薛永江

一、引言

CEO的管理和決策能力在很大程度上決定著一個企業(yè)的興衰（張兵等，2005），因此CEO選拔是企業(yè)的頭等大事（朱素英，2006）。已有的研究結果顯示，經(jīng)營業(yè)績差與 CEO 更換關系密切（Gilson,1989；朱紅軍，2004），但是CEO變更在短期內(nèi)并沒有對企業(yè)的業(yè)績產(chǎn)生明顯的促進作用（龔玉池，2001），帶來的僅僅是顯著的盈余管理（朱紅軍，2004）。而CEO變更的原因有很多，區(qū)分不同原因來研究CEO變更對于企業(yè)影響的研究很少，不同的原因?qū)е碌腃EO變更對于盈余管理的影響是否存在差異將是本文研究的落腳點。

二、文獻回顧

Moore(1973)研究發(fā)現(xiàn)，新任的CEO在上任當年存在進行負向盈余管理的動機，并把公司糟糕的業(yè)績表現(xiàn)歸咎于前任CEO。Murphy和Zimmerman(1993)發(fā)現(xiàn)CEO的頻繁變更，在控制了上市公司業(yè)績之后，基本上沒有盈余管理的證據(jù)。但是有研究發(fā)現(xiàn)上市公司新任CEO會在接任當年通過應計和攤銷項目調(diào)減當年的盈余，并且將責任歸咎于前任CEO，而在接任后一年，新任CEO會利用應計和攤銷項目調(diào)增公司的盈余，來證實其經(jīng)營能力（Pourcian，1993；林永堅等,2013；蘇文兵等，2013)。大多數(shù)研究都沒有關注CEO變更的原因，而僅僅把CEO變更歸為一類。不同的原因?qū)е碌腃EO變更給企業(yè)帶來的影響可能是不同的。

三、研究假設

Vancil(1987)研究認為，幾乎每一個新任CEO在上任之后都將面臨幾個重要任務：首先，管理好自己的團隊，實現(xiàn)董事會期望；其次是在任期內(nèi)主導公司的戰(zhàn)略目標；最后是在任期內(nèi)第一或者第二年通過達到一個初始的業(yè)績目標來建立起自信，穩(wěn)定自己職位的任務。新任CEO在上任當年可能會進行正向盈余管理也可能會進行負向盈余管理。新任CEO進行負向盈余管理的原因主要有：首先，新任CEO進行負向盈余管理可以將公司糟糕的業(yè)績歸咎于其前任，同時還可以降低公司業(yè)績的起點；其次，應計盈余管理具有反轉(zhuǎn)的特點，操縱性應計利潤只能改變盈余的會計期間分布，對于盈余總額沒有影響，新任CEO進行負向盈余管理實際是把當期的收益儲存起來，以挪到后期提高后期業(yè)績，實現(xiàn)董事會的期望。而新任CEO在上任初期就進行正向盈余管理的原因主要是，新任CEO上任之后第一個會計年度往往是股東和董事會考核自身能力和表現(xiàn)的重要時刻，新任CEO有強烈的動機調(diào)高盈余以證實其經(jīng)營才能強于前任CEO，進而確保其在企業(yè)中的地位穩(wěn)固?；谏鲜龇治?，本文認為，CEO發(fā)生變更后，新任CEO可能進行正向盈余管理也可能進行負向盈余管理，基于此本文提出以下假設。

假設：CEO變更與企業(yè)盈余管理顯著正相關

四、研究設計

盈余管理是經(jīng)營者運用會計或者安排交易來改變財務報告，以誤導利益相關者對于公司業(yè)績的理解或者影響以報告會計數(shù)字為基礎的合約結果（Healy and Wahlen，1999）。操縱性應計盈余管理的估計采用以下方法得出。

（一）應計盈余管理強度估計

本文根據(jù)夏立軍（2003）一文中的調(diào)整后截面Jones模型估計操縱性應計盈余管理DA，DA通過以下方程計算求得：

TAi,t為公司當年的應計利潤，TAi,t=NIi,t-CFOi,t，NIi,t為公司當年凈利潤，CFOi,t為公司當年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。為公司當期與上期主營業(yè)務收入的變化量，Ai,t-1為公司上期期末總資產(chǎn)，PPEi,t是公司當年年末廠房和設備等固定資產(chǎn)原值。

（二）計量模型

上式中 α0為截距項，α1～αj為回歸系數(shù)，εi,t為隨機誤差項，變量定義如表1所示。

表1 ：變量定義

Share22為聘請的會計師事務所的行業(yè)專長，采用薛永江（2013）一文中提出的累加市場份額的方法表示，公式如下：

（三）樣本選擇

本文選取2003-2011年我國所有上市公司為研究樣本。所有數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，本文采用的計量軟件是SAS8.0。

我們共獲取初始樣本15101個，為了保證回歸結果的可靠性，按如下標準對樣本進行篩選：（1）剔除所有金融行業(yè)的樣本；（2）剔除研究期間ST和*ST的樣本；（3）剔除樣本期間任意一年變量數(shù)據(jù)缺失以及ROE絕對值大于100%的樣本；（4）剔除分年度，分行業(yè)的樣本數(shù)目少于10的樣本；此外為了排除異常值的干擾，對GROWTH進行1%的剔除異常值的處理。經(jīng)過上述處理最后得到9842個研究樣本

五、實證研究

（一）相關系數(shù)分析

計算Pearson和spearman相關系數(shù)（系數(shù)表略），從中可以看出，ABSDA與change顯著正相關，即發(fā)生CEO變更的上市公司中的盈余管理要高于未發(fā)生CEO變更的上市公司；盈余管理與事務所行業(yè)專長的spearman相關系數(shù)顯著負相關，表明經(jīng)過擁有行業(yè)專長的會計師事務所審計的上市公司的盈余管理要顯著低于未經(jīng)擁有行業(yè)專長的會計師事務所審計的上市公司。ABSDA與OWNERSHIP相關系數(shù)顯著為負，表明國有控股上市公司的盈余管理行為要顯著低于非國有控股上市公司的盈余管理，這主要是因為國有上市公司的CEO任命一般都是行政任命，CEO業(yè)績壓力相對較小。各變量間的相關系數(shù)都比較小，即各變量不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）多元回歸結果及分析

實證研究的多元回歸結果，結果顯示盈余管理（ABSDA）與 CEO變更（change）顯著正相關，即發(fā)生CEO變更的上市公司中盈余管理行為要大于未發(fā)生CEO變更的上市公司。SHARE22的系數(shù)為-0.0364，在1%水平上顯著，表明擁有行業(yè)專長的會計師事務所能夠抑制其所審計的上市公司的盈余管理行為。Ownership的系數(shù)為-0.007，在1%水平上顯著，說明國有控股上市公司的盈余管理水平低于非國有控股上市公司。Change與DA+顯著正相關，change與DA-顯著負相關，表明新上任CEO在上任初期既可能進行正向盈余管理也可能進行負向盈余管理。

（三）進一步分析研究

為了全面研究CEO變更對于上市公司盈余管理行為的影響，本文在此將CEO變更的性質(zhì)進行區(qū)分，非正常CEO變更很可能是董事會發(fā)現(xiàn)了CEO的盈余管理行為或者CEO未達到董事會預期。董事會辭退CEO就是為了對其他高管及新任CEO產(chǎn)生警示作用，尋找能夠盡職盡責不損害股東利益的CEO，因而新任CEO必然會降低企業(yè)盈余管理，避免自己被辭退。為了研究不同原因?qū)е碌腃EO變更對企業(yè)盈余管理的影響，在此單獨提取發(fā)生CEO變更的上市公司數(shù)據(jù)。將退休和任期屆滿的變更定義為正常變更（unchange=1），其他的解聘、涉案等原因定義為非正常變更(unchange=0)，回歸結果列示如表2。從表中可以看出相對于發(fā)生非正常CEO變更的上市公司而言發(fā)生正常CEO變更的上市公司的盈余管理行為要更高，即發(fā)生非正常的CEO變更的上市公司中，新任CEO會減少對盈余管理的使用。

多元回歸結果

注：*表示10%水平下的雙邊檢驗顯著；**表示5%水平下的雙邊檢驗顯著；***表示1%水平下的雙邊檢驗顯著，下同。

表2 ：區(qū)分CEO變更性質(zhì)的回歸結果

六、研究結論

實證研究結果顯示，發(fā)生CEO變更的上市公司的盈余管理水平高于未發(fā)生CEO表更的上市公司，新任CEO在上任初期既可能進行正向盈余管理也可能進行負向盈余管理。發(fā)生非正常CEO變更的上市公司的盈余管理水平要顯著低于發(fā)生正常CEO變更的上市公司，表明CEO的非正常更替能夠?qū)ι鲜泄镜墓芾韺拥挠喙芾硇袨槠鸬揭欢ǖ囊种谱饔谩?/p>

七、敏感性檢驗

為了驗證實證結果的穩(wěn)健性，本文采用會計師事務所當年的市場份額作為事務所行業(yè)專長的替代變量進行回歸，回歸結果沒有太大變化。