● 謝獲寶 林 燦

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

1.引言

經(jīng)理自主權(quán)(managerial discretion)這個概念，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)理人意識到的在強勢方(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)行決策時獲得的選擇范圍；目標自由度，即經(jīng)理人追求個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自由度的復(fù)合結(jié)構(gòu)，兩者交互作用，對公司的決策行為產(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務(wù)報告公布時出現(xiàn)股價大波動,有助于提前釋放風(fēng)險、保護中小投資者的利益。與西方發(fā)達資本市場采取自愿方式披露盈余預(yù)告不同，中國資本市場的盈余預(yù)告包括強制性披露和自愿性披露兩類。從2006年開始，在主板上市的公司的全年凈利潤預(yù)計出現(xiàn)虧損、扭虧轉(zhuǎn)盈、增長或下降50%這幾類情況之一時，必須披露年度盈余預(yù)告；其余的盈余預(yù)計情況則為自愿披露。從2012年開始，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。

對于強制性盈余預(yù)告，證監(jiān)會沒有規(guī)定披露形式、披露特征等內(nèi)容，管理層對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，中國上市公司的管理層盈余預(yù)告的質(zhì)量不容樂觀。處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的中國，釋放經(jīng)理自主權(quán)是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的必由之路。因而，研究經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的影響具有重要的理論和實踐意義。準確度是衡量管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的重要指標。因此，本文考察經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生怎樣的影響及其機理和不同作用環(huán)境中的影響差異。

本文的貢獻在于: 第一，從管理層盈余預(yù)告準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。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)對公司績效(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)對管理層盈余預(yù)告質(zhì)量的影響。本文對經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響進行了理論分析和實證檢驗，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。Cheng，Luo和Yue(2013)研究發(fā)現(xiàn)，管理層的個人動機是管理層盈余預(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)告中實現(xiàn)了個人動機，這具有學(xué)術(shù)增量貢獻。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)將其定義為高管對公司重要資源的非對稱性控制力。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)力無直接關(guān)系。因此，經(jīng)理自主權(quán)的來源眾多，高管權(quán)力只是經(jīng)理自主權(quán)的來源之一。股權(quán)分散度、創(chuàng)始人是否擔任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)的來源之一，而感知自主權(quán)也會反過來影響感知權(quán)力。高管的權(quán)力基礎(chǔ)增加了自己偏愛的方案被強勢方接受的可能性，從而提升其自主權(quán)(Hambrick & Finkelstein，1987)。而根據(jù)印象管理理論，當高管感覺自己有較大的自主權(quán)時，會主動參與公司的重大決策，這使別人認為他們是有權(quán)力的，從而會增大他們的感知權(quán)力(Carpenter & Golden，1997)。

由于管理層主觀動機的影響，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)界越來越關(guān)注高管個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，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)會影響到管理層盈余預(yù)告準確度。經(jīng)理自主權(quán)對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)對資本結(jié)構(gòu)動態(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)對管理層盈余預(yù)告準確度的正面和負面影響。

經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的正面影響。管理層盈余預(yù)告是影響公司股價和市值的主要方式。管理層的核心職責之一是維持公司股價持續(xù)增長。同時，管理層大多持有公司股份，公司股價的持續(xù)增長將為其帶來收益。因此，管理層出于穩(wěn)定公司股價和市值的考慮，會約束自身行為，披露準確度高的盈余預(yù)告(李志生等，2017；徐偉等，2018)。Sanchez，F(xiàn)errero和Benau(2019)指出，管理層有動機披露高質(zhì)量的信息，以減少外界對經(jīng)理自主權(quán)的負面評價。李曉溪等(2019)認為，公司會通過提高盈余預(yù)告質(zhì)量向市場傳遞正面信號。

當管理層與股東之間的代理成本較高時，管理層為了緩解代理沖突，傾向于披露較準確的盈余預(yù)告，因為準確度高的盈余預(yù)告有助于維持公司股價穩(wěn)定，降低公司成為被收購目標的可能性，從而減輕管理層被替換的威脅(李志生等，2017)。同樣，當大股東與中小股東之間的代理成本較高時，大股東有動機授意管理層披露準確度高的盈余預(yù)告，因為管理層盈余預(yù)告能有效地影響市場認知，準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)，這對大股東有好處(如降低融資成本等)。

經(jīng)理人運用自主權(quán)對盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生積極影響的動機主要體現(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，因而高認知水平的經(jīng)理人有意愿發(fā)布準確度高的盈余預(yù)告，以更清楚地將自己與“差勁”的管理者區(qū)分開來。第二，維護公司和經(jīng)理人的聲譽。抱負水平高的經(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，抱負大的經(jīng)理人更加珍惜聲譽。聲譽是一種無形資產(chǎn)。李馨子和羅婷(2014)研究表明，管理層盈余預(yù)告準確度在中國有顯著的聲譽效應(yīng)。第三，減少資本成本、降低訴訟風(fēng)險等。在有效市場中，高自主權(quán)的經(jīng)理人會在盈余預(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，公司的隱含資本成本顯著低于其采取樂觀的盈余預(yù)告披露策略時。Brown，Hillegeist和Lo(2005)發(fā)現(xiàn)，管理層為了降低訴訟風(fēng)險會發(fā)布較精確的盈余預(yù)告。

經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響。代理理論的一個核心假設(shè)是機會主義。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——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)告中實施機會主義行為。

公司管理者可能會戰(zhàn)略性地選擇盈余預(yù)告質(zhì)量，以影響市場反應(yīng)，從而增加其個人收益(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)告中摻雜個人動機的機會增多，最終導(dǎo)致管理層盈余預(yù)告準確度下降。經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生消極影響的一個主要動機是維護管理層的信息優(yōu)勢，保持內(nèi)部人與外部人之間的信息不對稱程度，以有利于經(jīng)理人從內(nèi)部人股票交易等行為中獲取個人利益。Cheng,Luo和Yue(2013)發(fā)現(xiàn)，管理層在銷售或購買內(nèi)部股權(quán)時，會選擇服務(wù)于自身的盈余預(yù)告準確度。

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

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中，大股東基于自身利益，會較多地干預(yù)經(jīng)理人的盈余預(yù)告披露質(zhì)量。產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟學(xué)原理告訴我們，中小股東產(chǎn)權(quán)的保護成本昂貴，大股東作為內(nèi)部人和強勢方，更可能直接掠奪中小股東的財富，而不是根據(jù)市場規(guī)則分享剩余收益權(quán)(Jiang，Lee & Yue，2010)。當大股東與中小股東之間的代理成本較高時，大股東為了持續(xù)地侵占中小股東的利益，會傾向于要求或暗示經(jīng)理人發(fā)布準確度較低的盈余預(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)會產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是市場效率行為。管理層可能會遵循市場效率標準，即高的經(jīng)理自主權(quán)會帶來管理層盈余預(yù)告準確度的提升。二是機會主義行為。管理層的自利動機可能會引致機會主義行為，即高的經(jīng)理自主權(quán)會導(dǎo)致管理層盈余預(yù)告準確度下降。綜上所述，我們提出競爭性假設(shè)：

H1a：經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準確度呈正相關(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)告的準確度越高。

H1b：經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準確度呈負相關(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)告的準確度越低。

3.數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源與研究樣本

本研究以滬深兩市A股上市公司2008—2017年的數(shù)據(jù)為觀測值。管理層盈余預(yù)告的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫；以公司最終控制人性質(zhì)表示公司是否屬于國有企業(yè)，該數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫；其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文使用Stata軟件進行數(shù)據(jù)處理，對篩選后的最終樣本進行了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)告變動率而不提供預(yù)告金額的樣本；(5)剔除預(yù)告時間晚于本年(或早于上年)正式財務(wù)報告公布時間的樣本；(6)剔除預(yù)告時間晚于本年4月30日的樣本；(7)為防止信息泄露效應(yīng)，剔除離本年正式財務(wù)報告公布日小于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確度，因此刪掉預(yù)告額的上、下限為異號的樣本(張嬈等，2017)。然后，與各變量匹配，最終得到7455個觀測值。

3.2 檢驗?zāi)Ｐ团c變量定義

3.2.1 檢驗?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)告準確度(Accuracy)。以管理層盈余預(yù)告偏差度的負值表示管理層盈余預(yù)告準確度。計算公式為：管理層盈余預(yù)告準確度=-100×[(預(yù)告盈余-實際盈余)/實際盈余](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、高管特征和中國情景四個方面度量經(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)無法獲取或者不適合用于構(gòu)建指數(shù)，本文同時借鑒連燕玲等(2015)、王菁和程博(2014)、袁春生(2009)的做法，對經(jīng)濟自主權(quán)維度予以補充。本文將以下八個經(jīng)理自主權(quán)維度的邏輯方向調(diào)整一致，取八者的標準化數(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)競爭性和行業(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)競爭越激烈，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)競爭性(Li & Tang，2010)。②持續(xù)增長性強的行業(yè)環(huán)境為企業(yè)提供了更多的機會，企業(yè)因之為經(jīng)理人提供了更大的自由度。本文以過去五年的行業(yè)營業(yè)收入平均增長率表示行業(yè)豐腴性(Li & Tang，2010)。其中，行業(yè)分類以證監(jiān)會2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》為標準，制造業(yè)劃分至二級行業(yè)，其他行業(yè)為一級行業(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中國上市公司“一股獨大”的現(xiàn)象較普遍，第一大股東持股比例越大，越有動機和能力控制經(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當經(jīng)理人在董事會的領(lǐng)導(dǎo)力較強時，董事會的警惕性較弱，從而經(jīng)理自主權(quán)較大。經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力的計算方法為：若CEO兼任董事長，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為1；若CEO兼任副董事長，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為副董事長席位數(shù)加1的倒數(shù)；若CEO為普通董事，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為董事會成員數(shù)的倒數(shù)；若CEO不在董事會任職，則經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)力為0(袁春生，2009)。②高管持股會增強其權(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。

在中國情景方面，以國有股權(quán)占比和高管政府背景反映：①在中國，國有企業(yè)在人事安排等方面受到政府的干涉大(Li & Tang，2010)，因此，相比國有股權(quán)占比小的公司，國有股權(quán)占比大的公司的經(jīng)理自主權(quán)較小。本文以國有股占股本總數(shù)的比例表示國有股權(quán)占比。②高管的政府背景越強，其自主權(quán)越大。值得說明的是，雖然前文所述的國有股權(quán)占比大的企業(yè)較之國有股權(quán)占比小的企業(yè)更有政府背景，但是國有股權(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機構(gòu)持股比例(Inst)：機構(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)增長率(Growth)：年末總資產(chǎn)增長率。④資產(chǎn)收益率(ROA)：年度凈利潤/年末總資產(chǎn)。⑤資產(chǎn)負債率(Leverage)：年末總負債/年末總資產(chǎn)。⑥并購重組支出(MA)：當年的并購重組支出/當年的營業(yè)收入。⑦再融資(SEO)：若公司當年有再融資行為(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)告日早于財務(wù)報告披露日的天數(shù)的自然對數(shù)。⑨是否虧損(Loss)：若當年凈利潤為負，取1；否則為0。⑩是否好消息(News)：若預(yù)計盈余為大增、略增、續(xù)盈、扭虧，表示好消息，取1；否則為0。是否強制性發(fā)布(Mandatory)：若預(yù)計盈余為大增、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，則為強制性發(fā)布，取1；否則為0。年齡(Age)：CEO的年齡。是否財務(wù)背景(Finance)：CEO若有財務(wù)或金融背景，取1；否則為0。是否海外背景(Oversea)：CEO若無海外背景，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，本文選取以下五個指標，運用主成分分析法合成高管權(quán)力：CEO任期、董事會規(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.實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

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

表1 描述性統(tǒng)計

4.2 實證結(jié)果分析

回歸結(jié)果見表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。這表明在中國資本市場，公司的經(jīng)理自主權(quán)越大，其管理層盈余預(yù)告的準確度越低。

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

從表2中控制變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，是否強制披露(Mandatory)的回歸系數(shù)顯著為負。這說明自愿性盈余預(yù)告比強制性盈余預(yù)告的準確度高。這是由于業(yè)績優(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)的實力，塑造企業(yè)的良好形象，因此自愿性盈余預(yù)告的準確度更高。

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

另外，機構(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)、是否財務(wù)背景(Finance)的回歸系數(shù)都顯著為正，這分別說明：機構(gòu)投資者發(fā)揮了外部監(jiān)督作用；盈利能力強的公司，管理層的機會主義動機弱；企業(yè)再融資時，需要接受各種核查，會提高盈余預(yù)告準確度；虧損企業(yè)操縱盈余預(yù)告的動機小，其發(fā)布的盈余預(yù)告準確度高；與壞消息相比，經(jīng)理人對好消息的準確披露意愿更強；CEO的財務(wù)背景有助于提升盈余預(yù)告準確度。資產(chǎn)增長率(Growth)、資產(chǎn)負債率(Leverage)和提前天數(shù)(Horizon)的回歸系數(shù)都顯著為負，這分別說明：公司的成長速度快，未來盈余的不確定性大，因而盈余預(yù)告準確度低；負債率高的企業(yè)，管理層的機會主義動機強；越晚發(fā)布的盈余預(yù)告，管理層掌握的信息越充分，其準確度越高。

4.3 經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響機理分析

雖然前文發(fā)現(xiàn)了經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度有負面影響，但其背后的影響機理尚不清晰。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)境兩個方面進行考察。經(jīng)理自主權(quán)從如下兩個途徑影響了管理層盈余預(yù)告準確度：(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稱程度。

本文構(gòu)建如下模型，用以檢驗經(jīng)理自主權(quán)對管理層代理成本或者信息不對稱程度的影響，進而分析其對管理層盈余預(yù)告準確度的影響機理：

AC/ASYM=β0+β1MD+βiControls+ε

(2)

其中，AC表示管理層代理成本，ASYM表示信息不對稱程度。

4.3.1 管理層代理成本分析

從內(nèi)因來看，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生負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現(xiàn)個人利益的機會主義動機。這種動機在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型國家中表現(xiàn)得更突出。管理層出于機會主義動機，如職業(yè)晉升、股票交易等，會出現(xiàn)對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，會出現(xiàn)非道德行為。也就是說，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)告準確度的機理之一。管理層代理成本(AC)以經(jīng)營費用率度量(權(quán)小鋒等，2018)，其中，經(jīng)營費用率=(管理費用+銷售費用)/營業(yè)收入。

檢驗結(jié)果見表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)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響機理

4.3.2 信息不對稱分析

從外因來看，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生負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)外部信息不對稱程度創(chuàng)造了條件。已有研究發(fā)現(xiàn)，當公司信息不對稱程度較高時，投資者無法從其他渠道獲取有價值的信息。嚴重的信息不對稱給投資者帶來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，我們推測信息不對稱是經(jīng)理自主權(quán)影響管理層盈余預(yù)告準確度的另一個機理。公司外部人獲取未來事件的信息越多，對未來認知的分歧越小。因而，信息不對稱程度越高，分析師預(yù)測的分歧度越大。本文參考伊志宏等(2019)的做法，以分析師對每股收益的預(yù)測分歧度度量信息不對稱程度。計算方法為：用各分析師對同一上市公司每股收益預(yù)測值的標準差除以分析師預(yù)測均值，再取絕對值。

檢驗結(jié)果見表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稱程度。

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

4.4 進一步分析

中國盈余預(yù)告制度包含強制性披露和自愿性披露兩類。兩類盈余預(yù)告的披露動機不同。經(jīng)理自主權(quán)對兩類盈余預(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)社會信任程度中，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響是否存在顯著差異？

下面分別進行分析與檢驗。

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機包括資本市場交易、控制權(quán)爭奪、股票補償、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)理人會在自愿性披露中運用自主權(quán)向外部傳遞良好信息。根據(jù)信號傳遞理論，信號需要具有自愿性才能發(fā)揮傳遞作用，因而強制性盈余預(yù)告的信息不能作為投資者識別優(yōu)質(zhì)公司的依據(jù)。盡管強制性披露盈余預(yù)告的初衷也是改善信息環(huán)境，但需要較成熟的市場環(huán)境才能保證強制性盈余預(yù)告的高質(zhì)量。在不成熟的市場環(huán)境中，管理層在決定如何披露強制性盈余預(yù)告時更多地基于成本-收益的權(quán)衡。強制性披露盈余預(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，為了降低披露成本，就會運用自主權(quán)模糊地披露，導(dǎo)致強制性盈余預(yù)告的質(zhì)量下降(董南雁等，2017)。而且，強制性披露盈余預(yù)告會淪為管理層掩飾業(yè)績不佳、道德欠缺等問題的工具。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，較之自愿性盈余預(yù)告，經(jīng)理自主權(quán)對強制性盈余預(yù)告準確度的負面影響更大。

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。檢驗結(jié)果表明，在中國資本市場，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響僅在強制性披露盈余預(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)告類型和過度自信程度下經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響

4.4.2 管理者過度自信

根據(jù)高楠等(2019)的定義，過度自信是指個體自估價值比真實價值高的一種心理特征。高階梯隊理論認為，管理者過度樂觀的心理偏差會對公司決策行為產(chǎn)生正、負兩方面影響。

本文推測管理者過度自信在經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響中具有調(diào)節(jié)作用。管理者過度自信會對經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準確度的關(guān)系產(chǎn)生擴張效應(yīng)。這是由于過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，從而增強經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響。

CEO是高管團隊的最核心一員，本文以CEO過度自信表示管理者過度自信。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越過度自信。

按管理者過度自信的中位數(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。以上的檢驗結(jié)果表明，相對于不過度自信的管理者，過度自信的管理者的自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響更大。

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)過外部審計的信息披露，這意味著內(nèi)部控制對管理層盈余預(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抑制管理層諸如獲取短期盈利的機會主義傾向(謝獲寶等，2019)，從而使經(jīng)理自主權(quán)的目標自由度偏離股東利益的可能性降低。

公司的內(nèi)部控制是一種強有力的內(nèi)部監(jiān)督機制，影響了經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的作用效應(yīng)。若經(jīng)理自主權(quán)負向影響管理層盈余預(yù)告準確度，良好的內(nèi)部控制將會減少經(jīng)理人尋租活動所產(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)告準確度之間的負相關(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?；貧w結(jié)果見表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)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響。

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

4.4.4 分析師關(guān)注

分析師通過擴大投資者的認識度充當信息中介的角色，同時通過減少代理成本充當外部監(jiān)督者的角色(王礫等，2017)。分析師影響資本市場的一個重要機制是利用其專業(yè)優(yōu)勢，挖掘公司的基本面信息，以信息模式產(chǎn)生市場反應(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)理人在高目標自由度下的機會主義動機受到抑制。

分析師關(guān)注是一種外部監(jiān)督力量，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的作用受到分析師關(guān)注的影響。若經(jīng)理自主權(quán)負向影響管理層盈余預(yù)告準確度，分析師關(guān)注通過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)告準確度之間的負相關(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《新財富》雜志每年評出的各行業(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?；貧w結(jié)果見表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。以上的檢驗結(jié)果表明，分析師關(guān)注有助于抑制經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響。

4.4.5 地區(qū)社會信任

信任影響決策的一個關(guān)鍵原因是契約不完備性。地區(qū)社會信任通過穩(wěn)定行為主體的心理預(yù)期，降低信息不對稱，減少不確定性?；诶硇匀思僭O(shè)，信任往往是人們的理性選擇。在社會信任水平高的地區(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)。由于中國的法律保護水平還較低，經(jīng)濟主體之間的行為將更多地依賴互相信任程度，地區(qū)信任水平能對經(jīng)理人的非道德行為產(chǎn)生無形的約束。Nanda和Wysocki(2016)發(fā)現(xiàn)，公司所在地的社會信任程度越高，其年報的信息質(zhì)量越高。

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

我們采用中國綜合社會調(diào)查(CGSS)(2)對應(yīng)的問卷問題為：“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中，您覺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)市的社會信任水平(王艷、李善民，2017)。

按地區(qū)社會信任水平的中位數(shù)分為低組和高組?；貧w結(jié)果見表5的第(5)、(6)列：在地區(qū)社會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。以上的檢驗結(jié)果表明，良好的社會信任環(huán)境有助于減弱經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

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

4.5.1 內(nèi)生性檢驗

通常,管理層盈余預(yù)告準確性差會對公司股價產(chǎn)生不利影響，公司甚至?xí)蛑艿奖O(jiān)管部門的批評、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行穩(wěn)健性檢驗。

公司周邊的獲獎寺廟數(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：第一，宗教傳統(tǒng)在一定程度上影響著社會信任水平(辛宇等，2016)，而社會信任水平與經(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)告準確度沒有直接的因果關(guān)系，因而與誤差項相互獨立。

我們先分別以Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計值和Kleibergen-PaapF統(tǒng)計值對工具變量——公司100公里半徑內(nèi)的獲獎寺廟數(shù)量進行不可識別檢驗和弱工具變量檢驗。檢驗結(jié)果在表6第(1)列顯示：Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計值為36.10，在1%的水平上顯著；Kleibergen-PaapF統(tǒng)計值為36.27，遠大于經(jīng)驗規(guī)則值10。檢驗結(jié)果表明，兩個檢驗均強烈拒絕原假設(shè)。也就是說，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)生性問題:工具變量

綜上，將公司100公里半徑內(nèi)的獲獎寺廟數(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)告準確度之間的負相關(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量的隱變量，并能根據(jù)方差貢獻率確定各個公共因子的權(quán)重，從而克服平均權(quán)重的主觀性，使綜合評價結(jié)果客觀合理。由于經(jīng)理自主權(quán)是非常難以直接測量的變量，因此本處對前文的八個經(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)之進行穩(wěn)健性檢驗。

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

我們采用因子分析法構(gòu)建的經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)(MD2)進行經(jīng)理自主權(quán)與管理層盈余預(yù)告準確度之間關(guān)系的檢驗，檢驗結(jié)果見表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。以上的檢驗結(jié)果與前文的檢驗結(jié)果一致，這進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、高管特征和中國情景四個方面構(gòu)建經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)，分析了經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響，并進一步探討其中的影響機理和作用環(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)告的準確度越低。這說明在中國資本市場，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的影響在整體上顯著為負。按管理層盈余預(yù)告類型分組檢驗，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響僅在強制披露組顯著，而在自愿披露組不顯著。影響機理檢驗表明，經(jīng)理自主權(quán)主要通過增加管理層代理成本和加大信息不對稱程度，降低了管理層盈余預(yù)告準確度。作用環(huán)境檢驗表明，在管理者過度自信、內(nèi)部控制質(zhì)量差、分析師關(guān)注度低、地區(qū)社會信任水平低的公司，經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度的負面影響更大。

經(jīng)理自主權(quán)是一把“雙刃劍”。行為自由度與目標自由度共同作用下的經(jīng)理自主權(quán)對管理層盈余預(yù)告準確度產(chǎn)生復(fù)雜影響。如果國家的法治程度高，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、隱蔽性地用來實現(xiàn)自利動機，損害了投資者和公司的利益。這意味著中國急需提升法治水平，推進資本市場的制度建設(shè)，以讓經(jīng)理自主權(quán)發(fā)揮其應(yīng)有的積極效應(yīng)。這也意味著中國公司在釋放經(jīng)理自主權(quán)的同時，需要加大監(jiān)督和增加激勵，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。