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　　Xit=β2+β2Dit+Rit（μ1+μ2SIZEit+μ3M/Bit+μ4LEV?
　　it）+DitRi（t λ1+λ2SIZEit+λ3M/Bit+λ4LEVit）+εit(4)估计该方程，能够得到λi 和μi 的估计值，其中i=1，2，3，4。将估计值代入（3）式即得到的C_SCORE 值，代表坏消息相对于好消息的增量及时性，本文中将其命名为C_SCOREit，作为对会计稳健性的时间截面度量。
　　2. 非条件稳健性计量。非条件稳健性代表同当前消息独立的一般性的稳健性，在非条件稳健下，公司通过加速费用的确认和延迟收入的确认降低所有者权益的账面价值。本文采用净资产度量法中的账面价值与市场价值比率（简称“ 账面市值比”，BTM）法计算得到CONSV_BTM 来衡量公司层面的非条件会计稳健性。这种方法由Beaver 和Ryan（2000）提出，他们认为将净资产账面价值与市场价值的比率分为偏差与滞后两部分。偏差是指账面价值持续高于或者低于市场价值，或者说账面价值与市场价值的比率持续高于或者低于1，这与会计稳健性有关。滞后是指未预期的利得或损失没有立即在账面中予以确认，而是在以后期间逐步确认，从而导致账面价值与市场价值的比率暂时性偏高或偏低，这与会计稳健性无关。本文选取2007 ~ 2013 年共7 年的面板数据，出于保证自由度和回归精度，对回归模型的市场回报只取当期和2 期滞后：
　　BTMit=α+αi+αt+β0RETit+β1RETi，t-1+β2RETi，t-2+εit (5)
　　其中：BTMit=第t 年末第i 家公司的账面市价比（数据库中市净率指标的倒数）；α=所有公司和年度共同的截距；αi 为公司效应，代表特定公司的相对会计稳健性偏差，该系数越低说明会计稳健性越大；αt 为年度效应；RETit=第i 家公司第t 年的股票年收益率。本文以（-1）×αi=CONSV_BTMi作为衡量公司稳健性的指标。计算得到的CONSV_BTM 越大，会计处理越稳健。
　　（三）内部控制质量计量
　　2010 年4 月，我国发布了《企业内部控制配套指引》，要求企业应当将内部控制评价报告经董事会或类似权力机构批准后对外披露，内部控制缺陷信息披露是内部控制评价报告的核心问题（程小可等，2013）。国内很多文献都以内部控制缺陷或内部控制评价的披露及审核作为内部控制的代理变量，但内部控制缺陷仅仅是内部控制质量的一个方面，不能全面反映公司内部控制的质量（方红星、张志平，2012）。本文参考方红星、张志平（2012）的做法，以内部控制的经营目标、财务报告目标和合规目标为导向，根据审计意见信息、公司合规信息、内部控制自评报告信息、内部控制鉴证报告以及鉴证意见信息等可感知因素来度量内部控制质量IC。
　　如果上市公司在报告年度出现下列情况之一：审计师发表内控非标审计意见、在经营期间发生违规、内部控制自评和鉴证报告认为内部控制无效、内部控制存在重大缺陷或重要缺陷，则认为该公司内部控制目标没有实现，内部控制质量定为低质量，此时IC=0。如果上市公司在报告年度没有发生上述低质量内部控制的情况，并且内部控制鉴证报告意见为合理保证意见，则表明有确切证据显示该公司内部控制目标实现，内部控制质量定为一般质量或高质量，此时IC=1。
　　（四）研究模型与样本选择
　　为了验证假设H1a、H1b，本文采用以下回归模型：
　　Cont=β0+β1Overcont+β2LNCON+β3DUAL+β4MTB+β5STATE+β6SIZE+β7GROW+β8LEV+INDi+YEARi+ε(6)其中，Con 表示条件会计稳健CONSV_CSCORE 与非条件会计稳健CONSV_BTM；Overcon 表示管理层过度自信的两种度量方法；LNCON 表示股权集中度（前3大股东持股比例之和）；DUAL 为二职兼任的哑变量，当总经理兼任董事长时，DUAL=1，否则=0；MTB 表示权益市场价值与账面价值的比；STATE 为产权性质，属哑变量，若属于国有上市公司，则STATE=1，若为非国有上市公司，则STATE=0；SIZE 为公司规模，由公司总资产的自然对数计算得出；GROW 为销售收入增长率；LEV 为资产负债率；IND 代表行业，根据证监会行业分类分别赋值；YEAR 为年份。
　　曹宇、李琳和孙铮（2005）研究发现了大股东控制权越强，其会计盈余稳健性越差而大股东董事长兼任上市公司总经理也降低了盈余稳健性，因此本文选取股权集中度LNCON 及二职兼DUAL 任为控制变量；孙铮、刘凤委和汪辉（2005）使用我国上市公司的数据发现，债务比重高的企业的稳健性显著地高于债务比重低的企业，因此选取了资产负债率LEV 为控制变量；朱凯（2005）则发现，在银行贷款比例较低的情况下，民营控股的上市公司的稳健性显著高于国有控股的上市公司，因此选取了产权性质STATE 为控制变量。
　　为了探索内部控制对高管过度自信与会计稳健性之间关系的影响，本文采用以下模型进行检验：
　　Cont=β0+β1Overcont-1+β2ICt+β3ICt?Overcont-1+β 4LNCON+ β5DUAL+ β6MTB+ β7STATE+ β8SIZE+β9GROW+β10LEV+INDi+YEARi+ε(7)
　　其中，IC 代表内部控制质量，当内部控制质量高时，IC=1，内部控制质量为低时，IC=0。其他变量释义同上式。
　　本文的数据来源于国泰安数据库，选取了2007 ~ 2013年我国A 股上市公司数据，并进行如下筛选剔除：①金融保险行业上市公司；②剔除2007 年1 月1 日之后上市的公司；③数据缺失的以及7 年数
　　据不完整的样本。首先，筛选计算会计稳健
　　性所需的全部数据，得到的1 425 家公司7
　　年完整的面板数据（9 975 个样本点）；其次，在计算高管过度自信、内部控制质量代理变
　　量及控制变量时，得到1 376 家公司完整的
　　数据（9 632 个样本点）；最后选取共同样本
　　1 331家公司共9 317个样本点求解会计稳健
　　性的CONSV_CSCORE测度、CONSV_BTM
　　测度。此外，除哑变量外本文对所有数据进
　　行winsorize 处理。本文使用的软件为Stata
　　10.0 和SPSS 20.0。
　　四、实证研究结果分析
　　表1 展示了主要变量的均值差异检验。
　　从表中我们可以发现，在以CEO 股票持有
　　净增加Purchase 为过度自信代理变量时，过
　　度自信的条件会计稳健性
　　CONSV_CSCORE 与非条件会计稳健性
　　CONSV_BTM 都显著低于非过度自信组，
　　说明拥有过度自信的高管的上市公司稳健
　　性相比拥有非过度自信高管的上市公司较
　　差。而以资本支出CAPEX 作为过度自信代
　　理变量时，过度自信组的条件会计稳健性
　　CONSV_CSCORE 显著低于非过度自信
　　组，但两组的非条件会计稳健性
　　CONSV_BTM 差异并不显著，总体上与假
　　设H1a、H1b 一致。在过渡自信的两种不同度量下，过度自信组与非过度自信组的股权集中度、二职兼任、股权性质显著差异方向正
　　好相反。
　　为了检验高管过度自信与会计稳健性的关系，本文对模型（6）进行回归分析得到表2。本文控制了行业与年度效应，在条件会计稳健性与高管过度自信的关系检验中，Purchase、CAPEX 与CONSV_CSCORE 都在1%的水平上显著负相关，说明高管过度自信与条件会计稳健性负相关，假设H1a 得到验证。在非条件会计稳健性与高管过度自信的关系检验中，Purchase、CAPEX 与
　　CONSV_BTM 也都在1%的水平上显著负相关，说明高管过度自信与非条件会计稳健性负相关，假设H1b 得到验证。股权性质STATE 与非条件会计稳健性显著负相关，说明国有企业的会计稳健性水平不如非国有企业，这可能是由于国有企业面临的债务契约约束小于非国有企业。