管理者过度自信、会计稳健性与制造业投资效率

周登宪

摘   要：本文以2010—2020年沪深两市制造业上市企业为样本，建立动态面板模型，实证检验了制造业企业管理者过度自信、会计稳健性与企业投资的关系。研究发现：当企业存在过度投资时，管理者过度自信将会进一步加剧过度投资程度;当企业存在投资不足时，管理者过度自信将会凭借积极的负债策略，一定程度上缓解投资不足。调节效应检验发现会计稳健性可以抑制制造业企业过度投资行为，缓解投资不足，降低管理者过度自信对制造业过度投资的推动作用，增强其对制造业投资不足的缓解效应。异质性检验发现会计稳健性的调节效应在非国有企业、东部地区、小规模企业表现更明显。

关键词：过度自信;会计稳健性;过度投资;投资不足;异质性

中图分类号：F830  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2021）12-0052-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.12.007

一、引言

改革开放以来，我国制造业发展迅速。根据国家统计局数据，2019年我国制造业增加值达到26.9万亿元，占全球比重28.1%，连续十年保持世界第一制造大国地位。但是，我国制造业也存在大而不强、全而不优的问题，基础能力依然薄弱，关键核心技术仍然受制于人，“卡脖子”风险较为突出。当前，我国已进入高质量发展阶段，必须坚持新发展理念，深入实施制造强国战略，推动制造业做优做强。

制造业做优做强离不开投资。只有合理引导制造业投资方向，优化制造业投资结构，提高投资效率，才能充分发挥有效投资的关键作用，补齐制造业短板弱项。但是，在现实生活中，我国制造业企业投资行为扭曲现象屡见不鲜，盲目投资、过度投资以及投资不足等问题比比皆是，降低了企业投资效率（张天舒等，2020）[1]，造成资源的不合理、不充分利用，最终制约了企业转型升级和高质量发展。企业管理者是企业投资决策的制定者和执行者。管理者的有限理性以及追求私利的行为是我国制造业企业存在不同程度非效率投资的重要原因之一。

稳健性原则又称为谨慎性原则，是企业会计核算中运用的一项重要原则。在会计稳健性原则要求下，企业凡是可以预见的损失和费用都应予以记录和确认，而没有十足把握的收入则不能予以确认和入账。在市场经济条件下，企业作为独立的市场主体，其生产经营必然面临多种风险。坚持稳健性原则，有利于企业防范和化解市场风险，同时也必然对企业的投资决策产生影响。在这一逻辑下，会计稳健性对我国制造业企业投资效率的作用效果，即会计稳健性能否有效发挥公司治理效应，改善制造业企业投资效率值得关注。

本文以2010—2020年我国沪深两市制造业上市企业为研究样本，实证检验了管理者过度自信对我国制造业企业投资效率的影响以及会计稳健性的调节作用，进一步研究了会计稳健性调节效应在不同所有制、不同区域、不同规模企业之间的差异。本文的研究丰富了投资效率、会计稳健性等领域的研究文献，为管理者过度自信、会计稳健性对于制造业行业的影响效果提供实证依据，为提高制造业投资效率、推动高质量发展提供政策参考。

二、文献综述与研究假说

（一）管理者过度自信与投资效率

传统的西方经济学理论认为，人是理性的。在理性经济人假设下，企业管理者能够掌握充分的市场信息，并做出合理决策，进而达到最优的投资效果。但是，有限理性理论认为人在决策过程中并非完全理性，也不是完全非理性（Simon，1955;侯巧铭等，2017）[2，3]。企业管理者在财务决策过程中不可避免地受到信息不对称、市场冗余信息、个人偏好与工作能力等主客观因素的影响（李葳和沈颂东，2020）[4]。因此，管理者的决策行为应归属于有限理性行为。其中，过度自信就是有限理性行为的一种典型表现。过度自信的管理者对公司未来的发展前景过于乐观（邓伟和贺彬炜，2020）[5]，对企业的经营状况有较大的信心，容易高估投资收益，并低估经营中存在的风险，进而容易做出激进的投资决策（马春爱和易彩，2017）[6]，导致企业过度投资问题的产生。尤其在委托代理问题客观存在的情况下，管理者为了追求个人工作成效，偏好于实现投资的短期效益，而忽视企业的长远规划，因此，往往存在通过短期大量投资刺激企业业绩快速提升的冲动。据此，本文提出第一个假说：

假说1：当企业存在过度投资时，管理者过度自信将会进一步加剧过度投资程度。

然而，当企业自有资金不足，无法满足投资需求，进而形成投资不足时，过度自信的管理者往往通过积极的负债策略，提高企业杠杆率水平，弥补资金缺口，实现投资目标（余明桂等，2006;王艳林，2016）[7，8]。与理性管理者相比，过度自信的管理者往往更渴望得到公司和业界的认可，更愿意为实现业绩目标而努力工作，在投资决策筛选上表现得更加积极，且能够更高效、快速地做出投资决策，更好地把握瞬息万变的市场机会，不仅能够缓解投资不足，而且有利于公司经营目标的实现（谢伟峰和陈省宏，2015）[9]。在相同资金投入下，过度自信的管理者由于对风险和挑战的偏好强于理性管理者，使其能够更好地把握创新类项目的实现，为企业带来更多的创新产品，提高企业核心竞争力，帮助企业走出投资不足的困境（谢伟峰和陈省宏，2015;David等，2012;林慧婷和王茂林，2014）[9-11]。据此，本文提出第二个假说：

假说2：当企业存在投资不足时，管理者过度自信将会凭借积极的负债策略，一定程度上缓解投资不足。

（二）会计稳健性的调节效应

会计信息是企业制定投资决策以及内外部信息使用者了解企业的重要依据（沈瑾，2021）[12]。会计稳健性是会计实践中应坚持的基本原则之一，能够抑制管理层的盈余管理动机，降低企业内外部信息不对称的程度，缓解代理成本问题（谢获宝和黄大禹，2021）[13]。会计稳健性水平越高，其对管理层的约束力越强，要求管理层更加谨慎地对待企业的经营业务，不高估公司的各项收入和盈利水平，不低估公司的各项成本和风险，谨慎和客观地将各项信息反映到财务报表中，并对外公开，缓解了外部利益相关者与管理层的摩擦，加强了外部利益相关者对管理层的监督。受此影响，企业管理者在做出投资决策前，不得不履行尽调职责，尽量减少投资风险，有效抑制企业过度投资行为。虽然会计稳健性要求管理者坚持谨慎性原则，但其所具有的监督效应，促使管理者更加在意企业业绩，以避免或减轻外部利益相关者对其管理能力的怀疑。与此同时，会计稳健性的提高有利于提升企业的组织可见度，降低企业的融资成本，使其更容易获得投资资金（杨承启，2021）[14]。因此，会计稳健性能够缓解企业投资不足。对于过度自信的管理者，如果企业存在过度投资，由于会计稳健性加大了管理者机会主义行为要付出的代价，在一定程度上能够防止管理者为牟取个人私利而盲目增加投资支出（章雁和徐亚美，2016）[15]，促使其更加理性地做出投資决策，因此，降低了管理者过度自信对过度投资的推动作用。如果企业存在投资不足，过度自信的管理者将会积极获取投资资金，高效作出投资决策，满足企业投资需求，进而缓解投资不足问题。但是，投资存在风险。如果管理者由于过度自信，进而高估投资收益，低估投资风险，将增加投资失败的概率，容易导致企业陷入财务困境，反而加重了投资不足问题，削弱了管理者过度自信对企业投资不足的影响。会计稳健性的监督约束作用使过度自信的管理者更加全面、理性地评估项目收益和风险，增强管理者过度自信对投资不足的缓解效应。据此，本文提出第三个假说：

假说3：会计稳健性可以抑制制造业企业过度投资行为，缓解投资不足，降低管理者过度自信对制造业过度投资的推动作用，增强其对制造业投资不足的缓解效应。

（三）异质性影响

会计稳健性的调节效应对于不同所有制企业的影响效果有所不同。根据前文分析可知，会计稳健性发挥调节效应的关键在于企业管理者接受利益相关者的监督程度以及在监督机制下对于投资决策的调整程度。其中，前者反映企业会计稳健性水平，后者则直接反映会计稳健性的调节效果。而两者之所以能够发挥作用，其主要原因在于现代企业需要外部资金的支持，包括股权资金和债权资金。对于上市企业，由于公司的经营权和所有权分开，公司的管理者拥有经营权，而投资者拥有所有权。管理者的经营行为需要对投资者负责，并受投资者监督，而稳健的会计信息则是投资者监督管理者的重要手段。在会计稳健性要求下，一旦管理者投资出现风险，导致业绩达不到投资者预期，轻则获得不到投资资金支持，重则面临投资者罢免。因此，企业管理者不得不接受外部监督，并据此调整投资决策。以上论述也说明会计稳健性可以有效治理第一类代理问题，但这一作用的发挥主要体现在非国有企业，对于国有企业其影响效果则存在一定程度的减损。与非国有企业不同，国有企业在融资约束、风险防控等方面具有天然的优势（杨承启，2021）[14]，在需要资金时可以求助于政府和国有银行（董竹和张欣，2020）[16]。因此，国有企业对外部投资者投资依赖度相对较小，会计稳健性对其监督作用较小。与此同时，国有企业具有比非国有企业更为严重的第一类代理问题（杨承启，2021;陆正飞和胡诗阳，2015）[14，17]。一方面，国有企业所有权不属于某个单独个体，导致其内部存在着“所有者缺位”问题;另一方面，国有企业的管理者具有行政职务，由国家任免，受纪检监督，国有企业管理者的任免与其工作业绩的关联程度远低于非国有企业。以上问题进一步削弱了会计稳健性的调节效应。据此，本文提出第四个假说：

假说4：会计稳健性的调节效应在非国有企业表现得更明显。

随着企业规模的不同，会计稳健性的调节效应也有所不同。与小企业相比，规模较大企业往往具有稳定的市场地位、相对完善的内控制度以及较为成熟的经营管理机制，与外部投资者信息不对称的程度相对较低;企业管理者投资决策更加稳健，企业抗风险能力更强。因此，会计稳健性调节效应在规模较大企业的发挥余地要小于小企业，即会计稳健性的调节效应在规模小企业更显著。据此，本文提出第五个假说：

假说5：会计稳健性的调节效应在规模小的企业表现得更明显。

不同区域的会计稳健性调节效应存在差异。对于东部地区，由于市场化水平较高，产品市场和要素市场发育程度较好，非国有经济发展速度较快，各项法律法规、监督机制较为完善，更加有利于会计稳健性调节效应的发挥（李凯，2010）[18]。因此，与中西部地区相比，会计稳健性在东部地区的调节效果更显著。据此，本文提出第六个假说：

假说6：会计稳健性的调节效应在东部发达地区表现得更明显。

三、研究设计

（一）变量设计

1.被解释变量：过度投资（OverInv）和投资不足（UnderInv）。本文借鉴Richardson（2006）[19]的实际投资水平模型，利用企業财务数据，估计出企业最优投资水平[I]，并比较企业实际投资水平[I]与最优投资水平[I]的大小。模型的形式如式（1）所示：

[It=α1It-1+α2Reot-1+α3Casht-1+α4Aget-1+α5Sizet-1+Year+Industry+εt] （1）

其中，在投资指标选择上，本文参考李强等（2014）[20]做法，利用购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付现金总额的自然对数衡量企业实际投资额。在解释变量方面，分别选择净资产收益率（Reo）、现金持有规模（Cash）、企业上市年龄（Age）、资产规模（Size），并控制了年份和行业差异。为了减少内生性影响，将主要解释变量滞后一期。

如果企业实际投资水平[I]大于估计出的最优投资水平[I]，则企业存在过度投资;反之，则说明企业存在投资不足。若企业存在过度投资，则令[OverInv=I-II]，其中OverInv反映过度投资程度;若企业存在投资不足，则令[UnderInv=I-II]，其中UnderInv反映投资不足程度。

2. 解释变量：管理者过度自信（OC）。本文参考沈颂东和李葳（2020）[21]的做法，选取企业预先披露的“预报净利润变动幅度”指标，与企业净利润同比增长率做差，以此来衡量管理者过度自信程度。

3.调节变量：会计稳健性（Acco）。本文参考张悦玫等（2017）[22]、沈瑾等（2018）[12]、王东清和刘静静（2018）[23]的方法估计会计稳健性。其中，模型具体形式如式（2）—式（5）所示：

通过对式（5）进行回归估计可得出各系数估计值，并代入式（3）和式（4）就可以得到会计稳健性（Acco）。

4. 控制变量。为了控制企业个体特征方面的差异，缓解可能因遗漏重要变量而产生的内生性问题，本文相继控制了资产规模（Size）、资产负债率（Lev）、现金持有规模（Cash）、净资产收益率（Reo）、企业上市年龄（Age）以及股权集中度（Owner）。与此同时，控制了年份差异（Year）和行业差异（Industry）。变量定义如表1所示。

（二）计量模型

为了检验前文提出的假说1至假说6，本文建立了如下动态面板模型（6）—（9）。其中，模型（6）和模型（7）为基准模型，主要检验管理者过度自信对过度投资和投资不足的影响;模型（8）和模型（9）主要用于检验会计稳健性的调节效应。为了缓解内生性影响，本文将解释变量滞后一期，并利用系统广义矩估计方法进行回归分析。

（三）数据来源与说明

本文选取2010—2020年沪深两市制造业上市企业为样本，并进行如下处理：一是剔除数据缺失值较多的样本;二是剔除连续三年出现ST的上市公司;三是剔除出现PT或退市的上市公司;四是对连续型变量在1%和99%分位上进行了缩尾处理，最终以1311家制造业上市企业12368个观测值作为研究对象。本文数据来源于万得数据库。

四、实证结果

（一）描述性统计

为了研究便利，本文将全样本分为过度投资（OverInv）和投资不足（UnderInv）两类子样本，分别进行回归分析。从表2变量的描述性统计来看，两类子样本的非效率投资均值分别为0.386和0.3001，中位数分别为0.1892和0.1898;相对于投资不足（UnderInv）子样本，过度投资（OverInv）子样本非效率投资均值与中位数的差值更大，说明其投资非效率程度较投资不足子样本更为严重。本文认为，我国制造业上市公司近年来普遍存在非效率投资行为，且总体表现为过度投资。会计稳健性（Acco）的均值为0.037，最大值和最小值分别为4.671和-15.786，这一结果说明不同企业之间会计稳健性存在明显差异;管理者自信（OC）的均值為-3.298，中位数为7.51 ，最大值和最小值分别为71.328 和-22.362。其他控制变量的描述性统计结果不再详述。

（二）回归结果分析

表3中模型1、模型2分别以过度投资（OverInv）和投资不足（UnderInv）作为被解释变量。回归结果显示：过度投资（OverInv）和投资不足（UnderInv）的滞后一阶回归系数显著为正，说明投资习惯具有延续性，前期过度投资会加重当期过度投资情况，前期投资不足会加重当期投资不足情况。管理者过度自信（OC）与过度投资（OverInv）的回归系数为0.0276，且在5%水平下显著，说明当企业存在过度投资时，管理者过度自信将会进一步加剧过度投资程度，假设1得到验证。管理者过度自信（OC）与投资不足（UnderInv）的回归系数为-0.0437，且在1%水平下显著，说明当企业存在投资不足时，管理者过度自信能够在一定程度上缓解投资不足，由此验证了假设2。

模型3、模型4加入了会计稳健性（Acco）这一变量，来检验会计稳健性在管理者过度自信与非效率投资关系中是否发挥了调节效应。从回归系数来看，会计稳健性（Acco）与投资不足（UnderInv）的回归系数为-0.402，且在1%的水平上显著;与过度投资（OverInv）的回归系数为-0.401，且在5%的水平上显著。这说明会计稳健性能够抑制公司的非效率投资。对于模型3来说，会计稳健性与管理者过度自信交叉项（Acco×OC）的回归系数为-0.209，且在10%的水平上显著，这说明会计稳健性能够降低管理者过度自信对制造业过度投资的推动作用。对于模型4来说，会计稳健性与管理者过度自信交叉项（Acco×OC）的回归系数为-0.319，且在5%的水平下显著，这说明会计稳健性增强管理者过度自信对投资不足的缓解作用。以上验证了假设3。

（三）内生性处理

根据前文可知，为了缓解内生性问题的影响，本文将主要解释变量滞后一期处理，并利用系统广义矩估计方法，缓解动态面板模型中被解释变量滞后一期作为解释变量而形成的内生性问题。同时，本文控制了企业个体差异、行业差异以及年份差异，缓解可能存在的遗漏变量问题对回归结果造成的不利影响。

为进一步减轻内生性问题对研究结论的干扰，本文参考余明桂等（2013）[24]、张明等（2020）[25]的做法，采用两阶段工具变量法缓解内生性问题，即选用同年度、同行业企业中具有过度自信特征的管理者的比例作为管理者过度自信的工具变量。该工具变量与管理者过度自信（OC）存在明显的相关性，同时又满足外生要求。表4给出了工具变量的检验结果，其中，Kleibergen-Paap rk LM 统计量拒绝了工具变量识别不足的原假设，Kleibergen-Paap Wald rk F统计量则拒绝了弱工具变量假设，证明了工具变量的有效性。从回归结果可知，考虑了内生性影响之后，管理者过度自信对过度投资仍产生显著的正向影响，而对投资不足具有显著的负向影响，原有结论依然稳健。

（四）稳健性检验

1. 替换被解释变量。本文参照李强等（2014）[20]、贺京同和范若滢（2015）[26]、杨筝等（2017）[27]、中国人民银行济南分行课题组（2019）[28]等学者的做法，即选取（在建工程期末数-在建工程期初数）+（固定资产期末数-固定资产期初数）+（无形资产期末数-无形资产期初数），同时除以期初总资产消除规模因素的影响，替代实际投资水平模型中的被解释变量，据此估计出非效率投资、过度投资、投资不足的程度，并按照前文模型的形式，重新进行回归。从表5可知，系数的方向和显著性与前文基本一致，验证了模型的稳健性。

2. 调整样本区间。2020年，国内制造业企业经营状况、投资意愿受到新冠肺炎疫情冲击明显。为了去除新冠肺炎疫情事件可能对研究结论产生的扰动，本文将样本区间调整为2010—2019年，并参照前文模型的形式，重新进行回归，系数的方向和显著性与前文基本一致，进一步验证了模型的稳健性。

（五）进一步研究：异质性分析

1. 基于不同所有制的异质性分析。本部分主要检验会计稳健性的调节效应在不同所有制企业中存在的差异。为此，本文将样本分为国有企业和非国有企业两组，分别进行回归，并比较会计稳健性与管理者过度自信的交叉项系数（OC×Acco），具体结果如表7所示。其中，模型13和模型14分别用来检验会计稳健性的调节效应对于国有企业过度投资和投资不足的影响效果，模型15和模型16则分别用来反映会计稳健性的调节效应对于非国有企业过度投资和投资不足的影响。通过比较可知，会计稳健性的调节效应在国有企业和非国有企业中均显著存在，且显著性水平基本相同。但对于非国有企业来说，其影响系数的绝对值要大于国有企业，说明会计稳健性的调节效应在非国有企业中表现得更显著。假说4得到验证。

2.基于企业不同规模的异质性分析。为了检验会计稳健性对于不同规模企业的异质性影响，本文根据企业资产规模中位数，将样本企业分为规模大企业和规模小企业，分别进行回归分析，具体结果如表8所示。对于过度投资来说，规模大企业会计稳健性与过度自信的交叉项（OC×Acco）系数的绝对值大于规模小的企业，但不显著，而规模小的企业该系数在5%的水平上显著;对于投资不足来说，规模大的企业交叉项（OC×Acco）系数无论在显著水平还是系数绝对值均小于规模小的企业。以上说明会计稳健性的调节效应在规模小的企业表现得更明显，假说5得到验证。

3.基于不同区域的异质性分析。为了检验会计稳健性的调节效应在不同区域的异质性表现，本文根据样本企业所在省（自治区、直辖市）的经济水平划分东中西三个区域①，分别进行回归，具体结果如表9所示。根据表9不同区域会计稳健性与过度自信交叉项（OC×Acco）系数可知，会计稳健性的调节效应在东部发达地区表现得更明显，西部地区次之，中部地区最不明显。验证了假设6。

五、结论与建议

本文以2010—2020年沪深两市制造业上市企业为样本，建立动态面板模型，实证检验了制造业企业管理者过度自信、会计稳健性与企业投资的关系。研究发现：当企业存在过度投资时，管理者过度自信将会进一步加剧过度投资程度;当企业存在投资不足时，管理者过度自信将会凭借积极的负债策略，一定程度上缓解投资不足。调节效应检验发现：会计稳健性可以抑制制造業企业过度投资行为，缓解投资不足，降低管理者过度自信对制造业过度投资的推动作用，增强其对制造业投资不足的缓解效应。异质性检验发现：会计稳健性的调节效应在非国有企业、东部地区、小规模企业表现更明显。

根据研究结论，本文提出以下建议：一是建立和完善内控制度和管理机制。虽然管理者过度自信在一定程度上有利于缓解公司的投资不足，但盲目的自信终将使公司陷入困境，不利于企业健康发展。为此，上市公司应建立科学合理的内控制度和管理考核机制，引导过度自信的管理者坚持正确业绩观，自觉提高管理能力，科学判断市场走势，准确把握投资机会，最大化企业投资收益。二是重视会计稳健性的调节效应。一方面，国家相关部委在修订会计准则时应充分考虑会计谨慎性原则，严格要求上市企业及时、准确、详细披露会计信息;另一方面，上市企业应不断完善相关制度，建立有利于会计稳健性发挥调节作用的制度环境。三是鉴于不同所有制、不同区域、不同规模的企业在会计稳健性调节作用发挥上存在差异，建议相关部门在制定和完善制度和政策时应从实际出发，充分考虑企业异质性，切忌“一刀切”。

注：

①东部地区：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南;中部地区：山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地区：四川、贵州、云南、西藏、重庆、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆。

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