石貝貝，陳 乾

（1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，北京100029；2.昆明理工大學 管理與經(jīng)濟學院，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，繼任者為了實現(xiàn)自身利益最大化往往會進行盈余管理（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)有學者在研究高管變更時，僅將上市公司作為一個獨立的個體進行研究，缺乏從企業(yè)集團的視角，探討集團高管變更對其控股上市公司盈余管理行為的影響。

央企集團作為企業(yè)集團的最重要形式之一，在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中具有重要地位。截至2017年，我國98家央企集團旗下共有400多家上市公司，其中在滬、深A股上市的公司有300多家，而在本文研究的樣本區(qū)間內，2005—2017年滬、深A股上市公司中由中央企業(yè)集團控股的國有上市公司樣本比例達60%以上。隨著供給側結構性改革的深入以及新一輪國資國企整合的提速，央企集團“換帥”愈發(fā)頻繁。據(jù)統(tǒng)計（1），2015年更換董事長或總經(jīng)理的央企集團總計25家，2016年更換董事長或總經(jīng)理的央企集團達到71家，其中包括國家電網(wǎng)、中國電信、中化集團、華潤集團等大型央企集團，也因此，央企“換帥”成為2016年十大關鍵詞之一。那么，央企“換帥”，也即央企集團高管變更，是否具有治理效應？現(xiàn)有文獻對此鮮有討論。

基于以上理論背景和現(xiàn)實背景，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，并深入探討其中的影響機制。具體地，本文以2005—2017年央企集團控股的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，且這一結論在緩解內生性影響后仍然保持不變。進一步地，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)在變更類型為強制變更或繼任高管來自集團外部時；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，當控股公司治理水平相對較差時，即大股東持股比例較高以及CEO持股較少時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用更強。

本文的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：

第一，從集團視角豐富了公司治理理論。公司治理理論認為，高管變更是一種有效的公司治理機制，可以約束管理者的自利行為，促使管理者采取追求公司價值最大化的決策（Jensen，1986）［6］。已有文獻主要圍繞高管變更的影響因素以及高管變更后的經(jīng)濟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，這些文獻將企業(yè)視為一個獨立的個體，僅關注單一、獨立的企業(yè)高管變更對企業(yè)的影響，忽視了企業(yè)作為集團成員時，其行為決策是否以及如何受到集團最高領導人變更的影響。因此，本文從集團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)集團領域的相關研究。企業(yè)集團對控股上市公司的影響已經(jīng)被學者們所關注，學者們從不同的視角研究了企業(yè)集團對成員企業(yè)融資約束（Shin和Park，1999［12］；He等，2013［13］）、風險承擔（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注企業(yè)集團靜態(tài)的公司治理機制，比如金字塔結構、系族集團、股權設置等，尚未關注集團的動態(tài)公司治理特征，比如集團領導人變更對控股上市公司行為的影響。本文從集團領導人變更這一動態(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)盈余管理領域的文獻?，F(xiàn)有文獻在探討盈余管理時，主要從企業(yè)層面（業(yè)績、企業(yè)負債、成長機會、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、投資者保護程度、稅收政策、資本市場等）兩個維度對盈余管理的影響因素進行了較為深入的研究，但這些研究忽視了從集團高管變更的視角展開探討。與已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)內部高管變更增加盈余管理的結論不同，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，進而從集團視角補充了盈余管理領域的研究內容。

此外，本文的研究結論為央企“換帥”的積極效果提供了實證證據(jù)，并為政府部門進一步通過央企“換帥”推動國企改革的舉措提供了理論依據(jù)。

余文結構安排如下：第二部分為本文的假設提出；第三部分為本文的研究設計；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證結果，此外，該部分還通過工具變量法和PSM-DID回歸緩解了結論可能存在的內生性問題；第五部分為機制探討；最后一部分為本文結論。

二、假設提出

由于央企集團高管具有較高的行政級別，且集團內部的公司治理結構存在諸多缺陷，使得央企高管在集團內部往往較為強勢（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內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，本文認為，基于“迎合效應”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”新任央企集團高管，有動機為了個人職業(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賽中獲勝，常常會對集團以及控股上市公司的高管團隊進行整合與重組。因此，控股上市公司的高管存在一定的晉升機會（楊瑞龍等，2013）［18］。為了給新任的央企集團高管留下“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在央企集團高管變更的當年通過正向盈余管理調增利潤，從而提供高出“實際”的經(jīng)營業(yè)績，以“迎合”新任的集團高管。因此，本文預期，基于“迎合效應”，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鍵要素（Akerlof，1970）［19］，信息越及時、越充分、越真實，據(jù)此做出的決策就越準確、越科學（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，無疑需要對集團內部所有企業(yè)的真實經(jīng)營情況進行了解，獲取相關信息。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構以外的途徑進行的信息傳遞和交流，比如通過與下級管理層的個人關系，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構，即控股公司提交的財務報告等資料，來了解控股公司的經(jīng)營狀況（Armstrong等，2010［22］；Piotroski和Wong，2012［23］）。由于集團核心領導發(fā)生變更，且新任的領導往往是政府任命，與控股公司的管理層之間很少存在直接、緊密的關系，此時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務報表信息獲取信息。而出于對控股上市公司真實情況了解的需求，新任央企高管會加大對控股上市公司財務信息真實性的監(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”假說。

基于以上分析，本文提出相對立的假設1、假設2。

H1：若“迎合效應”假說占主導地位，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”即“治理效應”假說占主導地位，則央企“換帥”會降低控股上市公司的盈余管理水平。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文的研究對象為2005—2017年實際控制人為中央企業(yè)的全部A股上市公司（2）。針對央企集團高管變更的具體信息，本文采用手工搜集的方式獲取相關資料，具體步驟為：首先，從國務院國有資產(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)，并進一步從人民網(wǎng)、公司官網(wǎng)、百度、新浪、網(wǎng)易新聞、新浪財經(jīng)人物、中國共產(chǎn)黨新聞網(wǎng)、網(wǎng)易財經(jīng)、搜狐新聞等網(wǎng)站補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，本文涉及的各項財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

參照已有研究，本文對樣本進行了如下處理：①剔除金融、保險等行業(yè)樣本；②剔除資不抵債或負債率小于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，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%水平下進行了Winsorize處理。

（二）關鍵變量的界定

（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模型計算可操縱應計利潤，記為EM_Jones（1995）。此外，為了保證本文結論的穩(wěn)健性，本文還基于Francis等（2005）［25］的現(xiàn)金流量模型估計應計盈余管理指標，該變量記為EM_Francis（2005）。由于可操縱應計利潤數(shù)值的正、負均能反映企業(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。

（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，本文設置了央企高管變更的變量Change，具體而言，如果央企高管當年發(fā)生變更，則Change取1，否則取0。

（三）實證模型設計

借鑒已有研究（杜興強等，2017）［26］，本文設計如下模型對本文的研究問題進行檢驗：

其中，EM為應計盈余管理，是本文核心被解釋 變 量，采 用EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）兩個指標進行度量；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)負債率（Lev）、資產(chǎn)報酬率（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］），而財務報表是否由四大會計所審計會影響企業(yè)財務報表的質量，從而對企業(yè)盈余管理產(chǎn)生影響，因此，本文進一步控制了公司治理等相關變量，如股權集中度（Top1）、管理層持股比例（Manshare）、企業(yè)財務報表的盈余管理是否“四大”審計（Big4），并在后續(xù)研究中同時控制上述變量，各變量的具體含義與計算方式見表1所列。本文采用雙向固定效應模型進行回歸，并且在回歸中控制了公司個體固定效應（μi）以及年度固定效應（ζt）。為了在一定程度上緩解內生性問題，本文對所有解釋變量采取滯后一期處理。

表1 各變量定義與計算方式

續(xù)表1

（四）描述性統(tǒng)計

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行初步統(tǒng)計分析，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，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)側面反映了我國國企改革逐步推進的過程。同時，在這些變更事件中，有相當一部分變更屬于強制變更，比如在十八大當年（2012），央企高管強制變更的數(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，這也進一步反映了政府部門大刀闊斧、不斷推進國有企業(yè)改革的決心。

此外，本文還對涉及的主要研究變量進行描述性統(tǒng)計，具體結果見表3所列。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

由表3可知，采用不同方法計算的應計盈余管理指標，EM_Jones（1995）和EM_Francis（2005）的均值分別為0.073和0.054，標準差分別為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；其余變量的各項統(tǒng)計量均與現(xiàn)有文獻相近，在此不再贅述。

四、實證結果

在本部分，首先檢驗央企“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方法緩解結論可能存在的內生性問題。

（一）央企“換帥”與控股上市公司盈余管理：基本結果

為檢驗央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的影響，本文采用模型（1）對全樣本進行回歸，結果見表4所列。表4的列（1）為采用EM_Jones（1995）度量盈余管理指標，僅控制公司財務因素的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，本文的核心關鍵變量Change的回歸系數(shù)為-0.012，并且在5%的水平下顯著；列（2）進一步控制了公司的治理因素，此時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結果，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得到驗證。除統(tǒng)計顯著性之外，回歸結果的經(jīng)濟含義也十分明顯。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)負債率（Lev）越高其盈余管理水平更高等，這些結論與已有研究結論相近，此處不再贅述。

（二）內生性檢驗

央企“換帥”與控股上市公司盈余管理之間的負向關系還可能受到內生性的干擾。例如，當企業(yè)采取較高程度的盈余管理時，不僅可能導致企業(yè)自身財務報表利潤虛高，也使集團公司合并報表的利潤虛高，從而使集團高管的業(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致央企“換帥”與控股上市公司盈余管理之間呈現(xiàn)偽相關關系，從而降低本文研究結論的可信度。

為保證前文結論穩(wěn)健性，本文首先使用兩階段工具變量法來緩解內生性問題。國企改革以來，尤其是國資委成立后，國企管理進入新階段（項安波，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的發(fā)展動態(tài)，為央企集團改革及發(fā)展指明方向。本文采用樣本前三年涉及具體央企集團名稱并且內容涵蓋“改革”的新聞數(shù)占當年該央企集團新聞總數(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，搜集各個央企集團的新聞，并確認含有“改革”內容的新聞數(shù)量，然后除以當年該央企集團的新聞總數(shù)，從而得出每一個觀測年度對應的該央企集團的新聞占比，本文取樣本前三年該比值的均值作為工具變量。由于“央企聯(lián)播”版塊的新聞是國資委從央企集團所有新聞中有選擇選取的集團報道信息，改革新聞占比在一定程度上體現(xiàn)了國資委對央企集團的改革關注度。該比值越高，說明國資委對該集團改革越為重視，該集團改革的迫切性也相對更高，從而更容易引發(fā)集團“換帥”。但是國資委選取的新聞并不會直接對集團控股上市公司的盈余管理行為產(chǎn)生直接的影響。因此，該指標滿足工具變量的相關性和外生性要求，具體工具變量檢驗結果見表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

第一階段的檢驗結果表明，央企集團近三年平均“改革”關注度越高，央企高管越容易發(fā)生變更。Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量為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。這一結果表明，在緩解內生性干擾后，原文結論仍然保持不變，從而進一步說明前文結論的穩(wěn)健性。

為了進一步緩解樣本選擇偏差以及反向因果帶來的內生性干擾，本文還進一步采用PSM-DID方法進行內生性處理。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行如下檢驗。相應的估計模型如下：

該模型為雙向固定效應模型，其中：被解釋變量為盈余管理變量；Treat×post為組間虛擬變量Treat與時間虛擬變量Post的交乘項。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為時間虛擬變量，當Post=1時表示央企“換帥”后的年度，Post=0為央企“換帥”之前的年度（4）。控制變量的界定與模型（1）保持一致。交互項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，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。相應的檢驗結果見表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方法處理了內生性后，前文的結論仍然保持不變，從而在一定程度上說明前文結論具有穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進一步保證表4結論的穩(wěn)健性，本文進一步采用變更央企“換帥”度量方法、增加控制變量方式對表4的結果做穩(wěn)健性檢驗。

首先，變更央企“換帥”的度量方法，如果央企“換帥”時間發(fā)生在上半年，則令變更當年的Change變量為1；如果央企“換帥”時間發(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。重新進行模型（1）的檢驗，具體結果見表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、學歷）、董事長背景特征（年齡、性別、學歷）、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）進行檢驗，結果見表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(6)

續(xù)表7

由表7的列（1）和列（2）檢驗結果可知，在替換了央企“換帥”的度量方法后，前文的結論仍然保持不變，即央企高管變更抑制了控股上市公司的盈余管理水平，進一步說明了前文結論的穩(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，前文的結論并未發(fā)生改變，同樣說明了前文結論的穩(wěn)健性。

五、機制檢驗

（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高管基于“信息需求”假說，會加大對控股上市公司財務信息的監(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，那么可以預期，當對控股上市公司的信息需求更大時，比如當央企集團高管發(fā)生強制變更、繼任高管來源于集團外部時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用應該更大。

根據(jù)已有研究，相比高管非強制變更以及高管內部繼任，高管發(fā)生強制性變更以及外部繼任時，對公司的信息需求更大，因此其公司治理作用更強，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，本文預期，當央企高管發(fā)生強制性變、繼任高管來自集團外部時，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。為了驗證這一預期，本文首先將強制變更變量（7）（Force_Change）與非強制變更變量（Unforce_Change）替換原有Change變量并帶入回歸模型（1），結果見表8的列（1）和列（2）所列。類似地，本文將內部繼任變量（In_Change）與外部繼任變量（Ex_Change）（8）替換基本模型中的Change變量進行回歸，得出的結果見表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%的水平下負向顯著，而非強制變更變量（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制性變更導致。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%的水平下負向顯著，這一結果表明，當繼任高管來自集團外部時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用更大，而內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)單因素試驗結果，選擇乙醇濃度(A)、浸提時間(B)、浸提溫度(C)和浸提pH(D)4個因素，采用Box-Behnken Design響應面分析法確定最優(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。對試驗結果進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回歸方程：

表8 的檢驗結果驗證了前文的預期，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)生強制性變更以及繼任高管來自集團外部時。這一結論也進一步驗證了前文的核心分析邏輯，即央企“換帥”通過對真實信息的需求，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

前文研究結果基本驗證了基于“信息需求”假說，新任高管會加強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對控股上市公司的監(jiān)督呢？本文預期，為了確保從控股上市公司獲得真實、可靠的財務信息，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、與自己價值觀更一致的高管，從而保證真實財務信息的生成與供給。通過替換控股上市公司中對財務信息質量起決定性作用的內部高管，新任的集團高管可以對控股上市公司財務信息的內部生成進行嚴格把控，從而確保其獲取信息的真實、可靠性。為了驗證這一預期，本文在該部分進一步檢驗央企“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對公司財務信息的生成和處理具有決定性權力，因此，本文在該部分檢驗央企“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固定效應回歸，結果見表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，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的結果基本驗證了前文的分析邏輯，即新任集團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部高管發(fā)生變更時更大。由表9的列（2）和列（3）可知，央企“換帥”與CEO變更的交乘項（Change×CEO-Turnover）回歸系數(shù)為-0.028和-0.015，且均在5%的水平下顯著，說明當控股上市公司CEO發(fā)生變更時，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。進一步地，采用CFO變更的數(shù)據(jù)檢驗表明，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，具體回歸結果見表9的列（4）-（6）所列。表9的結論基本驗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。為了進一步驗證這一分析邏輯的嚴謹性，本文進一步考慮控股上市公司治理水平這一因素，檢驗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，本文可以預期，當控股上市公司治理水平相對較差時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理水平的抑制作用應該會更大。

已有研究表明，大股東持股比例較高時，會通過各種可能的“隧道行為”從上市公司轉移財富，從而侵害中小股東利益，因此，公司的代理問題較為嚴重（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”（allignment effect），有助于解決內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?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較高或CEO持股比例較低時，代表控股上市公司的公司治理水平較差。據(jù)此檢驗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，納入模型（1）進行檢驗；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，納入模型（1），分別進行回歸，檢驗結果見表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（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，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（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。這一結果表明，當CEO持股比例較高，即公司治理水平較高時，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CEO持股比例較低即公司治理水平較差時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用得到加強。表10的檢驗結果基本驗證了前文的預期，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)也進一步驗證前文機制分析的合理性。

六、結論與啟示

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)集團的數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，央企“換帥”顯著降低了控股上市公司的盈余管理，且該結論在經(jīng)過內生性與穩(wěn)健性檢驗后依然成立。同時，當新任央企集團高管對控股上市公司的信息需求更大時，即當央企高管發(fā)生強制性變更、繼任高管來自央企集團外部時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用更大；進一步地，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，即大股東持股較高以及CEO持股比例較低時，央企“換帥”對控股上市公司盈余管理的抑制作用更大。

本文的研究結論豐富了公司治理理論以及企業(yè)集團盈余管理領域的研究文獻，并對國有企業(yè)改革的效果給出了直接的經(jīng)驗證據(jù)，為進一步積極推進國有企業(yè)改革提供一定啟示。當然，隨著國企改革的進一步深入，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：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整體經(jīng)營效果，需要學術界與央企集團共同探討；二是探索央企集團母公司與子公司互動機制，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，新的管理團隊組建后，兩者之間互動效率的高低直接關系到央企“換帥”的改革成效，且央企高管在央企集團較為強勢，降低這種強勢管理下的負面效應，增加新的管理團隊間的互動，提高集團內資源配置效率，能夠更好地促進央企集團整體發(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)在能夠為外界所關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面效應，是否存在“面子工程”，如為了追求利潤效應降低企業(yè)社會責任承擔、忽視創(chuàng)新等行為還需要學術界進一步探討。其次，央企“換帥”的類型存在強制性變更與非強制性變更、外部繼任與內部繼任等多種分類，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改革的變更類型？或針對不同企業(yè)的特點是否存在更適合的變更類型？諸如此類問題均需要學術界今后進一步進行相應研究。

注釋：

（1）相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)為本文根據(jù)國務院國有資產(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)一負責央企的管理，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年期末進行，此時對該行為影響最大的一次變更應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、保留任職時間最長的變更，進行穩(wěn)健性檢驗，文章結論并沒有發(fā)生變化。

（4）對于控制組Post變量的設定，我們對控制組樣本虛擬一個變更時點（年份），要求虛擬的變更時點前后各至少有兩年的觀測樣本。對于虛擬的變更時點之后的樣本，Post變量取1；相反地，對變更時點之前的樣本，Post變量取0。

（5）相關變量界定如下：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；若為專科，則CEOedu=2；若為高中及以下，則CEOedu=1；董事長年齡（Chairage）、性別（Chairgender）、學歷（Chairedu）的界定方法與CEO類似；董事會規(guī)模（Board）=ln（董事會總人數(shù)）；董事長與總經(jīng)理若兩職合一，則Dual=1，否則為0；董事會獨立性（Indep）采用獨立董事人數(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?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結果，未詳細列示原控制變量，僅對其簡單標注“控制”。

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

（8）若樣本公司當年所屬的央企集團的繼任高管來自集團外部，則Ex_Change取1，反之取0；同時設置內部繼任變量In_Change，若樣本公司當年所屬的央企集團的繼任高管來自集團內部，則Ex_Change取1，反之取0。