菅秀帥 邵志浩

摘要：文章以2007—2021 年我國A 股上市公司為研究樣本，實證檢驗了非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系，并從信息透明度視角探究其影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明具有獨立性的非CEO 高管發(fā)揮的內(nèi)部治理效應(yīng)抑制了股價崩盤風(fēng)險；影響機(jī)制檢驗結(jié)果顯示，具有獨立性的非CEO 高管能夠通過提高企業(yè)信息透明度抑制股價崩盤風(fēng)險；異質(zhì)性分析結(jié)果表明，非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險的負(fù)相關(guān)關(guān)系在非國有、外部監(jiān)督較弱、地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中更加顯著。對此，企業(yè)應(yīng)充分重視和保證高管團(tuán)隊內(nèi)部的獨立性，政府應(yīng)不斷完善信息披露制度，從而保證資本市場持續(xù)健康發(fā)展，國家金融秩序穩(wěn)定。

關(guān)鍵詞：非CEO 高管；非CEO 高管獨立性；股價崩盤風(fēng)險；信息透明度；內(nèi)部治理

中圖分類號：F272 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-8576（2023）02-0058-13

DOI：10.16716/j.cnki.65-1030/f.2023.02.006

一、引言

股票市場的穩(wěn)定健康運行不僅影響著投資者對資本市場的信心，還關(guān)系著金融體系以及實體經(jīng)濟(jì)的未來發(fā)展。然而，近年來股價崩盤等極端尾部事件卻在我國資本市場頻繁上演，繼2015 年A 股市場出現(xiàn)16 次“千股跌?！焙?，2021 年股市又出現(xiàn)了在80% 股票下跌的情況下各盤指數(shù)上漲的結(jié)構(gòu)式行情。股價暴跌或崩盤對國家金融體系的安全產(chǎn)生了嚴(yán)重威脅。習(xí)近平在2021 年12 月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會議中明確指出，要為資本設(shè)置“紅綠燈”，完善金融風(fēng)險處置機(jī)制?；诖?，在我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下探究股價崩盤風(fēng)險的影響因素，對保護(hù)投資者利益、完善資本市場體制、排除金融危機(jī)隱患以及助力實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

從企業(yè)層面分析，在薪酬激勵、職位晉升、聲譽提升、期權(quán)行權(quán)等自利動機(jī)的驅(qū)使下，管理層傾向于隱藏或延遲披露負(fù)面消息［1］，而當(dāng)持續(xù)積累的負(fù)面消息突破其最大控制范圍時，負(fù)面消息的集中釋放將刺激投資者拋售股票，進(jìn)而引致股價急劇下跌最終崩盤［2］。從根本上講，股價崩盤風(fēng)險的不斷聚集是短視的管理層操控特質(zhì)信息流所帶來的公司治理問題［1］。針對股價崩盤風(fēng)險，學(xué)界從公司治理的多個維度展開了研究，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制制度健全［3］、大股東持股比例提高［4］、多個大股東存在［5］、董事會存在非正式層級［6］、獨立董事獨立性提升［7］等能夠提升公司內(nèi)部治理水平，抑制股價崩盤風(fēng)險。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺少對高管團(tuán)隊本身的剖析，且單純將CEO 當(dāng)作決策團(tuán)隊的代表，忽略了CEO 與非CEO高管之間的差異和非CEO 高管所具有的治理效應(yīng)。實際上，高管團(tuán)隊并不是一個利益共同體，CEO 和非CEO 高管具有不同的決策視野、職業(yè)目標(biāo)以及利益訴求［8-11］?；诠靖吖茉谝欢s束條件下追求自身利益最大化的邏輯思路，作為理性人的CEO 可能會利用權(quán)力和信息優(yōu)勢作出短視決策［1，4］，而非CEO 高管的職業(yè)目標(biāo)往往是擔(dān)任下一任CEO，因而會更加關(guān)注個人聲譽和企業(yè)長期發(fā)展［11］。盡管CEO 具有最高決策權(quán)，但決策方案的具體實施需要非CEO 高管的協(xié)調(diào)與配合，當(dāng)非CEO 高管察覺到CEO 的決策將損害企業(yè)未來發(fā)展利益時，其會“自下而上”地對CEO 的短視行為進(jìn)行制約［8-9］，發(fā)揮內(nèi)部監(jiān)督治理效應(yīng)［9-13］。

然而，非CEO 高管發(fā)揮內(nèi)部治理效應(yīng)的關(guān)鍵在于非CEO 高管相對于CEO 的獨立性。這是因為在我國重人情的“關(guān)系型”社會背景下，那些通過CEO 招聘或提拔而上任的高管可能因心懷感激而缺乏監(jiān)督動機(jī)，變成CEO 擴(kuò)展權(quán)力的工具［9］；而在CEO 任期之前上任的獨立高管則在一定程度上避免了這種問題［10，13］。張博［13］結(jié)合現(xiàn)實背景，利用我國上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在CEO 上任之前的非CEO 高管比例越高，非CEO 高管的獨立性越強，其所帶來的高管團(tuán)隊內(nèi)部治理效應(yīng)越好。Landier［9］以CEO 任職開始時間為界限，采用高管團(tuán)隊中在CEO 任期之前上任的非CEO 高管所占比例來刻畫非CEO 高管的獨立性，發(fā)現(xiàn)獨立性強的非CEO 高管能夠顯著抑制CEO 的自利行為，提升企業(yè)績效與并購效率。Khanna［10］發(fā)現(xiàn)在CEO 任期之前上任的非CEO 高管所占比例與企業(yè)財務(wù)舞弊行為數(shù)量顯著負(fù)相關(guān)。

本文延續(xù)Landier［9］、Khanna［10］、張博［13］的研究思路，采用在CEO 任期之前上任的非CEO 高管占非CEO高管總?cè)藬?shù)的比例來衡量非CEO 高管的獨立性，并利用2007—2021 年我國A 股上市公司數(shù)據(jù)，實證考察非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺少對高管團(tuán)隊本身內(nèi)部治理機(jī)制的研究，本文從非CEO 高管獨立性角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)非CEO 高管能夠產(chǎn)生良好的團(tuán)隊治理效應(yīng)，顯著降低股價崩盤風(fēng)險，深化了對非CEO 高管行為的認(rèn)知，也豐富了管理層內(nèi)部治理及股價崩盤風(fēng)險的相關(guān)研究。第二，結(jié)合股價崩盤的內(nèi)在形成機(jī)理，發(fā)現(xiàn)非CEO 高管抑制股價崩盤風(fēng)險的作用機(jī)制是促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部信息披露。這為企業(yè)優(yōu)化高管結(jié)構(gòu)、提升內(nèi)部治理水平、防范股價崩盤風(fēng)險提供了借鑒。第三，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)具有獨立性的非CEO 高管所發(fā)揮的內(nèi)部治理效應(yīng)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外部監(jiān)督環(huán)境、地區(qū)市場化程度的企業(yè)中存在異質(zhì)性，這揭示了企業(yè)不同治理機(jī)制之間的替代效應(yīng)，為相關(guān)部門穩(wěn)定資本市場提供了政策啟示。

二、理論分析與研究假說

（一）非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的影響

CEO 是企業(yè)的首席執(zhí)行官，非CEO 高管是指除CEO 之外的管理層其他高管，如財務(wù)總監(jiān)、副總經(jīng)理、運營總監(jiān)、市場總監(jiān)、技術(shù)總監(jiān)等對企業(yè)正常經(jīng)營起到關(guān)鍵作用的部門負(fù)責(zé)人。在現(xiàn)代企業(yè)模式下，CEO 的經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)呈現(xiàn)較大程度的分離狀態(tài)，即CEO 擁有較大的決策權(quán)，而企業(yè)所有權(quán)屬于股東，這導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部代理摩擦普遍存在［4-5，7］。作為理性人，擁有絕對資源控制權(quán)的CEO 出于自身利益考慮［7］，可憑借職位優(yōu)勢隱藏不利于己的負(fù)面消息，以致負(fù)面消息不斷積累，增加股價崩盤風(fēng)險［1，4］。從此種意義上講，股價崩盤風(fēng)險本質(zhì)上是自利的管理層隱藏企業(yè)負(fù)面消息所引致的問題［5］。如Kim［14］發(fā)現(xiàn)CEO 等高管為提高股票期權(quán)的行權(quán)價值會控制負(fù)面消息的釋放，且股票期權(quán)與股價之間的關(guān)系越緊密，企業(yè)聚集的股價崩盤風(fēng)險越高；梁權(quán)熙［7］指出獨立董事制度改革促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部消息的釋放、抑制了管理者的短期自利行為，進(jìn)而顯著降低了股價崩盤風(fēng)險。因此，防止股價崩盤風(fēng)險聚集需抑制CEO 等高管追逐私利的短視行為，提高企業(yè)內(nèi)外部的信息對稱性。

在現(xiàn)代企業(yè)模式打造的高管團(tuán)隊中，CEO 和非CEO 高管具有不同的利益訴求。在理性人追求個人利益最大化的邏輯下，當(dāng)CEO 的決策行為損害非CEO 高管的利益時，非CEO 高管存在直接監(jiān)督CEO 行為的動機(jī)和能力，從而產(chǎn)生“自下而上”的治理效應(yīng)。從監(jiān)督動機(jī)而言，CEO 的短視利己行為會通過損害企業(yè)股票的市場表現(xiàn)、降低經(jīng)營績效而直接損害非CEO 高管的個人利益，同時破壞非CEO高管對CEO 的尊敬和信任，甚至導(dǎo)致團(tuán)隊間感情破裂。作為職位僅次于CEO 的非CEO 高管在晉升激勵下，往往把擔(dān)任下一任CEO 作為職業(yè)目標(biāo)，這使其更注重任期聲譽、內(nèi)部公平競爭環(huán)境以及現(xiàn)階段的決策對企業(yè)未來長遠(yuǎn)發(fā)展的影響［11-13］。出于對自身短期和長期利益的考慮，非CEO 高管自然有動機(jī)對CEO 聚集股價崩盤風(fēng)險的行為進(jìn)行監(jiān)督和約束。從監(jiān)督能力而言，盡管CEO 擁有極大的決策權(quán)，但“身單力薄”的CEO 始終無法掌控每個決策的具體實施過程，需要非CEO 高管的協(xié)調(diào)與配合，這為非CEO 高管發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)提供了契機(jī)［15］。作為企業(yè)項目運行的具體負(fù)責(zé)人，非CEO 高管具有所屬領(lǐng)域的信息和專業(yè)優(yōu)勢，當(dāng)CEO 造成的股價崩盤風(fēng)險威脅到非CEO 高管的未來利益時，非CEO 高管能夠阻礙或選擇性地向CEO 傳遞信息，或向其闡明利弊，或拒絕合作，或直接向外部市場釋放消息，從而抑制CEO 的自利動機(jī)，提高企業(yè)信息透明度，降低股價崩盤風(fēng)險。

值得注意的是，《中華人民共和國公司法》賦予了CEO 解聘和選聘其他高管的權(quán)力，有自利動機(jī)的CEO 更傾向于選擇對自己攫取私利有幫助的“朋友型”高管，這類高管與CEO 的利益高度契合，屬于CEO 權(quán)力的外向延伸，同時其也可能會因為CEO 的“賞識”而喪失監(jiān)督的意愿［13］。因此，非CEO 高管的獨立性是其發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)的前提和關(guān)鍵。杜勇［16］研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)非CEO 高管獨立性處于較高水平時，其所帶來的治理效應(yīng)能夠抑制企業(yè)金融化這一短視行為。Landier［9］、Khanna［10］、張博［13］研究發(fā)現(xiàn)在CEO 任期之前上任的非CEO 高管具有較強的獨立性，能夠發(fā)揮良好的內(nèi)部監(jiān)督治理效應(yīng)，并能抑制CEO 的自利行為。基于以上分析，本文提出研究假說1：非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

從股價崩盤的直接生成機(jī)理來看，具有自利動機(jī)的管理者傾向于積壓公司的負(fù)面消息，當(dāng)不斷聚集的負(fù)面消息超過其可控制的范圍，就會導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險在股票市場集中釋放，引致股價急劇下跌［2-4］。因此，內(nèi)部消息的釋放是抑制股價崩盤風(fēng)險的關(guān)鍵。Hutton［17］研究發(fā)現(xiàn)公司財務(wù)報告透明度與股價崩盤風(fēng)險呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。江軒宇［18］指出管理者在追逐私利的動機(jī)下刻意隱藏負(fù)面消息會增加股價崩盤風(fēng)險。結(jié)合上文對非CEO 高管的監(jiān)督動機(jī)和能力的分析，獨立的非CEO 高管可通過提高企業(yè)信息透明度來降低股價崩盤風(fēng)險?；诖?，本文提出研究假說2：具有獨立性的非CEO 高管能夠通過提高企業(yè)信息透明度來降低股價崩盤風(fēng)險。

（二）企業(yè)內(nèi)、外部環(huán)境對非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間關(guān)系的影響

在我國經(jīng)濟(jì)體制下，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在管理者激勵方式和監(jiān)督機(jī)制等方面存在較大差異。在政治晉升的激勵下，國有企業(yè)高管更加愛惜自身的“羽毛”［4］，注重企業(yè)業(yè)績的平穩(wěn)表現(xiàn)，隱藏和延遲發(fā)布企業(yè)內(nèi)部負(fù)面消息的傾向較小［8］。此外，由于國有企業(yè)承擔(dān)著特殊的經(jīng)濟(jì)職能，國有企業(yè)高管受到來自中央和地方相關(guān)政府部門以及社會的監(jiān)督更強，其自利動機(jī)會受到有效制約［5］。因此，相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)中CEO 等高管出于外部監(jiān)督壓力以及對自身任期聲譽的重視，追求短期的私人利益而故意增加股價崩盤風(fēng)險的動機(jī)較為有限，此時，獨立的非CEO 高管的監(jiān)督治理效應(yīng)則失去了“用武之地”，非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系可能不明顯?；诖?，本文提出研究假說3：在民營企業(yè)中，非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用更顯著。

如上文所言，股價崩盤的成因在于企業(yè)內(nèi)部信息環(huán)境不佳和管理層自利行為得不到有效監(jiān)督和制約［4-5］。有力的外部監(jiān)督能夠降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，并且在此基礎(chǔ)上約束CEO的自利動機(jī)，彌補企業(yè)內(nèi)部治理缺陷［19］，使得股價崩盤風(fēng)險不易聚集。而在外部監(jiān)督不足的企業(yè)中，由于投資者難以了解企業(yè)內(nèi)部運營的真實情況，企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度較高，有自利動機(jī)的CEO等高管隱藏負(fù)面信息會更加容易，導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險持續(xù)聚集［4］。此時，聚集的股價崩盤風(fēng)險會威脅到非CEO 高管的長遠(yuǎn)利益，故而會刺激具有獨立性的非CEO 高管約束CEO 增加股價崩盤風(fēng)險的行為?；诖耍疚奶岢鲅芯考僬f4：當(dāng)企業(yè)外部監(jiān)督較弱時，非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用更顯著。

在市場化程度較高的地區(qū)，當(dāng)?shù)卣畬ν顿Y者的保護(hù)力度較大，更為完善、有力的信息披露制度以及懲罰機(jī)制增大了CEO 等高管隱藏企業(yè)負(fù)面消息的難度以及自利行為的成本［19］。而在市場化程度較低的地區(qū)，由于投資者缺乏長期投資熱情，管理層具有通過美化公司業(yè)績來迎合投資者短期利益訴求的行為傾向，制度環(huán)境本身的監(jiān)督作用被大大削弱［19］，市場聲譽懲罰機(jī)制的不健全更是加劇了CEO等高管的“捂盤”動機(jī)［5］，致使股價崩盤風(fēng)險聚集。當(dāng)不斷聚集的股價崩盤風(fēng)險威脅到非CEO 高管的個人長遠(yuǎn)利益時，具有獨立性的非CEO 高管就會采取行動抑制股價崩盤風(fēng)險。基于此，本文提出研究假說5：在地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中，非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用更顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文選取2007—2021 年我國A 股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本。選擇2007 年作為樣本起始時間可避免2007 年新會計準(zhǔn)則施行所帶來的新舊會計準(zhǔn)則不一致的影響，加之2006 年《中華人民共和國公司法》開始實施，因此2007 年及之后年份的公司高層管理人員的數(shù)據(jù)較為完整、可靠。本文對原始數(shù)據(jù)作以下處理：一是剔除金融、保險和房地產(chǎn)行業(yè)樣本；二是剔除被特殊處理（ST、*ST 和PT）的樣本；三是剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本；四是剔除年交易周數(shù)少于30 周的樣本；五是剔除當(dāng)年CEO 發(fā)生更替的樣本。為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1% 和99% 的水平上進(jìn)行Winsorize 處理。經(jīng)過上述處理，共得到21536 個樣本，研究所用原始數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為股價崩盤風(fēng)險（Ncskew 和Duvol）。既有研究指出［1，3-4］，股價負(fù)向偏離的程度和股票收益上下波動比率是股價崩盤風(fēng)險的外在市場表現(xiàn)?；诖耍疚囊怨蓛r負(fù)向偏離程度和股票收益上下波動比率兩個指標(biāo)衡量股價崩盤風(fēng)險，采用股票負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)來反映股價負(fù)向偏離的程度。首先，使用模型（1）對每個年度的個股周收益率進(jìn)行回歸，以剔除市場因素對個股收益率的影響；其次，使用模型（2）計算股票i 在第t 周的特有收益率；最后，基于股票特有收益率使用模型（3）和模型（4）計算股票負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（Ncskew）和股票收益上下波動比率（Duvol）。模型具體形式如下：

上式中：ri，t 為股票i 在第t 周的收益率；rM，t 為市場在第t 周的加權(quán)平均收益率；殘差項εi，t 表示企業(yè)個股收益率中不能被市場收益率波動所解釋的部分；n 為股票i 在當(dāng)季度交易的天數(shù)；nu、nd分別為股票i 的周回報率高于、低于當(dāng)年回報率均值的周數(shù)，以此代表股價崩盤風(fēng)險。Ncskew 和Duvol 數(shù)值越大，表示股價崩盤風(fēng)險越高。

2. 解釋變量。本文的解釋變量為非CEO 高管獨立性（Intgov）。參考Landier［9］、Khanna［10］、杜勇［16］的研究，為更好地體現(xiàn)獨立的非CEO高管的監(jiān)督能力，只選取薪酬排名前四的非CEO高管，以其在CEO任期之前上任的人數(shù)與非CEO高管總?cè)藬?shù)之比衡量非CEO高管獨立性。另外，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還重新將Intgov 設(shè)定為虛擬變量和絕對指標(biāo)，具體見下文。

3. 控制變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)［3-5］，本文選取股票平均周收益率（Ret）、股票月均超額換手率（Dturn）、股票周收益率的標(biāo)準(zhǔn)差（Sigma）、股票負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（LNcskew）、管理層薪酬總額（Scomp）、第一大股東持股比例（Top1）、獨立董事比例（Indep）、賬市比（MA）、資產(chǎn)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)利潤率（ROA）等作為控制變量，同時控制年度（Year）和行業(yè)（Industry）固定效應(yīng)。

各變量定義如表1所示。

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2 可知，在樣本期內(nèi)，股價崩盤風(fēng)險（Ncskew 和Duvol）的均值分別為-0.4239 和-0.2921，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.7136 和0.4791，最大值與最小值相差較大，說明各樣本企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險存在較大差異。非CEO 高管獨立性（Intgov）的均值為0.3854，說明大約有三分之一的非CEO 高管具有獨立性；中位數(shù)為0.2500，說明樣本企業(yè)中非CEO 高管的獨立性較強?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果與已有文獻(xiàn)接近，說明所選樣本具有代表性。

（三）模型設(shè)定

為檢驗非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系，構(gòu)建回歸模型具體如下：

Ncskewi，t + 1Duvoli，t + 1 =α0 +α1Intgovi，t +α2Controlsi，t +ΣYear +ΣIndustry +εi，t （5）

式（5）中，Ncskew、Duvol 為股價崩盤風(fēng)險，Intgov 為非CEO高管獨立性，Controls 為控制變量，Year、Industry 分別為年度、行業(yè)固定效應(yīng)。

四、實證檢驗與分析

（一）單變量分析

表3 為單變量分析結(jié)果。由表3可知，在無獨立性非CEO高管組（Intgov=0）中，Ncskew 和Duvol 的均值分別為-0.3720和-0.2660，而在有獨立性非CEO高管組（Intgov≠0）中，Ncskew 和Duvol 的均值分別為-0.4400和-0.3100，二者差值分別為0.0680和0.0440且均在1%水平顯著，說明有獨立性非CEO高管組（Intgov≠0）抑制股價崩盤風(fēng)險的作用更顯著，支持了研究假說1的判斷。控制變量均存在組間均值差異，說明有必要利用多元回歸模型控制其他因素的干擾。

（二）多元回歸分析

本文采用模型（5）檢驗非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的影響，回歸結(jié)果見表4。表4 中，列（1）、列（4）為僅控制年度、行業(yè)變量的回歸結(jié)果，可知Intgov 的回歸系數(shù)分別為-0.0878 和-0.0453 且在1% 水平顯著；列（2）、列（3）、列（5）、列（6）為在此基礎(chǔ)上依次控制有關(guān)股票市場和公司層面變量后的回歸結(jié)果，Intgov 的回歸系數(shù)依舊在1% 水平顯著為負(fù)，表明非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，研究假說1 得以驗證。

（三）中介機(jī)制檢驗

由前文理論分析可知，CEO 等高管隱藏企業(yè)負(fù)面信息是股價崩盤風(fēng)險形成的重要原因［5，14］。下文將從信息透明度視角探究非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的潛在影響機(jī)制。本文參考Baron［20］、溫忠麟［21］的研究，在模型（5）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（6）、模型（7）進(jìn)行中介機(jī)制檢驗，模型具體形式如下：

Mediatori，t =α0 +α1Intgovi，t +α2Controlsi，t +ΣYear +ΣIndustry +εi，t （6）

?Ncskewi，t + 1Duvoli，t + 1 =α0 +α1Intgovi，t +α2Mediatori，t +α3Controlsi，t +ΣYear +ΣIndustry +εi，t（7）

上式中，Mediator 為中介變量信息透明度，借鑒Kim［3］、陸瑤［22］的研究，選取應(yīng)計盈余管理水平（Ab?sACC）作為信息透明度的代理指標(biāo)，AbsACC 數(shù)值越大表明信息透明度越低。模型（6）用于檢驗非CEO高管獨立性對信息透明度的影響，模型（7）用于檢驗非CEO 高管獨立性和信息透明度對股價崩盤風(fēng)險的影響，回歸結(jié)果見表5。由表5 中列（1）可知：Intgov 的回歸系數(shù)在1% 水平顯著為負(fù)，說明具有獨立性的非CEO 高管顯著提高了信息透明度，促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部消息的釋放。由列（2）、列（3）可知：AbsACC的回歸系數(shù)顯著為正，說明信息透明度與股價崩盤風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)；Intgov 回歸系數(shù)的絕對值相較于表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的系數(shù)絕對值有所下降，說明信息透明度在非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。進(jìn)一步地，本文進(jìn)行了Sobel 檢驗，結(jié)果顯示（限于篇幅未列示）Z 統(tǒng)計量分別為13.56、7.23 且均在1% 水平通過檢驗，說明前文研究結(jié)論穩(wěn)健。

為避免單一指標(biāo)對實證結(jié)果的影響，本文借鑒Oliver［23］的研究，基于股票市場視角構(gòu)造KV 指數(shù)來直接反映企業(yè)信息透明度，KV 數(shù)值越大表明信息透明度越低?；貧w結(jié)果見表5。表5 中列（4）的回歸結(jié)果再次表明，具有獨立性的非CEO 高管能夠有效釋放企業(yè)信息。列（5）、列（6）中KV 的回歸系數(shù)顯著為正，Intgov 回歸系數(shù)的絕對值相較于表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的系數(shù)絕對值有所下降，Sobel 檢驗的Z 統(tǒng)計量分別為5.67、5.23 且均在1% 水平通過檢驗（限于篇幅未列示），再次證明提高信息透明度是具有獨立性的非CEO 高管降低股價崩盤風(fēng)險的重要途徑，研究假說2 得以驗證。

（四）異質(zhì)性分析

1. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。鑒于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)具有不同的治理模式，本文依據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將全部樣本分為國有企業(yè)組和民營企業(yè)組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗，結(jié)果見表6。表6 中列（1）、列（2）顯示Intgov 的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，列（3）、列（4）顯示Intgov 的回歸系數(shù)在1% 水平顯著為負(fù)，說明非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用在民營企業(yè)中更加顯著，研究假說3 得以驗證。

2. 外部監(jiān)督。為考察不同外部監(jiān)督強度下非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險影響的差異，本文參考李壽喜［24］的研究，從審計師和機(jī)構(gòu)投資者的角度衡量企業(yè)外部監(jiān)督情況。具有較強獨立性和專業(yè)性的國際四大會計師事務(wù)所的審計師在聲譽機(jī)制的約束下會通過提供高質(zhì)量的審計報告來更好地監(jiān)督企業(yè)高管的行為［25］，而機(jī)構(gòu)投資者可以借助資金、專業(yè)、信息優(yōu)勢較個人投資者更好地通過參與股東大會、獲得內(nèi)部監(jiān)督職務(wù)、爭奪控制權(quán)等方式提升公司治理水平［26］。因此，審計師的聲譽越高、機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)的外部監(jiān)督情況就越好［24］。本文根據(jù)審計師是否來自國際四大會計師事務(wù)所和機(jī)構(gòu)投資者持股比例的年度行業(yè)中位數(shù)對樣本公司分組進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表7。表7中列（1）～列（4）顯示Intgov 的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，列（5）～列（8）顯示Intgov 的回歸系數(shù)在1% 水平顯著為負(fù)，說明非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用在外部監(jiān)督較弱的企業(yè)中更顯著，研究假說4 得以驗證。這也進(jìn)一步說明了非CEO 高管獨立性帶來的治理效果可以作為外部監(jiān)督機(jī)制的有效替代。

3. 地區(qū)市場化程度。參考王小魯［27］的研究思路，本文采用中國分省份市場化指數(shù)來反映企業(yè)所屬地區(qū)的市場化程度，并根據(jù)各地區(qū)市場化指數(shù)的年度中位數(shù)將全部樣本分為兩組，以考察非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的影響在不同市場化程度下是否具有異質(zhì)性，結(jié)果見表8。

表8 中列（1）、列（2）顯示Intgov 的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，列（3）、列（4）顯示Intgov 的回歸系數(shù)至少在5% 水平顯著為負(fù)，說明非CEO 高管獨立性對股價崩盤風(fēng)險的抑制作用在地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中更顯著，研究假說5 得以驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換變量的測度指標(biāo)。本文參考Kim［1］和姜付秀［5］的研究，構(gòu)造虛擬變量Crash 來度量被解釋變量股價崩盤風(fēng)險，若一年中公司股票某一周的周回報率低于其分布均值2.58個標(biāo)準(zhǔn)差，Crash 取值為1，否則取值為0，采用probit和logit模型分別進(jìn)行回歸估計。進(jìn)一步地，將解釋變量非CEO高管獨立性設(shè)定為虛擬變量Dum1和絕對指標(biāo)lnIntgov，若存在具有獨立性的非CEO高管則Dum1取值為1，否則取值為0；lnIntgov 為“1+具有獨立性的非CEO高管人數(shù)”的自然對數(shù)。回歸結(jié)果見表9。表9 中列（1）～列（6）顯示，Intgov、Dum1、lnIntgov 的回歸系數(shù)均在1%水平顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗證了研究假說1，表明前文研究結(jié)論穩(wěn)健。

2. 控制內(nèi)生性問題。為控制可能存在的反向因果問題，即股價崩盤風(fēng)險較大的企業(yè)可能會頻繁更換高管，本文參考已有研究［4］，采用同年度同行業(yè)其他公司非CEO 高管獨立性的均值（IV1）和同年度同地區(qū)其他公司非CEO 高管獨立性的均值（IV2）作為基準(zhǔn)回歸模型中Intgov 的工具變量。一方面，同年度同行業(yè)及同年度同地區(qū)企業(yè)之間的特征相似且處于相同的經(jīng)營環(huán)境之中，滿足工具變量的相關(guān)性要求；另一方面，目前尚沒有證據(jù)表明同年度同行業(yè)或同年度同地區(qū)其他企業(yè)的非CEO 高管獨立性會直接影響本企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險，故符合工具變量的外生性條件。工具變量檢驗結(jié)果見表10。

表10 中列（1）即第一階段回歸結(jié)果顯示，IV1、IV2 的回歸系數(shù)均在1% 水平顯著為正，說明不存在弱工具變量問題；列（2）、列（3）即第二階段回歸結(jié)果顯示，Intgov 的回歸系數(shù)在5% 水平顯著為負(fù)。研究假說1 再次得以驗證。此外，不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗結(jié)果（限于篇幅未列示）也證明了所選工具變量的合理性。

為緩解可能遺漏的不隨時間改變的企業(yè)固定因素帶來的內(nèi)生性問題，本文使用個體固定效應(yīng)模型重新估計模型（5）。同時，為避免樣本自選擇偏誤的影響，本文采用傾向得分匹配法（PSM）以及Heckman 兩階段回歸法來控制該問題對研究結(jié)論的干擾，回歸結(jié)果見表11。表11 中列（1）～列（6）顯示，Intgov 的回歸系數(shù)至少在5% 水平顯著為負(fù)，研究假說1 依舊成立。

五、結(jié)論與建議

本文以非CEO 高管獨立性為切入點，利用2007—2021 年我國A 股上市公司數(shù)據(jù)考察具有獨立性的非CEO 高管對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，非CEO 高管獨立性與股價崩盤風(fēng)險具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且該結(jié)論在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后依然成立，說明具有獨立性的非CEO 高管能夠抑制股價崩盤風(fēng)險，發(fā)揮內(nèi)部監(jiān)督治理效應(yīng)；其次，結(jié)合股價崩盤的具體成因從信息釋放角度切入，發(fā)現(xiàn)促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部信息釋放是具有獨立性的非CEO 高管抑制股價崩盤風(fēng)險的作用機(jī)制；最后，從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外部監(jiān)督以及地區(qū)市場化程度3 個維度展開對非CEO 高管獨立性影響股價崩盤風(fēng)險的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在非國有、外部監(jiān)督較弱、地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中，非CEO 高管獨立性抑制股價崩盤風(fēng)險的效果更顯著。

基于上述結(jié)論，本文提出如下建議：第一，企業(yè)應(yīng)充分重視和保證高管團(tuán)隊內(nèi)部的獨立性，優(yōu)化高管人員結(jié)構(gòu)，協(xié)調(diào)和控制高管團(tuán)隊內(nèi)部之間的利益沖突，努力營造積極健康的團(tuán)隊環(huán)境。第二，政府應(yīng)健全企業(yè)內(nèi)外部協(xié)同監(jiān)督機(jī)制，全面提升治理水平，從微觀層面入手保障股票市場的平穩(wěn)運行。第三，政府應(yīng)認(rèn)識到地區(qū)市場化程度的差異會影響具有獨立性的非CEO高管抑制股價崩盤風(fēng)險作用的發(fā)揮，不斷完善信息披露制度，建立有效的懲罰機(jī)制，鼓勵市場通過自發(fā)力量遏制決策者攫取個人私利的動機(jī)，從而保證資本市場持續(xù)健康發(fā)展，國家金融秩序穩(wěn)定。

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