2.2　數(shù)據(jù)、變量界定和描述性統(tǒng)計

2.2.1　數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

研究樣本為2000—2010年的中國A股上市公司，鑒于研究設(shè)計主要基于CEO變更事件，需要CEO變更前后兩年（不包括變更當(dāng)年）的財務(wù)數(shù)據(jù)，因此選取發(fā)生在2002—2008年的CEO變更事件。CEO簡歷來自Wind資訊金融終端，公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

按照已有的研究慣例和我們的研究設(shè)計，利用以下標(biāo)準(zhǔn)對CEO變更樣本進行篩選：（1）剔除金融、保險業(yè)的上市公司樣本；（2）剔除CEO變更當(dāng)年及前一年為ST公司的樣本；（3）剔除截至2010年年底新任CEO任職期限小于兩年（不含變更當(dāng)年）的樣本；（4）剔除變更前后CEO為同一人（連任）的樣本；（5）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最后，我們得到977起CEO變更事件，具體篩選過程如表2-1所示。

表2-1　CEO變更樣本篩選

2.2.2　有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO的界定與分布狀況

有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO為曾經(jīng)從事財務(wù)或會計類工作的CEO（總經(jīng)理、首席執(zhí)行官、總裁等），我們根據(jù)Wind資訊金融終端提供的CEO簡歷（實際上來自公司年度報告），將有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO界定為曾擔(dān)任以下職務(wù)的CEO：財務(wù)負責(zé)人、財務(wù)總監(jiān)、首席財務(wù)官、總會計師。同時，在穩(wěn)健性檢驗部分，我們采用更一般的標(biāo)準(zhǔn)重新定義有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO，即曾擔(dān)任以下職務(wù)的CEO：財務(wù)處處長、財務(wù)科長、財務(wù)科科長、財務(wù)負責(zé)人、財務(wù)總監(jiān)、財務(wù)部部長、財務(wù)部經(jīng)理、首席財務(wù)官、總會計師。

從工作經(jīng)歷方面看，前任CEO無財務(wù)任職經(jīng)歷而新任CEO有財務(wù)任職經(jīng)歷的事件為52起，對應(yīng)的公司作為處理組。前任和新任CEO均無財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO變更事件最多，為897起，對應(yīng)的公司作為控制組。前任CEO有財務(wù)任職經(jīng)歷而新任CEO無財務(wù)任職經(jīng)歷的事件為24起，前任CEO和新任CEO均有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO變更事件最少，只有4起（見表2-2）。

表2-2　CEO變更樣本分布

2.2.3　變量界定

公司的盈余管理包括應(yīng)計項目調(diào)整和真實活動操縱兩種。其中，我們采用Jones模型（Jones，1991）計算應(yīng)計項目調(diào)整；同時在穩(wěn)健性檢驗部分，我們還采用Dechow et al.（1995）、Kothari et al.（2005）、Raman and Shahrur（2008）和Louis et al.（2008）等修正的Jones模型予以衡量。我們借鑒Roychowdhury（2006）的方法衡量真實活動操縱。

1.應(yīng)計項目盈余管理估計

我們采用Jones（1991）的可操縱性應(yīng)計利潤的絕對值衡量公司應(yīng)計項目盈余管理，具體的計算過程如下：

首先，根據(jù)模型（2-1），對同年度、同行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進行OLS回歸，得到相應(yīng)的系數(shù)β1、β2和β3。

其次，把模型（2-1）得到的回歸系數(shù)代入模型（2-2），計算每家公司的不可操縱性應(yīng)計利潤。

最后，根據(jù)模型（2-3），利用公司應(yīng)計利潤減去模型（2-2）得出的不可操縱性應(yīng)計利潤，估計每家公司的可操縱性應(yīng)計利潤。

其中，ΔCAi, t為公司i第t年的流動資產(chǎn)增加額，ΔCASHi, t為公司i第t年的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物增加額，ΔCLi, t為公司i第t年的流動負債增加額，ΔCLDi, t為公司i第t年的一年內(nèi)到期的長期負債增加額，DEPi, t為公司i第t年的折舊和攤銷成本，Ai, t-1為公司i第t-1年的總資產(chǎn)，ΔREVi, t為公司i第t年的銷售收入增加額，PPEi, t為公司i第t年的固定資產(chǎn)額，NDAi, t為公司i第t年的不可操控性應(yīng)計利潤，DACi, t為公司i第t年的可操控性應(yīng)計利潤。

2.真實活動盈余管理估計

我們借鑒Roychowdhury（2006）的研究方法，從銷售操縱、生產(chǎn)操縱和酌量性費用操縱三個方面衡量真實活動操縱，分別使用異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額（EM＿CFO）、異常產(chǎn)品成本（EM＿COST）和異常酌量性費用（EM＿EXP）予以計量。

首先，利用以下各方程，對同年度、同行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進行OLS回歸分析。

（1）根據(jù)Dechow et al.（1995），正常的經(jīng)營活動現(xiàn)金流和銷售額存在如方程（2-4）所示的線性關(guān)系。

（2）產(chǎn)品成本為銷售產(chǎn)品成本加上當(dāng)年存貨的變動額。銷售產(chǎn)品成本和當(dāng)期銷售額存在如方程（2-5）所示的線性關(guān)系。

存貨變化額、當(dāng)期銷售變動額和上期銷售變動額存在如方程（2-6）所示的線性關(guān)系。

根據(jù)方程（2-5）和（2-6），我們使用方程（2-7）估計產(chǎn)品成本和銷售額的線性關(guān)系。

（3）酌量性費用包括銷售費用和管理費用，酌量性費用與上期銷售額存在如方程（2-8）所示的線性關(guān)系。

在以上的公式中，CFOi, t為公司i第t年的經(jīng)營活動的現(xiàn)金流量凈額，COSTi, t為公司i第t年的銷售產(chǎn)品成本加上當(dāng)年存貨的變動額，Si, t-1為公司i第t年的銷售收入，EXPi, t為公司i第t年的銷售費用和管理費用，ΔSi, t為公司i第t年的銷售收入變動額，ΔSi, t-1為公司i第t-1年的銷售收入變動額，Ai, t-1為公司i第t-1年的總資產(chǎn)。

其次，根據(jù)方程（2-4）、（2-7）、（2-8）回歸得出的系數(shù)，計算每家公司的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額、產(chǎn)品成本和酌量性費用的擬合值，作為公司銷售、生產(chǎn)與支出三項活動正常量的估計值。

最后，利用每家公司銷售、生產(chǎn)與支出三項活動的實際值減去上述所得正常量的估計值，得出相應(yīng)的異常值，分別為異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額（EM＿CFO）、異常產(chǎn)品成本（EM＿COST）和異常酌量性費用（EM＿EXP）。

真實盈余管理的總體計量指標(biāo)為：

與已有研究（Jiang et al.，2010；蘇冬蔚，2010；李增福等，2011）一致，我們控制影響盈余管理的各種因素，包括公司規(guī)模、負債水平、盈利能力、成長機會、經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流標(biāo)準(zhǔn)差、銷售收入標(biāo)準(zhǔn)差、銷售收入增長率標(biāo)準(zhǔn)差、審計質(zhì)量、控制權(quán)性質(zhì)，變量的具體定義如表2-3所示。

表2-3　變量定義

2.2.4　描述性統(tǒng)計

我們對研究樣本的主要變量進行了描述性統(tǒng)計，具體結(jié)果如表2-4所示。應(yīng)計項目盈余管理水平（DAC）的均值和中位數(shù)分別為0.125和0.086，標(biāo)準(zhǔn)差為0.132。真實活動盈余管理水平（EM）的均值和中位數(shù)分別為0.155和0.106，標(biāo)準(zhǔn)差為0.169。異常產(chǎn)品成本（EM＿COST）、異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額（EM＿CFO）和異常酌量性費用（EM＿EXP）的均值（中位數(shù)）分別為0.089、0.062和0.045（0.056、0.045和0.032），標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.108、0.057和0.048。公司規(guī)模（SIZE）、負債水平（LEV）、盈利能力（ROA）、成長機會（TOBINQ）、經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流標(biāo)準(zhǔn)差（STDCASH）、銷售收入標(biāo)準(zhǔn)差（STDSALE）、銷售收入增長率標(biāo)準(zhǔn)差（STDGROWTH）、審計質(zhì)量（AUD和OPIN）、控制權(quán)性質(zhì)（CON）的描述性統(tǒng)計結(jié)果不再贅述。

表2-4　描述性統(tǒng)計

2.3　CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷影響公司盈余管理嗎

在本節(jié)，我們首先簡要介紹研究設(shè)計，然后分別考察CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對公司真實活動盈余管理和應(yīng)計項目盈余管理的影響。

2.3.1　研究設(shè)計

為了探索CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷與盈余管理決策之間的因果關(guān)系，檢驗有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO對盈余管理決策的凈影響，我們利用CEO變更事件，借鑒雙重差分模型（Difference-in-Differences, DID）的思想（Imbens and Wooldridge，2009），基于CEO變更事件對樣本進行OLS回歸，實證模型為：

其中，EMi, t為公司i第t年的真實活動盈余管理水平，DACi, t為公司i第t年的應(yīng)計項目盈余管理水平。EERi為組間虛擬變量，EERi=0為控制組公司，即CEO在變更前后均無財務(wù)任職經(jīng)歷；EERi=1為處理組公司，即CEO由無財務(wù)任職經(jīng)歷變更為有財務(wù)任職經(jīng)歷。POSTt為時間虛擬變量，POSTt=0為CEO變更前的年度；POSTt=1為CEO變更后的年度。我們控制實證研究中常見的盈余管理決定因素，包括公司規(guī)模、負債水平、盈利能力、成長機會、經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流標(biāo)準(zhǔn)差、銷售收入標(biāo)準(zhǔn)差、銷售收入增長率標(biāo)準(zhǔn)差，我們還控制行業(yè)和年度虛擬變量，以向量組Xi, t表示。

組間虛擬變量和時間虛擬變量的交互項系數(shù)α1是考察的核心，它衡量相對于無財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任，有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任對盈余管理水平的凈影響。如果α1顯著為正，則說明有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO會顯著提高公司的盈余管理水平；反之，如果α1顯著為負，則說明有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO會顯著降低公司的盈余管理水平。此外，組間虛擬變量的回歸系數(shù)α2衡量CEO變更之前，處理組和控制組之間盈余管理水平的差異；時間虛擬變量的回歸系數(shù)α則衡量在CEO變更前后，控制組盈余管理水平的差異。

需要說明的是，我們選擇CEO變更前后各2年作為研究窗口，即CEO變更發(fā)生的前2年為事件前窗口期。由于CEO對公司決策的影響在變更當(dāng)年可能難以體現(xiàn)出來，從而導(dǎo)致實證結(jié)果的顯著性程度減弱，因此我們采用CEO變更后2年（不含變更當(dāng)年）為事件后窗口期。之所以選擇CEO變更前后2年，是因為：如果窗口期太短，CEO對盈余管理的影響可能尚未體現(xiàn)出來或者難以觀測到；如果窗口期太長，盈余管理受其他不可觀測因素影響的可能性就會大增，從而影響結(jié)果的可靠性。同時，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在穩(wěn)健性檢驗部分，我們重新選取研究窗口，進行相關(guān)的實證檢驗。

對于進入研究樣本的CEO變更事件，鑒于CEO變更在某些情況下過于頻繁，我們要求新任CEO的任職時間不少于2年，且變更事件前后各有2年的觀測數(shù)據(jù)。對于連續(xù)兩次CEO變更均進入研究樣本的事件，要求兩次變更間隔不小于4年，否則只選取第一次CEO變更作為研究樣本。

2.3.2　CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對真實活動盈余管理決策的影響

為了更清晰地研究CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對公司真實活動盈余管理決策的影響，我們根據(jù)不同時間（CEO變更前和CEO變更后）和不同組（處理組和控制組）對樣本進行分組，分別對子樣本進行OLS回歸分析；再利用雙重差分模型——模型（2-10），對全樣本進行OLS回歸分析，回歸結(jié)果如表2-5所示。

表2-5　真實活動盈余管理的回歸結(jié)果

注：被解釋變量為真實活動盈余管理水平。括號內(nèi)為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著；標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過公司層面聚類調(diào)整。

從同一時間、不同組間的差異上看，在CEO變更前，樣本組間虛擬變量EER的系數(shù)顯著為正，說明在CEO變更前，處理組的真實活動盈余管理水平顯著高于控制組。而在CEO變更后，樣本組間虛擬變量EER的系數(shù)為負但不顯著，說明處理組與控制組的真實活動盈余管理水平?jīng)]有顯著的差異。

從同一組的時間差異上看，對于處理組，時間虛擬變量POST的系數(shù)顯著為負，說明在CEO變更后，處理組的真實活動盈余管理水平顯著降低。而對于控制組，時間虛擬變量POST的系數(shù)顯著為正，說明在CEO變更后，控制組的真實活動盈余管理水平顯著上升。

利用全樣本進行雙重差分模型回歸，結(jié)果顯示組間虛擬變量EER和時間虛擬變量POST交互項EER×POST的回歸系數(shù)顯著為負，說明相對于控制組，處理組CEO變更對公司盈余管理的凈影響顯著為負，即有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO顯著地降低了公司的盈余管理水平。同時，組間虛擬變量EER的回歸系數(shù)顯著為正，與“CEO變更前”的回歸結(jié)果一致，說明在CEO變更前，處理組的盈余管理水平顯著高于控制組。時間虛擬變量POST的回歸系數(shù)顯著為正，與“控制組樣本”的回歸結(jié)果一致，說明在CEO變更后，控制組的盈余管理水平得以上升。

以上分組檢驗和全樣本檢驗的結(jié)果表明，CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷與公司真實活動盈余管理之間存在較強的因果關(guān)系，即有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任后顯著地降低了公司的真實活動盈余管理水平。

2.3.3　CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對應(yīng)計項目盈余管理決策的影響

我們采用類似的研究方法，分析CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對應(yīng)計項目盈余管理決策的影響。我們先根據(jù)不同時間（CEO變更前和CEO變更后）和不同組（處理組和控制組）對樣本進行分組，分別對子樣本進行OLS回歸分析；再利用雙重差分模型——模型（2-11），對全樣本進行OLS回歸分析，回歸結(jié)果如表2-6所示。

表2-6　應(yīng)計項目盈余管理的回歸結(jié)果

注：被解釋變量為應(yīng)計項目盈余管理水平。括號內(nèi)為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著；標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過公司層面聚類調(diào)整。

從同一時間、不同組間的差異上看，無論是CEO變更前還是CEO變更后，組間虛擬變量EER的系數(shù)均不顯著，說明在CEO變更前后，處理組和控制組的應(yīng)計項目盈余管理水平?jīng)]有顯著的差異。

從同一組的時間差異上看，無論是處理組還是控制組，時間虛擬變量POST的系數(shù)均不顯著，說明處理組和控制組在CEO變更后，應(yīng)計項目盈余管理水平?jīng)]有發(fā)生變化。

利用全樣本進行雙重差分模型回歸，結(jié)果顯示組間虛擬變量EER和時間虛擬變量POST交互項EER×POST的回歸系數(shù)不顯著，說明控制組和處理組的CEO變更對公司應(yīng)計項目盈余管理的影響沒有差異，即有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任對公司應(yīng)計項目盈余管理與無財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任對公司應(yīng)計項目盈余管理產(chǎn)生的影響沒有顯著差異。同時，組間虛擬變量EER的回歸系數(shù)和時間虛擬變量POST的回歸系數(shù)均不顯著。

以上分組檢驗和全樣本檢驗的結(jié)果表明，CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷與公司應(yīng)計項目盈余管理之間沒有明顯的關(guān)系，即有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任對公司應(yīng)計項目盈余管理水平?jīng)]有顯著的影響。我們還發(fā)現(xiàn)，無財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO上任也未顯著地影響公司應(yīng)計項目盈余管理水平。