徐 鵬 李廷剛 白貴玉

1 引 言

近年來，從黨的十九大報告到中央經(jīng)濟工作會議，以及國務院、中國證券監(jiān)督管理委員會和證券交易所等陸續(xù)發(fā)布了一系列文件與政策，進一步明確了我國資本市場的發(fā)展方針，對上市公司質(zhì)量提出了更高的要求。國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃中關于深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革部署了“完善資本市場基礎制度，健全多層次資本市場體系，全面實行股票發(fā)行注冊制，建立常態(tài)化退市機制，提高上市公司質(zhì)量”等重點任務，意味著未來較長時期內(nèi)，以注冊制和退市制度改革為抓手的資本市場制度改革進程將不斷深化與加速。同時，第十三屆全國人大常委會第十五次會議審議通過了《中華人民共和國證券法（2019年修正）》，新證券法已于2020年3月正式施行，對上市公司違規(guī)違法行為制定了更加嚴格的處罰措施。然而，受巨額利益驅(qū)使以及違規(guī)行為風險與收益的巨大差距，實踐中上市公司違規(guī)行為屢禁不止（蔡衛(wèi)星等，2020［1］）。例如康美藥業(yè)、撫順特鋼的財務造假案，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，更是嚴重擾亂了正常的市場秩序，為社會主義市場體系的規(guī)范化、標準化進程帶來巨大挑戰(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)生機理與規(guī)避策略，對提升我國上市公司治理規(guī)范性、強化投資者保護并推動資本市場健康發(fā)展具有重要意義。

回顧以往研究，相關文獻主要從如下兩方面對上市公司違規(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)競爭程度（滕飛等，2016［4］）、保險治理（李從剛和許榮，2020［5］）等外部視角出發(fā)，多數(shù)研究證實了外部治理因素能對上市公司違規(guī)行為具有顯著的監(jiān)督效果和外部治理效應；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)生機理，研究發(fā)現(xiàn)高管的教育水平、金融背景等個體特征對上市公司違規(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違規(guī)行為的影響客觀存在。以此為基礎，本文考察高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的影響機理，可能的貢獻包括：

首先，從高管團隊穩(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)行為關系的文獻主要關注了高管個人特質(zhì)以及高管團隊異質(zhì)性的影響，對高管團隊穩(wěn)定性治理作用的關注尚顯不足。本文在證實高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為存在顯著抑制作用的基礎上，進一步分析了高管團隊穩(wěn)定性發(fā)揮治理作用的中介機制。此外，本文基于違規(guī)類型和違規(guī)程度進一步區(qū)分了上市公司違規(guī)行為，以探索高管團隊穩(wěn)定性的差異化影響，對中國上市公司違規(guī)行為動因的研究進行了有益拓展。

其次，豐富并推進了高管團隊穩(wěn)定性的研究?，F(xiàn)有大多文獻探討了高管團隊穩(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隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為以及違規(guī)稽查時間的影響，發(fā)現(xiàn)高管團隊穩(wěn)定性具有“雙刃劍”作用，即高管團隊穩(wěn)定性有利于減少違規(guī)行為，但當違規(guī)行為已成事實的情況下，高管團隊穩(wěn)定性延長了違規(guī)行為被稽查的時間，相關結(jié)論可以為上市公司高管團隊建設提供參考借鑒。

2 理論分析與研究假設

2.1 高管團隊穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為

高層梯隊理論問世以來，學者們逐漸意識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。進一步研究發(fā)現(xiàn)，高管的決策傾向會受到高管團隊的干預，且高管團隊的決策質(zhì)量在很大程度上取決于高管團隊穩(wěn)定性（Agarwal等，2020［10］）。尤其在動蕩的資本市場環(huán)境中，高管團隊的穩(wěn)定狀態(tài)顯得尤為重要。社會同一性理論認為，具有較高穩(wěn)定性的高管團隊成員之間會保持積極的情感關系，而這種關系會使得團隊成員的認知逐漸趨于同一化，并且高管之間會產(chǎn)生較高的默契，最終形成團體凝聚力（張兆國等，2018［11］）。團體凝聚力有利于提高上市公司決策質(zhì)量和響應速度，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。

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。當違規(guī)收益明顯大于違規(guī)成本時，高管就容易實施違規(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。我們認為，高管團隊穩(wěn)定性主要通過減少對違規(guī)收益的期望以及提高對違規(guī)成本的預測以抑制上市公司違規(guī)行為的發(fā)生。具體邏輯如下：

首先，高管團隊穩(wěn)定性減少了高管團隊成員對違規(guī)收益的期望。管理者防御理論認為，高層管理者為了避免降薪、降職、解雇等處罰，會采取一些自利行為，以維護自身的職位和薪酬（張海龍和姚冰湜，2014［13］）。而較為穩(wěn)定的高管團隊則降低了高管的離職風險，進而減少了管理者的短視行為。同時，當公司面臨重大問題需要進行決策時，穩(wěn)定的高管團隊減少了協(xié)調(diào)成本，使得高管團隊成員能夠各抒己見，從而提高了決策的質(zhì)量和水平（Heavey和Simsek，2017［14］）?；诖?，高層管理者會盡可能做出高質(zhì)量的決策以實現(xiàn)自身和企業(yè)的持續(xù)共同發(fā)展，并不會因為短期的違規(guī)收益而損害自身長遠的利益。因此，在較為穩(wěn)定的高管團隊中，高管會更多地考慮長遠利益，進而減少違規(guī)收益期望。

其次，高管團隊穩(wěn)定性提高了高管團隊成員對違規(guī)成本的預測。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、警告和譴責等一般違規(guī)處罰，又包含罰款、沒收非法所得、取消營業(yè)許可、市場禁入等重大違規(guī)處罰；間接違規(guī)成本主要是指高昂的聲譽成本，即公司的負面報道不僅對公司的聲譽造成損害，如一定范圍的股價波動（Kothari等，2009［15］），而且會對高管在勞動市場上的形象具有不利影響（Andrus等，2019［16］）。高管團隊穩(wěn)定性越高，行為整合能力與團體凝聚力就越強，高管自身利益會與公司整體利益的聯(lián)系更加緊密，公司和高管的聲譽一旦遭受損害，公司倘若再采取聲譽修復行動亦是收效甚微（石青梅和孫夢娜，2020［17］）。基于此，當上市公司發(fā)生違規(guī)行為時，高管不僅將個人的違規(guī)處罰考慮在內(nèi)，更會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)成本預測，從而減少其違規(guī)行為。

總之，高管團隊穩(wěn)定性一方面使得高管更多地考慮長遠收益，以減少短期的違規(guī)收益預期；另一方面使得高管更加地共同考慮個體和團隊利益，從而提高對違規(guī)成本的預測，由此對上市公司違規(guī)行為產(chǎn)生抑制作用，基于以上分析，提出研究假設如下：

H1：高管團隊穩(wěn)定性有助于抑制上市公司違規(guī)行為。

2.2 當上市公司違規(guī)后，高管團隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響

上文論述了高管團隊穩(wěn)定性對公司違規(guī)行為的抑制作用，但是在公司違規(guī)已成事實的情況下，高管團隊穩(wěn)定性會不利于違規(guī)稽查，延長被稽查時間。其主要邏輯如下：

首先，當公司違規(guī)已成事實時，穩(wěn)定性較高的高管團隊更有動機去掩蓋其違規(guī)行為。這是因為上市公司違規(guī)行為一旦被稽查，公司將會面臨巨大的違規(guī)成本（梁上坤等，2020［18］）。在面對如此巨大的違規(guī)成本時，為了保護自身和企業(yè)利益，以情感維系的高管團隊成員更有動機形成掩蓋違規(guī)行為的共識（Oh等，2006［19］）。

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

基于以上分析，提出假設如下：

H2：當上市公司違規(guī)行為發(fā)生后，高管團隊穩(wěn)定性不利于違規(guī)稽查。

3 研究設計

3.1 研究方法

以往研究常采用Logit模型或Probit模型對公司違規(guī)行為進行估計，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)才能被測量和觀測，為保證回歸結(jié)果的可靠性，本文在使用Probit模型的基礎上，同時采用部分可觀測Bivariate Probit模型進行估計。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)稽查兩個不可觀測的潛變量，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公司實施違規(guī)傾向的因素；XDetect,it則表示解釋i公司實施違規(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表示二元標準正態(tài)累積分布函數(shù)，則

模型的對數(shù)似然函數(shù)為

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

3.2 樣本來源與描述

本文以我國A股上市公司為初始樣本，將樣本觀測區(qū)間限定為“2010-2019”年，同時通過如下步驟進行篩選：（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）剔除主要相關數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到22851個觀測值。本文所采用的基礎數(shù)據(jù)均來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。其中有關高管團隊穩(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，為了消除異常值的影響，我們對所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理。

表1為樣本觀測期內(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年達到峰值，這可能是由于《上市公司監(jiān)管指引第2號—上市公司募集資金管理和使用的監(jiān)管要求》的出臺，使得資本市場財務信息披露質(zhì)量和透明度得到提高。此外，鑒于2015年爆發(fā)的股災所產(chǎn)生的市場泡沫，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)計顯示，樣本觀測期內(nèi)總計3183個違規(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。這表明我國資本市場的監(jiān)管力度正在不斷加強，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

為檢驗高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的影響，本文設定以下模型：

其中，STMT表示解釋變量，即高管團隊穩(wěn)定性；Control為控制變量組，β0為截距項，ε代表隨機擾動項。在式（6）中，被解釋變量為上市公司違規(guī)行為（VIO），該模型用以檢驗高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的影響，即假設H1。為了進一步驗證假設H1，基于研究方法部分的介紹，采用部分可觀測Bivariate Probit模型的估計方法，利用影響違規(guī)行為的其它因素分別引入兩個不可觀測的潛變量，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。由此分別設立式（7）和式（8），旨在對上市公司違規(guī)行為的研究作更為細致的考察。在式（9）中，被解釋變量為違規(guī)稽查時間（INSP），此模型主要用來檢驗當上市公司發(fā)生違規(guī)行為后，高管團隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響，即假設H2。此外，本文還控制了年份固定效應。

（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違規(guī)行為（VIO）進行衡量，若上市公司當年發(fā)生違規(guī)行為取1，否則取0。

同時借鑒陸瑤和胡江燕（2016）［20］的研究，將違規(guī)稽查時間（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

高管團隊穩(wěn)定性（STMT）是指高管團隊的整體規(guī)模以及組成成員在一定時期內(nèi)保持不變的程度，它不僅是團隊凝聚力的集中體現(xiàn)，同時也是各利益相關者之間的博弈均衡狀態(tài)（張鐵鑄等，2020［25］）。高管團隊穩(wěn)定性主要涉及以下兩個層面：一方面關注高管團隊規(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情況。本文借鑒Crutchley等（2002）［26］的做法，構(gòu)建以下公式來計算高管團隊穩(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，說明高管團隊的穩(wěn)定性越強；相反，取值越小，表明高管團隊的穩(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、公司治理、訴訟風險等三方面的影響因素，其中公司經(jīng)營變量包括公司規(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）、董事會規(guī)模（BSIZE）以及獨立董事比例（PID）；訴訟風險變量包含行業(yè)公司違規(guī)比（INDF）、審計師類型（ATY）和股票換手率（STU）。變量定義與測量方式見表2。

表2 變量定義與測量方式

4 實證檢驗與結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表3是主要變量的描述性統(tǒng)計，分別表示了樣本數(shù)據(jù)的最小值、中值、最大值、均值以及標準差。樣本觀測期內(nèi)違規(guī)且被稽查的上市公司（VIO）均值為13.9%，表明中國上市公司的違規(guī)行為仍然普遍存在。對于已違規(guī)上市公司被稽查時間（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年的時間。另外，高管團隊穩(wěn)定性（STMT）的標準差為0.159，表明不同公司高管團隊穩(wěn)定性存在著較大差異。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

4.2 相關性分析

表4列出了主要變量的Pearson相關系數(shù)。高管團隊穩(wěn)定性（STMT）與違規(guī)行為（VIO）的Pearson相關系數(shù)為-0.051，且在1%水平上顯著。初步表明高管團隊越穩(wěn)定，其違規(guī)行為越少，與本文假設相符，但仍需做進一步回歸檢驗。此外，主要變量之間的相關系數(shù)均小于0.5，說明不存在嚴重的多重共線性。

表4 主要變量的Pearson相關系數(shù)

4.3 高管團隊穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為回歸分析

表5為高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對公司違規(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回歸估計結(jié)果可以看出，高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為-0.065，且p＜0.01。這說明高管團隊穩(wěn)定性與上市公司的違規(guī)行為存在顯著的負向關系，即高管團隊越穩(wěn)定，上市公司的違規(guī)行為越小，假設H1得證。

表5 高管團隊穩(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Bivariate Probit模型進行估計，第3和第4列分別報告了高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對違規(guī)傾向（Fraud）和違規(guī)稽查（Detect）的回歸結(jié)果：對于違規(guī)傾向，高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負，且在1%水平上顯著；但對于違規(guī)稽查，高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)不顯著。這表明高管團隊越穩(wěn)定，公司違規(guī)傾向越小，但對被違規(guī)稽查的概率并沒有影響。此結(jié)果符合假設H1的預期。

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、董事會規(guī)模、獨立董事比例）用以解釋違規(guī)稽查，以進行穩(wěn)健性檢驗。如第5-6列的檢驗結(jié)果顯示，高管團隊穩(wěn)定性對公司違規(guī)傾向具有顯著的負相關關系?？傮w而言，高管團隊穩(wěn)定性有助于抑制上市公司違規(guī)行為。

4.4 高管團隊穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時間回歸分析

為了進一步研究高管團隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響，借鑒孟慶斌等（2016）［28］的研究，本文將違規(guī)稽查時間（INSP）定義為公司違規(guī)行為開始到被稽查的年份數(shù)。對于違規(guī)公司的樣本，表6報告了高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對違規(guī)稽查時間（INSP）的回歸分析結(jié)果。第2列的回歸結(jié)果顯示，高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為正，且在10%水平上顯著。這表明，對于已違規(guī)的上市公司，高管團隊越穩(wěn)定，其違規(guī)行為被稽查的時間越長，假設H2得證。另外，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取泊松計數(shù)模型估計方法檢驗高管團隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響，第3列報告了回歸結(jié)果。檢驗結(jié)果顯示，高管團隊穩(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H2基本一致。

表6 高管團隊穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時間

5 進一步分析

5.1 基于違規(guī)類型的分析

參考中國證監(jiān)會對上市公司違規(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)營違規(guī)以及企業(yè)領導人違規(guī)三大類。上市公司信息披露違規(guī)（IDV），如虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載（誤導性陳述）、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、操縱股價歸為領導人違規(guī)（LEV）。同時考慮到國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫中的其他違規(guī)類型的模糊性，所以，本文沒有將其進行歸類。

按照上述歸類方式，若該年度上市公司被稽查出對應類型的違規(guī)行為時，賦值為1，否則為0，由此引入三個啞變量作為被解釋變量分別進行回歸檢驗。表7具體匯報了上市公司違規(guī)分類的統(tǒng)計結(jié)果。經(jīng)過分類統(tǒng)計可知，在所選取的違規(guī)公司樣本中，信息披露違規(guī)公司總占比達到83.25%，且每年所占比重較大，表明上市公司多是進行虛假記載、推遲披露等信息披露違規(guī)攫取非法利益，而經(jīng)營違規(guī)及領導人違規(guī)行為所占比重較小。另外，3183家違規(guī)公司總計違規(guī)次數(shù)高達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)作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。

表7 上市公司違規(guī)行為分類統(tǒng)計

表8為高管團隊穩(wěn)定性對不同類型公司違規(guī)行為的回歸分析結(jié)果。第2列和第3列分別報告了高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對信息披露違規(guī)（IDV）以及經(jīng)營違規(guī)（OPV）的回歸結(jié)果：高管團隊穩(wěn)定性的系數(shù)均為負，且分別在1%和5%水平上顯著。第4列則報告了高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對領導人違規(guī)（LEV）的回歸結(jié)果：高管團隊穩(wěn)定性的系數(shù)并不顯著。總體而言，高管團隊穩(wěn)定性對信息披露違規(guī)以及經(jīng)營違規(guī)行為具有顯著的抑制作用，但對領導人違規(guī)行為的影響并不顯著。這可能是因為領導者在高管團隊中擁有更大的權(quán)力和控制力，從而導致其他高管團隊成員對其違規(guī)行為的抑制作用并不明顯。由此可以看出，高管團隊穩(wěn)定性積極作用的發(fā)揮存在一定的局限性，因此，在實踐中，我們應該盡可能創(chuàng)造更多條件以充分發(fā)揮高管團隊穩(wěn)定性的積極作用。

表8 高管團隊穩(wěn)定性對不同類型違規(guī)行為的影響

5.2 基于違規(guī)處罰程度的分析

前文研究了高管團隊穩(wěn)定性對不同類型違規(guī)的作用存在差異，此部分則繼續(xù)探索高管團隊穩(wěn)定性對不同處罰程度違規(guī)的影響。借鑒梁上坤等（2020）［18］的研究以及國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫的處罰方式，本文將批評、警告和譴責的處罰方式認定為一般違規(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、取消營業(yè)許可（責令關閉）、市場禁入及其他處罰方式認定為嚴重違規(guī)（SEV），如果上市公司發(fā)生嚴重違規(guī)行為取1，否則賦值為0。同一般違規(guī)相比，嚴重違規(guī)公司所面臨的處罰更嚴重。

表9為高管團隊穩(wěn)定性對不同處罰程度違規(guī)行為的回歸分析結(jié)果。第2列、第3列分別報告了被解釋變量為一般違規(guī)（GEV）和嚴重違規(guī)（SEV）的回歸分析結(jié)果：解釋變量（STMT） 的回歸系數(shù)均為負，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，還是嚴重違規(guī)行為，高管團隊穩(wěn)定性都能夠發(fā)揮顯著的抑制作用。以上結(jié)果均符合本文的預期。

表9 高管團隊穩(wěn)定性對不同處罰程度違規(guī)行為的影響

5.3 高管團隊穩(wěn)定性產(chǎn)生治理作用的機制分析

現(xiàn)有研究表明，穩(wěn)定的高管團隊內(nèi)部成員之間會形成以情感維系的信任關系，更有利于提升信息披露水平（黃荷暑和周澤，2015［29］）。而且，穩(wěn)定的高管團隊加強了高管個人與企業(yè)的聯(lián)系，促使高管提高信息披露質(zhì)量以實現(xiàn)個人與公司的持久發(fā)展（辛清泉等，2014［30］）。高透明度會增加上市公司違規(guī)行為被稽查的風險，從而對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報告了信息披露作為中介變量的檢驗結(jié)果。在控制主要變量之后，采用Logit模型對高管團隊穩(wěn)定性（STMT）和違規(guī)行為（VIO）進行估計，第2列為回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為-0.150，且p＜0.01，這表明高管團隊穩(wěn)定性對上市公司的違規(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，高管團隊穩(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）后對違規(guī)行為（VIO）的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，高管團隊穩(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，高管團隊穩(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，信息披露在高管團隊穩(wěn)定性和公司違規(guī)行為之間起著部分中介作用，驗證了前文推斷。

表10 信息披露的中介作用

續(xù)表

5.4 基于媒體關注度差異的分析

在中國資本市場中，媒體作為外部監(jiān)督機構(gòu)，對公司治理發(fā)揮著不可忽視的作用（Gillan，2006［32］）。Miller（2006）［33］研究發(fā)現(xiàn)，媒體更愿意報道廣大讀者感興趣的上市公司違規(guī)行為；吳先聰和鄭國洪（2021）［34］研究表明，媒體報道往往可以依靠行政介入實現(xiàn)公司治理職能。基于以上兩點可以推測，媒體關注會提高公司違規(guī)被稽查的可能性，從而提高公司的違規(guī)成本。因此，我們認為媒體關注度對高管團隊穩(wěn)定性與上市公司違規(guī)行為的關系具有調(diào)節(jié)作用，即媒體關注會強化高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(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，以樣本企業(yè)年度新聞數(shù)量加1取對數(shù)度量媒體關注度（MEF）。表11匯報了媒體關注度的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果。其中，高管團隊穩(wěn)定性與媒體關注度的交乘項（STMT*MEF）的系數(shù)為負，且在1%水平上顯著，結(jié)合主效應回歸結(jié)果，表明媒體關注會強化高管團隊穩(wěn)定性與公司違規(guī)的關系，即媒體關注度越高，高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的抑制作用越強，與本文預想基本符合。

表11 媒體關注度的影響

續(xù)表

6 穩(wěn)健性檢驗

6.1 替換被解釋變量的測量方式

借鑒周開國等（2016）［36］的研究，并基于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，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)行為的測量指標。表12中的第2列報告了高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對違規(guī)頻率（VIF）的回歸分析結(jié)果：高管團隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負，且p＜0.01。表明高管團隊越穩(wěn)定，上市公司的違規(guī)行為就越少。即假設H1得到驗證。

6.2 傾向得分匹配法（PSM）

由于高管團隊穩(wěn)定性在抑制上市公司違規(guī)行為的同時，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隊更加穩(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）對違規(guī)公司樣本進行1:1的匹配，并運用Probit模型對匹配的公司樣本進行回歸分析。表12中的第3列報告了回歸結(jié)果，解釋變量的回歸系數(shù)為負，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模型對高管團隊穩(wěn)定性（STMT）與上市公司違規(guī)行為（VIO）進行回歸，考慮到Logit模型更加簡單直接，且應用更廣，本文又借助Logit模型檢驗高管團隊穩(wěn)定性（STMT）與上市公司違規(guī)行為（VIO）的關系。表12中的第4列為本文使用穩(wěn)健標準誤進行Logit估計的回歸結(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

考慮到高管團隊穩(wěn)定性（STMT）對上市公司違規(guī)行為（VIO）的影響可能存在一定的時間差，為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文對被解釋變量滯后一期，并運用Probit模型進行估計。表12中的第5列報告了回歸結(jié)果，此結(jié)果仍然與本文假設一致。

表12 穩(wěn)健性檢驗

7 研究結(jié)論與啟示

7.1 研究結(jié)論

本文以中國A股上市公司為研究樣本，采用Probit估計方法以及部分可預測的Bivariate Probit估計方法，實證考察了高管團隊穩(wěn)定性與公司違規(guī)行為的關系。研究發(fā)現(xiàn)高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的影響存在“雙刃劍”效應：一方面，高管團隊穩(wěn)定性有利于抑制公司的違規(guī)行為，經(jīng)過替換變量測量方式、PSM檢驗、Logit模型回歸與滯后一期被解釋變量等多種穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立；另一方面，當上市公司違規(guī)行為一旦已成事實時，高管團隊穩(wěn)定性對公司的違規(guī)行為起到了“遮羞布”效果，即高管團隊穩(wěn)定性使得高管更有動機和能力去掩蓋其違規(guī)行為，從而對政府的違規(guī)稽查工作造成巨大阻礙。

通過進一步研究，本文還得出如下結(jié)論：第一，高管團隊穩(wěn)定性對公司的信息披露違規(guī)和經(jīng)營違規(guī)行為的影響更強，而對領導人違規(guī)行為的影響較弱；第二，高管團隊穩(wěn)定性對一般違規(guī)和嚴重違規(guī)等不同程度的違規(guī)行為均存在顯著的抑制作用；第三，信息披露是高管團隊穩(wěn)定性發(fā)揮治理作用的路徑之一，即高管團隊穩(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，媒體關注作為重要的外部監(jiān)督機制，進一步強化了高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的抑制作用。

7.2 研究啟示

本研究肯定了高管團隊穩(wěn)定性抑制公司違規(guī)行為的積極作用，為高管團隊穩(wěn)定性和上市公司違規(guī)行為的相關文獻做出了有益補充，并由此得到如下啟示：

首先，本文的研究結(jié)論進一步支持了以往研究中關于“穩(wěn)定的高管團隊具有較強的信任度和凝聚力等”的論述與觀點，并由此擴展到對違規(guī)行為抑制作用的推論，也進一步說明頻繁動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)定資本市場的建立。但同時，本文的結(jié)論也表明高管團隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為被稽查具有遮掩作用。所以，上市公司應當在保持高管團隊適度穩(wěn)定的同時，還要注重對高管團隊權(quán)力的約束與制衡，比如提升其他大股東、中小投資者對公司治理行為的關注度、強化獨立董事在公司治理中的咨詢與監(jiān)督職能。一方面促使高管團隊成員擇善而從，保障高管團隊穩(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)定的高管團隊沆瀣一氣，構(gòu)建科學、合理的公司治理機制。

其次，本文研究發(fā)現(xiàn)，信息披露作為高管團隊穩(wěn)定性發(fā)揮積極作用的部分路徑對上市公司違規(guī)行為具有明顯的抑制效果，該結(jié)論既進一步證實了以往文獻中關于“較高的信息披露水平能夠緩解信息不對稱”的觀點，又進一步肯定了監(jiān)管部門制定一系列強化上市公司信息披露政策的正確性與必要性。因此，對于監(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，同時也是實現(xiàn)中國資本市場高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。

再次，本文探討了媒體關注度的調(diào)節(jié)作用，研究發(fā)現(xiàn)媒體關注度越高，高管團隊穩(wěn)定性對公司違規(guī)行為的抑制作用越強，該研究結(jié)論進一步為學術(shù)界中有關“媒體關注對上市公司行為具有顯著的監(jiān)督治理功能等”觀點提供了新的論證。由此也說明，政府部門應充分意識到媒體作為外部監(jiān)督機構(gòu)，是上市公司經(jīng)營信息的獨特傳導渠道，可以有效降低信息不對稱程度，在中國資本市場體系中發(fā)揮著不可忽視的外部治理作用。在此基礎上，政府部門也應促使媒體的獨立化和標準化，盡可能營造出開放有序的市場氛圍，充分發(fā)揮媒體的外部治理作用，從而加快中國資本市場體系高標準化的進程。

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)定的資本市場秩序。本文為實踐中投資者投資決策標準與原則提供了一種可能，財務績效短期指標難以體現(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)與制度設計對上市公司治理質(zhì)量提升和可持續(xù)成長的重要意義。因此，對于投資者來講，在進行投資決策時，不應僅僅將公司的財務數(shù)據(jù)作為衡量標準，可以更多關注公司內(nèi)、外部治理結(jié)構(gòu)的合理性與科學性，比如上市公司透明度、高管團隊氛圍、媒體關注度等，以形成對上市公司相對全面與客觀的認知與評價，提升投資決策的科學性。