胡振興，陳 帥，王阿嬌

(河南理工大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，河南 焦作 454000)

胡振興，陳帥，王阿嬌.管理者過度自信、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與會計穩(wěn)健性[J].河南理工大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2017，18(4):038-043.

管理者過度自信、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與會計穩(wěn)健性

胡振興，陳 帥，王阿嬌

(河南理工大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，河南 焦作 454000)

選取2010—2015年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，實證考察了管理者過度自信以及不同產(chǎn)權(quán)背景對會計穩(wěn)健性的影響。結(jié)果表明，管理者過度自信與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)，國有控股上市公司管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的影響較非國有控股上市公司更為顯著。因此，有效抑制管理者過度自信，謹(jǐn)防產(chǎn)權(quán)屬性的溢出效應(yīng)，有利于公司會計信息質(zhì)量的提高。

管理者過度自信； 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性；會計穩(wěn)健性

會計穩(wěn)健性是債務(wù)契約的結(jié)果，是維護(hù)投資者與債權(quán)人利益，保障資本市場服務(wù)質(zhì)量與效率的關(guān)鍵。作為會計政策選擇與信息披露質(zhì)量測度的重要工具，會計穩(wěn)健性的經(jīng)濟(jì)后果已然引起利益關(guān)聯(lián)者的廣泛重視。誠然，由公司經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)分離狀態(tài)引致的投資低效、資產(chǎn)流失、財務(wù)舞弊等代理問題頻頻曝出，不斷向?qū)徤鞯臅嫓?zhǔn)則發(fā)起挑戰(zhàn)，公司管理者在“會計質(zhì)量”與“管理目的”間搖擺不定，“股東利益最大化”的財務(wù)目標(biāo)不時受到被摒棄的風(fēng)險。一般認(rèn)為，基于會計穩(wěn)健性原則，公司管理者不會高估收入和資產(chǎn)，低估負(fù)債和費用，在確認(rèn)“利好”消息時較“不利”消息更為謹(jǐn)慎。特別是，在信息不對稱與激勵不相容狀態(tài)下，高管很有可能“劍走偏鋒”，導(dǎo)致上市公司信息披露質(zhì)量下降，繼而誤導(dǎo)外部投資者對財務(wù)報告的解讀和投資決策，公司代理問題愈加深化。由此可見，管理者在決策選擇時并不總是“完全理性”的，非理性因素在公司管理障礙和治理壁壘中的角色扮演尤為突出。

本文的研究目的在于：一是以公司產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性形成的資源差異和管理者過度自信水平為切入點，探究不同產(chǎn)權(quán)屬性背景下，過度自信對會計穩(wěn)健性影響程度的差異，進(jìn)而拓展公司治理思路和文獻(xiàn)研究視角；二是分別通過重大事項下的C_Score模型和管理者盈余預(yù)測偏差程度，對公司會計穩(wěn)健性、管理者過度自信水平進(jìn)行有效度量，這樣在一定程度上豐富了相關(guān)變量指標(biāo)的研究文獻(xiàn)，也對代理變量處理方法及適用條件的探索具有一定的啟示作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)過度自信與會計穩(wěn)健性

過度自信是心理學(xué)領(lǐng)域最為穩(wěn)健的研究結(jié)論，其對企業(yè)投資并購行為的開創(chuàng)性運用，打破了傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的研究范式。過度自信的高管往往持以“自我歸因”“自我補償”與“管理防御”的自利傾向[1]，它是對能力水平過高估計、角色地位的過高定位和盈利機(jī)會的過高精確，當(dāng)盈余預(yù)測發(fā)生“變臉”，實際業(yè)績與預(yù)期差距懸殊時，管理者會采取激進(jìn)的會計政策進(jìn)行提前確認(rèn)收益或延遲確認(rèn)風(fēng)險及損失，以此彌補巨額虧損造成的偏差[2]。隨著公司經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)的分離，管理者很可能采取構(gòu)建自己的商業(yè)帝國、私設(shè)小金庫的方式作為激勵不足的替代性選擇。也有學(xué)者指出，過度自信并非激進(jìn)會計政策選擇的直接原因，為保證公司股價穩(wěn)定和外部投資人的熱情，保住自身職位，以及發(fā)生投資虧損時，為“撫慰”投資人和債權(quán)人的不滿情緒，經(jīng)理人會通過盈余管理等會計手段進(jìn)行粉飾報表，因此，激進(jìn)會計政策選擇只是過度自信高管“飲鴆止渴”的經(jīng)濟(jì)后果，并不具備財務(wù)舞弊的直接動機(jī)[3]。即便如此，管理者情緒也會造成財務(wù)報告的陳述失實，即使不存在主觀故意傾向，由于風(fēng)險厭惡和偏好，不可避免地影響到公司業(yè)績的真實披露[4]。基于以上分析，本文提出假設(shè)1：管理者過度自信與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

(二)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與債務(wù)杠桿效應(yīng)

債務(wù)約束不僅是企業(yè)融資過程形成的一種債權(quán)債務(wù)關(guān)系，其杠桿效應(yīng)對公司治理也具有一定影響，并且這種治理效應(yīng)因產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性及股權(quán)集中程度而有所差異[5]。一般而言，財務(wù)杠桿可以通過企業(yè)債務(wù)比例和負(fù)債程度對公司融資方式、規(guī)模和風(fēng)險予以提示，從而抑制公司大舉借債和管理者過度投資，提高公司的治理效率。在我國而言，國有上市公司普遍存在著預(yù)算軟約束現(xiàn)象，政府通過追加投資、提供補貼等方式對承擔(dān)著政策性負(fù)擔(dān)的企業(yè)予以補償和救助，這種方式極大地弱化了公司財務(wù)杠桿的治理效應(yīng)，并且，融資環(huán)境的改善與現(xiàn)金流的充裕性也間接提高了管理者的現(xiàn)金流敏感度和過度自信水平。此外，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)存在著更為明顯的信息不對稱缺陷，較長的委托代理鏈條和所有者缺位造成內(nèi)部控制乏力，經(jīng)理人與股東存在嚴(yán)重的信息不對稱，政府難以確認(rèn)公司虧損是源于政策性負(fù)擔(dān)還是經(jīng)理人管理不善所致，這種“政策紅利”使企業(yè)的市場敏感度不斷降低。

(三)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、管理者過度自信與會計穩(wěn)健性

管理者過度自信是對自身能力的過高估計和對預(yù)期收益的過于樂觀，這種樂觀偏見使公司高管在信息披露中更傾向于利好信息。研究表明，過度自信的CEO有著較高的現(xiàn)金流敏感度和投資沖動[6]，與之伴隨的次優(yōu)投資行為和機(jī)會主義使得具有自我歸因和控制幻覺心理的管理者并不愿意與股東分享未來收益，并對會計信息質(zhì)量形成嚴(yán)重影響[7]。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，由于現(xiàn)金流“安全港”的規(guī)制，國有控股企業(yè)的CEO更有可能忽視融資成本和貸款違約風(fēng)險，加之契約激勵不足[8]，驅(qū)使國有上市公司所在的管理層夸大或高估投資收益，在融資方式上，相比于理性管理者，過度自信高管更傾向于債務(wù)融資，甚至引致投資過度與不足的投資異化現(xiàn)象[9]。

基于上述分析，本文提出假設(shè)2：產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對管理者過度自信與會計穩(wěn)健性的相關(guān)關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，這種溢出效應(yīng)在國有上市公司中更為顯著。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2015年滬深兩市A股上市公司作為初始研究對象，通過如下環(huán)節(jié)對初始樣本予以甄別、篩選：一是剔除金融類行業(yè)上市公司樣本；二是剔除在觀測期內(nèi)被予以ST的公司樣本；三是剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)值異常的公司樣本。經(jīng)過審慎篩選，本文共獲取1 026家上市公司樣本，其中，公司樣本數(shù)據(jù)主要源于Wind金融數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)站(www.cninfo.com.cn)，部分尚未直接披露的指標(biāo)數(shù)據(jù)主要通過手工整理得到。

(二)變量定義

1. 被解釋變量

作為一種財務(wù)報告機(jī)制，會計穩(wěn)健性是對企業(yè)信息披露的可靠性和可證實性的度量準(zhǔn)則和財務(wù)會計行為的重要導(dǎo)向。目前，國內(nèi)外學(xué)者對會計穩(wěn)健性的測度方法主要包含Basu模型、未來現(xiàn)金流與應(yīng)計模型、BTM模型、盈余回報模型和C_Score模型等測度思路，并在此基礎(chǔ)上取得了較為理想的研究效果。鑒于我國證券市場的實際情況和相關(guān)模型指標(biāo)的可獲得性，本文借鑒C_Score度量模型，對樣本公司的會計穩(wěn)健性進(jìn)行有效測度。構(gòu)建會計穩(wěn)健性度量模型如下：

G_Scoreit=μ0+μ1SIZEit+μ2MTBit+μ3LEV

C_Scoreit=λ0+λ1SIZEit+λ2MTBit+λ3LEV，

其中:SIZE表示公司規(guī)模；MTB表示公司成長性；LEV表示公司的財務(wù)杠桿；G_Score是公司對好消息反映的及時性；C_Score是公司對壞消息增量的及時性；μ0、μ1、μ2、μ3為估計系數(shù)。本文建立回歸預(yù)測模型：

Xit=β1+β2Dit+Rit(μ0+μ1SIZEit+μ2MTBit+μ3LEVit)+Dit·Rit(λ0+λ1SIZEit+λ2MTBit+λ3LEVit)+(δ1SIZEit+δ2MTBit+δ3LEVit+δ4Dit·SIZEit+δ5Dit·MTBit+δ6Dit·LEVit)+εit，

其中：Xit為公司盈余；β、λ、δ、μ分別為回歸系數(shù)。由該模型得到C_Scoreit模型的未知參數(shù)λi、μi(i=0,1,2,3),進(jìn)而得到會計穩(wěn)健性的綜合指數(shù)。

2.解釋變量

(1)對過度自信的度量。過度自信是指管理者優(yōu)于平均、過度樂觀的心理偏見，學(xué)術(shù)界對其代理變量的選取主要集中于如下幾種方法：一是CEO股票期權(quán)與持股的增減變動情況(主要指股票的主動增持，而不包括分紅股和業(yè)績股等被動增持狀況)；二是企業(yè)并購頻繁度(樣本觀測期內(nèi)是否出現(xiàn)高頻的公司并購活動)；三是高管相對薪酬集中度(前三名高管薪酬總額占所有高管薪酬總額之比)；四是企業(yè)景氣指數(shù)；五是主流媒體對管理者的評價(評價過程是否涉及過度自信、過度樂觀等敏感措辭)；六是企業(yè)盈余預(yù)測(盈余預(yù)測與實際結(jié)果偏離程度是否超過50%，或者出現(xiàn)“變臉”)；七是企業(yè)過度投資水平。

本文以為，以上過度自信度量標(biāo)準(zhǔn)的適用性有待商榷。至少需要考慮下述幾方面的影響：一是我國企業(yè)股份制改革起步較晚，股權(quán)激勵并未普遍化；二是公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)的差異性，譬如，國有上市公司在樣本觀測期內(nèi)出現(xiàn)高頻并購活動概率較低，難以對過度自信水平做出客觀及時的反映；三是企業(yè)景氣指數(shù)僅僅代表管理者對某一特殊行業(yè)的整體認(rèn)知，難以說明其對某一具體公司的態(tài)度；四是過度自信度量需要規(guī)避主觀測度，例如主流媒體評價和過度投資水平都具有較強的主觀評價色彩。因此本文以公司盈余預(yù)測報告是否發(fā)生“變臉”作為過度自信的代理變量，當(dāng)發(fā)生“變臉”時，取值1；否則，取值0。

(2)對產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的度量。產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性是對公司終極產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的考察，本文將樣本公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有上市公司(中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè))與民營上市公司兩類，排除公司屬性為公眾企業(yè)、外資企業(yè)、集體企業(yè)及其他企業(yè)等屬性類型。產(chǎn)權(quán)屬性樣本數(shù)據(jù)主要來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)各公司實際控制人性質(zhì)進(jìn)行對比核實，對于國有上市公司，取值1；民營上市公司，取值0。

基于以上分析，主要研究變量的選取。定義如表1所示。

(三)模型構(gòu)建

為驗證研究假設(shè)，考察管理者過度自信、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與會計穩(wěn)健性的關(guān)系，本文的基準(zhǔn)研究模型構(gòu)建如下：

C_Score=β0+β1OC+β2STATE+β3LEV+β4ROE+β5FCF+β6SIZE+β7RSH+∑YEAR+∑INDUSTRY+ε。

表1 會計穩(wěn)健性度量模型的變量解釋

三、實證研究

(一)描述性統(tǒng)計

本文對研究樣本的主要變量指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(如表2)，從全樣本來看，我國上市公司會計穩(wěn)健性總體較好，其代理變量的平均值為0.229 7，從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性背景來看，國有企業(yè)C_Score指標(biāo)數(shù)值較民營企業(yè)低0.021，而且，國有企業(yè)高管的過度自信程度明顯高于民營企業(yè)，平均值分別為0.404和0.225 6。對于這種現(xiàn)象的解釋，本文認(rèn)為，與公司預(yù)算軟約束程度及內(nèi)部財務(wù)杠桿的效用發(fā)揮具有一定的聯(lián)系，不難發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在經(jīng)營活動與投資活動的現(xiàn)金流上遠(yuǎn)大于民營企業(yè)，但是其盈利能力ROE指標(biāo)卻低于民營企業(yè)，一定程度上說明了國有上市公司內(nèi)部治理的弱化和經(jīng)營低效。

表2 會計穩(wěn)健性度量模型的主要變量描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

為規(guī)避多重共線性問題，本文對主要研究變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析(表3)。檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量間的相關(guān)性系數(shù)普遍較低，單從系數(shù)符號來看，過度自信變量OC與會計穩(wěn)健性變量C_Score的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，且通過1%水平的顯著性檢驗。

表3 會計穩(wěn)健性度量模型主要變量的相關(guān)性分析

注：*，**，***分別表示變量在10%，5%，1%的水平上顯著。

(三)回歸結(jié)果分析

表4分別列示了在全樣本及不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下，管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果。

表4 管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

注：*，**，***分別表示變量在10%，5%，1%的水平上顯著。

(1)管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的影響。從3個回歸模型的調(diào)整R2值來看，分別為0.631、0.677和0.579，說明方程的擬合優(yōu)度總體較好，具有一定的解釋力。從回歸系數(shù)來看，管理者過度自信變量系數(shù)為負(fù)，分別為-0.06、-0.112、-0.073，說明管理者過度自信會降低公司會計穩(wěn)健性的水平，不利于管理者在對“好消息”“壞消息”進(jìn)行確認(rèn)時采取謹(jǐn)慎態(tài)度。因此，假設(shè)1得到有效驗證。

(2)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對管理者過度自信與會計穩(wěn)健性相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于公司股權(quán)性質(zhì)的差異性，公司內(nèi)部現(xiàn)金流、融資環(huán)境、治理模式有所區(qū)別，進(jìn)而對公司信息披露的范圍、依據(jù)和質(zhì)量產(chǎn)生不同的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)合公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及其相對應(yīng)的過度自信變量系數(shù)來看，產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性確實在一定程度上起到了反向調(diào)節(jié)作用，并且，強化了國有企業(yè)領(lǐng)域管理者過度自信與會計穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此，假設(shè)2得以驗證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

過度自信作為一種非理性行為，是多要素綜合作用的結(jié)果，盈余預(yù)測“變臉”并不完全取決于管理者認(rèn)知偏差和風(fēng)險厭惡態(tài)度，因此，該代理變量并不能等同于完全意義上的管理者過度自信水平，顯然，管理者過度自信還與自身的“組織權(quán)力”即是否兼任董事長、“專家權(quán)力”即是否由內(nèi)部晉升、“聲譽權(quán)力”即是否具備高學(xué)歷和“所有制權(quán)力”即是否擁持股票等因素相關(guān)，而這些管理者特征與管理者的相對薪酬保持較高的一致性。因此，本文將盈余預(yù)測偏差替換為“高管相對薪酬”變量,在其他條件不變的前提下，檢驗發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果與原有結(jié)論并無質(zhì)的差異，提高了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

在信息不對稱與激勵不相容條件下，過度自信的經(jīng)理人往往存在著激進(jìn)會計政策選擇的動機(jī)和可能。特別地，在國有企業(yè)領(lǐng)域，由于所有者缺位和產(chǎn)權(quán)虛置，產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對管理者過度自信與會計穩(wěn)健性間的相關(guān)關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用。企業(yè)會計信息披露質(zhì)量是提升資本市場運作效率、效益和效果的關(guān)鍵，更是維護(hù)自身信譽的重要因素。研究結(jié)果表明，過度自信的高管很可能通過會計政策選擇、會計方法運用及會計方法運用時點的控制，采取會計穩(wěn)健性較低的處理方式，從而降低會計信息披露質(zhì)量。

(二)建議

國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)注意到會計穩(wěn)健性對解決公司所有者與管理層利益沖突的重要性，并在提高會計信息質(zhì)量層面給出了建設(shè)性意見。本文結(jié)合管理者市場表現(xiàn)與制度背景實際，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信引致的會計信息質(zhì)量下降問題主要源于利益誘導(dǎo)和行政干預(yù)。因此，為提高會計信息穩(wěn)健性，可從如下三方面著手。

(1)高管決策理性化。抑制高管對自身控制能力、潛在風(fēng)險強度及預(yù)期結(jié)果評價的認(rèn)知偏差。同時，鑒于我國資本市場尚不成熟，市場價格難以與價值運動保持一致，管理者很容易受“噪音”干擾，需要提升高管專業(yè)判斷和職業(yè)勝任能力。最后，培育管理者契約精神有利于受托責(zé)任的積極履行。

(2)強化公司內(nèi)部控制，實現(xiàn)有效制衡。規(guī)避監(jiān)管約束失之于寬，尤其在國有企業(yè)領(lǐng)域，產(chǎn)權(quán)主體虛置，而深諳公司經(jīng)營狀況的高管處于權(quán)力的金字塔頂端，“開會一言堂”“決策一拍手”“用人一句話”等現(xiàn)象造成內(nèi)部控制失靈。因此，優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮中小股東監(jiān)督積極性具有重要意義。

(3)謹(jǐn)防產(chǎn)權(quán)屬性的溢出效應(yīng)。充分發(fā)揮公司財務(wù)杠桿的治理作用，一方面要理順政府與市場關(guān)系，做好政府職能轉(zhuǎn)變過程中的“加減法”。同時，正視國有企業(yè)預(yù)算軟約束的負(fù)外部性，推進(jìn)市場公平，重塑資本市場功能，繼而提高會計信息披露質(zhì)量。

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[責(zé)任編輯 王曉雪]

Managerialoverconfidence，propertyheterogeneityandaccountingconservatism

HUZhenxing,CHENShuai,WANGAjiao

(SchoolofEconomicsandManagement,HenanPolytechnicUniversity,Jiaozuo454000，Henan,China)

Based on the data of listed companies in A-shared market of China between 2010 and 2015, the paper studies the influence of managerial overconfidence on accounting conservatism and the effect levels under different properties. The results suggest that managerial overconfidence is negatively related to accounting conservatism. Moreover, in terms of the state-owned listed company, the impact on accounting conservatism is more obvious than that of private companies. Therefore, effectively restraining the excessive overconfidence and guarding against the spillover effect of the property right attributes will favor the improvement of the accounting information quality.

managerial overconfidence; property heterogeneity; accounting conservatism

10.16698/j.hpu(social.sciences).1673-9779.2017.04.006

2017-03-17；

2017-05-23

河南省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項目(2015BJJ008);河南理工大學(xué)人文社會科學(xué)研究基金助項目(SKJC2015-2);河南省教育廳人文社會科學(xué)項目(2017-ZZJH-206);河南理工大學(xué)人文社會科學(xué)項目(SKQ2016-4)。

胡振興(1963—)，男，湖南雙峰人，博士，副教授，高級經(jīng)濟(jì)師，主要從事公司財務(wù)和創(chuàng)業(yè)金融研究。

E-mail：1689791818@qq.com

F234.3

A

1673-9779(2017)04-0038-06