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(jì)工作會議，以及國務(wù)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(jìn)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(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃中關(guān)于深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革部署了“完善資本市場基礎(chǔ)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(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(jìn)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(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(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(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，對提升我國上市公司治理規(guī)范性、強(qiáng)化投資者保護(hù)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(guān)文獻(xiàn)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(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(chǔ)，本文考察高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對上市公司違規(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)注了高管個人特質(zhì)以及高管團(tuán)隊異質(zhì)性的影響，對高管團(tuán)隊穩(wěn)定性治理作用的關(guān)注尚顯不足。本文在證實高管團(tuán)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(chǔ)上，進(jìn)一步分析了高管團(tuán)隊穩(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(jìn)行了有益拓展。

其次，豐富并推進(jìn)了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的研究。現(xiàn)有大多文獻(xiàn)探討了高管團(tuán)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(tuán)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(tuán)隊穩(wěn)定性具有“雙刃劍”作用，即高管團(tuán)隊穩(wěn)定性有利于減少違規(guī)行為，但當(dāng)違規(guī)行為已成事實的情況下，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性延長了違規(guī)行為被稽查的時間，相關(guān)結(jié)論可以為上市公司高管團(tuán)隊建設(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(xué)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(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高管的決策傾向會受到高管團(tuán)隊的干預(yù)，且高管團(tuán)隊的決策質(zhì)量在很大程度上取決于高管團(tuán)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(tuán)隊的穩(wěn)定狀態(tài)顯得尤為重要。社會同一性理論認(rèn)為，具有較高穩(wěn)定性的高管團(tuán)隊成員之間會保持積極的情感關(guān)系，而這種關(guān)系會使得團(tuán)隊成員的認(rèn)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(tuán)體凝聚力（張兆國等，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，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(rèn)為，高管團(tuán)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(yù)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(tuán)隊穩(wěn)定性減少了高管團(tuán)隊成員對違規(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)隊則降低了高管的離職風(fēng)險，進(jìn)而減少了管理者的短視行為。同時，當(dāng)公司面臨重大問題需要進(jìn)行決策時，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊減少了協(xié)調(diào)成本，使得高管團(tuán)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］）?；诖耍邔庸芾碚邥M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(yuǎn)的利益。因此，在較為穩(wěn)定的高管團(tuán)隊中，高管會更多地考慮長遠(yuǎn)利益，進(jìn)而減少違規(guī)收益期望。

其次，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性提高了高管團(tuán)隊成員對違規(guī)成本的預(yù)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(zé)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(yù)成本，即公司的負(fù)面報道不僅對公司的聲譽(yù)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(tuán)隊穩(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)行動亦是收效甚微（石青梅和孫夢娜，2020［17］）。基于此，當(dāng)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(yù)測，從而減少其違規(guī)行為。

總之，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性一方面使得高管更多地考慮長遠(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體和團(tuán)隊利益，從而提高對違規(guī)成本的預(yù)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(shè)如下：

H1：高管團(tuán)隊穩(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)隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響

上文論述了高管團(tuán)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(tuán)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(dāng)公司違規(guī)已成事實時，穩(wěn)定性較高的高管團(tuán)隊更有動機(jī)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(hù)自身和企業(yè)利益，以情感維系的高管團(tuán)隊成員更有動機(jī)形成掩蓋違規(guī)行為的共識（Oh等，2006［19］）。

其次，當(dāng)上市公司違規(guī)已成事實時，穩(wěn)定性較高的高管團(tuán)隊更有能力去掩蓋其違規(guī)行為。高管團(tuán)隊穩(wěn)定性越高，團(tuán)隊成員行動的一致性程度越強(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(shè)如下：

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

3 研究設(shè)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(jìn)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(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(chǔ)上，同時采用部分可觀測Bivariate Probit模型進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(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(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個觀測值。本文所采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。其中有關(guān)高管團(tuán)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(jìn)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(dá)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(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(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

為檢驗高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對上市公司違規(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)隊穩(wěn)定性；Control為控制變量組，β0為截距項，ε代表隨機(jī)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(tuán)隊穩(wěn)定性對上市公司違規(guī)行為的影響，即假設(shè)H1。為了進(jìn)一步驗證假設(shè)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(shè)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(xì)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(dāng)上市公司發(fā)生違規(guī)行為后，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對違規(guī)稽查時間的影響，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(tuán)隊穩(wěn)定性（STMT）是指高管團(tuán)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(tuán)隊凝聚力的集中體現(xiàn)，同時也是各利益相關(guān)者之間的博弈均衡狀態(tài)（張鐵鑄等，2020［25］）。高管團(tuán)隊穩(wěn)定性主要涉及以下兩個層面：一方面關(guān)注高管團(tuán)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(tuán)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(tuán)隊的穩(wěn)定性越強(qiáng)；相反，取值越小，表明高管團(tuán)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(fēng)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(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）、董事會規(guī)模（BSIZE）以及獨(dú)立董事比例（PID）；訴訟風(fēng)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(biāo)準(zhǔn)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(tuán)隊穩(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(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。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(tuán)隊穩(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(jìn)行估計，第3和第4列分別報告了高管團(tuán)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(tuán)隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著；但對于違規(guī)稽查，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)不顯著。這表明高管團(tuán)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(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。如第5-6列的檢驗結(jié)果顯示，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對公司違規(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)隊穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時間回歸分析

為了進(jìn)一步研究高管團(tuán)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(tuán)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(tuán)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(tuán)隊越穩(wěn)定，其違規(guī)行為被稽查的時間越長，假設(shè)H2得證。另外，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取泊松計數(shù)模型估計方法檢驗高管團(tuán)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(tuán)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(shè)H2基本一致。

表6 高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與違規(guī)稽查時間

5 進(jìn)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(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、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(lǐng)導(dǎo)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(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應(yīng)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(jìn)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(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。

表7 上市公司違規(guī)行為分類統(tǒng)計

表8為高管團(tuán)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(tuán)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(tuán)隊穩(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列則報告了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性（STMT）對領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)（LEV）的回歸結(jié)果：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的系數(shù)并不顯著。總體而言，高管團(tuán)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(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為的影響并不顯著。這可能是因為領(lǐng)導(dǎo)者在高管團(tuán)隊中擁有更大的權(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(tuán)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(yīng)該盡可能創(chuàng)造更多條件以充分發(fā)揮高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的積極作用。

表8 高管團(tuán)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(tuán)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(tuán)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(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、取消營業(yè)許可（責(zé)令關(guān)閉）、市場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(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)隊穩(wěn)定性對不同處罰程度違規(guī)行為的影響

5.3 高管團(tuán)隊穩(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)隊內(nèi)部成員之間會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)隊加強(qiáng)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(fēng)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(tuán)隊穩(wěn)定性（STMT）和違規(guī)行為（VIO）進(jìn)行估計，第2列為回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，高管團(tuán)隊穩(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(tuán)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(tuán)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(tuán)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(tuán)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(guān)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(jī)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?；谝陨蟽牲c(diǎn)可以推測，媒體關(guān)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(rèn)為媒體關(guān)注度對高管團(tuán)隊穩(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)注會強(qiáng)化高管團(tuán)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(guān)注度（MEF）。表11匯報了媒體關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果。其中，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與媒體關(guān)注度的交乘項（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)注會強(qiáng)化高管團(tuán)隊穩(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)隊穩(wěn)定性對上市公司違規(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

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(biāo)。表12中的第2列報告了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性（STMT）對違規(guī)頻率（VIF）的回歸分析結(jié)果：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為負(fù)，且p＜0.01。表明高管團(tuán)隊越穩(wěn)定，上市公司的違規(guī)行為就越少。即假設(shè)H1得到驗證。

6.2 傾向得分匹配法（PSM）

由于高管團(tuán)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(tuán)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(jìn)行1:1的匹配，并運(yùn)用Probit模型對匹配的公司樣本進(jìn)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(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模型對高管團(tuán)隊穩(wěn)定性（STMT）與上市公司違規(guī)行為（VIO）進(jìn)行回歸，考慮到Logit模型更加簡單直接，且應(yīng)用更廣，本文又借助Logit模型檢驗高管團(tuán)隊穩(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(yùn)用Probit模型進(jìn)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(shè)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(yù)測的Bivariate Probit估計方法，實證考察了高管團(tuán)隊穩(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)隊穩(wěn)定性對上市公司違規(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(dāng)上市公司違規(guī)行為一旦已成事實時，高管團(tuán)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(tuán)隊穩(wěn)定性使得高管更有動機(jī)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(jìn)一步研究，本文還得出如下結(jié)論：第一，高管團(tuán)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(qiáng)，而對領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為的影響較弱；第二，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對一般違規(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)隊穩(wěn)定性發(fā)揮治理作用的路徑之一，即高管團(tuán)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(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(tuán)隊穩(wěn)定性抑制公司違規(guī)行為的積極作用，為高管團(tuán)隊穩(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)展到對違規(guī)行為抑制作用的推論，也進(jìn)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(tuán)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(yīng)當(dāng)在保持高管團(tuán)隊適度穩(wěn)定的同時，還要注重對高管團(tuán)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(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)隊成員擇善而從，保障高管團(tuán)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(tuán)隊沆瀣一氣，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(jìn)一步證實了以往文獻(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(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)隊穩(wěn)定性對公司違規(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)充分意識到媒體作為外部監(jiān)督機(jī)構(gòu)，是上市公司經(jīng)營信息的獨(dú)特傳導(dǎo)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(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(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)定的資本市場秩序。本文為實踐中投資者投資決策標(biāo)準(zhǔn)與原則提供了一種可能，財務(wù)績效短期指標(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(jìn)行投資決策時，不應(yīng)僅僅將公司的財務(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)隊氛圍、媒體關(guān)注度等，以形成對上市公司相對全面與客觀的認(rèn)知與評價，提升投資決策的科學(xué)性。