管理者過度自信、獨立董事比例與會計信息可比性

鄧佳

(集美大學 財經學院，福建 廈門 361021)

會計信息可比性是重要的會計信息質量特征之一，與企業中的會計決策息息相關。它要求對于相同或類似的事件應具有一致的會計信息口徑，使同一企業能夠在不同時期或使不同企業在同一時期具有可比性。與傳統的完全理性經濟人假設不同，企業的管理者大都是存在相當程度的非理性行為的，隨著理論制度的完善，衍生了管理層過度自信的概念[1]。近年來，已有學者研究了管理者過度自信對會計信息質量造成的不利影響[2-3]，但關于這一特征對會計信息可比性的經濟后果卻很少有人予以關注。本文將管理者過度自信和會計信息可比性聯系在一起，探討管理者過度自信對會計信息可比性的影響及其作用機制，并進一步研究不同產權性質下的影響效果以及將獨立董事比例納入研究框架后其發揮的調節作用。

1 理論分析與研究假設

1.1 管理者過度自信與會計信息可比性

管理者的盲目自信會使管理者在進行經營決策時，由于對前景的盲目樂觀，往往傾向于過高的估計將來可能獲得的收益而低估其在過程中所需承擔的風險[4]。在這種心理特征的作用下，過度自信的管理者傾向于制定過高的業績指標。而當最終企業的真實業績無法達到管理者的預期時，管理者可能會采取盈余管理的手段加以調控[5]。另一方面，高度自信的管理者更傾向于進行規模擴張、企業并購，甚至是其他非效率投資，從而在一定程度上影響企業的財務績效和經營績效，最終可能造成企業的財務困境[6-9]?？紤]到業績考核壓力，管理者可能會進行一定的盈余管理，如通過對異?，F金流進行操作和對異常費用進行處理等方法，使對外公布的財務信息達到市場投資者的要求[10]。另外，在委托代理理論的背景下，為了獲得更為可觀的業績薪酬，過度自信的管理者同樣可能會通過對企業的盈余進行操縱實現管理者自身利益的最大化。Hall和Liebman(1998)通過實證研究得出結論，管理者薪酬與股價相掛鉤且這種聯系的程度愈密切，管理者出于自身利益操縱利潤的動機就愈發強烈[11]。綜上所述，管理層的過度自信會使管理層更多地去進行盈余管理的操縱，而由于存在這種操縱，在相同的事項上管理者可能會進行不同的業務處理以達到自己想要的效果，由此可能會減弱會計信息的可比性?；谝陨戏治?，本文提出第一個假設：

H1:在其他條件不變的情況下，管理者過度自信會削弱會計信息的可比性。

1.2 管理者過度自信、產權性質與會計信息可比性

會計信息質量與產權性質有著緊密的聯系[12]。由于產權性質的差異，管理者過度自信對會計信息可比性作用的強弱也有可能有所不同。一方面，國有企業擁有政府的扶持，更容易取得外部投資者的信任，因此

具有較小的融資約束。相對于國有企業來說，非國有企業由于沒有政府的“保駕護航”，將面臨更強的融資約束，也就是說，非國有企業的管理者更需要有能夠讓投資者更為滿意的財務信息，以此獲得外部融資。另一方面，國有控股企業管理層大都擁有較為固定的工作年限，而非國有企業的管理層則面臨更為嚴峻的經理人市場，一旦財務報表上出現令所有者不滿的經營業績，他們可能面臨薪酬降低甚至被辭退的風險?；谶@兩方面的考慮，當過度自信的管理者在做出錯誤的決策，導致實際情況與預期不符時，非國有企業的管理者面臨更為緊迫的業績壓力，更容易“慌了陣腳”，選擇更為激進的盈余操控方法，從而進一步降低會計信息的可比性?；谝陨戏治?，本文提出第二個假設：

H2:在其他條件不變的情況下，相對于國有企業，管理者過度自信對會計信息可比性的負向影響在非國有企業中更加顯著。

1.3 管理者過度自信、獨立董事比例與會計信息可比性

獨立董事相對于一般董事，具有更強的獨立性和特殊性，在企業中充當著“監督者”的角色，對企業施加重大影響。James，Brickley(1984)的研究表明，獨立董事比例越高的企業，其股東所獲得的回報就越豐厚[13]。Baysinger，Butler(1985)的研究結果展示了獨立董事比例和公司績效的正向相關關系[14]。由于獨立董事在企業中發揮監察和警示的職能，獨立董事制度能夠提升企業的經營、投資效率，減少企業發生違規事件的次數，降低企業的違規概率[15]。因此，與企業內部關聯性較低的獨立董事承擔更嚴謹的監督職能，對管理者的行為加以警誡。在管理者過度自信的情況下，獨立董事在企業中所占比例越高，對企業管理者的監督作用就越強。由此可以規范管理者的行為，降低管理者為個人利益去操縱企業盈余的可能性，維護企業所有者的利益，進而提升企業的會計信息可比性?；谝陨戏治?，本文提出第三個假設：

H3:在其他條件不變的情況下，相對于獨立董事比例較高的企業，管理者過度自信對會計信息可比性的負向影響在獨立董事比例較低的企業中更加顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文以2013-2020年中國A股上市公司為研究樣本，并對數據做如下處理：一是剔除金融行業的樣本；二是剔除ST、*ST的公司樣本；三是剔除存在數據缺失值的樣本；四是對所有連續變量在1%和99%分位點做縮尾處理，最終得到7189個樣本的非平衡面板數據。本文數據均來自CSCMA數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量 本文借鑒Franco等(2011)的相關研究來衡量會計信息可比性[16]。選取公司i在同年份與同行業其他公司會計信息可比性的平均值(COMPAVG)和中位數(COMPMD)以及同行業內與其會計信息可比性最高的前四家公司的平均值(COMPTOP4)，作為公司i當年會計信息可比性的衡量指標。

2.2.2 解釋變量 本文考慮到數據的可獲得性等相關因素，借鑒姜付秀(2009)的做法，用管理者的相對薪酬水平即企業前三名高管薪酬之和與全部高管薪酬總額的比值作為管理者過度自信的衡量方式[6]。

2.2.3 控制變量 本文將下列變量作為影響會計信息可比性的控制變量：企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、賬面市值比(MBT)、現金流量(Cash)、董事會規模(Board)、兩職兼任(Jr)、審計師類別(Audit)。此外，本文還設置了年度(Year)和行業(Industry)的虛擬變量以控制年度和時間因素所帶來的影響。具體含義及計量方法見表1。

表1 變量定義表

表1 續表

2.3 模型設定

在經過上文的分析后，構建如下模型：

COMPi,t=α0+α1OCi,t+α2Sizei,t+α3Levi,t+α4ROAi,t+α5MBTi,t+α6Cashi,t+α7Boardi,t+α8Jri,t+α9Auditi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

COMPi,t=β0+β1OCi,t+β2IDRi,t+β3OCi,t×IDRi,t+β4Sizei,t+β5Levi,t+β6ROAi,t+β7MBTi,t+β8Cashi,t+β9Boardi,t+β10Jri,t+β11Auditi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

其中，模型(1)用來檢驗管理者過度自信對會計信息可比性的影響，并利用這一模型進一步分組檢驗區分產權性質的影響。模型(2)在模型(1)的基礎上加以改進，用來考慮獨立董事比例在管理者過度自信和會計信息可比性關系中發揮的調節作用，其中OCi,t×IDRi,t表示管理者過度自信(OC)和獨立董事比例(IDR)的交乘項。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

表2是文中所涉及變量的描述性統計結果?？梢钥闯鯟OMPAVG、COMPMD、COMPTOP4這三個指標的均值均接近其中位數，且相對于最小值來說與最大值的差距更小，說明樣本公司的會計信息可比性相對來說是比較高的，但最大值和最小值之間的差距仍不可忽視。管理者過度自信的衡量指標OC的平均值為0.431，說明市場上存在較大程度的管理者過度自信，最大值為0.832，最小值是0.210，不同企業的管理者過度自信程度也存在較大差異。獨立董事比例IDR的均值為0.374，更接近最小值0.333。在控制變量中，企業規模Size的平均數為22.64，說明樣本公司的平均企業規模并不算大；資產負債率Lev均值為0.444，資產收益率ROA均值為0.042，資本配置和利潤獲得仍有較大提升空間；董事會規模Board的平均數是3.722，意味著平均每個樣本公司約有4個董事；總經理和董事長兩職兼任Jr的概率約為0.407；由“四大”出具審計意見報告Audit的公司約占樣本總數的0.086，審計質量有待進一步改善。

表2 變量的描述性統計

3.2 相關性分析

表3展示了本文中變量之間的Pearson相關系數。根據表3的數據結果我們可以看到，COMPAVG、COMPMD、COMPTOP4存在著顯著的線性相關關系。而在控制變量中，除資產收益率(ROA)、兩職兼任(Jr)與會計信息可比性保持正向顯著相關關系以外，公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、賬面市值比(MBT)、現金流量(Cash)、董事會規模(Board)、審計師類別(Audit)與會計信息可比性的關系是顯著負相關。另外，模型中變量之間的相關系數均小于0.5，可以初步判斷模型中基本不存在多重共線性問題。

表3 變量的相關性分析

3.3 多元回歸分析

3.3.1 管理者過度自信與會計信息可比性 本文首先利用模型(1)對管理者過度自信和會計信息可比性之間的關系進行檢驗，得到表4所示的回歸結果。結果顯示，OC對COMPAVG、COMPMD、COMPTOP4的回歸系數分別為-0.00346、-0.00370、-0.00267，且均在1%的水平上顯著，管理者過度自信(OC)和會計信息可比性(COMPAVG、COMPMD、COMPTOP4)之間在存在顯著負相關關系，這意味著企業的管理者過度自信程度愈高，則企業與同行業其他企業之間的會計信息可比性愈強，假設1得到了驗證。

表4 管理者過度自信與會計信息可比性

表4 續表

3.3.2 管理者過度自信、產權性質與會計信息可比性 同樣采用模型(1)加以驗證，對產權性質加以區分得到如表5所示結果，其中(1)(3)(5)列為國有企業的回歸結果，(2)(4)(6)列為非國有企業的回歸結果。結果顯示，國有企業組OC關于COMPAVG、COMPMD、COMPTOP4的系數均不顯著，而在非國有企業組中，OC對COMPAVG、COMPMD、COMPTOP4的回歸系數分別為-0.00195、-0.00232、-0.00143，且分別在5%、5%、10%的水平上顯著。相比于國有企業，非國有企業管理層過度自信對會計信息可比性的削弱作用更為顯著，公司面臨的融資約束能提高過度自信的管理層對會計信息可比性的負面影響。這一結果證實了假設2的猜想。

表5 管理者過度自信、產權性質與會計信息可比性

表5 續表

3.3.3 管理者過度自信、獨立董事比例與會計信息可比性 模型(2)在模型(1)的基礎上加入獨立董事比例的因素，加入了獨立董事比例(IDR)以及管理者過度自信與獨立董事比例的交乘項(OC×IDR)，用以考慮獨立董事比例在管理者過度自信與會計信息可比性關系中發揮的調節作用，其影響結果如表6所示。從回歸結果中可以看到，在引入交乘項后，管理者過度自信的回歸系數仍然顯著為負，而管理者過度自信與獨立董事比例的交乘項在三列數據中的回歸系數分別為0.0172、0.0243、0.0134，且分別在10%、5%、10%的水平上顯著。這說明獨立董事比例在管理者過度自信與會計信息可比性的關系中發揮著正向調節作用，即獨立董事比例越小，管理者過度自信對會計信息可比性的削弱作用就越顯著。假設3得到了驗證。

表6 管理者過度自信、獨立董事比例與會計信息可比性

4 研究結論

本文選取2013-2020年A股上市公司為研究樣本，考慮管理層過度自信對會計信息可比性的作用，并對其進行產權性質的分組檢驗，考慮管理層過度自信在產權不同情況下作用效果的不同，以及獨立董事比例在其中發揮的調節作用。研究結果表明：(1)管理層過度自信程度越高，企業的會計信息可比性越低；(2)相對于國有企業，管理者過度自信對會計信息可比性的負向影響在非國有企業中更加顯著。(3)在獨立董事比例較低的樣本中，管理者過度自信對會計信息可比性的負向影響更強。這表明獨立董事在管理者過度自信的條件下發揮了一定的監督作用，進而可以緩解管理者對盈余等方面的操縱，降低管理者過度自信對會計信息可比性的負向影響。本文通過探討管理層過度自信與會計信息可比性的關系，并創造性地引入獨立董事比例，考慮其發揮的調節作用，不僅豐富了關于會計信息質量影響因素的內容，還強化了內部利益相關者行為動機的研究成果，為企業監督管理者行為、提升會計信息質量提供了新的理論證據。