斯提出， 是指在所有者與經營者形成的契約關系中， 經營者擁有經營決策權和剩余價值索取權， 替所有者管理和經營公司， 使得兩者之間形成委托代理關系。 從理論上講， 經營者作為代理人應當從委托人利益的角度出發管理公司; 但在現實中， 經營者往往從自身利益的角度出發， 做出的決策可能會損害所有者的利益。 上市公司的股東中， 人數比重較大的是中小投資人， 他們往往不參與公司的經營決策， 而是通過管理層披露的財務和非財務信息了解企業的狀況， 因而年報成為緩解這種信息不對稱的重要途徑。 在會計信息披露中， 管理層為了完成自身績效指標， 實現自身利益最大化， 可能操縱文本語言表述， 突出自己對較好業績的貢獻， 撇清自己對糟糕業績的責任， 傳遞模糊的信號以影響股東的評價和判斷， 規避和掩蓋公司面臨的問題。

3.印象管理理論。 印象管理理論由Goffman在1957年首次提出， 是指人們試圖管理和塑造他人對自己形成印象的過程， 例如通過美化自身形象管理他人對自己的看法， 或者對一些事件傳遞的信息進行管理。 這一理論主要應用于心理學領域， 近年來許多學者將該理論引入年報信息披露的研究中。 上市公司的年報中存在著大量的信息， 既包含結構化的財務信息， 也包含非結構化的非財務信息。 證監會對財務信息的披露規定較為嚴格， 可以操縱的空間小且風險大; 而對非財務信息的披露要求較低， 同時由于語言表達具有靈活性， 監管機構無法強制規定語言的表達方式， 這為企業進行印象管理提供了可能。 因此， 企業通常在自愿披露的信息中使用印象管理手段， 例如： 通過粉飾語言， 突出管理層貢獻， 掩蓋自身的責任; 或者通過語言設計， 拉近與投資者的距離， 增強投資者信心， 塑造良好的管理者形象。

（二）假設提出

1. 公司當期業績與MD&A部分敘述人稱。 年報作為管理者與外部信息相關者之間進行溝通的媒介， 其披露過程遵循信號傳遞的基本原理， 即公司管理者作為信源編制符合規定的年報， 通過官網、證監會等渠道發布信息， 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程。 在披露過程中， 有兩個關鍵節點： 一個是公司管理者將過去的經營狀況轉變為文本信息（編碼）， 另一個是信息需求者將文本信息還原成自己理解的公司經營狀況（譯碼）。 根據信息不對稱理論、委托代理理論、印象管理理論， 公司管理者可能從這兩個環節出發， 通過對敘述人稱的選擇盡可能展示對自己有利的外在形象。

從編碼的角度來看， 年報編制是公司管理者站在公司的角度對過去所發生事件的總結和回顧， 管理者可以采取第一人稱敘述和第三人稱敘述兩種方式。 其中： 第一人稱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去發生的事件， 將自己與事件緊密聯系起來; 第三人稱敘述是指從自我反觀視角出發， 管理者從旁觀的角度描述公司發生的事件， 事件與自己關系不大。 語言學研究表明， 當個體在心理上感覺與描述對象更遙遠時， 他們使用較少的第一人稱代詞（如“我”“我們”）[38] 。 也有研究表明， 當人們撒謊時， 會使用更多的第三人稱， 而使用更少的第一人稱， 以期與謊話保持距離[39] 。 因此， 當公司業績較好時， 管理者會選擇第一人稱敘述， 通過拉近自己與業績的距離， 表明自己對業績付出的努力和做出的貢獻; 當業績糟糕時， 管理者會選擇第三人稱敘述， 通過客觀的描述遠離不好的業績， 撇清自己的責任。

從信息需求者（解碼）的角度來看， 公司管理者可能在編制年報時考慮如何使信息需求者按照預先設想的方式解讀。 語言學研究表明， 第一人稱所表達的積極情緒遠大于第三人稱， 通過第一人稱代指第三人稱可以拉近與讀者的距離[40，41] 。 心理學研究表明， 使用更多第一人稱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， 第三人稱傳達的信息較少。 也就是說， 當公司業績好時， 管理者可能使用更多的第一人稱， 構建“管理層—公司—投資者”命運共同體， 拉近與投資者的距離， 消除投資者對好消息的疑慮， 增強投資者信心; 當公司業績差時， 管理者可能通過使用更多的第三人稱， 使信息需求者接收更少的負面消息。

綜上， 提出第一個假設：

H1： 在其他條件相同的情況下， 公司業績與年報敘述人稱（凈第一人稱）正相關。

H1a： 在其他條件相同的情況下， 公司業績與年報第一人稱使用正相關。

H1b： 在其他條件相同的情況下， 公司業績與年報第三人稱使用負相關。

2. 管理層權力與約束的調節作用。 管理層權力與約束反映內部治理狀況。 公司管理層權力越大， 其自身利益與企業整體利益趨同越明顯， 公司市值對其自身財富的影響也越大， 管理者越有動機操縱年報文本敘述人稱以提高市場估值。 同時， 公司管理層權力越大， 管理層越會追求對自身有利的績效， 因而通過對敘述人稱的選擇， 盡可能地展示對自己有利的外在形象。 而且， 管理層權力受到的約束越小， 其操縱年報敘述人稱的空間越大。 本研究以兩職合一來衡量管理層權力與約束的大小， 當公司董事長和總經理由同一人擔任時， 管理層權力增強， 受到的約束減弱， 有更強的動機和更大的空間操縱年報敘述人稱。 綜上， 提出第二個假設：

H2： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業績對年報敘述人稱（凈第一人稱）的正向影響作用更強。

H2a： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業績對年報第一人稱使用的正向影響作用更強。

H2b： 相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司中， 公司業績對年報第三人稱使用的負向影響作用更強。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2009～2018年A股所有上市公司年報為研究樣本， 考慮到年報中對業績的分析主要集中在MD&A中， 因此選取MD&A進行分析和計算。 本文運用Python、LIWC等軟件提取、分析和處理文本信息， 得到3510個樣本， 共計25783個觀測值。 具體步驟為： ①下載年報， 從巨潮資訊網手工搜集2009～2018年披露的A股上市公司年報; ②整理年報， 運用Python 3.7將PDF格式的年報轉為TXT格式， 并爬取年報的第四節“經營情況討論與分析”部分， 剔除識別有誤的年報; ③分詞處理， 運用Python 3.7的jieba庫將得到的文本信息進行分詞處理; ④詞頻統計， 構建人稱詞詞典并導入LIWC軟件， 統計MD&A中各類人稱詞的使用頻率。

在此基礎上， 按照以下規則篩選樣本： 剔除屬于銀行、保險等金融行業的公司; 剔除關鍵變量存在缺失值的公司; 剔除ST類公司; 剔除非連續性存續或存在非連續性觀測值的公司; 剔除所屬行業上市公司數量少于15的公司。 最終， 得到1315家公司， 共13150個樣本觀測值， 樣本篩選過程如表1所示。

本文根據篩選后的樣本構建2009～2018年的平衡面板， 為減弱異常值的影響， 對所有連續變量在1%的水平上進行縮尾處理， 所有財務數據來源于國泰安數據庫。

（二）變量定義

1. 年報敘述人稱。 借鑒語言學中的“立足點說”， 本文的年報敘述人稱是指管理者在觀察并敘述公司過去一年發生的事件時， 從自身所處的立足點出發而確定的編寫年報的口吻。 當管理者站在與公司一致的角度進行敘述時為第一人稱敘述， 此時使用“我們”“我們公司”“本公司”“本集團”“本司”“我公司”等第一人稱詞; 當管理者站在旁觀者的角度將公司信息傳遞給投資者等外部信息需求者時為第三人稱敘述， 此時使用“公司”“集團”或公司簡稱（如南玻集團）等第三人稱詞。

在此基礎上， 參考謝德仁等[43] 對文本語調指標的構建， 本文構建凈第一人稱（PERSON）指標用以衡量公司年報敘述人稱綜合特征， 計算公式如下：

其中： PER_FST表示第一人稱詞頻， 即上市公司年報MD&A部分第一人稱詞數目占年報MD&A部分詞語總數的比例; PER_TRD表示第三人稱詞頻， 即第三人稱詞數目占年報MD&A部分詞語總數的比例; PERSON表示凈第一人稱的概念， -1≤PERSON≤1， PER_FST相對PER_TRD使用越多， PERSON越大， 表明管理層敘述時會使用越多的第一人稱。

2. 公司業績（EPS）。 參考高錦萍等[44] 的研究， 本文采用每股收益衡量公司業績。 每股收益越大， 公司當期業績表現越好。

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

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

具體變量定義如表2所示。

五、實證研究

（一）我國年報MD&A部分人稱詞使用特征

在以往的研究中， 英文年報常用第一人稱代詞來衡量人稱使用策略， 這是由于英文年報習慣使用較多的第一人稱代詞， 如“our”“we”“us”“I”等詞分列高頻詞排行的第4、5、30和48位， 而中文年報則不同， 與“our”“we”“us”“I”等詞對應的“我們的”“我們”“我”的使用頻次很低[46] 。 因此， 在分析公司業績與敘述人稱的關系前應首先考慮我國年報MD&A部分人稱詞使用特征， 如表3所示。

表3的結果顯示， 在13150份年報中， 僅有1份年報的MD&A部分只使用第一人稱。 該年報為新華制藥2010年年報， 在董事長報告部分全篇使用“本公司”或者“本集團”， 未出現其他人稱詞。 也有少數上市公司僅使用第三人稱， 如深科技2010年年報中董事會報告部分全篇僅使用“公司”， 這類年報占總數的13.3%。 相比之下， 絕大多數年報既使用第一人稱又使用第三人稱， 占總樣本數的86.69%， 這表明在大部分情況下第一人稱和第三人稱并非獨立運用。

表4報告了各類人稱詞使用情況的描述性統計結果。 由表4可知， 在13150份年報中， 第一人稱詞頻（PER_FST）的均值為0.0771， 遠低于第三人稱詞頻（PER_TRD）的均值0.9211， 表明第三人稱的使用頻率遠高于第一人稱，? “公司”“集團”為年報MD&A編制中使用的主要人稱詞。

（二）公司業績與MD&A部分敘述人稱

1. 描述性統計及相關性分析。 表5報告了各變量的描述性統計結果。 由表5可知， 凈第一人稱（PERSON）的最小值為-1， 最大值為0.2738， 均值為-0.8441， 說明平均意義上第一人稱使用比例低于第三人稱。

表6的相關性分析顯示， 公司業績（EPS）與凈第一人稱（PERSON）顯著正相關（r=0.024， p<0.001）， 說明業績好的公司傾向于使用更多的第一人稱， 初步驗證了H1。 在控制變量方面， 資產負債率（DB）、公司年齡（AGE）、前十大股東是否存在關聯（GG）、首次披露水平（STAT）與凈第一人稱（PERSON）在1%的水平上顯著正相關， 市值賬面比（MTB）、是否資產重組（RSTU）、是否增發（SEO）、非經常損益比（SI）與凈第一人稱（PERSON）顯著負相關。 在此基礎上， 對解釋變量進行方差膨脹因子分析， 結果顯示VIF值位于1.03～2.17之間， 表明不存在多重共線性問題。

2. 均值T檢驗。 考慮到管理層可能通過操縱敘述人稱進行印象管理， 即在業績好時通過第一人稱構建“管理層—公司—投資者”為一體的利益共同體， 在業績差時則通過第三人稱疏遠各方之間的關系， 因此首先考察不同業績下， 各類人稱詞使用是否具有顯著差異。 具體地， 為了削弱行業、年份的影響， 本文按照各行業、各年份每股收益的中位數將樣本分為業績好、業績差兩組， 若當期業績大于該行業該年份的中位數則為業績好的公司， 否則為業績差的公司。 在此基礎上， 進行各類人稱詞的均值T檢驗， 表7報告了兩組樣本均值T檢驗的結果。

從表7可以看出， 業績差的公司第一人稱詞頻（PER_FST）、第三人稱詞頻（PER_TRD）的均值分別為0.0722和0.9267， 業績好的公司對應變量的均值為0.0815和0.9161， 兩者差異在1%的水平上顯著， 說明相比于業績差的公司， 業績好的公司使用第一人稱的比例較高， 使用第三人稱的比例較低， 初步驗證了H1。

3. 回歸分析。 為了控制其他因素對人稱詞使用的影響， 本文進一步構建多元線性回歸模型（2）， 以檢驗公司業績與年報MD&A部分敘述人稱的關系。 在估計方法上， 考慮到大N小T型樣本可能存在異方差， 因此先對模型進行懷特檢驗（White test）。 檢驗結果顯示， p值均小于0.01， 拒絕同方差假定， 表明存在異方差問題， 因此采用“OLS+穩健標準誤”的估計方法。

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

表8報告了多元線性回歸分析結果。 第（1）列顯示， 公司業績（EPS）與凈第一人稱（PERSON）的回歸系數為0.00849， 在1%的水平上顯著。 這表明公司業績越好， 凈第一人稱越高， 公司整體人稱使用上越偏第一人稱， 進一步驗證了H1。 第（2）列顯示， 公司業績（EPS）與第一人稱詞頻（PER_FST）的回歸系數為0.00771， 但并不顯著， 不能驗證H1a。 第（3）列顯示， 公司業績（EPS）與第三人稱詞頻（PER_TRD）的回歸系數為-0.0530， 在1%的水平上顯著。 這表明公司業績越差， 越傾向于使用第三人稱， 進一步驗證了H1b。

（三）管理層權力與約束對敘述人稱披露策略的影響

考慮到管理層權力與約束會影響到管理層進行印象管理的動機和空間， 本文以兩職合一衡量股東對管理層權力的約束， 進一步構建模型（3）檢驗H2。 同樣地， 為消除異方差的影響， 采用“OLS+穩健標準誤”的估計方法。

其中， 被解釋變量分別為凈第一人稱（PERSON）、第一人稱詞頻（PER_FST）、第三人稱詞頻（PER_TRD）， 解釋變量為公司業績（EPS）。 模型（4）在模型（3）的基礎上加入了調節變量兩職合一（DUAL）以及調節變量與解釋變量的交叉項EPS_DUAL， 回歸結果如表9所示。

表9的第（1）列報告了被解釋變量為凈第一人稱（PERSON）時兩職合一對敘述人稱披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調節變量的交叉項EPS_DUAL對凈第一人稱（PERSON）的影響系數為0.0175， 且在5%的水平上顯著。 這表明兩職合一正向調節公司業績對敘述人稱的影響， 即兩職合一會增強公司業績與凈第一人稱使用的相關性水平， H2得到驗證。

表9的第（2）列報告了兩職合一對第一人稱披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調節變量的交叉項EPS_DUAL對第一人稱詞頻（PER_FST）的影響系數為0.0238， 且在5%的水平顯上著。 這表明兩職合一正向調節公司業績對第一人稱使用的影響， 即兩職合一會增強公司業績與第一人稱使用的相關性水平， H2a得到驗證。

表9的第（3）列報告了兩職合一對第三人稱披露策略的影響。 可以看出， 解釋變量與調節變量的交叉項EPS_DUAL對第三人稱詞頻（PER_TRD）的影響系數為-0.0886， 且在1%的水平上顯著。 這表明兩職合一負向調節公司業績對第三人稱使用的影響， 即兩職合一會削弱公司業績與第三人稱使用的相關性水平， H2b得到驗證。

六、內生性及穩健性檢驗

（一）內生性檢驗

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

結果顯示， 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， 表明內生性問題不存在。

（二）穩健性檢驗

1. 關于公司業績與MD&A部分敘述人稱關系研究的穩健性檢驗。 為了進一步驗證結果的合理性， 本文進行如下穩健性檢驗。

首先， 為了避免數據之間量綱差異的影響， 對公司業績和年報敘述人稱變量做了標準化處理， 采用前文的估計模型和回歸步驟， 結果如表11所示。 由表11可以看出， 得出的結果并無實質性差異。

其次， 使用FGLS（可行性廣義最小二乘法）進一步回歸， 結果如表12所示。 由表12可知， 得出的結果無顯著差異， 表明研究結論比較穩健。

2. 關于管理層權力與約束對敘述人稱披露策略影響的穩健性檢驗。 考慮到調節變量為分類變量， 本文按調節變量分類回歸來進行穩健性檢驗， 結果如表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， 公司業績（EPS）與凈第一人稱（PERSON）的回歸系數為0.0248， 且在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業績（EPS）與凈第一人稱（PERSON）的回歸系數為0.00339， 未通過顯著性檢驗。 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績與凈第一人稱使用的相關性更高， 進一步驗證了H2。

從表13第（3）和（4）列可以看出： 在兩職合一的樣本組中， 公司業績（EPS）與第一人稱詞頻（PER_FST）的回歸系數為0.0319， 且在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業績（EPS）與第一人稱詞頻（PER_FST）的回歸系數為0.00074， 未通過顯著性檢驗。 這表明相較于非兩職合一的公司， 兩職合一的公司在業績好時會使用更多的第一人稱， 進一步驗證了H2a。

從表13第（5）和（6）列可以看出： 在兩職合一的樣本組中， 公司業績（EPS）與第三人稱詞頻（PER_TRD）的回歸系數為-0.118， 在1%的水平上顯著; 在非兩職合一的樣本組中， 公司業績（EPS）與第三人稱詞頻（PER_TRD）的回歸系數為-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績好時會使用更少的第三人稱， 進一步驗證了H2b。

為進一步檢驗兩職合一對公司業績與敘述人稱關系的調節作用， 同時考慮到變量的數值特征， 本研究以均值加減一個標準差作為分組標準將公司業績分為高低兩組， 繪制兩職合一的調節效應圖， 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， 公司業績對凈第一人稱使用的正向影響作用更強， H2得到驗證。 進一步地， 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， 公司業績對第一人稱使用的正向影響作用更強， H2a得到驗證。 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， 公司業績對第三人稱使用的負向影響作用更強， H2b得到驗證。 這與前文得出的結果無顯著差異， 表明結果是穩健的。

七、研究結論

本文基于信息不對稱理論、委托代理理論和印象管理理論， 圍繞公司業績和年報敘述人稱開展相關研究， 結果發現： ①我國年報中第一人稱和第三人稱并非獨立運用， 多數情況下一份年報中既會使用第一人稱， 也會使用第三人稱， 且多數年報中第三人稱比第一人稱使用得更頻繁。 ②公司業績與年報敘述人稱使用具有相關性， 具體表現為： 公司業績越好， 公司年報整體人稱使用上越偏第一人稱; 反之， 會越偏第三人稱。 這表明管理層通過有偏地使用敘述人稱進行印象管理， 突出自己對好消息的貢獻， 模糊自己對壞消息的責任， 并通過語言特征將這種偏向性信息傳遞給其他利益相關者。 ③從管理者權力與約束的角度分析， 可以發現， 合理的公司治理結構會對年報敘述人稱的操縱起到制約作用。 具體表現為： 兩職合一在年報敘述人稱披露中發揮正向調節效應， 即兩職合一的企業會進行更多的年報敘述人稱操縱。

公司管理者會在語言彈性空間較大的年報中有意識地選擇對自己有利的敘述人稱， 進而潛在地影響其他利益相關者的判斷。 因此， 對投資者而言， 應謹慎地看待第三人稱所傳達的“客觀”和第一人稱所傳達的“親近”， 認清企業管理者出于自利動機進行語言設計的現象， 合理分析企業經營風險， 從而謹慎地做出合理的投資選擇。 對公司而言， 則應當設置合理的治理結構， 避免兩職合一帶來的監督問題， 有效制約管理層自利動機， 減少語言設計行為。

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