會計穩(wěn)健性、管理者過度自信與企業(yè)過度投資

胡國柳，周 遂

（海南大學 經(jīng)濟管理學院，海南 ?？?570228）

一、引 言

隨著行為金融學的發(fā)展與研究的深化，人們在公司治理研究中越來越關(guān)注管理者非理性因素對企業(yè)決策行為的影響。已有研究表明，管理者的非理性心理，尤其是過度自信心理，會導致企業(yè)的各項經(jīng)營決策產(chǎn)生偏差。如Roll［1］發(fā)現(xiàn)，管理者的過度自信心理會導致企業(yè)無價值并購活動的發(fā)生。Heaton［2］通過構(gòu)建投資異化模型發(fā)現(xiàn)，在不同自由現(xiàn)金流約束條件下，管理者的過度自信心理及行為引發(fā)企業(yè)投資扭曲。［3］在我國，由于市場經(jīng)濟仍處于發(fā)展完善的階段，職業(yè)經(jīng)理人市場等公司外部治理機制尚未健全成熟，過度自信的管理者對企業(yè)行為造成的影響可能更為突出。基于投資者保護的角度，我們需要探究是否存在相應的公司治理機制，能夠有效制約管理者過度自信所造成的企業(yè)價值毀損。

會計穩(wěn)健性，即會計謹慎性，是指在會計確認、計量及記錄過程中應當保持謹慎，不得高估資產(chǎn)和收益，低估負債和費用。［4］由于會計穩(wěn)健性要求對收益確認采用更高的標準，從而能夠有效降低契約雙方信息不對稱程度，減少契約摩擦所造成的代理成本增加，因此會計穩(wěn)健性也被視作重要的公司治理機制。已有關(guān)于會計穩(wěn)健性在公司治理中作用的研究，主要集中在其對信息不對稱的消除、外部監(jiān)督作用的發(fā)揮及對企業(yè)融資成本的影響等方面，少有學者考慮其對管理者過度自信引發(fā)企業(yè)決策行為偏差的治理作用。本文的研究目的是期望通過理論與實證分析，探討會計穩(wěn)健性是否能起到對管理者非理性投資決策的治理作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理者過度自信與過度投資

傳統(tǒng)的委托代理理論認為，公司經(jīng)營決策的重要影響因素往往取決于理性管理者的自利心理［5］，管理者在作出決策時總是保持著一致的信念與偏好。然而，金融市場異象的出現(xiàn)及行為金融學的研究表明，管理者并非是完全理性的。教育背景，信息認知等差異會造成管理者在決策時所堅持的信念和偏好出現(xiàn)系統(tǒng)性的偏差，從而表現(xiàn)出過度自信、代表性（representativeness）、錨固行為（anchoring）及損失趨避等行為特征（kahneman）［6］，其中過度自信是表現(xiàn)最為穩(wěn)定的非理性心理。管理者對自身知識能力以及信息掌握程度的過度自我肯定，導致其往往過于樂觀地估計企業(yè)投資決策的收益，而低估投資決策面臨的風險損失［7］，這更容易導致管理者做出企業(yè)擴張投資的決策。同時相較于其他利益相關(guān)者，管理者對企業(yè)經(jīng)營信息的掌握程度更高，這增強了管理 者對企 業(yè)的“控制 幻覺”［8，9］，也 導 致 了 管 理 者 更加熱衷于通過企業(yè)擴張投資來建立企業(yè)帝國。Heaton在考慮到自由現(xiàn)金流對企業(yè)投資行為的制約情況下，認為當企業(yè)存在充裕的自由現(xiàn)金流時，管理者的過度自信心理會加劇企業(yè)的過度投資，反之則會造成企業(yè)投資不足［2］。Malmendier和Tate也發(fā)現(xiàn)管理者的過度自信心理程度越強，企業(yè)投資與現(xiàn)金流的敏感性也越高。［3］

姜付秀等［10］發(fā)現(xiàn)儒家文化的熏陶和我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的特殊國情，是導致我國企業(yè)管理者更容易產(chǎn)生過度自信心理的重要原因。儒家傳統(tǒng)文化的“君君臣臣”思想使得管理者在面臨企業(yè)決策時更強調(diào)自身的絕對權(quán)威，由此形成了管理者在企業(yè)中高高在上的地位，增強了管理者對個人能力“優(yōu)于平均”的盲目樂觀。此外，由于我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的特殊時期，企業(yè)的成功存在著較多的非市場化因素，而管理者可能并未認識到這些因素，往往高估了自身的戰(zhàn)略眼光和經(jīng)營管理能力。以中國上市公司為研究樣本，郝穎［11］發(fā)現(xiàn)，管理者的過度自信心理同企業(yè)投資水平存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且投資的現(xiàn)金流敏感性程度更高。葉蓓和袁建國［12］通過放寬Heaton的研究假設(shè)，確認了企業(yè)投資規(guī)模與現(xiàn)金流正相關(guān)的敏感性關(guān)系，認為管理者的過度自信心理會增加公司投資決策中過度投資發(fā)生的概率。總而言之，由于我國市場化進程尚處于初級階段，投資者保護法律制度不健全以及缺乏足夠的對企業(yè)管理者的監(jiān)督約束機制，管理者往往基于過高估計自身能力的前提下，會做出包含極大風險的企業(yè)擴張投資決策。由此提出本文的假設(shè)1：

H 1：管理者過度自信心理與企業(yè)過度投資正相關(guān)。

在我國，由于銀行對待國有企業(yè)和民營企業(yè)的信貸業(yè)務執(zhí)行著差異化標準，國有企業(yè)比民營企業(yè)更容易從銀行獲得更多的信貸資金［13］。同時在經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變過程中，由于國有企業(yè)承擔著更多的政策性負擔［14］，作為控股股東的政府往往會通過政策支持及財政補貼等手段，以此保證國有企業(yè)在經(jīng)營過程中持有充足的資金。而民營企業(yè)無論是在政府的政策支持還是財政補貼上，都很難獲得與國有企業(yè)同等的地位，這導致了民營企業(yè)在經(jīng)營活動中往往存在著資金鏈緊張的狀況［15］。因此相較于民營企業(yè)，由于可供投資的資金更為充足，國有企業(yè)的管理者過度自信心理可能會更顯著的加劇企業(yè)投資過度狀況。由此提出本文的假設(shè)2：

H 2：同民營企業(yè)相比，國有企業(yè)的管理者過度自信心理對過度投資的影響更為顯著。

（二）會計穩(wěn)健性、管理者過度自信與過度投資

Bushman和Smith［16］認為，企業(yè)投資人與管理者之間的信息不對稱，以及未來現(xiàn)金流的不確定性，是造成企業(yè)在投融資活動中價值損失的主要原因。而穩(wěn)健、高質(zhì)量的會計信息不僅能夠減輕內(nèi)外部利益相關(guān)者的信息不對稱，同時也是準確評估未來現(xiàn)金流規(guī)模的重要基礎(chǔ)［17］。通過緩解各利益相關(guān)方的信息不對稱水平，企業(yè)的外部利益相關(guān)者能夠較為準確地估計企業(yè)盈余增長的預期［18］，從而避免被管理者過度樂觀的盈余預測所誤導。同時，企業(yè)董事會等公司治理機制能夠通過會計穩(wěn)健性的信號作用，對管理者的次優(yōu)投資行為進行有效的監(jiān)管［19］，防止管理者非理性的“企業(yè)帝國建造”行為。Pinnuck和Lillis［20］的研究表明，當企業(yè)由于管理者的非理性投資決策造成企業(yè)價值損失時，會計穩(wěn)健性能夠促使管理者及時糾正錯誤的投資決策，避免非效率投資造成的進一步損失。此外，會計穩(wěn)健性會通過影響企業(yè)獲取外部資本（股權(quán)和債權(quán)資本）的成本，從而形成對企業(yè)自由現(xiàn)金流的約束［17］，進而改善過度自信管理者的非效率投資狀況。

由于會計穩(wěn)健性可看作是公司治理結(jié)構(gòu)不完善時的替代機制，公司股東以及債權(quán)人能夠通過會計穩(wěn)健性，降低與公司經(jīng)營管理層之間的信息不對稱程度，從而防止經(jīng)理層的決策行為背離股東利益及企業(yè)價值最大化的目標。此外，作為一個有效的企業(yè)契約機制，會計穩(wěn)健性在一定程度上糾正了管理層基于自利目的或是非理性思維的決策偏差，有效地約束了公司管理層在重大經(jīng)營投資時的獨斷行為，維護了公司價值［21］。由此提出本文的假設(shè)3：

H 3：會計穩(wěn)健性程度越高，管理者過度自信與企業(yè)過度投資相關(guān)性越弱。

目前，我國市場經(jīng)濟體制仍處于發(fā)展完善時期。在這一特殊的制度環(huán)境背景下，我國的國有企業(yè)普遍存在著內(nèi)部人控制、債務預算軟約束和行政干預等諸多問題，這導致了會計信息的治理作用受到了嚴重制約［22］。龔蜜等［23］認為，之所以國有企業(yè)及其管理者受到的外部監(jiān)督力度較弱，這是由于作為監(jiān)管機構(gòu)的政府往往更為重視企業(yè)經(jīng)營決策所帶來的社會及政治效應，而對國企管理人員的監(jiān)督力度相對不足。同時，銀行信貸資金與政府補貼對國有企業(yè)的支持與傾斜，也降低了會計穩(wěn)健性通過影響企業(yè)融資成本來制約企業(yè)管理者的投資行為的作用［24］。而作為民營企業(yè)，一方面受到的行政干預較小，企業(yè)經(jīng)理人聘用以及企業(yè)經(jīng)營更市場化；另一方面，民營企業(yè)更加依賴融資市場的資金支持。而朱凱等［25］發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)會計信息的穩(wěn)健性水平較大程度決定了企業(yè)從銀行和債務市場獲得的信貸規(guī)模。當企業(yè)存在過度投資時，銀行等金融機構(gòu)能夠通過會計穩(wěn)健性了解企業(yè)面臨的非效率投資風險，從而相應的對企業(yè)的信貸資金進行調(diào)控，約束并緩解企業(yè)投資過度狀況。由此提出本文的假設(shè)4：

H 4：同國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的會計穩(wěn)健性對管理者過度自信導致的過度投資制約更為顯著。

三、變量選擇與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

為避免2007年會計準則變動所導致的會計穩(wěn)健性差異對本文研究結(jié)論的影響，本文選取2007至2010年滬深兩市A股上市公司作為樣本。在研究中，對樣本公司進行了如下的剔除：（1）PT、ST企業(yè)；（2）當年存在IPO或SEO的企業(yè)；（3）金融類上市公司；（4）凈資產(chǎn)為負以及主營業(yè)務收入為零的企業(yè)；（5）相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。最終獲得了4816個觀測值。為了消除異常值對于實證結(jié)果的影響，相關(guān)回歸模型變量均在1%與99%分位數(shù)上進行了WINSORIZE處理。本文相關(guān)數(shù)據(jù)等來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和色諾芬數(shù)據(jù)庫（CCER）。

（二）變量定義及模型設(shè)定

1.管理者過度自信指標的定義

在目前的研究中，關(guān)于如何科學可靠地度量管理者過度自信，尚未達成共識。已有的相關(guān)研究中，學者們提出了多種度量管理者過度自信指標，主要有：CEO 持股狀況［3］、企業(yè)盈利預測偏差［10］、CEO 的相對薪酬、企業(yè)歷史業(yè)績，CEO的媒體評價指數(shù)［26］等。由于我國《公司法》與《證券法》都對公司高層管理者買賣公司股票作出了嚴格規(guī)定，管理者愿意長時間持有并增持企業(yè)股票，說明管理者自身對于企業(yè)未來價值提升的潛力更具信心。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒了郝穎等的方法，采用企業(yè)高層管理者①本文對企業(yè)高管的界定為公司董事長及總經(jīng)理。在其任期內(nèi)持股數(shù)量變動作為衡量過度自信的替代指標。具體的指標衡量標準是指在2007年至2010年之間，管理者持股數(shù)量增加的原因不是因為紅利股和業(yè)績股發(fā)放的，視作管理者過度自信，賦值為1，反之則視作管理者適度自信，賦值為0。

2.過度投資指標的確定

本文借鑒Richardson［27］的預期投資模型來估計公司的投資效率，具體模型如下：

其中CAIE為因變量，本文定義為企業(yè)投資支出同期初資產(chǎn)比。本回歸模型的擬合值即為期望投資規(guī)模。我們將模型回歸所得出的殘差項從大到小排序并等分為四組，其中最大值組為投資過度組，最小值組為投資不足組，投資過度組是本文的主要研究對象。

3.會計穩(wěn)健性指標的定義

為了契合會計穩(wěn)健性的定義，本文擬采用Khan和Watts對Basu反向回歸模型改進后的度量公司年度會計穩(wěn)健性程度的CSCORE法。具體方法如下：

在此模型中：

將（2）、（3）代入（1）中整理可得

根據(jù)CSCORE法定義，EPS為企業(yè)的每股盈余與期初股價之比，將模型（4）進行回歸后得出的系數(shù)代入（2）、（3）即可求出 GSCORE和 CSCORE。其中，CSCORE即為在“壞消息”出現(xiàn)時，企業(yè)會計盈余同股價收益的相關(guān)性相對于對“好消息”出現(xiàn)時的增量。該指標值越大，說明企業(yè)對“壞消息”的確認比“好消息”更為及時，即企業(yè)會計信息的穩(wěn)健性程度越高。因此我們以CSCORE值作為會計穩(wěn)健性的衡量指標值。

4.控制變量

為控制其他變量對研究結(jié)論的影響，本文借鑒其他學者的研究成果，對可能影響本文研究結(jié)論的相關(guān)變量進行了控制，具體變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）回歸模型

本文采用下列模型分析管理者過度自信是否會加劇企業(yè)的過度投資狀況，以及會計穩(wěn)健性所能夠起到的對管理者過度自信的治理作用。

其中，CAIE為投資規(guī)模指標，CONC為會計穩(wěn)健性水平CSCORE值，OC為管理者過度自信指標，Controls為相關(guān)的控制變量?？紤]到研究思路及假設(shè)的關(guān)系，本文的實證研究具體分為兩步進行；首先不考慮會計穩(wěn)健性在模型（Ⅰ）的作用，考察管理者過度自信同企業(yè)過度投資間的關(guān)系，然后將會計穩(wěn)健性指標加入到模型（Ⅰ）中，考察會計穩(wěn)健性對管理者過度自信及其經(jīng)濟后果的治理作用。

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計

如表2所示，管理者過度自信（OC）均值為0.8637，說明在我國上市公司中，管理者普遍存在著過度自信心理；管理者職業(yè)背景（BACK）的均值為0.3104，說明在我國企業(yè)中，擁有從事財務金融工作的經(jīng)歷的高管人員仍然較少；管理者教育學歷（EDU）均值為4.8711，說明我國企業(yè)高管人員的受教育程度仍相對偏低，有進一步提高的空間。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3與表4列出了會計穩(wěn)健性以及無效投資規(guī)模的估計結(jié)果。在1204個過度投資樣本中，國有企業(yè)樣本有947個，民營企業(yè)樣本有257個。如表3和表4所示，國有企業(yè)的期望投資回歸殘差均值為0.0537，顯著大于民營企業(yè)的0.0401，這說明了相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)的投資過度狀況更為普遍與嚴重。

表3 公司年度會計穩(wěn)健性與過度投資變量估計模型

表4 會計穩(wěn)健性指標與過度投資額估計值的描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果

1.管理者過度自信與過度投資的關(guān)系

當我們不考慮會計穩(wěn)健性的治理作用時，模型（Ⅰ）的回歸結(jié)果如表5所示，管理者過度自信（OC）同企業(yè)投資規(guī)模（CAIE）的回歸系數(shù)為0.1275，且在5%的水平上顯著，這說明管理者的過度自信心理顯著加劇企業(yè)的過度投資狀況，這與Heaton等人的研究結(jié)論相一致，從而驗證了假設(shè)H1。

在對全部樣本按最終控制人性質(zhì)劃分為國有企業(yè)組和民營企業(yè)組后，我們對模型（Ⅰ）繼續(xù)在不考慮會計穩(wěn)健性的情況下進行了分組回歸。如表5所示，國有企業(yè)管理者過度自信（OC）與企業(yè)投資規(guī)模（CAIE）的回歸系數(shù)為0.1731（P＜0.05），而民營企業(yè)管理者過度自信（OC）與企業(yè)投資規(guī)模（CAIE）的回歸系數(shù)為0.1215（P＜0.05），從而說明在國有企業(yè)中，管理者的過度自信心理對投資規(guī)模的影響作用顯著高于民營企業(yè)的管理者，這也符合假設(shè)H2的預期。

表5 不考慮會計穩(wěn)健性的模型回歸結(jié)果

2.會計穩(wěn)健性，管理者過度自信與投資過度的關(guān)系

在對管理者過度自信與投資過度進行實證研究的基礎(chǔ)上，我們將會計穩(wěn)健性這一治理因素引入到模型（Ⅰ）中，表6報告了相應的回歸結(jié)果。如表6所示，當不考慮控制變量時，全樣本組、國有企業(yè)組和民營企業(yè)組的會計穩(wěn)健性程度（CONC）與投資規(guī)模（CAIE）之間的回歸系數(shù)分別為-0.0637、-0.0493和-0.0719，且都在1%的水平上顯著，說明了會計穩(wěn)健性確實能夠緩解企業(yè)的過度投資狀況。同時我們發(fā)現(xiàn)各分組樣本中，交乘項（CONC＊OC）同企業(yè)投資規(guī)模（CAIE）呈顯著負相關(guān)關(guān)系（-0.0418、-0.0207、-0.0429，P＜0.01）。這說明當企業(yè)高管存在過度自信心理時（OC=1），會計穩(wěn)健性程度較高的企業(yè)能夠有效地消減投資規(guī)模，克服企業(yè)的投資過度狀況，從而驗證了本文的假設(shè)H2。

表6 考慮會計穩(wěn)健性的模型回歸結(jié)果

同時對比各樣本的模型回歸結(jié)果，我們注意到國有企業(yè)組的交乘項（CONC＊OC）與投資規(guī)模（CAIE）的回歸系數(shù)-0.0207，顯著大于民營企業(yè)組的-0.0429，從而說明當管理者存在過度自信心理時，盡管國有企業(yè)的穩(wěn)健會計信息披露政策有助于削減過度投資規(guī)模，但投資規(guī)模減少的程度遠低于民營企業(yè)，由此驗證本文的假設(shè)H4。

3.控制變量

從表5和表6的回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管的學歷（EDU），以及企業(yè)高管的財務工作經(jīng)驗（BACK）同投資規(guī)模（CAIE）呈負相關(guān)關(guān)系，且都在5%的水平上顯著，這說明了在企業(yè)中，具有高學歷或是財務工作經(jīng)驗的企業(yè)高管，能夠更有效地克制自身的過度自信心理，緩解和避免企業(yè)的過度投資狀況。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結(jié)果穩(wěn)健性，本文還對實證研究過程做了以下的敏感性檢驗：（1）考慮到過度自信指標目前并無一個標準合理的指標，我們采用公司高管持股比例作為管理者過度自信作為替代變量重新代入模型進行再檢驗；（2）考慮到投資規(guī)模不同定義的影響，在投資效率模型中，將購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及長期資產(chǎn)所支付的凈現(xiàn)金額作為投資規(guī)模（CAIE）的替代指標，對模型進行檢驗。上述穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果與前文的回歸結(jié)果基本一致，從而說明本文的研究結(jié)論具有較強的可靠性。鑒于篇幅，文中省略了相應回歸結(jié)果。

六、研究結(jié)論與政策建議

隨著我國會計制度與國際財務會計準則制度不斷趨同，會計穩(wěn)健性研究不僅受到理論界的廣泛關(guān)注，而且也為實務界與監(jiān)管部門所重視。本文以2007-2010年上市公司為樣本，在區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的基礎(chǔ)上，分析了管理者過度自信心理與過度投資行為的關(guān)系，檢驗了會計穩(wěn)健性對管理者過度自信心理和過度投資行為的治理作用。本文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信心理與企業(yè)過度投資行為存在顯著的正相關(guān)的關(guān)系；由于國有企業(yè)在融資渠道上比民營企業(yè)更具優(yōu)勢，國有企業(yè)持有的自由現(xiàn)金流規(guī)模遠高于民營企業(yè)，導致了國有企業(yè)管理者的過度自信心理引發(fā)的投資過度狀況比民營企業(yè)更為嚴重；會計穩(wěn)健性作為公司治理的替代機制，能夠有效地削弱因為管理者過度自信引發(fā)的投資過度行為。同時研究還發(fā)現(xiàn)，同國有企業(yè)相比，民營企業(yè)中會計穩(wěn)健性能夠更加有效地制約管理者過度自信心理及其導致的企業(yè)投資過度。

鑒于本文研究內(nèi)容與結(jié)論，基于投資者保護的觀點，政府及相關(guān)市場監(jiān)管機構(gòu)應當加強對企業(yè)會計信息質(zhì)量的監(jiān)管力度，通過完善相關(guān)法律機制，督促上市公司提供更為穩(wěn)健可靠的會計信息，從而保障上市公司價值不受管理者非理性決策的毀損。同時，政府應當完善國有企業(yè)的監(jiān)管體系，讓更多具有專業(yè)知識背景的高素質(zhì)職業(yè)經(jīng)理人進入國有企業(yè)的管理團隊，完善企業(yè)董事會治理結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮獨立董事及相關(guān)專業(yè)委員會的職責作用，從而提升國有企業(yè)的投資效率。

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