周 蕾 王立琴

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

我國股票市場自建立以來經(jīng)歷了多次股價(jià)暴跌。股價(jià)暴跌導(dǎo)致的崩盤不僅損害投資者與企業(yè)的利益，而且威脅資本市場的穩(wěn)定發(fā)展。在信息不對稱的情況下，管理層為自身私利不斷隱藏負(fù)面信息是股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的根源（Jin和Myers，2006）[1]。已有研究表明，管理層的代理問題與過度自信是公司股價(jià)發(fā)生崩盤的重要因素。高管變更作為上市公司內(nèi)部治理的重要手段之一，可以通過解聘不稱職的經(jīng)理人，重新聘任合格的經(jīng)理人，甚至向社會傳遞出有關(guān)高管價(jià)值的信號使其聲譽(yù)受損而影響職業(yè)生涯乃至個(gè)人財(cái)富，進(jìn)而激勵(lì)在位高管不斷努力工作，最終發(fā)揮公司治理的作用，有效解決代理問題。

股價(jià)崩盤導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值受損，作為代理人的高管承擔(dān)著不可推卸的責(zé)任。Jensen和Meckling（1976）指出對高管進(jìn)行制約的有效措施之一就是解聘[2]，而且解聘高管也是恢復(fù)企業(yè)聲譽(yù)的重要途徑（Suchman，1995）[3]。企業(yè)科學(xué)的選聘機(jī)制能夠積極約束和警示懲戒不稱職的管理者，同時(shí)在企業(yè)內(nèi)塑造競爭的氛圍以激勵(lì)管理者勤奮工作。那么，高管變更作為上市公司重要的內(nèi)部治理手段是否可以緩解公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)呢？基于此，本文將根據(jù)2010-2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，來探討高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的影響。

二、理論分析及研究假設(shè)

(一)高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

高管變更作為上市公司內(nèi)部治理手段能以終止合約的方式更換不合格的經(jīng)理人，重新聘任合適的經(jīng)理人，是解決委托代理問題最為有效的手段之一。此外，高管變更也是企業(yè)重塑聲譽(yù)的重要手段（Suchman，1995）[3]，其帶來高管的流動(dòng)還將推動(dòng)知識轉(zhuǎn)移從而導(dǎo)致跨企業(yè)的戰(zhàn)略學(xué)習(xí)（謝荷鋒和周偉偉，2015）[4]。而且憑借市場的價(jià)值評估和信號傳遞作用，高管變更能給在位高管的人力資本產(chǎn)生貶值威脅，激勵(lì)其勤奮工作、合規(guī)履職，進(jìn)而減少經(jīng)理人的自利主義與逆向選擇，從而發(fā)揮公司治理的作用，降低代理成本。Jensen和Meckling（1976）指出，真實(shí)可信的高管變更是確保在位高管努力工作的有效機(jī)制[2]。高管變更作為公司內(nèi)部治理的手段，已有研究表明：高管變更會帶來企業(yè)業(yè)績的提升、資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與市場的正向反應(yīng)。Kato和Long（2005）認(rèn)為CEO變更能夠明顯的提高企業(yè)業(yè)績，而且CEO變更對企業(yè)業(yè)績的改善作用在私有控股公司更為顯著[5]。朱琪（2010）也指出經(jīng)歷過高管更換的企業(yè)績效得到了明顯提高[6]。張亮亮等（2014）則在管理防御的框架下考察了高管變更的經(jīng)濟(jì)后果，研究發(fā)現(xiàn)高管變更具有改善資本結(jié)構(gòu)決策的功能[7]。總體來說，市場對高管變更持有正面的態(tài)度，將高管變更看作一個(gè)利好信號（李小軍，2014）[8]。

由此得出結(jié)論：高管變更能緩解代理問題，并約束規(guī)范高管的自利行為，增加工作的勤勉度和盡職度，提升企業(yè)業(yè)績，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，有助于緩解企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。由此提出假設(shè)H1。

H1：高管變更能夠降低企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

(二)高管變更、會計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

會計(jì)穩(wěn)健性要求企業(yè)收益對“壞消息”的反映速度比“好消息”快，主要體現(xiàn)為不高估資產(chǎn)和收益，不低估負(fù)債與費(fèi)用。高管作為企業(yè)負(fù)責(zé)人與決策者，其變動(dòng)會對企業(yè)的會計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生積極影響（趙剛和徐升艷，2013）[9]。一方面，投資者可能對新任高管了解較少，增加了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，企業(yè)會通過提升會計(jì)穩(wěn)健性對高管高估利潤的動(dòng)機(jī)進(jìn)行限制，緩解信息不對稱；另一方面，繼任高管出于自利動(dòng)機(jī)，可能會提升會計(jì)穩(wěn)健性以更充分地確認(rèn)費(fèi)用與損失，進(jìn)而將初始較差的業(yè)績歸咎于前任。作為會計(jì)信息質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，會計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制高管對外隱藏不利消息，卻加快釋放有利信息的動(dòng)機(jī)（LaFond和Watts，2008）[10]，使得壞消息難以累積并及時(shí)地傳遞至外部，降低信息不對稱，進(jìn)而有助于抑制企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。此外，會計(jì)穩(wěn)健性要求及時(shí)確認(rèn)費(fèi)用與損失，使得不能盈利的項(xiàng)目能夠被及時(shí)發(fā)現(xiàn)與制止（Ball和Shivakumar，2005）[11]，降低因不能盈利項(xiàng)目拖累企業(yè)整體盈利能力的風(fēng)險(xiǎn)?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H2：

H2：高管變更能夠通過提升會計(jì)穩(wěn)健性抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2019年A股上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)已有的研究，本文對研究樣本進(jìn)行了以下處理：剔除金融業(yè)公司；剔除數(shù)據(jù)缺失、異常以及ST、*ST類公司；剔除年交易周數(shù)小于30周的樣本；剔除行業(yè)觀察值小于10的樣本；對連續(xù)變量按照1%水平上進(jìn)行縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量：股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)（Crash）。參考已往研究，本文采取負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）與收益上下波動(dòng)比率（DUVOL）來度量股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）的計(jì)算方法如下：

其中，Wi,t為個(gè)股i在第t周的特定收益率。NCSKEW值越大，表明企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。

收益上下波動(dòng)比率（DUVOL）的計(jì)算方法如下:

其中，nu和nd分別表示個(gè)股i的特定周收益率Wi,t大于和小于其年特定周收益率的平均值Wi的周數(shù)。DUVOL值越大，表明企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。

2.解釋變量：高管變更（TURN）。借鑒安靈和沈青青（2016）[12]的研究，將變更原因?yàn)橥晟浦卫斫Y(jié)構(gòu)、涉案、退休或死亡的高管變更視為自愿變更，其他原因所導(dǎo)致的變更視為強(qiáng)制性變更。如果高管發(fā)生強(qiáng)制性變更，TURN取值為1，否則為0。在一個(gè)年度內(nèi)，董事長或總經(jīng)理發(fā)生多次變更則取一次變更。

3.中介變量：會計(jì)穩(wěn)健性（CONSV）。會計(jì)穩(wěn)健性要求及時(shí)對壞消息進(jìn)行確認(rèn)會使得盈余波動(dòng)的程度增大。借鑒張功富和師玉平（2017）[13]的研究，將盈余的波動(dòng)程度作為會計(jì)穩(wěn)健性的代理變量，CONSV越大，會計(jì)穩(wěn)健性越高。其計(jì)算公式為：

4.控制變量。根據(jù)以往研究，本文引入如下控制變量：公司規(guī)模（SIZE）、業(yè)績水平（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、董事會規(guī)模（BOARD）、股權(quán)集中度（CAR10）、賬 面 市 值 比 （BM）、總 資 產(chǎn) 增 長 率（GROWTH）、信息透明度（ABACC）、企業(yè)年齡（AGE）。本文還設(shè)置了行業(yè)和年份虛擬變量。本文變量設(shè)計(jì)如表1所示。

表1 變量設(shè)計(jì)表

(三)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型（1）：

CRASH用NCSKEW和DUVOL兩個(gè)指標(biāo)衡量，Control為以上表1中定義的控制變量，Year和Ind表示年份與行業(yè)，ε為殘差。

為檢驗(yàn)會計(jì)穩(wěn)健性對高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)，本文構(gòu)建模型（2)-(4）：

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2的結(jié)果顯示，高管變更（TURN）的均值為0.230，標(biāo)準(zhǔn)差為0.421，表明有四分之一的樣本發(fā)生了高管變更。另外，本文進(jìn)行了方差膨脹因子檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量的VIF值都小于3，平均VIF為1.45，可見各個(gè)變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸分析

1.高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

表3報(bào)告了模型一的回歸結(jié)果。從表中可以看出，高管變更（TURN）的系數(shù)為負(fù)且都在5%水平上顯著。實(shí)證結(jié)果支持本文的研究假設(shè)H1，即高管變更能夠降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，這意味著作為公司治理手段之一的高管聘任決策總體是有效的，合理的高管流動(dòng)機(jī)制一定程度上能夠降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

表3 高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

2.會計(jì)穩(wěn)健性的中介作用

表4報(bào)告了會計(jì)穩(wěn)健性中介效應(yīng)的回歸結(jié)果。從列一與列二可以看出，會計(jì)穩(wěn)健性（CONSV）的系數(shù)為負(fù)且在5%水平上顯著，表明會計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；從列三可以看出，當(dāng)采用會計(jì)穩(wěn)健性（CONSV）作為被解釋變量時(shí)，高管變更（TURN）的系數(shù)為正且在1%水平上顯著，表明高管變更能夠提高會計(jì)穩(wěn)健性；從表中列四與列五可以看出，當(dāng)加入會計(jì)穩(wěn)健性（CONSV）后，高管變更（TURN）的系數(shù)依然為負(fù)且保持原來的顯著性水平，只是系數(shù)有所下降，表明會計(jì)穩(wěn)健性發(fā)揮了部分中介作用。實(shí)證結(jié)果支持本文的研究假設(shè)H2，即高管變更能夠通過提高會計(jì)穩(wěn)健性抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

表4 會計(jì)穩(wěn)健性的中介作用

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測期間

為進(jìn)一步檢驗(yàn)長期效應(yīng)與克服內(nèi)生性問題，采用滯后兩期的負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和收益上下波動(dòng)比率（DUVOL）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文的回歸檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

2.傾向得分匹配法

為了進(jìn)一步保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過傾向得分匹配法對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)：通過多個(gè)角度將高管發(fā)生變更的公司與其特征相似的但高管沒有發(fā)生變更的公司進(jìn)行匹配，以得出高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的凈影響。傾向得分匹配后進(jìn)行回歸，高管變更（TURN）的系數(shù)都為負(fù)并且顯著，假設(shè)H1再次得證。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、基于高管持股比例的進(jìn)一步分析

高管持股使得高管自身財(cái)富與股價(jià)緊密相連。盈余公告作為投資者預(yù)測企業(yè)未來盈利的重要工具（權(quán)小鋒和吳世農(nóng)，2010）[14]，其所展示的業(yè)績狀況越好，投資者越看好，股價(jià)越高。因此，高管持股比例越大使得高管更有動(dòng)機(jī)進(jìn)行盈余操縱拉高股價(jià)以獲取更多的利益（路軍偉等，2015）[15]。此外，高管持股比例越大，權(quán)力也隨之增大，高管更加具備動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行盈余操縱，增加在職消費(fèi)和灰色收入，容易滋生腐敗問題（胡明霞和干勝道，2014）[16]；并且權(quán)力增大也使其受到的制約與監(jiān)督減少（王東清和劉艷輝，2016）[17]，甚至加深代理問題（周蕾等，2020）[18]，進(jìn)一步影響公司財(cái)務(wù)決策與信息披露，其對企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)著更大的責(zé)任。與高管持股比例較小的企業(yè)相比，高管持股比例高的企業(yè)，即使發(fā)生高管變更，其也可以依靠較大的所有權(quán)權(quán)力對企業(yè)產(chǎn)生重要影響，削弱高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用。

文章采用高管持股數(shù)量與企業(yè)本年總股數(shù)的比值來衡量高管的持股比例。分年度行業(yè)計(jì)算高管持股比例的均值，將高于均值的一組作為高管持股比例高組，低于均值的一組作為高管持股比例低組，分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。根據(jù)表6的回歸結(jié)果顯示，在高管持股比例低組中，TURN的回歸系數(shù)都為負(fù)并且在5%水平上顯著，而在高管持股比例高組中，TURN在統(tǒng)計(jì)上不顯著。由此可見，高管持股比例越小，高管變更與股價(jià)崩盤的負(fù)向關(guān)系越顯著；當(dāng)高管持股比例越大時(shí)，高管變更與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間并不顯著相關(guān)，高管持股過多具有塹壕防御效應(yīng)，會削弱高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的治理效應(yīng)。

表6 高管持股比例分組檢驗(yàn)

六、結(jié)論與討論

文章根據(jù)2010-2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)高管變更能夠通過提高會計(jì)穩(wěn)健性抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；高管持股過大會削弱高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的治理效應(yīng)。

文章的研究結(jié)論對于維護(hù)企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展有一定的理論和實(shí)踐意義，基于此，本文提出以下建議：（1）企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立公平公正的高管篩選與聘任機(jī)制，健全人才培養(yǎng)計(jì)劃與考核標(biāo)準(zhǔn)，保障高管的合理流動(dòng)。（2）高管持股比例會影響到高管變更對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的治理效應(yīng)，企業(yè)應(yīng)當(dāng)完善股權(quán)結(jié)構(gòu)，對高管的持股比例加以控制，加強(qiáng)代理人之間的分權(quán)制衡，避免高管持股過多，同時(shí)建立高效的董事會與監(jiān)事會監(jiān)督機(jī)制，將高管權(quán)力關(guān)進(jìn)制度的籠子里。（3）從高管個(gè)人的角度來說，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)自身的職業(yè)道德與修養(yǎng)、提高自身能力，嚴(yán)格遵守企業(yè)規(guī)章制度，約束機(jī)會主義行為。