央企“換帥”的公司治理效應(yīng)研究
——基于控股上市公司盈余管理的視角

石貝貝，陳 乾

（1.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際經(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)營決策的制定者和執(zhí)行者，對公司的經(jīng)營發(fā)展起著至關(guān)重要的作用，而高管變更無疑也會對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，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中具有重要地位。截至2017年，我國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資國企整合的提速，央企集團(tuán)“換帥”愈發(fā)頻繁。據(jù)統(tǒng)計(jì)（1），2015年更換董事長或總經(jīng)理的央企集團(tuán)總計(jì)25家，2016年更換董事長或總經(jīng)理的央企集團(tuán)達(dá)到71家，其中包括國家電網(wǎng)、中國電信、中化集團(tuán)、華潤集團(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”對控股上市公司盈余管理的抑制作用主要體現(xiàn)在變更類型為強(qiáng)制變更或繼任高管來自集團(tuán)外部時(shí)；此外，央企“換帥”通過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 業(yè) 績（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)的動態(tài)公司治理特征，比如集團(tuán)領(lǐng)導(dǎo)人變更對控股上市公司行為的影響。本文從集團(tuán)領(lǐng)導(dǎo)人變更這一動態(tài)視角，研究其對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)?，F(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、企業(yè)負(fù)債、成長機(jī)會、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、資本市場等）兩個(gè)維度對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)域的研究內(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)，并為政府部門進(jìn)一步通過央企“換帥”推動國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（李文貴等，2017）［17］，因此，央企高管變更即央企“換帥”毫無疑問也會對集團(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，央企“換帥”會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)績表現(xiàn)。具體來說，央企集團(tuán)高管變更后，新任的央企高管為了完成國家戰(zhàn)略布局以及在自身的政治晉升錦標(biāo)賽中獲勝，常常會對集團(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（楊瑞龍等，2013）［18］。為了給新任的央企集團(tuán)高管留下“好印象”，為自己未來的晉升增加籌碼，控股上市公司的高管有動機(jī)在央企集團(tuán)高管變更的當(dāng)年通過正向盈余管理調(diào)增利潤，從而提供高出“實(shí)際”的經(jīng)營業(yè)績，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，央企“換帥”也可能會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］）。對于新上任的央企高管來說，要想有的放矢地開展工作，無疑需要對集團(tuán)內(nèi)部所有企業(yè)的真實(shí)經(jīng)營情況進(jìn)行了解，獲取相關(guān)信息。一般來說，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，比如通過與下級管理層的個(gè)人關(guān)系，獲得下屬企業(yè)的經(jīng)營情況信息；正式途徑則是通過正式的組織結(jié)構(gòu)，即控股公司提交的財(cái)務(wù)報(bào)告等資料，來了解控股公司的經(jīng)營狀況（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)難以通過非正式溝通渠道獲取信息。因此，新任高管會更傾向于依賴正式渠道獲取信息，即通過控股上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表信息獲取信息。而出于對控股上市公司真實(shí)情況了解的需求，新任央企高管會加大對控股上市公司財(cái)務(wù)信息真實(shí)性的監(jiān)督，比如通過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。該假說也即“治理效應(yīng)”假說。

基于以上分析，本文提出相對立的假設(shè)1、假設(shè)2。

H1：若“迎合效應(yīng)”假說占主導(dǎo)地位，則央企“換帥”會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)”假說占主導(dǎo)地位，則央企“換帥”會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)來源與樣本篩選

本文的研究對象為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，從國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會（以下簡稱“國資委”）官網(wǎng)檢索2003年央企集團(tuán)名錄共189家，并根據(jù)網(wǎng)站披露的歷年來中央企業(yè)重組與更名等各項(xiàng)情況，確定2005年初劃歸國資委管轄的中央企業(yè)共178家；其次，根據(jù)國資委官網(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)庫中最終控制人為國資委的公司進(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象。此外，本文涉及的各項(xiàng)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

參照已有研究，本文對樣本進(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，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)利潤數(shù)值的正、負(fù)均能反映企業(yè)對盈余的操縱程度，因此，本文對EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）取絕對值處理，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或總經(jīng)理。為了考察央企高管變更（央企“換帥”）對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)如下模型對本文的研究問題進(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）也會直接影響企業(yè)的盈余管理水平（孫光國等，2015［29］），而財(cái)務(wù)報(bào)表是否由四大會計(jì)所審計(jì)會影響企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表的質(zhì)量，從而對企業(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)生性問題，本文對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，且十八大以后，隨著國有企業(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)面反映了我國國企改革逐步推進(jìn)的過程。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大刀闊斧、不斷推進(jìn)國有企業(yè)改革的決心。

此外，本文還對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；公司成長機(jī)會（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”對控股上市公司盈余管理的影響，本文采用模型（1）對全樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表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，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)表利潤虛高，也使集團(tuán)公司合并報(bào)表的利潤虛高，從而使集團(tuán)高管的業(yè)績考核績效更好，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的公司特征上存在一定差異，以及兩類樣本公司的特征也存在一定差異，這些差異可能會同時(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題。這些問題均有可能導(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緩解內(nèi)生性問題。國企改革以來，尤其是國資委成立后，國企管理進(jìn)入新階段（項(xiàng)安波，2018［30］；王東京，2019［31］）。黨的十八大以來，國企改革不斷深入，為了追蹤改革動態(tài)，國資委網(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)觀測年度對應(yīng)的該央企集團(tuán)的新聞?wù)急?，本文取樣本前三年該比值的均值作為工具變量。由于“央企?lián)播”版塊的新聞是國資委從央企集團(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)了國資委對央企集團(tuán)的改革關(guān)注度。該比值越高，說明國資委對該集團(tuán)改革越為重視，該集團(tuán)改革的迫切性也相對更高，從而更容易引發(fā)集團(tuán)“換帥”。但是國資委選取的新聞并不會直接對集團(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)。具體來說，對于處理組公司，即央企高管發(fā)生變更的樣本，Treat取1；對于控制組公司，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于無變更對控股上市公司盈余管理的影響。

需要說明的是，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年的觀測數(shù)據(jù)。對于連續(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對企業(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）、董事長背景特征（年齡、性別、學(xué)歷）、董事會特征（董事會規(guī)模、董事長總經(jīng)理是否兩職位合一、董事會獨(dú)立性）、宏觀因素（上市公司注冊地市場化程度、上市公司注冊地省長或省委書記是否發(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，會加大對控股上市公司財(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”假說的分析合理，那么可以預(yù)期，當(dāng)對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、繼任高管來源于集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對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、繼任高管來自集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對控股上市公司帶來的治理作用更大，也即對盈余管理的抑制作用會更大。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)果見表8的列（1）和列（2）所列。類似地，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，說明央企“換帥”對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)繼任高管來自集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用更大，而內(nèi)部繼任的高管對控股上市公司盈余管理的影響并沒有顯著影響。

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”通過對真實(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，新任高管會加強(qiáng)對控股上市公司的監(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，新任高管會通過何種途徑加強(qiáng)對控股上市公司的監(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。通過替換控股上市公司中對財(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”是否會引起控股上市公司的高管變更。由于上市公司的CEO和CFO對公司財(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)高管傾向于通過變更控股上市公司的高管，尤其是CEO和CFO，加強(qiáng)對控股上市公司的監(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，說明當(dāng)控股上市公司CEO發(fā)生變更時(shí)，央企“換帥”對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”會通過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較差時(shí)，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理水平的抑制作用應(yīng)該會更大。

已有研究表明，大股東持股比例較高時(shí)，會通過各種可能的“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，公司的代理問題較為嚴(yán)重（張祥建和徐晉，2005［37］；呂長江和肖成民，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題（Jensen和Meckling，1976）［42］，從而降低公司的代理問題（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、繼任高管來自央企集團(tuán)外部時(shí)，央企“換帥”對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)，并對國有企業(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)國有企業(yè)改革提供一定啟示。當(dāng)然，隨著國企改革的進(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，國企改革的初衷是要長期提高國有企業(yè)經(jīng)營效率，因此，以“換帥”為手段的改革是否能夠在長期改善央企集團(tuán)整體經(jīng)營效果，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機(jī)制，完善央企改革的效果。央企“換帥”后，會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，降低這種強(qiáng)勢管理下的負(fù)面效應(yīng)，增加新的管理團(tuán)隊(duì)間的互動，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的研究提供了新的思考：首先，央企“換帥”作為國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”，如為了追求利潤效應(yīng)降低企業(yè)社會責(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，每種類別下對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)改革的變更類型？或針對不同企業(yè)的特點(diǎn)是否存在更適合的變更類型？諸如此類問題均需要學(xué)術(shù)界今后進(jìn)一步進(jìn)行相應(yīng)研究。

注釋：

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

（2）2003年，國家成立國資委，統(tǒng)一負(fù)責(zé)央企的管理，2003年國資委下轄央企共189戶，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)間最長的變更，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，文章結(jié)論并沒有發(fā)生變化。

（4）對于控制組Post變量的設(shè)定，我們對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樣本。對于虛擬的變更時(shí)點(diǎn)之后的樣本，Post變量取1；相反地，對變更時(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?？疲瑒tCEOedu=2；若為高中及以下，則CEOedu=1；董事長年齡（Chairage）、性別（Chairgender）、學(xué)歷（Chairedu）的界定方法與CEO類似；董事會規(guī)模（Board）=ln（董事會總?cè)藬?shù)）；董事長與總經(jīng)理若兩職合一，則Dual=1，否則為0；董事會獨(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；上市公司注冊地市場化程度變量（Marketization index）采用樊綱市場化指數(shù)度量；上市公司注冊地省長或省委書記若變更，Change_Governor為1，否則為0。此處，之所以控制上市公司注冊地省長或省委書記是否變更因素，是由于政府官員變更可能會增加當(dāng)?shù)貒猩鲜泄窘?jīng)營環(huán)境的不確定性，從而可能會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，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，僅對其簡單標(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)的繼任高管來自集團(tuán)內(nèi)部，則Ex_Change取1，反之取0。