经理自主权与管理层盈余预告准确度——基于中国A股上市公司的实证研究*

● 谢获宝 林 灿

(1,2 武汉大学经济与管理学院 武汉 430072)

1.引言

经理自主权(managerial discretion)这个概念，起源于调和不同学术流派关于“管理者是否重要”的激烈争论。Hambrick和Finkelstein(1987)引入了经理自主权的概念——经理自主权是指经理人意识到的在强势方(一般指大股东)不干预前提下的自主行为空间。Shen和Cho(2005)将经理自主权构建为两个方面：行为自由度，即经理人为利益相关者制定或执行决策时获得的选择范围；目标自由度，即经理人追求个人利益而非股东福利最大化的自由空间。张三保和张志学(2014)指明，经理自主权的本质是行为自由度和目标自由度的复合结构，两者交互作用，对公司的决策行为产生重大影响。

盈余预告制度的建立，是为了避免在正式的财务报告公布时出现股价大波动,有助于提前释放风险、保护中小投资者的利益。与西方发达资本市场采取自愿方式披露盈余预告不同，中国资本市场的盈余预告包括强制性披露和自愿性披露两类。从2006年开始，在主板上市的公司的全年净利润预计出现亏损、扭亏转盈、增长或下降50%这几类情况之一时，必须披露年度盈余预告；其余的盈余预计情况则为自愿披露。从2012年开始，在中小板或创业板上市的公司都必须披露年度盈余预告。

对于强制性盈余预告，证监会没有规定披露形式、披露特征等内容，管理层对此有很大的自由裁量权；至于自愿性盈余预告，更是完全取决于管理层的自主裁量。目前，中国上市公司的管理层盈余预告的质量不容乐观。处于经济转型期的中国，释放经理自主权是转变经济增长方式的必由之路。因而，研究经理自主权对管理层盈余预告质量的影响具有重要的理论和实践意义。准确度是衡量管理层盈余预告质量的重要指标。因此，本文考察经理自主权对管理层盈余预告准确度产生怎样的影响及其机理和不同作用环境中的影响差异。

本文的贡献在于: 第一，从管理层盈余预告准确度的角度丰富了经理自主权影响公司决策行为的研究文献。前人关于经理自主权的主效应研究，仅关注了经理自主权对公司绩效(Crossland & Hambrick，2011)、多元化战略(Quigley & Hambrick，2012)等方面的影响，尚未涉及经理自主权对管理层盈余预告质量的影响。本文对经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响进行了理论分析和实证检验，为经理自主权影响公司决策行为提供了新的微观证据。第二，丰富了管理层盈余预告质量影响因素的研究文献。Cheng，Luo和Yue(2013)研究发现，管理层的个人动机是管理层盈余预告质量的影响因素。本文在其基础上进一步研究证明，管理层利用自主权这一手段在管理层盈余预告中实现了个人动机，这具有学术增量贡献。第三，前人关于经理自主权的研究，常常将其与高管权力混为一谈或者自成一体。本文厘清了经理自主权与高管权力的区别和联系，明确界定了两个概念的内涵和外延。

2.理论分析与研究假设

经理自主权和高管权力(managerial power)这两个概念极其容易混淆。前文已阐述了经理自主权的定义。至于高管权力，Magee和Galinsky(2008)将其定义为高管对公司重要资源的非对称性控制力。经理自主权与高管权力的主要区别是：在概念上，经理自主权比高管权力广得多。高管权力只受制度、治理等狭窄方面的因素影响，这些因素包括董事长和总经理两职合一、高管任期等。与高管权力相比，经理自主权还受环境层面和组织层面的一系列资源影响，而这些资源与高管权力无直接关系。因此，经理自主权的来源众多，高管权力只是经理自主权的来源之一。股权分散度、创始人是否担任CEO等经理自主权维度与高管权力联系紧密，而行业特征、组织文化、高管心理特征等经理自主权维度与高管权力联系较小。经理自主权与高管权力的主要联系是：经理自主权与高管权力互为因果关系(Wangrow，Schepker & Barker，2015)。经理人的权力基础是其自主权的来源之一，而感知自主权也会反过来影响感知权力。高管的权力基础增加了自己偏爱的方案被强势方接受的可能性，从而提升其自主权(Hambrick & Finkelstein，1987)。而根据印象管理理论，当高管感觉自己有较大的自主权时，会主动参与公司的重大决策，这使别人认为他们是有权力的，从而会增大他们的感知权力(Carpenter & Golden，1997)。

由于管理层主观动机的影响，不同公司发布的盈余预告在质量上有很大差异。最近几年，学术界越来越关注高管个人背景和心理特征的异质性产生的决策行为差异。Bamber，Jiang和Wang(2010)研究证实，管理者(1)在本文中，“管理者”“管理层”“经理人”“高管”都为同一概念。的背景和风格影响管理层盈余预告的偏误程度。管理者的个人特征是经理自主权的重要维度，因此经理自主权会影响到管理层盈余预告准确度。经理自主权对公司决策行为的影响不是表现为非此即彼的互斥形式，而是视公司的内外部具体情境而定(胡建雄、殷钱茜，2018)。陈志红和李宏伟(2019)发现，经理自主权对资本结构动态调整既有扶持效应，又有掠夺效应。

下面分别阐述经理自主权对管理层盈余预告准确度的正面和负面影响。

经理自主权对管理层盈余预告准确度的正面影响。管理层盈余预告是影响公司股价和市值的主要方式。管理层的核心职责之一是维持公司股价持续增长。同时，管理层大多持有公司股份，公司股价的持续增长将为其带来收益。因此，管理层出于稳定公司股价和市值的考虑，会约束自身行为，披露准确度高的盈余预告(李志生等，2017；徐伟等，2018)。Sanchez，Ferrero和Benau(2019)指出，管理层有动机披露高质量的信息，以减少外界对经理自主权的负面评价。李晓溪等(2019)认为，公司会通过提高盈余预告质量向市场传递正面信号。

当管理层与股东之间的代理成本较高时，管理层为了缓解代理冲突，倾向于披露较准确的盈余预告，因为准确度高的盈余预告有助于维持公司股价稳定，降低公司成为被收购目标的可能性，从而减轻管理层被替换的威胁(李志生等，2017)。同样，当大股东与中小股东之间的代理成本较高时，大股东有动机授意管理层披露准确度高的盈余预告，因为管理层盈余预告能有效地影响市场认知，准确度高的管理层盈余预告有助于吸引现有或潜在的投资者和提升公司正面形象 (Sun et al.,2010)，这对大股东有好处(如降低融资成本等)。

经理人运用自主权对盈余预告准确度产生积极影响的动机主要体现在以下三方面。第一，显示管理者的才能。管理者的认知水平越高，其拥有的自主权越大(Makhija & Stewart，2002)。管理层盈余预告包含关于管理者能力的信息，因而高认知水平的经理人有意愿发布准确度高的盈余预告，以更清楚地将自己与“差劲”的管理者区分开来。第二，维护公司和经理人的声誉。抱负水平高的经理人更倾向于深刻的思考，因而拥有更大的自主权(Makhija & Stewart，2002)。从追求职业高度的角度看，抱负大的经理人更加珍惜声誉。声誉是一种无形资产。李馨子和罗婷(2014)研究表明，管理层盈余预告准确度在中国有显著的声誉效应。第三，减少资本成本、降低诉讼风险等。在有效市场中，高自主权的经理人会在盈余预告中选择有利于股东利益的决策行为。王艳艳(2013)发现，管理层盈余预告可以降低权益资本成本。董南雁等(2017)发现，管理层采取保守或一致的盈余预告披露策略时，公司的隐含资本成本显著低于其采取乐观的盈余预告披露策略时。Brown，Hillegeist和Lo(2005)发现，管理层为了降低诉讼风险会发布较精确的盈余预告。

经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响。代理理论的一个核心假设是机会主义。由于委托人与代理人的利益不一致，如果代理人不受到充分的监督，将会行使其自主权损害委托人的利益。代理理论视角的经理自主权关注经理人潜在的决策自由度，并暗指这种自由度会增大经理人的非股东利益最大化决策的可能性。Campbell等(2012)认为，从代理理论的视角看，管理层的自主权水平可被视为代理成本的指标——经理自主权越大，代理成本就可能越高。所以，根据代理理论的原理，目标自由度形式的经理自主权可能被滥用，从而导致管理层在盈余预告中实施机会主义行为。

公司管理者可能会战略性地选择盈余预告质量，以影响市场反应，从而增加其个人收益(Cheng，Luo & Yue，2013)。较高的经理自主权增加了结果的不确定性，从而加大了投资者评判盈余预告质量的难度，减弱了投资者在事后检查管理层遵循性的能力，使得管理层在盈余预告中掺杂个人动机的机会增多，最终导致管理层盈余预告准确度下降。经理自主权对管理层盈余预告准确度产生消极影响的一个主要动机是维护管理层的信息优势，保持内部人与外部人之间的信息不对称程度，以有利于经理人从内部人股票交易等行为中获取个人利益。Cheng,Luo和Yue(2013)发现，管理层在销售或购买内部股权时，会选择服务于自身的盈余预告准确度。

中国上市公司的管理层盈余预告包括自愿性披露与强制性披露两类。在强制性披露盈余预告中，管理层缺少了隐匿代理冲突的选择权，他们的机会主义动机对盈余预告准确度的影响更得以集中显现。Huang等(2013)发现，中国的强制性管理层盈余预告比自愿性管理层盈余预告的准确性差。

另外，由于大股东是影响经理自主权的重要因素，在不成熟的资本市场中，大股东基于自身利益，会较多地干预经理人的盈余预告披露质量。产权经济学原理告诉我们，中小股东产权的保护成本昂贵，大股东作为内部人和强势方，更可能直接掠夺中小股东的财富，而不是根据市场规则分享剩余收益权(Jiang，Lee & Yue，2010)。当大股东与中小股东之间的代理成本较高时，大股东为了持续地侵占中小股东的利益，会倾向于要求或暗示经理人发布准确度较低的盈余预告，以掩饰其攫取行为。

由以上的分析，我们看到经理自主权会产生两种效应：一是市场效率行为。管理层可能会遵循市场效率标准，即高的经理自主权会带来管理层盈余预告准确度的提升。二是机会主义行为。管理层的自利动机可能会引致机会主义行为，即高的经理自主权会导致管理层盈余预告准确度下降。综上所述，我们提出竞争性假设：

H1a：经理自主权与管理层盈余预告准确度呈正相关关系。即公司的经理自主权越大，其管理层盈余预告的准确度越高。

H1b：经理自主权与管理层盈余预告准确度呈负相关关系。即公司的经理自主权越大，其管理层盈余预告的准确度越低。

3.数据来源与研究设计

3.1 数据来源与研究样本

本研究以沪深两市A股上市公司2008—2017年的数据为观测值。管理层盈余预告的数据来自Wind数据库；以公司最终控制人性质表示公司是否属于国有企业，该数据来自CCER数据库；其他数据均来自CSMAR数据库。本文使用Stata软件进行数据处理，对筛选后的最终样本进行了1%分位和99%分位的Winsorize缩尾处理。

本研究选取年度管理层盈余预告的最后一次预告值作为样本。然后，按以下顺序剔除：(1)剔除金融行业的样本；(2)剔除ST和*ST的样本；(3)剔除盈余预告类型为“不确定”的样本；(4)剔除只提供预告变动率而不提供预告金额的样本；(5)剔除预告时间晚于本年(或早于上年)正式财务报告公布时间的样本；(6)剔除预告时间晚于本年4月30日的样本；(7)为防止信息泄露效应，剔除离本年正式财务报告公布日小于7天的样本；(8)由于盈与亏之间的差异属于质的变化，不适合从量的角度考察准确度，因此删掉预告额的上、下限为异号的样本(张娆等，2017)。然后，与各变量匹配，最终得到7455个观测值。

3.2 检验模型与变量定义

3.2.1 检验模型

本文构建如下经理自主权影响管理层盈余预告准确度的模型：

Accuracy=β0+β1MD+βiControls+ε

(1)

3.2.2 变量定义

(1)被解释变量：管理层盈余预告准确度(Accuracy)。以管理层盈余预告偏差度的负值表示管理层盈余预告准确度。计算公式为：管理层盈余预告准确度=-100×[(预告盈余-实际盈余)/实际盈余](张娆等，2017)。

(2)解释变量：经理自主权(MD)。本文借鉴Li和Tang(2010)的做法，从行业特征、内部组织、高管特征和中国情景四个方面度量经理自主权。但由于Li和Tang(2010)的研究中某些经理自主权维度的数据无法获取或者不适合用于构建指数，本文同时借鉴连燕玲等(2015)、王菁和程博(2014)、袁春生(2009)的做法，对经济自主权维度予以补充。本文将以下八个经理自主权维度的逻辑方向调整一致，取八者的标准化数据均值，以构建经理自主权指数：

在行业特征方面，以行业竞争性和行业丰腴性反映：①行业的企业数量越多，该行业中的企业竞争越激烈，因而经理自主权越大。本文以行业的企业数量表示行业竞争性(Li & Tang，2010)。②持续增长性强的行业环境为企业提供了更多的机会，企业因之为经理人提供了更大的自由度。本文以过去五年的行业营业收入平均增长率表示行业丰腴性(Li & Tang，2010)。其中，行业分类以证监会2012年颁布的《上市公司行业分类指引》为标准，制造业划分至二级行业，其他行业为一级行业。

在内部组织方面，以第一大股东持股比例和公司年龄反映：①中国上市公司“一股独大”的现象较普遍，第一大股东持股比例越大，越有动机和能力控制经理人的行为，从而经理自主权越小(王菁、程博，2014)。②公司年龄越大，组织惯性越大，公司的行为越会遵循既定程序，因而经理自主权越小。本文以公司成立年数表示公司年龄(Li & Tang，2010)。

在高管特征方面，以经理领导力和高管持股比例反映：①当经理人在董事会的领导力较强时，董事会的警惕性较弱，从而经理自主权较大。经理领导力的计算方法为：若CEO兼任董事长，则经理领导力为1；若CEO兼任副董事长，则经理领导力为副董事长席位数加1的倒数；若CEO为普通董事，则经理领导力为董事会成员数的倒数；若CEO不在董事会任职，则经理领导力为0(袁春生，2009)。②高管持股会增强其权力基础，从而提升经理自主权(Hambrick & Finkelstein，1987)。因此，高管持股比例越大，经理自主权越大。

在中国情景方面，以国有股权占比和高管政府背景反映：①在中国，国有企业在人事安排等方面受到政府的干涉大(Li & Tang，2010)，因此，相比国有股权占比小的公司，国有股权占比大的公司的经理自主权较小。本文以国有股占股本总数的比例表示国有股权占比。②高管的政府背景越强，其自主权越大。值得说明的是，虽然前文所述的国有股权占比大的企业较之国有股权占比小的企业更有政府背景，但是国有股权占比大的企业的政府背景更多地表现为被政府干预，而本处讲述的高管政府背景表现为向政府寻租。本文以高管曾经和目前在政府权力机构的任职人数度量高管政府背景(连燕玲等，2015)。

(3)控制变量：参考袁振超和岳衡(2014)、Hribar和Yang(2016)的做法，我们引入以下控制变量：①机构持股比例(Inst)：机构投资者的股权占流通A股的比例。②市账比(MTB)：年末股权市值/年末所有者权益总额。③资产增长率(Growth)：年末总资产增长率。④资产收益率(ROA)：年度净利润/年末总资产。⑤资产负债率(Leverage)：年末总负债/年末总资产。⑥并购重组支出(MA)：当年的并购重组支出/当年的营业收入。⑦再融资(SEO)：若公司当年有再融资行为(增发或配股或发行可转债)，取1；否则为0。⑧提前天数(Horizon)：预告日早于财务报告披露日的天数的自然对数。⑨是否亏损(Loss)：若当年净利润为负，取1；否则为0。⑩是否好消息(News)：若预计盈余为大增、略增、续盈、扭亏，表示好消息，取1；否则为0。是否强制性发布(Mandatory)：若预计盈余为大增、大减、首亏、续亏、扭亏，或者为中小板、创业板2012年及以后年度的盈余预告，则为强制性发布，取1；否则为0。年龄(Age)：CEO的年龄。是否财务背景(Finance)：CEO若有财务或金融背景，取1；否则为0。是否海外背景(Oversea)：CEO若无海外背景，取0；CEO若仅有海外留学背景，取1；CEO若仅有海外工作背景，取2；CEO若既有海外留学背景，又有海外工作背景，取3。高管权力(Power)：参考黎文靖和池勤伟(2015)、周美华等(2016)的做法，本文选取以下五个指标，运用主成分分析法合成高管权力：CEO任期、董事会规模、内部董事比例、CEO是否有兼职、股权分散度。最后，为了消除年度和行业的影响，本文控制了年度和行业的固定效应。

4.实证结果分析

4.1 描述性统计

表1列示了模型(1)中各变量的描述性统计。管理层盈余预告准确度(Accuracy)的均值为-11.561，标准差为19.899，说明管理层盈余预告准确度存在较大的差异性。经理自主权(MD)的均值为0.001，标准差为0.395，该均值较小，标准差的值较大，说明经理自主权的波动性较大。

表1 描述性统计

4.2 实证结果分析

回归结果见表2。表2的第(1)列只控制年份固定效应和行业固定效应，而不控制其他因素，MD的回归系数为-3.277，在1%的水平上显著。为了防止其他因素对结果产生干扰，表2的第(2)列控制了其他各因素，而不控制年份固定效应和行业固定效应，MD的回归系数为-1.592，在1%的水平上显著。表2的第(3)列控制了其他各因素以及年份固定效应和行业固定效应，MD的回归系数为-1.579，在5%的水平上显著。以上结果支持了H1b。这表明在中国资本市场，公司的经理自主权越大，其管理层盈余预告的准确度越低。

表2 经理自主权影响管理层盈余预告准确度的基本检验结果

从表2中控制变量的回归结果可以发现，是否强制披露(Mandatory)的回归系数显著为负。这说明自愿性盈余预告比强制性盈余预告的准确度高。这是由于业绩优良的企业更愿意披露更多的自愿性信息，以帮助投资者判断企业的实力，塑造企业的良好形象，因此自愿性盈余预告的准确度更高。

值得说明的是，本模型已控制了高管权力(Power)。检验结果显示，经理自主权(MD)的回归系数依然显著为负，这说明高管权力之外的经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响依然显著为负。

另外，机构投资者持股(Inst)、资产收益率(ROA)、再融资(SEO)、是否亏损(Loss)、是否好消息(New)、是否财务背景(Finance)的回归系数都显著为正，这分别说明：机构投资者发挥了外部监督作用；盈利能力强的公司，管理层的机会主义动机弱；企业再融资时，需要接受各种核查，会提高盈余预告准确度；亏损企业操纵盈余预告的动机小，其发布的盈余预告准确度高；与坏消息相比，经理人对好消息的准确披露意愿更强；CEO的财务背景有助于提升盈余预告准确度。资产增长率(Growth)、资产负债率(Leverage)和提前天数(Horizon)的回归系数都显著为负，这分别说明：公司的成长速度快，未来盈余的不确定性大，因而盈余预告准确度低；负债率高的企业，管理层的机会主义动机强；越晚发布的盈余预告，管理层掌握的信息越充分，其准确度越高。

4.3 经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响机理分析

虽然前文发现了经理自主权对管理层盈余预告准确度有负面影响，但其背后的影响机理尚不清晰。根据前文的理论分析，本文从内因——代理冲突、外因——信息环境两个方面进行考察。经理自主权从如下两个途径影响了管理层盈余预告准确度：(1)增加了管理层与股东之间的代理成本；(2)加大了公司内部人与外部人之间的信息不对称程度。

本文构建如下模型，用以检验经理自主权对管理层代理成本或者信息不对称程度的影响，进而分析其对管理层盈余预告准确度的影响机理：

AC/ASYM=β0+β1MD+βiControls+ε

(2)

其中，AC表示管理层代理成本，ASYM表示信息不对称程度。

4.3.1 管理层代理成本分析

从内因来看，经理自主权对管理层盈余预告准确度产生负面影响的主要原因是：在代理冲突下，管理层有掏空公司资源以实现个人利益的机会主义动机。这种动机在经济转型国家中表现得更突出。管理层出于机会主义动机，如职业晋升、股票交易等，会出现对股东的利益侵占行为。田利辉和王可第(2017)指出，利益侵占行为暗含的假设是管理层存在道德风险，会出现非道德行为。也就是说，管理层代理成本是管理层出现侵占股东利益行为的必要条件之一。因此，我们推测管理层代理成本是经理自主权影响管理层盈余预告准确度的机理之一。管理层代理成本(AC)以经营费用率度量(权小锋等，2018)，其中，经营费用率=(管理费用+销售费用)/营业收入。

检验结果见表3的第(1)列：MD的回归系数为0.030，且在1%的水平上显著。这表明，经理自主权增加了管理层代理成本。

表3 经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响机理

4.3.2 信息不对称分析

从外因来看，经理自主权对管理层盈余预告准确度产生负面影响的主要原因是：经理自主权为管理层加大公司内外部信息不对称程度创造了条件。已有研究发现，当公司信息不对称程度较高时，投资者无法从其他渠道获取有价值的信息。严重的信息不对称给投资者带来较高的逆向选择成本。管理层若要利用其自主权牟取私利，较大的内外部信息不对称程度是必要条件；否则，难度非常大(钟覃琳、陆正飞，2018)。因此，我们推测信息不对称是经理自主权影响管理层盈余预告准确度的另一个机理。公司外部人获取未来事件的信息越多，对未来认知的分歧越小。因而，信息不对称程度越高，分析师预测的分歧度越大。本文参考伊志宏等(2019)的做法，以分析师对每股收益的预测分歧度度量信息不对称程度。计算方法为：用各分析师对同一上市公司每股收益预测值的标准差除以分析师预测均值，再取绝对值。

检验结果见表3的第(2)列：MD的回归系数为0.055，且在1%的水平上显著。这表明，经理自主权加大了管理层与外部人的信息不对称程度。

以上的影响机理研究表明：在当前的中国资本市场，经理自主权被管理层机会主义地利用，增加了管理层代理成本和加大了公司内外部的信息不对称程度，从而降低了管理层盈余预告准确度。

4.4 进一步分析

中国盈余预告制度包含强制性披露和自愿性披露两类。两类盈余预告的披露动机不同。经理自主权对两类盈余预告的影响是否存在显著差异？

在不同的环境中，经理自主权发挥作用的空间不同。那么，在不同的管理者过度自信程度、内部控制质量、分析师关注度、地区社会信任程度中，经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响是否存在显著差异？

下面分别进行分析与检验。

4.4.1 管理层盈余预告类型

上市公司自愿性信息披露的动机包括资本市场交易、控制权争夺、股票补偿、诉讼成本、管理者能力、专有成本这六种(Healy & Palepu，2001)。自愿性盈余预告富含公司的特质信息，经理人会在自愿性披露中运用自主权向外部传递良好信息。根据信号传递理论，信号需要具有自愿性才能发挥传递作用，因而强制性盈余预告的信息不能作为投资者识别优质公司的依据。尽管强制性披露盈余预告的初衷也是改善信息环境，但需要较成熟的市场环境才能保证强制性盈余预告的高质量。在不成熟的市场环境中，管理层在决定如何披露强制性盈余预告时更多地基于成本-收益的权衡。强制性披露盈余预告增加了管理层的披露成本。管理层感到披露成本大于披露收益时，为了降低披露成本，就会运用自主权模糊地披露，导致强制性盈余预告的质量下降(董南雁等，2017)。而且，强制性披露盈余预告会沦为管理层掩饰业绩不佳、道德欠缺等问题的工具。在掩饰效应下，投资者发现坏消息隐匿行为的难度增大。因此，本文推测，较之自愿性盈余预告，经理自主权对强制性盈余预告准确度的负面影响更大。

回归结果如表4的第(1)、(2)列所示：在盈余预告强制披露组中，MD的回归系数为-1.638，且在5%的水平上显著；而在盈余预告自愿披露组中，MD的回归系数为1.044，且不显著。检验结果表明，在中国资本市场，经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响仅在强制性披露盈余预告的公司中存在，而在自愿性披露盈余预告的公司中不存在。

表4 不同盈余预告类型和过度自信程度下经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响

4.4.2 管理者过度自信

根据高楠等(2019)的定义，过度自信是指个体自估价值比真实价值高的一种心理特征。高阶梯队理论认为，管理者过度乐观的心理偏差会对公司决策行为产生正、负两方面影响。

本文推测管理者过度自信在经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响中具有调节作用。管理者过度自信会对经理自主权与管理层盈余预告准确度的关系产生扩张效应。这是由于过度自信的心理特征与感知自主权有关，两者能够产生协同作用，从而增强经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响。

CEO是高管团队的最核心一员，本文以CEO过度自信表示管理者过度自信。参考陈仕华和李维安(2016)的做法，以CEO薪酬占前三名高管薪酬之和的比例表示。该值越大，CEO越过度自信。

按管理者过度自信的中位数分为低组和高组。回归结果如表4的第(3)、(4)列所示：在管理者过度自信较低的一组中，MD的回归系数为-1.068，且不显著；而在管理者过度自信较高的一组中，MD的回归系数为-2.764，且在5%的水平上显著。以上的检验结果表明，相对于不过度自信的管理者，过度自信的管理者的自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响更大。

4.4.3 内部控制

公司的内部控制与外部审计之间存在一定的替代效应。管理层盈余预告是不经过外部审计的信息披露，这意味着内部控制对管理层盈余预告质量发挥着积极作用。有效的内部控制有助于董事会抑制管理层诸如获取短期盈利的机会主义倾向(谢获宝等，2019)，从而使经理自主权的目标自由度偏离股东利益的可能性降低。

公司的内部控制是一种强有力的内部监督机制，影响了经理自主权对管理层盈余预告准确度的作用效应。若经理自主权负向影响管理层盈余预告准确度，良好的内部控制将会减少经理人寻租活动所产生的超额收益，增加经理人非道德地获取资源的交易成本，从而压缩经理人利用自主权实施非道德行为的空间，最终削弱经理自主权与管理层盈余预告准确度之间的负相关关系。

本文以深圳迪博公司(DIB)构建的内部控制指数作为内部控制质量的替代变量。

按内部控制指数的中位数分为低组和高组。回归结果见表5的第(1)、(2)列：在内部控制质量较低的一组中，MD的回归系数为-3.752，且在1%的水平上显著；而在内部控制质量较高的一组中，MD的回归系数为-0.088，且不显著。以上的检验结果表明，公司良好的内部控制制度有助于抑制经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响。

表5 不同内部控制质量、分析师关注度和社会信任水平下经理

4.4.4 分析师关注

分析师通过扩大投资者的认识度充当信息中介的角色，同时通过减少代理成本充当外部监督者的角色(王砾等，2017)。分析师影响资本市场的一个重要机制是利用其专业优势，挖掘公司的基本面信息，以信息模式产生市场反应，从而促使管理层盈余预告质量的提升。在分析师关注度高的公司中，经理人在高目标自由度下的机会主义动机受到抑制。

分析师关注是一种外部监督力量，经理自主权对管理层盈余预告准确度的作用受到分析师关注的影响。若经理自主权负向影响管理层盈余预告准确度，分析师关注通过打破惰性和减少寻租，产生钝化效应，从而削弱经理自主权与管理层盈余预告准确度之间的负相关关系。

本文以上市公司是否被明星分析师关注反映分析师关注度。明星分析师是指《新财富》杂志每年评出的各行业“最佳分析师”候选人。

被明星分析师关注的上市公司为分析师关注度高组；否则，为分析师关注度低组。回归结果见表5的第(3)、(4)列：在分析师关注度较低的一组中，MD的回归系数为-2.524， 且在1%的水平上显著；而在分析师关注度较高的一组中，MD的回归系数为0.004，且不显著。以上的检验结果表明，分析师关注有助于抑制经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响。

4.4.5 地区社会信任

信任影响决策的一个关键原因是契约不完备性。地区社会信任通过稳定行为主体的心理预期，降低信息不对称，减少不确定性。基于理性人假设，信任往往是人们的理性选择。在社会信任水平高的地区，失信的成本高昂，管理者更看重重复性博弈。

社会信任与正式制度之间存在着一定的替代关系(王艳、李善民，2017)。由于中国的法律保护水平还较低，经济主体之间的行为将更多地依赖互相信任程度，地区信任水平能对经理人的非道德行为产生无形的约束。Nanda和Wysocki(2016)发现，公司所在地的社会信任程度越高，其年报的信息质量越高。

综上，本文认为，地区社会信任水平在经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响中起着积极的调节作用。

我们采用中国综合社会调查(CGSS)(2)对应的问卷问题为：“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往/接触中，您觉得陌生人中可以信任的人多不多？”：1.绝大多数不可信；2.多数不可信；3.可信者与不可信者各半；4.多数可信；5.绝大多数可信。的数据度量公司所在省区市的社会信任水平(王艳、李善民，2017)。

按地区社会信任水平的中位数分为低组和高组。回归结果见表5的第(5)、(6)列：在地区社会信任水平较低的一组中，MD的回归系数为-2.377，且在5%的水平上显著；而在地区社会信任水平较高的一组中，MD的回归系数为-0.928，且不显著。以上的检验结果表明，良好的社会信任环境有助于减弱经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响。

4.5 稳健性检验

为了使研究结果更加稳健，本文进行了如下的稳健性检验：

4.5.1 内生性检验

通常,管理层盈余预告准确性差会对公司股价产生不利影响，公司甚至会因之受到监管部门的批评、惩罚，从而促使公司降低经理自主权。这种样本选择的内生性可能会导致研究结论的偏差。为剔除内生性的影响，本文以公司100公里半径内的获奖寺庙数量(Religion)作为经理自主权的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行稳健性检验。

公司周边的获奖寺庙数量反映了地区宗教传统浓厚程度。一方面，地区宗教传统在理论上与经理自主权高度相关，原因有两点：第一，宗教传统在一定程度上影响着社会信任水平(辛宇等，2016)，而社会信任水平与经理自主权相关(张三保、张志学，2012)。第二，地区宗教传统对企业创新有正向影响(黄灿等，2019)，而企业的创新水平与经理自主权联系密切。另一方面，地区宗教传统是外生的，与管理层盈余预告准确度没有直接的因果关系，因而与误差项相互独立。

我们先分别以Kleibergen-Paap LM统计值和Kleibergen-PaapF统计值对工具变量——公司100公里半径内的获奖寺庙数量进行不可识别检验和弱工具变量检验。检验结果在表6第(1)列显示：Kleibergen-Paap LM统计值为36.10，在1%的水平上显著；Kleibergen-PaapF统计值为36.27，远大于经验规则值10。检验结果表明，两个检验均强烈拒绝原假设。也就是说，该工具变量与内生变量是相关的，且不是弱工具变量。表6第(1)列的回归结果显示，公司100公里半径内的获奖寺庙数量与经理自主权(MD)在1%的水平上显著正相关。第(2)列的回归结果显示，经理自主权(MD)的回归系数为-27.427，在5%的水平上显著。

表6 内生性问题:工具变量

综上，将公司100公里半径内的获奖寺庙数量作为工具变量控制内生性后，经理自主权与管理层盈余预告准确度之间的负相关关系仍然成立，表明研究结论可靠。

4.5.2 改变经理自主权的度量方法

因子分析法能以少数公共因子概括难以直接测量的隐变量，并能根据方差贡献率确定各个公共因子的权重，从而克服平均权重的主观性，使综合评价结果客观合理。由于经理自主权是非常难以直接测量的变量，因此本处对前文的八个经理自主权维度，按因子分析法构建经理自主权指数(MD2)并据之进行稳健性检验。

因子分析的结果显示：KMO值为0.585，大于0.5，统计上认为可行；LR test的统计量为2323.10，相应概率显著地接近0。以上表明，前文的八个经理自主权维度适合进行因子分析。

我们采用因子分析法构建的经理自主权指数(MD2)进行经理自主权与管理层盈余预告准确度之间关系的检验，检验结果见表7。表7的第(1)列只控制年份固定效应和行业固定效应，MD2的回归系数为-4.050，在1%的水平上显著。表7的第(2)列控制了其他各因素，而不控制年份固定效应和行业固定效应，MD2的回归系数为-1.746，在5%的水平上显著。表7的第(3)列控制了其他各因素以及年份固定效应和行业固定效应，MD2的回归系数为-1.752，在10%的水平上显著。以上的检验结果与前文的检验结果一致，这进一步支持了前文的研究结论。

5.研究结论

本文以2008—2017年中国A股上市公司为样本，从行业特征、内部组织、高管特征和中国情景四个方面构建经理自主权指数，分析了经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响，并进一步探讨其中的影响机理和作用环境。本文的主要研究结论为：公司的经理自主权越大，管理层盈余预告的准确度越低。这说明在中国资本市场，经理自主权对管理层盈余预告准确度的影响在整体上显著为负。按管理层盈余预告类型分组检验，经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响仅在强制披露组显著，而在自愿披露组不显著。影响机理检验表明，经理自主权主要通过增加管理层代理成本和加大信息不对称程度，降低了管理层盈余预告准确度。作用环境检验表明，在管理者过度自信、内部控制质量差、分析师关注度低、地区社会信任水平低的公司，经理自主权对管理层盈余预告准确度的负面影响更大。

经理自主权是一把“双刃剑”。行为自由度与目标自由度共同作用下的经理自主权对管理层盈余预告准确度产生复杂影响。如果国家的法治程度高，经理自主权有助于发挥经理人的能力和智慧，促使经理人做出符合广大股东利益的决策行为。然而，中国的法治程度还不高，自主权可以被经理人“合理化”地、隐蔽性地用来实现自利动机，损害了投资者和公司的利益。这意味着中国急需提升法治水平，推进资本市场的制度建设，以让经理自主权发挥其应有的积极效应。这也意味着中国公司在释放经理自主权的同时，需要加大监督和增加激励，抑制代理成本，避免经理自主权效应出现 “南橘北枳”的现象。