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上文的研究结果指出，管理层为降低解职风险，会选择性地进行修正公告的归因披露。接下来，我们试图分析自利性归因的效果，或者说，修正公告的归因策略是否能够有效缓解离职风险。我们参考Jenter and Kanaan（2015）和Conyon and He（2014）等的研究，设计如下模型（3）进行检验：
模型（3）中，因变量Turnover i,t+1 为高管离职哑变量：若公司CEO在t+1年发生了离职为1，否则为0。如果归因决策能够有效降低解职风险，Change i,t ×External i,t 的系数β 2 应显著为正，即用外因解释坏消息能够缓解管理层因会计业绩恶化而离职的风险。此外，我们还控制了公司规模Size、负债比率Lev、公司是否属于传统制造行业Manufac、公司经营业绩情况Opicratio及它们与消息性质的交乘项，变量具体定义见表1。
由于高管的事后解职（Turnover i,t+1 ）与其事前离职风险具有相关性，而事前离职风险会影响到归因选择（External i,t ），因此，为排除因变量和自变量之间存在内生性问题，我们参考Greene（2000）、Maddala（1983）及Lee,Matsunaga and Park（2012）等的研究，采用表面非相关双变量概率单位模型（Seemingly Unrelat-ed Bivariate Probit Model）进行估计。其估计方法如下：首先我们引入模型（4），随后将模型（3）与模型（4）联立做SUR估计。
相关的分析结果如表7所示。该表由三列组成，第（1）列对应模型（3）的回归结果；第（2）列和第（3）列则是联立模型（3）和模型（4）的估计结果。第（1）列显示，Change×External的交乘项系数为0.584，在5%的水平下显著为正。该结果表明，管理层用外因解释业绩预告修正时，能够缓解因坏消息而离职的风险。
第（3）列的联立模型结果显示，在考虑了内生性后，Change×External的系数仍显著为正。Wald检验（似然比检验）可检验模型（3）和模型（4）之间的相关性ρ是否为0：若Wald检验不能接受ρ=0的原假设，则说明单独回归模型（3）受内生性影响；反之，则表明模型（3）不存在内生性影响。我们在表7第（2）列和第（3）列列示了Wald检验的结果，表明表7第（1）列的研究结果并不受内生性影响。
表7 业绩预告修正归因与管理层解职
注：括号内数字为经调整后的z值，所有回归均控制了年度固定效应；***、**、*分别代表在1%、5%、10%的水平下显著。
本文与Baginski et al.（2004）不同，只选取了业绩预告修正原因中只有外部原因或只有内部原因的样本进行检验。为增强结果的稳健性，我们在本节加入同时披露内外部原因的样本，并将External重新定义为：当修正原因包含外部原因时为1，否则为0。同时，为了与以往文献可比，我们还加入了新变量Internal，并将其定义为：当修正原因包含内部原因时为1，否则为0。我们使用新样本对假说1进行检验并将结果列示于表8中。
表8 消息性质与业绩预告修正归因——扩大样本
注：括号内数字为经调整后的z值，所有回归均控制了年度固定效应；***、**、*分别代表在1%、5%、10%的水平下显著。
该表第（1）列以External为因变量，回归结果显示Change的系数为-0.562，并在1%水平下显著。该结果与表5一致，支持假说1。Baginski et al.（2004）并未发现发布坏消息时管理层更多地用外部原因进行解释。正如前文所述，我国强制业绩预告的政策使得管理层必须对坏消息予以披露或者解释，管理层为降低自身风险更有可能选择性地披露业绩预告修正原因。此外，在第（2）列以Internal为因变量进行了回归，结果显示Change的系数为0.136，在10%水平下显著为正，该结果与Baginsiki et al.（2004）的结果一致。综上，加入同时披露内外部原因的样本后，管理层自利性归因的现象依旧显著存在。