积极型还是防御型：期望绩效反馈与年报印象管理策略——来自管理层语调向上操纵的证据

原东良 郝盼盼 马雨飞

(1.南开大学 商学院，天津 300071;2.山西财经大学 会计学院，山西 太原 030006;3.南京大学 商学院，江苏 南京 210093)

一、引言

年度报告作为上市公司信息披露的载体，是管理层与利益相关者之间最重要且最可信的信息传输媒介。近年来，年度报告的形式发生了显著变化，文本信息逐渐成为年度报告的主体部分。作为财务信息的有效补充，文本信息能够为利益相关者提供增量信息，降低管理层和利益相关者之间的信息不对称(Loughran et al.，2011)。在我国，监管部门对年报中的文本叙述并未制定明确的、可量化的披露标准，同时文本叙述内容也很少受外部审计的影响，这就使得管理者在披露文本信息的过程中拥有较大的自由裁量权，他们有权决定如何通过文字内容阐述公司的业务发展、财务状况和运营结果。因此，管理者不可避免地存在操纵文本信息语言特征的机会主义行为(Huang et al.，2014)，即印象管理(Merkldavies et al.，2008；Leung et al.，2015)。也就是说，大篇幅的文本信息陈述为上市公司及其管理者进行印象管理提供了充足的空间和便利的条件(孙蔓莉，2004；Lo et al.，2017)。因此，在全面推进股票发行注册制改革的背景下，深入研究上市公司信息披露过程中的印象管理行为，具有重要的理论价值和现实意义。

在社会心理学领域，印象管理是指个人试图创造、维持、保护或者以其他方式控制他人感知的过程。而在企业战略行为领域，印象管理则被视为一种战略性工具，比如管理者可以通过对年度报告中文本叙述的操控改变利益相关者对公司发展的看法(Yuthas et al.，2002)，进而达到维护公司和管理者形象的目的。Merkldavies et al.(2008)研究指出，印象管理可以分为主题操纵、可读性操纵、修辞操纵、视觉和结构操纵、绩效比较、收益数字选择以及绩效归因七类。其中，主题操纵包括管理者在披露文本信息时的语调操纵。从现实情况来看，与其他类型的印象管理行为相比，我国上市公司在发布年度报告时更可能实施主题操纵(语调操纵)。根据Tedeschi et al.(1984)的观点，印象管理策略主要包括积极型印象管理和防御型印象管理两类。其中：前者是指管理者使用语言或其他表现方式展示公司良好的表现，并将积极的结果归因于自身；而后者则强调管理者在面对公司绩效下滑等负面事件时积极保护和修复公司及管理者形象。

绩效反馈如何影响组织响应是战略管理研究领域的重要主题之一(Argote et al.，2007)。绩效反馈是一种信息生成机制，管理者通常会依据当前绩效与期望绩效之间差异的评估结果调整公司战略决策(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021)。根据当前绩效是高于还是低于期望绩效，可将绩效反馈分为积极的绩效反馈和消极的绩效反馈。有关绩效反馈与组织响应的研究着重考察了绩效反馈对企业创新、企业并购、战略变革、联盟伙伴选择、企业社会责任等企业战略决策行为的影响(Lucas et al.，2018；Ye et al.，2021；李璨 等，2019)，鲜有文献将绩效反馈与上市公司印象管理纳入同一框架进行深入探讨。

本文通过理论分析和实证检验试图回答如下问题：期望绩效反馈如何影响上市公司在年度报告披露过程中的印象管理行为？产权性质、市场化进程、分析师关注和媒体关注等情境因素会对上市公司年报印象管理策略产生何种影响？较之已有研究，本文的贡献主要体现在以下三个方面：第一，拓展了年报信息的研究视角。既有研究更为关注上市公司年报中的定量信息，侧重于探讨管理者对财务数据的操纵，而本文研究则聚焦于年报中的定性信息，即文本信息语言特征。第二，丰富了管理层语调操纵影响因素方面的文献。与国外研究相比，国内从语调特征视角对会计文本信息展开的实证研究较少(肖浩 等，2016)；并且，这些研究主要考察了管理层语调、管理层语调操纵的经济后果(谢德仁 等，2015；林乐 等，2017；曾庆生 等，2018；朱朝晖 等，2018)。不同于此，本文基于期望绩效反馈的视角，着重探讨了管理层语调操纵的前置影响因素。第三，推动了印象管理在我国情境下的研究。本文将源于社会心理学的印象管理与企业行为领域的绩效反馈有机结合，发现上市公司在年报披露过程中倾向于采用积极型印象管理策略。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

上市公司在披露文本信息时，会战略性地设定语调倾向，以影响投资者等利益相关者对公司当前经营状况及未来发展的看法(谢德仁 等，2015；林乐 等，2017；Davis et al.，2012；Arslan-Ayaydin et al.，2016；Boudt et al.，2019)，即存在印象管理行为(Merkldavies et al.，2008；Leung et al.，2015)。从现有文献来看，影响文本信息语调倾向的主要因素大致可被归纳为三个层面：(1)公司发展基本面。规模小、成立时间短、业绩好、波动性小、应计利润低的公司更倾向于在年度报告的前瞻性陈述中使用乐观语调(Li，2010)；低资本成本和高增长的公司在年度报告的文本叙述中表现得更为悲观(Ibrahim et al.，2019)。(2)公司治理机制。董事会独立性和董事会中的女性占比会降低年度报告中的积极语调倾向(Bassyouny et al.，2020)；而CEO权力则会显著提升盈余公告中积极词汇的使用频率(DeBoskey et al.，2019)。(3)管理者特质。在信息披露过程中，自恋型的CEO和拥有慈善工作经历的管理者更倾向于使用积极乐观的语调(Bassyouny et al.，2020；Marquez-Illescas et al.，2019；Davis et al.，2015)。

Huang et al.(2014)基于管理层语调操纵的视角，为学者探究上市公司印象管理行为提供了新的思路，其将语调分离为正常语调和异常语调。其中：正常语调反映了公司发展的基本面，是对公司当前经营状况和未来发展预期的客观描述；异常语调是除公司基本面之外，反映管理者利用其自由裁量权战略性操纵语调倾向的程度，比如当管理者存在提升股价或掩盖糟糕财务绩效的动机时，其向上操纵语调的可能性更高。也就是说，上市公司的文本信息语调包含反映公司经营基本面的正常语调和管理者使用自由裁量权进行文本信息表述修饰的异常语调。本质上，异常语调是上市公司进行印象管理的表现。基于上述逻辑，新近的研究发现，会计稳健性和审计委员会成员的财务专长会抑制管理层向上的语调操纵，即降低上市公司的印象管理程度(Lee et al.，2019；D’Augusta et al.，2020)。

年度报告是上市公司管理者与投资者等利益相关者沟通公司当前经营状况和未来发展战略的重要信息渠道。按照我国证监会的要求，上市公司要在年度报告的“管理层讨论与分析”部分对公司的经营指标和财务指标进行讨论，相关分析应当从业务层面充分解释导致财务数据变动的根本原因，而不能仅仅重复财务报告的内容。我国高度依赖语境文化的社会背景(林晓光，2009)，为上市公司管理者在年报披露过程中进行文本信息的语调操纵提供了可能。基于此，本文利用年度报告中“管理层讨论与分析”部分的语调操纵，刻画上市公司在年报披露过程中的印象管理行为，并进一步探究不同的期望绩效反馈会对年报印象管理产生何种影响。

(二)研究假设

Merkldavies et al.(2008)将基于文本叙述的印象管理策略归结为“归因”和“隐藏”两种行为。其中：“归因”表现为如何使用语言和表达方式来展示良好的绩效，并将积极的结果归因于自身，对应的是积极型印象管理策略；而“隐藏”则是在负面环境中，通过混淆或淡化负面信息，影响利益相关者对负面事件的看法，以期最大限度地减少负面信息对管理者和组织声誉的影响，对应的是防御型印象管理策略。

出于个人声誉维护和职业生涯发展的考虑，管理者具有通过操纵信息获取利益的一般动机。基于信息披露过程中的自由裁量权，如果实际绩效高于期望绩效，管理者在通过年度报告向外界传递上市公司经营状况良好的积极信号时，会产生印象管理行为(Davidson et al.，2004；Hayward et al.，2017)。具体而言，对于财务绩效表现良好的公司，管理者有动机提供和强调积极信息，以彰显他们卓越的领导力和管理能力，并使其与绩效表现不佳的公司区分开来(Healy et al.，2001)，从而诱发管理者对绩效反馈的自我归因。归因理论中的自我服务偏见是指个体倾向于将积极结果归因于自身能力和努力程度，而将消极结果归因于外部因素(Kelley et al.，1980)。良好的财务表现会影响管理层的自我感知水平，并促使其在披露上市公司信息的过程中更多地使用积极词汇(Buchholz et al.，2018)。积极的语调通常伴随着良好的印象(Wu et al.，2021)，管理者进行向上的语调操纵会对良好的财务绩效产生“放大”效应，强化公司和管理者在股东、供应商以及客户等利益相关者心目中的良好形象。从利益相关者认知的角度看，积极的印象管理策略有助于提高管理层激励(包括薪酬激励、股权激励等)的合法化和合理化，巩固管理者职位，优化公司的外部融资环境，进而推动公司的可持续发展(Parhankangas et al.，2014)。从经济理性的角度看，在正向期望绩效反馈的情形下，管理者和上市公司均有动机在年报披露过程中进行文本信息语调的向上操纵，即采用积极型印象管理策略。

如果公司的实际绩效低于期望绩效，则意味着管理者缺乏驱动公司业绩提升的资源调配能力和相应的经营管理能力，此时利益相关者会对公司管理者产生负面印象(Hayward et al.，2017)。在这种情况下，管理者有充分的动机“隐藏”公司经营不善等负面消息，并通过语调操纵对冲可能面临的被解雇、薪酬降低、声誉受损等风险(Leung et al.，2015；Kothari et al.，2009)。与此同时，为了弱化公司发展困境对组织形象与合法性造成的负面影响，并获取支持组织持续发展的关键性资源，管理者也有必要通过适当的方式进行印象管理(Chng et al.，2015)。李四海等(2016)指出，当实际绩效不及期望绩效时，公司将面临利益相关者资源流失的风险，包括商业信用和信贷资金等。此时，管理层有动机对年报中文本信息的语调进行向上的操纵，以“隐藏”公司面临的负面消息，降低利益相关者对公司业绩下滑风险的感知，帮助公司走出经营困境。Files et al.(2018)指出，当上市公司存在违规行为时，管理者可能会借助异常积极的语调来对冲负面事件对公司的影响。Li(2008)针对财务绩效和年报可读性(印象管理的一种表现类型)关系的研究也发现，与盈利公司相比，亏损公司在披露年度报告时存在印象管理行为。综上所述，为了弱化绩效不达标带来的负面影响，并将业绩下滑归因于外部因素，上市公司及其管理者在年报披露过程中存在采用防御型印象管理策略的动机，即在实际绩效低于期望绩效的情况下，对年报中的文本信息语调进行向上的操纵。

基于上述分析可知，无论是正向期望绩效反馈还是负向期望绩效反馈，均有可能导致上市公司在年报披露过程中的印象管理行为。具体地，出于强化或者“凸显”正面消息的动机，在面临正向期望绩效反馈的情况下，管理层向上的语调操纵为积极型印象管理；出于弱化或者“隐藏”负面消息的动机，在面临负向期望绩效反馈的情况下，管理层向上的语调操纵为防御型印象管理。由此，本文提出：

H1a：当上市公司面临正向期望绩效反馈时，实际绩效高于期望绩效的程度越高，年报印象管理程度越高，此时为积极型印象管理；

H1b：当上市公司面临负向期望绩效反馈时，实际绩效低于期望绩效的程度越高，年报印象管理程度越高，此时为防御型印象管理。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2009—2019年所有A股上市公司为研究样本，并借鉴彭博等(2020)、张正勇等(2017)的做法，对初始样本进行了以下筛选：剔除证券、金融、保险业样本；剔除样本期内被ST、*ST以及退市的样本；剔除上市不足一年的样本；剔除相关变量存在缺失的样本；剔除管理层语调操纵值为负数的样本。经过上述处理，最终共得到14571个公司-年度样本。此外，为了克服极端值对研究结论的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%水平上的Winsorize缩尾处理。研究数据来自CSMAR数据库和巨潮资讯网，数据分析通过Stata 15.0进行。

(二)变量定义

1.印象管理(IM)

结合前文对印象管理的定义，首先，采用Python编程软件在巨潮资讯网批量抓取上市公司年度报告，并使用Solider Converter软件将PDF格式的文件转化为TXT文本形式；然后，提取“管理层讨论与分析”部分的文本内容，并采用Python中的Jieba分词模块对文本内容进行分词处理；最后，根据Hownet情感词典库和NTUSD情感词典库，并结合Loughran et al.(2011)构建的财务报告词汇列表，确定相应文本中积极词汇和消极词汇的数量。本文借鉴谢德仁等(2015)、许文瀚等(2019)的做法，按照模型(1)确定“管理层讨论与分析”部分的情感倾向，并将其命名为管理层语调(Tone)。管理层语调(Tone)通过模型(1)测算：

Tone=(积极词汇数量-消极词汇数量)/(积极词汇数量+消极词汇数量)

(1)

管理层语调(Tone)由正常语调部分和语调操纵部分组成。其中：正常语调部分反映了公司的基本面，是对公司业绩和可能面临风险的客观描述；语调操纵部分反映了上市公司在年报披露过程中管理层使用自由裁量权修饰信息表达的程度。本文借鉴Huang et al.(2014)、Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，通过模型(2)测度管理层语调操纵水平：

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“管理层讨论与分析”部分的语调；Size为经过取自然对数处理的公司总资产；Lev为资产负债率；ROE为净资产收益率；Growth为营业收入增长率；BM为总资产与总市值的比值；LOSS为是否亏损的虚拟变量；Age为公司上市年限；EPS为当年每股收益；DEPS为当年每股收益与上一年度每股收益的差值；Year和Industry分别为年份和行业虚拟变量。按模型(2)分年度分行业回归之后，得到残差值，保留残差值为正的样本，并将其定义为年报印象管理(IM)，该值越大，代表上市公司印象管理程度越高(1)残差为正意味着管理层在年报披露过程中采用了向上的印象管理策略。残差为负意味着管理层在年报披露过程中采用了向下的印象管理策略，表现得较为谨慎，这不属于本文关注的印象管理范围。具体而言，本文拟在企业行为理论的研究框架下，以期望绩效反馈作为切入点，探究上市公司在年报披露过程中采用积极型还是防御型印象管理策略？从印象管理策略的类型视角考虑，并结合积极型印象管理和防御型印象管理的定义，本文的理论分析与研究假设均围绕管理层语调向上操纵这一视角展开。。

2.期望绩效反馈

在既有研究中，期望绩效往往通过历史期望绩效和社会期望绩效进行度量(Ye et al.，2021),本文借鉴李健等(2018a，2018b)、Xu et al.(2019)的做法，利用上市公司实际绩效(P)与期望绩效(A)之间的差值来测度期望绩效反馈。实际绩效(P)为上市公司当年资产收益率(ROA)。期望绩效(A)为上一年度上市公司历史绩效和社会绩效的线性组合，具体可通过模型(3)计算得到。

A=a1HA+(1-a1)SA

(3)

其中：HA为历史期望绩效，代表焦点公司上一年度的资产收益率(ROA)；SA为社会期望绩效，代表本年度除去焦点公司之外的行业内其他公司资产收益率的平均值；a1为权重系数，与王菁等(2014)、李健等(2018a)保持一致，a1赋值为0.5。根据本文研究内容，我们将期望绩效反馈分为正向期望绩效反馈(PEPF)和负向期望绩效反馈(NEPF)。当(P-A)大于0时，正向期望绩效反馈(PEPF)的取值为(P-A)，否则取值为0；当(P-A)小于0时，负向期望绩效反馈(NEPF)的取值为(P-A)的绝对值，否则取值为0。正向期望绩效反馈(PEPF)和负向期望绩效反馈(NEPF)均为正向指标，值越大，代表期望绩效反馈水平越高。

3.控制变量

参照Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的做法，本文在检验期望绩效反馈对年报印象管理的影响时，选取的控制变量包括：公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA)、营业收入增长率(Growth)、账市比(BM)、机构持股比例(Ins)、股权集中度(H5)、是否四大(Big4)、两职合一(Dual)、管理层持股(MShare)、管理层薪酬(MSalary)、独立董事比例(Indep)、年份效应(Year)、行业效应(Industry)和省份效应(Province)。

本文变量的说明如表1所示。

表1 变量说明

(三)模型设定

为考察期望绩效反馈与上市公司年报印象管理策略之间的关系，本文构建模型(4)进行了检验：

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：被解释变量为年报印象管理(IM)，代表上市公司在年报披露中的印象管理程度；解释变量为期望绩效反馈。如果正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数显著为正，则表明上市公司在披露年度报告时采用了积极型印象管理策略；如果负向期望绩效反馈(NEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数显著为正，则表明上市公司在披露年度报告时采用了防御型印象管理策略。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计及差异性检验

表2报告了本文主要研究变量的描述性统计结果。年报印象管理(IM)的平均值和标准差分别为0.308和0.209，最小值和最大值分别为0.006和0.860，表明样本上市公司年报中“管理层讨论与分析”部分的语调操纵水平存在较大差异。正向期望绩效反馈(PEPF)和负向期望绩效反馈(NEPF)的平均值分别为0.016和0.013，表明平均而言，样本上市公司的绩效水平增长幅度高于绩效水平下降幅度。其他控制变量的统计结果与既有研究基本保持一致，不再赘述。

表2 主要变量的描述性统计

(二)单变量分析

根据期望绩效反馈是否大于0，本文将样本划分为正向期望绩效反馈和负向期望绩效反馈两组，在此基础上进行单变量分析，具体的检验结果如表3所示。由表3可见：在正向期望绩效反馈组，年报印象管理(IM)的平均值和中位数分别为0.328和0.298；在负向期望绩效反馈组，年报印象管理(IM)的平均值和中位数分别为0.285和0.247；在不同分组下，年报印象管理(IM)的平均值和中位数的差值分别为0.043和0.051，并且通过了1%水平上的显著性检验，表明在期望绩效反馈为正的情况下，年报印象管理程度更高，H1a得到初步验证。此外，在不同期望绩效反馈分组之下，公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA)、营业收入增长率(Growth)、账市比(BM)、管理层薪酬(MSalary)、独立董事比例(Indep)在平均值和中位数上均存在显著差异，说明在检验期望绩效反馈与年报印象管理之间的关系时，对上述变量加以控制是必要的。

表3 单变量分析

(三)相关性分析

表4列示的各变量之间的相关系数检验结果显示，正向期望绩效反馈(PEPF)与年报印象管理(IM)之间的相关系数为0.073，负向期望绩效反馈(NEPF)与年报印象管理(IM)之间的相关系数为-0.075，并且均通过了1%水平上的显著性检验。上述结果表明，在不控制其他影响因素的情况下，正向期望绩效反馈与年报印象管理显著正相关，负向绩效反馈与年报印象管理显著负相关，这为本文进一步检验期望绩效反馈对年报印象管理策略的影响奠定了基础。此外，其他各变量之间相关系数的绝对值均小于0.5，说明模型不存在严重的共线性问题。

表4 主要变量的相关系数

(四)多元回归分析

表5报告了期望绩效反馈与年报印象管理的多元回归结果。其中：列(1)是未纳入解释变量，仅包括控制变量的回归结果；列(2)为正向期望绩效反馈(PEPF)与年报印象管理(IM)的回归结果；列(3)为负向期望绩效反馈(NEPF)与年报印象管理(IM)的回归结果；列(4)是在列(1)的基础上，将正向期望绩效反馈(PEPF)和负向期望绩效反馈(NEPF)同时纳入模型的回归结果。

由表5列(2)可知，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数为0.201，并且通过了1%水平上的显著性检验，表明正向期望绩效反馈越大，上市公司年报印象管理程度越高，H1a得到验证。表5列(3)显示，负向期望绩效反馈(NEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数为-0.099，但未通过显著性检验，H1b未得到验证。由表5列(4)可知，在回归模型中同时纳入正向期望绩效反馈(PEPF)和负向期望绩效反馈(NEPF)之后，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数依然在1%的水平上显著为正，而负向期望绩效反馈(NEPF)对年报印象管理(IM)的影响仍未通过显著性检验，H1a进一步得到验证。上述结果表明，正向期望绩效反馈越大，年报印象管理程度越高，即当实际绩效高于期望绩效时，上市公司在年报披露过程中采用了积极型印象管理策略。

表5 期望绩效反馈与年报印象管理的回归结果

从控制变量的结果来看，公司规模(Size)和营业收入增长率(Growth)对年报印象管理(IM)存在显著的正向影响，账市比(BM)对年报印象管理(IM)存在显著的负向影响，该结果与Lee et al.(2019)、D’Augusta et al.(2020)的研究结论保持一致。此外，股权集中度(H5)和管理层持股(MShare)均会对年报印象管理(IM)产生显著的抑制作用。

(五)内生性控制

1.倾向得分匹配

根据期望绩效反馈是否大于0，设置实验组和对照组，采用倾向得分匹配法估计正向期望绩效反馈对年报印象管理的“平均处理效应”。选取的协变量包括公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA)、营业收入增长率(Growth)、账市比(BM)、机构持股比例(Ins)、股权集中度(H5)、是否四大(Big4)、两职合一(Dual)、管理层持股(MShare)、管理层薪酬(MSalary)和独立董事比例(Indep)。采用一对一匹配、卡尺匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配的估计结果如表6所示，本文重点关注的ATT全部在1%的水平上显著为正，说明正向期望绩效反馈与年报印象管理之间显著正相关，即上市公司在年报披露过程中采用的是积极型印象管理策略。

表6 内生性控制：倾向得分匹配

2.熵平衡

为缓解可能因样本选择偏差而引起的内生性问题，本文借鉴Hainmueller(2012)提出的熵平衡方法进行处理。具体而言：首先，按照期望绩效反馈是否大于0将样本分为两组；然后，进行赋权处理，使得两组间的控制变量实现均衡，以减少回归时的选择偏差。基于熵平衡处理的检验结果如表7列(1)所示，从中可见，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响在5%的水平上显著为正。

表7 内生性控制：熵平衡、工具变量回归和被解释变量提前一期

3.工具变量回归

本文借鉴彭博等(2020)的做法，使用同一年度、同一行业内剔除焦点公司之后的正向期望绩效反馈的均值(PEPF_IV)作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)克服可能存在的内生性问题。表7列(2)和列(3)报告了基于工具变量回归的检验结果，不难发现，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)存在显著的正向影响。

4.被解释变量提前一期

本文将被解释变量进行提前一期处理，以克服反向因果可能造成的潜在内生性问题。此时，解释变量正向期望绩效反馈的时间区间为2009—2018年，被解释变量年报印象管理的时间区间为2010—2019年。重新进行回归分析的结果如表7列(4)所示，从中可见，正向期望绩效反馈(PEPF)的估计系数为0.229，并且通过了1%水平上的显著性检验。

上述一系列检验结果表明，在克服内生性问题之后，本文的研究结论依然成立，即上市公司在年报披露过程中采用了积极型印象管理策略。

(六)稳健性检验

为进一步确保研究结论的稳健性，本文还开展了以下检验：

1.更换解释变量的测量方法

本文采用三种不同的方法重新测度解释变量。其一，当实际绩效高于期望绩效，即为正向期望绩效反馈时，取值为1，否则取值为0，并记为虚拟变量PEPF01；其二，参照彭博等(2020)的做法，根据净资产收益率(ROE)重新计算正向期望绩效反馈，并记为PEPF_ROE；其三，借鉴李健等(2018b)的做法，将模型(3)中的a1赋值为0.6，重新计算正向期望绩效反馈，并计为PEPF_0.6。表8列(1)～(3)报告了上述三种方法的回归结果，从中可见，PEPF01、PEPF_ROE和PEPF_0.6的估计系数分别为0.028、0.666和0.331，并且都通过了1%水平上的显著性检验。

表8 稳健性检验

2.更换被解释变量的测量方法

本文重新对印象管理进行了测度。具体而言，分年度将年报印象管理进行降序排列，并对其进行赋值处理，前十分位的赋值为10，后十分位的赋值为1，其他依次类推，标记为IM10。由表8列(4)可见，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM10)存在显著的正向影响。

3.排他性测试

为进一步验证上市公司在年报披露过程中采用的是积极型印象管理策略，而非防御型印象管理策略，本文设置了上市公司当年是否违规的虚拟变量(Violation)，存在违规赋值为1，否则赋值为0，并将其作为控制变量纳入回归模型。表8列(5)显示，企业违规(Violation)对印象管理(IM)的影响系数虽然为正，但未通过显著性检验，因此可以排除上市公司在年报披露过程中采用了防御型印象管理策略。

综上所述，在替换变量的测量方法以及进行排他性测试后，重新回归所得的结果均与前文基准回归的结论基本保持一致，说明本文研究结论是可靠的。

五、进一步分析

上文的实证检验表明，上市公司在年报披露过程中采用了积极型印象管理策略，即当上市公司面临正向期望绩效反馈时，实际绩效高于期望绩效的程度越高，年报印象管理程度越高。为加深对上市公司积极型印象管理策略的认识，本文引入产权性质、制度环境、分析师关注和媒体关注四个情境因素，进一步探究正向期望绩效反馈影响年报印象管理的边界条件。

(1)产权性质差异性。按照产权性质，我国上市公司可以分为国有上市公司和非国有上市公司。与非国有上市公司相比，国有上市公司管理者的晋升与任命很大程度上受上级政府部门的影响。当实际绩效超过期望绩效时，出于“迎合”上级评价的考虑，国有上市公司的管理者在年报披露过程中进行向上操纵语调的可能性更高。在资源获取方面，政府的“隐形背书”使得国有上市公司在融资、税收、政府补贴等方面具有天然的优势，这在一定程度上会弱化国有上市公司的管理者通过积极型印象管理策略获取资源的动机。因此，本文推断，对于不同产权性质的上市公司而言，正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响可能存在差异。

(2)制度环境差异性。战略管理的制度观认为，企业的运营必须以组织合法性来迎合外部制度环境，企业的任何投资决策行为都应在制度环境许可的框架下进行。受市场化改革和经济发展不均衡的影响，现阶段我国各地区的制度环境存在较大差异。相对于市场化进程低的地区，在市场化进程高的地区，产品市场、要素市场、市场中介组织和法律制度等发展更完备，制度环境对资本市场参与主体行为的约束力更强(柳建华 等，2017)。因此，当上市公司所处地区市场化进程高时，管理者实施机会主义行为的难度增大、成本变高，从而会减少对年报文本信息的语调操纵。基于上述分析，本文推断，在市场化进程较低的地区，正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响更大。

(3)分析师关注差异性。作为资本市场上的重要信息中介之一，分析师基于其专业的分析技能，在市场上收集和传递公司特定的信息，可以有效降低公司内部(管理者)和外部(投资者)之间的信息不对称程度(To et al.，2018)。Irani et al.(2013)发现，分析师覆盖水平越高的公司，进行盈余操纵的可能性越低，即分析师在资本市场中扮演着重要的外部监督者角色。基于此，本文推断，在分析师关注度高的情况下，管理者在对公司历史业绩和未来发展趋势进行分析与讨论时更加客观，进行语调操纵的可能性更低，即分析师关注会弱化正向期望绩效反馈与年报印象管理之间的正向关系。

(4)媒体关注差异性。Hogarth et al.(2018)指出，媒体可以为一个组织的声誉和公众舆论奠定基调。已有研究也发现，媒体作为一种重要的外部治理机制，可以向公众提供信息，提高外部监督水平，协助监管机构提高执法效率，甚至推动公司战略变革(Dyck et al.，2008)。当然，媒体与企业之间也可能存在“合谋”行为(才国伟 等，2015)。那么，在正向期望绩效反馈驱动年报印象管理的过程中，媒体究竟扮演何种角色，是“监督者”还是“催化剂”，尚有待实证检验加以证明。

为考察产权性质、制度环境、分析师关注和媒体关注对正向期望绩效反馈与年报印象管理关系的影响，设定模型(5)进行检验：

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

(5)

其中，M为调节变量，分别代表产权性质(SOE)、市场化进程(Market)、分析师关注度(Analyst)和媒体关注度(Media)。具体地：当上市公司为国有性质时，SOE取值为1，否则取值为0；当上市公司所在地位于高市场化进程地区时，Market取值为1，否则取值为0；分析师关注度(Analyst)和媒体关注度(Media)均进行取自然对数处理。当交乘项PEPF×M的影响系数显著为正(负)时，表明调节变量M会强化(弱化)上市公司的积极型印象管理策略。与此同时，为了确保研究结论的稳健性，本文分别按照上市公司的产权性质、所处地区市场化进程水平、分析师关注度以及媒体关注度对样本进行分组，在此基础上重新检验正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响。

表9列(1)～(3)为产权性质差异性的检验结果。列(1)显示，正向期望绩效反馈(PEPF)和产权性质(SOE)的交乘项(PEPF×SOE)对年报印象管理(IM)的影响系数在1%的水平上显著为正。由列(2)和(3)可见，在国有上市公司样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数为正，并且通过了1%水平上的显著性检验；而在非国有上市公司样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)不存在显著影响。此外，Chow检验的卡方值为17.566，且通过了1%水平上的显著性检验，P值为0.000，表明正向期望绩效反馈的影响系数在分组(国有、非国有)检验中存在显著性差异。上述结果说明，产权性质强化了正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响，即国有上市公司在披露年报过程中更可能采用积极型印象管理策略。

表9列(4)～(6)为制度环境差异性的检验结果。列(4)显示，正向期望绩效反馈(PEPF)和市场化进程(Market)的交乘项(PEPF×Market)对年报印象管理(IM)的影响系数在10%的水平上显著为负。由列(5)和(6)可见，在市场化进程低的样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数为正，并且通过了1%水平上的显著性检验；而在市场化进程高的样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数虽然为正，但未通过显著性检验。此外，Chow检验的卡方值为3.458，且通过了10%水平上的显著性检验，P值为0.065，表明正向期望绩效反馈的影响系数在分组(高市场化进程、低市场化进程)检验中存在显著性差异。上述结果表明，市场化进程会弱化正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响。

表9 正向期望绩效反馈与年报印象管理：基于产权性质和制度环境视角

表10列(1)～(3)为分析师关注差异性的检验结果。列(1)显示，正向期望绩效反馈(PEPF)和分析师关注(Analyst)的交乘项(PEPF×Analyst)对年报印象管理(IM)的影响系数在10%的水平上显著为负(α3=-0.084，t=-1.885)。列(2)和(3)为分组检验的结果，从中可见，只有在低分析师关注度的样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响才显著(α2=0.308，t=4.274)。此外，Chow检验的卡方值为4.048，且通过了5%水平上的显著性检验，P值为0.045，表明在不同的分析师关注度下，正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响系数存在差异。上述结果说明，分析师关注会抑制正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响。

表10列(4)～(6)为媒体关注差异性的检验结果。由列(4)可见，正向期望绩效反馈(PEPF)和媒体关注(Media)的交乘项(PEPF×Media)对年报印象管理(IM)的影响系数为-0.110，并且通过了1%水平上的显著性检验。列(5)和(6)为分组检验的结果，从中可见：在高媒体关注度样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数为0.173，且通过了5%水平上的显著性检验；在低媒体关注度样本中，正向期望绩效反馈(PEPF)对年报印象管理(IM)的影响系数在1%的水平上显著为正，对应的系数值为0.238。此外，Chow检验的卡方值为3.124，且通过了10%水平上的显著性检验，P值为0.083，表明在不同的媒体关注度下，正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响系数存在差异。上述结果说明，媒体关注会弱化正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响。

表10 正向期望绩效反馈与年报印象管理：基于分析师关注和媒体关注视角

六、结论与讨论

(一)研究结论

本文使用上市公司年报“管理层讨论与分析”部分文本信息语调的向上操纵作为年报印象管理的代理指标，以2009—2019年沪深两市所有A股公司为研究样本，实证检验期望绩效反馈对年报印象管理策略的影响。研究发现，上市公司在披露年度报告的过程中采用了积极型印象管理策略，具体表现为：当上市公司面临正向期望绩效反馈时，实际绩效高于期望绩效的水平越高，年报印象管理程度越高。在使用倾向得分匹配、熵平衡、工具变量回归等方法控制内生性问题，并进行一系列稳健性检验之后，该结论依然成立。异质性检验结果表明，在产权性质为国有，市场化进程、分析师关注度和媒体关注度低的情况下，正向期望绩效反馈对年报印象管理的影响更强。

(二)管理建议

基于上述研究结论，本文提出如下建议：第一，年报中的文本内容包含上市公司当前经营状况和未来发展战略等信息，是对财务信息的重要补充，我国证监会等监管部门应出台相关政策，有效引导上市公司披露高质量的文本信息，不断提高上市公司年报的整体质量；第二，鼓励分析师和媒体等外部治理因素积极参与上市公司信息披露的过程，充分发挥外部监督的力量，抑制管理层的机会主义行为，提升上市公司治理质量；第三，公司管理层可能在积极语调的“掩护”之下实施盈余操纵、在职消费和内部人交易等行为，因此投资者要进一步提高对年报文本内容信息的甄别能力，尽可能避免受管理层语调操纵的影响。

(三)局限与展望

尽管本研究得到了一些具有理论价值和启发意义的结论，但同时也存在一定的局限。比如，为简化分析，本文先使用历史绩效和社会绩效的线性组合求得期望绩效，再测度正向期望绩效反馈和负向期望绩效反馈。然而，若分别从历史绩效和社会绩效两个角度考虑，上市公司面临的绩效反馈则具体包括“实际绩效高于历史绩效，实际绩效高于社会绩效”“实际绩效高于历史绩效，实际绩效低于社会绩效”“实际绩效低于历史绩效，实际绩效低于社会绩效”“实际绩效低于历史绩效，实际绩效高于社会绩效”四种组合。那么，基于不同的情形，上市公司具体会采取何种印象管理策略呢？在后续研究中，可以尝试采用多项式回归和响应面分析等方法，系统考察绩效反馈一致性(不一致性)对年报印象管理策略的影响，以进一步深化对上市公司印象管理行为的认识。