周芬娟，陸培中

(徽商職業(yè)學(xué)院 會(huì)計(jì)系，合肥 231201)

在現(xiàn)代企業(yè)制度下，企業(yè)為降低委托代理問題所帶來的不利影響，通常根據(jù)薪酬契約和管理授權(quán)的方式委托職業(yè)經(jīng)理人進(jìn)行企業(yè)運(yùn)營，以期降低代理成本和利益最大化.薪酬契約的制定多數(shù)以易受操控的會(huì)計(jì)盈余為基礎(chǔ)，不可避免地增加了高管進(jìn)行盈余管理的風(fēng)險(xiǎn).所謂盈余管理是指企業(yè)高管為了實(shí)現(xiàn)私人利益或企業(yè)利益最大化，通過會(huì)計(jì)政策、會(huì)計(jì)估計(jì)變更等來進(jìn)行盈余操縱，故盈余管理[1-3]一直以來都是學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)問題.近日，雅戈?duì)柟煞萃ㄟ^變更金融投資的會(huì)計(jì)計(jì)量方式虛增利潤93億元，更是引起人們對(duì)盈余管理的關(guān)注.

西方學(xué)者較早地對(duì)盈余管理展開研究.以會(huì)計(jì)盈余為基礎(chǔ)的薪酬契約的企業(yè)中，管理層存在為獲取更高的薪酬而進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)[4].將企業(yè)盈余細(xì)分為可操控性應(yīng)計(jì)與非可操控性盈余，得出高管報(bào)酬與可操控性應(yīng)計(jì)之間呈正相關(guān)關(guān)系[5].我國學(xué)者以可操控性盈余作為盈余管理的代理變量，研究得出高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正相關(guān)關(guān)系[6].從高管攀比的視角研究，結(jié)果顯示當(dāng)高管薪酬與同行業(yè)差距過大時(shí)，會(huì)引發(fā)高管攀比的動(dòng)機(jī)，繼而通過盈余管理來滿足私人收益最大化[7].從顯性薪酬與隱性薪酬兩個(gè)維度研究高管薪酬與盈余管理的關(guān)系，結(jié)果為高管顯性薪酬與股權(quán)薪酬均與盈余管理之間存在明顯正相關(guān)性[8].眾多學(xué)者從盈余管理的動(dòng)機(jī)、計(jì)量方法及經(jīng)濟(jì)后果等方面展開研究，極大地豐富了盈余管理的相關(guān)研究[9-10].已有研究多以理性人假設(shè)作為前提，較少的涉及到非理性因素的影響.文中從高管過度自信的視角，以2013-2016年度滬深上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，通過對(duì)過度自信、高管貨幣薪酬與盈余管理關(guān)系的研究，為企業(yè)探索委托代理模式下，過度自信對(duì)高管薪酬與盈余管理的影響及偏差具有參考價(jià)值.

1 理論分析與研究假設(shè)

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)及科學(xué)技術(shù)的快速發(fā)展，使得企業(yè)所處的環(huán)境發(fā)生了翻天覆地的變化，對(duì)企業(yè)經(jīng)營管理能力提出了更高的要求.隨著市場交易的日益復(fù)雜以及社會(huì)分工的日趨精細(xì)，權(quán)利人在知識(shí)、精力及能力等方面已經(jīng)無法滿足企業(yè)的發(fā)展要求.企業(yè)權(quán)利人需雇傭代理人來行使對(duì)企業(yè)的經(jīng)營管理權(quán)，同時(shí)根據(jù)企業(yè)經(jīng)營效益給予其一定的報(bào)酬，委托代理行為由此產(chǎn)生.企業(yè)委托方關(guān)注股東報(bào)酬最大化，代理人作為企業(yè)高管是企業(yè)經(jīng)營方，其看重的是私人報(bào)酬最大化等.由于二者目標(biāo)的不一致，導(dǎo)致委托代理雙方存在利益沖突.為了緩解委托代理沖突帶來的不利影響，委托人通常會(huì)與代理人簽訂一系列以會(huì)計(jì)業(yè)績?yōu)榭己艘罁?jù)的薪酬契約[11-12]，授予代理人一定的剩余索取權(quán)，促使委托代理雙方利益趨同.由于會(huì)計(jì)業(yè)績的可操控性與契約的不完備性的存在，給企業(yè)高管留下了一定的盈余操縱空間，使得其在任期內(nèi)可能會(huì)為了獲得超額的薪酬待遇而進(jìn)行盈余管理行為.因此提出假設(shè)1：高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正相關(guān)關(guān)系.

傳統(tǒng)的財(cái)務(wù)理論認(rèn)為人是理性的，人們所做的任何決策均是理性思考下的結(jié)果.心理學(xué)研究表明，人并不能時(shí)時(shí)刻刻保持理性，人存在悲傷、樂觀、自信、興奮及跟眾等非理性特征.每一種特征均能夠?qū)ζ湫袨楫a(chǎn)生或多或少的影響.過度自信即是最常見的一種非理性特征，過度自信的高管在進(jìn)行年報(bào)前期的盈余預(yù)測(cè)時(shí)，容易做出過高的盈余預(yù)測(cè)，當(dāng)實(shí)際盈余未達(dá)到預(yù)測(cè)盈余時(shí)，為了獲得較高的貨幣收益，可能存在盈余操縱等行為.因此提出假設(shè)2：高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理的關(guān)系中起到正向的調(diào)節(jié)作用.

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 過度自信的衡量

目前高管過度自信的替代變量有以下幾種：媒體對(duì)于企業(yè)高管的報(bào)道中是否具有自信或者樂觀等文字性描述；高管對(duì)企業(yè)的盈余是否具有向上偏離的預(yù)測(cè)；高管任期內(nèi)并購頻率的大??；高管任期內(nèi)是否主動(dòng)增持股票；國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)上公布其企業(yè)景氣指數(shù)等等.其中大多數(shù)研究采用的是高管在任期內(nèi)是否主動(dòng)增持股票作為判斷企業(yè)高管是否具有過度自信特征.文中采用的度量方式是高管在任期內(nèi)是否增持股票且增持的原因不是股權(quán)激勵(lì)或分紅股.

2.2 盈余計(jì)量模型的選擇

選擇修正的Jones模型作為盈余管理的衡量方法，具體模型為

Ti,t=Pi,t-Ci,t

(1)

Ti,t/Ai,t-1={α1+β1(Vi,t-Ri,t)+β2Ei,t+

β3Oi,t}/Ai,t-1+εt

(2)

Ni,t={α1+β1(Vi,t-Ri,t)+

β2Ei,t+β3Ot}/Ai,t-1

(3)

Di,t=Ti,t/Ai,t-1-Ni,t

(4)

式中：Ti,t為i公司t年度的總應(yīng)計(jì)利潤；Pi,t為i公司t年度的凈利潤；Ci,t為i公司t年度的經(jīng)營現(xiàn)金流量；Ai,t為i公司t年度的總資產(chǎn)；Vi,t為i公司t年度的銷售收入變動(dòng)；Ri,t為i公司t年度的應(yīng)收賬款的變動(dòng)；Ei,t為i公司t年度的固定資產(chǎn)原值；Oi,t為i公司t年度的經(jīng)營現(xiàn)金流量的變動(dòng)；Ni,t為i公司t年度的非操控應(yīng)計(jì)利潤；Di,t為i公司t年度的非操控應(yīng)計(jì)利潤即盈余管理度量指標(biāo)；α1,β1,β2，β3均為回歸系數(shù)；εt為誤差項(xiàng).

2.3 變量定義與模型設(shè)計(jì)

選取企業(yè)規(guī)模、獨(dú)立董事比例及財(cái)務(wù)杠桿等因素作為控制變量，變量定義見表1.

針對(duì)假設(shè)1和假設(shè)2，分別設(shè)計(jì)模型為

Da=a0+a1Gx+a2Size+a3Dg+a4Lev+ε

(5)

Da=b0+b1Gx+b2Oc+b3OcGx+b4Size+

b5Dg+b6Lev+ε

(6)

式中:a0,a1,a2,a3,a4以及b0,b1,b2,b3,b4,b5,b6為常數(shù)項(xiàng);ε為誤差項(xiàng).

表1 各變量的說明

2.4 樣本數(shù)據(jù)來源

選取2013-2016年度中國A股上市公司為樣本，同時(shí)根據(jù)以下原則對(duì)所得樣本進(jìn)行二次篩選：① 剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)的樣本公司；② 剔除樣本公司中，連續(xù)兩年虧損被進(jìn)行特別處理的股票(Special Treatment，ST)，以及連續(xù)三年虧損被進(jìn)行退市風(fēng)險(xiǎn)警示的股票ST*的數(shù)據(jù)；③ 剔除樣本期間內(nèi)出現(xiàn)管理者變更的企業(yè)數(shù)據(jù).數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)，使用Excel與Stata等統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析.

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)見表2，從表2可以看出，盈余管理變量平均值為0.053，最大值為2.206，最小值為0.000 033，表明當(dāng)前企業(yè)中存在一定的盈余管理行為，不同企業(yè)之間盈余管理程度存在著較大的差異.過度自信的代理變量的平均數(shù)為0.145，表明目前企業(yè)高管存在過度自信特征，但是并不是像前文所論述的那么普遍，原因可能是文中使用的過度自信代理變量是以增持股票為基礎(chǔ)的，當(dāng)前很多企業(yè)高管并未持有本單位的股票，造成該種度量方法出現(xiàn)無效情況.同樣，從表2可以看出高管薪酬差距較大，原因可能是不同的行業(yè)存在著特有的行業(yè)差異性.

3.2 變量的相關(guān)性分析

變量的相關(guān)性分析數(shù)據(jù)見表3，從表3可以看出，企業(yè)盈余管理與高管過度自信以及高管薪酬之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且在5%的水平上通過檢驗(yàn)，證實(shí)假設(shè)1，即盈余管理與高管薪酬之間存在正相關(guān)關(guān)系，高管存在為了獲取高額薪酬進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī).盈余管理與企業(yè)總資產(chǎn)及企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上通過檢驗(yàn)，與獨(dú)立董事比例之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是未通過檢驗(yàn)，可能是樣本容量較小等原因?qū)е碌?過度自信與高管薪酬之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上通過檢驗(yàn).

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.3 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)假設(shè)，分別對(duì)式(5)～(6)進(jìn)行回歸分析，回歸分析結(jié)果見表4.表4中的數(shù)據(jù)為各解釋變量的系數(shù)，括號(hào)中為回歸分析中t值，表示該變量對(duì)被解釋變量的影響；Ocgx為交叉變量；Cons為常數(shù)項(xiàng)；N為樣本容量.從表4中可以看出：在式(5)中，高管貨幣薪酬變量Gx與盈余管理的關(guān)系系數(shù)為0.004 4，且在5%的水平上通過檢驗(yàn)，表明高管貨幣薪酬與企業(yè)盈余管理之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即高管貨幣薪酬越高，其進(jìn)行盈余管理的程度越大.加入過度自信變量以后，在式(6)的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，高管過度自信與企業(yè)盈余管理之間的關(guān)系系數(shù)為0.092 6，且在5%的水平上通過檢驗(yàn)，表明高管過度自信會(huì)更大程度促使高管進(jìn)行盈余管理，高管過度自信與高管貨幣薪酬的交叉變量與盈余管理的關(guān)系系數(shù)為0.006 9，且在10%的水平上通過檢驗(yàn)，表明該交叉變量與盈余管理之間存在正相關(guān)關(guān)系，即高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正向的調(diào)節(jié)作用，其進(jìn)一步促進(jìn)高管貨幣薪酬對(duì)盈余管理的影響性，即假設(shè)2得到驗(yàn)證.

表3 變量的相關(guān)性分析

注：**、***分別為在5%,1%的水平上顯著.

表4 回歸結(jié)果分析

注： *,**,***分別為在10%,5%,1%的水平上顯著.

4 結(jié) 語

文中實(shí)證結(jié)果研究發(fā)現(xiàn)，在加入過度自信非理性變量后，高管過度自信會(huì)促使更大的盈余管理機(jī)會(huì)，即高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在更大的正向的調(diào)節(jié)作用.造成這一結(jié)果的原因主要為高管層過度自信，往往會(huì)高估企業(yè)的盈余，相比無過度自信因素影響的正常分析模型，盈余達(dá)不到期望值的可能更大，為實(shí)現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)，過度自信的高管會(huì)更大的可能和機(jī)會(huì)通過盈余管理的方式人為操縱盈余.即高管過度自信的非理性因素會(huì)進(jìn)一步加大高管貨幣薪酬與盈余管理.據(jù)此，建議企業(yè)應(yīng)完善公司薪酬激勵(lì)制度，采用多元化、多維度的考核方式，盡可能剔除非理性因素對(duì)盈余管理的影響；增強(qiáng)獨(dú)立董事的獨(dú)立性，提高獨(dú)立董事在董事會(huì)中的話語權(quán)；完善企業(yè)內(nèi)部控制體系，避免高管層因非理性因素對(duì)盈余管理進(jìn)行操控；健全和完善資本市場監(jiān)督與懲治機(jī)制，加大對(duì)財(cái)務(wù)違規(guī)操縱的處罰力度；并從法律層面約束非理性因素對(duì)高管盈余管理行為的影響.