高管權(quán)力、財務(wù)丑聞與公司治理有效性

柳穎

【摘要】財務(wù)丑聞會給公司帶來嚴重的負面效應(yīng)，損害投資者利益，不利于資本市場的發(fā)展。本文以2011—2013年滬深A(yù)股市場上所有發(fā)生違規(guī)的上市公司為研究樣本，以高級管理人員變更為研究視角，實證考察了高級管理人員權(quán)力對公司治理有效性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：高級管理人員權(quán)力對財務(wù)丑聞公司的高級管理人員變更有顯著影響；對于信息披露違規(guī)公司，其高級管理人員變更的可能性顯著高于其他違規(guī)公司；上市公司高級管理人員權(quán)力，會弱化信息披露違規(guī)與高級管理人員變更的正相關(guān)關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】高級管理人員權(quán)力 財務(wù)丑聞 公司治理有效性 高級管理人員變更

一、引言

隨著資本市場的快速發(fā)展，上市公司財務(wù)丑聞事件也日益增多，這不僅使得會計信息披露質(zhì)量顯著下降，帶來嚴重的負面市場反應(yīng)，嚴重損害了投資者的利益，也不利于資本市場的穩(wěn)健發(fā)展。

研究發(fā)現(xiàn)，在財務(wù)信息方面出現(xiàn)問題的上市公司，有很強的動機去更換公司高級管理人員。這種公司治理機制已經(jīng)被視為，緩解財務(wù)丑聞對公司帶來的負面影響的常見并且有效的公司治理安排。高級管理人員變更是公司治理機制有效性的體現(xiàn)，更換不稱職的高級管理人員對于公司治理起到了重要作用。然而，這種有效的治理方式受到很多方面因素的影響，其中包括高級管理人員權(quán)力。高級管理人員權(quán)力，是指高級管理人員對上市公司的實際控制能力，高級管理人員權(quán)力越大，其所擁有的影響力就越大，這類高級管理人員更容易通過影響董事會的獨立性來干預(yù)公司決策的制定（Grinstein和Hribar，2004）。對已經(jīng)出現(xiàn)的財務(wù)丑聞，具有較高權(quán)力的高級管理人員是否會通過自身權(quán)力來影響其被迫離職的概率，并以此來挽救自己的聲譽和私利？研究發(fā)現(xiàn)，財務(wù)丑聞公司出現(xiàn)高級管理人員變更的概率，顯著高于未出現(xiàn)財務(wù)丑聞的公司（Desai等，2006）。財務(wù)丑聞出現(xiàn)的原因不同，其產(chǎn)生經(jīng)濟后果的嚴重程度不同，而信息披露一直是資本市場中重要的投資者保護手段。由信息披露方面的違規(guī)對高級管理人員變更的影響會比因為其他違規(guī)的影響更嚴重嗎？高級管理人員權(quán)力對于違規(guī)性質(zhì)與高級管理人員變更的關(guān)系又能夠帶來怎樣的影響？這是當(dāng)前資本市場研究的重點。

本文以2011—2013年我國發(fā)生違規(guī)的上市公司為研究樣本，以是否發(fā)生高級管理人員變更為研究視角，并以高級管理層的兩職合一指標和高級管理層持股指標來衡量高級管理層權(quán)力，對上述問題進行實證研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高級管理人員權(quán)力與公司治理有效性

現(xiàn)有研究表明，對高級管理人員權(quán)力的經(jīng)濟后果的研究普遍受到學(xué)者的關(guān)注。研究方向主要包括：高級管理人員權(quán)力對高級管理人員薪酬激勵機制（王克敏和王志超，2007；王新等，2015；呂長江和趙宇恒，2008；劉星和汪洋，2014；王燁等，2012），公司治理有效性（趙息和張西栓，2013），公司財務(wù)信息披露以及董事會治理效率（Hermalin和Weisbach，1998），公司多元化、高級管理人員在職消費、公司業(yè)績（方軍雄，2011），審計委員會的獨立性（劉焱和姚海鑫，2014），審計費用、公司現(xiàn)金持有水平和國有企業(yè)過度投資等方面的影響。

高級管理人員變更受到多方面因素的影響。其中，上市公司的財務(wù)業(yè)績作為高級管理人員決策的產(chǎn)物，常常用于衡量高級管理人員績效、決定高級管理人員任免的合理手段。國內(nèi)外學(xué)者研究表明，高級管理人員變更與公司財務(wù)指標和公司業(yè)績之間有顯著的關(guān)聯(lián)（龔玉池，2001；馮旭南和李心愉，2012；Warner等，1998；Gibson，2003）。公司業(yè)績的惡化，將導(dǎo)致高級管理人員變更的可能性上升，這種可能性還可能受到其他因素的影響，包括公司所在國家的制度環(huán)境、公司的股權(quán)性質(zhì)和結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)（David等，1995）等。公司治理，如控股股東類型、監(jiān)事會特征、董事長與CEO的兩職合一（宋德舜等，2005）、控股股東的更換（朱紅軍，2002）、公司信息的透明度（游家興等，2007）等，也會對高級管理人員變更產(chǎn)生一定的影響。此外，公司的經(jīng)營活動（馮旭南和李心愉，2012）、高級管理人員自身背景特征、聲譽懲罰機制、外部監(jiān)督以及外部環(huán)境變遷等，對高級管理人員變更的影響，也被國內(nèi)外諸多研究所證實。

基于高級管理人員自身背景特征對公司治理的研究，可以發(fā)現(xiàn)，高級管理人員的政治背景（游家興等，2010；王俊秋和江敬文，2012）、任職能力、高級管理人員權(quán)力（Goyal等，2002）等，都會影響到高級管理人員變更。因此，高級管理人員權(quán)力會對公司治理的有效性產(chǎn)生影響。首先，上市公司高級管理人員所擁有的權(quán)力能夠增加自身影響力，對公司的控制能力更強，因此對公司的治理也會產(chǎn)生一定的影響；其次，擁有更高權(quán)力的高級管理人員，可以干預(yù)董事會的獨立性（Grinstein和Hribar，2004），從而影響公司決策的制定，其中包括對高級管理人員更換的決策。以上情況表明，高級管理人員有能力影響公司治理。這與劉星等（2012）針對國有企業(yè)的研究結(jié)論類似，他們發(fā)現(xiàn)高級管理人員權(quán)力， 能夠削弱高級管理人員因業(yè)績低劣而被強制性變更的可能性。又由于一旦高級管理人員出現(xiàn)被迫變更，其聲譽以及未來前途都將受到影響，如Desai等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，在公司被披露出財務(wù)丑聞后被迫離職的高級管理人員中，有92%的高級管理人員不能找到更合適的工作。因此，對于丑聞公司高級管理人員，其影響公司高級管理人員變更決策的動機也是顯然的?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：高級管理人員權(quán)力對財務(wù)丑聞公司的高級管理人員變更有顯著影響，且高級管理人員權(quán)力越大，財務(wù)丑聞公司高級管理人員變更概率越低。

（二）高級管理層權(quán)力、財務(wù)丑聞與公司治理有效性的關(guān)系

上市公司所提供的會計信息的有效性，是資本市場穩(wěn)健發(fā)展的基礎(chǔ)，而公司財務(wù)丑聞則是低質(zhì)量的財務(wù)信息的反映，暴露出了公司的誠信問題以及公司內(nèi)部的治理缺陷。財務(wù)丑聞的揭露將對公司在市場中的價值和信譽帶來嚴重影響。美國薩班斯法案正是針對資本市場中信息披露管制而頒布。已有文獻對于財務(wù)丑聞的經(jīng)濟后果進行了大量的深入研究，主要集中在財務(wù)丑聞的市場反應(yīng)、財務(wù)丑聞與資本成本（何威風(fēng)等，2010），財務(wù)丑聞與高級管理人員變更（Desai等，2006；瞿旭等，2012）以及財務(wù)丑聞對公司法律訴訟和懲罰、高級管理人員薪酬、公司發(fā)展的影響等方面。

財務(wù)丑聞的產(chǎn)生原因不同，其經(jīng)濟后果的影響程度不同（Desai等，2006）。信息披露是保護投資者的重要手段，本文將財務(wù)丑聞的產(chǎn)生原因根據(jù)其性質(zhì)分為兩大類：信息披露方面和其他方面。信息披露方面的違規(guī)對公司治理的影響，會顯著強于其他違規(guī)公司，即對于信息披露違規(guī)公司，其高級管理人員變更的可能性顯著高于其他違規(guī)公司。

然而，面對已經(jīng)發(fā)生的財務(wù)丑聞，公司必然會考慮如何解決這一問題，或是將財務(wù)丑聞的負面影響降到最低，從而使公司財務(wù)信息的可靠性得以恢復(fù)，挽救公司在市場中的聲譽，重獲投資者信任，改善公司業(yè)績。由于高級管理人員變更，對減輕與財務(wù)舞弊相關(guān)費用有顯著的積極作用（Hennes等，2008），同時能夠更容易地向市場傳遞“改過自新”的信息，因此，高級管理人員變更這一有效的公司治理機制被廣泛運用（瞿旭等，2012；Desai，2006；Hennes等，2008）。即上市公司被披露的財務(wù)丑聞越嚴重，涉及的范圍越廣，公司高級管理人員被更換的可能性就越高。

上市公司高級管理人員權(quán)力的強弱，能夠?qū)ω攧?wù)丑聞性質(zhì)與高級管理人員變更的相關(guān)關(guān)系帶來顯著影響。當(dāng)上市公司被披露出財務(wù)丑聞時，公司高級管理人員將會面臨被更換的懲罰，且當(dāng)違規(guī)性質(zhì)為信息披露方面時，公司高級管理人員被更換的概率更高。然而當(dāng)高級管理人員權(quán)力較大時，有更強的動機和能力來影響公司對于高級管理人員變更的決策，從而弱化財務(wù)丑聞與高級管理人員變更的相關(guān)關(guān)系?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2、3：

假設(shè)2：上市公司違規(guī)性質(zhì)會對高級管理人員變更產(chǎn)生影響，信息披露違規(guī)公司高級管理人員變更的可能性，顯著高于其他違規(guī)公司。

假設(shè)3：上市公司高級管理人員權(quán)力，會弱化信息披露違規(guī)與高級管理人員變更的關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一） 模型構(gòu)建

為了檢驗研究假設(shè)，本文構(gòu)建以下回歸模型：

其中，Power分別用Power1、Power2、Power3來表示。

（二）變量定義

1.因變量

本文以上市公司高級管理人員變更情況，作為衡量上市公司治理有效性的指標。為了研究違規(guī)公司高級管理人員（本文將上市公司高級管理人員定義為董事長和總經(jīng)理）變更的影響因素，本文重點關(guān)注在違規(guī)處理文件日期起的前一年和處理文件日期起的后一年內(nèi)，公司高級管理人員的離任情況。借鑒游家興等（2010）對高級管理人員離職的界定，如果高級管理人員不是因為退休、任職期滿這兩種原因而離任，那么就認為高級管理人員的離任屬于非正常離任，即被迫離職情況。在具體分析過程中，本文將發(fā)生違規(guī)公司的前后三年高級管理人員變更數(shù)據(jù)進行一一配對，若在違規(guī)公司處理文件日期前一年或后一年內(nèi)，有高級管理人員出現(xiàn)被迫離職的情況，則認為該違規(guī)公司出現(xiàn)高級管理人員變更，記離職率Turnover=1，否則取Turnover=0。

2.解釋變量

通過借鑒Finkelstein（ 1992） 、權(quán)小鋒和吳世農(nóng)（ 2010），對高級管理人員權(quán)力的四個維度（組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力和聲望權(quán)力），每個維度分別選取兩個指標來衡量的方式，同時綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性、完整性與代表性等，本文對高級管理人員層權(quán)力的衡量，主要選取了兩個典型的指標：總經(jīng)理與董事長的兩職合一指標（Duality）和高級管理人員是否持股指標（Holding）。對于虛擬變量兩職合一（Duality），當(dāng)上市公司總經(jīng)理（包括總裁、CEO等職位描述）和董事長兩職合一時，取值為1，否則取0；對于虛擬變量高級管理人員是否持股（Holding），當(dāng)高級管理人員持有公司股份時，取值為1，否則取0。在具體的實證分析過程中，采用3種方法來度量高級管理人員層權(quán)力：高級管理人員權(quán)力1（Power1）是將上述兩個虛擬變量按照等權(quán)處理，直接相加求平均值，最終得出取值為[0，1]的高級管理人員權(quán)力指標衡量值；高級管理人員權(quán)力2（Power2）是直接以兩職合一，作為衡量高級管理人員權(quán)力的指標，即令Power2=Duality；高級管理人員權(quán)力3（Power3）是直接以高級管理人員，是否持股作為衡量高級管理人員權(quán)力指標，即令Power3=Holding。

關(guān)于財務(wù)丑聞公司違規(guī)性質(zhì)，將其劃分為兩方面：信息披露方面的違規(guī)和其他違規(guī)。從CSMAR數(shù)據(jù)庫收集到的違規(guī)數(shù)據(jù)中，違規(guī)類型具體包括：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、披露不實（其他）、欺詐上市、出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)、內(nèi)幕交易、違規(guī)買賣股票、操縱股價、違規(guī)擔(dān)保、一般會計處理不當(dāng)和其他，共16項。本文將上市公司信息披露方面的違規(guī)（Violate）定義為發(fā)生虛構(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、披露不實（其他）、欺詐上市、一般會計處理不當(dāng)?shù)劝朔N類型的違規(guī)。當(dāng)上市公司發(fā)生上述類型的違規(guī)時，取Violate=1，否則取0。

3.控制變量

本文所涉及的控制變量，主要是從以下方面選取：

公司的基本特征，這方面的控制變量具體包括：代表公司盈利能力的指標，總資產(chǎn)收益率ROA；代表公司成長性的指標Growth，用公司營業(yè)收入增長率衡量；代表公司負債水平的指標Debt，用公司資產(chǎn)負債率衡量；代表公司規(guī)模的指標Size，用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。

公司治理特征，這方面的控制變量具體包括：公司實際控制人性質(zhì)SOE，虛擬變量，當(dāng)上市公司實際控制人為國家（或政府）時，取值為1，否則取0；公司第一大股東持股比例Top1；公司獨立董事持股比例Indepen，董事會中獨立董事所占的比例，可以用于控制董事會獨立性對高級管理人員變更的影響；公司年度審計意見Opinion，虛擬變量，當(dāng)審計意見為標準無保留審計意見時，取值為1，否則取0，用于控制審計獨立性對高級管理人員變更的影響；違規(guī)處理單位Institution，虛擬變量，當(dāng)違規(guī)公告處理單位為“一會兩所”（即中國證監(jiān)會、上海證券交易所、深圳證券交易所）時，取Institution=1，否則取0。

年度變量，本文將年度變量納入控制變量的范圍中，用以控制年份的影響。

變量的具體定義與度量詳見表（1）。

（三）樣本數(shù)據(jù)

本文以2011—2013年滬深兩市所有發(fā)生違規(guī)事件的A股上市公司作為初始研究樣本，共得到初始研究樣本1172個。參照chen等（2005）和許年行等（2013）方法，當(dāng)上市公司在一年中發(fā)生多次違規(guī)時，只保留其中一次的違規(guī)記錄，整理后得到樣本852個。分析中根據(jù)數(shù)據(jù)的完整性以及連續(xù)性的要求，剔除信息不全樣本后有效樣本760個，其中，2011年、2012年、2013年分別為172、287和301家樣本公司。

本文以上市公司違規(guī)樣本為基本樣本，對于發(fā)生違規(guī)的公司，若在其處理違規(guī)事件日期前一年或后一年中，出現(xiàn)高級管理人員的非正常更換，則認為該違規(guī)公司發(fā)生了高級管理人員變更。將高級管理人員定義為上市公司總經(jīng)理（總裁、CEO等）和董事長，將高級管理人員變更定義為上市公司高級管理人員所發(fā)生的非正常變更（除去退休和任職期滿外的其他原因的離職），即被迫離職情況。本文所涉及的違規(guī)數(shù)據(jù)、高級管理人員變更數(shù)據(jù)以及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)，均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。相關(guān)連續(xù)變量均在1%和99%水平上進行了Winsorise處理。

四、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計

表（2）給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表中可以看到，在所有發(fā)生違規(guī)的公司中，平均有45.9%的樣本公司，存在高級管理人員變更的情況；高級管理人員權(quán)力衡量指標的平均值有明顯差別。其中，Power1平均值為0.438，Power2平均值為0.255，說明違規(guī)公司中，有25.5%的樣本公司存在總經(jīng)理和董事長兩職合一的情況。Power3平均值為0.621，說明在違規(guī)公司中，有62.1%的樣本公司高級管理人員持有本公司股票。違規(guī)公司中有67.5%的樣本公司，存在信息披露方面的違規(guī)。關(guān)于樣本公司基本特征變量，平均總資產(chǎn)收益率為0.027，最小值為-0.275，最大值為0.280；違規(guī)樣本公司平均主營業(yè)務(wù)增長率為0.408，最小值為-0.777，最大值為23.315，波動性較大；違規(guī)樣本公司平均資產(chǎn)負債率為0.499，最小值為0.032，最大值為1.223。關(guān)于公司治理特征變量，違規(guī)樣本公司中有39.5%的公司的實際控制人為國家；第一大股東平均持股比例為33.6%，最低為8.5%，最高為70.3%；公司獨立董事比例的平均值為0.370，最小值為0.333，最大值為0.556；91.1%的公司年度審計意見為標準無保留意見；違規(guī)公司中，有45.7%的樣本公司的違規(guī)是由“一會兩所”處理的。

（二）相關(guān)性分析

表（3）是主要變量相關(guān)系數(shù)表。從表中可以看到：被解釋變量Turnover與解釋變量Power1、Power2、Power3、Violate顯著相關(guān)。盡管被解釋變量與部分控制變量也顯著相關(guān)，但由于相互之間的相關(guān)系數(shù)較小，因此可以排除變量間的多重線性關(guān)系。

（三） 單變量分析

表（4）比較了所有違規(guī)樣本公司中，高級管理人員發(fā)生變更與沒有發(fā)生變更公司，在高級管理人員權(quán)力以及違規(guī)性質(zhì)方面的差異。在所有違規(guī)樣本公司中，高級管理人員未變更公司的高級管理人員權(quán)力指標，均高于高級管理人員發(fā)生變更的公司，且兩者之間的差異在三種不同的高級管理人員權(quán)力指標下均在1%水平上顯著，說明高級管理人員權(quán)力的大小，會顯著影響違規(guī)公司高級管理人員變更的概率。此外，在發(fā)生高級管理人員變更的349家公司中，有74.2%的公司出現(xiàn)了信息披露方面的違規(guī)，高于為發(fā)生高級管理人員變更公司的61.8%，且兩者之間在1%水平上差異顯著。控制變量中，高級管理人員變更公司總資產(chǎn)收益率為0.014，營業(yè)收入增長率為0.485，資產(chǎn)負債率為0.538，平均有47.6%的變更公司實際控制人為國家，有87.1%的變更公司年度審計意見為標準無保留意見，而在高級管理人員未變更公司中，總資產(chǎn)收益率為0.038，營業(yè)收入增長率為0.343，資產(chǎn)負債率為0.466，且平均有32.6%的未變更高級管理人員的公司實際控制人為國家，有94.4%的未變更公司年度審計意見為標準無保留意見，其中高級管理人員變更公司與高級管理人員未變更公司在1%水平上存在顯著差異。此外，對于第一大股東持股、高級管理人員變更的樣本公司中，第一大股東持股比例平均為32.5%，與高級管理人員未變更公司的34.6%在5%水平上差異顯著。對于違規(guī)行為處理單位，在高級管理人員變更的樣本公司中，平均有49.6%的公司違規(guī)行為是由“一會兩所”處理，在5%水平上顯著高于未發(fā)生高級管理人員變更公司的42.3%。另外，兩組樣本在公司規(guī)模和公司董事會中獨立董事占比，即董事會獨立性等方面沒有顯著差異。

（四） 多元回歸分析

1.假設(shè)1回歸結(jié)果

關(guān)于高級管理人員權(quán)力與公司治理有效性，本文主要關(guān)注的是高級管理人員權(quán)力的三項指標以及高級管理人員變更指標，全樣本回歸結(jié)果見表（5）。表（5）顯示，高級管理人員權(quán)力指標1（Power1）的回歸系數(shù)為-1.409，且在1%水平上顯著；高級管理人員權(quán)力指標2（Power2）的回歸系數(shù)為-0.668，且在1%水平上顯著；高級管理人員權(quán)力指標3（Power3）的回歸系數(shù)為-0.773，且在1%水平上顯著。綜上所述，說明無論采用哪項指標衡量高級管理人員權(quán)力，都會出現(xiàn)高級管理人員權(quán)力越大，高級管理人員被更換的可能性就越小，即高級管理人員權(quán)力能夠削弱高級管理人員變更這一公司治理機制的有效性。這反映了上市公司高級管理人員權(quán)力膨脹，并不能夠?qū)靖呒壒芾砣藛T實施有效地約束與監(jiān)督，以及對不稱職的高級管理人員的懲戒與更換。全樣本的回歸結(jié)果與本文研究假設(shè)1的預(yù)期基本一致。

控制變量中，反映公司基本特征的變量中，公司總資產(chǎn)利潤率（ROA）與高級管理人員變更顯著負相關(guān)，說明業(yè)績越差的上市公司，其高級管理人員被更換的可能性就越大，這與多數(shù)研究結(jié)論一致，但其他的公司基本特征變量，如公司營業(yè)收入增長率（Growth）、公司負債水平（Debt）以及公司規(guī)模（Size）指標，對上市公司高級管理人員的職位變更并沒有顯著影響。此外，在反映公司治理特征的變量中，反映公司性質(zhì)即公司實際控制人指標（SOE）與高級管理人員的職位變更顯著正相關(guān)，說明在所有發(fā)生違規(guī)的公司中，國有控股公司更容易出現(xiàn)更換高級管理人員的情況；公司第一大股東持股比例（Top1）在高級管理人員權(quán)力指標1和高級管理人員權(quán)力指標3的檢驗中，與高級管理人員的職位變更顯著負相關(guān)；其他變量中，公司董事會中獨立董事的比例（Indepen）、年度審計意見（Opinion）以及公告處理單位（Institution），對高級管理人員變更并沒有顯著影響。

2.假設(shè)2回歸結(jié)果

表（6）是研究假設(shè)2的多元回歸結(jié)果。關(guān)于上市公司財務(wù)丑聞性質(zhì)和公司治理有效性，本文主要關(guān)注丑聞公司的違規(guī)性質(zhì)變量，與高級管理人員變更指標之間的關(guān)系。通過對全樣本進行回歸后結(jié)果顯示，在模型1中僅納入了違規(guī)類型（Violate）指標，其回歸系數(shù)為0.342，且在5%水平上顯著，說明上市公司發(fā)生信息披露方面的違規(guī)行為，會增加公司高級管理人員被更換的可能性，符合假設(shè)2的預(yù)期；在模型2中，加入了衡量高級管理人員權(quán)力的指標，其回歸系數(shù)分別為-1.423、-0.687和-0.772，且均在1%水平上顯著，對應(yīng)于違規(guī)類型（Violate）指標，其回歸系數(shù)分別為0.370、0.372、0.341，且均在5%水平上顯著，與模型1中的顯著性水平一致。這說明在控制了高級管理人員權(quán)力的影響后，信息披露方面的違規(guī)行為對高級管理人員變更的影響依然顯著，符合假設(shè)2的預(yù)期。

上市公司的信息披露對公司治理有效性有顯著影響，能夠?qū)Ω呒壒芾砣藛T實施有效的約束、監(jiān)督和懲罰機制。相對于其他違規(guī)行為，信息披露方面的違規(guī)行為，會增加丑聞公司高級管理人員更換的概率。此階段的全樣本回歸結(jié)果與本文的研究假設(shè)2一致。

3.假設(shè)3回歸結(jié)果

根據(jù)上市公司違規(guī)性質(zhì)進行分組檢驗，回歸結(jié)果見表（7）。

從表（7）中可以看到，發(fā)生財務(wù)丑聞公司中，信息披露方面違規(guī)的樣本組，高級管理人員權(quán)力的衡量指標（Power1、Power2、Power3），均與高級管理人員變更顯著負相關(guān)，且其在1%水平上顯著；而在沒有發(fā)生信息披露方面違規(guī)的樣本組，高級管理人員權(quán)力指標中，僅有Power2與高級管理人員更換在5%顯著性水平上負相關(guān)，Power1與高級管理人員變更在10%顯著性水平上負相關(guān)，Power3與高級管理人員變更沒有顯著的相關(guān)性。分組回歸結(jié)果表明，在所有發(fā)生違規(guī)的上市公司中，高級管理人員權(quán)力對高級管理人員變更的影響，主要體現(xiàn)在發(fā)生信息披露方面違規(guī)公司中。

進一步在回歸方程中納入了交叉變量Power×Violate，再次進行回歸，檢驗結(jié)果見表（8）。

表（8）顯示，在全樣本的回歸檢驗中，Power1的回歸系數(shù)為-0.809，且在10%水平上顯著，Violate回歸系數(shù)為0.745，在1%水平上顯著為正；Power2的回歸系數(shù)為-0.923，在5%的水平上顯著，但Violate回歸系數(shù)不顯著；而Power3的回歸系數(shù)雖然也為負，但不顯著，同時Violate回歸系數(shù)為0.995，在1%水平上顯著為正。檢驗進一步說明了高級管理人員權(quán)力，是導(dǎo)致高級管理人員變更的重要影響因素，而信息披露方面的違規(guī)行為，會顯著增加高級管理人員被更換的可能性。

交叉變量Power×Violate由表示高級管理人員權(quán)力指標的變量，與上市公司違規(guī)類型的虛擬變量相乘而得，在Power1的回歸檢驗中，其系數(shù)在10%水平上顯著為負，意味著Power1所衡量的高級管理人員權(quán)力，顯著降低了丑聞公司違規(guī)性質(zhì)與高級管理人員更換的正相關(guān)關(guān)系。同樣在Power3的回歸檢驗中，Power×Violate的回歸系數(shù)也為負數(shù)，且顯著性水平為1%，這也說明Power3所代表的高級管理人員權(quán)力指標，能夠更加顯著地降低公司違規(guī)的類型與高級管理人員變更的概率。然而，在對Power2的回歸檢驗中，并沒有出現(xiàn)Power×Violate的回歸系數(shù)顯著的情況?？偟膩碚f，上市公司高級管理人員權(quán)力的強弱，能夠?qū)ω攧?wù)丑聞公司的違規(guī)性質(zhì)與高級管理人員變更概率之間帶來顯著影響。即上市公司高級管理人員權(quán)力的膨脹，會弱化財務(wù)丑聞公司違規(guī)性質(zhì)與高級管理人員變更的行為，使得公司違規(guī)性質(zhì)對高級管理人員變更的影響減弱，削弱了對公司違規(guī)以及不稱職高級管理人員的監(jiān)督、約束和懲處行為。檢驗結(jié)果部分符合研究假設(shè)3的預(yù)期。

控制變量中ROA的回歸系數(shù)顯著為負，說明上市公司業(yè)績越差，其高級管理人員被迫離職的可能性越大；SOE的回歸系數(shù)顯著為正，說明相對于實際控制人為非國有的企業(yè)，國有控股企業(yè)更傾向于更換不稱職的高級管理人員，以此來穩(wěn)定市場情緒；Top1的回歸系數(shù)部分顯著為負，說明第一大股東持股比例越高，上市公司更換不稱職高級管理人員的可能性就越低；其余的控制變量對高級管理人員變更的影響并不顯著。

（五） 穩(wěn)健性測試

為了進一步檢驗上述結(jié)論的可靠性，本文做了如下穩(wěn)健性測試：將丑聞公司違規(guī)性質(zhì)變量進行重新劃分，將所關(guān)注的上市公司出現(xiàn)的財務(wù)丑聞定義為信息披露方面的違規(guī)，并將出現(xiàn)以下違規(guī)類型之一的看作出現(xiàn)信息披露違規(guī)：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、披露不實（其他）、欺詐上市、一般會計處理不當(dāng)?？紤]到上市公司高級管理人員對于資金的私自占用，也屬于公司財務(wù)丑聞。因此，將資金占用方面（包括出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)、違規(guī)擔(dān)保）的違規(guī)行為也納入到衡量標準中。將公司出現(xiàn)財務(wù)丑聞的違規(guī)類型（VIOLATE，新的衡量違規(guī)類型的虛擬變量）定義為，當(dāng)公司發(fā)生如下類型的違規(guī)時，取VIOLATE=1，當(dāng)公司發(fā)生下述違規(guī)類型以外的其他方面的違規(guī)行為時，取VIOLATE=0，這些違規(guī)類型具體包括：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、披露不實（其他）、欺詐上市、一般會計處理不當(dāng)、出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)以及違規(guī)擔(dān)保等。

在引入新的違規(guī)類型（VIOLATE）變量后，將其代入到回歸模型中進行檢驗，研究結(jié)論保持不變，說明本文研究結(jié)論穩(wěn)健可靠。

五、研究結(jié)論

本文研究得出以下結(jié)論：高級管理人員權(quán)力對財務(wù)丑聞公司的高級管理人員變更有顯著影響；信息披露是保護投資者的重要手段，對于信息披露違規(guī)公司，其高級管理人員變更的可能性，顯著高于其他違規(guī)公司；上市公司高級管理人員權(quán)力，會弱化信息披露違規(guī)與高級管理人員變更的正相關(guān)關(guān)系。進一步通過將財務(wù)丑聞公司的違規(guī)性質(zhì)重新劃分，進行了相應(yīng)的穩(wěn)健性測試，發(fā)現(xiàn)結(jié)果仍一致。

本文以高級管理人員權(quán)力作為研究視角，對公司治理有效性進行了研究，豐富了高級管理人員權(quán)力與公司治理方面的研究文獻，有助于理解高級管理人員變更這一有效的公司治理機制的影響因素。上市公司高級管理人員層權(quán)力的膨脹，會削弱公司治理的有效性，高級管理人員很有可能利用自身的權(quán)力優(yōu)勢為自己謀取盡可能多的私有收益。公司的治理機制又因為其權(quán)力的存在而受到影響，意味著上市公司對高級管理人員實施有效的約束與監(jiān)督，以及對不稱職的高級管理人員的懲戒與更換的能力受到損害。這不僅會導(dǎo)致公司和投資者的利益受到損害，也不利于資本市場的穩(wěn)步發(fā)展。因此，上市公司應(yīng)該要更加清晰地認識高級管理人員權(quán)力的影響并進行有效控制。

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