管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量研究
——基于產(chǎn)權(quán)視角

西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 陳梅 唐建

管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量研究
——基于產(chǎn)權(quán)視角

西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 陳梅 唐建

本文以我國(guó)2012-2014年A股上市公司為研究樣本,研究不同的產(chǎn)權(quán)視角下管理層過度自信對(duì)上市公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響規(guī)律。研究發(fā)現(xiàn)，在國(guó)有控股公司中，管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量有顯著的負(fù)效應(yīng)，即管理層過度自信程度越高，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，而在非國(guó)有控股公司中則不顯著。本文對(duì)Preeti&Terry（2016）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的測(cè)量模型進(jìn)行了改進(jìn)，為后續(xù)研究者提供了所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量思路和方法。

產(chǎn)權(quán)視角 管理層過度自信 所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

一、引言

所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，是指提供的所得稅會(huì)計(jì)信息能夠滿足信息使用者需求特征的總和。隨著資本市場(chǎng)的不斷發(fā)展和完善，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越來越受到各界的重點(diǎn)關(guān)注。國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則12號(hào)、美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第96號(hào)和第109號(hào)、中國(guó)《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第18號(hào)》等都對(duì)所得稅會(huì)計(jì)核算進(jìn)行明確規(guī)定，現(xiàn)有文獻(xiàn)集中研究會(huì)計(jì)核算政策或方法對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響（戴明德等，2013；侯立新，2011），且大多數(shù)定性分析，少部分通過所得稅會(huì)計(jì)政策變更后的市場(chǎng)反應(yīng)，來間接實(shí)證所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變化（陳麗花等，2009；蓋地和路娜，2014），但是這些文獻(xiàn)均沒有對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行直接測(cè)度，重要原因在于所得稅會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量模型難以構(gòu)建，且部分原始數(shù)據(jù)不易獲取。Preeti&Terry（2016）率先運(yùn)用Dechow&Dichev（2002）營(yíng)運(yùn)資金應(yīng)計(jì)模型的基本原理，構(gòu)建了所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量模型，將應(yīng)計(jì)所得稅款和與所得稅相關(guān)的前一期，當(dāng)期以及未來一期現(xiàn)金流納入模型，把回歸殘差作為衡量所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的指標(biāo)。但是我們發(fā)現(xiàn)：該模型殘差會(huì)受到財(cái)務(wù)報(bào)告和納稅申報(bào)時(shí)間差異而形成的遞延所得稅資產(chǎn)和負(fù)債的影響，如果該遞延所得稅資產(chǎn)和負(fù)債在一年內(nèi)不能扭轉(zhuǎn)，將影響所得稅費(fèi)用和應(yīng)計(jì)稅款的計(jì)算結(jié)果，最終影響所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的測(cè)量精度；另一方面，Preeti&Terry（2016）模型忽視了這樣一種情況:如果一個(gè)公司長(zhǎng)期以來有著持續(xù)的較大的殘差,那么其殘差的標(biāo)準(zhǔn)差就會(huì)較小,這反而意味著該公司的應(yīng)計(jì)所得稅額保持在穩(wěn)定的范圍內(nèi),所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高。針對(duì)以上兩點(diǎn)，本文對(duì)Preeti&Terry（2016）所得稅應(yīng)計(jì)質(zhì)量的測(cè)量模型進(jìn)行改進(jìn)。

隨著行為金融理論的發(fā)展,學(xué)者們逐漸認(rèn)識(shí)到,管理者的個(gè)人特征、心理因素等會(huì)對(duì)公司管理層的決策行為產(chǎn)生重要影響。大量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，過度自信會(huì)導(dǎo)致管理者做出異化的財(cái)務(wù)決策。那么，在所得稅額的估算過程中，如果管理者存在認(rèn)知偏差，亦會(huì)導(dǎo)致管理者決策行為的偏離，進(jìn)而降低所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型特殊的背景下，上市公司有很大一部分是由國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制而成，由于國(guó)有控股公司與非國(guó)有控股公司不同的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，股權(quán)特征等導(dǎo)致了公司管理層的自信程度存在顯著差異，最終對(duì)企業(yè)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響也存在差異?；诖?，本文從不同所有權(quán)性質(zhì)視角出發(fā)，將管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量納入統(tǒng)一的框架體系，實(shí)證檢驗(yàn)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司中，管理層過度自信對(duì)企業(yè)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響規(guī)律，以期有助于保護(hù)廣大財(cái)務(wù)報(bào)表使用者的利益。本文的主要貢獻(xiàn)在于：一方面，對(duì)Preeti&Terry（2016）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的測(cè)量模型進(jìn)行了改進(jìn)，提高了所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的測(cè)量精度，為后續(xù)研究者提供了衡量思路和方法；另一方面，我們認(rèn)為，偏差是客觀存在且不可避免的，管理者自信程度的重要區(qū)別是性質(zhì)差異和數(shù)量差異，但已有研究忽視兩者的性質(zhì)差異，在數(shù)據(jù)處理上將輕度自信、一般自信也視為過度自信,因此，本文考察過度自信標(biāo)準(zhǔn)，將管理層過度自信程度進(jìn)行了劃分，實(shí)證檢驗(yàn)過度自信程度對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量隨著行為金融理論的發(fā)展,學(xué)者們逐漸認(rèn)識(shí)到,管理者的個(gè)人特征、心理因素等特質(zhì)會(huì)對(duì)公司的決策行為產(chǎn)生重要影響。Roll (1986)的自負(fù)假說（Hubris Hypothesis）提出后，研究者們逐漸將過度自信視為影響公司決策和績(jī)效的一個(gè)重要心理因素,開展了一系列理論與實(shí)證研究，如管理層過度自信對(duì)公司并購(gòu)（Roll，1986；Malmendie，2003）；管理層過度自信對(duì)公司投資（郝穎等2005；王霞等，2008）；管理層過度自信對(duì)公司價(jià)值，Heaton和Odean（2003）；管理層過度自信對(duì)公司融資（Hackbarth，2003；余明桂等，2006）。大量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，過度自信會(huì)導(dǎo)致管理者做出異化的財(cái)務(wù)決策。那么，在所得稅額的估算過程中，如果管理者存在認(rèn)知偏差，亦會(huì)導(dǎo)致管理者決策行為的偏離，進(jìn)而降低所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

由于積極的納稅操縱可以為股東獲取更多的稅收收益，如果管理者的薪酬激勵(lì)與有效的納稅操縱直接或間接相關(guān)，那么管理者可以直接從中分享到激進(jìn)納稅操縱所帶來的好處，這激勵(lì)管理者為獲取最大的稅收收益實(shí)施激進(jìn)的納稅操縱，進(jìn)行人為的納稅操縱和估算失誤。因此，相較于較為理性的管理者，過度自信的管理者并不太關(guān)心激進(jìn)的納稅操縱所面臨的監(jiān)管與風(fēng)險(xiǎn)，這就會(huì)導(dǎo)致他們實(shí)施更大程度的納稅操縱，以直接或間接獲取其所帶來的稅收收益，這將降低所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。基于此，本文提出假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與管理層過度自信負(fù)相關(guān)，管理層過度自信程度越高，公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。

（二）產(chǎn)權(quán)視角下管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量由于國(guó)有控股公司與非國(guó)有控股公司不同的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，股權(quán)特征等導(dǎo)致了公司管理層自信程度存在顯著差異，最終對(duì)企業(yè)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響也存在差異。

股權(quán)集中度高，所有權(quán)缺位和“內(nèi)部人”控制問題是我國(guó)國(guó)有控股上市公司的顯著特征，這使得公司對(duì)管理者缺乏有效的激勵(lì)和約束，同時(shí)國(guó)有控股公司的領(lǐng)導(dǎo)往往是在公司改制中帶領(lǐng)老國(guó)企擺脫困境的中流砥柱（姜付秀等，2009），再加上內(nèi)部人控制強(qiáng)化了高管決策的自主權(quán)，他們多年的成功經(jīng)營(yíng)往往會(huì)加深其過度自信。鑒于激進(jìn)的稅收規(guī)避（或納稅操縱）可以為高管直接或間接獲取所帶來的稅收收益，同時(shí)過度自信的管理者往往會(huì)堅(jiān)信并高估自身的決策能力，并不過多地考慮客觀條件的約束以及潛在的風(fēng)險(xiǎn)，這在一定程度上會(huì)使高管選擇較為激進(jìn)的稅收規(guī)避（或納稅操縱）行為，這就會(huì)導(dǎo)致他們實(shí)施更大程度的納稅操縱，以直接或間接獲取稅收籌劃所帶來的稅收收益，這將降低所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

而非國(guó)有控股公司具有較合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，各大股東有動(dòng)力監(jiān)督經(jīng)理人員，而且高層管理者普遍持股，這樣管理者在進(jìn)行戰(zhàn)略決策時(shí)會(huì)考慮自身的利益，同時(shí)會(huì)受到其他股東的制衡、監(jiān)督和約束，從而降低了管理者的控制幻覺，抑制了管理者的過度自信，最終降低了管理者的操作失誤和人為因素產(chǎn)生的差異，提高所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因而，相較于國(guó)有控股公司，非國(guó)有控股公司的管理者是否過度自信對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響可能會(huì)較弱?；谝陨嫌懻摵屠碚撏茖?dǎo)，提出假說：

H2a:對(duì)國(guó)有控制公司而言,管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)相關(guān)，即管理層過度自信程度越高，公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。

H2b:對(duì)非國(guó)有控制公司而言,管理層過度自信對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響較弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（TaxAQ）模型的構(gòu)建及度量

（1）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（TaxAQ）模型的構(gòu)建原理。所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量體現(xiàn)為所得稅的應(yīng)計(jì)質(zhì)量，Dechow& Dichev（2002）將應(yīng)計(jì)質(zhì)量定義為通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目映射出的現(xiàn)金流的實(shí)現(xiàn)程度，其模型的思路是衡量經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)盈余與前一期、當(dāng)期和未來一期經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量之間的契合關(guān)系，如果這種關(guān)系越薄弱、越不精確,即模型殘差的絕對(duì)值越大，則應(yīng)計(jì)質(zhì)量越差。根據(jù)Dechow&Dichev（2002）營(yíng)運(yùn)資金應(yīng)計(jì)模型，Preeti&Terry（2016）構(gòu)建了所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的測(cè)量模型，反映應(yīng)計(jì)所得稅款映射到與所得稅相關(guān)的現(xiàn)金流變化范圍，運(yùn)用模型殘差測(cè)量所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，即殘差越大，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。

（2）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（TaxAQ）模型的構(gòu)建及度量。Preeti&Terry（2016）將應(yīng)計(jì)所得稅款（TaxACCi,t）和與所得稅相關(guān)現(xiàn)金流的前一期，當(dāng)期以及未來一期即CTPi,t-1，CTPi,t，CTPi,t+1納入模型如下：

運(yùn)用模型回歸殘差作為衡量所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的指標(biāo)TaxAQ，認(rèn)為TaxAQ捕獲了應(yīng)計(jì)所得稅款與其相關(guān)的現(xiàn)金流的映射精度,殘差越大，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。但是由于Preeti&Terry（2016）的模型（1a）殘差會(huì)受到財(cái)務(wù)報(bào)告和納稅申報(bào)時(shí)間差異的影響，這種由于時(shí)間差異引起的在一年內(nèi)不能扭轉(zhuǎn)的遞延所得稅負(fù)債（DTLS）和遞延所得稅資產(chǎn)（DTAS），將導(dǎo)致更高或更低的所得稅費(fèi)用，增加或減少應(yīng)計(jì)所得稅款的計(jì)算結(jié)果。由于這種差異沒有體現(xiàn)在管理者估計(jì)誤差或因會(huì)計(jì)準(zhǔn)則導(dǎo)致的沒有被遞延所得稅資產(chǎn)和負(fù)債捕獲的部分中，會(huì)影響所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量測(cè)算值的精度，因而，需要從模型（1a）得到的TaxAQ估計(jì)值中刪除。于是本文將上一期的遞延所得稅負(fù)債（△DTLt-1）及遞延所得稅資產(chǎn)（△DTAt-1）納入模型（1b），模型殘差表示應(yīng)計(jì)所得稅質(zhì)量不能被相關(guān)現(xiàn)金流和遞延所得稅解釋部分,殘差越大，表明管理者估計(jì)誤差和因會(huì)計(jì)準(zhǔn)則導(dǎo)致的沒有被遞延所得稅資產(chǎn)和負(fù)債捕獲的部分越大，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。模型具體如下：

為了消除公司規(guī)模的影響，所有變量均除以期末總資產(chǎn)。其中，CTPi,t-1，CTPi,t，CTPi,t+1反映的是公司前一期、當(dāng)期及未來一期現(xiàn)金繳納的所得稅款。由于財(cái)務(wù)報(bào)告未直接披露現(xiàn)金繳納所得稅款（CTP），本文用應(yīng)交所得稅（應(yīng)交所得稅=當(dāng)期所得稅費(fèi)用+遞延所得稅費(fèi)用）代替；應(yīng)計(jì)所得稅款（TaxACCi,t）由TTEi,t（總的所得稅費(fèi)用）-CTPi,t計(jì)算獲得；δi，t為模型殘差，表示沒有被變量解釋的那部分應(yīng)計(jì)所得稅款。

同時(shí)筆者發(fā)現(xiàn)，模型（1b）忽視了這樣一種情況:如果一個(gè)公司長(zhǎng)期以來有著持續(xù)的較大的殘差,那么其殘差的標(biāo)準(zhǔn)差就會(huì)較小,這反而意味著該公司的應(yīng)計(jì)稅額保持在穩(wěn)定的范圍內(nèi),所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高,因此本文以滯后5年的回歸殘差為基礎(chǔ),計(jì)算殘差標(biāo)準(zhǔn)偏差,以殘差標(biāo)準(zhǔn)偏差σ（δi，t）作為應(yīng)計(jì)質(zhì)量的衡量值。為方便計(jì)量，本文用殘差標(biāo)準(zhǔn)偏差σ（δi，t）乘以-1表示，記為TaxAQi,t，該值越大，代表所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越好。

（二）管理層過度自信（Overc）的衡量管理層過度自信指標(biāo)的衡量方法，在我國(guó)目前主要有四種：管理者持股變動(dòng)（Malendier and Tate，2005）；行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)（余明桂、夏新平，2006）；上市公司年度盈利預(yù)測(cè)超過實(shí)際水平（Lin等，2005）；相對(duì)薪酬(Hayward等，1997)。方法一需要管理者持股變動(dòng)，由于我國(guó)對(duì)管理者在任職期間每年轉(zhuǎn)讓的股票不得超過其所持有本公司股票總數(shù)的百分之二十五等規(guī)定，導(dǎo)致無(wú)法全面反映管理層過度自信的真實(shí)情況；方法二是企業(yè)家對(duì)其所在行業(yè)做出的預(yù)期，與管理者對(duì)自身企業(yè)的預(yù)期是存在一定差異，并且企業(yè)景氣指數(shù)分行業(yè)發(fā)布，表現(xiàn)在管理者個(gè)體差異上存在一定欠缺；方法三是根據(jù)上市公司的盈利預(yù)測(cè)與實(shí)際差異來判斷管理者是否過度自信。因?yàn)楣_發(fā)布的盈利預(yù)測(cè)都是經(jīng)過高管授意和審核的，與高管的個(gè)人心理認(rèn)知最為貼近；而方法四指標(biāo)的相關(guān)度低，相對(duì)薪酬一定程度上反映管理者素質(zhì)、能力和及其對(duì)企業(yè)貢獻(xiàn)，不能替代過度自信。

因此，本文選擇第三種方法。但是，以前的學(xué)者統(tǒng)一將盈利預(yù)測(cè)高于實(shí)際水平的公司管理者定義為過度自信。事實(shí)上，任何預(yù)測(cè)都有存在一定的偏差，本文在借鑒了Lin等（2005）方法的基礎(chǔ)上進(jìn)行修正，采用偏差率（偏差率=（預(yù)測(cè)利潤(rùn)-實(shí)際利潤(rùn)）/實(shí)際利潤(rùn)）的高低來衡量管理者的自信程度。為考察管理層過度自信標(biāo)準(zhǔn)，筆者調(diào)查45位MBA學(xué)員，包含很多企業(yè)中高層管理者，86.67%的受調(diào)查者認(rèn)為“將偏差超過10%視為過度自信”是合理的，因此，本文將偏差率＞10%定義為管理層過度自信判斷標(biāo)準(zhǔn)。如果偏差率＜10%,管理層過度自信變量賦值為0；如果偏差率＞10%，管理層過度自信變量賦值為：1+（偏差率-10%）。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）的衡量由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司不僅體現(xiàn)了委托代理的差異，同時(shí)也體現(xiàn)了委托代理差異下管理層自信程度的差異，因此，本文根據(jù)上市公司披露的實(shí)際控制人類型來判定公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，若上市公司實(shí)際控制人性質(zhì)為國(guó)有則為1，否則為0。

（四）模型構(gòu)建根據(jù)以上理論分析，構(gòu)建多元線性回歸模型（2）考察管理層過度自信對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響；為了比較產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否存在顯著差異，本文按國(guó)有控股公司和非國(guó)有控股公司對(duì)模型（2）進(jìn)行分組回歸。具體的估計(jì)模型如下：

四、實(shí)證研究

（一）樣本選擇本文選擇2007-2015年A股上市公司數(shù)據(jù)，以2012-2014年間的樣本計(jì)算了各年公司的所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。在樣本的選取過程中按如下順序進(jìn)行篩選：剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的公司；剔除最終控制人無(wú)法判斷的公司；由于計(jì)算每個(gè)公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量時(shí)選用的是滯后5年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差,需要將樣本年度數(shù)據(jù)滯后5年,因此剔除2012-2014年間的上市公司在過去5期內(nèi)數(shù)據(jù)不完整的公司；剔除當(dāng)年ST和PT的公司，最終獲得樣本1695個(gè)。本文的數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。其中，國(guó)有控股公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量均值為-0.018，高于非國(guó)有控股公司-0.009，初步驗(yàn)證前面的假設(shè)；而所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.017和0.012，說明我國(guó)不同產(chǎn)權(quán)的上市公司在所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量存在較大的差異。管理層過度自信方面，國(guó)有和非國(guó)有控股公司均值分別為0.632和0.330，表明我國(guó)管理層過度自信現(xiàn)象在國(guó)有和非國(guó)有控股公司均存在，但是國(guó)有控股公司管理層過度自信均值顯著高于非國(guó)有控股公司。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）多元回歸結(jié)果分析表3顯示在不同產(chǎn)權(quán)視角下管理層過度自信和所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯栽O(shè)定標(biāo)準(zhǔn)來識(shí)別管理層過度自信所構(gòu)建模型中，管理層過度自信對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的解釋力度上升，主要原因在于數(shù)據(jù)處理上區(qū)別過度自信與非過度自信，所體現(xiàn)的偏差程度更大，管理層過度自信變量更能體現(xiàn)“狂妄自大”，因而對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的主客觀影響也更大。在總樣本中，在偏差率＞10%的水平下，管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在1%的水平下顯著,而偏差率＞0時(shí)，則降低為在5%的水平下顯著，假設(shè)1成立（該結(jié)論適用于在國(guó)有控股公司樣本）；在非國(guó)有控股公司中，管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在10%的水平下顯著，但是在偏差率＞0的水平下則不顯著。研究結(jié)果表明，假設(shè)2a及2b得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健型測(cè)試為了檢驗(yàn)以上研究結(jié)論的可靠性，本文對(duì)回歸結(jié)果做了進(jìn)一步檢驗(yàn)，運(yùn)用管理層過度自信的其他衡量方法（即管理者持股變動(dòng)以及相對(duì)薪酬兩種方法）對(duì)管理層過度自信進(jìn)行了重新計(jì)量，并帶入模型，得出的結(jié)論基本一致，表明本文的研究結(jié)論具有相對(duì)較好的可靠性。

五、研究結(jié)論

本文對(duì)Preeti&Terry（2016）所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量測(cè)量模型進(jìn)行了改進(jìn)，并以我國(guó)2012-2014年A股上市公司為研究樣本,研究了不同的產(chǎn)權(quán)視角下管理層過度自信對(duì)上市公司所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響規(guī)律，主要的研究結(jié)論如下：對(duì)管理層過度自信的程度進(jìn)行了劃分（以偏差率為準(zhǔn)），發(fā)現(xiàn)管理層過度自信對(duì)所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的解釋力度上升，在國(guó)有控股公司中，管理層過度自信程度越高，所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，而在非國(guó)有控股公司中，二者相關(guān)性則不明顯。研究結(jié)果表明，管理層過度自信在我國(guó)國(guó)有控股公司中影響較大，而在非國(guó)有控股公司中，各方利益約束減弱了管理層過度自信對(duì)公司的所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，從而保護(hù)了廣大投資者和財(cái)務(wù)報(bào)表使用者的利益。

表3 產(chǎn)權(quán)視角下管理層過度自信與所得稅會(huì)計(jì)信息質(zhì)量回歸結(jié)果分析

［1］陳麗花、黃壽昌、楊雄勝：《資產(chǎn)負(fù)債觀會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)效應(yīng)檢驗(yàn)——基于《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第18號(hào)——所得稅》施行一年的研究》，《會(huì)計(jì)研究》2009年第5期。

［2］王霞、張敏、于福生：《管理層過度自信與企業(yè)投資行為異化——來自我國(guó)證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《南開管理評(píng)論》2008年第2期。

［3］余明桂、夏新平、鄒振松：《管理層過度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為》，《管理世界》2006年第8期。

［4］林斌、饒靜：《管理層過度自信與企業(yè)投資扭曲》，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2009年第4期。

［5］郝穎、劉星、林朝南：《我國(guó)上市公司高管人員過度自信與投資決策的實(shí)證研究》，《中國(guó)管理科學(xué)》2005年第5期。

［6］戴德明、唐妤、何力軍：《會(huì)計(jì)制度變遷背景下所得稅會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)效應(yīng)檢驗(yàn)》，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2013年第15期。

［7］蓋地、路娜：《遞延所得稅對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表信息質(zhì)量的影響研究》，《北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)》（社會(huì)科學(xué)版）2014年第2期。

［8］Dechow,P&Schrand,C,New York:The Research Foundation of CFA Institute.Earning quality,2004,18.

［9］Preeti choudhary&Terry Shevlin.Measuring income tax accrual quality.Rev account study,2016.21.（編輯 劉姍）