共同机构所有权对管理层年报语调操纵的影响研究.pdf

第2 0 卷第8 期2023年8 月DOI编码：10.396 9/j.issn.1672-884x.2023.08.015管理学报Chinese Journal of Management共同机构所有权对管理层年报语调操纵的影响研究Vol.20 No.8Aug.2023刘锦英1#徐海伟?（1.河南大学管理科学与工程研究所；2.华中科技大学管理学院）摘要：以2 0 0 7 2 0 2 0 年中国A股上市公司为研究样本，实证考察共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响。研究发现，共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为具有显著的抑制作用。作用机制检验表明，共同机构所有权能够通过降低代理成本、提高公司信息透明度，以及委派董事来影响管理层年报语调操纵行为，其中公司信息透明度的中介效应占主导。异质性分析表明，在国有企业以及行业竞争程度较高的情境下，共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的抑制作用更加明显。关键词：共同机构所有权；年报语调操纵；公司治理；代理成本；公司信息透明度中图法分类号：C93文献标志码：A文章编号：16 7 2-8 8 4X(2023)08-1245-09Research on the Effect of Common Institutional Ownership on ToneManipulation of Managements Annual ReportLIU JinyinglXU Haiwei?(l.Henan University,Kaifeng,Henan,China;2.Huazhong University of Science and Technology,Wuhan,China)Abstract:This study takes Chinas A-share listed companies from 2007 to 2020 as the researchsamples,and empirically investigates the influence of common institutional ownership on the tone ma-nipulation of managements annual report.It is found that the ownership of common institutions hasa significant inhibitory effect on the intonation manipulation of managements annual report.Themechanism test shows that the common institution ownership can restrain the tone manipulation ofmanagements annual report by reducing agency costs,improving the transparency of company infor-mation and appointing directors.Among them,the intermediary effect of improving the transparencyof corporate information is dominant.The heterogeneity analysis shows that under the situation ofhigh industry competition and state-owned enterprises existing,the ownership of common institutionshas a more obvious inhibitory effect on the tone manipulation of managements annual report.Key words:common institutional ownership;tone manipulation of annual report;corporate gov-ernance;agency cost;transparency of corporate information其不仅能在文字和语调等方面反映企业当前的1研究背景经营状况和未来的变化趋势，同时也是企业管随着大数据信息分析技术的发展，以大样理层向外部投资者提交的一份“报告单 2 。正本为基础的文本信息分析受到广泛关注。研究因如此，企业管理层出于利已动机，对年报文本表明，文本信息具有较大的信息含量，即相比信息进行操纵的动机较为强烈。这表现在语调于标准化的财务数字信息而言，非标准化的文上，相较于其他形式的语调（如业绩说明会语本信息具有财务信息所不能比拟的丰富内涵，调），年报语调被管理层操纵的空间更大3。由收稿日期：2 0 2 2-0 4-14基金项目：国家社会科学基金资助重点项目（2 1AGL007)1245管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月于不真实的语调信息可能会误导投资者的投资专长，具有更强的信息解读和鉴别能力，更有可决策，甚至引起股价崩盘风险，进而给资本市场能发现管理层的语调操纵行为。而且，与单带来不良反应，因此，如何才能抑制管理层策略个企业利润最大化不同，共同持股机构投资者性地操纵年报语调的机会主义行为进而稳定整则更注重共同持股企业投资组合的利润最大个资本市场的发展，成为了当前学者们研究的化。所以，当共同持股机构投资者意识到某一热点话题。已有文献从党组织参与治理4、政个企业的年报语调异常后，为避免因治理的负治关联5、绩效落差6 等角度研究了其对年报外部性而导致投资组合企业整体价值受损，机语调操纵行为的影响，但对全面理清年报语调构投资者有动机参与公司治理，并通过一系列操纵行为还远远不够，需更多的研究成果为行为（如投票反对12 、罢免高管8 等）监督和约洞察年报语调操纵行为的影响因素提供证据。束管理层的机会主义行为。总之，共同持股机机构投资者持有相同行业多家企业的股份构投资者能够优化公司治理，降低代理成本，进称之为共同机构所有权7。近年来，随着中国而抑制管理层的语调操纵行为。从信息效应资本市场的发展，机构投资者日益活跃，尤其是看，共同持股机构投资者在同行业不同企业之机构投资者之间并购事件的频繁发生，致使机间建立了一种互联互通的关系网络，能够改善构共同持股的现象越来越普遍。据Wind统信息环境，减少组合企业之间的信息摩擦，提升计，2 0 0 7 2 0 2 0 年中国资本市场发生近30 0 0信息透明度，降低组合企业之间的信息不对称起机构投资者并购事件，在此背景下，共同机构程度13，从而抑制企业管理层进行语调操纵的所有权这一新兴的所有权模式应运而生。相应机会主义行为。由此，提出如下假设：地，围绕共同机构所有权经济影响的研究也随假设1共同机构所有权能够抑制管理层之展开，并形成了两种主要观点：共同机构所的年报语调操纵行为。有权能够缓解代理冲突8 1，提高公司治理水2.2基于共同机构所有权消极影响的分析平9；共同机构所有权会助推其与管理层合从竞争合谋效应看，当共同持股机构投资谋侵占其他股东的利益，也会促使组合内企业者在权衡监督收益与退出成本后，可能会选择合谋提高产品市场价格10。可见，对于共同机与企业管理层和大股东合谋进行利益输送141。构所有权的经济影响尚需要更多的经验证据加这样，为了能够实现团体合谋利益的最大化，共以验证。同持股机构投资者非但不去监督企业管理层的本研究认为，共同持股机构投资者作为企语调操纵行为，反而可能会促使其相互联合，侵业的重要投资者，可能会对管理层年报语调操占中小股东利益。而且，由于共同持股机构投纵行为产生一定影响。一方面，共同持股机构资者的目标是实现组合内企业的利润最大化，投资者具有协同治理效应，能够强化公司治理，为防止出现非共同持股企业侵占自身利益的现缓解代理冲突，提高公司信息透明度，进而可能象，共同持股机构投资者可能会在共同持股企会抑制管理层年报语调操纵行为；另一方面，共业内建立“合谋同盟”，操纵组合内企业年报语同持股机构投资者也为其操纵合谋和制造信息调的积极程度，掩盖公司真实业绩，以谋取更多壁垒提供了条件，这可能会促使企业管理层通私利。从信息壁垒效应看，共同持股机构投资过粉饰年报语调信息以获取短期超额收益。这者在信息获取和信息传播方面具有较大优势，说明共同机构所有权对管理层年报语调操纵行而为了维持机构的信息优势以实现自身效用最为的具体影响，无法通过简单的理论分析得出大化15，可能会促使企业管理层向外提供不真明确结论，还需通过实证方法加以检验。为此，实的年报语调信息。由此，提出如下假设：本研究利用2 0 0 7 2 0 2 0 年中国A股上市公司假设2 共同机构所有权能够促进管理层数据，深人考察共同机构所有权对管理层年报的年报语调操纵行为。语调操纵行为产生的积极和消极影响。3研究设计2理论分析与研究假设3.1样本选择和数据来源2.1基于共同机构所有权积极影响的分析本研究选取2 0 0 7 2 0 2 0 年中国A股上市从治理效应看，不同于一般的机构投资者，公司为研究样本，并进行了如下处理：剔除金共同持股机构投资者在参与同行业不同企业经融保险类上市公司样本；剔除ST、PT 类上市营的过程中积累了较为丰富的管理经验和行业公司样本；剔除相关变量缺失的上市公司样1246共同机构所有权对管理层年报语调操纵的影响研究一一刘锦英徐海伟本。经过筛选，最终得到2 318 4个样本观测值。年报文本语调数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS)，其他数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。考虑到极端值的影响，对所有连续变量前后1%和9 9%分位进行Winsorize处理，并利用Stata16.0软件进行统计分析。3.2变量定义本研究对各变量的选取与测度说明如下。(1)被解释变量：管理层年报语调操纵（A T）首先，根据曾庆生等3 的研究，收集CNRDS数据库中金融情感词汇列表里所计算的正面语调词汇数和负面语调词汇数。其次，借鉴谢德仁等16 的研究，根据模型来计算年报净乐观语调（T），即T=（正面语调词汇数一负面语调词汇数）/（正面语调词汇数十负面语调词汇数），其值越大，说明年报语调越积极。接着，借鉴HUANG等17 的研究，构建模型（1)和模型（2)的残差值，即为异常语调。最后，为了避免不考虑残差的正负及操纵方向性问题对研究结论的影响，借鉴张志红等18 1的研究，在以上述模型估计出的残差绝对值作为异常语调的代理变量后，进一步根据残差值的正负来定义年报语调操纵行为，即将上述残差值为正的样本观测值ATi/AT，取1,否则为0。T=+R+02RE+S+BM+0,SRE+SR+AGa+LS+DNa+ei;(1)T=0+R+2REi+S+BM+SRE+SR+AG+LS+DN+010FNi+ei，(2)式中，i表示时间；t表示个体；R表示资产收益率；RE表示当期年度股票收益率；S表示总资产取自然对数；BM表示账面价值与总市值之比；SRE表示股票月收益率标准差；SR表示过去5年业绩标准差；AG表示企业年龄；LS表示企业是否亏损；DN表示t和t一1期净利润之差再除以t一1期总资产；FN表示t十1期净利润与t期总资产之比；0。、。为常数项;0 1g、810 为系数；为随机扰动项。(2)解释变量:共同机构所有权(C）借鉴HE等7、杜勇等19 的研究，从3个维度来衡量共同机构所有权：虚拟变量（C）：在季度上，计算每家上市公司是否存在共同持股机构投资者，是则取1，否则取0；联结程度（C）：在季度上，计算每家上市公司有多少名共同持股机构投资者，再求其年度均值，并取自然对数；持股比（C3）：在季度上，计算所有共同机构投资者持股比例之和，再求其年度均值。需要说明的是，所谓的共同持股机构投资者是指机构投资者的持股比例不低于5%，且该机构投资者在同行业其他企业持股比例也大于或等于5%。之所以选择以5%作为门槛值，是因为股东只有在持股比例超过5%时才有一定的经营决策权，且5%也是股权变动的警戒线。(3)控制变量根据以往研究，本研究选取企业规模（S，期末总资产取自然对数）、资产负债率（L，期末总负债除以总资产的百分比）、资产收益率（R，净利润除以平均总资产的百分比）、营业收入增长率（G，当期营业收入与上期营业收入之差除以上期营业收入的百分比）、董事会人数（BO，董事会人数取自然对数）、独立董事比例（DE，独立董事人数除以董事人数）、两职合一（DU，董事长与总经理为同一人时取1，否则取O）、机构投资者持股比（INS，机构投资者持股数除以流通股本）、账面市值比（BM,账面价值除以总市值）、上市年限（AG，公司上市年限取自然对数）、管理层持股比例（SH，管理层持股数除以总股本）、是否四大(BI,审计单位为四大事务所时取1，否则取O)作为控制变量。此外，还加人了行业虚拟变量（I ND）和年份虚拟变量（Y）。3.3模型设定为了检验共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响，本研究构建了如下检验模型：AT=o+1C+CV+Y+IND+ei，(3)式中，控制变量（CV)为一系列可能影响管理层年报语调操纵行为的特征变量；为常数项；1为系数。根据被解释变量的特点，参考已有研究18 ，采用Logit回归进行估计，并用Probit回归做相应的稳健性检验。若假设1成立，则1应显著为负；若假设2 成立，则i应显著为正。4实证结果分析4.1描述性统计主要变量的描述性统计结果见表1。由表1可知，管理层年报语调操纵ATi、A T，的均值分别为0.517、0.518，说明有超过一半的企业存在年报语调操纵行为。共同机构所有权虚拟变量（C）的均值为0.116，说明大约有11.6%的样本企业被机构投资者共同持有；共同机构所有权联结程度（C2）和共同机构所有权持股比例（C3)的最小值均为0，最大值分别为0.8 9 6、0.280，说明不同企业之间的共同机构所有权存在较大差异。.1247管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月表1主要变量描述性统计4.3稳健性检验变量N均值最小值中位数最大值标准差ATi231840.517AT220577Ci23184C223184C323 184S2318422.31715.577L23 184R23184G23 184BO23184DE23184DU23184INS23184BM231840.617AG23184SH23184BI231840.0614.2回归结果分析共同机构所有权与管理层年报语调操纵的回归结果见表2。由表2 列（1)和列（4)可知，共同机构所有权虚拟变量（C）与管理层年报语调操纵（AT/AT）的系数分别为一0.13 7、一0.148，且均在1%水平上显著，说明存在共同机构所有权下的企业年报语调操纵倾向比没有存在共同机构所有权的企业要低；由列（2）和列（5)可知，共同机构所有权联结程度（C,）的估计系数分别为一0.18 5、一0.19 7，且均在1%水平上显著，说明共同机构所有权联结程度越高，管理层年报语调操纵的倾向越低；由列（3）和列（6)可知，共同机构所有权持股比（C）的估计系数分别为一0.6 57、一0.58 1，且均显著，说明机构投资者共同持股比例越高，越有助于降低管理层年报语调操纵行为。由此可见，共同机构所有权能够抑制管理层年报语调操纵行为，从而验证了假设1，拒绝了假设2。表2 共同机构所有权与管理层年报语调操纵的回归结果(1)(2)类别AT1Ci0.137*(2.83)C2(2.73)C3(-3.00)CV控制Y控制IND控制N23 184常数项5.377*5.376*5.395*5.436*5.437*5.469*(11.30)(11.29)Pse-R20.109注：*，*分别表示在1%、5%水平上显著；括号内数值为值（t值）。下同。12484.3.1Heckman0.0001.0000.5180.0000.1160.0000.0830.0000.0240.0000.4670.0690.0330.2690.169-0.6232.1501.6090.3730.3000.2160.0000.4080.0000.1102.4691.3860.0780.0000.000（3)ATiAT1-0.148*(2.86)-.0.185*0.197*(2.71)0.657*控制控制控制控制控制控制2318423184(11.37)(10.71)0.1090.1091.0001.0001.0000.0001.0000.0000.8960.0000.28022.16728.5430.4670.9160.0330.2140.0923.3032.1972.7080.3330.5710.0001.0000.4183.2670.6121.1662.4853.2960.0000.6030.0001.000(4)(5)AT2AT2-0.581*(2.52)控制控制控制控制控制控制2057720577(10.70)(10.79)0.1100.1100.5000.5000.3200.2290.0711.3120.2020.0660.4860.2020.0530.4110.2300.2560.4970.1480.240(6)AT2控制控制控制205770.110考虑到机构投资者在选股时可能具有某种特殊类型的偏好，因而可能存在样本选择偏差问题。为此，使用Heckman两步法进行检验。在第一阶段，以是否存在共同机构所有权为因变量，将基准回归中的所有控制变量作为解释变量，用Probit模型进行估计；随后根据回归结果构造选择校正项逆米尔斯比率（IMR），并将其作为控制变量带入第二阶段。第二阶段的结果表明，在将IMR作为控制变量加人后，本研究结论依然成立。4.3.2工具变量法考虑到共同机构所有权与管理层年报语调操纵之间可能存在因互为因果关系而导致的内生性问题，故根据杜勇等19 的研究，选取上市公司在中证50 0 指数中的变动情况作为工具变量(IV)进行检验，即若股票上一期由非中证50 0调人中证50 0,IV则取值为1，否则取0。结果显示，IV系数显著为负，且F统计量远大于临界值10，说明工具变量选取合理且有效；基于工具变量估计得到的共同机构所有权的系数均显著为负，表明在缓解内生性问题后，本研究结论依然成立。4.3.3PSM-DID为进一步解决内生性问题，本研究采用PSM-DID法，即将没有共同机构所有权变更为共同机构所有权的样本作为处理组，TR取1；将共同机构所有权始终未发生变化的样本作为控制组，TR取O；P是变更年份前后的虚拟变量。考虑到处理组和控制组可能存在选择性偏差问题，本研究首先采用PSM进行1：1最近邻匹配，匹配变量为基准回归中的所有控制变量，而后再利用DID模型进行检验。模型设定如下：ATi=o+iTRiXP,+aTR+Z CV,+Y+IND+ei,式中，TRXP表示股权结构变化对年报语调操纵行为的净效应；表示常数项；、2 表示系数。由于P与年度虚拟变量高度相关，参照刘瑶瑶等2 0 的研究，仅将TRXP和TR加人模型，而未加人P变量。结果表明，交乘项TRXP的系数显著为负，说明当上市公司从没有共同机构所有权变更为共同机构所有权后，管理层的年报语调操纵行为显著降低。4.3.4其他敏感性测试为增强结论的稳健性，本研究还进行了如(4)共同机构所有权对管理层年报语调操纵的影响研究下测试：改变回归方法。为了避免不同的回归方法对研究结果可能产生的影响，使用Probit模型替代Logit模型重新进行回归。增加控制变量。为减少遗漏变量对研究结论的影响，进一步增加了是否亏损、管理层薪酬、机构大股东、股权制衡度作为控制变量。子样本回归。考虑到金融危机对机构投资者投资的影响，剔除了2 0 10 年之前的样本再次进行回归。以上检验结果与前文结论一致。5作用机制分析根据前文分析，代理成本和公司信息透明度可能是共同机构所有权影响管理层年报语调操纵行为的作用路径。此外，在现代公司治理体制下，共同持股机构投资者能够通过委派董事的方式对上市公司的经营活动施加实质性的影响19。因此，借鉴温忠麟等2 1 的中介效应模型，从代理成本、公司信息透明度和委派董事3个角度进行机制分析。具体步骤为：检验共同机构所有权与管理层年报语调操纵行为的关系，结果见表2，系数显著为负；检验共同机构所有权与中介变量的关系；将共同机构所(1)（2)类别ACCI-0.002*(-3.80)C2C3ACCVYINDN常数项Adj/Pse-R25.2公司信息透明度的中介作用借鉴伊志宏等2 3 的研究，用深交所公布的信息披露等级来衡量公司信息透明度（RK），对于评定等级为A、B、C、D 的样本，分别赋值为4、3、2、1，其值越大，公司信息透明度越高。回归结果见表4。由表4列（1)列（3)可知，共同机构所有权与公司信息透明度在1%水平上显一一刘锦英徐海伟有权、中介变量和年报语调操纵纳人统一模型中进行回归分析。鉴于本研究的因变量为二分类变量，中介变量为连续变量，运用因果逐步回归方法，结合Logit模型进行中介效应分析，构建模型如下：Mu=%+C+CV,+Y+IND+i;(5)ATu=o+C+aMu+CVi+Y+IND+i,式中，C为共同机构所有权；M为中介变量；%、Mo为常数项;1 12为系数。5.1代理成本的中介作用借鉴陈克就2 2 的研究，用其他应收款/总资产来衡量代理成本（AC），其值越大，表示大股东侵占中小股东的代理问题越严重。回归结果见表3。由表3列（1）列（3)可知，共同机构所有权与代理成本在1%水平上显著为负，说明共同机构所有权可以降低代理成本；由列（4)列（9)可知，在主检验的基础上加人中介因子之后，代理成本与年报语调操纵显著为正，说明代理冲突会加剧管理层的年报语调操纵行为。综上，代理成本在共同机构所有权与管理层年报语调操纵行为之间起部分中介效应。表3代理成本的机制检验(3)（4)ACAC(2.77)-0.003*(3.75)-0.010*(-4,08)控制控制控制控制控制控制23184231840.037*0.037*(4.27)(4.26)0.1200.120(6)(5)(6)ATIAT1-0.134*0.181*(2.68)0.644*(-2.94)1.206*1.207*(2.76)(2.76)控制控制控制控制控制控制23184231840.037*5.337*（4.32)(11.21)0.1200.109(7)ATiAT2-0.146*(2.82)0.194*(-2.68)-0.571*(-2.48)1.203*1.038*:(2.75)(2.23)控制控制控制控制控制控制23184231845.336*5.356*(11.20)(11.28)0.1090.109著为正，说明共同机构所有权可以提高公司信息透明度；由列（4）列（9)可知，在主检验的基础上加人中介因子之后，公司信息透明度与年报语调操纵行为显著为负，说明提高公司信息透明度会抑制管理层的年报语调操纵行为。综上，公司信息透明度在共同机构所有权与管理层年报语调操纵行为之间起部分中介效应。1249(8)AT21.040*(2.24)控制控制控制控制控制控制20577205775.403*5.405*(10.64)(10.63)0.1100.110(9)AT21.040*(2.24)控制控制控制205775.437*(10.72)0.110管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3 年8 月表4公司信息透明度的机制检验(1)（2)类别RKCI0.138*(5.68)C2C3RKCVYINDN常数项(12.77)Pse-R20.1755.3委派董事的中介作用借鉴蔡贵龙等 2 4的研究，以共同机构投资者委派董事比例(DIR)衡量高层治理。回归结果见表5。由表5列（1)和列（2)可知，是否存在共同机构所有权、共同机构所有权联结程度与委派董事在1%水平上显著为正，说明共同持股机构投资者能够通过委派董事的方式帮助其对上市公司的经营活动施加实质性的影响；由(1)（2)类别DIRCI0.005*(3.70)C2C3DIRCVYINDN常数项0.561*0.561*-0.569*(44.21)(-44.20)(44.65)Adj/Pse-R20.4715.4系数标准化及占比分析利用逐步回归法进行检验后发现，代理成本、公司信息透明度和委派董事均在共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响中起部分中介效应。然而，考虑到在因变量为类别变量、中介变量为连续变量的中介效应模型时，每一步的回归系数均不在同一尺度上，因而无法直接根据回归系数来进行比较。为此，参照刘红云等 2 5 的研究，通过标准化转换来实现回归1250(3)RKRK(2.68)0.210*(6.20)控制控制控制控制控制控制23184231842.904*2.929*(12.87)0.175DIR0.006*(3.36)控制控制控制控制控制控制23184231840.471(4)ATI0.130*-0.174*(-2.57)0.665*(6.22)控制控制控制231842.887*(12.71)0.175表5委派董事的机制检验(3)（4)DIRATI-0.129*(2.65)-0.175*:(2.58)-0.006(-0.99)(-5.57)控制控制控制控制控制控制23184231844.585*(9.22)0.4700.110（5)AT10.051*-0.051*(3.59)(3.58)控制控制控制控制控制控制23184231845.521*5.522*(11.56)(11.55)0.1100.110列（4)列（9)可知，在主检验的基础上加人中介因子之后，委派董事比例与年报语调操纵行为显著为负，说明委派董事能够抑制管理层的年报语调操纵行为；考虑到列（3)中共同机构投资者持股比例的系数不显著，为此，本研究又进行了Sobel检验，结果表明Z值显著。综上，委派董事在共同机构所有权与管理层年报语调操纵之间起部分中介效应。(5)(6)AT1AT(2.79)0.654*(3.03)-1.422*-1.425*-1.447*(5.58)(-5.67)控制控制控制控制控制控制23184231844.582*4.576*(9.21)(9.22)0.1100.110系数的等量尺化，而后再进行中介效应分析。此外，对于二元因变量的中介效应估计，系数乘积估计法得到的结果优于系数差异法，因此本研究通过计算系数乘积法的值来衡量中介效应。系数标准化后的结果见表6。由表6 计算得到，当中介变量为代理成本时，中介效应占比分别为1.7 5%、2.47%、8.10%、1.51%、2.12%、7.0 0%；当中介变量为公司信息透明度时，中介效应占比分别为16.98%、2 5.2 9%、(6)ATi-0.623*(2.84)-0.051*(-3.57)控制控制控制231845.53.9*(11.63)0.110(7)AT20.139*(2.68)0.183*(2.52)0.540*(2.34)-0.062*-0.062*-0.062*(4.08)(4.08)控制控制控制控制控制控制20577205775.597*5.599*(10.99)(10.99)0.1110.111(7)(8)AT2AT2-0.145*0.194*(-2.66)0.571*(2.56)-1.288*1.2.90*(4.67)(4.68)控制控制控制控制控制控制20577205774.762*4.761*(9.01)(9.00)0.1110.111（8)AT2（9)AT2(-4.09)控制控制控制205775.630*(11.07)0.111(9)AT2-1.304*(4.73)控制控制控制205774.781*(9.05)0.111共同机构所有权对管理层年报语调操纵的影响研究71.41%、2 0.8 7%、3 2.6 1%、92.56%；当中介变量为委派董事时，中介效应占比分别为4.2 0%、5.50%、4.53%、3.8 2%、4.97%、3.7 1%。综上，代理成本、公司信息透明度和委派董事在共同机构所有权影响管理层年报语调操纵的过程中均起到了部分中介效应，但相比之下，公司信息透明度发挥着主导性作用。6异质性分析6.1产权性质的影响国有企业存在较长的股权控制链、高管“半市场化、半行政化”治理、官员监督中的“廉价投票权”等问题，且国有企业管理层出于政治晋升需要，也会更加注重维护自身和企业的形象，致使国有企业管理层有更强烈的动机进行年报语调操纵 2 6 。但基于股东积极主义假说，共同持股机构投资者具有降低代理成本和提高公司信息透明度的强动机、高能力，因而更有可能提高国有企业治理效率，进而可以抑制国有企业管理层操纵年报语调的行为。因此，本研究预期，相比于非国有企业，共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响在国有企业中表现更加明显。为此，本研究将企业划分为国企和非国企，若为国企则取1，否则取0。回归结果见表7。由表7 可知，在非国企中共同机构所有权的系数，仅在列（3)显著，其他情况均不显著；在国企中共同机构所有权的系数显著为负，说明共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响在国有企业中表现更加明显。这与本研究预期一致。一刘锦英徐海伟类别ATPanel A:主检验Ci-0.024*(-2.84)C2(2.75)C3(2.85)Panel B:代理成本C,0.023*(2.76)C2(2.68)C3(2.94)AC0.189*0.190*0.189*0.163*(2.75)(2.76)PanelC:信息透明度C-0.022*.(2.67)CC3RK0.029*0.028*0.026*-0.036*0.036*0.034*(-3.58)(3.58)(3.59)(-4.07)Panel D:委派董事Ci0.02*(2.65)C2(2.59)C-0.024*(3.02)DIR-0.199*-0.199*0.200*-0.181*-0.179*-0.163*(5.57)(-5.58)(5.67)(-4.67)表6 系数标准化ATIAT0.026*(-2.84)0.023*0.024*0.025*(2.82)0.022*:(2.68)-0.02*(2.48)0.163*0.163*(2.76)(2.23)0.023*(2.68)-0.020*(2.57)0.021*(2.84)0.024*(2.79)-0.021*(2.66)0.019*(2.56)(-4.68)(4.73)AT20.025*(2.84)-0.022*(-2.52)-0.023*-0.021*(2.24)(2.24)-0.022*(2.52)-0.019*(2.34)-4.08(-4.09)-0.023*AT2AT2表7产权性质分组非国企类别(1)ATiC0.073(-0.84)C2C3CVYINDN12723常数项6.429*6.423*(9.23)(9.21)Pse-R20.105国企(2)（3)ATiATi-0.110(0.89)-1.504*(2.10)控制控制控制控制控制控制12 723(9.15)0.1050.105(4)AT2-0.076(0.78)控制控制控制控制控制控制12723109896.358*6.575*(8.64)(8.63)0.1070.107(5)AT2-0.116(0.84)控制控制控制10.9896.569*(8.60)0.107(6)AT2(2.73)-0.865(1.60)控制控制控制109896.535*(5.70)0.122(7)ATI-0.166*0.227*(2.68)-0.539*(2.12)控制控制控制控制控制控制10.46110 4613.898*3.890*3.981*(5.69)(5.84)0.1220.121(8)ATi(9)ATI(-2.77)控制控制控制控制控制控制10.4619.5883.873*(5.39)(5.39)0.1240.124(10)AT20.178*0.237*(2.64)控制控制控制95883.874*(5.54)0.124(11)AT2(12)AT20.499*(1.87)控制控制控制9.5883.971*1251管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3 年8 月6.2行业竞争的影响更为明显。为此，本研究通过赫芬达尔指数激烈的行业竞争会使企业面临风险叠加和（H H I)来衡量行业竞争程度，HHI值越大，行业绩下滑的窘况，企业为了避免在激烈的行业业竞争程度越小，并根据HHI值的中位数将竞争中被市场所淘汰，有动机掩盖真实业绩，进其分为两组，即HHI小于中位数时为行业竞而可能会通过操纵年报语调来迷惑竞争对手。争程度较高组，取值为1，否则取0。回归结果然而，在行业竞争愈发激烈的情况下，共同持股见表8。由表8 可知，在行业竞争程度较高组，机构投资者的机构协同效应更具有效果19。因共同机构所有权与管理层年报语调操纵在1%此，本研究预期，相比于行业竞争程度较低的企水平上显著为负，而在行业竞争程度较低组则业，共同机构所有权对管理层年报语调操纵行不显著。这与本研究的预期吻合。为的影响，在行业竞争程度较高的企业中表现表8 行业竞争分组行业竞争高类别(1)ATiC-0.219*(3.23)C2CCV控制Y控制IND控制N10.901常数项-14.8 6 7*-14.8 8 3*-14.90 6*(13.81)(13.82)(-10.77)Pse-R20.0997结语本研究利用2 0 0 7 2 0 2 0 年A股上市公司的数据，探讨了共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的影响，得到以下结论：共同机构所有权可以显著抑制管理层年报语调操纵行为；代理成本、公司信息透明度以及委派董事在共同机构所有权影响管理层年报语调操纵行为中发挥部分中介效应，其中公司信息透明度的中介效应占主导；共同机构所有权对管理层年报语调操纵行为的抑制作用，在国有企业和行业竞争程度较高时更加明显。本研究主要理论贡献：从共同机构所有权入手考察其对年报语调操纵行为的影响，不仅为年报语调操纵的影响因素提供新颖的研究视角，也拓展了共同机构所有权经济后果研究；以往研究通常仅孤立考察机构单一持股的经济后果，本研究则从是否存在共同机构所有权、共同机构所有权联结程度以及共同机构所有权持股比例3 个维度，验证了共同机构所有权这1252行业竞争低（2)(3)ATiATI(-3.06)0.3175*(3.31)-1.305*(4.16)控制控制控制控制控制控制1090110.9010.0990.099(4)AT2-0.221*-0.319*(3.13)1.223*(3.73)控制控制控制控制控制控制9.72097203.761*.3.749*(2.68)(2.67)0.0980.098(5)AT2(6)AT2控制控制控制9.7203.72*(2.65)(10.24)0.0990.125一外部治理机制的有效性，丰富了共同持股机构投资者公司治理角色的相关研究。本研究的主要启示：企业要充分意识到共同机构所有权的积极作用，并考虑适时引入共同持股机构投资者，以充分发挥共同持股机构投资者的治理优势和信息优势，完善公司治理体系，提高治理效率，实现企业的长久健康发展。尤其对于国有企业，可以将引进共同持股机构投资者作为完善国有企业治理、加快国有企业改革的一种重要手段。政府相关部门应意识到共同机构所有权这一非正式制度的有效性，要加快完善相关法律法规，积极改善资本市场发展环境，规范并引导共同持股机构投资者有序参与资本市场公司治理。投资者尤其是行业竞争程度高的企业投资者要重视共同持股机构投资者的引导作用，可以借助企业是否存在机构共同持股这一现象作为投资信号，合理解读年报语调信息，做出理性决策。本研究中，对管理层年报语调操纵的测度较为复杂，未来的研究可以考虑改进其测度方(7)AT1-0.038(0.55)控制控制控制122836.500*6.515*.(10.25)0.