管理者過度自信、會計穩健性與制造業投資效率

周登憲

摘? ?要：本文以2010—2020年滬深兩市制造業上市企業為樣本，建立動態面板模型，實證檢驗了制造業企業管理者過度自信、會計穩健性與企業投資的關系。研究發現：當企業存在過度投資時，管理者過度自信將會進一步加劇過度投資程度;當企業存在投資不足時，管理者過度自信將會憑借積極的負債策略，一定程度上緩解投資不足。調節效應檢驗發現會計穩健性可以抑制制造業企業過度投資行為，緩解投資不足，降低管理者過度自信對制造業過度投資的推動作用，增強其對制造業投資不足的緩解效應。異質性檢驗發現會計穩健性的調節效應在非國有企業、東部地區、小規模企業表現更明顯。

關鍵詞：過度自信;會計穩健性;過度投資;投資不足;異質性

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）12-0052-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.12.007

一、引言

改革開放以來，我國制造業發展迅速。根據國家統計局數據，2019年我國制造業增加值達到26.9萬億元，占全球比重28.1%，連續十年保持世界第一制造大國地位。但是，我國制造業也存在大而不強、全而不優的問題，基礎能力依然薄弱，關鍵核心技術仍然受制于人，“卡脖子”風險較為突出。當前，我國已進入高質量發展階段，必須堅持新發展理念，深入實施制造強國戰略，推動制造業做優做強。

制造業做優做強離不開投資。只有合理引導制造業投資方向，優化制造業投資結構，提高投資效率，才能充分發揮有效投資的關鍵作用，補齊制造業短板弱項。但是，在現實生活中，我國制造業企業投資行為扭曲現象屢見不鮮，盲目投資、過度投資以及投資不足等問題比比皆是，降低了企業投資效率（張天舒等，2020）[1]，造成資源的不合理、不充分利用，最終制約了企業轉型升級和高質量發展。企業管理者是企業投資決策的制定者和執行者。管理者的有限理性以及追求私利的行為是我國制造業企業存在不同程度非效率投資的重要原因之一。

穩健性原則又稱為謹慎性原則，是企業會計核算中運用的一項重要原則。在會計穩健性原則要求下，企業凡是可以預見的損失和費用都應予以記錄和確認，而沒有十足把握的收入則不能予以確認和入賬。在市場經濟條件下，企業作為獨立的市場主體，其生產經營必然面臨多種風險。堅持穩健性原則，有利于企業防范和化解市場風險，同時也必然對企業的投資決策產生影響。在這一邏輯下，會計穩健性對我國制造業企業投資效率的作用效果，即會計穩健性能否有效發揮公司治理效應，改善制造業企業投資效率值得關注。

本文以2010—2020年我國滬深兩市制造業上市企業為研究樣本，實證檢驗了管理者過度自信對我國制造業企業投資效率的影響以及會計穩健性的調節作用，進一步研究了會計穩健性調節效應在不同所有制、不同區域、不同規模企業之間的差異。本文的研究豐富了投資效率、會計穩健性等領域的研究文獻，為管理者過度自信、會計穩健性對于制造業行業的影響效果提供實證依據，為提高制造業投資效率、推動高質量發展提供政策參考。

二、文獻綜述與研究假說

（一）管理者過度自信與投資效率

傳統的西方經濟學理論認為，人是理性的。在理性經濟人假設下，企業管理者能夠掌握充分的市場信息，并做出合理決策，進而達到最優的投資效果。但是，有限理性理論認為人在決策過程中并非完全理性，也不是完全非理性（Simon，1955;侯巧銘等，2017）[2，3]。企業管理者在財務決策過程中不可避免地受到信息不對稱、市場冗余信息、個人偏好與工作能力等主客觀因素的影響（李葳和沈頌東，2020）[4]。因此，管理者的決策行為應歸屬于有限理性行為。其中，過度自信就是有限理性行為的一種典型表現。過度自信的管理者對公司未來的發展前景過于樂觀（鄧偉和賀彬煒，2020）[5]，對企業的經營狀況有較大的信心，容易高估投資收益，并低估經營中存在的風險，進而容易做出激進的投資決策（馬春愛和易彩，2017）[6]，導致企業過度投資問題的產生。尤其在委托代理問題客觀存在的情況下，管理者為了追求個人工作成效，偏好于實現投資的短期效益，而忽視企業的長遠規劃，因此，往往存在通過短期大量投資刺激企業業績快速提升的沖動。據此，本文提出第一個假說：

假說1：當企業存在過度投資時，管理者過度自信將會進一步加劇過度投資程度。

然而，當企業自有資金不足，無法滿足投資需求，進而形成投資不足時，過度自信的管理者往往通過積極的負債策略，提高企業杠桿率水平，彌補資金缺口，實現投資目標（余明桂等，2006;王艷林，2016）[7，8]。與理性管理者相比，過度自信的管理者往往更渴望得到公司和業界的認可，更愿意為實現業績目標而努力工作，在投資決策篩選上表現得更加積極，且能夠更高效、快速地做出投資決策，更好地把握瞬息萬變的市場機會，不僅能夠緩解投資不足，而且有利于公司經營目標的實現（謝偉峰和陳省宏，2015）[9]。在相同資金投入下，過度自信的管理者由于對風險和挑戰的偏好強于理性管理者，使其能夠更好地把握創新類項目的實現，為企業帶來更多的創新產品，提高企業核心競爭力，幫助企業走出投資不足的困境（謝偉峰和陳省宏，2015;David等，2012;林慧婷和王茂林，2014）[9-11]。據此，本文提出第二個假說：

假說2：當企業存在投資不足時，管理者過度自信將會憑借積極的負債策略，一定程度上緩解投資不足。

（二）會計穩健性的調節效應

會計信息是企業制定投資決策以及內外部信息使用者了解企業的重要依據（沈瑾，2021）[12]。會計穩健性是會計實踐中應堅持的基本原則之一，能夠抑制管理層的盈余管理動機，降低企業內外部信息不對稱的程度，緩解代理成本問題（謝獲寶和黃大禹，2021）[13]。會計穩健性水平越高，其對管理層的約束力越強，要求管理層更加謹慎地對待企業的經營業務，不高估公司的各項收入和盈利水平，不低估公司的各項成本和風險，謹慎和客觀地將各項信息反映到財務報表中，并對外公開，緩解了外部利益相關者與管理層的摩擦，加強了外部利益相關者對管理層的監督。受此影響，企業管理者在做出投資決策前，不得不履行盡調職責，盡量減少投資風險，有效抑制企業過度投資行為。雖然會計穩健性要求管理者堅持謹慎性原則，但其所具有的監督效應，促使管理者更加在意企業業績，以避免或減輕外部利益相關者對其管理能力的懷疑。與此同時，會計穩健性的提高有利于提升企業的組織可見度，降低企業的融資成本，使其更容易獲得投資資金（楊承啟，2021）[14]。因此，會計穩健性能夠緩解企業投資不足。對于過度自信的管理者，如果企業存在過度投資，由于會計穩健性加大了管理者機會主義行為要付出的代價，在一定程度上能夠防止管理者為牟取個人私利而盲目增加投資支出（章雁和徐亞美，2016）[15]，促使其更加理性地做出投資決策，因此，降低了管理者過度自信對過度投資的推動作用。如果企業存在投資不足，過度自信的管理者將會積極獲取投資資金，高效作出投資決策，滿足企業投資需求，進而緩解投資不足問題。但是，投資存在風險。如果管理者由于過度自信，進而高估投資收益，低估投資風險，將增加投資失敗的概率，容易導致企業陷入財務困境，反而加重了投資不足問題，削弱了管理者過度自信對企業投資不足的影響。會計穩健性的監督約束作用使過度自信的管理者更加全面、理性地評估項目收益和風險，增強管理者過度自信對投資不足的緩解效應。據此，本文提出第三個假說：

假說3：會計穩健性可以抑制制造業企業過度投資行為，緩解投資不足，降低管理者過度自信對制造業過度投資的推動作用，增強其對制造業投資不足的緩解效應。

（三）異質性影響

會計穩健性的調節效應對于不同所有制企業的影響效果有所不同。根據前文分析可知，會計穩健性發揮調節效應的關鍵在于企業管理者接受利益相關者的監督程度以及在監督機制下對于投資決策的調整程度。其中，前者反映企業會計穩健性水平，后者則直接反映會計穩健性的調節效果。而兩者之所以能夠發揮作用，其主要原因在于現代企業需要外部資金的支持，包括股權資金和債權資金。對于上市企業，由于公司的經營權和所有權分開，公司的管理者擁有經營權，而投資者擁有所有權。管理者的經營行為需要對投資者負責，并受投資者監督，而穩健的會計信息則是投資者監督管理者的重要手段。在會計穩健性要求下，一旦管理者投資出現風險，導致業績達不到投資者預期，輕則獲得不到投資資金支持，重則面臨投資者罷免。因此，企業管理者不得不接受外部監督，并據此調整投資決策。以上論述也說明會計穩健性可以有效治理第一類代理問題，但這一作用的發揮主要體現在非國有企業，對于國有企業其影響效果則存在一定程度的減損。與非國有企業不同，國有企業在融資約束、風險防控等方面具有天然的優勢（楊承啟，2021）[14]，在需要資金時可以求助于政府和國有銀行（董竹和張欣，2020）[16]。因此，國有企業對外部投資者投資依賴度相對較小，會計穩健性對其監督作用較小。與此同時，國有企業具有比非國有企業更為嚴重的第一類代理問題（楊承啟，2021;陸正飛和胡詩陽，2015）[14，17]。一方面，國有企業所有權不屬于某個單獨個體，導致其內部存在著“所有者缺位”問題;另一方面，國有企業的管理者具有行政職務，由國家任免，受紀檢監督，國有企業管理者的任免與其工作業績的關聯程度遠低于非國有企業。以上問題進一步削弱了會計穩健性的調節效應。據此，本文提出第四個假說：

假說4：會計穩健性的調節效應在非國有企業表現得更明顯。

隨著企業規模的不同，會計穩健性的調節效應也有所不同。與小企業相比，規模較大企業往往具有穩定的市場地位、相對完善的內控制度以及較為成熟的經營管理機制，與外部投資者信息不對稱的程度相對較低;企業管理者投資決策更加穩健，企業抗風險能力更強。因此，會計穩健性調節效應在規模較大企業的發揮余地要小于小企業，即會計穩健性的調節效應在規模小企業更顯著。據此，本文提出第五個假說：

假說5：會計穩健性的調節效應在規模小的企業表現得更明顯。

不同區域的會計穩健性調節效應存在差異。對于東部地區，由于市場化水平較高，產品市場和要素市場發育程度較好，非國有經濟發展速度較快，各項法律法規、監督機制較為完善，更加有利于會計穩健性調節效應的發揮（李凱，2010）[18]。因此，與中西部地區相比，會計穩健性在東部地區的調節效果更顯著。據此，本文提出第六個假說：

假說6：會計穩健性的調節效應在東部發達地區表現得更明顯。

三、研究設計

（一）變量設計

1.被解釋變量：過度投資（OverInv）和投資不足（UnderInv）。本文借鑒Richardson（2006）[19]的實際投資水平模型，利用企業財務數據，估計出企業最優投資水平[I]，并比較企業實際投資水平[I]與最優投資水平[I]的大小。模型的形式如式（1）所示：

[It=α1It-1+α2Reot-1+α3Casht-1+α4Aget-1+α5Sizet-1+Year+Industry+εt] （1）

其中，在投資指標選擇上，本文參考李強等（2014）[20]做法，利用購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付現金總額的自然對數衡量企業實際投資額。在解釋變量方面，分別選擇凈資產收益率（Reo）、現金持有規模（Cash）、企業上市年齡（Age）、資產規模（Size），并控制了年份和行業差異。為了減少內生性影響，將主要解釋變量滯后一期。

如果企業實際投資水平[I]大于估計出的最優投資水平[I]，則企業存在過度投資;反之，則說明企業存在投資不足。若企業存在過度投資，則令[OverInv=I-II]，其中OverInv反映過度投資程度;若企業存在投資不足，則令[UnderInv=I-II]，其中UnderInv反映投資不足程度。

2. 解釋變量：管理者過度自信（OC）。本文參考沈頌東和李葳（2020）[21]的做法，選取企業預先披露的“預報凈利潤變動幅度”指標，與企業凈利潤同比增長率做差，以此來衡量管理者過度自信程度。

3.調節變量：會計穩健性（Acco）。本文參考張悅玫等（2017）[22]、沈瑾等（2018）[12]、王東清和劉靜靜（2018）[23]的方法估計會計穩健性。其中，模型具體形式如式（2）—式（5）所示：

通過對式（5）進行回歸估計可得出各系數估計值，并代入式（3）和式（4）就可以得到會計穩健性（Acco）。

4. 控制變量。為了控制企業個體特征方面的差異，緩解可能因遺漏重要變量而產生的內生性問題，本文相繼控制了資產規模（Size）、資產負債率（Lev）、現金持有規模（Cash）、凈資產收益率（Reo）、企業上市年齡（Age）以及股權集中度（Owner）。與此同時，控制了年份差異（Year）和行業差異（Industry）。變量定義如表1所示。

（二）計量模型

為了檢驗前文提出的假說1至假說6，本文建立了如下動態面板模型（6）—（9）。其中，模型（6）和模型（7）為基準模型，主要檢驗管理者過度自信對過度投資和投資不足的影響;模型（8）和模型（9）主要用于檢驗會計穩健性的調節效應。為了緩解內生性影響，本文將解釋變量滯后一期，并利用系統廣義矩估計方法進行回歸分析。

（三）數據來源與說明

本文選取2010—2020年滬深兩市制造業上市企業為樣本，并進行如下處理：一是剔除數據缺失值較多的樣本;二是剔除連續三年出現ST的上市公司;三是剔除出現PT或退市的上市公司;四是對連續型變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理，最終以1311家制造業上市企業12368個觀測值作為研究對象。本文數據來源于萬得數據庫。

四、實證結果

（一）描述性統計

為了研究便利，本文將全樣本分為過度投資（OverInv）和投資不足（UnderInv）兩類子樣本，分別進行回歸分析。從表2變量的描述性統計來看，兩類子樣本的非效率投資均值分別為0.386和0.3001，中位數分別為0.1892和0.1898;相對于投資不足（UnderInv）子樣本，過度投資（OverInv）子樣本非效率投資均值與中位數的差值更大，說明其投資非效率程度較投資不足子樣本更為嚴重。本文認為，我國制造業上市公司近年來普遍存在非效率投資行為，且總體表現為過度投資。會計穩健性（Acco）的均值為0.037，最大值和最小值分別為4.671和-15.786，這一結果說明不同企業之間會計穩健性存在明顯差異;管理者自信（OC）的均值為-3.298，中位數為7.51 ，最大值和最小值分別為71.328 和-22.362。其他控制變量的描述性統計結果不再詳述。

（二）回歸結果分析

表3中模型1、模型2分別以過度投資（OverInv）和投資不足（UnderInv）作為被解釋變量。回歸結果顯示：過度投資（OverInv）和投資不足（UnderInv）的滯后一階回歸系數顯著為正，說明投資習慣具有延續性，前期過度投資會加重當期過度投資情況，前期投資不足會加重當期投資不足情況。管理者過度自信（OC）與過度投資（OverInv）的回歸系數為0.0276，且在5%水平下顯著，說明當企業存在過度投資時，管理者過度自信將會進一步加劇過度投資程度，假設1得到驗證。管理者過度自信（OC）與投資不足（UnderInv）的回歸系數為-0.0437，且在1%水平下顯著，說明當企業存在投資不足時，管理者過度自信能夠在一定程度上緩解投資不足，由此驗證了假設2。

模型3、模型4加入了會計穩健性（Acco）這一變量，來檢驗會計穩健性在管理者過度自信與非效率投資關系中是否發揮了調節效應。從回歸系數來看，會計穩健性（Acco）與投資不足（UnderInv）的回歸系數為-0.402，且在1%的水平上顯著;與過度投資（OverInv）的回歸系數為-0.401，且在5%的水平上顯著。這說明會計穩健性能夠抑制公司的非效率投資。對于模型3來說，會計穩健性與管理者過度自信交叉項（Acco×OC）的回歸系數為-0.209，且在10%的水平上顯著，這說明會計穩健性能夠降低管理者過度自信對制造業過度投資的推動作用。對于模型4來說，會計穩健性與管理者過度自信交叉項（Acco×OC）的回歸系數為-0.319，且在5%的水平下顯著，這說明會計穩健性增強管理者過度自信對投資不足的緩解作用。以上驗證了假設3。

（三）內生性處理

根據前文可知，為了緩解內生性問題的影響，本文將主要解釋變量滯后一期處理，并利用系統廣義矩估計方法，緩解動態面板模型中被解釋變量滯后一期作為解釋變量而形成的內生性問題。同時，本文控制了企業個體差異、行業差異以及年份差異，緩解可能存在的遺漏變量問題對回歸結果造成的不利影響。

為進一步減輕內生性問題對研究結論的干擾，本文參考余明桂等（2013）[24]、張明等（2020）[25]的做法，采用兩階段工具變量法緩解內生性問題，即選用同年度、同行業企業中具有過度自信特征的管理者的比例作為管理者過度自信的工具變量。該工具變量與管理者過度自信（OC）存在明顯的相關性，同時又滿足外生要求。表4給出了工具變量的檢驗結果，其中，Kleibergen-Paap rk LM 統計量拒絕了工具變量識別不足的原假設，Kleibergen-Paap Wald rk F統計量則拒絕了弱工具變量假設，證明了工具變量的有效性。從回歸結果可知，考慮了內生性影響之后，管理者過度自信對過度投資仍產生顯著的正向影響，而對投資不足具有顯著的負向影響，原有結論依然穩健。

（四）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量。本文參照李強等（2014）[20]、賀京同和范若瀅（2015）[26]、楊箏等（2017）[27]、中國人民銀行濟南分行課題組（2019）[28]等學者的做法，即選取（在建工程期末數-在建工程期初數）+（固定資產期末數-固定資產期初數）+（無形資產期末數-無形資產期初數），同時除以期初總資產消除規模因素的影響，替代實際投資水平模型中的被解釋變量，據此估計出非效率投資、過度投資、投資不足的程度，并按照前文模型的形式，重新進行回歸。從表5可知，系數的方向和顯著性與前文基本一致，驗證了模型的穩健性。

2. 調整樣本區間。2020年，國內制造業企業經營狀況、投資意愿受到新冠肺炎疫情沖擊明顯。為了去除新冠肺炎疫情事件可能對研究結論產生的擾動，本文將樣本區間調整為2010—2019年，并參照前文模型的形式，重新進行回歸，系數的方向和顯著性與前文基本一致，進一步驗證了模型的穩健性。

（五）進一步研究：異質性分析

1. 基于不同所有制的異質性分析。本部分主要檢驗會計穩健性的調節效應在不同所有制企業中存在的差異。為此，本文將樣本分為國有企業和非國有企業兩組，分別進行回歸，并比較會計穩健性與管理者過度自信的交叉項系數（OC×Acco），具體結果如表7所示。其中，模型13和模型14分別用來檢驗會計穩健性的調節效應對于國有企業過度投資和投資不足的影響效果，模型15和模型16則分別用來反映會計穩健性的調節效應對于非國有企業過度投資和投資不足的影響。通過比較可知，會計穩健性的調節效應在國有企業和非國有企業中均顯著存在，且顯著性水平基本相同。但對于非國有企業來說，其影響系數的絕對值要大于國有企業，說明會計穩健性的調節效應在非國有企業中表現得更顯著。假說4得到驗證。

2.基于企業不同規模的異質性分析。為了檢驗會計穩健性對于不同規模企業的異質性影響，本文根據企業資產規模中位數，將樣本企業分為規模大企業和規模小企業，分別進行回歸分析，具體結果如表8所示。對于過度投資來說，規模大企業會計穩健性與過度自信的交叉項（OC×Acco）系數的絕對值大于規模小的企業，但不顯著，而規模小的企業該系數在5%的水平上顯著;對于投資不足來說，規模大的企業交叉項（OC×Acco）系數無論在顯著水平還是系數絕對值均小于規模小的企業。以上說明會計穩健性的調節效應在規模小的企業表現得更明顯，假說5得到驗證。

3.基于不同區域的異質性分析。為了檢驗會計穩健性的調節效應在不同區域的異質性表現，本文根據樣本企業所在省（自治區、直轄市）的經濟水平劃分東中西三個區域①，分別進行回歸，具體結果如表9所示。根據表9不同區域會計穩健性與過度自信交叉項（OC×Acco）系數可知，會計穩健性的調節效應在東部發達地區表現得更明顯，西部地區次之，中部地區最不明顯。驗證了假設6。

五、結論與建議

本文以2010—2020年滬深兩市制造業上市企業為樣本，建立動態面板模型，實證檢驗了制造業企業管理者過度自信、會計穩健性與企業投資的關系。研究發現：當企業存在過度投資時，管理者過度自信將會進一步加劇過度投資程度;當企業存在投資不足時，管理者過度自信將會憑借積極的負債策略，一定程度上緩解投資不足。調節效應檢驗發現：會計穩健性可以抑制制造業企業過度投資行為，緩解投資不足，降低管理者過度自信對制造業過度投資的推動作用，增強其對制造業投資不足的緩解效應。異質性檢驗發現：會計穩健性的調節效應在非國有企業、東部地區、小規模企業表現更明顯。

根據研究結論，本文提出以下建議：一是建立和完善內控制度和管理機制。雖然管理者過度自信在一定程度上有利于緩解公司的投資不足，但盲目的自信終將使公司陷入困境，不利于企業健康發展。為此，上市公司應建立科學合理的內控制度和管理考核機制，引導過度自信的管理者堅持正確業績觀，自覺提高管理能力，科學判斷市場走勢，準確把握投資機會，最大化企業投資收益。二是重視會計穩健性的調節效應。一方面，國家相關部委在修訂會計準則時應充分考慮會計謹慎性原則，嚴格要求上市企業及時、準確、詳細披露會計信息;另一方面，上市企業應不斷完善相關制度，建立有利于會計穩健性發揮調節作用的制度環境。三是鑒于不同所有制、不同區域、不同規模的企業在會計穩健性調節作用發揮上存在差異，建議相關部門在制定和完善制度和政策時應從實際出發，充分考慮企業異質性，切忌“一刀切”。

注：

①東部地區：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南;中部地區：山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區：四川、貴州、云南、西藏、重慶、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。

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