产权性质差异_管理层过度自信与会计稳健性_孙光国

产权性质差异、管理层过度自信与
会计稳健性*
孙光国赵健宇
（东北财经大学会计学院/中国内部控制研究中心116025）
【摘要】本文从行为金融角度，利用沪深两市A股上市公司2008－2012年的经验数据，实证检验了管理层过度自信对会计稳健性的影响，以及不同产权性质下二者影响程度的差异。

研究结果表明，管理层的过度自信心理会显著降低公司的会计稳健性水平。

进一步区分产权性质，国有上市公司由于存在所有者缺位和债务软约束，管理层过度自信对会计稳健性的影响较民营上市公司更强。

文章的结论为完善上市公司管理层权力约束和监督机制提供了一定借鉴意义。

【关键词】管理层过度自信会计稳健性产权性质
一、引言
资本市场的发展必须以保护投资者的利益为前提。

保护投资者的合法权益，不仅是资本市场健康运行的内在要求，也是维护社会公平正义的有效途径。

资本市场的信息不对称不仅阻碍了资源的有效配置，而且妨碍了投资者获取投资回报。

投资者保护旨在建立一个公平、透明的资本市场，降低信息不对称对投资者利益的损害，确保投资者可以获取充分、真实的信息进行投资决策。

稳健性是会计信息质量要求的重要内容之一，它要求会计确认与计量时采取谨慎的原则，不高估资产和收益，不低估负债和费用，能够有效缓解公司内外部的信息不对称，降低套利交易者的交易成本，从而达到保护投资者的目的（Watts，2003）。

已有的文献发现债务契约、公司治理、股权结构、制度环境、审计师声誉等是影响公司会计稳健性的因素，然而这些研究大多都是基于经典经济学理论框架之上的。

作为传统财务会计理论的重要假设之一，“理性人”假设将经济决策的主体视为完全理性的经理人，但是现实生活中，决策主体在经济活动中往往不是完全理性的。

行为经济学将心理学尤其是行为科学的理论融入到传统经济学理论之中，解释了很多传统经济学无法解释的现象。

心理学研究表明，人们大多存在过度自信心理，掌控着公司经济命脉的管理者，则更易滋生过度自信心理。

现代企业所有权与经营权的两权分离，管理者对企业的经营活动有着决定性的影响，而所有者由于信息不对称的原因，对管理者的约束往往是有限的。

姜付秀等（2009）认为，中国传统文化中“君君臣臣”的思想影响，以及外部约束机制的不健全，使得我国上市公司的管理者中过度自信的比例相较国外上市公司可能更高。

国内外学者已经关注到，管理层的这种过度自信心理会对公司的投资、并购以及股利政策产生影响（Heaton，2002；Malmendier and Tate，2005；Deshmukh et al．，2010），但鲜有研究管理层过度自信与公司会计政策的关系。

我们认为，过度自信的管理层可能会高估企业的未来收益，低估未来损失和投资风险，做出损害公司价值的决策。

而管理层为了达到预期投资收益目标，可能采取较为激进的会计政策，从而影响公司的会计稳健性。

因此，从经济决策主体心理的角度出发，考察管理者过度自信对企业政策，尤其是会计政策的影响，是十分有意义的。

不同于西方成熟资本市场股权高度分散的特点，我国资本市场中，国有控股上市公司占据很大比重。

国有上市公司由于企业改革不彻底，存在所有者缺位、债务软约束和内部人控制等问题，使得其公司治理往往流于形式。

管理层由于缺乏控股股东和债权人的有效制约，其个人的认
*本文系国家自然科学基金面上项目（71272051）的阶段性成果，同时得到教育部“新世纪优秀人才支持”项目（NCET－13－0707）和辽宁省高等学校“优秀人才支持计划”项目（WＲ2013011）的资助。

感谢财政部“全国会计领军（后备）人才（学术类）培养项目”的支持。

知偏差可能会对公司的会计政策选择带来更大的影响。

本文选取了2008－2012年沪深两市A 股主板上市公司作为样本，实证检验了管理层过度自信与会计稳健性的相关关系，以及不同产权性质下管理层过度自信对企业会计稳健性的影响程度。

采用管理层持股变动以及盈余预告偏差作为管理层过度自信的替代变量，我们发现管理层过度自信的公司会计稳健性更差。

进一步考虑产权性质差异对二者关系的影响，相对于民营上市公司，国有上市公司管理层过度自信对公司会计稳健性的影响更大。

本文主要的贡献在于：首先，从行为金融视角研究管理者的认知偏差对企业行为，尤其是会计政策选择的影响，丰富了有关管理层过度自信对企业行为影响以及企业会计政策选择影响因素的相关研究；其次，研究了不同产权性质下，管理层过度自信与会计稳健性的关系，发现国有上市公司管理层由于存在所有者缺位、债务软约束以及内部人控制问题，管理层的过度自信对会计稳健性的影响更大；最后，本文的结论对进一步加强国家对上市公司管理层决策的监督管理，完善上市公司管理层权力制约机制具有一定的指导意义。

本文其余内容的安排如下：第二部分，对相关研究进行文献回顾；第三部分，通过理论分析，提出假设；第四部分为研究设计；第五部分为实证结果分析与稳健性检验；第六部分，得出研究结论并提出政策建议。

二、文献回顾
稳健性是会计信息质量要求的重要内容之一，它要求会计确认与计量时采取谨慎的原则，不高估资产和收益，不低估负债和费用。

Basu （1997）从实证的角度对会计稳健性做出了定义：即会计人员将“好消息”确认为收益比将“坏消息”确认为损失需要有更多的证据。

Watts （2003）认为契约、税收、股东诉讼和会计监管是会计稳健性产生的四大动因，而契约需求是最重要的动因。

根据契约理论，会计稳健性能够缓和契约中由于有限理性、信息不对称以及契约不完备导致的委托－代理问题，有效降低代理成本。

近年来，会计稳健性作为衡量财务报告质量的重要方面，引起了国内外学者的研究兴趣。

债务契约、公司治理、股权结构、制度环境、审计质量等是影响企业稳健性水平的重要因素，然而已有的经验证据多是基于传统财务会计“理性人”假说得出的，忽视了企业的决策者———管理者认知偏差对会计稳健性的影响。

如何考察管理者的认知偏差，现有文献主要有两大流派：管理者的心理特征和管理者人口特征（包括性别、年龄、学历、专业背景等）。

尽管管理者的人口特征比较容易量化，但相关研究因果关系链条过长，人口特征能多大程度上衡量认知偏差受到质疑。

因此，一些学者试图从心
理特征入手，找到管理者认知偏差影响企业行为更直接的证据。

而其中研究最为广泛的，就是管理者过度自信与企业行为。

根据Gervaris et al．（2002）的定义，过度自信是指认为自己知识的准确性比事实中的程度更高的一种信念。

Ｒoll （1986）最早将这一心理学概念引入财务会计研究领域，开创性地研究了过度自信管理者对企业并购的影响。

他的研究表明，过度自信的管理层往往会高估目标企业的预期收益，从而为本来不具有并购价值的企业支付过高的并购对价，损害公司价值。

现有的研究发现，管理者的过度自信心理会对企业的投资、并购和股利政策等公司行为产生影响。

Heaton （2002）实证检验了管理层过度自信与企业投资效率的关系，发现过度自信的管理层会高估未来预期净现金流入，接受净现值为负的投资决策，造成过度投资。

Malmendier and Tate （2005）的研究发现，过度自信的管理层更可能进行损害公司价值的并购。

Deshmukh et al．
（2010）实证检验了管理层过度自信与股利支付的关系，发现过度自信的管理者倾向于支付更少的股利。

Schrand and Zechman （2012）的研究表明管理层过度自信与财务报告舞弊的可能性呈正相关关系，而外部监管并不能有效抑制这种关系。

三、理论分析与假设提出
（一）管理层过度自信与会计稳健性
根据以上文献回顾，我们不难发现，过度自信的管理者会往往会对公司投资项目的未来前景过于乐观，从而导致过度投资、非效率并购等损害企业价值的行为发生。

那么，管理者过度自信会影响到公司的会计政策选择吗？
首先，过度自信的管理者可能会高估项目的价值，错误地选择投资于净现金流为负的项目，造成企业的过度投资（郝颖等，2005；姜付秀等，2009）。

在业绩考核等监管压力下，管理层为了弥补自己的错误决定，便可能采取提前确认收入，推后确认损失的会计政策。

即使在确认损失时，他们也更倾向低估损失。

其次，过度自信的管理者可能会低估公司的融资风险而采取较为激进的负债融资方式，使公司陷入财务困境，这种激进融资方式必然会加大公司未来的融资难度和融资成本（余明桂等，2006）。

管理者为了摆脱财务困境，只能采取不稳健的会计政策，想方设法提前确认收入，推后确认损失。

基于以上两点分析，我们提出假设1：
H1：管理层过度自信与会计稳健性负相关，即相较于非过度自信管理层所在的公司，过度自信管理层所在公司会计稳健性较差。

（二）产权性质差异、管理层过度自信与会计稳健性在我国，上市公司很大一部分由国有企业转制而成，国家控股这一特殊的制度安排为我们研究中国资本市场的
财务会计问题提供了新的视角。

我们认为，国有与民营上市公司管理者过度自信与会计稳健性的关系可能因为以下两点原因产生差异。

第一，国有上市公司存在所有者缺位问题。

国有上市公司的第一大股东为“国家”这一虚体，而各级政府官员作为所有者的代理人，对管理层的经营决策监管效果有限。

民营上市公司并不存在所有者缺位现象，因此能够对管理层的行为进行监督。

第二，国有上市公司存在债务软约束问题。

我国上市公司主要债务人是银行，而碍于种种行政干预，银行对国有上市公司的债务监管十分有限，上市公司提供稳健会计信息的动力不足，管理层为了一己私利操纵会计政策，降低会计稳健性的空间较大。

对于民营上市公司，银行作为债权人会要求企业提供稳健的会计信息以降低信贷风险，并对公司的贷款提出限制性条款因此即使管理层因为过度自信投资了净现值为负的项目，或采取了较为激进的融资策略，其试图通过降低会计稳健性，提前确认收入，推后确认损失的行为也会受到银行的制约。

基于此，我们提出假设2：
H2：不同产权性质下，管理层过度自信对会计稳健性的影响不同，国有上市公司管理层过度自信对会计稳健性的影响较民营上市公司更强。

四、研究设计
（一）变量界定
过度自信是管理者的内心状态，如何准确衡量该变量，是本文研究的难点。

目前国内外文献对于管理者过度自信替代变量的选取，主要有以下几种：（1）管理层持股变化情况（郝颖等，2005；Ahmed and Duellman ，2013；Camp-bell et al．，2011；Malmendier and Tate ，2005）；（2）盈余
预告偏差程度（余明桂等，2006；Lin et al．，2005）；（3）
管理者薪酬集中程度（姜付秀等，2009）；
（4）企业过度
投资程度（Schrand and Zechman ，2012）；（5）国家统计局公布的企业景气指数（余明桂等，2006）。

综合前人的研究并结合我国的制度背景，我们分别采用管理层持股变化情况和上市公司盈余预告偏差作为管理层过度自信的替代变量，并采用管理者薪酬集中度进行稳健性检验。

根据《中华人民共和国公司法》第142条的相关规定：“公司董事、监事和高级管理人员应当向公司申报所持有的公司的股票及其变动情况，在任职期间每年转让的股票不得超过其持有本公司股票总数的百分之二十五”。

中国证监会《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》亦对董监高人员持股变动作出诸多约束①。

由此可见，我国法律法规对公司管理层持有本公司
股票有着严格的限制。

从分散风险的角度出发，企业管理层有理由购买其他公司的股票，而不是增持本公司的股票，除非管理层对公司的未来业绩有足够自信，认为持有本公司股票可以获得超额市场回报。

因此，我们定义在样本期间，增持本企业股票，且增加不是因为红股和业绩股的公司管理层为过度自信，取值为1，否则为非过度自信，取值为0。

根据中国证监会《公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号〈季度报告内容与格式特别规定〉》要求，公司如果预测年初至下一报告期期末的累计净利润可能为亏损或者与上年同期相比发生重大变动，应当予以警示并说明原因。

可见，上市公司管理层需要在三季度季报中对当年净利润情况做出估计，并在业绩预告中进行披露。

过度自信的管理者往往会高估公司的盈利能力，做出过度乐观的业绩预告。

因此，我们以三季度所有发布乐观业绩预告（包括扭亏、续盈、略增、预增）的上市公司为样本，如果其实际业绩没有达到预计的水平，则将其管理层定义为过度自信管理层。

对于会计稳健性的度量，Basu （1997）提出了盈余报酬反向回归方法。

他认为，在有效市场假说下，资本市场对“坏消息”的反应与公司会计盈余是同步的，而对“好消息”的反应却是不同步的。

“好消息”会立刻在股价上反应出来，但是公司的会计盈余要在未来逐步确认这些好消息。

他用正/负的股票收益率作为“好消息”/“坏消息”的代理变量，建立了如下模型：
EPS i ，t
P i ，t－1
=β0+β1D i ，t +β2Ｒi ，t +β3D i ，t ˑＲi ，t +ξ（1）
其中，EPS it 为公司i 第t 年披露的扣除非经常性损益的基本每股收益。

P i ，t －1为i 公司t －1年末股票价格（即i 公司第t 年4月最后一个交易日的收盘价）。

Ｒit 表示i 公司t 年的年度累计股票报酬率。

D 为虚拟变量，当Ｒit ＜0时，取值为1；否则，取值为0。

在等式（1）中，β2代表企业对“好消息”的盈余反应及时性程度，β2+β3代表企业对“坏消息”的盈余反应及时程度，因此β3就是企业对“坏消息”比“好消息”反应的及时性增量，代表了企业的会计稳健性水平。

Khan and Watts （2009）的研究发现，公司规模、市账比和资本结构是影响会计稳健性的三个重要因素。

他们发展了Basu 模型，提出了衡量公司—年度信息确认及时性不对称模型（K －W 模型）。

模型用G －Score 代表好消息确认的及时性程度，用C －Score 代表公司的会计稳健性水平。

G －S core =β2=μ0+μ1Size +μ2MTB +μ3L ev
（2）
①《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》要求，上市公司董事、监事和高级管理人员在任职期
间，每年通过集中竞价、大宗交易、协议转让等方式转让的股份不得超过其所持本公司股份总数的25%；下列情形下不得转让：（1）本公
司股票上市交易之日起1年内；（2）董事、监事和高级管理人员离职后半年内；（3）董事、监事和高级管理人员承诺一定期限内不转让并在该期限内的；（4）法律、法规、中国证监会和证券交易所规定的其他情形。

C －S core =β3=λ0+λ1Size +λ2MTB +λ3L ev （3）其中Size 是公司总资产的自然对数，MTB 是权益的市场价值除以权益的账面价值，Lev 是公司年末资产负债率。

将（2）式和（3）式带入（1）式中，整理得：
EPS i
P i
=β0+β1D i +Ｒi （μ0+μ1Size i +μ2MTB i +μ3Lev i ）+D i ˑＲi （λ0+λ1Size i +λ2MTB i +λ3Lev i ）+（δ1Size i +δ2MTB i +δ3Lev i
+δ4D i ˑSize i +δ5D i ˑMTB i +δ6D i ˑLev i ）+ξ
（4）
对模型（4）分年回归，得到系数λ0－3，并带入公式（3）中，得到每个公司样本年度的会计稳健性C －Score 。

（二）模型设定
为了验证假设一，我们分别采用Basu 模型和K －W 模型度量会计稳健性，建立如下模型检验管理层过度自信与会计稳健性的相关关系。

EPS i ，t
P i ，t－1
=β0+β1D i ，t +β2Ｒi ，t +β3D i ，t ˑＲi ，t +β4OverCon i ，t
+β5OverCon i ，t ˑD i ，t +β6OverCon i ，t ˑＲi ，t +β7OverCon i ，t ˑD i ，t ˑＲi ，t +β8Controls i ，t +β9Controls i ，t ˑD i ，t +β10Controls i ，t ˑＲi ，t +β11Controls i ，t ˑD i ，t ˑＲi ，t +ξ
（5）
C －Score i ，t =α0+α1OverCon i ，t +
∑αk
Controls
i ，t
+ξ（6）
其中，OverCon it 为前文所述管理层过度自信的虚拟变量。

根据以往的文献研究，我们控制了公司规模（Size ）、财务杠杆（Lev ）、盈利能力（ＲOA ）、经营活动现金流量（CFO ）、公司上市时间（Age ）、股权集中度（Ownership ）对会计稳健性的影响，同时采用固定效应模型对公司和年度的固定效应加以控制。

为了检验假设二，不同产权性质的上市公司，管理层过度自信对会计稳健性的影响程度，我们以C －Score 作为
会计稳健性的代理变量，在模型（6）中加入表示产权性质的二元虚拟变量State ，构建模型（7）进行回归。

若公司属于民营上市公司，则State =0；若属于国有上市公司，则State =1。

如果产权性质的差异会影响管理层过度自信与会计稳健性的关系，即国有上市公司管理层过度自信对会计稳健性的影响更强，则交乘项OverCon ˑState 的系数预期应该为负。

C －Score i ，t =α0+α1OverCon i ，t +α2State i ，t +α3OverCon i ，t
ˑState i ，t +
∑αk
Controls
i ，t
+ξ（7）
模型中的主要变量定义参见表1。

（三）样本选择
本文选取2008－2012年沪深两市A 股主板上市公司为研究样本，并且进行如下筛选：（1）剔除金融保险业上市
公司；（2）剔除ST 和*
ST 的公司；（3）剔除在样本年度
CEO 变更的数据；（4）剔除当年IPO 的上市公司；（5）剔除其他数据缺失的样本公司。

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Winsorized 处理。

在以高管持股变化作为管理层过度自信替代变量的回归模型中，我们共得到5年5648个样本，其中2008年935个，2009年1007个，2010年1065个，2011年260个，2012年1381个。

在以盈余预告偏差作为管理层过度自信替代变量的回归模型中，我们仅统计在三季度发布乐观预告的上市公司，因此样本量有所减少，共得到1732个样本，其中2008年234个，2009年262个，2010年392个，2011年477个，2012年367个。

对于产权性质，根据通常做法，我们按照CCEＲ数据库中提供的实际控制人数据，并结合Wind 数据库中上市公司性质资料，进行交叉比对，将样本分为国有上市公司和民营上市公司。

为了更好比对国有和民营上市公司的差异，我们剔除了其他性质的上市公司。

本文产权性质数据来自CCEＲ数据库，管理层业绩预告数据来自WIND 数据库，其他数据来自CSMAＲ数据库，使用的统计软件为STATA12.0。

表1
主要变量定义
变量类型
变量符号变量说明
会计稳健性相关变量
EPS /P
年报披露的每股收益除以当年4月最后一个交易日的收盘价
Ｒ公司当年5月第一个交易日至次年4月最后一个交易日的年度累计股票报酬率D 虚拟变量，若Ｒ＜0，则D =1；若Ｒ＞0，则D =0
C －Score 采用Khan and Watts （2009）方法计算出的公司－年度会计稳健性
管理层过度自信
替代变量
OverCon1
管理层持股变化，若当年公司管理层持股数增加，且增加原因不是因为股权激励、送股、配股等原因，则视为过度自信样本，OverCon1=1；否则，OverCon1=0
OverCon2
公司盈余预告偏差，若公司三季度盈余预告中披露的净利润指标在年末未能实现，则视为过度自信样本，OverCon2=1；否则，OverCon2=0产权性质
State
虚拟变量，国有=1，民营=0
续表变量类型变量符号变量说明
控制变量
Size公司规模，等于公司总资产的自然对数Leverage财务杠杆，等于公司资产负债率
MTB成长性，等于年末市场价值/年末总资产账面价值Age上市公司上市时间
ＲOA盈利能力，等于公司总资产收益率
Ownership第一大股东持股比例
Year effect年度个体效应
Firm effect公司个体效应
五、实证检验与结果分析
（一）描述性统计
我们对模型中的主要变量进行了描述性统计，并按产权性质对样本进行分组统计，结果如表2所示。

对于全样本的统计显示，有25%的公司管理层增持了本公司的股票，在所有第三季度发布盈余预告的公司中，有36%的公司最终没有实现预告中的净利润。

这部分公司，管理层可能呈现出过度自信的特点。

统计中会计稳健性的替代变量C－Score 中位数是0.1，平均数是0.16，表明我国上市公司的会计政策整体上呈现较为稳健的特征。

区分产权性质后，国有上市公司管理层增持本公司股票的比例要低于民营上市公司，但这可能是由于国有上市公司管理层持股比例较低，且对于本公司股票不如民营上市公司管理层那么敏感。

在以盈余预告偏差作为过度自信替代变量的统计中，49%的国有上市公司发布乐观预告但最终并未实现预告净利润，远高于民营上市公司29%的比例。

另外，国有上市公司的总资产规模、资产负债率、上市时间和第一大股东持股比例均高于民营上市公司，而盈利能力指标要低于民营上市公司。

表2主要变量的描述性统计
全样本民营国有差异变量样本量中位数均值最小值最大值中位数中位数T检验EPS/P56480.020.02－0.160.380.020.020Ｒ56480.04－0.07－0.53 1.520.050.030.02* D56480.58 1.000.00 1.000.570.58－0.01 C－Score56480.100.16－1.15 1.430.070.120.05* OverCon156480.250.000.00 1.000.350.170.18＊＊＊OverCon217320.360.000.00 1.000.290.49－0.20＊＊＊Size564821.7121.5818.4725.5221.2822.11－0.83＊＊＊Leverage56480.490.490.04 1.890.440.54－0.09＊＊＊Age56488.9410.00 1.0019.00 6.9910.67－3.68＊＊＊CFO56480.230.170.00 1.480.250.20.06＊＊＊ＲOA56480.040.04－0.290.260.040.030.01＊＊＊Ownership56480.360.340.090.890.330.39－0.06＊＊＊注：表中*、＊＊、＊＊＊分别代表统计量在10%、5%、1%水平上显著。

我们还对主要变量进行了Pearson和Spearman相关性分析，各主要变量的相关性系数均小于0.4，说明回归模型各变量间不存在严重的多重共线性问题。

管理层过度自信的两替代变量OverCon1和OverCon2均与会计稳健性水平C－Score显著负相关，初步验证了假设1的推测；Over-Con1和OverCon2之间显著正相关，表明两种衡量管理层过度自信的方法之间有较好的一致性。

（二）回归分析
表3管理层过度自信与会计稳健性回归结果
过度自信度量管理层持股变化盈余预告偏差
EPS/P C－Score EPS/P C－Score 变量名系数T值系数T值系数T值系数T值_Cons－0.13＊＊＊－3.59－0.639＊＊＊－11.21－0.119＊＊－2.54－0.61＊＊＊－12.98Ｒ 3.780.079 1.30
D－1.50－0.003－0.08
DˑＲ0.035＊＊＊ 6.42－0.270＊＊－2.43
OverCon－0.004＊＊－2.01－0.015＊＊－2.140.00190.71－0.011＊＊＊－3.64 OverConˑＲ0.00240.750.014＊＊ 2.31
OverConˑD0.00140.870.0093＊＊ 2.21
OverConˑＲˑD－0.026－1.52－0.019＊＊－2.14
Size0.0055＊＊ 2.63－0.043＊＊－2.550.047 1.76－0.042*－1.92 Leverage0.019 1.680.041＊＊＊ 2.790.039＊＊ 2.170.061＊＊＊ 2.74 MTB－0.0025－1.14－0.0053＊＊－3.02
Age0.083＊＊ 2.47－0.0078－1.240.013＊＊＊ 4.57－0.002*－1.74 CFO－0.0036－0.45－0.012＊＊＊－3.830.00220.31－0.020＊＊＊－3.81ＲOA0.38＊＊＊ 6.21－0.066＊＊－2.140.42＊＊＊ 6.77－0.096*－1.99 Ownership0.0083 1.77－0.015－1.750.033＊＊ 2.02－0.032＊＊－2.25 Year控制控制控制控制
Firm控制控制控制控制
N5648564817321732Ｒ2_adj0.4180.6850.6690.687
注：*、＊＊、＊＊＊分别代表统计量在10%、5%、1%水平上显著。

为了验证假设1，我们分别以管理层持股变动和管理层盈余预告偏差两种方式度量管理层过度自信，以Basu模型和K－W模型度量公司会计稳健性，采用非平衡面板数据的固定效应模型对（5）和（6）进行回归，结果如表3所示（表中省略了Basu模型中控制变量的交乘项）。

在用Basu模型进行回归时，我们重点关注OverConˑＲˑD的系数，它代表管理层过度自信对会计稳健性的影响。

以管理层持股变化作为过度自信替代变量的回归中，OverConˑＲˑD的系数为负，但未达到10%的显著性水平；以盈余预告偏差作为过度自信替代变量的回归中，OverConˑＲˑD 的系数在5%水平上显著为负，说明管理层的过度自信心理显著降低了会计稳健性。

在用C－Score度量会计稳健性进行的回归中，两种方法度量的管理层过度自信（Over-Con）系数均显著为负。

综上，在四组回归中，只有第一组回归没有支持假设1，其他三组回归均验证了假设1：管理层过度自信显著降低了公司的会计稳健性。

在上述回归的基础上，我们进一步将样本分为国有和民营上市公司，通过在模型中加入代表产权性质的交乘项State，验证假设2。

表4中的结果显示，无论是以管理层持股变化还是以盈余预告偏差作为管理层过度自信的替代变量进行回归，产权性质的差异均对管理层过度自信与会计稳健性的关系产生影响。

StateˑOverCon的系数显著为负，表明对于民营上市公司，管理层过度自信与会计稳健性的关系较弱，而对于国有上市公司，管理层过度自信显著影响了会计稳健性。

假设2得到验证。

表4产权差异、管理层过度自信与会计稳健性
管理层持股变化盈余预告偏差变量名系数T值系数T值
_Cons－0.73＊＊＊－12.82－0.64＊＊＊－12.82
OverCon－0.023*－1.71－0.0032－0.43
State0.037 1.090.011 1.60 StateˑOverCon－0.049*－1.64－0.026＊＊＊－2.99 Size0.00510.16－0.0033－1.41
Leverage0.0056 1.240.0072 1.30
Age－0.0019－1.03－0.0049－0.91
CFO－0.020＊＊＊－3.37－0.014＊＊＊－3.19
ＲOA－0.012＊＊－2.15－0.10*－1.91 Ownership－0.0015－0.07－0.0124－0.77 Year控制控制
Firm控制控制
注：*、＊＊、＊＊＊分别代表统计量在10%、5%、1%水平上显著。