高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股與公司業(yè)績預(yù)告行為

王浩 向顯湖 許毅

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，四川 成都 611130；2.四川文理學(xué)院，四川 達(dá)州635000）

一、引言

高管持股作為重要的股權(quán)激勵(lì)方式，能夠把高管利益和股東利益有機(jī)結(jié)合起來，是有效緩解高管和股東之間委托代理問題的重要手段，已經(jīng)在實(shí)踐中被廣泛采用。與股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃相比，高管持股具有累加性、自愿性、持續(xù)性等特點(diǎn)：高管持股中既可能包含高管所持原始股權(quán)和通過證券市場(chǎng)購買股權(quán)，又可能包含因?yàn)閷?shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃而持有股權(quán)，具有一定的累加性；股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃作為一種重要的貨幣薪酬制度設(shè)計(jì)，具有一定的強(qiáng)制性要求，而高管持股中還包含自愿性股權(quán)；股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中的股權(quán)往往有一定的限售期，其激勵(lì)效應(yīng)具有時(shí)效性，而高管持股的激勵(lì)效應(yīng)則具有持續(xù)性。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)高管持股現(xiàn)象進(jìn)行了深入研究，取得了豐富的研究成果。Jensen和 Meckling（1976）提出了公司產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、代理成本與公司價(jià)值理論，認(rèn)為高管持股與公司價(jià)值正相關(guān)，當(dāng)高管持有公司所有股權(quán)時(shí)，就不再存在代理成本，此時(shí)公司價(jià)值最大。Stulz（1988）認(rèn)為高管持股能夠緩解委托方與代理方之間的利益沖突，降低委托代理成本。Morck等（1988）研究表明，高管持股與公司價(jià)值之間呈非線性關(guān)系，高管持股比例在小于5%或大于25%時(shí)，高管持股具有激勵(lì)效應(yīng)，促使高管為了個(gè)人和股東利益而努力工作，有效降低代理成本，提高公司價(jià)值。韓亮亮等（2006）研究認(rèn)為，高管持股與公司價(jià)值之間存在著區(qū)間效應(yīng)，高管持股比例在小于8%或大于25%時(shí)，利益趨同效應(yīng)占主導(dǎo)，高管持股具有正向價(jià)值激勵(lì)效應(yīng)。梅世強(qiáng)和位豪強(qiáng)（2014）通過對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)高管持股比例低于20%或高于50%時(shí)，利益趨同效應(yīng)大于壕溝防御效應(yīng)。上述研究成果表明，在一定條件下，高管持股對(duì)公司高管具有正向激勵(lì)效應(yīng)，能夠促進(jìn)會(huì)計(jì)利潤的提高和公司價(jià)值的提升。

縱觀國內(nèi)外研究文獻(xiàn)，主要是圍繞高管持股對(duì)高管努力程度和公司價(jià)值的影響關(guān)系展開研究，鮮有將高管持股的激勵(lì)效應(yīng)研究延伸至公司信息披露領(lǐng)域的，特別是公司業(yè)績預(yù)告信息披露領(lǐng)域。業(yè)績預(yù)告是指在定期財(cái)務(wù)報(bào)告正式對(duì)外公告之前，公司管理層以預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)方式披露的預(yù)計(jì)盈利信息，為股東和市場(chǎng)提供及時(shí)有效的決策信息，是公司信息披露制度的重要組成部分。那么，在一定條件下具有正向激勵(lì)效應(yīng)的高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為有影響嗎？這種影響是促進(jìn)作用還是抑制作用？業(yè)績預(yù)告行為背后的高管信息披露動(dòng)機(jī)又是什么？在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，還沒有直接研究高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為影響的文獻(xiàn)，本文欲在此方面進(jìn)行嘗試，運(yùn)用“四性”（精確性、準(zhǔn)確性、及時(shí)性和傾向性）來刻畫公司業(yè)績預(yù)告行為，研究高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響，并進(jìn)一步深入探究與高管激勵(lì)存在密切聯(lián)系的高管經(jīng)驗(yàn)在其中所起的作用，以期為上市公司強(qiáng)化管理和證券機(jī)構(gòu)加強(qiáng)監(jiān)管提供有益參考。

本文選擇2006-2013年滬、深兩市A股公司的年度數(shù)據(jù)做為樣本，以高管持股作為高管股權(quán)激勵(lì)的替代變量，以高管年齡和任職期限作為高管經(jīng)驗(yàn)的替代變量，研究分析高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為（精確性、準(zhǔn)確性、及時(shí)性、傾向性）的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)；高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)；對(duì)于不同性質(zhì)信息（好信息和壞信息），高管持股對(duì)業(yè)績預(yù)告行為的影響存在差異，提供了高管進(jìn)行選擇性信息披露的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本研究拓寬了股權(quán)激勵(lì)的研究視角，有助于正確認(rèn)識(shí)股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施效果和公司業(yè)績預(yù)告行為的影響因素。

二、理論分析和研究假設(shè)

根據(jù)委托代理理論（Jensen和 Meckling，1976；Grossman 和 Hart，1982；Fama 和 Jenson，1983；Jensen，1986），股東與高管的效用函數(shù)存在差異，各自致力于自我效用的最大化，股東追求自身財(cái)富的最大化，而高管追求報(bào)酬、在職消費(fèi)和閑暇時(shí)間的最大化，這必然導(dǎo)致兩者的利益沖突，在缺乏有效制度約束的條件下高管的行為很可能會(huì)損害股東利益，從而產(chǎn)生委托代理問題。具體到公司的信息披露層面上，高管天然具有信息優(yōu)勢(shì)，股東處于信息劣勢(shì)地位，兩者之間存在著信息不對(duì)稱。在對(duì)外進(jìn)行信息披露時(shí)，高管會(huì)基于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與收益、個(gè)人利益與股東利益權(quán)衡考慮進(jìn)行選擇性披露，充分披露有利的好信息，粉飾和掩蓋不利的壞信息，與股東的信息需求之間產(chǎn)生代理沖突。

解決委托代理問題的最有效手段就是實(shí)施股權(quán)激勵(lì)。高管持股作為一種重要的長期股權(quán)激勵(lì)方式，是現(xiàn)代公司治理機(jī)制下解決高管與股東之間委托代理問題的重要途徑，其最大優(yōu)勢(shì)在于通過制定嚴(yán)格、完善的契約，使高管持有本公司一定股份，高管的身份得以轉(zhuǎn)化，高管擁有管理者和股東的雙重身份，這樣就把管理者利益與股東利益緊密地聯(lián)系了起來，激勵(lì)高管為了自己和股東利益努力工作，有效緩解高管與股東之間的目標(biāo)異向和利益沖突，降低信息不對(duì)稱程度和委托代理成本，從而產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)和高管協(xié)同動(dòng)機(jī)。李維安和李漢軍（2006）研究認(rèn)為，高管持股能夠使高管和股東之間擁有更多的共同利益，是將高管個(gè)人利益與股東利益綁定的有效手段。

管家理論和利益趨同假說對(duì)利益趨同效應(yīng)和高管協(xié)同動(dòng)機(jī)提供了很好的解釋。根據(jù)管家理論（Donaldson和 Davis，1991），高管是為公司和股東利益服務(wù)的利他主義者，其行為受社會(huì)動(dòng)機(jī)和成就動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)，具有集體主義傾向。高管希望通過工作業(yè)績展示自己的才能，獲得他人、社會(huì)的認(rèn)可和尊重，這種對(duì)實(shí)現(xiàn)個(gè)人價(jià)值的追求已經(jīng)超越了“經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)，高管將個(gè)人的名譽(yù)與公司的發(fā)展融合起來，認(rèn)識(shí)到自身利益與公司和股東利益是緊密相聯(lián)的，為了實(shí)現(xiàn)公司的發(fā)展目標(biāo)，高管甚至可以犧牲個(gè)人利益。利益趨同假說（Jensen和 Meckling，1976）認(rèn)為，隨著持股比例的增加，高管利益與股東利益會(huì)趨于一致，高管行為偏離股東利益最大化的傾向就會(huì)減輕，委托代理問題將會(huì)得以緩解。

相對(duì)于短期薪酬激勵(lì)，高管持股屬于一種長期股權(quán)激勵(lì)形式。因此，在高管持股激勵(lì)條件下，利益趨同效應(yīng)和高管協(xié)同動(dòng)機(jī)主要體現(xiàn)為基于資本市場(chǎng)股票價(jià)值的高管利益與股東利益的一致性。高管控制著公司會(huì)計(jì)信息的披露行為，基于利益趨同效應(yīng)和高管協(xié)同動(dòng)機(jī)，高管持股將高管激勵(lì)與公司的信息披露行為聯(lián)系了起來，使得高管能夠直接享受信息披露帶來的股價(jià)上升、資本成本下降等收益，又會(huì)進(jìn)一步激勵(lì)其采取積極的信息披露策略。同時(shí)，為了消除潛在股東對(duì)公司披露信息可信度的質(zhì)疑，在資本市場(chǎng)籌集更多資金，避免因信息披露問題可能面臨的訴訟，高管有動(dòng)機(jī)進(jìn)行積極披露。業(yè)績預(yù)告屬于重要的預(yù)測(cè)性會(huì)計(jì)信息，如果公司股價(jià)被市場(chǎng)低估，促使高管通過積極披露來提升股價(jià)；如果公司股價(jià)被高估，雖然高管存在投機(jī)謀利的機(jī)會(huì)，但隨后不久發(fā)布的財(cái)務(wù)報(bào)告信息將會(huì)把股價(jià)拉回到真實(shí)水平，反而造成股價(jià)起伏波動(dòng)的局面，從股權(quán)激勵(lì)的長期性來看，高管仍存在著積極披露業(yè)績預(yù)告的動(dòng)機(jī)，避免信息操縱引起股價(jià)較大波動(dòng)。高管控制著公司業(yè)績預(yù)告的信息質(zhì)量和行為選擇，業(yè)績預(yù)告信息對(duì)股東的決策有用性越強(qiáng)，越能樹立公司誠實(shí)守信、求真務(wù)實(shí)的市場(chǎng)信譽(yù)，向信息使用者傳遞積極信號(hào)，有利于相關(guān)利益各方對(duì)公司股價(jià)的正確評(píng)判，促進(jìn)公司股價(jià)的積極反映。高敬忠和周曉蘇（2013）研究發(fā)現(xiàn)，隨著高管持股比例和持股價(jià)值的提高，其選擇披露方式的精確性和及時(shí)性也隨之提高，并更趨于穩(wěn)健，一定程度上能夠減輕自愿性披露中的代理問題。

根據(jù)上述理論分析和文獻(xiàn)回顧，我們預(yù)期，高管持股將會(huì)對(duì)業(yè)績預(yù)告行為產(chǎn)生影響，并且這種影響將是一種促進(jìn)作用的積極影響。高管持股對(duì)業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，從而降低高管和股東之間的信息不對(duì)稱，在一定程度上緩解信息披露中的代理問題。

基于上述分析，提出第一個(gè)研究假設(shè)。

H1 高管持股對(duì)業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，業(yè)績預(yù)告信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)。

根據(jù)“高層梯隊(duì)理論”（Hambrick和 Mason，1984），高管內(nèi)在認(rèn)知、情感、價(jià)值觀等心理因素決定其決策行為。由于內(nèi)在心理因素存在局限性，高管不可能進(jìn)行完全理性決策，只能是有限理性決策，進(jìn)而影響經(jīng)營管理、公司績效及未來發(fā)展。由于高管內(nèi)在心理因素難以觀測(cè)和衡量，所以，一般情況下是通過研究內(nèi)在心理因素的外化背景特征（性別、學(xué)歷、年齡和任職期限等）來研究高管內(nèi)在心理因素對(duì)其決策行為的影響。Dirk e black等 （2014）認(rèn)為，在高管背景特征中，與高管經(jīng)驗(yàn)密切相關(guān)的主要特征有兩個(gè)：年齡和任職期限。高管年齡代表著高管的人生經(jīng)歷，可以衡量其風(fēng)險(xiǎn)偏好和理性程度。Hambrick和Mason（1984）認(rèn)為，年輕的高管，精力充沛，思維活躍，容易接受新鮮事物，在工作中充滿自信，敢于冒險(xiǎn)，愿意承擔(dān)責(zé)任，其管理行為往往傾向于激進(jìn)決策。隨著年齡的增長，高管的體能、認(rèn)知能力將會(huì)下降，知識(shí)結(jié)構(gòu)、人生觀和價(jià)值觀都會(huì)發(fā)生變化，注重既有名望和地位，不愿意承擔(dān)因決策失誤而帶來的不利影響，往往傾向于回避風(fēng)險(xiǎn)，其決策行為通常比較保守。相關(guān)研究文獻(xiàn)已經(jīng)表明，不同年齡的高管對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度不同，有限理性決策程度存在較大差異，高管年齡影響其決策行為。高管任職期限代表著高管工作經(jīng)驗(yàn)豐富程度，是影響其決策行為的重要因素。Hambrick和 Cho（1996）；Elenkov和Judge（2005）等認(rèn)為，高管任職期限影響其進(jìn)行戰(zhàn)略改革的意愿，任期短的高管富于改革創(chuàng)新，任期長的高管傾向于保持穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展。Miller（1991）、Fraser和 Greene（2006）等研究發(fā)現(xiàn)，高管任職期限越長，對(duì)公司的生產(chǎn)經(jīng)營情況越熟悉，越能處理好管理工作中遇到的老問題和新情況，管理經(jīng)驗(yàn)進(jìn)一步豐富，管理能力和管理水平進(jìn)一步提高，其決策失誤的概率就會(huì)大大降低?？梢?，高管經(jīng)驗(yàn)（高管年齡和任職期限）影響其決策行為，進(jìn)而可能影響高管持股對(duì)業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。

“高層梯隊(duì)理論”是基于西方發(fā)達(dá)的資本市場(chǎng)提出來的，在當(dāng)前我國特有的制度背景下是否適用？還有待于進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。我們認(rèn)為，相對(duì)于西方完善的資本市場(chǎng)機(jī)制，我國當(dāng)前薄弱的法制環(huán)境和不完善的業(yè)績預(yù)告披露機(jī)制可能會(huì)影響到“高層梯隊(duì)理論”在上市公司業(yè)績預(yù)告實(shí)踐中的適用性。

首先，當(dāng)前薄弱的法制環(huán)境難以對(duì)公司的業(yè)績預(yù)告信息披露策略產(chǎn)生有效影響。我國證券市場(chǎng)是一個(gè)新生市場(chǎng)，相關(guān)法律體系和監(jiān)管機(jī)制還不完善，與業(yè)績預(yù)告相關(guān)的法律和監(jiān)管措施更是缺乏，對(duì)業(yè)績預(yù)告相關(guān)違規(guī)行為的界定和處罰都沒有嚴(yán)格標(biāo)準(zhǔn)，市場(chǎng)執(zhí)行力不夠，導(dǎo)致業(yè)績預(yù)告信息披露失實(shí)甚至扭曲。其次，我國的業(yè)績預(yù)告制度還處于起步階段，對(duì)信息披露的形式和內(nèi)容并沒有嚴(yán)格規(guī)范，公司披露的往往是非核心信息，而對(duì)重要的實(shí)質(zhì)意義上的信息卻盡力采取回避態(tài)度，直接導(dǎo)致業(yè)績預(yù)告信息的精確性和準(zhǔn)確性等質(zhì)量方面存在著較大問題，信息的有用性大打折扣。

根據(jù)“高層梯隊(duì)理論”，考慮我國特有的制度背景，提出第二個(gè)對(duì)立的研究假設(shè)。

H2a 高管經(jīng)驗(yàn)影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。

H2b 高管經(jīng)驗(yàn)不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文研究我國上市公司高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響。選擇2006-2013年滬、深兩市A股上市公司的年度數(shù)據(jù)做為觀測(cè)樣本。業(yè)績預(yù)告樣本是以公司-年度為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行收集，即每個(gè)公司每年僅保留一個(gè)觀測(cè)值，不考慮季度和半年度業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)。具體篩選標(biāo)準(zhǔn)有：（1）根據(jù)行業(yè)特征，剔除金融保險(xiǎn)業(yè)。（2）根據(jù)公司特征，剔除 ST、SST、＊ ST、S＊ST公司。（3）剔除主要變量缺失的觀測(cè)值。經(jīng)過層層剔除，共獲得13 835個(gè)有效觀測(cè)樣本。高管持股數(shù)據(jù)和業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)主要來自萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫，高管年齡和任職期限數(shù)據(jù)取自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。運(yùn)用STATA12.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為排除離群值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的winsorize處理。

（二）變量定義

根據(jù)高敬忠等（2011）；王玉濤和王彥超（2012）；馬連福等（2013）的研究文獻(xiàn)，用“四性”來刻畫公司業(yè)績預(yù)告行為：精確性、準(zhǔn)確性、及時(shí)性、傾向性。其中，用精確性和準(zhǔn)確性來刻畫業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量，用及時(shí)性和傾向性來刻畫業(yè)績預(yù)告行為特征。

在我國上市公司的業(yè)績預(yù)告中，披露方式主要有四種：定性方式、開區(qū)間方式、閉區(qū)間方式、點(diǎn)值方式。由于定性方式和開區(qū)間方式反映的業(yè)績預(yù)告信息過于籠統(tǒng)，在此不予考慮，僅僅考慮反映信息相對(duì)精確的閉區(qū)間方式（其中，點(diǎn)值方式可以看做是區(qū)間寬度為零的特殊形式）。精確性Precision是指公司業(yè)績預(yù)告披露的閉區(qū)間大小，反映業(yè)績預(yù)告信息形式上的精確程度，Precision取值與業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量之間是反比例關(guān)系，Precision取值越小，精確程度越高，計(jì)算公式如下

由公式（1）可知，當(dāng)業(yè)績預(yù)告方式為點(diǎn)值時(shí)，Precision＝0，表明業(yè)績預(yù)告的精確性最高。

準(zhǔn)確性Accuracy是指業(yè)績預(yù)告閉區(qū)間中值與財(cái)務(wù)報(bào)告凈利潤實(shí)際值之間的偏差，反映業(yè)績預(yù)告實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確程度，Accuracy取值與業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量之間是反比例關(guān)系，Accuracy取值越小，準(zhǔn)確程度越高，計(jì)算公式如下

由公式（2）可知，當(dāng)業(yè)績預(yù)告閉區(qū)間中值等于財(cái)務(wù)報(bào)告凈利潤實(shí)際值時(shí)，Accuracy＝0，表明業(yè)績預(yù)告的準(zhǔn)確性最高。

及時(shí)性Timeliness是指公司發(fā)布業(yè)績預(yù)告日期至財(cái)務(wù)報(bào)告實(shí)際公告日期之間的時(shí)間間隔，時(shí)間間隔越大，公司發(fā)布業(yè)績預(yù)告越及時(shí)。

傾向性Tendency是指公司業(yè)績預(yù)告的穩(wěn)健性或謹(jǐn)慎性，用（業(yè)績預(yù)告閉區(qū)間中值-財(cái)務(wù)報(bào)告凈利潤實(shí)際值）的正負(fù)來表示，如果為正，則表示樂觀，如果為負(fù)，則表示保守。

根據(jù)李維安和李漢軍（2006）、王華和黃之駿（2006）、夏紀(jì)軍和張晏（2008）、王傳彬等（2014）的研究文獻(xiàn)，高管持股Equity即公司高管持股比例，用高管持股數(shù)量與公司股本總數(shù)的比值來衡量，反映高管持股水平。Dequity是虛擬變量，如果高管持有本公司股份，取值為1，否則為0。

借鑒Dirk E Black等（2014）的研究方法，用高管年齡和任職期限兩個(gè)變量衡量高管經(jīng)驗(yàn)。一般認(rèn)為，高管年齡越大，任職期限越長，管理經(jīng)驗(yàn)越豐富。

具體的變量定義見表1.

表1 變量定義及計(jì)算方法

（三）模型設(shè)計(jì)

根據(jù)相關(guān)研究文獻(xiàn)，構(gòu)建如下回歸模型，分析高管持股（高管持股虛擬變量Dequity）對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響

在進(jìn)行回歸分析過程中，上述模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）、（Ⅳ）中的解釋變量Dequity可替換成Equity，分析高管持股水平對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響，為簡化起見，省略與此相關(guān)的模型。

通過增加交乘項(xiàng)Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure、Equity×Age，構(gòu)建如下回歸模型，分析高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響

在進(jìn)行回歸分析過程中，上述模型（Ⅴ）、（Ⅵ）、（Ⅶ）、（Ⅷ）中的解釋變量Dequity、Dequity×Tenure、Dequity×Age可替換成Equity、Equity×Tenure、Equity×Age進(jìn)行分析，為簡化起見，省略與此相關(guān)的模型。

四、數(shù)據(jù)檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析，在13 835個(gè)樣本觀測(cè)值內(nèi)，有大約三分之一的樣本（4 680個(gè)）在進(jìn)行年度業(yè)績預(yù)告時(shí)運(yùn)用閉區(qū)間和點(diǎn)值方式，相對(duì)于定性和開區(qū)間方式，預(yù)告信息質(zhì)量比較高。Precision的平均水平為25%，中位數(shù)為16%，說明大多公司在業(yè)績預(yù)告時(shí)選擇的區(qū)間寬度都比較小，形式上的信息質(zhì)量較高。Veracity的平均水平為24%，中位數(shù)為8%，反映大多公司業(yè)績預(yù)告凈利潤偏離凈利潤實(shí)際值的幅度都在均值以下，實(shí)質(zhì)上的信息質(zhì)量也較高。Timeliness的均值為4.42，中位數(shù)為4.44，大約有一半的公司業(yè)績預(yù)告日至財(cái)務(wù)報(bào)告日之間的時(shí)間間隔在平均值以上，業(yè)績預(yù)告比較及時(shí)。Tendency的均值為0.53，中位數(shù)為1，超過一半的公司在進(jìn)行業(yè)績預(yù)告時(shí)進(jìn)行樂觀估計(jì)。高管持股虛擬變量Dequity的平均值為69%，表明通過高管持股的形式對(duì)高管實(shí)施股權(quán)激勵(lì)已經(jīng)成為我國上市公司主要的激勵(lì)方式。高管持股水平Equity的平均值為9.03%，最大值為69.09%，說明高管持股水平整體上比較低，在不同公司之間差異較大。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

1.對(duì)研究假設(shè)一進(jìn)行檢驗(yàn)

基于模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ），進(jìn)行回歸分析，其中，對(duì)模型（Ⅳ）進(jìn)行Logit回歸，結(jié)果如表3所示。由回歸結(jié)果可以看出，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對(duì)Precision的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著，這表明，相對(duì)于高管沒有持有本公司股份來說，高管持股能夠提高公司業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量（形式上的精確性和實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確性）和及時(shí)性，信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)，但高管持股與否對(duì)業(yè)績預(yù)告傾向性并沒有顯著影響，這與預(yù)期有所不同。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對(duì)Precision的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，但不顯著；Equity對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著，這說明，高管持股水平與業(yè)績預(yù)告實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確性、及時(shí)性和傾向性是正相關(guān)關(guān)系，高管持股水平越高，信息的準(zhǔn)確性越高，及時(shí)性越強(qiáng)，傾向性偏離保守，其決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)，但高管持股水平對(duì)業(yè)績預(yù)告形式上的精確性并沒有顯著影響，這與我們的預(yù)期有所不同?？赡艿慕忉屖?，相對(duì)于實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確性，業(yè)績預(yù)告形式上的精確性所包含的信息量較少，導(dǎo)致高管對(duì)此重視程度較低。綜合上述分析，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，能夠促進(jìn)業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量提高，及時(shí)性增強(qiáng)，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)，研究假設(shè)一基本上得到了驗(yàn)證。

進(jìn)一步觀察控制變量發(fā)現(xiàn)，變量Fcash、Evolatility、Eincrease、Size對(duì)Precision、Accuracy、Tendency的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且基本上都顯著；對(duì)Timeliness的影響系數(shù)不確定，也就是說，公司規(guī)模越大、盈利越好、資金越多，業(yè)績預(yù)告信息形式上更加精確、實(shí)質(zhì)上更加準(zhǔn)確、更趨于保守，但其及時(shí)性特征并不確定，這可能與公司的產(chǎn)權(quán)屬性、監(jiān)管部門的監(jiān)管強(qiáng)度等有關(guān)，與現(xiàn)實(shí)情況基本相符（公司經(jīng)營狀況好，會(huì)對(duì)外披露更多信息）。變量Tenure的影響系數(shù)和顯著性表明，高管任職年限越長，經(jīng)驗(yàn)越豐富，越有可能進(jìn)行積極披露（及時(shí)性增強(qiáng)，傾向性偏離保守），這與現(xiàn)有的相關(guān)研究結(jié)論基本一致。

2.對(duì)研究假設(shè)二進(jìn)行檢驗(yàn)

基于模型（Ⅴ）（Ⅵ）（Ⅶ）和（Ⅷ），進(jìn)行回歸分析，其中，對(duì)模型（Ⅷ）進(jìn)行Logit回歸，結(jié)果如表4所示。由回歸結(jié)果可以看出，在模型中分別加入交乘項(xiàng)Dequity×Tenure、Dequity×Age和Equity×Tenure、Equity×Age后，解釋變量Dequity的系數(shù)符號(hào)和顯著性與表3中的估計(jì)結(jié)果基本一致，符合我們的預(yù)期；解釋變量Equity的系數(shù)符號(hào)和顯著性與表3中的估計(jì)結(jié)果基本一致，也符合我們的預(yù)期，再次驗(yàn)證了第一個(gè)研究假設(shè)的結(jié)論。從表4中可以看出，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，交乘項(xiàng)Dequity×Tenure、Dequity×Age除了對(duì)Tendency的影響系數(shù)在10%水平上略微顯著外，其他情況都不顯著。這表明，在高管持股的條件下，高管任職期限和年齡對(duì)業(yè)績預(yù)告行為基本上沒有顯著影響。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，交乘項(xiàng)Equity×Tenure、Equity×Age除了對(duì)Timeliness的影響系數(shù)在10%水平上略微顯著外，其他情況都不顯著。這表明，隨著高管任職期限和年齡的增大，高管持股水平對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)并未發(fā)生顯著變化。綜合上述分析，沒有證據(jù)表明高管經(jīng)驗(yàn)影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)，拒絕了研究假設(shè)H2a，研究假設(shè)H2b通過了檢驗(yàn)。實(shí)證研究表明，“高層梯隊(duì)理論”在我國的業(yè)績預(yù)告實(shí)踐中具有獨(dú)特的表現(xiàn)，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股的激勵(lì)效應(yīng)?？赡艿脑蚍治鋈缦拢簭漠?dāng)前我國特有的制度背景角度分析，我國的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還處于初級(jí)階段，市場(chǎng)機(jī)制還不健全，各項(xiàng)規(guī)章制度有待完善，業(yè)績預(yù)告制度實(shí)施較晚，這必將對(duì)公司業(yè)績預(yù)告的影響因素和實(shí)施效果產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。從我國證券市場(chǎng)監(jiān)管角度分析，業(yè)績預(yù)告是公司的預(yù)測(cè)盈利信息，編制時(shí)間短，沒有審計(jì)、信息監(jiān)管等方面的強(qiáng)制要求，監(jiān)管要求的缺失使高管承擔(dān)責(zé)任的風(fēng)險(xiǎn)變小，高管經(jīng)驗(yàn)在業(yè)績預(yù)告信息披露中所起的影響作用有限。從實(shí)務(wù)角度分析，按照規(guī)定，我國的年度業(yè)績預(yù)告于下一年度1月31日之前披露，正式的財(cái)務(wù)報(bào)告隨后發(fā)出，具有嚴(yán)格編制要求的財(cái)務(wù)報(bào)告信息將會(huì)很快覆蓋業(yè)績預(yù)告信息，這可能導(dǎo)致高管對(duì)業(yè)績預(yù)告和財(cái)務(wù)報(bào)告這兩種信息披露方式的重視程度不同，高管經(jīng)驗(yàn)對(duì)業(yè)績預(yù)告信息的影響作用較小。

3.進(jìn)一步分析

在我國上市公司的業(yè)績預(yù)告中，預(yù)告類型主要有九類：略增、預(yù)增、續(xù)盈、扭虧、略減、預(yù)減、首虧、續(xù)虧、不確定。根據(jù)張馨藝等（2012）、李晶（2014）的研究方法，按照業(yè)績預(yù)告類型的性質(zhì)，進(jìn)一步將樣本分為好信息組和壞信息組。好信息組包括略增、預(yù)增、續(xù)盈、扭虧四種類型，壞信息組包括略減、預(yù)減、首虧、續(xù)虧、不確定五種類型?，F(xiàn)有研究表明，好信息和壞信息的市場(chǎng)反映不同，壞信息的市場(chǎng)反映更加激烈。公司高管在進(jìn)行業(yè)績預(yù)告行為決策時(shí)，基于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與收益、個(gè)人利益與股東利益權(quán)衡的考慮，對(duì)好信息和壞信息會(huì)采取不同的披露策略，因此，我們運(yùn)用模型（Ⅴ）（Ⅵ）（Ⅶ）和（Ⅷ）進(jìn)一步研究不同性質(zhì)信息條件下高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響。其回歸結(jié)果見表5。

由回歸結(jié)果可以看出，對(duì)于好信息來說，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對(duì)Precision的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對(duì)Precision的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在5%水平上顯著；Equity對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著。實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于好信息來說，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，能夠促進(jìn)業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量提高，及時(shí)性增強(qiáng)，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)。

對(duì)于壞信息來說，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對(duì)Precision、Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，但都不顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在10%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對(duì)Precision的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Equity對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，但不顯著；Dequity對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對(duì)Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于壞信息來說，高管持股并不能顯著提高業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量，相反，高管持股可能會(huì)導(dǎo)致業(yè)績預(yù)告形式上的精確性降低；及時(shí)性的增強(qiáng)可能源于監(jiān)管部門的強(qiáng)制要求，而并非公司的積極披露行為。因此，對(duì)于壞信息來說，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為并不具有激勵(lì)效應(yīng)，壞信息沒有得到充分披露?？赡艿脑蚴?，基于自身利益的考慮，高管有動(dòng)機(jī)模糊壞信息的披露形式，使業(yè)績預(yù)告信息偏離實(shí)際狀況，粉飾和掩蓋不利的壞信息，從而避免引起市場(chǎng)不利的波動(dòng)。

對(duì)于好信息來說，在方程（3）、（4）和（6）中，交乘項(xiàng)Dequity×Age對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在10%水平上顯著；交乘項(xiàng)Equity×Age對(duì)Accuracy的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在5%水平上顯著；交乘項(xiàng)Equity×Age對(duì)Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著，這說明，隨著高管年齡的增大，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)增強(qiáng)。但在其他方程中，交乘項(xiàng)Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure和Equity×Age的系數(shù)都不顯著，因此，從整體上來說，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。對(duì)于壞信息來說，交乘項(xiàng)Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure和Equity×Age的系數(shù)都不顯著，這表明，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的效應(yīng)。綜合上述分析，無論是對(duì)好信息還是對(duì)壞信息來說，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)，其中，對(duì)于好信息而言，高管年齡可能會(huì)增強(qiáng)這種激勵(lì)效應(yīng)。

表3 高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響

注：＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表4 高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響

注：為了簡化，僅列示主要變量的估計(jì)結(jié)果；＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表5 不同性質(zhì)信息條件下高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響

注：為了簡化，僅列示主要變量的估計(jì)結(jié)果；＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表6 Heckman模型檢驗(yàn)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性，對(duì)上述研究結(jié)果進(jìn)行如下的穩(wěn)健性測(cè)試。

（1）由樣本描述性統(tǒng)計(jì)表2可知，被解釋變量Precision、Accuracy、Timeliness和Tendency存在著缺漏值，考慮到可能存在的樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題，運(yùn)用Heckman模型重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表6。由Heckman模型檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，本文主要結(jié)論成立。

（2）運(yùn)用Heckman模型重新對(duì)不同性質(zhì)信息（好信息和壞信息）條件下高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果與本文結(jié)論基本一致（由于篇幅所限，此結(jié)果未列示）。

（3）本文采用 Rosenbaum 和 Rubin（1993）提出的傾向評(píng)分配比法（Propensity Score Matching，簡稱PSM）來進(jìn)行檢驗(yàn)，最近文獻(xiàn)多使用這種方法構(gòu)造對(duì)照組解決樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題 （Armstrong等，2010）。其基本思想在于，在評(píng)價(jià)某個(gè)變量的影響時(shí)，如果能找到與處理組盡可能相似的控制組，那么樣本選擇偏誤就可以大大降低。運(yùn)用PSM對(duì)高管持股樣本（主要解釋變量Dequity）進(jìn)行配對(duì)處理，刪除無法配對(duì)的樣本，降低樣本選擇偏誤，重新進(jìn)行回歸分析。由PSM模型檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，本文主要結(jié)論成立（由于篇幅所限，此結(jié)果未列示）。

通過以上的穩(wěn)健性測(cè)試，我們認(rèn)為本文的實(shí)證結(jié)論是相對(duì)穩(wěn)健的。

六、結(jié)論

本文研究我國上市公司高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的影響。通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)；高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。

具體來說，有以下幾個(gè)方面的結(jié)論。

（1）相對(duì)于高管沒有持有本公司股份來說，高管持股能夠提高公司業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量（形式上的精確性和實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確性）和及時(shí)性；高管持股水平與業(yè)績預(yù)告實(shí)質(zhì)上的準(zhǔn)確性、及時(shí)性和傾向性是正相關(guān)關(guān)系，高管持股水平越高，信息的準(zhǔn)確性越高，及時(shí)性越強(qiáng)，傾向性偏離保守?？傊?，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，能夠促進(jìn)業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量提高，及時(shí)性增強(qiáng)，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)。

（2）在高管持股的條件下，高管任職期限和年齡對(duì)業(yè)績預(yù)告行為基本上沒有顯著影響；隨著高管任職期限和年齡的增大，高管持股水平對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)并未發(fā)生顯著變化。總之，沒有證據(jù)表明高管經(jīng)驗(yàn)影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。

（3）進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于好信息來說，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，能夠促進(jìn)業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量提高，及時(shí)性增強(qiáng)，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強(qiáng)，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動(dòng)機(jī)；對(duì)于壞信息來說，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為并不具有激勵(lì)效應(yīng)，壞信息沒有得到充分披露；無論是對(duì)好信息還是對(duì)壞信息來說，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為的激勵(lì)效應(yīng)。其中，對(duì)于好信息而言，高管年齡可能會(huì)增強(qiáng)這種激勵(lì)效應(yīng)。上述實(shí)證結(jié)論基本符合預(yù)期，提供了高管對(duì)不同性質(zhì)信息進(jìn)行選擇性披露的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文對(duì)已有研究的發(fā)展以及研究意義有以下幾點(diǎn)：首先，區(qū)別于以往的研究，本文把高管激勵(lì)細(xì)化為高管持股激勵(lì)形式，把公司信息披露細(xì)化為業(yè)績預(yù)告披露形式，在研究高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究高管經(jīng)驗(yàn)（年齡和任職期限）對(duì)高管持股激勵(lì)效應(yīng)的影響，得出了規(guī)律性的結(jié)論，深化了該領(lǐng)域的研究。其次，本研究將信息劃分為“好信息”和“壞信息”兩類，對(duì)比研究高管經(jīng)驗(yàn)、高管持股對(duì)業(yè)績預(yù)告行為的影響，有助于加深對(duì)我國特殊制度背景下公司治理機(jī)制和信息傳導(dǎo)機(jī)制的認(rèn)識(shí)，對(duì)于研究高管持股激勵(lì)效應(yīng)的文獻(xiàn)是有益的補(bǔ)充。再次，本文的研究結(jié)論表明，高管持股對(duì)公司業(yè)績預(yù)告行為具有激勵(lì)效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)了高管利益和股東利益的有機(jī)統(tǒng)一，從而在一定程度上緩解公司信息披露中的代理問題，為公司強(qiáng)化內(nèi)部管理以及監(jiān)管部門完善監(jiān)管措施提供理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

本文實(shí)證結(jié)果表明，“高層梯隊(duì)理論”在我國的業(yè)績預(yù)告實(shí)踐中具有獨(dú)特的表現(xiàn)，高管經(jīng)驗(yàn)并不影響高管持股的激勵(lì)效應(yīng)，對(duì)其進(jìn)行深入研究可能是未來的一個(gè)研究方向。

［1］Armstrong C，Jagolinzer A，Larcker D.Chief Executive Officer Equity Incentivesed and Accounting Irregularities［J］.Journal of Accounting Research，2010，48（2）：225-271.

［2］Donaldson L.A Rational Basis for Criticisms of Organizational Economics：A Renly to Barney［J］.A-cademy of Management Review，1991，15（1）：394-401.

［3］Dirk E，Ervin L.CEO Compensation Incentives and Non-GAAP Earnings Disclosures［R］.Working Paper，Dartmouth College，2014.

［4］Elenkov D，Judge W，Wright P.Strategic Leadership and Executive Innovation Influence：An International Multi-cluster Comparative Study［J］.Strategic ManTenurement Journal，2005，26（7）：665-682.

［5］Fama E，Jensen M.Separation of Ownership and Control［J］.Journal of Law ＆ Economics，2005，26（2）：301-325.

［6］Fraser S，Greene F.The Effects of Experience on Entrepreneurial Optimism and Uncertainty［J］.Economics，2006，73（290）：69-192.

［7］Grossman S，Hart O.Corporate Financial Structure and Managerial Incentives［M］.The Economics of Information and Uncertainty，University of Chicago Press，1982.

［8］Hambrick D，Mason P.Upper Echelons：Organization As a Reflection of Its ManTenurers［J］.Academy ManTenurement Review，1984，9（2）：193-206.

［9］Hambrick D，Cho T，Chen M.The Influence of Top ManTenurement Team Heterogeneity on Firm’s Competitive Moves［J］.Administrative Science Quarterly，1996，41（4）：659-684.

［10］Jensen M，Meckling M H.Theory of the Firm：ManTenurerial Behavior，Tenurency Costs and Ownership Structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，3（2）：305-360.

［11］Jensen MC.Agency Costs of Free CashFlow，Corporate Finance and Takeovers［J］.The American E-conomic Review，1986，76（3）：659～665.

［12］Morck R，Shleifer A，Vishny R W.Management Ownership and Market Valuation：An Empirical A-nalysis［J］.Journal of Financial Economics，1988，20（1/2）：293-315.

［13］Miller D.Stale in the Saddle：CEO Tenure and the Match Between Organization and Environment［J］.ManTenurement Science，1991，37（1）：34-52.

［14］Rosenbaum P，Rubin D.The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects［J］.Biometrika，1993，70（1）：41-55.

［15］Stulz R M.Managerial Control of Voting Rights［J］.Journal of Financial Economics，1998，20（3）：25-54.

［16］高敬忠，周曉蘇，王英允.機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)信息披露的治理作用研究——以管理層盈余預(yù)告為例［J］.南開管理評(píng)論，2011（5）：129-140.

［17］高敬忠，周曉蘇.管理層持股能減輕自愿性披露中的代理沖突嗎？——以我國A股上市公司業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)為例［J］.財(cái)經(jīng)研究，2013（11）：123-133.

［18］韓亮亮，李凱，宋力.高管持股與企業(yè)價(jià)值——基于利益趨同效應(yīng)與壕溝防守效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.南開管理評(píng)論，2006，9（4）：35-41.

［19］李維安，李漢軍.股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管持股與公司質(zhì)效——來自民營上市公司的證據(jù)［J］.南開管理評(píng)論，2006（5）：4-11.

［20］李晶.內(nèi)外部治理機(jī)制對(duì)公司年度業(yè)績預(yù)告行為及其信息特征的影響［J］.華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2014（4）：127-137.

［21］馬連福，沈小秀，王元芳.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭、高管持股與管理層盈余預(yù)告［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2013（5）：18-26.

［22］梅世強(qiáng)，位豪強(qiáng).高管持股：利益趨同效應(yīng)還是壕溝防御效應(yīng)——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證分析［J］.科研管理，2014，35（7）：116-123.

［23］王華，黃之駿.經(jīng)營者股權(quán)激勵(lì)、董事會(huì)組成與企業(yè)價(jià)值——基于內(nèi)生性視角的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.管理世界，2006（9）：101-116.

［24］王玉濤，王彥超.業(yè)績預(yù)告信息對(duì)分析師預(yù)測(cè)行為有影響嗎？［J］.金融研究，2012（6）：193-206.

［25］王傳彬，鞏建信，曹前.政府干預(yù)、股權(quán)激勵(lì)水平與公司業(yè)績［J］.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2014（6）：158-159.

［26］夏紀(jì)軍，張晏.控制權(quán)與激勵(lì)的沖突——兼對(duì)股權(quán)激勵(lì)有效性的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（3）：87-98.

［27］張馨藝，張海燕，夏冬林.公司高管持股、擇時(shí)披露與市場(chǎng)反應(yīng)［J］.會(huì)計(jì)研究，2012（6）：54-60.