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高管权力、财务丑闻与公司治理有效性——基于上市公司高级管理人员变更视角

作者:柳颖 更新时间:2017-9-10 11:16:27

【摘要】财务丑闻会给公司带来严重的负面效应,损害投资者利益,不利于资本市场的发展。本文以2011—2013 年沪深A 股市场上所有发生违规的上市公司为研究样本,以高级管理人员变更为研究视角,实证考察了高级管理人员权力对公司治理有效性的影响。研究发现:高级管理人员权力对财务丑闻公司的高级管理人员变更有显著影响;对于信息披露违规公司,其高级管理人员变更的可能性显著高于其他违规公司;上市公司高级管理人员权力,会弱化信息披露违规与高级管理人员变更的正相关关系。

【关键词】高级管理人员权力 财务丑闻 公司治理有效性 高级管理人员变更

一、引言

随着资本市场的快速发展,上市公司财务丑闻事件也日益增多,这不仅使得会计信息披露质量显著下降,带来严重的负面市场反应,严重损害了投资者的利益,也不利于资本市场的稳健发展。

研究发现,在财务信息方面出现问题的上市公司,有很强的动机去更换公司高级管理人员。这种公司治理机制已经被视为,缓解财务丑闻对公司带来的负面影响的常见并且有效的公司治理安排。高级管理人员变更是公司治理机制有效性的体现,更换不称职的高级管理人员对于公司治理起到了重要作用。然而,这种有效的治理方式受到很多方面因素的影响,其中包括高级管理人员权力。高级管理人员权力,是指高级管理人员对上市公司的实际控制能力,高级管理人员权力越大,其所拥有的影响力就越大,这类高级管理人员更容易通过影响董事会的独立性来干预公司决策的制定(Grinstein 和Hribar,2004)。对已经出现的财务丑闻,具有较高权力的高级管理人员是否会通过自身权力来影响其被迫离职的概率,并以此来挽救自己的声誉和私利?研究发现,财务丑闻公司出现高级管理人员变更的概率,显著高于未出现财务丑闻的公司(Desai 等,2006)。财务丑闻出现的原因不同,其产生经济后果的严重程度不同,而信息披露一直是资本市场中重要的投资者保护手段。由信息披露方面的违规对高级管理人员变更的影响会比因为其他违规的影响更严重吗?高级管理人员权力对于违规性质与高级管理人员变更的关系又能够带来怎样的影响?这是当前资本市场研究的重点。

本文以2011—2013 年我国发生违规的上市公司为研究样本,以是否发生高级管理人员变更为研究视角,并以高级管理层的两职合一指标和高级管理层持股指标来衡量高级管理层权力,对上述问题进行实证研究。

二、理论分析与研究假设

( 一) 高级管理人员权力与公司治理有效性

现有研究表明,对高级管理人员权力的经济后果的研究普遍受到学者的关注。研究方向主要包括:高级管理人员权力对高级管理人员薪酬激励机制( 王克敏和王志超,2007;王新等,2015;吕长江和赵宇恒,2008 ;刘星和汪洋,2014 ;王烨等,2012), 公司治理有效性( 赵息和张西栓,2013),公司财务信息披露以及董事会治理效率(Hermalin 和Weisbach,1998),公司多元化、高级管理人员在职消费、公司业绩( 方军雄,2011),审计委员会的独立性( 刘焱和姚海鑫,2014),审计费用、公司现金持有水平和国有企业过度投资等方面的影响。

高级管理人员变更受到多方面因素的影响。其中,上市公司的财务业绩作为高级管理人员决策的产物,常常用于衡量高级管理人员绩效、决定高级管理人员任免的合理手段。国内外学者研究表明,高级管理人员变更与公司财务指标和公司业绩之间有显著的关联( 龚玉池,2001 ;冯旭南和李心愉,2012 ;Warner 等,1998 ;Gibson,2003)。公司业绩的恶化,将导致高级管理人员变更的可能性上升,这种可能性还可能受到其他因素的影响,包括公司所在国家的制度环境、公司的股权性质和结构、董事会结构(David 等,1995) 等。公司治理,如控股股东类型、监事会特征、董事长与CEO 的两职合一( 宋德舜等,2005)、控股股东的更换( 朱红军,2002)、公司信息的透明度( 游家兴等,2007) 等,也会对高级管理人员变更产生一定的影响。此外,公司的经营活动( 冯旭南和李心愉,2012)、高级管理人员自身背景特征、声誉惩罚机制、外部监督以及外部环境变迁等,对高级管理人员变更的影响,也被国内外诸多研究所证实。

基于高级管理人员自身背景特征对公司治理的研究,可以发现,高级管理人员的政治背景( 游家兴等,2010 ;王俊秋和江敬文,2012)、任职能力、高级管理人员权力(Goyal 等,2002) 等,都会影响到高级管理人员变更。因此,高级管理人员权力会对公司治理的有效性产生影响。首先,上市公司高级管理人员所拥有的权力能够增加自身影响力,对公司的控制能力更强,因此对公司的治理也会产生一定的影响;其次,拥有更高权力的高级管理人员,可以干预董事会的独立性(Grinstein 和Hribar,2004),从而影响公司决策的制定,其中包括对高级管理人员更换的决策。以上情况表明,高级管理人员有能力影响公司治理。这与刘星等(2012) 针对国有企业的研究结论类似,他们发现高级管理人员权力, 能够削弱高级管理人员因业绩低劣而被强制性变更的可能性。又由于一旦高级管理人员出现被迫变更,其声誉以及未来前途都将受到影响,如Desai等(2006) 研究发现,在公司被披露出财务丑闻后被迫离职的高级管理人员中,有92% 的高级管理人员不能找到更合适的工作。因此,对于丑闻公司高级管理人员,其影响公司高级管理人员变更决策的动机也是显然的。基于以上分析,提出假设1 :

假设1 :高级管理人员权力对财务丑闻公司的高级管理人员变更有显著影响,且高级管理人员权力越大,财务丑闻公司高级管理人员变更概率越低。

( 二) 高级管理层权力、财务丑闻与公司治理有效性的关系

上市公司所提供的会计信息的有效性,是资本市场稳健发展的基础,而公司财务丑闻则是低质量的财务信息的反映,暴露出了公司的诚信问题以及公司内部的治理缺陷。财务丑闻的揭露将对公司在市场中的价值和信誉带来严重影响。美国萨班斯法案正是针对资本市场中信息披露管制而颁布。已有文献对于财务丑闻的经济后果进行了大量的深入研究,主要集中在财务丑闻的市场反应、财务丑闻与资本成本( 何威风等,2010),财务丑闻与高级管理人员变更(Desai 等,2006 ;瞿旭等,2012) 以及财务丑闻对公司法律诉讼和惩罚、高级管理人员薪酬、公司发展的影响等方面。

财务丑闻的产生原因不同,其经济后果的影响程度不同(Desai 等,2006)。信息披露是保护投资者的重要手段,本文将财务丑闻的产生原因根据其性质分为两大类:信息披露方面和其他方面。信息披露方面的违规对公司治理的影响,会显著强于其他违规公司,即对于信息披露违规公司,其高级管理人员变更的可能性显著高于其他违规公司。

然而,面对已经发生的财务丑闻,公司必然会考虑如何解决这一问题,或是将财务丑闻的负面影响降到最低,从而使公司财务信息的可靠性得以恢复,挽救公司在市场中的声誉,重获投资者信任,改善公司业绩。由于高级管理人员变更,对减轻与财务舞弊相关费用有显著的积极作用(Hennes等,2008),同时能够更容易地向市场传递“改过自新”的信息,因此,高级管理人员变更这一有效的公司治理机制被广泛运用( 瞿旭等,2012 ;Desai,2006 ;Hennes 等,2008)。即上市公司被披露的财务丑闻越严重,涉及的范围越广,公司高级管理人员被更换的可能性就越高。

上市公司高级管理人员权力的强弱,能够对财务丑闻性质与高级管理人员变更的相关关系带来显著影响。当上市公司被披露出财务丑闻时,公司高级管理人员将会面临被更换的惩罚,且当违规性质为信息披露方面时,公司高级管理人员被更换的概率更高。然而当高级管理人员权力较大时,有更强的动机和能力来影响公司对于高级管理人员变更的决策,从而弱化财务丑闻与高级管理人员变更的相关关系。基于以上分析,提出假设2、3 :

假设2 :上市公司违规性质会对高级管理人员变更产生影响,信息披露违规公司高级管理人员变更的可能性,显著高于其他违规公司。

假设3 :上市公司高级管理人员权力,会弱化信息披露违规与高级管理人员变更的关系。

三、研究设计

( 一) 模型构建

为了检验研究假设,本文构建以下回归模型:

Turnover= α0 + α1×Power + α2×Violate + α3×Power×Violate + α4×ROA + α5×Growth + α6×Debt+ α7×Size + α8×SOE + α9×Top1 + α10×Indepen + α11×Opinion + α12×Institution + ??Year + μ其中,Power 分别用Power1、Power2、Power3来表示。

(二)变量定义

1. 因变量

本文以上市公司高级管理人员变更情况,作为衡量上市公司治理有效性的指标。为了研究违规公司高级管理人员( 本文将上市公司高级管理人员定义为董事长和总经理) 变更的影响因素,本文重点关注在违规处理文件日期起的前一年和处理文件日期起的后一年内,公司高级管理人员的离任情况。借鉴游家兴等(2010) 对高级管理人员离职的界定,如果高级管理人员不是因为退休、任职期满这两种原因而离任,那么就认为高级管理人员的离任属于非正常离任,即被迫离职情况。在具体分析过程中,本文将发生违规公司的前后三年高级管理人员变更数据进行一一配对,若在违规公司处理文件日期前一年或后一年内,有高级管理人员出现被迫离职的情况,则认为该违规公司出现高级管理人员变更,记离职率Turnover=1,否则取Turnover=0。

2. 解释变量

通过借鉴Finkelstein( 1992) 、权小锋和吴世农(2010),对高级管理人员权力的四个维度( 组织权力、专家权力、所有权权力和声望权力),每个维度分别选取两个指标来衡量的方式,同时综合考虑数据的可获得性、完整性与代表性等,本文对高级管理人员层权力的衡量,主要选取了两个典型的指标:总经理与董事长的两职合一指标(Duality) 和高级管理人员是否持股指标(Holding)。对于虚拟变量两职合一(Duality),当上市公司总经理( 包括总裁、CEO 等职位描述) 和董事长两职合一时,取值为1,否则取0;对于虚拟变量高级管理人员是否持股(Holding),当高级管理人员持有公司股份时,取值为1,否则取0。在具体的实证分析过程中,采用3 种方法来度量高级管理人员层权力:高级管理人员权力1(Power1) 是将上述两个虚拟变量按照等权处理,直接相加求平均值,最终得出取值为[0,1] 的高级管理人员权力指标衡量值;高级管理人员权力2(Power2) 是直接以两职合一,作为衡量高级管理人员权力的指标,即令Power2=Duality ;高级管理人员权力3(Power3) 是直接以高级管理人员,是否持股作为衡量高级管理人员权力指标,即令Power3=Holding。

关于财务丑闻公司违规性质,将其划分为两方面:信息披露方面的违规和其他违规。从CSMAR数据库收集到的违规数据中,违规类型具体包括:虚构利润、虚列资产、虚假记载( 误导性陈述)、推迟披露、重大遗漏、披露不实( 其他)、欺诈上市、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、内幕交易、违规买卖股票、操纵股价、违规担保、一般会计处理不当和其他,共16 项。本文将上市公司信息披露方面的违规(Violate) 定义为发生虚构利润、虚列资产、虚假记载( 误导性陈述)、推迟披露、重大遗漏、披露不实( 其他)、欺诈上市、一般会计处理不当等八种类型的违规。当上市公司发生上述类型的违规时,取Violate=1,否则取0。

3. 控制变量

本文所涉及的控制变量,主要是从以下方面选取:

公司的基本特征,这方面的控制变量具体包括:代表公司盈利能力的指标,总资产收益率ROA ;代表公司成长性的指标Growth,用公司营业收入增长率衡量;代表公司负债水平的指标Debt,用公司资产负债率衡量;代表公司规模的指标Size,用总资产的自然对数表示。

公司治理特征,这方面的控制变量具体包括:公司实际控制人性质SOE,虚拟变量,当上市公司实际控制人为国家( 或政府) 时,取值为1,否则取0;公司第一大股东持股比例Top1 ;公司独立董事持股比例Indepen,董事会中独立董事所占的比例,可以用于控制董事会独立性对高级管理人员变更的影响;公司年度审计意见Opinion,虚拟变量,当审计意见为标准无保留审计意见时,取值为1,否则取0,用于控制审计独立性对高级管理人员变更的影响;违规处理单位Institution,虚拟变量,当违规公告处理单位为“一会两所”( 即中国证监会、上海证券交易所、深圳证券交易所) 时,取Institution=1,否则取0。年度变量,本文将年度变量纳入控制变量的范围中,用以控制年份的影响。

变量的具体定义与度量详见表(1)。

(三)样本数据

本文以2011—2013 年沪深两市所有发生违规事件的A 股上市公司作为初始研究样本,共得到初始研究样本1172 个。参照chen 等(2005) 和许年行等(2013) 方法,当上市公司在一年中发生多次违规时,只保留其中一次的违规记录,整理后得到样本852个。分析中根据数据的完整性以及连续性的要求,剔除信息不全样本后有效样本760 个,其中,2011 年、2012 年、2013 年分别为172、287 和301 家样本公司。

本文以上市公司违规样本为基本样本,对于发生违规的公司,若在其处理违规事件日期前一年或后一年中,出现高级管理人员的非正常更换,则认为该违规公司发生了高级管理人员变更。将高级管理人员定义为上市公司总经理( 总裁、CEO 等) 和董事长,将高级管理人员变更定义为上市公司高级管理人员所发生的非正常变更( 除去退休和任职期满外的其他原因的离职),即被迫离职情况。本文所涉及的违规数据、高级管理人员变更数据以及相关财务数据,均来源于国泰安CSMAR 数据库。相关连续变量均在1% 和99% 水平上进行了Winsorise 处理。

四、实证检验分析

(一)描述性统计

表(2)给出了主要变量的描述性统计结果。从表中可以看到,在所有发生违规的公司中,平均有45.9% 的样本公司,存在高级管理人员变更的情况;高级管理人员权力衡量指标的平均值有明显差别。其中,Power1 平均值为0.438,Power2 平均值为0.255,说明违规公司中,有25.5% 的样本公司存在总经理和董事长两职合一的情况。Power3 平均值为0.621,说明在违规公司中,有62.1% 的样本公司高级管理人员持有本公司股票。违规公司中有67.5%的样本公司,存在信息披露方面的违规。关于样本公司基本特征变量,平均总资产收益率为0.027,最小值为-0.275,最大值为0.280 ;违规样本公司平均主营业务增长率为0.408,最小值为-0.777,最大值为23.315,波动性较大;违规样本公司平均资产负债率为0.499,最小值为0.032,最大值为1.223。关于公司治理特征变量,违规样本公司中有39.5% 的公司的实际控制人为国家;第一大股东平均持股比例为33.6%,最低为8.5%,最高为70.3% ;公司独立董事比例的平均值为0.370,最小值为0.333,最大值为0.556 ;91.1% 的公司年度审计意见为标准无保留意见;违规公司中,有45.7% 的样本公司的违规是由“一会两所”处理的。

(二)相关性分析

表(3) 是主要变量相关系数表。从表中可以看到:被解释变量Turnover 与解释变量Power1、Power2、Power3、Violate 显著相关。尽管被解释变量与部分控制变量也显著相关,但由于相互之间的相关系数较小,因此可以排除变量间的多重线性关系。

( 三) 单变量分析

表(4)比较了所有违规样本公司中,高级管理人员发生变更与没有发生变更公司,在高级管理人员权力以及违规性质方面的差异。在所有违规样本公司中,高级管理人员未变更公司的高级管理人员权力指标,均高于高级管理人员发生变更的公司,且两者之间的差异在三种不同的高级管理人员权力指标下均在1% 水平上显著,说明高级管理人员权力的大小,会显著影响违规公司高级管理人员变更的概率。此外,在发生高级管理人员变更的349 家公司中,有74.2% 的公司出现了信息披露方面的违规,高于为发生高级管理人员变更公司的61.8%,且两者之间在1% 水平上差异显著。控制变量中,高级管理人员变更公司总资产收益率为0.014,营业收入增长率为0.485,资产负债率为0.538,平均有47.6% 的变更公司实际控制人为国家,有87.1% 的变更公司年度审计意见为标准无保留意见,而在高级管理人员未变更公司中,总资产收益率为0.038,营业收入增长率为0.343,资产负债率为0.466,且平均有32.6% 的未变更高级管理人员的公司实际控制人为国家,有94.4% 的未变更公司年度审计意见为标准无保留意见,其中高级管理人员变更公司与高级管理人员未变更公司在1% 水平上存在显著差异。此外,对于第一大股东持股、高级管理人员变更的样本公司中,第一大股东持股比例平均为32.5%,与高级管理人员未变更公司的34.6% 在5%水平上差异显著。对于违规行为处理单位,在高级管理人员变更的样本公司中,平均有49.6% 的公司违规行为是由“一会两所”处理,在5% 水平上显著高于未发生高级管理人员变更公司的42.3%。另外,两组样本在公司规模和公司董事会中独立董事占比,即董事会独立性等方面没有显著差异。

( 四) 多元回归分析

1. 假设1 回归结果

关于高级管理人员权力与公司治理有效性,本文主要关注的是高级管理人员权力的三项指标以及高级管理人员变更指标,全样本回归结果见表(5)。表(5)显示,高级管理人员权力指标1(Power1) 的回归系数为-1.409,且在1% 水平上显著;高级管理人员权力指标2(Power2) 的回归系数为-0.668,且在1% 水平上显著;高级管理人员权力指标3(Power3)的回归系数为-0.773,且在1% 水平上显著。综上所述,说明无论采用哪项指标衡量高级管理人员权力,都会出现高级管理人员权力越大,高级管理人员被更换的可能性就越小,即高级管理人员权力能够削弱高级管理人员变更这一公司治理机制的有效性。这反映了上市公司高级管理人员权力膨胀,并不能够对公司高级管理人员实施有效地约束与监督,以及对不称职的高级管理人员的惩戒与更换。全样本的回归结果与本文研究假设1 的预期基本一致。

控制变量中,反映公司基本特征的变量中,公司总资产利润率(ROA) 与高级管理人员变更显著负相关,说明业绩越差的上市公司,其高级管理人员被更换的可能性就越大,这与多数研究结论一致,但其他的公司基本特征变量,如公司营业收入增长率(Growth)、公司负债水平(Debt) 以及公司规模(Size)指标,对上市公司高级管理人员的职位变更并没有显著影响。此外,在反映公司治理特征的变量中,反映公司性质即公司实际控制人指标(SOE) 与高级管理人员的职位变更显著正相关,说明在所有发生违规的公司中,国有控股公司更容易出现更换高级管理人员的情况;公司第一大股东持股比例(Top1)在高级管理人员权力指标1 和高级管理人员权力指标3 的检验中,与高级管理人员的职位变更显著负相关;其他变量中,公司董事会中独立董事的比例(Indepen)、年度审计意见(Opinion) 以及公告处理单位(Institution),对高级管理人员变更并没有显著影响。

2. 假设2 回归结果

表(6)是研究假设2 的多元回归结果。关于上市公司财务丑闻性质和公司治理有效性,本文主要关注丑闻公司的违规性质变量,与高级管理人员变更指标之间的关系。通过对全样本进行回归后结果显示,在模型1 中仅纳入了违规类型(Violate) 指标,其回归系数为0.342,且在5% 水平上显著,说明上市公司发生信息披露方面的违规行为,会增加公司高级管理人员被更换的可能性,符合假设2 的预期;在模型2 中,加入了衡量高级管理人员权力的指标,其回归系数分别为-1.423、-0.687 和-0.772,且均在1% 水平上显著,对应于违规类型(Violate) 指标,其回归系数分别为0.370、0.372、0.341,且均在5%水平上显著,与模型1 中的显著性水平一致。这说明在控制了高级管理人员权力的影响后,信息披露方面的违规行为对高级管理人员变更的影响依然显著,符合假设2 的预期。

上市公司的信息披露对公司治理有效性有显著影响,能够对高级管理人员实施有效的约束、监督和惩罚机制。相对于其他违规行为,信息披露方面的违规行为,会增加丑闻公司高级管理人员更换的概率。此阶段的全样本回归结果与本文的研究假设2 一致。

3. 假设3 回归结果

根据上市公司违规性质进行分组检验,回归结果见表(7)。

从表(7)中可以看到,发生财务丑闻公司中,信息披露方面违规的样本组,高级管理人员权力的衡量指标(Power1、Power2、Power3),均与高级管理人员变更显著负相关,且其在1% 水平上显著;而在没有发生信息披露方面违规的样本组,高级管理人员权力指标中,仅有Power2 与高级管理人员更换在5% 显著性水平上负相关,Power1 与高级管理人员变更在10% 显著性水平上负相关,Power3 与高级管理人员变更没有显著的相关性。分组回归结果表明,在所有发生违规的上市公司中,高级管理人员权力对高级管理人员变更的影响,主要体现在发生信息披露方面违规公司中。

进一步在回归方程中纳入了交叉变量Power×Violate,再次进行回归,检验结果见表(8)。表(8)显示,在全样本的回归检验中,Power1的回归系数为-0.809,且在10% 水平上显著,Violate回归系数为0.745, 在1% 水平上显著为正;Power2 的回归系数为-0.923,在5% 的水平上显著,但Violate 回归系数不显著;而Power3 的回归系数虽然也为负,但不显著,同时Violate 回归系数为0.995,在1% 水平上显著为正。检验进一步说明了高级管理人员权力,是导致高级管理人员变更的重要影响因素,而信息披露方面的违规行为,会显著增加高级管理人员被更换的可能性。

交叉变量Power×Violate 由表示高级管理人员权力指标的变量,与上市公司违规类型的虚拟变量相乘而得,在Power1 的回归检验中,其系数在10%水平上显著为负,意味着Power1 所衡量的高级管理人员权力,显著降低了丑闻公司违规性质与高级管理人员更换的正相关关系。同样在Power3 的回归检验中,Power×Violate 的回归系数也为负数,且显著性水平为1%,这也说明Power3 所代表的高级管理人员权力指标,能够更加显著地降低公司违规的类型与高级管理人员变更的概率。然而,在对Power2的回归检验中,并没有出现Power×Violate 的回归系数显著的情况。总的来说,上市公司高级管理人员权力的强弱,能够对财务丑闻公司的违规性质与高级管理人员变更概率之间带来显著影响。即上市公司高级管理人员权力的膨胀,会弱化财务丑闻公司违规性质与高级管理人员变更的行为,使得公司违规性质对高级管理人员变更的影响减弱,削弱了对公司违规以及不称职高级管理人员的监督、约束和惩处行为。检验结果部分符合研究假设3 的预期。

控制变量中ROA 的回归系数显著为负,说明上市公司业绩越差,其高级管理人员被迫离职的可能性越大;SOE 的回归系数显著为正,说明相对于实际控制人为非国有的企业,国有控股企业更倾向于更换不称职的高级管理人员,以此来稳定市场情绪;Top1 的回归系数部分显著为负,说明第一大股东持股比例越高,上市公司更换不称职高级管理人员的可能性就越低;其余的控制变量对高级管理人员变更的影响并不显著。

( 五) 稳健性测试

为了进一步检验上述结论的可靠性,本文做了如下稳健性测试:将丑闻公司违规性质变量进行重新划分,将所关注的上市公司出现的财务丑闻定义为信息披露方面的违规,并将出现以下违规类型之一的看作出现信息披露违规:虚构利润、虚列资产、虚假记载( 误导性陈述)、推迟披露、重大遗漏、披露不实( 其他)、欺诈上市、一般会计处理不当。考虑到上市公司高级管理人员对于资金的私自占用,也属于公司财务丑闻。因此,将资金占用方面( 包括出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、违规担保) 的违规行为也纳入到衡量标准中。将公司出现财务丑闻的违规类型(VIOLATE,新的衡量违规类型的虚拟变量) 定义为,当公司发生如下类型的违规时,取VIOLATE=1,当公司发生下述违规类型以外的其他方面的违规行为时,取VIOLATE=0,这些违规类型具体包括:虚构利润、虚列资产、虚假记载( 误导性陈述)、推迟披露、重大遗漏、披露不实( 其他)、欺诈上市、一般会计处理不当、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产以及违规担保等。

在引入新的违规类型(VIOLATE) 变量后,将其代入到回归模型中进行检验,研究结论保持不变,说明本文研究结论稳健可靠。

五、研究结论

本文研究得出以下结论:高级管理人员权力对财务丑闻公司的高级管理人员变更有显著影响;信息披露是保护投资者的重要手段,对于信息披露违规公司,其高级管理人员变更的可能性,显著高于其他违规公司;上市公司高级管理人员权力,会弱化信息披露违规与高级管理人员变更的正相关关系。进一步通过将财务丑闻公司的违规性质重新划分,进行了相应的稳健性测试,发现结果仍一致。

本文以高级管理人员权力作为研究视角,对公司治理有效性进行了研究,丰富了高级管理人员权力与公司治理方面的研究文献,有助于理解高级管理人员变更这一有效的公司治理机制的影响因素。上市公司高级管理人员层权力的膨胀,会削弱公司治理的有效性,高级管理人员很有可能利用自身的权力优势为自己谋取尽可能多的私有收益。公司的治理机制又因为其权力的存在而受到影响,意味着上市公司对高级管理人员实施有效的约束与监督,以及对不称职的高级管理人员的惩戒与更换的能力受到损害。这不仅会导致公司和投资者的利益受到损害,也不利于资本市场的稳步发展。因此,上市公司应该要更加清晰地认识高级管理人员权力的影响并进行有效控制。

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编辑:彭秋龙