CEO 自戀與會計穩健性：基于簽名數據的實證研究

李 瑩，曲曉輝

1 南京審計大學 社會審計學院, 南京 211800

2 哈爾濱工業大學(深圳) 經濟管理學院，廣東 深圳 518055

引言

會計穩健性對會計理論和實務具有深遠的影響，穩健性作為會計的基本慣例，是在處理不確定經濟業務時應保持謹慎的態度，以應對會計本身面對的多變環境和不確定因素。自WATTS[1]提出會計穩健性四大動因，即契約關系、法律訴訟、管制和稅收，后續有關會計穩健性影響因素的研究大多據此展開，但鮮有研究從CEO 特征視角探析公司的會計穩健性水平。高階理論認為管理者經驗、價值觀和個人特征是影響公司決策的重要因素[2]。隨著行為學和心理學影響的擴大，學術界展開一系列關于CEO 特征對公司行為影響的研究[3-5]。度量方法的演進使有關CEO 自戀對公司行為影響的研究逐漸增多[6-8]。但遺憾的是，尚未發現有研究深入探究CEO 自戀是否影響會計穩健性以及相應的作用機理。

已有研究表明，CEO 特征對公司戰略具有深遠影響[9-10]，自戀的CEO 傾向于采用動態、夸張的公司戰略[11]。會計的決策有用性源于其對公司戰略具有支持作用，穩健性作為會計的基本慣例，不可避免地對公司的激進戰略具有制約作用。基于此，本研究以2007 年至2016 年中國A 股上市公司為研究樣本，從公司戰略視角分析CEO 自戀對公司會計穩健性的影響。

1 相關研究評述

1.1 高階理論與高管特征

HAMBRICK et al.[2]提出的高階理論開創了領導理論研究的新領域，被譽為管理學中的偉大思想之一。此后，學術界基于高階理論展開廣泛研究，積累了豐富的研究成果。早期研究主要關注人口背景特征，如年齡、性別、任期、教育背景和工作經歷等[12-14]。隨著信息披露制度的逐漸完善以及科學技術的迅猛發展，學術界將高管特征對公司行為影響的研究挖掘得更為深入。其中，管理者過度自信特征頗受學術界關注，國內外涌現了大量高管過度自信對公司行為影響的研究[15-17]。除此之外，還有一些研究通過精巧的構思、別出心裁的研究視角，探析高管特征對公司行為的影響。DAVIDSON et al.[3]利用高管是否持有奢侈資產測量其是否節儉，檢驗高管節儉程度與財務報告風險的關系；JIA et al.[18]基于睪丸激素促使男性面部呈現陽剛之氣和做出表現男子氣概的行為，發現面相陽剛的CEO 更可能進行財務錯報；BERNILE et al.[4]考察CEO 在生命早期遭受致命災難的強度與公司冒險之間的關系，發現經歷致命災難而未遭受嚴重后果的CEO 其行為更加積極，而目睹災難嚴重后果的CEO 其行為更加保守。上述研究取得了高階理論的科學性和合理性的經驗證據，肯定了這一研究方向的價值和意義。學者們不斷拓寬高管特征的研究范疇，高管特征對公司行為影響的研究得到進一步的關注和重視。在此基礎上，本研究嘗試探究CEO 自戀特征與公司行為之間的關系。

1.2 CEO 自戀

自戀一詞早期主要出現在神經性欲和臨床應用等領域，隨著研究的深入，自戀逐漸成為心理學的焦點，被人們視為個性特征之一[19]。自戀是一種長期穩定的人格特質。目前對自戀較為公認的理解源自RASKIN et al.[20]提出的自戀七維度，即權威、愛出風頭、優越感、虛榮、剝削性、權利欲望和自負。由此可見，自戀是一個多層面、偏貶義的個性特征。

早期，實驗研究是研究自戀特征的主流方法。較為著名且沿用至今的測量自戀的方法是RASKIN et al.[21]創建的自戀人格量表(narcissistic personality inventory，NPI)。然而，NPI 并非適用于廣泛研究。一方面，自戀是一個較為復雜的特征，當涉及敏感話題時，參與實驗者會刻意回避或給出有偏答案；另一方面，NPI 需要自我填報，實驗組織者很難說服所有公司CEO 完成心理測量量表，無法通過該方法獲得CEO自戀水平數據。但隨著自戀特征測量方法的演進，近些年出現了客觀測量法，使人們得以采用實證方法考察CEO 自戀與公司行為之間的關系。CHATTERJEE et al.[11]分別利用年報中CEO 照片突出性、CEO 在新聞發布會的突出性表現、采訪中CEO 第一人稱使用比率，以及CEO 相對于公司第二大高管的薪酬差距測量CEO 自戀水平，進而檢驗CEO 自戀對公司戰略和業績的影響。沿用CHATTERJEE et al.[11]的方法，AKTAS et al.[6]采用第一人稱使用頻率測量CEO 自戀程度，考察自戀CEO 對公司并購行為的影響，發現當收購方與被收購方的CEO 都具有自戀人格時，并購完成的可能性將降低，被并購方CEO 被繼續雇傭的可能性減少；OLSEN et al.[7]采用CEO 相對薪酬和CEO 照片在公司年度報告中的突出性作為CEO 自戀水平的代理變量，探討CEO 自戀與公司避稅之間的關系，發現自戀的CEO 所在公司更有可能采取避稅行為。但CHATTERJEE et al.[11]的方法并未獲得一致認可，CAREY et al.[22]研究發現自戀程度與第一人稱的使用情況并不相關。于是，學者們試圖借助心理學從其他外在表現挖掘自戀特征的測量方法。近年來，學術界逐步驗證了個人簽名大小與自戀程度之間的關聯性。HAM et al.[8]采用NPI，通過實驗研究證實簽名大小與自戀程度之間具有正相關關系，分析CFO 簽名大小與財務報告質量的關系；HAM et al.[5]利用簽名大小測量CEO 自戀程度，發現自戀的CEO 更喜歡通過投資增加自我展現的機會；CHURCH et al.[23]沿用簽名大小測量自戀水平的方法，發現中國審計師的自戀水平與審計延遲具有正相關關系，與客戶盈余管理呈負相關關系。綜上可見，CEO 自戀對公司行為影響的研究已經取得一定進展，方法的更新為CEO 自戀研究帶來更大的拓展空間和發展契機。

1.3 會計穩健性

自WATTS[1]提出會計穩健性的四大動因后，學術界開啟了會計穩健性影響因素的研究之路[24-25]。近年來，隨著CEO 特征對公司行為的重要影響被不斷驗證，逐漸有學者探討CEO 特征對會計穩健性的影響[26]。HAM et al.[8]發現自戀CFO 傾向于不及時確認損失，但沒有深入分析其削弱會計穩健性的原因和動機；并且發現自戀CFO 顯著影響公司財務報告質量，而自戀的CEO 不會。但CFO 的職業生涯和薪酬契約均受制于CEO。CEO 雖然把財務決策權交予CFO，但CFO的決策體現了CEO 的意志[27]。尤其在中國，CFO 屈從于CEO 的情況更甚[28]。因此，探討中國CEO 自戀對公司行為的影響仍然具有較高的學術價值和現實意義。

綜上，穩健性作為會計的基本慣例，是會計領域學術研究的重要話題之一。雖然會計穩健性影響因素的研究已經積累了豐富的成果，但由于測量和量化問題，鮮少有研究剖析管理者個性特征對公司會計穩健性的影響。因此，在已有研究基礎上，本研究探析CEO 自戀特征對會計穩健性的影響，以期為高階理論和代理理論提供進一步的解釋和支持。

2 理論分析和研究假設

基于已有關于自戀特征的研究，本研究認為自戀的CEO 所在公司的會計穩健性水平更低。首先，自戀的CEO 更傾向于抑制會計穩健性。從直觀角度分析，自戀者擁有微弱的動機去避免消極的結果，同時表現出強烈的動機去追求理想的結果[29]，會計穩健性引致的低估整體報表[30]不符合自戀的CEO 的行事風格。而且，自戀的CEO 具有較高的樂觀自我意識，容易助長自我樂觀行為，不愿意及時確認可能的損失，從而引致公司會計穩健性的降低。

其次，自戀的CEO 更傾向于采用激進的公司戰略。公司的日常經營管理活動主要圍繞公司戰略目標展開，CEO 通常將組織視為達成個人需求的工具，更傾向于選擇符合個人偏好的公司戰略。戰略激進的公司熱衷于不斷開發新產品、新市場，能夠為自戀的CEO 提供展示自我、獲得關注的舞臺，是自戀的CEO 偏愛的公司戰略類型[11]。已有研究表明，戰略激進的公司更可能采用激進的財務策略[31-32]。因此，自戀的CEO 通過影響公司戰略，將會從以下多個方面影響會計穩健性。

(1)削弱會計穩健性以實施激進的投資策略。公司戰略是影響投資決策的一項重要因素。自戀特征會驅使CEO 選擇大膽冒險的戰略決策，更加偏好戰略的規模性[11]。因此，為了實現戰略目標，自戀的CEO 將投身于各種投資項目中以不斷開拓新的市場。HAM et al.[5]發現自戀的CEO 更可能進行過度投資，以及通過并購構建商業帝國。由于會計對戰略的控制作用伴隨戰略實施的每一階段[33]，為實現戰略目標，管理者很可能會對公司的會計機制產生影響，僅預計可能的損失、不預計可能的收益是會計穩健性的本質所在。因此，對于投資凈現值為負或者具有極大不確定性的項目，穩健的會計原則將會引導管理層中止投資，以保護公司的利益，從而促使管理層進行更加謹慎的投資。但這種會計控制明顯不能輔助自戀的CEO 實施激進戰略，因此自戀的CEO 更可能選擇通過削弱會計穩健性以確保戰略目標的順利實現。

(2)削弱會計穩健性以實施公司創新。自戀者具有強烈的對抗心理，熱衷于競爭[34]，因此更可能采用具有進攻性的公司戰略。由于自戀的CEO 試圖促成個人崇拜以及來自周圍的敬畏心，更可能通過超前、大膽的創新項目支撐他們的戰略目標[35]。但由于創新活動具有高風險性，會計穩健慣例通過強化管理層的風險意識，能夠在一定程度上抑制公司創新。另外，會計穩健性越高，創新投入被費用化的概率越高，外部投資者要求終止創新項目的可能性越大[36]。因此，為了防止會計穩健性阻礙公司創新，自戀的CEO 傾向于降低公司的會計穩健性水平。

(3)削弱會計穩健性以實施激進的CEO 薪酬激勵。由于戰略激進公司面臨高度不確定性，公司更可能通過較大比例的激勵薪酬(如股票期權)減少管理層與股東之間的代理問題[37]。WATTS[1]認為會計穩健性是推進有效合約的一個機制。穩健慣例下保守估計得到的會計盈余能夠緩解與其相掛鉤的CEO薪酬被過度補償的可能。但當管理者持股增加，代理問題得以緩解，管理者與股東利益趨于一致，股東對會計穩健性的需求將降低[38]。

綜上，本研究認為自戀的CEO 為了實施個人偏好的公司戰略，減少會計控制在其實現個人目標過程中的影響，具有削弱會計穩健性的強烈動機，使其所在公司的會計穩健性水平更低。基于上述分析，本研究提出假設。

H1自戀的CEO 所在公司的會計穩健性更低。

H2激進戰略公司中自戀的CEO 會進一步削弱會計穩健性水平。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數據來源

2007 年中國A 股上市公司開始實施新的《企業會計準則》，為了減少制度環境的影響，本研究選擇2007 年至2016 年A 股上市公司作為初選樣本，在剔除金融類和變量缺失的樣本后，得到3 012 個觀測值。觀測值不多的原因有兩個：①由于本研究的簽名數據取自招股說明書，存在簽名數據缺失情況；②本研究無法獲取更換CEO 后，新上任CEO 的簽名數據，造成較多觀測值遺失。為了消除極端值的影響，本研究對所有的連續變量進行上下1%的縮尾處理。本研究使用Stata 16 進行數據統計，利用Matlab 編程處理CEO 簽名數據。財務數據和公司治理數據來自CSMAR 數據庫，CEO 簽名來自IPO 招股說明書。

3.2 變量定義

3.2.1 會計穩健性

本研究采用BASU[39]的盈余- 報酬模型，即

3.2.2 自戀

參考HAM et al.[5,8]對自戀的測量方法，本研究以簽名大小作為自戀的代理變量。具體地，本研究采用Matlab 編程對IPO 公司招股說明書中CEO 的手寫簽名所占最小矩形4 個頂點的坐標進行定位，程序生成簽名所占矩形內的像素個數，進而確定簽名大小。考慮到圖片像素差異可能會對結果產生影響，本研究對所有簽名數據進行歸一化處理，即用簽名實際像素與簽名所在圖片的像素個數的比值乘以所有簽名圖片平均像素個數。此外，為了消除姓名中所含漢字個數對簽名大小的影響，將經過歸一化處理的簽名大小數值除以姓名中漢字的個數進行標準化處理，最終得到自戀的代理變量SS。

需要說明兩點。①簽名區域一致性問題。根據證監會《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則第1 號-招股說明書》(2006 年修訂和2015 年修訂兩個版本)，證監會對招股說明書的披露內容和格式均有規范化要求，上市公司董事、監事、高級管理人員(以下簡稱董監高)的簽名區域空間基本一致。同樣的簽名區域空間更有利于比較不同CEO 簽名大小之間的差異。②電子簽名的影響。根據《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則第1 號-招股說明書(2006 年修訂)》，董監高的簽名是對“招股說明書及其摘要不存在虛假記載、誤導性陳述或重大遺漏，并對其真實性、準確性、完整性承擔個別和連帶的法律責任”的確認和認可，具有法律效力。而電子簽名并不一定與紙質的手寫簽名具有同樣的法律效力，除非是“可靠的電子簽名”。根據《中華人民共和國電子簽名法》的規定，可靠的電子簽名必須經過身份認證、時間戳、加密算法等技術手段實現才具有法律意義。因此，在招股說明書既定的紙質介質和格式下，從簽名動機和監管要求來說，電子簽名的情況應該不存在或極少存在。通過對簽名數據放大核查發現，每個簽名的筆觸深淺不一，粗細不同。綜上，本研究認為電子簽名技術不會影響簽名大小作為自戀代理變量的可靠性和科學性。

3.2.3 公司戰略

通過構建公司戰略指數可以將公司劃分為戰略保守的公司和戰略激進的公司。基于已有研究的劃分方法[40]，首先，基于6 個指標測量公司戰略指數：①公司過去5 年無形資產占總資產比重的均值；②公司過去5 年營業收入增長率的均值；③公司過去5 年銷售費用占營業收入比重的均值；④公司過去5 年員工人數與營業收入之比的均值；⑤公司過去5 年員工人數波動性(即員工人數標準差除以平均員工人數)的均值；⑥公司過去5 年固定資產占總資產比重的均值。其次，按照年度- 行業，將指標① ～ 指標⑤分別按從小到大平均分為5 組，最小組賦值為1 分，最大組賦值為5 分。對于指標⑥，賦值方向相反，即最小組賦值為5 分，最大組賦值為1 分。最后，將6 個指標的賦值加總，得到公司戰略指數(Stg)，取值范圍為6 分～30 分。公司戰略指數的值越大，公司越有可能戰略激進；公司戰略指數的值越小，公司越有可能戰略保守。本研究以公司戰略指數的中位數為分界點進行劃分，如果公司戰略指數值大于中位數，認為公司具有相對激進的戰略，Stg取值為1；如果公司戰略指數值小于中位數，認為公司具有相對保守的戰略，Stg取值為0。。

3.2.4 控制變量

借鑒已有研究[25,41]，本研究的控制變量包括：公司規模(Siz)，等于總資產的自然對數；市值賬面比(Mtb)，等于市場價值除以總資產；CEO 性別(Man)，男性取值為1，女性取值為0；CEO 年齡(Age)；行業啞變量(Ind)和年份啞變量(Yea)。

3.3 模型設計

為了檢驗CEO 自戀對公司會計穩健性的影響，基于BASU[39]的研究，本研究構建模型為

其中，β0為常數項，β1～β23為回歸系數，σi,t殘差項。β7測量CEO 自戀對公司會計穩健性的影響，本研究預計β7顯著為負。由于簽名數據來自招股說明書，自戀程度的代理變量是不隨時間變化的變量，因此對(2)式采用OLS 回歸。本研究對模型的回歸標準誤在公司層面上進行cluster 聚類調整，同時消除異方差問題。

4 實證結果和分析

4.1 描述性統計

表1 給出主要變量的描述性統計結果，SS最小值為0.013，中位數為0.042，最大值為0.169，說明CEO 簽名大小之間存在較大差異。公司層面，公司規模和市值賬面比的標準差較大，分別為1.201 和2.010，市值賬面比的中位數為2.195，最大值為10.891，說明公司之間的成長程度差異較大。個人特征層面，上市公司的CEO 超過9 成都是男性；CEO 的平均年齡為50.085 歲，此時人格特征屬性已成型，相對穩定的個人心理特征為本研究奠定了可靠的基礎。

表1 描述性統計結果Table 1 Descriptive Statistics Results

4.2 實證結果分析

表2 的(1)列～ (3)列給出H1的檢驗結果。(1)列僅控制行業和年份虛擬變量，SS·DR·Ret的回歸系數在5%水平上顯著為負；(2)列僅加入控制變量，未控制行業和年份虛擬變量，SS·DR·Ret的回歸系數在5%水平上顯著為負； (3)列同時控制控制變量、行業和年份虛擬變量，SS·DR·Ret的回歸系數在5%水平上顯著為負。上述結果表明自戀的CEO 所在公司的會計穩健性較差，H1得到驗證。控制變量中，Man·DR·Ret在(4)列戰略激進組的回歸系數在1%水平上顯著為負，說明戰略激進公司的男性CEO 更傾向于削 弱 公 司 會 計 穩 健 性。Age·DR·Ret的 回 歸 系 數 在(2)列、(3)列和(5)列顯著為負，說明CEO 年齡越小，其所在公司的會計穩健性越低。此外，HAM et al.[8]的實證檢驗結果表明，自戀的CEO 不影響公司會計穩健性，而自戀的CFO 會顯著降低公司會計穩健性水平。本研究與HAM et al.[8]的結果不一致的原因可能有兩個，首先，改革開放以來，中國處于追求經濟快速發展的階段，GDP考核促使社會形成好大喜功的整體氛圍，對于公司的評判也更注重量的考察，而不是質的提升，故而加大自戀的CEO 降低公司會計穩健性的動機。其次，FENG et al.[27]的研究表明，CFO 之所以將自己陷于會計操控中，不是為了尋求股票市場的經濟利益，而是因為屈從于CEO。中國公司受傳統文化影響，“一把手”對公司決策起決定性作用，其個性特征和價值取向會反映在公司戰略上[28]。結合中國制度環境和公司文化，本研究預期自戀的CEO 對公司會計穩健性產生影響。

表2 CEO 自戀、公司戰略與會計穩健性Table 2 CEO Narcissism, Corporate Strategy, and Accounting Conservatism

基于前文，自戀的CEO 傾向于削弱公司的會計穩健性。由于自戀的CEO 傾向于采用激進的公司戰略，而公司戰略與會計穩健性存在此消彼長的制約關系[41]，因此戰略激進公司中自戀的CEO 更可能削弱公司的會計穩健性。本研究檢驗不同戰略類型公司的CEO 自戀對會計穩健性的影響是否存在顯著差異，探究CEO 自戀、公司戰略與會計穩健性之間的關系，檢驗結果見表2 的(4)列和(5)列，SS·DR·Ret在(4)列戰略激進組中的回歸系數在5%水平上顯著為負，在(5)列戰略保守組中不顯著。由此可知，戰略激進公司中自戀的CEO 更傾向于削弱公司的會計穩健性水平，H2得到驗證。

5 進一步研究

5.1 CEO 自戀、負債水平與會計穩健性

已有研究認為契約關系、法律訴訟、管制和稅收是會計穩健性的主要影響因素，而其中的契約關系解釋了會計穩健性的普遍影響[1]。改革開放以來，中國公司主要通過放大杠桿實現擴張，但由于中國公開債務市場發展緩慢，債務資本的提供者仍然主要來自于銀行。已有研究發現，銀行作為中國上市公司的主要貸款人，對公司的會計穩健性具有需求[42]。債務契約作為一種潛在的會計穩健性需求來源，當公司面臨較高負債時，債權人與股東之間的利益沖突增加，使債權人對公司盈余穩健性的需求增加[1]。會計穩健性作為公司與債權人利益沖突和協調的產物，通常情況下，當債權人對穩健性的需求增加時，公司會提供更高水平的會計穩健性[43-44]。但基于前文分析，自戀的CEO 具有削弱會計穩健性的強烈動機，于是，當面對來自債權人的穩健性需求時，自戀的CEO 將如何抉擇。基于此，本研究進一步探討自戀的CEO 領導的公司是否會屈從于債權人利益而提高公司會計穩健性水平。

事實上，高負債對CEO 來說不僅意味著債務契約壓力，也體現為公司強有力的外部融資能力[45]，較高的負債水平在一定程度上能夠說明CEO 面對債權人具有較強的談判實力。由于自戀者的優越感促使其比非自戀者更傾向于輕視慣例和契約[11]，面對債權人，具有話語權的自戀的CEO 更易沉浸在優越感中無法自拔，從而引致更低的會計穩健性。同時，自戀的CEO 具有剝削性，樂于利用他人且很難感到愧疚和同情[20]，更可能利用己方優勢，為實現個人利益(如推行激進的公司戰略)而違背會計穩健慣例。因此，本研究預期自戀的CEO 在高負債下依然會削弱公司的會計穩健性。

本研究通過檢驗自戀CEO 在不同負債水平下對會計穩健性的影響，解析自戀CEO 在債務契約壓力下會計穩健慣例的執行情況。檢驗結果見表3，本研究用資產負債率(Lev)測量公司負債水平，等于公司的負債總額除以資產總額。本研究將大于公司資產負債率中位數的樣本定義為高負債水平(LD= 2)，小于資產負債率中位數的樣本定義為低負債水平(LD=1)。由表3 可知，SS·DR·Ret的回歸系數在(1)列不顯著，在(2)列顯著為負，說明當公司具有較高負債水平時，自戀的CEO 更傾向于降低其會計穩健性水平，與預期一致。該結果進一步證明自戀的CEO 具有削弱會計穩健性的強烈意愿。

5.2 公司治理的作用

委托代理理論認為，人具有有限理性和機會主義動機，因而在所有權與經營權分離的現代公司中，代理問題主要表現為以CEO 為代表的高層管理人員與股東之間的利益沖突。作為財務報告編制的基本慣例，會計穩健程度是各方利益相關者協調的結果。雖然自戀的CEO 具有降低公司會計穩健性的動機，但公司治理能夠緩解代理沖突，不同的公司治理對CEO 個人主義行為的制約效應不同，從而影響自戀的CEO 對會計穩健性的削弱程度。較差的公司治理會造成CEO 權力過度膨脹，人格特征得以彰顯，完善公司治理有助于抑制管理層夸大公司業績，減少其對股東利益損害的可能性[46]。因此，本研究認為當公司治理較差時，自戀的CEO 更易于降低公司的會計穩健性，但良好的公司治理能夠制約CEO 自戀對會計穩健性的影響。

早期，學者們的研究重點主要集中在公司治理的某一方面[47-49]。近些年，為了更全面地反映公司治理的總體水平，衍生出由多維度公司治理變量構建的公司治理指標[50-52]。因此，本研究利用持股結構和股東權益、管理層治理、董事與其他治理形式等幾個維度的公司治理變量，采用主成分分析法，將第一大主成分定義為公司治理指數(Cgi)。其中，公司治理變量包括股權制衡度、股權集中度、兩職合一、股東大會次數、國有股比例、流通股比例、管理層持股、董事會規模、專業委員會個數、董事會會議次數和獨立董事比例。在第一大主成分中，11 個公司治理變量的載荷系數分別為0.430、- 0.553、0.102、0.147、- 0.489、0.348、0.196、- 0.079、0.174、0.155 和0.138，且載荷系數的符號與理論預測基本吻合。本研究根據公司治理指數將樣本按中位數劃分為兩組，構建公司治理指數的虛擬變量(Cgid)，大于中位數被認定為公司治理較好，Cgid取值為1；小于中位數則被認定為公司治理較差，Cgid取值為0。表3 的(3)列和(4)列給出自戀的CEO 在不同公司治理環境下對公司會計穩健性的影響，當公司治理較差時，SS·DR·Ret的回歸系數在1%水平上顯著為負；當公司治理較好時，SS·DR·Ret的回歸系數不顯著。說明良好的公司治理能夠制約由于CEO 自戀而導致的公司會計穩健性水平降低。

表3 CEO 自戀與會計穩健性：基于債務水平和公司治理視角Table 3 CEO Narcissism and Accounting Conservatism: From the Perspective of Debt Level and Corporate Governance

為了進一步驗證公司治理是否能夠制約CEO 自戀對債權人利益的侵害，本研究根據負債水平和公司治理兩個維度將樣本劃分為4 個部分，分別為較差公司治理與低負債水平、較差公司治理與高負債水平、良好公司治理與低負債水平、良好公司治理與高負債水平。由前文可知，較差的公司治理下，自戀的CEO 受約束程度較低，其所在公司的會計穩健性水平更低；當公司面臨較高債務壓力時，自戀的CEO仍然傾向于降低會計穩健性水平。因此，本研究預期較差公司治理與高負債水平樣本組中SS·DR·Ret的回歸系數顯著為負，良好的公司治理能夠制約CEO 自戀引致的公司會計穩健性水平降低。檢驗結果見表3 的(5)列～ (8)列，SS·DR·Ret的回歸系數只在(6)列即較差公司治理且高負債水平時才顯著為負，其他情況均不顯著，與預期相符。該結果進一步證明自戀的CEO 削弱會計穩健性的動機以及公司治理對其具有制約作用。

6 穩健性檢驗

(1)樣本自選擇問題

本研究發現自戀的CEO 顯著降低公司會計穩健性水平，但該結論可能是會計穩健性較低的公司聘用自戀型CEO 經營公司所導致。本研究采用傾向得分匹配(PSM)方法控制樣本自選擇問題，通過比較公司聘用的CEO 是否自戀對公司會計穩健性的影響差異，揭示自戀的CEO 對公司會計穩健性的影響。PSM 的基本思路是在聘用非自戀的CEO 的公司的對照組中，找到與聘用自戀的CEO 的公司相匹配的某個公司，使匹配后的兩個公司樣本組之間僅在聘用的CEO 是否自戀方面有所不同，而其他方面相同或相近。在進行PSM 時，首先，將樣本分為兩組，將簽名所占矩形面積按從大到小排序，將前25% (相對較大的簽名)認定為自戀，作為實驗組；將后50% (相對較小的簽名)認定為非自戀，作為對照組。其次，第一階段選擇方程的特征變量包括公司規模、資產負債率、市值賬面比、CEO 性別、CEO 年齡、CEO 是否具有海外背景，本研究采用1:1 不放回的最近鄰匹配法，并保證實驗組與對照組之間的傾向得分差距不超過5%，最后得到804 個實驗組樣本和 804 個對照組樣本，共計 1 608 個研究樣本。由于公司戰略的度量較為復雜，存在一定的數據缺失，加入公司戰略的相關變量后，最終得到1 532 個觀測值。使用(2)式進行回歸，結果見表4，SS·DR·Ret的回歸系數在(1)列中在5%水平上顯著為負，在(2)列中在1%水平上顯著為負，在(3)列中不顯著，H1和H2均得到驗證。因此，在控制樣本選擇偏差問題后，本研究結果依然成立。

表4 穩健性檢驗：基于傾向得分匹配方法Table 4 Robust Test: Based on Propensity Score Matching Method

(2)其他會計穩健性測量方法

前文采用BASU[39]的盈余- 報酬關系度量法，在穩健性檢驗中，本研究采用KHAN et al.[53]的C_score指數測量會計穩健性，模型為

其中，G_scoi,t為會計盈余對好消息反映的及時性，C_scoi,t為會計盈余對壞消息反映的及時性，μ0和λ0為常數項，μ1～μ3和λ1～λ3為回歸系數。將(3)式和(4)式代入(1)式，并對公司特征予以控制，得到(5)式，即

其中，δ1～δ6為回歸系數，τi,t為殘差項。

對(5)式進行截面回歸，得到λ0、λ1、λ2和λ3，將其代入(4)式，得到年度會計穩健性指數C_sco。C_sco越大，穩健性越高。

采用C_sco檢驗CEO 自戀對會計穩健性的影響，構建模型為

其 中，γ0為 常 數 項，γ1～γ5為 回 歸 系 數，ωi,t為 殘 差 項。γ1反映了CEO 自戀程度對會計穩健性的影響。如果自戀的CEO 會降低會計穩健性，則預期γ1符號為負。(6)式的回歸結果見表5，與前文一致，H1和H2得到驗證，本研究結果依然成立。

表5 穩健性檢驗：其他會計穩健性測量方法Table 5 Robust Test: Other Measuring Method of Accounting Conservatism

(3)考慮漢字筆畫的影響

由于每個漢字的筆畫數有差異，為了排除漢字筆畫數對簽名大小測量準確性的影響，本研究采用筆畫數進行標準化處理，即SSS等于簽名所占矩形內像素個數除以姓名所含筆畫數，筆畫數據來自統漢字數據庫(Unihan Database)。在本研究的樣本姓名中，筆畫數最少為6 畫，最多為45 畫。重新對(2)式進行回歸以檢驗假設，結果見表6。SSS·DR·Ret的回歸系數在(1)列和(2)列均顯著為負，而在(3)列不顯著，H1和H2均得到驗證。因此，在考慮漢字筆畫的影響后，本研究結論依然成立。

表6 穩健性檢驗：考慮漢字筆畫Table 6 Robust Test: Considering Chinese Character Stroke

(4)替換簽名有效期

本研究采用的CEO 簽名材料來自IPO 招股說明書，即只能提取到IPO 時CEO 的手寫簽名，簽名時效性也許會影響本研究結論的穩健性。但由表1 的結果可知，CEO 的平均年齡為50 歲，說明性格已趨于成熟穩定。而自戀屬于個人性格特征，不易隨時間改變。為了保證研究結果的穩健性，將時效限制在5年內，對(2)式重新進行回歸，結果與前文一致，說明簽名時效不會影響本研究結論。

(5)剔除CEO 簽名設計

有人質疑中國CEO 的簽名可能存在請專業人員設計的情況，本研究認為這不是影響本研究結果的因素。首先，簽名設計的是字的“形”，不能決定書寫者簽名的字體大小，而簽名大小才是本研究測量自戀的代理變量。其次，自戀者喜歡被關注，具有試圖獲取他人注意力的心理，請專業人員設計簽名的行為本身就是自戀人格的體現。盡管如此，為了保證本研究結果的穩健性，本研究請兩位具有兩年以上書法學習經歷的研究人員進行人工打分，當雙方均認為簽名設計感較強，即予以剔除，剔除量占簽名樣本的5%。重新對(2)式進行回歸，結果與前文一致。

(6)與CEO 過度自信的區分

由于自戀者與過度自信的人都具有樂觀傾向，為了區分過度自信與自戀特征對公司會計穩健性的影響，本研究試圖通過控制CEO 過度自信對會計穩健性的影響，以證明本研究結果的穩健性。過度自信很難直接、準確的定量捕捉，且由于中國公司對高管期權的激勵制度還不完善以及數據獲取問題，國外普遍采用的期權測量法在中國并不適用。借鑒MALMENDIER et al.[54]的基本思路，本研究將CEO 自愿持股變動情況作為測量CEO 過度自信的指標，等于年末CEO 持股數量- 年初CEO 持股數量- 公司本年分紅送股數之后與年初CEO 持股數量的比值再加1。在控制CEO 過度自信的情況下，對(2)式重新進行回歸，檢驗結果與前文一致。

7 結論

雖然對會計穩健性的研究已非常廣泛，但關于CEO 個人心理特征與公司會計穩健性關系的研究仍然較少，且鮮有研究關注CEO 自戀特征。為此，本研究聚焦CEO 自戀，以2007 年至2016 年中國A 股上市公司為樣本，研究CEO 自戀對公司會計穩健性的影響。研究結果表明，自戀的CEO 傾向于抵制會計穩健性的制約。當公司采用激進戰略時，自戀的CEO為減少會計穩健性機制對其個人目標的干擾，傾向于削弱會計穩健性。此外，本研究在考察CEO 自戀與會計穩健性之間的關系時，融入契約方面的影響因素，并發現當公司債務水平較高時，自戀的CEO 仍然傾向于降低會計穩健性。

本研究的貢獻主要體現在以下3 個方面。①受測量和量化方法限制，已有關于會計穩健性影響因素的研究鮮少涉及管理者自戀特征，本研究引入CEO 自戀這一人格特征，探析其對公司會計穩健性的影響，拓展了CEO 個人特征與會計穩健性交叉領域的研究。②公司戰略導向越來越重要，但鮮少有研究從公司戰略視角探討CEO 自戀與公司會計穩健性之間的關系，本研究探索性地從公司戰略視角揭示CEO 自戀抑制會計穩健性的原因，取得了影響機理方面的證據，為高階理論提供了拓展性的經驗證據支持。③已有研究發現當公司面臨較高負債時，債權人對公司盈余穩健性的需求將增加[43-44]，本研究在此基礎上從債務融資視角考察CEO 自戀對公司會計穩健性的影響，發現即使公司具有較高負債，自戀的CEO 所在公司的會計穩健性水平仍然較低，從政策層面說明完善債務契約和債務市場監管以及改善銀企關系對提高負債治理作用具有重要意義。

本研究將CEO 自戀與會計穩健性聯系起來，同時考慮了不同戰略類型、負債水平和公司治理水平在其中的作用機理，驗證了良好的公司治理能夠制約CEO 自戀對會計穩健性的影響，揭示了公司治理對CEO 個人主義行為的治理作用，為利益相關者的決策提供了一定的借鑒。

本研究結論有兩點啟示。首先，中國文字千變萬化，不同的筆跡特征能夠反映不同的個性心理。《周易·疏》中有“以剛柔體象天地之術”，字跡也如此，筆跡的剛柔疾緩、潦草工整等特征均能體現書寫者的個性心理，將中國漢字的筆跡研究與公司行為相結合，可以挖掘出更多具有中國特色的研究成果。其次，本研究驗證的CEO 自戀對公司會計穩健性的影響，反映了人力資源評價對公司的重要性，為管理者聘任決策提供一定的借鑒意義。

本研究存在一些局限性，可在未來研究中有所拓展。首先，樣本數量問題。由于本研究采用的CEO簽名數據來自IPO 招股說明書，當招股說明書中簽名缺失，為了保證簽名文件來源的一致性，不能通過其他來源補充樣本。其次，自戀的測量問題。根據已有研究，較全面測量個人自戀水平的方法是自戀人格量表，然而現實中無法接觸到每家上市公司的CEO 并對其進行測試，因此選擇采用簽名大小測量自戀程度。雖然許多研究通過理論分析和實驗研究等方法證明了簽名大小與CEO 行為存在顯著關聯，但不可否認，這一測量方式仍然有一定的局限性。