朱 悅

（上海工程技術(shù)大學 管理學院，上海 201620）

一、引言

基于現(xiàn)代公司制衍生出的委托代理關(guān)系造成了所有者與管理者之間的信息不對稱，根據(jù)信號傳遞理論，處于信息劣勢方的所有者傾向于通過盈余信息來鑒別管理者的能力。管理者為了職業(yè)前景、薪資報酬等私人利益會采取盈余管理的方式粉飾財務信息，其中，最常見的盈余管理方式就包括應計盈余管理和真實盈余管理，以往對各類盈余管理的研究大多是基于理性人這一假設進行實證分析，然而，決策的主體——高管并非完全理性人，高管的性格特征和風險偏好往往會影響企業(yè)的各類經(jīng)營決策[1]。

過度自信實際上是一個心理學術(shù)語，這種心理表現(xiàn)為高估自己的實際水平，只相信自己的決策判斷[2]，公司高管大都年齡偏大，有很豐富的職場經(jīng)驗，社會地位較高，屬于過度自信“重災人群”。過度自信的高管更傾向于制定超出自己能力范圍內(nèi)的盈余目標以證明自己的才能和價值，而超出實際的盈余管理目標很大可能無法實現(xiàn)，高管為了達到盈利目標、維持薪資報酬及職業(yè)評價，會采取一系列的措施進行盈余管理，粉飾盈余的波動性，彌合與預測盈余水平的差距。尤其當經(jīng)營環(huán)境不確定性較高時，外界環(huán)境的不可預測性使高管的戰(zhàn)略制定和經(jīng)營決策更加艱難，很容易由于決策失誤造成更大的盈余波動，此時高管進行盈余管理掩蓋不良決策的動機會愈發(fā)明顯。同時，在環(huán)境不確定性較高的情況下，企業(yè)會面臨更為嚴苛的外界監(jiān)管，因此，相對于應計盈余管理，高管可能更傾向于使用較為隱蔽的真實盈余管理。由于我國的社會環(huán)境和制度背景，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同也可能具有差別影響。由此，本文以2013—2017 年滬深A 股上市公司為樣本，以高管心理特征為研究視角，考慮到上市公司的異質(zhì)性，通過實證檢驗高管過度自信與盈余管理之間的相關(guān)關(guān)系，并檢驗不同環(huán)境不確定性程度對兩者關(guān)系的影響。

二、文獻綜述及研究假設

（一）高管過度自信與盈余管理

近年來，隨著行為金融學與公司治理相關(guān)研究的不斷融合滲透，基于高管個人特征對盈余管理影響的相關(guān)研究逐漸興起。已有學者提出高管過度自信會導致盈余管理行為[3]，但大部分文獻仍局限于應計盈余管理，對真實盈余管理的探討較少。行為金融學表明，決策主體也就是高管并不是完全理性的，性格、偏好、對信息的接收度和解讀的差異都會影響決策，Cooper 等（1988）[4]研究表明，過度自信是高管普遍存在的心理傾向。一方面，過度自信的管理者往往會高估自己的能力并對企業(yè)發(fā)展走勢持樂觀態(tài)度，葉玲和王亞星（2013）[5]認為，過度自信的管理者容易做出非理性決策，引起企業(yè)盈余波動甚至陷入財務困境，管理者為了實現(xiàn)其預測的盈余水平或是掩蓋由于預測偏差帶來的損失，會通過盈余管理進行調(diào)節(jié)；另一方面，盈余管理的主要動機之一是債務契約動機[6]，余明桂等（2006）[7]研究發(fā)現(xiàn)過度自信的高管更容易進行過度投資，從而導致自有資金無法滿足投資需求，高管不得不采用激進的負債融資策略，無論是避免發(fā)生債務違約還是改善財務信息取得債務融資，高管都存在動機進行盈余管理?；谏鲜龇治觯岢黾僭OH1：

H1：高管過度自信與盈余管理正相關(guān)。

（二）環(huán)境不確定性與盈余管理

申慧慧（2010）[8]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境不確定性較高時，企業(yè)盈余將會受到影響，高管為了不影響其業(yè)績表現(xiàn)和薪酬評價，通常會進行盈余管理粉飾盈余波動。由信號傳遞理論可知，管理者掌握了更多更有效的信息，而環(huán)境不確定性程度的提高，加大了信息的不對稱[9]，從而管理者的信息優(yōu)勢更加明顯，擁有了更大的操縱盈余的空間，外部信息使用者也會由于信息不對稱滋生的機會主義而質(zhì)疑管理者提供的財務信息，這也意味著企業(yè)將面臨更加嚴格的外部監(jiān)管和審查。而真實盈余管理主要是通過改變交易的時間、平滑前后期的收入或費用、有目的地進行投融資活動等真實交易行為影響盈余信息，其手法更為隱蔽，同時由于應計盈余管理是通過選用不同的會計政策、會計計量的方法，成本雖低但很容易被發(fā)現(xiàn)，因此高管往往傾向于采用更為隱蔽的真實盈余管理?；谏鲜龇治?，提出假設H2：

H2：其他條件相同的情況下，相對于應計盈余管理，真實盈余管理與環(huán)境不確定性的正相關(guān)關(guān)系更敏感。

（三）高管過度自信、環(huán)境不確定性與盈余管理

國外學者Kren（1992）[10]發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境不確定性較大的情況下，公司實際盈余水平與預期可能會產(chǎn)生很大差異，這就要求高管能夠冷靜分析原因，做出客觀有效的經(jīng)營決策來應對盈余波動從而平穩(wěn)公司業(yè)績。然而，過度自信的高管由于盲目自信導致預測性較差，決策缺乏穩(wěn)健性，企業(yè)業(yè)績波動較大，由于盈余波動性給外界投資者傳遞了公司經(jīng)營不穩(wěn)定的信息，可能導致投資者撤出股市，債權(quán)人撤掉投資等一系列連鎖反應，進一步使公司陷入資金周轉(zhuǎn)困難甚至無法持續(xù)經(jīng)營的窘境[11]。這些都會迫使高管為了職業(yè)前途進行更大程度的盈余管理，利用自身的信息優(yōu)勢向利益相關(guān)者傳遞虛假信息，隱瞞業(yè)績真相，用障眼法將盈余信息“拯救”到“正常水平”[12]。因此，在環(huán)境不確定性程度較高時，高管過度自信可能會對盈余管理程度產(chǎn)生正向加強效應。此外，由于環(huán)境不確定性程度較高的情況下外界監(jiān)管更加嚴格，高管會更傾向于采用真實盈余管理方式?；谏鲜龇治?，提出假設H3：

H3：較高程度的環(huán)境不確定性增強了高管過度自信與真實盈余管理程度的正相關(guān)關(guān)系。

考慮到我國的經(jīng)濟體制和企業(yè)經(jīng)濟性質(zhì)，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)、經(jīng)營目標和面臨的外部環(huán)境也存在顯著不同，國有企業(yè)是政府參與和干預宏觀經(jīng)濟的手段，除了保持自身盈利增長以外，還需要額外承擔政治任務，如緩解就業(yè)壓力、維穩(wěn)經(jīng)濟等[13]。因此，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在政策、財務上會獲得更多的政府支持，在面臨環(huán)境不確定性程度較高的情況下，非國有企業(yè)因為缺乏政府支持更可能陷入資金周轉(zhuǎn)困難、企業(yè)業(yè)績波動大等財務困境。此外，由于國有企業(yè)對高管的選拔機制更多地受到政府人事部門和黨組織部門的影響，職位的任免并不只是以高管的業(yè)務能力為唯一標準，經(jīng)濟目標不是其唯一追求[14]，因此，高管過度自信心理對盈余管理的影響在國有企業(yè)中被削弱，當環(huán)境不確定性較高時，過度自信的非國有企業(yè)高管更有動機為了自身利益進行盈余管理?；谏鲜龇治觯岢黾僭OH4：

假設H4：在較高程度的環(huán)境不確定性下，非國有企業(yè)管理者過度自信和盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系大于國有企業(yè)。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

為了保證回歸分析的可靠性，本文通過參考國內(nèi)外相關(guān)文獻選取了2013—2017 年滬深A 股上市公司為研究對象，盈余指標的計算需要前一期數(shù)據(jù)，因此在計算盈余管理指標時采用2012—2017年數(shù)據(jù)，并對原始數(shù)據(jù)做了以下篩選：（1）剔除ST 公司；（2）剔除證監(jiān)會2012 版行業(yè)分類中金融類公司；（3）剔除研究期間變量數(shù)據(jù)缺失的公司，為了消除異常值的影響，對所有公司特征變量進行了前后1%的縮尾處理，最終得到來自2013—2017 年1 968 家上市公司的7 356 個有效樣本。文中數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理和實證分析均使用stata 22.0軟件完成。

（二）變量定義

1.被解釋變量—盈余管理

本文將盈余管理分為應計盈余管理和真實盈余管理。為了度量絕對的盈余管理程度，避免正負抵消的影響，對兩者均取絕對值處理。

（1）應計盈余管理。對于應計盈余管理程度，本文采用修正的Jones 模型計量[15]。

（2）真實盈余管理。真實盈余管理程度的計量參考了Roychowdhury（2006）[16]的實證方法，通過建立銷售操縱、費用操縱和生產(chǎn)操縱三個單獨模型衡量真實盈余管理程度，對模型分行業(yè)分年度進行回歸，得到企業(yè)正常的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、可操作費用、產(chǎn)品成本，再用企業(yè)的實際值減去預測值，得到企業(yè)的異常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、異常酌情費用和異常產(chǎn)品成本。真實盈余管理程度=異常生產(chǎn)成本-異?，F(xiàn)金流-異常酌情費用。

2.解釋變量

（1）高管過度自信。本文借鑒余明桂等（2013）[17]的研究方法，選取高管性別、年齡、學歷、專業(yè)背景、兩職合一五個具象評價特征刻畫高管過度自信心理，具體指標定義如下：1）性別：若高管性別為男，取值為1，否則為0；2）年齡：當高管年齡小于樣本均值時取值為1，否則為0；3）學歷：當高管教育水平大于或等于本科時取值為1，否則為0；4）當高管無經(jīng)管類專業(yè)背景時取值為1，否則為0；5）兩職合一：當企業(yè)由同一個人擔任董事長和總經(jīng)理時取值為1，否則為0。最后將以上指標得分加總，總分在4及以上的定義為高管過度自信，取值為1，否則為0。

（2）環(huán)境不確定。借鑒申慧慧和吳聯(lián)生（2012）[18]關(guān)于環(huán)境不確定性的指標定義方法，環(huán)境不確定性程度高低的衡量如下：1）用企業(yè)過去五年的異常銷售收入的標準差/過去五年銷售收入平均值，計算出企業(yè)初始的環(huán)境不確定性；2）將1）中得到的環(huán)境不確定性/相同行業(yè)、年度所有樣本公司當年環(huán)境不確定性中位數(shù)，得到行業(yè)調(diào)整后的環(huán)境不確定性，若高于行業(yè)環(huán)境不確定性中位數(shù)，則定義為環(huán)境不確定性較大，賦值為1；若低于或等于行業(yè)環(huán)境不確定性中位數(shù)，則定義為環(huán)境不確定性較低，賦值為0。

3.控制變量

為了加強回歸結(jié)果的準確性，本文在借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻的基礎上選取了總資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、獨立董事比率、審計質(zhì)量及行業(yè)和年度啞變量作為控制變量。各變量定義及說明如表1 所示。

表1 變量說明

（三）模型構(gòu)建

為驗證假設H1，本文基于全樣本構(gòu)建高管過度自信與盈余管理回歸模型（1）：

為驗證假設H2，本文基于全樣本構(gòu)建高管過度自信與盈余管理回歸模型（2）：

為驗證假設H3，本文在模型（1）的基礎上，引入環(huán)境不確定性變量EU，將環(huán)境不確定性變量EU與高管過度自信變量OC 的交互項EU*OC 作為回歸的主要研究變量，基于全樣本構(gòu)建模型（3）：

為了檢驗假設H4，本文將全部樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)來進行分組檢驗，并探究異質(zhì)性給環(huán)境不確定性程度對高管過度自信與盈余管理程度之間的關(guān)系帶來的影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 為本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2 中數(shù)據(jù)可以看出，應計盈余管理程度|DA|最小值為0，最大值為2.444，說明不同公司應計盈余管理程度相差較大，且均值大于中位數(shù)，說明滬深A 股上市公司總體應計盈余管理程度偏低；真實盈余管理程度|REM|最小值為0，最大值為3.094，說明不同公司真實盈余管理程度也相差較大，且均值小于中位數(shù)，說明我國滬深A 股上市公司真實盈余管理程度大多高于平均水平；高管過度自信指標OC均值為0.462，說明我國滬深A 股上市公司管理者自信程度較高；環(huán)境不確定性均值為0.5，中位數(shù)為1，說明滬深A 股上市公司面臨的環(huán)境波動較大。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

表3 報告了被解釋變量、解釋變量和控制變量的pearson 相關(guān)性檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示，應計盈余管理與高管過度自信呈正相關(guān)，且在5%水平上顯著，真實盈余管理與高管過度自信呈正相關(guān)，且在1%水平上顯著，初步驗證假設H1 的正確性。無論是應計盈余管理還是真實盈余管理都在1%水平上與環(huán)境不確定性正相關(guān)，這與本文所提出的假設H2 有所出入，需加入控制變量后經(jīng)回歸分析進一步驗證，此外，ROA、ROE、LEV、SIZE 均與被解釋變量顯著相關(guān)，說明本文控制變量指標選取較為合理。最后，解釋變量以及各控制變量的相關(guān)系數(shù)都明顯小于0.5，由此可認為所構(gòu)建的模型不存在多重共線性問題。

表3 pearson 相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）回歸分析

模型（1）、模型（2）、模型（3）的回歸結(jié)果如表4所示。

從模型（1）的多元回歸結(jié)果可以看出，無論是應計盈余管理|DA|還是真實盈余管理|REM|都與高管過度自信OC 正相關(guān)，且分別在10%水平和5%水平上顯著，驗證了本文提出的假設H1，說明高管過度自信程度越高，企業(yè)盈余管理程度越高。

表4 多元回歸結(jié)果

從模型（2）的多元回歸結(jié)果可以看出，應計盈余管理|DA|對環(huán)境不確定性EU 的相關(guān)系數(shù)為0.007，遠小于真實盈余管理|REM|對環(huán)境不確定性的相關(guān)系數(shù)0.022，說明在環(huán)境不確定的情況下，高管面對更加嚴格的監(jiān)管環(huán)境時會更加謹慎，偏向使用真實盈余管理躲避外部審查，假設H2 得以驗證。

從模型（3）的多元回歸結(jié)果可以看出，應計盈余管理|DA|與交互項EU*OC 呈正相關(guān)，但相關(guān)性不顯著，而真實盈余管理|REM|與交互項EU*OC 呈顯著正相關(guān)，說明在環(huán)境不確定性程度較高的情況下，并沒有加強高管過度自信對應計盈余管理程度的影響，這可能是因為環(huán)境不確定程度較高的情況下，即使是過度自信的高管面對更加嚴苛的審查和監(jiān)管也會非常謹慎地選擇盈余管理方式，真實盈余管理隱蔽性好且易于操作，更符合高管的選擇傾向，假設H3 得以驗證。

為了進一步驗證環(huán)境不確定性對高管過度自信與盈余管理程度的影響，本文將全樣本分為兩個子樣本：環(huán)境不確定性較高組（EU 值為1）與環(huán)境不確定性較低組（EU 值為0）分別以模型（1）進行OLS回歸。由回歸結(jié)果可以看出，環(huán)境不確定性較高組真實盈余管理程度|REM|與高管過度自信OC 呈顯著正相關(guān)，環(huán)境不確定性較低組真實盈余管理程度|REM|與高管過度自信OC 呈負相關(guān)且不顯著，這也進一步驗證了環(huán)境不確定對高管過度自信與盈余管理程度的正向加強效應。

（四）異質(zhì)性檢驗

為了驗證假設H4，本文以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將全樣本分成國有公司和非國有公司兩組，再分別以模型（3）進行OLS 回歸。回歸結(jié)果如表5 所示，國有公司無論是真實盈余管理|REM|還是應計盈余管理|DA|與交互項EU*OC 的系數(shù)均為正但相關(guān)性不顯著，非國有公司真實盈余管理|REM|與交互項EU*OC 在5%水平上呈顯著正相關(guān)，而應計盈余管理與交互項EU*OC 系數(shù)為正但相關(guān)性不顯著，這說明了在環(huán)境不確定程度較高的情況下，非國有公司高管過度自信對盈余管理的影響比國有公司更敏感。

表5 異質(zhì)性檢驗

五、穩(wěn)健性檢驗

為了避免高管過度自信指標由于打分法的主觀性可能造成的回歸結(jié)果誤差，本文選擇高管薪酬的相對比例重新衡量高管過度自信，借鑒了姜付秀等（2009）[1]的做法，用“薪酬數(shù)排名前三的高管薪酬數(shù)加總/ 全部高管的薪酬數(shù)加總”來表示，該值越高，說明管理者過度自信程度越高，并以模型（1）到模型（3）進行回歸分析，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與上文基本一致，模型（3）真實盈余管理|REM|與交互項EU*OC 顯著性有所降低，整體結(jié)論依然穩(wěn)健。

六、結(jié)論與啟示

實證研究發(fā)現(xiàn)，高管過度自信會導致公司盈余管理程度提高；環(huán)境不確定性與盈余管理的正相關(guān)關(guān)系主要體現(xiàn)在真實盈余管理上，外界環(huán)境波動較大的情況下企業(yè)面臨著更為嚴苛的監(jiān)管，高管更傾向于采取更為隱蔽的真實盈余管理方式；環(huán)境不確定性程度較高時，高管過度自信與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系更顯著，進一步研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境不確定性對高管過度自信和盈余管理的正向促進效應更多地出現(xiàn)在非國有企業(yè)。上述結(jié)論在一定程度表明了企業(yè)所有者在聘任高管時應更注重捕捉和把握高管心理特征，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)過度自信高管在盈余管理上表現(xiàn)也有所不同，非國有企業(yè)高管決策更容易激進化，因此對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)改進高管遴選機制，改善盈余管理信息質(zhì)量，完善公司治理結(jié)構(gòu)提供了一定的經(jīng)驗參考和思路。后續(xù)將進一步從深度剖析高管個人特征和細化盈余管理方向等方面進行研究。