过度自信对高管薪酬与盈余管理的关系研究

周芬娟，陆培中

(徽商职业学院 会计系，合肥 231201)

在现代企业制度下，企业为降低委托代理问题所带来的不利影响，通常根据薪酬契约和管理授权的方式委托职业经理人进行企业运营，以期降低代理成本和利益最大化.薪酬契约的制定多数以易受操控的会计盈余为基础，不可避免地增加了高管进行盈余管理的风险.所谓盈余管理是指企业高管为了实现私人利益或企业利益最大化，通过会计政策、会计估计变更等来进行盈余操纵，故盈余管理[1-3]一直以来都是学术研究的热点问题.近日，雅戈尔股份通过变更金融投资的会计计量方式虚增利润93亿元，更是引起人们对盈余管理的关注.

西方学者较早地对盈余管理展开研究.以会计盈余为基础的薪酬契约的企业中，管理层存在为获取更高的薪酬而进行盈余管理的动机[4].将企业盈余细分为可操控性应计与非可操控性盈余，得出高管报酬与可操控性应计之间呈正相关关系[5].我国学者以可操控性盈余作为盈余管理的代理变量，研究得出高管货币薪酬与盈余管理之间存在正相关关系[6].从高管攀比的视角研究，结果显示当高管薪酬与同行业差距过大时，会引发高管攀比的动机，继而通过盈余管理来满足私人收益最大化[7].从显性薪酬与隐性薪酬两个维度研究高管薪酬与盈余管理的关系，结果为高管显性薪酬与股权薪酬均与盈余管理之间存在明显正相关性[8].众多学者从盈余管理的动机、计量方法及经济后果等方面展开研究，极大地丰富了盈余管理的相关研究[9-10].已有研究多以理性人假设作为前提，较少的涉及到非理性因素的影响.文中从高管过度自信的视角，以2013-2016年度沪深上市公司的财务数据为样本，通过对过度自信、高管货币薪酬与盈余管理关系的研究，为企业探索委托代理模式下，过度自信对高管薪酬与盈余管理的影响及偏差具有参考价值.

1 理论分析与研究假设

随着社会经济及科学技术的快速发展，使得企业所处的环境发生了翻天覆地的变化，对企业经营管理能力提出了更高的要求.随着市场交易的日益复杂以及社会分工的日趋精细，权利人在知识、精力及能力等方面已经无法满足企业的发展要求.企业权利人需雇佣代理人来行使对企业的经营管理权，同时根据企业经营效益给予其一定的报酬，委托代理行为由此产生.企业委托方关注股东报酬最大化，代理人作为企业高管是企业经营方，其看重的是私人报酬最大化等.由于二者目标的不一致，导致委托代理双方存在利益冲突.为了缓解委托代理冲突带来的不利影响，委托人通常会与代理人签订一系列以会计业绩为考核依据的薪酬契约[11-12]，授予代理人一定的剩余索取权，促使委托代理双方利益趋同.由于会计业绩的可操控性与契约的不完备性的存在，给企业高管留下了一定的盈余操纵空间，使得其在任期内可能会为了获得超额的薪酬待遇而进行盈余管理行为.因此提出假设1：高管货币薪酬与盈余管理之间存在正相关关系.

传统的财务理论认为人是理性的，人们所做的任何决策均是理性思考下的结果.心理学研究表明，人并不能时时刻刻保持理性，人存在悲伤、乐观、自信、兴奋及跟众等非理性特征.每一种特征均能够对其行为产生或多或少的影响.过度自信即是最常见的一种非理性特征，过度自信的高管在进行年报前期的盈余预测时，容易做出过高的盈余预测，当实际盈余未达到预测盈余时，为了获得较高的货币收益，可能存在盈余操纵等行为.因此提出假设2：高管过度自信在高管货币薪酬与盈余管理的关系中起到正向的调节作用.

2 研究设计

2.1 过度自信的衡量

目前高管过度自信的替代变量有以下几种：媒体对于企业高管的报道中是否具有自信或者乐观等文字性描述；高管对企业的盈余是否具有向上偏离的预测；高管任期内并购频率的大小；高管任期内是否主动增持股票；国家统计局网上公布其企业景气指数等等.其中大多数研究采用的是高管在任期内是否主动增持股票作为判断企业高管是否具有过度自信特征.文中采用的度量方式是高管在任期内是否增持股票且增持的原因不是股权激励或分红股.

2.2 盈余计量模型的选择

选择修正的Jones模型作为盈余管理的衡量方法，具体模型为

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为i公司t年度的总应计利润；Pi,t为i公司t年度的净利润；Ci,t为i公司t年度的经营现金流量；Ai,t为i公司t年度的总资产；Vi,t为i公司t年度的销售收入变动；Ri,t为i公司t年度的应收账款的变动；Ei,t为i公司t年度的固定资产原值；Oi,t为i公司t年度的经营现金流量的变动；Ni,t为i公司t年度的非操控应计利润；Di,t为i公司t年度的非操控应计利润即盈余管理度量指标；α1,β1,β2，β3均为回归系数；εt为误差项.

2.3 变量定义与模型设计

选取企业规模、独立董事比例及财务杠杆等因素作为控制变量，变量定义见表1.

针对假设1和假设2，分别设计模型为

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为常数项;ε为误差项.

表1 各变量的说明

2.4 样本数据来源

选取2013-2016年度中国A股上市公司为样本，同时根据以下原则对所得样本进行二次筛选：① 剔除金融保险行业的样本公司；② 剔除样本公司中，连续两年亏损被进行特别处理的股票(Special Treatment，ST)，以及连续三年亏损被进行退市风险警示的股票ST*的数据；③ 剔除样本期间内出现管理者变更的企业数据.数据来源于国泰安数据库和新浪财经网，使用Excel与Stata等统计软件对数据进行统计分析.

3 实证结果分析

3.1 变量的描述性统计分析

变量的描述性统计分析数据见表2，从表2可以看出，盈余管理变量平均值为0.053，最大值为2.206，最小值为0.000 033，表明当前企业中存在一定的盈余管理行为，不同企业之间盈余管理程度存在着较大的差异.过度自信的代理变量的平均数为0.145，表明目前企业高管存在过度自信特征，但是并不是像前文所论述的那么普遍，原因可能是文中使用的过度自信代理变量是以增持股票为基础的，当前很多企业高管并未持有本单位的股票，造成该种度量方法出现无效情况.同样，从表2可以看出高管薪酬差距较大，原因可能是不同的行业存在着特有的行业差异性.

3.2 变量的相关性分析

变量的相关性分析数据见表3，从表3可以看出，企业盈余管理与高管过度自信以及高管薪酬之间存在显著的正相关关系，且在5%的水平上通过检验，证实假设1，即盈余管理与高管薪酬之间存在正相关关系，高管存在为了获取高额薪酬进行盈余管理的动机.盈余管理与企业总资产及企业财务杠杆之间存在显著正相关关系，且在1%的水平上通过检验，与独立董事比例之间存在正相关关系，但是未通过检验，可能是样本容量较小等原因导致的.过度自信与高管薪酬之间存在显著正相关关系，且在1%的水平上通过检验.

表2 变量的描述性统计分析

3.3 实证结果分析

根据假设，分别对式(5)～(6)进行回归分析，回归分析结果见表4.表4中的数据为各解释变量的系数，括号中为回归分析中t值，表示该变量对被解释变量的影响；Ocgx为交叉变量；Cons为常数项；N为样本容量.从表4中可以看出：在式(5)中，高管货币薪酬变量Gx与盈余管理的关系系数为0.004 4，且在5%的水平上通过检验，表明高管货币薪酬与企业盈余管理之间存在显著的正相关关系，即高管货币薪酬越高，其进行盈余管理的程度越大.加入过度自信变量以后，在式(6)的回归结果中可以发现，高管过度自信与企业盈余管理之间的关系系数为0.092 6，且在5%的水平上通过检验，表明高管过度自信会更大程度促使高管进行盈余管理，高管过度自信与高管货币薪酬的交叉变量与盈余管理的关系系数为0.006 9，且在10%的水平上通过检验，表明该交叉变量与盈余管理之间存在正相关关系，即高管过度自信在高管货币薪酬与盈余管理之间存在正向的调节作用，其进一步促进高管货币薪酬对盈余管理的影响性，即假设2得到验证.

表3 变量的相关性分析

注：**、***分别为在5%,1%的水平上显著.

表4 回归结果分析

注： *,**,***分别为在10%,5%,1%的水平上显著.

4 结 语

文中实证结果研究发现，在加入过度自信非理性变量后，高管过度自信会促使更大的盈余管理机会，即高管过度自信在高管货币薪酬与盈余管理之间存在更大的正向的调节作用.造成这一结果的原因主要为高管层过度自信，往往会高估企业的盈余，相比无过度自信因素影响的正常分析模型，盈余达不到期望值的可能更大，为实现企业目标，过度自信的高管会更大的可能和机会通过盈余管理的方式人为操纵盈余.即高管过度自信的非理性因素会进一步加大高管货币薪酬与盈余管理.据此，建议企业应完善公司薪酬激励制度，采用多元化、多维度的考核方式，尽可能剔除非理性因素对盈余管理的影响；增强独立董事的独立性，提高独立董事在董事会中的话语权；完善企业内部控制体系，避免高管层因非理性因素对盈余管理进行操控；健全和完善资本市场监督与惩治机制，加大对财务违规操纵的处罚力度；并从法律层面约束非理性因素对高管盈余管理行为的影响.