管理者超额积极情绪对企业风险承担的影响研究

简建辉 谢娜娜 李文邦 宫 凯

(1.华北电力大学经济与管理学院，北京 102206；2.中国科学院科技创新发展中心，北京 100190；3.华北电力大学新能源学院，北京 102206)

一、引言

风险承担与公司管理层的决策紧密相关，企业风险承担反映了企业对哪一类投资项目的偏好，企业承担的风险越高，意味着管理者更少放弃高风险但预期净现值大于0 的投资项目。企业风险承担体现了企业对投资项目进行的综合评判，代表了企业管理层整体风险偏好与选择。 企业风险承担水平能够帮助企业提高绩效水平，增加在行业中的竞争力，也能推动社会生产率的提高和经济的发展。 现有研究认为提升企业风险承担的提升能够加强股东财富的积累，促进企业的长期发展。

随着信息技术的不断发展，学者对文本信息的研究也逐渐丰富起来。 年报作为企业向外界投资者披露的主要途径之一，是投资者进行投资的重要依据。 年报不仅包含了企业运营的财务数据，还包含了管理者对企业现状的总结以及对未来的展望。 文本信息相对于数字信息的标准化，传递的更多是管理者对企业的评价，为投资者了解企业前景发展具有一定的信息价值。 在年报中管理层讨论与分析(Management"s Discussion and Analysis，MD＆A)部分，管理层的文字信息表述具有叙述性裁量权，目前主要有两种学派的观点:信息增量学派认为管理层会客观披露文本信息，降低信息不对称问题，向投资者投资决策传递有效信息；印象管理学派则认为管理层会利用文本信息进行机会主义行为，更便于管理层文本信息的操纵，加深投资者对企业利好的认知，吸引更多投资者。 现阶段国内外研究学者对企业的文本信息语调也形成了两种不同的结论。 曾庆生等(2018)[1]、余海宗和朱慧娟(2021)[2]、沈菊琴等(2022)[3]从分析师跟踪、股价同步性、企业财务绩效等方面肯定了管理层语调对企业前景的积极作用。 但是，管理者出于自利主义思想可能会对文本信息进行操控(郭慧婷、王昭茜，2023)[4]，向外部利益相关者传递偏离企业实际情况的利好信息，加大信息不对称性，吸引更多投资者进行投资，导致企业未来的经营风险概率增加(张程等，2021)[5]，影响企业的持续发展。

本文以管理者讨论与分析中文本信息作为切入点，研究年报管理者超额积极情绪对于企业风险承担的相关关系以及相关机制分析，尝试从文本信息中获取管理者语调，判断企业管理者投资项目的整体风险水平，对投资者根据文本信息判断企业风险承担水平提供方向，为监管部门加强企业信息披露质量提供建议，增强文本信息对信息使用者的有用性。

二、理论分析与假设提出

(一)管理者超额积极情绪与企业风险承担

根据信号理论，文本信息可以补充数字信息的局限性，向投资者传递企业良好的信号。 同时，外部信息使用者在解读管理层文本信息时，能够理解管理层语调表达的潜在含义，外部市场的表现与文本信息语调情感方向一致，管理层作为信息传递者会向市场传递企业未来发展战略以及规划。 管理者在管理者讨论与分析部分采用积极的语调进行表述，传达的积极信息有助于管理者进行融资、展现企业经营状况以及未来发展趋势等，吸引投资者的投资行为(Bochkay 和Levine，2019)[6]。 在企业风险承担决策中，管理层会将自身收益与成本的权衡。高风险的投融资项目可能为企业带来超额回报，成功的投资项目会为管理者带来积极的声誉与社会影响力，管理层能获取更多资源以及个人收益(黄方亮等，2019)[7]。

管理者超额积极情绪是从管理层语调中分离出超出实际语调的部分，在一定程度上体现了管理层对自身能力认知和投融资环境的积极态度。 管理层通过文本传递信息，更容易获得投资者的关注与青睐，信息传递的有效性和广泛度越强。 赵宇亮(2020)[8]研究发现企业MD＆A 未来信息发展展望披露水平吸引投资者关注，降低融资成本，缓解融资约束对企业发展的限制，提升企业投资效率。 年报MD＆A 部分具有前瞻性的信息价值，未来的不确定性会使前瞻性信息价值显得更为重要。 MD＆A 前瞻性描述有利于市场获取信息更多信息，有效改善投资者决策的信息环境(王雄元、高曦，2018)[9]，帮助投资者预测企业未来盈利(Feng，2010)[10]，降低企业股价崩盘风险(原东良、李燕，2022)[11]。

行为金融理论大量的研究表明，管理者普遍存在乐观或自信的心理偏差，这种心理偏差又表现在具体的决策行为中。 由于管理者对公司未来前景的乐观和对自我管理能力的过度自信，在信息披露中往往会采用大量乐观的、积极的正面词汇表达相关见解，它是管理者释放的信号，会倾向于选择高风险高收益的项目，提升企业的风险承担水平。 从收益的角度来看，选择高风险的投融资项目可能会为企业带来超额的回报，成功的投资项目也会为管理者带来积极的声誉和社会影响力。 基于以上分析提出假设1。

假设1:管理者超额积极情绪与企业风险承担正相关，即管理者超额积极情绪越高，企业风险承担越强。

(二)管理者超额积极情绪、股权激励与企业风险承担

股权激励作为一种长期激励机制，是企业持久发展的重要方面。 股权激励对管理层短期行为具有有效缓解作用，能够促使管理层投资高风险项目(石琦等，2020)[12]。 被激励的管理层会根据股票收益波动率适当增加企业的风险承担水平，降低管理层风险规避的行为(甘丽凝等，2019)[13]。 Chesney 等(2020)[14]研究发现实行股权激励的企业会提升财务杠杆系数、降低资本性支出以及增加研发投入，促进企业风险承担水平。 此外，从激励效果来看，股权激励相较于固定的薪酬激励能更有效地激励管理层风险承担水平。 股权激励可以避免货币薪酬缴税，具有更加有效的激励效果。 上市公司管理层实行股权激励措施能够加强股东利益共享、企业风险共担的倾向(冷雪蕊等，2022)[15]。 股权激励能够将个人利益与企业的发展目标相结合，使管理层风险偏好与股东偏好趋同，减少管理层自理主义行为，增强管理层对项目风险的利益共享、风险共担，对企业风险承担水平起到优化效果。 管理层持股比例对管理者来说通常作为一种激励措施，能够有效降低委托人与代理人的代理冲突，增加管理层风险承受能力，更有意愿进行新的研发创新。 李春瑜(2023)[16]、俞静和蔡雯(2021)[17]研究发现管理层股权激励有助于提高企业创新，增加公司的竞争优势，促进企业长期发展。 Koirala 和Marshall(2020)[18]选择并购企业作为研究对象，证实了管理层股权激励有助于激励企业并购、增加研发投资和实施专业化经营，而较少进行固定资产投资，这也间接说明了股权激励将有利于促使管理层采取高风险的决策。 基于以上分析提出假设2。

假设2:股权激励能强化管理者超额积极情绪对企业风险承担正面影响。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文选择2010-2020 年A 股上市公司作为研究对象，管理者超额积极情绪数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)，内部控制指数数据来源于迪博(DIB)内部控制与风险管理数据库，其他数据来自国泰安数据库(CSMAR)，数据的处理主要运用Stata15 软件。 为满足研究需要，本文对样本数据进行以下处理:(1)剔除金融行业的数据；(2)剔除ST 样本企业；(3)剔除数据缺失的企业；(4)对所有连续变量在1%和99%水平上进行缩尾处理。

(二)变量定义

1.管理者超额积极情绪

本文对管理者超额积极情绪的衡量参考王华杰和王克敏(2018)[19]的相关研究，根据管理者讨论与分析部分管理者的积极词汇与消极词汇，计算出管理层净语调TONE。 其中，Positive是MD＆A 中正面语调词汇数，Negative 是相对应的负面语调词汇数。 TONE 的数值越大，说明管理层用词越积极。

在计算出净语调TONE 的基础上，对年报净语调(积极语调-消极语调)/(积极语调+消极语调)分离出正常情感倾向和夸张情感倾向，在管理层净语调的基础上进行回归分析，根据计算出的残差项(ABTONE)用来衡量管理者超额积极情绪，体现了管理者超出实际的夸张情感倾向，本文将其定义为管理者超额积极情绪。 残差项(ABTONE)越大，说明管理者语调偏离正常情感倾向程度越大，管理者超额积极情绪越高；反之，残差值(ABTONE)越小，说明管理者语调偏离正常情感倾向的程度越小，管理者超额积极情绪越低。

模型(1)中，TONE 代表管理层净乐观语调；模型(2)中，ROA 是企业业绩；RET 是12 个月持有到期收益率；SIZE 是企业总资产的自然对数；BTM 是账面市值比；RET_SD 是个股月收益标准差；ROA_SD 是过去五年业绩的标准差；AGE 是企业上市年限的自然对数；LOSS 是虚拟变量，如果当年亏损是1，否则是0；D_ROA 是t 期净利润减去t-1 期净利润的差，再除以t-1 期总资产；F_ROA 是t+1 期净利润与t 期总资产的比值。

表1 变量说明

2.企业风险承担

现有的文献研究对企业风险承担的衡量主要包含盈余波动性、股票波动性、现金流波动性等。 本文参考何瑛等(2019)[20]对企业风险的衡量方式，将企业盈余波动性作为衡量企业风险承担的指标。 Risk1 基于营业收入波动性即营业利润/期末资产总额计算t，t+1，t-2 三年盈余波动性的标准差，Risk2 基于营业收入波动性计算t，t+1，t+2 三年盈余波动性的极差。

3.融资约束

本文参考顾雷雷等(2020)[21]建立衡量融资约束程度模型:

其中，Size 代表企业规模，Lev 代表资产负债率，CashDiv 代表公司发放的现金股利；MB 代表企业市帐比＝市场价值/账面价值；NWC 代表净营运资本＝营运资本-货币资金-短期投资；EBIT 代表息税前利润；ta 代表总资产。

按照年度对公司规模、公司年龄、现金股利支付率三个变量进行标准化处理，根据标准化处理后的变量均值对上市公司进行升序排序，分别以上下三分位点作为融资约束的分界点，确定融资约束虚拟变量QUFC，大于66%分位的上市公司定义为低融资约束组，QUFC ＝0，小于33%分位的上市公司定义为高融资约束组，QUFC ＝1。 然后，对模型(4)进行Logit 回归，拟合企业每一年度的融资约束发生概率P，并将其定义为融资约束指数FC，取值在0 到1 之间，FC越大，企业融资约束问题越严重。

(三)模型设计

为了验证假设1 管理者超额积极情绪与企业风险承担之间的关系，运用OLS 模型回归建立模型(5)(6)。

模型(5)(6)中，β0是截距项；βi是各变量的估计系数，ε 是随机扰动项。 如果假设1 成立，则β1的系数显著为正，即管理者超额积极情绪与企业风险正相关，管理者超额积极情绪越积极，对项目投资的积极性越高，企业风险承担水平越高。

为验证假设2 股权激励在管理者超额积极情绪与企业风险承担之间的调节效应，运用OLS 模型回归建立模型(7)(8)。

在模型(7)(8)的基础上增加了交互项ABTONE×Msr，如果假设2 成立，交互项β3显著为正，即股权激励能促进管理层对项目经营投资的积极性和信心，降低风险规避的意识，进而强化管理者超额积极情绪与企业风险承担的关系。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2 报告了主要变量的描述性统计。 企业风险承担(Risk1 和Risk2)的均值分别是3.030和5.720，标准差分别是3.660 和6.810，表明样本中的企业风险承担水平存在一定的差异。 管理者超额积极情绪(ABTONE)的均值是0，最大值是0.120，最小值是-0.300，标准差是0.120，说明样本中管理者超额积极情绪的差别较大。 控制变量的分布在合理的范围内，与相关研究中数据基本保持一致。

表2 主要变量描述性统计

(二)回归结果

表3 中列(1)和列(2)的回归分析可以看到，管理者超额积极情绪与企业风险承担Risk1、Risk2 之间的系数分别为0.663 和1.252，且均在5%的显著性水平上显著，说明管理者超额积极情绪越高，风险规避程度越低，在一定程度上代表了管理者在对高风险项目进行决策的意愿是处于一种积极的状态，企业风险承担水平越高。 列(3)和列(4)回归结果显示，管理者超额积极情绪回归系数为正，交互项ABTONE×Msr 变量回归系数分别为7.874 和14.800 且在1%的显著性水平上显著为正，表明提升管理层持股比例会增强管理层参与企业运营的积极性，强化了管理者超额积极情绪对企业风险承担的正面影响。

表3 管理者超额积极情绪与企业风险承担

五、进一步分析与稳健性检验

(一)进一步分析

相较于非国有企业，国有企业在追求企业绩效的基础上还承担着更多的社会责任，尤其是在党的十九大之后国企高管利用年报传递企业信息会考虑更多政治风险问题，这会使国企高管利用年报信息进行情绪化决策行为就会减弱。 所以，相较于国有企业，非国有企业管理者更有可能利用语调向外界传递过度的好消息，吸引更多的投融资项目，提升企业风险承担水平。表4 中列(1)和列(3)报告了国有企业管理者超额积极情绪与企业风险承担(Risk1 和Risk2)之间相关系数并不显著。 列(2)和列(4)报告了非国有企业管理者超额积极情绪与企业风险承担(Risk1 和Risk2)之间的系数分别为1.726 和3.244 ，相关系数在1%的显著性水平上显著。 说明非国有企业中管理者超额积极情绪越高，企业风险承担水平越强，其主要的原因可能是非国有企业管理层竞争意识更强，会向市场传递企业更多积极的信息，吸引相关投资者，企业风险承担能力越强。

随着我国资本市场的不断成长，公司治理机制也在不断完善，机构投资者可以通过参与公司的治理，对管理者决策起到一定的监督作用，从而对企业风险承担产生影响。 基于此，可以合理预测，机构投资者低组中，管理者受到监督和约束越低，管理者超额积极情绪越高，管理者投融资决策越积极，企业风险承担水平越高。 本文将机构投资者按照行业年度中位数分为高组和低组进行回归分析。 表4 报告了列(6)和列(8)机构投资者比例低的组中，管理者超额积极情绪与企业风险承担相关系数分别为1.357 和2.524，均在1%的显著性水平上显著。 列(5)和列(7)是机构投资者持股比例高的组，两者相关系数并不显著。

(二)渠道测试

企业风险承担的方式主要是通过投资以及融资，管理层对企业风险承担的影响也是通过具体的投资和融资决策。 为进一步探究管理者超额积极情绪通过哪些途径影响企业风险承担水平，本文运用三步法检验企业融资和投资水平在管理者超额积极情绪与企业风险承担之间的发挥的中介效应。 从投资角度来看，研发投资往往具有高不确定性、高成本的特征，研发活动越多，企业经营的风险相对要大。 从融资角度来看，债务融资具有明确的还款期以及严格的条例，企业利用外部债务融资比内部筹资承担的风险相对要高，推测企业债务融资水平越高，企业的风险承担水平越高。 本文采用研发投入占营业收入比例(R＆D)度量企业的投资水平。同时，用负债占资产比例(Lev)衡量企业整体债务融资水平。 表5 从投资和债务融资角度报告了管理者超额情绪对企业风险承担的渠道测试。

表5 管理者超额积极情绪影响企业风险承担的渠道测试——投资和债务融资角度

表5 中的列(1)-(3)是逐步回归检验投资水平的渠道测试，列(1)报告了管理者超额积极情绪能够促进企业风险承担，列(2)实验结果显示管理者超额积极情绪与研发投入占比正相关且在1%的显著性水平上，但是在列(3)回归中，加入研发投入变量对假设1 再次回归，研发投入的系数不具有明显的显著性水平，不满足中介效应检验。 所以，管理者超额积极情绪不是通过增加研发投入促进企业风险承担。 列(4)和列(5)报告了管理者超额积极情绪通过债务融资影响企业风险承担的渠道测试结果。 在列(1)管理者超额积极情绪与企业风险承担正相关的基础上，列(4)回归显示，管理者超额积极情绪与债务融资的估计系数为0.068 且在1%的显著性水平上，说明管理者超额积极情绪越高，债务融资越多；列(5)回归结果显示，当被解释变量是Risk1，在列(1)的基础上加入Lev 变量，Lev 的估计系数为2.287 且在1%的显著性水平上为正，说明债务融资与企业风险承担正相关。 管理者超额积极情绪的估计系数为0.507且在1%的显著性水平上。 该检验通过渠道测试，说明管理者超额积极情绪通过增加债务融资的方式提高了企业风险承担水平。

管理者超额积极情绪代表了管理者对企业当前及未来发展前景的信心，根据信号理论，能有效增加投资者对企业的好感度，投资者更愿意对有发展前景企业进行投资。 融资约束代表了一个企业融资的难易程度，融资约束程度越低，融资成本越低，融资越容易，企业进行投融资决策就有足够的资金流，企业风险承担能力就越强。 管理者超额积极情绪越高，释放出的信号越积极，企业融资就越容易，融资约束程度越低。 本文选择融资约束FC 指数作为中介变量，该指数越大，代表融资约束程度越高，融资越难、越贵。 表6 中列(1)-(3)是企业风险承担Risk1，列(4)-(6)是企业风险承担Risk2。 列(1)对管理者超额积极情绪与企业风险承担进行研究，结果显示管理者超额积极情绪系数为0.663，在1%的显著性水平上显著，说明管理者超额积极情绪越高，企业风险承担能力越强。 列(2)中，管理者超额积极情绪与中介变量融资约束进行回归，研究发现管理者超额积极情绪与融资约束负相关，回归系数为-0.011，在1%的显著性水平上显著，表明管理者超额积极情绪可以减弱融资约束程度。 列(3)回归结果发现，管理者超额积极情绪与企业风险承担系数为正且在1%的显著性水平上显著，融资约束与企业风险承担系数为负且在1%的显著性水平上显著，说明融资约束可以降低企业风险承担，同时表明中介效应的存在，即管理者超额积极情绪可以通过降低融资约束提升企业风险承担。 同理，列(4)-(6)中介效应依然成立。

表6 管理者超额积极情绪对企业风险承担——以融资约束为中介变量

(三)稳健性检验

1.内生性检验

针对存在的潜在遗漏变量问题，本文采用工具变量法进行内生性检验，借鉴曾庆生等(2018)[1]的研究，将同行业同年度其他企业的管理者超额积极情绪的平均值(ABTONE_m)和上一年度管理者超额积极情绪(L_ABTONE)作为工具变量(IV)。 表7 中列(1)-(3)将同行业同年度其他企业的管理者超额积极情绪的平均值(ABTONE_m)作为IV 进行内生性检验，列(4)-(6)将上一年度管理者超额积极情绪(L_ABTONE)作为IV 进行内生性检验。 首先，ABTONE_m 满足相关性要求，同行业公司面临着相似的外部经营环境，其管理层语调具有一定的相关性。 其次，目前尚未有证据表明同行业同年度其他公司的语调管理策略会影响本公司的企业风险承担水平，故满足外生性条件，采用两阶段最小二乘法进行检验。 ABTONE_m工具变量在表7 中列(1)的回归结果显示第一阶段回归中工具变量(ABTONE_m)与原自变量(ABTONE)相关系数为0.7067 且在1%的显著性上显著，且F 值为447.8，F 值远大于10，通过了弱工具变量检验。 再次，表7 中列(2)和列(3)的第二阶段回归表明在控制内生性问题之后，管理者超额积极情绪越高，企业风险承担水平越高，回归系数分别为2.7988 和5.3634 且在10%的显著性水平上显著，表明实验结果较为稳健。 同理，表7 中列(4)-(6)显示了上一年度管理者超额积极情绪(L_ABTONE)进行第一阶段和第二阶段回归，结果依然稳健。

表7 内生性检验—管理者超额积极情绪与企业风险承担

2.更换变量

本文为了检验回归结论的稳健性，更换对企业风险承担的衡量。 参考张俊玲(2023)[22]把股票波动性作为企业风险承担的衡量方式，Risk3 是考虑股票红利再投资的股票回报率。 回归结果如表8 中列(1)和列(2)所示。 列(1)中管理者超额积极情绪的系数为3.712，在1%的显著性水平上显著为正，表明管理者超额积极情绪促进企业风险承担，与原假设1 结论一致。列(2)在列(1)的基础上加入股权激励作为调节变量进行回归，交互项ABTONE×Msr 系数是29.971，在1%的显著性水平上显著为正，表明股权激励能加强管理者超额积极情绪与企业风险承担正向关系，假设2 成立。

表8 管理者超额积极情绪与企业风险承担-替换变量

3.更换模型

为进一步减少回归模型对回归结果的影响，增强回归结果的可靠性，用固定效应模型对管理者超额积极情绪与企业风险承担水平的关系进行验证，回归结果如表8 中列(3)-(6)所示。列(3)和列(4)回归中显示管理者超额积极情绪与企业风险承担水平在固定效应模型下的回归系数在1%显著性水平上，回归系数分别是1.209和2.302 ，验证了假设1 的结论。 列(5)和列(6)交互项ABTONE×Msr 的回归系数为3.700和6.702，回归系数在10%的显著性水平上显著，验证了假设2 的结论。

六、结论与启示

文本信息语调对投资者了解企业风险承担水平并进行投资决策变得越来越重要。 本文基于2010-2020 年我国A 股上市公司年报，通过文本分析对年报文本语调进行挖掘，探究了管理者超额积极情绪是否影响企业风险承担水平。 研究发现管理者超额积极情绪与企业风险承担呈正相关关系，即管理者超额积极情绪越高，企业风险承担水平越高；股权激励会强化管理者超额积极情绪与企业风险承担的正相关关系。 在进一步分析中，分别根据产权性质和机构投资者比例进行分组回归，实验结果显示非国有企业和低机构投资者比例的管理者超额积极情绪与企业风险承担呈正相关关系。 机制研究发现管理者超额积极情绪通过增加债务融资以及降低融资约束路径促进企业风险承担。

基于本文的实验结果，本文现提出以下建议:第一，从投资者角度，在获取企业财务数据的基础上，通过文本信息等定性信息加以辅助，获取企业更多信息，加强对企业风险承担的识别。文本信息能够传递管理者对企业未来发展前景以及风险承担信息。 基于信号理论，投资者可以关注文本信息获取更多管理者语调信息，了解企业风险承担倾向，为不同风险偏好投资者决策提供一定信息。 第二，从公司角度，在企业真实经营前提下，发挥文本信息传递的有效性，吸引投资者，降低融资约束，同时为管理者制定相关的股权激励措施，强化管理者公司治理的积极性。 第三，从监管部门角度，加强对文本信息披露规范性。 目前文本信息并没有统一的披露规范标准，研究发现管理者超额积极情绪主要通过降低融资约束提升企业风险承担，但是要注意防止企业过度融资导致投资效率低下，对企业长期发展以及投资者造成危害。