管理者過度自信、分析師跟蹤與盈余管理

李映照 劉敏

【摘 要】 從管理者非理性角度，以2006—2017年A股上市公司為樣本，探究管理者過度自信對企業盈余管理的影響，以及分析師跟蹤對二者關系的調節作用。研究發現，過度自信管理者會高估企業未來收益，低估風險，業績低于預期時有動機進行盈余管理，所在企業的盈余管理更高;進一步研究發現，分析師跟蹤降低管理者與其他利益相關者之間的信息不對稱，縮小盈余操縱空間，監督管理者的不當行為，減弱過度自信對盈余管理的正向影響。研究結論豐富了過度自信和盈余管理領域相關研究，為監督和約束管理者非理性行為具有一定借鑒意義。

【關鍵詞】 過度自信; 分析師跟蹤; 盈余管理

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2020）08-0026-08

一、引言

20世紀80年代，學術界開始了對企業盈余管理研究。學者們依據代理理論、信息不對稱理論，從盈余管理的定義、動機、方式、經濟后果、治理機制等方面進行了廣泛深入的研究，取得了豐碩的成果。這些研究大多是在經典經濟學理論的基礎上展開的，傳統財務理論的重要假設之一——經濟人假設，認為經理人在決策過程中是完全理性的，會遵循效用最大化原則和貝葉斯法則。然而，經濟人假設依賴于一系列嚴格的補充性假設之上，忽略了管理者的個性特征，也無法解釋現實中存在的許多現象。行為金融學的興起為學者的研究提供了新的視角。大量的心理學研究表明人在決策過程中是非完全理性的，受到個性特征、知識、經驗、信念等影響，會偏離最優理性決策，過度自信是大多數人在決策中都存在的心理;管理者由于知識、經驗、事業成就優于普通人，更容易表現出過度自信。高階理論指出，管理者特征尤其是心理特征通過影響企業決策進而影響企業行為[1]。具有過度自信心理的管理者往往高估自身的經營能力，對公司收益過度樂觀，低估風險，傾向于做出過高的盈利預測，當業績不如預期時會為了公司利益或個人利益進行盈余管理。因此，有必要從管理者非理性的角度，探究我國企業管理者是否存在過度自信心理，以及這種心理對盈余管理的影響。

盈余管理雖然改善了企業暫時的盈利狀況，但損害了會計信息質量，扭曲了資源配置，建立起合理有效的內外部監督機制尤為重要。分析師具有信息中介職能，憑借特有的專業知識、投資經驗解讀公開信息，通過與上市公司的溝通、調研等挖掘非公開信息傳遞給投資者，能夠降低信息不對稱;分析師跟蹤讓管理者行為受到更多的關注，對管理者起到了威懾和監督作用，是企業外部治理不可或缺的組成部分[2]。

本文以2006—2017年間我國A股上市公司為樣本，探究管理者過度自信與盈余管理的相關關系，以及分析師跟蹤對二者關系的調節作用。使用相對薪酬度量過度自信，發現在其控制其他變量后，過度自信管理者所在公司的盈余管理程度更高，進一步研究發現，分析跟蹤能夠起到監督作用，即分析師跟蹤減弱了管理者過度自信心理對盈余管理程度的影響。

本文的研究貢獻如下：首先，從管理者非理性視角，探究了管理者過度自信對企業盈余管理的影響，對相關研究做出了有益補充。其次，考察了分析師對管理者過度自信與盈余管理關系的調節效應，對加強管理者非理性行為的監管有一定啟示意義。在目前的管理者過度自信下盈余管理行為治理機制研究中，沒有探究分析師的治理作用。學者對分析師的治理作用沒有形成統一的結論，有監督效應和壓力效應兩個完全相反的觀點，研究發現分析師能夠減弱管理者過度自信對企業盈余管理的影響，發揮了監督效應。

二、文獻回顧

（一）管理者過度自信研究現狀

過度自信是人們在進行決策時普遍存在的一種認知偏差。過度自信的管理者通常表現出過度樂觀，高估項目成功的概率，高估企業未來收益，低估風險;過高估計自身掌握知識、信息的精確性;容易產生控制幻覺，傾向于高估對不確定事件結果的控制能力;事情發生后，往往把成功歸因于自身能力，把失敗歸于外部因素，表現為自我歸因[3]。

目前，學者們已在并購、投資、融資、股利政策等方面對管理者過度自信的影響展開了研究。在財務領域中最早關注到這種認知偏差的是Roll（1986），他提出傲慢假說，該假說從管理者非理性角度解釋了公司收購，傲慢使決策者過高估計標的公司未來收益，低估了并購失敗的風險，導致并購溢價過高。后續學者也證明了過度自信與并購頻率、并購商譽呈正相關關系。在投資決策方面，學者普遍認為過度自信將導致企業非效率投資[4]，管理者過高估計本公司價值，認為外部融資成本過高而放棄需要融資的好的投資項目，引發投資不足;同時，過高估計投資項目的現金凈流入，當企業現金流充足時投資凈現值（NPV）小于零或者只有微小盈利的項目，導致過度投資。在融資決策方面，過度自信管理者的融資順序沒有改變，認為企業價值被市場低估，首先考慮內部自有資金，外部融資方式中股權融資成本較高，更加偏好債務融資;在債務期限結構上，對企業資金流入過度樂觀，低估再融資的風險和不確定性，偏好短期債務而非長期債務[5]。在股利政策方面，如果管理者看好企業未來的投資機會，預計企業未來需要大量資金，可能傾向于保留內部資金而不是支付股利。學者研究表明，過度自信管理者所在公司相比于普通公司的股利支付水平更低[6]。隨著研究的深入，學者還將管理者過度自信影響的研究拓展到企業創新、成本粘性等領域。

（二）盈余管理研究現狀

已有文獻將盈余管理動機概括為資本市場動機、契約動機和規避監管動機。資本市場動機認為會計盈余是影響上市公司股價的重要因素之一，良好的盈利能夠吸引投資者的注意，從而提升股價。學者研究表明經理人會出于融資[7]、并購重組、避免虧損等目的調節會計盈余。契約動機包括企業所有者和經理人之間的薪酬契約、經理人和債權人之間的債務契約，契約的制定和結果很大程度上取決于公司的會計盈余。管理者有動機為了績效考核進行盈余管理[8]。當企業資產負債率過高時，管理者會采取調增利潤的盈余管理方式降低債務違約概率。由于企業的盈利會受到政府監管行為的影響，所以規避監管也是管理者進行盈余操縱的動機，國外研究集中在反壟斷、行業監管等方面，國內則是關注避稅，研究表明管理者會為了避稅進行盈余管理[9]。

學者對盈余管理動機展開了全面且極具價值的研究，但是現有研究大多基于理性經理人假設，忽略了管理者認知偏差的影響。現有研究表明企業的并購、投資、股利政策等行為會受到管理者過度自信心理的影響，出于資本市場動機、契約動機等，過度自信也可能對盈余管理產生影響。國外學者研究發現過度自信管理者過高估計自身能力，低估企業面臨的風險，更加偏好高風險、探索性和挑戰性的活動，所在公司的會計穩健性更低[10]，過度自信程度與企業財務重述呈正相關關系[11]。國內較少關于過度自信與盈余管理的相關文獻，也沒有涉及分析師的調節作用。因此本文以我國2006—2017年間A股上市公司數據為樣本，探究管理者過度自信心理是否對盈余管理產生影響，以及分析跟蹤能否發揮治理作用。

三、理論分析與研究假設

（一）管理者過度自信與盈余管理

與普通人相比，管理者更可能存在過度自信心理。一方面，具有過度自信心理特征的人更容易表現出自信、樂觀的態度，有較強的自我表現欲望，相同條件下更容易獲得賞識，成為企業管理者，企業認為這類管理者更能激勵員工、吸引投資者。另一方面，過度自信者具有歸因偏差的特征，傾向于把成功的因素歸為自身能力，把失敗歸結為外界因素;管理者具有優于普通人的學識、成功經歷，這些進一步加深了他們的過度自信程度。而對于我國企業管理者，存在過度自信心理特征的可能性更大。從古至今，我國深受儒家思想的影響，其中的“君臣關系”賦予領導者極高的地位，管理者天然的地位優勢、領導權威，更容易使其過度自信[12]。

過度自信的管理者有動機進行盈余管理。第一，過度自信管理者過度樂觀，高估未來收益，低估風險，所在企業的實際業績低于預期的可能性更大。管理者往往過高估計項目的預期收益，低估不利情況發生概率，投資NPV小于零或者只有微小盈利的項目，引發過度投資[13]。管理者高估自身經營能力、整合能力，高估并購帶來的協同效應，支付的并購對價過高[14]，實施更多的并購行為，損害企業價值。管理者激進的投資決策使經營業績波動幅度更大，業績不如預期的可能性更大。管理者的薪酬契約、職位晉升很大程度上取決于會計盈余，為了達到績效考核目標，實現自身利益最大化，管理者有動機進行盈余操縱。同時，會計盈余會影響股票價格，為了配合融資、股東減持等活動，在董事會等利益相關者的壓力下，管理者可能進行盈余管理。第二，過度自信管理者所在企業要應對更高的財務困境風險。管理者過高估計自己決策和降低風險的能力，低估企業面臨的風險，采用的財務政策較為激進，如使用大量的債務融資、偏好短期債務等，陷入財務困境的可能性更大，出于避免虧損的動機可能進行盈余管理[15]。第三，過度自信管理者對盈余管理被發現存有僥幸心理。管理者有更高的風險偏好，容易高估盈余管理帶來的收益，低估內外部監管機制的有效性，對掩蓋盈余操縱行為抱有僥幸心理。

此外，過度自信的管理者也有能力進行盈余管理。在委托代理關系下，管理者受托經營企業，具有較大的經營決策權，在信息不對稱環境下投資者對其約束是有限的。我國會計準則、會計制度還在不斷完善，在規范企業會計行為的同時，也給管理者提供了選擇的空間，可以根據自身職業判斷對會計估計、會計政策進行選擇，比如壞賬準備和資產減值準備的計提、折舊方法的選擇等。在我國企業現有的治理結構、制度環境下，為了短期利益最大化，管理者有能力進行盈余管理。

綜上，本文提出假設1。

H1：控制其他變量后，過度自信管理者所在企業的盈余管理程度更高。

（二）管理者過度自信、分析師跟蹤與盈余管理

現有研究對分析師的治理作用持有兩種觀點，分別是監督效應和壓力效應。從監督效應角度，Chen et al.[16]利用券商合并事件研究發現，企業受到的分析師關注減少后，其盈余管理活動提高了，驗證了分析師的外部治理作用。從壓力效應角度，企業利潤如果沒有達到分析師預測，投資者會認為企業出現了預期外的業績下滑引發股價暴跌，出于這種壓力管理者可能會實施盈余操縱行為。李春濤等[17]發現企業存在分析師跟蹤的情況下，并沒有努力經營改善業績而是通過隱蔽的真實盈余管理迎合分析師預測。

具體到過度自信管理者，分析師可能會約束其盈余操縱行為。第一，分析師能降低管理者與其他利益相關者之間的信息不對稱，縮小了盈余操縱的空間。信息不對稱是管理者進行盈余操縱的重要條件，分析師通過兩種方式提高企業信息透明度，一是憑借專業知識和投資經驗對企業的公開信息進行解讀，二是利用職業的便利性獲取企業的內幕信息并傳遞給外部投資者。第二，分析師是資本市場不可或缺的外部治理機制，監督管理者行為。分析師對企業、管理者長期持續地跟蹤和關注，更容易覺察企業的不當行為，可以通過分析報告進行揭露。同時，分析師跟蹤能提高企業公開或非公開信息的傳播廣度和深度，降低信息的獲取成本，使企業受到更多的監督。當企業存在分析師跟蹤的情況下，管理者的不當行為更容易被感知，為了避免由此帶來的不良后果，會降低盈余操縱。

然而，分析師也可能對過度自信管理者產生壓力效應。分析師發布的盈利預測使得投資者對企業的盈利產生預期，當實際業績不如預測時，投資者可能會拋售股票，管理者為避免不利市場反應可能進行盈余操縱。相比于普通管理者，過度自信管理者對未來收益過于樂觀，企業業績波動幅度更大，與分析師盈利預測不一致的可能性和程度也更大，可能會為了迎合分析師預測進行盈余管理。

綜上，本文提出競爭性假設2。

H2a：控制其他變量后，分析師跟蹤能夠減弱管理者過度自信對企業盈余管理的影響。

H2b：控制其他變量后，分析師跟蹤會加劇管理者過度自信對企業盈余管理的影響。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2006—2017年間A股上市公司作為初始樣本，并剔除以下數據：金融類上市公司;ST或ST等經營異常的上市公司;上市年限不足1年的上市公司;研究數據缺失的觀測值。最終獲得21 233個樣本。為排除異常值的影響，對所有連續型變量在上下1%縮尾處理。本文數據主要來自CSMAR數據庫。

（二）變量界定

1.盈余管理（DA1）

本文依據Dechow et al.的修正Jones模型分年度分行業估計得到操控性應計利潤的絕對值（DA1）衡量盈余管理，DA1值越高，公司盈余管理程度越高。修正Jones模型如下：

=β1+β2+β3+ε （1）

DAi，t=--（-）-? ?（2）

其中，TAi，t是公司i第t年的總應計利潤，TAi，t=NIi，t-

CFOi，t，NIi，t為凈利潤，CFOi，t為經營活動現金流，ΔREVi，t為銷售收入增加額，ΔRECi，t為應收賬款凈值增加額，Ai，t-1為上年度總資產，PPEi，t為固定資產原值。首先將樣本數據分行業分年度按模型1進行回歸，再將模型1中系數帶入模型2，得到可操縱性應計利潤DAi，t，取絕對值即為DA1。

2.管理者過度自信（Overcon）

國內外學者衡量過度自信的方法主要有管理者相對薪酬、管理者持股比例變化、企業盈利預告偏差、并購次數、CEO個人特征、企業景氣指數等。這些方法各有利弊，考慮到薪酬是管理者盈余操縱的動機之一，也是激勵機制的關鍵部分之一，以及結合我國實際情況，參考姜付秀等[12，18]，本文采用管理者相對薪酬方法，即用公司中前三名管理者薪酬之和占所有管理者薪酬之和的比例衡量管理者過度自信。相關研究表明，薪酬比例越高，管理者對公司的控制權強，越容易過度自信。

3.分析師跟蹤（Analyst）

參考李春濤等[17]，分析師跟蹤數量等于一段時間內跟蹤某家上市公司的機構數量。例如，2017年共有38個券商的分析師發布了88份有關美的集團的研究報告，無論涉及多少個分析師，因此認為2017年有38個分析師跟蹤了美的集團。在回歸中，分析師跟蹤Analyst等于這個數據加1再取自然對數。

4.控制變量

參考相關文獻，設置了企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、總資產報酬率（Roa）、總資產增長率（Growth）、經營活動現金流量（CFO）、會計師事務所（Audit）、審計意見（Opinion）、產權性質（State）、股權集中度（Shrcr1）、董事會規模（Dsize）、獨立董事比例（Indp）、內部控制質量（Icq）、年度虛擬變量（Year）、行業虛擬變量（Ind）等。具體變量定義如表1所示。

（三）模型構建

為驗證研究假設，構建如下模型：

DA1i，t=α0+α1Overconi，t+α2Analysti，t+α3Sizei，t+

α4Levi，t+α5Roai，t+α6Growthi，t+α7CFOi，t+α8Auditi，t+

α9Opinioni，t+α10Statei，t+α11Shrcr1i，t+α12Dsizei，t+α13Indpi，t+

α14Icqi，t+Year+Ind+εi，t? ? ?（3）

DA1i，t=β0+β1Overconi，t+β2Analysti，t+β3Overconi，t×

Analysti，t+β4Sizei，t+β5Levi，t+β6Roai，t+β7Growthi，t+

β8CFOi，t+β9Auditi，t+β10Opinioni，t+β11Statei，t+β12Shrcr1i，t+

β13Dsizei，t+β14Indpi，t+β15Icqi，t+Year+Ind+μi，t （4）

若模型3中α1顯著為正，表示過度自信的管理者所在企業的盈余管理程度更高，則H1成立;若模型4中β3顯著為負，說明分析師跟蹤能夠減弱管理者過度自信對企業盈余管理程度的影響，則H2a成立;若模型4中β3顯著為正，說明分析師跟蹤加劇了管理者過度自信對企業盈余管理程度的影響，則H2b成立。

五、實證分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計分析如表2所示，盈余管理程度（DA1）的平均值為0.059，中位數為0.041，標準差為0.059，說明樣本公司普遍存在盈余管理;管理者過度自信（Overcon）的平均值為0.450，中位數為0.430，說明研究樣本中管理者存在過度自信心理的公司接近45%;分析師跟蹤（Analyst）的最大值為3.700，最小值為0，標準差為1.100，說明研究樣本中分析師跟蹤數量存在一定差異;企業規模（Size）的平均值為22;財務杠桿（Lev）的平均值為0.450，說明樣本公司總資產約有45%來自負債;總資產凈利潤率（Roa）的平均值為0.043;總資產增長率（Growth）的平均值為0.160，表明樣本企業發展能力較強;經營活動現金流量（CFO）的平均值為0.044;會計師事務所（Audit）平均值為0.060，表明聘請國際四大的上市公司比例約為6%;審計意見（Opinion）的平均值為0.028，表明樣本企業的審計報表大部分都獲得了標準無保留意見;產權性質（State）的平均值為0.460，表明產權性質為國有的占據了約46%;股權集中度（Shrcr1）的平均值為0.360，最大值為0.750，表明樣本企業中第一大股東持股比例約為36%，股權集中度較高;董事會規模（Dsize）的平均數為2.200;獨立董事比例（Indp）平均值為0.370，最小值為0.300，表明樣本公司中獨立董事比例都達到了法規要求;內部控制質量（Icq）平均值為6.500。

（二）相關性分析

表3給出了變量間的皮爾遜相關系數，管理者過度自信（Overcon）與盈余管理程度（DA1）的相關系數為0.102，在1%水平上顯著，初步驗證了H1。分析師跟蹤（Analyst）與盈余管理程度（DA1）的相關系數為-0.055，與管理者過度自信（Overcon）的相關系數為-0.166，均在1%水平上顯著，說明分析師跟蹤數量越多，企業的盈余管理程度可能越低，初步證明分析師跟蹤在管理者過度自信對企業盈余管理程度的影響中起到的監督效應大于壓力效應。各變量間的相關系數均小于0.500，模型不存在嚴重的共線性問題。

（三）回歸結果分析

表4報告了管理者過度自信、分析跟蹤與盈余管理的回歸結果。回歸（1）將因變量盈余管理（DA1）、控制變量、年份、行業虛擬變量帶入回歸，除了會計師事務所（Audit）、獨立董事比例（Indp）不顯著，其余變量都在10%的水平上顯著。回歸（2）控制了控制變量、年份和行業虛擬變量，過度自信（Overcon）的系數為0.023，在1%水平上顯著，驗證了H1，過度自信心理越突出，管理者實施盈余操縱的可能性越大。控制變量方面，分析師跟蹤（Analyst）、企業規模（Size）、經營活動現金流量（CFO）、董事會規模（Dsize）、內部控制質量（Icq）與盈余管理的相關系數為負，且在10%的水平上顯著，說明分析師起到了監督作用，制約了管理者的盈余操縱行為;隨著公司規模增大，企業管理者實施盈余操縱行為的概率越小，可能是進行盈余操縱的成本逐漸增大;經營活動現金流量越大，所在企業盈余操縱可能越少;董事會在減少管理者盈余操縱的發生上發揮了一定作用;高質量的內部控制對管理者的盈余操縱起到了制約作用。財務杠桿（Lev）、總資產凈利潤率（Roa）、總資產增長率（Growth）、審計意見（Opinion）、第一大股東持股比例（Shrcr1）與盈余管理呈正相關關系，說明財務杠桿越大，管理者實施盈余操縱的可能性越大;為了提高總資產凈利率和總資產增長率，管理者可能進行盈余操縱;審計報告獲得非標準意見、股權集中度越高的公司，盈余管理程度可能越大。會計師事務所（Audit）、獨立董事比例（Indp）與盈余管理的相關系數不顯著。

為探究分析師跟蹤在管理者過度自信與盈余管理中起到的是監督作用還是壓力作用，本文回歸（3）在回歸（2）的基礎上加入Overcon×Analyst，Overcon×Analyst的回歸系數為-0.008，在1%的水平上顯著，說明了上市公司分析師跟蹤數量越大，管理者過度自信對盈余管理的正向影響會減弱，即分析師跟蹤在管理者過度自信與企業盈余管理程度的關系中起到了監督作用，H2a成立，H2b不成立。分析師持續關注企業，對企業信息進行收集、整理和分析，能降低信息不對稱，管理者的行為更容易被投資者感知，對管理者起到監督和威懾作用，為了避免行為被揭露帶來的監管和處罰，管理者會減少盈余操縱。

（四）穩健性檢驗

為提高研究結論的穩健性，本文進行了以下檢驗：

1.過度自信對盈余管理的影響可能存在滯后，參考孫光國等[10]，將管理者過度自信滯后一期（Overcont-1）帶入回歸。

2.改變管理者過度自信的測量。參考梁上坤[19]，若管理者過度自信（Overcon）高于行業中位數取1，反之取0。

3.改變盈余管理的測量。采用橫截面Jones（1991）模型、Kothari等（2005）提出的業績匹配模型衡量應計盈余管理，取絕對值得到DA2、DA3。

在以上檢驗中，研究結論沒有改變，較為穩健。表5列示管理者過度自信滯后一期（Overcont-1）帶入模型回歸的結果，鑒于篇幅其余檢驗結果未列示。

六、研究結論

現有的盈余管理研究大多基于理性人假設，心理學研究表明人是有限理性的，在進行決策時存在認知偏差，而過度自信可能是在人的判斷決策分析研究中最穩健的發現。本文從管理者非理性視角，以2006—2017年間A股上市公司為樣本，研究管理者過度自信對盈余管理的影響，同時探究分析師跟蹤在上述關系中是否起到調節作用。研究發現：（1）過度自信管理者過高估計公司預期收益，低估可能面臨的風險，業績不如預期時有動機進行盈余管理，所在企業的盈余管理更高;（2）分析師跟蹤降低管理者與其他利益相關者之間的信息不對稱，縮小盈余操縱空間，監督管理者的不當行為，能夠減弱過度自信對盈余管理的正向影響。

本文的研究結論對監督和約束管理者非理性行為有一定借鑒意義：

第一，管理者是有限理性的，存在系統性的認知偏差，過度自信的管理者更可能進行盈余操縱，企業應該不斷完善治理機制。建立各利益相關者充分參與、程序明晰的決策系統，決策時遵循規則;完善管理層的激勵機制，對管理層的考核應該更加地全面系統，不能只停留在財務層面，還應包括非財務指標。

第二，分析師具有監督作用，能減弱管理者過度自信對盈余管理影響。我國分析師行業起步較晚，在規范性、專業性方面還有提升空間，要不斷完善行業制度，充分發揮其職能;分析師作為第三方應該始終保持獨立、客觀公正和專業的原則，不斷加強行業自律，提高專業素養和職業道德。●

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