党组织参与公司治理是否抑制了年报语调操纵行为？

鲍晓静，李亚超

(南京大学商学院，江苏 南京 210093)

一、引 言

伴随文本分析技术的发展，管理层在年度报告、管理层讨论与分析、盈余公告以及业绩说明会中的文本信息受到学术界的广泛关注。研究表明，上述文本信息的语调具有显著的信息含量[1][2][3][4]，正面和负面语调对资本市场都有显著影响[5]。由于文本信息在披露中存在相比财务信息更大的酌情余地，一方面，管理层可以通过文本信息向市场传达私有信息，增加公众对公司的了解[5][8][9][10]；另一方面，企业或管理层还可能出于自利动机，通过语调操纵来管理企业形象，影响市场对公司前景的判断[11][12]。由于不真实的积极语调会加大股价崩盘风险，在资本市场引发一系列反应，因而探索如何有效抑制年报文本信息披露中的语调操纵行为是一项重要课题。已有研究表明，我国企业在党组织嵌入治理后，“内部人控制”和高管攫取私利、抑制企业避税等行为受到了有效抑制[13][14][15][16][17]。程海艳等(2020)发现党组织治理能够有效抑制国有上市公司的盈余管理[18]，而文本信息与会计信息互为补充、相辅相成，且研究发现语调操纵经常是企业配合盈余管理的工具[19][20]，那么党组织参与公司治理是否会抑制管理层年报语调操纵？

本研究手工搜集了上市公司党委会参与公司董事会和监事会的人数，考察党组织治理是否对管理层的语调操纵发挥了抑制作用。本文可能的贡献在于：第一，本研究从中国特色经济体制下的党组织参与公司治理入手，考察其对年报语调操纵的影响，为年报语调研究提供了新视角；第二，首次将党组织治理、代理成本和年报语调操纵纳入一个研究框架，拓展了三者的内在联系；第三，现有文献较好地揭示了党组织治理的效果，但较少探讨治理过程，对党组织在什么环节嵌入决策以及具体权限等问题语焉不详[15][21]，本研究在年报文本信息披露的决策层面打开了党组织参与企业治理过程的黑箱，丰富了党组织治理的经验证据。

二、制度背景、理论分析与研究假说

(一)党组织参与治理的制度背景

从1992年党组织在国有企业政治核心地位的确立，到1993年《中华人民共和国公司法》确立了国有企业中党组织对人事和“三重一大”事项的建议权，再到1999年“双向进入、交叉任职”的提出，以及中共十六大到十八大，党组织参与治理程度逐渐加深。2015年《中国共产党党组工作条例(试行)》和2016年的全国国企党建工作会议提出“讨论前置”要求(1)讨论前置指的是：“涉及国家宏观调控、国家发展战略、国家安全等重大经营管理事项应当经党组研究讨论后由董事会或经理层作出决定”。，此后“讨论前置”过程中的权力逐渐拓展为否决权、建议权和监督权等综合权力。从“个人嵌入”到“组织嵌入”的转变，使得党组织对企业微观决策开始发挥治理效应[15][21]。另外，《中华人民共和国公司法》和其他政策文件也为非公企业党组织参与公司治理提供了可能[17]。

(二)党组织治理与年报语调

相比会计信息，文本信息更详细且复杂，尤其由于我国是高语境社会，文本信息是缺乏专业背景的中小投资者获取上市公司经营情况的主要信息来源，对中小投资者决策有显著影响[9]。作为年报文本信息的重要组成部分，语调情感倾向可分为两个部分：一部分是适应真实业绩水平和未来发展情况的正常语调，是财务信息之外企业向市场客观传达的补充信息，有助于加强市场对企业真实情况的了解；另一部分是偏离实际业绩水平的过分乐观或积极的语调[11][22]，往往是管理层进行语调管理或操纵的结果。曾庆生等(2018)发现，年报语调已成为我国上市公司除会计报表外另一种可被内部人操纵的信息[12]。由于资本市场当中存在“羊群效应”，且我国众多的中小投资者往往非理性，年报中过于乐观的语调容易引起资本市场投资者情绪的波动进而引发资本市场动荡。周波等(2019)的研究发现，不真实的乐观语调与股价崩盘风险正相关[23]。夏波(2015)发现了我国股票市场的“公告效应”，即利好舆情公告的时间越早，累计平均涨跌幅与平均振幅越大。鉴于投资者有限理性的实际情况，得出为稳定市场应当尽晚公布利好舆情且尽早公布利空舆情的结论[24]。

另外，党组织参与治理的“双向进入、交叉任职”和“讨论前置”多项制度的确立，将使得党组织有能力、有意愿也有渠道抑制管理层在年报中异常积极的表述，抑制语调操纵。一直以来，党和政府在我国舆情把控方面发挥了重要作用，是中国社会主义经济体制下稳定社会、稳定资本市场的舵手[25]。十八大之后，“管资本就要管党建”重塑了政治干预格局(2)参见中组发〔2016〕26号：中共中央组织部、国务院国资委党委关于印发《贯彻落实全国国有企业党的建设工作会议精神重点任务》的通知。，党和政府对企业管理和治理的干预发生了从外部到内部的转移。“管资本”改革削弱了原本来自行政部门的干预，“领导作用”通过对“三重一大”事项的“讨论前置”机制强化了党组织的内部干预[21]。由于资本市场的稳定关乎众多中小股东的实际利益和宏观经济稳定，因此年报文本信息的披露决策很有可能成为党组织治理中“讨论前置”的事项。

从作用途径而言，由于资料获取的限制，现有研究较少涉及企业党委会及党员角色直接影响企业决策的机制和直接证据，但柳学信等(2020)的研究表明，党组织治理能够通过董事会异议的方式参与到董事会决策过程中进而发挥治理作用[15]。第一，由于董事会需要斟酌在年报中的管理层讨论以及其他重要的非财务信息，而文本信息披露事项会影响企业未来市场反应[1][2][3][4]，很可能会进入到董事会会议前的党委会“讨论前置”程序。第二，根据《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式》第一章第十四条和第二章第十六条之规定，董事会、监事会负有保障年报全部信息真实、准确、完整的责任，与中层管理者相比，尤其需要保障非财务信息的真实、准确、完整，因此董事会、监事会中属于企业党委会的成员，出于其党员角色的自觉性和责任(3)2010年7月15日《关于进一步推进国有企业贯彻落实“三重一大”决策制度的意见》指出：“凡属重大决策、重要人事任免、重大项目安排和大额度资金运作(简称“三重一大”)事项必须由领导班子集体作出决定。董事会、未设董事会的经理班子研究“三重一大”事项时，应事先与党委(党组)沟通，听取党委(党组)的意见。进入董事会、未设董事会的经理班子的党委(党组)成员，应当贯彻党组织的意见或决定。”，很可能参与到文本信息披露决策中，减少管理层的语调操纵行为。

最后，根据会计稳健性的要求，企业应当及时向社会公众披露坏消息，而好消息的披露应当慎重。出于对党的公信力建设的考虑，参与到经济生活中的党组织应当时刻维持经济发展稳定，努力提升民众生活质量并推进社会福利的公平分配。而减少异常积极的文本信息表述，抑制管理层的语调操纵行为，有助于引导投资者正确投资，保护中小投资者利益。

基于上述分析，提出假设1：

H1：限制其他条件不变，党组织治理能够抑制上市公司年报披露中的语调操纵行为。

(三)党组织治理抑制年报语调操纵的机制：基于代理成本的中介效应

在证监会对文本信息披露监管的相对空白以及中小投资者对文本信息过度依赖的背景下，产生了“语调操纵”现象[5][11][12][20]。基于委托代理理论，由于管理层和股东以及监事会、董事会存在信息不对称，代理冲突较为严重时无法对经理人行为形成有效制衡，更方便管理层通过语调管理实现自利目的。这一目的主要通过隐藏企业实际经营情况较差的坏消息，配合管理层的盈余管理行为和便于后期减持股票的方式以满足私利[12][20]。在我国，监事会的监督不力几乎是一个不争的事实[26][27]。党组织参与治理很可能会有效破解监事会和董事会监督不力的局面，进而控制管理层的异常积极语调。在国有企业，“党管干部”的模式可以有效制约经理人自利行为，进而可以通过激励和约束两种力量有效监督管理层自觉接受党的领导并约束自利行为，降低代理成本[13][14][21]。从2000年到2012年，非国有企业也基本建立了党组织参与公司治理的机制[17][18]，因此不论国有企业还是非公企业，党委会实质上都可以通过“讨论前置”以及直接参与董事会、监事会等方式监督管理层决策，以共同决策、保障落实的具体参与形式降低代理成本，进而减少管理层的语调操纵行为。

基于上述分析，提出假设2：

H2：异常积极的年报语调与代理成本呈正相关性；党组织参与治理能够通过降低代理成本进而抑制年报语调操纵。

三、研究设计

(一)研究样本

本文以沪深两市2008～2018年上市公司发布的年报文本为样本，年报语调数据来自ARTD数据库，现任党委参与公司治理的数据通过手工整理公司年报和巨潮资讯网站获得，其他财务数据来自于CSMAR数据库和Wind资讯金融终端。剔除金融保险业样本、数据缺失与异常样本和ST类公司样本。为避免极端值的影响，对所有连续变量头尾进行1%的winsorize平滑处理，数据通过stata15.0处理。

(二)变量释义

1.被解释变量(Abtone1/Abtone2)，异常乐观语调。被解释变量的相关数据主要来自年报文本语气数据库(Annual Report’s Tone Database，ARTD)，异常乐观语调的计算方法如下：首先，管理层语调的计算公式参照曾庆生等(2018)[12]，以Loughran and McDonald(2011)[3]提供的金融情感英文词汇列表为基础。依据有道词典和金山词霸对LM词典中的英文词汇进行了翻译，最终的词汇列表包括2080个消极词，1076个积极词。由此计算LMTONE=(积极词汇数-消极词汇数)/(积极词汇数+消极词汇数)，LMTONE值越大，表示当年年报文本信息语气越积极。参照王华杰和王克敏(2018)[19]的研究，使用台湾大学制作的《中文情感极性词典》，将诸如积极、进步、高效等积极属性词语集作为积极情绪词语列表；将诸如低迷、暗淡、不利等消极属性词语集作为消极情绪词语列表。基于此，计算文本信息语气NTUSDTONE=(积极词汇数量-消极词汇数量)/(积极词汇数量+消极词汇数量)，NTUSDTONE值越大，表示当年年报文本信息语气越积极。其次，为剔除语调中的正常乐观部分，参考Huang等(2014)的研究，从公司层面选取特征指标进行语调分离[11]，分离的方式如公式(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为资产负债率，Size为企业规模，EPS为每股收益，ΔEPS为每股收益变化值，ROE为净资产收益率，Age为企业上市时间，Growth为企业营业收入增长率，Loss为企业当年是否亏损，ε即为年报中的异常乐观语调，即年报语调中被管理或操纵的部分。

2.解释变量(Dwjs/Dwds)，分别代表党组织成员当中参与监事会治理的人数(Dwjs)和党组织参与董事会治理的人数(Dwds)。这两个变量与以往研究[13][14][16][18]不同，并非取值为0或1的虚拟变量，而是手工搜集了企业党委会中参与到董事会和监事会中的人数，Dwjs和Dwds是连续变量，能够更细致地度量党组织参与公司治理的程度。

3.其他变量。参考王华杰和王克敏(2018)、许文瀚(2018)等的研究，从企业特征、内部治理、外部治理、人物特征等角度选取部分控制变量[19][22]；还控制了年度和行业固定效应。变量定义详见表1。

表1 变量释义

(三)研究模型

为了检验党组织嵌入对上市公司年报文本信息披露决策的治理作用，构建如下计量模型：

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

(2)

模型(2)主要检验研究假设H1。如果系数β显著为负，则研究假设1得证。

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2列示了变量的描述性统计结果。从被解释变量(Abtone1和Abtone2)来看，样本中上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)最小值(-0.15和-0.21)和最大值(0.17)具有差异，说明在上市公司公布的年报中，不同公司的年报语调操纵有所差异。上市公司年报语调操纵的均值和中位数表现出了相同水平(0和0.01)，说明上市公司的年报语调操纵水平一半小于样本均值且一半大于样本均值。此外，上市公司党组织参与监事会人数(Dwjs)和党组织参与董事会人数(Dwds)最少均为0人，最大为7和9人，说明党组织参与公司治理的程度在上市公司之间存在较大差异。党组织参与治理变量的75%分位数均为0，说明超过75%公司样本的董事会和监事会没有实现党组织参与治理。

表2 变量描述性统计结果

(二)相关性分析

相关系数统计分析结果表明(4)限于篇幅，相关系数表未列示，作者备索。，上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)与党组织参与监事会治理人数(Dwjs)、党组织参与董事会治理人数(Dwds)的相关系数均在1%的显著性水平上为负，初步表明党组织嵌入与上市公司年报语调操纵行为存在负相关关系。此外，模型中所有控制变量之间的两两相关系数较小，表明样本并不存在严重的多重共线性问题。

(三)实证检验与分析

1.对假设H1的实证检验结果分析

表3的列(1)和列(3)结果显示，党组织参与监事会治理变量(Dwjs)与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)的回归系数分别为-0.003和-0.005且在1%水平上显著，即党组织参与监事会治理人数越多，上市公司年报语调操纵行为越弱。列(2)和列(4)显示，党组织参与董事会治理人数(Dwds)与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)的回归系数为-0.004和-0.005且在1%水平上显著，说明党组织参与董事会治理的人数越多，上市公司年报语调操纵行为越弱。假设H1得证。

表3 党组织参与治理与上市公司年报语调——基准回归

2.对假设H2的实证检验结果分析

参考陈克兢(2019)的研究方法[28]，代理成本的具体指标衡量为资产使用率(营业总收入/总资产)，这一指标越大，表明代理成本越低。具体的检验步骤如下：

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)

检验过程如下：步骤一，检验方程(3)，系数α1代表党组织参与治理与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)的影响系数，如果系数α1显著，则继续检验，如果不显著则停止检验；步骤二，检验方程(4)系数β1是否显著，如果显著则代表代理成本(AC)存在中介效应；步骤三，检验方程(5)的系数μ1和μ2是否显著，如果μ1不显著而μ2显著，则说明存在完全中介效应，如果μ1和μ2均显著，则表明只存在部分中介效应。

表4列(1)为步骤2(基准回归为步骤1)，结果显示党组织参与监事会治理(Dwjs)与代理成本(AC)的系数在1%水平上显著为正，说明党组织参与监事会治理可以有效提升企业的资产利用率，即降低代理成本。而列(2)和列(3)的代理成本(AC)与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)的系数分别为-0.012和-0.013且通过显著性水平检验，说明代理成本越大，越有可能存在年报语调操纵。此外，党组织参与监事会治理变量(Dwjs)与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)的系数均为负且通过显著性水平检验，说明代理成本在党组织通过监事会发挥对上市公司年报语调操纵的治理效应中存在中介效应。此外，在Sgmediation命令中提供的三种检验均呈现出显著性，进一步验证了代理成本的中介效应。

表4 党组织参与监事会治理对年报语调操纵的抑制作用——基于代理成本的中介效应

表5列示了基于代理成本的党组织参与董事会治理(Dwds)的中介效应检验结果。各系数均表现出与表4相似的结果，说明代理成本在党组织通过董事会发挥对上市公司年报语调操纵的治理效应中存在中介效应。综上，假设H2得证。

表5 党组织参与董事会治理对年报语调操纵的抑制作用——基于代理成本的中介效应

(四)稳健性检验

1.重新测度党组织参与治理变量。利用党组织参与高管团队人数(Dwgg)作为党组织参与治理的代理变量，对基准回归进行验证。将重新测度的党组织参与治理变量代入模型(1)，其检验结果如表6的列(1)和列(2)所示。结果依然支持前文结论。

2.重新测度年报语调操纵变量。基于台大词典的管理层语调=(积极词汇数量-消极词汇数量)/词汇总数，之后并计算残差。回归的结果如表6列(3)和列(4)所示。结果依然稳健。

表6 稳健性检验1和2——解释变量和被解释变量的替换检验

3.利用DID模型检验。该部分引入与党组织参与公司治理有关的外生冲击事件。由于2017年《关于进一步完善国有企业法人治理结构的指导意见》要求将党建工作写进公司章程，党组织开始正式成为企业法人治理机构的有机组成部分。加入2017年这一政策虚拟变量构建双重差分(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变量为2017年政策虚拟变量，2017年及之后取值为1，之前取值为0。其余变量定义与模型(1)保持一致，表7列(1)～(4)是双重差分的检验结果。可以看到，Post*Dwjs和Post*Dwds的系数显著为负，结果依然稳健。

4.考虑到遗漏变量可能带来的内生性问题，在该部分采用固定效应模型检验结果的稳健性，结果如表7列(5)～(8)所示。Dwjs和Dwds系数依然显著为负，说明在考虑遗漏变量可能存在的内生性问题后，结果依然稳健。

表7 稳健性检验3和4——双重差分检验和遗漏变量检验

5.考虑到样本中某些党员既是董事会的成员也是高管团队的成员，为保证结果的稳健性，进一步区别样本，分别采用企业中仅存在党组织参与董事会成员或监事会成员但未参与高管团队的样本进行回归，结果如表8所示，依然支持前文结论。

(五)横截面分析

由于国有企业天生自带党组织“标签”，这是否会影响前文的逻辑关系？基于企业性质分析党组织嵌入对上市公司年报语调操纵的治理效应，研究结果如表9所示。从列(1)、(2)和(5)、(6)的结果可以看出，党组织参与监事会治理与上市公司年报语调的负向关系在国有企业样本中更加显著。从列(3)、(4)以及(7)、(8)可看出，不同产权性质下党组织参与董事会治理(Dwds)与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)未表现出显著性差异。

表9 党组织参与治理与上市公司年报语调——基于产权性质的检验

五、进一步分析

(一)基于经济政策不确定性的调节效应检验

为探讨宏观经济政策不确定性对研究结果的影响，借鉴Baker等(2016)的研究方法[29]，将全球经济政策不确定性作为调节变量，结果如表10所示，交乘项(Eco*Dwds和Eco*Dwjs)系数与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)系数均为负且通过显著性水平检验，说明党组织嵌入对上市公司年报语调操纵的治理效应在经济政策不确定性越大时更加显著。

表10 党组织参与治理与上市公司年报语调——基于经济政策不确定性的检验

(二)基于投资者情绪的调节效应检验

此外，研究基于投资者的市场情绪差异，将投资者情绪指数(ISI年化指数)作为调节变量，检验结果如表11所示，交乘项(ISI*Dwds和ISI*Dwjs)系数与上市公司年报语调操纵(Abtone1和Abtone2)系数均为负且通过显著性水平检验，说明投资者情绪越高(往往越不理性)时，党组织嵌入对上市公司年报语调操纵的抑制作用更显著。

表11 党组织参与治理与上市公司年报语调——基于投资者情绪的检验

六、结论和启示

基于2008～2018年我国沪深两市上市公司党委会参与董事会和监事会的资料，实证检验了党组织参与治理对上市公司年报文本信息异常积极语调的抑制作用。主要研究结论如下：(1)党组织参与治理有效抑制了上市公司的年报语调操纵行为，说明党组织通过参与董事会和监事会治理的形式，在文本信息披露层面发挥了稳定资本市场舆情、减少语调操纵的作用。(2)代理成本在党组织对年报文本信息披露决策的治理效应中起到部分中介作用，即党组织通过参与董事会和监事会治理能够有效抑制企业的代理冲突，进而减少管理层的语调操纵行为。(3)在宏观的投资者情绪指数较高和经济政策不确定性较大时党组织参与公司治理对年报语调操纵的治理效应更为显著，说明党组织参与治理在企业微观决策中发挥了“把方向、管大局、保落实”的领导作用。

研究结论有以下启示：第一，对政策制定者而言，对语调操纵问题的抑制不仅可以从完善外部监管入手，通过加强党组织治理不失为一种抑制年报文本信息披露中的语调操纵行为的有效途径。第二，对企业党委会而言，要在参与公司治理过程中保持较高的政治觉悟，并提高专业素养，及时有效识别管理层的年报语调操纵行为，对年报文本信息披露的重大事项和语调给出建议、参与决策、保障落实。第三，对中小投资者而言，要理性看待年报文本信息，增强专业素养，并综合党组织的治理效应合理解读企业年报信息，作出理性的投资决策。