上市公司高管变更与盈余管理关系的实证研究

刘澄 田岚 张文娟

[摘 要] 通过将发生高管变更的上市公司按变更原因分为常规变更和非常规变更，按继任来源分为内部继任和外部聘任对上市公司在发生变更当年的和前后年份的盈余管理行为进行研究，选取2008-2010年期间发生高管变更的上市公司为样本，利用Jones模型和检验模型，对上市公司高管变更期间的盈余管理行为进行了实证分析。得出以下结论：①对于常规变更公司，变更当年可能进行了调增收益的盈余管理行为；变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的盈余管理行为。②对于非常规变更公司，变更当年可能进行调增收益的盈余管理行为，而不是显著调减收益的盈余管理行为；变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的盈余管理行为。③内部继任和外部聘任的公司在变更当年都进行了调增收益的盈余管理行为，但内部继任公司调增的幅度大于外部聘任公司。

[关键词] 高管变更；盈余管理；实证

[中图分类号] F276.6 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2014）19- 0002- 05

1 引 言

随着我国证券市场的快速发展，上市公司的会计信息已成为社会广泛关注的重点，其中盈余管理问题作为影响盈余信息质量的因素更是受到广泛重视。西方已有的相关研究主要是围绕盈余管理的动机以及公司治理、公司特征等因素如何影响盈余管理等角度展开的。我国学者的相关研究主要是围绕公司IPO、增发、配股等融资行为展开的，基本结论是公司在融资行为中进行了明显的盈余管理行为以最大化公司利益。[1]

高管变更容易引发盈余管理，最近成为学术界非常关注的一个议题。西方国家对上市公司高管更换的研究始于20世纪70年代，已经积累了较为成熟、系统的研究成果。但对公司高管更换与公司业绩关系的研究结论不一。部分学者认为高管更换后公司业绩得到了很大改善；另一部分学者却认为高管更换会使企业陷入恶性循环之中，更换后一段时间内公司业绩变得更糟糕。我国证券市场起步于20世纪90年代，截至2012年8月，我国境内上市公司数量达到了2 477家，而我国对高管更换问题的研究还处于起步阶段，不能为企业经营管理活动提供相应的理论指导。我国高管更换问题研究在很多方面还需要改进和补充。

本文主要研究我国上市公司高管更换前后是否存在盈余管理现象，采用实证研究方法，研究对象主要集中在上市公司的董事长和总经理。本文从横向和纵向两个维度来研究上市公司高管变更与盈余管理的关系。横向，通过高管变更的两个不同维度分析不同类型的高管变更对盈余管理行为的影响：一是按变更原因区分为常规变更和非常规变更；二是按继任来源区分为内部继任和外部聘任。纵向，对比分析高管变更当年、变更前后年份的盈余管理行为。

2 理论背景

关于管理层变更中的盈余管理行为，国外已有研究基本上可以分为3种观点，即机会主义观、有效契约观和信息观[2]。代表性的文献和结论主要有：

Pourciau（1993）通过对73 家发生总经理非常规变更的公司的研究发现，离任总经理在其离任前一年，没有通过可控性应计项目或摊销项目来改变盈余情况；新任总经理在到任后利用这两个项目作出了调减盈余的行为，将责任推向其前任，并且在到任后一年里，通过调增盈余来显示其经营才能和对公司业绩的贡献强于前任。Murphy 和Zimmerman（1993）研究认为高管在非常规更换之后有非常显著的调低操纵性应计项目的行为。Dechow 和Sloan（1995）的研究表明公司高管在任期最后一年确实存在明显的操纵可控性投资支出，减少R&D支出，提高当期会计利润的行为。DeFond和Park（1997）以13 297个公司的观察值作为样本，采用Jones模型估计操纵性应计利润额，发现公司高管有为了职位而利用利润平滑来协调公司的当前业绩和未来业绩的关系的行为。Peter Wells（2002）通过对澳大利亚的公司进行检验，发现发生高管更换的公司中通过应计项目进行盈余管理的反而不显著，显著的是通过固定资产的销售和非常损益项目进行的盈余管理行为。[3]

自1993 年6 月深市上市公司“银基发展”变更高管以来，中国上市公司涌现出越来越多的管理层变更事件，我国学者对于高管变更的盈余管理的相关研究也逐渐增多。龚玉池（2001）以1993年底之前上市的175 家非金融类上市公司中的150 家公司为样本，运用Logit回归模型检验公司业绩和高管更换之间的关系，发现常规更换对公司绩效的改善并无影响，非常规更换对绩效的影响只在短期有效而在长期是无效的[4]。袁春云（2007）以2002-2004 年更换了高管的公司为样本进行研究，得到了以下结论：①线下项目是我国上市公司盈余管理经常采用的方式，发生高管更换的上市公司会通过线下项目进行盈余管理，在考察的三年均通过调高非经常性损益率来改善业绩。②采用应计利润考察盈余管理方面发现，在更换前一年存在着人为调增收益的盈余管理行为，更换当年存在着人为调减收益的盈余管理行为，而在更换后一年操纵性应计利润额并不显著异于零[5]。柳青、朱明敏（2008）对2004 年四川长虹高管更换时亏损近37 亿元的案例进行研究，发现该公司2005 年扭亏为盈并非由于公司经营业绩的提高，而是源于当年巨额的减值计提所带来的“洗大澡”效应。新任的高管出于提高自身收益的目的才作出如此选择[6]。

3 上市公司盈余管理的度量

盈余管理实证研究的关键是如何计量盈余管理水平，本文采用国内外使用较多的应计利润分离法。应计利润可分为可操控性应计利润和不可操控性应计利润。可操控性应计利润是公司基于特定目的，在某一特定时期通过对现金流量的刻意调整，创造出符合其需要的会计盈余信息。这种调整可以利用公认会计准则的弹性在公认会计准则约束范围内完成，也可能超出公认会计准则的框架。由于可操控性应计利润具有这种特点，它通常被当作盈余管理研究的重点。许多学者对此进行了深入的研究，他们提出了各种模型来计量可操控性应计利润。

夏立军（2003）对国内外的盈余管理计量模型和调整模型在中国股票市场上的使用效果进行了实证检验，表明使用截面数据，采用分行业估计且以线下项目前总应计利润作为因变量估计特征参数的基本Jones模型能够较好地揭示出盈余管理的程度[7]。但钱伟（2007）根据该方法，按分行业估计特征参数时，发现许多行业在估计特征参数时，模型回归结果大部分不显著且回归系数也未通过显著性检验[8]，所以，总体得到的数据可能更可靠。因此，在夏立军做法的基础上予以修正，实证结果与分析按总体估计特征参数。

因此，本文使用经过上述调整后的Jones模型来衡量盈余管理的程度。使用模型如下：

4 常规、非常规和不同继任来源的高管变更公司的盈余管理行为的实证研究

4.1 常规高管变更公司的盈余管理行为

4.1.1 研究假设

参照龚玉池（2001）的划分方法，常规变更主要包括：退休、换届、身体原因、结构调整、其他原因等引起的变更，非常规变更包括：工作变动、辞职、解聘和个人原因引起的变更。本文将针对这两种不同变更方式研究在变更当年及前后年是否存在盈余管理行为。

本文提出第1组假设如下：

假设1.1：在变更当年，发生常规变更的上市公司有可能进行调增收益的盈余管理行为。

假设1.2：发生常规变更的上市公司，高管变更后比变更前更有可能进行调增收益的盈余管理行为。

4.1.2 样本选取和描述性统计

样本资料取自浪潮资讯网。选取条件如下：

（1）样本来源于在上海证券交易所上市的上市公司，由于A股上市公司的财务报表是以我国企业会计制度为基础编制的，而B股以国际会计准则为基础，所以本文样本资料主要来源于上交所A股上市公司；

（2）本文选取以 2008-2010年间发生了高管变更的上市公司作为研究样本，并排除了发生变更当年之前一年或后一年又发生了高管变更情形的公司；

（3）由于亏损公司为了避免摘牌，会进行一定的盈余管理，所以本文剔除当年发生亏损的和S、ST类型的公司；

（4）由于Jones模型不适用于金融保险类公司，因此剔除了这类公司；

（5）由于本文要研究上市公司发生高管变更当年及前后年份的盈余管理行为，所以需要剔除没有连续3个年度财务数据的公司。

4.1.3 检验模型和变量定义

根据夏立军（2005）的研究结果，非正常应计利润的计算受到公司财务业绩以及负债经营程度的影响，而Jones模型不能控制公司财务业绩对应计利润的影响，因此在考察高管变更与盈余管理的关系时，需要控制这些因素的影响。本文使用每股收益（EPS）来控制财务业绩对应计利润的影响，使用流动比率（CR）和资产负债率（DR）来控制公司财务杠杆对应计利润的影响。

针对假设1.2，采用模型5来检验：

在上述模型中变量的定义如下：

（1）DAi /Ai-1为非操控性应计利润，是因变量，该值越大，表示盈余管理的程度越高；

（2）CEO1为年份虚拟变量，发生常规变更的公司在变更当年取1，在变更前一年和后一年取0；

（3）CEO2为年份虚拟变量，发生常规变更的公司在变更后一年取1，在变更前一年和当年取0；

（4）EPS为每股收益；

（5）CR为流动比率；

（6）DR为资产负债率。

4.1.4 实证结果与分析

将2008-2010年期间发生常规变更的上市公司作为研究样本，剔除常规变更和非常规变更同时发生的公司，最后符合条件的样本数为75个。

1.1得到验证。

变更后一年可操控性应计利润平均值和中位数均为正值，也通过了95%置信水平下的显著性检验，变更前一年平均值、中位数都为负值，且通过了95%置信水平下的显著性检验，说明常规变更的上市公司在变更后一年比前一年更可能进行调增收益的盈余管理，初步验证了假设1.2。

（2）多变量线性回归分析。2008-2010年发生常规变更的上市公司共75个，共计225个样本。

首先，对模型5中的变量进行描述性统计，结果见表5。

从表6中可知，DA 的平均值、中位数均为负，从总体上看样本公司进行了调减收益的盈余管理行为，这与前文的实证结果不同，因此需要进一步验证。

对样本进行多元线性回归，回归结果见表6。

从表中可知，检验模型通过了99%置信水平的显著性检验，说明回归结果具有充分的准确性。

在增加了控制变量来剔除控制变量的影响后，解释变量CEO1与DA在0.01显著性水平上显著正相关，说明常规变更公司，高管变更当年可能进行了调增收益的盈余管理行为，假设1.1再一次得到验证。而解释变量CEO2与DA在0.01显著性水平上也显著正相关，说明常规变更公司，高管变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的盈余管理行为，假设1.2得到进一步的证实。

4.2 非常规高管变更公司的盈余管理行为

4.2.1 研究假设

现有研究表明在这种情况下，新任高管在变更当年会进行降低收益、盈余冲销等盈余管理行为，从而将经营业绩不好的责任归咎于前任高管；在变更后一年会调增收益，从而显示其比前任更有能力。基于此，本文提出第2组假设：

假设2.1：在变更当年，发生非常规变更的上市公司有可能进行调减收益盈余管理行为。

假设2.2：发生非常规变更的上市公司，高管变更后比变更前更有可能进行调增收益的盈余管理行为。

4.2.2 检验模型和变量定义

针对假设2.2，采用模型6来检验：

在上述模型中变量的定义如下：

（1）DAi /Ai-1为非操控性应计利润，是因变量，该值越大，表示盈余管理的程度越高；

（2）NCEO1为年份虚拟变量，发生非常规变更的公司在变更当年取1，在变更前一年和后一年取0；

（3）NCEO2为年份虚拟变量，发生非常规变更的公司在变更后一年取1，在变更前一年和当年取0；

（4）EPS为每股收益；

（5）CR为流动比率；

（6）DR为资产负债率。

4.2.3 实证结果与分析

将2008-2010年期间发生非常规变更的上市公司作为研究样本，剔除常规变更和非常规变更同时发生的公司，最后符合条件的样本数为86个。

（1）描述性统计分析。

2.1未得到验证。原因可能是新上任的高管在变更当年没有进行大的盈余冲销。但这并不能说明非常规变更公司没有进行调减收益。变更后一年可操控性应计利润平均值和中位数均为正值，也通过了95%置信水平下的显著性检验，变更前一年平均值、中位数都为负值，且通过了95%置信水平下的显著性检验，说明非常规变更的上市公司在变更后一年比变更前一年更有可能进行调增收益的盈余管理，初步验证了假设2.2。

（2）多变量线性回归分析。2008-2010年发生非常规变更的上市公司共86家，3年共计258个样本。

对模型6中的变量进行描述性统计，结果见表8。其中，DA 的平均值、中位数均为正，说明发生非常规变更的公司在变更当年及前后的3个年度中进行正向盈余管理的程度大于负向盈余管理的程度。

在增加了控制变量来剔除控制变量的影响后，解释变量NCEO1与DA在0.01显著性水平上显著正相关，即变更当年与盈余管理程度显著正相关，说明高管变更当年可能进行了调增收益的盈余管理行为，假设2.1再一次未得到验证。而解释变量NCEO2与DA在0.01显著性水平上显著正相关，说明高管变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的行为，假设2.2得到进一步的证实。这可能是因为新任高管为了表明自己的能力，在变更后一年调增盈余，提高经营业绩，以得到董事会和股东的肯定。

4.3 不同继任来源的盈余管理行为

4.3.1 研究假设

继任高管的来源主要有内部继任和外部聘任两种渠道。有学者认为，由于内部继任高管往往由前任提拔，所以一般会延续前任的经营政策，而外部聘任则一般有自己的一套经营政策。通常在内部继任中，前任与继任者之间会寻求平稳交接。因此盈余管理的动机也相对较小。而外部聘任中，新任高管有通过盈余管理的手段来提高公司业绩的强烈动机，以此来显示自己的能力。因此，本文提出第3组假设：

假设3.1：在变更当年，内部继任的上市公司有可能进行调增收益的盈余管理行为。

假设3.2：在变更当年，外部聘任的上市公司有可能进行调减收益的盈余管理行为。

4.3.2 样本描述性统计

4.3.3 实证结果与分析

变更当年可操控性应计利润平均值、中位数均为正值，且通过了95%置信水平下的显著性检验，说明上市公司进行了调增收益的盈余管理，假设3.1得到验证。

（2）外部聘任公司。本部分将2008-2010年期间高管变更后新任高管为外部聘的上市公司作为研究样本，剔除内部继任和外部聘任同时发生的公司，最后符合条件的样本数为59个，进行描述性统计。

变更当年可操控性应计利润平均值、中位数均为正值，且通过了95%置信水平下的显著性检验，说明上市公司进行了调增收益的盈余管理，假设3.2未得到验证。

5 结 论

（1）对于常规高管变更公司，变更当年进行调增收益的盈余管理行为是有可能存在的；变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的盈余管理行为。

（2）对于非常规高管变更公司，变更当年可能进行调增收益的盈余管理行为，而不是显著调减收益的盈余管理行为；变更后一年比前一年更有可能进行调增收益的盈余管理行为。

（3）内部继任和外部聘任的公司在高管变更当年都进行了调增收益的盈余管理行为，但内部继任公司调增的幅度大于外部聘任公司。

由实证结果可知，上市公司高管更换中存在盈余管理现象。而过度的盈余管理将导致公司会计信息失真，影响证券市场发挥资源优化配置功能以及公司利益相关者的决策，所以要注意对盈余管理加以规范，防止过度的盈余管理行为。

主要参考文献

[1]陆正飞，魏涛.配股后业绩下滑：盈余管理后果与真实业绩滑坡[J].会计研究，2006 （8）：52 - 59.

[2]朱红军.高级管理人员更换与经营业绩[J].经济科学，2004 （4）：82-92.

[3]Peter Wells.Earnings Management Surrounding CEO Changes [J].Accounting and Finance，2002，42（2）：169-193.

[4]龚玉池.公司绩效与高层变换[J].经济研究，2001（10）：75-82.

[5]袁春云.上市公司高管更换与盈余管理关系的实证研究[D].厦门：厦门大学，2007.

[6]柳青，朱明敏.减值计提、管理层变更与盈余管理──以四川长虹为案例所作的检验与度量[J].会计之友：上旬刊，2008（10）：26-30.

[7]夏立军.盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究[J].中国会计与财务研究，2003（2）.

[8]钱伟.上市公司高管变更与盈余管理的实证研究[D].广州：暨南大学，2007.