年報預約披露延遲與CEO變更
——基于上市家族企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

張浩瑋

（廣西大學工商管理學院，廣西 南寧 530000）

1997年中國證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司章程指引》，標志著我國年報預約披露制度的出臺。該制度試圖緩解上市公司在年報法定披露日前扎堆披露的現(xiàn)象（王雄元，2008），進一步提高上市公司信息披露的及時性與有用性。然而，在預約披露日期的約束下，仍有眾多公司公然違反承諾，晚于預約日期進行披露。這一我國特有的信息披露制度下存在的特殊現(xiàn)象，為我國研究人員提供了獨特的研究視角?，F(xiàn)有研究分別從不同方面探討了年報預約披露延遲的影響因素與經(jīng)濟后果。王立彥等（2003）通過統(tǒng)計分析制度執(zhí)行當年滬深A股上市公司延遲披露的情況，發(fā)現(xiàn)違背承諾的背后隱藏著非標準審計意見、利潤分配少與業(yè)績表現(xiàn)差等復雜原因。伍利娜等（2004）進一步利用實證研究方法與模型構(gòu)建，驗證了審計意見、事務所變更與利潤高低是影響上市公司選擇年報披露時間的重要因素。與早期研究集中于年報預約披露延遲的動機不同，近年來研究人員的注意力逐漸轉(zhuǎn)移到延遲披露所帶來的經(jīng)濟后果?，F(xiàn)有研究分別從不同方面探討了年報預約披露延遲的經(jīng)濟后果。余玉苗等（2016）首先關(guān)注年報預約披露時滯與審計質(zhì)量之前的關(guān)系，認為延遲披露所帶來的時間壓力損害了審計投入的有效性，進而降低了年報審計質(zhì)量。謝盛紋等（2018）從債權(quán)人這一利益主體考察了年報預約披露延遲對企業(yè)債務融資成本的不利影響，證實了金融機構(gòu)等債權(quán)人能夠識別延遲披露傳遞出的公司風險信息，進一步調(diào)整信貸決策。除了外部利益相關(guān)者的研究視角，王帆等（2020）探討了年報預約披露延遲對企業(yè)自身行為的影響，認為披露延遲的企業(yè)面臨著更加嚴重的融資約束，進而導致企業(yè)資源不足，創(chuàng)新產(chǎn)出下降。上述研究證實預約披露延遲這一現(xiàn)象具有獨特的信息含量，向外界傳遞出公司利差的信號，損害企業(yè)聲譽。那么，向來注重企業(yè)聲譽的家族企業(yè)，在面臨延遲披露造成的問題時，是否會采取積極措施扭轉(zhuǎn)當下不利局面，現(xiàn)有文獻鮮有涉及。

近年來CEO變更作為公司治理效率的替代變量，被用于研究在特定情形下，內(nèi)外部、正式與非正式機制的治理效果。其中眾多研究圍繞著公司信息披露丑聞的背景，對高管變更展開了一系列的研究。Hennes等（2008）利用經(jīng)過美國證監(jiān)會或司法部調(diào)查繼而進行財務重述的公司樣本，驗證了財務重述前后的13個月內(nèi)公司CEO與CFO均有更高的離職率。醋衛(wèi)華等（2011）以證監(jiān)會處罰的88家A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)在聲譽機制的作用下，丑聞公司傾向于利用解雇高管來挽回公司形象，重新獲得資本市場的信任。上述研究表明，在信息披露違規(guī)行為被揭露后，公司傾向于通過解雇在職高管向資本市場展現(xiàn)公司致力于提高治理效率的決心。社會情感財富理論指出，家族成員愿意犧牲部分經(jīng)濟利益以維護非經(jīng)濟效用，在面臨相同的情景時，商業(yè)邏輯與親屬邏輯并存的家族企業(yè)可能會做出不同的行為。那么，相比于非家族企業(yè)，家族企業(yè)年報預約披露延遲之后，是否會變更CEO？為了回答上述問題，本文選擇中國滬深A股2004年—2018上市家族企業(yè)為樣本進行研究。

一、理論分析與研究假設

我國上市公司信息披露存在“好消息早，壞消息晚”的規(guī)律（陳漢文、鄧順永，2004；王雄元等，2008）。管理層無論是出于保住“飯碗”、維護聲譽等自利目的，還是與控股股東“合謀”，均有動機通過延遲披露年報的方式為操縱信息爭取時間，減緩資本市場對“壞消息”的消極反應。而信號傳遞理論認為，晚于預約日期披露年報的行為向市場傳遞出公司業(yè)績差、信息不透明、代理成本高、審計質(zhì)量差（余玉苗等，2016）的信號，而投資者也能夠識別此信號并做出反應。具體表現(xiàn)為年報披露延遲的企業(yè)將面臨更高的股價崩盤風險（謝盛紋等，2017）、高額債務融資成本（謝盛紋等，2018），以及加劇企業(yè)的融資約束問題（王帆等，2020）。

根據(jù)社會情感財富理論，家族成員在決策時會兼顧經(jīng)濟目標與非經(jīng)濟目標。年報預約延遲披露不僅加劇融資約束，導致家族企業(yè)經(jīng)濟效益受損，家族聲譽也由此遭受了一定程度的打擊。因此，在面臨年報預約披露延遲造成的一系列問題時，控股家族股東更有可能采取積極措施進行應對，而解雇在職高管則是轉(zhuǎn)移投資者視線、重塑企業(yè)外部形象與合法性的方式之一（Arthaud-Day et al.，2006；Chakravarthy et al，2014；張娟、邢文祥，2016；徐莉萍，2020）。

與控股家族恢復聲譽的非經(jīng)濟目標不同，非家族股東在年報預約披露延遲的情況下存在不同的行為邏輯。相比于家族股東，非家族股東處于絕對的信息劣勢地位。因此年報成為非家族股東了解企業(yè)日常經(jīng)營活動、監(jiān)督管理層與控股股東的寶貴渠道。而年報披露不及時不僅會加劇二者之間的信息不對稱程度（謝盛紋等，2018），而且資本市場的消極反應會進一步損害非家族股東的利益。因此，在發(fā)生年報預約延遲披露之后，非家族股東為了避免自己的利益受到進一步侵害，會通過“用手投票”“退出威脅”，甚至“用腳投票”的方式要求更換可能的責任人，即現(xiàn)任CEO。由于資本市場有可能將非家族大股東退出家族企業(yè)解讀為一種利差信號（余怒濤等，2021），進而對公司股價造成影響，家族控股股東為了維護自身利益，也有動機迎合非家族大股東的需求。

綜上所述，本文提出假設：

H：年報預約披露延遲顯著提高了家族企業(yè)CEO變更的比例。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2004年—2018年期間在滬深A股的上市家族公司作為初始樣本，并執(zhí)行如下篩選程序：①剔除金融類企業(yè)；②剔除當年ST、PT類企業(yè)；③剔除上市之前與上市當年企業(yè)樣本；④剔除資產(chǎn)負債率大于等于1的企業(yè)樣本；⑤剔除主要變量缺失的企業(yè)樣本。最終得到14188個觀測值。所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為減輕異常值的影響，本文針對所有連續(xù)變量進行縮尾處理。

（二）變量定義與選取

被解釋變量為CEO變更（CEO_turn）。借鑒已有研究，本文將CEO變更的窗口期設定為年報預約披露日期后3個月內(nèi)（Karpoff et al，2008）。若家族企業(yè)在年報預約披露日期之后3個月內(nèi)變更CEO，CEO_turn取1，否則為0。解釋變量為年報預約披露延遲（Delay1）。若家族企業(yè)當年年報實際披露日期滯后于預約披露日期取1，否則取0?？刂谱兞烤唧w定義如下（詳見表1）：

（三）模型設計

為了檢驗本文上述研究假設，構(gòu)建Logit模型如下：

三、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)表格的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知（詳見表2），CEO_turn的平均值為0.044，說明樣本家族企業(yè)變更CEO的頻率較低。Delay1的均值為0.125，高于滬深A股上市公司平均水平（王帆等，2020），說明家族企業(yè)年報預約披露延遲現(xiàn)象更為普遍。

（二）回歸分析

根據(jù)表格的回歸結(jié)果可知（詳見表3），Delay1的回歸系數(shù)為0.659，在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明年報預約披露延遲后，家族企業(yè)傾向于更換CEO，驗證了本文的研究假設。年報預約披露延遲后，家族企業(yè)需要面對聲譽受損等一系列負面狀況?？毓杉易骞蓶|為了維持社會情感財富，傾向于通過選擇在職CEO作為“替罪羊”，從而轉(zhuǎn)移投資者的視線。而這也符合非家族股東的利益訴求。此外，公司上市年限回歸系數(shù)顯著為正，說明隨著上市年限的增加，家族企業(yè)的社會情感財富逐漸積累，對于有損社會情感財富的行為更加厭惡。ROA的回歸系數(shù)顯著為負，說明當期業(yè)績越高，CEO變更概率更低，符合預期。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.PSM檢驗

雖然在本文設定的模型中，年報預約披露延遲與CEO變更具有時間先后序，避免二者之間互為因果造成的內(nèi)生性問題。但是年報預約披露延遲并非外生事件，可能存在樣本自選擇偏誤。因此，本文將所有控制變量作為匹配變量，按照年報預約披露是否推遲，將家族企業(yè)樣本劃分為控制組與對照組，采用1：1最近鄰匹配且無放回方法進行PSM檢驗，以消除公司層面特征差異所帶來的影響。匹配后所有變量的標準化偏差均低于10%，并且P值均大于0.1，說明匹配結(jié)果有效。將匹配后結(jié)果再次進行回歸，結(jié)果如表3第（2）列所示，Delay的回歸系數(shù)仍然在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明本文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

2.替換年報預約披露的衡量方式

參考謝盛紋等（2018）的研究方法，將年報預約披露延遲的定義方法更換為延遲天數(shù)，并作取對數(shù)處理。若未發(fā)生年報預約披露延遲，則取0。將延遲天數(shù)與CEO變更進行回歸檢驗。回歸結(jié)果如表3第（3）列所示，延遲天數(shù)Delay2的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，增強本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.剝離樣本的檢驗

本文參考王立彥和伍利娜（2003）、余怒濤等（2008）、王帆等（2020）的研究，本文為排除非標準審計意見、經(jīng)營業(yè)績差等主觀因素的干擾作用，分別在剝離ROA＜0的企業(yè)樣本的基礎(chǔ)上進行回歸檢驗，驗證預約延遲披露這一機制本身是否具有信息含量?；貧w結(jié)果如表3第（4）列所示，Delay1的回歸系數(shù)顯著為正，增強本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、結(jié)束語

本文以中國滬深A股2004年—2018年上市家族企業(yè)為樣本，考察了年報預約披露延遲對家族企業(yè)CEO變更的影響。研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)在年報預約披露延遲后傾向于選擇變更當前CEO。該研究豐富并拓展了家族企業(yè)信息披露質(zhì)量經(jīng)濟后果與CEO變更影響因素領(lǐng)域的文獻。