趙亞莉，高成靜

（西安工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安710021）

良好的信息披露不僅能夠削弱資金供求雙方之間的信息不對稱、提升資源在整個市場的配置效率，還能夠為外部投資者監(jiān)督和評價公司高管人員提供依據(jù)，因而對于促進(jìn)資本市場的有效運(yùn)轉(zhuǎn)起到了不可忽視的作用［1］．然而，在中國的資本市場上，上市公司的信息披露狀況一直令人堪憂．因信息披露失真、不規(guī)范和不及時導(dǎo)致的上市公司破產(chǎn)整頓、高管人員內(nèi)幕交易、中小投資者利益受到損害的案例屢屢發(fā)生，嚴(yán)重阻礙了上市公司和資本市場的健康發(fā)展，甚至為中國的金融與經(jīng)濟(jì)安全埋下了隱患［2］．針對低下的信息披露質(zhì)量，國內(nèi)相關(guān)部門頒布了一系列旨在提高信息披露質(zhì)量的法律法規(guī)，比如修訂《會計法》、頒布了《上市公司信息披露管理辦法》等．這些措施為改善上市公司的信息披露質(zhì)量奠定了制度基礎(chǔ)．但此后爆發(fā)的杭蕭鋼構(gòu)、高淳陶瓷等事件卻表明單純依靠法律制度的力量來遏制信息披露失真及不規(guī)范是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的．國內(nèi)上市公司的信息披露質(zhì)量不容樂觀，有學(xué)者認(rèn)為大部分的不良信息披露事件源于公司治理狀況混亂［3］．合理的公司治理結(jié)構(gòu)能夠?qū)?nèi)部人進(jìn)行有效的激勵和約束，從而降低他們對信息披露進(jìn)行操縱的可能性．現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于公司治理與信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的研究主要是基于股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會治理等視角，并得出了一些有意義的結(jié)論，很少從高管權(quán)力視角來探討信息披露質(zhì)量問題．理論上，公司的信息披露質(zhì)量受高管權(quán)力的影響．現(xiàn)代企業(yè)的典型特征是所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩權(quán)分離，高管握有企業(yè)的資源配置權(quán)，企業(yè)運(yùn)營過程中，高管影響或?qū)崿F(xiàn)股東及董事會決策或意愿的能力不斷形成并［4］．當(dāng)高管具備超越董事會和股東的絕對權(quán)力時，高管就具備了對信息披露進(jìn)行操縱的動機(jī)和可能性，可見，高管權(quán)力也會對信息披露的質(zhì)量產(chǎn)生影響．

高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系可能受到產(chǎn)品市場競爭的影響．產(chǎn)品市場作為公司競爭的重要場所與信息平臺，在公司治理中發(fā)揮著其他治理機(jī)制不可替代的作用［5］，其治理的機(jī)理在于通過價格信號“篩選”出不稱職經(jīng)理，同時通過競爭機(jī)制帶來的破產(chǎn)威脅，對經(jīng)理人發(fā)揮有效監(jiān)督的作用［6］，從而抑制高管通過操縱信息披露謀利的行為．然而現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量的關(guān)系時，并未對產(chǎn)品市場競爭予以充分考慮．這為文中的研究留下了一定的空間．鑒于此，文中將高管權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭與信息披露質(zhì)量納入到同一研究框架下，研究高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響，并探討產(chǎn)品市場競爭是否會對高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生影響．

文中的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：①與以往從股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會治理等公司治理角度研究信息披露質(zhì)量的文獻(xiàn)不同，基于高管權(quán)力視角，直接考察上市公司高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系；②研究了產(chǎn)品市場競爭對高管權(quán)力影響信息披露質(zhì)量進(jìn)行尋租的治理效應(yīng)，為尋求治理高管權(quán)力的外部機(jī)制提供了一個新的視角．

1 理論分析與研究假設(shè)

管理層作為企業(yè)中重要的代理人，其權(quán)力越大，就越有可能在信息披露過程中謀取超過正常收益的租金，采取會計政策選擇和盈余管理等機(jī)會主義行為，從而降低企業(yè)的會計信息質(zhì)量［7］．因此，高管人員作為公司的管理層，對信息披露質(zhì)量的影響不容忽視．

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是選取董事長與總經(jīng)理兩職合一、董事會規(guī)模、高管持股等指標(biāo)來度量高管權(quán)力．委托代理理論認(rèn)為，總經(jīng)理兼任董事長，會削弱董事會的監(jiān)督作用，使得總經(jīng)理會利用自身權(quán)力尋租［8］，對信息披露質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響．王斌和梁欣欣［3］研究發(fā)現(xiàn)董事長與總經(jīng)理的兩職合一對公司的信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響．徐良果等［9］也得到了同樣的結(jié)論．此外，高管擁有上市公司的股權(quán)越大，越能抗拒董事會對管理層的制約和影響．因此，擁有上市公司股權(quán)的高管權(quán)力更大．當(dāng)高管持有公司股份時，通過操縱會計信息能夠獲得更大的額外收益，尤其是當(dāng)高管通過提供虛假的財務(wù)報告能夠獲得巨額的收入或者規(guī)避大量損失時，其操縱會計信息的動機(jī)就越強(qiáng)，使得公司的信息披露質(zhì)量下降［10］．基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H1：高管權(quán)力越大，信息披露質(zhì)量越低．

雖然高管權(quán)力能夠影響公司的信息披露質(zhì)量，但公司的外部治理機(jī)制如產(chǎn)品市場競爭的存在能使高管的權(quán)力受到一定約束．Holmstrom［11］研究發(fā)現(xiàn)，充分競爭的市場環(huán)境能夠提供更多有關(guān)經(jīng)理人員的信息，所以競爭能夠?qū)?jīng)理人員的“偷懶”行為進(jìn)行監(jiān)督．肖作平［12］認(rèn)為，產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度越高，越能減少經(jīng)理的偷懶行為，競爭性的產(chǎn)品市場能夠?qū)芾韺佑行У乇O(jiān)督并有助于限制管理層操縱信息披露的機(jī)會主義行為．張功富［13］研究認(rèn)為，隨著產(chǎn)品市場競爭程度的增大，為了避免因為公司清算給自身帶來財富損失，公司的大股東會進(jìn)一步加強(qiáng)對管理層進(jìn)行過度投資的監(jiān)督，從而可以有效地對管理層過度投資進(jìn)行監(jiān)督．陳震和丁忠明［14］研究發(fā)現(xiàn)，壟斷企業(yè)的高級管理人員可以利用自身的管理權(quán)力制訂出對自己有利的薪酬契約，高競爭度可以抑制管理層權(quán)力對薪酬產(chǎn)生的直接影響．通過現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭越激烈，其對高管的監(jiān)督和制約作用越強(qiáng)，越能夠抑制高管通過操縱信息披露來實現(xiàn)機(jī)會主義動機(jī)的行為．基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H2：與處于高度競爭行業(yè)的公司相比，處于低度競爭行業(yè)的公司，高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響更加顯著．

2 研究設(shè)計

2．1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

文中選取2008-2012年國內(nèi)深市上市公司作為研究對象，行業(yè)劃分依據(jù)2012年10月中國證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，根據(jù)以下原則進(jìn)行篩選：①剔除ST、PT公司；②剔除金融保險業(yè)公司；③剔除樣本數(shù)量較少的公司；④剔除數(shù)據(jù)缺失及數(shù)據(jù)異常的公司，最終得到3 610個有效樣本．研究需要的公司治理數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，高管權(quán)力數(shù)據(jù)為根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫高管個人資料轉(zhuǎn)換得到，并根據(jù)年報公開資料對部分缺失信息予以補(bǔ)充，行業(yè)競爭強(qiáng)度根據(jù)手工計算得到．文中相關(guān)數(shù)據(jù)的處理和檢驗采用STATA12．0統(tǒng)計軟件進(jìn)行．

2．2 變量定義

2．2．1 高管權(quán)力的度量

在度量高管權(quán)力時由于需查閱高管的個人信息，因此使用了“核心高管”的概念，而國內(nèi)企業(yè)目前對于核心高管的界定并不統(tǒng)一．借鑒劉星等［15］、趙息和張西栓［16］、劉焱和姚海鑫［17］的思路，結(jié)合文中的研究主旨，將研究對象限定為掌握了企業(yè)實際經(jīng)營決策權(quán)的總經(jīng)理、CEO或總裁，即所謂公司的“核心高管”．

關(guān)于高管權(quán)力的內(nèi)涵，F(xiàn)inkelstein［18］認(rèn)為高管權(quán)力是指具有讓企業(yè)戰(zhàn)略朝自己意愿方向發(fā)展的能力，并將高管權(quán)力分為結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力、聲望權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力．考慮到專家權(quán)力和聲望權(quán)力都來源于高管的個人能力，Kim et al．［19］將這兩類權(quán)力合并成為個人能力權(quán)力，并將高管權(quán)力分解為三個維度：組織上的權(quán)力、個人能力權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力．

在借鑒權(quán)小鋒等［20］、趙息和張西栓［16］的研究思路基礎(chǔ)上，參考 Kim et al．［19］的權(quán)力模型，將高管權(quán)力分為結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力和個人能力權(quán)力3個維度，結(jié)合中國上市公司的特征和高管信息披露方面的限制，選取八個指標(biāo)來度量高管權(quán)力，具體見表1．

以上八個度量指標(biāo)都從不同側(cè)面反映了高管權(quán)力的大小，但是每個指標(biāo)都有一定的局限性，尚不夠全面和綜合．借鑒權(quán)小鋒等［20］、趙息和張西栓［16］等學(xué)者的做法，對以上八個度量指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，以此構(gòu)造主成分綜合得分作為高管權(quán)力的度量指標(biāo)．該值越大表示高管的權(quán)力越大．

表1 高管權(quán)力的度量Tab．1 The measurement of the managerial power

2．2．2 產(chǎn)品市場競爭的度量

對于產(chǎn)品市場競爭程度，目前學(xué)術(shù)界尚存在較多爭論，因此還沒有一個統(tǒng)一的度量指標(biāo)．大部分學(xué)者偏好采用諸如行業(yè)集中度或赫芬因德指數(shù)等市場結(jié)構(gòu)性指標(biāo)，也有學(xué)者認(rèn)為以企業(yè)的某些績效指標(biāo)來判斷企業(yè)所在的產(chǎn)品市場競爭情況可能更合理，更能反映出產(chǎn)品市場競爭的真實狀況．借鑒姜付秀等［21］、宋常等［5］等研究，采用主營業(yè)務(wù)利潤率作為產(chǎn)品市場競爭程度的度量指標(biāo)，行業(yè)的主營業(yè)務(wù)利潤率越低，代表該行業(yè)競爭越激烈．根據(jù)行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率將行業(yè)劃分為高度競爭行業(yè)和低度競爭行業(yè)．

2．2．3 信息披露質(zhì)量的度量

文中采用深圳證券交易所的信息披露考評結(jié)果來度量上市公司信息披露質(zhì)量．自2001年起，深交所實施對上市公司信息披露的考評，從信息披露的及時性、準(zhǔn)確性、完整性和合法性四方面，同時考慮上市公司所受獎懲情況以及與深交所的工作配合情況而綜合形成最終考評結(jié)果，并將上市公司的信息披露考評結(jié)果分為優(yōu)秀、良好、及格和不及格四個等級．文中借鑒曹穎和陸正飛［22］、張宗新等［23］和劉恒［10］的研究方法，將優(yōu)秀的信息披露質(zhì)量賦值為4，良好賦值為3，合格賦值為2，不合格賦值為1，建立有序的Logistic回歸模型進(jìn)行分析．

2．2．4 控制變量

為控制其他影響公司信息披露質(zhì)量的因素，文中將可能影響公司信息披露質(zhì)量的其他因素作為控制變量加入分析模型．選取公司規(guī)模、負(fù)債水平、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、盈利能力和董事會規(guī)模作為控制變量，同時為考察年度和行業(yè)對回歸結(jié)果的影響，文中加入年度和行業(yè)虛擬變量．各變量定義見表2．

表2 變量定義Tab．2 Variable definitions

2．3 模型構(gòu)建

2．3．1 高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響

為檢驗高管權(quán)力（暫不考慮產(chǎn)品市場競爭程度）對上市公司信息披露質(zhì)量產(chǎn)生的影響，建立如下有序Logistic回歸模型1：

2．3．2 產(chǎn)品市場競爭對高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的影響

為研究在不同的產(chǎn)品市場競爭程度下高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響，文中按行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率將樣本分為低度競爭行業(yè)和高度競爭行業(yè)兩組，建立如下有序Logistic回歸模型2：

3 實證結(jié)果與分析

3．1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3．2008-2012年深市上市公司信息披露質(zhì)量考評結(jié)果均值為2．990，接近于良好，信息披露較規(guī)范．高管權(quán)力的最小值為-3．390 060，最大值為6．434 020，均值為-0．001．樣本中董事會規(guī)模最大為18人，最小為5人，均值為8．8人，標(biāo)準(zhǔn)差約為1．634，可推測董事會人數(shù)在9人以下的樣本公司較多．樣本公司的產(chǎn)品市場競爭最小值為-0．890 824，最大值為0．952 263，均值為0．135，整體來說產(chǎn)品市場競爭較為激烈．為更好地觀察在不同的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境下高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響，以主營業(yè)務(wù)利潤率作為區(qū)分產(chǎn)品市場競爭程度的指標(biāo)，行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率的中位數(shù)為15．71%，按該值將樣本分為兩組，行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率高于中位數(shù)時所對應(yīng)的為低度競爭行業(yè)見表4，反之則為高度競爭行業(yè)見表5．

表3 變量描述性統(tǒng)計Tab．3 Variable descriptive statistics

表4 低度競爭行業(yè)及利潤率Tab．4 Low competitive industries and their profit margins

表5 高度競爭行業(yè)及利潤率Tab．5 High competitive industries and their profit margins

3．2 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析用以了解各變量之間的相關(guān)情形是否與研究假設(shè)預(yù)測之趨勢相符合［24］．當(dāng)變量之間的相關(guān)系數(shù)超過0．8時，可能存在相關(guān)性問題．文中各個變量之間的相關(guān)系數(shù)最大值為0．519，小于0．8，初步判定文中研究不存在相關(guān)性問題．相關(guān)性分析表明，公司的信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0．080，初步印證了假設(shè)1．此外，公司的信息披露質(zhì)量與公司規(guī)模、盈利能力和董事會規(guī)模顯著正相關(guān)，與公司的負(fù)債水平顯著負(fù)相關(guān)，這與現(xiàn)有的研究結(jié)論基本一致．公司的信息披露質(zhì)量與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)雖然呈正相關(guān)關(guān)系，但并不顯著．限于篇幅，相關(guān)性分析結(jié)果從略．

3．3 回歸結(jié)果分析

3．3．1 高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響

表6報告了高管權(quán)力對公司信息披露質(zhì)量的影響，即假設(shè)1的回歸結(jié)果．模型的 Wald chi2值為509．67，Pseudo R2值為0．178 5，顯著性水平為0．0000，說明模型的擬合度較好并且顯著．結(jié)果顯示高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．111 601 8），文中假設(shè)1成立．

在控制變量方面，信息披露質(zhì)量的滯后一期變量和公司規(guī)模均與信息披露質(zhì)量在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，說明本年的信息披露質(zhì)量受前一年信息披露水平的影響，并且公司的規(guī)模越大，公司的信息披露質(zhì)量越高；凈資產(chǎn)收益率與信息披露質(zhì)量在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，說明公司的盈利能力越強(qiáng)，公司的信息披露質(zhì)量越高；公司的負(fù)債水平與信息披露質(zhì)量在1%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明隨著公司負(fù)債水平的提高，公司的信息披露質(zhì)量隨之下降；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與信息披露質(zhì)量在10%的顯著性水平上顯著正相關(guān)．

表6 高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量影響的回歸分析Tab．6 Regression analysis of the impact of managerial power on the quality of information disclosure

3．3．2 產(chǎn)品市場競爭對高管權(quán)力與公司的信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的影響

表7報告了產(chǎn)品市場競爭程度按行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率分組時其對高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的影響．回歸結(jié)果顯示在低度競爭行業(yè)，模型Wald chi2值為91．65，Pseudo R2值為0．201 5，顯著性水平為0．0000，說明模型的擬合度較好并且顯著；高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．276 147 3）；在高度競爭行業(yè)，模型 Wald chi2值為416．09，Pseudo R2值為0．1765，顯著性水平為0．0000，說明模型的擬合度較好并且顯著；高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．102 940 8），說明與處于高度競爭行業(yè)的公司相比，處于低度競爭行業(yè)的公司，高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響更加顯著，文中假設(shè)2成立．

在控制變量方面，信息披露質(zhì)量的滯后一期變量、公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率和公司的負(fù)債水平與信息披露質(zhì)量的關(guān)系均與前文的結(jié)論保持一致；董事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但并不顯著．

表7 產(chǎn)品市場競爭對高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量之間關(guān)系影響的回歸分析Tab．7 Regression analysis of the impact of product market competition on the relationship between the managerial power and the quality of information disclosure

3．4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)論的可靠性，文中采用如下方法進(jìn)行穩(wěn)健性分析：

1）對深市上市公司信息披露的考評結(jié)果，當(dāng)考評結(jié)果為“優(yōu)秀”或“良好”時，取Disclosure為1；當(dāng)考評結(jié)果為“及格”或“不及格”時，取Disclosure為0，并進(jìn)行Logit回歸．回歸結(jié)果表明，高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．163 005 3），穩(wěn)健性測驗的結(jié)果與前文實證回歸結(jié)果一致，假設(shè)1再次得到支持．限于篇幅，此處不再詳述．

2）借鑒Lyandres［25］的研究思路，選取行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目作為產(chǎn)品市場競爭的代理變量．一般而言，行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目越多，則該行業(yè)競爭越激烈．考慮到制造業(yè)企業(yè)占全部樣本的比重較大，因此在計算各行業(yè)的企業(yè)數(shù)目時制造業(yè)企業(yè)代碼取前兩位．經(jīng)過計算，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)目均值為89家，行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目高于89家時該行業(yè)為高度競爭行業(yè)，反之，則為低度競爭行業(yè)．然后將兩組樣本數(shù)據(jù)分別進(jìn)行有序Logistic回歸．回歸結(jié)果顯示在低度競爭行業(yè)，高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．151 554 3），在高度競爭行業(yè)，高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量在5%的顯著性水平上與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-0．103 205 1），說明與處于高度競爭行業(yè)的公司相比，處于低度競爭行業(yè)的公司，高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響更加顯著，穩(wěn)健性測驗的結(jié)果與前文實證回歸結(jié)果一致，假設(shè)2再次得到支持．

4 結(jié) 論

與以往研究不同，文中結(jié)合產(chǎn)品市場競爭，考察了國內(nèi)上市公司中高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量的影響．研究結(jié)果表明，在總體樣本分析中，高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量有顯著的負(fù)向影響．將產(chǎn)品市場競爭納入分析框架后發(fā)現(xiàn)，與產(chǎn)品市場競爭程度較高的上市公司相比，產(chǎn)品市場競爭程度較低的上市公司中的高管權(quán)力對信息披露質(zhì)量有更為顯著的負(fù)向影響．

文中的研究結(jié)論具有一定的實踐意義．高管作為公司治理結(jié)構(gòu)中的重要組成部分會對公司的信息披露質(zhì)量產(chǎn)生一定的影響，其影響力強(qiáng)弱取決于高管權(quán)力的大小，高管權(quán)力對于信息披露質(zhì)量的影響不容忽視．產(chǎn)品市場競爭作為外部治理機(jī)制會對高管起到一定的監(jiān)督作用．這意味著在中國當(dāng)前的制度背景下，要提升信息披露質(zhì)量，有必要進(jìn)一步完善公司的治理結(jié)構(gòu)，合理激勵和監(jiān)督公司的高管人員，并綜合考慮產(chǎn)品市場競爭情況，創(chuàng)造市場化競爭機(jī)制來發(fā)揮產(chǎn)品市場競爭對高管的監(jiān)督作用，從而提高公司的信息披露質(zhì)量．

［1］ HEALY P M，PALEPU K G．Information Asymmetry，Corporate Disclosure and the Capital Markets：A Review of the Empirical Disclosure Literature［J］．Journal of Accounting and Economics，2001，31（1）：405．

［2］ 伊志宏，姜付秀，秦義虎．產(chǎn)品市場競爭、公司治理與信息披露質(zhì)量［J］．管理世界，2010（1）：133．YI Zhi-hong，JIANG Fu-xiu，QIN Yi-hu．The Market Competition in Product，the Corporate Governance and the Quality of Information Disclosure［J］．Management World，2010（1）：133．（in Chinese）

［3］ 王斌，梁欣欣．公司治理、財務(wù)狀況與信息披露質(zhì)量-來自深交所的經(jīng)驗證據(jù)［J］．會計研究，2008（3）：31．WANG Bin，LIANG Xin-xin．Corporate Governance，F(xiàn)inancial Condition and Quality of Disclosure：Evidence from Shenzhen Stock Exchange［J］．Accounting Research，2008（3）：31．（in Chinese）

［4］ 王茂林，何玉潤，林慧婷．管理層權(quán)力、現(xiàn)金股利與企業(yè)投資效率［J］．南開管理評論，2014，17（2）：13．WANG Mao-lin，HE Yu-run，LIN Hui-ting．Managerial Power，Cash Dividends and Enterprises＇Investment Efficiency ［J］．Nankai Business Review，2014，17（2）：13．（in Chinese）

［5］ 宋常，黃蕾，鐘震．產(chǎn)品市場競爭、董事會結(jié)構(gòu)與公司績效——基于中國上市公司的實證分析［J］．審計研究，2008（5）：55．SONG Chang，HUANG Lei，ZHONG Zhen．Product Market Competition，Structure of Board and Corporate Performance—An Empirical Analysis of Chinese Listed Companies［J］．Auditing Research，2008（5）：55．（in Chinese）

［6］ 蔣榮，陳麗蓉．產(chǎn)品市場競爭治理效應(yīng)的實證研究：基于CEO變更視角［J］．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2007（2）：102．JIANG Rong，CHEN Li-rong．An Empirical Study of the Governance Effect of Product Market Competition-View from the CEO Turnover［J］．Economics Science，2007（2）：102．（in Chinese）

［7］ 黎文靖，盧銳．管理層權(quán)力與會計信息質(zhì)量——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)［J］．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2007，29（8）：108．LI Wen-jing，LU Rui．Managerial Power and Accounting Information Quality—Data from Chinese Security Market［J］．Journal of ShanXi Finance and E-conomics University，2007，29（8）：108．（in Chinese）

［8］ 譚慶美，景孟穎．管理層權(quán)力對企業(yè)績效的影響研究-基于企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制視角［J］．財經(jīng)理論與實踐，2014，35（187）：63．TAN Qing-mei，JING Meng-ying．Impact of Managerial Power on Firm Performance：A Perspective of Internal Governance Mechanisms［J］．The Theory and Practice of Finance and Economics，2014，35（187）：63．（in Chinese）

［9］ 徐良果，王勇軍，汪麗．管理層權(quán)力與信息披露質(zhì)量關(guān)系的實證研究［J］．西藏大學(xué)學(xué)報，2012，27（4）：182．Xu Liang-guo，Wang Yong-jun，Wang Li．An Empirical Research on the Relationship Between Managerial Power and Information Disclosure Quality ［J］．Journal of Tibet University，2012，27（4）：182．（in Chinese）

［10］ 劉恒．管理層激勵、管理層權(quán)力與信息披露質(zhì)量［J］．商業(yè)會計，2014（1）：105．LIU Heng．Managerial Incentive，Managerial Power and Quality of Information Disclosure［J］．Commercial Accounting，2014（1）：105．（in Chinese）

［11］ Holmstrom B．Moral Hazard in Teams ［J］．Bell Journal of Economics，1982，13（2）：324．

［12］ 肖作平．公司治理結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)選擇的影響——來自中國上市公司的證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)評論，2005（1）：67．XIAO Zuo-ping．Impact of Structure of Corporate Governance on the Choice of Capital Structure—Evidence from Listed Companies in China［J］．Economics Review，2005（1）：67．（in Chinese）

［13］ 張功富．產(chǎn)品市場競爭、大股東持股與企業(yè)過度投資——來自滬深工業(yè)類上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］．華東經(jīng)濟(jì)管理，2009，23（7）：68．ZHANG Gong-fu．Product Market Competition，Largest Shareholder and Over-Investment—Evidence from Shanghai and Shenzhen Industrial Listed Companies［J］．East China Economic Management，2009，23（7）：68．（in Chinese）

［14］ 陳震，丁忠明．基于管理層權(quán)力理論的壟斷企業(yè)高管薪酬研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（9）：119．CHEN Zhen，DING Zhong-ming．A Study on Executive Compensation of Monopoly Industries Based on Managerial Power Approach ［J］．China Industrial Economics，2011（9）：119．（in Chinese）

［15］ 劉星，代彬，郝穎．高管權(quán)力與公司治理效率——基于國有上市公司高管變更視角［J］．管理工程學(xué)報，2012，26（1）：1．LIU Xing，DAI Bin，HAO Ying．Executive Power and Effectiveness of Corporate Governance—Evidence from Chief Executive Turnover in State-owned Companies［J］．Journal of Industrial Engineering，2012，26（1）：1．（in Chinese）

［16］ 趙息，張西栓．高管權(quán)力及其對內(nèi)部控制的影響：基于中國上市公司的實證研究［J］．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2013，34（01）：114．ZHAO Xi，ZHANG Xi-shuan．Managerial Power and Its Impact on Internal Control：Based on Empirical Analysis of Listed Companies in China［J］．Science of Science and Management of S．＆T．，2013，34（01）：114．（in Chinese）

［17］ 劉焱，姚海鑫．高管權(quán)力、審計委員會專業(yè)性與內(nèi)部控制缺陷［J］．南開管理評論，2014，17（2）：4．LIU Yan，YAO Hai-xin．Chief Executive Power，Professional Competence of Audit Committee and Internal Control Weakness［J］．Nankai Business Review，2014，17（2）：4．（in Chinese）

［18］ FINKELSTEIN S．Power in Top Management Teams：Dimensions，Measurement，and Validation［J］．Academy of Management Journal，1992，35（3）：505．

［19］ KIM E H，LU Y．Is Chief Executive Officer Power bad？［J］．Asia-Pacific Journal of Financial Studies，2011，40（4）：495．

［20］ 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳．管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2010（11）：73．QUAN Xiao-feng，WU Shi-nong，WEN Fang．Managerial Power，Private Income and Compensation Rigging［J］．Economics Research，2010（11）：73．（in Chinese）

［21］ 姜付秀，黃磊，張敏．公司治理與代理成本［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2009（10）：46．JIANG Fu-xiu，HUANG Lei，ZHANG Min．Corporate Governance and Agency Costs［J］．World Economy，2009（10）：46．（in Chinese）

［22］ 曾穎，陸正飛．信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2006（2）：69．ZENG Ying，LU Zheng-fei．The Relationship between Disclosure Quality and Cost of Equity Capital of Listed Companies in China ［J］．Economic Research，2006（2）：69．（in Chinese）

［23］ 張宗新，楊飛，袁慶海．上市公司信息披露質(zhì)量提升能否改進(jìn)公司績效？-基于2002-2005年深市上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］．會計研究，2007（10）：16．ZHANG Zong-xin，YANG Fei，YUAN Qing-hai．Could Enhancing Disclosure Quality of Listed Companies Improve Corporate Performance？Evidence from the Listed Companies in Shenzhen Stock Exchange from 2002to 2005［J］．Accounting Research，2007（10）：16．（in Chinese）

［24］ 鐘定國，盧丹．家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對員工工作投入的影響作用——基于領(lǐng)導(dǎo)成員交換的中介作用［J］．西安工業(yè)大學(xué)學(xué)報，2014，34（1）：57．ZHONG Ding-guo，LU Dan．Impact of Paternalistic Leader on Employees Job Involvement—Based on the Mediating Role of Leader-Member Exchange［J］．Journal of Xi’an Technological University，2014，34（1）：57．（in Chinese）

［25］ Lyandres E．Capital Structure and Interaction among Firms in Output Markets：Theory and Evidence［J］．The Journal of Business，2006，79（5）：1．