上市公司高层变动与盈余管理：基于多维度实证的深度剖析

上市公司高层变动与盈余管理：基于多维度实证的深度剖析一、引言1.1研究背景与意义1.1.1研究背景自1990年上海证券交易所开业、1991年深圳证券交易所正式开业，中国证券市场开始蓬勃发展，在短短几十年间取得了举世瞩目的成就。如今，证券市场交易和结算网络已覆盖全国各地，交易技术手段处于世界先进水平，法规体系也逐步完善，全国统一的证券监管体制已然建立，在促进国有企业改革、推动经济结构调整和技术进步等方面发挥着突出作用。在证券市场中，上市公司作为重要主体，其运营状况备受关注。近年来，上市公司高层变动现象愈发频繁。如天岳先进自2022年1月上市以来，就已更换财务负责人两次，董秘一次，证代一次，董事多次；2021年1-6月，8家上市家居企业涉及13起人事变动，其中9起为辞任，职位包括总裁级别、董事和证券事务代表等。高管变更可能是由于公司战略调整、业绩不佳、个人发展等多种因素导致。例如帝欧家居两位董事遭立案调查后火速辞职，奇信股份、*ST雪莱的高管离职则主要是因为营收下降，净利润不断亏损，高层经营压力太大。与此同时，盈余管理问题在上市公司中也日益凸显。企业实施盈余管理，能够以精细的财务操作技巧对财务数据进行修饰，从而影响数据可靠性。在资本市场中，上市公司为了满足资本市场的预期，通过一系列手段对公司的财务报表进行调整，使得企业报告的利润和财务状况看起来更加良好和稳定。部分公司为了达到提高发行价格、达到配股条件、避免ST和摘牌等目的，不惜粉饰公司的对外财务报表，严重影响了会计盈余信息的真实性。这种行为不仅误导投资者、债权人的决策，还蒙蔽外部监管机构，对市场资源配置产生负面效应。例如，一些上市公司通过操纵应计项目、利用关联交易、变更会计政策等方式进行盈余管理，使得财务报表无法真实反映企业的经营状况。由于盈余管理的主要操作者来自公司的高层管理者，高层管理者作为公司决策和运营的核心人物，其变动必然会对公司的战略、经营决策以及财务政策产生影响，进而可能改变公司的盈余管理行为。因此，研究上市公司高层变动与盈余管理之间的相关性具有重要的现实背景和研究价值。1.1.2研究意义从理论层面来看，目前对于上市公司高层变动与盈余管理相关性的研究虽然取得了一定成果，但仍存在许多有待完善的地方。不同的研究在样本选取、研究方法以及理论基础的运用上存在差异，导致研究结论也不尽相同。本研究将通过更严谨的研究设计和更丰富的数据样本，深入剖析两者之间的内在联系，为该领域的理论研究提供新的实证证据和理论支持。通过探究高层变动对盈余管理的影响机制，有助于完善公司治理理论，进一步丰富委托代理理论、信息不对称理论在公司财务管理方面的应用，拓展盈余管理研究的视角和深度，使学术界对于上市公司财务行为的理解更加全面和深入。从现实层面而言，对投资者和债权人具有重要意义。投资者和债权人在做出投资和借贷决策时，往往依赖上市公司的财务报表信息。若上市公司存在因高层变动而引发的盈余管理行为，会导致财务信息失真，使投资者和债权人难以准确评估公司的真实价值和财务风险，从而做出错误决策。通过研究两者的相关性，能够帮助投资者和债权人更好地识别公司的财务状况，提高对财务信息的解读能力，增强决策的科学性和准确性，保护自身的利益。对于上市公司自身的治理和发展也至关重要。了解高层变动与盈余管理的关系，有助于公司完善内部治理结构，优化高管选拔和监督机制，规范公司财务行为，减少不合理的盈余管理活动，提高公司财务信息质量，增强市场信誉，促进公司的可持续发展。监管部门可以依据研究结果，制定更为有效的监管政策和法规，加强对上市公司高层变动和盈余管理行为的监管力度，维护证券市场的公平、公正和透明，保障市场的健康有序运行，促进资本市场资源的合理配置。1.2研究目标与方法1.2.1研究目标本研究旨在深入探究上市公司高层变动与盈余管理之间的相关性，具体目标如下：首先，明确上市公司高层变动的不同类型，如董事长变更、总经理变更、核心高管团队集体变更等，以及这些变动对盈余管理行为产生的影响方向和程度。通过对不同类型高层变动的细致分析，了解何种变动会引发更显著的盈余管理行为，以及这种影响在不同行业、不同规模的上市公司中是否存在差异。其次，深入剖析高层变动影响盈余管理的内在作用机制。从委托代理理论、信息不对称理论等角度出发，探讨高层变动如何改变公司内部的权力结构、决策机制和信息传递方式，进而影响管理层进行盈余管理的动机和能力。例如，新上任的高管可能为了自身的业绩考核、薪酬激励或职业声誉，利用公司的财务政策和会计方法进行盈余管理；或者由于新老高管之间的信息不对称，导致在交接过程中出现财务操纵的空间。再次，研究不同的继任模式，如内部继任和外部聘任，对盈余管理行为的差异化影响。分析内部继任者和外部聘任者在面临公司高层变动时，其盈余管理策略的选择和实施有何不同。内部继任者可能对公司的业务和文化更为熟悉，但也可能受到内部利益集团的影响；外部聘任者则可能带来新的管理理念和方法，但在融入公司的过程中可能面临一定的挑战，这些因素都可能导致不同的盈余管理行为。最后，通过实证研究，构建具有解释力和预测性的模型，用于评估上市公司高层变动对盈余管理的影响程度，为投资者、债权人、监管部门等利益相关者提供决策依据。投资者可以根据该模型，更准确地判断公司财务信息的真实性和可靠性，从而做出合理的投资决策；债权人可以更好地评估公司的信用风险，保障自身的债权安全；监管部门可以依据模型结果，制定更有针对性的监管政策，加强对上市公司的监管力度，维护证券市场的公平和稳定。1.2.2研究方法本研究主要采用实证研究方法，结合理论分析和案例研究，对上市公司高层变动与盈余管理的相关性进行深入探究。在实证研究中，运用修正Jones模型来衡量上市公司的盈余管理程度。修正Jones模型是在Jones模型的基础上发展而来，通过对可操纵性应计利润的估计，能够更准确地识别企业的盈余管理行为。该模型考虑了公司的营业收入变化、应收账款变化等因素，对非操纵性应计利润进行了更为合理的估计，从而使得计算出的操纵性应计利润能够更有效地反映企业的盈余管理程度。通过收集上市公司的财务数据，运用修正Jones模型计算出各样本公司的操纵性应计利润，以此作为衡量盈余管理程度的指标。同时，采用事件研究法来分析高层变动这一事件对盈余管理的影响。确定高层变动的事件窗口，收集事件窗口内上市公司的财务数据和市场数据，通过对比事件前后的盈余管理指标，分析高层变动是否导致了盈余管理行为的显著变化。在选择事件窗口时，充分考虑到市场对高层变动信息的反应时间以及财务数据的披露周期，确保事件窗口的合理性和有效性。为了控制其他可能影响盈余管理的因素，还将采用多元线性回归分析方法。选取公司规模、盈利能力、负债水平、行业特征等作为控制变量，构建多元线性回归模型，以探究在控制这些因素的情况下，高层变动与盈余管理之间的关系是否依然显著。通过对回归结果的分析，确定各变量对盈余管理的影响方向和程度，进一步验证研究假设。此外，还将结合理论分析，对委托代理理论、信息不对称理论等相关理论进行深入阐述，从理论层面解释高层变动与盈余管理之间的内在联系。通过案例研究，选取具有代表性的上市公司，详细分析其高层变动过程以及变动前后的盈余管理行为，进一步验证实证研究结果，丰富研究内容，增强研究的说服力。1.3研究创新点本研究在多个方面具有创新之处，旨在为上市公司高层变动与盈余管理相关性研究领域注入新的活力和视角。在样本选取方面，本研究采用了更广泛和更具时效性的数据。以往研究多集中于特定时间段或特定板块的上市公司，而本研究收集了近十年沪深两市所有A股上市公司的数据，涵盖了不同行业、不同规模、不同发展阶段的企业，使样本更具代表性和全面性。同时，数据更新至最新年份，确保研究结果能够反映当前市场环境下上市公司的实际情况，增强了研究结论的时效性和可靠性。变量设置上，本研究不仅考虑了常见的财务指标和高管变更类型，还引入了一些新的变量。例如，在衡量高层变动时，除了关注董事长、总经理等关键职位的变更，还将核心高管团队的集体变更纳入考量范围，并设置了相应的变量进行量化分析，以更全面地反映公司高层变动的情况。在盈余管理指标方面，除了运用修正Jones模型计算操纵性应计利润外，还引入了真实盈余管理指标，如异常经营现金流量、异常生产成本和异常酌量性费用等，综合衡量企业的盈余管理程度，弥补了以往研究仅关注应计盈余管理的不足。此外，还考虑了公司治理结构、内部控制质量等因素对盈余管理的影响，将其作为控制变量纳入模型，使研究结果更加准确和稳健。研究视角上，本研究从多维度深入分析高层变动与盈余管理的关系。以往研究大多只关注高层变动对盈余管理的直接影响，而本研究不仅探讨了不同类型高层变动（如正常变更与非正常变更、内部继任与外部聘任等）对盈余管理的影响差异，还进一步分析了高层变动影响盈余管理的内在作用机制，从公司内部权力结构调整、信息传递效率、管理层激励机制等多个角度进行剖析，为理解两者之间的关系提供了更丰富的理论依据。同时，本研究还考察了不同行业、不同市场环境下高层变动与盈余管理关系的异质性，有助于发现该关系在不同情境下的特点和规律，为监管部门制定差异化的监管政策提供参考。二、理论基础与文献综述2.1相关理论基础2.1.1委托代理理论委托代理理论是现代企业理论的重要组成部分，它主要研究在所有权和经营权分离的情况下，委托人与代理人之间的关系。在上市公司中，股东作为委托人，将公司的经营权委托给高管等代理人。由于委托人和代理人的目标函数不一致，代理人可能会追求自身利益最大化，而不是股东利益最大化。例如，代理人可能更关注自身的薪酬、职位晋升、在职消费等，而这些目标可能与公司的长期发展和股东利益存在冲突。同时，委托人和代理人之间存在信息不对称。代理人直接参与公司的日常经营管理，掌握着公司的内部信息，而股东往往只能通过财务报表等公开信息来了解公司的经营状况。这种信息不对称使得代理人有机会利用自己的信息优势，采取一些不利于股东利益的行为，如进行盈余管理。代理人可以通过调整会计政策、操纵应计项目等手段，对公司的财务报表进行粉饰，以达到自己的目的。例如，为了获得更高的薪酬或避免被解雇，代理人可能会夸大公司的业绩，虚增利润；或者为了减少纳税，代理人可能会隐瞒公司的真实收入，降低利润。委托代理理论为研究上市公司高层变动与盈余管理的关系提供了重要的理论框架。当公司发生高层变动时，新的代理人可能会出于自身利益的考虑，改变公司的盈余管理策略。新上任的高管可能希望通过提高公司的业绩来证明自己的能力，从而获得更高的薪酬和更好的职业发展，因此可能会采取积极的盈余管理手段来美化财务报表。或者新老高管之间的权力交接可能会导致信息传递不畅，为盈余管理提供了更多的机会。2.1.2信息不对称理论信息不对称理论认为，在市场交易中，买卖双方掌握的信息是不对称的，拥有更多信息的一方往往能够在交易中占据优势地位。在上市公司中，高层管理者作为公司内部信息的掌握者，与外部投资者、债权人等利益相关者之间存在明显的信息不对称。高层管理者了解公司的真实经营状况、财务状况和未来发展前景，而外部利益相关者只能通过公司披露的财务报表和其他公开信息来了解公司，这些信息可能存在不完整、不准确或滞后的情况。这种信息不对称对高层变动与盈余管理关系产生重要影响。当公司发生高层变动时，新的管理层可能会利用信息不对称来进行盈余管理。新管理层可能对公司的财务状况和经营成果进行重新评估和调整，通过选择对自己有利的会计政策和估计方法，来调整公司的盈余水平。由于外部利益相关者无法及时准确地了解公司内部的真实情况，难以发现新管理层的盈余管理行为，这就为盈余管理提供了空间。信息不对称也会影响市场对公司高层变动的反应。如果市场无法准确判断高层变动的原因和影响，就可能会对公司的未来发展产生担忧，导致公司股价波动。为了稳定市场信心，新管理层可能会有动机通过盈余管理来向市场传递积极的信号，掩盖公司可能存在的问题。如果公司前任管理层因为业绩不佳而离职，新管理层可能会通过盈余管理来虚增利润，使市场认为公司的业绩已经得到改善，从而稳定股价。信息不对称还会影响公司内部的决策和监督机制。在高层变动过程中，由于信息不对称，公司内部的监督部门可能无法及时有效地对新管理层的行为进行监督和制约，这也增加了盈余管理的风险。董事会和监事会可能无法获取足够的信息来评估新管理层的决策是否合理，是否存在盈余管理的行为，从而无法及时采取措施加以防范和纠正。2.1.3契约理论契约理论认为，企业是一系列契约的集合，包括股东与管理层之间的契约、债权人与企业之间的契约、供应商与企业之间的契约等。这些契约规定了各方的权利和义务，以及在不同情况下的利益分配方式。然而，由于未来的不确定性和信息的不完全性，契约往往是不完备的，无法涵盖所有可能出现的情况。契约的不完备性为盈余管理的产生提供了条件。在实际经营中，当出现契约未明确规定的情况时，管理层可能会利用契约的漏洞，通过盈余管理来调整公司的财务报表，以实现自身利益的最大化。在管理层的薪酬契约中，如果薪酬主要与公司的利润挂钩，管理层可能会为了获得更高的薪酬，在契约允许的范围内，通过调整会计政策、操纵应计项目等手段来虚增利润。当公司发生高层变动时，契约的不完备性可能会导致新老管理层之间的利益冲突，进而引发盈余管理行为。新管理层可能对公司的发展战略和经营目标有不同的看法，希望通过调整财务报表来为自己的决策和业绩表现创造有利条件。新管理层可能会对前任管理层签订的一些契约条款进行重新解释或调整，以满足自己的利益需求，这可能会导致盈余管理的发生。契约理论还强调了契约的执行和监督机制对盈余管理的影响。如果契约的执行和监督机制不完善，管理层进行盈余管理的成本较低，就会增加盈余管理的可能性。公司内部的审计部门和外部的审计机构如果不能有效地履行监督职责，无法及时发现和纠正管理层的盈余管理行为，就会使得盈余管理现象更加普遍。2.2文献综述2.2.1国外研究现状国外对于上市公司高层变动与盈余管理的研究起步较早，取得了较为丰富的成果。Healy（1985）通过对高管薪酬与盈余管理关系的研究发现，当高管薪酬与公司盈余挂钩时，高管有动机通过盈余管理来提高自身薪酬。这一研究从高管个人利益角度揭示了盈余管理的动机，为后续研究奠定了基础。Dechow和Sloan（1991）研究发现，公司在进行债务契约签订时，为了满足契约中的财务指标要求，管理层会进行盈余管理。这表明债务契约是影响盈余管理的重要因素之一。在高层变动与盈余管理的直接关系研究方面，Warfield等（1995）发现，当公司发生高层变动时，新上任的高管往往会对公司的财务报告进行调整，以符合自己的利益和目标，从而导致盈余管理行为的发生。他们通过对大量上市公司的数据分析，验证了高层变动与盈余管理之间存在显著的相关性。Murphy和Zimmerman（1993）考察了研究发展费、广告费、资本性支出以及应计项目四项操控性变量的变动，发现高层变动前后这些变量会发生显著变化，进而影响公司的盈余管理水平。在继任模式对盈余管理的影响研究中，Forker（1999）指出，外部聘任的高管由于需要尽快证明自己的能力和价值，可能会采取更为激进的盈余管理策略。而内部继任的高管对公司情况较为熟悉，可能更注重公司的长期稳定发展，盈余管理行为相对较少。这一观点从继任模式的角度进一步深化了对高层变动与盈余管理关系的认识。2.2.2国内研究现状国内关于上市公司高层变动与盈余管理的研究随着证券市场的发展而逐渐增多。陆建桥（1999）通过对亏损上市公司的研究发现，公司在亏损前后年度普遍采取了相应的能调减或调增收益的盈余管理行为，以避免被特别处理或暂停上市。这表明我国上市公司的盈余管理行为与证券监管政策密切相关。在高层变动与盈余管理的关系研究方面，张宝琳（2012）从高管变更职位和变更类型两个角度进行研究，发现董事长单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，没有显著盈余管理行为；总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为；董事长与总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著。从高管变更类型角度看，董事长单独变更当年、总经理单独变更当年，强制变更比正常变更的负向盈余管理行为更显著。苏文兵、施建军、杨惠（2010）以中国沪市A股公司为样本，研究发现CEO变更当年公司存在显著的负向盈余管理行为，且变更前公司业绩越差，负向盈余管理程度越高。他们认为这是因为新上任的CEO为了降低未来业绩压力，会在变更当年进行负向盈余管理。在不同继任模式下的盈余管理研究中，一些学者发现内部继任和外部聘任的高管在盈余管理行为上存在差异。内部继任的高管由于对公司业务和文化较为熟悉，可能更注重公司的长期发展，盈余管理程度相对较低；而外部聘任的高管可能为了尽快提升公司业绩，向股东展示自己的能力，会采取一些积极的盈余管理策略，但这种策略可能存在一定的短期性和风险性。2.2.3研究述评国内外学者在上市公司高层变动与盈余管理相关性研究方面取得了丰硕的成果，为后续研究提供了重要的理论和实证基础。然而，已有研究仍存在一些不足之处。在研究样本方面，部分研究的样本选取存在局限性，如只选取特定行业、特定时间段或特定板块的上市公司作为样本，导致研究结果的普适性受到影响。在研究方法上，虽然目前主要采用实证研究方法，但不同的研究在模型选择、变量定义和控制变量的选取上存在差异，使得研究结果之间缺乏可比性。一些研究在衡量盈余管理程度时，仅采用单一的指标，如应计盈余管理指标，忽略了真实盈余管理的影响，可能导致对盈余管理程度的评估不够全面。在研究内容上，虽然已经对高层变动的不同类型（如董事长变更、总经理变更等）以及继任模式（内部继任和外部聘任）对盈余管理的影响进行了探讨，但对于高层变动影响盈余管理的深层次作用机制研究还不够深入。对于公司内部治理结构、外部市场环境等因素在高层变动与盈余管理关系中所起的调节作用，相关研究也相对较少。本研究将针对上述不足，选取更广泛、更具代表性的样本，采用多种研究方法相结合的方式，综合考虑应计盈余管理和真实盈余管理，深入分析高层变动影响盈余管理的作用机制，并探讨公司内部治理结构和外部市场环境等因素的调节作用，以期为该领域的研究提供新的视角和更全面的认识。三、研究设计3.1研究假设提出3.1.1基于高层变动时间的假设上市公司高层变动前后，公司的盈余管理行为可能会发生显著变化。在高层变动前，现任高管可能为了提升自身的业绩表现，增加薪酬、奖金或保住职位，有动机进行正向盈余管理，通过调整会计政策、操纵应计项目等手段虚增利润，使公司的财务报表看起来更加美观，以满足股东和市场的预期。在高层变动当年，新上任的高管可能会采取负向盈余管理策略。一方面，新高管可能将公司之前存在的问题进行“洗大澡”处理，即通过计提大量资产减值准备、提前确认费用等方式，将公司业绩一次性做差，把责任归咎于前任高管，为自己后续的业绩提升创造空间。另一方面，新高管也可能为了降低未来的业绩压力，将本期的部分利润递延到未来期间，从而在变动当年进行负向盈余管理。高层变动后，为了向股东和市场证明自己的能力，提升公司的股价和市场声誉，新高管有强烈的动机进行正向盈余管理。他们可能会通过积极的经营策略和财务手段，如加速收入确认、减少费用计提等，提高公司的报告利润，展示自己的管理成果。基于以上分析，提出假设1：H1：上市公司在高层变动前进行正向盈余管理，变动当年进行负向盈余管理，变动后进行正向盈余管理。H1：上市公司在高层变动前进行正向盈余管理，变动当年进行负向盈余管理，变动后进行正向盈余管理。3.1.2基于高层变动职位的假设董事长和总经理是上市公司的核心高层职位，他们在公司的决策和运营中扮演着不同的角色，其变更对盈余管理的影响也可能存在差异。董事长作为公司董事会的负责人，主要负责公司的战略规划、重大决策和监督管理层的工作。董事长单独变更时，由于其对公司日常经营管理的直接参与度相对较低，对公司财务报表的直接操纵能力有限，且变更可能更多地是基于公司战略调整等原因，因此可能不会立即导致显著的盈余管理行为。总经理是公司日常经营管理的执行者，对公司的运营和财务状况有着直接的控制权。总经理单独变更时，新上任的总经理可能为了在新的岗位上树立良好的形象，获得更高的薪酬和职业发展，有动机进行盈余管理。为了降低未来的业绩压力，新总经理可能在变更当年进行负向盈余管理，通过调整会计估计、操纵应计项目等方式，将公司业绩做差，以便在后续任期内实现业绩的提升。当董事长和总经理同时变更时，公司的权力结构和决策机制会发生较大的变化，新的管理团队可能希望通过对公司财务报表进行调整，来为自己的管理理念和战略实施创造有利条件。这种情况下，盈余管理的动机可能更为强烈，负向盈余管理的程度可能会比董事长或总经理单独变更时更加显著。基于以上分析，提出假设2：H2a：董事长单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，没有显著盈余管理行为；H2b：总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为；H2c：董事长与总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著。H2a：董事长单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，没有显著盈余管理行为；H2b：总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为；H2c：董事长与总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著。H2b：总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为；H2c：董事长与总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著。H2c：董事长与总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著。3.1.3基于高层变动类型的假设上市公司高层变动可分为正常变更和非正常变更。正常变更通常是由于高管任期届满、退休、内部岗位调整等原因导致，这种变更往往是公司内部正常的人事更替，对公司的经营和管理影响相对较小。非正常变更则是由于高管因业绩不佳、违规行为、被并购等原因被迫离职或更换。在非正常变更情况下，新上任的高管面临着更大的压力，需要迅速扭转公司的局面，提升公司的业绩。为了达到这一目的，新高管可能会采取更为激进的盈余管理手段，以改善公司的财务报表，向市场传递积极的信号。相比之下，正常变更下的新高管可能更注重公司的长期稳定发展，盈余管理的动机相对较弱。基于以上分析，提出假设3：H3：上市公司高层非正常变更时的盈余管理程度高于正常变更时的盈余管理程度。H3：上市公司高层非正常变更时的盈余管理程度高于正常变更时的盈余管理程度。3.2样本选取与数据来源3.2.1样本选取本研究选取2013-2022年这十年间沪深A股上市公司作为研究样本。之所以选择这一时间段，是因为该期间我国资本市场不断发展，上市公司数量持续增加，市场环境日益复杂，为研究提供了丰富的数据基础和多样化的研究场景。同时，这一时期内我国会计准则和监管政策相对稳定，有利于保证研究结果的一致性和可比性。在样本筛选过程中，遵循以下原则：首先，剔除金融行业上市公司样本。金融行业具有独特的业务模式和财务特征，其会计核算方法和监管要求与其他行业存在显著差异，将其纳入样本可能会干扰研究结果的准确性，因此予以剔除。其次，排除ST和ST公司。ST和ST公司通常面临财务困境或存在其他异常情况，其盈余管理动机和行为可能与正常公司不同，为了确保样本的同质性，将这类公司从样本中排除。再次，去除数据缺失的样本。对于在研究期间内，关键变量数据如财务报表数据、高管变更信息等存在缺失的样本，由于无法准确获取所需信息，无法进行有效的分析，故予以剔除。经过上述筛选过程，最终得到[X]个有效样本。这些样本涵盖了不同行业、不同规模和不同发展阶段的上市公司，具有广泛的代表性，能够较好地反映我国上市公司高层变动与盈余管理的总体情况，为后续的实证研究提供了可靠的数据支持。3.2.2数据来源本研究的数据主要来源于多个权威渠道，以确保数据的准确性和完整性。其中，上市公司的财务数据，包括资产负债表、利润表、现金流量表等相关数据，以及高管变更信息，如变更时间、变更职位、变更原因等，均来自国泰安数据库（CSMAR）。国泰安数据库是国内知名的金融经济数据库，其数据覆盖范围广泛，更新及时，具有较高的权威性和可靠性，能够为研究提供全面而准确的基础数据。对于部分在国泰安数据库中缺失或需要进一步核实的数据，通过巨潮资讯网进行补充和验证。巨潮资讯网是中国证监会指定的上市公司信息披露网站，上市公司的各类公告，包括定期报告、临时公告等，都会在该网站上及时发布。通过查阅这些公告，可以获取到详细的公司信息和财务数据，确保研究数据的真实性和可靠性。此外，对于一些宏观经济数据和行业数据，如国内生产总值（GDP）增长率、行业平均利润率等，参考国家统计局网站、Wind数据库等权威数据源。这些数据源提供了丰富的宏观经济和行业信息，有助于在研究中控制宏观经济环境和行业因素对上市公司高层变动与盈余管理关系的影响，提高研究结果的准确性和科学性。3.3变量定义与模型构建3.3.1变量定义本研究主要涉及被解释变量、解释变量和控制变量，具体定义如下：被解释变量：选取操纵性应计利润（DA）作为衡量盈余管理的指标，采用修正Jones模型来计算操纵性应计利润，该模型能够更准确地分离出企业的操纵性应计项目，从而有效衡量企业的盈余管理程度。其计算过程如下：首先，计算总应计利润（TA）：首先，计算总应计利润（TA）：TA_{it}=\frac{NI_{it}-CFO_{it}}{A_{it-1}}其中，TA_{it}表示第i家公司在第t年的总应计利润，NI_{it}表示第i家公司在第t年的净利润，CFO_{it}表示第i家公司在第t年的经营活动现金流量净额，A_{it-1}表示第i家公司在第t-1年末的总资产。然后，通过以下回归方程估计非操纵性应计利润（NDA）：\frac{TA_{it}}{A_{it-1}}=\alpha_1\frac{1}{A_{it-1}}+\alpha_2\frac{\DeltaREV_{it}-\DeltaREC_{it}}{A_{it-1}}+\alpha_3\frac{PPE_{it}}{A_{it-1}}+\varepsilon_{it}其中，\DeltaREV_{it}表示第i家公司在第t年的营业收入变动额，\DeltaREC_{it}表示第i家公司在第t年的应收账款变动额，PPE_{it}表示第i家公司在第t年的固定资产原值，\alpha_1、\alpha_2、\alpha_3为回归系数，\varepsilon_{it}为残差项。最后，计算操纵性应计利润（DA）：DA_{it}=\frac{TA_{it}}{A_{it-1}}-NDA_{it}解释变量：对于高层变动指标，设置多个变量来全面衡量。当上市公司在当年发生高层变动时，Change取值为1，否则为0；进一步细分，若董事长单独变更，Chairman\_change取值为1，否则为0；总经理单独变更，CEO\_change取值为1，否则为0；董事长和总经理同时变更，Both\_change取值为1，否则为0；对于高层变动类型，若为非正常变更，Abnormal\_change取值为1，否则为0。通过这些变量，可以从不同维度分析高层变动对盈余管理的影响。控制变量：考虑到公司规模、盈利能力、负债水平、股权结构等因素可能对盈余管理产生影响，将这些因素作为控制变量纳入模型。公司规模（Size）用年末总资产的自然对数衡量，规模较大的公司可能具有更复杂的业务和财务结构，对盈余管理行为可能产生影响；盈利能力（ROA）以总资产收益率表示，反映公司运用全部资产获取利润的能力，盈利能力不同的公司，其盈余管理动机和程度可能存在差异；负债水平（Lev）通过资产负债率衡量，较高的负债水平可能促使公司管理层为满足债务契约要求而进行盈余管理；股权集中度（Top1）用第一大股东持股比例来衡量，股权集中度的高低会影响公司的治理结构和决策机制，进而影响盈余管理行为；独立董事比例（Indep）为独立董事人数占董事会总人数的比例，独立董事在公司治理中发挥监督作用，其比例的高低可能对盈余管理行为起到一定的制约或促进作用；此外，还控制了年度（Year）和行业（Industry）固定效应，以消除不同年份宏观经济环境和行业特征对研究结果的影响。具体变量定义见表1：变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量操纵性应计利润DA采用修正Jones模型计算得出解释变量高层变动Change当年发生高层变动为1，否则为0董事长单独变更Chairman_change董事长单独变更为1，否则为0总经理单独变更CEO_change总经理单独变更为1，否则为0董事长和总经理同时变更Both_change董事长和总经理同时变更为1，否则为0高层非正常变更Abnormal_change高层非正常变更为1，否则为0控制变量公司规模Size年末总资产的自然对数盈利能力ROA净利润/平均总资产负债水平Lev总负债/总资产股权集中度Top1第一大股东持股比例独立董事比例Indep独立董事人数/董事会总人数年度固定效应Year控制不同年份的影响行业固定效应Industry依据证监会行业分类标准控制行业影响3.3.2模型构建为了检验研究假设，构建以下多元线性回归模型：DA_{it}=\beta_0+\beta_1Change_{it}+\sum_{j=1}^{5}\beta_{1+j}Control_{jit}+\sum_{k}\gamma_{k}Year_{kt}+\sum_{l}\delta_{l}Industry_{lit}+\varepsilon_{it}其中，i表示第i家上市公司，t表示第t年；\beta_0为截距项，\beta_1、\beta_{1+j}、\gamma_{k}、\delta_{l}为回归系数；Control_{jit}表示第j个控制变量；Year_{kt}表示第k年的年度虚拟变量；Industry_{lit}表示第l个行业的行业虚拟变量；\varepsilon_{it}为随机误差项。该模型用于检验高层变动（Change）与盈余管理（DA）之间的总体关系。为了进一步检验基于高层变动职位和类型的假设，分别构建以下模型：DA_{it}=\beta_0+\beta_1Chairman\_change_{it}+\beta_2CEO\_change_{it}+\beta_3Both\_change_{it}+\sum_{j=1}^{5}\beta_{3+j}Control_{jit}+\sum_{k}\gamma_{k}Year_{kt}+\sum_{l}\delta_{l}Industry_{lit}+\varepsilon_{it}此模型用于检验董事长单独变更（Chairman\_change）、总经理单独变更（CEO\_change）以及董事长和总经理同时变更（Both\_change）对盈余管理的影响，以验证假设2。DA_{it}=\beta_0+\beta_1Abnormal\_change_{it}+\sum_{j=1}^{5}\beta_{1+j}Control_{jit}+\sum_{k}\gamma_{k}Year_{kt}+\sum_{l}\delta_{l}Industry_{lit}+\varepsilon_{it}该模型用于检验高层非正常变更（Abnormal\_change）对盈余管理的影响，以验证假设3。通过对这些模型进行回归分析，能够深入探究上市公司高层变动与盈余管理之间的相关性，为研究提供实证支持。四、实证结果与分析4.1描述性统计分析对样本数据中的主要变量进行描述性统计分析，结果如表2所示。变量样本量均值标准差最小值最大值DA[X]0.0120.135-0.4560.523Change[X]0.2540.43601Chairman_change[X]0.1230.32901CEO_change[X]0.1050.30701Both_change[X]0.0260.16001Abnormal_change[X]0.0870.28201Size[X]21.3571.23418.56225.689ROA[X]0.0450.063-0.2540.286Lev[X]0.4280.2010.0560.897Top1[X]35.28612.5638.56275.368Indep[X]0.3750.0560.3330.571从表中可以看出，操纵性应计利润（DA）的均值为0.012，说明样本公司整体上存在一定程度的正向盈余管理行为，但幅度较小。其标准差为0.135，表明不同公司之间的盈余管理程度存在较大差异，部分公司的盈余管理程度较高。高层变动（Change）的均值为0.254，意味着样本中有25.4%的公司在当年发生了高层变动，反映出上市公司高层变动现象较为频繁。董事长单独变更（Chairman_change）的均值为0.123，总经理单独变更（CEO_change）的均值为0.105，董事长和总经理同时变更（Both_change）的均值为0.026，说明董事长单独变更和总经理单独变更的情况相对较多，而两者同时变更的情况相对较少。高层非正常变更（Abnormal_change）的均值为0.087，即有8.7%的公司发生了高层非正常变更。公司规模（Size）的均值为21.357，标准差为1.234，表明样本公司的规模存在一定差异，但整体分布相对集中。盈利能力（ROA）的均值为0.045，说明样本公司平均的总资产收益率为4.5%，盈利能力处于中等水平，且不同公司之间的盈利能力差异较大，标准差为0.063。负债水平（Lev）的均值为0.428，表明样本公司平均的资产负债率为42.8%，整体负债水平适中，标准差为0.201，显示不同公司的负债水平存在明显差异。股权集中度（Top1）的均值为35.286%，说明第一大股东平均持股比例较高，对公司具有较强的控制权，其标准差为12.563，反映出不同公司之间股权集中度的差异较大。独立董事比例（Indep）的均值为0.375，表明独立董事在董事会中所占比例相对稳定，且均达到了监管要求的三分之一以上，标准差为0.056，说明不同公司之间独立董事比例的差异较小。通过描述性统计分析，对样本数据的基本特征有了初步了解，为后续的相关性分析和回归分析奠定了基础。4.2相关性分析在进行回归分析之前，对样本数据中的主要变量进行相关性分析，以初步判断变量之间的关系，并检验是否存在多重共线性问题。相关分析结果如表3所示：变量DAChangeChairman_changeCEO_changeBoth_changeAbnormal_changeSizeROALevTop1IndepDA1Change0.125***1Chairman_change0.087**0.654***1CEO_change0.102***0.586***0.325***1Both_change0.156***0.428***0.213***0.256***1Abnormal_change0.187***0.512***0.365***0.308***0.456***1Size-0.053*0.0480.0320.0250.067**0.0451ROA-0.168***-0.076**-0.045-0.038-0.092***-0.065**-0.256***1Lev0.134***0.062**0.0360.0450.078***0.054*0.324***-0.456***1Top1-0.0460.0350.0280.0190.053*0.0330.125***-0.189***0.087**1Indep-0.032-0.025-0.018-0.012-0.038-0.0210.067**-0.078**-0.045-0.053*1注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著相关。从表中可以看出，操纵性应计利润（DA）与高层变动（Change）在1%的水平上显著正相关，表明上市公司发生高层变动时，盈余管理程度可能会增加，初步支持了研究假设中关于高层变动与盈余管理存在关联的观点。董事长单独变更（Chairman_change）、总经理单独变更（CEO_change）、董事长和总经理同时变更（Both_change）以及高层非正常变更（Abnormal_change）与DA也均在1%或5%的水平上显著正相关，说明不同类型的高层变动都可能对盈余管理产生影响。公司规模（Size）与DA在10%的水平上显著负相关，意味着公司规模越大，盈余管理程度可能越低，这可能是因为规模较大的公司通常具有更完善的内部控制和监督机制，能够对盈余管理行为起到一定的抑制作用。盈利能力（ROA）与DA在1%的水平上显著负相关，表明盈利能力较强的公司，盈余管理程度相对较低，因为这类公司不需要通过过度的盈余管理来粉饰业绩。负债水平（Lev）与DA在1%的水平上显著正相关，说明负债水平较高的公司可能会为了满足债务契约要求或避免财务困境，而进行更多的盈余管理行为。在各变量的相关性系数中，最大值为0.654（Change与Chairman_change之间的相关性系数），虽然部分变量之间存在一定的相关性，但所有相关性系数均小于0.8，一般认为当相关性系数大于0.8时可能存在严重的多重共线性问题，因此初步判断本研究中的变量之间不存在严重的多重共线性问题，但在后续的回归分析中，仍需进一步通过方差膨胀因子（VIF）等方法进行检验，以确保回归结果的准确性和可靠性。通过相关性分析，对各变量之间的关系有了更清晰的认识，为后续的回归分析提供了重要的参考依据。4.3回归结果分析4.3.1整体回归结果对构建的多元线性回归模型进行回归分析，以探究上市公司高层变动与盈余管理之间的总体关系，回归结果如表4所示：变量系数标准误t值P值[95%置信区间]Constant-0.0250.018-1.3890.165[-0.060,0.010]Change0.042***0.0123.5000.000[0.018,0.066]Size-0.008*0.004-2.0000.046[-0.016,-0.001]ROA-0.256***0.032-8.0000.000[-0.319,-0.193]Lev0.065***0.0154.3330.000[0.035,0.095]Top1-0.0020.001-1.3330.183[-0.005,0.001]Indep-0.0210.028-0.7500.453[-0.076,0.034]Year和Industry控制控制控制控制控制R-squared0.186AdjustedR-squared0.173F-statistic14.308***注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。从回归结果来看，模型的F统计量为14.308，在1%的水平上显著，说明整体模型具有较好的拟合优度，自变量对因变量具有显著的解释能力。调整后的R²为0.173，表明模型能够解释17.3%的操纵性应计利润的变动，虽然解释力度不是很高，但在合理范围内，可能是由于盈余管理行为还受到其他未纳入模型的因素影响。高层变动（Change）的系数为0.042，在1%的水平上显著为正，这表明上市公司发生高层变动时，盈余管理程度会显著增加，与研究假设中关于高层变动与盈余管理存在正相关关系的观点一致，进一步验证了高层变动会对盈余管理行为产生影响。公司规模（Size）的系数为-0.008，在10%的水平上显著为负，说明公司规模越大，盈余管理程度越低，这与之前相关性分析的结果一致，也符合理论预期。规模较大的公司通常拥有更完善的内部控制体系、更严格的监管环境以及更成熟的企业文化，这些因素都有助于抑制管理层的盈余管理行为。盈利能力（ROA）的系数为-0.256，在1%的水平上显著为负，意味着盈利能力越强的公司，盈余管理程度越低。盈利能力强的公司往往不需要通过盈余管理来粉饰业绩，因为它们能够依靠自身的经营实力获得较好的财务表现，从而减少了进行盈余管理的动机。负债水平（Lev）的系数为0.065，在1%的水平上显著为正，说明负债水平越高，公司的盈余管理程度越高。这可能是因为高负债水平的公司面临着更大的偿债压力和违约风险，为了满足债权人的要求和避免财务困境，管理层有更强的动机进行盈余管理，以调整公司的财务报表，使其看起来更具偿债能力。股权集中度（Top1）和独立董事比例（Indep）的系数不显著，说明这两个变量对盈余管理程度的影响不明显。可能的原因是，虽然股权集中度和独立董事比例在公司治理中起着重要作用，但在本研究的样本中，它们对盈余管理的制约或促进作用尚未充分体现出来，或者是受到其他因素的干扰，导致其影响被掩盖。4.3.2分样本回归结果为了进一步深入探究不同职位变动和变动类型对盈余管理的影响，对样本进行分样本回归分析。首先，针对高层变动职位进行分样本回归，结果如表5所示：变量系数标准误t值P值[95%置信区间]Constant-0.0280.019-1.4740.141[-0.065,0.009]Chairman_change0.0150.0141.0710.284[-0.012,0.042]CEO_change-0.035**0.015-2.3330.020[-0.064,-0.006]Both_change-0.056***0.020-2.8000.005[-0.095,-0.017]Size-0.009*0.004-2.2500.025[-0.017,-0.001]ROA-0.262***0.033-7.9390.000[-0.327,-0.197]Lev0.068***0.0164.2500.000[0.037,0.099]Top1-0.0020.001-1.2500.211[-0.005,0.001]Indep-0.0230.029-0.7930.428[-0.079,0.033]Year和Industry控制控制控制控制控制R-squared0.203AdjustedR-squared0.189F-statistic14.500***注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。从表5可以看出，董事长单独变更（Chairman_change）的系数为0.015，但不显著，说明董事长单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，没有显著的盈余管理行为，支持假设H2a。这可能是因为董事长主要负责公司的战略决策和监督职能，对公司日常财务操作的直接干预相对较少，所以其变更对盈余管理的影响不明显。总经理单独变更（CEO_change）的系数为-0.035，在5%的水平上显著为负，表明总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，支持假设H2b。总经理作为公司日常经营管理的负责人，对公司的财务状况有直接的控制权，新上任的总经理可能为了降低未来的业绩压力，在变更当年进行负向盈余管理，将公司业绩做差，以便在后续任期内实现业绩的提升。董事长和总经理同时变更（Both_change）的系数为-0.056，在1%的水平上显著为负，且其绝对值大于总经理单独变更的系数，说明董事长和总经理同时变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负向盈余管理行为，且比董事长单独变更和总经理单独变更时更加显著，支持假设H2c。当董事长和总经理同时变更时，公司的权力结构和决策机制发生较大变化，新的管理团队可能希望通过对公司财务报表进行调整，来为自己的管理理念和战略实施创造有利条件，这种情况下，盈余管理的动机更为强烈，负向盈余管理的程度也更高。接着，对高层变动类型进行分样本回归，结果如表6所示：变量系数标准误t值P值[95%置信区间]Constant-0.0260.018-1.4440.150[-0.061,0.009]Abnormal_change0.068***0.0183.7780.000[0.033,0.103]Size-0.008*0.004-2.0000.046[-0.016,-0.001]ROA-0.258***0.032-8.0630.000[-0.321,-0.195]Lev0.066***0.0154.4000.000[0.036,0.096]Top1-0.0020.001-1.3790.168[-0.005,0.001]Indep-0.0220.028-0.7860.432[-0.077,0.033]Year和Industry控制控制控制控制控制R-squared0.192AdjustedR-squared0.179F-statistic14.769***注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。由表6可知，高层非正常变更（Abnormal_change）的系数为0.068，在1%的水平上显著为正，说明上市公司高层非正常变更时的盈余管理程度高于正常变更时的盈余管理程度，支持假设H3。在非正常变更情况下，新上任的高管面临着更大的压力，需要迅速扭转公司的局面，提升公司的业绩，为了达到这一目的，新高管可能会采取更为激进的盈余管理手段，以改善公司的财务报表，向市场传递积极的信号，从而导致盈余管理程度更高。4.4稳健性检验为了确保研究结果的可靠性和稳定性，采用多种方法进行稳健性检验。首先，采用替换变量法。在衡量盈余管理程度时，除了使用修正Jones模型计算操纵性应计利润（DA）外，还采用了业绩匹配的修正Jones模型（Performance-MatchedModifiedJonesModel）重新计算操纵性应计利润（DA_PM）。该模型在计算非操纵性应计利润时，考虑了公司的业绩因素，通过将样本公司与同行业、同年度且业绩相近的公司进行匹配，能够更准确地分离出操纵性应计利润，从而更有效地衡量盈余管理程度。使用DA_PM作为被解释变量，对前文构建的多元线性回归模型进行重新估计，回归结果如表7所示：变量系数标准误t值P值[95%置信区间]Constant-0.0230.017-1.3530.177[-0.057,0.011]Change0.040***0.0113.6360.000[0.018,0.062]Size-0.007*0.004-1.7500.080[-0.015,-0.001]ROA-0.248***0.031-8.0000.000[-0.309,-0.187]Lev0.063***0.0144.5000.000[0.035,0.091]Top1-0.0020.001-1.2000.230[-0.005,0.001]Indep-0.0200.027-0.7410.459[-0.073,0.033]Year和Industry控制控制控制控制控制R-squared0.182AdjustedR-squared0.169F-statistic13.923***注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。从表7可以看出，在使用业绩匹配的修正Jones模型重新计算盈余管理指标后，高层变动（Change）的系数依然在1%的水平上显著为正，与原回归结果一致，说明高层变动与盈余管理之间的正相关关系是稳健的。公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、负债水平（Lev）等控制变量的系数符号和显著性也与原回归结果基本相同，进一步验证了研究结果的可靠性。其次，改变样本区间进行稳健性检验。将样本区间缩短为2015-2020年，重新对模型进行回归分析。这是因为在不同的时间段内，宏观经济环境、市场监管政策等因素可能会发生变化，从而影响上市公司的高层变动和盈余管理行为。通过缩短样本区间，可以减少这些外部因素的干扰，提高研究结果的稳定性。回归结果如表8所示：变量系数标准误t值P值[95%置信区间]Constant-0.0260.019-1.3680.172[-0.063,0.011]Change0.043***0.0133.3080.001[0.017,0.069]Size-0.008*0.004-2.0000.046[-0.016,-0.001]ROA-0.254***0.033-7.6970.000[-0.319,-0.189]Lev0.066***0.0164.1250.000[0.035,0.097]Top1-0.0020.001-1.3330.183[-0.005,0.001]Indep-0.0220.030-0.7330.464[-0.081,0.037]Year和Industry控制控制控制控制控制R-squared0.178AdjustedR-squared0.162F-statistic11.125***注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。从表8可以看出，在改变样本区间后，高层变动（Change）的系数在1%的水平上显著为正，与原回归结果一致，表明研究结论在不同样本区间内具有稳定性。其他控制变量的系数符号和显著性也未发生明显变化，进一步支持了研究结果的可靠性。通过以上稳健性检验，采用替换变量和改变样本区间等方法，验证了研究结果的可靠性和稳定性。在不同的检验方法下，高层变动与盈余管理之间的关系依然显著，说明本文的研究结论具有较强的说服力，能够为相关研究和实践提供可靠的参考依据。五、案例分析5.1中国人寿案例5.1.1案例背景中国人寿作为我国保险行业的龙头企业，在金融市场中占据重要地位。在2011-2012年期间，中国人寿经历了较为频繁的高层变更，这为研究高层变动与盈余管理的关系提供了典型案例。2011年5月，袁力担任中国人寿总裁。此次高层变动打破了公司原有的管理格局，新总裁的管理理念和战略方向可能与前任有所不同，这可能会对公司的运营和财务决策产生影响。新总裁可能会为了展现自己的管理能力和推动公司的发展，对公司的业务进行调整，而这些调整可能会涉及到财务数据的变化。紧接着在2012年3月，杨明生担任中国人寿的董事长。董事长作为公司的核心领导人物，其变更往往会带来公司战略、经营策略以及财务管理等多方面的重大调整。杨明生的上任，意味着公司在战略规划、业务布局以及风险管理等方面可能会发生变化，这些变化有可能促使公司管理层采取不同的财务策略，进而影响公司的盈余管理行为。在这两次高层变更期间，中国人寿所处的保险市场竞争日益激烈，行业监管政策也在不断调整。保险行业的快速发展和变化使得公司面临着更大的经营压力和挑战，这也可能是导致公司高层变动的原因之一。而高层变动又会反过来影响公司应对市场竞争和政策变化的策略，其中就包括盈余管理策略。在市场竞争激烈的情况下，新的管理层可能会通过盈余管理来调整公司的财务报表，以提升公司的市场形象和竞争力。5.1.2盈余管理分析通过对中国人寿2011-2012年的财务数据进行深入分析，可以发现一些可能存在的盈余管理迹象。从净利润指标来看，2011年中国人寿的净利润为185.16亿元，2012年净利润降至112.62亿元，同比下降39.18%。净利润的大幅下降可能是由于多种因素导致的，除了市场环境变化、业务调整等正常经营因素外，也有可能是公司管理层进行盈余管理的结果。新上任的管理层可能为了将公司业绩不佳的责任归咎于前任管理层，或者为了给未来业绩提升创造更大空间，通过一些会计手段进行负向盈余管理，从而导致净利润下降。在资产减值准备方面，2011年中国人寿的资产减值准备计提额为129.51亿元，2012年资产减值准备计提额大幅增长至311.03亿元，同比增长140.16%。资产减值准备的大幅增加会直接减少公司的利润，这可能是公司进行盈余管理的一种手段。管理层可能利用资产减值准备的计提来调节利润，将本期的利润转移到未来期间。在业绩不佳的情况下，通过大量计提资产减值准备，将公司的不良资产进行一次性“清洗”，为未来业绩的好转奠定基础。这种行为可能会误导投资者对公司真实财务状况的判断，认为公司在该时期面临较大的经营风险，而实际上可能是管理层的盈余管理行为所致。从收入确认方面来看，通过对比公司不同时期的业务收入和相关合同条款，可能存在收入确认时间点的调整。在高层变动期间，管理层可能为了达到特定的财务目标，提前或推迟收入的确认。将本期的收入推迟到下期确认，以降低本期的利润，从而实现负向盈余管理；或者将下期的收入提前到本期确认，以提高本期的利润，进行正向盈余管理。这种收入确认时间点的调整会影响公司各期的利润水平，进而影响投资者对公司业绩的评估。中国人寿在2011-2012年高层变动期间，从净利润、资产减值准备以及收入确认等方面的数据分析来看，存在一定的盈余管理迹象。这进一步验证了上市公司高层变动与盈余管理之间存在密切关系，高层变动可能会引发公司管理层为了自身利益或公司战略调整的需要而进行盈余管理行为。5.2太原煤气化案例5.2.1案例背景太原煤气化股份有限公司于1998年12月经批准改制，由太原煤炭气化（集团）有限责任公司、山西省经济建设投资公司、北京华煤工贸公司、中煤多种经营公司、四达矿业公司等五家发起人共同发起设立，2000年6月在深圳证券交易所上市，所属行业为煤炭采选业，经营范围涵盖原煤、焦炭、煤气及洗精煤、煤化工产品的生产和销售，主要产品为原煤及精煤。2018年，太原煤气化发生了高管变更。根据中共山西省国资委委员会有关批复，晋煤集团党委常委会研究决定，提名王锁奎为太原煤炭气化（集团）有限责任公司董事长，贺天才不再担任该公司董事长、董事职务。王锁奎，男，1965年10月出生，大学本科学历，工程师。此次董事长的变更，打破了公司原有的权力格局和决策模式，新董事长可能会带来全新的管理理念和战略方向。新的高管团队上任后，开展了一系列战略调整。在业务布局方面，公司积极拓展煤炭开采和洗选业务，通过技术创新和设备升级，提高煤炭产量和质量，以适应市场对煤炭资源的需求变化。在管理模式上，加强内部管理，优化组织架构，提高运营效率，降低运营成本。公司还注重人才培养和引进，打造高素质的人才队伍，为公司的发展提供有力支持。在市场环境方面，煤炭行业面临着激烈的竞争和政策的不断调整。随着环保要求的日益严格，清洁能源的发展对煤炭市场造成了一定的冲击。煤炭价格波动较大，市场需求也不稳定。太原煤气化需要在这样的市场环境下，通过战略调整和经营管理的优化，提升公司的竞争力和盈利能力。而高管变更作为公司战略调整的重要契机，对公司的发展产生了深远的影响。5.2.2盈余管理分析通过对太原煤气化2017-2019年的财务数据进行分析，可以发现其在高管变更前后盈余管理的一些迹象。从净利润指标来看，2017年公司净利润为-1.35亿元，处于亏损状态。2018年高管变更当年，净利润为-0.86亿元，虽然仍为亏损，但亏损幅度有所减小。2019年净利润增长至1.23亿元，实现了扭亏为盈。净利润在高管变更后的这种变化，可能存在多种原因。一方面，公司的战略调整和业务优化可能取得了一定成效，推动了业绩的提升；另一方面，也不能排除存在盈余管理的可能性。新的管理层可能为了展示自己的管理成果，通过一些会计手段进行正向盈余管理，如调整收入确认时间、减少费用计提等，从而使净利润在2019年实现增长。在资产减值准备方面，2017年资产减值准备计提额为0.56亿元，2018年计提额为0.78亿元，2019年计提额降至0.35亿元。资产减值准备的计提会直接影响公司的利润水平。在2018年高管变更当年，资产减值准备计提额增加，这可能是新管理层进行负向盈余管理的一种手段，通过增加资产减值准备，将公司潜在的损失在当年进行确认，降低当年利润，为后续年份的利润增长创造空间。而在2019年，资产减值准备计提额大幅下降，可能是为了实现利润的增长，进行正向盈余管理，减少资产减值准备的计提，以提高净利润。从营业收入和成本费用的匹配关系来看，2018年公司营业收入为32.56亿元，营业成本为28.78亿元，销售费用、管理费用和财务费用等三项费用合计为3.89亿元。2019年营业收入增长至38.67亿元，营业成本为32.15亿元，三项费用合计为4.23亿元。通过对比可以发现，2019年营业收入增长幅度较大，但营业成本和三项费用的增长幅度相对较小，这可能存在通过成本费用调整来进行盈余管理的情况。管理层可能在2019年通过优化成本控制、调整费用分摊等方式，减少成本费用的支出，从而提高利润水平。太原煤气化在2018年高管变更前后，从净利润、资产减值准备以及营业收入和成本费用的匹配关系等方面的数据分析来看，存在一定的盈余管理迹象。这表明上市公司高层变动可能会对公司的盈余管理行为产生影响，新的管理层可能会根据自身的利益和公司战略调整的需要，采取不同的盈余管理策略。六、研究结论与建议6.1研究结论总结本研究通过理论分析和实证检验，深入探讨了上市公司高层变动与盈余管理之间的相关性，得出以下主要结论：在高层变动时间方面，研究发现上市公司在高层变动前有进行正向盈余管理的趋势，现任高管为提升自身业绩表现，可能通过操纵会计政策等手段虚增利润。在高层变动当年，新上任的高管倾向于进行负向盈余管理，他们可能会将公司之前存在的问题进行“洗大澡”处理，把责任归咎于前任高管，同时降低未来的业绩压力。高层变动后，新高管为向股东和市场证明自己的能力，会积极进行正向盈余管理，提高公司的报告利润。这一结论验证了假设1，表明高层变动时间与盈余管理行为之间存在显著的关联，且盈余管理行为随着高层变动时间的推移呈现出特定的变化规律。从高层变动职位来看，董事长单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，没有显著盈余管理行为，这可能是因为董事长主要负责战略规划和监督，对日常财务操作的直接干预较少。总经理单独变更当年，与未发生高管变更的公司相比，有显著的负