劉澄 田嵐 張文娟

[摘 要] 通過將發(fā)生高管變更的上市公司按變更原因分為常規(guī)變更和非常規(guī)變更，按繼任來源分為內(nèi)部繼任和外部聘任對上市公司在發(fā)生變更當年的和前后年份的盈余管理行為進行研究，選取2008-2010年期間發(fā)生高管變更的上市公司為樣本，利用Jones模型和檢驗模型，對上市公司高管變更期間的盈余管理行為進行了實證分析。得出以下結論：①對于常規(guī)變更公司，變更當年可能進行了調(diào)增收益的盈余管理行為；變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。②對于非常規(guī)變更公司，變更當年可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為，而不是顯著調(diào)減收益的盈余管理行為；變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。③內(nèi)部繼任和外部聘任的公司在變更當年都進行了調(diào)增收益的盈余管理行為，但內(nèi)部繼任公司調(diào)增的幅度大于外部聘任公司。

[關鍵詞] 高管變更；盈余管理；實證

[中圖分類號] F276.6 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2014）19- 0002- 05

1 引 言

隨著我國證券市場的快速發(fā)展，上市公司的會計信息已成為社會廣泛關注的重點，其中盈余管理問題作為影響盈余信息質(zhì)量的因素更是受到廣泛重視。西方已有的相關研究主要是圍繞盈余管理的動機以及公司治理、公司特征等因素如何影響盈余管理等角度展開的。我國學者的相關研究主要是圍繞公司IPO、增發(fā)、配股等融資行為展開的，基本結論是公司在融資行為中進行了明顯的盈余管理行為以最大化公司利益。[1]

高管變更容易引發(fā)盈余管理，最近成為學術界非常關注的一個議題。西方國家對上市公司高管更換的研究始于20世紀70年代，已經(jīng)積累了較為成熟、系統(tǒng)的研究成果。但對公司高管更換與公司業(yè)績關系的研究結論不一。部分學者認為高管更換后公司業(yè)績得到了很大改善；另一部分學者卻認為高管更換會使企業(yè)陷入惡性循環(huán)之中，更換后一段時間內(nèi)公司業(yè)績變得更糟糕。我國證券市場起步于20世紀90年代，截至2012年8月，我國境內(nèi)上市公司數(shù)量達到了2 477家，而我國對高管更換問題的研究還處于起步階段，不能為企業(yè)經(jīng)營管理活動提供相應的理論指導。我國高管更換問題研究在很多方面還需要改進和補充。

本文主要研究我國上市公司高管更換前后是否存在盈余管理現(xiàn)象，采用實證研究方法，研究對象主要集中在上市公司的董事長和總經(jīng)理。本文從橫向和縱向兩個維度來研究上市公司高管變更與盈余管理的關系。橫向，通過高管變更的兩個不同維度分析不同類型的高管變更對盈余管理行為的影響：一是按變更原因區(qū)分為常規(guī)變更和非常規(guī)變更；二是按繼任來源區(qū)分為內(nèi)部繼任和外部聘任?？v向，對比分析高管變更當年、變更前后年份的盈余管理行為。

2 理論背景

關于管理層變更中的盈余管理行為，國外已有研究基本上可以分為3種觀點，即機會主義觀、有效契約觀和信息觀[2]。代表性的文獻和結論主要有：

Pourciau（1993）通過對73 家發(fā)生總經(jīng)理非常規(guī)變更的公司的研究發(fā)現(xiàn)，離任總經(jīng)理在其離任前一年，沒有通過可控性應計項目或攤銷項目來改變盈余情況；新任總經(jīng)理在到任后利用這兩個項目作出了調(diào)減盈余的行為，將責任推向其前任，并且在到任后一年里，通過調(diào)增盈余來顯示其經(jīng)營才能和對公司業(yè)績的貢獻強于前任。Murphy 和Zimmerman（1993）研究認為高管在非常規(guī)更換之后有非常顯著的調(diào)低操縱性應計項目的行為。Dechow 和Sloan（1995）的研究表明公司高管在任期最后一年確實存在明顯的操縱可控性投資支出，減少R&D支出，提高當期會計利潤的行為。DeFond和Park（1997）以13 297個公司的觀察值作為樣本，采用Jones模型估計操縱性應計利潤額，發(fā)現(xiàn)公司高管有為了職位而利用利潤平滑來協(xié)調(diào)公司的當前業(yè)績和未來業(yè)績的關系的行為。Peter Wells（2002）通過對澳大利亞的公司進行檢驗，發(fā)現(xiàn)發(fā)生高管更換的公司中通過應計項目進行盈余管理的反而不顯著，顯著的是通過固定資產(chǎn)的銷售和非常損益項目進行的盈余管理行為。[3]

自1993 年6 月深市上市公司“銀基發(fā)展”變更高管以來，中國上市公司涌現(xiàn)出越來越多的管理層變更事件，我國學者對于高管變更的盈余管理的相關研究也逐漸增多。龔玉池（2001）以1993年底之前上市的175 家非金融類上市公司中的150 家公司為樣本，運用Logit回歸模型檢驗公司業(yè)績和高管更換之間的關系，發(fā)現(xiàn)常規(guī)更換對公司績效的改善并無影響，非常規(guī)更換對績效的影響只在短期有效而在長期是無效的[4]。袁春云（2007）以2002-2004 年更換了高管的公司為樣本進行研究，得到了以下結論：①線下項目是我國上市公司盈余管理經(jīng)常采用的方式，發(fā)生高管更換的上市公司會通過線下項目進行盈余管理，在考察的三年均通過調(diào)高非經(jīng)常性損益率來改善業(yè)績。②采用應計利潤考察盈余管理方面發(fā)現(xiàn)，在更換前一年存在著人為調(diào)增收益的盈余管理行為，更換當年存在著人為調(diào)減收益的盈余管理行為，而在更換后一年操縱性應計利潤額并不顯著異于零[5]。柳青、朱明敏（2008）對2004 年四川長虹高管更換時虧損近37 億元的案例進行研究，發(fā)現(xiàn)該公司2005 年扭虧為盈并非由于公司經(jīng)營業(yè)績的提高，而是源于當年巨額的減值計提所帶來的“洗大澡”效應。新任的高管出于提高自身收益的目的才作出如此選擇[6]。

3 上市公司盈余管理的度量

盈余管理實證研究的關鍵是如何計量盈余管理水平，本文采用國內(nèi)外使用較多的應計利潤分離法。應計利潤可分為可操控性應計利潤和不可操控性應計利潤?？刹倏匦詰嬂麧櫴枪净谔囟康模谀骋惶囟〞r期通過對現(xiàn)金流量的刻意調(diào)整，創(chuàng)造出符合其需要的會計盈余信息。這種調(diào)整可以利用公認會計準則的彈性在公認會計準則約束范圍內(nèi)完成，也可能超出公認會計準則的框架。由于可操控性應計利潤具有這種特點，它通常被當作盈余管理研究的重點。許多學者對此進行了深入的研究，他們提出了各種模型來計量可操控性應計利潤。

夏立軍（2003）對國內(nèi)外的盈余管理計量模型和調(diào)整模型在中國股票市場上的使用效果進行了實證檢驗，表明使用截面數(shù)據(jù)，采用分行業(yè)估計且以線下項目前總應計利潤作為因變量估計特征參數(shù)的基本Jones模型能夠較好地揭示出盈余管理的程度[7]。但錢偉（2007）根據(jù)該方法，按分行業(yè)估計特征參數(shù)時，發(fā)現(xiàn)許多行業(yè)在估計特征參數(shù)時，模型回歸結果大部分不顯著且回歸系數(shù)也未通過顯著性檢驗[8]，所以，總體得到的數(shù)據(jù)可能更可靠。因此，在夏立軍做法的基礎上予以修正，實證結果與分析按總體估計特征參數(shù)。

因此，本文使用經(jīng)過上述調(diào)整后的Jones模型來衡量盈余管理的程度。使用模型如下：

4 常規(guī)、非常規(guī)和不同繼任來源的高管變更公司的盈余管理行為的實證研究

4.1 常規(guī)高管變更公司的盈余管理行為

4.1.1 研究假設

參照龔玉池（2001）的劃分方法，常規(guī)變更主要包括：退休、換屆、身體原因、結構調(diào)整、其他原因等引起的變更，非常規(guī)變更包括：工作變動、辭職、解聘和個人原因引起的變更。本文將針對這兩種不同變更方式研究在變更當年及前后年是否存在盈余管理行為。

本文提出第1組假設如下：

假設1.1：在變更當年，發(fā)生常規(guī)變更的上市公司有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

假設1.2：發(fā)生常規(guī)變更的上市公司，高管變更后比變更前更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

4.1.2 樣本選取和描述性統(tǒng)計

樣本資料取自浪潮資訊網(wǎng)。選取條件如下：

（1）樣本來源于在上海證券交易所上市的上市公司，由于A股上市公司的財務報表是以我國企業(yè)會計制度為基礎編制的，而B股以國際會計準則為基礎，所以本文樣本資料主要來源于上交所A股上市公司；

（2）本文選取以 2008-2010年間發(fā)生了高管變更的上市公司作為研究樣本，并排除了發(fā)生變更當年之前一年或后一年又發(fā)生了高管變更情形的公司；

（3）由于虧損公司為了避免摘牌，會進行一定的盈余管理，所以本文剔除當年發(fā)生虧損的和S、ST類型的公司；

（4）由于Jones模型不適用于金融保險類公司，因此剔除了這類公司；

（5）由于本文要研究上市公司發(fā)生高管變更當年及前后年份的盈余管理行為，所以需要剔除沒有連續(xù)3個年度財務數(shù)據(jù)的公司。

4.1.3 檢驗模型和變量定義

根據(jù)夏立軍（2005）的研究結果，非正常應計利潤的計算受到公司財務業(yè)績以及負債經(jīng)營程度的影響，而Jones模型不能控制公司財務業(yè)績對應計利潤的影響，因此在考察高管變更與盈余管理的關系時，需要控制這些因素的影響。本文使用每股收益（EPS）來控制財務業(yè)績對應計利潤的影響，使用流動比率（CR）和資產(chǎn)負債率（DR）來控制公司財務杠桿對應計利潤的影響。

針對假設1.2，采用模型5來檢驗：

在上述模型中變量的定義如下：

（1）DAi /Ai-1為非操控性應計利潤，是因變量，該值越大，表示盈余管理的程度越高；

（2）CEO1為年份虛擬變量，發(fā)生常規(guī)變更的公司在變更當年取1，在變更前一年和后一年取0；

（3）CEO2為年份虛擬變量，發(fā)生常規(guī)變更的公司在變更后一年取1，在變更前一年和當年取0；

（4）EPS為每股收益；

（5）CR為流動比率；

（6）DR為資產(chǎn)負債率。

4.1.4 實證結果與分析

將2008-2010年期間發(fā)生常規(guī)變更的上市公司作為研究樣本，剔除常規(guī)變更和非常規(guī)變更同時發(fā)生的公司，最后符合條件的樣本數(shù)為75個。

1.1得到驗證。

變更后一年可操控性應計利潤平均值和中位數(shù)均為正值，也通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，變更前一年平均值、中位數(shù)都為負值，且通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，說明常規(guī)變更的上市公司在變更后一年比前一年更可能進行調(diào)增收益的盈余管理，初步驗證了假設1.2。

（2）多變量線性回歸分析。2008-2010年發(fā)生常規(guī)變更的上市公司共75個，共計225個樣本。

首先，對模型5中的變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表5。

從表6中可知，DA 的平均值、中位數(shù)均為負，從總體上看樣本公司進行了調(diào)減收益的盈余管理行為，這與前文的實證結果不同，因此需要進一步驗證。

對樣本進行多元線性回歸，回歸結果見表6。

從表中可知，檢驗模型通過了99%置信水平的顯著性檢驗，說明回歸結果具有充分的準確性。

在增加了控制變量來剔除控制變量的影響后，解釋變量CEO1與DA在0.01顯著性水平上顯著正相關，說明常規(guī)變更公司，高管變更當年可能進行了調(diào)增收益的盈余管理行為，假設1.1再一次得到驗證。而解釋變量CEO2與DA在0.01顯著性水平上也顯著正相關，說明常規(guī)變更公司，高管變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為，假設1.2得到進一步的證實。

4.2 非常規(guī)高管變更公司的盈余管理行為

4.2.1 研究假設

現(xiàn)有研究表明在這種情況下，新任高管在變更當年會進行降低收益、盈余沖銷等盈余管理行為，從而將經(jīng)營業(yè)績不好的責任歸咎于前任高管；在變更后一年會調(diào)增收益，從而顯示其比前任更有能力?；诖?，本文提出第2組假設：

假設2.1：在變更當年，發(fā)生非常規(guī)變更的上市公司有可能進行調(diào)減收益盈余管理行為。

假設2.2：發(fā)生非常規(guī)變更的上市公司，高管變更后比變更前更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

4.2.2 檢驗模型和變量定義

針對假設2.2，采用模型6來檢驗：

在上述模型中變量的定義如下：

（1）DAi /Ai-1為非操控性應計利潤，是因變量，該值越大，表示盈余管理的程度越高；

（2）NCEO1為年份虛擬變量，發(fā)生非常規(guī)變更的公司在變更當年取1，在變更前一年和后一年取0；

（3）NCEO2為年份虛擬變量，發(fā)生非常規(guī)變更的公司在變更后一年取1，在變更前一年和當年取0；

（4）EPS為每股收益；

（5）CR為流動比率；

（6）DR為資產(chǎn)負債率。

4.2.3 實證結果與分析

將2008-2010年期間發(fā)生非常規(guī)變更的上市公司作為研究樣本，剔除常規(guī)變更和非常規(guī)變更同時發(fā)生的公司，最后符合條件的樣本數(shù)為86個。

（1）描述性統(tǒng)計分析。

2.1未得到驗證。原因可能是新上任的高管在變更當年沒有進行大的盈余沖銷。但這并不能說明非常規(guī)變更公司沒有進行調(diào)減收益。變更后一年可操控性應計利潤平均值和中位數(shù)均為正值，也通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，變更前一年平均值、中位數(shù)都為負值，且通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，說明非常規(guī)變更的上市公司在變更后一年比變更前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理，初步驗證了假設2.2。

（2）多變量線性回歸分析。2008-2010年發(fā)生非常規(guī)變更的上市公司共86家，3年共計258個樣本。

對模型6中的變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表8。其中，DA 的平均值、中位數(shù)均為正，說明發(fā)生非常規(guī)變更的公司在變更當年及前后的3個年度中進行正向盈余管理的程度大于負向盈余管理的程度。

在增加了控制變量來剔除控制變量的影響后，解釋變量NCEO1與DA在0.01顯著性水平上顯著正相關，即變更當年與盈余管理程度顯著正相關，說明高管變更當年可能進行了調(diào)增收益的盈余管理行為，假設2.1再一次未得到驗證。而解釋變量NCEO2與DA在0.01顯著性水平上顯著正相關，說明高管變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的行為，假設2.2得到進一步的證實。這可能是因為新任高管為了表明自己的能力，在變更后一年調(diào)增盈余，提高經(jīng)營業(yè)績，以得到董事會和股東的肯定。

4.3 不同繼任來源的盈余管理行為

4.3.1 研究假設

繼任高管的來源主要有內(nèi)部繼任和外部聘任兩種渠道。有學者認為，由于內(nèi)部繼任高管往往由前任提拔，所以一般會延續(xù)前任的經(jīng)營政策，而外部聘任則一般有自己的一套經(jīng)營政策。通常在內(nèi)部繼任中，前任與繼任者之間會尋求平穩(wěn)交接。因此盈余管理的動機也相對較小。而外部聘任中，新任高管有通過盈余管理的手段來提高公司業(yè)績的強烈動機，以此來顯示自己的能力。因此，本文提出第3組假設：

假設3.1：在變更當年，內(nèi)部繼任的上市公司有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

假設3.2：在變更當年，外部聘任的上市公司有可能進行調(diào)減收益的盈余管理行為。

4.3.2 樣本描述性統(tǒng)計

4.3.3 實證結果與分析

變更當年可操控性應計利潤平均值、中位數(shù)均為正值，且通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，說明上市公司進行了調(diào)增收益的盈余管理，假設3.1得到驗證。

（2）外部聘任公司。本部分將2008-2010年期間高管變更后新任高管為外部聘的上市公司作為研究樣本，剔除內(nèi)部繼任和外部聘任同時發(fā)生的公司，最后符合條件的樣本數(shù)為59個，進行描述性統(tǒng)計。

變更當年可操控性應計利潤平均值、中位數(shù)均為正值，且通過了95%置信水平下的顯著性檢驗，說明上市公司進行了調(diào)增收益的盈余管理，假設3.2未得到驗證。

5 結 論

（1）對于常規(guī)高管變更公司，變更當年進行調(diào)增收益的盈余管理行為是有可能存在的；變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

（2）對于非常規(guī)高管變更公司，變更當年可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為，而不是顯著調(diào)減收益的盈余管理行為；變更后一年比前一年更有可能進行調(diào)增收益的盈余管理行為。

（3）內(nèi)部繼任和外部聘任的公司在高管變更當年都進行了調(diào)增收益的盈余管理行為，但內(nèi)部繼任公司調(diào)增的幅度大于外部聘任公司。

由實證結果可知，上市公司高管更換中存在盈余管理現(xiàn)象。而過度的盈余管理將導致公司會計信息失真，影響證券市場發(fā)揮資源優(yōu)化配置功能以及公司利益相關者的決策，所以要注意對盈余管理加以規(guī)范，防止過度的盈余管理行為。

主要參考文獻

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