盈利因子与资产定价关系的进一步解释——基于管理者过度自信的调节效应视角*

李双琦，朱 沙

(重庆工商大学 a.金融学院；b.经济学院，重庆 400067)

一、引言

自Fama-French五因子资产定价模型(Fama & French，2015)[1]提出以来，公司盈利因子也被纳入资产定价的研究框架中，受到国内外学者的广泛关注。然而，其实证研究结果中，公司盈利因子对资产定价的影响会因研究对象的差异而得出不同的结论，即公司盈利因子可能与股票的投资组合收益显著正相关，也可能显著负相关，还有可能无显著的相关性关系(赵胜民等，2016； 高春亭和周孝华，2016； Chiah etc.，2016； Fama & French，2017)[2-5]。虽然国内外学者对公司盈利与资产定价之间的关系没有达成一致意见，但是也没有进一步探究其原因并对其作出合理的解释。基于此，本文同时将管理者过度自信的心理和盈余管理纳入资产定价的研究框架，以获取管理者行为逻辑情形下盈利因子对资产定价影响的进一步经验证据。

盈余管理(Earnings Management，EM)是公司管理者采取合理会计政策或者构造真实交易等实际经济活动的手段去改变财务报告，误导部分股东对公司潜在经济表现的看法，或影响依靠公司财务信息使用者的契约结果(Healy & Wahlen，1999)[6]。从定义不难看出，盈余管理既可以通过会计政策调整企业的盈余会计信息，也可以通过构造实际的经济活动调整企业的盈余会计信息，从而分别产生应计盈余管理(Accrued Earnings Management，AEM)和真实盈余管理(Real Earnings Management，REM)两种盈余操作方式。其主要区别是应计盈余管理仅改变盈余和现金流量在财务报告期的分布而不改变其总量，真实盈余管理会同时改变盈余和现金流量在财务报告期的分布及其总量。张俊生和曾亚敏(2010)[7]将上市公司的会计业绩溢价与市场业绩折价的背离现象归因于盈余管理。公司管理者通过盈余管理操作，不但能改变当期的盈余会计信息，还能改变投资者对企业未来盈余的预期，从而影响股票市场资产定价。

过度自信本源于心理学概念，刻画的是人们通常易于高估自己的能力或者已经获取信息的精确性(Frank，1935； Fischhoffet et al.，1977)[8][9]，后逐步进入行为金融学学者的视野，并成为行为金融学研究的重要因素之一。过度自信的管理者一方面倾向于对企业市场价值做出高估的评价，认为公司的股票价格被市场低估(Heaton，2002)[10]；另一方面，管理者的盈余预测在金融市场中扮演着重要的经济角色(Hilary & Hsu，2011)[11]。过度自信的管理者存在过度乐观地向市场传递企业经营业绩和企业盈余预测信息的偏好，以试图改变股票市场投资者对企业经营能力和盈利能力的预期，从而影响股票的市场价格。因此，在管理者存在过度自信心理的情况下，管理者会过度乐观地估计企业的盈余信息。因此，当过度自信管理者进行应计盈余管理操作时，可能会通过最有利于自己利益的会计政策调减当期盈余以更大程度地调增投资者对企业未来盈余的预期，进而影响股票市场价格；当过度自信管理者进行真实盈余管理时，可能会通过在销售环节、生产环节、费用控制环节构造真实经济活动或交易事项调减当期盈余以更大程度地调增投资者对企业未来盈余的预期，进而股票市场资产定价。

那么，在考虑管理者过度自信情况下，通过盈余管理操作是否有效地改变了投资者对企业未来盈余的预期，进而提升了公司的市场价值呢？同时，不同的盈余管理方式(应计盈余管理和真实盈余管理)是否对资产定价产生了差异性的影响？而现有的研究文献未对这些问题做出回答。

本文的边际贡献主要有：(1)从研究视角来看，与现有的行为资产定价研究不同，本文以管理者过度自信作为行为元素，在改进管理者过度自信测度方法的基础上，将管理者过度自信和盈余管理纳入资产定价的研究框架。(2)从研究内容来看，本文不仅研究了管理者过度自信和盈余管理对资产定价的影响机制，而且进一步探究了不同盈余管理方式下影响机制的差异性。这一研究框架为管理者行为逻辑下盈余管理对资产定价的影响问题提供了一个新的视角与经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一)管理者过度自信与资产定价

过度自信的管理者为了提升公司的市场价值，一方面可能采取激进的企业投资战略，向股票市场传递积极的信号，以改变投资者对企业未来经营绩效的预期。另一方面可能采取盈余管理手段，以改变投资者对企业未来盈利的预期。然而，管理者采取的投资战略和盈余管理是否能有效地改变投资者的预期，其股票市场价格的走势将给出回应。部分学者从过度自信管理者的行为和决策角度研究了管理者过度自信对股票市场价格的影响，如Goel & Thakor(2008)[12]、Bharati et al.(2016)[13]分别用理论模型和实证模型证实了过度自信管理者比非过度自信管理者更有可能作出有损公司市场价值的决策。Andrikopoulos(2009)[14]将增发股票后企业经营绩效和股票价格长期表现低迷的现象归咎于管理者过度自信。Boulton & Campbell (2016)[15]研究了信息不对称在管理者过度自信与IPO定价之间关系中的作用，发现过度自信的管理者倾向于在上市前向市场过度提供非对称信息，试图向不知情的投资者发出公司价值被低估的信号。但是以抑价的方式发行股票后，未能在IPO后有效地提升市场价值，这在一定程度上表明管理者的过度自信行为可能对公司有害。Yilmaz & Mazzeo(2014)[16]的研究表明，过度自信管理者行为和决策对公司的市场价值造成严重的负面影响。Jiang et al.(2019)[17]基于公司财务信息披露的文本腔调构建了管理者情绪，并发现管理者情绪是股票未来收益的一个强有力的负面预测因子。部分学者也从不同的角度阐述了管理者过度自信对股票价格崩盘风险的影响。例如，从企业投资角度来看，过度自信管理者所作的投资决策会降低企业投资效率，进而加剧了股票价格的崩盘风险(Kim et al.,2016； Habib & Hasan，2017)[18][19]；从管理者的权力配置角度来看，在选择权得到保障的情况下，决断权的增大会进一步增加管理者过度自信对股票价格崩盘风险造成的负向效应(曾爱民等，2017)[20]；从企业并购角度来看，管理者过度自信对企业高溢价并购引发股票价格崩盘风险的现象具有较强的解释力(曾春华等，2017)[21]。

鉴于过度自信管理者的行为和决策容易对公司经营管理产生负面影响，此外，中国股票市场发展不成熟，管理者过度自信更容易引发股价的暴跌风险。基于上述理论分析，提出假设H1：

H1：管理者过度自信对股票收益产生显著的负向影响。

(二)盈余管理与资产定价

资本市场的发展程度决定了资本配置效率，也决定了股票价格中反映公司层面信息含量的大小(Wurgler，2000； Morcket et al.，2000)[22]-[23]。盈余无疑是公司层面信息中影响股票价格的重要信息；一方面中国股票市场投资者不能充分识别盈余信息差异所包含的企业价值(姜国华等，2006)[24]；另一方面，盈余管理是降低中国股票市场上公司层面信息含量的关键因素(陆瑶和沈小力，2011)[25]。因此，中国股票市场作为新兴资本市场，探究其盈余管理与股票市场定价之间的关系对提高股票市场运作效率至关重要。就IPO过程中的盈余管理操作而言，IPO前通过盈余管理处理后的异常应计盈余与初始企业价值呈正相关 (DuCharme et al.，2001)[26]，而发现在IPO年度应计盈余管理程度高的上市公司在此后三年的股票回报率表现不佳(Teoh et al.，1998)[27]。就增发过程中的盈余管理操作而言，在定向增发过程中，负向真实盈余管理会导致其定价发生两次偏离：发行时定向增发的发行价负向偏离于股票的内在价值，发行后股票的市场价格正向偏离于定向增发的发行价(宋鑫等，2017)[28]；Rangan(1998)[29]的研究也表明股票增发年度的盈余管理能预测下一年的盈余变化和市场调整后的股票回报，股票市场暂时高估了发行公司的价值，但发行后的盈余管理会导致股票预期收益下降。就股权再融资的上市公司进行的盈余管理而言，应计盈余管理会给企业带来短期业绩的下滑，而真实盈余管理会给企业带来长期业绩的下滑(李增福等，2011)[30]。王福胜等(2014)[31]发现应计盈余管理和真实盈余管理分别对上市公司未来的短期经营业绩和长期经营业绩产生负面影响更大。齐祥芹和沈永建(2015)[32]的研究表明，在牛市中，当上市公司连续亏损两年甚至更长时间时，其具有较强的盈余管理动机试图实现扭亏，而在扭亏年度，公司进行正向盈余管理的动机更强，以释放更多的利润。实际上，无论市场是处于牛市、熊市还是盘整状态，上市公司的业绩长期低迷而存在退市风险，上市公司一方面会提高经营效率，另一方面会进行盈余管理而改变投资者对企业经营绩效和市场价值的预期，以解除潜在的退市危机。刘博等(2013)[33]的研究表明，企业控制权无论是从国有企业向民营企业转移还是在民营企业之间发生转移，控制权转移的当年和随后一年，盈余管理负向影响企业业绩。控制权转移的第三年，盈余管理正向影响业绩。这些证据表明盈余管理对股票价格既可能产生正面影响，也可能产生负面影响。当盈余管理对股票价格产生正面影响时，这种情况多出现在公司业绩长期不佳的企业，上市公司经营业绩长期低迷后通过盈余管理改变投资者对企业经营绩效的预期会推动股票价格上涨。然而一旦上市公司扭转长期低迷的企业绩效，继续实施盈余管理可能会给企业经营绩效带来短期或者长期的负面影响，进而推动股票价格下跌；当盈余管理对股票价格产生负面影响时，这种负面影响无论是来自盈余管理对企业经营绩效造成的短期负面效应还是长期负面效应，上市公司为避免企业长期低迷的企业绩效甚至退市的压力，可能通过反向盈余管理操作改变投资者对企业经营绩效的预期，从而推动股票价格的上涨。这也进一步表明盈余管理与股票市场定价之间可能并不是一种简单的线性关系，而是一种非线性二次关系。综合以上理论分析，本文提出以下假设H2a和H2b：

H2a：盈余管理与资产定价之间呈U形关系。

H2b：盈余管理与资产定价之间呈倒U形关系。

(三)管理者过度自信、盈余管理与资产定价

过度自信心理容易让管理者产生一种公司的市场价值被低估的错觉(Schrand & Zechman，2012)[34]，过度自信管理者则倾向于作出过分乐观的盈利预测回应市场，当未来没能实现过于乐观的盈利预测时(Jaggiet et al.，2006)[35]，为达到私人目的或误导投资者，过度自信管理者更有可能进行盈余管理操作(Li & Hung，2013)[36]。Hribar & Yang(2010)[37]发现管理者过度自信增加了自愿性盈余预测的乐观偏好，导致管理层预测失误的可能性增加和盈余管理水平提高。Bouwman(2014)[38]研究了管理者的乐观情绪如何影响盈利平滑和盈利意外，发现乐观的管理者比理性管理者更倾向于通过应计盈余管理平衡收益分布，并且与绝对值较小的意外收益相关。与非过度自信管理者而相比，过度自信管理者更倾向于进行真实盈余管理操作(张泽南等，2016)[39]。Hsieh et al.(2014)[40]的研究表明，在2002年实施萨班斯-奥克斯利法案(Sarbanes Oxley Act，SOX)之前，过度自信的管理者比非过度自信的管理者更可能通过应计盈余管理实现分析师的预测基准。而在SOX实施之后，新的监管环境导致过度自信的管理者转向真实盈余管理操作。张荣武和刘文秀(2008)[41]发现在对管理者附加股权激励的情况下，过度自信管理者在短期偏好正向盈余管理操作，在长期偏好负向盈余管理操作。虽然部分研究证实了盈余管理对企业有不利影响，而管理者过度自信会促进企业的盈余管理，但是Yu(2014)[42]为盈余管理和过度自信管理者共存提供一种新颖的解释，即为了股东利益最大化，董事会可能不倾向于消除和控制盈余操纵。一方面，虽然盈利操纵导致公司承担资源成本，但是过度自信管理者将被诱导以较低的薪酬进行更多的生产性努力，这可以增加事前的公司价值；另一方面，过度自信的管理者更倾向于夸大报告收益，这会对公司的市场估值产生积极影响，可能会提高公司的中期市场估值。假设H2a和H2b论述了盈余管理与股票市场定价之间可能存在一种非线性二次关系。何威风等(2011)[43]的研究也表明过度自信管理者既可能进行正向盈余管理操作，又可能进行负向盈余管理操作，而盈余管理操作的方向对股票市场的预期可能产生不同的影响进而对股票价格产生不同的影响。基于此，提出假设H3：

H3：管理者过度自信在盈余管理与资产定价之间的关系中发挥调节作用。

三、研究设计

(一)变量定义

1.被解释变量

股票收益(R)，用考虑现金红利再投资的上市公司股票年收益率来衡量。

其中，Pi，t、Pi，t-1分别为上市公司i的股票在第t年、t-1年最后一个交易日考虑现金红利再投资的收盘价格。

2.解释变量

按照盈余管理操作方式的不同，可将盈余管理(EM)分为应计盈余管理(AEM)和真实盈余管理(REM)。

在应计盈余管理变量处理方面，本文借鉴章卫东(2011)[44]的做法：将企业绩效添加到Jones模型(Jones，1991)[45]中构成修正的Jones模型，并按如下计算步骤计算公司的应计盈余管理。

第一步，计算总应计盈余

TAEi，t=(NIi，t-CFOi，t)/Ai，t-1

其中，TAEi，t为i上市公司在第t年的总应计盈余，NIi，t为i上市公司在第t年度的净利润，CFOi，t为i上市公司在第t年度的经营净现金流，Ai，t-1为i上市公司在第t-1年末的资产总计。

第二步，将上市公司各年度的截面数据进一步按行业分类，并对各子行业的截面数据进行参数估计

其中，ΔGOIi，t为i上市公司在第t年的营业收入同比增量，ΔGARi，t为i上市公司在第t年末的应收账款同比增量，FAi，t为i上市公司在第t年末的固定资产价值，ROAi，t-1为i上市公司在第t-1年的总资产收益率，εi，t为残差项。

第三步，用参数θ0、θ1、θ2、θ3、θ4计算不可操控应计盈余NDAEi，t

第四步，计算可操控应计盈余管理AEMi，t

AEMi，t=TAEi，t-NDAEi，t

在真实盈余管理变量处理方面，本文采用Roychowdhury(2006)[46]的模型用分行业和年度的上市公司样本分别计算可操控销售盈余管理、可操控生产盈余管理和可操控费用盈余管理，并借鉴胥朝阳和刘睿智(2014)[47]的方法构造真实盈余管理指标，其计算方法如下：

第一，取销售操控模型的残差εi，t，即为可操控销售盈余管理RCFOi，t

其中，Si，t为i上市公司在第t年的营业收入，ΔSi，t为公司i在第t年的营业收入同比增量。

第二，取生产操控模型的残差εi，t，即为可操控生产盈余管理RPRODi，t

其中，PRODi，t为i上市公司在第t年的营业成本，ΔSi，t-1为公司i在第t-1年的营业收入同比增量。

第三，取费用操控模型的残差εi，t，即为可操控费用盈余管理RDISEXPi，t

其中，DISEXPi，t为i上市公司在第t年的可操控费用，以销售费用与管理费用的合计作为其代理变量。

第四，计算真实盈余管理

REMi，t=-RCFOi，t+RPRODi，t-RDISEXPi，t

3.调节变量

在管理层者过度自信(OC)变量方面，王铁男等(2017)[48]将管理者过度自信定义为：当上市公司的个股收益率低于市场收益率时，管理者并不减持股票。上市公司个股收益率与市场收益率比较的本意在于评价上市公司股票价格的估值情况。然而，用此判断股票价格的高估或低估是不准确的。基于此，本文作出相应的合理改进。根据市场模型：

Ri，t-Rf，t=αi+βi(Rm，t-Rf，t)

其中，Ri，t为i上市公司在第t年的股票收益率，Rf，t为第t年的无风险收益率，Rm，t为第t年的市场收益率。

若αi>0，则i上市公司的股票价格被市场低估；若αi<0，则i上市公司的股票价格被市场高估；若αi=0，则i上市公司的股票价格既没有被市场高估也没有被市场低估。

其中，Holdi，t为i上市公司管理者在第t年末持股票的数量。

对满足上述条件的，将其定义为管理者过度自信，并设定为0～1虚拟变量。

4.控制变量

在控制变量方面，本文参考了Fama & French(1993)[49]的研究，将市场年收益率(RM)、企业规模(SIZE)、账面市值比率(BM)变量作为控制变量。此外，本文借鉴了相关研究的成果(颜爱民和马箭，2013；王铁男和王宇，2017；杨楠，2015)[50-52]，将影响企业绩效进而影响资产定价的净资产收益率(ROE)、总资产增长率(GROWTH)、资产负债率(LEV)、股权集中度(EC)、股权制衡(EB)、独立董事占比(PID)变量作为控制变量。

本文模型构建所需变量的类型、界定和衡量见表1。

表1 变量的分类、界定及衡量

(二)模型构建

Rit=α0+α1Rmt+α2SIZEit+α3BMit+α4ROEit+α5GROWTHit+α6LEVit+α7ECit+α8EBit+α9PIDit+εit

(1)

β10EBit+β11PIDit+εit

(2)

γ10ECit+γ11EBit+γ12PIDit+εit

(3)

δ9ROEit+δ10GROWTHit+δ11LEVit+δ12ECit+δ13EBit+δ14PIDit+εit

(4)

需要说明的是，在实证过程中，变量盈余管理(EM)分别用应计盈余管理(AEM)、真实盈余管理(REM)变量替换。

(三)数据来源

本文以中国A股市场非金融行业上市公司2012—2017年的数据作为初步研究样本，并在进一步筛选过程中对研究样本作如下处理：第一，剔除数据缺失的上市公司数据样本；第二，剔除ST、*ST的上市公司数据样本；第三，剔除所有者权益小于零的上市公司数据样本；第四，鉴于盈余管理变量需分年度和行业进行估算，因行业内上市公司数太少而无法准确估算盈余管理的数据样本也需要被剔除。按照上述筛选规则，本文最终得到中国A股1 927个上市公司数据样本，数据来源于CSMAR数据库和CCER数据库。此外，为了消除极端值造成的干扰以保证研究结论的有效性，本文对所有连续变量的1% 分位和99%分位数据进行了Winsorize处理。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

由表2列示的变量描述性统计结果可知，在收益方面，从平均值来看，上市公司个股收益(20.92%)远高于A股市场综合收益(13.02%)；从风险角度来看，上市公司个股收益的标准差(0.515 4)远大于A股市场综合收益的标准差(0.200 4)，且上市公司个股收益的最小值和最大值构成的闭区间[-48.49%，227.10%]也远远包含了A股市场综合收益的最小值和最大值构成的闭区间[-10.74%，51.37%]，说明相对于A股市场的总体水平，上市公司个股的上涨高度、下跌深度以及波动幅度更大，这符合上市公司个股高收益高风险并存的市场特征。在盈余管理方面，应计盈余管理和真实盈余管理的平均值均几乎逼近于0，真实盈余管理(REM)最大值(6.372 8)远大于应计盈余管理最大值(2.355 9)，同时真实盈余管理(REM)的最小值(-6.072 8)也远小于应计盈余管理(AEM)的最小值(-2.211 3)，说明真实盈余管理比应计盈余管理的操作空间更大。管理者过度自信(OC)的平均值为0.271 2，说明本文选取的样本中管理者过度自信公司样本占比为27.12%。此外，其他控制变量也呈现出较大的差异。

表2 变量的描述性统计

(二) 实证结果分析

本文首先将盈余管理(EM)分为应计盈余管理(AEM)和真实盈余管理(REM)两种盈余操作模式，然后基于含盈余管理二次项的调节效应模型，分别在应计盈余管理样本和真实盈余管理样本中检验管理者过度自信在盈余管理与资产定价关系中的调节效应。

1.应计盈余管理的实证分析

表3列示了管理者过度自信对应计盈余管理与资产定价之间关系的调节效应实证结果：第一，由模型(3)和模型(4)的结果可知，管理者过度自信(OC)的回归系数分别为-0.399 9、-0.399 4，且在1%显著性水平上显著异于零，说明管理者过度自信对股票收益产生显著的负向影响。因此，本文提出的假设H1得到验证；第二，由模型(2)—(4)的结果可得，应计盈余管理二次项(AEM2)的回归系数分别为0.123 7、0.116 6、0.124 0，且在1%显著性水平上通过了显著性检验，说明应计盈余管理与资产定价之间呈U形关系。因此，本文提出的假设H2a得到验证；第三，由模型(4)的检验可知，管理者过度自信与应计盈余管理二次项的交互项(OC*AEM2)回归系数为-0.048 5，但其显著性没有通过检验，说明管理者过度自信未能有效地调节应计盈余管理与资产定价之间的U形关系。因此，本文提出的假设H3没有得到验证。

表3 应计盈余管理的实证分析结果

实证结果表明，管理者过度自信在应计盈余管理与股票收益的关系中未能形成有效的调节效应。其原因可能在于：一方面，应计盈余管理的操作手段和操作空间有限，对股票市场价值的影响一般是短期的，这在一定程度上限制了管理者过度自信对应计盈余管理的影响；另一方面，在会计准则和会计政策日趋完善的背景下，资本市场的监管以及外部监督也随之加强，应计盈余管理操作的识别度也在一定程度上提高，进而应计盈余管理的操作空间会进一步受到了限制，使上市公司转向涉及实际活动的真实盈余管理(Graham etc.，2005)[54]，这也在一定程度上限制了管理者过度自信对应计盈余管理的影响。

2.真实盈余管理的实证分析

表4列示了管理者过度自信对真实盈余管理与资产定价之间关系的调节效应实证结果：第一，由模型(3)和模型(4)的结果可知，管理者过度自信(OC)的回归系数分别为-0.399 6、-0.392 6，且在1%显著性水平上通过显著性检验，说明管理者过度自信对股票收益产生显著的负向影响。因此，本文提出的假设H1得到验证。第二，由模型(2)至模型(4)的结果可得，真实盈余管理二次项(REM2)的回归系数分别为0.039 3、0.037 1、0.043 0，且在1%显著性水平上通过了显著性检验，说明真实盈余管理与资产定价之间呈U形关系。因此，本文提出的假设H2a得到验证。第三，由模型(4)的检验可知，管理者过度自信与应计盈余管理二次项的交互项(OC*REM2)回归系数为-0.098 4，且在1%显著性水平上通过了显著性检验，说明管理者过度自信显著地负向调节了真实盈余管理与资产定价之间的U形关系。因此，本文提出的假设H3得到验证。

表4 真实盈余管理的实证分析结果

实证结果表明，管理者过度自信显著地负向调节了真实盈余管理与股票收益之间的U形关系，这意味着在管理者过度自信和真实盈余管理的共同作用下，股票收益的上涨空间进一步压缩，下跌空间进一步加深，且股票收益变化对真实盈余管理的敏感度在下降。其原因可能是真实盈余管理有实际的经济活动作为支撑，真实盈余管理操作的隐蔽性较高，进而真实盈余管理对股票市场价值产生长期影响。此外，过度自信管理者为达到真实盈余管理的目标，其经济活动及经济决策在过度自信心理情况下往往会超过理论最优值，从而对长期股票市场价值造成负面影响。

3.稳健性检验

为了进一步检验实证结果的稳健性，本文借鉴罗进和李延喜(2012)[55]衡测度管理者过度自信的方法，分别在应计盈余管理样本和真实盈余管理样本使用上述层次回归模型检验了管理者过度自信对盈余管理与资产定价之间关系的调节作用，结果见表5和表6，其结果依旧稳健。

表5 应计盈余管理的稳健性检验结果

表6 真实盈余管理的稳健性检验结果

五、研究结论

本文以2012—2017年中国A股市场上市公司数据为样本，同时考虑应计盈余管理和真实盈余管理两种盈余操作模式，在改进管理者过度自信的基础上，进一步将盈余管理分为应计盈余管理和真实盈余管理，检验了管理者过度自信对盈余管理与资产定价之间关系的调节作用。

对应计盈余管理而言，管理者过度自信对股票收益产生显著的负向影响，应计盈余管理与资产定价之间呈U形关系，管理者过度自信未能有效地调节应计盈余管理与资产定价之间的U形关系。其原因可能在于：一方面，应计盈余管理的操作手段和操作空间有限，对股票市场价值的影响一般是短期的，这在一定程度上限制了管理者过度自信对应计盈余管理的影响；另一方面，在会计准则和会计政策日趋完善的背景下，资本市场的监管以及外部监督也随之加强，应计盈余管理操作的识别度也在一定程度上提高，应计盈余管理的操作空间会进一步受到限制，使上市公司转向涉及实际活动的真实盈余管理，这也在一定程度上限制了管理者过度自信对应计盈余管理的影响。

对真实盈余管理而言，管理者过度自信对股票收益产生显著的负向影响，真实盈余管理与资产定价之间呈U形关系，进一步管理者过度自信显著地负向调节了真实盈余管理与资产定价之间的U形关系。这意味着在管理者过度自信和真实盈余管理的共同作用下，股票收益的上涨空间进一步压缩，下跌空间进一步扩大，且股票收益变化对真实盈余管理的敏感度在下降。其原因可能是真实盈余管理有实际的经济活动作为支撑，真实盈余管理操作的隐蔽性较高，进而真实盈余管理对股票市场价值产生长期影响。此外，过度自信管理者为达到真实盈余管理的目标，其经济活动及经济决策在过度自信心理的情况下往往会超过理论最优值，从而对长期股票市场价值造成负面影响。

因此，在研究盈利因子与股票市场定价的关系时，管理者过度自信和盈余管理也可能是不可忽视的重要因素。进一步而言，在管理者过度自信的情况下，区分应计盈余管理和真实盈余管理的操作会造成管理者过度自信、盈余管理与资产定价的关系存在显著差异。特别地，管理者过度自信和真实盈余管理的共同作用会对股票市场价值产生负面效应。研究结论有助于加深对管理者过度自信、盈余管理与资产定价的认识，为投资者的投资决策和公司治理提供参考和借鉴。