1.4　進一步研究：有財務任職經歷的CEO的任命合理嗎

上節的研究表明，公司特征顯著地影響有財務任職經歷的CEO的任命，而且對于非ST公司和ST公司，公司特征的影響存在很大的差異性。在本節，為了考察CEO任命決策的合理性，我們利用事件研究法，檢驗在任命有財務任職經歷的高管為CEO的情境下，公司特征對股價反應的影響。我們的基本邏輯是：如果公司特征對有財務任職經歷的CEO任命的影響是合理的，那么在高管變更事件中，投資者的理性預期應當隨著公司特征的不同而表現出相應的差異性。因此，在任命有財務任職經歷的高管為CEO的事件中，那些影響有財務任職經歷的高管獲得CEO任命的公司特征對股價反應產生顯著影響。

1.4.1　研究設計

1.事件研究法

借鑒已有關于高管變更的事件研究（Denis and Denis，1995；Adams and Mansi，2009），我們使用文獻中常用的市場模型法計算事件日前后的超額收益。事件日定義為CEO變更公告日（當公告日為交易日時）或者CEO變更公告后的第1個交易日（當公告日為非交易日時）。市場模型參數的估計期為CEO變更公告前的120個交易日，即從公告前130個交易日至前11個交易日，記為[-130，-11]；同時，以[-160，-31]和[-130，-2]作為估計期進行穩健性檢驗。按照研究慣例，我們計算累計超額收益的事件窗口期主要選取4個交易日，記為[-1，2]；并以3個交易日窗口期進行穩健性檢驗，記為[-1，1]。

2.數據來源與樣本選擇

以1.3節的CEO變更為初始樣本，基于高管變更公告和高管背景特征數據的可得性，我們選取高管變更的董事會會議決議公告、董事會臨時會議決議公告和高管變更公告為研究事件，研究數據來自CSMAR數據庫。

按照已有的研究慣例，我們采用以下標準進一步篩選樣本：（1）剔除離任CEO與繼任CEO非同時公告的樣本；（2）剔除董事長與CEO變更區間重疊的樣本；（3）剔除事件日前后5個交易日內有其他重大事件公告或者CEO變更事件后連續停牌5個交易日以上的樣本；（4）剔除相關數據缺失的樣本。最后，我們的研究樣本包含667個非ST公司和63個ST公司。

3.實證模型

為了檢驗有財務任職經歷的CEO任命事件中公司特征對股價反應的影響，我們建立實證模型為：

其中，CARi, t表示CEO變更事件[-1，2]期間的累計超額收益，F&Ai, t表示新任CEO有財務任職經歷變量，Xi, t-1表示CEO變更前一年在表1-3（或表1-4）中對有財務任職經歷的CEO的任命具有顯著影響的公司特征變量。CEO財務任職經歷變量F&Ai, t和公司特征變量Xi, t-1的交互項F&A×Xi, t-1是我們考察的核心，衡量相對于任命無財務任職經歷的高管為CEO，那些影響有財務任職經歷的高管獲得CEO任命的公司特征對股價反應的影響。如果該交互項的回歸系數在統計上顯著，且其（正負向）符號與表1-3（或表1-4）中公司特征變量回歸系數的符號一致，則說明公司特征對有財務任職經歷的CEO的任命的影響得到資本市場的認可，有財務任職經歷的CEO的任命決策具有較強的合理性。

在實證檢驗的過程中，為了保證結果的穩健性，我們先單獨檢驗影響有財務任職經歷的CEO任命的公司特征變量、CEO財務任職經歷變量及其交互項對股價反應的影響，然后依次加入三組控制變量——行業與年度啞變量、CEO背景特征變量和其余常見控制變量，分別進行回歸分析。

1.4.2　實證結果

我們利用非ST公司事件研究樣本對模型（1-2）進行回歸分析，檢驗在非ST公司中，有財務任職經歷的CEO任命的合理性，回歸結果如表1-5所示。

表1-5　CEO的財務任職經歷、公司特征與股價反應：非ST公司

注：括號內為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著；標準誤差經過公司層面聚類調整。

從表1-5中的第（1）列至第（4）列可以看出，在不同的模型設定下，CEO財務任職經歷與公司特征交互項的回歸系數只有微小的差異，在數值大小和顯著性水平上高度一致，表明回歸結果是比較穩健的。而且，從經濟意義的顯著性上看，第（1）列模型的調整R2為0.0091，說明公司特征與CEO財務任職經歷對股價反應的影響具有經濟意義上的顯著性。第（2）列至第（4）列模型的調整R2不斷增大，說明行業、年度、CEO背景特征及其余公司特征對股價反應也具有一定的解釋力。

我們以第（4）列為例，對回歸結果進行說明。CEO財務任職經歷（F&A）和資本結構（Leverage）交互項（F&A×Leverage）的回歸系數顯著為負，說明與任命無財務任職經歷的CEO相比，當任命有財務任職經歷的高管為CEO時，公司負債率越低，市場反應越好，即負債率越低的公司任命有財務任職經歷的CEO對企業價值的提升作用越大。CEO財務任職經歷（F&A）和并購重組次數（M&A）交互項（F&A×M&A）的回歸系數顯著為正，說明公司的資本運作越頻繁，任命有財務任職經歷的高管為CEO的市場反應越好。前文的實證結果表明（見表1-3），在非ST公司中，負債率越低、并購重組次數越多的公司越傾向于任命有財務任職經歷的高管為CEO，這一關系的合理性在這里得到直接的驗證。

同時，盡管CEO財務任職經歷（F&A）和盈利能力（ROA）的交互項（F&A×ROA）以及CEO財務任職經歷（F&A）和成長機會（Tobinq）交互項（F&A×Tobinq）的回歸系數均為負，與表1-3的實證結果在符號方向上一致，但并不顯著，因此盈利能力、成長機會與有財務任職經歷的CEO任命之間的關系在這里沒有得到很好的驗證。此外，在控制變量方面，CEO學歷（Education）的一次項回歸系數顯著為正，二次項回歸系數顯著為負，說明CEO學歷與股價反應呈顯著的倒U形關系，這與姜付秀和黃繼承（2011）的研究發現是一致的。其余控制變量的回歸系數不再一一贅述。

為了檢驗在ST公司中，公司特征與有財務任職經歷的CEO任命關系的合理性，我們利用ST公司事件樣本進行類似的回歸分析，回歸結果如表1-6所示。從表1-6中的第（1）列至第（5）列可以看出，在不同的模型設定下，CEO財務任職經歷與公司特征交互項的回歸系數只有很小的差異，在數值大小和顯著性水平上高度一致，表明回歸結果是比較穩健的。而且，第（1）列模型的調整R2為0.0587，說明公司特征與CEO財務任職經歷對股價反應的影響具有較強的經濟意義上的顯著性。在加入年度和行業啞變量后，第（2）列的調整R2反而減少為負值，說明對于ST樣本，行業與年度對股價反應幾乎沒有解釋能力。與表1-5類似，第（2）列至第（4）列模型的調整R2不斷增大，說明CEO背景特征和其余公司特征對股價反應也具有一定的解釋力。

表1-6　CEO的財務任職經歷、公司特征與股價反應：ST公司

注：括號內為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著；標準誤差經過公司層面聚類調整。

我們以第（4）列為例，對回歸結果進行說明。CEO財務任職經歷（F&A）和資本結構（Leverage）交互項（F&A×Leverage）的回歸系數顯著為正，說明與任命無財務任職經歷的CEO相比，當任命有財務任職經歷的高管為CEO時，公司負債率越高，市場反應越好，即負債率越高的ST公司任命有財務任職經歷的CEO對企業價值的提升作用越大。CEO財務任職經歷（F&A）和債務期限結構（Mature）交互項（F&A×Mature）的回歸系數顯著為負，說明公司債務期限越短，任命有財務任職經歷的高管為CEO的市場反應越好。前文的實證結果表明（見表1-4），在ST公司中，負債率越高、債務期限越短的公司越傾向于任命有財務任職經歷的高管為CEO，這一關系的合理性在這里得到直接的驗證。

在控制變量方面，CEO學歷Education的一次項回歸系數顯著為正，二次項回歸系數顯著為負，說明CEO學歷與股價反應呈顯著的倒U形關系。CEO性別Gender的回歸系數顯著為負，說明在ST公司中，投資者更看好女性CEO。

1.4.3　穩健性檢驗

為了驗證研究結果的穩健性，我們進行兩個方面的檢驗。

1.重新定義有財務任職經歷的CEO

與1.3節類似，為了不失一般性，我們重新將有財務任職經歷的CEO界定為曾擔任以下職務：財務處處長、財務科長、財務科科長、財務負責人、財務總監、財務部部長、財務部經理、首席財務官、總會計師。根據重新界定的有財務任職經歷的CEO變量，我們進行以上所有的回歸分析，研究結果保持不變。

2.股價反應的其他衡量

對于高管變更影響股價反應的衡量，已有文獻（如Adams and Mansi，2009）常用的窗口期還有[-1，1]，估計期還有[-160，-31]和[-130，-2]等，因此我們分別使用新的窗口期和估計期計算新的股價反應，重新進行回歸分析，結果保持不變。