石貝貝，陳 乾

（1.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，北京100029；2.昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明650031）

一、引言

在現(xiàn)代企業(yè)中，高管作為企業(yè)重大經(jīng)營(yíng)決策的制定者和執(zhí)行者，對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)發(fā)展起著至關(guān)重要的作用，而高管變更無(wú)疑也會(huì)對(duì)公司的行為和決策產(chǎn)生重大影響?，F(xiàn)有研究表明，高管變更后，繼任者為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化往往會(huì)進(jìn)行盈余管理（Murphy和Zimmerman，1993［1］；Pourciau，1993［2］；朱星文等，2010［3］；魏春燕和陳磊，2015［4］；胡寧，2016［5］）。然而，現(xiàn)有學(xué)者在研究高管變更時(shí)，僅將上市公司作為一個(gè)獨(dú)立的個(gè)體進(jìn)行研究，缺乏從企業(yè)集團(tuán)的視角，探討集團(tuán)高管變更對(duì)其控股上市公司盈余管理行為的影響。

央企集團(tuán)作為企業(yè)集團(tuán)的最重要形式之一，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中具有重要地位。截至2017年，我國(guó)98家央企集團(tuán)旗下共有400多家上市公司，其中在滬、深A(yù)股上市的公司有300多家，而在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)，2005—2017年滬、深A(yù)股上市公司中由中央企業(yè)集團(tuán)控股的國(guó)有上市公司樣本比例達(dá)60%以上。隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深入以及新一輪國(guó)資國(guó)企整合的提速，央企集團(tuán)“換帥”愈發(fā)頻繁。據(jù)統(tǒng)計(jì)（1），2015年更換董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的央企集團(tuán)總計(jì)25家，2016年更換董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的央企集團(tuán)達(dá)到71家，其中包括國(guó)家電網(wǎng)、中國(guó)電信、中化集團(tuán)、華潤(rùn)集團(tuán)等大型央企集團(tuán)，也因此，央企“換帥”成為2016年十大關(guān)鍵詞之一。那么，央企“換帥”，也即央企集團(tuán)高管變更，是否具有治理效應(yīng)？現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)此鮮有討論。

基于以上理論背景和現(xiàn)實(shí)背景，本文從控股公司盈余管理這一視角出發(fā)，研究央企“換帥”的公司治理效應(yīng)，并深入探討其中的影響機(jī)制。具體地，本文以2005—2017年央企集團(tuán)控股的A股上市公司為對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”顯著降低了控股上市公司的盈余管理水平，且這一結(jié)論在緩解內(nèi)生性影響后仍然保持不變。進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用主要體現(xiàn)在變更類(lèi)型為強(qiáng)制變更或繼任高管來(lái)自集團(tuán)外部時(shí)；此外，央企“換帥”通過(guò)變更控股上市公司的高管（CEO和CFO）等途徑，提升了控股上市公司的公司治理水平，從而降低了控股上市公司的盈余管理。并且，當(dāng)控股公司治理水平相對(duì)較差時(shí)，即大股東持股比例較高以及CEO持股較少時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用更強(qiáng)。

本文的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

第一，從集團(tuán)視角豐富了公司治理理論。公司治理理論認(rèn)為，高管變更是一種有效的公司治理機(jī)制，可以約束管理者的自利行為，促使管理者采取追求公司價(jià)值最大化的決策（Jensen，1986）［6］。已有文獻(xiàn)主要圍繞高管變更的影響因素以及高管變更后的經(jīng)濟(jì)后果展開(kāi)了多方面的研究（Weisbach，1995［7］；Huson等，2004［8］；Kato和Long，2006［9］；Cao等，2006［10］；趙震宇等，2007［11］）。然而，這些文獻(xiàn)將企業(yè)視為一個(gè)獨(dú)立的個(gè)體，僅關(guān)注單一、獨(dú)立的企業(yè)高管變更對(duì)企業(yè)的影響，忽視了企業(yè)作為集團(tuán)成員時(shí)，其行為決策是否以及如何受到集團(tuán)最高領(lǐng)導(dǎo)人變更的影響。因此，本文從集團(tuán)視角研究了高管變更對(duì)控股上市公司盈余管理行為的影響，豐富和發(fā)展了公司治理理論。

第二，豐富了企業(yè)集團(tuán)領(lǐng)域的相關(guān)研究。企業(yè)集團(tuán)對(duì)控股上市公司的影響已經(jīng)被學(xué)者們所關(guān)注，學(xué)者們從不同的視角研究了企業(yè)集團(tuán)對(duì)成員企業(yè)融資約束（Shin和Park，1999［12］；He等，2013［13］）、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Khanna和Yafeh.，2005［14］；He等，2013［13］）、經(jīng) 營(yíng) 業(yè) 績(jī)（Khanna和Palepu，2000［15］；Khanna和Rivkin，2001［16］）等方面的影響。但是，已有這些研究往往關(guān)注企業(yè)集團(tuán)靜態(tài)的公司治理機(jī)制，比如金字塔結(jié)構(gòu)、系族集團(tuán)、股權(quán)設(shè)置等，尚未關(guān)注集團(tuán)的動(dòng)態(tài)公司治理特征，比如集團(tuán)領(lǐng)導(dǎo)人變更對(duì)控股上市公司行為的影響。本文從集團(tuán)領(lǐng)導(dǎo)人變更這一動(dòng)態(tài)視角，研究其對(duì)控股上市公司行為的影響。

第三，豐富了企業(yè)盈余管理領(lǐng)域的文獻(xiàn)。現(xiàn)有文獻(xiàn)在探討盈余管理時(shí)，主要從企業(yè)層面（業(yè)績(jī)、企業(yè)負(fù)債、成長(zhǎng)機(jī)會(huì)、企業(yè)規(guī)模、管理層特征、公司治理等）和宏觀層面（法律淵源、投資者保護(hù)程度、稅收政策、資本市場(chǎng)等）兩個(gè)維度對(duì)盈余管理的影響因素進(jìn)行了較為深入的研究，但這些研究忽視了從集團(tuán)高管變更的視角展開(kāi)探討。與已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部高管變更增加盈余管理的結(jié)論不同，本文發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”后，控股上市公司的盈余管理水平降低，進(jìn)而從集團(tuán)視角補(bǔ)充了盈余管理領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容。

此外，本文的研究結(jié)論為央企“換帥”的積極效果提供了實(shí)證證據(jù)，并為政府部門(mén)進(jìn)一步通過(guò)央企“換帥”推動(dòng)國(guó)企改革的舉措提供了理論依據(jù)。

余文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為本文的假設(shè)提出；第三部分為本文的研究設(shè)計(jì)；第四部分為央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理水平影響的基本實(shí)證結(jié)果，此外，該部分還通過(guò)工具變量法和PSM-DID回歸緩解了結(jié)論可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題；第五部分為機(jī)制探討；最后一部分為本文結(jié)論。

二、假設(shè)提出

由于央企集團(tuán)高管具有較高的行政級(jí)別，且集團(tuán)內(nèi)部的公司治理結(jié)構(gòu)存在諸多缺陷，使得央企高管在集團(tuán)內(nèi)部往往較為強(qiáng)勢(shì)（李文貴等，2017）［17］，因此，央企高管變更即央企“換帥”毫無(wú)疑問(wèn)也會(huì)對(duì)集團(tuán)內(nèi)部的控股上市公司行為產(chǎn)生較大影響。就盈余管理而言，本文認(rèn)為，央企“換帥”會(huì)在一定程度上影響控股上市公司的盈余管理行為，具體理由如下：

一方面，本文認(rèn)為，基于“迎合效應(yīng)”假說(shuō)，央企“換帥”會(huì)增加控股上市公司的盈余管理，即控股上市公司的高管為了“迎合”新任央企集團(tuán)高管，有動(dòng)機(jī)為了個(gè)人職業(yè)晉升需求，提高所在企業(yè)的盈余管理水平，以獲得良好的業(yè)績(jī)表現(xiàn)。具體來(lái)說(shuō)，央企集團(tuán)高管變更后，新任的央企高管為了完成國(guó)家戰(zhàn)略布局以及在自身的政治晉升錦標(biāo)賽中獲勝，常常會(huì)對(duì)集團(tuán)以及控股上市公司的高管團(tuán)隊(duì)進(jìn)行整合與重組。因此，控股上市公司的高管存在一定的晉升機(jī)會(huì)（楊瑞龍等，2013）［18］。為了給新任的央企集團(tuán)高管留下“好印象”，為自己未來(lái)的晉升增加籌碼，控股上市公司的高管有動(dòng)機(jī)在央企集團(tuán)高管變更的當(dāng)年通過(guò)正向盈余管理調(diào)增利潤(rùn)，從而提供高出“實(shí)際”的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，以“迎合”新任的集團(tuán)高管。因此，本文預(yù)期，基于“迎合效應(yīng)”，央企“換帥”會(huì)增加控股上市公司的盈余管理。

另一方面，基于“信息需求”假說(shuō)，央企“換帥”也可能會(huì)降低控股上市公司的盈余管理水平。信息是決策中必須依賴(lài)的關(guān)鍵要素（Akerlof，1970）［19］，信息越及時(shí)、越充分、越真實(shí)，據(jù)此做出的決策就越準(zhǔn)確、越科學(xué)（Duarte等，2008［20］；毛新述等，2013［21］）。對(duì)于新上任的央企高管來(lái)說(shuō)，要想有的放矢地開(kāi)展工作，無(wú)疑需要對(duì)集團(tuán)內(nèi)部所有企業(yè)的真實(shí)經(jīng)營(yíng)情況進(jìn)行了解，獲取相關(guān)信息。一般來(lái)說(shuō)，高管獲取信息的渠道包括正式和非正式兩種途徑：非正式途徑是指通過(guò)正式組織結(jié)構(gòu)以外的途徑進(jìn)行的信息傳遞和交流，比如通過(guò)與下級(jí)管理層的個(gè)人關(guān)系，獲得下屬企業(yè)的經(jīng)營(yíng)情況信息；正式途徑則是通過(guò)正式的組織結(jié)構(gòu)，即控股公司提交的財(cái)務(wù)報(bào)告等資料，來(lái)了解控股公司的經(jīng)營(yíng)狀況（Armstrong等，2010［22］；Piotroski和Wong，2012［23］）。由于集團(tuán)核心領(lǐng)導(dǎo)發(fā)生變更，且新任的領(lǐng)導(dǎo)往往是政府任命，與控股公司的管理層之間很少存在直接、緊密的關(guān)系，此時(shí)難以通過(guò)非正式溝通渠道獲取信息。因此，新任高管會(huì)更傾向于依賴(lài)正式渠道獲取信息，即通過(guò)控股上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表信息獲取信息。而出于對(duì)控股上市公司真實(shí)情況了解的需求，新任央企高管會(huì)加大對(duì)控股上市公司財(cái)務(wù)信息真實(shí)性的監(jiān)督，比如通過(guò)變更控股上市公司的高管等，以獲取真實(shí)可靠的信息，從而發(fā)揮其治理功能，減少控股上市公司的盈余管理行為。該假說(shuō)也即“治理效應(yīng)”假說(shuō)。

基于以上分析，本文提出相對(duì)立的假設(shè)1、假設(shè)2。

H1：若“迎合效應(yīng)”假說(shuō)占主導(dǎo)地位，則央企“換帥”會(huì)增加控股上市公司的盈余管理水平；

H2：若“信息效應(yīng)”即“治理效應(yīng)”假說(shuō)占主導(dǎo)地位，則央企“換帥”會(huì)降低控股上市公司的盈余管理水平。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本篩選

本文的研究對(duì)象為2005—2017年實(shí)際控制人為中央企業(yè)的全部A股上市公司（2）。針對(duì)央企集團(tuán)高管變更的具體信息，本文采用手工搜集的方式獲取相關(guān)資料，具體步驟為：首先，從國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“國(guó)資委”）官網(wǎng)檢索2003年央企集團(tuán)名錄共189家，并根據(jù)網(wǎng)站披露的歷年來(lái)中央企業(yè)重組與更名等各項(xiàng)情況，確定2005年初劃歸國(guó)資委管轄的中央企業(yè)共178家；其次，根據(jù)國(guó)資委官網(wǎng)公布的央企高管變更信息整理央企高管變更的數(shù)據(jù)，并進(jìn)一步從人民網(wǎng)、公司官網(wǎng)、百度、新浪、網(wǎng)易新聞、新浪財(cái)經(jīng)人物、中國(guó)共產(chǎn)黨新聞網(wǎng)、網(wǎng)易財(cái)經(jīng)、搜狐新聞等網(wǎng)站補(bǔ)充央企高管變更的具體信息，如變更原因、繼任來(lái)源、離職去向及新任高管的個(gè)人信息等；最后，將手工搜集的央企高管變更數(shù)據(jù)與CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中最終控制人為國(guó)資委的公司進(jìn)行匹配，確定2005—2017年全部央企控股的上市公司為本文的研究對(duì)象。此外，本文涉及的各項(xiàng)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

參照已有研究，本文對(duì)樣本進(jìn)行了如下處理：①剔除金融、保險(xiǎn)等行業(yè)樣本；②剔除資不抵債或負(fù)債率小于0的樣本；③剔除被ST、*ST以及PT的樣本；④剔除IPO上市當(dāng)年的樣本；⑤剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；⑥對(duì)于同一年度央企高管發(fā)生多次變更時(shí)，本文僅保留最后一次變更（3）；⑦為消除極端值的影響，本文對(duì)涉及的所有連續(xù)變量在1%和99%水平下進(jìn)行了Winsorize處理。

（二）關(guān)鍵變量的界定

（1）盈余管理。Dechow等（1995）［24］研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過(guò)截面修正的Jones模型能更好地反映企業(yè)盈余管理水平。因此，本文采用修正的Jones模型計(jì)算可操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，記為EM_Jones（1995）。此外，為了保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還基于Francis等（2005）［25］的現(xiàn)金流量模型估計(jì)應(yīng)計(jì)盈余管理指標(biāo)，該變量記為EM_Francis（2005）。由于可操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)數(shù)值的正、負(fù)均能反映企業(yè)對(duì)盈余的操縱程度，因此，本文對(duì)EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）取絕對(duì)值處理，從而獲得盈余管理指標(biāo)。

（2）央企高管變更。借鑒已有研究，本文將央企高管定義為董事長(zhǎng)或總經(jīng)理。為了考察央企高管變更（央企“換帥”）對(duì)控股上市公司盈余管理的影響，本文設(shè)置了央企高管變更的變量Change，具體而言，如果央企高管當(dāng)年發(fā)生變更，則Change取1，否則取0。

（三）實(shí)證模型設(shè)計(jì)

借鑒已有研究（杜興強(qiáng)等，2017）［26］，本文設(shè)計(jì)如下模型對(duì)本文的研究問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，EM為應(yīng)計(jì)盈余管理，是本文核心被解釋 變 量，采 用EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行度量；Change為本文核心解釋變量，即央企高管是否變更；Controls為本文控制變量，參照已有研究（陳德球和陳運(yùn)森，2018［27］；黃華等，2020［28］），本文控制變量的選取主要包括影響企業(yè)盈余管理的各變量，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa）、企業(yè)成長(zhǎng)性（Growth）、盈余管理柔性（Inverc）、是否存在避虧行為（Avloss）。此外，由于企業(yè)公司治理因素（如持股狀況）也會(huì)直接影響企業(yè)的盈余管理水平（孫光國(guó)等，2015［29］），而財(cái)務(wù)報(bào)表是否由四大會(huì)計(jì)所審計(jì)會(huì)影響企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表的質(zhì)量，從而對(duì)企業(yè)盈余管理產(chǎn)生影響，因此，本文進(jìn)一步控制了公司治理等相關(guān)變量，如股權(quán)集中度（Top1）、管理層持股比例（Manshare）、企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表的盈余管理是否“四大”審計(jì)（Big4），并在后續(xù)研究中同時(shí)控制上述變量，各變量的具體含義與計(jì)算方式見(jiàn)表1所列。本文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，并且在回歸中控制了公司個(gè)體固定效應(yīng)（μi）以及年度固定效應(yīng)（ζt）。為了在一定程度上緩解內(nèi)生性問(wèn)題，本文對(duì)所有解釋變量采取滯后一期處理。

表1 各變量定義與計(jì)算方式

續(xù)表1

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

為更清晰地了解樣本期間央企高管變更情況，本文首先分年度對(duì)央企高管變更的具體情況進(jìn)行初步統(tǒng)計(jì)分析，具體見(jiàn)表2所列。

表2 分年度變更情況

由表2可知，自2005起，央企集團(tuán)高管變更的頻率整體呈上升趨勢(shì)，且十八大以后，隨著國(guó)有企業(yè)改革的深入推進(jìn)，央企高管變更的數(shù)量迅速增加。2013年，有89家央企“換帥”，占當(dāng)年所有央企數(shù)量的31.34%，這一比例在2016年上升至42.34%，這些數(shù)據(jù)側(cè)面反映了我國(guó)國(guó)企改革逐步推進(jìn)的過(guò)程。同時(shí)，在這些變更事件中，有相當(dāng)一部分變更屬于強(qiáng)制變更，比如在十八大當(dāng)年（2012），央企高管強(qiáng)制變更的數(shù)量占總變更數(shù)量的67.5%，繼任高管來(lái)自央企集團(tuán)外部的比例占32.5%。并且在十八大之后，兩者比例仍呈較高水平，這也進(jìn)一步反映了政府部門(mén)大刀闊斧、不斷推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革的決心。

此外，本文還對(duì)涉及的主要研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，具體結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表3可知，采用不同方法計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余管理指標(biāo)，EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）的均值分別為0.073和0.054，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.088和0.064；而央企“換帥”變量（Change）的均值為0.194，說(shuō)明央企控股的A股上市公司中，平均每年有近20%的公司面臨集團(tuán)高管的變更。公司規(guī)模（Size）的均值是21.983，中位數(shù)是21.784；負(fù)債率（Lev）的均值是0.533，中位數(shù)是0.539；盈利水平（Roa）的均值是0.026，中位數(shù)是0.028；公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)（Growth）的均值是0.290，中位數(shù)是0.122；盈余管理柔性（Inverc）的均值是0.277，中位數(shù)是0.261；第一大股東持股比例（Top1）的均值是0.410，中位數(shù)是0.417；是否避虧變量（Avloss）的均值是0.065，中位數(shù)是0；其余變量的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量均與現(xiàn)有文獻(xiàn)相近，在此不再贅述。

四、實(shí)證結(jié)果

在本部分，首先檢驗(yàn)央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的影響，并且為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，通過(guò)兩階段工具變量法以及PSM-DID方法緩解結(jié)論可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

（一）央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：基本結(jié)果

為檢驗(yàn)央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的影響，本文采用模型（1）對(duì)全樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表4所列。表4的列（1）為采用EM_Jones（1995）度量盈余管理指標(biāo)，僅控制公司財(cái)務(wù)因素的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，本文的核心關(guān)鍵變量Change的回歸系數(shù)為-0.012，并且在5%的水平下顯著；列（2）進(jìn)一步控制了公司的治理因素，此時(shí)Change的回歸系數(shù)為-0.013，且在1%的水平下顯著。表4的列（3）和列（4）為采用EM_Francis（2005）度量盈余管理的檢驗(yàn)結(jié)果，Change的回歸系數(shù)均為-0.011，且均在1%的水平下顯著。這些結(jié)果初步支持了央企“換帥”的“信息需求”假說(shuō)，即央企“換帥”降低了控股上市公司的盈余管理水平，H1得到驗(yàn)證。除統(tǒng)計(jì)顯著性之外，回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義也十分明顯。以列（2）為例，在控制其他變量的情況下，“換帥”的央企控股下的上市公司盈余管理水平比未“換帥”的央企控股下的上市公司盈余管理水平低0.013，為樣本均值的17.8%，現(xiàn)實(shí)意義可見(jiàn)一斑。

表4 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：基本結(jié)果

此外，表4中其余各控制變量表明，企業(yè)規(guī)模越（Size）大其盈余管理水平更低，企業(yè)負(fù)債率（Lev）越高其盈余管理水平更高等，這些結(jié)論與已有研究結(jié)論相近，此處不再贅述。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

央企“換帥”與控股上市公司盈余管理之間的負(fù)向關(guān)系還可能受到內(nèi)生性的干擾。例如，當(dāng)企業(yè)采取較高程度的盈余管理時(shí)，不僅可能導(dǎo)致企業(yè)自身財(cái)務(wù)報(bào)表利潤(rùn)虛高，也使集團(tuán)公司合并報(bào)表的利潤(rùn)虛高，從而使集團(tuán)高管的業(yè)績(jī)考核績(jī)效更好，降低其被更換的概率。又或者央企“換帥”的樣本公司與央企未“換帥”的樣本公司在一些不可觀測(cè)的公司特征上存在一定差異，以及兩類(lèi)樣本公司的特征也存在一定差異，這些差異可能會(huì)同時(shí)影響央企“換帥”與控股上市公司的盈余管理行為，從而造成樣本選擇偏差。此外，還可能存在遺漏變量問(wèn)題。這些問(wèn)題均有可能導(dǎo)致央企“換帥”與控股上市公司盈余管理之間呈現(xiàn)偽相關(guān)關(guān)系，從而降低本文研究結(jié)論的可信度。

為保證前文結(jié)論穩(wěn)健性，本文首先使用兩階段工具變量法來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題。國(guó)企改革以來(lái)，尤其是國(guó)資委成立后，國(guó)企管理進(jìn)入新階段（項(xiàng)安波，2018［30］；王東京，2019［31］）。黨的十八大以來(lái)，國(guó)企改革不斷深入，為了追蹤改革動(dòng)態(tài)，國(guó)資委網(wǎng)站的“央企聯(lián)播”版塊頒布了各央企集團(tuán)的發(fā)展動(dòng)態(tài)，為央企集團(tuán)改革及發(fā)展指明方向。本文采用樣本前三年涉及具體央企集團(tuán)名稱(chēng)并且內(nèi)容涵蓋“改革”的新聞數(shù)占當(dāng)年該央企集團(tuán)新聞總數(shù)的比例（News）作為工具變量，具體操作步驟為：從國(guó)資委網(wǎng)站“新聞發(fā)布”部分的“央企聯(lián)播”版塊，搜集各個(gè)央企集團(tuán)的新聞，并確認(rèn)含有“改革”內(nèi)容的新聞數(shù)量，然后除以當(dāng)年該央企集團(tuán)的新聞總數(shù)，從而得出每一個(gè)觀測(cè)年度對(duì)應(yīng)的該央企集團(tuán)的新聞?wù)急龋疚娜颖厩叭暝摫戎档木底鳛楣ぞ咦兞?。由于“央企?lián)播”版塊的新聞是國(guó)資委從央企集團(tuán)所有新聞中有選擇選取的集團(tuán)報(bào)道信息，改革新聞?wù)急仍谝欢ǔ潭壬象w現(xiàn)了國(guó)資委對(duì)央企集團(tuán)的改革關(guān)注度。該比值越高，說(shuō)明國(guó)資委對(duì)該集團(tuán)改革越為重視，該集團(tuán)改革的迫切性也相對(duì)更高，從而更容易引發(fā)集團(tuán)“換帥”。但是國(guó)資委選取的新聞并不會(huì)直接對(duì)集團(tuán)控股上市公司的盈余管理行為產(chǎn)生直接的影響。因此，該指標(biāo)滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求，具體工具變量檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5所列。

表5 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：2SLS工具變量檢驗(yàn)

第一階段的檢驗(yàn)結(jié)果表明，央企集團(tuán)近三年平均“改革”關(guān)注度越高，央企高管越容易發(fā)生變更。Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為18.235，大于Stock和Yogo（2005）［32］所列出的10%水平下的F臨界值16.38。由表5列（2）和列（3）可知，Change變量的回歸系數(shù)分別為-0.204和-0.143，并且分別在5%的顯著性水平下顯著。這一結(jié)果表明，在緩解內(nèi)生性干擾后，原文結(jié)論仍然保持不變，從而進(jìn)一步說(shuō)明前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了進(jìn)一步緩解樣本選擇偏差以及反向因果帶來(lái)的內(nèi)生性干擾，本文還進(jìn)一步采用PSM-DID方法進(jìn)行內(nèi)生性處理。首先確定處理組，即央企高管發(fā)生變更的公司樣本以及控制組樣本（央企高管未發(fā)生變更的公司樣本）；然后采用傾向得分匹配法，使用本文模型（1）中所有控制變量維度，采用最近鄰匹配方法（1∶1）為處理組樣本匹配特定的控制組樣本，匹配后，主要控制變量在兩組中已無(wú)顯著差異；最后，采用匹配之后的處理組和控制組樣本進(jìn)行如下檢驗(yàn)。相應(yīng)的估計(jì)模型如下：

該模型為雙向固定效應(yīng)模型，其中：被解釋變量為盈余管理變量；Treat×post為組間虛擬變量Treat與時(shí)間虛擬變量Post的交乘項(xiàng)。具體來(lái)說(shuō)，對(duì)于處理組公司，即央企高管發(fā)生變更的樣本，Treat取1；對(duì)于控制組公司，即央企高管未發(fā)生變更的樣本，Treat取0。Post為時(shí)間虛擬變量，當(dāng)Post=1時(shí)表示央企“換帥”后的年度，Post=0為央企“換帥”之前的年度（4）?？刂谱兞康慕缍ㄅc模型（1）保持一致。交互項(xiàng)Treat×post的系數(shù)β1衡量央企高管變更相對(duì)于無(wú)變更對(duì)控股上市公司盈余管理的影響。

需要說(shuō)明的是，本文參考Jiang等（2013）［33］以及姜付秀等（2016）［34］的做法，選擇央企“換帥”前后至少2年作為研究窗口。同時(shí)，對(duì)于一些央企高管變更比較頻繁的情況，本文要求新任的央企高管任職時(shí)間不少于2年，且變更前后至少各有2年的觀測(cè)數(shù)據(jù)。對(duì)于連續(xù)多次變更的事件，本文要求兩次變更的間隔不小于4年，否則只取最后一次變更的事件。相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6所列。

表6 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：PSM-DID

總體而言，在通過(guò)兩階段工具變量法和PSMDID方法處理了內(nèi)生性后，前文的結(jié)論仍然保持不變，從而在一定程度上說(shuō)明前文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步保證表4結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步采用變更央企“換帥”度量方法、增加控制變量方式對(duì)表4的結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，變更央企“換帥”的度量方法，如果央企“換帥”時(shí)間發(fā)生在上半年，則令變更當(dāng)年的Change變量為1；如果央企“換帥”時(shí)間發(fā)生在下半年，則令變更次年的Change變量為1；其他情況Change取值為0。重新進(jìn)行模型（1）的檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表7列（1）、列（2）所列。

其次，由于上市公司治理狀況與外界因素等均會(huì)對(duì)企業(yè)盈余管理產(chǎn)生一定影響，本文進(jìn)一步控制了其他可能會(huì)影響上市公司盈余管理的因素，包括CEO背景特征（年齡、性別、學(xué)歷）、董事長(zhǎng)背景特征（年齡、性別、學(xué)歷）、董事會(huì)特征（董事會(huì)規(guī)模、董事長(zhǎng)總經(jīng)理是否兩職位合一、董事會(huì)獨(dú)立性）、宏觀因素（上市公司注冊(cè)地市場(chǎng)化程度、上市公司注冊(cè)地省長(zhǎng)或省委書(shū)記是否發(fā)生變更）（5）。重新根據(jù)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表7列（3）和列（4）所列。

表7 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：穩(wěn)健性檢驗(yàn)(6)

續(xù)表7

由表7的列（1）和列（2）檢驗(yàn)結(jié)果可知，在替換了央企“換帥”的度量方法后，前文的結(jié)論仍然保持不變，即央企高管變更抑制了控股上市公司的盈余管理水平，進(jìn)一步說(shuō)明了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。且由列（3）和列（4）可知，在增加了其他可能增加控股上市公司盈余管理的控制變量后，Change變量仍然顯著為負(fù)，前文的結(jié)論并未發(fā)生改變，同樣說(shuō)明了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

（一）考慮變更方式與繼任來(lái)源

前文研究發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”降低了控股上市公司的盈余管理水平。本文的分析邏輯是新上任的集團(tuán)高管基于“信息需求”假說(shuō)，會(huì)加大對(duì)控股上市公司財(cái)務(wù)信息的監(jiān)督，從而提升控股上市公司治理水平，降低控股上市公司盈余管理水平。如果前文基于“信息需求”假說(shuō)的分析合理，那么可以預(yù)期，當(dāng)對(duì)控股上市公司的信息需求更大時(shí)，比如當(dāng)央企集團(tuán)高管發(fā)生強(qiáng)制變更、繼任高管來(lái)源于集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用應(yīng)該更大。

根據(jù)已有研究，相比高管非強(qiáng)制變更以及高管內(nèi)部繼任，高管發(fā)生強(qiáng)制性變更以及外部繼任時(shí)，對(duì)公司的信息需求更大，因此其公司治理作用更強(qiáng)，表現(xiàn)在治理效率更高（劉星等，2012）［35］、業(yè)績(jī)更好（Dasgupta等，2018）［36］。因此，本文預(yù)期，當(dāng)央企高管發(fā)生強(qiáng)制性變、繼任高管來(lái)自集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司帶來(lái)的治理作用更大，也即對(duì)盈余管理的抑制作用會(huì)更大。為了驗(yàn)證這一預(yù)期，本文首先將強(qiáng)制變更變量（7）（Force_Change）與非強(qiáng)制變更變量（Unforce_Change）替換原有Change變量并帶入回歸模型（1），結(jié)果見(jiàn)表8的列（1）和列（2）所列。類(lèi)似地，本文將內(nèi)部繼任變量（In_Change）與外部繼任變量（Ex_Change）（8）替換基本模型中的Change變量進(jìn)行回歸，得出的結(jié)果見(jiàn)表8的列（3）、列（4）所列。

表8 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：考慮變更方式與繼任來(lái)源

由表8的列（1）和列（2）可知，強(qiáng)制變更變量（Force_Change）的回歸系數(shù)分別為-0.014和-0.006，且分別在1%和10%的水平下負(fù)向顯著，而非強(qiáng)制變更變量（Unforce_Change）的回歸系數(shù)均不顯著，說(shuō)明央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用主要是由于強(qiáng)制性變更導(dǎo)致。而由表8的列（3）和列（4）可知，外部繼任變量（In_change）的回歸系數(shù)分別為-0.012和-0.007，并且均在5%的水平下負(fù)向顯著，這一結(jié)果表明，當(dāng)繼任高管來(lái)自集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用更大，而內(nèi)部繼任的高管對(duì)控股上市公司盈余管理的影響并沒(méi)有顯著影響。

根據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果，選擇乙醇濃度(A)、浸提時(shí)間(B)、浸提溫度(C)和浸提pH(D)4個(gè)因素，采用Box-Behnken Design響應(yīng)面分析法確定最優(yōu)提取條件(表1)。從表 2可知，方案15的提取量最高，為4.94 mg/100g；其次是方案7和方案18，提取量分別為4.77 mg/100g和4.72 mg/100g；方案26的提取量最低，僅為2.73 mg/100g。對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行多元線性回歸擬合分析得提取量(Y)與各因素間的二次多項(xiàng)回歸方程：

表8 的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了前文的預(yù)期，即央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用主要集中在央企高管發(fā)生強(qiáng)制性變更以及繼任高管來(lái)自集團(tuán)外部時(shí)。這一結(jié)論也進(jìn)一步驗(yàn)證了前文的核心分析邏輯，即央企“換帥”通過(guò)對(duì)真實(shí)信息的需求，提升了控股上市公司的治理水平，從而降低了控股上市公司的盈余管理行為。

（二）考慮央企“換帥”與控股上市公司高管變更

前文研究結(jié)果基本驗(yàn)證了基于“信息需求”假說(shuō)，新任高管會(huì)加強(qiáng)對(duì)控股上市公司的監(jiān)督，提升控股上市公司的治理水平，從而降低控股上市公司的盈余管理。那么，新任高管會(huì)通過(guò)何種途徑加強(qiáng)對(duì)控股上市公司的監(jiān)督呢？本文預(yù)期，為了確保從控股上市公司獲得真實(shí)、可靠的財(cái)務(wù)信息，新任高管可能會(huì)更傾向于替換原有的控股上市公司高管，并聘用自己更信任、與自己價(jià)值觀更一致的高管，從而保證真實(shí)財(cái)務(wù)信息的生成與供給。通過(guò)替換控股上市公司中對(duì)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量起決定性作用的內(nèi)部高管，新任的集團(tuán)高管可以對(duì)控股上市公司財(cái)務(wù)信息的內(nèi)部生成進(jìn)行嚴(yán)格把控，從而確保其獲取信息的真實(shí)、可靠性。為了驗(yàn)證這一預(yù)期，本文在該部分進(jìn)一步檢驗(yàn)央企“換帥”是否會(huì)引起控股上市公司的高管變更。由于上市公司的CEO和CFO對(duì)公司財(cái)務(wù)信息的生成和處理具有決定性權(quán)力，因此，本文在該部分檢驗(yàn)央企“換帥”是否增加了控股上市公司CEO和CFO的變更概率。采用Conditional Logit固定效應(yīng)回歸，結(jié)果見(jiàn)表9的列（1）、列（4）所列。

表9 央企“換帥”與控股上市公司高管變更

續(xù)表9

由表9第（1）列可知，央企“換帥”變量（Change）對(duì)CEO變更變量（CEO-Turnover）的回歸系數(shù)為0.318，且在5%的水平下顯著，說(shuō)明央企“換帥”增加了控股上市公司CEO變更的概率。同時(shí)，由表9第（4）列可知，央企“換帥”變量（Change）對(duì)CFO變更變量（CFO-Turnover）的回歸系數(shù)為0.412，并在1%的水平下顯著，表明央企高管變更后，也增加了控股上市公司CFO變更的概率。表9的結(jié)果基本驗(yàn)證了前文的分析邏輯，即新任集團(tuán)高管傾向于通過(guò)變更控股上市公司的高管，尤其是CEO和CFO，加強(qiáng)對(duì)控股上市公司的監(jiān)管，從而降低控股上市公司的盈余管理水平。

進(jìn)一步地，如果央企“換帥”可以通過(guò)變更控股上市公司的高管發(fā)揮作用，那么本文應(yīng)該能夠發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用在上市公司內(nèi)部高管發(fā)生變更時(shí)更大。由表9的列（2）和列（3）可知，央企“換帥”與CEO變更的交乘項(xiàng)（Change×CEO-Turnover）回歸系數(shù)為-0.028和-0.015，且均在5%的水平下顯著，說(shuō)明當(dāng)控股上市公司CEO發(fā)生變更時(shí)，央企“換帥”對(duì)其盈余管理的抑制作用更大。表9的列（1）-（3）基本表明，央企“換帥”能夠通過(guò)更換控股公司CEO，降低控股上市公司的盈余管理水平。進(jìn)一步地，采用CFO變更的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明，央企“換帥”同樣能夠通過(guò)更換控股公司的CFO，降低控股上市公司的盈余管理水平，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表9的列（4）-（6）所列。表9的結(jié)論基本驗(yàn)證了前文的分析邏輯，即央企“換帥”會(huì)通過(guò)變更控股上市公司高管這種渠道提升控股上市公司的治理水平，進(jìn)而降低控股公司的盈余管理水平。

（三）考慮控股上市公司治理水平

前文驗(yàn)證了央企“換帥”可以通過(guò)變更控股上市公司的高管，提升控股公司的治理水平，降低控股公司的盈余管理水平。為了進(jìn)一步驗(yàn)證這一分析邏輯的嚴(yán)謹(jǐn)性，本文進(jìn)一步考慮控股上市公司治理水平這一因素，檢驗(yàn)控股上市公司在不同的公司治理水平下，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用是否存在差異。如果前文的分析合理，即央企新任高管提升了控股上市公司的治理水平，抑制了其盈余管理水平，那么，本文可以預(yù)期，當(dāng)控股上市公司治理水平相對(duì)較差時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理水平的抑制作用應(yīng)該會(huì)更大。

已有研究表明，大股東持股比例較高時(shí)，會(huì)通過(guò)各種可能的“隧道行為”從上市公司轉(zhuǎn)移財(cái)富，從而侵害中小股東利益，因此，公司的代理問(wèn)題較為嚴(yán)重（張祥建和徐晉，2005［37］；呂長(zhǎng)江和肖成民，2006［38］；汪昌云和孫艷梅，2010［39］；Wang和Xiao，2011［40］；Zhang等，2014［41］）。而管理層持股則能夠發(fā)揮“利益協(xié)同效應(yīng)”（allignment effect），有助于解決內(nèi)部管理者與外部股東間的代理沖突問(wèn)題（Jensen和Meckling，1976）［42］，從而降低公司的代理問(wèn)題（Warfield等，1995［43］）。因此，該部分選取了第一大股東持股比例高低（Dum_top1）和CEO持股比例高低（CEOShare）作為控股上市公司治理水平的代理變量，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較高或CEO持股比例較低時(shí)，代表控股上市公司的公司治理水平較差。據(jù)此檢驗(yàn)在不同的公司治理水平下，央企“換帥”對(duì)控股上市公司的盈余管理水平的抑制作用是否存在差異。

借鑒已有研究，本文將同年度同行業(yè)中第一大股東持股比例高于行業(yè)中位數(shù)的公司界定為大股東持股比例高的公司，此時(shí)Dum_top1變量取值為1，反之取0，并將其與央企“換帥”變量（Change）做交乘項(xiàng)，納入模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)；類(lèi)似地，本文也將CEO持股比例是否較高變量與央企“換帥”變量（Change）做交乘項(xiàng)，納入模型（1），分別進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表10所列。

表10 央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：考慮公司治理水平

由表10的列（1）和列（2）可知，大股東持股比例是否較高變量（Dum_top1）與央企“換帥”變量（Change）的交乘項(xiàng)（Change×Dum_top1）系數(shù)分別為-0.020和-0.016，并且分別在5%和1%的顯著性水平下顯著。說(shuō)明當(dāng)控股上市公司大股東持股比例較高即其公司治理水平較差時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用更大。而從表10的列（3）和列（4）可以發(fā)現(xiàn)，CEO持股比例是否較高變量（CEO_Share）與央企“換帥”變量（Change）的交乘項(xiàng)（Change×CEO_Share）系數(shù)分別為0.488和0.388，且分別在5%和1%的水平下顯著。這一結(jié)果表明，當(dāng)CEO持股比例較高，即公司治理水平較高時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用得到緩解；相反，當(dāng)CEO持股比例較低即公司治理水平較差時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用得到加強(qiáng)。表10的檢驗(yàn)結(jié)果基本驗(yàn)證了前文的預(yù)期，即央企“換帥”提升了控股上市公司的治理水平，從而抑制了其盈余管理水平。這一發(fā)現(xiàn)也進(jìn)一步驗(yàn)證前文機(jī)制分析的合理性。

六、結(jié)論與啟示

本文采用2005—2017年A股上市公司中最終控制人為中央企業(yè)集團(tuán)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”顯著降低了控股上市公司的盈余管理，且該結(jié)論在經(jīng)過(guò)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。同時(shí)，當(dāng)新任央企集團(tuán)高管對(duì)控股上市公司的信息需求更大時(shí)，即當(dāng)央企高管發(fā)生強(qiáng)制性變更、繼任高管來(lái)自央企集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用更大；進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)，央企高管通過(guò)變更控股上市公司的高管，提升了控股上市公司的治理水平，從而降低了控股上市公司的盈余管理水平。并且，在控股上市公司治理水平相對(duì)較差時(shí)，即大股東持股較高以及CEO持股比例較低時(shí)，央企“換帥”對(duì)控股上市公司盈余管理的抑制作用更大。

本文的研究結(jié)論豐富了公司治理理論以及企業(yè)集團(tuán)盈余管理領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，并對(duì)國(guó)有企業(yè)改革的效果給出了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為進(jìn)一步積極推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革提供一定啟示。當(dāng)然，隨著國(guó)企改革的進(jìn)一步深入，央企“換帥”更加頻繁，還需要央企與控股上市公司共同探索以下幾點(diǎn)：一是如何鞏固央企“換帥”帶來(lái)的正面效果。本文從盈余管理的角度發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”能夠改善控股上市公司治理水平，但是本文的研究時(shí)限是在“換帥”后的第一年，國(guó)企改革的初衷是要長(zhǎng)期提高國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率，因此，以“換帥”為手段的改革是否能夠在長(zhǎng)期改善央企集團(tuán)整體經(jīng)營(yíng)效果，需要學(xué)術(shù)界與央企集團(tuán)共同探討；二是探索央企集團(tuán)母公司與子公司互動(dòng)機(jī)制，完善央企改革的效果。央企“換帥”后，會(huì)提高控股上市公司高管變更可能性，新的管理團(tuán)隊(duì)組建后，兩者之間互動(dòng)效率的高低直接關(guān)系到央企“換帥”的改革成效，且央企高管在央企集團(tuán)較為強(qiáng)勢(shì)，降低這種強(qiáng)勢(shì)管理下的負(fù)面效應(yīng)，增加新的管理團(tuán)隊(duì)間的互動(dòng)，提高集團(tuán)內(nèi)資源配置效率，能夠更好地促進(jìn)央企集團(tuán)整體發(fā)展。

除此之外，本文的研究也為未來(lái)的研究提供了新的思考：首先，央企“換帥”作為國(guó)企改革的重要手段之一，能夠迅速改善控股上市公司整體治理效果，但由于央企受到外部監(jiān)督水平更高，治理效果的改善迅速體現(xiàn)在能夠?yàn)橥饨缢P(guān)注到的賬面盈余管理中，但是對(duì)賬面外的隱性變化是否存在負(fù)面效應(yīng)，是否存在“面子工程”，如為了追求利潤(rùn)效應(yīng)降低企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)、忽視創(chuàng)新等行為還需要學(xué)術(shù)界進(jìn)一步探討。其次，央企“換帥”的類(lèi)型存在強(qiáng)制性變更與非強(qiáng)制性變更、外部繼任與內(nèi)部繼任等多種分類(lèi)，每種類(lèi)別下對(duì)控股上市公司治理效果存在一定差異，怎樣的變更才是更適合央企集團(tuán)改革的變更類(lèi)型？或針對(duì)不同企業(yè)的特點(diǎn)是否存在更適合的變更類(lèi)型？諸如此類(lèi)問(wèn)題均需要學(xué)術(shù)界今后進(jìn)一步進(jìn)行相應(yīng)研究。

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（1）相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為本文根據(jù)國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站人事任免信息整理所得。

（2）2003年，國(guó)家成立國(guó)資委，統(tǒng)一負(fù)責(zé)央企的管理，2003年國(guó)資委下轄央企共189戶(hù)，基于數(shù)據(jù)搜集的限制，本文的研究樣本區(qū)間為2005—2017年。

（3）控股上市公司的盈余管理行為往往是在當(dāng)年期末進(jìn)行，此時(shí)對(duì)該行為影響最大的一次變更應(yīng)是上一期央企最后任職的高管，因此，對(duì)于同年度央企高管多次變更的樣本，取最后一次變更較為合理。此外，本文還采取其他處理方法，比如保留第一次變更、保留任職時(shí)間最長(zhǎng)的變更，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，文章結(jié)論并沒(méi)有發(fā)生變化。

（4）對(duì)于控制組Post變量的設(shè)定，我們對(duì)控制組樣本虛擬一個(gè)變更時(shí)點(diǎn)（年份），要求虛擬的變更時(shí)點(diǎn)前后各至少有兩年的觀測(cè)樣本。對(duì)于虛擬的變更時(shí)點(diǎn)之后的樣本，Post變量取1；相反地，對(duì)變更時(shí)點(diǎn)之前的樣本，Post變量取0。

（5）相關(guān)變量界定如下：CEO年齡（CEOage）=ln（樣本公司所在年度-CEO出生年份）；CEO性別若為男性，則CEOgender=1，否則為0；CEO學(xué)歷若為博士，則CEOedu=5，若為碩士，則CEOedu=4；若為本科，則CEOedu=3；若為專(zhuān)科，則CEOedu=2；若為高中及以下，則CEOedu=1；董事長(zhǎng)年齡（Chairage）、性別（Chairgender）、學(xué)歷（Chairedu）的界定方法與CEO類(lèi)似；董事會(huì)規(guī)模（Board）=ln（董事會(huì)總?cè)藬?shù)）；董事長(zhǎng)與總經(jīng)理若兩職合一，則Dual=1，否則為0；董事會(huì)獨(dú)立性（Indep）采用獨(dú)立董事人數(shù)占董事規(guī)模的比例度量；上市公司注冊(cè)地市場(chǎng)化程度變量（Marketization index）采用樊綱市場(chǎng)化指數(shù)度量；上市公司注冊(cè)地省長(zhǎng)或省委書(shū)記若變更，Change_Governor為1，否則為0。此處，之所以控制上市公司注冊(cè)地省長(zhǎng)或省委書(shū)記是否變更因素，是由于政府官員變更可能會(huì)增加當(dāng)?shù)貒?guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性，從而可能會(huì)影響其盈余管理行為。

（6）該檢驗(yàn)由于控制變量較多，表格較長(zhǎng)，因此僅列示新增的控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果，未詳細(xì)列示原控制變量，僅對(duì)其簡(jiǎn)單標(biāo)注“控制”。

（7）若樣本公司當(dāng)年所屬的央企集團(tuán)的高管發(fā)生強(qiáng)制變更，則Force_Change取1，反之取0；類(lèi)似地，我們界定非強(qiáng)制變更的虛擬變量Unforce_Change，若樣本公司當(dāng)年所屬的央企集團(tuán)的高管發(fā)生非強(qiáng)制變更，則Unforce_Change取1，反之取0。其中，強(qiáng)制性變更指央企高管因降職、辭職、退休年齡未滿55歲、外部平調(diào)及其他未公布具體原因等導(dǎo)致的離職，而非強(qiáng)制變更指除以上原因之外導(dǎo)致的離職。

（8）若樣本公司當(dāng)年所屬的央企集團(tuán)的繼任高管來(lái)自集團(tuán)外部，則Ex_Change取1，反之取0；同時(shí)設(shè)置內(nèi)部繼任變量In_Change，若樣本公司當(dāng)年所屬的央企集團(tuán)的繼任高管來(lái)自集團(tuán)內(nèi)部，則Ex_Change取1，反之取0。