董事會監管下的高管變更對盈余管理的影響研究

周 暉，左 鑫

（湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙 410082）＊

一、引 言

上市公司盈余信息披露一直備受股東、債權人等利益相關者的關注。如何提高盈余信息質量一直以來是理論及實務界關注的焦點。“銀廣廈”等虛假信息案的曝光引發了人們的思考，高管變更是否導致盈余管理行為；如何構建強有力的治理機制來約束高管變更時的不良行為，這些問題都值得深入研究。我們通過探討上市公司高管變更對盈余管理的影響，擬進一步探究董事會監管下的高管變更對盈余管理行為的影響，以期發現不足并提出對策，進而提高盈余信息的可靠性，提高公司內部治理能力。

二、文獻回顧

較早研究董事會監管與盈余管理的學者Hermalin和Weisbach（1991）證實獨立董事比例與會計績效的衡量指標不存在統計意義上的必然聯系［1］。Jensen（1993）發現董事會規模越小，越不易受高管人員的影響，能夠更好實現監管功能［2］。Beaslye（1996）發現獨立董事比例高對盈余管理行為起到有效控制，而董事會規模越大，盈余管理行為發生的可能性越大［3］。余怒濤等（2009）發現董事會規模與盈余反應系數顯著正相關［4］。路萌（2010）發現董事長與總經理兩職是否兼任、董事會規模、獨立董事比例與盈余管理行為不存在顯著相關性，僅董事會會議次數與盈余管理程度呈負相關關系［5］。

關于高管變更與盈余管理關系的研究成果豐富。DeAngelo（1988）研究發現公司高管為能夠繼續擔任此職位，存在正向盈余管理行為［6］。Pourciau（1993）研究發現離職者沒有進行盈余調整，而繼任者則會調減當年盈余以歸罪于離職者，同時未來會調增盈余，以證明自身經營才能［7］。朱紅軍（2002）研究發現持股人變更與高管人員變動存在相關關系，管理者的更換并沒有達到預期目標，反而導致了盈余管理行為［8］。朱星文等（2009）研究表明更換當年有較嚴重的負向盈余管理行為，而當控股股東是政府部門所屬的國有企業，其負向盈余管理行為會得到抑制［9］。

國內外學者對董事會監管與高管變更的關系進行了深入研究。Klein（1998）研究發現獨立董事比例越高，高管下臺的概率越大［10］。Benjamin和Weisbaek（1998）認為前任CEO退休前會盡可能增加內部董事比例，而若企業的經營業績下滑，企業經理層則傾向于增加外部董事比例［11］。龔玉池（2001）提出高管變更的概率并沒有因為設立外部董事而增加，大股東對外部繼任者有著關鍵作用［12］。李增泉（2002）發現董事會規模、董事會成員持股比例、非經理董事的比例三者與上市公司績效并不存在顯著的相關性［13］。張俊生和曾亞敏（2005）提出董事會會議次數和董事會組成結構能夠對業績較差的企業的總經理更換起到解釋作用［14］。

綜上所述，由于選擇的樣本和研究變量不同，學者們對董事會監管、高管變更與盈余管理兩兩之間實證研究得出的結論迥異。總體上表明，董事會監管對于高管變更和盈余管理行為有著一定程度的限制。當前，我國針對董事會監管體制，高管變更與盈余管理三者之間的關系研究甚少，相關文獻幾乎沒有。因而，通過實證研究檢驗我國上市公司在董事會監管下高管變更對盈余管理行為的影響，具有一定的理論價值和現實意義。

三、理論基礎及研究假設

現有研究認為，正常變更是指高管變更與其治理能力和管理決策能力無關，非正常變更是指高管變更受到其治理能力和管理決策能力的影響。本文將健康原因、退休、任期屆滿、結束代理的變更劃分為正常變更，其他原因認為是非正常變更。在現代委托代理關系下，高管人員通過努力工作創造良好業績，進而獲得豐厚的報酬。其次，新任高管為追求自身利益，鞏固自身地位，在高管變更當年，采取負向盈余管理行為，把業績差的責任歸于前任。同時，會在未來扭轉以證明自身管理才能。由此，提出假設1。

假設1：高管人員發生正常變更（總經理變更）的當年，傾向于負向的盈余管理行為。

董事會會議次數反映董事會成員的活躍程度。一部分學者認為董事會會議，是對董事長已制定決策的補充說明，監管效應不強；另一部分學者則認為董事會成員能夠經常交流，對日常經營問題進行探討，能夠提高監督力度。我們認為董事會會議次數越多，就意味著董事會成員的交流增加，董事們更積極地參與公司管理，因而會抑制盈余管理行為，及時有效地更換高管人員。由此，提出假設2－1與假設2－2。

假設2－1：董事會會議次數越多，高管變更發生當年的盈余管理行為越能得到抑制。

假設2－2：董事會會議次數與高管變更的概率成正相關關系。

獨立董事是沒有在公司任職的股東，能不受影響的進行監管；其次，獨立董事成員一般都是經濟、法律等領域的專家學者，他們能夠充分利用自身的專業知識對公司發展和投資等提出專業建議。因此，當獨立董事較少時，更容易與高管達成一致，導致監管作用下降；當獨立董事較多時，監管作用就會相應的提高，能夠較好控制盈余管理行為的發生，并隨時對管理者的任命做出調整。由此，提出假設3－1和假設3－2。

假設3－1：獨立董事比例越大，對高管變更發生當年的盈余管理行為的抑制作用越顯著。

假設3－2：獨立董事比例與高管變更的概率成正相關關系。

現有研究中關于董事會規模對高管變更及盈余管理的影響結果迥異，一部分學者認為董事會規模與內部監管效用呈正相關，起到有效的監管作用；一部分學者認為董事會規模越大，越不利于達成一致，有助于高管進行利潤操縱，不利于及時更換高管。我們認為董事會規模越大，專業知識領域交叉多，經驗更為豐富，在盈余管理問題上難以與高管達成一致。同時，因董事會代表著多方股東利益，難以在高管變更問題上達成一致。由此，提出假設4－1和假設4－2。

假設4－1：董事會規模越大，高管變更發生的當年發生盈余管理的行為越能得到抑制。

假設4－2：董事會規模與高管變更的概率呈負相關關系。

董事長和總經理是否兼任是影響高管權力的一個重要因素。若董事長和總經理兼任，促使高管人員權力膨脹，削弱董事會的監管效率，導致盈余管理行為發生，不能合理有效的更換高管人員；若董事長和總經理兩職分離，對財務報告過程提供有效的監督，并及時進行高管人員調整。由此，提出假設5－1和假設5－2。

假設5－1：董事長和總經理兩職分離與高管變更當年的盈余管理行為負相關。

假設5－2：董事長和總經理兩職兼任與高管變更的概率為負相關關系。

四、實證檢驗

（一）樣本的選取和數據來源

選取2008～2011年滬深兩市所有A股非金融類上市公司為研究樣本，并按照以下標準進行篩選：（1）剔除金融行業；（2）刪除A、B交叉股和H股交叉股；（3）剔除ST、PT以及＊ST公司；（4）剔除因控股權發生變更而產生高管變更的公司；（5）刪除模型中所需變量數據不全的公司，同時剔除極大值和極小值。最后得到觀測值4428個，公司數1107個。各項指標均來自CSMAR，其中高管人員變更數據需經過篩選整理。

（二）盈余管理的測量方法

選取基于總應計利潤的盈余管理檢測方法，通過應用修正JONES模型計算可操縱應計利潤來作為盈余管理的指標，具體計算過程如下：

其中TAi，t表示公司i第t年的總應計利潤；NIi，t表示公司i第t年的總凈利潤；CFOi，t表示公司i第t年凈現金流量；Ai，t－1表示公司i第t－1年的資產總額；ΔSALEi，t表示公司i在第t年的主營業收入與t－1年主營業收入的差額；FAi，t是公司i第t年的固定資產總值；ΔRECi，t是公司i第t年的應收賬款與t－1年應收賬款的差額；NDAi，t是非操控性應計 利 潤；DAi，t是 可 操 縱 性 應 計 利 潤；α1，α2，α3是行業特征參數；＾α1，＾α2，＾α3分別為α1，α2，α3的OLS估計值；εi，t為殘差項。

（三）研究變量及回歸模型的設定

本文研究的主要變量如表1所示。

表1 變量說明表

首先，為了檢驗高管變更時是否存在盈余管理行為，以及董事會監管對高管變更發生時盈余管理行為的影響，構建模型（5）和模型（6）：

其次構建二元logistic回歸模型（7）檢驗董事會監管對高管變更的影響：

模型（5）和模型（6）中DAi，t為被解釋變量，Turn為解釋變量，其中模型（6）的解釋變量中有董事會監管與高管變更的四個交叉項，模型（7）中被解釋變量為Turn，解釋變量為董事會監管的四個特征值。控制變量均為資產負債率、凈資產收益率以及資產規模，它們分別反映著企業債權人發放貸款的安全性、企業盈利能力以及企業規模大小。

（四）實證檢驗的結果

1.描述性統計。由表2可見，DA最大值為3.043，最小值－9.018，說明公司既有調增盈余的行為也有調減盈余的行為；Roe的均值為0.042，最大值和最小值大小接近，表明凈資產收益率差異不大；Ind的均值是36%，達到我國《公司法》中獨立董事人數必須占1/3的標準；董事會規模最小值為4，符合我國上市公司董事會人數至少為2人的基本要求。

表2 主要研究變量的描述性統計

2.相關性分析。在進行回歸分析前，對主要變量進行相關性檢驗，結果如表3。由表3可知，DA與Turn在1%顯著水平下呈負相關關系，變量Meet與DA在5%顯著水平下呈負相關關系，變量Jr與DA在5%顯著水平下呈正相關關系，表明高管變更時會產生負向盈余管理行為，且董事會會議越多、兩職兼任，盈余管理行為越嚴重。此外，Board、Jr與Turn在5%顯著水平下呈負相關關系，Meet與Turn在1%顯著水平下呈正相關關系。總體來說，所有變量之間的相關系數較小，符合線性相關關系，預計模型不存在多重共線性。

表3 主要變量的相關系數分析

3.回歸分析。首先，進行全樣本多元回歸分析，檢驗總經理變更發生時是否存在盈余管理行為，結果如表4所示。

表4 總經理變更的全樣本回歸結果

由表4可知，在1%顯著水平下，總經理變更與盈余管理呈顯著負相關關系，這表明高管變更當年存在調減盈余的行為，降低當年盈余，支持了假設1。同時，研究還發現企業規模、資產負債率與盈余管理呈顯著負相關關系，凈資產收益率與盈余管理呈顯著正相關關系。

其次，考察董事會監管對總經理變更的影響，如表5所示。

表5 董事會監管與總經理變更的關系二元logistic分析回歸結果

由表5可知，在1%顯著水平下，董事會會議次數與高管變更呈正相關關系，表明董事會會議越多，高管更換概率越高，支持假設2－2；在5%的顯著水平下，董事會規模與高管變更呈負相關關系，表明董事會規模越大，高管更換概率越小，支持假設4－2；在5%的顯著水平下，兩職兼任與高管變更呈負相關關系，表明兩職兼任時，高管更換的可能性減小，支持假設5－2；而獨立董事比例對高管變更并無影響，不支持假設3－2。

最后，在模型（5）的基礎上，加入高管變更與董事會監管四個特征的交叉項，通過模型（6），考察不同監管特征下，高管變更與盈余管理的關系是否會得到抑制，由表6所示。

表6 不同董事會監管特征的回歸分析

由表6可知，高管變更與盈余管理行為呈負相關關系，再次證明高管變更時存在負向盈余管理行為，同時發現董事會規模和高管變更的交叉項與盈余管理顯著負相關，表明董事會人數越小，就越能抑制高管變更時的盈余管理行為，悖離假設4－1。兩職兼任和高管變更的交叉項與盈余管理顯著負相關，表明兩職分離能夠抑制高管變更造成盈余管理行為，支持假設5－1。獨立董事比例和高管變更的交叉項與盈余管理顯著正相關，表明獨立董事比例越大，高管變更時盈余管理行為越得到抑制，支持假設3－1。而董事會會議次數的監督作用并沒有得到驗證。

五、結論和建議

以2008～2011年我國非金融類A股上市公司為樣本，通過選擇特征指標、建立多元回歸模型，同時考慮公司凈資產收益率等控制因素。研究發現：（1）高管變更當年存在顯著的負向盈余管理行為，表明繼任者為了在未來顯示出優良業績，選擇調減盈余的方式，降低當期盈利；（2）董事會規模小、獨立董事比例高以及兩職分離時，對高管變更時帶來的盈余管理行為起到抑制作用，而董事會會議次數并沒有起到抑制作用，表明董事會人數越少，越能積極、有效的執行監督作用，同時獨立董事比例越大、兩職分離就意味著董事會在高效運轉，能夠增加企業披露的盈余信息質量。但高管更換期間，董事會會議相當于“救火隊”的功能，并不能做出有效的決策，很難發揮其監督職能；（3）董事會會議次數越多和兩職分離時，高管更換的概率就越大，這表明積極的董事會行為，有利于企業管理人員的及時更換。而董事會規模越大，高管變更的概率越小，說明董事會規模越大，董事會在高管變更問題上很難達成一致，導致監管效率下降。獨立董事比例對高管變更并無顯著影響，說明我國上市公司獨立董事并沒有起到應有的監管作用，沒有有效發揮其作用。

以上結論對盈余管理、高管變更及公司內部治理研究領域以往的研究做了補充性的工作，符合企業管理實務的實戰需求。首先，高管變更當年，為了抑制繼任者調減盈余的行為，有必要對上市公司加強監管；其次，研究發現董事會監管仍需加強，董事會會議僅僅是一種形式，應加強董事會會議效率；同時獨立董事比例雖能抑制盈余管理行為，但對高管變更沒有影響，意味著獨立董事們仍沒有合理地利用監管權力，有必要加強獨立董事的選拔制度和激勵制度；最后，建議實施董事長和總經理分離制。

注釋：

①由于篇幅所限，本文省略了年度虛擬變量的估計結果以及穩健性分析的結果。

［1］Hermalin and Weisbach.The effects of board composition and direct incentives on firm performance［J］.Financial Management，1991，20（4）：101－102.

［2］Jensen M.The modem industrial revolution，exit，and the failure of internal control systems［J］.Journal of Finance，1993，48（3）：831－880.

［3］Mark S.Beasley an empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud［J］.The Accounting Review，1996，71（4）：443－465.

［4］余怒濤，沈中華，劉孟暉.董事會特征和盈余質量——來自滬深股市的證據［J］.華東經濟管理，2009，23（7）：76－84.

［5］路萌.董事會結構對盈余管理監管效果實證研究［D］.天津：天津商業大學，2010.

［6］DeAngelo L.Accounting numbers as market valuation substitutes：a study of management buyouts of public stock holders［J］.The Accounting Review，1986，61（3）：400－420.

［7］Pourciau，Susan.Earnings management and nonroutine executive changes［J］.Journal of Accounting and Economics，1993，16（3）：317－336.

［8］朱紅軍.大股東變更與高級管理人員更換經營業績的作用［J］.會計研究，2002，（9）：31－40.

［9］朱星文，廖義剛，謝盛紋.高級管理人員變更、股權特征與盈余管理——來自中國上市公司的經驗證據［J］.南開管理評論，2010，13（2）：23－29.

［10］Klein.A.Firm performance and board committee structure［J］.The Journal of Law and Economics，1998，41（1）：275－304.

［11］Benjamin E Hermalin and Michael S.Weisbaek.Endogenously chosen boards of directors and their monitoring of the CEO［J］.American Economic Review，1998，88（1）：96－118.

［12］龔玉池.公司績效與高層更換［J］.經濟研究，2001，（10）：75－82，96.

［13］李增泉.國家控股與公司治理的有效性——一項基于中國證券市場的實證研究［D］.上海：上海財經大學博士學位論文，2002.

［14］張俊生，曾亞敏.董事會特征與總經理變更［J］.南開管理評論，2005，8（1）：16－20.

［15］周暉，馬瑞，朱久華.中國國有控股上市公司高管薪酬激勵與盈余管理［J］.財經理論與實踐，2010，（4）：48－52.

［16］田冠軍，王丹.公允價值高管薪酬與盈余管理［J］.重慶理工大學學報（社科版），2010，（11）：28－30.