王涵熙 劉伯炎 褚淑貞

(中國藥科大學(xué)國際醫(yī)藥商學(xué)院，南京 211198)

0 引 言

資本結(jié)構(gòu)問題一直是經(jīng)濟研究的核心領(lǐng)域，在與國計民生密切相關(guān)的醫(yī)藥行業(yè)中也不例外。管理者進(jìn)行最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)決策，才能使公司在投融資發(fā)展及規(guī)避財務(wù)風(fēng)險之間獲得平衡，因此管理者個人決策行為勢必對企業(yè)運營產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

而企業(yè)管理者由于受年齡、性別、教育背景、任職等個人特征影響，在決策時往往是“有限理性”的。此類導(dǎo)致非理性決策行為的個人特征便是過度自信。管理者由于過度自信導(dǎo)致的決策偏差，將產(chǎn)生過度投融資、高估盈余或低估風(fēng)險等結(jié)果，從而干擾企業(yè)及時準(zhǔn)確地確認(rèn)會計信息。換言之，過度自信的管理者做出的決策會影響會計信息質(zhì)量，造成企業(yè)運行狀況偏離預(yù)期。

作為衡量會計信息質(zhì)量的指標(biāo)，會計穩(wěn)健性要求企業(yè)收益不被高估、經(jīng)營成本和負(fù)債不被低估，而管理者過度自信誘發(fā)的決策偏差又會影響會計信息質(zhì)量。那么由管理者個人特征引起的過度自信，是否會對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，進(jìn)而在資本結(jié)構(gòu)決策過程中直接影響企業(yè)的會計穩(wěn)健性呢？本文將聚焦醫(yī)藥企業(yè)研究管理者過度自信如何影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，以及過度自信與會計穩(wěn)健性的相關(guān)性。

1 文獻(xiàn)綜述

研究表明，過度自信會直接影響管理者的決策行為[1]，Malmendier等指出過度自信的管理者更愿意施行激進(jìn)的投資策略，從而影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)[2]。江偉認(rèn)為管理者過度自信導(dǎo)致高負(fù)債比率的決策[3]。陳俐君等證實過度自信在性別特征與資本結(jié)構(gòu)關(guān)系中的中介效應(yīng)[4]。余明桂等以資產(chǎn)負(fù)債率衡量資本結(jié)構(gòu)，指出管理者過度自信與其顯著正相關(guān)[5]。魏哲海發(fā)現(xiàn)管理者過度自信導(dǎo)致債務(wù)融資過剩，企業(yè)負(fù)債率提高[6]。

盈余收益關(guān)系理論定義了會計穩(wěn)健性[7]，被用于構(gòu)建衡量會計穩(wěn)健性的模型，Khan等據(jù)此提出資本結(jié)構(gòu)與會計穩(wěn)健性正相關(guān)，且會計穩(wěn)健性抑制了管理者過度自信引起的投資行為[8]。孫光國等[9]、楊箏等[10]聚焦管理者過度自信所引起的認(rèn)知偏差，發(fā)現(xiàn)過度自信與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。李四海等[11]和邢維全等[12]認(rèn)為管理者過度自信并未削弱會計穩(wěn)健性甚至與之正相關(guān)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 管理者過度自信對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響

醫(yī)藥企業(yè)管理者的過度自信心理在決策中難以規(guī)避，多數(shù)研究者認(rèn)為過度自信的管理者更傾向于高負(fù)債比率的決策[5-6，13]，但在醫(yī)藥企業(yè)中是否存在此類關(guān)系有待商榷。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：在醫(yī)藥企業(yè)中管理者過度自信與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。

2.2 管理者過度自信對企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響

學(xué)界常用企業(yè)確認(rèn)損失等“壞消息”相比于確認(rèn)盈利等“好消息”的及時性來衡量會計信息是否穩(wěn)健[9]。而管理者過度自信誘發(fā)的決策偏差導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)杠桿過高的風(fēng)險，致使管理者提前確認(rèn)盈余或延期確認(rèn)風(fēng)險，這將削弱會計穩(wěn)健性。此外，過度自信的管理者高估融資成本，更愿意選擇增加可支配現(xiàn)金流而減少現(xiàn)金股利的分配以滿足投資需求[11]，這會強化會計穩(wěn)健性；以往研究充分表明負(fù)債率增加會強化會計穩(wěn)健性[8]，又因為過度自信與負(fù)債率的正相關(guān)性[5-6]，可認(rèn)為管理者過度自信在資本結(jié)構(gòu)決策中對會計穩(wěn)健性產(chǎn)生正向影響。據(jù)此，本文提出假設(shè)H2a：在醫(yī)藥企業(yè)中管理者過度自信與會計穩(wěn)健性正相關(guān)；H2b：在醫(yī)藥企業(yè)中管理者過度自信與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

3 研究設(shè)計

3.1 指標(biāo)界定與衡量

3.1.1 管理者過度自信指標(biāo)

管理者過度自信的衡量指標(biāo)有個人特征、管理者持股變動、高管相對薪酬及主流媒體評價等。由于我國企業(yè)施行股票期權(quán)激勵起步較晚，薪酬比無法體現(xiàn)管理者心理特征，媒體評價主觀性較強且易受利益相關(guān)者操控，因此個人特征作為管理者過度自信的衡量指標(biāo)最為合適，本文借鑒江偉[3]、潘愛玲等[14]的方法，將管理者個人特征概括為年齡、性別、教育背景和任職情況，通過對其取值來構(gòu)建管理者過度自信指標(biāo)。

年紀(jì)較長者相比于年輕管理者更謹(jǐn)慎，可認(rèn)為年輕管理者自信程度相對較高[15]，通過計算年齡最大值減去個人年齡，除以年齡最值之差得到年齡分?jǐn)?shù)；在兩性都存在過度自信的前提下，男性自信程度更高[16]，男性管理者賦值為1，女性賦值為0；高學(xué)歷者往往充分信任自身決策能力，更易產(chǎn)生過度自信心理[17]，本科及以上學(xué)歷者賦值為1，否則賦值為0；管理者若兼任CEO和董事長，其自信程度更高[18]，兩職合一者賦值為1，否則賦值為0；綜合四方面得分求得管理者過度自信分?jǐn)?shù)。具體見表1。

表1 管理者過度自信計量指標(biāo)

3.1.2 企業(yè)資本結(jié)構(gòu)指標(biāo)

資本結(jié)構(gòu)即企業(yè)負(fù)債與股東權(quán)益的比例，通常用負(fù)債與總資產(chǎn)之比來衡量[6]，本文選取企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)指標(biāo)來代表資本結(jié)構(gòu)。

2.2.1 文獻(xiàn)資料法 通過中國知網(wǎng)、Proquest教育數(shù)據(jù)庫查閱與大中?。ㄓ祝┮惑w化體育課程體系建設(shè)相關(guān)的研究文獻(xiàn)60余篇，把握研究進(jìn)展和特點，為本研究提供了重要的理論參考。

3.1.3 會計穩(wěn)健性指標(biāo)

衡量會計穩(wěn)健性的主流方式為盈余-股票收益回歸模型[7]，即凈資產(chǎn)隨股票盈利而上漲，股票虧損則下跌，可根據(jù)會計盈余相對于股票盈利或虧損的速率來反映會計穩(wěn)健性[19]，由于穩(wěn)健性指會計盈余對“壞消息”的反應(yīng)比“好消息”更敏銳，可用會計盈余得分(C_SCORE)作為會計穩(wěn)健性指標(biāo)，通過觀察其回歸系數(shù)來檢驗會計穩(wěn)健性，若系數(shù)顯著為正，則代表存在穩(wěn)健的會計盈余[20]。

3.1.4 控制變量選取

參考以往研究，本文加入的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、經(jīng)營現(xiàn)狀(CONDI)、盈利能力(PROF)、可成長性(GROW)、市場認(rèn)可度(TAN)和所屬年份(YEAR)[21]，具體見表2。

表2 主要變量及其定義

3.2 模型構(gòu)建

3.2.1 管理者過度自信對資本結(jié)構(gòu)影響模型

本文根據(jù)假設(shè)H1并參考以往研究方法[2，5-6]，構(gòu)建以下模型，其中，以管理者過度自信指標(biāo)OCit的回歸系數(shù)γ1來度量過度自信與資本結(jié)構(gòu)LEVit的關(guān)系，若γ1顯著為正，則表示管理者過度自信正向影響企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。

LEVit=γ0+γ1OCit+γ2SIZEit+γ3TANit+γ4PROFit+γ5GROWit+∑γ6YEARit+εit

(1)

3.2.2 管理者過度自信對會計穩(wěn)健性影響模型

盈余-股票收益回歸模型[7]不僅可以通過Drit與Reit交互項的系數(shù)的顯著性判斷會計穩(wěn)健性，還能添加新變量以考察其與會計穩(wěn)健性的關(guān)聯(lián)性，Khan等將企業(yè)規(guī)模(SIZE)、賬面市值比(BM)以及資本結(jié)構(gòu)比率(LEV)作為度量會計穩(wěn)健性的工具變量[8]。本文用C_SCOREit表示會計穩(wěn)健性程度，搭建過度自信與會計穩(wěn)健性的橋梁，引入可反映資本結(jié)構(gòu)LEVit的過度自信指標(biāo)OCit。經(jīng)換算后模型為：

C_SCOREit=δ0+δ1OCit+δ2SIZEit+δ3BMit+δ4TANit+δ5PROFit+δ6GROWit+δ7CONDIit+∑δ8YEARit+εit

(2)

由于模型(2)中C_SCOREit值越大表示企業(yè)會計穩(wěn)健性程度越高，可觀察變量OCit的系數(shù)δ1是否顯著為正，以檢驗企業(yè)的會計穩(wěn)健性。

3.3 數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

基于數(shù)據(jù)的完整性和可得性,考慮文中模型涉及數(shù)據(jù)的滯后項，本文選取2007—2019年A股醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)為樣本。為降低異常值，本文剔除ST等非正常交易企業(yè)以及關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本，并在連續(xù)變量頭尾1%處做縮尾處理，得到1 350個觀測值。數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，采用Excel和Stata軟件進(jìn)行統(tǒng)計和處理。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文計算各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計量，結(jié)果見表3，LEV的最值相差較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.177，說明樣本企業(yè)負(fù)債率較分散，從均值與中位數(shù)來看，總體平均負(fù)債率小于0.5。EPs/p的最大值與最小值分別為0.196和-0.383，表明企業(yè)收益率存在較大差異。計算得出C_SCORE均值為0.043，代表會計信息整體呈穩(wěn)健態(tài)勢，最大值與最小值分別為0.420和-0.105，反映各企業(yè)穩(wěn)健性程度迥異。OC最大值為0.971，最小值為0.268，標(biāo)準(zhǔn)差為0.144，說明管理者普遍存在過度自信心理，自信程度差異明顯。

表3 主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4.2 管理者過度自信對資本結(jié)構(gòu)的影響分析

為驗證假設(shè)H1，本文對模型(1)進(jìn)行回歸分析。如表4所示，從結(jié)果看，OC系數(shù)為0.152且顯著為正，過度自信與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。在總體特征上，F(xiàn)值與調(diào)整R2值分別為32.36和0.35，整體擬合優(yōu)度良好，各變量的方差膨脹因子VIF遠(yuǎn)小于10，不存在嚴(yán)重的多重共線性。此外，控制變量的回歸結(jié)果符合預(yù)期，SIZE與GROW的回歸系數(shù)顯著為正，表明成長性越強、規(guī)模越大的醫(yī)藥企業(yè)往往更愿意進(jìn)行債務(wù)融資，因此資本結(jié)構(gòu)隨之升高；TAN、PROF與資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)，說明市值越高、盈利能力越強的醫(yī)藥企業(yè)，內(nèi)部投融資空間充足，不會傾向于外部負(fù)債融資。

表4 管理者過度自信與醫(yī)藥企業(yè)資本結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果

在排除干擾后，過度自信指標(biāo)OC的回歸系數(shù)顯著大于零，醫(yī)藥企業(yè)管理者的過度自信心理導(dǎo)致高負(fù)債比率的資本結(jié)構(gòu)決策，假設(shè)H1成立。

4.3 管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的影響分析

本文進(jìn)一步檢驗管理者過度自信與醫(yī)藥企業(yè)會計穩(wěn)健性的關(guān)系，模型(2)回歸結(jié)果見表5。F值為64.5，調(diào)整R2值為0.513，說明回歸模型可以較好地解釋數(shù)據(jù)，膨脹因子均遠(yuǎn)小于10，不存在多重共線性。OC系數(shù)為0.043 9，在1%水平與會計穩(wěn)健性顯著正相關(guān)，可解釋為醫(yī)藥企業(yè)中過度自信的管理者為了滿足負(fù)債投融資需求，會避免增加現(xiàn)金股利以達(dá)到現(xiàn)金流可支配的目的，從而提前確認(rèn)風(fēng)險和費用以及延期確認(rèn)收益，因此加強了企業(yè)的會計穩(wěn)健性。CONDI系數(shù)為-0.032且在1%水平顯著，說明現(xiàn)金流過多支出抑制了會計穩(wěn)健性；BM系數(shù)顯著為正，說明醫(yī)藥企業(yè)賬面市值比增高會加強會計穩(wěn)健性；SIZE與TAN系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)規(guī)模與市值的增加會削弱會計穩(wěn)健性；PROF系數(shù)顯著為負(fù)，說明盈利能力增強也會降低會計穩(wěn)健性水平；GROW系數(shù)顯著為正，表示醫(yī)藥企業(yè)會計穩(wěn)健性受到成長性的正向影響。綜上，過度自信的管理者更偏好高負(fù)債比率的投資決策，從而提升企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，也強化了企業(yè)的會計穩(wěn)健性；與李四海等的研究結(jié)論[11]一致，假設(shè)H2a成立。

表5 管理者過度自信與醫(yī)藥企業(yè)會計穩(wěn)健性回歸結(jié)果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

本文通過穩(wěn)健性檢驗確保上述結(jié)論更具說服力?？紤]到研究變量對于資本結(jié)構(gòu)和會計穩(wěn)健性的影響存在滯后效應(yīng)，選取滯后變量有利于解決內(nèi)生性問題，因此在模型(1)和模型(2)中對控制變量進(jìn)行滯后處理，過度自信變量OC的系數(shù)在1%水平仍顯著為正，資本結(jié)構(gòu)系數(shù)為0.175，會計穩(wěn)健性系數(shù)為0.479，其他變量回歸系數(shù)的顯著性也與前文一致，假設(shè)H1與假設(shè)H2a仍然成立。

此外，為驗證假設(shè)H2a的合理性從而使結(jié)論更嚴(yán)謹(jǐn)，本文借鑒王玉春和劉亞蘭的研究[21]新建模型，由前文可知，Dri,t-1×Rei,t-1的回歸系數(shù)φ3反映企業(yè)會計穩(wěn)健性程度，OCi,t-1×Dri,t-1×Rei,t-1的回歸系數(shù)φ4衡量管理者過度自信與會計穩(wěn)健性的關(guān)系[7]。由表6可知，OC×Dr×Re的回歸系數(shù)為0.13在1%水平顯著，這表明在樣本企業(yè)中過度自信的管理者所做出的決策使得企業(yè)會計盈余對“好消息”較之“壞消息”的信息確認(rèn)增速明顯加快，會計穩(wěn)健性加強，假設(shè)H2a仍然成立。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(3)

5 研究結(jié)論和建議

本文研究了醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)管理者過度自信與資本結(jié)構(gòu)的相關(guān)性，以及過度自信對企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響，通過確立以個人特征為核心的過度自信指標(biāo)，構(gòu)建其與資本結(jié)構(gòu)、會計穩(wěn)健性的度量模型進(jìn)行實證分析和穩(wěn)健性檢驗。研究表明，醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)中過度自信的管理者更偏好于采取偏激進(jìn)的資本結(jié)構(gòu)決策，致使企業(yè)負(fù)債率提升，即管理者過度自信與醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)管理者受到個人特征所產(chǎn)生的過度自信心理影響，在企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策中做出負(fù)債融資偏高、現(xiàn)金股利分配減少等非理性決策行為，最終強化了企業(yè)會計穩(wěn)健性。

綜上，不論是在醫(yī)藥制造業(yè)還是全行業(yè)的上市企業(yè)中，管理者受到過度自信的心理偏差影響所做出的非理性決策將對醫(yī)藥企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)以及會計穩(wěn)健性產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，這種影響是否有利尚無定論，需要研究者與業(yè)界持續(xù)關(guān)注。在醫(yī)藥企業(yè)高層管理者聘用、任職與考核階段，可以根據(jù)其學(xué)歷、年齡、性別和過往任職情況等個性特征建立過度自信衡量指標(biāo)加以評判，再進(jìn)行針對性的人事培訓(xùn)和適崗能力評價，輔以合理的監(jiān)管機制，修正管理者因過度自信引起的行為偏差，促使管理者的資本結(jié)構(gòu)決策更為準(zhǔn)確合理，從而強化企業(yè)的會計穩(wěn)健性。應(yīng)根據(jù)醫(yī)藥企業(yè)的內(nèi)部治理情況，不斷優(yōu)化企業(yè)高層人力資源結(jié)構(gòu)，完善內(nèi)部決策機制，并聚焦與資本結(jié)構(gòu)、會計穩(wěn)健性正相關(guān)的影響因子，以此來抑制管理者過度自信對資本結(jié)構(gòu)和會計穩(wěn)健性的不利影響，有效發(fā)揮其對資本結(jié)構(gòu)與會計穩(wěn)健性的正向效應(yīng)。