管理者自信会影响审计质量吗？——兼论融资融券制度的公司外部治理效应

刘艳霞 祁怀锦 魏禹嘉

一、引言

所有权与经营权分离的现代企业中，由于股东与管理者之间的委托代理问题，需要客观独立的第三方审计师对财务报告进行审计来降低信息不对称程度，这种效果在一定程度上取决于审计质量。在我国审计委员会制度存在缺陷的情况下，管理者掌握了审计师选择的决策权(Duellman等，2015[1])，因此，审计质量的高低离不开管理者对审计师的选择。已有研究基本上是从审计师个人的教育经历、职务角色、执业能力(Cheng等，2009[2]；Gul等，2013[3])，事务所的规模、组织形式、非审计业务的开展(张睿等，2018[4]；Bell等，2015[5])以及公司规模、财务杠杆、股权集中度(Gana和Krichen，2013[6]；Chukwunedu和Ogochukwu，2017[7])等客观因素出发，研究其对审计质量的影响，鲜有研究从管理者的个人主观特质切入，研究其对审计质量的影响。现有研究发现管理者通常会表现出过度自信，高估自身经营管理能力，进而导致管理者做出偏离客观事实的决策(Hackbarth，2008[8])。基于此，本文采用我国A股上市公司2008—2017年数据为样本，探讨管理者自信程度与审计质量之间的关系。

公司经营管理决策在一定程度上会受到公司外部环境的影响。我国资本市场于2010年3月31日正式引入融资融券制度，卖空约束的放松可以将企业负面消息及时反映于公司股价中，这将对公司管理者产生威慑作用，从而对管理者非理性行为发挥一定的约束与监督作用。那么，我们不禁要问，融资融券制度的实施是否会通过影响管理者自信与审计质量之间的关系而发挥公司治理效应？从已有文献来看，我国融资融券的实施在公司层面发挥了积极效应，但很少有研究着眼于审计质量对融资融券实施效果进行研究。基于此，本文通过研究融资融券对管理者自信与审计质量之间关系的影响来检验融资融券的公司治理效应。

本文可能存在的贡献在于：第一，本文基于行为财务理论，将管理者自信对其他利益相关者的影响延伸到事务所层面，有助于拓展有关管理者自信的研究。而且，已有研究主要着眼于管理者过度自信，而过度自信属于管理者自信程度的一种状态，未能深入地反映管理者自信这一心理特质所带来的影响，基于此，本文基于连续变量视角，对管理者自信程度与审计质量之间的关系展开研究；更为重要的是，依据管理者自信程度的核密度函数图将样本分为自信不足、适度自信与过度自信三个子样本，分别检验每个子样本中管理者自信对审计质量的影响，以此来体现管理者处于不同自信程度下，对审计质量的影响差异。第二，本文基于管理者自信与审计质量关系的视角考察融资融券制度的实施效果，结果发现融资融券削弱了管理者自信对审计质量的影响。这一发现丰富了融资融券具有公司外部治理效应的相关研究。第三，审计质量受审计主体、客体以及主客体之间关系的影响，目前有关管理者对审计质量影响的研究比较少，鲜有研究注意到管理者主观心理特质对审计质量的影响。本文将管理者自信作为研究切入点，研究其对审计质量的影响，丰富了有关审计质量影响因素的研究，而且识别了管理者自信这一心理特质。研究发现，全样本中管理者自信对审计质量存在抑制作用，更重要的是，将样本分为自信不足、适度自信和过度自信三个子样本，发现三个子样本中管理者自信对审计质量的影响存在差异。这一研究结果为我国证监会等相关部门加强公司经营管理者非理性行为的约束监管制度提供了理论依据。

二、文献回顾与假设提出

(一)文献回顾

本文主要从融资融券、管理者自信以及审计质量三个方面进行文献回顾，其中有关管理者自信的研究目前基本上集中于对过度自信进行研究，因此本文在文献回顾时主要集中于管理者过度自信。

心理学将过度自信定义为个体认为自己的能力及对未来结果的判断与预测优于平均水平(Larwood和Whittaker，1977[9])。这种“优于平均”效应源于心理偏差，即将成功归因于个人能力，却把失败归因于外界因素。许多研究基于这一概念，从以下三个方面解释了过度自信对行为的影响：对自身能力和成功概率的高估；对自身所拥有的信息精确度的高估；对自己能力的过高定位。大量研究证实，过度自信心理在上市公司管理层中尤为普遍(Nofsinger，2005[10])。同时，Hirshleifer等(2012)[11]指出在实践中许多高管都表现出了明显的过度自信，因此，管理者过度自信这一个人心理特质值得研究。管理者自信程度可以作为解决股东与管理层之间代理问题的替代机制，能够对管理者的风险规避态度加以缓解，这在一定程度上能够提升公司价值(Weinberg，2009[12])。但是，现有研究发现管理者过度自信总体上对公司决策产生了较为负面的影响，主要包括：采取较为激进的负债融资政策(Hackbarth，2008[8])、发放高额股利(Deshmukh，2013[13])、更倾向于过度投资(Mccannon等，2016[14])、实施多元化扩张战略(周杰和薛有志，2011[15])、高估未来现金流并低估未来风险(梁上坤，2015[16])、会加大企业陷入财务困境的可能性(姜付秀等，2009[17])、更可能实施并购(Huang等，2016[18])。Qin(2015)[19]研究发现管理者过度自信会导致企业成本粘性增强；Kim等(2016)[20]研究发现过度自信的CEO更可能使公司发生股价崩盘。

审计质量是指审计师发现并消除财务报告中错误的能力，它取决于审计师的专业胜任能力及其独立性的共同作用(DeAngelo，1981[21])。审计质量的影响因素主要包括审计主体、审计客体两个方面。有关注册会计师审计主体的研究，从审计师层面进行研究的文献主要包括审计师的教育经历(Cheng等，2009[2])、职务角色(Gul等，2013[3])、搭档稳定性(闫焕民等，2017[22])、个人经验(Cahan和Sun，2015[23])等特征影响审计师的职业判断，进而对审计质量产生影响；从事务所层面进行研究的文献主要包括会计师事务所规模(吴昊旻等，2015[24])、会计师事务所组织形式(刘启亮等，2015[25])、非审计业务的开展(Bell等，2015[5])、事务所转制(黄敬昌等，2017[26])。有关审计客体即被审计单位的研究发现，公司规模、财务杠杆、第一大股东持股、产权性质、董事会特征等公司治理机制会影响审计质量(Gana和Krichen，2013[6]；Chukwunedu和Ogochukwu，2017[7])，徐经长和汪猛(2017)[27]研究发现，公司创新会提升其审计质量。

目前对于融资融券经济后果的研究主要集中在两个方面。一方面，基于市场层面视角，研究发现卖空机制改善了资本市场定价效率，有利于提高股价的信息含量(Chang等，2015[28])、提高市场对于坏消息的反应速度(Bris等，2007[29])、矫正高估的股价(李科等，2014[30])、降低股价的跳跃性风险和异质性波动(李志生等，2017[31])。另一方面，基于公司层面视角，研究发现融券交易者与普通投资者相比有更强的动机跟踪和监督管理层的行为(Karpoff和Lou，2010[32])，并通过卖空交易来影响管理层的决策(Massa等，2015[33])，从而抑制公司盈余管理(陈晖丽和刘峰，2014[34])，规制公司的融资行为(顾乃康和周艳利，2017[35])，改善并购绩效(陈胜蓝和马慧，2017[36])，影响公司的投资行为(Grullon等，2015[37])，增强创新动机，提高标的公司创新水平(陈怡欣等，2018[38])、提升公司信息披露质量(李春涛等，2017[39])。卖空约束的放松会促使银行向标的公司发放相对大额的信贷，并且贷款期限也会相对更长，贷款担保的要求也相对更加宽松(褚剑等，2017[40])。卖空机制显著降低了财务分析师对目标公司盈利预测的偏差与分歧(李志生等，2017[31])，提高了预测透明度和准确性(黄俊等，2018[41])。

从上述有关审计质量的研究来看，基本上是从审计客体即公司层面因素或审计主体即审计师或事务所层面展开对审计质量影响的研究，很少有文献从管理者自信这一心理特质切入，研究其对审计质量的影响。但事实上，在我国审计委员会制度存在缺陷且管理者并非完全理性的情况下，管理者个人心理特质会对审计师的选择产生影响，进而会影响到审计质量。因此，本文首先考察管理者自信对审计质量产生的影响；同时，已有文献发现融资融券在公司层面发挥了积极效应，但很少文献着眼于公司审计质量，基于此，本文检验融资融券是否会影响管理者自信与审计质量之间的关系。

(二)假设提出

上市公司管理者为了通过公司良好经营绩效来实现薪酬增加、职位晋升等自身利益，有动机通过操纵审计师选择向资本市场传递信号，以此来提升公司的市场表现。当管理者自信程度相对较低时，随着管理者自信程度的上升，其对公司的经营状况逐渐充满信心，愿意披露公司更多的经营情况向好、战略扩张的信息。由此可能会更愿意聘请大型的会计师事务所和经验比较丰富的审计师出具更为权威的审计报告，从而逐步向社会公众传递公司经营情况、财务状况良好的信息，即随着管理者自信程度的上升，越可能聘请高质量的审计师，进而提升公司的审计质量。

但是，当管理者自信程度相对较高时，如果管理者自信程度继续提升，发现管理者会降低企业会计信息稳健性及会计信息质量(孙光国和赵健宇，2014[42])，因为此时管理者会高估自己能力，对企业未来收益持乐观态度，因而往往会对投资者作出更高的承诺，当企业实际经营无法达到预期时，管理者更可能通过盈余管理手段来达到预期盈利目标(何威风等，2011[43])，有损企业会计稳健性和财务信息质量。而企业会计稳健性和审计质量之间存在正相关的关系(郑登津和闫天一，2016[44])，即公司的会计处理越稳健，外部审计则更具可控性和可行性，能够在一定程度上降低审计风险，从而提升审计质量(朱松等，2010[45])。所以，当管理者自信程度较高时，随着自信程度的继续上升，一方面会高估项目收益、低估负面损失，加大公司经营风险，另一方面往往应用盈余操纵手段会增加公司的未来错报风险，由于企业内外的信息不对称，审计工作量的增加和审计师专业胜任能力的提高也不能完全消除这种审计风险，最终会降低审计质量。

已有研究发现公司管理者会习惯性地高估自己对不确定事件结果的控制能力，低估项目失败的可能性，即管理者的自信程度往往都相对较高(Weinstein，1980[46])。因此，从整体平均水平来看，管理者更多的是表现为自信程度相对较高，从而会降低公司的审计质量。基于上述分析，提出本文的研究假设1。

H1:在其他条件不变的情况下，管理者自信程度与审计质量之间呈负相关关系。

认知心理学认为自信是人类与生俱来、根深蒂固的一种心理特征，而企业管理者更容易产生过度自信的情绪(Cooper等，1988[47])，已有研究发现过度自信会影响个体思维的认知过程(Bandura,1997[48])。导致管理者过度自信的原因之一是控制幻觉，自认为可以完全控制那些超越他们能力事件的心理，且管理者所拥有的决策权力与控制能力使他们更容易产生控制幻觉。融资融券通过投资者的卖空交易监督与惩罚公司管理层，进而将公司负面消息及时有效地反映到公司股价中，这将对公司管理层产生威慑作用。融资融券的这一事前威慑作用主要取决于公司是否纳入融资融券名单，即使实际的卖空交易量很低，这种机制也有可能约束管理者的控制幻觉行为。Karpoff和Lou(2010)[32]研究发现，卖空者更有动力跟踪和监督管理层的行为，因此融资融券机制的引入会加强对管理者的监控与干预，降低管理者决策的自由程度，从而有助于抑制管理者的控制幻觉，对管理者自信所导致的行为发挥一定的纠偏作用，降低管理者自信对审计师选择的影响，从而削弱管理者自信程度与审计质量之间的关系。基于此，提出本文的研究假设2。

H2：在其他条件不变的情况下，融资融券会抑制管理者自信对审计质量的影响。

三、研究设计

(一)样本选取

本文以我国A股上市公司2008—2017年的数据为基础，将金融保险业和数据缺失的样本进行剔除后，得到13 492个样本观测值。对数据做了如下处理：对连续型变量在1%和99%分位处进行了Winsorize处理，以排除异常值的影响；在所有回归分析过程中对标准误做公司维度的Cluster处理，以控制潜在的自相关问题。所有数据均从CSMAR数据库和Wind数据库中获取。

(二)模型设计

本文设置以下实证模型对上文中提出的研究假设加以验证。

第一，建立模型(1)来检验管理者自信与审计质量之间的关系。其中，管理者自信程度是解释变量，审计质量是被解释变量，在实证分析过程中，对影响审计质量的主要变量进行控制。

ARQi,t=β0+β1×Confi,t+B×Controls

+∑Ind+∑Year+ε

(1)

第二，采用双重差分法(DID)检验融资融券对管理者自信与审计质量之间关系的影响。因为我国证监会于2010年3月开始分批次地指定融资融券试点公司，将我国A股上市公司天然地划分为受政策影响与不受政策影响的两组样本，所以可以将我国融资融券看作一个“准自然实验”。具体实证模型如(2)式所示，其中，被解释变量为审计质量；解释变量Treat为虚拟变量，如果公司i在第t年属于融资融券标的，则取值为1，否则为0，如公司i在2012年纳入融资融券标的，那么Treat在2012—2017年取值为1，在2008—2011年取值为0。这里主要关注融资融券与管理者自信交乘项的显著性，如果融资融券能够削弱管理者自信与审计质量之间的关系， 那么预计系数β3显著为正。

ARQi,t=β0+β1×Confi,t+β2×Treati,t+β3

×Confi,t×Treati,t+B×Controls

+∑Firm+∑Year+ε

(2)

(三)变量定义

解释变量：管理者自信程度的衡量。以往研究主要采取以下方式对管理者自信程度进行度量：管理层持股变化(Malmendier和Tate，2005[49])、企业景气指数(梁上坤，2015[16])、高管相对薪酬(姜付秀等，2009[17])、盈余预测偏误率(Hribar和Yang，2007[50])等。本文在主回归分析中采用管理层持股变化度量管理者自信程度，采用高管相对薪酬进行稳健性检验。

被解释变量：审计质量的衡量。由于审计质量不可观测，只能通过某些指标进行替代性度量，目前研究衡量审计质量的指标主要包括盈余管理、事务所类型、审计意见、审计报告激进度、审计费用等，本文借鉴徐经长和汪猛(2017)[27]、袁德利等(2018)[51]在主回归中采用盈余管理作为审计质量的替代变量，在稳健性检验中采用事务所类型进行度量。

控制变量。根据已有研究(Bell等，2015[5]；步丹璐和屠长文，2017[52])，在实证分析过程对影响审计质量的因素进行控制，主要包括企业规模、资产负债率、公司业绩、现金流量、是否亏损、上市年龄、流动性、两职兼任、存货比率、应收账款比、独立董事比例、股权集中度、产权性质等。表1为具体变量定义。

表1 变量定义和说明

(四)描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果。公司审计质量均值是-0.059，最大值为-0.000 7，说明样本公司的审计质量存在一定的上升空间。管理者自信程度均值是2.033 6，标准差是6.951 3，说明样本在管理者自信程度方面存在一定差异。上市公司企业规模的均值为22.082 2，标准差达到1.249 1，说明样本公司的企业规模存在差异。资产负债率的均值为0.440 1，说明样本公司的债务融资占总资产的比例为44.01%。企业盈利能力均值是0.039 5，最大值为0.193 7，说明样本公司整体业绩有较大的上升空间。现金流量均值为0.041 8，说明企业经营活动净现金流占到总资产的4.18%。是否亏损的均值为0.083，说明样本中有8.3%的样本存在亏损。流动性均值为2.412 4，说明流动资产是流动负债的2.412 4倍。公司托宾Q均值是2.856 3，标准差为2.074 2，说明样本在托宾Q方面存在较大差异。上市年龄均值为2.094 7，标准差为0.768 9，说明样本上市年龄存在一定差异。第一大股东持股比例均值是33.24%，说明股权相对集中。两职合一的均值为0.249 3，说明有24.93%的样本存在两职合一的现象。独立董事比例均值是0.371 2，即独立董事的人数平均占到董事会总人数的37.12%。是否为国有企业的均值为0.392 0，说明有39.20%的样本属于国有企业。存货比率的均值为0.159 2，说明样本存货净额占总资产的15.92%。应收账款比率的均值为0.111 9，说明应收账款净额占总资产的比重为11.19%。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)假设H1检验：管理者自信对审计质量的影响

本文采用Jones模型计算的操控性应计绝对值的相反数度量公司审计质量，采用管理层持股变化度量自信程度，对管理者自信与审计质量之间的关系进行检验。同时，已有文献基本上集中于研究管理者过度自信，然而管理者过度自信仅属于管理者自信的一种状态，未能对管理者自信这一心理特征进行深入地刻画，为此本文首先基于连续变量视角，考察管理者自信程度与审计质量之间的关系，然后将样本按照管理者自信程度的大小划分为管理者自信不足、适度自信与过度自信三个子样本，分别检验这三个子样本中管理者自信程度与审计质量之间的关系。具体而言，将管理者自信程度从小到大排序后平均分为10组，然后根据管理者自信程度的核密度函数图(如图1所示)将前4组划分为自信不足样本，后3组划分为过度自信样本，中间组划分为适度自信样本，分别检验管理者自信对审计质量的影响。从表3列(1)的回归结果可以看出，管理者自信程度与审计质量的回归系数为-0.000 1，且在1%的置信水平上显著，假设H1得以验证。在此基础上，本文进一步把样本分为自信不足、适度自信与过度自信三个子样本，分别检验每个子样本中管理者自信程度对审计质量的影响。在自信不足样本中，管理者自信程度的回归系数在1%水平上显著为正，说明在自信不足的样本中，随着管理者自信程度的上升，审计质量会有所提升。在适度自信样本中，管理者自信程度的回归系数在统计上不显著。而在过度自信样本中，管理者自信程度的回归系数在1%置信水平上显著为负，说明在过度自信样本中，随着管理者自信程度的继续提升，审计质量会下降。上述结果说明当管理者自信程度处于不同区间时，管理者自信对审计质量的影响存在差异。

(二)假设H2检验：融资融券对管理者自信与审计质量关系的影响

表3的结果已显示全样本中管理者自信与审计质量之间存在显著负相关关系，在此基础上，进一步检验融资融券是否会影响管理者自信程度与审计质量之间的关系，实证分析结果如表4所示。管理者自信程度的回归系数在1%水平上显著为负，而管理者自信程度与融资融券变量的交乘项(Conf×Treat)却在10%水平上显著为正，这意味着融资融券会削弱管理者自信与审计质量之间的负向关系，即融资融券的实施约束了管理者自信对公司审计质量的影响，发挥了一定的公司外部治理效应，假设H2得以验证。

表4 融资融券对管理者自信与审计质量之间关系影响的回归结果

续前表

被解释变量:ARQ年度固定效应Yes公司固定效应Yes截距项0.076∗∗∗(3.05)样本数13 492Adj R-squared0.050

基于上述的检验结果，我们将不同自信类型与审计质量之间关系置于融资融券背景下进一步展开研究，即考察不同管理者自信程度与审计质量之间关系是否会受融资融券的影响，具体的检验结果如表5所示。在自信不足样本中，当样本属于融资融券标的时，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数在10%水平上显著为正，但当样本属于非融资融券标的时，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数却在1%水平上显著为正；在过度自信样本中，当样本属于融资融券标的时，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数在统计上不显著，但当样本属于非融资融券标的时，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数却在1%水平上显著。这一结果说明在对于自信不足和过度自信管理者而言，融资融券制度对自信程度与审计质量之间的关系依然存在纠偏作用。

表5 融资融券对不同类型管理者自信与审计质量之间关系影响的回归结果

五、稳健性检验

本文从以下几个方面进行稳健性检验，以保证前文研究结论的可靠性。

第一，借鉴姜付秀等(2009)[17]的做法，采用管理者相对薪酬对管理者自信进行度量。回归结果如表6列(1)～列(3)所示。从列(1)可以看出，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数为-0.021，且在1%水平上显著，说明管理者自信程度会降低审计质量。从列(2)发现，在非融资融券组中管理者自信程度与审计质量之间的回归系数仍然显著为负。但从列(3)发现，在融资融券组中，管理者自信与审计质量之间的回归系数在统计上不显著，说明融资融券会影响管理者自信与审计质量之间的关系。上述结果与主回归的结果基本保持一致。

第二，借鉴吴伟荣等(2018)[53]的做法，采用事务所是否为“四大”对公司审计质量进行度量。回归结果如表6列(4)～列(6)所示。从列(4)可以看出，管理者自信程度的回归系数为-0.159，且在5%水平上显著，即随着管理者自信程度的提升，更不会选择“四大”事务所，说明管理者自信会降低审计质量。从列(5)发现，在非融资融券样本中管理者自信程度与“四大”事务所之间的回归系数仍然显著为负。但从列(6)发现，在融资融券样本中，管理者自信程度与“四大”事务所之间的回归系数却在统计上不显著，说明融资融券会影响管理者自信与审计质量之间的关系。上述结果与主回归的结果基本保持一致。

表6 稳健性检验的回归结果

六、研究结论与管理启示

(一)研究结论

本文首先考察管理者自信程度与审计质量之间的关系，结果发现管理者自信程度与审计质量之间呈显著负相关关系，即基于全样本的平均水平来看，管理者自信会降低审计质量。进一步依据管理者自信程度的核密度函数图，将样本划分为自信不足、适度自信和过度自信三个子样本，检验每个子样本中管理者自信程度与审计质量之间的关系，结果发现这三个子样本中管理者自信对审计质量的影响存在差异，其中，在自信不足样本中，随着管理者自信程度的上升，审计质量会提升；在适度自信样本中，管理者自信程度与审计质量之间的回归系数在统计上不显著；在过度自信样本中，随着管理者自信程度的上升，审计质量会下降。然后，将管理者自信程度与审计质量之间的关系置于融资融券背景下研究发现，融资融券会削弱管理者自信程度与审计质量之间的负相关关系。上述结果表明我国融资融券制度的实施能够通过缓解股东与管理层之间的代理问题对管理层的机会主义行为产生一定的约束作用，进而呈现出一定的公司外部治理效应。

(二)管理启示

第一，公司管理层并非完全理性，他们的个人认知偏差在一定程度上会影响到公司的审计质量，这种非理性甚至还会对公司的长期可持续发展造成影响，因此，公司应不断完善公司的经营决策机制，提高决策的有效性。第二，鉴于不同自信程度管理者对公司审计质量影响的差异，外部投资者可能会据此预测企业未来的发展，因此，公司需对管理者自信这一心理特质给予高度关注，同时证监会等相关部门应该加强有关约束企业管理者非理性行为的制度建设与监管。第三，基于融资融券对管理者自信程度与审计质量之间关系的影响所发挥的公司治理效应，有关部门应根据新时代我国资本市场的改革发展和制度建设的目标，不断完善我国的融资融券机制，对金融风险进行有效防控。这在一定程度上能够对公司治理的缺陷加以弥补，从而保护投资者利益，同时还能够为深化我国的金融体制改革提供相关的理论参考。