李映照　林詩慧　黎睿云

【摘要】管理層討論與分析作為傳統(tǒng)財務信息的補充， 受到越來越多的關注。業(yè)績期望落差賦予了企業(yè)進行戰(zhàn)略變革的動力， 但是否會誘發(fā)管理層討論與分析語調操縱？以2010 ～ 2020年我國滬深A股上市公司作為樣本， 對業(yè)績期望落差引發(fā)的管理層討論與分析語調操縱， 以及社會責任承擔、 外部治理機制（如媒體監(jiān)督、 機構投資者持股）的調節(jié)效應進行研究， 結果發(fā)現(xiàn)： 歷史期望落差和行業(yè)期望落差顯著加大了管理層討論與分析的語調操縱程度； 社會責任評分越高， 業(yè)績期望落差下的管理層討論與分析語調操縱程度越低； 在外部治理機制方面， 更高的媒體監(jiān)督程度和機構投資者持股比例削弱了業(yè)績期望落差對管理層討論與分析語調操縱的促進作用。

【關鍵詞】業(yè)績期望落差；管理層討論與分析；語調操縱；企業(yè)社會責任；外部治理

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）06-0070-8

一、 引言

近年來， 隨著企業(yè)信息環(huán)境不確定性的增加， 財務報告中的數(shù)字信息已經(jīng)較難滿足外部利益相關者的需求， 非財務信息受到越來越多的重視， 且大量已有研究證實文本信息的披露會影響資本市場（Dhaliwal等，2011）。 管理層討論與分析（ MD&A）是企業(yè)向投資者傳遞價值信號的重要方式之一。在我國， 管理層需要在MD&A中解釋企業(yè)當期財務報表及附注中的重要信息， 并討論公司接下來的經(jīng)營計劃和未來展望， 是董事會報告的重要組成部分之一。Loughran和McDonald（2011）認為， MD&A的文本信息作為財務信息的補充， 能夠為利益相關者提供增量信息， 降低管理層和各利益相關者之間的信息不對稱程度。但是MD&A有著文本信息的語調操縱風險小、 操縱空間大的屬性， 會讓管理層有機可乘， 成為管理層操縱信號傳遞的工具。林晚發(fā)等（2022）度量了我國上市公司MD&A中的異常積極語調， 并證實這種異常語調是管理層操縱的結果。因此在我國資本市場中， MD&A語調并非表現(xiàn)為信息增量觀， 而是信息操縱觀。

現(xiàn)有期望落差的相關研究大多基于企業(yè)行為理論， 假定落差會激發(fā)企業(yè)進行積極合法的組織變革， 通過增加創(chuàng)新投入等方式化解危機。然而， 戰(zhàn)略變革的難度和風險都不小， 且取得成效所需時間較長， 此時企業(yè)為了追求“立竿見影”的效果， 也可能會通過采取某些策略性行為來影響投資者的判斷（Harris和Bromiley， 2007）。那么， 企業(yè)面臨業(yè)績期望落差時會進行MD&A語調操縱， 以扭轉落差帶來的不利影響嗎？是否存在某種企業(yè)特征可以幫助各利益相關者初步辨別業(yè)績期望落差企業(yè)的MD&A語調真實程度？哪些外部治理機制會對二者的關系產生影響？本文采用2010 ～ 2020年我國滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)， 研究不同社會責任履行程度、 不同媒體監(jiān)督程度和不同機構投資者持股比例的企業(yè)， 在業(yè)績期望落差下進行MD&A語調操縱的差異。

本文的研究貢獻有以下三點： 第一， 區(qū)分了歷史和行業(yè)兩種業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的影響， 同時證實了兩種業(yè)績期望落差的效應； 第二， 對于MD&A語調操縱， 國內外的研究都主要集中在經(jīng)濟后果上， 本文豐富了MD&A語調操縱的影響因素研究； 第三， 引入社會責任、 媒體監(jiān)督和機構投資者持股視角， 為投資者提供判斷MD&A語調操縱程度的內外部影響因素， 對存在業(yè)績期望落差公司財務報表中的文本信息質量進行初步判斷， 進而做出更理性的決策。

二、 理論分析與研究假設

（一）業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱

在披露文本信息時， 上市公司管理層會戰(zhàn)略性地設定語調傾向， 以影響利益相關者對公司經(jīng)營成果和未來發(fā)展的感知（謝德仁和林樂，2015）。Huang等（2014）基于MD&A語調操縱的視角， 將語調分離為兩種， 分別是反映公司基本經(jīng)營情況的正常語調和管理者對文本信息做過表述修飾的異常語調。

一方面， 企業(yè)行為理論認為， 當實際業(yè)績低于期望水平時， 企業(yè)會啟動問題搜索， 尋求各種方法彌補業(yè)績落差可能帶來的不利影響。相比通過戰(zhàn)略變革提升企業(yè)的真實業(yè)績， 通過操縱信息披露來影響投資者對企業(yè)的評價則是一種更為便捷的方式。與操縱數(shù)字信息相比， 操縱文本信息的隱蔽性更強， 更不易被察覺， 且操縱空間也更大， 投資者很有可能被管理層的語調操縱所迷惑， 無法看清公司當期業(yè)績的真相。因此， 公司業(yè)績越差， 年報可讀性也越差（Feng，2008）。存在業(yè)績期望落差的企業(yè)， 有動機通過操縱年報文本信息的積極語調， 展示更多關于企業(yè)自身發(fā)展的正面信息， 改善投資者對企業(yè)的評價， 并且隨著業(yè)績落差的增大， 這種動機會不斷增強。當實際業(yè)績沒有達到期望水平時， 企業(yè)將面臨諸如商業(yè)信用和信貸資金等各種資源流失的風險（李四海等，2016）。此時， 管理層有動機對年報中文本信息的語調進行正面操縱， 將企業(yè)的負面消息隱藏于正面語調下， 削弱投資者和債權人對企業(yè)業(yè)績下滑的感知， 令企業(yè)擺脫業(yè)績期望落差困境。

另一方面， 受到企業(yè)內部各種代理問題的驅動， 管理層具有通過操縱信息獲取利益的動機。如果企業(yè)存在業(yè)績期望落差， 則意味著目前的管理層可能缺乏有效提升企業(yè)業(yè)績的經(jīng)營能力， 此時債權人和投資者都有可能對公司的管理層產生負面印象（Hayward和Fitza，2017）。為了維護個人的職業(yè)發(fā)展和名譽， 管理層有充分的動機操縱MD&A語調， 隱藏企業(yè)的負面消息， 使自己免于解聘、 降薪等懲罰， 以及規(guī)避名譽受損等風險（Leung等，2015）。

因此， 為了淡化業(yè)績不達期望所帶來的負面影響， 在業(yè)績期望落差下， 企業(yè)管理層會對年報中的MD&A語調進行積極的操縱。據(jù)此， 本文提出以下假設：

假設1： 業(yè)績期望落差會促使管理層進行積極的MD&A語調操縱。

（二）企業(yè)社會責任的調節(jié)效應

一方面， 社會責任履行情況是企業(yè)重要的非財務信息， 能夠向市場傳遞管理者道德操守的信號， 具有降低信息不對稱程度的作用， 形成對管理者的監(jiān)督（孟慶斌和侯粲然，2020）。社會責任表現(xiàn)更好的企業(yè)一般會進行更多的財務信息披露， 從事更少的盈余管理活動， 提供更高質量的財務報告（Kim等，2012）。社會責任有助于抑制管理層隱瞞企業(yè)負面消息的動機， 因為社會責任信息能夠提高企業(yè)的信息透明度， 向市場傳遞更多真實信息（Kim等，2014）。上述研究都表明， 良好的社會責任表現(xiàn)能夠提高企業(yè)的信息透明度。財務信息的透明度能夠降低企業(yè)內外部的信息不對稱程度， 從而增強利益相關者對企業(yè)的監(jiān)督效果， 有效緩解企業(yè)內部的代理問題， 使MD&A語調操縱行為更易被發(fā)現(xiàn)和抑制。

另一方面， 由于企業(yè)的道德行為具有連續(xù)性， 社會責任表現(xiàn)好的企業(yè)， 在其他方面依舊會秉持道德水平， 對企業(yè)信息的披露也會更加遵守道德規(guī)范和法律法規(guī)， 進而管理層自利性的語調操縱行為會得到抑制。吉利等（2014）發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)承擔社會責任不僅代表企業(yè)具有更少的機會主義行為， 而且更能夠得到市場的認可， 從而緩解盈余管理行為對企業(yè)價值的負向影響。基于行為的連續(xù)性， 承擔更多社會責任的企業(yè)會提供更可靠的非財務信息， 不會因業(yè)績下滑等因素而對MD&A語調進行操縱。綜上所述， 社會責任履行情況更好的企業(yè)信息不對稱程度更低， 并擁有更高的道德水準和聲譽， 會提供更可靠的財務報告，? MD&A語調操縱程度更低。據(jù)此， 本文提出以下假設：

假設2： 企業(yè)社會責任削弱了業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的促進作用。

（三）媒體監(jiān)督的調節(jié)效應

媒體報道在公司治理中通過聲譽機制和降低信息不對稱程度實現(xiàn)監(jiān)督作用。首先， 客觀公正的媒體報道能夠有效降低信息不對稱程度。媒體作為企業(yè)外部監(jiān)督的重要參與者， 在一定程度上能規(guī)范管理者的行為， 降低代理成本， 進而提高信息質量（梁紅玉等， 2012）。媒體報道降低了委托代理雙方之間的信息不對稱程度， 提高了信息傳遞效率， 使得利益相關者可以更好地對MD&A的內容真實性做出判斷， 從而促使管理層減少語調操縱行為。其次， 媒體的揭露功能可有效規(guī)范企業(yè)行為。企業(yè)的形象和業(yè)績都會被媒體曝光帶來的輿情影響（周開國等，2016）。如果媒體曝光上市公司存在MD&A語調操縱行為，? 很可能導致投資者“用腳投票”。為了防止投資者“用腳投票”導致的股價崩盤風險， 管理層會減少語調操縱行為。最后， 媒體報道能夠通過聲譽機制來約束管理層的機會主義行為。負面報道會影響高管的職業(yè)生涯與薪酬（楊德明和趙璨，2012）。因此， 為避免負面報道對個人的職業(yè)生涯和聲譽造成消極影響， 管理層在信息披露中將減少公司經(jīng)營成果和未來展望信息中的夸張成分。綜上所述， 媒體監(jiān)督將會削弱管理層操縱語調的動機， 減少管理層的機會主義行為。據(jù)此， 本文提出以下假設：

假設3： 媒體監(jiān)督削弱了業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的促進作用。

（四）機構投資者持股的調節(jié)效應

持股的機構可以通過參與企業(yè)的經(jīng)營來降低代理成本。機構投資者持股能夠有效抑制公司的盈余管理行為， 機構持股比例與盈余管理負相關（程書強，2006）。有學者認為， 機構投資者對于企業(yè)信息披露的作用效果是積極的。Boone和White（2015）研究發(fā)現(xiàn)， 機構投資者持股比例越高， 企業(yè)的信息披露質量越高， 分析師關注程度也越高， 信息不對稱程度越低。張正勇和董娟（2017）從機構投資者的角度研究企業(yè)的非財務信息披露， 發(fā)現(xiàn)投資機構參股能夠削弱信息不對稱和企業(yè)社會責任信息透明度之間的負相關性。與個人投資者不同的是， 機構投資者通常在信息的搜集和判斷方面具有獨特的優(yōu)勢， 因為機構投資者擁有比個人投資者更權威的分析師、 更專業(yè)的分析技術和更成熟的經(jīng)驗， 更容易識破管理層的語調操縱行為， 使監(jiān)督更有效率（陳玉罡和李亞軍， 2014）。因此， 機構投資者持股通過改善公司的治理結構來降低代理成本， 同時機構投資者持股能降低信息不對稱程度， 從而減少管理層的語調操縱行為。據(jù)此， 本文提出以下假設：

假設4： 機構投資者持股削弱了業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的促進作用。

三、 研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2010 ～ 2020年我國滬深A股上市公司作為樣本， 并進行如下篩選： ①剔除變量數(shù)據(jù)有缺失的樣本； ②剔除ST、? ST、 PT公司樣本； ③剔除金融業(yè)公司樣本。為避免極端值影響， 本文對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了縮尾處理， 最終得到17499個觀測值。MD&A的詞匯數(shù)據(jù)和媒體報道數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）， 其他財務數(shù)據(jù)均來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： MD&A語調操縱。參考謝德仁和林樂（2015）的研究， 利用模型（1）度量管理層凈語調。其中， Positive是MD&A中正面語調的詞語個數(shù)， Negative則是負面語調的詞語個數(shù)， Tone為管理層凈語調。

為衡量MD&A語調操縱程度， 本文參照以往文獻（Huang等，2014；王華杰和王克敏，2018；賀康和萬麗梅，2020）的做法， 構建如下模型：

Tonei，t=β0+β1ROAi，t+β2RETi，t+β3SIZEi，t+β4BTMi，t+β5RET_SDi，t+β6ROA_SDi，t+β7AGEi，t+β8LOSSi，t+β9D_ROAi，t+?i，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

Tonei，t=β0+β1ROAi，t+β2RETi，t+β3SIZEi，t+β4BTMi，t+β5RET_SDi，t+β6ROA_SDi，t+β7AGEi，t+β8LOSSi，t+β9D_ROAi，t+β10F_ROAi，t+?i，t? ? ? ? （3）

考慮到年報文本信息語調可能包含管理層對公司未來業(yè)績的預期， 在模型（3）中控制了公司未來盈余。上述模型回歸所得到的殘差命名為Abtone和Abtone_FE， 為異常語調， 用以衡量MD&A語調操縱程度。

2. 解釋變量： 業(yè)績期望落差。本文參照 Chen（2008）、 連燕玲等（2014）的研究方法， 選取總資產回報率（ROA）來計算企業(yè)的業(yè)績期望落差。

歷史業(yè)績期望落差（HEG）： 指企業(yè)當年實際業(yè)績低于當年歷史預期業(yè)績的差值。歷史預期業(yè)績的計算公式如下：

Ai，t=α1Pi，t-1+（1-α1）Ai，t-1

其中， Ai，t表示公司 i 在第 t 年的歷史預期業(yè)績， Pi，t-1表示公司 i 在第 t－1年的實際業(yè)績。α1表示前一期的實際業(yè)績與前一期的預期業(yè)績之間的重要性， 取值范圍為［0，1］。本文參照以往文獻（王菁等，2014）的做法， 選擇 α1= 0. 6 對歷史預期業(yè)績進行測量。對歷史業(yè)績期望落差進行截尾處理： 當Pi，t-Ai，t<0 時， 取I1= 1； 當Pi，t-Ai，t≥0 時， 取I1= 0。為方便后續(xù)的研究， 對歷史業(yè)績期望落差取絕對值。最終得到本文的解釋變量|I1Pi，t-Ai，t<0|， 縮略為HEG。

行業(yè)業(yè)績期望落差（IEG）： 指企業(yè)當年實際業(yè)績低于行業(yè)預期業(yè)績的差值。采用類似的方法對行業(yè)預期業(yè)績進行測量， 具體計算公式如下：

IEi，t=α2IPi，t-1+（1-α2）IEi，t-1

其中，? IEi，t表示公司i在第 t 年的行業(yè)預期業(yè)績，? IPi，t-1表示公司 i 在第 t-1年所在行業(yè)內全部企業(yè)的實際業(yè)績的中位數(shù)， α2表示權重， 取值范圍為［0，1］。選擇α2= 0. 6 對行業(yè)預期業(yè)績進行測量， 采取同樣的方式進行截尾處理并取絕對值， 最終得到本文的解釋變量|I2（Pi，t-Ai，t）<0|， 縮略為IEG。

3. 調節(jié)變量。

（1）企業(yè)社會責任： 參照賈興平和劉益（2014）的測量方式， 使用和訊網(wǎng)發(fā)布的上市公司社會責任評級總得分衡量企業(yè)承擔社會責任的水平。

（2）媒體監(jiān)督： 參照梁紅玉等（2012）的測量方式， 選取企業(yè)負面報道數(shù)量的自然對數(shù)來衡量媒體監(jiān)督的程度， 包括網(wǎng)絡和報刊上的報道。

（3）機構投資者持股： 參照曹豐等（2015）的做法， 將機構投資者分為證券投資基金、 QFII、 券商、 保險公司、 社?；?、 信托、 財務公司和銀行。選取上市公司中上述股東的持股比例之和衡量機構投資者持股比例。

4. 控制變量。借鑒以往研究（王華杰和王克敏， 2018；賀康和萬麗梅，2020）， 本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、 資產負債率（Lev）、 資產收益率（ROA）、 營業(yè)收入增長率（Growth）、 董事會規(guī)模（Board）、 獨立董事比例（Indep）、 兩職合一（Dual）、 第一大股東持股比例（Top1）、 現(xiàn)金流比率（Cashflow）、 審計師是否來自“四大”（Big4）、 管理層持股比例（Mshare）、 產權性質（SOE）、 行業(yè)（Ind）、 年份（Year）作為控制變量。

具體變量定義如表1所示。

（三）模型構建

為檢驗業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱之間的關系， 本文建立如下多元回歸模型：

Abtonei，t=β0+β1HEG+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+?i，t? （4）

Abtonei，t=β0+β1IEG+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+?i，t? ? ? （5）

Abtone_FEi，t=β0+β1HEG+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+?i，t? ? （6）

Abtone_FEi，t=β0+β1IEG+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+?i，t? ? ? ? （7）

在上述模型中： Abtone表示公司i在第t年的MD&A語調操縱， 為模型（2）的殘差項； Abtone_FE表示公司i在第t年的MD&A語調操縱， 為模型（3）的殘差項； HEG為公司當年的歷史業(yè)績期望落差； IEG為公司當年的行業(yè)業(yè)績期望落差； Controls為控制變量。

四、 實證檢驗結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為全樣本的描述性統(tǒng)計結果。由表2可知， Abtone的最小值為-0.523， 最大值為0.460， 平均值為

-0.011； Abtone_FE的最小值為-0.544， 最大值為0.512， 平均值為-0.011。這表明我國部分企業(yè)MD&A語調操縱的個體間差異明顯， 部分企業(yè)的管理層存在對語調進行樂觀操縱的行為。歷史業(yè)績期望落差（HEG）的最小值為0， 最大值為0.483， 平均值為0.019， 中位數(shù)為0.002； 行業(yè)業(yè)績期望落差（IEG）的最小值為0， 最大值為0.533， 平均值為0.021， 中位數(shù)為0.003， 說明在業(yè)績反饋方面， 過半數(shù)企業(yè)存在業(yè)績期望落差， 且落差的程度存在差異。企業(yè)社會責任（CSR）的最小值為-17.19， 最大值為90.87， 差距非常大， 平均值為24.61， 這說明企業(yè)整體社會責任評分并不高， 我國企業(yè)的社會責任履行程度有待提高； 媒體監(jiān)督（Media）的最小值為0， 最大值為10.12， 平均值為4.182， 說明企業(yè)受到的媒體監(jiān)督強度存在差距， 有的企業(yè)負面報道纏身， 有的企業(yè)則沒有負面報道。機構投資者持股（INST）的最大值是0.889， 最小值是0， 平均值是0.445， 說明我國企業(yè)在股權結構方面存在較大差異?？刂谱兞康姆植季诤侠矸秶畠龋?與相關研究基本保持一致。

（二）回歸結果及分析

表3報告了業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱的回歸結果。模型控制了行業(yè)固定效應（Ind）和年份固定效應（Year）， 按公司聚類回歸（Cluster），? 以提高回歸結果的穩(wěn)健性。結果顯示， 歷史業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說明隨著歷史業(yè)績期望落差的增加， 企業(yè)管理層對MD&A語調進行積極操縱的程度越來越高。行業(yè)業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的回歸系數(shù)也均在1%的水平上顯著為正， 說明隨著行業(yè)業(yè)績期望落差的增加， 企業(yè)管理層進行MD&A語調操縱的程度也越來越高?；貧w結果驗證了業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱有顯著正向影響， 由此假設1成立。

表4報告了企業(yè)社會責任調節(jié)業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱之間關系的檢驗結果。結果顯示， 企業(yè)社會責任與歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的交互項系數(shù)都在1%的水平上顯著為負， 表明企業(yè)社會責任對業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱的關系存在負向調節(jié)效應， 即企業(yè)社會責任評分越高， 業(yè)績期望落差企業(yè)的管理層進行正向語調操縱的程度越低， 驗證了假設2。

表5報告了媒體監(jiān)督調節(jié)業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱之間關系的檢驗結果。結果顯示， 媒體監(jiān)督與歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負， 表明媒體監(jiān)督對業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱的關系存在負向調節(jié)效應， 即存在業(yè)績期望落差的企業(yè)受到的媒體監(jiān)督越多， 管理層進行正向語調操縱的程度越低， 驗證了假設3。

表6報告了機構投資者持股調節(jié)業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱之間關系的檢驗結果。結果顯示， 機構投資者持股與歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負， 表明機構投資者持股對業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱的關系存在負向調節(jié)效應， 即在機構投資者持股比例越高的企業(yè)， 業(yè)績期望落差下管理層進行正向語調操縱的程度越低， 驗證了假設4。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 兩階段回歸。本文借鑒連燕玲等（2014）的方法， 采取兩階段最小二乘法（2SLS）對模型進行內生性處理。檢驗過程如下： 在第一階段采用Logistic回歸方法， 利用企業(yè)特征變量對企業(yè)是否存在業(yè)績期望落差的虛擬變量進行回歸， 得到企業(yè)是否存在業(yè)績期望落差的預測值； 在第二階段， 用第一階段得到的預測值來替代業(yè)績期望落差， 再檢驗其對MD&A語調操縱的作用。檢驗結果如表7所示， yhat1和yhat2分別表示企業(yè)是否存在歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的預測值。結果顯示， 歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的預測值對MD&A語調操縱的影響均顯著為正， 支持了前文的假設。

2. 加入個體固定效應。本文對模型進行了Hausman檢驗。結果顯示， Hausman檢驗值在1%的水平上均不能接受原假設， 證明固定效應模型的估計結果更為可靠。因此， 本文采用面板數(shù)據(jù)個體固定效應模型解決可能因遺漏變量導致的內生性問題， 并同時控制了年度和行業(yè)固定效應。在加入個體固定效應后， 歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 結論與基準回歸一致（囿于篇幅，表略）。

3. 更換自變量的衡量方式。借鑒連燕玲等（2014）的方法， 選取營業(yè)凈利率（ROS）代替總資產報酬率（ROA）對業(yè)績期望落差進行重新測量， 再次檢驗業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的影響。檢驗結果顯示， 歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差與MD&A語調操縱呈現(xiàn)顯著正相關關系， 依舊支持本文的觀點（囿于篇幅， 表略）。

4. 子樣本回歸。參考王躍堂和周潔（2022）的做法， 高管變更很可能影響企業(yè)的決策， 進而對MD&A的語調產生影響。因此， 本文剔除董事長和CEO發(fā)生變更的樣本重新進行檢驗。結果顯示， 歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的系數(shù)顯著為正， 前文結論依然成立（囿于篇幅，表略）。

五、 進一步分析

（一）社會責任報告披露意愿的異質性分析

Cowen等（1987）研究發(fā)現(xiàn)， 公司的自愿性披露方式可能會作為公司發(fā)展的不正當手段之一， 掩蓋公司的部分行為。管理者會在自愿披露社會責任的過程中為企業(yè)謀取利益。岳上植和范芮希（2017）的研究表明， 強制披露社會責任報告的企業(yè)因面臨更大的壓力而較少從事機會主義行為， 會提供較高質量的會計信息， 履行社會責任的程度也更高， 而自愿披露社會責任報告可能是企業(yè)出于維護自身形象的目的而進行的粉飾行為。因此， 本文為區(qū)分自愿披露企業(yè)和強制披露企業(yè)的差異， 對兩組樣本進行分組回歸?；貧w結果如表8所示。結果表明， 在自愿披露社會責任報告的樣本中， 歷史期望落差和行業(yè)期望落差對MD&A語調操縱的影響都在1%的水平上顯著為正。這表明處于業(yè)績期望落差時， 自愿披露社會責任報告的企業(yè)更有可能出于維護企業(yè)自身形象的目的而操縱MD&A語調， 進而粉飾報表。

（二）經(jīng)濟政策不確定性的異質性分析

經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)造成的影響主要體現(xiàn)在可利用資源減少和成本上升兩方面。首先， 經(jīng)濟政策不確定性增加了投資者的避險情緒， 使投資行為趨于保守， 縮減了企業(yè)的融資規(guī)模。其次， 經(jīng)濟政策不確定性使公司未來收益的不確定性增加， 從而投資者的風險溢價和企業(yè)的融資成本增加。此時管理者更有動機將MD&A語調操縱得異常積極， 以增強投資者的信心， 緩解融資約束。本文使用Baker等（2016）測算的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（EPU）， 以當年各月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的平均值進行標準化處理后衡量年度經(jīng)濟政策不確定性?；貧w結果如表9所示。結果表明， 經(jīng)濟政策不穩(wěn)定性與歷史業(yè)績期望落差和行業(yè)業(yè)績期望落差的交乘項對MD&A語調操縱的影響均在1%的水平上顯著為正。這說明業(yè)績期望落差企業(yè)隨著經(jīng)濟政策不確定性增大， 會加大MD&A語調操縱的程度。

六、 研究結論與啟示

本文選取2010 ～ 2020年A股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本， 探究業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱行為的影響， 考察在不同社會責任承擔程度、 媒體監(jiān)督程度、 機構投資者持股比例的企業(yè)中這種影響的差異性。研究結果表明： 在控制其他變量后， 業(yè)績期望落差會促進企業(yè)進行MD&A語調操縱； 社會責任履行程度更高的企業(yè)， 在業(yè)績期望落差下的MD&A語調操縱行為更少； 媒體監(jiān)督削弱了業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的促進效果； 機構投資者持股也會削弱業(yè)績期望落差對MD&A語調操縱的促進效果。進一步的異質性分析發(fā)現(xiàn)： 與強制披露社會責任報告的企業(yè)相比， 自愿披露社會責任報告的企業(yè)在面臨業(yè)績期望落差時更可能進行MD&A語調操縱； 隨著經(jīng)濟政策不確定性增大， 在業(yè)績期望落差下企業(yè)會加大MD&A語調操縱程度。

這一結果啟示投資者以及監(jiān)管者， 業(yè)績期望落差企業(yè)可能會通過操縱MD&A語調影響各利益相關者對企業(yè)真實業(yè)績的判斷。因此， 投資者和監(jiān)管者需要仔細鑒別企業(yè)非財務信息是否存在操縱現(xiàn)象， 投資存在業(yè)績期望落差的企業(yè)時要謹慎決策。并且， 企業(yè)社會責任可以發(fā)揮信號作用。在社會責任表現(xiàn)較好的企業(yè)中， 企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度低， 信息披露質量高， 因此此類企業(yè)的MD&A語調操縱程度較低。這一信號還有助于投資者基于企業(yè)社會責任報告來初步判斷公司的MD&A語調操縱程度。同時， 強化媒體和機構投資者對企業(yè)的外部監(jiān)督作用， 能有效規(guī)范企業(yè)行為， 降低管理層機會主義行為的發(fā)生概率， 遏制MD&A語調操縱行為。此外， 相關監(jiān)管機構也應該通過相應的制度建設， 加強對企業(yè)文本信息、 非財務信息披露的監(jiān)督， 保護中小投資者的權益。

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（責任編輯·校對： 許春玲? 李小艷）