易楓琳

摘 要：本文以中國滬深股票市場2007年～2012年A股上市公司為樣本分析了管理者過度自信對于公司會計穩(wěn)健性的影響，研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信能夠影響公司的會計穩(wěn)健性。在其他條件不變的情況下，過度自信的管理者使公司的會計穩(wěn)健性更低。

關(guān)鍵詞：會計穩(wěn)健性 過度自信 公司治理

中圖分類號：F233 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）09（a）-184-02

行為公司金融研究發(fā)現(xiàn)過度自信是影響管理者行為的最為重要的心理特征，是影響公司財務(wù)和會計決策的重要因素。大量研究表明公司管理者存在著高估自己能力或者項(xiàng)目未來收益的傾向，進(jìn)而采取了較為激進(jìn)的內(nèi)部或者外部擴(kuò)張政策（姜付秀、張敏和陸正飛等，2009）。

1 研究問題的提出

維持會計的穩(wěn)健性要求在會計核算過程中對于好消息的確認(rèn)要比壞消息實(shí)行更高的標(biāo)準(zhǔn)（Basu，1997；Watts，2003）。而過度自信的管理者會高估從項(xiàng)目中獲得正現(xiàn)金流量的可能性或者高估可獲得現(xiàn)金的數(shù)量，而低估不利因素帶來的影響，從而影響了公司會計的穩(wěn)健性。中國上市公司普遍存在的“一言堂”更是加劇了管理者過度自信對于會計穩(wěn)健性的不利影響，據(jù)此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：管理者的過度自信程度越高，公司的會計穩(wěn)健性越低。

假設(shè)2：在公司治理情況較好的條件下，管理者過度自信與會計穩(wěn)健性的相關(guān)性較弱。

2 樣本的選取

本文以2007年～2012年滬深A(yù)股上市公司為樣本研究管理者過度自信對于會計穩(wěn)健性的影響，剔除相關(guān)數(shù)據(jù)不可得的公司；同時，剔除金融行業(yè)相關(guān)公司，這樣，共獲得有效觀測3983個。本文研究的數(shù)據(jù)來自于國泰安公司開發(fā)的中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

3 變量的構(gòu)建與模型的設(shè)定

我們通過構(gòu)造模型（1）檢驗(yàn)管理者過度自信對于公司會計穩(wěn)健性的影響。其中，Conserv表示公司會計穩(wěn)健性狀況。本文分別構(gòu)造不同的應(yīng)計項(xiàng)以獲得會計穩(wěn)健性的代理變量。具體方法為Conserv1=（NIO-CFO）×（-1）/TA，Conserv2=（NIO-CFO+DEP）×（-1）/TA。其中，Conserv表示根據(jù)應(yīng)計項(xiàng)目計算得到的會計穩(wěn)健性，Conserv越大，會計穩(wěn)健性越高。NIO、DEP和CFO分別表示當(dāng)年企業(yè)的營業(yè)利潤、固定資產(chǎn)折舊以及經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈值，TA表示年末企業(yè)總資產(chǎn)的賬面價值。為了涵義上的清晰與解釋上的方便，在應(yīng)計項(xiàng)前乘以-1。

模型中的Confi為管理者是否過度自信的代理變量。由于過度自信對公司投資扭曲影響的廣泛性（Malmendier和Tate，2008），過度自信代理變量的選取參考了Ahmed和Duellman（2013）等相關(guān)研究使用的方法。通過分年度和行業(yè)，以資產(chǎn)增長率對銷售增長率進(jìn)行回歸得到殘差項(xiàng)，若殘差項(xiàng)大于0，則Confi取值為1，反之則取值為0。此外，還加入了ROA、管理者薪酬、公司的財務(wù)杠桿、公司的盈利狀況、公司成長機(jī)會、公司規(guī)模等控制變量。

本文選擇第一大股東持股比例、第一大股東性質(zhì)、第2大～第10大股東持股比例、公司是否在香港發(fā)行股票或者發(fā)行B股、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、CEO是否兼任董事會主席或者副主席以及管理層持股數(shù)量等相關(guān)變量進(jìn)行主成分分析后得到公司治理指數(shù)Gov。

4 回歸分析結(jié)果

表1是回顧分析的相關(guān)結(jié)果。使用Conserv1和Conserv2作為會計穩(wěn)健性的代理變量時Confi的回歸系數(shù)分別為-0.0169和-0.0023，并且都在1%水平上顯著。這說明當(dāng)公司管理者存在過度自信時公司的會計穩(wěn)健性較差。公司治理水平變量的回歸系數(shù)分別為-0.0040和-0.0010，從回歸系數(shù)的符號上來看，在公司治理水平較好的情況下，并未促使其實(shí)施較為穩(wěn)健的會計政策，但其回歸系數(shù)沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)。無論使用Conserv1還是Conserv2作為會計穩(wěn)健性的代理變量，公司治理指數(shù)和管理者過度自信的交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正，P值分別為0.275和0.550，從而并沒有發(fā)現(xiàn)較高的公司治理水平下能夠促使過度自信管理者實(shí)行更為穩(wěn)健的會計政策的證據(jù)。

5 研究結(jié)論

公司中過度自信的管理者會高估自己的能力或者相關(guān)項(xiàng)目的收益，這直接影響了公司的會計政策。過度自信的管理者可能會高估資產(chǎn)項(xiàng)目，也可能加速確認(rèn)公司項(xiàng)目的收益，延遲對于損失或者費(fèi)用的確認(rèn)，這影響了公司的會計穩(wěn)健性。本文以我國A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信導(dǎo)致了更高的應(yīng)計算項(xiàng)目的產(chǎn)生，影響了公司的會計穩(wěn)健性。本文發(fā)現(xiàn)的公司治理機(jī)制并未對管理者過度自信影響會計穩(wěn)健性起到應(yīng)有的治理作用，在某種程度上也說明了在公司治理實(shí)踐中可能忽視了從心理特征層面考察管理者對于公司會計政策的影響。

參考文獻(xiàn)

[1] Ahmed，A.S.，Duellman S. Managerial Overconfidence and Cccounting Conservatism[J].Journal of Accounting Research， 2013，51（1）.

[2] Basu， S. The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings[J].Journal of Accounting and Economics， 1997，24（1）.

[3] Berle， A. A.， Means， G. G. C. The Modern Corporation and Private Property[M].Cambridge， Mass，1932.

[4] Malmendier， U.， Tate， G. Who Makes Acquisitions？ CEO Overconfidence and the Markets Reaction[J]. Journal of Financial Economics，2008，89（1）.

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

[6] 陳策，呂長江.上市板塊差異對會計穩(wěn)健性的影響——來自A股主板和中小板民營企業(yè)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].會計研究，2011（9）.

[7] 姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東.管理者過度自信，企業(yè)擴(kuò)張與財務(wù)困境[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（1）.