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        高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為關(guān)系研究

        2022-03-23 01:40:00李廷剛白貴玉
        科學(xué)決策 2022年2期
        關(guān)鍵詞:稽查違規(guī)高管

        徐 鵬 李廷剛 白貴玉

        1 引 言

        近年來,從黨的十九大報(bào)告到中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議,以及國(guó)務(wù)院、中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)和證券交易所等陸續(xù)發(fā)布了一系列文件與政策,進(jìn)一步明確了我國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展方針,對(duì)上市公司質(zhì)量提出了更高的要求。國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃中關(guān)于深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革部署了“完善資本市場(chǎng)基礎(chǔ)制度,健全多層次資本市場(chǎng)體系,全面實(shí)行股票發(fā)行注冊(cè)制,建立常態(tài)化退市機(jī)制,提高上市公司質(zhì)量”等重點(diǎn)任務(wù),意味著未來較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi),以注冊(cè)制和退市制度改革為抓手的資本市場(chǎng)制度改革進(jìn)程將不斷深化與加速。同時(shí),第十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第十五次會(huì)議審議通過了《中華人民共和國(guó)證券法(2019年修正)》,新證券法已于2020年3月正式施行,對(duì)上市公司違規(guī)違法行為制定了更加嚴(yán)格的處罰措施。然而,受巨額利益驅(qū)使以及違規(guī)行為風(fēng)險(xiǎn)與收益的巨大差距,實(shí)踐中上市公司違規(guī)行為屢禁不止(蔡衛(wèi)星等,2020[1])。例如康美藥業(yè)、撫順特鋼的財(cái)務(wù)造假案,以及保千里的信息披露違法違規(guī)案等典型案例。上述公司的違規(guī)行為不僅損害了投資者的利益,更是嚴(yán)重?cái)_亂了正常的市場(chǎng)秩序,為社會(huì)主義市場(chǎng)體系的規(guī)范化、標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程帶來巨大挑戰(zhàn)和阻礙(徐鵬等,2019[2])。在此背景下,探索上市公司違規(guī)行為的發(fā)生機(jī)理與規(guī)避策略,對(duì)提升我國(guó)上市公司治理規(guī)范性、強(qiáng)化投資者保護(hù)并推動(dòng)資本市場(chǎng)健康發(fā)展具有重要意義。

        回顧以往研究,相關(guān)文獻(xiàn)主要從如下兩方面對(duì)上市公司違規(guī)行為的前因要素展開分析:一是從法律執(zhí)行力度(Jiang 和Kim,2015[3])、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度(滕飛等,2016[4])、保險(xiǎn)治理(李從剛和許榮,2020[5])等外部視角出發(fā),多數(shù)研究證實(shí)了外部治理因素能對(duì)上市公司違規(guī)行為具有顯著的監(jiān)督效果和外部治理效應(yīng);二是從大股東控制權(quán)(王敏和何杰,2020[6])、高管異質(zhì)性(魚乃夫和楊樂,2019[7])、董事會(huì)特征(蔡志岳和吳世農(nóng),2007[8])等內(nèi)部治理因素探討上市公司違規(guī)行為的發(fā)生機(jī)理,研究發(fā)現(xiàn)高管的教育水平、金融背景等個(gè)體特征對(duì)上市公司違規(guī)行為具有顯著抑制作用。已有研究充分表明了上市公司高管對(duì)違規(guī)行為的影響客觀存在。以此為基礎(chǔ),本文考察高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的影響機(jī)理,可能的貢獻(xiàn)包括:

        首先,從高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的角度豐富了公司違規(guī)行為影響因素的研究。已有涉及高管和上市公司違規(guī)行為關(guān)系的文獻(xiàn)主要關(guān)注了高管個(gè)人特質(zhì)以及高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性的影響,對(duì)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性治理作用的關(guān)注尚顯不足。本文在證實(shí)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為存在顯著抑制作用的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步分析了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性發(fā)揮治理作用的中介機(jī)制。此外,本文基于違規(guī)類型和違規(guī)程度進(jìn)一步區(qū)分了上市公司違規(guī)行為,以探索高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的差異化影響,對(duì)中國(guó)上市公司違規(guī)行為動(dòng)因的研究進(jìn)行了有益拓展。

        其次,豐富并推進(jìn)了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的研究。現(xiàn)有大多文獻(xiàn)探討了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的積極意義(湯莉和杜善重,2018[9]),本文則通過探討高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為以及違規(guī)稽查時(shí)間的影響,發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性具有“雙刃劍”作用,即高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有利于減少違規(guī)行為,但當(dāng)違規(guī)行為已成事實(shí)的情況下,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性延長(zhǎng)了違規(guī)行為被稽查的時(shí)間,相關(guān)結(jié)論可以為上市公司高管團(tuán)隊(duì)建設(shè)提供參考借鑒。

        2 理論分析與研究假設(shè)

        2.1 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為

        高層梯隊(duì)理論問世以來,學(xué)者們逐漸意識(shí)到高層管理者作為公司治理結(jié)構(gòu)的核心,不僅是各類資源的分配者,更是公司內(nèi)重大決策的制定者。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),高管的決策傾向會(huì)受到高管團(tuán)隊(duì)的干預(yù),且高管團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量在很大程度上取決于高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(Agarwal等,2020[10])。尤其在動(dòng)蕩的資本市場(chǎng)環(huán)境中,高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定狀態(tài)顯得尤為重要。社會(huì)同一性理論認(rèn)為,具有較高穩(wěn)定性的高管團(tuán)隊(duì)成員之間會(huì)保持積極的情感關(guān)系,而這種關(guān)系會(huì)使得團(tuán)隊(duì)成員的認(rèn)知逐漸趨于同一化,并且高管之間會(huì)產(chǎn)生較高的默契,最終形成團(tuán)體凝聚力(張兆國(guó)等,2018[11])。團(tuán)體凝聚力有利于提高上市公司決策質(zhì)量和響應(yīng)速度,并由此影響上市公司的治理行為,在上市公司治理過程中發(fā)揮積極效應(yīng)。

        借鑒陸瑤和李茶(2016)[12]的“公司違規(guī)成本與收益分析”方法,上市公司是否進(jìn)行違規(guī)行為主要取決于違規(guī)成本與違規(guī)收益的比較。當(dāng)違規(guī)收益明顯大于違規(guī)成本時(shí),高管就容易實(shí)施違規(guī)行為。違規(guī)成本主要包括違規(guī)被稽查的可能性以及高管所面臨的處罰成本。違規(guī)收益主要包含違規(guī)行為所帶來的短期額外收益和所避免的處罰。我們認(rèn)為,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性主要通過減少對(duì)違規(guī)收益的期望以及提高對(duì)違規(guī)成本的預(yù)測(cè)以抑制上市公司違規(guī)行為的發(fā)生。具體邏輯如下:

        首先,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性減少了高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)違規(guī)收益的期望。管理者防御理論認(rèn)為,高層管理者為了避免降薪、降職、解雇等處罰,會(huì)采取一些自利行為,以維護(hù)自身的職位和薪酬(張海龍和姚冰湜,2014[13])。而較為穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)則降低了高管的離職風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而減少了管理者的短視行為。同時(shí),當(dāng)公司面臨重大問題需要進(jìn)行決策時(shí),穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)減少了協(xié)調(diào)成本,使得高管團(tuán)隊(duì)成員能夠各抒己見,從而提高了決策的質(zhì)量和水平(Heavey和Simsek,2017[14])?;诖耍邔庸芾碚邥?huì)盡可能做出高質(zhì)量的決策以實(shí)現(xiàn)自身和企業(yè)的持續(xù)共同發(fā)展,并不會(huì)因?yàn)槎唐诘倪`規(guī)收益而損害自身長(zhǎng)遠(yuǎn)的利益。因此,在較為穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)中,高管會(huì)更多地考慮長(zhǎng)遠(yuǎn)利益,進(jìn)而減少違規(guī)收益期望。

        其次,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性提高了高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)違規(guī)成本的預(yù)測(cè)。違規(guī)成本分為直接違規(guī)成本和間接違規(guī)成本:直接違規(guī)成本既包括批評(píng)、警告和譴責(zé)等一般違規(guī)處罰,又包含罰款、沒收非法所得、取消營(yíng)業(yè)許可、市場(chǎng)禁入等重大違規(guī)處罰;間接違規(guī)成本主要是指高昂的聲譽(yù)成本,即公司的負(fù)面報(bào)道不僅對(duì)公司的聲譽(yù)造成損害,如一定范圍的股價(jià)波動(dòng)(Kothari等,2009[15]),而且會(huì)對(duì)高管在勞動(dòng)市場(chǎng)上的形象具有不利影響(Andrus等,2019[16])。高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高,行為整合能力與團(tuán)體凝聚力就越強(qiáng),高管自身利益會(huì)與公司整體利益的聯(lián)系更加緊密,公司和高管的聲譽(yù)一旦遭受損害,公司倘若再采取聲譽(yù)修復(fù)行動(dòng)亦是收效甚微(石青梅和孫夢(mèng)娜,2020[17])?;诖耍?dāng)上市公司發(fā)生違規(guī)行為時(shí),高管不僅將個(gè)人的違規(guī)處罰考慮在內(nèi),更會(huì)考慮公司所面臨的違規(guī)成本,從而使得公司高管提高了所面臨的違規(guī)成本預(yù)測(cè),從而減少其違規(guī)行為。

        總之,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性一方面使得高管更多地考慮長(zhǎng)遠(yuǎn)收益,以減少短期的違規(guī)收益預(yù)期;另一方面使得高管更加地共同考慮個(gè)體和團(tuán)隊(duì)利益,從而提高對(duì)違規(guī)成本的預(yù)測(cè),由此對(duì)上市公司違規(guī)行為產(chǎn)生抑制作用,基于以上分析,提出研究假設(shè)如下:

        H1:高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有助于抑制上市公司違規(guī)行為。

        2.2 當(dāng)上市公司違規(guī)后,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)違規(guī)稽查時(shí)間的影響

        上文論述了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司違規(guī)行為的抑制作用,但是在公司違規(guī)已成事實(shí)的情況下,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性會(huì)不利于違規(guī)稽查,延長(zhǎng)被稽查時(shí)間。其主要邏輯如下:

        首先,當(dāng)公司違規(guī)已成事實(shí)時(shí),穩(wěn)定性較高的高管團(tuán)隊(duì)更有動(dòng)機(jī)去掩蓋其違規(guī)行為。這是因?yàn)樯鲜泄具`規(guī)行為一旦被稽查,公司將會(huì)面臨巨大的違規(guī)成本(梁上坤等,2020[18])。在面對(duì)如此巨大的違規(guī)成本時(shí),為了保護(hù)自身和企業(yè)利益,以情感維系的高管團(tuán)隊(duì)成員更有動(dòng)機(jī)形成掩蓋違規(guī)行為的共識(shí)(Oh等,2006[19])。

        其次,當(dāng)上市公司違規(guī)已成事實(shí)時(shí),穩(wěn)定性較高的高管團(tuán)隊(duì)更有能力去掩蓋其違規(guī)行為。高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高,團(tuán)隊(duì)成員行動(dòng)的一致性程度越強(qiáng),往往在公司中擁有較大的控制權(quán)和決策權(quán),董事會(huì)作為公司內(nèi)部重要的監(jiān)管部門,在此情境下往往無法充分發(fā)揮應(yīng)有的監(jiān)督職能(陸瑤和胡江燕,2016[20])。為了自身和團(tuán)體的利益,高管團(tuán)隊(duì)成員能夠通過會(huì)計(jì)信息舞弊、信息披露遺漏、信息披露延遲等方式來掩蓋其違規(guī)行為,從而延長(zhǎng)被稽查時(shí)間(張晨宇和武劍鋒,2020[21])。

        基于以上分析,提出假設(shè)如下:

        H2:當(dāng)上市公司違規(guī)行為發(fā)生后,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性不利于違規(guī)稽查。

        3 研究設(shè)計(jì)

        3.1 研究方法

        以往研究常采用Logit模型或Probit模型對(duì)公司違規(guī)行為進(jìn)行估計(jì),通常是將已被稽查的違規(guī)上市公司作為“違規(guī)”樣本,但并未考慮到其他違規(guī)公司未被稽查到的“違規(guī)”樣本。由于公司違規(guī)行為具有一定的隱蔽性,從而導(dǎo)致違規(guī)稽查具有一定的滯后性,考慮到上市公司的違規(guī)行為只有被稽查到的數(shù)據(jù)才能被測(cè)量和觀測(cè),為保證回歸結(jié)果的可靠性,本文在使用Probit模型的基礎(chǔ)上,同時(shí)采用部分可觀測(cè)Bivariate Probit模型進(jìn)行估計(jì)。借鑒Poirier(1980)[22]和梁上坤等(2020)[18]的研究,將公司違規(guī)變量分解為違規(guī)傾向和違規(guī)稽查兩個(gè)不可觀測(cè)的潛變量,建立以下模型:

        Fraudit*代表i公司的違規(guī)傾向;Detectit*則代表i公司被稽查的可能性。XFraud,it表示解釋i公司實(shí)施違規(guī)傾向的因素;XDetect,it則表示解釋i公司實(shí)施違規(guī)行為后被監(jiān)管稽查可能性的變量(i代表公司,t代表年份)。

        若Fraudit*>0,F(xiàn)raudit=1,否則Fraudit=0;若Detectit*>0,Detectit=1,否則Detectit=0。

        令VIOit=Fraudit×Detectit,則VIOit=1,表示i公司有違規(guī)行為且被監(jiān)管稽查到;VIOit=0,代表i公司沒有違規(guī)行為或者i公司有違規(guī)行為但未被監(jiān)管稽查到。

        若令Φ表示二元標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù),則

        模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)為

        其中,為了保證估計(jì)結(jié)果的可靠性,借鑒Wang等(2010)[23]的研究,完全識(shí)別模型參數(shù)的選擇規(guī)定了以下兩個(gè)條件:(1)XFraud,it與XDetect,it不應(yīng)包含完全相同的變量;(2)解釋變量在樣本中應(yīng)表現(xiàn)出很大的變化。

        3.2 樣本來源與描述

        本文以我國(guó)A股上市公司為初始樣本,將樣本觀測(cè)區(qū)間限定為“2010-2019”年,同時(shí)通過如下步驟進(jìn)行篩選:(1)剔除金融類上市公司;(2)剔除ST及被退市的上市公司樣本;(3)剔除主要相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到22851個(gè)觀測(cè)值。本文所采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。其中有關(guān)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為的數(shù)據(jù)由作者手工整理而得。同時(shí),為了消除異常值的影響,我們對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。

        表1為樣本觀測(cè)期內(nèi)上市公司的違規(guī)情況。通過表1可以看出,違規(guī)且被稽查的上市公司在2012年達(dá)到峰值,這可能是由于《上市公司監(jiān)管指引第2號(hào)—上市公司募集資金管理和使用的監(jiān)管要求》的出臺(tái),使得資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量和透明度得到提高。此外,鑒于2015年爆發(fā)的股災(zāi)所產(chǎn)生的市場(chǎng)泡沫,違規(guī)收益的顯著提高驅(qū)使更多的上市公司發(fā)生了違規(guī)行為,從而使得2015年上市公司違規(guī)數(shù)量大幅提升。統(tǒng)計(jì)顯示,樣本觀測(cè)期內(nèi)總計(jì)3183個(gè)違規(guī)公司的樣本,占近10年上市公司總數(shù)的13.93%,但上市違規(guī)公司比例總體上呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。這表明我國(guó)資本市場(chǎng)的監(jiān)管力度正在不斷加強(qiáng),并已取得一定成效。

        表1 上市公司違規(guī)情況

        3.3 模型構(gòu)建與變量定義

        為檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的影響,本文設(shè)定以下模型:

        其中,STMT表示解釋變量,即高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性;Control為控制變量組,β0為截距項(xiàng),ε代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在式(6)中,被解釋變量為上市公司違規(guī)行為(VIO),該模型用以檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的影響,即假設(shè)H1。為了進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H1,基于研究方法部分的介紹,采用部分可觀測(cè)Bivariate Probit模型的估計(jì)方法,利用影響違規(guī)行為的其它因素分別引入兩個(gè)不可觀測(cè)的潛變量,即違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)稽查(Detect),具體選取的影響因素見表2。由此分別設(shè)立式(7)和式(8),旨在對(duì)上市公司違規(guī)行為的研究作更為細(xì)致的考察。在式(9)中,被解釋變量為違規(guī)稽查時(shí)間(INSP),此模型主要用來檢驗(yàn)當(dāng)上市公司發(fā)生違規(guī)行為后,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)違規(guī)稽查時(shí)間的影響,即假設(shè)H2。此外,本文還控制了年份固定效應(yīng)。

        (1)被解釋變量

        借鑒現(xiàn)有研究(梁上坤等,2020[24]),本文通過虛擬變量對(duì)違規(guī)行為(VIO)進(jìn)行衡量,若上市公司當(dāng)年發(fā)生違規(guī)行為取1,否則取0。

        同時(shí)借鑒陸瑤和胡江燕(2016)[20]的研究,將違規(guī)稽查時(shí)間(INSP)定義為公司違規(guī)行為開始到被稽查的年份數(shù)。

        (2)解釋變量

        高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)是指高管團(tuán)隊(duì)的整體規(guī)模以及組成成員在一定時(shí)期內(nèi)保持不變的程度,它不僅是團(tuán)隊(duì)凝聚力的集中體現(xiàn),同時(shí)也是各利益相關(guān)者之間的博弈均衡狀態(tài)(張鐵鑄等,2020[25])。高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性主要涉及以下兩個(gè)層面:一方面關(guān)注高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模的穩(wěn)定狀態(tài);另一方面則要觀察其組成成員的變動(dòng)情況。本文借鑒Crutchley等(2002)[26]的做法,構(gòu)建以下公式來計(jì)算高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性:

        其中,Mt為公司第t年的高管總?cè)藬?shù),Mt+1則為第t+1年的高管總?cè)藬?shù)。#(St/St+1)為在第t年在任但在第t+1年離職的高管人數(shù);#(St+1/St)則表示在第t年不在任卻在第t+1年新增的高管人數(shù)。STMT取值范圍在[0,1]之間,越接近于1,說明高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性越強(qiáng);相反,取值越小,表明高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性越弱(Richardson,2006[27])。

        (3)控制變量

        參考前人研究,本文在回歸分析中控制了公司經(jīng)營(yíng)、公司治理、訴訟風(fēng)險(xiǎn)等三方面的影響因素,其中公司經(jīng)營(yíng)變量包括公司規(guī)模(FSIZE)、股票年收益率(ASR)、托賓Q(TQ)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)和總資產(chǎn)收益率(ROA);公司治理變量含有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(NPR)、兩職合一(ITF)、股權(quán)集中度(CON1)、董事會(huì)規(guī)模(BSIZE)以及獨(dú)立董事比例(PID);訴訟風(fēng)險(xiǎn)變量包含行業(yè)公司違規(guī)比(INDF)、審計(jì)師類型(ATY)和股票換手率(STU)。變量定義與測(cè)量方式見表2。

        表2 變量定義與測(cè)量方式

        4 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

        4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

        表3是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì),分別表示了樣本數(shù)據(jù)的最小值、中值、最大值、均值以及標(biāo)準(zhǔn)差。樣本觀測(cè)期內(nèi)違規(guī)且被稽查的上市公司(VIO)均值為13.9%,表明中國(guó)上市公司的違規(guī)行為仍然普遍存在。對(duì)于已違規(guī)上市公司被稽查時(shí)間(INSP)的均值為0.255,即違規(guī)從發(fā)生到被稽查平均需要0.255年的時(shí)間。另外,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.159,表明不同公司高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性存在著較大差異。

        表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

        4.2 相關(guān)性分析

        表4列出了主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)與違規(guī)行為(VIO)的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.051,且在1%水平上顯著。初步表明高管團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定,其違規(guī)行為越少,與本文假設(shè)相符,但仍需做進(jìn)一步回歸檢驗(yàn)。此外,主要變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5,說明不存在嚴(yán)重的多重共線性。

        表4 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

        4.3 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為回歸分析

        表5為高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)公司違規(guī)行為(VIO)的回歸分析結(jié)果。由式(6)的回歸結(jié)果可知,通過Probit回歸估計(jì)結(jié)果可以看出,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為-0.065,且p<0.01。這說明高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司的違規(guī)行為存在顯著的負(fù)向關(guān)系,即高管團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定,上市公司的違規(guī)行為越小,假設(shè)H1得證。

        表5 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為

        式(7)和式(8)采用部分可觀測(cè)Bivariate Probit模型進(jìn)行估計(jì),第3和第4列分別報(bào)告了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)稽查(Detect)的回歸結(jié)果:對(duì)于違規(guī)傾向,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負(fù),且在1%水平上顯著;但對(duì)于違規(guī)稽查,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)不顯著。這表明高管團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定,公司違規(guī)傾向越小,但對(duì)被違規(guī)稽查的概率并沒有影響。此結(jié)果符合假設(shè)H1的預(yù)期。

        另外,本文通過將代表違規(guī)傾向的部分公司治理變量(兩職合一、股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例)用以解釋違規(guī)稽查,以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如第5-6列的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司違規(guī)傾向具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系??傮w而言,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有助于抑制上市公司違規(guī)行為。

        4.4 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時(shí)間回歸分析

        為了進(jìn)一步研究高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)違規(guī)稽查時(shí)間的影響,借鑒孟慶斌等(2016)[28]的研究,本文將違規(guī)稽查時(shí)間(INSP)定義為公司違規(guī)行為開始到被稽查的年份數(shù)。對(duì)于違規(guī)公司的樣本,表6報(bào)告了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)違規(guī)稽查時(shí)間(INSP)的回歸分析結(jié)果。第2列的回歸結(jié)果顯示,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為正,且在10%水平上顯著。這表明,對(duì)于已違規(guī)的上市公司,高管團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定,其違規(guī)行為被稽查的時(shí)間越長(zhǎng),假設(shè)H2得證。另外,為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采取泊松計(jì)數(shù)模型估計(jì)方法檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)違規(guī)稽查時(shí)間的影響,第3列報(bào)告了回歸結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為正,且在5%水平上顯著,這與本文假設(shè)H2基本一致。

        表6 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時(shí)間

        5 進(jìn)一步分析

        5.1 基于違規(guī)類型的分析

        參考中國(guó)證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司違規(guī)行為的區(qū)分,本文將違規(guī)行為分為信息披露違規(guī)、經(jīng)營(yíng)違規(guī)以及企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)三大類。上市公司信息披露違規(guī)(IDV),如虛構(gòu)利潤(rùn)、虛列資產(chǎn)、虛假記載(誤導(dǎo)性陳述)、推遲披露、重大遺漏等類型。另一類為上市公司經(jīng)營(yíng)違規(guī)(OPV),主要包括出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)等類型。將內(nèi)幕交易、違規(guī)買賣股票、操縱股價(jià)歸為領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)(LEV)。同時(shí)考慮到國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)中的其他違規(guī)類型的模糊性,所以,本文沒有將其進(jìn)行歸類。

        按照上述歸類方式,若該年度上市公司被稽查出對(duì)應(yīng)類型的違規(guī)行為時(shí),賦值為1,否則為0,由此引入三個(gè)啞變量作為被解釋變量分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表7具體匯報(bào)了上市公司違規(guī)分類的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。經(jīng)過分類統(tǒng)計(jì)可知,在所選取的違規(guī)公司樣本中,信息披露違規(guī)公司總占比達(dá)到83.25%,且每年所占比重較大,表明上市公司多是進(jìn)行虛假記載、推遲披露等信息披露違規(guī)攫取非法利益,而經(jīng)營(yíng)違規(guī)及領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為所占比重較小。另外,3183家違規(guī)公司總計(jì)違規(guī)次數(shù)高達(dá)4476次,表明存在同一違規(guī)公司同一年有多次違規(guī)的情形,為此,我們將違規(guī)頻數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

        表7 上市公司違規(guī)行為分類統(tǒng)計(jì)

        表8為高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同類型公司違規(guī)行為的回歸分析結(jié)果。第2列和第3列分別報(bào)告了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)信息披露違規(guī)(IDV)以及經(jīng)營(yíng)違規(guī)(OPV)的回歸結(jié)果:高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的系數(shù)均為負(fù),且分別在1%和5%水平上顯著。第4列則報(bào)告了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)(LEV)的回歸結(jié)果:高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的系數(shù)并不顯著??傮w而言,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)信息披露違規(guī)以及經(jīng)營(yíng)違規(guī)行為具有顯著的抑制作用,但對(duì)領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為的影響并不顯著。這可能是因?yàn)轭I(lǐng)導(dǎo)者在高管團(tuán)隊(duì)中擁有更大的權(quán)力和控制力,從而導(dǎo)致其他高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)其違規(guī)行為的抑制作用并不明顯。由此可以看出,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性積極作用的發(fā)揮存在一定的局限性,因此,在實(shí)踐中,我們應(yīng)該盡可能創(chuàng)造更多條件以充分發(fā)揮高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的積極作用。

        表8 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同類型違規(guī)行為的影響

        5.2 基于違規(guī)處罰程度的分析

        前文研究了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同類型違規(guī)的作用存在差異,此部分則繼續(xù)探索高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同處罰程度違規(guī)的影響。借鑒梁上坤等(2020)[18]的研究以及國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)的處罰方式,本文將批評(píng)、警告和譴責(zé)的處罰方式認(rèn)定為一般違規(guī)(GEV),如果上市公司發(fā)生一般違規(guī)行為取1,否則賦值為0;另外,將罰款、沒收非法所得、取消營(yíng)業(yè)許可(責(zé)令關(guān)閉)、市場(chǎng)禁入及其他處罰方式認(rèn)定為嚴(yán)重違規(guī)(SEV),如果上市公司發(fā)生嚴(yán)重違規(guī)行為取1,否則賦值為0。同一般違規(guī)相比,嚴(yán)重違規(guī)公司所面臨的處罰更嚴(yán)重。

        表9為高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同處罰程度違規(guī)行為的回歸分析結(jié)果。第2列、第3列分別報(bào)告了被解釋變量為一般違規(guī)(GEV)和嚴(yán)重違規(guī)(SEV)的回歸分析結(jié)果:解釋變量(STMT) 的回歸系數(shù)均為負(fù),且都在1%水平上顯著。這表明不管是上市公司的一般違規(guī)行為,還是嚴(yán)重違規(guī)行為,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性都能夠發(fā)揮顯著的抑制作用。以上結(jié)果均符合本文的預(yù)期。

        表9 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)不同處罰程度違規(guī)行為的影響

        5.3 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性產(chǎn)生治理作用的機(jī)制分析

        現(xiàn)有研究表明,穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部成員之間會(huì)形成以情感維系的信任關(guān)系,更有利于提升信息披露水平(黃荷暑和周澤,2015[29])。而且,穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)加強(qiáng)了高管個(gè)人與企業(yè)的聯(lián)系,促使高管提高信息披露質(zhì)量以實(shí)現(xiàn)個(gè)人與公司的持久發(fā)展(辛清泉等,2014[30])。高透明度會(huì)增加上市公司違規(guī)行為被稽查的風(fēng)險(xiǎn),從而對(duì)信息披露較為充分的上市公司違規(guī)行為產(chǎn)生抑制作用。本文借鑒伍燕然等(2016)[31]的研究,采用深交所信息披露考評(píng)結(jié)果來衡量上市公司的信息披露質(zhì)量,將“優(yōu)秀(A)”、“良好(B)”、“及格(C)”以及“不及格(D)”分別賦值為4、3、2、1。

        表10報(bào)告了信息披露作為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果。在控制主要變量之后,采用Logit模型對(duì)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)和違規(guī)行為(VIO)進(jìn)行估計(jì),第2列為回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為-0.150,且p<0.01,這表明高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司的違規(guī)行為具有顯著的抑制作用。第3列為信息披露(IDI)對(duì)違規(guī)行為(VIO)的回歸結(jié)果,結(jié)果表明,信息披露水平越高,上市公司的違規(guī)行為越少。由第4列的回歸結(jié)果可知,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有利于提高信息披露水平。另外,第5列是在加入中介變量(IDI)后對(duì)違規(guī)行為(VIO)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與信息披露的回歸系數(shù)分別為-0.084和-1.326,且都在1%水平上顯著。另外,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)與第2列未加入信息披露的回歸系數(shù)相比顯著變小,由此可知,信息披露在高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性和公司違規(guī)行為之間起著部分中介作用,驗(yàn)證了前文推斷。

        表10 信息披露的中介作用

        續(xù)表

        5.4 基于媒體關(guān)注度差異的分析

        在中國(guó)資本市場(chǎng)中,媒體作為外部監(jiān)督機(jī)構(gòu),對(duì)公司治理發(fā)揮著不可忽視的作用(Gillan,2006[32])。Miller(2006)[33]研究發(fā)現(xiàn),媒體更愿意報(bào)道廣大讀者感興趣的上市公司違規(guī)行為;吳先聰和鄭國(guó)洪(2021)[34]研究表明,媒體報(bào)道往往可以依靠行政介入實(shí)現(xiàn)公司治理職能?;谝陨蟽牲c(diǎn)可以推測(cè),媒體關(guān)注會(huì)提高公司違規(guī)被稽查的可能性,從而提高公司的違規(guī)成本。因此,我們認(rèn)為媒體關(guān)注度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用,即媒體關(guān)注會(huì)強(qiáng)化高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的抑制作用。

        借鑒劉柏和王一博(2020)[35]的研究,基于CSMAR新聞數(shù)據(jù)庫(kù),以樣本企業(yè)年度新聞數(shù)量加1取對(duì)數(shù)度量媒體關(guān)注度(MEF)。表11匯報(bào)了媒體關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果。其中,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與媒體關(guān)注度的交乘項(xiàng)(STMT*MEF)的系數(shù)為負(fù),且在1%水平上顯著,結(jié)合主效應(yīng)回歸結(jié)果,表明媒體關(guān)注會(huì)強(qiáng)化高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與公司違規(guī)的關(guān)系,即媒體關(guān)注度越高,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的抑制作用越強(qiáng),與本文預(yù)想基本符合。

        表11 媒體關(guān)注度的影響

        續(xù)表

        6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        6.1 替換被解釋變量的測(cè)量方式

        借鑒周開國(guó)等(2016)[36]的研究,并基于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù),手工整理樣本公司2010-2019年間的違規(guī)頻率(VIF),將其作為被解釋變量違規(guī)行為的測(cè)量指標(biāo)。表12中的第2列報(bào)告了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)違規(guī)頻率(VIF)的回歸分析結(jié)果:高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負(fù),且p<0.01。表明高管團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定,上市公司的違規(guī)行為就越少。即假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

        6.2 傾向得分匹配法(PSM)

        由于高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在抑制上市公司違規(guī)行為的同時(shí),也可能存在這樣一種情況:較少違規(guī)行為的上市公司使其高管團(tuán)隊(duì)更加穩(wěn)定。為了處理互為因果、遺漏變量等可能的內(nèi)生性問題,本文采用傾向得分匹配法(PSM)對(duì)違規(guī)公司樣本進(jìn)行1:1的匹配,并運(yùn)用Probit模型對(duì)匹配的公司樣本進(jìn)行回歸分析。表12中的第3列報(bào)告了回歸結(jié)果,解釋變量的回歸系數(shù)為負(fù),且在1%水平上顯著,與上文結(jié)論保持一致。

        6.3 Logit模型回歸

        上文已使用Probit模型對(duì)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)與上市公司違規(guī)行為(VIO)進(jìn)行回歸,考慮到Logit模型更加簡(jiǎn)單直接,且應(yīng)用更廣,本文又借助Logit模型檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)與上市公司違規(guī)行為(VIO)的關(guān)系。表12中的第4列為本文使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行Logit估計(jì)的回歸結(jié)果,該回歸結(jié)果與上文結(jié)論繼續(xù)保持一致。

        6.4 滯后一期

        考慮到高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性(STMT)對(duì)上市公司違規(guī)行為(VIO)的影響可能存在一定的時(shí)間差,為了保證研究結(jié)論的可靠性,本文對(duì)被解釋變量滯后一期,并運(yùn)用Probit模型進(jìn)行估計(jì)。表12中的第5列報(bào)告了回歸結(jié)果,此結(jié)果仍然與本文假設(shè)一致。

        表12 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        7 研究結(jié)論與啟示

        7.1 研究結(jié)論

        本文以中國(guó)A股上市公司為研究樣本,采用Probit估計(jì)方法以及部分可預(yù)測(cè)的Bivariate Probit估計(jì)方法,實(shí)證考察了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與公司違規(guī)行為的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的影響存在“雙刃劍”效應(yīng):一方面,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有利于抑制公司的違規(guī)行為,經(jīng)過替換變量測(cè)量方式、PSM檢驗(yàn)、Logit模型回歸與滯后一期被解釋變量等多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,該結(jié)論仍然成立;另一方面,當(dāng)上市公司違規(guī)行為一旦已成事實(shí)時(shí),高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司的違規(guī)行為起到了“遮羞布”效果,即高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性使得高管更有動(dòng)機(jī)和能力去掩蓋其違規(guī)行為,從而對(duì)政府的違規(guī)稽查工作造成巨大阻礙。

        通過進(jìn)一步研究,本文還得出如下結(jié)論:第一,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司的信息披露違規(guī)和經(jīng)營(yíng)違規(guī)行為的影響更強(qiáng),而對(duì)領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為的影響較弱;第二,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)一般違規(guī)和嚴(yán)重違規(guī)等不同程度的違規(guī)行為均存在顯著的抑制作用;第三,信息披露是高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性發(fā)揮治理作用的路徑之一,即高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性通過提高上市公司信息披露水平,抑制了違規(guī)行為的發(fā)生;第四,媒體關(guān)注作為重要的外部監(jiān)督機(jī)制,進(jìn)一步強(qiáng)化了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為的抑制作用。

        7.2 研究啟示

        本研究肯定了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性抑制公司違規(guī)行為的積極作用,為高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性和上市公司違規(guī)行為的相關(guān)文獻(xiàn)做出了有益補(bǔ)充,并由此得到如下啟示:

        首先,本文的研究結(jié)論進(jìn)一步支持了以往研究中關(guān)于“穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)具有較強(qiáng)的信任度和凝聚力等”的論述與觀點(diǎn),并由此擴(kuò)展到對(duì)違規(guī)行為抑制作用的推論,也進(jìn)一步說明頻繁動(dòng)蕩的管理層容易滋生違規(guī)傾向,不利于上市公司質(zhì)量提升以及多層次穩(wěn)定資本市場(chǎng)的建立。但同時(shí),本文的結(jié)論也表明高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)上市公司違規(guī)行為被稽查具有遮掩作用。所以,上市公司應(yīng)當(dāng)在保持高管團(tuán)隊(duì)適度穩(wěn)定的同時(shí),還要注重對(duì)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力的約束與制衡,比如提升其他大股東、中小投資者對(duì)公司治理行為的關(guān)注度、強(qiáng)化獨(dú)立董事在公司治理中的咨詢與監(jiān)督職能。一方面促使高管團(tuán)隊(duì)成員擇善而從,保障高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性積極治理作用的發(fā)揮;另一方面通過約束與制衡避免穩(wěn)定的高管團(tuán)隊(duì)沆瀣一氣,構(gòu)建科學(xué)、合理的公司治理機(jī)制。

        其次,本文研究發(fā)現(xiàn),信息披露作為高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性發(fā)揮積極作用的部分路徑對(duì)上市公司違規(guī)行為具有明顯的抑制效果,該結(jié)論既進(jìn)一步證實(shí)了以往文獻(xiàn)中關(guān)于“較高的信息披露水平能夠緩解信息不對(duì)稱”的觀點(diǎn),又進(jìn)一步肯定了監(jiān)管部門制定一系列強(qiáng)化上市公司信息披露政策的正確性與必要性。因此,對(duì)于監(jiān)管部門來講,通過完善法律法規(guī),加大監(jiān)管力度等提高上市公司的信息透明度,是減少上市公司違規(guī)行為的重要途徑,同時(shí)也是實(shí)現(xiàn)中國(guó)資本市場(chǎng)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。

        再次,本文探討了媒體關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用,研究發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注度越高,高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司違規(guī)行為的抑制作用越強(qiáng),該研究結(jié)論進(jìn)一步為學(xué)術(shù)界中有關(guān)“媒體關(guān)注對(duì)上市公司行為具有顯著的監(jiān)督治理功能等”觀點(diǎn)提供了新的論證。由此也說明,政府部門應(yīng)充分意識(shí)到媒體作為外部監(jiān)督機(jī)構(gòu),是上市公司經(jīng)營(yíng)信息的獨(dú)特傳導(dǎo)渠道,可以有效降低信息不對(duì)稱程度,在中國(guó)資本市場(chǎng)體系中發(fā)揮著不可忽視的外部治理作用。在此基礎(chǔ)上,政府部門也應(yīng)促使媒體的獨(dú)立化和標(biāo)準(zhǔn)化,盡可能營(yíng)造出開放有序的市場(chǎng)氛圍,充分發(fā)揮媒體的外部治理作用,從而加快中國(guó)資本市場(chǎng)體系高標(biāo)準(zhǔn)化的進(jìn)程。

        最后,上市公司的違規(guī)行為不僅侵害了廣大投資者的利益,而且擾亂了穩(wěn)定的資本市場(chǎng)秩序。本文為實(shí)踐中投資者投資決策標(biāo)準(zhǔn)與原則提供了一種可能,財(cái)務(wù)績(jī)效短期指標(biāo)難以體現(xiàn)上市公司發(fā)展的潛力與持續(xù)性,本文的研究結(jié)論證明上市公司治理結(jié)構(gòu)與制度設(shè)計(jì)對(duì)上市公司治理質(zhì)量提升和可持續(xù)成長(zhǎng)的重要意義。因此,對(duì)于投資者來講,在進(jìn)行投資決策時(shí),不應(yīng)僅僅將公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為衡量標(biāo)準(zhǔn),可以更多關(guān)注公司內(nèi)、外部治理結(jié)構(gòu)的合理性與科學(xué)性,比如上市公司透明度、高管團(tuán)隊(duì)氛圍、媒體關(guān)注度等,以形成對(duì)上市公司相對(duì)全面與客觀的認(rèn)知與評(píng)價(jià),提升投資決策的科學(xué)性。

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