CEO更換的股價效應范文

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《南方金融雜志》2014年第七期

一、研究假設

Brickley（2003）發現，公司的經營業績與ceo更換負相關，公司業績表現不佳更可能導致CEO被解雇。王福勝等（2012）發現企業價值水平較高時，股東對企業價值的預期達到滿足，CEO更換的概率較低。Ofek（1993）發現當CEO更換是由于公司表現不佳而造成時，新CEO一般會采取新的行動或管理策略，如聯合運營、投資和融資政策的改變。葉玲（2011）發現CEO更換之后，公司經營業績可以得到改善。在公司表現不佳時，董事會更有可能更換CEO，而新上任的CEO可以改善公司目前的經營情況。當CEO更換時，投資者會對公司的未來持有樂觀的期望，使股票在短期產生正異常收益。基于此，本文提出以下假設：假設1：我國CEO更換在短期會對股票產生正異常收益。信號傳遞理論認為，在信息不對稱的情況下，公司可以通過股利政策向市場傳遞有關公司未來盈利能力的信息，從而影響公司的股價。孔小文等（2003）發現分配股利的上市公司的未來盈利情況好于不分配股利的上市公司，股利政策包含了公司對未來盈利水平的預期。若公司不分配股利，投資者認為公司經營業績不佳，此時更換CEO會使投資者認為董事希望改變公司目前的經營狀況，以使公司在未來有更好的表現。綜上，本文提出以下假設：假設2：上年度不分紅的公司在CEO更換時產生的正異常收益大于分紅的公司。股票一部分收益來源于買賣利得，當公司的股票收益率低于市場時，股東并沒獲得足夠的收益。王福勝等（2012）發現，企業價值與CEO更換概率負相關，此時更換CEO對投資者是好消息，表明董事會希望改善公司目前的狀況，從而產生正異常收益。若公司股票收益率高于市場時，更換CEO更符合替身學說，因為投資者認為公司更換CEO并非由于離任CEO能力不佳，也不認為新CEO擁有更高的能力。基于此，本文提出以下假設：假設3：上年度年收益率高于上年度市場平均年收益率的公司，CEO更換不產生顯著的異常收益；年收益率低于市場的公司產生正異常收益。現代公司治理機制多為委托機制，股東委托董事會和公司管理層代為管理公司，因此可能會產生信息不對稱的情況。審計意見代表著公司財務報表信息的可信程度，當審計意見為非標準無保留意見時，表明公司的財務報表不可信，公司與投資者之間存在信息不對稱現象，此時更換CEO更符合信號學說，表明公司實際經營情況可能差于報表披露的，從而產生負異常收益，如肖序等（2006）發現非標準審計意見導致公司股票產生負異常收益。但是由于能力學說對異常收益的影響無論在信息是否對稱的情況下都存在，因此在信號學說和能力學說的共同影響下，公司股票不產生顯著的異常收益。當公司外部審計為標準無保留意見時，表明不存在信息不對稱現象，更符合能力學說。CEO更換會對股票產生顯著的正異常收益。因此，本文提出以下假設：假設4：上年度外部審計意見為標準無保留意見的公司，CEO更換產生顯著的正異常收益；外部審計意見為非標準無保留意見的公司不產生顯著的異常收益。

二、研究設計

本文的實證研究分為兩部分，第一部分使用事件研究法對總樣本進行分段研究，并根據不同的類別對總樣本進行分組檢驗；第二部分對異常收益進行多元橫截面回歸分析，分析影響異常收益的因素。

（一）數據與樣本。本文使用的股票日綜合信息和滬深300指數日綜合信息來自于Wind數據庫，其他數據全部來自于Resset數據庫。我國不同的公司對CEO的職位稱呼不同，但是其含義均為企業最高行政管理人員，因此將總經理、總裁、首席執行官均視為CEO。本文以2006年1月1日至2013年12月31日進行CEO更換的公司為基礎，進行以下篩選：一是剔除金融行業；二是剔除數據錯誤的樣本，比如新CEO上任日早于公告日、公告日缺失；三是為了避免上一次CEO更換的股價反應的影響，剔除CEO更換前300天發生過CEO更換的樣本；四是剔除在公告日前150個交易日或后45個交易日有退市等原因以至于無法獲得連續股票收益率的樣本；五是剔除在公告日前220個交易日中停牌天數超過40日和公告日后45個交易日中停牌天數超過15日的樣本。經過篩選后，符合要求的樣本數為618個。

（二）事件研究法。事件研究法集中討論上市公司的特定事件（如并購，分紅等）對公司股價的影響。事件研究法具體分為四個步驟，以下介紹本文對各個步驟的具體操作。第一步，定義事件與事件窗。本文研究CEO更換事件，事件日定義為信息公告日，事件窗的具體劃分見圖1。其中[T0，T1]表示估計期，[T1，T4]為事件期，[T4，T5]為事后期，T2=0代表事件日。事件期又細分為事件期前窗[T1，T2]，用于檢驗我國股票市場是否存在信息泄露的問題；事件期發生窗[T2，T3]，用于檢驗事件日后5天①是否產生顯著的累積異常收益；[T3，T4]表示事件期后窗，用于檢驗我國股票市場對于信息的反應效率②。雷倩華等（2011）發現，信息泄露主要由機構投資者的私有信息引起，機構投資者在事件公告前超常買入，并引起了公告前股票價格的變化，因此事件期前窗的股價效應主要由機構投資者產生。從圖2可以看到，事件日前10天到前5天，CEO更換對股票產生了微弱的正累積異常收益，而在事件日前5天到前1天，正異常收益增速加快。在事件期發生窗[0，4]，AAR為負，CAAR略微下降，但是總體波動不大。在事件期后窗[5，20]，AAR一直在0附近徘徊，CAAR也幾乎沒有增長。

三、實證結果與分析

（一）檢驗異常收益。根據篩選后的總樣本計算平均異常收益（AAR）和累計平均異常收益（CAAR）如圖2所示。

從圖3可以看到，對事件期異常收益進行方差檢驗時，統計指標幾乎都大于1，并且在事件日t=0附近，方差最大，表明CEO更換增加了異常收益的方差。表2表明，在事件期31個交易日中，大于1的天數大于90%，超過10%顯著性水平的天數超過60%。因此，同時在統計上證明了CEO更換增加了事件期異常收益的方差。通過方差檢驗發現我國CEO更換產生的異常收益不滿足傳統法的假設。因此，本文使用標準化橫截面法計算t值。由表3可知，事件期前窗[-10，-1]的CAAR在1%的顯著性水平下顯著，說明我國上市公司CEO更換事件存在信息泄露的情況，并且事件期[-10，20]的90%累積異常收益來自于事件期前窗。在事件期發生窗[0，4]，累積異常收益有輕微下降的趨勢，但是并不顯著，表明CEO更換對股價產生的異常收益基本在事件期前窗就已經反映到股價中，因此在信息公告時，并沒有產生顯著的異常收益。而在事件期后窗[5，20]中并沒有產生顯著的累積異常收益，表明我國市場的反應效率良好，不存在反應過度或反應不足現象。事件期[-10，20]的累積異常收益為正且在5%的顯著性水平下顯著，表明CEO更換在事件期對股票價格產生了正異常收益，與本文假設一致。

（二）分組檢驗。本部分基于好消息與壞消息的角度，對總樣本按照四種不同的類別進行分組研究。1、按照股票的市場表現進行分組。第一類分組標準是基于CEO更換前股票的市場表現進行分組。本文將事件日上年度年收益率大于上年度總市值加權平均市場年收益率的CEO更換樣本劃分為高收益組，小于平均市場年收益率的樣本劃分為低收益組。圖4表明，低收益組的CAAR要遠遠大于高收益組，表明當公司上年度年收益率小于市場平均年收益率時，即公司股票表現不如市場，CEO更換對于投資者是好消息，他們相信新CEO可以改善公司目前狀況，使公司股票收益率在未來表現得更好。表4為事件期內不同期間的CAAR的顯著性檢驗結果，其中低收益組在事件期前窗和整個事件期均產生了顯著的正異常收益，與本文假設一致。對比高收益組時發現，當CEO更換上年度的股票表現優于市場時，在整個事件期內，股票并沒有產生顯著的累計異常收益，表明CEO更換對于投資者更加符合替身學說，即投資者不認為CEO更換是由于離任CEO的能力不足，因此不認為新CEO具備更強的能力可以使得公司表現更佳。2、按照股利信號進行分組。第二類分組標準是基于CEO更換前公司傳遞的股利信號進行分組。本文將事件日上一年度分紅的公司劃分為分紅組，沒有分紅的公司劃分為不分紅組。從圖5看到，當事件日的上一個年度沒有分紅時，CEO更換的所產生的CAAR大于分紅組。根據信號理論，當公司派發股利時會給投資者傳遞公司經營業績良好的信號；公司不派發股利，投資者認為公司目前經營情況可能出現問題。因此，若上一個年度公司沒有派發股利，投資者相信董事會更換CEO是為了改變公司目前的經營狀況，新CEO會具有更強的能力和更適合公司當前的發展，在未來可以改善公司的業績，從而對公司股價未來走勢表示樂觀。從表5看到，不分紅組在事件期前窗[-10，-1]和整個事件期均產生了顯著的正CAAR，其他期間的CAAR并不顯著。但是我們發現，分紅組在事件期前窗產生了顯著的正CAAR，而在發生窗卻產生了顯著的負CAAR，表明一般投資者比機構投資者更關心股利分配。當CEO更換的上一年度公司進行股利分配，一般投資者會擔心新CEO是否仍然能繼續進行股利分配，從而產生了顯著的負CAAR。由于我國市場上機構投資者較多，且行動相對一致，所以分紅組在整個事件期[-10，20]仍然產生顯著的正CAAR。3、按照信息是否對稱進行分組。第三種分組標準是基于CEO更換前公司是否存在市場信息不對稱進行分組。本文將事件日上一個年度外部審計意見為標準無保留的樣本分為信息對稱組，將外部審計意見為非標準無保留的樣本分為信息不對稱組。從圖6看到，信息對稱組的CAAR與總體幾乎一致，這是由于當審計意見為標準無保留時，意味著管理層與投資者之間不存在信息不對稱，更換CEO對投資者而言，主要是能力學說起作用，另外由于市公司中大部分審計意見均為標準無保留意見，信息對稱組的樣本與總樣本基本相同。更值得關注的是，在信息不對稱組中，股票的異常收益波動很大，表明投資者一方面認為新CEO可以改善公司未來的經營狀況，符合能力學說，但是投資者另一方面認為，公司的實際情況可能比報表披露的還差，因而又符合信號學說，這兩種效應同時影響異常收益，使股價表現為劇烈地上下波動。從表6看到，信息對稱組CAAR的符號、數值大小和顯著程度均和總樣本相似，但是信息不對稱組中，CAAR呈現正負無規律地波動，并且事件期內所有期間均不顯著，與本文假設一致。4、按照經營業績進行分組。第四種分組標準是基于CEO更換前公司的經營業績進行分組。本文選用凈資產收益率（ROE）來衡量經營業績，該指標越大表明公司權益投資收益率越高，將事件日上一年度ROE高于前一年度的ROE的樣本分為業績增長組，小于前一年度ROE的樣本劃分為業績衰退組。從圖7看到，業績衰退組的CAAR大于業績增長組，表明當公司的業績下降時，更換CEO對于投資者而言是好消息，投資者認為公司董事會更換CEO的原因更加有可能是為了要改變當前的經營情況。值得關注的是，在業績增長組中，事件期前窗的CAAR為正，但是事件期發生窗CAAR卻下滑，這說明獲得內幕消息的機構投資者對ROE的看法與一般投資者不同。ROE是會計指標，在計算中可能存在一些彈性，因此具有專業知識的機構投資者可能不止關注該指標，從而即使在ROE增長時，機構投資者的表現和在ROE下降時一樣。一般投資者則更關心公司的會計指標，在公司業績增長時擔心新CEO無法延續該增長，CEO更換可能會對公司業績產生負面影響，從而在事件期發生窗，產生了負的CAAR。從表7的顯著性指標可以發現，在增長組中，幾乎所有期間的累積異常收益都顯著。其中，增長組是唯一在事件期后窗中存在顯著的正CAAR的分組，表明一般投資者對該指標存在反應過度現象。在衰退組中，機構投資者的反應與一般投資者基本一致，在事件期前窗和整個事件期中都產生了累積的正異常收益，表明在公司業績下降時，CEO更換對于所有投資者而言都是好消息，從而推高股價，產生正異常收益。

（三）回歸分析。本文以累積異常收益為被解釋變量，通過多元橫截面回歸模型，研究影響累積異常收益的因素。由前文可知，CEO更換對總樣本產生顯著的正累積異常收益，并且該累積異常收益主要在事件期前窗[-10，-1]產生，表明我國股票市場上信息泄露問題嚴重。信息泄露主要由機構投資者獲得，因此模型1以總樣本在事件期前窗[-10，-1]的累積異常收益為被解釋變量，用于分析影響機構投資者投資的因素；模型2以總樣本在整個事件期[-10，20]的累計異常收益為被解釋變量，分析引入一般投資者后累積異常收益的影響因素。分組檢驗結果表明，分組后低收益組和信息對稱組的累積異常收益顯著，而他們的對立組卻不顯著。因此，模型3以低收益組[-10，-1]的累積異常收益為被解釋變量，模型4以低收益組[-10，20]的累積常收益為被解釋變量，模型5以信息對稱組[-10，-1]的累積異常收益為被解釋變量，模型6以信息對稱組[-10，20]的累積異常收益為被解釋變量。在分組檢驗中，雖然按照凈資產收益率分組和分紅分組對異常收益產生的影響有不同，但是在整個事件期內，均會產生顯著的正異常收益，因此對于這兩種分組，則作為控制變量對模型進行回歸。表8結果表明，審計意見在模型1顯著，但在模型2中卻不顯著，表明機構投資者比一般投資者更關心上市公司的報表的可信度，審計意見的系數為正表明當審計意見為標準無保留時會增加正累積異常收益，這與分組檢驗的結果一致。上一個年度的年收益率在模型1和模型2都為負并且顯著，說明當上一年度的年收益率高于市場時會降低累積異常收益，并且機構投資者和一般投資者對股票收益率的看法和態度是一致的；當CEO更換發生在公司股票表現不佳時會增加累積異常收益，這和分組檢驗的結果一致。性別、年齡和公司規模在回歸模型中均不顯著，表明它們對股票的累計異常收益并無太大貢獻。最后，ROE在兩個模型中均為負且顯著，表明ROE越小所產生的異常收益越大，表明無論是何種投資者，均關心公司的ROE，這與在分組檢驗中的結果稍微不同，但這是由于測量方式不同造成的。在分組檢驗中，ROE是一項虛擬變量，以其上年度與前年度的數值大小對比后得到的，而在回歸分析的ROE是上一年度的實際數值，使用連續變量可以更加精確考察ROE對股票價格的影響，且不會產生信息丟失。模型3、4的結果和模型1、2無太大的差別，但是在模型4中調整的R2為負，且無法通過F檢驗。模型4以低收益組進行回歸，由于模型中剔除了對全體投資者影響最大的收益率控制變量后，剩余變量都顯得不再顯著，表明對于投資者，他們最關心的就是股票價格的表現。模型5、6的回歸結果和模型1、2的基本一致，可能的原因有兩個：一是由于大部分的上市公司的財務報表均是標準無保留的，因此模型5、6的樣本和模型1、2的樣本差別不大。二是模型1、2的結論是穩健的。把六組模型進行對比時發現，新上任CEO的性別變量都不顯著，并且有四組模型為正，兩組模型為負，表明新CEO的性別對累積異常收益的影響不大。分紅變量雖然在六個模型中沒有一個通過顯著性檢驗，但是卻在六個模型中的符號均為正，這表明，分紅有可能產生正的異常收益，這和分組檢驗結果不一致。其原因可能是，有些變量與分紅變量高度相關，因而在這些變量的影響下，導致分紅回歸的結果與分組檢驗不一致。年齡變量雖然也都不顯著，但是在六組模型中有五組為正，表明新CEO年齡越大可能會對增加股票的正異常收益，這與張建君等（2007）的發現一致，他們發現雖然年輕的高管精力旺盛、應變能力和創新能力更強，但年老的高管經驗豐富，社會關系多，更能改善企業未來的業績表現。最后本文發現在六個模型中公司規模的符號均為負，表明公司規模越大，產生的累積異常收益越小，但是該影響并不顯著。

四、結論

本文首先發現CEO更換事件會增加股票事件期異常收益的方差，表明傳統法計算t值會高估統計量。基于此，本文使用了標準化橫截面法計算t值，提高統計檢驗的準確度。然后，本文通過對事件期劃分窗口進行統計檢驗，發現在我國股票市場上，CEO更換事件存在信息泄露問題，并從事件期后窗的市場反應發現，我國市場效率總體良好，不存在顯著的反應不足或者反應過度的現象。在分組檢驗中發現以下結果：一是在公司股價表現優于市場平均水平時，CEO更換不產生顯著的異常收益；表現不如市場平均水平時會產生顯著的正異常收益。二是CEO更換上一年度無分紅的公司產生的異常收益大于分紅的公司，但是兩組均產生正異常收益。三是當公司不存在信息不對稱時，異常收益和總樣本基本一致，但是當存在信息不對稱時，股票異常收益呈現劇烈的波動且不產生顯著的異常收益。四是公司經營業績下跌時的正異常收益大于上漲時，但是兩組均產生顯著的正異常收益，同時發現一般投資者比機構投資者對會計指標更敏感。最后通過多元橫截面回歸，本文發現機構投資者較一般投資者關心新CEO的學歷。年齡、性別和公司規模對于累積異常收益的影響不顯著，但是從其符號可以猜測這些因素仍然可能對異常收益產生微弱的影響。分紅變量回歸的結果與分組檢驗時的結果不一致，可能是由于回歸變量中存在高度相關的情況，需要進一步深入研究。

作者：陳建斌彭珂單位：哈爾濱工業大學深圳研究生院