董秀良 ， 徐世瑩 ， 劉佳寧

（1. 吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心, 吉林 長(zhǎng)春 130012； 2. 吉林大學(xué) 商學(xué)與管理學(xué)院, 吉林 長(zhǎng)春 130012；3. 東北大學(xué) 工商管理學(xué)院, 遼寧 沈陽(yáng) 110169）

一、引 言

中國(guó)股票市場(chǎng)經(jīng)過(guò)30多年的建設(shè)和發(fā)展，已經(jīng)取得了巨大的成就，但不可否認(rèn)的是，上市公司治理狀況始終不盡人意，尤其是層出不窮的公司違規(guī)問(wèn)題更是成為阻礙證券市場(chǎng)健康發(fā)展的頑疾。即便是在2020年新《證券法》實(shí)施后，在證券監(jiān)管部門已大幅提高對(duì)市場(chǎng)主體違法違規(guī)行為懲處力度的背景下，違規(guī)問(wèn)題依然屢禁不止。統(tǒng)計(jì)顯示，2021年仍有649家A股上市公司被監(jiān)管處罰，所涉案例多達(dá)1964起①參見(jiàn)機(jī)會(huì)寶：“【2021年度盤(pán)點(diǎn)】1964起違規(guī)，649家踩雷！貸款三查、財(cái)務(wù)造假……監(jiān)管關(guān)注重點(diǎn)有這些”，https://view.inews.qq.com/a/20220105A0B5TZ00，2022年1月5日。。或許，新《證券法》發(fā)揮效力尚需時(shí)日，但可以肯定的是，現(xiàn)行的側(cè)重于“事后”追責(zé)的監(jiān)管模式，不論其阻嚇效果如何，它終究只能在有害行為發(fā)生之后才能發(fā)揮應(yīng)有的作用，但此時(shí)廣大中小投資者已經(jīng)付出了慘痛代價(jià)，違規(guī)行為對(duì)市場(chǎng)的傷害也已然產(chǎn)生。因此，相較于“事后”監(jiān)管，如何提高事前預(yù)判能力，對(duì)潛在的違規(guī)行為及時(shí)甄別和防范，更應(yīng)成為證券市場(chǎng)投資者保護(hù)的重要課題。本文研究管理層非正常離職行為對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用，其目的正在于此。

不同于歐美高度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)以及相應(yīng)的代理問(wèn)題，我國(guó)上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，因此公司代理問(wèn)題主要體現(xiàn)為控股股東和中小股東之間的代理問(wèn)題，小股東和債權(quán)人的權(quán)力被控股股東剝奪的現(xiàn)象普遍存在。我國(guó)大量的公司違法實(shí)例已表明，在一股獨(dú)大的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，控股股東、實(shí)際控制人往往正是公司違規(guī)事件的始作俑者，而公司管理層則蛻化為控股股東的“行政助理”，在違規(guī)事件中扮演著被動(dòng)的參與者角色。譬如，慧球科技（600556），公司曾對(duì)外違規(guī)擔(dān)保達(dá)20多億元，即是由其實(shí)際控制人及其關(guān)聯(lián)人實(shí)施的。再如，東方金鈺（600086），公司曾發(fā)生誘多型虛假陳述違法違規(guī)行為，也是由公司實(shí)際控制人授意、指使公司副總裁等人實(shí)施的。以往以“獨(dú)立”監(jiān)督為特征的獨(dú)立董事被認(rèn)為是解決現(xiàn)代公司代理問(wèn)題的關(guān)鍵治理角色（Fama和Jensen，1983）。獨(dú)立董事的意外離職被視為揭示上市公司可能存在違規(guī)行為的信號(hào)（Fahlenbrach等，2017；劉思敏等，2021）。然而，從獨(dú)立董事角度解讀上市公司治理狀況無(wú)疑是一個(gè)重要方面，但相較于公司“外部的”獨(dú)立董事，上市公司管理層作為公司重大決策的參與者和知情人，其更具信息優(yōu)勢(shì)（Harris和Raviv，2008），更可能擁有上市公司是否有違規(guī)傾向或已然違規(guī)的私有信息，屬于監(jiān)管層面上的典型“關(guān)鍵少數(shù)”。一旦公司違規(guī)并被公開(kāi)處罰，涉事的管理層勢(shì)必聲譽(yù)受損，且大概率會(huì)被監(jiān)管機(jī)構(gòu)追責(zé)、處罰，因此，在掌握上市公司可能或者已經(jīng)違規(guī)的信息后，管理層會(huì)采取各種行動(dòng)設(shè)法向市場(chǎng)傳遞出自身未與公司“合謀”，是“高質(zhì)量”管理人員的信號(hào)（Spence，1972），以盡可能地規(guī)避潛在風(fēng)險(xiǎn)。不過(guò)，我國(guó)上市公司董事會(huì)成員和高級(jí)管理人員大多與控股股東存在社會(huì)連接（鄭志剛等，2016），加之受東方“和為貴”商業(yè)文化背景的浸染（劉思敏等，2021），管理層會(huì)更傾向于選擇“用腳投票”的自保方式來(lái)傳遞信號(hào)，以維系與上市公司之間的良好關(guān)系。此外，我國(guó)證券市場(chǎng)通常視高管更替為一個(gè)壞消息（朱紅軍和林俞，2003）。當(dāng)上市公司管理層發(fā)現(xiàn)公司可能違規(guī)的蛛絲馬跡而選擇離職自保時(shí)，上市公司為了將離職事件對(duì)市場(chǎng)的負(fù)面影響降到最低，往往會(huì)在離職公告中采用“個(gè)人原因”“身體原因”“工作原因”等模糊的離職理由，以隱藏管理層離職的真實(shí)動(dòng)機(jī)。而離職的管理層人員也會(huì)傾向于披露模糊的離職原因，以維護(hù)其自身聲譽(yù)（許楠和姜波，2015）。不過(guò)，對(duì)于上市公司管理層來(lái)說(shuō)，離職對(duì)其意味著失去高級(jí)職位、高薪酬，并且需要面對(duì)未來(lái)在經(jīng)理人市場(chǎng)謀求新職位的不確定性。選擇離職顯然是其經(jīng)過(guò)深思熟慮后，兩害相權(quán)取其輕的結(jié)果，因此，這類“內(nèi)部人”的非正常離職行為很可能為甄別上市公司違規(guī)行為提供預(yù)警信號(hào)。而現(xiàn)實(shí)中，“康美案”重錘落地所引發(fā)的上市公司董監(jiān)高“非正常離職潮”①據(jù)統(tǒng)計(jì)，僅在康美藥業(yè)一審判決結(jié)果公布后的十天內(nèi)，就有123家上市公司的157名董監(jiān)高緊急遞交辭呈，短短十天的辭呈數(shù)量就達(dá)到了2021年全年的3%。此外，董監(jiān)高們的離職原因也大多模糊不清，其中“個(gè)人原因”成為本次離職潮中的最熱門離職理由。參見(jiàn)今日財(cái)富：“投資避雷清單：新《證券法》后3025家上市公司董監(jiān)高離職，8家變動(dòng)10人及以上”，2021年12月4日。，無(wú)疑進(jìn)一步印證了我們的想法。

本文采用2010—2019年我國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證考察上市公司管理層非正常離職現(xiàn)象與公司違規(guī)行為之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：首先，與不存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司相比，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司發(fā)生違規(guī)行為的概率更高；其次，考慮到公司違規(guī)行為屬于部分可觀測(cè)數(shù)據(jù)，使用Bivariate Probit模型進(jìn)一步考察管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)傾向和違規(guī)稽查的信號(hào)作用，結(jié)果顯示，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司違規(guī)傾向更大，但其對(duì)違規(guī)稽查的信號(hào)作用不顯著；再次，當(dāng)上市公司股權(quán)制衡度越低時(shí)，或上市公司為非國(guó)有控股公司時(shí)，管理層非正常離職行為對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用越強(qiáng)；最后，通過(guò)事件研究法檢驗(yàn)上市公司發(fā)生管理層非正常離職事件后的市場(chǎng)反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)管理層非正常離職后市場(chǎng)會(huì)出現(xiàn)顯著的負(fù)向反應(yīng)，表明投資者能夠識(shí)別管理層非正常離職所傳遞出來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)，但這種負(fù)向反應(yīng)的持續(xù)時(shí)間較短，且大概率在公司違規(guī)行為還未被稽查出來(lái)之前，市場(chǎng)就已將該事件遺忘。

本文的特色和貢獻(xiàn)在于：第一，以往學(xué)術(shù)界對(duì)公司違規(guī)行為的預(yù)警研究，主要選取公司治理評(píng)價(jià)指標(biāo)（Beasley，1996；Wang等，2010）和企業(yè)財(cái)務(wù)評(píng)價(jià)指標(biāo)（Beneish，1999；蔡志岳和吳世農(nóng)，2007）構(gòu)建公司違規(guī)行為預(yù)警指標(biāo)體系，再利用簡(jiǎn)單的比較分析方法（徐經(jīng)長(zhǎng)和王玲，2008）、Logistic回歸模型（Bell和Carcello，2000）、多標(biāo)準(zhǔn)輔助判別法（Spathis，2002）和粗糙集方法（酈金梁等，2020）等構(gòu)造上市公司違規(guī)行為預(yù)警模型。此類研究的理論價(jià)值固然突出，但對(duì)于監(jiān)管部門和投資者來(lái)說(shuō)實(shí)際意義有限，而本文對(duì)管理層非正常離職行為的解讀為投資者和監(jiān)管當(dāng)局提供了一種直觀且實(shí)用的上市公司違規(guī)預(yù)警方法。第二，為審視管理層非正常離職與公司違規(guī)行為之間的關(guān)系提供了新的視角。與以往文獻(xiàn)單純考察管理層非正常離職的企業(yè)經(jīng)濟(jì)后果（杜興強(qiáng)等，2013）不同，本文從信號(hào)作用視角重新審視管理層非正常離職與上市公司違規(guī)行為之間的關(guān)系，是對(duì)現(xiàn)有研究的有益補(bǔ)充。第三，本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理層意識(shí)到上市公司違規(guī)的可能性較高時(shí)，更傾向于離職避險(xiǎn)，但這種看似主動(dòng)的行為實(shí)際上是管理層舍棄高薪酬和高職位的無(wú)奈選擇，從側(cè)面折射出上市公司控股股東的強(qiáng)勢(shì)地位以及管理層在公司治理中的弱勢(shì)處境，進(jìn)一步佐證了我國(guó)上市公司的核心代理問(wèn)題主要是大股東對(duì)上市公司和中小股東的利益侵占問(wèn)題。

二、理論分析與研究假設(shè)

在現(xiàn)代股份公司中，由于委托人和代理人之間產(chǎn)生的利益沖突以及信息不對(duì)稱產(chǎn)生的代理問(wèn)題可以劃分為兩種類型：一種是傳統(tǒng)的伯利和米恩斯式代理問(wèn)題，其產(chǎn)生的原因是，由于股權(quán)高度分散導(dǎo)致了公司的“所有權(quán)與控制權(quán)分離”，此時(shí)的代理問(wèn)題主要表現(xiàn)在股東和管理層之間，可以稱之為垂直代理沖突；另一種代理問(wèn)題則是大股東和小股東之間的代理問(wèn)題和利益沖突，即水平代理問(wèn)題。水平代理問(wèn)題產(chǎn)生的原因已不再是所有權(quán)與控制權(quán)分離，而是控股股東的現(xiàn)金流索取權(quán)與其持有的控制權(quán)不匹配。當(dāng)公司控股股東的現(xiàn)金流索取權(quán)遠(yuǎn)低于其持有的控制權(quán)時(shí)，控股股東就有巨大的動(dòng)機(jī)去追求控制權(quán)的隱性收益。以往關(guān)于企業(yè)違規(guī)行為的討論普遍在垂直代理沖突的框架下展開(kāi)，并傾向于認(rèn)為公司管理層會(huì)主導(dǎo)實(shí)施違規(guī)，以侵占股東利益。由于參與違規(guī)的管理層會(huì)迫于法律約束而被強(qiáng)制離職（瞿旭等，2012），加之違規(guī)公司也可能會(huì)采取更換對(duì)違規(guī)行為負(fù)責(zé)的管理層的方式來(lái)挽回自身形象，以降低違規(guī)事件對(duì)股價(jià)帶來(lái)的沖擊（Hennes等，2008），管理層離任率會(huì)在公司違規(guī)行為被查處后顯著增加（Agrawal和Cooper，2017）。然而，實(shí)際上，在中國(guó)情境下，一股獨(dú)大的上市公司普遍存在，公司違規(guī)行為通常與大股東利益取向密切相關(guān)，由水平代理沖突所引致的企業(yè)違規(guī)行為更為普遍（李從剛和李躍然，2019；田利輝等，2022）。實(shí)際控制人才是公司內(nèi)部人的核心，他們通過(guò)過(guò)度控制董事、高管達(dá)成對(duì)公司的實(shí)際控制，使其主導(dǎo)的各項(xiàng)議案在看似“合理”“合法”的情況下實(shí)現(xiàn)必然通過(guò)。相應(yīng)地，由于公司實(shí)際控制人對(duì)管理層的推薦和任免具有舉足輕重的影響力（Brunello等，2003；鄭志剛等，2016），管理層逐漸淪為實(shí)際控制人的“傀儡”，或被迫或與實(shí)際控制人“合謀”侵害小股東利益（王敏和何杰，2020）。在這種情況下，管理層在上市公司違規(guī)行為實(shí)施過(guò)程中往往僅扮演被動(dòng)角色，甚至同樣面臨著利益受損，其離職行為與企業(yè)違規(guī)行為之間的關(guān)系將有別于垂直代理框架。因此，基于水平代理沖突，重新探討管理層非正常離職行為與公司違規(guī)間的內(nèi)在邏輯無(wú)疑更有意義。

其一，當(dāng)管理層知悉或意識(shí)到公司已然違規(guī)或者有可能違規(guī)時(shí)，其會(huì)傾向于主動(dòng)離職以盡可能降低公司違規(guī)帶給自身的法律及聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)。前景理論指出，大多數(shù)人在面臨獲利的時(shí)候是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的（Kahneman和Tversky，1979），公司管理層亦是如此。盡管控股股東會(huì)通過(guò)提高管理層薪酬水平（李常青和幸偉，2018）、股權(quán)激勵(lì)（陳文強(qiáng)，2017）等手段誘使管理層配合其實(shí)施違規(guī)行為，但管理層參與公司違規(guī)會(huì)增加自身的訴訟風(fēng)險(xiǎn)（Karpoff等，2008），同時(shí)，降低其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的潛在價(jià)值（梁上坤和陳冬華，2015），只要博弈重復(fù)的次數(shù)足夠多，聲譽(yù)為其帶來(lái)的長(zhǎng)期收益就會(huì)遠(yuǎn)高于短期利得（Kreps和Wilson，1982）。因此，管理層很可能拒絕配合控股股東實(shí)施違規(guī)行為，以規(guī)避法律風(fēng)險(xiǎn)和聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)（Ormazabal，2018）。具體來(lái)說(shuō)，管理層既能選擇對(duì)控股股東直接說(shuō)“不”，也能選擇“用腳投票”——主動(dòng)離職，從而拒絕參與違規(guī)行為。然而，現(xiàn)實(shí)中管理層往往更傾向于后者。這是因?yàn)?，一方面，在我?guó)“以和為貴”文化傳統(tǒng)的大前提下，很少有管理層會(huì)選擇對(duì)實(shí)際控制人說(shuō)“不”這種相對(duì)激烈的拒絕方式，而是更傾向于選擇悄無(wú)聲息地離開(kāi)公司，以維系良好的人際關(guān)系；另一方面，離職可以讓自己與公司違規(guī)行為強(qiáng)行切割，清晰責(zé)任界限，從根源上避免監(jiān)管處罰，同時(shí)也向資本市場(chǎng)傳遞出自己是優(yōu)質(zhì)管理人員的聲譽(yù)信號(hào)。

其二，選擇披露非正常離職原因是公司與管理層在權(quán)衡共同利弊下得出的最優(yōu)解。從違規(guī)公司的角度看，由于股票市場(chǎng)對(duì)公司管理層的主動(dòng)離職具有顯著的負(fù)面反應(yīng)（Warner等，1988；Dedman和Lin，2002；張?zhí)焓娴龋?013），加之，模糊的離職原因是一種“不可驗(yàn)證”信息（Bar-Hava等，2021）。因此，在撰寫(xiě)管理層離職公告時(shí)，有違規(guī)問(wèn)題的上市公司為了盡可能弱化離職事件給公司帶來(lái)的負(fù)面影響，會(huì)傾向于進(jìn)行信息操縱（McCornack等，1992），即對(duì)管理層的離職原因進(jìn)行模糊性說(shuō)明。而從管理層的角度看，管理層也會(huì)選擇配合上市公司，向外部小股東披露模糊的離職原因：一是因?yàn)榕浜瞎竟嬗欣诰S系原公司中的人際關(guān)系，從而進(jìn)一步降低自身風(fēng)險(xiǎn)；二是因?yàn)橐延醒芯勘砻?，選擇模糊披露離職原因也會(huì)使管理層在下一期更容易被其他上市公司所聘用（許楠和姜波，2015）。

綜上所述，當(dāng)管理層發(fā)現(xiàn)上市公司存在違規(guī)問(wèn)題時(shí)，其可能選擇以非正常原因離職，進(jìn)而向市場(chǎng)傳遞公司違規(guī)預(yù)警信號(hào)，減少自身風(fēng)險(xiǎn)損失。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)：與不存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司相比，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司發(fā)生違規(guī)行為的概率更高，即管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)行為具有信號(hào)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2010年1月1日至2019年12月31日滬深A(yù)股上市公司構(gòu)成初始研究樣本?？紤]到2020年3月1日新《證券法》正式實(shí)施后，滬深兩市爆發(fā)了上市公司管理層非理性離職潮，將2020年納入樣本區(qū)間可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果存在偏誤，所以我們選擇2019年12月31日作為樣本區(qū)間截止期。在初始樣本中剔除金融行業(yè)以及在樣本期間曾被ST或*ST的上市公司，剔除影響公司違規(guī)等關(guān)鍵變量缺失的公司后，最終得到20452個(gè)公司樣本。實(shí)證研究所需數(shù)據(jù)中，上市公司違規(guī)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）；管理層非正常離職數(shù)據(jù)是由作者根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、上市公司年報(bào)和招股說(shuō)明書(shū)手工搜集、整理而成；其他變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)（Wind），或者依據(jù)上述數(shù)據(jù)庫(kù)計(jì)算獲得。實(shí)證分析軟件為Stata16.0。為了消除異常值影響，本文所有連續(xù)變量均經(jīng)過(guò)1%和99%水平縮尾處理。

（二）變量定義

1．被解釋變量：企業(yè)違規(guī)行為（Vio）。若公司當(dāng)年存在違規(guī)行為并在事后受到監(jiān)管機(jī)構(gòu)處罰，則取1，否則取0。這里的違規(guī)處罰指的是由中國(guó)證監(jiān)會(huì)和滬深交易所等監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)上市公司所發(fā)生的虛構(gòu)利潤(rùn)、重大遺漏、披露不實(shí)和未繳或少繳稅款等違規(guī)類型所作出的批評(píng)、譴責(zé)、罰款和市場(chǎng)禁入等處罰。本文只討論上市公司本身存在違規(guī)的行為。

2．解釋變量：管理層非正常離職（Dep）。若公司當(dāng)年存在管理層非正常離職現(xiàn)象，則取1，否則取0。在以往研究中，學(xué)者們對(duì)于“管理層”的界定范圍并不統(tǒng)一，但大多是指上市公司高級(jí)管理人員及董事會(huì)成員。結(jié)合本文的研究主旨，本文將上市公司管理層限定為公司“內(nèi)部的”董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)成員及高級(jí)管理人員，具體包括（副）董事長(zhǎng)、董事、（副）監(jiān)事會(huì)主席、監(jiān)事、（副）總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)、董事會(huì)秘書(shū)以及公司章程規(guī)定的其他高級(jí)管理人員。同時(shí)，遵循許楠和姜波（2015）的思路，將如下離職原因認(rèn)定為管理層非正常離職原因：（1）個(gè)人原因；（2）工作調(diào)動(dòng)、工作安排等工作原因；（3）未達(dá)到法定退休年齡（男65歲，女60歲），卻以退休或年齡原因離職；（4）結(jié)束代理；（5）未披露離職原因。而將以下理由認(rèn)定為管理層正常離職原因：（1）已達(dá)到法定退休年齡；（2）任期屆滿；（3）公司控制權(quán)變更及完善公司法人治理結(jié)構(gòu)；（4）任期內(nèi)受到違規(guī)處罰；（5）健康原因；（6）逝世。

3．控制變量。參考Khanna等（2015）及陸瑤等（2012）的研究，本文在模型中引入控制公司經(jīng)營(yíng)、公司治理以及訴訟風(fēng)險(xiǎn)這三方面的控制變量：（1）公司經(jīng)營(yíng)。本文控制了公司規(guī)模（S ize）、托賓Q值（TobinQ）、賬面市值比（BM）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、營(yíng)業(yè)收入復(fù)合增長(zhǎng)率（Growth）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、股票年收益率（Return）和上市年限（Firmage）。（2）公司治理。本文控制了董事會(huì)規(guī)模（Dir）、獨(dú)立董事比例（Indir）以及董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否為兩職合一（Dual）。（3）訴訟風(fēng)險(xiǎn)。本文控制了審計(jì)質(zhì)量（Big4）、年換手率（Turnover）、年波動(dòng)率（S igma）和行業(yè)違規(guī)公司占比（Vioind）。此外，本文還控制了行業(yè)與年度的虛擬變量。變量符號(hào)和定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的信號(hào)作用，參考Fahlenbrach等（2017）、王春峰等（2020）和劉思敏等（2021）的研究，本文設(shè)定如下模型：

其中，i表示公司；t代表年度；被解釋變量為上市公司違規(guī)行為（Vio）；解釋變量為管理層非正常離職（Dep）；Controls為控制變量，詳見(jiàn)表1；∑Year和∑Industry分別表示控制時(shí)間效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)，時(shí)間固定效應(yīng)采用的是年度固定效應(yīng)，行業(yè)固定效應(yīng)是將制造業(yè)細(xì)分到二級(jí)分類，而其他行業(yè)保持一級(jí)分類進(jìn)行固定。同時(shí)，在回歸分析中得到的標(biāo)準(zhǔn)誤均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。由于被解釋變量公司違規(guī)行為（Vio）是二分變量，參照孟慶斌等（2018）的研究，本文分別使用Logit模型和Probit模型估計(jì)，以保證結(jié)果穩(wěn)健。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。公司違規(guī)虛擬變量（Vio）的均值為0.1701，說(shuō)明樣本期內(nèi)約有17%的公司發(fā)生違規(guī)行為且被稽查，上市公司違規(guī)問(wèn)題依舊嚴(yán)峻；管理層非正常離職虛擬變量（Dep）均值為0.4475，管理層非正常離職數(shù)量（Depnum）均值為0.7955，最小值為0，最大值為14，標(biāo)準(zhǔn)差為1.2126，說(shuō)明樣本中約有44.75%的上市公司存在管理層非正常離職行為，其中甚至有公司年非正常離職人數(shù)達(dá)到14人，上市公司管理層非正常離職現(xiàn)象極為普遍。股權(quán)制衡度（First）均值為0.9186，最小值為0.0076，最大值為8.0634，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8322，說(shuō)明在我國(guó)上市公司中“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象仍廣泛存在。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（S oe）均值為0.3834，說(shuō)明我國(guó)上市公司中約有近40%為國(guó)有企業(yè)。此外，其余控制變量均在合理范圍內(nèi)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)信號(hào)作用的基準(zhǔn)回歸分析

表3第（1）、（2）列分別列示了管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的Logit和Probit回歸結(jié)果。由回歸估計(jì)結(jié)果可知，管理層非正常離職的Logit和Probit回歸系數(shù)分別為0.0907和0.0522，且均在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司發(fā)生違規(guī)行為的概率更高，即管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為具有顯著的信號(hào)作用，本文假設(shè)得證。然而，二值選擇模型只能預(yù)測(cè)管理層非正常離職后公司發(fā)生違規(guī)的平均概率，因此，并不是存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司都一定會(huì)發(fā)生違規(guī)事件。在其他情況下，離開(kāi)公司的原因可能只是管理層人員和管理團(tuán)隊(duì)對(duì)公司未來(lái)發(fā)展方向存在根本分歧（Agrawal和Chen，2017），即使沒(méi)有具體的壞事件即將發(fā)生。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．改變解釋變量的度量方式。本文的解釋變量為管理層非正常離職，為避免研究結(jié)論受到變量度量方式的影響，選擇替換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參照趙玉潔（2016），基于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)，手工整理樣本公司2010—2019年管理層非正常離職數(shù)量（Depnum），并對(duì)其做加1取對(duì)數(shù)處理，后將其替代上市公司是否有管理層非正常離職這一虛擬變量作為管理層非正常離職現(xiàn)象的度量指標(biāo)，對(duì)模型（1）重新進(jìn)行擬合回歸。表4中第（1）、（2）列分別列示了管理層非正常離職數(shù)量（Depnum）對(duì)公司違規(guī)行為（Vio）的Logit和Probit回歸結(jié)果。管理層非正常離職數(shù)量（Depnum）的回歸系數(shù)分別為0.0735和0.0438，且均在5%的水平上顯著，表明存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司發(fā)生違規(guī)行為的概率確實(shí)更高，且非正常離職人數(shù)越多，公司違規(guī)的概率越大，進(jìn)一步證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2．改變被解釋變量的度量方式?？紤]到從管理層發(fā)現(xiàn)公司存在違規(guī)傾向而選擇非正常離職到上市公司真正實(shí)施違規(guī)行為可能存在一定的時(shí)間差，為保證研究結(jié)論的可靠性，本文在被解釋變量中加入了滯后一期的公司違規(guī)變量，即將上市公司t期及t+1期是否發(fā)生違規(guī)行為這一虛擬變量替換原有被解釋變量，并重新對(duì)模型（1）進(jìn)行Logit和Probit回歸，表4中第（3）、（4）列分別列示了相關(guān)回歸結(jié)果。列（3）和列（4）中管理層非正常離職（Dep）的回歸系數(shù)分別為0.0694和0.0415，且依舊在5%的水平上顯著為正，表明本文的研究結(jié)論在改變被解釋變量度量方式后依然成立。

3．改變樣本區(qū)間。為了防止由于采用了特殊時(shí)間段數(shù)據(jù)而獲得有利的結(jié)論問(wèn)題，本文將樣本區(qū)間縮短至2015—2019年，并重新對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示。列（5）和列（6）中管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數(shù)分別為0.1183和0.0678，且仍在5%水平上顯著為正，表明在改變樣本區(qū)間后本文的實(shí)證結(jié)果保持不變。

4．傾向得分匹配法（PSM）。管理層選擇非正常離職可能由于公司其他特征差異，而這些差異同樣會(huì)影響公司違規(guī)行為。因此，為了避免出現(xiàn)選擇性偏差，本文采用PSM方法對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行匹配，重新構(gòu)建回歸樣本以緩解此問(wèn)題。具體來(lái)說(shuō)，首先，我們采用1:1近鄰匹配法（卡尺范圍為0.05），為每一個(gè)Dep的非零觀測(cè)匹配一個(gè)傾向得分最接近的對(duì)照組觀測(cè)。其中，傾向得分基于以管理層非正常離職（Dep）為被解釋變量的Probit回歸模型得出，解釋變量為模型（1）中的所有控制變量。匹配后，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的大多數(shù)變量間已不存在顯著差異。進(jìn)一步，利用匹配樣本對(duì)模型（1）重新進(jìn)行擬合回歸，結(jié)果如表4所示。列（7）和列（8）中管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數(shù)分別為0.1542和0.0853，且在1%水平上顯著為正，表明研究結(jié)論仍然成立。

（三）內(nèi)在邏輯討論

關(guān)于管理層非正常離職與公司違規(guī)的回歸結(jié)果與前文對(duì)管理層因發(fā)現(xiàn)上市公司存在違規(guī)問(wèn)題而選擇離職以規(guī)避自身風(fēng)險(xiǎn)的理論推論相一致。但除此之外，這一回歸結(jié)果也可以解釋為以下兩種原因：（1）公司可能因?yàn)橐晃挥袃r(jià)值的管理人員突然離職而引發(fā)管理混亂，從而滋生違規(guī)傾向。然而，一方面，實(shí)踐中并沒(méi)有直接證據(jù)表明管理層離職后公司治理能力會(huì)變?nèi)酰℉ermalin和Weisbach，1998；張行，2022）；另一方面，本文旨在驗(yàn)證管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的信號(hào)作用，即是否包含了顯著的預(yù)測(cè)信息，而非直接探討管理層離職與公司違規(guī)間的因果關(guān)系。此外，即便這種情況在某些公司中真實(shí)存在，管理層非正常離職現(xiàn)象在這種情況下也依然具有信號(hào)作用，因此，二者本質(zhì)上并不矛盾。（2）管理層在公司被違規(guī)稽查后，因負(fù)有連帶責(zé)任而被迫離職。若此情況成立，管理層非正常離職現(xiàn)象則不可以被當(dāng)作公司違規(guī)的信號(hào)。為排除上述情況，本文參照劉思敏等（2021）的研究，分別考察管理層非正常離職當(dāng)年已暴露和未暴露的違規(guī)行為。如果公司違規(guī)行為在管理層非正常離職當(dāng)年未暴露，則說(shuō)明管理層更可能是為規(guī)避公司違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)而主動(dòng)離職，否則說(shuō)明管理層大概率是因?yàn)槭艿焦具`規(guī)牽連而被迫離職的。具體來(lái)說(shuō)，本文繼續(xù)利用模型（1），考察管理層非正常離職（Dep）當(dāng)年，公司是否存在已暴露的違規(guī)行為（Expo）和未暴露的違規(guī)行為（Unexpo）①筆者按照公司違規(guī)當(dāng)年是否被稽查構(gòu)建已暴露的違規(guī)行為（Expo）和未暴露的違規(guī)行為（Unexpo）這兩個(gè)虛擬變量。若公司違規(guī)且在違規(guī)當(dāng)年被稽查，則Expo取值為1，否則為0；若公司違規(guī)但在違規(guī)當(dāng)年未被稽查，則Unexpo取值為1，否則為0。，表5列示了相關(guān)回歸結(jié)果。列（1）和列（2）中管理層非正常離職（Dep）對(duì)公司在離職當(dāng)年是否存在已暴露的違規(guī)行為（Expo）的Logit和Probit回歸系數(shù)均不顯著，但列（3）和列（4）中管理層非正常離職（Dep）對(duì)公司在離職當(dāng)年是否存在未暴露的違規(guī)行為（Unexpo）的Logit和Probit回歸系數(shù)分別0.1039和0.0551，且均在5%水平上顯著。因此，公司在管理層非正常離職當(dāng)年發(fā)生未暴露的違規(guī)行為的概率更高，這在一定程度上說(shuō)明管理層是為了降低自身風(fēng)險(xiǎn)而選擇在公司違規(guī)行為暴露之前主動(dòng)離職，而并非因?yàn)槭艿焦具`規(guī)牽連而被迫離職，即排除第二種情況。上述分析與檢驗(yàn)再次驗(yàn)證了本文的理論邏輯與研究結(jié)論，即管理層非正常離職現(xiàn)象的確對(duì)公司違規(guī)行為具有顯著的信號(hào)作用。

表5 管理層非正常離職與公司違規(guī)行為是否暴露

五、進(jìn)一步討論

（一）管理層非正常離職對(duì)違規(guī)傾向和違規(guī)稽查的信號(hào)作用

傳統(tǒng)的Logit和Probit這類單變量二值選擇模型能夠?qū)具`規(guī)行為進(jìn)行準(zhǔn)確估計(jì)的前提是監(jiān)管機(jī)構(gòu)能夠稽查出所有上市公司違規(guī)行為，但事實(shí)顯然并非如此。由于上市公司違規(guī)行為存在一定的隱蔽性，監(jiān)管機(jī)構(gòu)很難及時(shí)、有效地稽查到所有違規(guī)行為，從而導(dǎo)致研究者只能利用部分可觀測(cè)的公司違規(guī)數(shù)據(jù)展開(kāi)研究。因此，若僅采用單變量二值選擇模型進(jìn)行估計(jì)，有可能會(huì)低估管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的信號(hào)作用。本文在使用Logit和Probit模型的基礎(chǔ)上，采用Poirier（1980）提出的部分可觀測(cè)的二值Probit模型（部分可觀測(cè)的Bivariate Probit模型）進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)一步考察管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)傾向及違規(guī)稽查的信號(hào)作用。參照Khanna等（2015）和陸瑤等（2012）在研究公司違規(guī)時(shí)采用的方法，本文將公司違規(guī)行為變量分解為違規(guī)傾向和違規(guī)稽查這兩個(gè)不可觀測(cè)的潛變量。兩個(gè)潛變量的決定因素如下：

在使用部分可觀測(cè)的Bivariate Probit模型時(shí)，XFraud,it和XDetect,it中包含的變量不能完全相同，且解釋變量在樣本中應(yīng)表現(xiàn)出足夠的變化。因此，參照Khanna等（2015）、陸瑤等（2012）及馬奔和楊耀武（2020）等的研究，本文將原模型（1）中的控制變量分為三類，即單獨(dú)影響公司違規(guī)傾向的因素（包括公司治理變量和部分公司經(jīng)營(yíng)變量）、單獨(dú)影響公司違規(guī)行為稽查過(guò)程的因素（包括訴訟風(fēng)險(xiǎn)變量和部分公司經(jīng)營(yíng)變量）以及同時(shí)影響以上兩者的因素，由此構(gòu)成解釋違規(guī)傾向和違規(guī)稽查的兩組解釋變量XFraud,it和XDetect,it，并分別代入式（2）和式（3），進(jìn)而得到式（4）和式（5）。

表6列示了利用Bivariate Probit模型得到的回歸結(jié)果，其中列（1）和列（2）分別列示了管理層非正常離職（Dep）對(duì)上市公司違規(guī)傾向（Fraud）和違規(guī)稽查（Detect）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，對(duì)于違規(guī)傾向，管理層非正常離職（Dep）的回歸系數(shù)為0.0914，且在5%水平上顯著為正；但對(duì)于違規(guī)稽查，管理層非正常離職（Dep）的回歸系數(shù)并不顯著。這說(shuō)明與不存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司相比，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司違規(guī)傾向更大。不過(guò)，管理層非正常離職現(xiàn)象并不能反映公司被違規(guī)稽查的可能性。這可能是因?yàn)楣芾韺幼鳛閰⑴c上市公司重大決策的“內(nèi)部人”，其非正常行為雖然可以反映公司內(nèi)部實(shí)施違規(guī)行為的傾向，卻很難反映公司所受到的外部關(guān)注度和監(jiān)管強(qiáng)度。此結(jié)果依舊符合假設(shè)的預(yù)期。

表6 基于部分可觀測(cè)的BivariateProbit模型的估計(jì)結(jié)果

（二）異質(zhì)性研究：基于股權(quán)結(jié)構(gòu)差異的分析

不同股權(quán)結(jié)構(gòu)下控制性股東對(duì)管理層采取的控制和監(jiān)督程度存在差異（祝繼高和王春飛，2012），管理層在股東主導(dǎo)的公司違規(guī)行為中可能作出不同的行為選擇。因此，我們將進(jìn)一步從股權(quán)制衡度及控股股東性質(zhì)這兩個(gè)角度分析不同股權(quán)結(jié)構(gòu)下管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)信號(hào)作用的異質(zhì)性，也藉此從側(cè)面提供大股東對(duì)中小股東利益侵犯的證據(jù)。

1．基于股權(quán)制衡度差異的分析。股權(quán)制衡被視為上市公司治理結(jié)構(gòu)的必然選擇，并已得到了學(xué)界的廣泛認(rèn)可（隋靜等，2016）。適度的股權(quán)制衡能夠有效監(jiān)督大股東和管理層的行為，并緩解控股股東與中小股東之間的代理沖突（楊文君等，2016）。而較低的股權(quán)制衡度則會(huì)導(dǎo)致大股東利用控制權(quán)對(duì)管理層進(jìn)行過(guò)多干預(yù)，推高大股東對(duì)管理層利益侵犯的可能性。不過(guò)，控股股東的權(quán)力濫用會(huì)隨著股權(quán)制衡度的加大而得到抑制（趙國(guó)宇和禹薇，2018）?；谏鲜隹梢酝茰y(cè)，較低的股權(quán)制衡度會(huì)迫使管理層在公司治理中淪為控股股東的“傀儡”，致使其在發(fā)現(xiàn)公司違規(guī)問(wèn)題時(shí)只能無(wú)奈選擇“用腳投票”。因此，我們認(rèn)為股權(quán)制衡度對(duì)管理層非正常離職現(xiàn)象與公司違規(guī)行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，即股權(quán)制衡度的降低會(huì)強(qiáng)化管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用。

本文參照陳德萍和陳永圣（2011）的研究，以第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比衡量股權(quán)制衡度。將股權(quán)制衡度按中位數(shù)為界限分為兩組，再將樣本數(shù)據(jù)按照股權(quán)制衡度分組回歸，回歸結(jié)果如表7所示。在股權(quán)制衡度低組，管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數(shù)分別為0.1170和0.0646，且仍在5%水平上顯著為正，但在股權(quán)制衡度高組，回歸系數(shù)則不顯著，說(shuō)明當(dāng)上市公司股權(quán)制衡度較低時(shí)，管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的信號(hào)作用更強(qiáng)。

表7 管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用：按股權(quán)制衡度分組

2．基于控股股東性質(zhì)差異的分析。上市公司根據(jù)控股股東的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同可以分為國(guó)有控股公司和非國(guó)有控股公司兩種類型。楊清香等（2010）的研究發(fā)現(xiàn)，相較于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)的私有產(chǎn)權(quán)屬性決定了其控股股東對(duì)管理層行為更具有控制能力；并且，國(guó)有控股上市公司的治理質(zhì)量要好于非國(guó)有控股上市公司（南開(kāi)大學(xué)公司治理評(píng)價(jià)課題組，2010）。基于此，在非國(guó)有控股公司中，管理層更可能為擺脫控股股東控制，規(guī)避違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)，而選擇非正常離職。因此，我們認(rèn)為控股股東性質(zhì)對(duì)管理層非正常離職現(xiàn)象與公司違規(guī)行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，即在非國(guó)有控股公司中，管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用更強(qiáng)。

本文將全樣本按公司控股股東性質(zhì)劃分為國(guó)有控股公司組和非國(guó)有控股公司組，再將樣本數(shù)據(jù)按照控股股東性質(zhì)分組回歸，回歸結(jié)果如表8所示。在非國(guó)有企業(yè)組，管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數(shù)分別為0.1703和0.0977，且仍在1%水平上顯著為正，但在國(guó)有企業(yè)組則不顯著，說(shuō)明當(dāng)上市公司為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)行為的信號(hào)作用更強(qiáng)。不過(guò)，我們認(rèn)為出現(xiàn)上述情況的原因并非由于國(guó)有控股公司治理機(jī)制更好，而更可能是因?yàn)閲?guó)有控股公司違規(guī)所得利益很難被個(gè)人獨(dú)占，大股東違規(guī)動(dòng)機(jī)不強(qiáng)，而非國(guó)有控股公司違規(guī)所得往往歸個(gè)人所有，導(dǎo)致大股東違規(guī)動(dòng)機(jī)強(qiáng)烈。

表8 管理層非正常離職對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用：按控股股東性質(zhì)分組

（三）事件研究：管理層非正常離職的市場(chǎng)反應(yīng)

管理層非正常離職行為可能傳遞了公司違規(guī)信號(hào)。那么，投資者究竟能否識(shí)別這種信號(hào)呢？信號(hào)的影響又能持續(xù)多久呢？為回答這一系列問(wèn)題，我們采用事件研究法驗(yàn)證上市公司發(fā)生管理層非正常離職事件后的市場(chǎng)反應(yīng)。如果投資者能夠從管理層非正常離職事件中捕獲到公司風(fēng)險(xiǎn)信息，則市場(chǎng)反應(yīng)預(yù)期應(yīng)顯著為負(fù)。

本文將上市公司首次發(fā)布管理層非正常離職公告的公告日作為事件日，選取[—1，1]、[—3，3]和[—5，5]三個(gè)時(shí)間窗口，以管理層非正常離職公告日后短時(shí)間窗口內(nèi)的累計(jì)異常收益率（CAR）作為市場(chǎng)對(duì)于突發(fā)事件的情緒反應(yīng)和短期預(yù)判的度量指標(biāo)，并參照王性玉和彭宇（2012）的研究，采用市場(chǎng)調(diào)整法來(lái)計(jì)算異常收益率，即直接用公司股票的收益率減去市場(chǎng)收益率。具體計(jì)算公式如下：

其中，ARit為公司i股票在事件窗口中每日的異常收益率；Rit為公司i股票在事件窗口中每日的實(shí)際收益率；Rmt為市場(chǎng)收益率；CARit為公司i股票在事件窗口中每日的累計(jì)異常收益率。最后，利用單樣本T檢驗(yàn)的方法檢驗(yàn)事件發(fā)生短期內(nèi)ARit和CARit是否出現(xiàn)顯著變化。在這里我們的原假設(shè)是ARit和CARit的均值均為0，若事件窗口內(nèi)的ARit和CARit顯著異于0，則表示管理層非正常離職事件引發(fā)了顯著的市場(chǎng)反應(yīng)，反之則反是。本小節(jié)運(yùn)用的市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)均來(lái)源于銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫(kù)。分別剔除因長(zhǎng)期停盤(pán)等原因?qū)е聰?shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行顯著性分析，檢驗(yàn)結(jié)果列示在表9中。

表9 管理層非正常離職公告發(fā)布后的短期市場(chǎng)反應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

由表9結(jié)果可知，管理層非正常離職事件在被公開(kāi)披露之前的異常收益率不顯著，但在事件日后的第一、二日內(nèi)AR顯著為負(fù)，且顯著性水平顯著提升，負(fù)值A(chǔ)R觀測(cè)數(shù)占總觀測(cè)數(shù)的比例也較之前升高。并且，隨著窗口期的擴(kuò)大，CAR呈逐漸下降趨勢(shì)，至[—5，5]窗口期。CAR在5%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明管理層非正常離職公告引發(fā)了顯著的消極市場(chǎng)反應(yīng)，投資者識(shí)別出了管理層非正常離職行為所釋放的公司風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)。值得注意的是，僅在事件日后第三天開(kāi)始，AR雖仍為負(fù)值，但已無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這進(jìn)一步說(shuō)明管理層非正常離職行為對(duì)市場(chǎng)的影響持續(xù)時(shí)間較短，僅在兩個(gè)交易日左右，投資者普遍患有“股市健忘癥”（王性玉和彭宇，2012）。此外，AR在事件披露當(dāng)日在10%水平上顯著為正，這可能是因?yàn)闉榉乐贡P(pán)中公告造成股價(jià)非理性下跌，部分上市公司會(huì)選擇在管理層離職日當(dāng)天收盤(pán)后才發(fā)布離職公告，致使管理層非正常離職事件所引致的負(fù)向市場(chǎng)反應(yīng)在事件日后一日才得以呈現(xiàn)。

六、研究結(jié)論與啟示

在中國(guó)上市公司特有的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，公司的核心代理問(wèn)題主要表現(xiàn)為大股東和小股東之間的利益沖突。管理層作為公司重大決策的參與者和知情人，屬于上市公司層面的“內(nèi)部人”以及監(jiān)管層面上的典型“關(guān)鍵少數(shù)”，其非正常離職行為往往隱含著關(guān)于公司治理狀況的私有信息。本文從信號(hào)作用的視角考察了管理層非正常離職現(xiàn)象與公司違規(guī)之間的關(guān)系，為解讀上市公司治理狀況，尤其是違規(guī)行為提供了一個(gè)新的視角和證據(jù)。

本文以2010—2019年我國(guó)A股非金融上市公司為研究樣本，采用二值選擇模型作為研究工具，實(shí)證考察了上市公司管理層非正常離職現(xiàn)象與公司違規(guī)行為間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，與不存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司相比，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司發(fā)生違規(guī)行為的概率更高，即管理層非正常離職現(xiàn)象對(duì)公司違規(guī)行為具有顯著的信號(hào)作用。經(jīng)過(guò)替換變量測(cè)量方式、改變樣本區(qū)間與PSM檢驗(yàn)等多種方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論仍然成立。值得一提的是，通過(guò)管理層非正常離職與公司違規(guī)的內(nèi)在邏輯檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，非正常離職行為是管理層為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而在公司違規(guī)行為暴露前作出的主動(dòng)取舍，而并非其受到已暴露的公司違規(guī)行為牽連而作出的被迫舉動(dòng)。第二，采用部分可觀測(cè)Bivariate Probit模型分析發(fā)現(xiàn)，存在管理層非正常離職現(xiàn)象的公司違規(guī)傾向更大，但其對(duì)違規(guī)稽查的信號(hào)作用不顯著。第三，基于上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)差異分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司股權(quán)制衡度越低，或上市公司為非國(guó)有控股公司時(shí)，管理層非正常離職行為對(duì)公司違規(guī)的信號(hào)作用越強(qiáng)。第四，通過(guò)事件研究法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，投資者能夠識(shí)別管理層非正常離職所傳遞出來(lái)的公司風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)，發(fā)生管理層非正常離職事件后市場(chǎng)反應(yīng)顯著為負(fù)，但投資者對(duì)這一事件的負(fù)向反應(yīng)會(huì)在短期內(nèi)趨于平淡。

本文的主要啟示在于：對(duì)投資者而言，在考察上市公司時(shí)，應(yīng)該對(duì)公司管理層非正常離職行為給予足夠的關(guān)注，評(píng)估其所隱含的公司治理狀況以及違規(guī)的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)，并結(jié)合公司的股權(quán)制衡度、控股股東性質(zhì)等信息，對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)有一個(gè)及時(shí)、客觀的把握，更好地規(guī)避投資風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)監(jiān)管部門而言，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)上市公司違規(guī)行為的“事前”預(yù)防和“事中”控制，從根源上減少公司違規(guī)行為的發(fā)生。加大對(duì)存在管理層非正常離職現(xiàn)象的上市公司的關(guān)注和問(wèn)詢力度，在準(zhǔn)確、及時(shí)甄別公司違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)狀況的同時(shí)盡早給予投資者警示，而目前我國(guó)證券交易所通常僅會(huì)在上市公司發(fā)生管理層集體離職時(shí)才會(huì)向涉事公司發(fā)出問(wèn)詢函。此外，我國(guó)證券市場(chǎng)現(xiàn)行的上市公司管理層離職信息披露制度為管理層隱藏披露信息提供了機(jī)會(huì)，監(jiān)管部門有必要考慮將上市公司管理層離職信息的披露格式和內(nèi)容同樣納入監(jiān)管范圍，杜絕“模糊披露”。