一、引言

現(xiàn)有對會計穩(wěn)健性的研究基于經(jīng)濟學理論中的“理性人”假設，從公司契約、法律訴訟、政府管制和稅收政策等多個維度對影響會計穩(wěn)健性的因素進行了深入研究，并取得了豐碩成果。然而，當前的經(jīng)濟環(huán)境日趨復雜，決策主體（即管理者）的決策容易出現(xiàn)系統(tǒng)性偏差，決策者最為突出的非理性表現(xiàn)之一即管理者過度自信。我國的傳統(tǒng)文化中存在“君君臣臣”思想，加之上市公司缺乏行之有效的權力約束機制，均可能使得我國管理者過度自信的比率和程度較之國外上市公司更甚?，F(xiàn)有研究表明，管理者過度自信心理會對上市公司的投資決策、并購決策、融資決策和股利政策產(chǎn)生影響。

行為經(jīng)濟學將心理學成果尤其是行為科學的理論與傳統(tǒng)的經(jīng)濟學理論相結合，從經(jīng)濟行為的心理根源著手，成功地闡釋了傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論無法做出合理解釋的一些現(xiàn)象。傳統(tǒng)委托代理理論認為，影響公司經(jīng)營決策的重要因素之一即為管理者的自利心理。然而，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，即使管理者始終保持對投資者的忠誠，將投資者的利益置于高于自身利益的地位，其過度自信心理仍然會導致過度投融資等非理性決策，造成公司的經(jīng)營狀況與最優(yōu)預期相偏離。國內(nèi)外學者均發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信心理會對上市公司的投資決策、融資決策、并購決策和股利政策產(chǎn)生影響[1][2][3]，但鮮有研究關注會計信息質(zhì)量特征與管理者過度自信之間的關系。那么，管理者過度自信是否會影響會計信息質(zhì)量呢？穩(wěn)健性作為會計信息的重要質(zhì)量特征之一，管理者過度自信又是否會對其產(chǎn)生影響呢？

目前，我國的市場經(jīng)濟體制尚不成熟，公司的內(nèi)外部治理機制仍待完善，尤其是職業(yè)經(jīng)理人等制度的全面推行還面臨著一定的阻礙。在這樣的環(huán)境下，管理者過度自信這一非理性心理對上市公司的影響可能更加嚴重。本研究探討管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的影響，督促上市公司逐步完善用人機制、契約機制和債權治理機制等，以提供穩(wěn)健的會計信息。

二、理論分析與研究假設

（一）管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的影響

一方面，過度自信的管理者將高估未來的償債能力，提高上市公司的負債水平[4][5]，而負債比率的上升會引發(fā)債權人對企業(yè)會計信息穩(wěn)健性的更高要求[6]；另一方面，隨著我國企業(yè)會計制度改革的逐步深化，對會計信息質(zhì)量的要求也在逐步提高，如現(xiàn)行會計準則取消了存貨發(fā)出計價中的后進先出法、修訂了過去對于研發(fā)支出全額費用化的規(guī)定、對固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)減值準備轉(zhuǎn)回做了禁止性規(guī)定等，從而對管理者過度自信心理可能導致的損害會計穩(wěn)健性的行為做出了一定的限制。

會計穩(wěn)健性可分為非條件會計穩(wěn)健性和條件會計穩(wěn)健性，其中，非條件會計穩(wěn)健性是指對資產(chǎn)和負債進行初始確認時即保持穩(wěn)健。過度自信的管理者為了避免較高的過度自信成本，可能會傾向于在初始確認時即采用穩(wěn)健的會計方法。所謂管理者過度自信行為成本，即由于對資產(chǎn)、負債的初始確認不夠穩(wěn)健，之后一旦出現(xiàn)“壞消息”，過度自信的管理者將承擔額外的損失。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關。

根據(jù)Basu[7]的定義，穩(wěn)健性的具體表現(xiàn)為：相對于確認“好消息”而言，企業(yè)確認“壞消息”更為及時，此處的穩(wěn)健性即條件會計穩(wěn)健性。過度自信的管理者由于高估外部融資的成本，更傾向于將現(xiàn)金留存于企業(yè)內(nèi)部以滿足投資項目的需要，即使在其必須進行股利支付時也盡可能減少現(xiàn)金股利的金額[8]。為了不引起期望獲得大額股利的大股東的反感和責難，過度自信的管理者可能會為了降低盈余而延遲確認收入或低估收入，及時確認費用或高估費用，使條件會計穩(wěn)健性得到增強。

然而，管理者的過度自信心理也可能會損害條件會計穩(wěn)健性。首先，過度自信的管理者會高估項目未來現(xiàn)金流以及項目成功的可能性，低估項目未來的損失以及失敗的可能性[9]；而且過度自信的管理者可能會因高估項目的價值而進行過度投資，投資于現(xiàn)金凈流量小于零的項目[1][2]。在諸如業(yè)績考核的監(jiān)管壓力下，管理者可能會為了彌補前期的不當決策而采取如下措施：及時確認收入并予以高估、延遲確認費用并予以低估。其次，由于低估上市公司的融資風險，過度自信的管理者可能會選擇激進的負債融資政策，甚至使公司陷于財務困境之中，這種激進的融資方式很可能會增加公司后續(xù)融資的難度和成本[4]。為了擺脫上述財務困境，管理者可能選擇及時確認收益、延遲確認損失[10]。

綜上，管理者的過度自信心理會影響上市公司的條件會計穩(wěn)健性，但本文暫不對具體的影響結果做出預測。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設2：上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信相關。

（二）經(jīng)營環(huán)境對會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響

出于對聲譽和薪酬的考慮，上市公司的管理者會與其他管理者進行頻繁的交流和接洽，其在制定決策的過程中可能在一定程度上受到追隨效應的影響。經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的管理者在日常交流和接洽中易被其他管理者的看好情緒所影響和感染，會導致過度自信心理的產(chǎn)生。良好的經(jīng)營環(huán)境為企業(yè)業(yè)績的提高提供了利好條件，受自利歸因傾向的影響，過度自信的管理者可能將穩(wěn)定的銀企關系以及良好的盈利水平視作其戰(zhàn)略規(guī)劃能力、領導力和決策力的體現(xiàn)，忽視經(jīng)營環(huán)境的推動作用，從而越發(fā)過度自信。經(jīng)營環(huán)境不僅會影響管理者過度自信的程度，而且會影響管理者的行為。這是因為，經(jīng)營環(huán)境包括政府的行政管理、企業(yè)的法制環(huán)境、企業(yè)經(jīng)營的稅費負擔、金融信貸服務、人力資源的供應、基礎設施條件、中介組織和技術及營銷服務以及誠信社會環(huán)境等方面，不同的經(jīng)營環(huán)境意味著上市公司所面臨的信貸條件、法律環(huán)境、投資機會均存在顯著差異。

以經(jīng)營環(huán)境相對較好的地區(qū)為例。首先，貨幣和信貸政策更為寬松，企業(yè)外在融資壓力會相對較小，過度自信的管理者所選擇的負債融資比重會更高。一方面可能使得債權人對企業(yè)會計信息的穩(wěn)健性提出更高的要求；另一方面也可能促使管理者選擇及時確認收益，延遲確認損失，以擺脫激進融資所導致的財務困境，這將損害條件會計穩(wěn)健性。其次，其法制環(huán)境更為健全，尤其是會計管制更為規(guī)范，訴訟成本更高，執(zhí)法力度更大，能夠合理保障投資者的利益不受侵害，限制管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的不利影響，更高的管理者過度自信行為成本也使過度自信的管理者在初始確認時采用穩(wěn)健的會計方法，維持非條件會計穩(wěn)健性。最后，其投資項目會更加豐富，過度自信管理者更容易進行過度投資。一方面為了減少現(xiàn)金股利，增加可支配的現(xiàn)金流，同時避免引起大股東的責難，管理者可能會選擇延遲確認收入或低估收入，及時確認費用或高估費用，降低盈余，這增強了條件會計穩(wěn)健性；但另一方面管理者也可能為彌補前期的不當投資決策而提前確認收入并予以高估，延遲確認費用并予以低估，這會損害條件會計穩(wěn)健性。

綜合上述分析，本文提出如下假設：

假設3：同經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司相比，經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信之間的正相關關系更強。

假設4：同經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司相比，經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信之間的相關關系更強。

三、研究設計

（一）模型設計

1.管理者過度自信對非條件會計穩(wěn)健性的影響模型。本文擬以Feltham-Ohlson模型為基礎來檢驗管理者過度自信對上市公司非條件會計穩(wěn)健性的影響。具體模型如下：

其中：BTMi，t表示i公司t年年末凈資產(chǎn)的賬面價值與市場價值的比值；RETi，t表示i公司t年度考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票報酬率；αt表示年度效應；αj代表“偏差”，“偏差”越小時BTMi，t越小，則非條件會計穩(wěn)健性越強。

為驗證假設1和假設3，考察管理者過度自信對上市公司非條件會計穩(wěn)健性的影響以及經(jīng)營環(huán)境對非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響，本文參照李四海、湯雨晴和宋獻中[11]的做法，在模型1中加入管理者過度自信變量OVERCONi，t及其他相關控制變量（如表1所示）構造模型2，并分別運用全樣本和以經(jīng)營環(huán)境分組后得到的子樣本進行回歸分析。模型2具體如下：

其中：OVERCONi，t為啞變量，管理者過度自信時取值為1，否則為0。

OVERCONi，t的系數(shù)α1是關鍵考察指標，若α1小于零，則上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關；反之，則上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信負相關。

2.管理者過度自信對條件會計穩(wěn)健性的影響模型。Basu的盈余—股票報酬關系模型（如模型3所示）在現(xiàn)有實證研究中的應用最為廣泛，并且具有較強的可靠性和顯著的比較優(yōu)勢[12]。本文擬以該模型為基礎來檢驗管理者過度自信對上市公司條件會計穩(wěn)健性的影響。具體模型如下：

其中：EPSi，t表示i公司t年度的每股收益；Pi，t-1表示i公司t-1年年末的股票收盤價；RETi，t表示i公司t年度考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票報酬率；DRi，t為虛擬變量，當 RETi，t＜0 時為 1，否則為 0。在該模型中，金額為正的RETi，t表示“好消息”，金額為負的RETi，t表示“壞消息”。β3代表了企業(yè)在確認“壞消息”時較之確認“好消息”時的增量及時性，因而可以用β3是否顯著為正來檢驗會計穩(wěn)健性程度。

為檢驗假設2和假設4，考察管理者過度自信對上市公司條件會計穩(wěn)健性的影響，以及經(jīng)營環(huán)境對條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響，本文在模型3中加入管理者過度自信變量OVERCONi，t及其他相關控制變量（如表1所示）構造模型4，并分別運用全樣本和以經(jīng)營環(huán)境分組后得到的子樣本進行回歸分析。模型4具體如下：

交乘項DRi，t×RETi，t×OVERCONi，t的系數(shù)β4是關鍵考察指標，它測量會計盈余對“壞消息”的反應速度因受管理者過度自信的影響而產(chǎn)生的增量。若β4大于零，則上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關；反之，則上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信負相關。

（二）變量界定

1.會計穩(wěn)健性的衡量。在模型構建的過程中已經(jīng)明確了會計穩(wěn)健性的衡量方法，即以凈資產(chǎn)賬面市值比模型考察非條件會計穩(wěn)健性、以盈余—股票報酬關系模型考察條件會計穩(wěn)健性，此處不再加以贅述。

2.管理者過度自信的衡量。管理者過度自信作為一種心理行為偏差，很難對其進行直接度量，這也是管理者過度自信的理論研究領先于實證分析的原因之一?，F(xiàn)有研究所采用的主要度量方式如下：以管理者持股變動度量；以盈余預測的偏差度量；以資本支出度量；以管理者的相對薪資水平度量；以主流媒體評價度量；以企業(yè)景氣指數(shù)或消費者的情緒指數(shù)度量；以管理者自身的特征度量。以上方法（不包括以管理者持股變動度量管理者過度自信）均存在不足之處：上司公司盈利預測偏差數(shù)據(jù)不夠完整，會明顯縮減樣本量；管理者的薪酬比例雖然能對其過度自信心理產(chǎn)生刺激作用，但并不能完全表征過度自信；國內(nèi)媒體很少公開對管理者做出評價，且不排除已發(fā)表的媒體評價具有較強個人主觀色彩的可能，缺乏足夠的權威性和可靠性；企業(yè)景氣指數(shù)的可獲得性雖較強，但綜合性極高，體現(xiàn)的是特定行業(yè)內(nèi)部企業(yè)家的整體信心程度，難以有效表征上市公司管理者個體對企業(yè)前景的信心指數(shù)；管理者本身的特征雖然能對其過度自信心理產(chǎn)生影響，但用其來直接度量管理者是否過度自信也不具說服力。綜合前人的研究，充分考慮數(shù)據(jù)的客觀性、可獲得性以及度量方法的合理性，本文以管理者持股變化情況作為管理者過度自信的替代變量。具體方法是將上市公司股票價格的漲幅與股票價格指數(shù)的漲幅進行比較，若前者的漲幅低于后者，并且管理者當年的持股數(shù)并未增加，則判定管理者是非過度自信的；反之，若管理者增持股票，則判定其具有過度自信心理。管理者增持股票的動機是提高自身經(jīng)濟利益，其在公司股票漲幅低于股票價格指數(shù)漲幅的情況下，仍然選擇增加股票持有數(shù)量，表明其認為自身的經(jīng)營管理將提高公司的股票價格，可見，該方法能較為直接地表征過度自信。具體公式如下：

其中：Si，t表示i公司t年年末管理者持有的股票數(shù)；Pi，t表示i公司t年年末的股票收盤價；Indexi，t表示i公司所屬證券交易所t年年末A股價格指數(shù)的收盤值。

3.控制變量的選取。本文在模型中加入的控制變量為：公司規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、第一大股東持股比例（TOP1）、經(jīng)營狀況（CFS）。此外，模型中還加入了行業(yè)（INDUS）和年份（YEAR）兩個虛擬變量，以控制不同行業(yè)和年度對會計穩(wěn)健性的影響。變量名稱及其定義如表1所示。

表1 變量名稱和變量定義

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選擇滬深兩市A股上市公司2013～2016年的財務和股票交易數(shù)據(jù)作為研究對象。將樣本期間確定為這一時間段主要是基于以下考慮：①消除經(jīng)營環(huán)境總體評分波動影響，該評分在2008年之后出現(xiàn)了下降，而在2012年之后有明顯上升；②采用盈余—股票報酬關系模型衡量會計穩(wěn)健性、采用管理者持股變化情況衡量管理者過度自信涉及樣本數(shù)據(jù)滯后一期的處理。本文的數(shù)據(jù)來源如下：①模型變量的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安信息技術有限公司的CSMAR數(shù)據(jù)庫；②經(jīng)營環(huán)境指數(shù)數(shù)據(jù)來源于王小魯、余靜文和樊綱的《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告》中編制的各省份企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)總體評分表。

本文對下列樣本數(shù)據(jù)進行了剔除：①金融行業(yè)樣本，因為該類公司適用特殊的會計準則，其財務報表與其他行業(yè)的財務報表具有明顯的差異，導致相關數(shù)據(jù)和指標的可比性不足。②ST樣本，因為該類公司的財務狀況具有特殊性，對此類樣本進行刪除也是為了消除可能的盈余管理影響。③同時發(fā)行B股、H股的樣本，因為該類公司的信息披露應遵循特定的要求。④當年IPO的樣本，因為IPO當年盈余的可能異動會影響到研究結論。⑤關鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本，對該類樣本進行剔除以保證數(shù)據(jù)的完整性。此外，為了排除異常值的干擾，對主要連續(xù)型變量在上下1%處進行了縮尾處理。

經(jīng)過以上篩選，本文最終得到的樣本企業(yè)為2183家，共計6854個觀測值。其中2013～2016年的有效樣本數(shù)量分別為1236、1585、1961、2072個。

四、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要研究變量的描述性統(tǒng)計結果。經(jīng)過樣本篩選，模型2中所有變量的樣本觀測值均為6854個，而模型4中EPS/P、RET和DR變量由于數(shù)據(jù)值缺失，其樣本觀測值均只有6008個。

表2 主要研究變量的描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，BTM的均值為0.4400，即我國滬深兩市的A股上市公司整體的凈資產(chǎn)賬面價值遠小于其市場價值，這表明我國上市公司的會計信息普遍具有非條件穩(wěn)健性。OVERCON的均值為0.2056，說明樣本上市公司中20.56%的管理者具有過度自信傾向。RET平均值為6.42%，說明樣本上市公司在研究期間的總體回報率為正，中位數(shù)為-2.24%，表明超過半數(shù)的上市公司年股票收益率為負，這從DR的中位數(shù)為1可以得到印證。但RET標準差為0.4250，其波動幅度超過BTM和EPS/P，前者的標準差為0.2590，后者的標準差為0.0373。SIZE的最小值為16.52，最大值為27.39，平均值為21.77，表明樣本上市公司的規(guī)?？傮w上滿足正態(tài)分布。ROA的平均值為4.16%。TOP1的平均值為0.3600，表明第一大股東的平均持股比例為36.00%。CFS的平均值為0.0647，即經(jīng)營現(xiàn)金凈流量與營業(yè)收入的比率為6.47%。

（二）回歸分析

1.管理者過度自信對非條件會計穩(wěn)健性的影響分析。運用模型2進行多元回歸的結果如表3所示。

表3 非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信的回歸結果

從表3可以看出，主要解釋變量OVERCON的回歸系數(shù)α1為-0.0152，T值為-2.600，在1%的水平上顯著為負。說明在控制其他因素之后，管理者過度自信時，BTM越小，非條件會計穩(wěn)健性越強，這與李四海、湯雨晴和宋獻中[11]的研究結論一致。雖然管理者過度自信的心理偏好似乎正好與非條件會計穩(wěn)健性的要求相悖，但是值得注意的是，認為這兩者可能存在負相關關系的猜想是基于“會計準則的規(guī)定賦予了管理者較大自主選擇權”這一前提的。我國現(xiàn)行的企業(yè)會計準則對會計信息質(zhì)量的要求有所提高，管理者在對資產(chǎn)和負債進行初始確認時，其對會計處理方法的選擇會受到更強的約束，即會計準則會對管理者的主觀心理偏好做出限制。加之過度自信的管理者會高估未來的償債能力并增加負債融資，而負債比率的提高會引發(fā)債權人對企業(yè)會計信息穩(wěn)健性的更高要求。此外，如果過度自信的管理者在資產(chǎn)、負債初始確認之時采用了不穩(wěn)健的會計政策，將來一旦出現(xiàn)“壞消息”，將需比初始確認時更為穩(wěn)健的上市公司承擔更多的損失，即過度自信行為成本。綜上所述，在會計管制、債權治理效應以及管理者過度自信成本的共同作用下，過度自信的管理者會提高財務報告的非條件會計穩(wěn)健性。

通過上述回歸結果分析可以得出：上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關，從而驗證了研究假設1。

2.管理者過度自信對條件會計穩(wěn)健性的影響分析。運用模型4進行多元回歸的結果如表4所示。

表4 條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信的回歸結果

表4顯示，模型4中DR×RET的系數(shù)為0.4990，在1%的水平上顯著，表明我國上市公司的會計信息普遍具有條件穩(wěn)健性。DR×RET×OVERCON的系數(shù)β4為0.0179，T值為3.260，在1%的水平上顯著為正，可見管理者過度自信顯著加快了會計盈余對“壞消息”較“好消息”的反應速度，條件會計穩(wěn)健性增強。其原因除了會計管制的約束和債權人對穩(wěn)健性的需求，還在于過度自信的管理者具有不愿意進行現(xiàn)金股利分配的動機，為了避免引起大股東的反感情緒，會及時確認費用并高估費用、延遲確認收入并低估收入。此外，條件會計穩(wěn)健性與上市公司規(guī)模仍在1%的水平上顯著負相關；上市公司的盈利能力越強，條件會計穩(wěn)健性越弱，這與國外學者的研究結論正好相反，表明盈利能力對于條件穩(wěn)健性的解釋作用在不同的制度環(huán)境下有所差異。條件會計穩(wěn)健性與第一大股東持股比例正相關，但并不顯著，與經(jīng)營狀況的回歸系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著。

表4的結果為假設2提供了實證支持，且可以判定上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關。

3.經(jīng)營環(huán)境對非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響分析。上述研究均是基于全樣本進行的實證檢驗，接下來本文將全樣本按照上市公司所處省份的經(jīng)營環(huán)境指數(shù)的高低劃分成兩個子樣本，以考察不同的經(jīng)營環(huán)境對會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響。具體做法是以經(jīng)營環(huán)境指數(shù)得分的中位數(shù)為劃分依據(jù)，將處于中位數(shù)以上的公司樣本和處于中位數(shù)以下的公司樣本再次運用模型2和模型4進行檢驗。運用模型2進行多元回歸的結果如表5所示。

表5顯示，在經(jīng)營環(huán)境指數(shù)高的子樣本里，主要解釋變量OVERCON的回歸系數(shù)α1為-0.0175，T值為-2.040，在5%的水平上顯著為負。上述結果再次證實上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關，與表3顯示的結果相符。在經(jīng)營環(huán)境指數(shù)低的子樣本里，主要解釋變量OVERCON的回歸系數(shù)α1為-0.0155，T值為-2.030，在5%的水平上顯著為負，該回歸結果同樣驗證了假設1。通過比較兩組樣本的α1系數(shù)的大小可以看出，同經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司相比，經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的上市公司的非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信之間的正相關關系更強，即假設3得到了驗證。原因在于，在經(jīng)營環(huán)境相對較好的地區(qū)，貨幣和信貸政策相對寬松，過度自信的管理者能選擇的負債融資比例會更高，債權人對穩(wěn)健性的要求更高；由于法制環(huán)境更為健全，尤其是會計管制更為規(guī)范，訴訟成本較低、執(zhí)法情況較好，且管理者過度自信行為成本更高，使得管理者在初始確認時采用穩(wěn)健的會計方法。

表5 不同經(jīng)營環(huán)境下非條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信的回歸結果

4.經(jīng)營環(huán)境對條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信關系的影響分析。運用模型4進行多元回歸的結果如表6所示。

表6 不同經(jīng)營環(huán)境下條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信的回歸結果

表6顯示，兩組子樣本的回歸結果中，DR×RET的回歸系數(shù)β3均在1%的水平上顯著為正，再次表明我國上市公司的財務報告存在條件穩(wěn)健性。在經(jīng)營環(huán)境指數(shù)高的子樣本里，DR×RET×OVERCON的系數(shù)β4為0.0198，T值為2.330，在5%的水平上顯著為正。上述結果再次驗證了管理者過度自信會顯著加快會計盈余對“壞消息”較“好消息”的反應速度，條件會計穩(wěn)健性增強。在經(jīng)營環(huán)境指數(shù)低的子樣本里，DR×RET×OVERCON的系數(shù)β4為0.0170，T值為2.340，在5%的水平上顯著為負，同樣驗證了假設2，即上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信相關。通過比較兩組樣本的β4系數(shù)的大小，可以驗證假設4，并且同經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司相比，經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的上市公司的條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信之間的正相關關系更強。原因在于，在經(jīng)營環(huán)境相對較好的地區(qū)，會計管制更加規(guī)范和嚴格，限制了管理者過度自信可能對會計穩(wěn)健性造成的不利影響；企業(yè)負債融資的比例更高，債權人對穩(wěn)健性的需求更大；投資項目更加豐富，過度自信管理者更傾向于減少現(xiàn)金股利，進而及時確認費用并高估費用、延遲確認收入并低估收入。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為使得本文的結論更具說服力，接下來進行穩(wěn)健性檢驗，包括：采用滯后一期的控制變量數(shù)據(jù)；刪除資產(chǎn)收益率低于虧損公司資產(chǎn)收益率中位數(shù)的公司樣本，重新進行回歸分析。

考慮到控制變量對會計穩(wěn)健性的影響可能存在滯后效應，本文參考李四海等[11]的做法，在穩(wěn)健性檢驗中采用滯后一期的控制變量數(shù)據(jù)重新對模型進行多元回歸分析。結果顯示：本文假設1和假設3的結論仍然成立，但未得到支持假設2和假設4的顯著性結果。

由于會計穩(wěn)健性可能是虧損公司“洗大澡”導致的一種假象，本文刪除資產(chǎn)收益率低于虧損公司的資產(chǎn)收益率中位數(shù)（-0.0456）的公司樣本，再次進行多元回歸分析，以消除虧損公司管理者的盈余操縱可能對本研究結論造成的影響。得出的結果與前文相同，故本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文主要的研究結論包括：

上市公司的非條件會計穩(wěn)健性、條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信均存在正相關關系。有限理性和控制幻覺偏差使得上市公司的管理者易于表現(xiàn)出過度自信，自利歸因則對該心理特征起到強化作用。此外，我國傳統(tǒng)文化中存在著“君君臣臣”思想，加之上市公司缺乏行之有效的權力約束機制，使得管理者過度自信的程度愈發(fā)加大。雖然管理者過度自信的心理偏好似乎與會計穩(wěn)健性的要求相悖，但是實證結果表明兩者正相關，其原因主要有以下幾點：第一，會計管制要求管理者自覺承擔財務信息的披露責任，嚴格執(zhí)行企業(yè)會計準則，并保證財務信息的質(zhì)量，對過度自信的管理者起到了威懾作用，防止其因心理偏差對會計穩(wěn)健性造成損害。第二，由于低估上市公司的融資風險，過度自信的管理者可能會選擇激進的負債融資政策，而債務的治理效應強化了對會計穩(wěn)健性的需求。第三，過度自信行為成本的存在使得過度自信的管理者同樣愿意保持會計信息的非條件會計穩(wěn)健性。如果對資產(chǎn)、負債的初始確認不夠穩(wěn)健，之后一旦出現(xiàn)“壞消息”，過度自信的管理者將必須承擔額外的損失，即管理者過度自信成本。第四，過度自信的管理者可能會因高估項目的價值而進行過度投資，投資于現(xiàn)金凈流量小于零的項目。為了順利實行低股利政策以獲取投資所需現(xiàn)金流，管理者會及時確認費用并高估費用、延遲確認收入并低估收入，增強了條件會計穩(wěn)健性。

同經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司相比，經(jīng)營環(huán)境相對較好地區(qū)的上市公司的非條件會計穩(wěn)健性、條件會計穩(wěn)健性與管理者過度自信之間的正相關關系更強。管理者在日常交流和接洽中易被其他管理者的看好情緒所影響和感染，會導致過度自信心理的產(chǎn)生。受自利歸因傾向的影響，過度自信的管理者可能將穩(wěn)定的銀企關系以及較高的盈利水平視作其戰(zhàn)略規(guī)劃能力、領導力和決策力的體現(xiàn)，而忽視了經(jīng)營環(huán)境的推動作用，越發(fā)過度自信。此外，在經(jīng)營環(huán)境相對較好的地區(qū)，信貸政策更加寬松，過度自信的管理者所選擇的負債融資比例會更高，債權人對穩(wěn)健性的要求更高；會計管制更加規(guī)范，限制了管理者過度自信對會計穩(wěn)健性的不利影響；過度自信行為成本更高，使得管理者在初始確認時采用更為穩(wěn)健的會計方法；投資項目更加豐富，過度自信管理者更傾向于減少現(xiàn)金股利以滿足投資項目的需要，進而及時確認費用并高估費用、延遲確認收入并低估收入。這些因素的共同作用使得該地區(qū)上市公司的會計穩(wěn)健性與管理者過度自信的正相關性要強于經(jīng)營環(huán)境相對較差地區(qū)的上市公司。

（二）政策建議

會計穩(wěn)健性對于股東和債權人意義重大，它改善了企業(yè)契約（薪酬契約和債務契約）以及公司治理的有效性。適度的會計穩(wěn)健性水平有利于維護股東、債權人的利益。本文的研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信這一非理性心理偏好不僅不會損害企業(yè)的會計穩(wěn)健性，反而能起到加強作用。因此本文建議：首先，要識別管理者是否存在過度自信傾向；其次，如果發(fā)現(xiàn)管理者表現(xiàn)出過度自信，要特別關注上述可能導致會計穩(wěn)健性與管理者過度自信正相關結果的因素，以充分發(fā)揮管理者過度自信增強會計穩(wěn)健性的積極作用，同時弱化其可能損害會計穩(wěn)健性的消極作用。

1.識別管理者的過度自信傾向。聘用、考核管理者時，充分考慮管理者是否存在過度自信傾向。上市公司在選拔人才時，受信息不對稱的影響，無法準確、全面地掌握每位應聘人員的情況。已有研究指出，管理者在具備某些特征時，更容易過度自信。這些特征主要有：理工科的專業(yè)背景、出生于嬰兒潮時期、總經(jīng)理董事長兩職兼任、專業(yè)技能多樣化、較低的學歷、較小的年齡以及男性等。此外，根據(jù)姜付秀、張敏、陸正飛等[2]的研究可知，君臣思想也會刺激管理者產(chǎn)生過度自信心理。因此，在聘用、考核管理者時，企業(yè)可將上述因素進行分類和量化并據(jù)此設計出合理的評價體系，用來判斷管理者是否具有過度自信傾向，綜合設計用人制度。

2.加強會計管制。完善的企業(yè)會計準則是提高會計信息質(zhì)量的基礎和前提。準則對于會計穩(wěn)健性的強制性要求能對過度自信管理者的行為進行有效制約，防止其心理偏差損害會計信息質(zhì)量，這顯然符合成本效益原則。尤其是在經(jīng)營環(huán)境相對較好時，會計管制對于過度自信管理者的威懾作用更大。我國的會計制度歷經(jīng)數(shù)次變遷，其中，在1993～2005年的會計改革期間，會計制度（準則）逐步強化了會計穩(wěn)健性原則的運用。雖然在2006年的會計制度改革中，為了實現(xiàn)與國際財務報告準則的全面趨同而顯著擴大了公允價值計量屬性的運用空間，但會計人員在對經(jīng)濟交易與事項予以確認、計量和報告的過程中仍應秉持穩(wěn)健性原則。目前，我國對于投資者的保護力度不夠大，為了弱化過度自信的消極影響，應切實貫徹會計準則對于會計穩(wěn)健性的相關規(guī)定，使管理者充分意識到其在選擇會計政策的過程中遵循相應準則的必要性，在準則允許的范圍內(nèi)進行適度的自主選擇。與此同時，還應完善與企業(yè)會計準則相配套的法律法規(guī)并建立有效的執(zhí)行機制，以確保企業(yè)會計準則體系的實施能夠切實有效地提高企業(yè)會計信息質(zhì)量。

3.發(fā)揮債務融資的治理效應。債務契約是一種典型的公司契約，但該契約本身是不完全的。為了及時發(fā)現(xiàn)管理者的違約行為，提高資金安全系數(shù)，債權人要求管理者保持會計信息的穩(wěn)健性。提高債務的比重，能夠增加債權人對管理者的約束，發(fā)揮公司治理的作用。但是，我國的債務融資市場目前尚未實現(xiàn)完全的市場化，長期借款融資仍然以關系型貸款為主。為了充分發(fā)揮融資約束的作用，強化管理者過度自信對上市公司會計穩(wěn)健性的積極影響，政府部門應采取如下措施：一是拓寬債務融資的渠道，以期緩解以中小企業(yè)為代表的企業(yè)融資難的問題，如進一步完善中小企業(yè)融資的信用擔保體系、引導中小企業(yè)不斷提升自身的綜合競爭力與承貸能力等，為我國企業(yè)創(chuàng)造一個良好的外部融資環(huán)境；二是加強銀行對貸款（尤其是長期貸款）的風險控制，盡量減少不良貸款損失，有效防范金融風險。

4.改善薪酬契約。正如前文所述，管理者過度自信可能降低條件會計穩(wěn)健性的原因之一是：過度自信的管理者為了彌補自己前期的不當投資決策和應對業(yè)績考核的監(jiān)管壓力，可能及時確認收入并予以高估、延遲確認費用并予以低估。因此，為了激勵和督促管理者將股東利益最大化作為經(jīng)營決策的首要目標，上市公司應當制定和推行一套完備的薪酬契約。比如，適當減少基于報告盈余的薪酬激勵比重，而向基于股權激勵的長期激勵傾斜。雖然前者可能有利于股東快速對管理者當期的經(jīng)營成果做出評定，但當盈余數(shù)字與薪酬契約中的既定要求有差距時，管理者有動機實施利潤操縱行為，以確保自己的經(jīng)濟利益免受損害。后者才能使管理者利益與股東利益在一定程度上趨于一致，切實降低兩者之間的利益分離程度，減少高管為調(diào)整報告期的盈余數(shù)字而及時確認收入、延遲確認費用的短視行為。

[1]郝穎，劉星，林朝南.我國上市公司高管人員過度自信與投資決策的實證研究[J].中國管理科學，2005（5）.

[2]姜付秀，張敏，陸正飛等.管理者過度自信、企業(yè)擴張與財務困境[J].經(jīng)濟研究，2009（1）.

[3]Deshmukh S.，Goel A.M.，Howe K.M..CEO Overconfidence and Dividend Policy[ J].Journal of Financial Intermediation，2013（3）.

[4]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過度自信與企業(yè)激進負債行為[J].管理世界，2006（8）.

[5]江偉，黎文靖.董事會獨立性、管理者過度自信與資本結構決策[J].山西財經(jīng)大學學報，2009（9）.

[6]劉鳳委，汪揚.公司治理機制對會計穩(wěn)健性影響之實證研究[J].上海立信會計學院學報，2006（3）.

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

[8]Ben-David I.，Graham J.R.，Harvey C.R..Managerial Overconfidence and Corporate Policy[D].Chicago： AFA 2007ChicagoMeeting Paper，2007.

[9]Heaton J.B..Managerial Optimism and Corporate Finance[J].Financial Management，2002（2）.

[10]孫光國，趙健宇.產(chǎn)權性質(zhì)差異、管理者過度自信與會計穩(wěn)健性[J].會計研究，2014（5）.

[11]李四海，湯雨晴，宋獻中.管理者過度自信與會計穩(wěn)健性研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].投資研究，2014（10）.

[12]張兆國，劉永麗，李庚秦.會計穩(wěn)健性計量方法的比較與選擇——基于相關性和可靠性的實證研究[J].會計研究，2012（2）.