信息不對稱、管理層過度自信和會計穩(wěn)健性

宋在科 王思

（安徽財經(jīng)大學，安徽蚌埠 233000）

信息不對稱、管理層過度自信和會計穩(wěn)健性

宋在科 王思

（安徽財經(jīng)大學，安徽蚌埠 233000）

采用我國2010—2014年上市公司相關數(shù)據(jù)，運用Khan-Watts模型，實證檢驗管理層過度自信對會計穩(wěn)健性影響，以及信息不對稱程度對兩者關系影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理層過度自信與公司會計穩(wěn)健性水平呈負相關關系；當信息不對稱程度高時，管理層過度自信與會計穩(wěn)健性的負相關關系比信息不對稱程度低時顯著。從信息不對稱理論與管理層心理視角研究會計穩(wěn)健性形成原因，深化已有會計穩(wěn)健性研究，可為公司治理領域研究提供參考。

管理層過度自信；會計穩(wěn)健性；信息不對稱；公司治理

會計穩(wěn)健性是會計信息重要質量特征，也是資本市場健康發(fā)展內在要求。會計核算主張穩(wěn)健性原則，指處理企業(yè)業(yè)務時將可預測費用、損失記錄入賬，不確定收入則不記錄入賬。穩(wěn)健性原則可增強企業(yè)防范風險能力，緩解公司內外部信息不對稱，避免管理層經(jīng)營決策失誤，更好發(fā)揮會計穩(wěn)健性公司治理作用。梁上坤等提出，我國現(xiàn)有會計準則允許管理層在選擇符合自身利益需求時做出多種判斷，但因信息不對稱，造成管理層判斷不完全理性，披露盈余與真實盈余存在差異，使管理者過度關注個人利益而損害投資者和債權人利益，會計穩(wěn)健性可通過潛在機制緩解[1]。從行為金融學視角剖析管理層過度自信對會計穩(wěn)健性影響，可為公司治理研究提供新視角；研究信息不對稱程度不同時管理層過度自信對會計穩(wěn)健性影響，可為相關部門完善上市公司監(jiān)督機制提供參考。

一、文獻回顧

會計穩(wěn)健性又稱謹慎性原則，指在確認“好消息”時需提供的證據(jù)比“壞消息”多，標準更嚴格，反映在盈余確認上，表現(xiàn)為公司在確認“壞消息”時，比“好消息”及時[2]。Watts指出，會計穩(wěn)健性有利于維護公司契約性，并將其動因歸為契約、稅收、股東訴訟和會計監(jiān)督，其中契約需求是最主要動因[3]。契約理論認為，會計穩(wěn)健性能減少委托代理成本，緩和委托代理過程矛盾。穩(wěn)健性作為會計信息內在特征之一，權衡財務報告質量是目前研究熱點話題。但學者在研究會計穩(wěn)健性時，主要從公司治理、債務契約、制度環(huán)境等角度出發(fā)，將決策主體看作僅追求利益最大化個體，未跳出亞當斯密經(jīng)典理論。鮮有學者考慮不完全理性經(jīng)濟人對會計穩(wěn)健性影響，及信息不對稱是否會加劇此影響。傳統(tǒng)委托代理理論認為管理層在安排公司策略時完全理性，并始終保持一致信念和偏好。從行為金融學角度而言，管理者信息認知、教育背景等個體差異會影響決策，說明管理者并非完全理性，其中管理者過度自信是較穩(wěn)定的不完全理性心理。對于管理層定義，參考姜付秀觀點界定為所有公司年報中披露的董事、監(jiān)事以及高管人員[4]。管理層過度自信是指管理層高估自身能力和決策成功可能性，投資時偏向于選擇高風險投資項目[5]。Russo和Schoemaker調查顯示，百分之八十管理者均偏向于過度自信[6]。過度自信管理層在資產負債計量時，會主觀選擇增加資產收益減少負債損失的核算方法，降低會計穩(wěn)健性，損害投資者利益，擾亂市場經(jīng)濟運行秩序。余明桂等指出，清楚認識自身實力管理層會選擇使公司利益最大化的融資方式，但過度自信管理層會選擇不影響自身控制權的高風險負債籌資方式，增加融資難度和成本，損害公司信譽[7]。由于會計穩(wěn)健性政策，管理層在職期間必須承擔決策失誤導致的損失，所以選擇投資項目時會減少高風險項目投資比例，減小管理層過度自信危害。孫光國研究表明，會計穩(wěn)健性可使管理層在本質上正確認識項目收益[8]。孟祥展認為，管理層預測利潤時較謹慎會提高會計穩(wěn)健性，但相關多元化水平會降低。現(xiàn)代公司制度中，控制權和所有權分離導致諸多問題產生，但擁有控制權的管理層不可替代[9]。Schrand&Zechman研究發(fā)現(xiàn)，外部監(jiān)管無法有效抑制財務報告舞弊和管理層過度自信間的密切關系[10]。

上述研究說明，管理層過度自信與會計穩(wěn)健性間呈負相關性，但較少考查不同信息不對稱程度下管理層過度自信與會計穩(wěn)健性關系。信息不對稱是管理層過度自信原因之一，我國采取的審批制加劇了股票發(fā)行人與投資者間信息不對稱，導致管理者無法正確評估風險、代理人之間產生逆向選擇和道德風險。發(fā)生逆向選擇時，公司管理者掩蓋或延遲壞消息發(fā)布會導致投資者不了解公司真實狀況，阻礙公司正常運作。Myers等指出，由于內外部信息不對稱，導致在發(fā)行股票或債券過程中公司價值被低估。LaFond等考查會計穩(wěn)健性緩解管理層與股東代理沖突時，以管理層持股比例作為替代變量，研究表明管理層持股比例越高會計穩(wěn)健性越低，所以管理層需通過提高會計穩(wěn)健性緩解代理沖突[11]。存在道德風險時，信息劣勢方無法準確獲悉信息優(yōu)勢方行動，導致信息優(yōu)勢方有更多動機和機會轉移財富，所以管理者最終會按照個人喜好采取機會主義行為實現(xiàn)收益最大化，甚至犧牲股東和投資者利益[12]。

綜上，會計穩(wěn)健性引起專業(yè)人士關注，相關分析研究豐富，充分肯定管理者過度自信與會計穩(wěn)健性間負相關性結論。但是，不同信息不對稱程度下，管理者過度自信對會計穩(wěn)健性影響，尚待深入探究。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層過度自信與會計穩(wěn)健性

在投資方面，過度自信會導致管理者出現(xiàn)高估價值低估損失現(xiàn)象，造成企業(yè)過度投資[4]；籌資方面，傾向選擇激進債務籌資方式，因過度自信管理層不愿分散控制權，此籌資方式會增加公司融資難度和成本[6]；并購方面，大量研究表明過度自信管理者為壯大企業(yè)力量，給公司帶來規(guī)模效益，會采取頻繁并購行為，但很可能阻礙企業(yè)發(fā)展，損害中小股東利益，產生負面效應。

由于我國會計政策給予管理層一定選擇權利，且無嚴格政策指導，導致管理層決策過于主觀，偏離企業(yè)現(xiàn)實情況。如過度自信高管傾向于提高應收賬款質量，即高估應收賬款收回，低估計提壞賬準備可能性；在折舊和存貨計價方法選擇上，傾向于樂觀折舊政策等。因此提出假設1：

H1：管理者過度自信與會計穩(wěn)健性負相關。

（二）信息不對稱、管理者過度自信與會計穩(wěn)健性

馬昕認為信息不對稱與現(xiàn)金持有水平顯著正相關，信息不對稱程度高的公司，現(xiàn)金持有水平越高，現(xiàn)金持有價值越低[13]。委托代理理論認為公司管理者為保證對公司控制權，會通過持有現(xiàn)金滿足私利，侵害股東利益。所以，上市公司信息不對稱程度越高，公司持有現(xiàn)金水平越高，管理層越可能產生自負心理，過度投資高風險項目。

管理者有動機使用私人信息提高公司業(yè)績會擴大股東損失，而內外部信息不對稱會滋長此動機。于忠泊等研究發(fā)現(xiàn)，投資者與發(fā)行者間信息不對稱會通過代理成本降低公司預期現(xiàn)金流量，管理者為提高業(yè)績，會增加高風險、高利益投資項目，降低公司會計穩(wěn)健性[14]。所以信息不對稱程度較高公司，管理層為滿足自身需求，操控會計信息制定虛假財務報表可能性更高。因此提出假設2：

H2：信息不對稱程度較高公司，管理者過度自信與會計穩(wěn)健性間負相關性更顯著。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選取

由于2015年公司年度股票回報率R涉及2016 年1月至4月月個股回報率，該部分數(shù)據(jù)尚不完整，所以本文采用2010—2014年樣本數(shù)據(jù)，并剔除金融類、含B股或H股、ST公司以及數(shù)據(jù)不全的上市公司，5年內共9 259個觀察值。行業(yè)平均收益率來自銳思數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)，如每股稅后凈收益、股票收盤價、月個股回報率和管理者持股數(shù)等。使用stata12.1軟件多元回歸分析，實證檢驗管理者過度自信與會計穩(wěn)健性關系，以及是否受信息不對稱程度影響。為避免嚴重極值問題，對研究變量作雙側共計1%縮尾處理。

（二）研究變量

1.會計穩(wěn)健性。Basu在研究會計穩(wěn)健性度量時，構建盈余回報模型。該模型以市場數(shù)據(jù)為基礎，用正/負股票收益率衡量“好消息”“壞消息”，以檢驗二者在盈余中反應速度，如“壞消息”更及時，則說明會計穩(wěn)健性更強，如模型（1）所示。

Khan&Watts在Basu模型基礎上發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模、市賬比以及債務比率是衡量會計穩(wěn)健性主要因素，因此設計K-W模型。用C_Score代表會計穩(wěn)健性指數(shù)，用G_Score代表好消息確認及時性，如模型（2）（3）所示。

其中Size代表公司規(guī)模，MTB代表市賬比，Lev代表資產負債率。將模型（2）β2和模型（3）β3帶入模型（1）中，可得：

通過對模型（4）回歸，得到回歸系數(shù)λ0、λ1、λ2、λ3，將此帶入模型（3）中，得到各公司會計穩(wěn)健性指數(shù)C_Score。

2.衡量管理者過度自信。衡量管理者過度自信，學者普遍采用以下分析方法：①管理者持股數(shù)相對變化；②高管薪酬水平；③企業(yè)盈余預告偏差；④國家發(fā)布企業(yè)景氣指數(shù)；⑤外界對管理層評價；⑥管理層過度投資程度。

在前人研究基礎上，考慮數(shù)據(jù)完整性、合理性及可獲得性，采用管理者持股數(shù)相對變化作為管理者過度自信衡量標準。我國對管理者持股數(shù)限制嚴格，《中華人民共和國公司法》第142條規(guī)定：“公司董事、監(jiān)事和高級管理人員應當向公司申報所持有的公司股票及其變動情況，任職期間每年轉讓的股票不得超過其持有本公司股票總數(shù)的百分之二十五?！倍?，王海明、曾德明指出，當公司年收益率比行業(yè)年度平均收益率低時，管理層依然持有本公司股票，則說明該公司管理者樂觀看待業(yè)績預期[15]。所以將管理者過度自信定義為：當公司年度股票回報率低于該行業(yè)年度平均收益率，且管理層持股數(shù)未減少時，公司管理層則視為過度自信，取值為1，反之取值0。

3.信息不對稱程度。采用投資機會集衡量信息不對稱程度。Miller&Modigliani首次提出投資機會集概念，認為現(xiàn)有營運資產在未來盈余價值及期望凈現(xiàn)值為正的投資計劃的未來價值等同于企業(yè)價值，其中前者即投資機會集。Smith&Watts認為，當企業(yè)擁有較多投資機會時，管理者投資策略決定增長期權價值，而且投資機會增加會降低管理者行為可觀測性。所以投資機會集越大信息不對稱程度越高，反之，信息不對稱程度越低[16]。

借鑒Smith&Watts、Simon以及韓志麗、楊淑娥和史浩江等研究，選取五個指標衡量公司投資機會，并對這些指標開展因子分析，提取主因子，將各因子方差貢獻率乘以該因子得分數(shù)值，最后將這五個乘積相加，得到投資機會集。因子分析變量如表1所示。

表1 投資機會集指標

4.控制變量。為控制行業(yè)和宏觀經(jīng)濟因素影響，選擇凈資產收益率（ROE）、所有權性質（SOE）、代表成長性的銷售增長率（GROW）及第一大股東持股比例（OWNER）。此外，還控制行業(yè)因素（IND）和年度因素（YEAR）影響，如表2所示。

（三）實證模型設計

為驗證假設1，參考K-W研究，建立模型（5），檢驗分析管理層過度自信與會計穩(wěn)健性間相關關系。

其中，C_Scorei,t代表會計穩(wěn)健性指數(shù)，當C_Scorei,t普遍大于0時說明整體較穩(wěn)健。Overconi,t表示管理層過度自信虛擬變量，當系數(shù)α1顯著為負時，說明管理層過度自信與會計穩(wěn)健性負相關。

表2 變量定義

為驗證假設2，以IAS_M取值為標準，將取值等于1的樣本設為高信息不對稱組，取值等于0的設為低信息不對稱組，分別對兩組數(shù)據(jù)回歸分析。由于會計穩(wěn)健性在不同信息環(huán)境中產生不同影響，所以推斷高信息不對稱組中系數(shù)α1顯著為負，低信息不對稱組中系數(shù)α1不顯著，或顯著性較高信息組弱。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

對主要變量描述性統(tǒng)計分析，如表3所示。其中EPS/P平均值為0.026，中位數(shù)為0.021，表現(xiàn)為右偏狀態(tài)；年度股票回報率R均值為0.269，說明樣本公司在2010—2014年整體為正向；D均值為0.465，說明有46.5%公司年度股票回報率小于0；C_Score均值為0.010，中位數(shù)為0.011，說明在現(xiàn)行會計政策下穩(wěn)健性是上市公司普遍特征；管理層過度自信指數(shù)Overcon均值為0.295，說明樣本公司中的29.5%傾向于過度自信；IAS最小值為-0.072，最大值為1.947，說明我國上市公司信息環(huán)境差異較大。LEV均值為0.457，最小值0.048，最大值0.953，表明上市公司平均資產負債率為45.7%，上市公司資產負債率總體偏高，不同公司資產負債率存在較大差異。SOE平均值為0.481，說明48.1%樣本是國有控股公司。此外，由表3可知，其他控制變量均符合我國上市公司實際情況。

（二）相關性分析

表3 描述性統(tǒng)計結果

表4報告主要變量的Spearman相關系數(shù)。其中各變量間多為顯著關系，且相關系數(shù)符號與預期相符。如指數(shù)C_Score和Overcon間相關系數(shù)為-0.081且顯著，初步證實管理層過度自信和會計穩(wěn)健性間負相關性。

在此基礎上為防止各解釋變量間存在嚴重多重共線性問題，對各變量方差膨脹因子，即VIF值檢測分析。結果顯示各變量方差膨脹因子均低于10，增加模型及變量選擇可行性。

表4 主要變量的Spearman相關系數(shù)

（三）回歸分析

1.會計穩(wěn)健性驗證和估計。首先，運用Basu模型和K-W模型，即本研究模型（4）回歸驗證會計穩(wěn)健性存在，如表5所示，RET×D回歸系數(shù)為0.013，且在1%水平上顯著，則說明存在會計穩(wěn)健性。據(jù)表5，可得模型（4）中回歸系數(shù)λ0、λ1、λ 2、λ3，將此帶入模型（3）中，得到各公司會計穩(wěn)健性指數(shù)C_Score。

表5 會計穩(wěn)健性回歸結果

2.管理層過度自信與會計穩(wěn)健性關系檢驗。從表6可看出模型（5）的F統(tǒng)計量在1%水平上顯著，即擬合效果較好。其中會計穩(wěn)健性指數(shù)C_Score為被解釋變量，管理層過度自信指數(shù)Overcon為解釋變量，由于被解釋變量會計穩(wěn)健性值較小，所以解釋變量回歸系數(shù)均較小。解釋變量Overcon系數(shù)為-0.006，t值為-3.93，且在1%水平上顯著，證明會計穩(wěn)健性隨管理層自信增強而減弱。假設1成立。

表6 管理層過度自信對會計穩(wěn)健性影響的回歸

3.信息不對稱程度差異下管理層過度自信對會計穩(wěn)健性影響。為驗證管理層過度自信與會計穩(wěn)健性影響是否會因信息不對稱程度不同而變化，將樣本數(shù)據(jù)分成兩組，分別為高信息不對稱樣本（IAS_M=1）和低信息不對稱樣本（IAS_M=0），再回歸分析?；貧w結果如表7所示，在高信息不對稱樣本中，解釋變量Overcon系數(shù)為-0.001，且在1%水平上顯著，說明企業(yè)信息不對稱程度較高時，管理層過度自信與會計穩(wěn)健性間是負相關關系。在低信息不對稱樣本中，解釋變量Overcon系數(shù)亦為負數(shù)，但不顯著。所以高信息不對稱樣本和低信息不對稱樣本間系數(shù)存在差異，證實假設2。

4.穩(wěn)健性檢驗。企業(yè)規(guī)模（SIZE）、負債率（LEV）和市賬比（MTB）在1%水平上顯著。為增加研究結果可靠性，以標準百分數(shù)替換企業(yè)規(guī)模（SIZE）、負債率（LEV）和市賬比（MTB）。即對這三個變量的最大值分別賦予100%，最小值賦予0%，從大到小依次賦予標準化為1到0之間數(shù)值?；貧w結果如表8、9所示，解釋變量Overcon系數(shù)在1%水平上負顯著，且在表9高信息不對稱樣本中，解釋變量Overcon在1%水平上顯著，低信息不對稱樣本中，解釋變量Overcon系數(shù)不顯著，即假設1、2成立。

表7 信息不對稱對管理層過度自信和會計穩(wěn)健性影響

表8 穩(wěn)健性檢驗1

表9 穩(wěn)健性檢驗2

五、結論與建議

本研究運用實證方法，用K-W模型估計會計穩(wěn)健性，在樣本公司回報率低于本行業(yè)平均回報率條件下以管理層增持或保持公司股票衡量管理層過度自信，同時采用投資機會集區(qū)分高信息不對稱組和低信息不對稱組，以滬深兩市A股上市公司2010—2014年經(jīng)驗數(shù)據(jù)為研究對象，得出結論：①過度自信管理層會高估企業(yè)投資項目回報，提前在財務信息中確認好消息，延遲壞消息，采取穩(wěn)健性較低的會計政策；②高信息不對稱條件下管理者過度自信與會計穩(wěn)健性間負相關性比低信息不對稱條件下更顯著。

首先，會計穩(wěn)健性作為公司治理機制重要部分，不僅能降低信息不對稱程度，也能減少公司代理成本。為適當維持會計穩(wěn)健性水平，企業(yè)需綜合設計用人制度、完善公司治理機制、利用適當外部監(jiān)督，對管理層過度自信形成約束，減少公司損害。其次，針對信息不對稱過度自信與會計穩(wěn)健性關系影響，相關部門需加強對上市公司信息披露質量監(jiān)管，形成董事會和管理層間相互約束機制，防止管理者權力膨脹，避免不合理市場分配行為產生。

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F224

A

1672-3805(2016)06-0025-08

2016-10-31

安徽省哲學社會科學規(guī)劃項目“不確定環(huán)境下企業(yè)技術創(chuàng)新投入策略選擇問題研究”（AHSKQ2015D 56）；安徽高校人文社科重點項目“地方政府競爭、企業(yè)投資迎合與企業(yè)價值研究”（SK2016A0034）

宋在科（1963-），男，安徽財經(jīng)大學會計學院副教授，研究方向為公司財務。