過度自信對高管薪酬與盈余管理的關系研究

周芬娟，陸培中

(徽商職業學院 會計系，合肥 231201)

在現代企業制度下，企業為降低委托代理問題所帶來的不利影響，通常根據薪酬契約和管理授權的方式委托職業經理人進行企業運營，以期降低代理成本和利益最大化.薪酬契約的制定多數以易受操控的會計盈余為基礎，不可避免地增加了高管進行盈余管理的風險.所謂盈余管理是指企業高管為了實現私人利益或企業利益最大化，通過會計政策、會計估計變更等來進行盈余操縱，故盈余管理[1-3]一直以來都是學術研究的熱點問題.近日，雅戈爾股份通過變更金融投資的會計計量方式虛增利潤93億元，更是引起人們對盈余管理的關注.

西方學者較早地對盈余管理展開研究.以會計盈余為基礎的薪酬契約的企業中，管理層存在為獲取更高的薪酬而進行盈余管理的動機[4].將企業盈余細分為可操控性應計與非可操控性盈余，得出高管報酬與可操控性應計之間呈正相關關系[5].我國學者以可操控性盈余作為盈余管理的代理變量，研究得出高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正相關關系[6].從高管攀比的視角研究，結果顯示當高管薪酬與同行業差距過大時，會引發高管攀比的動機，繼而通過盈余管理來滿足私人收益最大化[7].從顯性薪酬與隱性薪酬兩個維度研究高管薪酬與盈余管理的關系，結果為高管顯性薪酬與股權薪酬均與盈余管理之間存在明顯正相關性[8].眾多學者從盈余管理的動機、計量方法及經濟后果等方面展開研究，極大地豐富了盈余管理的相關研究[9-10].已有研究多以理性人假設作為前提，較少的涉及到非理性因素的影響.文中從高管過度自信的視角，以2013-2016年度滬深上市公司的財務數據為樣本，通過對過度自信、高管貨幣薪酬與盈余管理關系的研究，為企業探索委托代理模式下，過度自信對高管薪酬與盈余管理的影響及偏差具有參考價值.

1 理論分析與研究假設

隨著社會經濟及科學技術的快速發展，使得企業所處的環境發生了翻天覆地的變化，對企業經營管理能力提出了更高的要求.隨著市場交易的日益復雜以及社會分工的日趨精細，權利人在知識、精力及能力等方面已經無法滿足企業的發展要求.企業權利人需雇傭代理人來行使對企業的經營管理權，同時根據企業經營效益給予其一定的報酬，委托代理行為由此產生.企業委托方關注股東報酬最大化，代理人作為企業高管是企業經營方，其看重的是私人報酬最大化等.由于二者目標的不一致，導致委托代理雙方存在利益沖突.為了緩解委托代理沖突帶來的不利影響，委托人通常會與代理人簽訂一系列以會計業績為考核依據的薪酬契約[11-12]，授予代理人一定的剩余索取權，促使委托代理雙方利益趨同.由于會計業績的可操控性與契約的不完備性的存在，給企業高管留下了一定的盈余操縱空間，使得其在任期內可能會為了獲得超額的薪酬待遇而進行盈余管理行為.因此提出假設1：高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正相關關系.

傳統的財務理論認為人是理性的，人們所做的任何決策均是理性思考下的結果.心理學研究表明，人并不能時時刻刻保持理性，人存在悲傷、樂觀、自信、興奮及跟眾等非理性特征.每一種特征均能夠對其行為產生或多或少的影響.過度自信即是最常見的一種非理性特征，過度自信的高管在進行年報前期的盈余預測時，容易做出過高的盈余預測，當實際盈余未達到預測盈余時，為了獲得較高的貨幣收益，可能存在盈余操縱等行為.因此提出假設2：高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理的關系中起到正向的調節作用.

2 研究設計

2.1 過度自信的衡量

目前高管過度自信的替代變量有以下幾種：媒體對于企業高管的報道中是否具有自信或者樂觀等文字性描述；高管對企業的盈余是否具有向上偏離的預測；高管任期內并購頻率的大??；高管任期內是否主動增持股票；國家統計局網上公布其企業景氣指數等等.其中大多數研究采用的是高管在任期內是否主動增持股票作為判斷企業高管是否具有過度自信特征.文中采用的度量方式是高管在任期內是否增持股票且增持的原因不是股權激勵或分紅股.

2.2 盈余計量模型的選擇

選擇修正的Jones模型作為盈余管理的衡量方法，具體模型為

Ti,t=Pi,t-Ci,t

(1)

Ti,t/Ai,t-1={α1+β1(Vi,t-Ri,t)+β2Ei,t+

β3Oi,t}/Ai,t-1+εt

(2)

Ni,t={α1+β1(Vi,t-Ri,t)+

β2Ei,t+β3Ot}/Ai,t-1

(3)

Di,t=Ti,t/Ai,t-1-Ni,t

(4)

式中：Ti,t為i公司t年度的總應計利潤；Pi,t為i公司t年度的凈利潤；Ci,t為i公司t年度的經營現金流量；Ai,t為i公司t年度的總資產；Vi,t為i公司t年度的銷售收入變動；Ri,t為i公司t年度的應收賬款的變動；Ei,t為i公司t年度的固定資產原值；Oi,t為i公司t年度的經營現金流量的變動；Ni,t為i公司t年度的非操控應計利潤；Di,t為i公司t年度的非操控應計利潤即盈余管理度量指標；α1,β1,β2，β3均為回歸系數；εt為誤差項.

2.3 變量定義與模型設計

選取企業規模、獨立董事比例及財務杠桿等因素作為控制變量，變量定義見表1.

針對假設1和假設2，分別設計模型為

Da=a0+a1Gx+a2Size+a3Dg+a4Lev+ε

(5)

Da=b0+b1Gx+b2Oc+b3OcGx+b4Size+

b5Dg+b6Lev+ε

(6)

式中:a0,a1,a2,a3,a4以及b0,b1,b2,b3,b4,b5,b6為常數項;ε為誤差項.

表1 各變量的說明

2.4 樣本數據來源

選取2013-2016年度中國A股上市公司為樣本，同時根據以下原則對所得樣本進行二次篩選：① 剔除金融保險行業的樣本公司；② 剔除樣本公司中，連續兩年虧損被進行特別處理的股票(Special Treatment，ST)，以及連續三年虧損被進行退市風險警示的股票ST*的數據；③ 剔除樣本期間內出現管理者變更的企業數據.數據來源于國泰安數據庫和新浪財經網，使用Excel與Stata等統計軟件對數據進行統計分析.

3 實證結果分析

3.1 變量的描述性統計分析

變量的描述性統計分析數據見表2，從表2可以看出，盈余管理變量平均值為0.053，最大值為2.206，最小值為0.000 033，表明當前企業中存在一定的盈余管理行為，不同企業之間盈余管理程度存在著較大的差異.過度自信的代理變量的平均數為0.145，表明目前企業高管存在過度自信特征，但是并不是像前文所論述的那么普遍，原因可能是文中使用的過度自信代理變量是以增持股票為基礎的，當前很多企業高管并未持有本單位的股票，造成該種度量方法出現無效情況.同樣，從表2可以看出高管薪酬差距較大，原因可能是不同的行業存在著特有的行業差異性.

3.2 變量的相關性分析

變量的相關性分析數據見表3，從表3可以看出，企業盈余管理與高管過度自信以及高管薪酬之間存在顯著的正相關關系，且在5%的水平上通過檢驗，證實假設1，即盈余管理與高管薪酬之間存在正相關關系，高管存在為了獲取高額薪酬進行盈余管理的動機.盈余管理與企業總資產及企業財務杠桿之間存在顯著正相關關系，且在1%的水平上通過檢驗，與獨立董事比例之間存在正相關關系，但是未通過檢驗，可能是樣本容量較小等原因導致的.過度自信與高管薪酬之間存在顯著正相關關系，且在1%的水平上通過檢驗.

表2 變量的描述性統計分析

3.3 實證結果分析

根據假設，分別對式(5)～(6)進行回歸分析，回歸分析結果見表4.表4中的數據為各解釋變量的系數，括號中為回歸分析中t值，表示該變量對被解釋變量的影響；Ocgx為交叉變量；Cons為常數項；N為樣本容量.從表4中可以看出：在式(5)中，高管貨幣薪酬變量Gx與盈余管理的關系系數為0.004 4，且在5%的水平上通過檢驗，表明高管貨幣薪酬與企業盈余管理之間存在顯著的正相關關系，即高管貨幣薪酬越高，其進行盈余管理的程度越大.加入過度自信變量以后，在式(6)的回歸結果中可以發現，高管過度自信與企業盈余管理之間的關系系數為0.092 6，且在5%的水平上通過檢驗，表明高管過度自信會更大程度促使高管進行盈余管理，高管過度自信與高管貨幣薪酬的交叉變量與盈余管理的關系系數為0.006 9，且在10%的水平上通過檢驗，表明該交叉變量與盈余管理之間存在正相關關系，即高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在正向的調節作用，其進一步促進高管貨幣薪酬對盈余管理的影響性，即假設2得到驗證.

表3 變量的相關性分析

注：**、***分別為在5%,1%的水平上顯著.

表4 回歸結果分析

注： *,**,***分別為在10%,5%,1%的水平上顯著.

4 結 語

文中實證結果研究發現，在加入過度自信非理性變量后，高管過度自信會促使更大的盈余管理機會，即高管過度自信在高管貨幣薪酬與盈余管理之間存在更大的正向的調節作用.造成這一結果的原因主要為高管層過度自信，往往會高估企業的盈余，相比無過度自信因素影響的正常分析模型，盈余達不到期望值的可能更大，為實現企業目標，過度自信的高管會更大的可能和機會通過盈余管理的方式人為操縱盈余.即高管過度自信的非理性因素會進一步加大高管貨幣薪酬與盈余管理.據此，建議企業應完善公司薪酬激勵制度，采用多元化、多維度的考核方式，盡可能剔除非理性因素對盈余管理的影響；增強獨立董事的獨立性，提高獨立董事在董事會中的話語權；完善企業內部控制體系，避免高管層因非理性因素對盈余管理進行操控；健全和完善資本市場監督與懲治機制，加大對財務違規操縱的處罰力度；并從法律層面約束非理性因素對高管盈余管理行為的影響.