CEO过度自信、真实盈余管理与审计收费

章文文 陆璟楠 陈海燕

摘要：基于行为金融理论和审计风险理论，通过实证探究CEO过度自信对审计定价决策的影响及其作用机制，研究发现：CEO过度自信的程度与审计定价显著正相关，越过度自信的CEO越倾向于进行真实盈余管理，通过中介效应检验证明真实盈余管理在CEO过度自信与审计收费之间起中介作用。进一步研究发现真实盈余管理的中介效应仅存在于非国有上市公司中，在国有上市公司中并不显著。

关键词：CEO过度自信;真实盈余管理;审计收费;产权性质

中图分类号：F270 文献标志码：A 文章编号：1008-4657（2020）05-0013-08

0 引言

中国是个儒家文化底蕴深厚的国家，管理者通常具有绝对的权威。行为金融学的提出又为研究经济、财务类问题带来了新的视角，尤其是对于所有权与经营权分离的现代上市公司，股东与管理者之间存在不可避免的代理问题，管理者的特征越来越受到学者的关注，管理者特征不仅直接影响企业决策行为，甚至会影响资本市场的运行。越来越多的学者开始关注管理者过度自信这一心理特征对公司决策的影响，从公司投资决策、债务融资决策、资本结构决策、分配决策等角度探究管理者过度自信对公司决策的影响。管理层的心理特征在影响公司内部决策的同时，也对外部审计机构起到了传递信息的作用。

审计收费一直是审计理论的重要研究内容，审计客体的特征是研究审计收费的重要切入点。从管理层心理特征层面探究其对外部审计机构的影响，为研究审计收费提供了新的视角。目前部分学者从管理层整体角度探究了管理层过度自信与审计收费的关系，主要通过相对薪酬与相对持股比例来衡量管理层过度自信这一指标，对于管理层过度自信这一指标的衡量方法并不完善，关于管理层过度自信与审计收费之间的关系也未得到一致的结论。从CEO个人角度探究CEO過度自信与审计收费之间关系的文献较少，CEO过度自信这一个人心理特征与审计收费之间是否存在相关性，作用方向如何以及通过何种途径作用于审计收费，这些问题仍然有待研究。

1 文献综述

已有学者从高管背景（例如高管法律背景[1]、审计师背景[2-4]、学术经历[5]、从军经历[6]等），高管激励（如薪酬激励[7]、股权激励[8]），高管变更[9-10]和高管团队特征[11-12]等方面探究了其对审计收费的影响。

从管理层心理特征角度探究其对审计收费的影响的文献现存较少，且未得到一致的结论。刘猛等[13]认为管理层过度自信降低了会计信息质量，增加了公司风险，审计机构因此收取更高的风险溢价，经过实证检验得到管理层过度自信与审计费用正相关的结论。王珣等[14]分析管理层过度自信的企业陷入财务困境的可能性较大，并且更倾向于进行盈余管理，降低了会计稳健性，提高了审计风险，从而导致审计收费提高。张淑惠等[15]从审计差异化的角度出发，提出过度自信的管理者会忽视审计工作的重要性，通过与审计人员的协商会花费更少的审计费用，得出管理层过度自信与审计收费负相关的结论，但是在实证分析中并没有考虑到事务所规模这一因素的影响。

目前关于管理者过度自信与盈余管理关系研究的文献较为丰富，得出的结论基本一致。叶子等[16]通过实证检验在颁布萨班斯·奥克斯利法案之后，认为过度自信的管理者相比于一般的管理者，感受到的法案约束较少，更有可能通过实际活动来进行盈余管理。李映照等[17]从管理者非理性角度探究管理者过度自信与盈余管理之间关系，提出过度自信的管理者所在企业的盈余管理程度更高。基于“控制幻觉”，过度自信的管理层自信心膨胀可能导致低估财务风险，做出误判，张翠红[18]得出过度自信的管理层出于掩饰失误的动机更可能主动寻求盈余管理的结论。

2 理论分析与假设提出

根据审计风险理论，审计风险包含内在风险、控制风险和检查风险。在审计时，审计师并不能确定实际风险的大小，而要通过判断来估计相关风险的大小。当审计师认为面临的审计风险较大时，会通过提高审计收费、出具非标准审计报告或拒绝接受审计业务等一系列措施来降低诉讼风险和声誉风险。由于我国审计市场供过于求，审计师更倾向于选择通过提高审计收费获得风险溢价的方式来转移风险。

企业高管作为有限理性的管理人，价值追求是多元化的，受到多种不同因素的影响。不同的管理者个人特征、能力水平皆有所不同，由于自身能力的限制，为了追求主观效用的最大化，会导致一些非理性的决策行为。过度自信的管理者更有可能高估其控制资产的价值以及投资项目的收益[19]，促使企业选择更为激进的债务融资决策[20]，并且在公司投资决策中更有可能引发配置效率低下的过度投资行为[21]，管理者过度自信的上市公司税收规避的程度较高[22]，这对于上市公司信息透明度也具有显著的负面影响[23]，降低了会计信息质量，导致审计师判断的审计风险增大。为了确保审计工作的质量，获得审计证据，审计师会增加审计资源的投入，并相应提高审计收费。因此，提出假设1：CEO过度自信与审计收费存在显著的正相关关系。

盈余管理的主体是企业管理者，由于真实盈余管理的隐蔽性，越来越多的管理者倾向于选择通过真实盈余管理活动来粉饰财务报告。在心理学中，过度自信是一种稳健的非理性行为，同时也是一种过于相信自己的能力而导致的一种认知偏差[24]。过度自信的管理者因为认知性的偏差通常会做出一些非理性的决策行为，并且过度自信的管理者对自己做出的判断充满了肯定[25]。管理层越过度自信越容易高估项目收益、采取激进的债务融资决策，过度投资导致企业融资成本增加，对公司盈利状况造成不利影响，财务风险增大，管理层有动机进行真实盈余管理去扭转不利的局面或是维护自己的决策。因此，提出假设2：CEO过度自信与真实盈余管理存在显著的正相关关系。

盈余管理可以通过多种途径影响审计收费。真实盈余管理通过真实活动进行销售操控、生产操控、费用操控，手法更加隐秘，不易发现。真实盈余管理活动导致重大错报风险上升，审计师及会计师事务所所面临的诉讼风险和监管风险上升，导致会计师事务所收取更多的风险溢价。基于现代风险导向审计理论，针对风险不同的客户，采用个性化的审计程序。当审计客体重大错报风险上升时，审计师会扩大审计范围投入更多审计资源，制定更加规范的审计程序，审计成本增加，审计费用提高。因此，提出假设3：真实盈余管理在CEO过度自信与审计收费之间起到中介作用。

在非国有企业中，代理问题更加普遍，由于权力的膨胀，管理层过度自信对盈余管理的正向刺激更强。国有企业不仅关注盈利目标，更关注政治声誉，在经营过程中受到市场、法律法规、政府等多重监督，盈余管理动机大大减弱，所以管理层过度自信对盈余管理的影响在非国有企业中更加明显。同时政府为了监督国有企业的发展，会对国有企业进行政府审计，政府审计结果更加透明、权威，为外部审计提供了借鉴作用[26]，审计机构不必过多投入去甄别盈余管理行为，为此提高审计收费的可能性较小。因此，提出假设4：真实盈余管理在CEO过度自信与审计收费之间起到中介作用，与国有企业相比，在非国有企业中，这种中介作用更加显著。

3 研究设计

3.1 樣本选择与数据来源

文章选取2003～2018年沪深A股上市公司为研究对象，从国泰安数据库获得原始数据。剔除ST、ST*类上市公司数据，剔除金融类和特殊性质行业上市公司数据，剔除行业观察值小于10的数据，剔除有缺失的上市公司数据，共得到13 830个样本数据。并针对主要连续变量进行winsor处理。文中数据处理以及检验均采用stata软件。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

审计收费（Auditfee）：取自于国泰安数据库上市公司财务报表中所披露的审计费用的对数。

3.2.2 解释变量

CEO过度自信（CON）：借鉴魏哲海[27]的做法，通过关注CEO的四个特征（性别、年龄、学历以及两职合一情况），采用打分方法来构建管理者过度自信指标。由于现在CEO学历普遍较高，在学历打分这个方面稍作调整区别于前人。打分过程如下：

性别分数：心理学研究显示，男性相比于女性较为激进，过度自信程度更高。如果CEO性别为男SexScore = 1，性别为女，SexScore = 0。

年龄分数：管理者随着年龄的增长，经验与阅历增加，更能够正视自身能力，减少由于知识匮乏或高估自身能力而导致的判断偏差，相比于年轻的管理者也更加谨慎。因此本文认为管理者年龄越小，过度自信程度越高。

AgeScore = 样本公司管理者最大年龄 - 样本公司总经理的年龄/样本公司管理者的最大年龄 - 样本公司管理者的最小年龄学历分数：心理学与行为金融学的研究发现，人类所受教育的水平越高，其过度自信程度就越高：接受过高等教育的人通常更加信任自身能力，他们通常认为自己判断出错的几率很小，从而更容易出现过度自信倾向。因此，本文认为学历越高的管理者的过度自信程度越高，具体来说，若管理者具有硕士及以上学历，其学历得分DegreeScore = 1，反之则为0。

两职合一分数：若管理者在公司中拥有总经理与董事长的双重职位，他们对自身能力的认可度会大大提高，这使其在进行决策时容易高估自身能力，提高自信的程度。具体来说，若管理者为两职合一，PosiScore = 1。

综合得分：不同个人特征反映若管理者存在两职合一的情况，即管理者同时被授予董事长和总经理的职位，其过度自信程的信息可能不够全面，因此直接利用单一特征得分来衡量管理者过度自信的程度可能存在一定的局限性。本文以上述4种个人特征分数的算术平均数作为综合得分，并以此来衡量管理者过度自信的程度。综合得分越高，管理者过度自信程度越高。

3.2.3 中介变量

真实盈余管理（REM），利用Roychowdhury[28]提出的模型，分别从销售操控、生产操控、费用操控三个方式来衡量企业的异常经营现金净流量、异常产品成本和异常酌情费用。综合异常经营现金净流量、异常产品成本和异常酌情费这三个方面来度量真实盈余管理程度。但是李彬等[29]考虑到Roychowdhury模型在计算销售操控时，是以产品销售流程为基础的，并没有考虑固定成本对预期的影响故而改进了经营现金流量的估计模型。本文主要根据李彬等改进过的Roychowdhury模型来衡量真实盈余管理程度。首先分年度和行业进行回归估算出正常的经营现金净流量、生产成本和费用支出，模型如下：

3.2.4 调节变量

产权性质（Soe），虚拟变量，上市公司为国有公司时，Soe = 1，上市公司为非国有时Soe = 0。

3.2.5 控制变量

公司规模（Size）：总资产的自然对数，上市公司财务报表中的资产的自然对数。李补喜等[30]通过实证表明：上市公司规模对审计费用具有直接的影响。借鉴蒋学洪等[31]的研究，选取上市公司总资产的对数来衡量公司规模。

4.3.1 CEO过度自信程度与审计收费

本文采用混合OLS回归，根据表4混合OLS回归分析表结果，大部分控制变量与主要变量存在显著的相关性，充分说明了控制这些变量的必要性。回归结果（1）显示，在控制行业效应、年度效应以及其他变量的情况下，CON 与Auditfee的回归系数为0.044并在5%的水平上显著，表明CEO过度自信程度与审计收费存在显著的正相关关系。CEO的个人特征对公司的投资决策、债务融资决策、资本结构、分配决策存在不可小觑的影响，越过度自信的CEO由于本身的认知偏差越容易做出非理性的决策，给公司带来负面的影响，也给审计师传递了风险的信号，导致面临更高的审计收费，假设1得以验证。

4.3.2 CEO过度自信程度与真实盈余管理程度

根据表4混合OLS回归结果（2）显示，在控制行业效应、年度效应以及其他变量的情况下，CON与AbsGEM的回归系数为0.026并在1%的水平上显著，表明CEO过度自信程度对真实盈余管理程度存在显著的正向影响。当过度自信的CEO的非理性决策行为对公司带来不利的影响时，又由于真实盈余管理活动的隐蔽性，CEO更有动机进行真实盈余管理活动。假设2 得以验证。

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[责任编辑：许立群]