经营环境、管理者过度自信与会计稳健性——基于两类稳健性视角

一、引言

现有对会计稳健性的研究基于经济学理论中的“理性人”假设，从公司契约、法律诉讼、政府管制和税收政策等多个维度对影响会计稳健性的因素进行了深入研究，并取得了丰硕成果。然而，当前的经济环境日趋复杂，决策主体（即管理者）的决策容易出现系统性偏差，决策者最为突出的非理性表现之一即管理者过度自信。我国的传统文化中存在“君君臣臣”思想，加之上市公司缺乏行之有效的权力约束机制，均可能使得我国管理者过度自信的比率和程度较之国外上市公司更甚。现有研究表明，管理者过度自信心理会对上市公司的投资决策、并购决策、融资决策和股利政策产生影响。

行为经济学将心理学成果尤其是行为科学的理论与传统的经济学理论相结合，从经济行为的心理根源着手，成功地阐释了传统经济学理论无法做出合理解释的一些现象。传统委托代理理论认为，影响公司经营决策的重要因素之一即为管理者的自利心理。然而，现有研究发现，即使管理者始终保持对投资者的忠诚，将投资者的利益置于高于自身利益的地位，其过度自信心理仍然会导致过度投融资等非理性决策，造成公司的经营状况与最优预期相偏离。国内外学者均发现，管理者过度自信心理会对上市公司的投资决策、融资决策、并购决策和股利政策产生影响[1][2][3]，但鲜有研究关注会计信息质量特征与管理者过度自信之间的关系。那么，管理者过度自信是否会影响会计信息质量呢？稳健性作为会计信息的重要质量特征之一，管理者过度自信又是否会对其产生影响呢？

目前，我国的市场经济体制尚不成熟，公司的内外部治理机制仍待完善，尤其是职业经理人等制度的全面推行还面临着一定的阻碍。在这样的环境下，管理者过度自信这一非理性心理对上市公司的影响可能更加严重。本研究探讨管理者过度自信对会计稳健性的影响，督促上市公司逐步完善用人机制、契约机制和债权治理机制等，以提供稳健的会计信息。

二、理论分析与研究假设

（一）管理者过度自信对会计稳健性的影响

一方面，过度自信的管理者将高估未来的偿债能力，提高上市公司的负债水平[4][5]，而负债比率的上升会引发债权人对企业会计信息稳健性的更高要求[6]；另一方面，随着我国企业会计制度改革的逐步深化，对会计信息质量的要求也在逐步提高，如现行会计准则取消了存货发出计价中的后进先出法、修订了过去对于研发支出全额费用化的规定、对固定资产和无形资产等长期资产减值准备转回做了禁止性规定等，从而对管理者过度自信心理可能导致的损害会计稳健性的行为做出了一定的限制。

会计稳健性可分为非条件会计稳健性和条件会计稳健性，其中，非条件会计稳健性是指对资产和负债进行初始确认时即保持稳健。过度自信的管理者为了避免较高的过度自信成本，可能会倾向于在初始确认时即采用稳健的会计方法。所谓管理者过度自信行为成本，即由于对资产、负债的初始确认不够稳健，之后一旦出现“坏消息”，过度自信的管理者将承担额外的损失。据此，本文提出如下假设：

假设1：上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信正相关。

根据Basu[7]的定义，稳健性的具体表现为：相对于确认“好消息”而言，企业确认“坏消息”更为及时，此处的稳健性即条件会计稳健性。过度自信的管理者由于高估外部融资的成本，更倾向于将现金留存于企业内部以满足投资项目的需要，即使在其必须进行股利支付时也尽可能减少现金股利的金额[8]。为了不引起期望获得大额股利的大股东的反感和责难，过度自信的管理者可能会为了降低盈余而延迟确认收入或低估收入，及时确认费用或高估费用，使条件会计稳健性得到增强。

然而，管理者的过度自信心理也可能会损害条件会计稳健性。首先，过度自信的管理者会高估项目未来现金流以及项目成功的可能性，低估项目未来的损失以及失败的可能性[9]；而且过度自信的管理者可能会因高估项目的价值而进行过度投资，投资于现金净流量小于零的项目[1][2]。在诸如业绩考核的监管压力下，管理者可能会为了弥补前期的不当决策而采取如下措施：及时确认收入并予以高估、延迟确认费用并予以低估。其次，由于低估上市公司的融资风险，过度自信的管理者可能会选择激进的负债融资政策，甚至使公司陷于财务困境之中，这种激进的融资方式很可能会增加公司后续融资的难度和成本[4]。为了摆脱上述财务困境，管理者可能选择及时确认收益、延迟确认损失[10]。

综上，管理者的过度自信心理会影响上市公司的条件会计稳健性，但本文暂不对具体的影响结果做出预测。据此，本文提出如下假设：

假设2：上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信相关。

（二）经营环境对会计稳健性与管理者过度自信关系的影响

出于对声誉和薪酬的考虑，上市公司的管理者会与其他管理者进行频繁的交流和接洽，其在制定决策的过程中可能在一定程度上受到追随效应的影响。经营环境相对较好地区的管理者在日常交流和接洽中易被其他管理者的看好情绪所影响和感染，会导致过度自信心理的产生。良好的经营环境为企业业绩的提高提供了利好条件，受自利归因倾向的影响，过度自信的管理者可能将稳定的银企关系以及良好的盈利水平视作其战略规划能力、领导力和决策力的体现，忽视经营环境的推动作用，从而越发过度自信。经营环境不仅会影响管理者过度自信的程度，而且会影响管理者的行为。这是因为，经营环境包括政府的行政管理、企业的法制环境、企业经营的税费负担、金融信贷服务、人力资源的供应、基础设施条件、中介组织和技术及营销服务以及诚信社会环境等方面，不同的经营环境意味着上市公司所面临的信贷条件、法律环境、投资机会均存在显著差异。

以经营环境相对较好的地区为例。首先，货币和信贷政策更为宽松，企业外在融资压力会相对较小，过度自信的管理者所选择的负债融资比重会更高。一方面可能使得债权人对企业会计信息的稳健性提出更高的要求；另一方面也可能促使管理者选择及时确认收益，延迟确认损失，以摆脱激进融资所导致的财务困境，这将损害条件会计稳健性。其次，其法制环境更为健全，尤其是会计管制更为规范，诉讼成本更高，执法力度更大，能够合理保障投资者的利益不受侵害，限制管理者过度自信对会计稳健性的不利影响，更高的管理者过度自信行为成本也使过度自信的管理者在初始确认时采用稳健的会计方法，维持非条件会计稳健性。最后，其投资项目会更加丰富，过度自信管理者更容易进行过度投资。一方面为了减少现金股利，增加可支配的现金流，同时避免引起大股东的责难，管理者可能会选择延迟确认收入或低估收入，及时确认费用或高估费用，降低盈余，这增强了条件会计稳健性；但另一方面管理者也可能为弥补前期的不当投资决策而提前确认收入并予以高估，延迟确认费用并予以低估，这会损害条件会计稳健性。

综合上述分析，本文提出如下假设：

假设3：同经营环境相对较差地区的上市公司相比，经营环境相对较好地区的上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信之间的正相关关系更强。

假设4：同经营环境相对较差地区的上市公司相比，经营环境相对较好地区的上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信之间的相关关系更强。

三、研究设计

（一）模型设计

1.管理者过度自信对非条件会计稳健性的影响模型。本文拟以Feltham-Ohlson模型为基础来检验管理者过度自信对上市公司非条件会计稳健性的影响。具体模型如下：

其中：BTMi，t表示i公司t年年末净资产的账面价值与市场价值的比值；RETi，t表示i公司t年度考虑现金红利再投资的股票报酬率；αt表示年度效应；αj代表“偏差”，“偏差”越小时BTMi，t越小，则非条件会计稳健性越强。

为验证假设1和假设3，考察管理者过度自信对上市公司非条件会计稳健性的影响以及经营环境对非条件会计稳健性与管理者过度自信关系的影响，本文参照李四海、汤雨晴和宋献中[11]的做法，在模型1中加入管理者过度自信变量OVERCONi，t及其他相关控制变量（如表1所示）构造模型2，并分别运用全样本和以经营环境分组后得到的子样本进行回归分析。模型2具体如下：

其中：OVERCONi，t为哑变量，管理者过度自信时取值为1，否则为0。

OVERCONi，t的系数α1是关键考察指标，若α1小于零，则上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信正相关；反之，则上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信负相关。

2.管理者过度自信对条件会计稳健性的影响模型。Basu的盈余—股票报酬关系模型（如模型3所示）在现有实证研究中的应用最为广泛，并且具有较强的可靠性和显著的比较优势[12]。本文拟以该模型为基础来检验管理者过度自信对上市公司条件会计稳健性的影响。具体模型如下：

其中：EPSi，t表示i公司t年度的每股收益；Pi，t-1表示i公司t-1年年末的股票收盘价；RETi，t表示i公司t年度考虑现金红利再投资的股票报酬率；DRi，t为虚拟变量，当 RETi，t＜0 时为 1，否则为 0。在该模型中，金额为正的RETi，t表示“好消息”，金额为负的RETi，t表示“坏消息”。β3代表了企业在确认“坏消息”时较之确认“好消息”时的增量及时性，因而可以用β3是否显著为正来检验会计稳健性程度。

为检验假设2和假设4，考察管理者过度自信对上市公司条件会计稳健性的影响，以及经营环境对条件会计稳健性与管理者过度自信关系的影响，本文在模型3中加入管理者过度自信变量OVERCONi，t及其他相关控制变量（如表1所示）构造模型4，并分别运用全样本和以经营环境分组后得到的子样本进行回归分析。模型4具体如下：

交乘项DRi，t×RETi，t×OVERCONi，t的系数β4是关键考察指标，它测量会计盈余对“坏消息”的反应速度因受管理者过度自信的影响而产生的增量。若β4大于零，则上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信正相关；反之，则上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信负相关。

（二）变量界定

1.会计稳健性的衡量。在模型构建的过程中已经明确了会计稳健性的衡量方法，即以净资产账面市值比模型考察非条件会计稳健性、以盈余—股票报酬关系模型考察条件会计稳健性，此处不再加以赘述。

2.管理者过度自信的衡量。管理者过度自信作为一种心理行为偏差，很难对其进行直接度量，这也是管理者过度自信的理论研究领先于实证分析的原因之一。现有研究所采用的主要度量方式如下：以管理者持股变动度量；以盈余预测的偏差度量；以资本支出度量；以管理者的相对薪资水平度量；以主流媒体评价度量；以企业景气指数或消费者的情绪指数度量；以管理者自身的特征度量。以上方法（不包括以管理者持股变动度量管理者过度自信）均存在不足之处：上司公司盈利预测偏差数据不够完整，会明显缩减样本量；管理者的薪酬比例虽然能对其过度自信心理产生刺激作用，但并不能完全表征过度自信；国内媒体很少公开对管理者做出评价，且不排除已发表的媒体评价具有较强个人主观色彩的可能，缺乏足够的权威性和可靠性；企业景气指数的可获得性虽较强，但综合性极高，体现的是特定行业内部企业家的整体信心程度，难以有效表征上市公司管理者个体对企业前景的信心指数；管理者本身的特征虽然能对其过度自信心理产生影响，但用其来直接度量管理者是否过度自信也不具说服力。综合前人的研究，充分考虑数据的客观性、可获得性以及度量方法的合理性，本文以管理者持股变化情况作为管理者过度自信的替代变量。具体方法是将上市公司股票价格的涨幅与股票价格指数的涨幅进行比较，若前者的涨幅低于后者，并且管理者当年的持股数并未增加，则判定管理者是非过度自信的；反之，若管理者增持股票，则判定其具有过度自信心理。管理者增持股票的动机是提高自身经济利益，其在公司股票涨幅低于股票价格指数涨幅的情况下，仍然选择增加股票持有数量，表明其认为自身的经营管理将提高公司的股票价格，可见，该方法能较为直接地表征过度自信。具体公式如下：

其中：Si，t表示i公司t年年末管理者持有的股票数；Pi，t表示i公司t年年末的股票收盘价；Indexi，t表示i公司所属证券交易所t年年末A股价格指数的收盘值。

3.控制变量的选取。本文在模型中加入的控制变量为：公司规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、第一大股东持股比例（TOP1）、经营状况（CFS）。此外，模型中还加入了行业（INDUS）和年份（YEAR）两个虚拟变量，以控制不同行业和年度对会计稳健性的影响。变量名称及其定义如表1所示。

表1 变量名称和变量定义

（三）数据来源

本文选择沪深两市A股上市公司2013～2016年的财务和股票交易数据作为研究对象。将样本期间确定为这一时间段主要是基于以下考虑：①消除经营环境总体评分波动影响，该评分在2008年之后出现了下降，而在2012年之后有明显上升；②采用盈余—股票报酬关系模型衡量会计稳健性、采用管理者持股变化情况衡量管理者过度自信涉及样本数据滞后一期的处理。本文的数据来源如下：①模型变量的数据主要来源于国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库；②经营环境指数数据来源于王小鲁、余静文和樊纲的《中国分省企业经营环境指数2017年报告》中编制的各省份企业经营环境指数总体评分表。

本文对下列样本数据进行了剔除：①金融行业样本，因为该类公司适用特殊的会计准则，其财务报表与其他行业的财务报表具有明显的差异，导致相关数据和指标的可比性不足。②ST样本，因为该类公司的财务状况具有特殊性，对此类样本进行删除也是为了消除可能的盈余管理影响。③同时发行B股、H股的样本，因为该类公司的信息披露应遵循特定的要求。④当年IPO的样本，因为IPO当年盈余的可能异动会影响到研究结论。⑤关键数据缺失的样本，对该类样本进行剔除以保证数据的完整性。此外，为了排除异常值的干扰，对主要连续型变量在上下1%处进行了缩尾处理。

经过以上筛选，本文最终得到的样本企业为2183家，共计6854个观测值。其中2013～2016年的有效样本数量分别为1236、1585、1961、2072个。

四、实证检验及结果分析

（一）描述性统计

表2列示了主要研究变量的描述性统计结果。经过样本筛选，模型2中所有变量的样本观测值均为6854个，而模型4中EPS/P、RET和DR变量由于数据值缺失，其样本观测值均只有6008个。

表2 主要研究变量的描述性统计

从表2可以看出，BTM的均值为0.4400，即我国沪深两市的A股上市公司整体的净资产账面价值远小于其市场价值，这表明我国上市公司的会计信息普遍具有非条件稳健性。OVERCON的均值为0.2056，说明样本上市公司中20.56%的管理者具有过度自信倾向。RET平均值为6.42%，说明样本上市公司在研究期间的总体回报率为正，中位数为-2.24%，表明超过半数的上市公司年股票收益率为负，这从DR的中位数为1可以得到印证。但RET标准差为0.4250，其波动幅度超过BTM和EPS/P，前者的标准差为0.2590，后者的标准差为0.0373。SIZE的最小值为16.52，最大值为27.39，平均值为21.77，表明样本上市公司的规模总体上满足正态分布。ROA的平均值为4.16%。TOP1的平均值为0.3600，表明第一大股东的平均持股比例为36.00%。CFS的平均值为0.0647，即经营现金净流量与营业收入的比率为6.47%。

（二）回归分析

1.管理者过度自信对非条件会计稳健性的影响分析。运用模型2进行多元回归的结果如表3所示。

表3 非条件会计稳健性与管理者过度自信的回归结果

从表3可以看出，主要解释变量OVERCON的回归系数α1为-0.0152，T值为-2.600，在1%的水平上显著为负。说明在控制其他因素之后，管理者过度自信时，BTM越小，非条件会计稳健性越强，这与李四海、汤雨晴和宋献中[11]的研究结论一致。虽然管理者过度自信的心理偏好似乎正好与非条件会计稳健性的要求相悖，但是值得注意的是，认为这两者可能存在负相关关系的猜想是基于“会计准则的规定赋予了管理者较大自主选择权”这一前提的。我国现行的企业会计准则对会计信息质量的要求有所提高，管理者在对资产和负债进行初始确认时，其对会计处理方法的选择会受到更强的约束，即会计准则会对管理者的主观心理偏好做出限制。加之过度自信的管理者会高估未来的偿债能力并增加负债融资，而负债比率的提高会引发债权人对企业会计信息稳健性的更高要求。此外，如果过度自信的管理者在资产、负债初始确认之时采用了不稳健的会计政策，将来一旦出现“坏消息”，将需比初始确认时更为稳健的上市公司承担更多的损失，即过度自信行为成本。综上所述，在会计管制、债权治理效应以及管理者过度自信成本的共同作用下，过度自信的管理者会提高财务报告的非条件会计稳健性。

通过上述回归结果分析可以得出：上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信正相关，从而验证了研究假设1。

2.管理者过度自信对条件会计稳健性的影响分析。运用模型4进行多元回归的结果如表4所示。

表4 条件会计稳健性与管理者过度自信的回归结果

表4显示，模型4中DR×RET的系数为0.4990，在1%的水平上显著，表明我国上市公司的会计信息普遍具有条件稳健性。DR×RET×OVERCON的系数β4为0.0179，T值为3.260，在1%的水平上显著为正，可见管理者过度自信显著加快了会计盈余对“坏消息”较“好消息”的反应速度，条件会计稳健性增强。其原因除了会计管制的约束和债权人对稳健性的需求，还在于过度自信的管理者具有不愿意进行现金股利分配的动机，为了避免引起大股东的反感情绪，会及时确认费用并高估费用、延迟确认收入并低估收入。此外，条件会计稳健性与上市公司规模仍在1%的水平上显著负相关；上市公司的盈利能力越强，条件会计稳健性越弱，这与国外学者的研究结论正好相反，表明盈利能力对于条件稳健性的解释作用在不同的制度环境下有所差异。条件会计稳健性与第一大股东持股比例正相关，但并不显著，与经营状况的回归系数为正，且在10%的水平上显著。

表4的结果为假设2提供了实证支持，且可以判定上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信正相关。

3.经营环境对非条件会计稳健性与管理者过度自信关系的影响分析。上述研究均是基于全样本进行的实证检验，接下来本文将全样本按照上市公司所处省份的经营环境指数的高低划分成两个子样本，以考察不同的经营环境对会计稳健性与管理者过度自信关系的影响。具体做法是以经营环境指数得分的中位数为划分依据，将处于中位数以上的公司样本和处于中位数以下的公司样本再次运用模型2和模型4进行检验。运用模型2进行多元回归的结果如表5所示。

表5显示，在经营环境指数高的子样本里，主要解释变量OVERCON的回归系数α1为-0.0175，T值为-2.040，在5%的水平上显著为负。上述结果再次证实上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信正相关，与表3显示的结果相符。在经营环境指数低的子样本里，主要解释变量OVERCON的回归系数α1为-0.0155，T值为-2.030，在5%的水平上显著为负，该回归结果同样验证了假设1。通过比较两组样本的α1系数的大小可以看出，同经营环境相对较差地区的上市公司相比，经营环境相对较好地区的上市公司的非条件会计稳健性与管理者过度自信之间的正相关关系更强，即假设3得到了验证。原因在于，在经营环境相对较好的地区，货币和信贷政策相对宽松，过度自信的管理者能选择的负债融资比例会更高，债权人对稳健性的要求更高；由于法制环境更为健全，尤其是会计管制更为规范，诉讼成本较低、执法情况较好，且管理者过度自信行为成本更高，使得管理者在初始确认时采用稳健的会计方法。

表5 不同经营环境下非条件会计稳健性与管理者过度自信的回归结果

4.经营环境对条件会计稳健性与管理者过度自信关系的影响分析。运用模型4进行多元回归的结果如表6所示。

表6 不同经营环境下条件会计稳健性与管理者过度自信的回归结果

表6显示，两组子样本的回归结果中，DR×RET的回归系数β3均在1%的水平上显著为正，再次表明我国上市公司的财务报告存在条件稳健性。在经营环境指数高的子样本里，DR×RET×OVERCON的系数β4为0.0198，T值为2.330，在5%的水平上显著为正。上述结果再次验证了管理者过度自信会显著加快会计盈余对“坏消息”较“好消息”的反应速度，条件会计稳健性增强。在经营环境指数低的子样本里，DR×RET×OVERCON的系数β4为0.0170，T值为2.340，在5%的水平上显著为负，同样验证了假设2，即上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信相关。通过比较两组样本的β4系数的大小，可以验证假设4，并且同经营环境相对较差地区的上市公司相比，经营环境相对较好地区的上市公司的条件会计稳健性与管理者过度自信之间的正相关关系更强。原因在于，在经营环境相对较好的地区，会计管制更加规范和严格，限制了管理者过度自信可能对会计稳健性造成的不利影响；企业负债融资的比例更高，债权人对稳健性的需求更大；投资项目更加丰富，过度自信管理者更倾向于减少现金股利，进而及时确认费用并高估费用、延迟确认收入并低估收入。

（三）稳健性检验

为使得本文的结论更具说服力，接下来进行稳健性检验，包括：采用滞后一期的控制变量数据；删除资产收益率低于亏损公司资产收益率中位数的公司样本，重新进行回归分析。

考虑到控制变量对会计稳健性的影响可能存在滞后效应，本文参考李四海等[11]的做法，在稳健性检验中采用滞后一期的控制变量数据重新对模型进行多元回归分析。结果显示：本文假设1和假设3的结论仍然成立，但未得到支持假设2和假设4的显著性结果。

由于会计稳健性可能是亏损公司“洗大澡”导致的一种假象，本文删除资产收益率低于亏损公司的资产收益率中位数（-0.0456）的公司样本，再次进行多元回归分析，以消除亏损公司管理者的盈余操纵可能对本研究结论造成的影响。得出的结果与前文相同，故本文的研究结论具有稳健性。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文主要的研究结论包括：

上市公司的非条件会计稳健性、条件会计稳健性与管理者过度自信均存在正相关关系。有限理性和控制幻觉偏差使得上市公司的管理者易于表现出过度自信，自利归因则对该心理特征起到强化作用。此外，我国传统文化中存在着“君君臣臣”思想，加之上市公司缺乏行之有效的权力约束机制，使得管理者过度自信的程度愈发加大。虽然管理者过度自信的心理偏好似乎与会计稳健性的要求相悖，但是实证结果表明两者正相关，其原因主要有以下几点：第一，会计管制要求管理者自觉承担财务信息的披露责任，严格执行企业会计准则，并保证财务信息的质量，对过度自信的管理者起到了威慑作用，防止其因心理偏差对会计稳健性造成损害。第二，由于低估上市公司的融资风险，过度自信的管理者可能会选择激进的负债融资政策，而债务的治理效应强化了对会计稳健性的需求。第三，过度自信行为成本的存在使得过度自信的管理者同样愿意保持会计信息的非条件会计稳健性。如果对资产、负债的初始确认不够稳健，之后一旦出现“坏消息”，过度自信的管理者将必须承担额外的损失，即管理者过度自信成本。第四，过度自信的管理者可能会因高估项目的价值而进行过度投资，投资于现金净流量小于零的项目。为了顺利实行低股利政策以获取投资所需现金流，管理者会及时确认费用并高估费用、延迟确认收入并低估收入，增强了条件会计稳健性。

同经营环境相对较差地区的上市公司相比，经营环境相对较好地区的上市公司的非条件会计稳健性、条件会计稳健性与管理者过度自信之间的正相关关系更强。管理者在日常交流和接洽中易被其他管理者的看好情绪所影响和感染，会导致过度自信心理的产生。受自利归因倾向的影响，过度自信的管理者可能将稳定的银企关系以及较高的盈利水平视作其战略规划能力、领导力和决策力的体现，而忽视了经营环境的推动作用，越发过度自信。此外，在经营环境相对较好的地区，信贷政策更加宽松，过度自信的管理者所选择的负债融资比例会更高，债权人对稳健性的要求更高；会计管制更加规范，限制了管理者过度自信对会计稳健性的不利影响；过度自信行为成本更高，使得管理者在初始确认时采用更为稳健的会计方法；投资项目更加丰富，过度自信管理者更倾向于减少现金股利以满足投资项目的需要，进而及时确认费用并高估费用、延迟确认收入并低估收入。这些因素的共同作用使得该地区上市公司的会计稳健性与管理者过度自信的正相关性要强于经营环境相对较差地区的上市公司。

（二）政策建议

会计稳健性对于股东和债权人意义重大，它改善了企业契约（薪酬契约和债务契约）以及公司治理的有效性。适度的会计稳健性水平有利于维护股东、债权人的利益。本文的研究发现，管理者过度自信这一非理性心理偏好不仅不会损害企业的会计稳健性，反而能起到加强作用。因此本文建议：首先，要识别管理者是否存在过度自信倾向；其次，如果发现管理者表现出过度自信，要特别关注上述可能导致会计稳健性与管理者过度自信正相关结果的因素，以充分发挥管理者过度自信增强会计稳健性的积极作用，同时弱化其可能损害会计稳健性的消极作用。

1.识别管理者的过度自信倾向。聘用、考核管理者时，充分考虑管理者是否存在过度自信倾向。上市公司在选拔人才时，受信息不对称的影响，无法准确、全面地掌握每位应聘人员的情况。已有研究指出，管理者在具备某些特征时，更容易过度自信。这些特征主要有：理工科的专业背景、出生于婴儿潮时期、总经理董事长两职兼任、专业技能多样化、较低的学历、较小的年龄以及男性等。此外，根据姜付秀、张敏、陆正飞等[2]的研究可知，君臣思想也会刺激管理者产生过度自信心理。因此，在聘用、考核管理者时，企业可将上述因素进行分类和量化并据此设计出合理的评价体系，用来判断管理者是否具有过度自信倾向，综合设计用人制度。

2.加强会计管制。完善的企业会计准则是提高会计信息质量的基础和前提。准则对于会计稳健性的强制性要求能对过度自信管理者的行为进行有效制约，防止其心理偏差损害会计信息质量，这显然符合成本效益原则。尤其是在经营环境相对较好时，会计管制对于过度自信管理者的威慑作用更大。我国的会计制度历经数次变迁，其中，在1993～2005年的会计改革期间，会计制度（准则）逐步强化了会计稳健性原则的运用。虽然在2006年的会计制度改革中，为了实现与国际财务报告准则的全面趋同而显著扩大了公允价值计量属性的运用空间，但会计人员在对经济交易与事项予以确认、计量和报告的过程中仍应秉持稳健性原则。目前，我国对于投资者的保护力度不够大，为了弱化过度自信的消极影响，应切实贯彻会计准则对于会计稳健性的相关规定，使管理者充分意识到其在选择会计政策的过程中遵循相应准则的必要性，在准则允许的范围内进行适度的自主选择。与此同时，还应完善与企业会计准则相配套的法律法规并建立有效的执行机制，以确保企业会计准则体系的实施能够切实有效地提高企业会计信息质量。

3.发挥债务融资的治理效应。债务契约是一种典型的公司契约，但该契约本身是不完全的。为了及时发现管理者的违约行为，提高资金安全系数，债权人要求管理者保持会计信息的稳健性。提高债务的比重，能够增加债权人对管理者的约束，发挥公司治理的作用。但是，我国的债务融资市场目前尚未实现完全的市场化，长期借款融资仍然以关系型贷款为主。为了充分发挥融资约束的作用，强化管理者过度自信对上市公司会计稳健性的积极影响，政府部门应采取如下措施：一是拓宽债务融资的渠道，以期缓解以中小企业为代表的企业融资难的问题，如进一步完善中小企业融资的信用担保体系、引导中小企业不断提升自身的综合竞争力与承贷能力等，为我国企业创造一个良好的外部融资环境；二是加强银行对贷款（尤其是长期贷款）的风险控制，尽量减少不良贷款损失，有效防范金融风险。

4.改善薪酬契约。正如前文所述，管理者过度自信可能降低条件会计稳健性的原因之一是：过度自信的管理者为了弥补自己前期的不当投资决策和应对业绩考核的监管压力，可能及时确认收入并予以高估、延迟确认费用并予以低估。因此，为了激励和督促管理者将股东利益最大化作为经营决策的首要目标，上市公司应当制定和推行一套完备的薪酬契约。比如，适当减少基于报告盈余的薪酬激励比重，而向基于股权激励的长期激励倾斜。虽然前者可能有利于股东快速对管理者当期的经营成果做出评定，但当盈余数字与薪酬契约中的既定要求有差距时，管理者有动机实施利润操纵行为，以确保自己的经济利益免受损害。后者才能使管理者利益与股东利益在一定程度上趋于一致，切实降低两者之间的利益分离程度，减少高管为调整报告期的盈余数字而及时确认收入、延迟确认费用的短视行为。

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