經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度
——基于中國(guó)A股上市公司的實(shí)證研究*

● 謝獲寶 林 燦

(1,2 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 武漢 430072)

1.引言

經(jīng)理自主權(quán)(managerial discretion)這個(gè)概念，起源于調(diào)和不同學(xué)術(shù)流派關(guān)于“管理者是否重要”的激烈爭(zhēng)論。Hambrick和Finkelstein(1987)引入了經(jīng)理自主權(quán)的概念——經(jīng)理自主權(quán)是指經(jīng)理人意識(shí)到的在強(qiáng)勢(shì)方(一般指大股東)不干預(yù)前提下的自主行為空間。Shen和Cho(2005)將經(jīng)理自主權(quán)構(gòu)建為兩個(gè)方面：行為自由度，即經(jīng)理人為利益相關(guān)者制定或執(zhí)行決策時(shí)獲得的選擇范圍；目標(biāo)自由度，即經(jīng)理人追求個(gè)人利益而非股東福利最大化的自由空間。張三保和張志學(xué)(2014)指明，經(jīng)理自主權(quán)的本質(zhì)是行為自由度和目標(biāo)自由度的復(fù)合結(jié)構(gòu)，兩者交互作用，對(duì)公司的決策行為產(chǎn)生重大影響。

盈余預(yù)告制度的建立，是為了避免在正式的財(cái)務(wù)報(bào)告公布時(shí)出現(xiàn)股價(jià)大波動(dòng),有助于提前釋放風(fēng)險(xiǎn)、保護(hù)中小投資者的利益。與西方發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)采取自愿方式披露盈余預(yù)告不同，中國(guó)資本市場(chǎng)的盈余預(yù)告包括強(qiáng)制性披露和自愿性披露兩類。從2006年開(kāi)始，在主板上市的公司的全年凈利潤(rùn)預(yù)計(jì)出現(xiàn)虧損、扭虧轉(zhuǎn)盈、增長(zhǎng)或下降50%這幾類情況之一時(shí)，必須披露年度盈余預(yù)告；其余的盈余預(yù)計(jì)情況則為自愿披露。從2012年開(kāi)始，在中小板或創(chuàng)業(yè)板上市的公司都必須披露年度盈余預(yù)告。

對(duì)于強(qiáng)制性盈余預(yù)告，證監(jiān)會(huì)沒(méi)有規(guī)定披露形式、披露特征等內(nèi)容，管理層對(duì)此有很大的自由裁量權(quán)；至于自愿性盈余預(yù)告，更是完全取決于管理層的自主裁量。目前，中國(guó)上市公司的管理層盈余預(yù)告的質(zhì)量不容樂(lè)觀。處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國(guó)，釋放經(jīng)理自主權(quán)是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的必由之路。因而，研究經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的影響具有重要的理論和實(shí)踐意義。準(zhǔn)確度是衡量管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的重要指標(biāo)。因此，本文考察經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生怎樣的影響及其機(jī)理和不同作用環(huán)境中的影響差異。

本文的貢獻(xiàn)在于: 第一，從管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的角度豐富了經(jīng)理自主權(quán)影響公司決策行為的研究文獻(xiàn)。前人關(guān)于經(jīng)理自主權(quán)的主效應(yīng)研究，僅關(guān)注了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)公司績(jī)效(Crossland & Hambrick，2011)、多元化戰(zhàn)略(Quigley & Hambrick，2012)等方面的影響，尚未涉及經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的影響。本文對(duì)經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，為經(jīng)理自主權(quán)影響公司決策行為提供了新的微觀證據(jù)。第二，豐富了管理層盈余預(yù)告質(zhì)量影響因素的研究文獻(xiàn)。Cheng，Luo和Yue(2013)研究發(fā)現(xiàn)，管理層的個(gè)人動(dòng)機(jī)是管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的影響因素。本文在其基礎(chǔ)上進(jìn)一步研究證明，管理層利用自主權(quán)這一手段在管理層盈余預(yù)告中實(shí)現(xiàn)了個(gè)人動(dòng)機(jī)，這具有學(xué)術(shù)增量貢獻(xiàn)。第三，前人關(guān)于經(jīng)理自主權(quán)的研究，常常將其與高管權(quán)力混為一談或者自成一體。本文厘清了經(jīng)理自主權(quán)與高管權(quán)力的區(qū)別和聯(lián)系，明確界定了兩個(gè)概念的內(nèi)涵和外延。

2.理論分析與研究假設(shè)

經(jīng)理自主權(quán)和高管權(quán)力(managerial power)這兩個(gè)概念極其容易混淆。前文已闡述了經(jīng)理自主權(quán)的定義。至于高管權(quán)力，Magee和Galinsky(2008)將其定義為高管對(duì)公司重要資源的非對(duì)稱性控制力。經(jīng)理自主權(quán)與高管權(quán)力的主要區(qū)別是：在概念上，經(jīng)理自主權(quán)比高管權(quán)力廣得多。高管權(quán)力只受制度、治理等狹窄方面的因素影響，這些因素包括董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一、高管任期等。與高管權(quán)力相比，經(jīng)理自主權(quán)還受環(huán)境層面和組織層面的一系列資源影響，而這些資源與高管權(quán)力無(wú)直接關(guān)系。因此，經(jīng)理自主權(quán)的來(lái)源眾多，高管權(quán)力只是經(jīng)理自主權(quán)的來(lái)源之一。股權(quán)分散度、創(chuàng)始人是否擔(dān)任CEO等經(jīng)理自主權(quán)維度與高管權(quán)力聯(lián)系緊密，而行業(yè)特征、組織文化、高管心理特征等經(jīng)理自主權(quán)維度與高管權(quán)力聯(lián)系較小。經(jīng)理自主權(quán)與高管權(quán)力的主要聯(lián)系是：經(jīng)理自主權(quán)與高管權(quán)力互為因果關(guān)系(Wangrow，Schepker & Barker，2015)。經(jīng)理人的權(quán)力基礎(chǔ)是其自主權(quán)的來(lái)源之一，而感知自主權(quán)也會(huì)反過(guò)來(lái)影響感知權(quán)力。高管的權(quán)力基礎(chǔ)增加了自己偏愛(ài)的方案被強(qiáng)勢(shì)方接受的可能性，從而提升其自主權(quán)(Hambrick & Finkelstein，1987)。而根據(jù)印象管理理論，當(dāng)高管感覺(jué)自己有較大的自主權(quán)時(shí)，會(huì)主動(dòng)參與公司的重大決策，這使別人認(rèn)為他們是有權(quán)力的，從而會(huì)增大他們的感知權(quán)力(Carpenter & Golden，1997)。

由于管理層主觀動(dòng)機(jī)的影響，不同公司發(fā)布的盈余預(yù)告在質(zhì)量上有很大差異。最近幾年，學(xué)術(shù)界越來(lái)越關(guān)注高管個(gè)人背景和心理特征的異質(zhì)性產(chǎn)生的決策行為差異。Bamber，Jiang和Wang(2010)研究證實(shí)，管理者(1)在本文中，“管理者”“管理層”“經(jīng)理人”“高管”都為同一概念。的背景和風(fēng)格影響管理層盈余預(yù)告的偏誤程度。管理者的個(gè)人特征是經(jīng)理自主權(quán)的重要維度，因此經(jīng)理自主權(quán)會(huì)影響到管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。經(jīng)理自主權(quán)對(duì)公司決策行為的影響不是表現(xiàn)為非此即彼的互斥形式，而是視公司的內(nèi)外部具體情境而定(胡建雄、殷錢茜，2018)。陳志紅和李宏偉(2019)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整既有扶持效應(yīng)，又有掠奪效應(yīng)。

下面分別闡述經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的正面和負(fù)面影響。

經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的正面影響。管理層盈余預(yù)告是影響公司股價(jià)和市值的主要方式。管理層的核心職責(zé)之一是維持公司股價(jià)持續(xù)增長(zhǎng)。同時(shí)，管理層大多持有公司股份，公司股價(jià)的持續(xù)增長(zhǎng)將為其帶來(lái)收益。因此，管理層出于穩(wěn)定公司股價(jià)和市值的考慮，會(huì)約束自身行為，披露準(zhǔn)確度高的盈余預(yù)告(李志生等，2017；徐偉等，2018)。Sanchez，F(xiàn)errero和Benau(2019)指出，管理層有動(dòng)機(jī)披露高質(zhì)量的信息，以減少外界對(duì)經(jīng)理自主權(quán)的負(fù)面評(píng)價(jià)。李曉溪等(2019)認(rèn)為，公司會(huì)通過(guò)提高盈余預(yù)告質(zhì)量向市場(chǎng)傳遞正面信號(hào)。

當(dāng)管理層與股東之間的代理成本較高時(shí)，管理層為了緩解代理沖突，傾向于披露較準(zhǔn)確的盈余預(yù)告，因?yàn)闇?zhǔn)確度高的盈余預(yù)告有助于維持公司股價(jià)穩(wěn)定，降低公司成為被收購(gòu)目標(biāo)的可能性，從而減輕管理層被替換的威脅(李志生等，2017)。同樣，當(dāng)大股東與中小股東之間的代理成本較高時(shí)，大股東有動(dòng)機(jī)授意管理層披露準(zhǔn)確度高的盈余預(yù)告，因?yàn)楣芾韺佑囝A(yù)告能有效地影響市場(chǎng)認(rèn)知，準(zhǔn)確度高的管理層盈余預(yù)告有助于吸引現(xiàn)有或潛在的投資者和提升公司正面形象 (Sun et al.,2010)，這對(duì)大股東有好處(如降低融資成本等)。

經(jīng)理人運(yùn)用自主權(quán)對(duì)盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生積極影響的動(dòng)機(jī)主要體現(xiàn)在以下三方面。第一，顯示管理者的才能。管理者的認(rèn)知水平越高，其擁有的自主權(quán)越大(Makhija & Stewart，2002)。管理層盈余預(yù)告包含關(guān)于管理者能力的信息，因而高認(rèn)知水平的經(jīng)理人有意愿發(fā)布準(zhǔn)確度高的盈余預(yù)告，以更清楚地將自己與“差勁”的管理者區(qū)分開(kāi)來(lái)。第二，維護(hù)公司和經(jīng)理人的聲譽(yù)。抱負(fù)水平高的經(jīng)理人更傾向于深刻的思考，因而擁有更大的自主權(quán)(Makhija & Stewart，2002)。從追求職業(yè)高度的角度看，抱負(fù)大的經(jīng)理人更加珍惜聲譽(yù)。聲譽(yù)是一種無(wú)形資產(chǎn)。李馨子和羅婷(2014)研究表明，管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度在中國(guó)有顯著的聲譽(yù)效應(yīng)。第三，減少資本成本、降低訴訟風(fēng)險(xiǎn)等。在有效市場(chǎng)中，高自主權(quán)的經(jīng)理人會(huì)在盈余預(yù)告中選擇有利于股東利益的決策行為。王艷艷(2013)發(fā)現(xiàn)，管理層盈余預(yù)告可以降低權(quán)益資本成本。董南雁等(2017)發(fā)現(xiàn)，管理層采取保守或一致的盈余預(yù)告披露策略時(shí)，公司的隱含資本成本顯著低于其采取樂(lè)觀的盈余預(yù)告披露策略時(shí)。Brown，Hillegeist和Lo(2005)發(fā)現(xiàn)，管理層為了降低訴訟風(fēng)險(xiǎn)會(huì)發(fā)布較精確的盈余預(yù)告。

經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響。代理理論的一個(gè)核心假設(shè)是機(jī)會(huì)主義。由于委托人與代理人的利益不一致，如果代理人不受到充分的監(jiān)督，將會(huì)行使其自主權(quán)損害委托人的利益。代理理論視角的經(jīng)理自主權(quán)關(guān)注經(jīng)理人潛在的決策自由度，并暗指這種自由度會(huì)增大經(jīng)理人的非股東利益最大化決策的可能性。Campbell等(2012)認(rèn)為，從代理理論的視角看，管理層的自主權(quán)水平可被視為代理成本的指標(biāo)——經(jīng)理自主權(quán)越大，代理成本就可能越高。所以，根據(jù)代理理論的原理，目標(biāo)自由度形式的經(jīng)理自主權(quán)可能被濫用，從而導(dǎo)致管理層在盈余預(yù)告中實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為。

公司管理者可能會(huì)戰(zhàn)略性地選擇盈余預(yù)告質(zhì)量，以影響市場(chǎng)反應(yīng)，從而增加其個(gè)人收益(Cheng，Luo & Yue，2013)。較高的經(jīng)理自主權(quán)增加了結(jié)果的不確定性，從而加大了投資者評(píng)判盈余預(yù)告質(zhì)量的難度，減弱了投資者在事后檢查管理層遵循性的能力，使得管理層在盈余預(yù)告中摻雜個(gè)人動(dòng)機(jī)的機(jī)會(huì)增多，最終導(dǎo)致管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度下降。經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生消極影響的一個(gè)主要?jiǎng)訖C(jī)是維護(hù)管理層的信息優(yōu)勢(shì)，保持內(nèi)部人與外部人之間的信息不對(duì)稱程度，以有利于經(jīng)理人從內(nèi)部人股票交易等行為中獲取個(gè)人利益。Cheng,Luo和Yue(2013)發(fā)現(xiàn)，管理層在銷售或購(gòu)買內(nèi)部股權(quán)時(shí)，會(huì)選擇服務(wù)于自身的盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。

中國(guó)上市公司的管理層盈余預(yù)告包括自愿性披露與強(qiáng)制性披露兩類。在強(qiáng)制性披露盈余預(yù)告中，管理層缺少了隱匿代理沖突的選擇權(quán)，他們的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)對(duì)盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響更得以集中顯現(xiàn)。Huang等(2013)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的強(qiáng)制性管理層盈余預(yù)告比自愿性管理層盈余預(yù)告的準(zhǔn)確性差。

另外，由于大股東是影響經(jīng)理自主權(quán)的重要因素，在不成熟的資本市場(chǎng)中，大股東基于自身利益，會(huì)較多地干預(yù)經(jīng)理人的盈余預(yù)告披露質(zhì)量。產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理告訴我們，中小股東產(chǎn)權(quán)的保護(hù)成本昂貴，大股東作為內(nèi)部人和強(qiáng)勢(shì)方，更可能直接掠奪中小股東的財(cái)富，而不是根據(jù)市場(chǎng)規(guī)則分享剩余收益權(quán)(Jiang，Lee & Yue，2010)。當(dāng)大股東與中小股東之間的代理成本較高時(shí)，大股東為了持續(xù)地侵占中小股東的利益，會(huì)傾向于要求或暗示經(jīng)理人發(fā)布準(zhǔn)確度較低的盈余預(yù)告，以掩飾其攫取行為。

由以上的分析，我們看到經(jīng)理自主權(quán)會(huì)產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是市場(chǎng)效率行為。管理層可能會(huì)遵循市場(chǎng)效率標(biāo)準(zhǔn)，即高的經(jīng)理自主權(quán)會(huì)帶來(lái)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的提升。二是機(jī)會(huì)主義行為。管理層的自利動(dòng)機(jī)可能會(huì)引致機(jī)會(huì)主義行為，即高的經(jīng)理自主權(quán)會(huì)導(dǎo)致管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度下降。綜上所述，我們提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H1a：經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度呈正相關(guān)關(guān)系。即公司的經(jīng)理自主權(quán)越大，其管理層盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度越高。

H1b：經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。即公司的經(jīng)理自主權(quán)越大，其管理層盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度越低。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究樣本

本研究以滬深兩市A股上市公司2008—2017年的數(shù)據(jù)為觀測(cè)值。管理層盈余預(yù)告的數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)；以公司最終控制人性質(zhì)表示公司是否屬于國(guó)有企業(yè)，該數(shù)據(jù)來(lái)自CCER數(shù)據(jù)庫(kù)；其他數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文使用Stata軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，對(duì)篩選后的最終樣本進(jìn)行了1%分位和99%分位的Winsorize縮尾處理。

本研究選取年度管理層盈余預(yù)告的最后一次預(yù)告值作為樣本。然后，按以下順序剔除：(1)剔除金融行業(yè)的樣本；(2)剔除ST和*ST的樣本；(3)剔除盈余預(yù)告類型為“不確定”的樣本；(4)剔除只提供預(yù)告變動(dòng)率而不提供預(yù)告金額的樣本；(5)剔除預(yù)告時(shí)間晚于本年(或早于上年)正式財(cái)務(wù)報(bào)告公布時(shí)間的樣本；(6)剔除預(yù)告時(shí)間晚于本年4月30日的樣本；(7)為防止信息泄露效應(yīng)，剔除離本年正式財(cái)務(wù)報(bào)告公布日小于7天的樣本；(8)由于盈與虧之間的差異屬于質(zhì)的變化，不適合從量的角度考察準(zhǔn)確度，因此刪掉預(yù)告額的上、下限為異號(hào)的樣本(張嬈等，2017)。然后，與各變量匹配，最終得到7455個(gè)觀測(cè)值。

3.2 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c變量定義

3.2.1 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文構(gòu)建如下經(jīng)理自主權(quán)影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的模型：

Accuracy=β0+β1MD+βiControls+ε

(1)

3.2.2 變量定義

(1)被解釋變量：管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度(Accuracy)。以管理層盈余預(yù)告偏差度的負(fù)值表示管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。計(jì)算公式為：管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度=-100×[(預(yù)告盈余-實(shí)際盈余)/實(shí)際盈余](張嬈等，2017)。

(2)解釋變量：經(jīng)理自主權(quán)(MD)。本文借鑒Li和Tang(2010)的做法，從行業(yè)特征、內(nèi)部組織、高管特征和中國(guó)情景四個(gè)方面度量經(jīng)理自主權(quán)。但由于Li和Tang(2010)的研究中某些經(jīng)理自主權(quán)維度的數(shù)據(jù)無(wú)法獲取或者不適合用于構(gòu)建指數(shù)，本文同時(shí)借鑒連燕玲等(2015)、王菁和程博(2014)、袁春生(2009)的做法，對(duì)經(jīng)濟(jì)自主權(quán)維度予以補(bǔ)充。本文將以下八個(gè)經(jīng)理自主權(quán)維度的邏輯方向調(diào)整一致，取八者的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)均值，以構(gòu)建經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)：

在行業(yè)特征方面，以行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性和行業(yè)豐腴性反映：①行業(yè)的企業(yè)數(shù)量越多，該行業(yè)中的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，因而經(jīng)理自主權(quán)越大。本文以行業(yè)的企業(yè)數(shù)量表示行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性(Li & Tang，2010)。②持續(xù)增長(zhǎng)性強(qiáng)的行業(yè)環(huán)境為企業(yè)提供了更多的機(jī)會(huì)，企業(yè)因之為經(jīng)理人提供了更大的自由度。本文以過(guò)去五年的行業(yè)營(yíng)業(yè)收入平均增長(zhǎng)率表示行業(yè)豐腴性(Li & Tang，2010)。其中，行業(yè)分類以證監(jiān)會(huì)2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》為標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)劃分至二級(jí)行業(yè)，其他行業(yè)為一級(jí)行業(yè)。

在內(nèi)部組織方面，以第一大股東持股比例和公司年齡反映：①中國(guó)上市公司“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象較普遍，第一大股東持股比例越大，越有動(dòng)機(jī)和能力控制經(jīng)理人的行為，從而經(jīng)理自主權(quán)越小(王菁、程博，2014)。②公司年齡越大，組織慣性越大，公司的行為越會(huì)遵循既定程序，因而經(jīng)理自主權(quán)越小。本文以公司成立年數(shù)表示公司年齡(Li & Tang，2010)。

在高管特征方面，以經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力和高管持股比例反映：①當(dāng)經(jīng)理人在董事會(huì)的領(lǐng)導(dǎo)力較強(qiáng)時(shí)，董事會(huì)的警惕性較弱，從而經(jīng)理自主權(quán)較大。經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力的計(jì)算方法為：若CEO兼任董事長(zhǎng)，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為1；若CEO兼任副董事長(zhǎng)，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為副董事長(zhǎng)席位數(shù)加1的倒數(shù)；若CEO為普通董事，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為董事會(huì)成員數(shù)的倒數(shù)；若CEO不在董事會(huì)任職，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為0(袁春生，2009)。②高管持股會(huì)增強(qiáng)其權(quán)力基礎(chǔ)，從而提升經(jīng)理自主權(quán)(Hambrick & Finkelstein，1987)。因此，高管持股比例越大，經(jīng)理自主權(quán)越大。

在中國(guó)情景方面，以國(guó)有股權(quán)占比和高管政府背景反映：①在中國(guó)，國(guó)有企業(yè)在人事安排等方面受到政府的干涉大(Li & Tang，2010)，因此，相比國(guó)有股權(quán)占比小的公司，國(guó)有股權(quán)占比大的公司的經(jīng)理自主權(quán)較小。本文以國(guó)有股占股本總數(shù)的比例表示國(guó)有股權(quán)占比。②高管的政府背景越強(qiáng)，其自主權(quán)越大。值得說(shuō)明的是，雖然前文所述的國(guó)有股權(quán)占比大的企業(yè)較之國(guó)有股權(quán)占比小的企業(yè)更有政府背景，但是國(guó)有股權(quán)占比大的企業(yè)的政府背景更多地表現(xiàn)為被政府干預(yù)，而本處講述的高管政府背景表現(xiàn)為向政府尋租。本文以高管曾經(jīng)和目前在政府權(quán)力機(jī)構(gòu)的任職人數(shù)度量高管政府背景(連燕玲等，2015)。

(3)控制變量：參考袁振超和岳衡(2014)、Hribar和Yang(2016)的做法，我們引入以下控制變量：①機(jī)構(gòu)持股比例(Inst)：機(jī)構(gòu)投資者的股權(quán)占流通A股的比例。②市賬比(MTB)：年末股權(quán)市值/年末所有者權(quán)益總額。③資產(chǎn)增長(zhǎng)率(Growth)：年末總資產(chǎn)增長(zhǎng)率。④資產(chǎn)收益率(ROA)：年度凈利潤(rùn)/年末總資產(chǎn)。⑤資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)：年末總負(fù)債/年末總資產(chǎn)。⑥并購(gòu)重組支出(MA)：當(dāng)年的并購(gòu)重組支出/當(dāng)年的營(yíng)業(yè)收入。⑦再融資(SEO)：若公司當(dāng)年有再融資行為(增發(fā)或配股或發(fā)行可轉(zhuǎn)債)，取1；否則為0。⑧提前天數(shù)(Horizon)：預(yù)告日早于財(cái)務(wù)報(bào)告披露日的天數(shù)的自然對(duì)數(shù)。⑨是否虧損(Loss)：若當(dāng)年凈利潤(rùn)為負(fù)，取1；否則為0。⑩是否好消息(News)：若預(yù)計(jì)盈余為大增、略增、續(xù)盈、扭虧，表示好消息，取1；否則為0。是否強(qiáng)制性發(fā)布(Mandatory)：若預(yù)計(jì)盈余為大增、大減、首虧、續(xù)虧、扭虧，或者為中小板、創(chuàng)業(yè)板2012年及以后年度的盈余預(yù)告，則為強(qiáng)制性發(fā)布，取1；否則為0。年齡(Age)：CEO的年齡。是否財(cái)務(wù)背景(Finance)：CEO若有財(cái)務(wù)或金融背景，取1；否則為0。是否海外背景(Oversea)：CEO若無(wú)海外背景，取0；CEO若僅有海外留學(xué)背景，取1；CEO若僅有海外工作背景，取2；CEO若既有海外留學(xué)背景，又有海外工作背景，取3。高管權(quán)力(Power)：參考黎文靖和池勤偉(2015)、周美華等(2016)的做法，本文選取以下五個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用主成分分析法合成高管權(quán)力：CEO任期、董事會(huì)規(guī)模、內(nèi)部董事比例、CEO是否有兼職、股權(quán)分散度。最后，為了消除年度和行業(yè)的影響，本文控制了年度和行業(yè)的固定效應(yīng)。

4.實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1列示了模型(1)中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度(Accuracy)的均值為-11.561，標(biāo)準(zhǔn)差為19.899，說(shuō)明管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度存在較大的差異性。經(jīng)理自主權(quán)(MD)的均值為0.001，標(biāo)準(zhǔn)差為0.395，該均值較小，標(biāo)準(zhǔn)差的值較大，說(shuō)明經(jīng)理自主權(quán)的波動(dòng)性較大。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 實(shí)證結(jié)果分析

回歸結(jié)果見(jiàn)表2。表2的第(1)列只控制年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，而不控制其他因素，MD的回歸系數(shù)為-3.277，在1%的水平上顯著。為了防止其他因素對(duì)結(jié)果產(chǎn)生干擾，表2的第(2)列控制了其他各因素，而不控制年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，MD的回歸系數(shù)為-1.592，在1%的水平上顯著。表2的第(3)列控制了其他各因素以及年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，MD的回歸系數(shù)為-1.579，在5%的水平上顯著。以上結(jié)果支持了H1b。這表明在中國(guó)資本市場(chǎng)，公司的經(jīng)理自主權(quán)越大，其管理層盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度越低。

表2 經(jīng)理自主權(quán)影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的基本檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中控制變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，是否強(qiáng)制披露(Mandatory)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這說(shuō)明自愿性盈余預(yù)告比強(qiáng)制性盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度高。這是由于業(yè)績(jī)優(yōu)良的企業(yè)更愿意披露更多的自愿性信息，以幫助投資者判斷企業(yè)的實(shí)力，塑造企業(yè)的良好形象，因此自愿性盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度更高。

值得說(shuō)明的是，本模型已控制了高管權(quán)力(Power)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)理自主權(quán)(MD)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，這說(shuō)明高管權(quán)力之外的經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響依然顯著為負(fù)。

另外，機(jī)構(gòu)投資者持股(Inst)、資產(chǎn)收益率(ROA)、再融資(SEO)、是否虧損(Loss)、是否好消息(New)、是否財(cái)務(wù)背景(Finance)的回歸系數(shù)都顯著為正，這分別說(shuō)明：機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮了外部監(jiān)督作用；盈利能力強(qiáng)的公司，管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)弱；企業(yè)再融資時(shí)，需要接受各種核查，會(huì)提高盈余預(yù)告準(zhǔn)確度；虧損企業(yè)操縱盈余預(yù)告的動(dòng)機(jī)小，其發(fā)布的盈余預(yù)告準(zhǔn)確度高；與壞消息相比，經(jīng)理人對(duì)好消息的準(zhǔn)確披露意愿更強(qiáng)；CEO的財(cái)務(wù)背景有助于提升盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。資產(chǎn)增長(zhǎng)率(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)和提前天數(shù)(Horizon)的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，這分別說(shuō)明：公司的成長(zhǎng)速度快，未來(lái)盈余的不確定性大，因而盈余預(yù)告準(zhǔn)確度低；負(fù)債率高的企業(yè)，管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)強(qiáng)；越晚發(fā)布的盈余預(yù)告，管理層掌握的信息越充分，其準(zhǔn)確度越高。

4.3 經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響機(jī)理分析

雖然前文發(fā)現(xiàn)了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度有負(fù)面影響，但其背后的影響機(jī)理尚不清晰。根據(jù)前文的理論分析，本文從內(nèi)因——代理沖突、外因——信息環(huán)境兩個(gè)方面進(jìn)行考察。經(jīng)理自主權(quán)從如下兩個(gè)途徑影響了管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度：(1)增加了管理層與股東之間的代理成本；(2)加大了公司內(nèi)部人與外部人之間的信息不對(duì)稱程度。

本文構(gòu)建如下模型，用以檢驗(yàn)經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層代理成本或者信息不對(duì)稱程度的影響，進(jìn)而分析其對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響機(jī)理：

AC/ASYM=β0+β1MD+βiControls+ε

(2)

其中，AC表示管理層代理成本，ASYM表示信息不對(duì)稱程度。

4.3.1 管理層代理成本分析

從內(nèi)因來(lái)看，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生負(fù)面影響的主要原因是：在代理沖突下，管理層有掏空公司資源以實(shí)現(xiàn)個(gè)人利益的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。這種動(dòng)機(jī)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國(guó)家中表現(xiàn)得更突出。管理層出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，如職業(yè)晉升、股票交易等，會(huì)出現(xiàn)對(duì)股東的利益侵占行為。田利輝和王可第(2017)指出，利益侵占行為暗含的假設(shè)是管理層存在道德風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)出現(xiàn)非道德行為。也就是說(shuō)，管理層代理成本是管理層出現(xiàn)侵占股東利益行為的必要條件之一。因此，我們推測(cè)管理層代理成本是經(jīng)理自主權(quán)影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的機(jī)理之一。管理層代理成本(AC)以經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率度量(權(quán)小鋒等，2018)，其中，經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率=(管理費(fèi)用+銷售費(fèi)用)/營(yíng)業(yè)收入。

檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3的第(1)列：MD的回歸系數(shù)為0.030，且在1%的水平上顯著。這表明，經(jīng)理自主權(quán)增加了管理層代理成本。

表3 經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響機(jī)理

4.3.2 信息不對(duì)稱分析

從外因來(lái)看，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生負(fù)面影響的主要原因是：經(jīng)理自主權(quán)為管理層加大公司內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度創(chuàng)造了條件。已有研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司信息不對(duì)稱程度較高時(shí)，投資者無(wú)法從其他渠道獲取有價(jià)值的信息。嚴(yán)重的信息不對(duì)稱給投資者帶來(lái)較高的逆向選擇成本。管理層若要利用其自主權(quán)牟取私利，較大的內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度是必要條件；否則，難度非常大(鐘覃琳、陸正飛，2018)。因此，我們推測(cè)信息不對(duì)稱是經(jīng)理自主權(quán)影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的另一個(gè)機(jī)理。公司外部人獲取未來(lái)事件的信息越多，對(duì)未來(lái)認(rèn)知的分歧越小。因而，信息不對(duì)稱程度越高，分析師預(yù)測(cè)的分歧度越大。本文參考伊志宏等(2019)的做法，以分析師對(duì)每股收益的預(yù)測(cè)分歧度度量信息不對(duì)稱程度。計(jì)算方法為：用各分析師對(duì)同一上市公司每股收益預(yù)測(cè)值的標(biāo)準(zhǔn)差除以分析師預(yù)測(cè)均值，再取絕對(duì)值。

檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3的第(2)列：MD的回歸系數(shù)為0.055，且在1%的水平上顯著。這表明，經(jīng)理自主權(quán)加大了管理層與外部人的信息不對(duì)稱程度。

以上的影響機(jī)理研究表明：在當(dāng)前的中國(guó)資本市場(chǎng)，經(jīng)理自主權(quán)被管理層機(jī)會(huì)主義地利用，增加了管理層代理成本和加大了公司內(nèi)外部的信息不對(duì)稱程度，從而降低了管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。

4.4 進(jìn)一步分析

中國(guó)盈余預(yù)告制度包含強(qiáng)制性披露和自愿性披露兩類。兩類盈余預(yù)告的披露動(dòng)機(jī)不同。經(jīng)理自主權(quán)對(duì)兩類盈余預(yù)告的影響是否存在顯著差異？

在不同的環(huán)境中，經(jīng)理自主權(quán)發(fā)揮作用的空間不同。那么，在不同的管理者過(guò)度自信程度、內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師關(guān)注度、地區(qū)社會(huì)信任程度中，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響是否存在顯著差異？

下面分別進(jìn)行分析與檢驗(yàn)。

4.4.1 管理層盈余預(yù)告類型

上市公司自愿性信息披露的動(dòng)機(jī)包括資本市場(chǎng)交易、控制權(quán)爭(zhēng)奪、股票補(bǔ)償、訴訟成本、管理者能力、專有成本這六種(Healy & Palepu，2001)。自愿性盈余預(yù)告富含公司的特質(zhì)信息，經(jīng)理人會(huì)在自愿性披露中運(yùn)用自主權(quán)向外部傳遞良好信息。根據(jù)信號(hào)傳遞理論，信號(hào)需要具有自愿性才能發(fā)揮傳遞作用，因而強(qiáng)制性盈余預(yù)告的信息不能作為投資者識(shí)別優(yōu)質(zhì)公司的依據(jù)。盡管強(qiáng)制性披露盈余預(yù)告的初衷也是改善信息環(huán)境，但需要較成熟的市場(chǎng)環(huán)境才能保證強(qiáng)制性盈余預(yù)告的高質(zhì)量。在不成熟的市場(chǎng)環(huán)境中，管理層在決定如何披露強(qiáng)制性盈余預(yù)告時(shí)更多地基于成本-收益的權(quán)衡。強(qiáng)制性披露盈余預(yù)告增加了管理層的披露成本。管理層感到披露成本大于披露收益時(shí)，為了降低披露成本，就會(huì)運(yùn)用自主權(quán)模糊地披露，導(dǎo)致強(qiáng)制性盈余預(yù)告的質(zhì)量下降(董南雁等，2017)。而且，強(qiáng)制性披露盈余預(yù)告會(huì)淪為管理層掩飾業(yè)績(jī)不佳、道德欠缺等問(wèn)題的工具。在掩飾效應(yīng)下，投資者發(fā)現(xiàn)壞消息隱匿行為的難度增大。因此，本文推測(cè)，較之自愿性盈余預(yù)告，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)強(qiáng)制性盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響更大。

回歸結(jié)果如表4的第(1)、(2)列所示：在盈余預(yù)告強(qiáng)制披露組中，MD的回歸系數(shù)為-1.638，且在5%的水平上顯著；而在盈余預(yù)告自愿披露組中，MD的回歸系數(shù)為1.044，且不顯著。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在中國(guó)資本市場(chǎng)，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響僅在強(qiáng)制性披露盈余預(yù)告的公司中存在，而在自愿性披露盈余預(yù)告的公司中不存在。

表4 不同盈余預(yù)告類型和過(guò)度自信程度下經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響

4.4.2 管理者過(guò)度自信

根據(jù)高楠等(2019)的定義，過(guò)度自信是指?jìng)€(gè)體自估價(jià)值比真實(shí)價(jià)值高的一種心理特征。高階梯隊(duì)理論認(rèn)為，管理者過(guò)度樂(lè)觀的心理偏差會(huì)對(duì)公司決策行為產(chǎn)生正、負(fù)兩方面影響。

本文推測(cè)管理者過(guò)度自信在經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響中具有調(diào)節(jié)作用。管理者過(guò)度自信會(huì)對(duì)經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的關(guān)系產(chǎn)生擴(kuò)張效應(yīng)。這是由于過(guò)度自信的心理特征與感知自主權(quán)有關(guān)，兩者能夠產(chǎn)生協(xié)同作用，從而增強(qiáng)經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響。

CEO是高管團(tuán)隊(duì)的最核心一員，本文以CEO過(guò)度自信表示管理者過(guò)度自信。參考陳仕華和李維安(2016)的做法，以CEO薪酬占前三名高管薪酬之和的比例表示。該值越大，CEO越過(guò)度自信。

按管理者過(guò)度自信的中位數(shù)分為低組和高組。回歸結(jié)果如表4的第(3)、(4)列所示：在管理者過(guò)度自信較低的一組中，MD的回歸系數(shù)為-1.068，且不顯著；而在管理者過(guò)度自信較高的一組中，MD的回歸系數(shù)為-2.764，且在5%的水平上顯著。以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，相對(duì)于不過(guò)度自信的管理者，過(guò)度自信的管理者的自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響更大。

4.4.3 內(nèi)部控制

公司的內(nèi)部控制與外部審計(jì)之間存在一定的替代效應(yīng)。管理層盈余預(yù)告是不經(jīng)過(guò)外部審計(jì)的信息披露，這意味著內(nèi)部控制對(duì)管理層盈余預(yù)告質(zhì)量發(fā)揮著積極作用。有效的內(nèi)部控制有助于董事會(huì)抑制管理層諸如獲取短期盈利的機(jī)會(huì)主義傾向(謝獲寶等，2019)，從而使經(jīng)理自主權(quán)的目標(biāo)自由度偏離股東利益的可能性降低。

公司的內(nèi)部控制是一種強(qiáng)有力的內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，影響了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的作用效應(yīng)。若經(jīng)理自主權(quán)負(fù)向影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度，良好的內(nèi)部控制將會(huì)減少經(jīng)理人尋租活動(dòng)所產(chǎn)生的超額收益，增加經(jīng)理人非道德地獲取資源的交易成本，從而壓縮經(jīng)理人利用自主權(quán)實(shí)施非道德行為的空間，最終削弱經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

本文以深圳迪博公司(DIB)構(gòu)建的內(nèi)部控制指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的替代變量。

按內(nèi)部控制指數(shù)的中位數(shù)分為低組和高組。回歸結(jié)果見(jiàn)表5的第(1)、(2)列：在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的一組中，MD的回歸系數(shù)為-3.752，且在1%的水平上顯著；而在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的一組中，MD的回歸系數(shù)為-0.088，且不顯著。以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，公司良好的內(nèi)部控制制度有助于抑制經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響。

表5 不同內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師關(guān)注度和社會(huì)信任水平下經(jīng)理

4.4.4 分析師關(guān)注

分析師通過(guò)擴(kuò)大投資者的認(rèn)識(shí)度充當(dāng)信息中介的角色，同時(shí)通過(guò)減少代理成本充當(dāng)外部監(jiān)督者的角色(王礫等，2017)。分析師影響資本市場(chǎng)的一個(gè)重要機(jī)制是利用其專業(yè)優(yōu)勢(shì)，挖掘公司的基本面信息，以信息模式產(chǎn)生市場(chǎng)反應(yīng)，從而促使管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的提升。在分析師關(guān)注度高的公司中，經(jīng)理人在高目標(biāo)自由度下的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)受到抑制。

分析師關(guān)注是一種外部監(jiān)督力量，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的作用受到分析師關(guān)注的影響。若經(jīng)理自主權(quán)負(fù)向影響管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度，分析師關(guān)注通過(guò)打破惰性和減少尋租，產(chǎn)生鈍化效應(yīng)，從而削弱經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

本文以上市公司是否被明星分析師關(guān)注反映分析師關(guān)注度。明星分析師是指《新財(cái)富》雜志每年評(píng)出的各行業(yè)“最佳分析師”候選人。

被明星分析師關(guān)注的上市公司為分析師關(guān)注度高組；否則，為分析師關(guān)注度低組。回歸結(jié)果見(jiàn)表5的第(3)、(4)列：在分析師關(guān)注度較低的一組中，MD的回歸系數(shù)為-2.524， 且在1%的水平上顯著；而在分析師關(guān)注度較高的一組中，MD的回歸系數(shù)為0.004，且不顯著。以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，分析師關(guān)注有助于抑制經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響。

4.4.5 地區(qū)社會(huì)信任

信任影響決策的一個(gè)關(guān)鍵原因是契約不完備性。地區(qū)社會(huì)信任通過(guò)穩(wěn)定行為主體的心理預(yù)期，降低信息不對(duì)稱，減少不確定性。基于理性人假設(shè)，信任往往是人們的理性選擇。在社會(huì)信任水平高的地區(qū)，失信的成本高昂，管理者更看重重復(fù)性博弈。

社會(huì)信任與正式制度之間存在著一定的替代關(guān)系(王艷、李善民，2017)。由于中國(guó)的法律保護(hù)水平還較低，經(jīng)濟(jì)主體之間的行為將更多地依賴互相信任程度，地區(qū)信任水平能對(duì)經(jīng)理人的非道德行為產(chǎn)生無(wú)形的約束。Nanda和Wysocki(2016)發(fā)現(xiàn)，公司所在地的社會(huì)信任程度越高，其年報(bào)的信息質(zhì)量越高。

綜上，本文認(rèn)為，地區(qū)社會(huì)信任水平在經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響中起著積極的調(diào)節(jié)作用。

我們采用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)(2)對(duì)應(yīng)的問(wèn)卷問(wèn)題為：“在不直接涉及金錢利益的一般社會(huì)交往/接觸中，您覺(jué)得陌生人中可以信任的人多不多？”：1.絕大多數(shù)不可信；2.多數(shù)不可信；3.可信者與不可信者各半；4.多數(shù)可信；5.絕大多數(shù)可信。的數(shù)據(jù)度量公司所在省區(qū)市的社會(huì)信任水平(王艷、李善民，2017)。

按地區(qū)社會(huì)信任水平的中位數(shù)分為低組和高組。回歸結(jié)果見(jiàn)表5的第(5)、(6)列：在地區(qū)社會(huì)信任水平較低的一組中，MD的回歸系數(shù)為-2.377，且在5%的水平上顯著；而在地區(qū)社會(huì)信任水平較高的一組中，MD的回歸系數(shù)為-0.928，且不顯著。以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，良好的社會(huì)信任環(huán)境有助于減弱經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使研究結(jié)果更加穩(wěn)健，本文進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

4.5.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

通常,管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確性差會(huì)對(duì)公司股價(jià)產(chǎn)生不利影響，公司甚至?xí)蛑艿奖O(jiān)管部門的批評(píng)、懲罰，從而促使公司降低經(jīng)理自主權(quán)。這種樣本選擇的內(nèi)生性可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論的偏差。為剔除內(nèi)生性的影響，本文以公司100公里半徑內(nèi)的獲獎(jiǎng)寺廟數(shù)量(Religion)作為經(jīng)理自主權(quán)的工具變量，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

公司周邊的獲獎(jiǎng)寺廟數(shù)量反映了地區(qū)宗教傳統(tǒng)濃厚程度。一方面，地區(qū)宗教傳統(tǒng)在理論上與經(jīng)理自主權(quán)高度相關(guān)，原因有兩點(diǎn)：第一，宗教傳統(tǒng)在一定程度上影響著社會(huì)信任水平(辛宇等，2016)，而社會(huì)信任水平與經(jīng)理自主權(quán)相關(guān)(張三保、張志學(xué)，2012)。第二，地區(qū)宗教傳統(tǒng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有正向影響(黃燦等，2019)，而企業(yè)的創(chuàng)新水平與經(jīng)理自主權(quán)聯(lián)系密切。另一方面，地區(qū)宗教傳統(tǒng)是外生的，與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度沒(méi)有直接的因果關(guān)系，因而與誤差項(xiàng)相互獨(dú)立。

我們先分別以Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計(jì)值和Kleibergen-PaapF統(tǒng)計(jì)值對(duì)工具變量——公司100公里半徑內(nèi)的獲獎(jiǎng)寺廟數(shù)量進(jìn)行不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果在表6第(1)列顯示：Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計(jì)值為36.10，在1%的水平上顯著；Kleibergen-PaapF統(tǒng)計(jì)值為36.27，遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)規(guī)則值10。檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩個(gè)檢驗(yàn)均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)。也就是說(shuō)，該工具變量與內(nèi)生變量是相關(guān)的，且不是弱工具變量。表6第(1)列的回歸結(jié)果顯示，公司100公里半徑內(nèi)的獲獎(jiǎng)寺廟數(shù)量與經(jīng)理自主權(quán)(MD)在1%的水平上顯著正相關(guān)。第(2)列的回歸結(jié)果顯示，經(jīng)理自主權(quán)(MD)的回歸系數(shù)為-27.427，在5%的水平上顯著。

表6 內(nèi)生性問(wèn)題:工具變量

綜上，將公司100公里半徑內(nèi)的獲獎(jiǎng)寺廟數(shù)量作為工具變量控制內(nèi)生性后，經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系仍然成立，表明研究結(jié)論可靠。

4.5.2 改變經(jīng)理自主權(quán)的度量方法

因子分析法能以少數(shù)公共因子概括難以直接測(cè)量的隱變量，并能根據(jù)方差貢獻(xiàn)率確定各個(gè)公共因子的權(quán)重，從而克服平均權(quán)重的主觀性，使綜合評(píng)價(jià)結(jié)果客觀合理。由于經(jīng)理自主權(quán)是非常難以直接測(cè)量的變量，因此本處對(duì)前文的八個(gè)經(jīng)理自主權(quán)維度，按因子分析法構(gòu)建經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)(MD2)并據(jù)之進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

因子分析的結(jié)果顯示：KMO值為0.585，大于0.5，統(tǒng)計(jì)上認(rèn)為可行；LR test的統(tǒng)計(jì)量為2323.10，相應(yīng)概率顯著地接近0。以上表明，前文的八個(gè)經(jīng)理自主權(quán)維度適合進(jìn)行因子分析。

我們采用因子分析法構(gòu)建的經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)(MD2)進(jìn)行經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度之間關(guān)系的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。表7的第(1)列只控制年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，MD2的回歸系數(shù)為-4.050，在1%的水平上顯著。表7的第(2)列控制了其他各因素，而不控制年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，MD2的回歸系數(shù)為-1.746，在5%的水平上顯著。表7的第(3)列控制了其他各因素以及年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，MD2的回歸系數(shù)為-1.752，在10%的水平上顯著。以上的檢驗(yàn)結(jié)果與前文的檢驗(yàn)結(jié)果一致，這進(jìn)一步支持了前文的研究結(jié)論。

5.研究結(jié)論

本文以2008—2017年中國(guó)A股上市公司為樣本，從行業(yè)特征、內(nèi)部組織、高管特征和中國(guó)情景四個(gè)方面構(gòu)建經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)，分析了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響，并進(jìn)一步探討其中的影響機(jī)理和作用環(huán)境。本文的主要研究結(jié)論為：公司的經(jīng)理自主權(quán)越大，管理層盈余預(yù)告的準(zhǔn)確度越低。這說(shuō)明在中國(guó)資本市場(chǎng)，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的影響在整體上顯著為負(fù)。按管理層盈余預(yù)告類型分組檢驗(yàn)，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響僅在強(qiáng)制披露組顯著，而在自愿披露組不顯著。影響機(jī)理檢驗(yàn)表明，經(jīng)理自主權(quán)主要通過(guò)增加管理層代理成本和加大信息不對(duì)稱程度，降低了管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度。作用環(huán)境檢驗(yàn)表明，在管理者過(guò)度自信、內(nèi)部控制質(zhì)量差、分析師關(guān)注度低、地區(qū)社會(huì)信任水平低的公司，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度的負(fù)面影響更大。

經(jīng)理自主權(quán)是一把“雙刃劍”。行為自由度與目標(biāo)自由度共同作用下的經(jīng)理自主權(quán)對(duì)管理層盈余預(yù)告準(zhǔn)確度產(chǎn)生復(fù)雜影響。如果國(guó)家的法治程度高，經(jīng)理自主權(quán)有助于發(fā)揮經(jīng)理人的能力和智慧，促使經(jīng)理人做出符合廣大股東利益的決策行為。然而，中國(guó)的法治程度還不高，自主權(quán)可以被經(jīng)理人“合理化”地、隱蔽性地用來(lái)實(shí)現(xiàn)自利動(dòng)機(jī)，損害了投資者和公司的利益。這意味著中國(guó)急需提升法治水平，推進(jìn)資本市場(chǎng)的制度建設(shè)，以讓經(jīng)理自主權(quán)發(fā)揮其應(yīng)有的積極效應(yīng)。這也意味著中國(guó)公司在釋放經(jīng)理自主權(quán)的同時(shí)，需要加大監(jiān)督和增加激勵(lì)，抑制代理成本，避免經(jīng)理自主權(quán)效應(yīng)出現(xiàn) “南橘北枳”的現(xiàn)象。