穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策下的高管過度自信與投資效率關(guān)系研究

韓　靜，笪彥雯，趙經(jīng)緯（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210096）

?

穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策下的高管過度自信與投資效率關(guān)系研究

韓靜，笪彥雯，趙經(jīng)緯
（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210096）

［摘要］本文選取以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為劃分依據(jù)的部分國內(nèi)上市公司，實(shí)證檢驗(yàn)其高管人員過度自信對投資效率的影響，以及穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管人員過度自信導(dǎo)致的非理性投資決策行為的治理效果。研究表明：高管人員過度自信心理顯著地加劇了企業(yè)的過度投資水平，國有企業(yè)高管過度自信對非效率投資影響程度大于非國有企業(yè)；穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策能夠治理非效率投資行為，但國有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對過度投資的治理較弱。進(jìn)一步研究結(jié)果表明，在會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健的情況下，高管特征所呈現(xiàn)出的過度自信不易導(dǎo)致企業(yè)過度投資狀況，相較于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠有效抑制過度自信引發(fā)的過度投資。

［關(guān)鍵詞］過度自信；穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策；投資效率；公司治理

企業(yè)有效的投資有利于增加企業(yè)價(jià)值，在激烈的市場競爭中處于不敗之地。然而由于我國市場經(jīng)濟(jì)體制不完善，企業(yè)非效率投資行為大量存在，如過度投資、投資不足等，不僅影響到企業(yè)的經(jīng)營狀況，也制約著企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。長期以來，關(guān)于企業(yè)非效率投資行為的研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)。眾多學(xué)者從代理沖突、自由現(xiàn)金流量、融資約束以及大股東控制等視角進(jìn)行了探究［1-2］。然而上述研究始終將高管人員視為完全理性的“經(jīng)濟(jì)人”，但實(shí)際情況表示，高管人員在企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中多多少少表現(xiàn)出有限理性的特點(diǎn)，并且現(xiàn)有理論研究也表明，高管人員決策行為的異化，造成某些重要決策不能從企業(yè)角度出發(fā)［3-5］。由于我國的職業(yè)經(jīng)理人市場尚在發(fā)展過程中，高管人員過度自信的心理偏差對企業(yè)決策行為的影響可能更加顯著。出于對投資者利益的保護(hù)，本文將探討是否存在有效的治理機(jī)制，可以對高管人員非理性心理偏差導(dǎo)致的企業(yè)價(jià)值毀損進(jìn)行制約。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性被認(rèn)為是一種有效的公司治理機(jī)制，能夠減少因?yàn)樾畔⒉粚ΨQ帶來的代理成本。目前較少有學(xué)者關(guān)注穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對于管理者非理性決策行為的治理作用。因此，本文選取以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為劃分依據(jù)的部分國內(nèi)上市公司，實(shí)證檢驗(yàn)高管人員過度自信對投資效率的影響，以及穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管人員過度自信導(dǎo)致的非理性投資決策行為的治理效果。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）高管人員過度自信心理對企業(yè)財(cái)務(wù)決策的影響

高管過度自信這一概念被引入到財(cái)務(wù)學(xué)后，對其研究主要集中在高管過度自信對企業(yè)財(cái)務(wù)決策的影響上?，F(xiàn)有文獻(xiàn)研究表明，國內(nèi)外學(xué)者主要運(yùn)用心理學(xué)的一些成果，對高管過度自信與企業(yè)投資決策的關(guān)系開展了研究，并取得了一定成果。

Roll首次把過度自信的概念引入到公司財(cái)務(wù)中，研究企業(yè)高管人員過度自信心理對企業(yè)投資決策的作用，他提出高管過度自信心理不僅可以用于解釋企業(yè)的并購活動(dòng)，同樣能夠解釋企業(yè)的投資行為［6］。Heaton通過理論分析，表示樂觀的管理者更看重公司的發(fā)展前景，相信公司現(xiàn)有項(xiàng)目會(huì)在未來有較好的業(yè)績表現(xiàn)［3］。Roll和Heaton只是從理論上探討了高管過度自信與企業(yè)過度投資行為的關(guān)系。Malmendier和Tate于2005年首先提出采用CEO的持股狀況來衡量高管人員過度自信的心理偏差，實(shí)證檢驗(yàn)了擁有過度自信心理的高管人員在企業(yè)投資決策中對現(xiàn)金流比一般的管理者更敏感，特別當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金短缺時(shí)，這種表現(xiàn)更為明顯，從而支持了Heaton的觀點(diǎn)［7］。Lin，Hu和Chen采用類似的方法用我國臺(tái)灣地區(qū)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了高管過度自信與企業(yè)投資之間的關(guān)系，得出了同樣的結(jié)論［8］。Goel和Thakor基于公司價(jià)值最大化模型研究表明高管人員適度偏高的自信度可能有助于做出提升公司價(jià)值的決策［9］。

從國內(nèi)研究來看，我國學(xué)者對于高管過度自信對企業(yè)投資行為的影響進(jìn)行了初步有益的探索。郝穎、劉星和林朝南實(shí)證驗(yàn)證了我國上市公司管理者的過度自信對投資效率的影響，結(jié)果表明高管人員的過度自信加劇了企業(yè)投資，這與國外學(xué)者M(jìn)almendier和Tate的研究結(jié)論是一致的［10］。王霞、張敏和于富生、姜付秀等以企業(yè)盈利預(yù)測偏差法來判定管理者過度自信，研究發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者會(huì)進(jìn)行更多的投資決策活動(dòng)，并且他們所進(jìn)行的投資決策對融資活動(dòng)所產(chǎn)生的現(xiàn)金流有更高的敏感性［5，10-11］。不同的計(jì)量方式以及不同國家的數(shù)據(jù)均得出相對一致的結(jié)論，這顯示高管人員的過度自信心理會(huì)造成投資決策扭曲的結(jié)論比較穩(wěn)健。

（二）穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對投資效率的影響

穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策能夠減少股東和管理者之間以及管理者和債權(quán)人之間的委托代理問題，減少管理者的機(jī)會(huì)主義行為所導(dǎo)致的非效率投資行為，主要包括過度投資和投資不足，提高投資效率。

從國外研究來看，國外學(xué)者的研究結(jié)論普遍認(rèn)為，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可使管理者及時(shí)放棄現(xiàn)金流為負(fù)的項(xiàng)目，抑制企業(yè)的過度投資行為。Watts，Ball和Shivakumar［12-13］都認(rèn)為，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠及時(shí)地將壞消息反映在盈余上，若高管人員堅(jiān)持投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，損失將在其任期內(nèi)得以確認(rèn)，從而促使高管人員有動(dòng)機(jī)去終止不利投資項(xiàng)目。Lara，Osma和Penalva［14］實(shí)證結(jié)果顯示穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以抑制高管人員非效率投資的動(dòng)機(jī)，增加企業(yè)未來的盈利能力。此外，當(dāng)企業(yè)所有權(quán)越分散時(shí)，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策對過度投資的約束在企業(yè)所有權(quán)分散的情況下越為明顯，表明會(huì)計(jì)治理同大股東治理存在一定的替代效應(yīng)。

從國內(nèi)研究來看，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策可以抑制過度投資行為［15-16］。王宇峰和蘇逶妍通過分析表明，當(dāng)企業(yè)面臨投資機(jī)會(huì)下降時(shí)，穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策能有效減少不利項(xiàng)目的投資［17］。孫剛在區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的基礎(chǔ)上研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度相較非國有企業(yè)更低，對企業(yè)過度投資的抑制作用較弱［18］。

目前國內(nèi)外學(xué)者們對于穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策同投資不足的關(guān)系，并非得到一致的研究結(jié)果。Lara，Osma和Penalva［19］、劉斌和吳婭玲［16］等人實(shí)證發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足顯著負(fù)相關(guān)，表明穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠降低管理者和投資者間的信息不對稱程度，緩解企業(yè)的投資不足。孫剛利用c-score方法實(shí)證檢驗(yàn)表明在非國有企業(yè)，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策對緩解投資不足的作用較弱［18］。而另一部分學(xué)者則認(rèn)為穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策反而加劇了企業(yè)的投資不足程度。Roychowdhury指出在穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策下，風(fēng)險(xiǎn)厭惡型管理者容易放棄高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目而選擇接受低風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目，有可能造成高管人員對正凈現(xiàn)值項(xiàng)目的投資不足［20］。朱松、夏冬林進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策與企業(yè)投資規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能會(huì)造成投資不足［21］。并且在會(huì)計(jì)政策越穩(wěn)健的情況下，無效的投資對于投資機(jī)會(huì)的下降有著更高的敏感度。

通過對以往研究文獻(xiàn)進(jìn)行分析和回顧發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者基于行為金融學(xué)視角，從管理者心理特征角度探討企業(yè)的投資行為，逐漸成為公司治理領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問題之一。關(guān)于管理者過度自信的研究大多以理論模型為主，實(shí)證研究出現(xiàn)較晚，國內(nèi)外學(xué)者提出不同的指標(biāo)作為衡量管理者過度自信的替代指標(biāo)，但目前仍舊沒有形成一個(gè)統(tǒng)一的指標(biāo)體系與權(quán)威的度量方法。此外，國內(nèi)外學(xué)者對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的資源配置功能進(jìn)行了研究，取得了一系列成果，但是現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性功能的研究主要聚焦于消除信息不對稱、發(fā)揮監(jiān)督作用以及降低企業(yè)融資成本等幾個(gè)方面，鮮有學(xué)者考慮會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對高管人員過度自信心理偏差引發(fā)的決策行為異化的治理作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管人員過度自信心理對企業(yè)投資效率的影響

關(guān)于企業(yè)過度投資的研究長期以來一直是公司財(cái)務(wù)理論研究的核心問題之一，基于傳統(tǒng)的理性人假說，引起企業(yè)過度投資的主要原因來源于信息不對稱造成的企業(yè)利益相關(guān)者之間的代理問題［22］。然而，隨著行為公司財(cái)務(wù)理論的逐步發(fā)展，大量研究結(jié)果顯示：企業(yè)高管人員是有限理性的，由于年齡、學(xué)歷等背景方面的差異，導(dǎo)致他們在做決策時(shí)表現(xiàn)出不同的行為特征，其中較為穩(wěn)定的非理性心理是過度自信［23］，并且高管過度自信最顯著的特征是高估收益，而低估風(fēng)險(xiǎn)［7］。

不同于傳統(tǒng)的完全理性假設(shè)，過度自信理論假設(shè)高管人員是忠于股東的，他們進(jìn)行擴(kuò)張，只是因?yàn)檫^于自信，而不是出于自身利益的考慮。出于企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流對投資決策有制約作用的考慮，Heaton認(rèn)為在企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充足時(shí)，高管人員過度自信的心理偏差會(huì)增加投資過度狀況，摧毀企業(yè)價(jià)值［3］。Malmendier和Tate也證實(shí)了過度自信的管理者在投資決策中對現(xiàn)金流更為敏感［7］。姜付秀等研究指出，在我國，儒家文化倡導(dǎo)的“君臣思想”注重高管的權(quán)威性，使得民主決策容易被忽視，這導(dǎo)致在企業(yè)中高管具有絕對領(lǐng)導(dǎo)地位，極易產(chǎn)生過度自信心理［11］。同時(shí)，我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特殊背景也為高管過度自信提供了現(xiàn)實(shí)環(huán)境。另外，我國的市場經(jīng)濟(jì)還不成熟和完善，一部分非國有企業(yè)由于一些非市場因素得以成功發(fā)展，但這些企業(yè)的高管未必能知曉企業(yè)發(fā)展的真正原因，從而容易高估自己的經(jīng)營能力和戰(zhàn)略眼光。

由上述分析，本文認(rèn)為管理者對自身經(jīng)營能力的高估會(huì)造成其對企業(yè)投資收益過度樂觀的估計(jì)，忽視投資決策帶來的風(fēng)險(xiǎn)，加上擁有較多的內(nèi)部信息，使得過度自信高管人員容易做出過度投資決策。因此，本文假設(shè)：

H1-1：高管過度自信心理與企業(yè)過度投資呈正相關(guān)關(guān)系。

在我國，國有企業(yè)和非國有企業(yè)在市場上有著差異化的表現(xiàn)。第一，相比于非國有企業(yè)，政府背景為國有企業(yè)在籌資和投資方面提供了更多便利［24］；第二，由于歷史原因，擁有較多的利潤積累為國有企業(yè)過度投資提供了較多資金［25］；第三，國有企業(yè)的政府背景使得其更容易從銀行獲得信貸資金。民營企業(yè)難以獲得與國有企業(yè)同等的資金來源，現(xiàn)金流往往較為短缺。這使得國有企業(yè)管理者在做出投資決策時(shí)，更容易因過度自信心理而導(dǎo)致過度投資行為。最后，因所有者缺位，并且出于自身利益的考慮，國有企業(yè)管理者往往通過過度投資提升企業(yè)業(yè)績。而在非國有企業(yè)中，投資損失需要管理者與股東承擔(dān)，因此，可能會(huì)減少高管過度自信引發(fā)的過度投資行為。因此，本文假設(shè)：

H1-2：與非國有企業(yè)不同，高管人員過度自信特征在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯，更易引發(fā)企業(yè)的過度投資。

（二）穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對企業(yè)投資效率的影響

對于非效率投資的治理，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息主要從降低代理成本和減少信息不對稱兩個(gè)途徑發(fā)揮作用。Watts認(rèn)為穩(wěn)健性能夠協(xié)調(diào)企業(yè)內(nèi)部契約各方的利益沖突，確保契約的有效執(zhí)行，減少信息不對稱帶來的道德風(fēng)險(xiǎn)［12］。劉斌和吳婭玲實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以使投資者及時(shí)知曉企業(yè)虧損的信息，有效減少高管人員非效率投資行為［16］。本文認(rèn)為，高管人員擁有較多的信息，容易造成道德風(fēng)險(xiǎn)，而穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能對此加以制約。基于此，提出以下假設(shè)：

H2-1：在其他條件相同的情況下，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠降低企業(yè)的過度投資狀況，即穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策與企業(yè)的投資效率顯著正相關(guān)。

在我國，根據(jù)最終控制人類型的不同，企業(yè)可分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，它們在經(jīng)營管理和財(cái)務(wù)決策方面存在較大差異。朱茶芬和李志文實(shí)證研究表明，國有企業(yè)的會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性程度較低［26］。從所有權(quán)契約來看，國有企業(yè)主要采用私人信息的方式，解決高管人員與股東之間的信息不對稱。從債務(wù)契約來看，國有商業(yè)銀行信貸行為受政府干預(yù)，呈現(xiàn)出政治性特征，造成國有企業(yè)與非國有企業(yè)在國有商業(yè)銀行的信貸標(biāo)準(zhǔn)有所不同。因此，對非國有企業(yè)的貸款，國有商業(yè)銀行會(huì)提出更為嚴(yán)苛的穩(wěn)健性要求，促使非國有企業(yè)提高其會(huì)計(jì)政策的穩(wěn)健性。因此，在其他條件相同的情況下，會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性的約束對非國有企業(yè)而言較大，對國有企業(yè)投資效率的影響相對較小。所以，本文提出以下假設(shè)：

H2-2：如果其他因素不變，非國有企業(yè)穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對過度投資的制約強(qiáng)于國有企業(yè)。

（三）穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管過度自信與投資效率關(guān)系的影響

從外部監(jiān)管機(jī)制來看，會(huì)計(jì)信息的穩(wěn)健程度越高，越能夠有效緩解外部投資者與企業(yè)管理層之間的信息不對稱問題，使得外部投資者能夠準(zhǔn)確判斷企業(yè)的盈余增長，不容易被過度自信的高管人員的樂觀估計(jì)所誤導(dǎo)。而從企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管機(jī)制來看，董事會(huì)等治理機(jī)制可以通過穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策傳達(dá)信息，對過度自信的管理者的非效率投資行為進(jìn)行有效監(jiān)督，防止管理者非理性的擴(kuò)張行為。Pinnuck和Lillis研究發(fā)現(xiàn)，高管的非理性投資決策摧毀企業(yè)價(jià)值時(shí)，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以及時(shí)糾正高管人員錯(cuò)誤的決策，避免進(jìn)一步損失［27］。Lambert和Leuz研究證實(shí)，會(huì)計(jì)政策的穩(wěn)健性程度能夠?qū)ζ髽I(yè)融資成本產(chǎn)生影響，進(jìn)一步影響企業(yè)的自由現(xiàn)金流，從而可以對高管人員的非理性投資決策產(chǎn)生約束，提高過度自信高管人員做出的投資決策效率［28］。

本文認(rèn)為，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以有效降低企業(yè)內(nèi)外部利益相關(guān)者的信息不對稱問題；作為一種治理機(jī)制，可以糾正管理者由于過度自信心理造成的決策偏差，制約高管人員的獨(dú)斷行為，提高投資效率及企業(yè)價(jià)值?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3-1：會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性程度越高，高管過度自信與企業(yè)過度投資的正相關(guān)關(guān)系越弱。

我國國有企業(yè)中，內(nèi)部人控制、債務(wù)軟約束和政府干預(yù)等三大治理弱化使得會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性的治理功能受到嚴(yán)重的制約［26］。所有者缺位加之政府對國有企業(yè)管理者的監(jiān)管力度不夠，國有企業(yè)更容易出現(xiàn)內(nèi)部人控制問題，管理者有更多的機(jī)會(huì)、更大的空間操縱企業(yè)會(huì)計(jì)信息，從而很大程度上降低了穩(wěn)健性對高管人員非理性投資行為的制約作用。另一方面，政府干預(yù)導(dǎo)致銀行信貸標(biāo)準(zhǔn)異化，加之國有企業(yè)債務(wù)呈現(xiàn)出軟約束的特點(diǎn)，銀行難以對國有企業(yè)形成有效的監(jiān)管，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策通過融資成本來影響投資效率的作用大大減弱。而非國有企業(yè)受到政府的干預(yù)較少，管理者聘用和企業(yè)經(jīng)營管理更加市場化，資金需求更依賴外部金融市場。當(dāng)過度自信的管理者做出過度投資決策時(shí)，銀行等金融機(jī)構(gòu)能夠根據(jù)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度知曉企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)，對企業(yè)的信貸資金進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)控，有效約束管理者的過度投資行為?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3-2：同非國有企業(yè)相比較，國有企業(yè)中穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策對高管過度自信與企業(yè)過度投資關(guān)系的抑制作用較弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本為我國滬深兩市A股上市公司，研究的時(shí)間區(qū)間為2009—2014年。為了保證數(shù)據(jù)的有效性和研究意義，篩選時(shí)刪除了部分?jǐn)?shù)據(jù)：（1）首次公開募股的上市公司；（2）股票代碼開頭為ST和*ST的公司；（3）由于金融類公司業(yè)務(wù)具有特殊性，與非金融類公司在會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量、報(bào)告、披露上存在不一致，為保證數(shù)據(jù)可比性，將金融類公司樣本排除在外；（4）數(shù)據(jù)不全的公司。數(shù)據(jù)由CS?MAR數(shù)據(jù)庫下載導(dǎo)出，共取2009—2014六年3925家公司，逐年抽樣504家，583家，782家，753家，617家，686家。

（二）變量定義

1.被解釋變量

投資效率（Inv）。首先根據(jù)預(yù)期投資模型考察樣本公司的投資是否適當(dāng)，再利用殘差的計(jì)算衡量樣本公司的投資效率，建立模型如下：

被解釋變量Invi，t值由現(xiàn)金流量表中的數(shù)據(jù)計(jì)算得到，分別將購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支出，對子公司凈支出，對其他單位凈支出累加起來，除以總資產(chǎn)平均值，衡量i公司在t期的投資支出；Sizei，t-1用總資產(chǎn)平均值的自然對數(shù)，衡量i公司在t-1期的規(guī)模；Agei，t-1用當(dāng)前年度減去公司的上市年度加上1的自然對數(shù)，衡量i公司在t-1年的上市年齡；Groi，t-1用主營業(yè)務(wù)收入增長率，衡量i公司在t-1期的成長水平；Cashi，t-1從現(xiàn)金流量表中獲取現(xiàn)金及其等價(jià)物余額，用此數(shù)據(jù)除以總資產(chǎn)平均值，表示在t-1期的i公司的現(xiàn)金比；Levi，t-1用公司總負(fù)債與總資產(chǎn)之比，衡量i公司在t-1期負(fù)債率；Ri，t-1表示為i公司在t-1期的股票收益率；此外，還需綜合考慮年度（year）和行業(yè)（industry）因素，在2009年的基期上，建立6個(gè)啞變量，建立11個(gè)行業(yè)啞變量。如果ε大于0，表示過度投資，用符號Inv表示。

2.解釋變量

高管過度自信（Ovc）。管理者的過度自信心理作為一種認(rèn)知偏差，很難被度量，目前度量核心高管過度自信的替代指標(biāo)主要有：企業(yè)盈利預(yù)測偏差、CEO的相對薪酬、相關(guān)的主流媒體對CEO的評價(jià)、CEO實(shí)施并購的頻率以及企業(yè)景氣指數(shù)。本文選取其中兩種指標(biāo)做深入研究如下：將企業(yè)薪資水平最高的三位管理者薪酬累加起來，除以企業(yè)中所有管理人員總薪資，如果結(jié)果數(shù)值比企業(yè)薪資中位數(shù)要大，則說明高管特征為過度自信，后續(xù)對此進(jìn)行實(shí)證研究；將企業(yè)最高管理者持股比例變化作為分析對象，在研究期間內(nèi)，如果發(fā)現(xiàn)顯著增加，則認(rèn)為是高管特征過度自信，后續(xù)對此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）：本文采用Khan和Watts對Basu模型改進(jìn)后得出的穩(wěn)健性指數(shù)法度量公司年度會(huì)計(jì)政策的穩(wěn)健性程度［29］。該方法對數(shù)據(jù)和樣本量均沒有太大的限制，更利于公司橫截面數(shù)據(jù)的使用，與本文的研究目的相契合。具體計(jì)算方法如下：

首先，根據(jù)Basu模型建立公式（2）：

EPSi，t是在t年末i公司的每股收益；Pi，t-1是在t年初i公司的股價(jià)；Ri，t是t年的i公司股票收益率；DRi，t是啞變量，當(dāng)Ri，t為負(fù)則取1，否則取0。

此外，用工具變量構(gòu)建μ2和μ3的線性表達(dá)式。依據(jù)相關(guān)研究，選擇公司規(guī)模（Size）、負(fù)債率（Lev）以及市賬比（MTB）作為估計(jì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指數(shù)的自變量。具體表示如下：

將上兩式帶入（2），可以得到：

對公式（5）進(jìn)行整理，可得：

最后，將公式（6）進(jìn)行回歸后得出系數(shù)，將得到的β1，t、β2，t、β3，t以及β4，t代入公式（4）即可得到Cscore。Cscore表示，當(dāng)壞消息出現(xiàn)時(shí)，企業(yè)的會(huì)計(jì)盈余與股價(jià)收益的相關(guān)性相較于好消息出現(xiàn)時(shí)的增加量。Cscore越大，說明企業(yè)對于壞消息的確認(rèn)比對好消息的確認(rèn)更加及時(shí)，也就是企業(yè)的會(huì)計(jì)政策的穩(wěn)健性程度越高。因此，我們以Cscore作為衡量企業(yè)會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健程度的指標(biāo)，主要變量說明見表1。

表1　變量說明

3.控制變量

根據(jù)前期研究，本文將控制變量分為兩組，一類為公司特征變量，包括企業(yè)成長性（Gro）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、自由現(xiàn)金流（Fcl）；一類為公司治理變量，包括董事會(huì)規(guī)模（Bsi）、高管人員持股比例（Grt）。此外，虛擬變量包括Industry和Year。

（三）模型選擇

本文首先用模型（7）檢驗(yàn)高管過度自信和投資效率是否具有相關(guān)性，并通過該模型分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。投資效率受到高管特性的影響值用β1的符號表示，為正時(shí)表示投資效率有所降低，高管特性趨向過度自信。

為研究穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對投資效率的影響以及穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管過度自信而造成過度投資行為的治理作用，建立模型（8），穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對投資效率的影響用γ2表示，穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管過度自信與投資效率二者關(guān)系的影響用γ3的符號表示，若γ3為負(fù)則表示過度投資的情況在穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策下受到約束。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2顯示，模型調(diào)整后的R方為36.19%，說明模型的擬合優(yōu)度良好。分析表格中各項(xiàng)系數(shù)可知，在置信水平為1%時(shí)，與企業(yè)投資效率呈正相關(guān)的有如下變量：Gro和Size；與企業(yè)投資效率呈負(fù)相關(guān)的有如下變量：Age、Cash、Lev、R。而回歸殘差值大于0時(shí)，判定為過度投資，一共3925組數(shù)據(jù)。

表3顯示，總共3925家公司中，有1753家國有企業(yè)，占總樣本的44.66%，有2172家非國有企業(yè)，占總樣本的55.34%，非國有投資過度的企業(yè)占比較大。國有企業(yè)過度投資水平的均值為0.0463，介于0.00000432和0.6976之間；非國有企業(yè)過度投資水平的均值為0.0449，介于0.00001和0.5630之間。這表明相對于非國有企業(yè)，過度投資在國有企業(yè)中更易發(fā)生。上市公司中高管過度自信的比例，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中分別是50.16%和49.68%。由此可見，過度自信的高管行為特征在現(xiàn)代企業(yè)中很常見，且國有企業(yè)更為突出。國有企業(yè)和非國有企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的均值分別為0.0055 和0.0250，均大于0，這表明我國上市公司的會(huì)計(jì)政策具有穩(wěn)健性，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健水平較低。

（二）相關(guān)性分析

表4相關(guān)性分析結(jié)果表明，被解釋變量投資效率（Inv）高度相關(guān)于解釋變量，說明這些解釋變量對于投資效率具有較強(qiáng)的解釋力。其中，高管過度自信（Ovc）與企業(yè)過度投資水平（Inv）在1%的水平上顯著正相關(guān)，即高管過度自信心理會(huì)加劇企業(yè)過度投資水平，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1-1。而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平（Cscore）與企業(yè)過度投資水平（Inv）在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策可以抑制企業(yè)過度投資，提高企業(yè)投資效率，初步驗(yàn)證了假設(shè)H2-1。企業(yè)自由現(xiàn)金流越多，成長性越高，過度投資的可能性越大。企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、董事會(huì)規(guī)模（Bsi）、管理層持股比例（Grt）與過度投資水平（Inv）在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。此外，在各個(gè)變量間，除了管理層持股比例（Grt）和資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的相關(guān)系數(shù)的絕對值超過0.3，而相關(guān)系數(shù)的絕對值在0—0.3之間的變量則不存在較大的多重共線性。

表2　企業(yè)投資效率的回歸分析

表3　描述性統(tǒng)計(jì)量表

表4　相關(guān)性分析結(jié)果

（三）回歸結(jié)果分析

模型（7）分析研究了高管特征和投資效率的回歸關(guān)系，結(jié)果如表5所示。分析各項(xiàng)回歸系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，高管過度自信程度正相關(guān)于投資效率，這與國內(nèi)外其他學(xué)者的結(jié)論相一致，同假設(shè)H1-1相一致。在1%的置信水平上，企業(yè)過度投資與Gro和Fcl顯著正相關(guān)，與Lev和Grt顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)成長性越強(qiáng)，自由現(xiàn)金流越充裕，越易引發(fā)過度投資。反之，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率上升，融資水平高時(shí)，就會(huì)相應(yīng)減少過度投資狀況，提高投資效率；管理層持股比例越高，投資則愈加謹(jǐn)慎，提高投資效率。表明高管持股比例越大，高管利益與股東的利益越趨同，越不容易因厭惡風(fēng)險(xiǎn)而放棄高風(fēng)險(xiǎn)但凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目。董事會(huì)規(guī)模（Bsi）與企業(yè)過度投資水平在1%的水平上負(fù)相關(guān)，表明董事會(huì)在一定程度上對管理者的非效率投資行為起到了監(jiān)督和制約的作用。

按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將全部樣本劃分為國有組和非國有組，并用模型（7）進(jìn)行了分組回歸。如表5所示，在1%的置信水平下，對于過度自信與投資效率的回歸系數(shù)，國有企業(yè)組要高于非國有企業(yè)組，即國有企業(yè)受高管特征過度自信的影響更大，同假設(shè)H1-2一致。并且，國有上市公司組資產(chǎn)負(fù)債率與過度投資在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，而非國有上市公司組資產(chǎn)負(fù)債率則與過度投資在10%的水平下負(fù)相關(guān)。這可能是因?yàn)閲猩鲜泄咎厥獾恼尘笆蛊淙谫Y便利，可以通過負(fù)債融資來籌集投資活動(dòng)所需的資金；而非國有上市公司的償債壓力在一定程度上抑制了企業(yè)的投資行為。

表5　高管過度自信對企業(yè)投資效率的檢驗(yàn)結(jié)果

本文通過模型（8）檢驗(yàn)穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對投資效率的影響以及穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策對高管過度自信與投資效率二者關(guān)系的影響，回歸結(jié)果如表6所示。

從全樣本回歸結(jié)果來看，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）與企業(yè)過度投資水平（Inv）的回歸系數(shù)為-0.1680，并且在1%的水平上顯著，說明穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策與企業(yè)過度投資水平呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以改善企業(yè)的投資效率，穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策在企業(yè)資本投資中具有治理價(jià)值，從而驗(yàn)證了假設(shè)H2-1。劃分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，國有樣本中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)過度投資水平的回歸系數(shù)為-0.1635，且在1%的水平上顯著，而非國有樣本中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)過度投資水平的回歸系數(shù)為-0.1822，且在1%的水平上顯著，表明國有上市公司穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策抑制無效率投資的作用弱于非國有上市公司，支持了假設(shè)H2-2。

此外，在全樣本回歸結(jié)果中，交乘項(xiàng)（Ovc*Cscore）與企業(yè)過度投資水平在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)（-0.1512，P<0.01），說明當(dāng)管理者存在過度自信心理時(shí)，企業(yè)穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠有效地改善企業(yè)的投資過度狀況，從而驗(yàn)證了假設(shè)H3-1。同時(shí)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，國有上市公司組的交乘項(xiàng)（Ovc*Cscore）與企業(yè)過度投資水平的回歸系數(shù)為-0.1389，且在1%的水平上顯著，而非國有上市公司組的交乘項(xiàng)（Ovc*Cscore）與企業(yè)過度投資水平的回歸系數(shù)為-0.1557，且在1%的水平上顯著，表明當(dāng)高管人員存在過度自信心理偏差時(shí)，雖然國有企業(yè)、非國有企業(yè)穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策均有助于削弱非效率投資，但是對國有企業(yè)來說，會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健對于投資效率的影響較微弱，與假設(shè)H3-2一致。

表6　會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性水平對高管過度自信與投資效率關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

將企業(yè)高管持股比例變化作為分析對象，在研究期間內(nèi)，如果發(fā)現(xiàn)顯著增加，則認(rèn)為是高管特征過度自信，對此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與實(shí)證結(jié)果趨同，結(jié)論得到證實(shí)。

五、結(jié)語

本文研究樣本為我國滬深兩市A股上市公司，研究的時(shí)間區(qū)間為2009—2014年。為了保證數(shù)據(jù)的有效性和研究意義，篩選時(shí)刪除了部分?jǐn)?shù)據(jù)，共取六年3925家公司，逐年抽樣504家，583家，782家，753家，617家，686家。最終得出以下幾點(diǎn)實(shí)證結(jié)果：第一，過度投資行為的原因可以追溯到高管特征上，即由于過度自信容易造成管理者做出過度投資行為，降低企業(yè)的投資效率。同時(shí)根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分研究樣本后發(fā)現(xiàn)，不同產(chǎn)權(quán)關(guān)系企業(yè)資源的稀缺度是不同的，國有企業(yè)更易獲得項(xiàng)目和資金，從而高層管理者持有更加樂觀的投資心態(tài)，最終導(dǎo)致非效率投資要遠(yuǎn)多于非國有企業(yè)。第二，穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策作為一種有效的公司治理機(jī)制，能夠及時(shí)確認(rèn)損失，能夠使投資者及時(shí)知曉管理層經(jīng)營決策中發(fā)生虧損的信息，有利于董事會(huì)、債權(quán)人等對投資行為的監(jiān)督，有效地改善企業(yè)非效率投資狀況。此外，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的穩(wěn)健性程度更低，對企業(yè)過度投資的抑制作用較弱。第三，企業(yè)會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性程度越高，高管過度自信與企業(yè)過度投資的正相關(guān)關(guān)系越弱，即當(dāng)高管人員存在過度自信心理時(shí)，穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策能夠及時(shí)糾正其心理偏差造成的投資決策失誤，對高管人員的獨(dú)斷行為起到制約作用，有助于提高高管人員投資決策的效率。此外，在國有企業(yè)中穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策對高管過度自信與過度投資關(guān)系的抑制作用與非國有企業(yè)相比較弱。

本文的研究內(nèi)容可以得出：第一，為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的應(yīng)用創(chuàng)造有利的環(huán)境，政府及相關(guān)市場監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)通過完善我國企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露系統(tǒng)；第二，為保護(hù)投資者利益，國家需要建立健全相應(yīng)的法律機(jī)制，加強(qiáng)對企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的監(jiān)管，促使企業(yè)提供更穩(wěn)健、可靠的會(huì)計(jì)信息，不受高管人員非理性決策的摧毀；第三，為提升國有企業(yè)的投資效率，讓更多高素質(zhì)職業(yè)經(jīng)理人充實(shí)國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)參與投資決策。

［參考文獻(xiàn)］

［1］Clearly，S．The Relationship between Firm Investment and Financial Status［J］．Journal of Finance，1999（54）：673-692．

［2］Childs，P. D．，Mauer D C，Ott S H．Interactions of Corporate Financing and Investment Decisions：the Effects of Agency Conflicts［J］．Journal of Financial Economics，2005，76（3）：667-690．

［3］Heaton，J．B．Managerial Optimism and Corporate Finance［J］．Financial Management，2002（31）：33-45．

［4］Hackbarth，D．Determinants of Corporate Borrowing：A Behavioral Perspective［J］．Journal of Corporate Finance，2009，15（4）：389-411．

［5］王霞，張敏，于富生．管理者過度自信與企業(yè)投資行為異化——來自我國證券市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．南開管理評論，2008（02）：77-83．

［6］Roll Richard. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers［J］．Journal of Business，1986（59）：197-216．

［7］Malmendier，U．，Tate，G．CEO Overconfidence and Corporate Investment［J］．Journal of Finance，2005，60（6）：2661- 2700．

［8］Lin，Y. S．，Hu，M．，Chen. Managerial Optimism and Corporate Investment：Some Empirical Evidence from Taiwan［J］．Journal of Finance，2005（13）：523- 546．

［9］Goel，A. M．，Thankor，A. V. Overconfidence，CEO Selection，and Corporate Governance［J］．The Journal of Finance，2008（63）：2737- 2784．

［10］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．

［11］姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東．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（01）：131-143．

［12］Watts，R. L．Conservatism in Accounting part I：Explanations and Implications［J］．Accounting Horizons，2003，17（3）：207-221．

［13］Ball，R. L. Shivakumar. Earnings Quality in UK Private Firms［J］．Journal of Accounting and Economics，2005（39）：83- 128．

［14］Lara，M. L. G．，Osma，B. G．，Penalva，F(xiàn). The Economic Determinants of Conditional Conservatism［J］．Journal of Business Fi?nance and Accounting，2009，36（3/4）：336- 372．

［15］陶曉慧，柳建華．會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與債權(quán)人保護(hù)［J］．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（4）：93- 99．

［16］劉斌，吳婭玲．會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與資本投資效率的實(shí)證研究［J］．審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2011，26（4）：60-68．

［17］王宇峰，蘇逶妍．會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資效率——來自中國證券市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2008（5）：60- 65．

［18］孫剛．控股權(quán)性質(zhì)、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與不對稱投資效率——基于我國上市公司的再檢驗(yàn)［J］．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（05）：74- 84．

［19］Lara，Osma，B.G．，Penalva，F(xiàn). Conditional Conservatism and Firm Investment Efficiency［J］．Review of Accounting Studies，2011，16（2）：247- 271．

［20］Roychowdhury，S. Discussion of：Acquisition Profitability and Timely Loss Recognition［J］．Journal of Accounting and Economics，2010（49）：179- 183．

［21］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）：69-79．

［22］Jensen，M. C．，Meckling，W. H．Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］．Journal of Financial Economics，1976，3（4）：305-360．

［23］Weinstein，N，D. Unrealistic Optimism about Future Life Events［J］．Journal of Personality and Social Psychology，1980，39（3）：806-820．

［24］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)——來自我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2005 （05）：52-63．

［25］魏明海，柳建華．國企分紅、治理因素與過度投資［J］．管理世界，2007（04）：88-95．

［26］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（05）：38-45+95．

［27］Pinnuck，M．，Lillis，A. M. Profit versus Losses：Does Reporting an Accounting Loss Act as a Heuristic Trigger to Exercise the Aban?donment Option and Divest Employees［J］．The Accounting Review，2007，82（1）：1031-1053．

［28］Lambert，R．，Leuz，R，Verrecchia．Accounting Information，Disclosure，and the Cost of Capital［J］．Journal of Accounting Re?search，2007，45（3）：385-420．

［29］Khan，M．，Watts，R. L. Estimation and Empirical Properties of a Firm-Year of Conservatism［J］．Journal of Accounting and Eco?nomics，2009（48）：132-150.

［30］Richardson，S．Over-Investment of Free Cash flow［J］．Review of Accounting Studies，2006，11（2）：159-189．

［作者簡介］韓靜（1966—），女，江蘇南京人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：公司財(cái)務(wù)，管理會(huì)計(jì)。

［基金項(xiàng)目］江蘇高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目“高管特征、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資效率研究”（2014ZDIXM007）階段性成果。

［收稿日期］2015-09-20

［中圖分類號］F275.5

［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A

［文章編號］1671－511X（2016）01－0076－10