【作　　者】
张 利1，胡华夏2（教授），杨雪琳2

【作者单位】
（1.中国地质大学经济管理学院，武汉 430074；2.武汉理工大学管理学院，武汉 430070）

【摘　　要】

     【摘要】本文结合会计学、行为金融学等相关理论，通过收集2009 ~ 2013年深市非金融保险类A股上市公司数据，采取大样本实证的方法研究管理者过度自信这一认知对上市公司盈余管理的影响。实证分析发现：①管理者过度自信与上市公司盈余激进程度显著正相关，说明管理者过度自信的这一心理特征会对企业的盈余激进行为产生影响。并且管理者表现出过度自信的程度越高，企业进行激进的盈余管理的可能性就越大。②管理者过度自信与上市公司盈余平滑度显著负相关，说明过度自信表现下的管理者更加不可能表现出盈余平滑的行为。
【关键词】管理者过度自信；盈余激进度；盈余平滑度一、引言
西方国家很早就发现在资本市场上存在盈余管理的问题，而随着国内证券市场的发展，我国也同样出现了该问题。近几年来，粉饰报表、修饰数据、人为地进行利润操纵从而操纵股价的现象在上市公司愈演愈烈，大量上市公司受到证监会的立项调查，相关研究也表明我国上市公司中盈余管理活动盛行。
不论是国内学者还是国外学者，都从未停止过对盈余管理问题的探索，但是传统的分析往往是建立在“理性经济人”假设的基础上的，认为相关人员在根据市场环境做出判断时是绝对理性的，都是出于使自己的利益可以得到充分满足的目的。但相对于一般人而言，管理者通常处于较高的决策地位，面临较难的工作任务，有较多次的成功经验，很容易产生过度自信的心理，这种心理使得他们更容易人为调整公司未来的收益。那么，管理者这种过度自信的心理是否会对盈余管理活动产生影响？是怎样影响的呢？
二、管理者过度自信与上市公司盈余管理研究现状
（一）管理者过度自信的研究现状
管理者过度自信源于心理认知偏差。大量的心理学试验表明，在决策的过程中，人们通常表现出过度自信的特征，认为自身的能力至少高于平均水平，因而总是将成功归于自身的科学决策，而将失败归于外界的客观因素（Daniel，1998）。“管理者自大”假说（Roll，1986）的提出，解释了企业价值破坏的驱动因素，标志着管理者过度自信被引入公司金融学领域，相对于一般人而言，公司的管理者由于自身的成功经历，更容易产生过度自信的心理（Fischhoff，1977）。
从投资现金流的敏感性角度，过度自信的管理者更乐于通过内部融资方式支持投资项目，因为他们认为公司的价值通常会被资本市场所低估（Hall，2002），这种过于自信的心理，更容易引发投资的过度，同时也可能导致投资不足的产生（Heaton，2002）。在定量研究方面，Malmendier（2005）通过建立管理者过度自信的度量模型，进一步证实了过度自信会提升投资现金流的敏感性，从而使得企业的投资行为非理性化。
从信息披露的角度，过度自信的管理者通常会对盈余进行激进化处理，即对信息披露持有积极的乐观态度，从而降低了企业信息披露的质量（Hribar & Yang，2010），进一步为财务报告的舞弊和欺诈埋下了隐患（Schrand & Zechman，2010）。从融资的角度，过度自信的管理者易于做出激进的融资决策，从而导致短期的资产负债率（LEV）偏高（余明桂，2006）。
（二）上市公司盈余管理的研究现状
自20世纪80年代开始，会计学家才逐渐对19世纪就起源的盈余管理问题展开积极的研究，在相关的研究中，学者们主要运用了英国著名的经济学家Adam Smith提出的“理性经济人”假设。
随着“理性经济人”假设的解释性弱化，管理者过度自信作为心理行为学的一个因素进入盈余管理研究的范畴。当管理者表现为过度自信时，其会对未来收益预测持过度乐观的态度，当业绩的预测值高于实际经营结果时可能会采取盈余管理的手段（Paul Hribar & Holly Yang，2010），通过高估公司未来的投资收益，延迟或较少确认损失，从而提升管理者任职期间的业绩（Ahmed A S & Duellman S，2013）。
相较于西方国家，我国关于盈余管理的研究进行得较晚。受“理性经济人”假设的影响，大部分学者主要是从企业内部和外部环境的角度对盈余管理问题展开研究，如高管变动（王思妍等，2013）、继任来源（杜兴强等，2010）、股权特征（朱星文等，2010）和内部控制（张嘉兴等，2014）等对盈余管理的影响研究。随着行为金融学的引入，研究发现管理者过度自信会对上市公司并购行为（史永东、朱广印，2010）、公司绩效（黄莲琴等，2011）、公司融资行为（黄莲琴等，2009）、公司风险（庄平、李延喜，2011）等产生影响，进而影响企业的盈余管理。同时，一些因素如投资者情绪会传染给过度自信的管理者，使其具有相同的情感，并鼓励经理人进行盈余管理，以满足投资者情绪的需要（杨薇，2013）。
综上所述，对于企业盈余管理的研究逐渐在内外部环境下引入了更多市场主体的心理特征，但是关于管理者过度自信对盈余激进度和盈余平滑度的影响研究还不是很多，个别研究成果在相关指标体系建立上也不够科学，降低了结论的可靠性。
本文利用新的数据深入挖掘管理者过度自信将会对盈余管理的两大指标所产生的影响，对于丰富盈余管理以及管理者过度自信的相关研究，引导投资者做出正确投资决策，完善会计政策，加强审计针对性，提高信息质量仍具有重要的意义。
三、研究假设
管理者过度自信的心理认知，使得其在决策过程中高估自己的能力，即使在对当前的市场环境未深入了解的情形下，也轻易高估未来可获得的收益，在未来情况发生不利变化时，为了实现预期的目标，通常会产生盈余管理的动机。管理者过度自信的程度越高，其进行盈余管理的可能性越大（刘爽，2013）。而对盈余管理的度量，一般采用盈余激进度（Earnings Aggressiveness）和盈余平滑度（Earnings Smoothness）指标（王艳艳、陈汉文，2006）（如下图所示）。
盈余激进度体现的是企业加快确认利润并延缓确认损失的行为。与盈余激进度概念相对应的是会计谨慎性，会计谨慎性原则是指企业在处理不确定的经济业务时，应当持谨慎的态度，也就是凡是可预见的损失或费用都应当记录，而不确定的未来收益不能提前确认。过度自信的管理者常常倾向于过高估计自己的能力以及所在企业未来的收益，不自觉地会向投资者等报表使用者做出企业未来会获得较高利润的预测。而实际经营业绩与盈利预测的数据相差较大时，他们更相信这种情况只是由于目前外部状况不好而暂时产生的，为了保持自己以及公司良好的形象，他们通常会调高利润，认为只是将未来的收益进行了提前确认，从而进行激进的盈余管理（胡华夏、洪荭等，2014）。
基于上述分析，提出假设一：H1：管理者过度自信程度越高，上市公司盈余激进度越高。
盈余平滑度指盈余波动程度，一般进行盈余平滑处理行为的公司往往面临着业绩和环境的双重压力。从风险偏好的角度来看，风险厌恶的管理层一般较少过度自信，他们在长期内有进行盈余平滑的心理和动机，从而减少利润波动，造成企业财务状况平稳的表象（曹阳，2011）。而过度自信的管理者由于自身的认知偏差，对公司未来收益的预期过于乐观，因而更容易进行激进的盈余管理（罗进，2013），从而较少采取盈余平滑行为。随着信息的不断更新，管理者在获得新信息的基础上会对自身以前的认知偏差不断进行修正，对未来收益的把握也更加长远，过度自信的管理者从风险偏好者转变为风险厌恶者，非过度自信的管理者为了减少公司股价的波动，达到平滑利润的目的，有可能通过调整减少利润来进行盈余管理。
基于上述分析，提出假设二：H2：管理者过度自信程度越高，上市公司盈余平滑度越低。
四、变量、数据与模型
（一）样本选择与数据来源
本文的数据来源于国泰安数据库（CSMAR），主要分析对象为2009 ~ 2013年深A上市公司，并进行了如下数据处理：①剔除了金融、保险类行业的公司样本，因其财务核算与治理结构都比较特殊；②剔除了被ST、∗ST处理的样本；③剔除了除发行A股外，还同时发行了H股或B股的公司样本，因其与仅发行A股的公司所面临的监管环境不同；④剔除数据缺失、数据异常的公司样本。
按照以上标准筛选之后，得到本文的研究样本共2 075个。数据处理使用了Excel和SPSS软件。
（二）变量定义
1. 被解释变量。Bhattacharya，Daouk & Welker（2003）基于收益透明度的视角提出公司的盈余管理程度通常可以通过盈余激进度、盈余平滑度以及损失规避度三种指标度量。其中，盈余激进度与盈余平滑度衡量单一上市公司的盈余管理行为，而损失规避度指标则更多的是从国家这个经济整体出发，衡量资本市场的普遍损失规避现象。基于此，本文选择盈余激进度和盈余平滑度为被解释变量。
Bhattacharya（2003）提出将可操控性应计利润和应计项目的变化与相应年度现金流变化的相关关系分别作为盈余激进度与盈余平滑度的代理变量，以此反映企业对收入、费用的不合理确认和企业的盈余平滑操纵。在我国，上市公司为实现预期收益、IPO、保壳、增发配股等需求，往往通过盈余平滑或操控应计利润的手段达到阈值。因此，本文以可操控性应计利润与应计项目的变化和相应年度现金流变化的相关系数衡量盈余激进度（DA）与盈余平滑度（ES）。同时，考虑到假设一不涉及盈余管理的方向，所以取DA与ES的绝对值用于检验。
2. 解释变量。自Roll于1986年提出Hubris假说之后，管理者过度自信的度量指标一直是进行实证研究的最大困难之一。目前国内外主要有六种度量管理者过度自信的指标，即：①CEO持股状况（Malmendier et al.，2003）；②各大媒体对CEO的评价（Hayward & Hambrick，1997）；③CEO并购案频率（Doukas et al.，2006）；④CEO相对薪酬（Hayward & Hambrick，1997）；⑤企业盈利预测偏差（Lin et al.，2005）；⑥上市公司历史业绩（Hayward et al., 1997）。
以上六种度量方法皆存在一定的主观性，而基于我国证券市场发展尚不完善的现状，以及相关数据资料的可获得性，本文选择CEO的相对薪酬（前三名高管薪酬与所有高管薪酬总额的比值）作为管理者过度自信的度量指标。Hayw & Hambridc（1997）及Brown & Sarma（2006）研究发现，CEO的相对薪酬与其地位的重要性、控制力及过度自信程度成正比。Hayward和Hambrick（1997）选取管理者薪酬前两位的比值作为度量指标。在我国，上市公司目前只对“前三名高管薪酬与所有高管薪酬总额的比值”进行了披露，因此选取“前三名高管薪酬与所有高管薪酬总额的比值”作为管理者过度自信的度量指标。而对于我国绝大多数上市公司而言，公司排名前三的高管可视为最高管理者，其与公司全部高管（管理团队）的比值可以在一定程度上反映出他们对于整个管理团队的重要性。这使得各上市公司在横向上可进行一定的比较。而这也与Hayward和Hambrick（1997）的思想相符合。
3. 控制变量。①公司规模（SIZE）：通常情况下，公司规模决定着公司的营业收入与可获得利润的大小。规模越大，获得的利润越多，可以供管理者操作的应计利润也就越多，从而使进行盈余管理的可能性增加（吴育辉、吴世农，2010）。②独立董事占董事会成员比例（INDEP）：公司的决策会受到公司治理机构的影响，只有独立董事人数达到一定的比例，独立董事才有话语权，进而影响相关决定。③资产负债率（LEV）：企业负债存在一定的治理效应，合理的负债结构能够对管理者起到“控制效应”（吴晓辉，2012）。④资产现金回收率（CFO）：资产现金回收率越高，企业经营风险越低，进行盈余管理的动机越弱。⑤营业收入增长率（GROWTH）：企业成长性（营业收入增长率）越好，管理者越自信。
本文所选取的变量定义如表1所示。

（三）主要变量的度量
1. 盈余激进度的度量。本文借鉴修正的Jones模型对盈余激进度进行度量，度量采用的替代变量为可操控性利润。
（1）计算总应计利润：
TAit=Incomeit-CFOit
（2）计算行业特征参数：

  
（3）计算不可操控性应计利润：
NDAit=      
（4）计算可操控性应计利润：

DAit即为第i个样本公司在第t期的可操控性应计利润。
2. 盈余平滑度的度量。盈余平滑度是从盈余的时间特性考虑盈余质量。本文借鉴李青原（2009）对盈余平滑度的界定，构建盈余平滑度指数，并把它定义为企业应计项目变化与相应年度经营活动现金流变化的相关系数。借鉴Francis（2004）的计算，公司第t年经营活动现金流量的标准差与公司第t年考虑非经常性项目前的营业利润的标准差的比例为公司第t年的盈余平滑度。ES指数越高，盈余平滑度越高；ES指数越低，盈余平滑度越低。计算公式如下：
ESi,t=
其中：σ（CFOi,t）代表i公司第t年经营活动现金流量的标准差；σ（NBITi,t）代表i公司第t年考虑非经常性项目前的营业利润的标准差。（四）模型的建立
基于前文的分析，本文建立的研究模型如下：
ln|DA|=β0+β1∗OC+β2∗SIZE+β3∗INDEP+β4∗LEV+β5∗CFO+β6∗GROWTH+ε1 （一）  
ln|ES|=β0+β1∗OC+β2∗SIZE+β3∗INDEP+β4∗LEV+β5∗CFO+β6∗GROWTH+ε2 （二）  
为了增加模型的显著性，模型对|DA|和|ES|取了对数，但是不影响其相关关系。其中，ε1、ε2为模型的残差项。
模型（一）、（二）都对企业的规模、独立董事占董事会成员比例、资产负债率、资产现金回收率、营业收入增长率进行了控制，预期在模型（一）中，β1、β2、β4、β6为正，β3、β5待定；在模型（二）中，β1、β4、β5、β6为负，β2为正，β3待定。
五、实证分析
（一）描述性统计
由表2可以看出， OC的最小值逐年上升，从2009年的0.069 586上升到2013年的0.149 858，但平均值和中位数均呈现下降趋势，说明管理者过度自信的范围在扩大，但上市公司管理者过度自信的程度整体有所下降。

从盈余激进的角度来看，2009 ~ 2013年深A上市公司|DA|的平均值分别为16.972 3、28.523 7、4.542 9、1.571 9、0.918 9，均大于中位数0.401 9、0.482 9、0.4、0.355 9、0.332，说明样本中超过半数以上的上市公司存在着盈余激进行为，且盈余管理激进的程度逐年降低。
从盈余平滑角度看，2009 ~ 2013年深A上市公司|ES|的平均值均高于中位数，分别为3.405 9、3.321 8、3.294 4、5.015 2、3.873，波动较大，且呈上升趋势，说明样本中上市公司对盈余普遍进行了平滑，且平滑的程度有所提升。此外，|ES|的最大值和最小值相差较大，说明上市公司盈余平滑的分布广泛，与公司各自具体情况有较大关联。
由表3可知，公司规模（SIZE）最小值为11.348 3，最大值为26.895 4，平均值为21.858 3；独立董事占董事会成员比例（INDEP）平均值为37.02%，满足证监会对于上市公司独立董事数目比例的要求；资产负债率（LEV）的平均值为73.26%，中位数为54.37%，说明深A上市公司的经营风险偏高；资产现金回收率（CFO）的平均值和中位数分别为0.032 0、0.037 7；营业收入增长率（GROWTH）的最小值为-0.966 1，最大值为10.189 4，平均值为0.143 3，中位数为0.084 4，说明上市公司的盈利水平存在着较大差异，总体盈利水平较低。

（二）回归结果分析
由表4中回归结果可知，模型（一）整体的F值为52.993，sig为0.000，说明模型在0.01的显著水平上具有统计意义，其线性回归效果显著。其中，管理者过度自信（OC）的系数β1 为0.717，且在0.01的显著水平上与盈余激进度（Ln|DA|）正相关，这说明管理者过度自信对盈余激进行为有影响，即管理者过度自信程度越高，越可能进行盈余的激进化处理，与本文的假设H1一致。
在控制变量方面，资产负债率（LEV）和营业收入增长率（GROWTH）与上市公司的盈余激进度显著正相关，而公司规模（SIZE）与上市公司盈余激进度显著负相关，独立董事占董事会成员比例（INDEP）、资产现金回收率（CFO）的回归系数不显著。控制变量的回归系数表明，上市公司的资产负债率（LEV）和营业收入增长率（GROWTH）越高，管理者发生盈余激进行为的可能性越大，与本文的预期一致。当公司的资产负债率（LEV）和营业收入增长率（GROWTH）较高时，公司的管理者面临着来自股东和自身的压力，从而产生做出盈余激进行为的动机。公司规模（SIZE）的系数β2为负，与预期不一致，可能是样本的选择范围有限，导致回归结果存在差异。
模型（二）回归结果显示，其模型整体的F值为14.104，sig为0.000，说明模型在0.01的显著水平上具有统计意义，其线性回归效果显著。其中，管理者过度自信OC）的系数β1为-0.345，且在0.05的显著水平上与盈余平滑度（Ln|ES|）负相关，这说明管理者过度自信对盈余激进行为有影响，即管理者过度自信程度越高，进行盈余平滑处理的可能性越低，与本文的假设H2一致。
在控制变量方面，公司规模（SIZE）与上市公司的盈余平滑行为显著正相关，而资产负债率（LEV）、资产现金回收率（CFO）与上市公司盈余平滑行为显著负相关，独立董事占董事会成员比例（INDEP）、营业收入增长率（GROWTH）的回归系数不显著。控制变量的回归系数表明，上市公司的SIZE越大，管理者发生盈余平滑行为的可能性越大。同时，上市公司的资产负债率（LEV）水平越高，资产现金回收率（CFO）越高，管理者发生盈余平滑行为的可能性越低，与本文的预期一致。
通过上述回归检验，独立董事占董事会成员比例（INDEP）的回归系数不显著，说明其对上市公司的盈余激进行为和盈余平滑行为并没有起到很好的抑制作用。我国上市公司独立董事由于受到地位和权限的影响，从而缺乏盈余管理抑制的动力和机制。
六、结论
本文在对上市公司盈余管理和管理者过度自信进行理论分析的基础上提出研究假设，并利用盈利预测与实际业绩之间的差额度量管理者过度自信，利用修正的Jones模型度量盈余管理，运用多元回归法对管理者过度自信这一心理对盈余管理产生的影响进行了研究，得出如下结论：
第一，管理者过度自信与上市公司盈余激进程度呈现显著正相关关系，说明管理者过度自信的这一心理特征会对企业的盈余激进行为产生影响。并且管理者表现出过度自信的程度越高，企业发生盈余激进行为的可能性就越大。
第二，管理者过度自信与上市公司盈余平滑度呈现显著负相关关系，说明过度自信表现下的管理者更加不可能表现出盈余平滑的行为。
上市公司管理者倾向于以自身效用最大化为目的进行适当的盈余调节，而通常这样的行为会损害会计信息的质量。通过本文的研究，可以将上市公司管理者过度自信作为评价公司盈余管理行为的一个指标，纳入到盈余管理评价体系当中，从而有效地约束公司管理者的行为，提高会计信息的质量。
然而，有关管理者过度自信的研究仍处于起步阶段，不仅由于其涉及心理学领域，影响因素复杂而目前尚未找到十分准确的衡量指标，而且也没有对其进行进一步的划分和更深入的研究。在考虑多方面的影响因素以得出较好的管理者过度自信的度量方法上还存在较大的研究空间。
主要参考文献
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【基金项目】国家自然科学基金应急管理项目“经济周期下舞弊信息冲击资本市场稳定的传导扩散机制及其监控研究”（项目编号：71450005）；中央高校基本科研业务费专项资金（supported by "the Fundamental Research Funds for the Central Universities"）“经济周期波动对公司财务舞弊行为的冲击效应研究”（项目编号：2014-zy-051）