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稳定的现金流是企业有序开展日常经营活动的保障，企业一旦不慎陷入流动性困境，其发展将举步维艰甚至引发违约破产风险。因此，基于流动性的现金管理对企业至关重要。就现实而言，世界范围内的企业普遍秉承“现金为王”之理念而存储一定现金以缓冲融资约束、宏观经济波动或政策变更等诸多不确定性对企业可持续发展的潜在冲击，且现金持有水平整体呈上升趋势（Bates等，2009；罗进辉等，2018）。现有研究亦发现中国企业的高额现金持有行为尤为突出，现金持有水平普遍高于欧美企业（祝继高和陆正飞，2009；张会丽和吴有红，2014）。然而，现金是一种流动性较强的资源，极易被管理层或大股东侵占以致企业所持现金被异化为内部人利益攫取的“隧道”（Myers和Rajan，1998），尤其是在投资者法律保护不健全、公司治理机制有待提升、股权高度集中且“一股独大”等转型经济的现实情境下，企业持现所遭受的掏空侵占行为尤甚（韩立岩和刘博研，2011）。因此，企业现金持有因处于缓解信息不对称带来的流动性困境与加剧内部人利益攫取的代理行为之间的“十字路口”而备受监管部门和投资者关注，同时亦激发了学者的研究兴趣。
企业缘何会持有现金？一般认为，企业持现具有交易成本动机、预防性动机、税收规避动机以及代理动机（Bates等，2009）。企业现金持有的增减既可能源自流动性短缺时非现金资产的高额变现成本与持现收益的权衡（Baumol，1952；Miller和Orr，1966），抑或受到现金流风险、融资约束、政策（不确定性）冲击以及投资机会捕捉之影响（Opler等，1999；Bates等，2009；祝继高和陆正飞，2009；杨兴全等，2016），亦可能因企业逃逸税收将收入滞留（海外或国内）的策略选择所引起（Hanlon等，2017；De Simone等，2019）。大量研究从所有权和经营权分离的代理问题视角探究企业现金资源是否高效配置，由此衍生出基于高层管理团队视角的高管增持抑或减持现金的竞争性假说：“柔性假说”（Flexibility Hypothesis）和“耗散假说”（Spending Hypothesis）（Harford等，2008）。一方面，“柔性假说”下的自利高管出于自由现金流带来的未来灵活性偏好和免受资本市场监管等原因（Easterbrook，1984；Jensen，1986），而偏好于将当期自由现金流进行存储而非通过投资减持现金；另一方面，“耗散假说”下的企业管理层侧重于通过过度投资、在职消费等方式快速耗散企业现金，以迎合高管的“帝国构建”偏好或服务于控股股东掏空等其他利益侵占行为（Jensen和Meckling，1976；Harford，1999；侯青川等，2016）。无论企业出于何种动机增加或减少现金持有，企业持现水平高低与其现金持有价值大小并非完全对应（杨兴全和尹兴强，2018），但由代理问题产生的企业现金增持或减持均会损害现金价值，而公司治理机制的改善可以有效抑制代理冲突的负面影响，进而提升企业现金价值（韩立岩和刘博研，2011）。
高管团队负责制定和执行企业投融资、研发以及现金持有等财务决策，他们既是企业的重要人力资源，亦是因两权分离产生的企业委托代理冲突的关键；而CEO作为高管团队的“领头羊”，更是企业代理问题的核心，对企业发展和决策制定有重要影响（饶品贵和徐子慧，2017）。研究发现，CEO的性别（Faccio等，2016）、个人风险偏好（Cain和McKeon，2016；Sunder等，2017）、社会关系（Ferris等，2017）、财务经历（姜付秀等，2018）、家乡偏好（曹春方等，2018）及能力结构（赵子夜等，2018）等个人特质显著影响企业创新（投入）、风险承担及其他财务决策，从而势必引起企业现金流变化进而影响现金持有水平。倘若CEO出于私利动机强化其自身个体特质对企业财务决策和资金配置的影响，代理冲突的加剧必然使得股东利益和企业价值遭受重创。因此，董事会通常会通过变更CEO来威慑继任CEO、抑制其私利动机以缓解代理问题或使其配合实现公司战略变革等多重目标（Coughlan和Schmidt，1985；Huson等，2001；饶品贵和徐子慧，2017），也即CEO变更本质上是一种强化公司内部监管的治理机制。那么，随着CEO变更对公司治理的优化，公司内部极易被掏空的现金资源是否会受其影响？目前国内对CEO变更与现金持有及其价值关系的相关研究仍不多见（王立新和沈金洲，2011；瞿旭等，2015），尽管瞿旭等（2015）发现CEO变更并未对变更当年的企业现金持有产生影响，且继任CEO可能会因捕捉投资机会的预防动机或攫取私利的代理动机而增加变更后两年的现金持有，但并未对其论述的机制路径进行有效识别。本文基于CEO变更发挥的治理效应，考察CEO变更是否以及通过何种途径影响变更当年的企业（超额）现金持有水平，二者关系受何种因素的影响，以及CEO变更是否提升企业（超额）现金持有价值。
本文以2007−2017年中国A股上市公司为样本，实证研究发现：（1）CEO变更显著提升了企业（超额）现金持有水平，这一效应主要通过抑制过度投资和在职消费来实现；（2）在董事长变更、融资约束和关联CEO企业中，CEO变更对现金持有水平的提升作用更强，企业内部治理水平与CEO变更提升现金持有水平的治理效应呈替代关系，CEO变更会抑制经营不善引致的现金耗散而促使企业增加现金持有，且这一效应在逐利动机更强的民营企业中更明显；（3）CEO变更可以抑制企业（超额）现金持有对企业价值的潜在负面影响，进而提升企业（超额）现金持有价值。
本文可能的贡献在于：（1）现有研究多从宏观经济政策（杨兴全和尹兴强，2018）、融资约束（王彦超，2009；祝继高和陆正飞，2009）、治理机制（Harford等，2008；罗进辉等，2018）、行业成长性（杨兴全等，2016）等角度探究企业现金持有的影响因素，较少从高管变更所蕴含的公司组织治理有效性视角，考察CEO变更对企业（超额）现金持有的治理效应。本文考察CEO变更对企业现金持有的影响，既丰富现金持有的影响因素研究，又为企业组织治理有效性提供证据支持。（2）已有研究较少剖析CEO变更发挥治理效应的作用路径，本文发现CEO变更可以通过抑制过度投资和在职消费来提升企业持现水平，并进一步从企业内部治理水平、融资约束和关联CEO等角度拓展了CEO变更提升企业（超额）现金持有水平这一治理效应的内外部调节因素；同时基于CEO变更的前置驱动因素（经营不善）为逻辑出发点，考察异质产权下CEO变更对公司代理冲突产生的异质治理效应，丰富了CEO变更相关研究。（3）本文发现CEO变更在发挥治理效应、抑制现金耗散、增加企业现金持有的同时，也显著提升企业（超额）现金持有价值，这为实务中企业通过CEO变更抑制CEO侵占现金以优化企业组织治理有效运转提供启示。
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现金是企业高效运转的战略性命脉资源，现金持有水平的高低直接决定企业日常经营活动能否顺利开展，丰裕的资金储备可为企业谋求市场竞争“占优地位”和战略转型升级“保驾护航”（Kim和Bettis，2014；杨兴全等，2016；Huang等，2019）。因此，现金持有在企业财务决策中处于重要地位。而现金因其便捷的流动性而极易被管理层和大股东“蚕食”或挪作他用，这客观上加剧了企业代理问题。
作为企业运营活动的实际执行人和代理问题的核心，CEO对企业现金管理决策自然有着举足轻重的话语权，企业现金持有水平自然而然地随着CEO决策偏好不同而有所差异。一方面，CEO既可以因规避资本市场监管、实现未来在职消费和“帝国构建”等私利动机而储藏大量自由现金流（Jensen，1986），此时体现为“柔性假说”；另一方面，CEO有强烈动机通过企业并购（Harford等，2008）、过度投资（窦欢等，2014）、在职消费（陈冬华等，2005；Bae等，2019）等途径快速“消费”当期所持现金，进而减少企业现金持有，此时体现为“耗散假说”。在中国资本市场发育程度较低、公司治理机制不健全和投资者保护水平亟待提升的实际情况下，“耗散假说”体现得尤为突出，上市公司CEO无效损耗现金资源的行为尤甚，从而损害投资者利益和公司价值。曹春方等（2018）发现中国上市公司投资决策中蕴含CEO强烈的家乡偏好，尽管故土子公司的绩效不尽人意，但CEO仍倾向于在自己家乡设立异地子公司。“所有者缺位”以及内部监管缺失的先天不足，造成国有企业高管“天价薪酬”现象屡见不鲜，财政部出台一系列“限薪令”以强化外部治理效应，但Bae等（2019）却发现中央企业CEO通过增加在职消费以对冲“限薪令”带来的个人损失，且最终损害了企业绩效。
为有效协调CEO和股东之间的利益冲突，董事会通过薪酬设计或变更CEO来优化CEO激励相容机制（Coughlan和Schmidt，1985）。因此，CEO变更实质上是约束前任CEO和威慑继任CEO的内部治理机制（饶品贵和徐子慧，2017）。一方面，当前任CEO的所作所为有损股东利益和企业价值时，董事会会积极采取行动。研究发现，前任CEO通过盈余重述或财务重述“粉饰”企业信息（Arthaud-Day等，2006；Desai等，2006）和股票期权回溯“利己损公”（Efendi等，2013；Wiersema和Zhang，2013）的代理行为加速了董事会对其的离职惩罚，且外部经理人市场也对这些前任CEO的职业前景产生负面影响（Desai等，2006；Efendi等，2013），这同样会有效抑制继任CEO的代理动机。另一方面，尽管部分企业的CEO变更可能源自前任CEO因退休、健康、任届期满等原因的正常离职（饶品贵和徐子慧，2017），但CEO在离职前很有可能通过“大捞一把”、在职消费和“任人唯亲”等途径以权谋私，损害企业价值（Dechow和Sloan，1991；王立新和沈金洲，2011），这表明正常离职并不意味着继任CEO因此不受董事会的有效监督与约束。CEO变更前，董事会的影响力可能微乎其微；但CEO变更后，董事会的影响力会剧增（Hornstein，2013）。因此，无论前任CEO出于何种原因离职，CEO变更后的董事会均会对继任CEO产生重要影响，即无论何种类型的CEO变更，均会对继任CEO产生治理效应，进而有效抑制“耗散假说”下CEO的现金无效损耗行为，从而对企业现金管理产生重要影响。
前任CEO通过过度投资、在职消费或侵吞公产等途径耗散现金资源，导致企业资金流动性降低和周转困难，进而恶化企业财务状况和业绩表现（Huson等，2004；Chang和Wong，2009；Hornstein，2013）。前任CEO的不良代理行为和糟糕的业绩表现终将迫使其离职且面临惨淡的职业前景（Gilson，1989；Fee和Hadlock，2004）。“前事不忘，后事之师”，董事会和外部经理人市场对“犯错”前任CEO的双重惩罚为继任CEO上了“生动一课”。Weisbach（1988）发现，无论前任CEO是因退休还是辞职等原因离职，继任CEO会通过资产剥离方式否定前任CEO糟糕的收购决策；Hornstein（2013）也发现，继任CEO会抑制前任CEO的过度投资，回笼现金以便做出有效的投资决策。此外，在职消费是CEO用来耗散企业现金资源、损害企业价值的重要“媒介”，CEO变更对继任CEO发挥的监督治理效应势必会有效抑制其在职消费，进而加速企业内部现金累积。因此，本文认为CEO变更可以有效抑制“耗散假说”下继任CEO的利益侵占动机，通过减少过度投资（Hornstein，2013）和在职消费引致的现金耗散而增加企业现金存量，从而缓解代理冲突，优化投资决策，改善企业财务状况，提升经营绩效（Chang和Wong，2009）。基于上述分析，本文提出如下假说：
H1：与非CEO变更企业相比，CEO变更会显著提升企业现金持有水平。
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本文选取2007−2017年中国A股上市公司为初始样本，剔除金融类、PT及ST公司观测值和主要财务指标缺失及负债率大于1的样本观测值，最终得到11年18,558个样本观测值。CEO变更和公司财务数据来自国泰安数据库。为排除极端值的干扰，本文对所有连续变量在上下1%水平上进行了缩尾处理（Winsorize）。
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为检验研究假说，本文构建如下多元回归模型：
$$cas{h_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}CEOb{g_{i,t}} + \mathop \sum \limits_{j = 2}^n {\beta _j}C{V_{i,t}} + Firm + Year + \varepsilon $$ 其中，cash表示现金持有水平，借鉴杨兴全和尹兴强（2018）的衡量方法，cash=（货币资金+交易性金融资产）/（总资产－现金及现金等价物）。CEObg表示CEO变更，借鉴张霁若（2017）的研究，本文将总经理、总裁或首席执行官视为CEO，并认为CEO对企业现金配置决策有重要影响。当公司i在t年发生CEO变更时，CEObg取1，否则为0。CV表示控制变量。参考已有文献（张会丽和陆正飞，2012；张霁若，2017；杨兴全和尹兴强，2018），本文控制如下变量：企业规模（size）、市场回报（roa）、财务杠杆（lev）、成长性（growth）、自由现金流（cfo）、高管薪酬（lncomp）、董事会独立性（indboard）、两职兼任（dual）、股权集中度（first）、上市年限（age）。此外，本文借鉴已有研究对企业个体和年度的固定效应加以控制。具体变量定义见表1。
表 1 变量定义
符号 定义 cash 现金持有水平，（货币资金+交易性金融资产）/（总资产－现金及现金等价物） CEObg CEO变更，当公司i在t年发生CEO变更时，取值为1，否则为0 size 企业规模，总资产的自然对数 roa 市场回报，净利润除以总资产 lev 财务杠杆，总负债除以总资产 growth 成长性，（本期营业收入－上期营业收入）/本期营业收入 cfo 自由现金流，经营活动产生的现金流净额/总资产 lncomp 高管薪酬，ln（董事、监事、高管薪酬总额/管理层规模+1） first 股权集中度，第一大股东持股比例 indboard 董事会独立性，独立董事人数/董事总人数 dual 两职兼任，当董事长和总经理为同一人时，取值为1，否则为0 age 上市年限，企业成立年限的自然对数 -
表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。样本公司现金持有水平的均值为0.276，中位数为0.179，最小值为0.019，最大值为1.740，标准差为0.295，说明样本公司之间的现金持有水平差异较大。CEObg的均值为0.174，表明样本期间内17.4%的样本公司发生CEO变更。
表 2 变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 cash 18,558 0.276 0.295 0.019 0.105 0.179 0.325 1.740 CEObg 18,558 0.174 0.379 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 size 18,558 22.060 1.247 19.900 21.150 21.870 22.770 25.970 roa 18,558 0.045 0.044 −0.094 0.017 0.039 0.067 0.192 lev 18,558 0.426 0.202 0.051 0.264 0.424 0.583 0.847 growth 18,558 0.196 0.377 −0.467 0.000 0.129 0.298 2.227 cfo 18,558 0.046 0.071 −0.160 0.007 0.045 0.088 0.245 lncomp 18,558 15.110 0.738 13.200 14.640 15.090 15.580 17.050 first 18,558 0.355 0.149 0.090 0.235 0.336 0.458 0.748 indboard 18,558 0.370 0.052 0.300 0.333 0.333 0.400 0.571 dual 18,558 0.239 0.426 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 age 18,558 2.694 0.383 1.386 2.485 2.773 2.944 3.367 -
表3报告了CEO变更影响企业持现水平的回归结果，列（1）和列（2）的结果显示，CEObg的系数均在5%水平上显著为正，表明与非CEO变更企业相比，CEO变更有效发挥治理效应，显著提升变更当年企业现金持有水平，支持本文假说H1。
表 3 CEO变更与现金持有
变量 cash (1) (2) CEObg 0.009** 0.009** (2.387) (2.550) size 0.030*** (3.500) roa 0.227*** (3.013) lev −0.537*** (−16.216) growth −0.021*** (−4.008) cfo 0.417*** (12.983) lncomp −0.007 (−0.911) first 0.098** (2.038) indboard −0.032 (−0.498) dual 0.019** (2.352) age −0.445*** (−11.312) cons 0.289*** 0.928*** (46.714) (4.790) 年度/个体 Yes Yes N 18,558 18,558 adj-R2 0.100 0.207 注：括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理。 -
1. 变量替换和控制变量滞后一期
（1）本文采用现金持有水平的替代变量cash1（期末货币资金与总资产的比值）重新进行回归，结果如表4列（1）所示，CEObg的系数在5%水平上显著为正，检验结果稳健，与基准回归结果一致。
表 4 稳健性检验
变量 变量替换 滞后一期 超额现金持有 平衡面板检验 Heckman两阶段模型检验 cash1 cash dcash cash dcash CEObg cash dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg 0.003** 0.006* 0.009*** 0.009** 0.009** 0.010*** 0.009*** (2.128) (1.665) (2.578) (2.340) (2.176) (2.609) (2.638) IMR 0.304* 0.300* (1.849) (1.875) dirnum −0.019*** (−2.592) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 18,558 16,746 18,540 8,679 8,671 18,558 18,558 18,540 adj-R2 0.230 0.087 0.053 0.068 0.102 0.207 0.053 注：括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；列（2）的控制变量滞后一期，故观测值有差异；列（6）采用聚类调整的面板Probit模型，故无adj-R2值；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 （2）鉴于现金持有变量可能受当期企业财务指标的影响，本文采用滞后一期控制变量以尽可能缓解噪音干扰，表4列（2）的结果显示，CEObg在10%水平上显著提升企业现金持有水平，支持本文假说H1。
（3）企业持现水平为存量指标，不能完全衡量现金流的动态变化，本文借鉴杨兴全和尹兴强（2018）的研究，采用超额现金持有水平来测度企业现金流的动态性；同时参考Harford等（2008）的研究，本文设定如下模型（2）估算超额现金持有水平（残差dcash）。
$$\begin{split} cas{h_{i,t}} =\; & {\beta _0} + {\beta _1}siz{e_{i,t}} + {\beta _2}ro{a_{i,t}} + {\beta _3}le{v_{i,t}} + {\beta _4}growt{h_{i,t}} + {\beta _5}cape{x_{i,t}}+ {\beta _6}sdc{f_{i,t}}\\ & + {\beta _7}nw{c_{i,t}} + {\beta _8}R{D_{i,t}} + \varepsilon \end{split}$$ (2) 模型（2）新增如下控制变量：资本性投资（capex）、现金波动（sdcf）、营运资本（nwc）和创新投入（RD），其具体定义和超额现金持有测算方法均参照杨兴全和尹兴强（2018）的研究。本文将模型（2）估算的超额现金持有水平dcash代替模型（1）中的cash重新进行回归，表4列（3）的结果显示，CEObg的系数在1%水平上显著为正，表明CEO变更能显著提升企业超额现金持有水平，假说H1在超额现金持有角度亦得到支持。
2. 平衡面板检验
本文将2007−2017年非平衡面板数据转换为平衡面板数据对企业持现水平进行检验。表4列（4）和列（5）的结果显示，企业现金持有水平cash和超额现金持有水平dcash的系数均在5%水平上显著为正。
3. Heckman两阶段模型检验
上述研究表明，CEO变更后企业现金持有水平将上升，但由此推断CEO变更是企业增加现金持有的原因并不充足。企业自身特征可能对CEO变更产生影响，由于前任CEO无效耗散企业现金资源致使股东利益和企业价值遭受严重损失，董事会不得不通过强制变更CEO促使继任CEO服从董事会意愿进而尽责履行“保管好”企业现金资源之重任。因此，CEO变更与现金持有水平之间存在自选择效应的内生性干扰。借鉴张霁若（2017）的研究，本文采用Heckman两阶段模型重新进行检验，利用模型（3）进行第一阶段检验，采用面板Probit模型估算CEO是否变更来测算逆米尔斯比率IMR，模型（3）新加入董事会规模变量dirnum，其他变量测度方法同模型（1）。
$$ CEOb{g_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}dirnu{m_{i,t}} + \mathop \sum \limits_{j = 2}^n {\beta _j}C{V_{i,t}} + Firm + Year + \varepsilon $$ (3) 表4列（6）至列（8）报告了Heckman两阶段模型检验结果。本文通过列（6）第一阶段回归测算逆米尔斯比率IMR，然后将其作为控制变量纳入模型（1）中。列（7）和列（8）的结果显示，逆米尔斯比率IMR与cash、dcash均在10%水平上显著正相关，在有效控制逆米尔斯比率IMR后，CEObg的系数均在1%水平上显著为正，表明在控制自选择偏误或内生性问题后，CEO变更仍显著提升企业现金持有水平。
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上述研究结果表明，CEO变更能显著提升企业（超额）现金持有水平。那么，CEO变更通过何种路径促使企业增持现金？本文基于CEO普遍通过过度投资和在职消费等方式消耗企业现金资源的“耗散假说”，采用中介效应模型来检验CEO变更增加企业（超额）现金持有的具体作用机制，中介效应模型构建如下：
$$ cas{h_{i,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}CEOb{g_{i,t}} +\sum\limits_{j = 2}^n {\alpha _j}C{V_{i,t - 1}} + Firm + Year + \varepsilon $$ (4) $$ channe{l_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}CEOb{g_{i,t}} + \sum\limits_{j = 2}^n {\beta _j}C{V_{i,t - 1}} + Firm + Year + \varepsilon $$ (5) $$ cas{h_{i,t}} = {\gamma _0} + {\gamma _1}CEOb{g_{i,t}} + {\gamma _2}channe{l_{i,t}} + \sum\limits_{j = 3}^n {\gamma _j}C{V_{i,t - 1}} + Firm + Year + \varepsilon $$ (6) 模型（5）和模型（6）中的channel为CEO变更影响现金持有水平的中介变量，其他变量同模型（1）。借鉴温忠麟等（2004）、江轩宇（2016）的研究，本文按如下四个步骤进行检验：第一，对模型（4）进行回归，若α1显著则进行下一步；若不显著，则停止中介效应检验。第二，在α1显著的前提下，分别对模型（5）和模型（6）进行回归，若β1和γ2均显著，则说明CEO变更确实通过中介路径channel提升企业持现水平；此时再看γ1的系数，若γ1显著（不显著），则意味着中介变量channel起到部分（完全）中介作用。第三，若α1显著，且β1和γ2至少有一个不显著，则采用Sobel检验。第四，在中介效应检验过程中，按步骤一和步骤二的依次系数检验法优于Sobel检验法，本文优先进行依次系数检验法。为保障路径分析结果的稳健性，本文同时采用Sobel检验以精确识别channel变量是否发挥中介效应。
前文理论分析认为，CEO变更至少通过抑制过度投资和在职消费进而提升企业（超额）现金持有水平，本文构建过度投资变量overinv和在职消费变量perk。借鉴张会丽和陆正飞（2012）的研究，本文通过模型（7）估算企业过度投资overinv；在职消费perk来自国泰安CSMAR数据库，本文用可能与CEO有关的在职消费项目关键词（办公费、差旅费、业务招待费等八项）进行数据提取，汇总后对数化处理得到在职消费数据（陈冬华等，2005）。本文将估算的过度投资overinv和匹配的在职消费perk分别纳入中介效应模型进行分析。
$$ \begin{split} inves{t_{i,t}} =\; &{\beta _0} + {\beta _1}tobin{q_{i,t - 1}} + {\beta _2}le{v_{i,t - 1}} + {\beta _3}cas{h_{i,t - 1}} + {\beta _4}siz{e_{i,t - 1}}+ {\beta _5}ag{e_{i,t - 1}} \\ &+ {\beta _6}inves{t_{i,t - 1}} + {\beta _7}nre{t_{i,t - 1}} + \varepsilon \end{split} $$ (7) 模型（7）新增如下控制变量：成长机会（tobinq）、总投资（invest）、股票收益率（nret），新增变量定义和过度投资测算方法参照张会丽和陆正飞（2012）、杨兴全和尹兴强（2018）的研究，且模型（7）的控制变量均滞后一期。
表5列（1）至列（6）报告了过度投资的中介效应检验结果。列（2）和列（5）的结果显示，CEObg对过度投资overinv的系数均在10%水平上显著为负，表明CEO变更确实可以发挥抑制过度投资的治理效应；列（3）和列（6）的结果显示，过度投资overinv对企业持现水平cash和超额持现水平dcash的系数均在1%水平上显著为负，表明CEO变更可以通过抑制过度投资来提升企业（超额）持现水平。
表 5 中介效应检验
变量 过度投资 在职消费 cash overinv cash dcash overinv dcash cash perk cash dcash perk dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12) CEObg 0.007** −0.001* 0.007** 0.007** −0.001* 0.007** 0.011*** −0.014* 0.010** 0.011*** −0.014* 0.010** (2.104) (−1.715) (2.027) (2.231) (−1.730) (2.165) (2.692) (−1.760) (2.503) (2.693) (−1.707) (2.535) overinv −0.204*** −0.173*** (−5.427) (−4.718) perk −0.057*** −0.047*** (−7.414) (−6.326) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Sobel Z 1.631 1.608 1.712* 1.650* N 16,473 16,473 16,473 16,457 16,457 16,457 14,350 14,350 14,350 14,340 14,340 14,340 adj-R2 0.118 0.019 0.120 0.044 0.019 0.045 0.232 0.363 0.240 0.057 0.363 0.065 注：中介变量存在缺失值，故样本量不一致；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表5列（7）至列（12）报告了在职消费的中介效应检验结果。列（8）和列（11）的结果显示，CEObg对在职消费perk的系数均在10%水平上显著为负，表明CEO变更确实可以发挥抑制继任CEO在职消费的治理效应；列（9）和列（12）的结果显示，在职消费perk对企业持现水平cash和超额持现水平dcash的系数均在5%水平上显著为负，表明CEO变更可以通过抑制继任CEO在职消费来提升企业（超额）持现水平。
本文借鉴江轩宇（2016）的研究，构建Sobel Z统计量进行Sobel检验，结果如表5所示。当中介变量为过度投资overinv时，Sobel Z统计量分别为1.631和1.608，二者在统计上均不显著；当中介变量为在职消费perk时，Sobel Z统计量分别为1.712和1.650，二者均在10%水平上显著。
上述两种中介效应检验结果表明，CEO变更可能通过发挥抑制在职消费的主效应和抑制过度投资的次效应来提升企业（超额）现金持有水平。
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1. 董事长变更的调节效应
CEO和董事长对企业决策和运营均有重要影响，因此CEO变更后继任CEO的财务行为会因董事长的变更情况而有所差异，二者之间既可能是互相制衡关系，也可能是合谋关系（瞿旭等，2015）。互相制衡可以有效抑制二者耗散现金的私利动机，强化CEO变更提升现金持有水平的治理效应，合谋则会削弱CEO变更的治理作用。那么，董事长变更是强化还是抑制CEO变更提升现金持有水平的治理效应？本文设置董事长变更虚拟变量chairbg，并将其与CEO变更虚拟变量CEObg的交互项CEObg_chairbg纳入模型（1）中以考察董事长变更的调节效应。表（6）列（1）和列（2）的结果显示，交互项CEObg_chairbg的系数均在1%水平上显著为正，表明与CEO变更而董事长未变更的企业相比，当董事长和CEO同时变更时，继任CEO的滥用现金行为会更显著地被抑制，进而促使企业增持更多现金，即董事长变更强化了CEO变更提升企业（超额）现金持有水平的治理效应。
表 6 调节效应检验
变量 董事长变更 企业内部治理 融资约束 关联CEO cash dcash cash dcash cash dcash cash dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg 0.000 0.000 −0.017 −0.016 0.000 0.001 0.006 0.006 (0.108) (0.083) (−1.264) (−1.256) (0.023) (0.140) (1.456) (1.408) chairbg −0.010* −0.009* (−1.717) (−1.714) CEObg_chairbg 0.034*** 0.034*** (3.641) (3.716) GV 0.068*** 0.060*** (8.402) (7.727) CEObg_GV −0.009** −0.009** (−2.075) (−2.094) KZ −0.109*** −0.103*** (−40.874) (−39.505) CEObg_KZ 0.005** 0.005** (2.210) (2.038) ECT 0.004 0.002 (0.534) (0.316) CEObg_ECT 0.015* 0.016** (1.671) (1.846) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 18,558 18,540 18,558 18,540 18,558 18,540 18,558 18,540 adj-R2 0.207 0.053 0.216 0.062 0.485 0.364 0.207 0.053 注：因相关变量存在缺失值，故观测值有所差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 2. 企业内部治理的调节效应
CEO变更对继任CEO能否有效发挥治理效应依赖于企业内部治理水平的高低。当企业内部治理水平较高时，无论是前任CEO还是继任CEO，其现金掏空行为均会受到强有力的内部监管，这会弱化CEO变更对继任CEO私利行为的威慑力；当企业内部治理水平较低时，无论CEO变更是正常离职还是源自董事会对其不良行为的惩罚，董事会在CEO变更后的影响力均会剧增（Hornstein，2013），这意味着CEO变更后的董事会对继任CEO产生重要影响，CEO变更的治理效应增强。因此，本文预期企业内部治理水平与CEO变更发挥的治理效应呈替代关系。
借鉴张会丽和陆正飞（2012）的研究，本文选取董事人数dirnum、董事会独立性indboard、两职合一dual、管理层持股比例MngShr、股权制衡度H210（第二至第十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例）、两权分离度seperation、大股东持股比例first、第一大股东持股比例平方和H1_2和产权性质state九个公司治理指标，通过主成分分析法生成反映企业内部综合治理水平的企业内部治理指数GV，GV数值越大代表企业内部治理水平越高。
本文将企业内部治理指数GV及其与CEO变更虚拟变量CEObg的交互项CEObg_GV纳入模型（1）中以考察企业内部治理水平的调节效应。表（6）列（3）和列（4）的结果显示，交互项CEObg_GV的系数均在5%水平上显著为负，表明与CEO变更且内部治理水平较高的企业相比，当企业内部治理水平较低时，CEO变更提升企业现金持有水平的治理效应更强，即CEO变更与企业内部治理质量对企业（超额）现金持有水平的治理效应呈替代关系。
3. 融资约束的调节效应
企业现金持有行为与其所面临的融资约束有关，较强的融资约束强化企业依赖内源性累积现金的需求，可以有效抑制CEO过度投资和在职消费等私利动机（若CEO无效耗散现金资源会招致股东非难），此时融资约束发挥了降低企业代理成本的外部治理效应（王彦超，2009），从而削弱了CEO变更的治理效应。然而，从CEO变更视角来看，“新官上任三把火”，继任CEO慑于CEO变更抑制其代理行为的同时亦有寻找合适投资项目或配合董事会进行企业战略转型以获得认可的愿望，这需要企业具有充沛的现金储备来助力继任CEO得偿所愿，而企业较强的外部融资约束会加剧继任CEO“巧妇难为无米之炊”之困境，此时继任CEO只有更加强化内源性现金持有需求才能更好地克服困境。基于上述分析，融资约束既可抑制又可强化CEO变更的治理效应进而影响企业现金持有水平。
借鉴魏志华等（2014）的研究，本文构建中国情境下的企业融资约束指数KZ来衡量企业面临的外部融资约束程度，该指数越大表示企业面临的外部融资约束程度越严重。本文将融资约束指数KZ及其与CEO变更虚拟变量CEObg的交互项CEObg_KZ纳入模型（1）中以考察外部融资约束的调节效应。表（6）列（5）和列（6）的结果显示，交互项CEObg_KZ的系数均在5%水平上显著为正，表明与CEO变更且融资约束程度较低的企业相比，外部融资约束较强的企业CEO变更提升企业现金持有水平的治理效应更强，即外部融资约束强化了CEO变更提升企业（超额）现金持有水平的治理效应。
4. 关联CEO的调节效应
中国的商业活动、习俗规范乃至社会发展自古就重视“血亲”“姻亲”“乡情”“友情”等关系，这客观上造成关系型交易普遍存在，表现之一就是限定特定交易对象的专有投资以凸显人格化交易的实质（李增泉，2017），关联交易是中国企业关系型交易的主要模式之一。中国上市公司由于现金流权和控制权的分离而普遍存在终极控制人，终极控制人通过交叉持股或金字塔式控制链条实质性控制上市公司，但却隐匿于错综复杂的关系网络背后，往往凭借所持股权通过委派代理人来参与甚至掌控上市公司管理以最大化谋求控制权私利。若上市公司继任CEO在其关联股东单位任职抑或继任履新本身源于其关联股东委派，这客观上为掏空上市公司的关联交易提供了便利。因此，与非关联CEO相比，在关联股东单位任职的CEO更有动机通过掏空转移公司现金等优质资产。而CEO变更会增强董事会影响力以提升内部治理能力，进而有助于公司及其董事会通过CEO变更惩罚前任CEO和监督约束继任CEO以实现“惩前毖后”的治理目标（Hornstein，2013），这意味着CEO变更会强化对关联CEO的治理监督，进而有效避免公司现金被掏空。因此，本文预期与非关联CEO企业相比，CEO变更提升现金持有水平的治理效应在关联CEO企业中更显著。
本文将关联CEO的虚拟变量ECT（CEO在关联股东单位任职，取值为1，否则为0）及其与CEO变更虚拟变量CEObg的交互项CEObg_ECT纳入模型（1）中以考察关联CEO的调节效应。表6列（7）和列（8）的结果显示，交互项CEObg_ECT的系数分别在10%和5%水平上显著为正，表明与非关联CEO企业相比，当企业CEO在关联股东单位任职时，CEO变更会更有效地抑制现金掏空转移的关联交易行为，进而促使企业增持更多现金，这表明CEO变更提升企业（超额）现金持有水平的治理效应在关联CEO企业中更显著。
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前文基于事件冲击的视角发现，CEO变更可以有效发挥抑制过度投资和在职消费的治理效应，进而提升企业现金持有水平。那么，董事会缘何变更CEO？CEO变更属于前置驱动因素诱发的事件，大量研究发现企业为摆脱经营困境而变更经营不善的CEO（冯旭南和李心愉，2012；刘青松和肖星，2015；王谨乐和史永东，2018）。除宏观环境和行业特性等不可控因素外，企业经营不善更可能源于过度投资、在职消费等不良行为所显现的弱公司治理信号。因此，经营不善的企业极有可能因内部人无效耗散抑或隧道掏空企业现金等优质资产而降低未来现金持有水平。那么，与上文CEO变更增持现金的治理效应所遵循的逻辑一致，本文预期因经营不善而进行的CEO变更也可能发挥治理效应，抑制因经营不善而导致的未来持现水平的降低。
中国上市公司CEO变更和美国职业经理人变更存在迥然之别。美国拥有健全发达的职业经理人市场，CEO变更决策主要取决于市场反应尤其是股价波动导致的企业业绩增减变化；当公司业绩下滑时，美国职业经理人的离职概率大增。中国资本市场缘起于国有企业转型脱困，改革开放以来发展迅速、逐步壮大，但依旧尚未建立成熟的职业经理人市场，CEO能否实现变更依然受诸多因素的影响。鉴于政府在中国资本市场发挥不可或缺的作用和中国资本市场的国有企业脱困缘起，中国上市公司CEO变更可能因中国特殊制度背景下国有企业和民营企业之间天然的异质性产权所衍生的不同目标诉求和高管异质晋升方式而不同。中国国有企业追求多元化的业绩目标和政绩诉求，而非单纯盈利，加之国有企业CEO变更更多体现为相关层级组织部门自上而下的任命，那些经营不善的国有企业CEO未必被更换。相对于国有企业，民营企业的逐利动机更强，本文预期民营企业CEO更会因经营不善而被更换，资本逐利的天性可能会加剧民营企业CEO变更治理效应的有效发挥，进而抑制经营不善所致的现金持有减少。
本文构建模型（8）验证经营不善、CEO变更与现金持有三者间的内在关联：
$$ cas{h_{i,t}}/CEOb{g_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}LD\_ro{a_{i,t - 1}} + \mathop \sum \limits_{j = 2}^n {\beta _j}C{V_{i,t - 1}} + Ind + Year + \varepsilon $$ (8) 其中，LD_roa为经营不善变量。参考刘青松和肖星（2015）的研究，本文将样本按t-1年行业ROA中位数分组，低于行业中位数，LD_roa取值为1，否则为0，这样可以剥离宏观环境或行业因素的影响以更精确地测度企业经营不善。所有控制变量同模型（1），并均滞后一期。本文采用同时控制行业和年度固定效应的面板Logit模型对模型（8）进行回归检验。
表7列（1）至列（3）报告了经营不善、CEO变更与现金持有三者关系的回归结果。列（1）的结果显示，经营不善LD_roa的系数在1%水平上显著为负，表明企业经营不善更可能源于潜在的代理问题，经营不善、代理问题严重的企业更有可能在下一年继续通过过度投资、在职消费等方式无效耗散现金进而减少下一年的现金持有，这与“耗散假说”下中国普遍存在的弱公司治理浪费现金的现实情况吻合。列（2）的结果显示，经营不善LD_roa的系数在1%水平上显著为正，与现有研究结论一致（冯旭南和李心愉，2012；刘青松和肖星，2015；王谨乐和史永东，2018），即经营不善激发董事会内部治理活力进而显著提升CEO变更概率。列（3）的结果显示，交互项CEObg_LD_roa的系数在5%水平上显著为正，表明CEO变更确实可以发挥治理效应来抑制经营不善企业的无效资金耗散，进而提升企业持现水平，这与本文基准框架以CEO变更为事件冲击考察其影响企业持现水平的逻辑和实证结果不谋而合。
表 7 经营不善、CEO变更与现金持有
变量 经营不善、CEO变更与现金持有 产权异质下经营不善与CEO变更 产权异质下CEO变更的异质治理 国有企业 民营企业 国有企业 民营企业 cash CEObg cash CEObg CEObg cash cash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) LD_roa −0.019*** 0.207*** −0.022*** 0.109 0.269*** −0.022** −0.023*** (−3.071) (4.371) (−3.480) (1.557) (4.124) (−2.360) (−2.744) CEObg −0.006 0.001 −0.014 (−0.817) (0.051) (−1.348) CEObg_LD_roa 0.019** 0.010 0.026* (1.969) (0.777) (1.852) Lsize −0.009** −0.041* −0.009** −0.011 −0.172*** −0.016** −0.006 (−2.053) (−1.673) (−2.035) (−0.334) (−4.118) (−2.547) (−0.906) Llev −0.354*** 0.451*** −0.354*** 0.279 0.616*** −0.278*** −0.424*** (−13.527) (3.144) (−13.538) (1.358) (3.087) (−6.394) (−13.501) Lgrowth −0.000 0.007 0.000 0.035 0.065 0.009 0.003 (−0.012) (0.116) (0.030) (0.409) (0.851) (1.251) (0.313) Lcfo 0.457*** −0.028 0.457*** −0.163 0.030 0.426*** 0.506*** (10.331) (−0.088) (10.325) (−0.353) (0.069) (5.983) (9.079) Llncomp 0.016*** 0.009 0.016*** −0.113** 0.141*** 0.028*** 0.006 (2.588) (0.244) (2.580) (−2.199) (2.806) (3.317) (0.762) Lfirst 0.069*** 0.182 0.069*** 0.525** −0.403* 0.051 0.071** (2.686) (1.199) (2.690) (2.407) (−1.875) (1.322) (2.127) Ldual 0.006 −0.034 0.006 0.402*** −0.132** 0.007 0.010 (0.713) (−0.624) (0.714) (4.263) (−2.061) (0.495) (1.004) Lage −0.010 0.078 −0.010 0.079 0.017 −0.043* 0.004 (−0.991) (1.141) (−0.987) (0.716) (0.217) (−1.903) (0.394) 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 16,746 16,746 16,746 7,556 9,190 7,556 9,190 adj/pseudo-R2 0.193 0.009 0.193 0.015 0.013 0.200 0.201 注：因Logit模型同时控制行业和年份固定效应，此处所有模型同时控制行业和年份固定效应以保持一致，Logit模型为pseudo-R2；因相关变量滞后一期，故样本量与前文略有差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理。 表7列（4）和列（5）检验了中国情境下产权异质性对经营不善与CEO变更两者关系的影响，回归结果与预期一致，即相较于国有企业，逐利动机更强但经营不善的民营企业更可能变更CEO。
表7列（6）和列（7）检验了异质产权下异质性CEO变更对代理冲突产生的异质治理效应，民营企业子样本中交互项CEObg_LD_roa的系数在10%水平上显著为正，表明CEO变更抑制经营不善所致的现金减持治理效应在民营企业中更显著。
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上文发现CEO变更可以通过抑制企业过度投资和在职消费提升企业（超额）现金持有水平，那么，CEO变更是否也可以提升（超额）企业现金持有价值？借鉴罗进辉等（2018）、杨兴全和尹兴强（2018）等研究，本文构建如下模型（9）检验CEO变更与企业（超额）现金持有价值的关系。
$$M{V_{i,t}} = {\gamma _0} + {\gamma _1}CEOb{g_{i,t}} + {\gamma _2}cas{h_{i,t - 1}} + {\gamma _3}CEObg{\text{\_}}cas{h_{i,t - 1}} + \mathop \sum \limits_{j = 4}^n {\gamma _j}C{V_{i,t}} + Firm + Year + \varepsilon $$ (9) 其中，MV为企业价值变量，分别由tobinq和经年度行业中值调整的dtobinq来衡量；cash由滞后一期的现金持有水平Lcash和超额现金持有水平Ldcash衡量；tobinq的定义同模型（7），控制变量的定义同模型（1）。交互项CEObg_cash的系数γ3反映CEO变更能否提升企业（超额）现金持有价值，回归结果如表8所示。
表 8 CEO变更、现金持有与企业价值
变量 现金持有价值 超额现金持有价值 tobinq tobinq dtobinq dtobinq tobinq tobinq dtobinq dtobinq (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg −0.057** −0.037* −0.021 −0.015 (−2.541) (−1.775) (−1.361) (−1.022) Lcash −0.308*** −0.333*** −0.238*** −0.254*** (−6.398) (−6.777) (−5.220) (−5.452) CEObg_Lcash 0.165** 0.109 (2.117) (1.562) Ldcash −0.321*** −0.350*** −0.299*** −0.326*** (−6.536) (−6.855) (−6.407) (−6.693) CEObg_Ldcash 0.183** 0.169** (2.161) (2.214) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 16,764 16,764 16,764 16,764 16,745 16,745 16,745 16,745 adj-R2 0.369 0.370 0.172 0.172 0.370 0.370 0.174 0.174 注：因相关变量存在缺失值，故观测值有所差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表8列（1）、列（3）、列（5）和列（7）的结果显示，现金持有水平Lcash和超额现金持有水平Ldcash的系数均在1%水平上显著为负，表明企业（超额）现金持有会显著降低企业价值；进一步控制交互项CEObg_Lcash和CEObg_Ldcash后，除列（4）外，列（2）、列（6）和列（8）中交互项的系数均在5%水平上显著为正，表明CEO变更后，企业（超额）现金持有对企业价值的损害减弱，这也意味着CEO变更在降低代理成本、增加现金持有的同时，亦可以提升企业（超额）现金持有价值。
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现金是企业日常运营的“血液”，同时也是极易被管理层用来掏空和侵占企业资源、损害股东及企业价值的工具。本文以2007−2017年中国A股上市公司为样本，考察CEO变更能否发挥抑制继任CEO现金侵占行为、提升企业现金持有水平的治理效应。研究发现：（1）CEO变更显著提升了企业（超额）现金持有水平，这一效应主要通过抑制过度投资和在职消费来实现；（2）当董事长同步变更、企业内部治理水平较低、外部融资约束较强以及CEO在关联股东单位任职时，CEO变更对现金持有水平的提升作用更强，CEO变更会抑制经营不善引致的现金耗散，且这一效应在逐利动机更强的民营企业中更为明显；（3）CEO变更可以抑制企业（超额）现金持有水平对企业价值的潜在负面影响进而提升企业（超额）现金持有价值。
基于上述发现，本文获得如下启示：（1）理论上，本文从CEO变更对前任CEO惩戒和继任CEO威慑的内部治理优化角度，丰富了企业现金持有的影响因素及经济后果研究，同时从CEO变更发挥治理效应的中介路径考察了企业内部治理机制有效发挥作用的源泉。（2）实践中，企业可以依靠组织治理或机制设计来消除高管的“沉疴顽疾”，通过CEO变更来惩罚不作为的前任高管和威慑继任者，抑制高管侵占现金的私利动机；强化董事会对管理层的监督，鼓励董事会通过CEO变更来约束管理层私利行为，董事会在做CEO变更决策时应充分考量企业所处的内外部环境。（3）尽快培育、健全、发展中国职业经理人市场，强化国有企业高管变更的市场化导向以推动国有企业改革和实现国有企业高质量发展。（4）强化董事会的组织治理和机制设计可以有效抑制管理层代理行为、提升企业价值，这为董事会的合理存在以及董事会监管能够有效发挥治理效应提供了理论依据和经验证据。
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摘要: 文章以2007−2017年中国A股上市公司为样本，考察CEO变更对企业现金持有的影响。研究发现：（1）CEO变更会显著提升企业（超额）现金持有水平，这一效应主要通过抑制过度投资和在职消费来实现。（2）当存在董事长变更、企业治理水平较低、融资约束和关联CEO时，CEO变更提升企业（超额）现金持有水平的治理效应更强；经营不善的企业更倾向于减少未来现金持有，CEO变更会抑制经营不善引致的现金耗散而增加现金持有，且这一效应在民营企业中更明显。（3）CEO变更在发挥治理效应、抑制现金耗散、提升现金持有水平的同时，也显著提升企业（超额）现金持有价值。
How Can CEO Turnover Affect the Corporate Cash Holdings?
Abstract: By using the data of China’s A-share listed firms from 2007 to 2017, this paper explores the effect of CEO turnover on cash holdings. The results show that: (1) CEO turnover significantly increases the (excess) cash holdings by reducing over investment and executives’ perks. (2) When there is a turnover of chairman, a low level of corporate governance, financing constraints and an associate CEO, CEO turnover prompts firms to hold more (excess) cash; firms with poor performance are more inclined to reduce future cash holdings, while CEO turnover can inhibit the reduction in future cash holdings caused by poor performance and increase cash holdings, which is more significant in private firms. (3) CEO turnover significantly increases the value of firms’ (excess) cash holding as well as exerting governance effect, suppressing cash dissipation, and raising cash holdings.-
Key words:
- CEO turnover /
- cash holdings /
- over investment /
- perks /
- corporate governance
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表 1 变量定义
符号 定义 cash 现金持有水平，（货币资金+交易性金融资产）/（总资产－现金及现金等价物） CEObg CEO变更，当公司i在t年发生CEO变更时，取值为1，否则为0 size 企业规模，总资产的自然对数 roa 市场回报，净利润除以总资产 lev 财务杠杆，总负债除以总资产 growth 成长性，（本期营业收入－上期营业收入）/本期营业收入 cfo 自由现金流，经营活动产生的现金流净额/总资产 lncomp 高管薪酬，ln（董事、监事、高管薪酬总额/管理层规模+1） first 股权集中度，第一大股东持股比例 indboard 董事会独立性，独立董事人数/董事总人数 dual 两职兼任，当董事长和总经理为同一人时，取值为1，否则为0 age 上市年限，企业成立年限的自然对数 
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表 2 变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 cash 18,558 0.276 0.295 0.019 0.105 0.179 0.325 1.740 CEObg 18,558 0.174 0.379 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 size 18,558 22.060 1.247 19.900 21.150 21.870 22.770 25.970 roa 18,558 0.045 0.044 −0.094 0.017 0.039 0.067 0.192 lev 18,558 0.426 0.202 0.051 0.264 0.424 0.583 0.847 growth 18,558 0.196 0.377 −0.467 0.000 0.129 0.298 2.227 cfo 18,558 0.046 0.071 −0.160 0.007 0.045 0.088 0.245 lncomp 18,558 15.110 0.738 13.200 14.640 15.090 15.580 17.050 first 18,558 0.355 0.149 0.090 0.235 0.336 0.458 0.748 indboard 18,558 0.370 0.052 0.300 0.333 0.333 0.400 0.571 dual 18,558 0.239 0.426 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 age 18,558 2.694 0.383 1.386 2.485 2.773 2.944 3.367
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表 3 CEO变更与现金持有
变量 cash (1) (2) CEObg 0.009** 0.009** (2.387) (2.550) size 0.030*** (3.500) roa 0.227*** (3.013) lev −0.537*** (−16.216) growth −0.021*** (−4.008) cfo 0.417*** (12.983) lncomp −0.007 (−0.911) first 0.098** (2.038) indboard −0.032 (−0.498) dual 0.019** (2.352) age −0.445*** (−11.312) cons 0.289*** 0.928*** (46.714) (4.790) 年度/个体 Yes Yes N 18,558 18,558 adj-R2 0.100 0.207 注：括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理。
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表 4 稳健性检验
变量 变量替换 滞后一期 超额现金持有 平衡面板检验 Heckman两阶段模型检验 cash1 cash dcash cash dcash CEObg cash dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg 0.003** 0.006* 0.009*** 0.009** 0.009** 0.010*** 0.009*** (2.128) (1.665) (2.578) (2.340) (2.176) (2.609) (2.638) IMR 0.304* 0.300* (1.849) (1.875) dirnum −0.019*** (−2.592) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 18,558 16,746 18,540 8,679 8,671 18,558 18,558 18,540 adj-R2 0.230 0.087 0.053 0.068 0.102 0.207 0.053 注：括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；列（2）的控制变量滞后一期，故观测值有差异；列（6）采用聚类调整的面板Probit模型，故无adj-R2值；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 5 中介效应检验
变量 过度投资 在职消费 cash overinv cash dcash overinv dcash cash perk cash dcash perk dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12) CEObg 0.007** −0.001* 0.007** 0.007** −0.001* 0.007** 0.011*** −0.014* 0.010** 0.011*** −0.014* 0.010** (2.104) (−1.715) (2.027) (2.231) (−1.730) (2.165) (2.692) (−1.760) (2.503) (2.693) (−1.707) (2.535) overinv −0.204*** −0.173*** (−5.427) (−4.718) perk −0.057*** −0.047*** (−7.414) (−6.326) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Sobel Z 1.631 1.608 1.712* 1.650* N 16,473 16,473 16,473 16,457 16,457 16,457 14,350 14,350 14,350 14,340 14,340 14,340 adj-R2 0.118 0.019 0.120 0.044 0.019 0.045 0.232 0.363 0.240 0.057 0.363 0.065 注：中介变量存在缺失值，故样本量不一致；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 6 调节效应检验
变量 董事长变更 企业内部治理 融资约束 关联CEO cash dcash cash dcash cash dcash cash dcash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg 0.000 0.000 −0.017 −0.016 0.000 0.001 0.006 0.006 (0.108) (0.083) (−1.264) (−1.256) (0.023) (0.140) (1.456) (1.408) chairbg −0.010* −0.009* (−1.717) (−1.714) CEObg_chairbg 0.034*** 0.034*** (3.641) (3.716) GV 0.068*** 0.060*** (8.402) (7.727) CEObg_GV −0.009** −0.009** (−2.075) (−2.094) KZ −0.109*** −0.103*** (−40.874) (−39.505) CEObg_KZ 0.005** 0.005** (2.210) (2.038) ECT 0.004 0.002 (0.534) (0.316) CEObg_ECT 0.015* 0.016** (1.671) (1.846) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 18,558 18,540 18,558 18,540 18,558 18,540 18,558 18,540 adj-R2 0.207 0.053 0.216 0.062 0.485 0.364 0.207 0.053 注：因相关变量存在缺失值，故观测值有所差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 7 经营不善、CEO变更与现金持有
变量 经营不善、CEO变更与现金持有 产权异质下经营不善与CEO变更 产权异质下CEO变更的异质治理 国有企业 民营企业 国有企业 民营企业 cash CEObg cash CEObg CEObg cash cash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) LD_roa −0.019*** 0.207*** −0.022*** 0.109 0.269*** −0.022** −0.023*** (−3.071) (4.371) (−3.480) (1.557) (4.124) (−2.360) (−2.744) CEObg −0.006 0.001 −0.014 (−0.817) (0.051) (−1.348) CEObg_LD_roa 0.019** 0.010 0.026* (1.969) (0.777) (1.852) Lsize −0.009** −0.041* −0.009** −0.011 −0.172*** −0.016** −0.006 (−2.053) (−1.673) (−2.035) (−0.334) (−4.118) (−2.547) (−0.906) Llev −0.354*** 0.451*** −0.354*** 0.279 0.616*** −0.278*** −0.424*** (−13.527) (3.144) (−13.538) (1.358) (3.087) (−6.394) (−13.501) Lgrowth −0.000 0.007 0.000 0.035 0.065 0.009 0.003 (−0.012) (0.116) (0.030) (0.409) (0.851) (1.251) (0.313) Lcfo 0.457*** −0.028 0.457*** −0.163 0.030 0.426*** 0.506*** (10.331) (−0.088) (10.325) (−0.353) (0.069) (5.983) (9.079) Llncomp 0.016*** 0.009 0.016*** −0.113** 0.141*** 0.028*** 0.006 (2.588) (0.244) (2.580) (−2.199) (2.806) (3.317) (0.762) Lfirst 0.069*** 0.182 0.069*** 0.525** −0.403* 0.051 0.071** (2.686) (1.199) (2.690) (2.407) (−1.875) (1.322) (2.127) Ldual 0.006 −0.034 0.006 0.402*** −0.132** 0.007 0.010 (0.713) (−0.624) (0.714) (4.263) (−2.061) (0.495) (1.004) Lage −0.010 0.078 −0.010 0.079 0.017 −0.043* 0.004 (−0.991) (1.141) (−0.987) (0.716) (0.217) (−1.903) (0.394) 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 16,746 16,746 16,746 7,556 9,190 7,556 9,190 adj/pseudo-R2 0.193 0.009 0.193 0.015 0.013 0.200 0.201 注：因Logit模型同时控制行业和年份固定效应，此处所有模型同时控制行业和年份固定效应以保持一致，Logit模型为pseudo-R2；因相关变量滞后一期，故样本量与前文略有差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理。
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表 8 CEO变更、现金持有与企业价值
变量 现金持有价值 超额现金持有价值 tobinq tobinq dtobinq dtobinq tobinq tobinq dtobinq dtobinq (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) CEObg −0.057** −0.037* −0.021 −0.015 (−2.541) (−1.775) (−1.361) (−1.022) Lcash −0.308*** −0.333*** −0.238*** −0.254*** (−6.398) (−6.777) (−5.220) (−5.452) CEObg_Lcash 0.165** 0.109 (2.117) (1.562) Ldcash −0.321*** −0.350*** −0.299*** −0.326*** (−6.536) (−6.855) (−6.407) (−6.693) CEObg_Ldcash 0.183** 0.169** (2.161) (2.214) CV Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/个体 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 16,764 16,764 16,764 16,764 16,745 16,745 16,745 16,745 adj-R2 0.369 0.370 0.172 0.172 0.370 0.370 0.174 0.174 注：因相关变量存在缺失值，故观测值有所差异；括号内为t值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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