管理者過度自信、過度投資與上市公司盈余管理行為

黃慧雅

摘要：文章通過運用2010～2017年的滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)，研究上市公司管理層過度自信與盈余管理的問題，發(fā)現(xiàn)了管理層過度自信會導(dǎo)致公司進行更多的向上盈余管理行為。然后加入了過度投資指標探索管理層過度自信與企業(yè)盈余管理行為的內(nèi)在關(guān)系，證明了管理層過度自信會造成公司的過度投資進而導(dǎo)致了公司向上盈余管理的增加。研究有利于理解管理層過度自信引起的盈余管理行為的內(nèi)在邏輯，為企業(yè)的經(jīng)營與管理和投資者保護提供思路。

關(guān)鍵詞：過度自信;過度投資;盈余管理

一、引言

近年來，企業(yè)利用粉飾報表、修飾財務(wù)數(shù)據(jù)等手段，人為地操縱企業(yè)的利潤，導(dǎo)致企業(yè)財務(wù)報告的信息質(zhì)量下降。隨著企業(yè)盈余管理行為的日趨頻繁，為保護投資者與債權(quán)人的利益，企業(yè)的盈余管理問題也成為了監(jiān)管者重點關(guān)注的領(lǐng)域。在傳統(tǒng)的金融學(xué)中，公司財務(wù)理論框架建立在市場有效和理性經(jīng)理人的假設(shè)。但在現(xiàn)實生活中人的能力與精力是有限的，在進行決策時難以保證人會一直保持理性狀態(tài)。由于企業(yè)管理者各方面能力往往較高，管理者很可能會出現(xiàn)過度自信的心理特征。而管理者非理性行為會對企業(yè)的經(jīng)營管理與財務(wù)決策產(chǎn)生重要影響?；诖?，本文研究上市公司管理層過度自信與盈余管理的問題，以及兩者間的內(nèi)在傳導(dǎo)機制。

本文利用新的數(shù)據(jù)探討管理者過度自信將會對盈余管理所產(chǎn)生的影響，并研究了過度自信引起公司盈余管理行為增加的中介效應(yīng)。對前人衡量管理者過度自信的計算方式進行了修正，更準確地衡量出管理者的未預(yù)期薪酬，反映管理者過度自信的大小程度。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

在文獻綜述的分析中可以得出國內(nèi)外文獻已經(jīng)開始從非理性的角度探索公司的盈余管理問題。國外學(xué)者普遍認為，公司管理者過度自信會導(dǎo)致高估投資項目收益，低估項目風(fēng)險（Heaton，2002;Tate，2005a;Glaser， Schafers，2007），制定較高的盈利目標（Paul Hribarm;Holly Yang，2010），會導(dǎo)致盈余管理行為的增加。國內(nèi)學(xué)者也從管理者高估項目投資回報解釋管理過度自信與企業(yè)盈余管理行為。短期過度自信的管理者往往會高估盈利目標，當盈利目標未達到預(yù)期時，管理者往往會進行正向的盈余管理行為（張榮武，劉文秀，2008;何威風(fēng)，劉啟亮，劉永麗，2011;胡華夏，楊雪琳，2015;王珣，2018）。經(jīng)理人在做決策時，其非理性心理往往會影響到企業(yè)管理決策。傾向于高估自身的能力或企業(yè)經(jīng)營能力的過度自信心理在公司的管理層中體現(xiàn)得尤為嚴重。其中，過度自信往往會影響到企業(yè)的盈余管理行為，導(dǎo)致公司盈余信息質(zhì)量下降。一般認為，管理者容易高估企業(yè)未來的收益，并導(dǎo)致過度投資（Malmendier，Tate，2008）。當實際收益小于期望收益時，過度自信的管理者很可能會進行向上盈余管理。在此本文提出假設(shè)1。

H1：公司管理者過度自信的程度越高，公司的向上盈余管理行為越嚴重。

現(xiàn)今國內(nèi)核心期刊證明了公司績效滑坡是管理者過度自信導(dǎo)致公司盈余管理活動的增加的傳導(dǎo)途徑之一（羅進，2012），甚少有學(xué)者探索過度投資的傳導(dǎo)途徑?；诖?，本文通過對過度投資傳導(dǎo)途徑進行分析，并使用逐步回歸法從過度投資層面探討管理者過度自信與公司盈余管理之間的聯(lián)系。公司過度自信的管理層往往會高估所處公司的價值，當公司存在現(xiàn)金流時，過度自信的管理層會傾向于把現(xiàn)金用于投資而不是進行股利發(fā)放。并且過度自信的管理者會高估投資項目的收益，低估投資項目的風(fēng)險，使其接受凈現(xiàn)值為負的投資項目，從而造成公司過度投資（Heaton，2002）。當實際項目收益未達到預(yù)期收益時，由于各方面的壓力，管理層會傾向于進行盈余管理。綜上所述，本文提出假設(shè)2。

H2：管理者過度自信與盈余管理行為是通過公司過度投資傳導(dǎo)的。

三、實證分析

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），研究對象為2010～2017年滬深A(yù)股上市公司，并對數(shù)據(jù)進行以下處理：由于金融、保險類行業(yè)的公司樣本的財務(wù)核算與治理結(jié)構(gòu)都比較特殊，本文剔除了有關(guān)數(shù)據(jù);剔除了被ST、*ST處理的樣本;剔除了除發(fā)行滬深A(yù)股外，還同時發(fā)行了H股或B股的公司樣本;剔除了數(shù)據(jù)不足8年公司樣本以及數(shù)據(jù)異常的公司樣本。

經(jīng)上述樣本選擇剔除后，本文數(shù)據(jù)總數(shù)為7912，公司樣本數(shù)目為989。

（二）變量定義

1. 被解釋變量

文獻中衡量企業(yè)盈余管理指標最常見的方法為企業(yè)的操縱性應(yīng)計利潤。本文采用修正的瓊斯模型來計算公司的盈余管理。其計算過程為：一是在模型（2）的基礎(chǔ)上，并且控制公司年份與行業(yè)對模型（1）進行回歸;二是保留回歸模型中的殘差值，模型的殘差值即為公司的操縱性應(yīng)計利潤，即模型的被解釋變量盈余管理的度量指標。

在上述模型中，TAt=NTt-CFOt，t為年度。其中，NT為企業(yè)經(jīng)營利潤，CFO為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量;A為期末總資產(chǎn);NDA為非操控性應(yīng)計數(shù);ΔREVt為第t年和第t-1年主營業(yè)務(wù)收入的差額;ΔRECt為第t年和第t-1年應(yīng)收賬款的差額;PPE為期末總的廠場、設(shè)備等固定資產(chǎn)原值。

2. 解釋變量

本文參考了Firth等（2006）與何威風(fēng)等（2011）的衡量方法，并修改了該方法，把原有模型中運用當期上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)替代為上一期的財務(wù)數(shù)據(jù)，使未預(yù)期薪酬地估計更準確。本文首先通過管理者薪酬的模型估算出公司管理者薪酬正常水平，然后用模型的回歸殘差作為管理者非理性的替代變量。用管理者實際的薪酬水平與通過上一期數(shù)據(jù)估算的薪酬水平之差（即回歸殘差）代表管理者信心狀態(tài)，殘差的大小代表了管理者過度自信的程度（Overconfidence）。估算企業(yè)管理者正常薪酬水平的模型如下：

對于管理者來說，未預(yù)期薪酬衡量的是實際收入和“應(yīng)得”收入之差。其正向差額越大，意味著管理者對自身能力估計越高，即過度自信。

本文利用Richardson（2006）和李婉麗等（2014）的模型衡量過度投資：

模型（3）中，被解釋變量It為本期的實際投資，其計算方法為Itotal-Imaintenance。其中Itotal=構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期投資所支付的資金+投資所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期投資所收回的現(xiàn)金凈額;Imaintenance=固定資產(chǎn)折舊+無形資產(chǎn)攤銷。模型的殘差值為企業(yè)的過度投資衡量指標。殘差值為正，代表存在過度投資，取值為1;殘差為零或負值，表示不存在過度投資，取值為0。

3. 控制變量

為了使檢驗更準確，我們對其他可能影響公司盈余管理的因素加以了控制。參考何威風(fēng)（2011）、張利（2015）等人的研究成果，本文所選取的變量定義如表1所示。

（三）模型建立

為檢驗H1，管理者過度自信程度越高企業(yè)進行盈余管理越大，本文參考了何威風(fēng)（2011）、張利（2015）等模型后，建立了以下模型（4）：

其中，DA為公司盈余管理變量，Overconfidence為管理者過度自信指標。為了使檢驗更加準確，本文對其他可能影響公司盈余管理的因素加以了控制。若假設(shè)1成立，則能觀測到λ1顯著大于0。

為檢驗管理者過度自信與企業(yè)盈余管理行為的傳導(dǎo)是由過度投資引起的，本文參考了李婉麗（2014）等文章，建立了以下模型（控制變量與模型（4）一致）：

其中，Overinvest為衡量公司是否存在過度投資的變量，本文運用分部回歸的方法對過度投資的中介效應(yīng)進行檢驗。若過度投資是過度自信影響公司盈余管理的一個重要中介變量則：一是過度自信會顯著引起公司的過度投資，即模型（5）中Overconfidencet的回歸系數(shù)顯著為正;二是過度投資會引起公司的盈余管理行為增加，即模型（6）中Overinvestt的回歸系數(shù)顯著為正;三是在控制過度投資變量后，管理者過度自信對公司的盈余管理行為的影響顯著降低，即模型（7）中Overconfidencet的回歸系數(shù)顯著低于模型（4）中的回歸系數(shù)，或者模型（7）中Overconfidencet的回歸系數(shù)不顯著。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為本文主要回歸變量的描述性統(tǒng)計。由表2可知，上市公司的盈余管理均值為0.016，中位數(shù)為0.010，最小值為-3.132，最大值為8.983。表明我國上市公司既存在向上盈余管理，也存在向下盈余管理，但向上盈余管理程度大于向下盈余管理程度，這與何威風(fēng)（2011）統(tǒng)計結(jié)果相符。管理者過度自信指標均值為-0.000053，而中位數(shù)為1，表明部分上市公司管理者存在一定程度的過度自信。公司過度投資的指標均值為0.634，中位數(shù)為1，這說明超過一半的上市公司存在過度投資問題。

（二）回歸結(jié)果分析

在進行回歸結(jié)果分析之前，本文考察了自變量與因變量的之間的相關(guān)關(guān)系，通過計算變量間的VIF度量模型的多重共線性。檢驗發(fā)現(xiàn)，模型中的ROA的VIF值大于20，在此為緩解模型的多重共線性問題，本文把控制變量中的ROA指標進行剔除。

1. 假設(shè)1的檢驗

由表3中的回歸結(jié)果可知，在控制了公司的其他影響因素后，模型（4）的管理者過度自信的系數(shù)在1%的顯著水平具有統(tǒng)計意義，線性回歸效果顯著。管理者過度自信的系數(shù)顯著為正，這說明了管理者過度自信與企業(yè)向上盈余管理表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明了管理者過度自信對盈余管理行為有影響，且管理者過度自信的程度越高，越可能進行向上的盈余管理，這與本文的假設(shè)1一致。

2. 假設(shè)2的檢驗

模型（5）的回歸結(jié)果顯示，Overconfidence的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明管理者過度自信會引起企業(yè)的過度投資現(xiàn)象。模型（6）中過度投資（Overinvest）的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，說明企業(yè)過度投資會顯著影響公司的向上盈余管理行為。結(jié)合模型（4）對比，模型（7）的回歸結(jié)果顯示，在不控制過度投資的情況下，過度自信（Overconfidence）對公司實施向上盈余管理行為的影響更大;在控制了過度自信變量后，過度自信（Overconfidence）的回歸系數(shù)不顯著，這表明了在具有過度自信特征的管理者中，過度投資在過度自信管理者與向上盈余管理行為發(fā)揮了中介作用，這與本文的假設(shè)2一致。

五、結(jié)語

本文研究了運用2010～2017年的滬深A(yù)股上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，通過OLS多元回歸的方法，探討了我國上市公司管理層過度自信與盈余管理的問題，發(fā)現(xiàn)了管理層的過度自信會導(dǎo)致公司進行更多的向上盈余管理行為。然后，在上述模型的基礎(chǔ)上加入了過度投資指標探索管理層過度自信與企業(yè)盈余管理行為的傳導(dǎo)機制，證明了管理層過度自信會造成公司的過度投資進而導(dǎo)致了公司盈余管理行為的增加。本文進一步證明了審計質(zhì)量能有效抑制管理層過度自信導(dǎo)致的企業(yè)盈余管理行為的理論;但公司內(nèi)部管理質(zhì)量的增加對由過度自信引起的向上盈余活動的抑制作用不顯著。管理層過度自信的心理狀態(tài)是普遍存在的問題，而盈余管理問題也是我國學(xué)者一直關(guān)注的重點。過度自信引起的盈余管理會導(dǎo)致企業(yè)會計信息質(zhì)量下降，從而影響到投資者的投資決策。上市公司任用審計質(zhì)量較高的會計師事務(wù)所有利于提高會計信息質(zhì)量，保護中小投資者的利益。

參考文獻：

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[3]張利，胡華夏，楊雪琳.管理者過度自信與上市公司盈余管理[J].財會月刊，2015（05）.

[4]張崢，徐信忠.行為金融學(xué)研究綜述[J].管理世界，2006（09）.

（作者單位：廣東外語外貿(mào)大學(xué)）