政治关联、CEO变更与盈余管理——基于中国民营上市公司的实证研究

□ 林柳琳

一、引言

企业会计信息失真大都是盈余管理造成的，而会计信息失真，往往会致使投资者的分析出现偏差。会计信息失真一方面使得投资者失去投资的信心，破坏了资本市场的市场运行程序，势必会造成资本市场的混乱；另一方面，会计信息的失真也加大了相关部门对资本市场的监管难度，使得整个证券市场的资源配置效率下降。为此，从会计作为一门学科开始，盈余管理就是国内外众多学者关注的热点及重点研究的领域[1]。CEO的变更与继任程度是公司治理有效性的重要表现，也是公司重要的战略决策和战略步骤，而在CEO变更过程中，CEO可能为了更高的薪酬预期和职位“美誉”以及职位契约而进行盈余管理。因此，在会计业界与会计理论领域上，CEO变更与盈余管理的关系研究备受关注。

中国民营经济在改革开放40多年中已成为我国经济结构的重要组成部分，民营企业为了获得更多的稀缺性资源（如税收优惠、融资贷款、政府补贴、进入管制行业等），往往会寻求非正式机制，而政治关联已成为民营企业实现这一目的的重要手段，寻求政治关联已成为民营企业中普遍的现象。CEO变更会引起公司的盈余管理，政治关联影响民营企业资源的获取能力，也影响了企业的绩效。因此，加入政治关联来考虑CEO变更与盈余管理关系变动，是本文的主要动机。目前鲜有学者将政治关联纳入CEO变更与盈余管理的研究框架中，因此，将政治关联纳入CEO变更与盈余管理分析框架，是本文的一个创新尝试，能够拓展和丰富目前关于CEO更替与盈余管理的研究。

二、文献综述与研究假设

（一）CEO变更与盈余管理关联性

一般情况下，公司的程序性与制度性文件都规定了高管变更的一般程序。若这种程序规划得好，CEO都能大概推算出自己何时将要离职，此时的CEO可能具有强烈的盈余管理动机。当CEO将要离职时，一般都会把个人利益放在第一位，而把企业的利益放在一边，因为当CEO离职后，企业的发展或者说企业的长期利益与自己没有太大的关系，因此，在这种情景下，即将离任的CEO往往都会在自己任职的最后时间里，做出损害公司长期利益的事情，从而提升自己的短期利益。与此同时，由于CEO的薪酬、声誉等物质或精神上的利益与公司的业绩为显著正相关关系，因此，CEO为了获得更多的个人利益，CEO变更前提高公司业绩的愿望与动机更加强烈。此外，当CEO在变更前，若能成功采取挪用未来收益，来提高当期盈余时，则很可能会使得CEO变更的时间向后推延。以往研究文献[2]指出CEO变更的整个期间，CEO会有从事盈余管理的行为。基于以上分析，我们提出假设：

H1a：CEO在变更前一年（或是前二年）会向上调整盈余。

一般情况下，新任CEO在上任后都希望把企业经营好、将企业的业绩提高，以获得在职场中的美誉度，同时，公司业绩的提高，也能提升自己在公司中的自信心，并可以主导企业重要的战略决策与目标。因此，为了自己的长期利益，新任CEO往往在继任的当年，利用职务之便降低当前收益、提前确认成本的做法。首先，新任CEO认为变更当中公司业绩的贡献应归属谁，很难区分。新任CEO有意图在变更当年从事向下的盈余管理，以谴责卸任CEO，这既能降低以后任期公司业绩考核的起点，同时也有利于自己的起步；其次，在CEO变更当年，新任CEO上任工作时间较短，董事会、监事会与股东们都不会预期那么高；最后，CEO若只以可操控性盈余进行调整时，则不会改变公司的真实盈余状况，对可操控盈余的调整只会改变在不同会计年度的盈余分布，因此，新任CEO往往会通过这种方式将盈余“藏起来”以便自己在往后的会计年度使用，当新任CEO在上任以后的会计年度中，往往会采取向上调整盈余的策略，使其绩效得以迅速改善，以争取对其有利的薪酬或红利，这就是所谓的“洗大澡”行为[3]。众多研究文献都实证了这点，如已有实证研究发现，在从事资产大幅冲销的样本中，有很大部分都来自新任CEO继任当年度[4]。DeAngelo(1988)等指出，新任CEO在继任当年及次年度会有“洗大澡”行为，在卸任CEO离职当年会向下进行的盈余调整，以谴责前一任CEO的不良绩效，并在下一年度中向上进行盈余管理，使得利用报表的投资者认为公司绩效已迅速改善的假象。

基于以上分析，我们提出假设：

H2a：CEO在变更当年，新任CEO会进行向下调整盈余。

H3a：CEO在变更后第一年（或第二年），新任CEO会进行向上调整盈余。

（二）政治关联视角下的CEO变更与盈余管理关联性

众多学者[5]讨论了CEO变更前后的盈余管理的动机，但其结论并不统一。有一部分学者认为在CEO发生非常规变更的前一年，不会出现明显的盈余管理行为；与此相反地，另一些学者认为CEO变更的前一年，其公司的业绩往往都会向上提升，而业绩大幅度提升的原因是CEO大幅度地向上调整了盈余。出现两种截然不同的结果究其原因，为以下几点：（1）所构建的解释模型出现差异，其解释能力不同；（2）样本量的大小影响了模型估计的系数；（3）CEO定义界定不清楚；（4）没有加入约束性情景，研究CEO变更与盈余管理的研究结论可能会出现差异。由此，本文基于特定情景，即民营企业已普遍存在政治关联的情景下，对CEO变更与盈余管理关系进行分析，探讨政治关系影响CEO的有限性[6]。大量研究表明，政治关联能够给企业带来产权保护[7]、获得更多的监管保护、贷款融资、税收减免与优惠[8]、行业准入、政府补贴[9]、经济援助、行业超额利润等。因此，政治关联使企业获得更多的“资源优势”，这能为企业带来超额利润与更多经济利益，政治关联具有“扶持之手”的作用，它能提升企业价值[10]，且能影响盈余管理[11]。

具体有以下原因：

第一，贷款难。资金短缺是民营企业存在的普遍性问题，而如何克服融资约束问题是民营企业成长过程中非常重要的一步。一般地，国有企业较民营企业更容易获得银行贷款，且银行对其贷款条件也较宽松，对于民营企业而言，就算能获得贷款，其贷款成本也较高，且严格的债务契约也使得民营企业难以执行。为此，民营企业建立政治关联是解决民营企业“融资约束”的重要途径。如前所述，政治关联是重复资源，它是企业良好声誉、较高社会地位的象征。因此，当企业获得政治关联时，银行便会相信这个企业在经济与社会资源上具有较强的实力，银行甚至还会认为当企业陷入困境时，政府会伸出“帮助之手”，将企业从困境拉出，从某种意义而言，政治关联相当于给民营企业一种“隐性的担保”。众多学者[12]认为政治关联企业与非政治关联企业相比，能获得更多金融贷款与更长贷款期限。由此可见，政治关联在某种程度上降低了银行对企业会计信息质量的要求，进而使得债务契约对盈余管理的约束力下降。

第二，政治关联与企业税负呈显著负相关关系，即当企业具有政治关联时，其税收负担要比非政治关联小。这是因为政治关联企业更能获得税收优惠，基于所得税税负最小化的目的，民营企业往往会进行负向盈余管理行为，可是，当企业实施盈余管理时，如果被税务部门发现，则会对涉事企业进行严厉处罚和严格监管，但倘若民营企业具有政治关联，则企业可寻求政府的“庇护”，如此，便使得具有政治关联民营企业减轻或是免除处罚，以及税务部门因企业具有政治关联的缘故而降低对其的监管水平。因此，处罚力度下降为民营企业实施盈余管理提供了更大操作空间与机会。

第三，由于盈余管理降低了企业信息披露质量、盈余质量，信息的不完备将会给潜在投资者造成投资失败。因此，当民营企业进行盈余操控时，企业有可能要面临被诉讼风险并承担相关成本。而当民营企业具有政治关联时，其可利用自身的政治关系网络，与公检法系统能更好沟通，从而降低盈余管理的诉讼风险与成本。政治关联的“庇护”，使得民营企业不再担心实施盈余管理之后的处罚，有利于破解盈余管理所带来的诉讼风险与成本。

第四，政治关联给民营企业带来的“稀缺资源”，往往是通过政企双向寻租、“桌下交易”“潜规则”等违法违纪方式获得的，若不是这样，那么至少也是通过灰色或擦边球方式获得的[13]。因此，民营企业通过以上途径获得高额利润时，其往往会通过实施盈余管理来隐藏或者延迟披露这些“高额”收益，以避免“树大招风”引发的政府管制。这样，民营企业常常表现为减少会计信息披露，降低财务透明度，并希望低质量的审计，不仅如此，具有政治关联的企业还会利用其政治资源向审计师施压以求获取标准性审计意见。因此，当企业具有政治关联时，政府管制对民营企业盈余管理的约束较低[14]。

杜兴强等人（2010）基于中国特有的ST、*ST、SL的资本市场制度，采集了2004—2008年期间“濒临死亡体验”历程的中国民营上市公司的交易及变化数据，并对公司高管的政治关联数据进行广泛收集，以实证研究盈余管理、政治关联与ST、*ST、SL类民营上市公司交易状态之间的关系。研究结论表明，如果交易状态的改善程度越高，则盈余管理水平越高。当区分了有无政治关联组与高低政治关联组时，民营上市公司交易状态的改善水平越高，盈余管理水平则越高。研究结论表明，在政治关联情景下，盈余管理程度更大，这可能就是部分ST、*ST、SL类民营上市公司业绩虽差却仍能存活的原因。

基于以上分析，我们提出假设：

H1b：相对于非政治关联CEO，政治关联CEO在变更前1年（或2年）向上调整盈余程度更大。

H2b：相对于非政治关联CEO，政治关联CEO在变更当年向下调整盈余程度更大。

H3b：相对于非政治关联CEO，政治关联CEO在变更后第1年（或第2年）向上调整盈余程度更大。

三、研究方法

（一）样本选取与资料来源

本文选择民营企业作为政治关联的研究对象，相对于国有企业而言，民营企业并非必然地与政府存在紧密“关系”，那么为了建立政治关联，民营企业需要自我构建。为了更好地比较有无政治关联对企业盈余管理的影响，本文选择民营企业作为研究对象。本文以沪深两市2007—2017年间所有民营上市公司为原始样本，且要求民营上市公司在上市之时（即公司IPO之时）就为民营公司，这是为了强调民营上市公司“纯正”的政治关联。也就是说，本文的原始样本公司剔除了在上市之初为国有企业，可能是因为在“国退民进”或是“抓大放小”的政治影响下，通过MBO等方式改转制为民营的上市公司。为了找到“纯正”的民营上市公司数据，本文通过国泰安CSMAR数据库列示的“民营化方式”指标来选取民营企业上市公司样本。

在此基础上，本文依照以下规则进行样本公司的剔除：考虑到金融保险行业上市公司的应计利润和其他行业相比具有独特性，剔除金融、保险行业的上市公司；剔除经过特殊处理（ST、*ST）的上市公司；考虑到本文研究涉及t年度CEO变更前后的盈余管理行为，还需要涉及前两年(t-2，t-1)及后两年(t+1，t+2)的财务数据，剔除没有完整的连续五个年度(t-2，t-1，t，t+1，t+2)财务数据的公司；剔除没有披露CEO变更原因的公司；为便于比较变更前后的盈余管理行为，剔除变动前一年和后一年发生CEO变更的上市公司；剔除在一个行业中不足20个样本的上市公司。

数据来源方面，本文研究相关财务资料主要来自于Wind数据库；CEO变更和公司治理相关变量（如股权性质、持股比例、董事长和总经理兼任等）主要来自于国泰安CSMAR数据库和国泰君安CCGR数据库；CEO政治背景的数据，主要从国泰安CSMAR数据库中获取样本公司CEO的简历，倘若其简历不详或是数据缺失时，先通过新浪财经网查询，若再次无法查询时，可通过CEO所在的上市公司主页查询或通过google与百度查询；其它变量都通过国泰安CSMAR数据库进行合理计算而得。为了克服极端值的影响，本文所有变量（不包括虚拟变量）都在1%的水平下进行Winsorise处理。

通过以上步骤，本文最终从3513家民营上市公司中选取了总样本数398个。

（二）变量定义

1.被解释变量

被解释变量为盈余管理程度，简称为DA。本文运用修正的Jones模型对盈余管理程度进行度量，并将操控性应计利润看作盈余管理的代理变量。

2.解释变量

（1）CEO变更（简称为Turnover）。CEO变更是指由于种种原因使得总经理的职位变更，即总经理不再拥有公司总经理这一头衔。即将卸任CEO离职前第2个年度，设虚拟变量Turnover-2，离职前第1个年度，设虚拟变量Turnover-1，新任CEO继任当年度，设虚拟变量Turnover0，新任CEO继任后的第1个完整年度（简称继任后第1年），设虚拟变量Turnover1，第2个完整年度(简称继任后第2年)，则设虚拟变数Turnover2。

（2）政治关联（PC）。本文所使用的CEO政治关联变量（PC）是指若公司CEO曾经在中央或地方党委（含纪委）、政府、人民代表大会或政协常设机构、法院、检察院任职，现任或曾任中央或地方党代表、全国或地方人大代表或政协委员，则认为公司具有政治关联，即PC_Gov、或PC_Rep中有一个为1，则PC取值为1，否则为0。

3.控制变量

（1）负债比例（LEV）：沿用Chaney等（2011）的衡量方式，用总负债与总资产的比例表示公司的负债比例。

（2）盈利能力（ROA）：以总资产收益率（ROA）衡量公司的盈利能力。

（3）成长能力（GROWTH）：采用营业收入增长率来衡量公司成长能力。

（4）公司规模（SIZE）：以总资产的自然对数作为公司规模的替代变量。

（5）CEO持股比例（SHARE）：以CEO持股数与公司总股数的比值表示CEO的持股比例，并在回归中加入持股比例的平方项作为控制变量。

（6）外部董事比率（OUTRATIO）：采用外部董事占董事会的比率作为OUTRATIO的替代变量。

（7）总经理年薪（PAY)：总经理年度现金薪酬的自然对数。

（8）账面市值比（BM）：参照Chaney等（2011）的计算方式，用年底公司权益的账面价值与市场价值的比率作为该公司的账面价值比。

（9）年度哑变量（YEAR）。涉及11个会计年度，设置10个年度哑变数。

表1 变量操作性定义

（三）检验模型

1.CEO变更期间与非变更期间盈余管理的比较。为比较同一公司，CEO变更期间与非变更期间盈余管理的比较，本研究采用面板数据（panel data）进行回归分析，若在2007年至2013年期间，被筛选为样本的公司，其在这7年内的资料，均纳入研究样本中。

为检验假设H1a、假设H2a及假设H3a，建立研究模型（1）：

2.为了检验H1b、H2b以及H3b，设立政治关联虚拟变量（PC），政府官员型虚拟变量（PC_GOV）、代表委员型政治关联（PC_Rep），建立模型（2）如下：

四、实证分析与结果

（一）描述性统计

1.在政治关联前提下，CEO变更期间的描述性分析

政治关联与非政治关联情景下，在卸任CEO离职前2年（T-2）、离职前1年（T-1）及新任CEO继任当年度（T0）、继任后第1年（T1）及继任后第2年（T2），其可操控应计利润的差异，由表2所示。

表2 政治关联与非政治关联CEO变更期间的描述性统计结果

由表2可知，不论是政治关联还是非政治关联CEO中，其在卸任CEO离职前1年及新任CEO继任当年度，其可操控性应计利润均显著小于0，但是两组中，只有在新任CEO继任当年，在5%显著水平下具有差异，其显示政治关联的新任CEO，在继任当年利用可操控性应计利润向下调整盈余的幅度，大于非政治关联公司。

2.盈余管理程度的T检验

对运用修正的Jones模型计算出的可操控性应计利润的绝对值进行单一样本的T值检验，目的是检验民营上市公司的可操控性应计利润是否显著不等于零。可操控性应计利润显著不为零的结果是下文实证分析的重要前提。

表3 可操控性应计利润的T检验结果

由表3可见，采用2007—2017年11年期间的数据对可操控性应计利润进行T值检验，研究发现，其样本通过了单一样本T检验，其显著性水平为1%以下，故可断定在1%显著水平下，2007—2017年上市公司的可操控性应计利润的绝对值与零之间存在显著性差异，即2007—2017年期间上市公司存在显著的盈余管理行为。

3.相关系数分析

本文在进行实证回归之前，首先对变量之间的相关性进行了检验，通过检验可以观察到自变量与因变量的基本相关性，同时也可以检验自变量之间的相关关系。主要研究变量之间的pearson相关系数显示，可操控性应计利润（DA）与CEO变更前1年、变更当年为显著负相关，其系数分别为-0.013、-0.024，这说明在CEO变更前1年与当年，公司向下进行了盈余调整。可操控性应计利润（DA）与、政治关联（PC）、代表委员型政治关联（PC_Rep）为显著正相关，即从单因素而言，以上因素都会影响可操控性应计利润的增加。

公司成长能力（GROWTH）及高管持股比例（SHARE）与可操控性应计利润（DA）呈显著的正相关关系且均达5%的显著水平，但可操控性应计利润与盈利能力（ROA）则为在1%显著水平下负相关。其他自变量之间的相关系数，盈余利能力（ROA）与负债比率（LEV）的相关系数为-0.312、公司规模（SIZE）与外部董事比率的相关系数为0.324、与公司成长能力（GROWTH）的相关系数为0.651、与经理团队持股（SHARE）的相关系数为-0.282，其他自变量之间的相关系数普遍小于正（负）0.3，因此，自变量之间可能存在的共线性问题并不严重。

（二）实证分析

本部分在描述性统计分析及相关性分析的基础上，根据构建的模型对提出假设进行多元线性回归，进而得出实证分析的主要结果。

由于样本数据横截面有多家公司数据，且研究期间共11年，要想观察同一家公司5年可操控性应计利润的变化，采用面板数据（panel data）的回归模型是较适当的。因此，本文拟采用面板数据（panel data）。另外，由于数据的不同特性，可以随机效果（random effect）或固定效果（fixed effect）回归模式进行估计，以控制个别公司效果（firm effect）及年度效果（year effect）。经由Housman test测试的结果，采用固定效果较符合本研究数据特性，因此以下的实证结果，都以面板数据回归模型中的固定效果进行回归估计。

1.CEO变更与盈余管理的回归分析

（1）基于CEO变更期间的CEO变更与盈余管理的回归分析

表4回归结果显示，Turnover（β2）的系数为-0.019，且在水平1%下显著，即CEO变更前一年与盈余管理显著负相关，也就是说CEO变更前一年有较为显著的调减利润行为，这与H1a假设符号正好相反，这与损失遮掩假说或期间操控假说的推论不符，这可能是因为即任CEO早在变更前几年即从事向上盈余管理，且持续一段时间，而这些之前向上的盈余管理，正好在变更前1年回转，使得可操控应计利润的回转提前1年发生。Turnover（β3）的系数为-0.031，且在水平1%下显著，即CEO变更当年与盈余管理显著负相关，也就是说CEO变更前一年有较为显著的调减利润行为，这与H2a相符，而CEO变更在前两年、与CEO变更后第1年（或第2年）与盈余管理无显著关系。因此，“大洗澡”的行为并不显著，即回归结果只证明了变更当年存在明显的向下盈余调整，并没有证明变更后，存在明显的向上盈余调整。这可能是新任CEO向下盈余调整主要是为了卸除以往CEO所留下的包袱（例如冲销商誉、应收帐款等不具未来效益的资产），这可能会得到董事会理解或默认；但新任CEO上任之初，由于在股东及董事会较往常严格的监督下，反而不易进行操控应计利润向上调整盈余。

表4 CEO变更对可操控性应计利润的影响

为了检验CEO进行向上盈余管理是否提前发生，本文将卸任CEO离职前5年、离职前4年及离职前3年分别设虚拟变量放入回归式中，结果发现这三个期间的系数皆显著大于0，与可操控应计利润呈显著的正相关，这说明CEO在变更2年前就从事了向上的盈余管理（见表5）。综上所述，假设H1a、H2a及H3a，仅H2a获得支持。

表5 CEO变更对可操控性应计利润的影响（加入离职前5年、离职前4年及离职前3年）

2.政治关联情景下CEO变更与盈余管理的回归分析

因为政治关联的“庇护”作用在一定程度上减少了民营企业实施盈余管理的“后顾之忧”，民营企业更有可能会基于各种动机，有恃无恐地持续利用盈余管理粉饰会计信息，从而导致会计信息质量的持续低下[19]。正因如此，本研究加入CEO政治关联因素，探讨CEO变更对盈余管理影响的同时，会不会因为政治关联因素的引入，使得CEO变更时对可操控应计利润的调整幅度会不会与非政治关联公司不同。

表6显示将政治关联因素考虑进来进行多元回归分析结果。从研究结果显示，就政治关联全样本而言，政治关联与新任CEO继任当年度的交互项与可操控应计利润，呈显著的负相关关系，即当新任的CEO具有政治关联时，则向下调整盈余的程度会更大。而政治关联与CEO变更的其它期间（T1、T2、T-1、T-2）关系均不显著，因此，假设H1b、H2b 及H3b 中，仅H2b 获得支持。

但对于政治关联进行类型的区分，回归结果就不一样。对于官员型政治关联的CEO，当其卸任的前1年或前2年度中，与新任CEO就任当年，相对于非政治关联的CEO而言，加大对可控制应计利润向下调整的程度，即官员型政治关联的CEO具有明显向下调整盈余的行为，这与已有研究分析官员型政治关联对盈余管理的“藏利”行为结论一致[16]。因为有可能民营企业一旦建立政府官员型政治关联就有可能。掌握资源分配权的政府或政府官员寻租，进而“挤入”垄断行业、获取垄断利润[7]，为了避免相关监管部门的“关注”，CEO往往会选择“藏利”行为。

对于代表委员型政治关联CEO，当其卸任的前1年或前2年中，往往会加大向上调整可操控应计利润的程度(其系数分别为0.032、0.018，P值分别为0.087与0.05)，而在新任CEO就任的当年度时，会加大向下调整可控应计利润的程度（其系数为-0.323，P值为0.05），新任CEO在就职后的第1年度与第2年度，会加大向上调整可操控应计利润的程度（其系数为0.021与0.018），即是在代表委员型政治关联的情景下，假设H1b、H2b、H2b全部成立。这与已有研究结论一致[16]。因为一旦民营上市公司的关键CEO当选人大代表或政协委员，进行参政议政，等于是获得了一个和各级政府官员进行交流、沟通和协商的基础，可以表达自身的“诉求”，甚至获得一定的“优惠”，如优惠的税率、长期的银行贷款等。因此，民营上市公司往往有动机“美化”自己的财务业绩，或是CEO即将离任，也要美化自己，提高自己的声誉。

表6 政治关联情景下CEO变更在不同期间的CEO变更与盈余管理的回归分析结果

注：①各项变量若有预期符号，为单尾检验；若无则为双尾检验。②***、**与*分别表示p值达1%、5%及10%的显著水平。

现将以上实证检验结果，进行总结如下表7所示：

表7 假设检验结论总结表

五、结论与建议

（一）研究结论

本文以沪深两市2007—2017年间所有民营上市公司为原始样本，运用EVIEWS 7.0软件进行统计检验和回归分析，得到了以下主要研究结论：

第一，在CEO变更当年，发生CEO变更的公司会向下进行盈余调整，这结论与Strong等人（2017）结论一致，但在CEO变更后的1年（或2年）内，并未发现CEO会进行向上的盈余调整，结论并未完全支持“大洗澡”假说。因为Pourciau（1993）提出“洗大澡”假说，其认为卸任CEO离职当年，向下进行盈余调整，以谴责前一任CEO的不良绩效，并在第一个下一年度中，向上进行盈余管理，使得利用报表的投资者认为公司绩效已迅速改善的假象。

究其原因，新任CEO在上任后都希望把企业经营好，将企业的业绩提高，以获得在职场中的美誉度，公司业绩的提高，也能提升自己在公司中的自信心，并且可以主导企业重要的战略决策与目标。因此，为了自己的长期利益，新任CEO往往在继任的当年，利用职务之便实施降低当前收益提前确认成本的做法而向下盈余管理的行为。在CEO变更当年，新任CEO上任工作时间较短，董事会、监事会与股东们预期不会那么高，而且新任CEO向下盈余调整主要是为了卸除以往CEO留下的包袱。此外，对可操控盈余的调整只是会改变在不同会计期间的盈余分布，新任CEO往往会通过这种方式将盈余“藏起来”。但是，新任CEO想在CEO变更当年的1年（或2年）中向上调整盈余却不太容易，由于股东及董事会往往对“新人”进行严格监督，新任CEO反而不易进行操控应计利润向上调整盈余。

第二，在CEO变更的前1年或（前2年）中，并未发现CEO向上进行盈余调整，且发现在CEO变更前1年，CEO进行了向下的盈余调整，即本文结论并未支持损失遮掩假说或期间操控假说。这可能因为在任的CEO不能推算出其将于何时离职，不知其任职期满的确切时间，CEO仍把企业的长期利益与个人自身利益相结合，不大会做出损害公司长期利益的事情，此时，CEO往往会减少自己的短期利益行为，专注于完成企业长期目标；同时即将离职的CEO早在变更前几年即从事向上盈余调整，且持续一段时间，如本文将盈余管理调整为滞前3、4、5期时，均发生了正向关系，即向上进行了盈余管理，而正好在变更前1年回转，使得可操控应计利润的回转提前1年发生。

第三，当加入CEO的政治关联因素后，在CEO变更当年向下调整盈余程度更大，当CEO为外部继任者时，向下调整盈余程度也更大，这说明政治关联在CEO变更与盈余管理两者关系中起了调节作用。这可能是因为CEO的政治关联影响了CEO的有限性，大量证据表明政治关联能够给企业带来产权保护、获得更多的监管保护、贷款融资、税收减免与优惠等，使得企业获得更多的“政治资源优势”，政治关联在某种程度上突破了CEO的有限性。

第四，虽然政治关联因素的加入，并没有出现使得CEO变更与盈余管理在变更前1年（或2年）、变更后1年（或2年）、非常规变更前1年（或2年或当年）有显著性差异，但是区分了政治关联类型后，发现在代表委员型政治关联下，全部通过了上述假设。这可能是政府官员型政治关联与代表委员型政治关联本身的形成机制不一样所造成的。政府官员型政治关联一般是官员“下海”或者企业聘用、政府指定而形成的。政府官员型政治关联往往会获得更多的寻租利益，其往往是“桌下交易”或“潜规则”等违法、违纪方式获得的，若不是这样，那么至少也是通过灰色或擦边球方式获得的[28]。因此，政府官员型CEO通过以上途径使得企业获得高额利润时，其往往会通过实施盈余管理来隐藏或者延迟披露这些“高额”收益，以避免“树大招风”引发的政府管制，即往往会选择“藏利”行为，而代表委员型政治关联是由于企业的业绩而决定代表委员型的层次，那么为了提高代表委员的层级或保护其代表委员的资格，代表委员型政治关联的CEO往往会向上调整盈余以“创造”更好的业绩。因此，这两种不同类型政治关联对CEO变更与盈余管理的作用是“不对称性”的。

（二）对策建议

本文实证结论表明，在CEO发生变更期间，CEO具有强烈的盈余管理的动机，而且政治关联强化了公司的盈余管理行为。根据本文实证研究结论，针对在政治关联情景下，CEO变更影响的不同期间、CEO不同类型以及继任者不同类型引发各种不同程度的盈余管理行为，现提出以下几点对策建议：

1.加强相关法律制度的建设，提高关于违法盈余管理的处罚力度。对于中国资本市场的秩序问题，财政部、税务总局等相关监督部门要关注公司的盈余管理，特别是发生CEO变更的公司，应健全对盈余管理的监管制度，加大对此的执法力度，还要注意关于规范盈余管理的信息披露要求，让上市公司、审计师、会计师等利益主体形成违规处罚的稳定预期，提升执法威慑力；若审计师进行选聘和变更，监管部门应让公司在公司治理和信息披露层面设计出可操作性规定，方便潜在的投资者、股东等利益相关者做出判断。

2.防范CEO变更引起盈余管理，加强监管CEO变更期间行为。由上文结论可见，CEO变更的期间会影响盈余管理水平，那么在我国经济转型期的资本市场环境中，相关监管部门应重点关注发生CEO变更事项的企业，预防CEO变更引起的盈余管理行为，并对CEO变更企业延计审计期间，扩大审查范围，审计部门以及会计事务所应重点关注CEO变更后一段时期的公司业绩变动以及经营报表信息。

3.激励CEO个人利益与公司长期利益一致，提高CEO盈余管理的成本。一方面，对于CEO而言，其工作应是长期的，应该建立CEO长期的工作以及信誉档案，实施CEO长期声誉机制，以保证CEO的个人职业生涯利益与公司长期利益一致。另一方面，公司应当提升盈余管理成本，使得CEO决策进行盈余管理考虑更多的因素，如进行盈余管理成本与盈余管理收益的对比，当其付出更多的成本时，CEO可能就会放弃损害公司的盈余管理。

4.政府与市场应做好明确分工，完善政府功能，健全制度建设。企业建立政治关联在法律层面不属于违规行为，但政治关联却能为企业带来更多的额外利益与“稀缺资源”，并且能够规避因其盈余质量低下受到的处罚，因此，政治关联的企业具有强烈的盈余管理冲动，它们不正确地利用了政治关联或进行变相的寻租行为。故此，政府监管部门应重视此问题，尽快出台对上市公司政治关联的相关披露及管理办法，规范上市公司政治关联的建立途径与使用方向，为资本市场提供更为有效的信息创造良好条件。