盈利因子與資產(chǎn)定價關(guān)系的進一步解釋
——基于管理者過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)視角*

李雙琦，朱 沙

(重慶工商大學 a.金融學院；b.經(jīng)濟學院，重慶 400067)

一、引言

自Fama-French五因子資產(chǎn)定價模型(Fama & French，2015)[1]提出以來，公司盈利因子也被納入資產(chǎn)定價的研究框架中，受到國內(nèi)外學者的廣泛關(guān)注。然而，其實證研究結(jié)果中，公司盈利因子對資產(chǎn)定價的影響會因研究對象的差異而得出不同的結(jié)論，即公司盈利因子可能與股票的投資組合收益顯著正相關(guān)，也可能顯著負相關(guān)，還有可能無顯著的相關(guān)性關(guān)系(趙勝民等，2016； 高春亭和周孝華，2016； Chiah etc.，2016； Fama & French，2017)[2-5]。雖然國內(nèi)外學者對公司盈利與資產(chǎn)定價之間的關(guān)系沒有達成一致意見，但是也沒有進一步探究其原因并對其作出合理的解釋?；诖耍疚耐瑫r將管理者過度自信的心理和盈余管理納入資產(chǎn)定價的研究框架，以獲取管理者行為邏輯情形下盈利因子對資產(chǎn)定價影響的進一步經(jīng)驗證據(jù)。

盈余管理(Earnings Management，EM)是公司管理者采取合理會計政策或者構(gòu)造真實交易等實際經(jīng)濟活動的手段去改變財務(wù)報告，誤導(dǎo)部分股東對公司潛在經(jīng)濟表現(xiàn)的看法，或影響依靠公司財務(wù)信息使用者的契約結(jié)果(Healy & Wahlen，1999)[6]。從定義不難看出，盈余管理既可以通過會計政策調(diào)整企業(yè)的盈余會計信息，也可以通過構(gòu)造實際的經(jīng)濟活動調(diào)整企業(yè)的盈余會計信息，從而分別產(chǎn)生應(yīng)計盈余管理(Accrued Earnings Management，AEM)和真實盈余管理(Real Earnings Management，REM)兩種盈余操作方式。其主要區(qū)別是應(yīng)計盈余管理僅改變盈余和現(xiàn)金流量在財務(wù)報告期的分布而不改變其總量，真實盈余管理會同時改變盈余和現(xiàn)金流量在財務(wù)報告期的分布及其總量。張俊生和曾亞敏(2010)[7]將上市公司的會計業(yè)績溢價與市場業(yè)績折價的背離現(xiàn)象歸因于盈余管理。公司管理者通過盈余管理操作，不但能改變當期的盈余會計信息，還能改變投資者對企業(yè)未來盈余的預(yù)期，從而影響股票市場資產(chǎn)定價。

過度自信本源于心理學概念，刻畫的是人們通常易于高估自己的能力或者已經(jīng)獲取信息的精確性(Frank，1935； Fischhoffet et al.，1977)[8][9]，后逐步進入行為金融學學者的視野，并成為行為金融學研究的重要因素之一。過度自信的管理者一方面傾向于對企業(yè)市場價值做出高估的評價，認為公司的股票價格被市場低估(Heaton，2002)[10]；另一方面，管理者的盈余預(yù)測在金融市場中扮演著重要的經(jīng)濟角色(Hilary & Hsu，2011)[11]。過度自信的管理者存在過度樂觀地向市場傳遞企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和企業(yè)盈余預(yù)測信息的偏好，以試圖改變股票市場投資者對企業(yè)經(jīng)營能力和盈利能力的預(yù)期，從而影響股票的市場價格。因此，在管理者存在過度自信心理的情況下，管理者會過度樂觀地估計企業(yè)的盈余信息。因此，當過度自信管理者進行應(yīng)計盈余管理操作時，可能會通過最有利于自己利益的會計政策調(diào)減當期盈余以更大程度地調(diào)增投資者對企業(yè)未來盈余的預(yù)期，進而影響股票市場價格；當過度自信管理者進行真實盈余管理時，可能會通過在銷售環(huán)節(jié)、生產(chǎn)環(huán)節(jié)、費用控制環(huán)節(jié)構(gòu)造真實經(jīng)濟活動或交易事項調(diào)減當期盈余以更大程度地調(diào)增投資者對企業(yè)未來盈余的預(yù)期，進而股票市場資產(chǎn)定價。

那么，在考慮管理者過度自信情況下，通過盈余管理操作是否有效地改變了投資者對企業(yè)未來盈余的預(yù)期，進而提升了公司的市場價值呢？同時，不同的盈余管理方式(應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理)是否對資產(chǎn)定價產(chǎn)生了差異性的影響？而現(xiàn)有的研究文獻未對這些問題做出回答。

本文的邊際貢獻主要有：(1)從研究視角來看，與現(xiàn)有的行為資產(chǎn)定價研究不同，本文以管理者過度自信作為行為元素，在改進管理者過度自信測度方法的基礎(chǔ)上，將管理者過度自信和盈余管理納入資產(chǎn)定價的研究框架。(2)從研究內(nèi)容來看，本文不僅研究了管理者過度自信和盈余管理對資產(chǎn)定價的影響機制，而且進一步探究了不同盈余管理方式下影響機制的差異性。這一研究框架為管理者行為邏輯下盈余管理對資產(chǎn)定價的影響問題提供了一個新的視角與經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)管理者過度自信與資產(chǎn)定價

過度自信的管理者為了提升公司的市場價值，一方面可能采取激進的企業(yè)投資戰(zhàn)略，向股票市場傳遞積極的信號，以改變投資者對企業(yè)未來經(jīng)營績效的預(yù)期。另一方面可能采取盈余管理手段，以改變投資者對企業(yè)未來盈利的預(yù)期。然而，管理者采取的投資戰(zhàn)略和盈余管理是否能有效地改變投資者的預(yù)期，其股票市場價格的走勢將給出回應(yīng)。部分學者從過度自信管理者的行為和決策角度研究了管理者過度自信對股票市場價格的影響，如Goel & Thakor(2008)[12]、Bharati et al.(2016)[13]分別用理論模型和實證模型證實了過度自信管理者比非過度自信管理者更有可能作出有損公司市場價值的決策。Andrikopoulos(2009)[14]將增發(fā)股票后企業(yè)經(jīng)營績效和股票價格長期表現(xiàn)低迷的現(xiàn)象歸咎于管理者過度自信。Boulton & Campbell (2016)[15]研究了信息不對稱在管理者過度自信與IPO定價之間關(guān)系中的作用，發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者傾向于在上市前向市場過度提供非對稱信息，試圖向不知情的投資者發(fā)出公司價值被低估的信號。但是以抑價的方式發(fā)行股票后，未能在IPO后有效地提升市場價值，這在一定程度上表明管理者的過度自信行為可能對公司有害。Yilmaz & Mazzeo(2014)[16]的研究表明，過度自信管理者行為和決策對公司的市場價值造成嚴重的負面影響。Jiang et al.(2019)[17]基于公司財務(wù)信息披露的文本腔調(diào)構(gòu)建了管理者情緒，并發(fā)現(xiàn)管理者情緒是股票未來收益的一個強有力的負面預(yù)測因子。部分學者也從不同的角度闡述了管理者過度自信對股票價格崩盤風險的影響。例如，從企業(yè)投資角度來看，過度自信管理者所作的投資決策會降低企業(yè)投資效率，進而加劇了股票價格的崩盤風險(Kim et al.,2016； Habib & Hasan，2017)[18][19]；從管理者的權(quán)力配置角度來看，在選擇權(quán)得到保障的情況下，決斷權(quán)的增大會進一步增加管理者過度自信對股票價格崩盤風險造成的負向效應(yīng)(曾愛民等，2017)[20]；從企業(yè)并購角度來看，管理者過度自信對企業(yè)高溢價并購引發(fā)股票價格崩盤風險的現(xiàn)象具有較強的解釋力(曾春華等，2017)[21]。

鑒于過度自信管理者的行為和決策容易對公司經(jīng)營管理產(chǎn)生負面影響，此外，中國股票市場發(fā)展不成熟，管理者過度自信更容易引發(fā)股價的暴跌風險?；谏鲜隼碚摲治?，提出假設(shè)H1：

H1：管理者過度自信對股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響。

(二)盈余管理與資產(chǎn)定價

資本市場的發(fā)展程度決定了資本配置效率，也決定了股票價格中反映公司層面信息含量的大小(Wurgler，2000； Morcket et al.，2000)[22]-[23]。盈余無疑是公司層面信息中影響股票價格的重要信息；一方面中國股票市場投資者不能充分識別盈余信息差異所包含的企業(yè)價值(姜國華等，2006)[24]；另一方面，盈余管理是降低中國股票市場上公司層面信息含量的關(guān)鍵因素(陸瑤和沈小力，2011)[25]。因此，中國股票市場作為新興資本市場，探究其盈余管理與股票市場定價之間的關(guān)系對提高股票市場運作效率至關(guān)重要。就IPO過程中的盈余管理操作而言，IPO前通過盈余管理處理后的異常應(yīng)計盈余與初始企業(yè)價值呈正相關(guān) (DuCharme et al.，2001)[26]，而發(fā)現(xiàn)在IPO年度應(yīng)計盈余管理程度高的上市公司在此后三年的股票回報率表現(xiàn)不佳(Teoh et al.，1998)[27]。就增發(fā)過程中的盈余管理操作而言，在定向增發(fā)過程中，負向真實盈余管理會導(dǎo)致其定價發(fā)生兩次偏離：發(fā)行時定向增發(fā)的發(fā)行價負向偏離于股票的內(nèi)在價值，發(fā)行后股票的市場價格正向偏離于定向增發(fā)的發(fā)行價(宋鑫等，2017)[28]；Rangan(1998)[29]的研究也表明股票增發(fā)年度的盈余管理能預(yù)測下一年的盈余變化和市場調(diào)整后的股票回報，股票市場暫時高估了發(fā)行公司的價值，但發(fā)行后的盈余管理會導(dǎo)致股票預(yù)期收益下降。就股權(quán)再融資的上市公司進行的盈余管理而言，應(yīng)計盈余管理會給企業(yè)帶來短期業(yè)績的下滑，而真實盈余管理會給企業(yè)帶來長期業(yè)績的下滑(李增福等，2011)[30]。王福勝等(2014)[31]發(fā)現(xiàn)應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理分別對上市公司未來的短期經(jīng)營業(yè)績和長期經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生負面影響更大。齊祥芹和沈永建(2015)[32]的研究表明，在牛市中，當上市公司連續(xù)虧損兩年甚至更長時間時，其具有較強的盈余管理動機試圖實現(xiàn)扭虧，而在扭虧年度，公司進行正向盈余管理的動機更強，以釋放更多的利潤。實際上，無論市場是處于牛市、熊市還是盤整狀態(tài)，上市公司的業(yè)績長期低迷而存在退市風險，上市公司一方面會提高經(jīng)營效率，另一方面會進行盈余管理而改變投資者對企業(yè)經(jīng)營績效和市場價值的預(yù)期，以解除潛在的退市危機。劉博等(2013)[33]的研究表明，企業(yè)控制權(quán)無論是從國有企業(yè)向民營企業(yè)轉(zhuǎn)移還是在民營企業(yè)之間發(fā)生轉(zhuǎn)移，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的當年和隨后一年，盈余管理負向影響企業(yè)業(yè)績?？刂茩?quán)轉(zhuǎn)移的第三年，盈余管理正向影響業(yè)績。這些證據(jù)表明盈余管理對股票價格既可能產(chǎn)生正面影響，也可能產(chǎn)生負面影響。當盈余管理對股票價格產(chǎn)生正面影響時，這種情況多出現(xiàn)在公司業(yè)績長期不佳的企業(yè)，上市公司經(jīng)營業(yè)績長期低迷后通過盈余管理改變投資者對企業(yè)經(jīng)營績效的預(yù)期會推動股票價格上漲。然而一旦上市公司扭轉(zhuǎn)長期低迷的企業(yè)績效，繼續(xù)實施盈余管理可能會給企業(yè)經(jīng)營績效帶來短期或者長期的負面影響，進而推動股票價格下跌；當盈余管理對股票價格產(chǎn)生負面影響時，這種負面影響無論是來自盈余管理對企業(yè)經(jīng)營績效造成的短期負面效應(yīng)還是長期負面效應(yīng)，上市公司為避免企業(yè)長期低迷的企業(yè)績效甚至退市的壓力，可能通過反向盈余管理操作改變投資者對企業(yè)經(jīng)營績效的預(yù)期，從而推動股票價格的上漲。這也進一步表明盈余管理與股票市場定價之間可能并不是一種簡單的線性關(guān)系，而是一種非線性二次關(guān)系。綜合以上理論分析，本文提出以下假設(shè)H2a和H2b：

H2a：盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈U形關(guān)系。

H2b：盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈倒U形關(guān)系。

(三)管理者過度自信、盈余管理與資產(chǎn)定價

過度自信心理容易讓管理者產(chǎn)生一種公司的市場價值被低估的錯覺(Schrand & Zechman，2012)[34]，過度自信管理者則傾向于作出過分樂觀的盈利預(yù)測回應(yīng)市場，當未來沒能實現(xiàn)過于樂觀的盈利預(yù)測時(Jaggiet et al.，2006)[35]，為達到私人目的或誤導(dǎo)投資者，過度自信管理者更有可能進行盈余管理操作(Li & Hung，2013)[36]。Hribar & Yang(2010)[37]發(fā)現(xiàn)管理者過度自信增加了自愿性盈余預(yù)測的樂觀偏好，導(dǎo)致管理層預(yù)測失誤的可能性增加和盈余管理水平提高。Bouwman(2014)[38]研究了管理者的樂觀情緒如何影響盈利平滑和盈利意外，發(fā)現(xiàn)樂觀的管理者比理性管理者更傾向于通過應(yīng)計盈余管理平衡收益分布，并且與絕對值較小的意外收益相關(guān)。與非過度自信管理者而相比，過度自信管理者更傾向于進行真實盈余管理操作(張澤南等，2016)[39]。Hsieh et al.(2014)[40]的研究表明，在2002年實施薩班斯-奧克斯利法案(Sarbanes Oxley Act，SOX)之前，過度自信的管理者比非過度自信的管理者更可能通過應(yīng)計盈余管理實現(xiàn)分析師的預(yù)測基準。而在SOX實施之后，新的監(jiān)管環(huán)境導(dǎo)致過度自信的管理者轉(zhuǎn)向真實盈余管理操作。張榮武和劉文秀(2008)[41]發(fā)現(xiàn)在對管理者附加股權(quán)激勵的情況下，過度自信管理者在短期偏好正向盈余管理操作，在長期偏好負向盈余管理操作。雖然部分研究證實了盈余管理對企業(yè)有不利影響，而管理者過度自信會促進企業(yè)的盈余管理，但是Yu(2014)[42]為盈余管理和過度自信管理者共存提供一種新穎的解釋，即為了股東利益最大化，董事會可能不傾向于消除和控制盈余操縱。一方面，雖然盈利操縱導(dǎo)致公司承擔資源成本，但是過度自信管理者將被誘導(dǎo)以較低的薪酬進行更多的生產(chǎn)性努力，這可以增加事前的公司價值；另一方面，過度自信的管理者更傾向于夸大報告收益，這會對公司的市場估值產(chǎn)生積極影響，可能會提高公司的中期市場估值。假設(shè)H2a和H2b論述了盈余管理與股票市場定價之間可能存在一種非線性二次關(guān)系。何威風等(2011)[43]的研究也表明過度自信管理者既可能進行正向盈余管理操作，又可能進行負向盈余管理操作，而盈余管理操作的方向?qū)善笔袌龅念A(yù)期可能產(chǎn)生不同的影響進而對股票價格產(chǎn)生不同的影響。基于此，提出假設(shè)H3：

H3：管理者過度自信在盈余管理與資產(chǎn)定價之間的關(guān)系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

(一)變量定義

1.被解釋變量

股票收益(R)，用考慮現(xiàn)金紅利再投資的上市公司股票年收益率來衡量。

其中，Pi，t、Pi，t-1分別為上市公司i的股票在第t年、t-1年最后一個交易日考慮現(xiàn)金紅利再投資的收盤價格。

2.解釋變量

按照盈余管理操作方式的不同，可將盈余管理(EM)分為應(yīng)計盈余管理(AEM)和真實盈余管理(REM)。

在應(yīng)計盈余管理變量處理方面，本文借鑒章衛(wèi)東(2011)[44]的做法：將企業(yè)績效添加到Jones模型(Jones，1991)[45]中構(gòu)成修正的Jones模型，并按如下計算步驟計算公司的應(yīng)計盈余管理。

第一步，計算總應(yīng)計盈余

TAEi，t=(NIi，t-CFOi，t)/Ai，t-1

其中，TAEi，t為i上市公司在第t年的總應(yīng)計盈余，NIi，t為i上市公司在第t年度的凈利潤，CFOi，t為i上市公司在第t年度的經(jīng)營凈現(xiàn)金流，Ai，t-1為i上市公司在第t-1年末的資產(chǎn)總計。

第二步，將上市公司各年度的截面數(shù)據(jù)進一步按行業(yè)分類，并對各子行業(yè)的截面數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計

其中，ΔGOIi，t為i上市公司在第t年的營業(yè)收入同比增量，ΔGARi，t為i上市公司在第t年末的應(yīng)收賬款同比增量，F(xiàn)Ai，t為i上市公司在第t年末的固定資產(chǎn)價值，ROAi，t-1為i上市公司在第t-1年的總資產(chǎn)收益率，εi，t為殘差項。

第三步，用參數(shù)θ0、θ1、θ2、θ3、θ4計算不可操控應(yīng)計盈余NDAEi，t

第四步，計算可操控應(yīng)計盈余管理AEMi，t

AEMi，t=TAEi，t-NDAEi，t

在真實盈余管理變量處理方面，本文采用Roychowdhury(2006)[46]的模型用分行業(yè)和年度的上市公司樣本分別計算可操控銷售盈余管理、可操控生產(chǎn)盈余管理和可操控費用盈余管理，并借鑒胥朝陽和劉睿智(2014)[47]的方法構(gòu)造真實盈余管理指標，其計算方法如下：

第一，取銷售操控模型的殘差εi，t，即為可操控銷售盈余管理RCFOi，t

其中，Si，t為i上市公司在第t年的營業(yè)收入，ΔSi，t為公司i在第t年的營業(yè)收入同比增量。

第二，取生產(chǎn)操控模型的殘差εi，t，即為可操控生產(chǎn)盈余管理RPRODi，t

其中，PRODi，t為i上市公司在第t年的營業(yè)成本，ΔSi，t-1為公司i在第t-1年的營業(yè)收入同比增量。

第三，取費用操控模型的殘差εi，t，即為可操控費用盈余管理RDISEXPi，t

其中，DISEXPi，t為i上市公司在第t年的可操控費用，以銷售費用與管理費用的合計作為其代理變量。

第四，計算真實盈余管理

REMi，t=-RCFOi，t+RPRODi，t-RDISEXPi，t

3.調(diào)節(jié)變量

在管理層者過度自信(OC)變量方面，王鐵男等(2017)[48]將管理者過度自信定義為：當上市公司的個股收益率低于市場收益率時，管理者并不減持股票。上市公司個股收益率與市場收益率比較的本意在于評價上市公司股票價格的估值情況。然而，用此判斷股票價格的高估或低估是不準確的?；诖耍疚淖鞒鱿鄳?yīng)的合理改進。根據(jù)市場模型：

Ri，t-Rf，t=αi+βi(Rm，t-Rf，t)

其中，Ri，t為i上市公司在第t年的股票收益率，Rf，t為第t年的無風險收益率，Rm，t為第t年的市場收益率。

若αi>0，則i上市公司的股票價格被市場低估；若αi<0，則i上市公司的股票價格被市場高估；若αi=0，則i上市公司的股票價格既沒有被市場高估也沒有被市場低估。

其中，Holdi，t為i上市公司管理者在第t年末持股票的數(shù)量。

對滿足上述條件的，將其定義為管理者過度自信，并設(shè)定為0～1虛擬變量。

4.控制變量

在控制變量方面，本文參考了Fama & French(1993)[49]的研究，將市場年收益率(RM)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、賬面市值比率(BM)變量作為控制變量。此外，本文借鑒了相關(guān)研究的成果(顏愛民和馬箭，2013；王鐵男和王宇，2017；楊楠，2015)[50-52]，將影響企業(yè)績效進而影響資產(chǎn)定價的凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)增長率(GROWTH)、資產(chǎn)負債率(LEV)、股權(quán)集中度(EC)、股權(quán)制衡(EB)、獨立董事占比(PID)變量作為控制變量。

本文模型構(gòu)建所需變量的類型、界定和衡量見表1。

表1 變量的分類、界定及衡量

(二)模型構(gòu)建

Rit=α0+α1Rmt+α2SIZEit+α3BMit+α4ROEit+α5GROWTHit+α6LEVit+α7ECit+α8EBit+α9PIDit+εit

(1)

β10EBit+β11PIDit+εit

(2)

γ10ECit+γ11EBit+γ12PIDit+εit

(3)

δ9ROEit+δ10GROWTHit+δ11LEVit+δ12ECit+δ13EBit+δ14PIDit+εit

(4)

需要說明的是，在實證過程中，變量盈余管理(EM)分別用應(yīng)計盈余管理(AEM)、真實盈余管理(REM)變量替換。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以中國A股市場非金融行業(yè)上市公司2012—2017年的數(shù)據(jù)作為初步研究樣本，并在進一步篩選過程中對研究樣本作如下處理：第一，剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司數(shù)據(jù)樣本；第二，剔除ST、*ST的上市公司數(shù)據(jù)樣本；第三，剔除所有者權(quán)益小于零的上市公司數(shù)據(jù)樣本；第四，鑒于盈余管理變量需分年度和行業(yè)進行估算，因行業(yè)內(nèi)上市公司數(shù)太少而無法準確估算盈余管理的數(shù)據(jù)樣本也需要被剔除。按照上述篩選規(guī)則，本文最終得到中國A股1 927個上市公司數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫。此外，為了消除極端值造成的干擾以保證研究結(jié)論的有效性，本文對所有連續(xù)變量的1% 分位和99%分位數(shù)據(jù)進行了Winsorize處理。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

由表2列示的變量描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，在收益方面，從平均值來看，上市公司個股收益(20.92%)遠高于A股市場綜合收益(13.02%)；從風險角度來看，上市公司個股收益的標準差(0.515 4)遠大于A股市場綜合收益的標準差(0.200 4)，且上市公司個股收益的最小值和最大值構(gòu)成的閉區(qū)間[-48.49%，227.10%]也遠遠包含了A股市場綜合收益的最小值和最大值構(gòu)成的閉區(qū)間[-10.74%，51.37%]，說明相對于A股市場的總體水平，上市公司個股的上漲高度、下跌深度以及波動幅度更大，這符合上市公司個股高收益高風險并存的市場特征。在盈余管理方面，應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理的平均值均幾乎逼近于0，真實盈余管理(REM)最大值(6.372 8)遠大于應(yīng)計盈余管理最大值(2.355 9)，同時真實盈余管理(REM)的最小值(-6.072 8)也遠小于應(yīng)計盈余管理(AEM)的最小值(-2.211 3)，說明真實盈余管理比應(yīng)計盈余管理的操作空間更大。管理者過度自信(OC)的平均值為0.271 2，說明本文選取的樣本中管理者過度自信公司樣本占比為27.12%。此外，其他控制變量也呈現(xiàn)出較大的差異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二) 實證結(jié)果分析

本文首先將盈余管理(EM)分為應(yīng)計盈余管理(AEM)和真實盈余管理(REM)兩種盈余操作模式，然后基于含盈余管理二次項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分別在應(yīng)計盈余管理樣本和真實盈余管理樣本中檢驗管理者過度自信在盈余管理與資產(chǎn)定價關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.應(yīng)計盈余管理的實證分析

表3列示了管理者過度自信對應(yīng)計盈余管理與資產(chǎn)定價之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)實證結(jié)果：第一，由模型(3)和模型(4)的結(jié)果可知，管理者過度自信(OC)的回歸系數(shù)分別為-0.399 9、-0.399 4，且在1%顯著性水平上顯著異于零，說明管理者過度自信對股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響。因此，本文提出的假設(shè)H1得到驗證；第二，由模型(2)—(4)的結(jié)果可得，應(yīng)計盈余管理二次項(AEM2)的回歸系數(shù)分別為0.123 7、0.116 6、0.124 0，且在1%顯著性水平上通過了顯著性檢驗，說明應(yīng)計盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈U形關(guān)系。因此，本文提出的假設(shè)H2a得到驗證；第三，由模型(4)的檢驗可知，管理者過度自信與應(yīng)計盈余管理二次項的交互項(OC*AEM2)回歸系數(shù)為-0.048 5，但其顯著性沒有通過檢驗，說明管理者過度自信未能有效地調(diào)節(jié)應(yīng)計盈余管理與資產(chǎn)定價之間的U形關(guān)系。因此，本文提出的假設(shè)H3沒有得到驗證。

表3 應(yīng)計盈余管理的實證分析結(jié)果

實證結(jié)果表明，管理者過度自信在應(yīng)計盈余管理與股票收益的關(guān)系中未能形成有效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其原因可能在于：一方面，應(yīng)計盈余管理的操作手段和操作空間有限，對股票市場價值的影響一般是短期的，這在一定程度上限制了管理者過度自信對應(yīng)計盈余管理的影響；另一方面，在會計準則和會計政策日趨完善的背景下，資本市場的監(jiān)管以及外部監(jiān)督也隨之加強，應(yīng)計盈余管理操作的識別度也在一定程度上提高，進而應(yīng)計盈余管理的操作空間會進一步受到了限制，使上市公司轉(zhuǎn)向涉及實際活動的真實盈余管理(Graham etc.，2005)[54]，這也在一定程度上限制了管理者過度自信對應(yīng)計盈余管理的影響。

2.真實盈余管理的實證分析

表4列示了管理者過度自信對真實盈余管理與資產(chǎn)定價之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)實證結(jié)果：第一，由模型(3)和模型(4)的結(jié)果可知，管理者過度自信(OC)的回歸系數(shù)分別為-0.399 6、-0.392 6，且在1%顯著性水平上通過顯著性檢驗，說明管理者過度自信對股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響。因此，本文提出的假設(shè)H1得到驗證。第二，由模型(2)至模型(4)的結(jié)果可得，真實盈余管理二次項(REM2)的回歸系數(shù)分別為0.039 3、0.037 1、0.043 0，且在1%顯著性水平上通過了顯著性檢驗，說明真實盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈U形關(guān)系。因此，本文提出的假設(shè)H2a得到驗證。第三，由模型(4)的檢驗可知，管理者過度自信與應(yīng)計盈余管理二次項的交互項(OC*REM2)回歸系數(shù)為-0.098 4，且在1%顯著性水平上通過了顯著性檢驗，說明管理者過度自信顯著地負向調(diào)節(jié)了真實盈余管理與資產(chǎn)定價之間的U形關(guān)系。因此，本文提出的假設(shè)H3得到驗證。

表4 真實盈余管理的實證分析結(jié)果

實證結(jié)果表明，管理者過度自信顯著地負向調(diào)節(jié)了真實盈余管理與股票收益之間的U形關(guān)系，這意味著在管理者過度自信和真實盈余管理的共同作用下，股票收益的上漲空間進一步壓縮，下跌空間進一步加深，且股票收益變化對真實盈余管理的敏感度在下降。其原因可能是真實盈余管理有實際的經(jīng)濟活動作為支撐，真實盈余管理操作的隱蔽性較高，進而真實盈余管理對股票市場價值產(chǎn)生長期影響。此外，過度自信管理者為達到真實盈余管理的目標，其經(jīng)濟活動及經(jīng)濟決策在過度自信心理情況下往往會超過理論最優(yōu)值，從而對長期股票市場價值造成負面影響。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒羅進和李延喜(2012)[55]衡測度管理者過度自信的方法，分別在應(yīng)計盈余管理樣本和真實盈余管理樣本使用上述層次回歸模型檢驗了管理者過度自信對盈余管理與資產(chǎn)定價之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果見表5和表6，其結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表5 應(yīng)計盈余管理的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表6 真實盈余管理的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論

本文以2012—2017年中國A股市場上市公司數(shù)據(jù)為樣本，同時考慮應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理兩種盈余操作模式，在改進管理者過度自信的基礎(chǔ)上，進一步將盈余管理分為應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理，檢驗了管理者過度自信對盈余管理與資產(chǎn)定價之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

對應(yīng)計盈余管理而言，管理者過度自信對股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響，應(yīng)計盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈U形關(guān)系，管理者過度自信未能有效地調(diào)節(jié)應(yīng)計盈余管理與資產(chǎn)定價之間的U形關(guān)系。其原因可能在于：一方面，應(yīng)計盈余管理的操作手段和操作空間有限，對股票市場價值的影響一般是短期的，這在一定程度上限制了管理者過度自信對應(yīng)計盈余管理的影響；另一方面，在會計準則和會計政策日趨完善的背景下，資本市場的監(jiān)管以及外部監(jiān)督也隨之加強，應(yīng)計盈余管理操作的識別度也在一定程度上提高，應(yīng)計盈余管理的操作空間會進一步受到限制，使上市公司轉(zhuǎn)向涉及實際活動的真實盈余管理，這也在一定程度上限制了管理者過度自信對應(yīng)計盈余管理的影響。

對真實盈余管理而言，管理者過度自信對股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響，真實盈余管理與資產(chǎn)定價之間呈U形關(guān)系，進一步管理者過度自信顯著地負向調(diào)節(jié)了真實盈余管理與資產(chǎn)定價之間的U形關(guān)系。這意味著在管理者過度自信和真實盈余管理的共同作用下，股票收益的上漲空間進一步壓縮，下跌空間進一步擴大，且股票收益變化對真實盈余管理的敏感度在下降。其原因可能是真實盈余管理有實際的經(jīng)濟活動作為支撐，真實盈余管理操作的隱蔽性較高，進而真實盈余管理對股票市場價值產(chǎn)生長期影響。此外，過度自信管理者為達到真實盈余管理的目標，其經(jīng)濟活動及經(jīng)濟決策在過度自信心理的情況下往往會超過理論最優(yōu)值，從而對長期股票市場價值造成負面影響。

因此，在研究盈利因子與股票市場定價的關(guān)系時，管理者過度自信和盈余管理也可能是不可忽視的重要因素。進一步而言，在管理者過度自信的情況下，區(qū)分應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理的操作會造成管理者過度自信、盈余管理與資產(chǎn)定價的關(guān)系存在顯著差異。特別地，管理者過度自信和真實盈余管理的共同作用會對股票市場價值產(chǎn)生負面效應(yīng)。研究結(jié)論有助于加深對管理者過度自信、盈余管理與資產(chǎn)定價的認識，為投資者的投資決策和公司治理提供參考和借鑒。