【作　　者】
蔡佳丽，吴应宇（博士生导师）

【作者单位】
（东南大学经济管理学院，南京 211189）

【摘　　要】

【摘要】 高管过度自信会导致管理层倾向于高估公司未来投资收益，而良好的内部控制有助于缓解高管过度自信对会计稳健性的影响。本文基于高管持股变动和投资决策两个维度衡量高管过度自信，通过选取2007 ~ 2013年的中国A股上市公司为样本，回归分析后发现高管过度自信与条件会计稳健、非条件会计稳健都显著负相关，而内部控制质量的提升对这种负相关关系没有起到缓解作用。
【关键词】 高管过度自信；条件会计稳健；非条件会计稳健；内部控制

一、引言
根据Gervaris et a1.（2002）的定义，过度自信是指个体认为自己知识的准确性比事实中的程度更高，即对自己的信息赋予的权重大于事实上的权重。这种效应会因归因偏差进一步加强（Cooper et al.，1988），使得个人将好结果归因于自己的行为而将坏消息归因于坏运气（Feather and Simon，1971；Miller and Ross，1975）。Roll（1986）首次将过度自信与高管行为联系起来，Malmendier和Tate（2005）提出过度自信的高管会倾向于高估公司投资项目的未来收益。过去的研究表明，高管过度自信会影响公司的盈余管理（Li，Huang，2013）、风险并购（Todd D. Kravet，2014）、股利分配（Sanjay Deshmukh et al.，2013）等行为。Heaton（2002）也验证了上述行为。而高管的行为决策又会进一步影响到公司的投资、融资与经营管理，从而影响公司的价值，并对股东利益产生重大影响。由此可见，研究高管过度自信对公司价值最大化具有一定的现实意义。
会计稳健性，又称谨慎性原则，是会计基本原则之一。Ahmed和Duellman（2011）指出，会计稳健性是一种公司治理机制，旨在减少管理层进行净现值为负的投资动机。在稳健的会计下，对可以预见的损失和费用都予以记录和确认，而对没有十足把握的收入则不予以确认和报告。近年来，对会计稳健性的研究主要集中于稳健性的起因和经济后果方面（杨华军，2007），而从行为金融角度讨论会计稳健性的研究十分有限。过度自信作为行为金融学中的重要内容，综合了心理学与行为特征学，对于解释高管行为选择有重要作用。但少有研究高管过度自信对会计政策和方法的选择，尤其是对会计稳健性的影响。本文从条件稳健与非条件稳健两方面研究高管过度自信对会计稳健性的影响，并探讨了内部控制对这种影响是否具有缓解作用。
二、文献回顾及假设提出
（一）管理层过度自信与会计稳健性
过去的研究通常将过度自信作为代表性的外生变量，而Hilary and Hsu（2011）认为过度自信根植于管理者过去的表现，Libby和Rennekamp（2010）则认为过度自信是同时源于环境因素与稳定的个人特性。部分研究认为，高管过度自信对公司价值有害。过度自信的管理者总是认为公司的价值被低估，因此他们会更愿意选择内部融资而非外源融资（Baker，Ruback and Wurgler，2007）。Roll（1986）提出高管过度自信是导致公司参与到价值毁灭的并购活动中的原因。
相比高管过度自信，会计稳健性原则的存在由来已久，会计稳健性是指在确认“好消息”与“坏消息”及时性时的不对称（Basu，1997），稳健性概念被区分为两个部分：条件和非条件稳健性（Balland Shivakumar，2005；Beaver 和Ryan，2005）。条件会计稳健代表同当期消息相关的稳健性，非条件稳健性代表同当前消息独立的一般性的稳健性。该领域系统的经验研究出现在20世纪90年代之后（杨华军，2007）。魏明海、陶晓慧（2007）从需求特征和有用性两方面探讨了会计稳健性的债务契约解释。Watts（2003）认为债务契约是稳健性产生的最主要原因，股东诉讼、管制和税收也是影响稳健性的原因。有大量的经验证据表明会计稳健性可以减缓债务契约成本（Ahmed et al.，2002；Beatty et al.，2008；Zhang，2008）。Todd D.Kravet（2014）提出，在更稳健的会计下，管理层会进行风险更低的并购活动，并且以会计为基础的债务契约机制会使这种关系更强。经验研究表明，高管过度自信会影响公司的投资、融资以及股利分配政策。过度自信的高管会低估决策的风险并采用更低的折现率，从而高估投资项目的价值，导致非理性的投资行为（Gong et al.，2009）。更进一步而言，由于高管过度自信导致错误地估计投资决策的风险和回报，这种估计偏差产生溢出效应，从而影响了会计活动（Li，Hung，2013）。Schrand和Zechman（2012）提出，过度自信的CEO会有意无意地错报盈余。本文认为，管理层的评估对会计稳健的应用起到了重要作用。首先，由于过度自信的高管会倾向于高估公司投资项目的未来收益（Malmendier and Tate，2005）并加速收入的确认，这种认知偏差同样会导致他们低估未来损失并延迟损失的确认，从而导致更低的条件会计稳健。因此，过度自信会导致财务报告更低的条件稳健性，本文提出以下假设：
H1a：高管过度自信与条件会计稳健负相关。
此外，过度自信的管理者会倾向于高估资产价值、低估负债价值。比如在期末确定存货价值时要采用“成本与可变现净值孰低法”，过度自信的管理者可能会高估未来的可变现净值；在估计应收账款坏账时，过度自信的高管同样也会高估坏账收回的可能性，从而高估应收账款账面价值，导致更低水平的非条件稳健。因此提出假设：
H1b：高管过度自信与非条件会计稳健负相关。
（二）内部控制、管理层过度自信与会计稳健性
部分文献探讨了内部控制与会计稳健性的关系，提出公司拥有较高的内部控制质量时，会计稳健性会增强（方红星、张志平，2012；Goh B.W.，Li dan，2011）。也有少量探讨高管过度自信对会计稳健性的研究。孙光国、赵建宇（2014）采用实证方法着重从产权性质差异角度研究了高管过度自信对会计稳健性的影响，Ahmed and duellman（2011）还分析了外部监管对二者之间关系的缓解作用。本文顺应该研究思路，在探讨管理层过度自信与会计稳健性之间关系的同时考虑了内部控制对二者关系的缓解作用。
Yaniv（2004）认为，相对于他人的建议，人们对于自己的观点会赋予更高权重，即便采纳他人的建议会更好提升准确性。而在内部控制基本框架下，严格的风险评估与控制以及内部信息的沟通与传递使过度自信的管理者不得不兼顾其他人员的建议，保证了高管在决策评估或会计方法选择时综合考虑各项因素；另外，内部控制的核心思想是制衡，高质量的内部控制能够通过不相容职务分离、授权审批制度等加强对管理层行为的监控，强化对管理层权力的制衡，避免管理层利用激进的会计处理方法（方红星、张志平，2012），从而减少高管高估收益和资产价值、低估损失与负债价值的概率，使高管过度自信与会计稳健性的负相关关系得到缓解。因此提出假设：
H2：内部控制质量的提升会缓解高管过度自信与会计稳健性的负相关关系。即在较高的内部控制质量下，过度自信的管理者对会计稳健性的负向影响会降低。
三、研究设计
（一）过度自信计量
过度自信的高管相信他们的决策最终会提高公司的价值，因而很可能会增加股票持有量（Doukas and Petmezas，2007）。本文参考Malmendier and Tate（2005）的方法，使用CEO股票持有净增加来作为高管过度自信一种衡量方法。与Campbell et al.（2011）一致，我们将高管过度自信Purchase作为哑变量，当CEO股票持有量净增加（购入-售出）位于当年所有CEO股票持有量净增加的前五分之一时，Purchase为1，否则为0。
Malmendier和Tate（2005，2008），Harvey（2010）论证了公司的投资决策也与高管过度自信相关，这些决策在一定程度上显示了过度自信水平。Harvey（2010）指出，过度自信的CEO会有更大的资本支出，所以我们以资本支出CAPEX作为过度自信的第二种衡量方法。若资本支出总和/总资产高于当年的平均资本支出/总资产水平，则CAPEX为1，否则为0。
（二）会计稳健性计量
1. 条件稳健性计量。条件稳健性，也称盈余非对称及时性，代表同当期消息相关的稳健性，是对好消息与坏消息反映的及时性差异。Basu（1997）最早提出会计稳健性的计量模型，然而后来许多学者（Dietrich，Muller and Riedl ，2003；Givoly，Hayn and Natarajan ，2006）指出Basu的逆回归模型存在严重的缺陷，因此本文选取了稳健性的时间截面CONSV_CSCORE（Khan and Watts，2007）度量条件会计稳健。根据以往的文献，允许系数随时间和个体变动的情况下，回归模型可以写成：
Xit=β1t+β2tDit+β3itRit+β4itDitRit+εit （1）  
其中，Xit表示特定年份特定股票的会计收益率；Rit表示特定年份特定股票的市场收益率；Dit当Rit小于0时取1，否则取0。稳健性的时间截面度量即模型中的β4it。Khan和Watts（2007）认为影响会计稳健性的主要因素是：账面市价比（M/B）、公司规模（SIZE）、财务杠杆（LEV）。因此，Khan和Watts（2007）利用这三个变量和Basu的模型来估计稳健性的公司一年度度量，认为时间截面度量的好消息的及时性和坏消息的增量及时性可以表达为随时间和个体变化的变量的线性函数，即：
G_SCORE=β3it=μ1t+μ2tSIZEit+μ3tM/Bit+μ4tLEVit
 （2）  
G_SCORE=β4it=λ1t+λ2tSIZEit+λ3tM/Bit+λ4tLEVit
 （3）  
其中，λ1、λ2、λ3、λ4和μ1、μ2、μ3、μ4随时间变化，但不随公司变化；G_SCORE代表盈余对好消息的反应速度，C_SCORE代表盈余对坏消息的反应速度和好消息的反应速度之差，即坏消息的增量及时性或非对称及时性，代表会计稳健性的大小，该值越大，会计处理越稳健。将（2）式和（3）式代入（1）式可以得到如下回归方程：
Xit=β2+β2Dit+Rit（μ1+μ2SIZEit+μ3M/Bit+μ4LEVit）+DitRit（λ1+λ2SIZEit+λ3M/Bit+λ4LEVit）+εit （4）  
估计该方程，能够得到λi和μi的估计值，其中i=1，2，3，4。将估计值代入（3）式即得到的C_SCORE值，代表坏消息相对于好消息的增量及时性，本文中将其命名为C_SCOREit，作为对会计稳健性的时间截面度量。
2. 非条件稳健性计量。非条件稳健性代表同当前消息独立的一般性的稳健性，在非条件稳健下，公司通过加速费用的确认和延迟收入的确认降低所有者权益的账面价值。本文采用净资产度量法中的账面价值与市场价值比率（简称“账面市值比”，BTM）法计算得到CONSV_BTM来衡量公司层面的非条件会计稳健性。这种方法由Beaver和Ryan（2000）提出，他们认为将净资产账面价值与市场价值的比率分为偏差与滞后两部分。偏差是指账面价值持续高于或者低于市场价值，或者说账面价值与市场价值的比率持续高于或者低于1，这与会计稳健性有关。滞后是指未预期的利得或损失没有立即在账面中予以确认，而是在以后期间逐步确认，从而导致账面价值与市场价值的比率暂时性偏高或偏低，这与会计稳健性无关。本文选取2007 ~ 2013年共7年的面板数据，出于保证自由度和回归精度，对回归模型的市场回报只取当期和2期滞后：
BTMit=α+αi+αt+β0RETit+β1RETi，t-1+β2RETi，t-2+εit （5）  
其中：BTMit=第t年末第i家公司的账面市价比（数据库中市净率指标的倒数）；α=所有公司和年度共同的截距；αi为公司效应，代表特定公司的相对会计稳健性偏差，该系数越低说明会计稳健性越大；αt为年度效应；RETit=第i家公司第t年的股票年收益率。本文以（-1）×αi=CONSV_BTMi作为衡量公司稳健性的指标。计算得到的CONSV_BTM越大，会计处理越稳健。
（三）内部控制质量计量
2010年4月，我国发布了《企业内部控制配套指引》，要求企业应当将内部控制评价报告经董事会或类似权力机构批准后对外披露，内部控制缺陷信息披露是内部控制评价报告的核心问题（程小可等，2013）。国内很多文献都以内部控制缺陷或内部控制评价的披露及审核作为内部控制的代理变量，但内部控制缺陷仅仅是内部控制质量的一个方面，不能全面反映公司内部控制的质量（方红星、张志平，2012）。本文参考方红星、张志平（2012）的做法，以内部控制的经营目标、财务报告目标和合规目标为导向，根据审计意见信息、公司合规信息、内部控制自评报告信息、内部控制鉴证报告以及鉴证意见信息等可感知因素来度量内部控制质量IC。
如果上市公司在报告年度出现下列情况之一：审计师发表内控非标审计意见、在经营期间发生违规、内部控制自评和鉴证报告认为内部控制无效、内部控制存在重大缺陷或重要缺陷，则认为该公司内部控制目标没有实现，内部控制质量定为低质量，此时IC=0。如果上市公司在报告年度没有发生上述低质量内部控制的情况，并且内部控制鉴证报告意见为合理保证意见，则表明有确切证据显示该公司内部控制目标实现，内部控制质量定为一般质量或高质量，此时IC=1。
（四）研究模型与样本选择
为了验证假设H1a、H1b，本文采用以下回归模型：
Cont=β0+β1Overcont+β2LNCON+β3DUAL+β4MTB+β5STATE+β6SIZE+β7GROW+β8LEV+INDi+YEARi+ε
 （6）  
其中，Con表示条件会计稳健CONSV_CSCORE与非条件会计稳健CONSV_BTM；Overcon表示管理层过度自信的两种度量方法；LNCON表示股权集中度（前3大股东持股比例之和）；DUAL为二职兼任的哑变量，当总经理兼任董事长时，DUAL=1，否则=0；MTB表示权益市场价值与账面价值的比；STATE为产权性质，属哑变量，若属于国有上市公司，则STATE=1，若为非国有上市公司，则STATE=0；SIZE为公司规模，由公司总资产的自然对数计算得出；GROW为销售收入增长率；LEV为资产负债率；IND代表行业，根据证监会行业分类分别赋值；YEAR为年份。
曹宇、李琳和孙铮（2005）研究发现了大股东控制权越强，其会计盈余稳健性越差而大股东董事长兼任上市公司总经理也降低了盈余稳健性，因此本文选取股权集中度LNCON及二职兼DUAL任为控制变量；孙铮、刘凤委和汪辉（2005）使用我国上市公司的数据发现，债务比重高的企业的稳健性显著地高于债务比重低的企业，因此选取了资产负债率LEV为控制变量；朱凯（2005）则发现，在银行贷款比例较低的情况下，民营控股的上市公司的稳健性显著高于国有控股的上市公司，因此选取了产权性质STATE为控制变量。
为了探索内部控制对高管过度自信与会计稳健性之间关系的影响，本文采用以下模型进行检验：
Cont=β0+β1Overcont-1+β2ICt+β3ICt∗Overcont-1+β4LNCON+β5DUAL+β6MTB+β7STATE+β8SIZE+β9GROW+β10LEV+INDi+YEARi+ε （7）  
其中，IC代表内部控制质量，当内部控制质量高时，IC=1，内部控制质量为低时，IC=0。其他变量释义同上式。
本文的数据来源于国泰安数据库，选取了2007 ~ 2013年我国A股上市公司数据，并进行如下筛选剔除：①金融保险行业上市公司；②剔除2007年1月1日之后上市的公司；③数据缺失的以及7年数据不完整的样本。首先，筛选计算会计稳健性所需的全部数据，得到的1 425家公司7年完整的面板数据（9 975个样本点）；其次，在计算高管过度自信、内部控制质量代理变量及控制变量时，得到1 376家公司完整的数据（9 632个样本点）；最后选取共同样本1 331家公司共9 317个样本点求解会计稳健性的CONSV_CSCORE测度、CONSV_BTM测度。此外，除哑变量外本文对所有数据进行winsorize处理。本文使用的软件为Stata 10.0和SPSS 20.0。
四、实证研究结果分析
表1展示了主要变量的均值差异检验。从表中我们可以发现，在以CEO股票持有净增加Purchase为过度自信代理变量时，过度自信的条件会计稳健性CONSV_CSCORE与非条件会计稳健性CONSV_BTM都显著低于非过度自信组，说明拥有过度自信的高管的上市公司稳健性相比拥有非过度自信高管的上市公司较差。而以资本支出CAPEX作为过度自信代理变量时，过度自信组的条件会计稳健性CONSV_CSCORE显著低于非过度自信组，但两组的非条件会计稳健性CONSV_BTM差异并不显著，总体上与假设H1a、H1b一致。在过渡自信的两种不同度量下，过度自信组与非过度自信组的股权集中度、二职兼任、股权性质显著差异方向正好相反。
为了检验高管过度自信与会计稳健性的关系，本文对模型（6）进行回归分析得到表2。本文控制了行业与年度效应，在条件会计稳健性与高管过度自信的关系检验中，Purchase、CAPEX与CONSV_CSCORE都在1%的水平上显著负相关，说明高管过度自信与条件会计稳健性负相关，假设H1a得到验证。在非条件会计稳健性与高管过度自信的关系检验中，Purchase、CAPEX与CONSV_BTM也都在1%的水平上显著负相关，说明高管过度自信与非条件会计稳健性负相关，假设H1b得到验证。股权性质STATE与非条件会计稳健性显著负相关，说明国有企业的会计稳健性水平不如非国有企业，这可能是由于国有企业面临的债务契约约束小于非国有企业。股权集中度与条件会计稳健性显著负相关，而与非条件会计稳健性显著正相关，说明股权集中度高的上市公司对好消息与坏消息反映的及时性差异越大，所有者权益的账面价值降低的倾向越低。公司资产规模与会计稳健性显著负相关，表明资产规模越大的上市公司其会计稳健性反而越差。
为了检验内部控制质量在高管过度自信对会计稳健性影响中所起的作用，本文对模型（7）进行回归分析得到表3。在CONSV_CSCORE组CAPEX列中，内部控制质量系数为负，但不显著，而在CONSV_BTM组中，内部控制质量与会计稳健性显著负相关，说明较高的内部控制并未带来会计稳健性的增强，这与本文理论假设部分大相径庭。将表中四组Purchase与IC∗Overcon相加与表2对比，除了条件会计稳健性CONSV_CSCORE与CAPEX的系数和与表2中CAPEX的系数-0.029相等，其他3组的系数和都小于表2中被解释变量的系数，说明内部控制质量的提升并未缓解高管过度自信与会计稳健性的负相关关系，假设H2不成立。本文认为，出现该结果的一种解释可能是因为内部控制体系的建设尚不完善，内部控制审计意见、内部控制自评报告、内部控制缺陷披露报告等对社会公众的影响不大，或者说财务报告使用者尚不能辨别内部控制相关披露的质量并挖掘其信息含量。另一种可能的解释为较强的内部控制会生成无偏的财务报告，阻碍了稳健财务报告的生成，薄弱的内部控制会使得管理层利用会计稳健性夸大对损失的确认，这时对“坏消息”确认的及时性对外表现为会计稳健性。
五、稳健性检验
李远鹏和李若山（2005）以及李远鹏（2006）对中国亏损上市公司的盈余稳健性及上市公司整体的盈余稳健性的研究发现，很多文献得出的上市公司整体表现出的盈余稳健性并非真正的稳健性，而是亏损公司“洗大澡”造成的假象，认为我国上市公司由于退市管制制度导致了亏损时选择稳健，而在盈利时则不选择稳健的会计政策。基于此，本文在剔除亏损上市公司样本后计算会计稳健性得分并进行以上检验，我们仍然可以发现高管过度自信与会计稳健性的显著负相关关系。
另外，考虑到高管过度自信对会计稳健性的影响可能存在滞后效应，本文采用滞后一期的高管过度自信变量对模型进行回归分析，即2008 ~ 2013年期间的个体稳健性是否受到2007 ~ 2012年期间的高管过度自信行为的影响，内部控制质量也采用2007 ~ 2012年期间的数据，其他控制变量选取2008 ~ 2013年期间，将得到7 986个样本点进行以上检验，假设1仍然成立，假设2不成立。
六、结论及建议
本文利用我国A股上市公司2007 ~ 2013年7年的经验数据检验了高管过度自信与条件会计稳健性和非条件会计稳健性的关系，并探究了内部控制质量对二者关系的影响。研究结果表明：高管过度自信与条件会计稳健、非条件会计稳健都显著负相关，而内部控制质量的提升对这种负相关关系并未起到缓解作用。
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