CEO变更（共3篇）
CEO变更 篇1
一、引言
业绩预告是指在定期财务报告正式对外披露之前,管理层预先将公司该期盈利能力以暂定数的方式向市场传递信息,以期帮助信息使用者做出理性决策(林江辉,2003)。我国证监会、证券交易所先后出台了预亏、预赢、预增、预减、预警的业绩预告披露制度,其中对满足净利润为负、业绩较上年同期发生大幅度变动(一般指超过50%)等条件的上市公司提出了强制性披露要求,而一些未达到强制性披露要求的上市公司也会进行业绩预告自愿性披露。业绩预告披露的是一种预测性财务信息,它不仅对定期报告作了有益补充,还提高了信息及时性,有助于缓解信息不对称和信息滞后问题,有助于保护中小投资者利益和提高资本市场资源配置效率,越来越受到投资者和监管部门的重视。然而,我国在监管体制、管理者行为规范、信息披露质量等方面仍存在很多问题,使得业绩预告披露行为易受到各种因素的影响,尤其是管理者自利动机因素,从而导致企业人为操纵业绩预测信息的披露,如提前或延迟特定消息的发布(陆蓉等,2012),甚至故意披露和实际业绩不相符的预测信息(张敦力等,2015)。
在对管理者自利动机的研究中,现有文献大都致力于研究薪酬激励、资本配置、高管变更和信息披露等方面。其中,有关会计信息披露影响因素的研究往往将CEO看做自利的“经济人”,致力于追求自身经济利益最大化。Nagar等(2003)指出,会计信息披露会对管理者的任职升迁、外部雇用机会、潜在被撤换可能以及离职后收益等长期职业生涯因素产生影响。当涉及CEO自身利益时,其会通过操纵信息披露做出一些短视行为,如操纵公司利润来获取更多的报酬(Ravi,2009)。基于公司业绩对CEO的重要性,还有一些研究关注了CEO出于自利动机操纵公司业绩的现象。Farrel等(2002)研究发现,CEO离职前为换取留任或其他就业机会,会使用盈余管理手段粉饰业绩,向市场及股东展示“良好业绩”。朱红军(2004)则发现,高管继任之后并没有促进公司业绩的短期增长,而只是带来了显著的盈余管理。业绩预告作为一类特殊的预测性信息披露,具有前瞻性,对投资者预期上市公司发展前景有重要作用,加之其与公司业绩之间的紧密关联性,已经成为CEO业绩操纵行为的另一个对象。王玉涛等(2011)研究发现,管理层在业绩预告中存在机会主义披露行为,导致他们故意发布不准确的业绩预告,以期从股票市场错误的定价中获利。高敬忠等(2013)发现,管理层在披露自身私有信息时,会选择使自身利益最大化的披露方式,通过对业绩预告可靠性的操纵来降低披露成本,实现自身利益最大化。
此外,已有研究表明,业绩优劣是影响公司CEO变更的直接因素之一,而CEO变更又与其利益紧密相关,所以CEO出于自利动机而操纵业绩预告披露的行为更有可能发生在CEO变更时期。因此,本文以CEO变更这类与CEO利益紧密相关的特殊事件为环境背景,在总体研究基础上,进一步从强制与自愿两种信息披露方式的角度对上市公司CEO变更期间披露业绩预告的消息属性倾向进行比较研究和解释。鉴于我国的制度背景特征,董事长和总经理的权力与职责类似于国外的CEO,所以本文的研究将总经理和董事长合并为CEO进行考察。
二、理论分析与研究假设
CEO变更是一个复杂的过程,包含了前任CEO的离职、继任CEO的遴选及考评(Graffin等,2013)。因此,为了全面考察CEO变更期间的业绩预告披露行为,本文将CEO变更期间分为离职期(非离职期)和继任期(非继任期),从理论上分别研究离职CEO与继任CEO的自利动机和业绩预告披露的消息属性倾向。
低劣的经营业绩会引发CEO变更,而离职CEO未来的就业机会也取决于所在公司的业绩(Travlos,2002;Brickley,1999)。任职期限理论(Dechow等,1991)指出,当CEO临近卸任时,由于不再考虑声誉效应,他们会更加关注自身利益及当期业绩。离职CEO有动机通过提升短期业绩来提升自身形象,增加未来就业机会,以及利用这种方式为下一任CEO达到业绩目标制造障碍,相对提高自身声誉。基于信息不对称理论,拥有信息优势的一方会故意隐瞒某些不利消息,来获取有利于自己的交易条件。离职CEO作为公司内部人具有信息和职位优势,且在变更压力的驱使下,向外部市场披露业绩预告时存在较强的自利倾向。Byungjin等(2012)检验了CEO变更期间的管理层盈余预测,发现离职CEO在更换前经常发布乐观的、传递好消息的盈余预测,为继任CEO制造业绩壁垒。以上分析说明,新老CEO的利益冲突影响了公司盈余预测的披露政策。Kothari等(2009)的研究则发现,管理层为自身职业生涯考虑,通常会将好消息尽早发布出去,而保留坏消息。因此,在自愿性披露体系下,面临离职风险的CEO出于对未来职业生涯规划及声誉的考虑,很可能在离职前披露好消息,而压制并延迟坏消息的披露。
但是,我国上市公司业绩预告以强制性披露为主,只要公司业绩满足相关条件就必须进行披露,造成我国上市公司业绩预告中强制性披露的部分占绝大多数(杜晓宇,2009),尤其是亏损公司的业绩预告。以往研究多证实,发生CEO变更的上市公司一般情况下业绩都相对较差,而净利润为负、业绩大幅下降又为强制披露业绩预告的主要标准,所以CEO变更上市公司往往会由于低劣的公司业绩而被强制要求披露业绩预告。总体来看,基于我国制度设置的客观性以及CEO变更公司业绩的特殊性,CEO在离职前披露的业绩预告中坏消息出现的几率更高。但对于我国上市公司业绩预告中存在的小部分自愿性披露,由于没有了强制性披露的约束,离职CEO更倾向于披露好消息,以满足自身职业生涯和声誉的需要。综合以上分析,本文提出如下假设:
H1a:总体来看,上市公司在CEO离职期间更可能披露坏消息。
H1b:与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司在CEO离职期间更倾向于披露好消息。
声誉机制认为,CEO在任职之初,能力还不被市场所认可,很大程度上要依赖当期的业绩来证明其胜任力(Hermalin和Weisbach,2010)。而且,从董事会对继任CEO的监督考核角度来看,CEO变更是关乎公司前途命运的重要事件,董事会必然会在下一任CEO上任后加大监督考核力度,从而在短期内获取继任CEO能力方面的信息,以避免其所选择的CEO给公司带来巨大损失(刘鑫等,2015)。因此,在任职初期,CEO为了避免被贴上“能力差”的标签,也为了建立良好的声誉,更愿意向董事会及外部市场披露业绩预告,传递好消息。同样地,由于我国业绩预告制度的半强制性,强制披露业绩预告的上市公司和自愿披露业绩预告的上市公司在CEO继任时期披露的消息属性也是有所不同的。被要求强制披露业绩预告的CEO变更公司往往因业绩较差而触发强制披露条件,那么继任CEO在短期内改变不良业绩现状的难度较大,不太可能实现扭亏及盈利目标,导致CEO继任期间强制披露的业绩预告中仍然以坏消息居多。但对于自愿披露业绩预告的CEO变更公司来说,其业绩相对较好,加之我国上市公司CEO任期较短,继任CEO会在上任之初就立即开始努力实现盈利和维持职位,为展示能力、提高声誉而更倾向于披露好消息。综合以上分析,本文提出如下假设:
H2a:总体来看,上市公司在CEO继任期间更可能披露坏消息。
H2b:与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司在CEO继任期间更倾向于披露好消息。
三、研究设计
(一)研究样本与数据来源
本文首先选取沪深A股上市公司2011~2015年所披露的业绩预告作为基础研究样本,并剔除类型为不确定的业绩预告。其次,本文对应选取2011~2015年间发生CEO变更的A股上市公司为CEO变更基础研究样本,并剔除金融保险业、ST和*ST公司以及财务数据缺失、上市不满5年的公司。此外,考虑到CEO离职原因不明的模糊性、以健康或涉案为由的CEO离职事件的突发性,本文将这些CEO变更样本也予以剔除。最后,将业绩预告样本分为强制性披露样本和自愿性披露样本,与CEO离职和继任的公司按照公司代码相匹配,并分别以CEO离职及继任日期为事件点,按照业绩预告是否落在离职或继任日期的前6个月和后6个月,将样本区间分为CEO离职期间和CEO继任期间的业绩预告,同时选取落在以上两个时间区间以外的业绩预告为参照样本,据此考察CEO离职期与非离职期、CEO继任期与非继任期的差异。其中,业绩预告与CEO变更数据来自RESSET数据库,其余部分变量指标来源于国泰安CSMAR数据库以及手工整理。表1为匹配之后CEO离职期(离职前6个月内)和非离职期(离职前6个月外)、CEO继任期(继任后6个月)和非继任期(继任后6个月外)的样本统计表。
(二)变量设计
1. 消息属性(NEWS):
本文基于业绩预告类型将样本分为好、坏消息两类,其中预告类型为略增、续盈、预增、扭亏的业绩预告界定为好消息,而预告类型为略减、预减、预亏、首亏的业绩预告界定为坏消息。当业绩预告为好消息时,取值为1,否则为0。
2. 是否为CEO离职期间(DEP)以及是否为CEO继任期间(SUC):
当业绩预告披露于CEO离职前或者继任后6个月内取值为1,本文把此类业绩预告看作CEO出于自利动机针对变更事件而披露;而当业绩预告披露于CEO离职前或者继任后6个月之外则取值为0,这类业绩预告属于日常业绩预告披露,被视为与CEO变更事件无关。
3. 披露方式(VOLUN):
当业绩预告属于自愿性披露时取1,而属于强制性披露时取0。其中,强制性披露要求包括上市公司存在首亏、续亏、扭亏、较上年同期发生大幅度变动(一般指超过50%)等情况;不符合以上条件而披露的业绩预告界定为自愿性披露。
此外,本文还依据王玉涛(2011)、张敦力(2015)以及Francois Brochet等(2011)研究管理者对业绩预告的影响时选取的公司治理特征变量来控制除披露方式以外其他因素对业绩预告消息属性披露频度的影响。主要变量的定义见表2。
(三)模型设定
采用Logistic回归模型,首先建立模型(1)、(3),从CEO离职与继任两方面考察离职期和非离职期、继任期与非继任期披露的业绩预告消息属性间的差异。其次,建立包含披露方式(VOLUN)以及是否为CEO离职期间(DEP)和是否为CEO继任期间(SUC)两个变量与披露方式(VOLUN)的乘积交互项的模型(2)、(4),考察不同业绩预告披露方式下CEO变更上市公司在CEO离职及继任期间好、坏消息披露频度的差异。下列模型中的t为每一业绩预告所在的报告期。
由于样本区间内业绩预告是按照季度划分的,为了研究的准确性和结果的稳健性,上述所有模型中涉及的财务数据均以季度为频度,即选择业绩预告所在报告期的上一报告期期末(t-1)指标。
四、实证研究
(一)描述性统计
模型(1)和(2)、模型(3)和(4)的样本观测值总数以及其他变量取值均一致,差别只在于披露方式(VOLUN)这一个解释变量,因此本文只给出模型(2)和(4)即离职样本与继任样本的描述性统计结果,如表3所示。
对于离职样本,本文在最终全样本观测值的基础上剔除了财务数据缺失的1705个样本观测值,共得到离职样本观测值7355个。从数据结果来看,消息属性(NEWS)的均值为0.5701,说明离职样本中披露好消息的业绩预告数占总数的57%左右,可见我国上市公司更倾向于好消息的业绩预告披露。是否为CEO离职期间(DEP)的均值为0.1918,说明样本中上市公司披露的业绩预告约有20%发生在CEO离职期间。披露方式(VOLUN)的均值为0.1059,说明样本中大约只有11%的业绩预告属于自愿性披露,而强制披露的业绩预告数量远远超过了自愿披露的数量,表明了我国的业绩预告以强制性披露为主的现实。
对于继任样本,本文在最终全样本观测值的基础上剔除了财务数据缺失的1648个样本观测值,共得到继任样本观测值7895个。从数据结果来看,消息属性(NEWS)的均值为0.5728,说明继任样本中披露好消息的业绩预告数占总数的57%左右,与离职样本的统计结果基本一致,都表明我国上市公司业绩预告中好消息居多。是否为CEO继任期间(SUC)的均值为0.2475,说明样本中上市公司披露的业绩预告约有25%发生在CEO继任期间。披露方式(VOLUN)的均值为0.1215,同样说明了我国上市公司业绩预告以强制性披露为主的现实。
(二)卡方检验
本文基于离职样本和继任样本,利用非参数卡方检验的方法分别对业绩预告消息属性和披露时间(CEO变更期、非变更期)以及业绩预告消息属性和披露方式(强制、自愿)进行检验,以此来考察坏消息是否更可能出现在CEO变更期间(CEO离职期与CEO继任期),以及与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司是否更倾向于在CEO变更期间(CEO离职期与CEO继任期)发布好消息。检验结果如表4、表5所示。
注:Chi-square test对应的数值为卡方值,本文中***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。
由表4可见,对于离职样本,上市公司在CEO离职期间有58.01%的业绩预告披露了坏消息,而在非CEO离职期间有39.43%的业绩预告披露了坏消息,且卡方统计结果显著,显著性水平为1%。由此得出结论,总体来看,与非CEO离职期间相比,发生CEO变更的上市公司更可能在CEO离职期间披露坏消息,假设H1a得到初步验证。对于继任样本,上市公司在CEO继任期间有54.04%的业绩预告披露了坏消息,而在非CEO继任期间有38.29%的业绩预告披露了坏消息,且卡方统计结果同样在1%的水平上显著。由此得出结论,与非CEO继任期间相比,发生CEO变更的上市公司更可能在CEO继任期间披露坏消息,假设H2a得到初步验证。
由表5可见,对于离职样本,在CEO离职期间,自愿披露业绩预告的公司有72.73%披露了好消息,而强制披露业绩预告的公司有37.91%披露了好消息,且卡方统计结果在1%的水平上显著,然而非CEO离职期间的卡方统计结果也在5%的水平上显著,因此,上述结果虽然表明自愿披露业绩预告的公司与强制披露业绩预告的公司相比,更倾向于发布好消息,但并不能说明这种披露好消息的倾向性是否会在CEO离职期间发生明显改变,即假设H1b仍需要通过回归方法进一步验证。对于继任样本,在CEO离职期间,自愿披露业绩预告的公司有82.44%披露了好消息,而强制披露业绩预告的公司有39.88%披露了好消息,且卡方统计结果显著,同样地在CEO继任期间的卡方统计结果显著性虽然有所降低,但仍然不能说明披露好消息的倾向性是否会在CEO继任期间发生明显改变,因此假设H2b也仍需要进一步通过回归方法验证。
(三)回归分析
为进一步验证本文的假设,下面运用模型(1)、(2)、(3)、(4)进行Logistic回归分析,其中模型(1)、(3)均从总体角度检验CEO变更前后的业绩预告消息属性的披露倾向,模型(2)、(4)均加入披露方式(VOLUN)变量及交互乘积项(DEP×VOLUN、SUC×VOLUN)来检验信息披露方式对CEO变更前后业绩预告消息属性倾向的影响。汇总结果见表6。
表6的回归结果显示,模型(1)中,DEP的系数为负且在5%的水平上显著,表明相对于非CEO离职期间,上市公司在CEO离职期间披露坏消息的可能性更大,这一结果与之前的卡方检验结果共同验证了假设H1a。模型(3)中,SUC的系数在10%的水平上也显著为负,说明相对平时而言,上市公司在CEO继任期间披露坏消息的可能性更大,与之前的卡方检验结果共同验证了假设H2a。
模型(2)中,DEP的系数仍然为负且在5%的水平上显著,表明我国上市公司在CEO离职期间披露坏消息的可能性更大,与模型(1)的研究结果相一致。披露方式(VOLUN)的系数为正且在1%的水平上显著,即自愿披露业绩预告的公司更倾向于披露好消息。进一步分析,交互项DEP×VOL-UN的系数为正但并不显著,表明在不同业绩预告披露方式下,这种披露好消息的倾向性差异并不显著,受到是否在CEO离职期间披露的影响,即假设H1b并没有得到验证。模型(4)中,SUC×VOLUN的系数为正且在5%的水平上显著,表明与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司更倾向于在CEO继任期间披露好消息,假设H2b得到验证。
五、小结
本文从CEO的自利动机出发研究离职CEO与继任CEO为满足自身利益需要而操纵业绩预告披露的行为,并运用任职期限理论、声誉机制理论、职业生涯关注等相关理论,实证研究了CEO变更期间上市公司业绩预告披露的消息属性倾向。研究发现,CEO变更期间,上市公司业绩预告披露多为坏消息,再进一步区分自愿与强制这两种业绩预告披露方式时发现,与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司在CEO继任期间更倾向于披露好消息,但这种差异性并没有在CEO离职期间显著体现。
本文研究结论表明,研究CEO变更期间业绩预告披露行为时,应分开考虑CEO离职期间和CEO继任期间,这是为了区分离职CEO与继任CEO的动机、个人特征对业绩预告披露行为产生的不同影响和存在的差异性。同时必须考虑披露方式对业绩预告披露行为的影响。在此基础上,还应该具体考虑离职CEO与继任CEO的哪些个人背景会对业绩预告披露行为产生影响,以及除了消息属性倾向性的差异,还有哪些业绩预告特征会被CEO进行操纵。这将在后续的研究中体现。
本文不但丰富了业绩预告的研究内容,还拓展了CEO变更事件研究的宽度和深度,对于提高上市公司信息披露行为的监管效率有着重要启示。同时,本文的研究结论对企业CEO任用政策的完善和职业经理人的发展有重要的借鉴及启示意义。
摘要：离职CEO与继任CEO为满足自身利益会出现操纵业绩预告披露的行为,任职期限理论、声誉机制理论、职业生涯关注等相关理论可用于研究CEO变更期间上市公司业绩预告披露的消息属性倾向。研究发现,CEO变更期间,上市公司业绩预告披露多为坏消息。我国业绩预告披露制度有其特殊性,即以强制披露为主、以自愿披露为辅。与强制披露业绩预告的上市公司相比,自愿披露业绩预告的上市公司在CEO继任期间更倾向于披露好消息,但这种差异性并没有在CEO离职期间显著体现。
关键词：CEO变更,自愿性披露,强制性披露,消息属性
参考文献
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杜晓宇.中国上市公司高管变更期间业绩预告披露行为研究[D].长春:吉林大学,2009.
刘鑫,薛有志.CEO继任、业绩偏离度和公司研发投入[J].南开管理评论,2015(3).
CEO变更 篇2
Healy and Wahlen(1999)指出盈余管理是经营者运用会计判断或者安排交易来修改财务报告,目的是误导利益相关者对于企业业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的契约结果。大量的研究讨论指出管理者在干预财务报告的过程中不仅仅可以通过会计估计方法,还可以通过经营决策来进行,即管理者进行盈余管理的方式有两种分别是应计盈余管理和真实盈余管理。美国审计市场自20世纪70年代开始便已经出现独立审计服务的专门化特征,随着国内会计师事务所审计风险意识的不断增强以及市场竞争不断地加剧,事务所行业专门化也在我国的审计市场上得到一定程度的发展。国内外大量的学者研究指出会计师事务所行业专门化能够明显抑制上市公司的应计盈余管理行为。但是会计师事务所行业专长对于上市公司的真实盈余管理行为是否具有同样的抑制作用呢?高级管理人员变更是公司治理领域的焦点之一,公司业绩、股权结构及上市公司性质等都会对于企业高级管理人员的变更产生影响。高管变更也可能影响公司盈余管理行为。袁树民和王霞(2010)运用应计利润模型发现管理层变更的公司存在减小利润的盈余管理行为。有研究发现CEO辞职的样本公司中发现了负的非预期盈余。然而在应计盈余管理行为已经引起广泛关注和限制的情况下,在CEO变更的公司,变更当年新上任CEO是否存在运用真实盈余管理提升业绩,来树立良好形象、稳定自己地位的动机呢?本文将对此进行讨论。管理层权利理论认为,企业管理层在很大程度上影响和决定着自己的薪酬,当前的管理层权利理论更多地被用来解释单个高管的薪酬高低。管理层为谋求个人私利,有动机和能力影响薪酬契约的设计和执行过程(Cheng,2005;Morse等,2011)。陈震(2012)研究发现核心高管过大的管理层权利会显著增加管理层薪酬差距。那么CEO作为核心高管是否存在运用真实盈余管理来提高企业业绩从而进一步提高自己薪酬的行为呢?本文试图找到这个问题的答案。
二、文献回顾
(一)会计事务所行业专长与盈余管理
Krishnan等(2005)发现经过具有行业专长的会计师事务所审计的公司在财务报告中对于坏消息的确认更为及时。蔡春等(2005)研究发现非前十大会计师事务所审计的公司的可操纵性应计利润显著高于前十大会计师事务所审计的公司的可操纵性应计利润。蔡春和鲜文铎(2007)分别采用市场份额和组合份额方法作为会计师事务所行业专长的替代变量,研究发现会计师事务所行业专长与审计质量负相关。常成(2009)以市场份额和组合份额相乘作为会计师事务所行业专长的替代指标,结果发现会计师事务所行业专长与盈余管理显著负相关。徐倩和金莹(2011)以市场份额作为会计师事务所行业专长的评价标准,研究发现会计师事务所行业专长与审计质量显著正相关,即会计师事务所行业专业化能够抑制上市公司的应计盈余管理行为。
(二)CEO变更与盈余管理
Murphy和Zimmerman(1993)研究发现CEO在发生非常规更换之后有显著的调低操纵性应计项目的现象。柳青和朱明敏(2008)以四川长虹为例发现2004年新任管理层为显示上任后的公司业绩显著改善,以便取得好的业绩考核结果提高自己的薪酬水平,通过巨额提取减值的方式进行盈余管理。杜兴强和周泽将(2010)以中国资本市场2001到2006年的A股上市公司为样本,发现高管变更导致了显著的负向盈余管理行为。朱星文等(2012)研究发现发生高级管理人员变更的公司,高级管理人员变更的当年存在较严重的调减利润的盈余管理行为。
(三)高管薪酬与盈余管理
刘睿智(2009)发现中国上市公司高管年薪与会计利润之间呈显著的正相关关系,高管运用增加报告利润的会计方法增加奖金报酬。戴云和刘益平(2010)从高管薪酬激励视角出发,发现高管薪酬与盈余管理显著正相关,即高管有为提高自身薪酬进行盈余管理的动机。傅琳琳等(2011)研究指出高管短期薪酬与上市公司的盈余管理程度之间存在正向的因果关系。武恒光和张龙平(2012)以上市商业银行为研究对象,结果是存在行政干预的银行,其高管薪酬机制推动向上的盈余管理。
综上所述,目前为止国内外对于事务所行业专业化、CEO权利及变更对于盈余管理的影响大多集中在操纵性应急盈余管理方面,对于其对真实盈余管理的影响研究相对较少。对于事务所行业专长的度量缺乏一致性,而且对于行业专长的评价指标一般仅限于单一年度,对于事务所行业专长的衡量未能考虑时间对于事务所专长的影响。本文将着重在这几个问题上进行相关探索。
注:左下角为pearson检验,右上角为spearman检验;*表示10%水平下的双边检验显著;**表示5%水平下的双边检验显著;***表示1%水平下的双边检验显著,下同。
三、研究设计
(一)研究假设
事务所行业专长是指事务所拥有的对于某一行业的专有知识和技能。虽然真实盈余管理行为相对于应计盈余管理行为而言比较隐蔽,但其最终必须经过经营活动来实现。作为行业专家的会计师事务所拥有该行业的知识和丰富的经验,具有发现客户进行盈余管理的能力,能够对管理层的真实盈余管理行为产生一定的抑制作用。基于此,提出以下假设1:
假设1:会计师事务所行业专长与上市公司真实盈余管理显著负相关
过去大量研究指出高管变更当年,上市公司会进行负向盈余管理即“洗大澡”,以便在今后年度操纵企业业绩,突显新任高管的能力,然而随着人们对于管理层应计盈余管理行为的关注越来越多,高管通过应计方法进行盈余管理的难度加大。真实盈余管理作为相对比较隐蔽的盈余管理手段,可能会被新任高管采用,在变更当年提高企业业绩稳固自己在企业中的地位。基于此提出假设2:
假设2:上市公司CEO变更与企业真实盈余管理行为显著正相关
研究发现,在我国垄断行业上市公司中,高管控制权与高管薪酬显著正相关,高管利用自身权利通过盈余管理实现自身利益最大化。当高管薪酬与公司业绩挂钩时,高管便会利用自身权利通过盈余管理提高企业的业绩,从而增加自己的薪酬实现自身利益最大化。基于此提出假设3:
假设3:CEO权利与上市公司真实盈余管理显著正相关
(二)变量定义
本文根据Dechow,Kothari and Watts(1998)和Roychowdhury(2006)以及李江涛和何苦(2012)提出的衡量真实盈余管理强度的估计方法,采用非正常的低水平的经营活动现金流量、非正常的低水平的操纵性费用和非正常的高水平的产品成本来估计企业的真实盈余管理行为。根据以往学者的评估过程把真实值和估计值之间的差异作为这些变量非正常水平的替代。非正常低水平的经营活动现金流量、非正常低水平的操纵性费用和非正常的高水平的产品成本分别通过以下三个方程求出。
其中CFOi,t和SALESi,t分别表示企业当期的经营活动现金流量和主营业务收入。SALESi,t为企业当期与上期主营业务收入的变化量,Ai,t-1为企业上期期末总资产。PRODi,t为企业当期生产产品的总成本,采用企业当期主营业务成本和存货的前后两期变化之和表示。EXPi,t代表企业当期可操纵性费用,这里采用企业当期的销售费用和管理费用之和来代替。
企业进行真实盈余管理行为通常会导致较低的经营性现金流量,即A_CFO<0;较高的生产成本,A_PROD>0;较低的期间费用,A_EXP<0;在此将A_CFO,A_EXP各乘以—1,然后和A_PROD相加,以此作为本文衡量企业进行真实盈余管理强度的替代变量
本文采用与以往研究一致的方法界定RM>0的企业为实行真实盈余管理行为的企业。做出如此界定的主要原因主要是:RM>0表示企业管理者进行真实盈余管理提高当期盈利,相反RM<0则代表企业有不寻常的实际费用支出,企业管理者不可能因为单纯的盈余管理目的而过度支出异常实际费用(Chen等,2010)。
本文采用考虑时间因素的市场份额法来衡量会计师事务所行业专长,即采用累加市场份额的方法作为会计师事务所行业专长的替代变量。按照证监会2001年度行业分类标准,对除制造业之外的行业采用1位代码进行分类,对于制造业采用2位代码进行行业分类。计算方法如下:
MSHijt表示事务所i在行业j中服务到第t年的累加市场份额。表示会计师事务所i从进入j行业服务开始到第t年为止服务的所有客户的资产(营业收入、净利润)平方根之和;表示到第t年为止j行业所有客户的资产(营业收入、净利润)平方根之和。本文确定的起始时间是2001年与证监会发布的新行业分类标准的时间一致。
注:左下角为pearson检验,右上角为spearman检验;*表示10%水平下的双边检验显著;**表示5%水平下的双边检验显著;***表示1%水平下的双边检验显著,下同。
CEO薪酬越高意味着CEO的权利越大,CEO薪酬与高管的薪酬差距也足以体现CEO权利与普通高管权利差距。因此本文采用CEO薪酬与普通高管薪酬差距作为CEO权利的替代变量。
(三)样本选取
本文以2008年至2011年除金融行业之外的所有上市公司为初选样本,总共有5954个上市公司年度样本。所有数据均来自国泰安CSMAR数据库,本文对初选样本按照以下原则进行处理:剔除任意变量数据缺失的公司年度样本;剔除RM<0的公司年度样本;对于GROWTH和RPROD进行1%的剔除异常值处理。最后得到2676个上市公司年度样本。
(四)模型构建
为了检验上市公司CEO权利及非正常变更和会计师事务所行业专长对于上市公司真实盈余管理的影响,本文构建如下模型:
上式中α0为截距项,α1~αj为回归系数,εi,t为随机误差项,笔者预测回归系数α1~α6的符号为负,α7~α14符号为正。
四、实证检验分析
(一)描述性统计
表(2)列示了样本描述性统计结果。从表中可以看出上市公司真实盈余管理强度存在较大差异。Size的平均值和中位数很接近,1/4分位数大于20,表明上市公司规模比较大。Ownership的中位数是1,表明我国上市公司大多数还是国有企业。Change的3/4分位数是0,表明发生CEO非正常变更的上市公司只是少数一部分。从Power可以看出上市公司CEO薪酬与普通高管之间的差异总体来说是比较大的,即CEO权力是普遍很高的。Sp平均值为5%,这主要是因为我国会计师事务所数量较多,因而事务所占据的市场份额平均值较小。
(二)相关性分析
表(3)列示了变量间的相关系数。从表中可见RM与Da显著正相关,说明上市公司普遍存在两种盈余管理方式。RM与Power显著正相关,CEO与普通高管薪酬差距越大,上市公司真实盈余管理强度越大。RM与Ind显著正相关,表明上市公司高管存在运用真实盈余管理应对董事会独立性的动机。RM与Growth显著正相关,说明上市公司增长率越高,真实盈余管理行为越严重。RM与Lev显著正相关,上市公司存在运用真实盈余管理避免债务违约的情况。解释变量和控制变量之间的相关系数都比较小,表明各个变量之间不存在多重共线性的问题。
(三)回归分析
回归结果如表(4)所示。如表所示RM与Change显著正相关,验证假设2。表明CEO非正常变更当年上市公司存在严重的真实盈余管理行为,即新任CEO倾向于通过真实盈余管理来增加公司业绩,以突显其才能,便于稳定CEO在公司中的地位。RM与Sp显著负相关,表明拥有行业专长的会计师事务所能够显著抑制上市公司管理层的真实盈余管理行为,验证假设1。RM与Power显著正相关,验证假设3。即CEO与除CEO外的高管间薪酬差距越大,即CEO权利越大就越有动机运用自己的权利来进行真实盈余管理,提高企业业绩实现自身利益最大化。RM与Da显著正相关,表明上市公司普遍存在两种盈余管理行为。RM与公司规模显著负相关,即上市公司规模越大,来自各方的关注就越高,上市公司的政治成本越高,上市公司高管进行盈余管理受到的限制越大。RM与上市公司资产负债率显著正相关,表明上市公司管理层存在运用真实盈余管理来避免债务违约的动机。RM与Ownership显著负相关,即国企真实盈余管理行为要比民企低。RM与Ind显著正相关,即上市公司管理层存在运用真实盈余管理应对董事会独立性的动机。
从表(5)可以看出,CEO变更与非正常的企业经营活动现金流量、非正常操纵性费用显著负相关,与非正常产品成本显著正相关。即新上任CEO会通过销售操纵、缩减操纵性费用和过度生产等盈余管理手段来提高企业业绩,突显自己的才能从而稳定自己在企业中的地位。Sp与非正常产品成本显著负相关,即会计师事务所行业专长主要是限制企业的过度生产行为,而对其他途径的真实盈余管理行为的影响不显著。Power与非正常操纵性费用显著负相关,与非正常产品成本显著正相关。即CEO会利用缩减操纵性费用、过度生产产品等手段来增加企业业绩,来实现自身利益最大化,从而进一步扩大自己权利。
五、结论
本文研究发现:会计师事务所行业专长能够显著抑制上市公司管理层的真实盈余管理行为。CEO非正常变更与真实盈余管理显著正相关,即新任CEO倾向于运用真实盈余管理来增加企业业绩,以便稳住自己在企业中的地位。CEO权利(薪酬差距)与上市公司真实盈余管理行为显著正相关,即CEO有动机运用真实盈余管理来改善企业业绩,实现自身利益最大化。进一步研究发现,会计师事务所行业专长与非正常产品成本显著负相关,即聘任拥有行业专长的会计师事务所能够限制企业的过度生产。CEO变更与非正常经营活动现金流、非正常操纵性费用显著负相关,与非正常产品成本显著正相关。CEO权利与非正常操纵性费用显著负相关,与非正常产品成本显著正相关,适当降低CEO薪酬或者改善薪酬激励机制可能有利于抑制高管的真实盈余管理行为。
摘要：真实盈余管理是一种相对比较隐蔽的盈余管理方式,本文采用2008年至2011年上市公司的数据,研究上市公司CEO权利、CEO非正常变更和会计师事务所行业专长对于上市公司真实盈余管理的影响。结果显示:CEO变更与真实盈余管理显著正相关,CEO权利与上市公司真实盈余管理显著正相关,会计师事务所行业专长能够抑制上市公司的管理层的真实盈余管理行为。
CEO变更 篇3
随着公司治理研究的逐步深入,股利政策中的现金股利问题越来越受到公司金融、财务研究者的广泛注意。La Porta等(2000)研究发现,公司现金股利发放水平与国家投资者保护程度相关,说明外部治理环境可能显著影响了公司股利政策。目前,已有研究表明,产品市场竞争作为一种重要的外部治理机制,对公司现金股利支付具有显著影响。我国经济正处于新常态的转型升级期,在中国特色的资本市场环境下,产品市场竞争对公司现金股利支付水平会产生怎样的影响,CEO变更是公司成长发展过程中最重要的决策之一,对公司的战略调整及业绩产生重要影响,那么CEO变更是否会对品市场竞争与现金股利支付水平之间的关系产生影响,以及这种影响是否具有持续性。
二、理论分析与研究假设
(一)产品市场竞争与公司现金股利支付
产品市场竞争对公司治理效应体现在产品市场竞争能有效降低信息不对称,缓解代理问题并且作用于公司内部管理层激励来提高企业效率。Grullon和Michaely(2007)借鉴LLSV(2000)的研究发现产品市场竞争起到了良好的监督作用,产品市场竞争越激烈,现金股利支付水平越高。刘志强、余明桂(2009)发现产品市场竞争程度与公司现金股利支付力度呈正相关关系;曹裕(2014)研究表明产品市场竞争程度与控股股东分配现金股利的倾向呈正比。段晔(2008)研究发现产品市场竞争越激烈,现金股利支付水平越低。对于竞争程度较低的市场,处于弱势的企业面临较大的收购兼并风险,为了提高防御收购的能力,企业倾向于留存较多的现金,降低现金股利支付水平。基于以上理论,本文认为产品市场竞争对现金股利支付水平的影响呈两种相反的效应关系,在竞争激烈程度不同的行业,产品市场竞争与现金股利的关系不同。据此,本文提出如下假设:
H1:产品市场竞争程度与现金股利支付水平呈非线性关系
(二)产品市场竞争、CEO变更与现金股利支付
本文考虑到竞争程度的不同可能导致CEO变更对市场竞争与现金股利之间的关系所发挥的作用也不同,因此区分高低竞争行业进行分类研究。对于高竞争行业,产品市场竞争发挥了很好的外部治理作用,CEO变更是市场竞争的结果,优胜劣汰的外部压力使CEO变更对企业业绩的敏感性更强,并且激烈的竞争促使企业将自由现金流用于投资研发,扩大企业规模,提升企业竞争力,没有过多的资金发放现金股利,并且现金股利的利好信息作用被市场竞争削弱;而低竞争行业,市场竞争的外部治理作用相比高竞争行业减弱,内部公司治理效用占主导地位,CEO变更能有效抑制公司内部代理冲突,管理层与股东利益趋于一致,而CEO变更下一年,由于外部环境监督作用薄弱,CEO变更的治理效应减弱,现金股利支付水平下降。因此,本文提出如下假设:
H2:CEO变更当年对产品市场竞争与现金股利发放水平的关系具有正效应,即CEO变更强化了高竞争行业产品竞争对现金股利支付水平的抑制行为,低竞争行业产品市场竞争对现金股利发放水平的促进行为
H3:CEO变更下一年,高竞争行业的CEO变更弱化了产品市场竞争对现金股利的抑制行为,现金股利发放水平相应有所上升,而低竞争行业CEO变更的滞后效应减弱
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源
本文选取2009-2013年共五年的沪深两市所有非金融类A股上市公司为研究样本,为保证数据的使用和精确,根据以下原则进行严格筛选:(1)选取2009年以后上市的公司;(2)剔除在2009-2013年中任何一年被ST、PT的公司,(3)剔除五年中行业发生变化的A股上市公司;(4)剔除未支付现金股利的公司;(5)剔除公司数目少于10家的行业;(6)剔除公司年度净利润为负,资产负债率大于100%的公司。按照中国证监会2001年颁布上市公司行业分类指引经筛选后共涉及20个行业(制造业取两位代码分类看,其余行业取一位代码分类),452家公司样本,2260个公司年的平衡面板数据。其中高竞争行业样本1496个,低竞争行业样本764个,CEO变更样本238个,CEO未变更样本2022个。本文是使用的财务数据来自CSMAR数据库和WIND数据库,其中产品市场竞争变量手工计算得出。
(二)变量定义
(1)产品市场竞争的代理变量。在现有的产业组织理论文献中,赫芬达尔-赫希曼指数(HII)和产品市场集中度比例(CRn)常用来反应产品市场竞争程度。本文借鉴曹裕(2014)等人的做法,选取赫芬达尔-赫希曼(HII)指数来衡量产品市场竞争程度。HII是反映市场竞争集中度的的综合指数,具体计算公式为:HII=∑(Xi/X)2。其中,X=∑Xi,Xi为企业i的销售额,用主营业务收入替代,当产业内企业数目一定时,HII值越小说明产品市场竞争程度越大,反之亦然。2009-2013年各行业HII的值通过手工计算获得,并且以全部行业平均值的中位数为划分标准,若行业HII的平均值小于中位值则划分为高竞争行业,否则为低竞争行业。(2)现金股利支付水平。本文选取股利支付率作为衡量现金股利支付水平的指标,即公司现金股利占净利润的百分比,表明上市公司以现金股利的方式分配税后利润给投资者的比例。(3)CEO变更。CEO变更的原因复杂多样,CSMAR数据库一共提供了12种CEO变更的原因:工作调动、退休、控股股权变动、辞职、任期届满、解聘、健康原因、个人、完善公司法人治理结构、涉案、其他、结束代理。本文借鉴周婷婷等人的做法将CEO变更划分为非正常变更和正常变更[19],正常变更是指CEO退休、任期届满等原因的变更,不能反映经理人市场对企业代理成本的缓解作用,排除CEO正常变更之外的离职,可归为经营业绩和治理状况等原因造成的变更。为了研究的准确性和便捷性,将CEO非正常变更称为CEO变更,而将CEO正常变更和没有发生变更合称为CEO未变更。(4)控制变量。根据已有文献,本研究选择了以下控制变量已尽可能准确的研究产品市场竞争、CEO变更与现金股利之间的关系:资产负债率、主营业务收入增长率、第一大股东持股比例、董事会规模、董事长与总经理两职合一、公司上市时间以及年度哑变量和行业哑变量。
(三)模型构建为验证假设1,产品市场竞争程度与现金股利支付水平之间的关系,回归模型如下:
为了验证假设2,CEO变更当年对产品市场竞争与现金股利关系的影响,本文构建如下模型:
其中模型2所采用的CEO变更及其他相关变量均来自2009-2013年的统计区间,为了验证假设3,CEO变更对产品市场竞争与现金股利支付水平关系影响的滞后效应,本文选取2008-2012年CEO变更数据,其余变量选取2009-2013年的统计区间,具体模型如下:
通过面板数据进行F检验和Hausman检验,本样本数据使用固定效应模型,同时考虑到时间序列较短而截面数据庞大,为消除截面数据造成的异方差影响,因此采用广义最小二乘法进行估计。
四、实证分析
(一)描述性统计
相关变量的描述性统计如表2所示,由表2可知,现金股利支付率最小值为0.013,最大值为2.935,说明上市公司现金股利支付水平差异较大;HII最小值为0.018,最大值为0.707,均值为0.124,说明我国产品市场竞争存在较大差异,市场竞争两极分化现象严重,整体上看,我国市场竞争程度较大;董事长与总经理两职合一的平均值为0.15,说明CEO兼任董事长的样本占总样本的15%;上市时间的平均值为10.4,最小值为1,最大值为23,公司间上市时间差距较大;资产负债率得平均值为0.466,说明样本中公司总负债占总资产的比例接近一半,第一大股东持股比例最小值为3.621,最大值为86.347,公司间差距极大。
由表3可知在452家样本公司中,发生CEO变更的公司并不多,2009-2013年期间工作调动是CEO变更的主要原因,其次是任期届满和辞职,样本期因控股权变动发生变更的CEO数量为0,并且样本期每一年的非正常变更CEO多余正常变更。为进一步分析CEO变更对公司的影响,我们将样本公司按CEO是否发生非正常变更分为两组进行组间检验。表4显示,CEO变更公司的现金股利支付率显著低于未变更公司的股利支付率,这表明CEO变更在一定程度上可能会抑制现金股利的发放,CEO变更公司的产品市场竞争度、董事长与总经理兼任与未变更公司存在显著差异,市场竞争越激烈,CEO与董事长兼任概率越低,CEO越容易被替换,但是两组比较样本在上市日期、资产负债率、董事会人数、营业收入增长率及股权集中度差异很小。
(二)相关性分析
表5是主要变量的相关系数表,从表中可以看出:1.现金股利支付率与CEO变更在1%的水平上显著负相关,初步证明CEO具有抑制现金股利的作用;2.股利支付率与资产负债率显著负相关,说明资产负债率越高的企业发放现金股利越少;3.CEO变更与市场集中度、股权集中度显著相关,表明CEO变更有内外因素共同影响;4.市场集中度与现金股利支付率、资产负债率、两职兼任、董事会规模、股权集中度在1%的水平上显著相关,说明市场竞争的外部环境对公司内部治理具有显著影响。
(三)回归分析
(1)产品市场竞争与现金股利支付水平。表6模型1的全样本的回归结果显示HII对现金股利支付水平的影响是负相关的,系数为9.882通过1%的显著性水平检验,说明市场竞争越激烈,现金股利支付水平越低,但从二次项的平方项的回归系数看,当产品市场竞争降到一定程度时,随着市场竞争程度的增加,现金股利支付水平呈上升趋势,与苏力勇等(2009)研究结果一致,产品市场竞争程度与现金股利支付水平呈倒U型关系。验证了假设1。控制变量方面,资产负债率与现金股利支付水平显著负相关,进一步验证了资产负债率高的公司,现金股利支付水平较低,营业收入增长率与股利支付水平在1%的水平上显著负相关,说明处于高速成长期的公司会抑制现金股利的支付而把资金用于企业发展,与Gugler and Yurtoglu(2003)研究结论相一致,即第一大股东持股比例越高,现金股利支付水平越低。而企业上市日期、董事长与总经理兼任、董事会人数对现金股利支付没有显著影响。为进一步分析产品市场竞争对现金股利支付水平的影响,本文将总样本公司分为高低竞争行业分别验证产品市场竞争对现金股利支付水平的影响,研究结果显示,高竞争行业产品市场竞争与现金股利支付表现为显著负相关,而低竞争行业正好相反,进一步验证了假设1。(2)产品市场竞争、CEO变更与现金股利支付水平。从表6模型2的全样本回归结果可以看出,CEO变更当年,产品市场竞争与现金股利支付水平总体呈正相关关系,CEO变更与现金股利支付在1%的水平上呈负相关关系,进一步验证了CEO变更当年现金股利支付水平会降低,说明CEO变更发挥了抑制作用;产品市场竞争与CEO变更的交互项系数显著为正,且α1+α3为负,说明产品市场竞争对现金股利的作用大于内部CEO变更发挥的作用。对于高竞争行业,CEO变更当年产品市场竞争与现金股利支付水平在1%的水平上显著负相关,并且CEO变更与股利支付水平显著负相关,交互项系数显著为正,高竞争行业CEO变更进一步抑制了现金股利发放水平;相比高竞争行业,低竞争行业CEO变更当年产品市场竞争与现金股利支付水平呈正相关关系,CEO变更与股利支付水平呈显著正相关并且交互项系数显著为负,CEO变更进一步加大了低竞争行业现金股利支付水平。验证了假设3。高竞争行业竞争激烈的外部市场环境是企业考虑发展问题缩减了现金股利支付水平,CEO变更多是因为企业业绩下降,企业竞争力减弱,新上任的CEO为了提高企业生存能力,扩大市场占有份额,将资金用于投资获取收益,减少了支付股利的资金。而低竞争行业,外部治理效应较弱,代理问题严重,公司高管从自利角度出发,往往将资金留存于企业内部用于个人消费等行为,而不愿意支付现金股利,随着市场竞争程度的加强,外部治理发挥作用,促使公司发放现金股利,CEO变更当年,从声誉角度出发,CEO更愿意向市场传递利好信息,增加现金股利发放水平。从表6模型3全样本模型回归结果可知,CEO变更下一年,产品市场竞争与现金股利支付水平总体呈正相关关系,但与CEO变更当年相比,CEO变更下一年对现金股利支付起促进作用,CEO变更与产品市场竞争的交互项系数为负,CEO变更促进了下一年现金股利的发放。对于高竞争行业,CEO变更下一年,产品市场竞争与现金股利支付呈显著正相关关系,CEO变更与现金股利支付显著正相关,交互项系数显著为负,α1+α3为负值,CEO变更对现金股利发放的促进作用体现在变更之后一年,并且促进效应占主导地位。而低竞争行业,CEO变更下一年产品市场竞争与现金股利发放水平依然是显著的正相关关系,但CEO变更对现金股利起到的促进作用减弱。验证了假设4。
(四)稳健性检验
为了保证实证结果的可靠性,本文进行了如下稳健性,一是更换股利支付水平变量,用股息支付率代替股利支付率进行重检验;二是按照证监会2001年发布的上市公司行业分类指引严格遵循筛选要求,按行业一列代码分类,重新计算各行业HII,并据此重新划分高低竞争行业,重新对模型进行回归,回归结果与前文基本一致。
五、结论
研究结果显示:(1)产品市场竞争与现金股利支付水平呈倒U型关系,在市场竞争达到某一临界值之前,现金股利支付水平与产品市场竞争呈正相关关系,达到临界值之后,随着竞争程度的增加,现金股利支付水平下降;(2)CEO变更当年,对于高竞争行业,CEO变更加剧了产品市场竞争对现金股利支付水平的抑制作用,而低竞争行业,CEO变更促进了产品市场竞争对股利发放水平的提升效应;(3)CEO变更下一年,高产品市场竞争行业中,产品市场竞争对现金股利发放水平的影响体现为促进效应,而低产品市场竞争行业中,CEO变更对产品市场竞争与现金股利支付水平关系的影响不显著。
实证结果表明:(1)我国产品市场竞争对现金股利支付水平的影响是双向的,激烈的市场竞争环境发挥了良好的外部治理作用,不同的竞争行业CEO变更所体现出来的治理效果也不同。(2)高竞争行业,产品市场竞争起到了良好的外部治理作用,激烈的竞争降低了代理成本,缓解了管理层与股东的之间的矛盾,不需要借助现金股利向外部利益相关者传递利好信息并且CEO变更发挥了作用,促进了现金股利的支付,CEO变更的动机也倾向于提升企业竞争力。(3)低竞争行业,产品市场竞争促使企业通过发放现金股利的方式降低企业代理成本,由于缺乏外部环境的有力监督,CEO变更只具有即期效应,企业代理问题严重,变更的动机是缓解代理问题,现金股利可能没有发挥应有的作用,只是流于形式,被管理层用作侵占企业资源的掩饰物。
摘要：本文以不同数据窗口下中国沪深两市A股上市公司的平衡面板数据为样本,采用固定效应模型和广义最小二乘法,研究产品市场竞争程度、CEO变更与上市公司现金股利支付水平之间的关系。结果表明,产品市场竞争程度与上市公司现金股利支付水平呈倒U型关系。高竞争行业中,CEO变更当年,加剧了产品市场竞争与现金股利支付水平负相关关系,而变更下一年产品市场竞争对现金股利的影响更多凸显为现金股利增发行为,低竞争行业的CEO变更当年,产品市场竞争对现金股利的正向影响加强,而变更下一年,这种增强的效果不显著。
关键词：产品市场竞争,CEO变更,现金股利支付水平,公司治理
参考文献
[1]刘志强、余明桂:《投资者法律保护、产品市场竞争与现金股利支付力度——来自中国制造业上市公司的经验证据》,《管理学报》2009年第6期。
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[3]段晔:《中国上市公司现金股利支付与产品市场竞争的实证研究》,厦门大学2008年硕士学位论文。
[4]苏力勇、石桂峰、欧阳令南:《产品市场竞争强度对公司现金股利分配的影响》,《上海管理科学》2009年第1期。
[5]蒋荣、刘星:《控制权私利、公司业绩与CEO变更:兼评上市公司内部治理机制的效率》,《财经研究》2010年第10期。
[6]叶玲、李心合:《上市公司CEO变更、继任选择与公司业绩》,《当代财经》2011年第12期。
[7]周婷婷、韩忠雪:《产品市场竞争与现金持有:基于高管变更的调节效应》,《管理科学》2010年第3期。
[8]皮莉莉:《中国上市公司CEO的权力与强制性CEO变更的关系研究》,《广东商学院学报》2011年第6期。
[9]Grullon G,Michaely R.Corporate Payout Policy and Product Market Competition.New York:Rice University,2007.