管理層過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響的實(shí)證研究

管理層過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響的實(shí)證研究*

侯巧銘， 張喆， 宋力

(沈陽工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院， 沈陽 110870)

摘要：近年來，管理者的非完全理性對公司財(cái)務(wù)決策所造成的影響日益顯現(xiàn)，其主要表現(xiàn)有過度自信、有限理性、參考偏好點(diǎn)等，而其中最為主要也最為重要的便是管理者的過度自信對公司決策的影響。以2010—2012年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，運(yùn)用多元線性回歸方法實(shí)證檢驗(yàn)我國上市公司管理層過度自信與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性和會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性之間的關(guān)系，指出管理層過度自信顯著降低了企業(yè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)的條件穩(wěn)健性與非條件穩(wěn)健性；不同股權(quán)性質(zhì)的公司中，管理層過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響程度不同，非國有控股公司中管理者過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)比國有控股公司更大；嚴(yán)格的外部監(jiān)管能夠顯著地減弱管理層過度自信對企業(yè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)的條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性的影響程度。

關(guān)鍵詞：管理層過度自信； 財(cái)務(wù)決策； 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性； 股權(quán)性質(zhì)； 外部監(jiān)管； 多元線性回歸

中圖分類號(hào)：F253.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

收稿日期：2014-11-22

作者簡介：張強(qiáng)(1993-)，男，湖北公安人，碩士生，主要從事金融學(xué)、保險(xiǎn)學(xué)等方面的研究。

doi：10.7688/j.issn.1674-0823.2015.02.10

2009年10月19日，備受推崇的內(nèi)地送餐服務(wù)業(yè)巨頭福記食品突然向香港高等法院提出清盤申請，引發(fā)了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，福記食品失敗的原因在于其激進(jìn)的經(jīng)營戰(zhàn)略及融資方式，產(chǎn)生激進(jìn)經(jīng)營戰(zhàn)略的根源是管理層過度自信?？梢?，管理層的心理因素尤其是過度自信心理是影響企業(yè)決策的重要因素之一。

一、文獻(xiàn)綜述

眾多學(xué)者研究表明，管理層過度自信心理會(huì)對企業(yè)投資、融資決策、企業(yè)并購以及股利分配等產(chǎn)生顯著影響。Heaton(2002)提出的投資異化模型認(rèn)為，過度自信的管理層易于高估投資凈現(xiàn)值，導(dǎo)致過度投資[1]。郝穎、劉星和林朝南(2005)實(shí)證研究表明，管理層的過度自信行為與公司的投資增長水平呈顯著正相關(guān)，可能引發(fā)低效率的過度投資行為[2]。姜付秀等(2009)以2002—2005年上市公司為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信對我國企業(yè)的擴(kuò)張具有顯著影響[3]。唐蓓(2010)認(rèn)為，上市公司管理層的過度自信程度嚴(yán)重影響了并購行為對現(xiàn)金流的敏感度，即企業(yè)并購受到管理者過度自信的影響[4]。陳其安、方彩霞(2013)利用2004—2010年我國上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為我國上市公司高管人員的過度自信心理偏好將對公司股利分配決策產(chǎn)生顯著的正向影響[5]。

從上述文獻(xiàn)可以看出，已有很多學(xué)者在研究管理層過度自信對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響方面取得了很大的成就，但是關(guān)于管理層過度自信對財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)工作影響的研究卻略顯匱乏。本文旨在探索管理層過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否具有顯著性的影響，并進(jìn)一步考察股權(quán)性質(zhì)和外部監(jiān)管在管理層過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響中的調(diào)節(jié)作用。

二、假設(shè)的提出

1. 管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性分為非條件穩(wěn)健性和條件穩(wěn)健性。會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性指事前的穩(wěn)健，即會(huì)計(jì)處理方法在資產(chǎn)和負(fù)債最初形成時(shí)就確定了。非條件穩(wěn)健性主要受會(huì)計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定的約束，但我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在原則性規(guī)定的基礎(chǔ)上，賦予了管理者一定的彈性空間，使得會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和管理者的決策共同影響盈余報(bào)告。由于存在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則賦予的自主權(quán)利，過度自信管理層的主觀判斷和感知對非條件穩(wěn)健性會(huì)產(chǎn)生一定的影響，他們基于自身的經(jīng)驗(yàn)和心理偏好，根據(jù)對未來的樂觀預(yù)期選擇會(huì)計(jì)處理方法，這會(huì)引起資產(chǎn)價(jià)值的高報(bào)，降低非條件穩(wěn)健性。

Basu(1997)認(rèn)為，會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性是指“好消息”確認(rèn)比“壞消息”確認(rèn)需要更多的驗(yàn)證[6]。Watts(2003)根據(jù)契約理論，認(rèn)為條件穩(wěn)健性能夠緩解委托代理問題，從而降低代理成本[7]。以往的研究表明，公司治理、內(nèi)部控制和政治聯(lián)系等是影響條件穩(wěn)健性的主要因素。近年來，學(xué)者們逐步注意到企業(yè)管理層心理偏差對條件穩(wěn)健性的影響。Ahmed和Duellman(2013)研究認(rèn)為，過度自信的管理層會(huì)顯著降低企業(yè)的會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性[8]，因此本文提出假設(shè)：

H1a：管理層過度自信與會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

H1b：管理層過度自信與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

2. 股權(quán)性質(zhì)、管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

在我國特殊的制度背景下，我國大部分上市公司都是由國有企業(yè)轉(zhuǎn)制而成的，因此屬于國有控股上市公司，中央或地方國資委作為實(shí)際監(jiān)督人對公司行使股東權(quán)利。王彥超(2009)認(rèn)為，國有控股上市公司的重大決策因受到國資委的嚴(yán)格監(jiān)督和管理而存在一定的約束[9]。但是，朱茶芬和李志文(2008)認(rèn)為，由于企業(yè)改制并不徹底，部分國有控股上市公司往往存在所有者缺位和債務(wù)軟約束問題，國資委的監(jiān)管力度不足，影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[10]。朱松和夏東林(2009)研究發(fā)現(xiàn)，雖然國有控股上市公司存在所有者缺位的問題，但事實(shí)上其管理層由于受到黨紀(jì)國法的嚴(yán)格約束，受到的監(jiān)管壓力要高于民營上市公司，因而會(huì)更加嚴(yán)格遵守法律法規(guī)和會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，所以國有控股上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性比民營上市公司更高[11]。

不同于國有控股上市公司，非國有上市公司的管理層通常是企業(yè)的創(chuàng)始人，個(gè)人的主觀意識(shí)對公司決策有較大影響，也更容易滋生過度自信心理。民營上市公司的管理層為了得到更多的融資機(jī)會(huì)，更易于作出激進(jìn)的、損害會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的決策。

綜上，本文提出假設(shè)，即

H2a：非國有控股公司中管理者過度自信對非條件穩(wěn)健性產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)比國有控股公司更大。

H2b：非國有控股公司中管理者過度自信對條件穩(wěn)健性產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)比國有控股公司更大。

3. 外部監(jiān)管、管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

Kahneman和Lovallo(1993)認(rèn)為，外部監(jiān)管能緩解管理層過度自信行為[12]。同樣，Heaton(2002)也認(rèn)為外部監(jiān)管是制約管理者行為最有效的方法。相關(guān)的研究認(rèn)為，獨(dú)立董事監(jiān)管和機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督構(gòu)成了有力的外部監(jiān)管。管理層若受到嚴(yán)格的外部監(jiān)管，必將約束其過度自信行為，則管理層過度自信對條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性的負(fù)面影響應(yīng)該得到緩解[13]。

董事會(huì)是公司治理的重點(diǎn)，董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，對管理層的制約能力越大。在獨(dú)立董事與管理層沒有直接利益關(guān)系的前提下，董事會(huì)中的獨(dú)立董事為了維護(hù)自身在業(yè)界的聲譽(yù)，更有監(jiān)督管理層行為的動(dòng)機(jī)。因此，獨(dú)立董事能夠強(qiáng)化公司的內(nèi)部治理機(jī)制，制約管理者的非理性行為，使管理者披露更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息。

近年來，機(jī)構(gòu)投資者的持股比例日漸上升。一方面，由于機(jī)構(gòu)投資者的持股數(shù)量大，出售則會(huì)增加交易成本，因而機(jī)構(gòu)投資者趨于積極參與公司治理以保證自身利益。另一方面，機(jī)構(gòu)投資者決策對中小股東的影響力不斷上升，因此其參與公司治理、監(jiān)督管理層的行為也是在履行其大股東職權(quán)。機(jī)構(gòu)投資者的存在能夠使管理者更加充分地披露會(huì)計(jì)信息，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因此，機(jī)構(gòu)投資者參與對管理層過度自信行為的監(jiān)督，一定程度上可以保證會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

綜上分析，當(dāng)存在嚴(yán)格的外部監(jiān)管時(shí)，管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系會(huì)被減弱，因此本文提出假設(shè)：

H3a：嚴(yán)格的外部監(jiān)管會(huì)減弱管理層過度自信對會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)。

H3b：嚴(yán)格的外部監(jiān)管會(huì)減弱管理層過度自信對會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 樣本與變量界定

本文的樣本來自滬、深兩市2010—2012年間的主板上市公司，選取的樣本公司均在2009年12月31日以前上市。樣本中剔除了金融保險(xiǎn)類、ST、*ST類公司，為使數(shù)據(jù)完整可靠，同時(shí)剔除了在樣本年度管理層變更的公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本。最后得到的樣本為2010年1029家、2011年1059家、2012年1006家樣本公司，3年共計(jì)3094個(gè)觀測值。本文數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(1) 管理者過度自信。管理者過度自信屬于管理者的心理行為，難以直接度量，因此要找到相關(guān)的替代指標(biāo)來衡量管理者過度自信。很多學(xué)者致力于這方面的研究，并且取得了很大的成功?，F(xiàn)階段，國內(nèi)外學(xué)者用來衡量管理者過度自信的替代變量主要有：①管理者持股變動(dòng)情況；②高管相對薪酬比；③企業(yè)盈利預(yù)測偏差；④企業(yè)實(shí)施并購頻率；⑤主流媒體評(píng)價(jià)；⑥企業(yè)景氣指數(shù)。

不可置否，以上替代變量都具有一定片面性，在目前尚未有更權(quán)威的解決方法的情況下，這些替代變量也不失為一種選擇。近年來，Schrand和Zechman(2011)等學(xué)者嘗試從投資活動(dòng)的角度來解釋管理者過度自信[14]。Ben-David、Graham、Harvey(2007)認(rèn)為，企業(yè)的過度投資與管理層過度自信存在一定的關(guān)系[15]，并且Campbell(2011)認(rèn)為，投資的決策中可能包含關(guān)于管理層過度自信程度的信息[16]。因此，綜合國內(nèi)外的研究和我國的制度背景，基于企業(yè)的投資決策，本文選擇兩個(gè)替代變量來衡量管理層的過度自信。

本文選用的第一種方法是用樣本公司的資本支出與上一年度資產(chǎn)總額比值是否高于同行業(yè)的資本支出與上一年度資產(chǎn)總額的比值的中位數(shù)來衡量管理層過度自信，用CAPEX表示。CAPEX是一個(gè)虛擬變量，當(dāng)樣本公司該比值高于同行業(yè)該比值的中位數(shù)時(shí)，CAPEX取1，否則取0。這種方法基于Ben-David等[15]研究中管理層過度自信的企業(yè)會(huì)有更多資本支出的結(jié)論。

第二種方法是借鑒Schrand和Zechman(2011)衡量管理層過度自信的方法[14]，用總資產(chǎn)增長率和銷售增長率的進(jìn)行回歸的殘差來衡量，用Over-Invest表示。殘差大于0，Over-Invest取1，否則取0。簡而言之，如果資產(chǎn)的增長速度大于銷售收入的增長速度，表明企業(yè)管理層在同行業(yè)中存在過度自信。

(2) 非條件穩(wěn)健性。Givoly、Hayn(2000)和Ahmed等(2002)認(rèn)為，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性意味著會(huì)計(jì)盈余更多地反映了“壞消息”的影響，從而導(dǎo)致累計(jì)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目為負(fù)，因此可以通過累積應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的符號(hào)及大小來判斷會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[17-18]。用Con-ACC來表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度，其計(jì)算公式為Con-ACC=[(扣除非經(jīng)常性損益前的凈利潤-經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流+折舊費(fèi)用)/平均總資產(chǎn)]的3年平均值×(-1)，其值越大證明企業(yè)的會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性越好。

Xi，t/Pi，t-1=β0+β1Di，t+β2Ri，t+

β3Di，tRi，t+ε

(1)

式中：Xi，t為公司i第t年的每股收益；Pi，t-1為i公司t-1會(huì)計(jì)期末的股票價(jià)格；Ri，t為i公司t年的累計(jì)年度超額報(bào)酬率；D為虛擬變量，當(dāng)Ri，t<0時(shí)取值為1，否則取值為0；β2為企業(yè)對“好消息”的盈余反應(yīng)及時(shí)性程度；β3為企業(yè)對“壞消息”比“好消息”反應(yīng)的及時(shí)性增量，代表了企業(yè)的條件穩(wěn)健性水平。

Khan和Watts(2009)認(rèn)為，公司規(guī)模(Size)、市賬比(MTB)和負(fù)債率(Lev)是影響條件穩(wěn)健性的重要因素，在此基礎(chǔ)上他們發(fā)展了Basu模型，用G-score代表“好消息”確認(rèn)的及時(shí)性，用C-score代表會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性。模型具體如式(2)~(4)所示：

G-score=β2=μ0+μ1Sizei，t+μ2MTBi，t+

μ3Levi，t+ε

(2)

C-score=β3=λ0+λ1Sizei，t+λ2MTBi，t+

λ3Levi，t+ε

(3)

將式(2)、(3)代入式(1)中，得到新的模型為

Xi，t/Pi，t-1=β0+β1Di，t+Ri，t(μ0+μ1Sizei，t+

μ2MTBi，t+μ3Levi，t)+Di，tRi，t(λ0+

λ1Sizei，t+λ2MTBi，t+λ3Levi，t)+ε

(4)

運(yùn)用式(4)，用年度橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，估計(jì)出每年的系數(shù)λ0，λ1，λ2，λ3，再將其各年系數(shù)分別代入式(3)中，計(jì)算出公司年會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指數(shù)C-score。

2. 模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)H1，本文構(gòu)造模型

Coni，t=β0+β1Overconi，t-1+β2Levi，t+β3MTBi，t+

β4Sizei，t+β5CFOi，t+βInduIndustry+

βYearYear+ε

(5)

式中：Con為企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平，即Con-ACC和C-score；Overconi，t-1為前文所述管理層過度自信的虛擬變量；CFO為經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量，Industry為行業(yè)，Year為年度。孫錚等(2005)發(fā)現(xiàn)，公司的債務(wù)約束水平影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，資產(chǎn)負(fù)債率較高的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高[19]；Givoly等(2007)的研究表明，規(guī)模較大的公司融資約束水平較低，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較差[20]；Smith和Watts(1992)研究表明，股票權(quán)益市場價(jià)值與賬面價(jià)值的比率可以反映公司的投資機(jī)會(huì)與成長性[21]；朱松和夏冬林(2009)發(fā)現(xiàn)，公司的自由現(xiàn)金持有量會(huì)影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[11]。因此，本文將資產(chǎn)負(fù)債表率(Lev)、公司規(guī)模(Size)、市賬比(MTB)、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量(CFO)、年度(Year)和行業(yè)(Industry)作為模型中的控制變量。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)H2，在模型中加入股權(quán)性質(zhì)Ownership作為調(diào)節(jié)變量，當(dāng)樣本公司為非國有控股公司時(shí)，Ownership取1，否則為0。因此有模型

Coni，t=β0+β1Overconi，t-1+β2Ownershipi，t+

β3Overconi，t-1·Ownershipi，t+β4Levi，t+

β5MTBi，t+β6Sizei，t+β7CFOi，t+

βInduIndustry+βYearYear+ε

(6)

為了檢驗(yàn)H3，引入外部監(jiān)管變量。國外學(xué)者在確定外部監(jiān)管變量時(shí)，一般采用以下標(biāo)準(zhǔn)衡量外部監(jiān)管是否嚴(yán)格：(1)公司內(nèi)部董事人數(shù)比例低于樣本中位數(shù)；(2)公司獨(dú)立董事人數(shù)比例高于樣本中位數(shù)；(3)機(jī)構(gòu)投資者持股比例高于樣本中位數(shù)；(4)董事長和總經(jīng)理非兩職合一。若同時(shí)滿足以上4個(gè)條件，則認(rèn)為該樣本公司具備嚴(yán)格的外部監(jiān)管，用StrongMonitoring表示，當(dāng)樣本公司具備嚴(yán)格的外部監(jiān)管時(shí)，StrongMonitoring取1，否則為0。將外部監(jiān)管變量加入模型中，因此有

Coni，t=β0+β1Overconi，t-1+β2StrongMonitoringi，t+

β3Overconi，t-1·StrongMonitoringi，t+

β4Levi，t+β5MTBi，t+β6Sizei，t+β7CFOi，t+

βInduIndustry+βYearYear+ε

(7)

式(7)變量具體說明如表1所示。

表1　式(7)變量說明

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1. 描述性統(tǒng)計(jì)

依據(jù)研究樣本數(shù)據(jù)對模型(5)中指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2　模型(5)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可知，衡量管理層是否過度自信的變量CAPEX和Over-Invest的均值分別為0.53和0.4，說明我國上市公司管理層過度自信現(xiàn)象還是普遍存在的。全樣本中會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性的衡量指標(biāo)Con-ACC和會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性的衡量指標(biāo)C-score的均值分別為-0.019和0.038，說明我國上市公司總體的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較好。控制變量中，經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量(CFO)的均值為0.042，資產(chǎn)負(fù)載率(Lev)的均值為0.504，市賬比(MTB)的均值為3.405，用來衡量公司規(guī)模(Size)的總資產(chǎn)對數(shù)的均值為22.000。

將樣本公司按是否過度自信分組后依據(jù)研究樣本數(shù)據(jù)對模型(5)中指標(biāo)統(tǒng)計(jì)描述如表3所示。

從表3可以看出，無論用CAPEX還是Over-Invest衡量管理層過度自信，非過度自信的樣本公司的C-score和Con-ACC的均值都高于過度自信樣本，說明管理層過度自信的樣本公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性低于沒有過度自信的公司。

表3　分組描述性統(tǒng)計(jì)

2. 管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性回歸分析

對模型(4)的多元線性回歸分析結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4所示，通過F值可知，方程的線性關(guān)系顯著。兩種衡量管理層過度自信的變量均與條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性呈顯著負(fù)相關(guān)，即管理層過度自信的企業(yè)，穩(wěn)健性較低，與Ahmed和Duellman的研究結(jié)論一致，驗(yàn)證了假設(shè)H1a、H1b成立。對非條件穩(wěn)健性Con-ACC的檢驗(yàn)中，經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量(CFO)系數(shù)分別為0.297和0.287，在1%水平上顯著；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的系數(shù)分別為0.070和0.071，在1%的水平上顯著；市賬比(MTB)的系數(shù)均為-0.001，在1%水平上顯著；而對條件穩(wěn)健性C-score的檢驗(yàn)中，控制變量經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量(CFO)系數(shù)分別為-0.015和-0.014，在1%水平上顯著，與非條件穩(wěn)健性相反，說明經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量越大，公司的條件穩(wěn)健性越低，而非條件穩(wěn)健性卻越高；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的系數(shù)分別為0.007和0.008，在1%水平上顯著，說明公司的資產(chǎn)負(fù)債率越高，公司的條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性都越高；市賬比(MTB)的系數(shù)均為0.002，在1%的水平上顯著，與非條件穩(wěn)健性相反，說明市賬比越大，公司的條件穩(wěn)健性越高，而非條件穩(wěn)健性卻越低。

表4　管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

注：***、**分別代表回歸系數(shù)在1%、5%水平上顯著(雙尾)。

3. 股權(quán)性質(zhì)、管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性回歸分析

本文將CAPEX和Ownership進(jìn)行中心化，用于檢驗(yàn)外部監(jiān)管對管理層過度自信會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，對模型(6)的多元線性回歸分析結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出，管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性依然顯著負(fù)相關(guān)，對非條件穩(wěn)健性Con-ACC和條件穩(wěn)健性C-score的檢驗(yàn)中，Ownership×CAPEX和Ownership×Over-Invest與被解釋變量均顯著相關(guān)，說明股權(quán)性質(zhì)對管理層過度自信與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，且相關(guān)系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說明股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用增強(qiáng)了管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即非國有控股公司存在更低的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。因此，國有控股上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較非國有控股上市公司更穩(wěn)健假設(shè)H2成立。

4. 嚴(yán)格監(jiān)管、管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性回歸分析

本文將CAPEX和StrongMonitoring進(jìn)行中心化，用于檢驗(yàn)外部監(jiān)管對管理層過度自信會(huì)計(jì)穩(wěn)健性負(fù)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，對模型(7)的多元線性回歸分析結(jié)果如表6所示。

從表6可知，管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性依然顯著負(fù)相關(guān)，嚴(yán)格的外部監(jiān)管與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性均呈顯著正相關(guān)，說明嚴(yán)格的外部監(jiān)管能提高企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。對非條件穩(wěn)健性Con-ACC和條件穩(wěn)健性C-score的檢驗(yàn)中，StrongMonitoring×CAPEX和StrongMonitoring×Over-Invest與被解釋變量均顯著相關(guān)，說明嚴(yán)格的外部監(jiān)管對管理層過度自信與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，且相關(guān)系數(shù)均為正數(shù)，說明嚴(yán)格的外部監(jiān)管能削減管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此假設(shè)H3成立。

表5　股權(quán)性質(zhì)對管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性關(guān)系的影響分析結(jié)果

注：***、**分別代表回歸系數(shù)在1%、5%水平上顯著(雙尾)。

表6　外部監(jiān)管對管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性關(guān)系的影響分析結(jié)果

注：***、**、*分別代表回歸系數(shù)在1%、5%、10%水平上顯著(雙尾)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本文選取的衡量管理層是否過度自信的替代變量為虛擬變量，為了避免這種選擇對統(tǒng)計(jì)結(jié)果的影響，以高管相對薪酬比作為衡量管理者過度自信的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，高管相對薪酬比用薪酬最高的前3位高管的薪酬占全部高管薪酬的比例來衡量。高管相對薪酬越高，其重要性和控制力越高，越容易產(chǎn)生過度自信。采用高管相對薪酬比作為解釋變量分別對假設(shè)H1、H2和H3進(jìn)行檢驗(yàn)，得到其對會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性(C-score)和會(huì)計(jì)非條件穩(wěn)健性(Con-ACC)的回歸結(jié)果，如表7所示。

由表7中分析結(jié)果可知，高管相對薪酬比與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性均顯著負(fù)相關(guān)；從Ownership×Overcon和StrongMonitoring×Overcon的系數(shù)顯著可知，股權(quán)性質(zhì)和外部監(jiān)管對管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系均有調(diào)節(jié)作用，Ownership×Overcon為負(fù)，說明管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)相關(guān)關(guān)系更加嚴(yán)重，即非國有控股公司中管理者過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)較國有控股公司更大；StrongMonitoring×Overcon的系數(shù)為正，說明嚴(yán)格的外部監(jiān)管對管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系起到緩解作用，即嚴(yán)格的外部監(jiān)管能減弱管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的負(fù)效應(yīng)?；貧w結(jié)果與之前基本一致，進(jìn)一步增強(qiáng)了文章結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7　穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、*分別代表回歸系數(shù)在1%、10%水平上顯著(雙尾)。

六、結(jié)論

本文用滬深兩市2010—2012年間的上市公司數(shù)據(jù)，從條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性兩方面研究了管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，得出結(jié)論：(1)管理層過度自信顯著降低了企業(yè)的條件穩(wěn)健性與非條件穩(wěn)健性；(2)非國有控股公司中管理者過度自信對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)效應(yīng)比國有控股公司更顯著；(3)嚴(yán)格的外部監(jiān)管能夠顯著地減弱管理層過度自信與會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1]Heaton J B.Managerial optimism and corporate finance [J].Financial Management，2002(3)：33-45.

[2]郝穎，劉星，林朝南.我國上市公司高管人員過度自信與投資決策的實(shí)證研究 [J].中國管理科學(xué)，2005，13(5)：142-148.

[3]姜付秀，張敏，陸正飛，等.管理者過度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財(cái)務(wù)困境 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2009(1)：131-143.

[4]唐蓓.管理者過度自信對上市公司并購?fù)顿Y的影響 [J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010(5)：77-83.

[5]陳其安，方彩霞，肖映紅.基于上市公司高管人員過度自信的股利分配決策模型研究 [J].中國管理科學(xué)，2010，18(3)：174-184.

[6]Basu S.The conservatism principle and the asymme-tric timeliness of earnings [J].Journal of Accounting and Economics，1997，24(1)：3-37.

[7]Watts R L.Conservatism in accounting part Ⅰ：explanations and implications [J].Accounting Horizons，2003，17(3)：207-221.

[8]Ahmed A S，Duellman S.Managerial overconfidence and accounting conservatism [J].Journal of Accounting Research，2013，51(1)：1-30.

[9]王彥超.融資約束，現(xiàn)金持有與過度投資 [J].金融研究，2009(7)：121-133.

[10]朱茶芬，李志文.國家控股對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響研究 [J].會(huì)計(jì)研究，2008(5)：38-45.

[11]朱松，夏冬林.穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策，投資機(jī)會(huì)與企業(yè)投資效率 [J].財(cái)經(jīng)研究，2010(6)：37-41.

[12]Kahneman D，Lovallo D.Timid choices and bold forecasts：a cognitive perspective on risk taking [J].Management Science，1993，39(1)：17-31.

[13]Deshmukh S，Goel A M，Howe K M.CEO overconfidence and dividend policy [J].Journal of Financial Intermediation，2013，22(3)：440-463.

[14]Schrand C M，Zechman S L C.Executive overconfidence and the slippery slope to financial misreporting [J].Journal of Accounting and Economics，2012，53(1)：311-329.

[15]Ben-David I，Graham J R，Harvey C R.Managerial overconfidence and corporate policies [R].Cambridge：National Bureau of Economic Research，2007：1-57.

[16]Campbell T C，Gallmeyer M，Johnson S A，et al.CEO optimism and forced turnover [J].Journal of Financial Economics，2011，101(3)：695-712.

[17]Givoly D，Hayn C.The changing time-series properties of earnings，cash flows and accruals：has financial reporting become more conservative? [J].Journal of Accounting and Economics，2000，29(3)：287-320.

[18]Ahmed A S，Billings B K，Morton R M，et al.The role of accounting conservatism in mitigating bondholder-shareholder conflicts over dividend policy and in reducing debt costs [J].The Accounting Review，2002，77(4)：867-890.

[19]孫錚，劉鳳委，李增泉.市場化程度，政府干預(yù)與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu) [J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，5(5)：52-63.

[20]Givoly D，Hayn C K，Natarajan A.Measuring reporting conservatism [J].The Accounting Review，2007，82(1)：65-106.

[21]Smith C W，Watts R L.The investment opportunity set and corporate financing，dividend，and compensation policies [J].Journal of Financial Economics，1992，32(3)：263-292.

Empirical research on influence of managerial overconfidence

on accounting conservatism

HOU Qiao-ming, ZHANG Zhe, SONG Li

(School of Management, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Abstract：In recent years, the influence caused by the incomplete rationality of managers to the financial decision of companies is increasingly apparent, which is mainly manifested as overconfidence, limited rationality, the reference to propensity points, etc. One of the major and most important among them is the influence of managerial overconfidence on the decision making of companies. With the listing companies of A shares in the Shanghai and Shenzhen securities exchanges from 2010 to 2012 in China as the research object, the relationship between the managerial overconfidence of listing corporations in China and the accounting conservatism has been empirically studied with and without conditions respectively by using the method of multiple linear regression. It is proposed that managerial overconfidence significantly reduced the conditional conservatism and unconditional conservatism of the enterprise financial accounting. The negative effect of managerial overconfidence on accounting conservatism in non-state-controlled companies is larger than that in state-controlled companies. The stricter external monitoring can significantly weaken the influence degree of managerial overconfidence on the conditional conservatism and unconditional conservatism of financial accounting in companies.

Key words： managerial overconfidence; financial decision; accounting conservatism; ownership; external monitoring; multiple linear regression

(責(zé)任編輯：張璐)

*本文已于2015-03-27 15∶42在中國知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡(luò)出版地址： http：//www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20150327.1542.003.html