高管機(jī)會主義品行與公司信息披露決策

朱朝暉，林 雯,2，曾愛民

(1.浙江工商大學(xué) 會計學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.杭州商學(xué)院 管理分院，浙江 杭州 311508)

一、 引 言

據(jù)全球調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，(1)數(shù)據(jù)來源于思略特2016年CEO更替研究，網(wǎng)址：strategyand.pwc.com/chiefexecutivestudy。該研究涉及的高管道德問題包括賄賂、內(nèi)幕交易、簡歷造假和作風(fēng)問題等。因品行問題被解雇的CEO占比從2007—2011年的4.6 %上升至2012—2016年的7.8%，幾近翻倍。其中，美國和加拿大從3.3%增至16%，而印度和中國則由3.6%上升到8.8%，全球高管品行問題日趨嚴(yán)峻。2017年，中共中央和國務(wù)院出臺《關(guān)于營造企業(yè)家健康成長環(huán)境弘揚優(yōu)秀企業(yè)家精神更好發(fā)揮企業(yè)家作用的意見》(中發(fā)〔2017〕25號)中明確提出了“加強(qiáng)企業(yè)家誠信教育，實施企業(yè)誠信承諾制度，督促企業(yè)家堅守契約精神、以信立業(yè)”的要求；隨后，習(xí)近平總書記在民營企業(yè)座談會上再次強(qiáng)調(diào)民營企業(yè)家需踐行“社會主義核心價值觀”，“講正氣、走正道，做到聚精會神辦企業(yè)、遵紀(jì)守法搞經(jīng)營”。因此新時代背景下高管個人的品行建設(shè)仍具有重要現(xiàn)實意義。

所謂高管品行，同時包含了個體的道德品質(zhì)和行為兩層含義，二者相互影響并有機(jī)統(tǒng)一。儒家經(jīng)典《周禮·地官·師氏》有云：“敏德以為行本?！睎|漢經(jīng)學(xué)大師鄭玄將其注釋為：“德行，內(nèi)外之稱，在心為德，施之為行?！睆?qiáng)調(diào)道德品質(zhì)作為人的內(nèi)隱特質(zhì)，只有外顯為行為才能證明其內(nèi)在品德的存在。因此，本文借鑒上述基本思想將高管的道德品質(zhì)和行為合而論之，稱為高管品行。陳冬華等(2017)[1]認(rèn)為在制度建設(shè)邊際效用遞減的條件下，高管品行可以降低內(nèi)外部制度的建設(shè)和執(zhí)行成本，達(dá)到良好的治理效果，同時更符合成本效益原則。Cline等(2018)[2]提出高管的非“正直”(Integrity)品行會影響企業(yè)價值。

然而由于高管內(nèi)在道德品質(zhì)作為隱性特征存在無從觀察，傳統(tǒng)契約理論給予高管較強(qiáng)的行為假定，即會通過說謊、盜竊、欺騙等不道德手段追求自身利益，具有同質(zhì)機(jī)會主義品行。國內(nèi)現(xiàn)有關(guān)于公司信息披露決策的研究，包括違規(guī)披露行為、盈余管理、事務(wù)所選擇等，大多以傳統(tǒng)契約理論為基礎(chǔ)，注重從高管品行以外的制度因素出發(fā)探究改善公司信息披露質(zhì)量的途徑，忽略了高管品行直接治理作用。但心理學(xué)、社會學(xué)相關(guān)研究普遍表明由于個體內(nèi)在道德品質(zhì)的差異，不同人實施不道德行為的傾向程度并不相同(Ghoshal和Moran,1996;Kish等,2010)[3-4]。由此，有必要將機(jī)會主義品行視為高管異質(zhì)性特征納入實證分析框架以彌補已有研究的不足，品行的可觀察性特征也為實證研究提供了可行性。

借鑒國外學(xué)者利用高管倒填期權(quán)(Chyz,2013)[5]、奢侈品消費(Davidson等，2015)[6]等行為來判斷其品行差異的方法，本文利用高管的違規(guī)股票交易行為識別其機(jī)會主義品行；結(jié)合行為一致性理論與高階理論探究其對公司信息披露決策的影響。進(jìn)一步在我國特殊制度環(huán)境下檢驗國有產(chǎn)權(quán)的治理效果及高管機(jī)會主義品行的經(jīng)濟(jì)后果。本文可能具有的創(chuàng)新與貢獻(xiàn)如下：第一，不同于已有基于契約理論框架下的相關(guān)研究，本文充分借鑒社會學(xué)和心理學(xué)等跨學(xué)科相關(guān)研究，提出機(jī)會主義品行的異質(zhì)性特征，實證檢驗了高管機(jī)會主義品行對公司信息披露違規(guī)、盈余管理等行為的重大影響，彌補了契約理論關(guān)于高管同質(zhì)假定的不足，進(jìn)一步拓展了高階理論框架下的相關(guān)研究，為改善公司信息披露質(zhì)量提供了新的研究視角。第二，有別于國外學(xué)者利用婚姻不忠、交通違規(guī)等私德行為度量高管品行的方法，本文基于我國新興資本市場特定股票交易相關(guān)規(guī)定和公開數(shù)據(jù)記錄，利用高管多種違規(guī)交易行為識別其品行，避免了由于私德行為數(shù)據(jù)可得性導(dǎo)致的部分識別機(jī)會主義高管問題，為大樣本實證研究提供了可靠的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。同時，本文創(chuàng)新性地構(gòu)建相應(yīng)策略發(fā)現(xiàn)同一違規(guī)高管跨時期交易的超額獲利性特征，證明了其機(jī)會主義品行的穩(wěn)定性和本文識別方法的有效性，并進(jìn)一步根據(jù)高管違規(guī)交易規(guī)模區(qū)分了機(jī)會主義水平差異，更深入地探究了高管道德特征差異對公司行為影響。第三，本文結(jié)論表明嚴(yán)重的高管品行缺失問題會影響正式制度治理作用的有效發(fā)揮，該結(jié)論與我國“德法兼?zhèn)洹钡闹卫砬榫骋笙喾?。在踐行社會主義核心價值觀、大力弘揚企業(yè)家精神以更好地發(fā)揮企業(yè)家作用的國家戰(zhàn)略背景下，為加強(qiáng)培養(yǎng)高管道德品行建設(shè)、考核以提升綜合治理效果提供了經(jīng)驗證據(jù)，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實意義。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 高管品行與公司決策

社會學(xué)領(lǐng)域的行為一致性理論認(rèn)為個體行為是其內(nèi)在穩(wěn)定品質(zhì)特征的反映，因而具有跨情景一致性特征(Colvin和Funder,1991)[7]。如持有股票而非國庫券、風(fēng)險創(chuàng)業(yè)活動以及吸煙和飲酒等風(fēng)險行為之間存在顯著的相關(guān)性(Barsky等，1997)[8]；曾經(jīng)有家庭暴力、性侵犯、交通違規(guī)行為及個人稅務(wù)違規(guī)記錄的高管，更有可能進(jìn)行違規(guī)股票交易(Davidson等,2019;Kallunki等，2016)[9-10]。同時，Hambrick和Mason(1984)[11]提出的高階理論充分肯定管理者異質(zhì)性在公司決策情境下具有重要作用，提出其認(rèn)知基礎(chǔ)、價值觀念等內(nèi)在特征會對公司決策行為產(chǎn)生影響。近年來，國外學(xué)者結(jié)合兩種理論研究發(fā)現(xiàn)，高管個體行為的一致性特點使得個人行為可有效預(yù)測公司決策。例如，CEO最近一次較高的購房抵押貸款比率(Cronqvist等，2012)[12]、擁有私人飛機(jī)駕照(Cain和Mckeon,2012)[13]反映了其偏好風(fēng)險的特點，該類CEO在公司投融資決策時也更加激進(jìn)，導(dǎo)致其所在公司杠桿水平上升，研發(fā)支出減少。

個人品行透視出的道德特征穩(wěn)定性同樣使高管在公司決策情景下呈現(xiàn)行為一致性特征，對公司并購、財務(wù)欺詐等行為產(chǎn)生了重要影響。如Griffin等(2019)[14]發(fā)現(xiàn)使用婚姻不忠網(wǎng)站(Ashley Madison)(2)Ashley Madison(AM)是一家為已婚人士提供約會服務(wù)的網(wǎng)絡(luò)公司，2015年因為黑客的入侵，用戶數(shù)據(jù)被公開。的CEO、CFO的婚姻忠誠度較低，其任職期間公司發(fā)生財務(wù)欺詐、財務(wù)重述以及集體訴訟的概率較大。Dikolli等(2020)[15]對年度致股東信中CEO使用的因果詞進(jìn)行文本分析，計算得出了CEO誠信得分BI(Behavior Integrity)，發(fā)現(xiàn)低BI的CEO所在公司的財務(wù)報告顯示出更差的應(yīng)計質(zhì)量。Ali和Hirshleifer(2017)[16]將季度公告前交易的獲利能力排名前20%的交易者認(rèn)定為機(jī)會主義高管，利用該類高管占高管總?cè)藬?shù)的比例衡量公司管理層整體機(jī)會主義水平，發(fā)現(xiàn)其與高管薪酬水平、盈余管理水平及財務(wù)重述、股東訴訟概率正相關(guān)。Davidson等(2015)[6]發(fā)現(xiàn)擁有更多奢侈品的CEO會更多地任命不節(jié)儉的CFO，與獨立董事建立社會聯(lián)結(jié)，企業(yè)重大錯報的可能性相對更高。此外，Biggerstaff等(2016)[17]利用高管倒填期權(quán)行為來直接識別不道德高管(Suspect CEOs)，且發(fā)現(xiàn)該類CEO在職期間公司會進(jìn)行更多價值減損并購行為和避稅行為。

(二) 我國制度背景下高管對信息披露決策的影響

由于我國當(dāng)前正處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時期，在法律與金融體系仍不健全的背景下，現(xiàn)有研究大多基于契約理論，重點從制度因素出發(fā)探究在不同內(nèi)外部治理環(huán)境下高管信息操縱行為的差異。如由于國有企業(yè)與政府的密切關(guān)聯(lián)，相較民營企業(yè)而言具備獲得更多銀行貸款、政府補貼等方面資源的天然優(yōu)勢，因此國有企業(yè)高管基于業(yè)績壓力操縱信息的動機(jī)較小(張靜等，2019)[18]。公司內(nèi)部治理機(jī)制如審計委員會制度(劉力等，2008)[17]、內(nèi)部控制制度(劉啟亮等：2013)[20]、獨立董事制度(胡奕明和唐松蓮，2008)[21]等也能一定程度上抑制高管的信息操縱行為。但“強(qiáng)勢”的公司高管也可能凌駕于內(nèi)控制度之上，限制其對真實盈余管理的抑制作用(劉啟亮等，2013)[20]。對于外部監(jiān)督而言，“四大”會計師事務(wù)所較“非四大”能夠更好地監(jiān)督高管操縱信息行為(王艷艷和陳漢文，2006)[22]。但在我國特殊的關(guān)系型社會中，如CEO與簽字注冊會計師、審計委員會中獨立董事的社會關(guān)系會顯著降低公司披露的財務(wù)信息質(zhì)量(楊欽皓和張超翔，2019)[23]；支付高額審計費用可影響審計意見的發(fā)表，無法有效揭示公司的盈余管理行為(曹瓊等，2013)[24]。

正是因為高管在公司決策中關(guān)鍵的作用，上述治理機(jī)制都可能因為高管品行的缺失而失效。陳冬華等(2017)[1]發(fā)現(xiàn)由同一人擔(dān)任過董事長或總經(jīng)理的兩家公司的盈余管理水平具有顯著正相關(guān)關(guān)系，并將其解釋為高管在盈余管理行為中道德品質(zhì)的一致性；提出應(yīng)重視和甄別經(jīng)理人內(nèi)化的德行品性，避免在制度建設(shè)上投入過多卻又達(dá)不到有效治理的效果。此外，國內(nèi)少數(shù)學(xué)者基于烙印理論透視了特殊經(jīng)歷，如海外留學(xué)經(jīng)歷(杜勇等，2018)[25]、從軍經(jīng)歷(張靜等，2019)[18]對高管道德認(rèn)知、專業(yè)認(rèn)知、風(fēng)險偏好的塑造作用，從而發(fā)現(xiàn)擁有該類經(jīng)歷的高管所在公司的盈余管理水平較低。

可見，雖然國外相關(guān)研究表明，高管呈現(xiàn)的各類與道德、價值觀相關(guān)的可觀測的個人行為與公司決策密切相關(guān)，但國內(nèi)尚鮮見針對高管個人品行的直接研究。同時，國外研究仍大多強(qiáng)調(diào)其識別方法的有效性，缺乏對高管具體道德品質(zhì)差異的進(jìn)一步深入探究，且忽略了高管及公司所處的制度環(huán)境差異對上述因果關(guān)系的影響。鑒于此，本文借鑒國外已有研究經(jīng)驗，提出識別高管機(jī)會主義品行具體方法，并細(xì)分機(jī)會主義水平差異，結(jié)合我國特殊制度環(huán)境深入探討高管品行對公司信息披露決策行為，包括違規(guī)披露行為、盈余管理、審計相關(guān)決策的影響以完善現(xiàn)有研究。

(三) 研究假設(shè)

首先，基于行為一致性理論，在個人決策領(lǐng)域表現(xiàn)出機(jī)會主義品行的高管更有可能將其行為風(fēng)格延續(xù)至公司決策情境，從而操縱公司信息披露行為。且具有不良道德傾向的個人，更可能高度漠視法律和缺乏自控能力，通過道德上的脫離和對他們不誠實信息的動機(jī)性遺忘來為其不端行為辯護(hù)(Paul等，1996；Shu等，2011)[26-27]，由此進(jìn)一步加劇了該類高管在披露公司信息時采取隱瞞、欺騙等行為。其次，高管機(jī)會主義品行營造的不道德企業(yè)文化有利于其操縱企業(yè)信息披露行為。社會學(xué)習(xí)理論認(rèn)為個體會觀察和模仿他人的行為，尤其是當(dāng)被模仿者具有較高的地位、能力和權(quán)力時(Bandura,1977)[28]。由于高管個人品行的可觀察性，下級管理者難免在日常工作中耳濡目染其行為，這會直接影響下級員工的不道德行為(Shin等，2015；王震等，2017)[29-30]。由此導(dǎo)致的薄弱內(nèi)部控制環(huán)境不利于控制活動的有效執(zhí)行，進(jìn)一步增大了公司信息披露失真的可能性。

從操縱企業(yè)信息披露的形式看，包括虛假陳述、推遲披露、遺漏重大信息等直接信息披露違規(guī)行為，還包括真實盈余管理、應(yīng)計盈余管理等較為隱性的操縱行為。然而并非所有高管都能實施上述行為，董事長對上市公司信息披露事務(wù)管理承擔(dān)首要責(zé)任；(3)《上市公司治理準(zhǔn)則》第九十三條規(guī)定：“董事長對上市公司信息披露事務(wù)管理承擔(dān)首要責(zé)任?！盋EO擁有計劃、組織、領(lǐng)導(dǎo)、控制信息披露整個過程的決策權(quán)和執(zhí)行權(quán)；CFO直接負(fù)責(zé)會計信息加工處理，但也可能服從更高層管理者的意見(姜付秀等，2013)[31]。此外，上述核心高管可以利用職權(quán)聘用同樣具備機(jī)會主義品行特點的下屬并與其合謀，增加與獨立董事的社會聯(lián)結(jié)來降低公司治理層對其行為的監(jiān)督等(Davidson等，2015)[6]。因此本文預(yù)計只有核心高管具備操縱公司信息披露行為的條件。同時，心理學(xué)和行為學(xué)理論普遍認(rèn)為不同人違反傳統(tǒng)道德的傾向不同，傾向于不道德行為的程度也不同(Kish等,2010;Jones和Kavanagh,1996)[4，32]。由此可以合理預(yù)計當(dāng)核心高管機(jī)會主義水平上升時，對公司信息披露決策的負(fù)面影響會進(jìn)一步提升，本文由此提出假設(shè)1a與假設(shè)1b：

假設(shè)1a：當(dāng)核心高管具有機(jī)會主義品行時，公司更容易發(fā)生信息披露違規(guī)行為，且真實盈余管理水平和應(yīng)計盈余管理水平較高。

假設(shè)1b：隨著核心高管機(jī)會主義水平上升，公司信息披露違規(guī)行為、真實盈余管理水平和應(yīng)計盈余管理水平顯著增加。

事務(wù)所審計的作用在于發(fā)現(xiàn)和報告公司財務(wù)報告存在的重大錯報，并對財務(wù)報告出具相應(yīng)的審計意見，使報表使用者得到的會計信息更加真實、公允，是保障信息披露質(zhì)量，抑制高管信息操縱行為的重要外部監(jiān)督手段(Leftwich等，1981)[33]。而機(jī)會主義高管進(jìn)行的信息操縱行為使得企業(yè)信息質(zhì)量較差，被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的可能性會相應(yīng)增加，不利于隱瞞其信息操縱行為；同時，非標(biāo)準(zhǔn)審計意見本身傳遞的消極信號也會對投資者的決策行為產(chǎn)生影響。因此機(jī)會主義高管可能通過干預(yù)事務(wù)所審計以獲取標(biāo)準(zhǔn)審計意見，削弱事務(wù)所審計的監(jiān)督效應(yīng)。

首先，機(jī)會主義高管事前選擇非“四大”會計師事務(wù)所是干預(yù)審計結(jié)果的重要手段。大型事務(wù)所更能吸引優(yōu)秀專業(yè)人才，培養(yǎng)和發(fā)展審計行業(yè)專長，其專業(yè)性決定了較強(qiáng)的發(fā)現(xiàn)錯報的能力；且受聲譽機(jī)制的約束，大型事務(wù)所審計獨立性更高，更有可能報告已發(fā)現(xiàn)的錯報(Deangelo，1981；陳小林等，2013)[34-35]。雖然股東大會或者董事會以及審計委員會(4)我國《公司法》規(guī)定，“公司聘用、解聘承辦公司審計業(yè)務(wù)的會計師事務(wù)所，依照公司章程的規(guī)定，由股東會、股東大會或者董事會決定”。審計委員會的主要職責(zé)是提議聘請或更換外部審計機(jī)構(gòu)。具備對具體事務(wù)所的法定選擇權(quán)和監(jiān)督權(quán)，但由于我國長期存在所有者缺位、兩職兼任等問題而導(dǎo)致了較嚴(yán)重的內(nèi)部人控制問題，核心高管很大程度上掌握了事務(wù)所選擇的權(quán)力。由此，高管機(jī)會主義品行更有可能促使公司選擇非“四大”會計師事務(wù)所進(jìn)行審計以削弱外部的審計監(jiān)督功能。其次，支付較高的審計費用在一定程度上可以彌補審計師發(fā)表無保留審計意見的風(fēng)險(Becker等，1998)[36]，還可以促使事務(wù)所主動迎合被審計單位財務(wù)造假、提供虛假會計信息的需要，對財務(wù)報告做出虛假鑒證或虛偽陳述(雷光勇，2004)[37]。對于機(jī)會主義高管而言，為確保獲取標(biāo)準(zhǔn)的審計意見，更有可能基于利益驅(qū)動和成本效益原則，主動支付較高的審計費用進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)審計意見購買，進(jìn)一步削弱事務(wù)所的審計監(jiān)督效應(yīng)。本文由此提出假設(shè)2a與假設(shè)2b：

假設(shè)2a：當(dāng)核心高管具有機(jī)會主義品行時，公司選擇非國際“四大”會計師事務(wù)所進(jìn)行審計的概率和審計費用均更高。

假設(shè)2b：隨著核心高管機(jī)會主義水平上升，公司選擇非國際“四大”會計師事務(wù)所進(jìn)行審計的概率和審計費用顯著升高。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

證監(jiān)會于2007年頒布《上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規(guī)則》(以下簡稱《管理規(guī)則》)，因此本文選取2007—2018年存在高管交易的A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。高管交易數(shù)據(jù)、公司信息披露違規(guī)數(shù)據(jù)、相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。對樣本進(jìn)行如下處理：(1)刪除了金融和保險類公司；(2)刪除了財務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)缺失的公司；(3)刪除了ST類公司；(4)對主要連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的Winsorize處理。

(二) 機(jī)會主義品行的識別與度量

借鑒國外學(xué)者利用高管倒填期權(quán)(Chyz,2013)[5]、奢侈品消費(Davidson等，2015)[6]、季度公告前交易(Ali和Hirshleifer,2017)[16]等行為來判斷其道德品行差異方法，本文基于我國特殊股票交易制度背景下高管的違規(guī)交易行為構(gòu)建相應(yīng)策略來識別高管機(jī)會主義品行。

首先，將所有違反《管理規(guī)則》中敏感期限制、短線交易限制以及披露時間限制條款(5)交易敏感期限制：禁止在上市公司定期報告公告前30日內(nèi)，上市公司業(yè)績預(yù)告、業(yè)績快報公告前10日內(nèi)，重大事項發(fā)生之日或在決策過程中，至依法披露后2個交易日內(nèi)，證券交易所規(guī)定的其他期間交易本公司股票；短線交易的限制：禁止買入后6個月內(nèi)賣出，或者在賣出后6個月內(nèi)又買入；披露時間限制：持本公司股份發(fā)生變動的，應(yīng)當(dāng)自該事實發(fā)生之日起2個交易日內(nèi)，向上市公司報告并由上市公司在證券交易所網(wǎng)站進(jìn)行公告。的交易視為違規(guī)交易。將所有賣出交易分為四類，如圖1所示：(1)違規(guī)高管的違規(guī)賣出交易；(6)違規(guī)高管包括違規(guī)買入高管和違規(guī)賣出高管兩類。(2)違規(guī)賣出高管的正常賣出交易；(3)違規(guī)買入高管的正常賣出交易；(4)無違規(guī)記錄高管的正常賣出交易。其次，實證分析四類交易的獲利性后發(fā)現(xiàn)：(1)類交易的10日、30日、60日、80日、120日累計超額收益均顯著小于“(4)無違規(guī)記錄高管的正常賣出交易”，這表明違規(guī)高管會提前賣出股票并規(guī)避了損失；同時，(2)、(3)類交易的各窗口期間累計超額收益也均顯著小于(4)類交易，這表明違規(guī)高管不僅利用違規(guī)交易獲利，在正常的交易中也具有更強(qiáng)的獲利性。(7)由于國內(nèi)外股票交易限制的差異及資本市場成熟度不一樣，我國股價上漲的不確定因素較多，且買入之后6個月的賣出交易限制，所以買入之后的超額收益可能不明顯，因此本文重點檢驗高管賣出交易的獲利能力以識別其機(jī)會主義品行。以賣出后10日、30日、60日、80日、120日的累計超額收益表示其長短期獲利能力，累計超額收益越小，賣出交易的獲利能力越強(qiáng)。限于篇幅，此暫不報告實證回歸結(jié)果，但留存?zhèn)渌?。以上實證策略表明違規(guī)高管的交易具有內(nèi)幕交易實質(zhì)，且其內(nèi)幕交易行為具有跨期穩(wěn)定性。內(nèi)幕交易為典型的機(jī)會主義行為，且暗含了高管在普遍領(lǐng)域的不道德特征，如家庭暴力、交通違規(guī)、個人稅務(wù)違規(guī)(Kallunki等，2016)[10]。因此本文將此類高管視為存在機(jī)會主義品行。若核心高管(包括董事長、CEO和CFO)中有一人及以上存在機(jī)會主義品行，其任職期間的核心高管機(jī)會主義度量變量Core_Oppor取值為1，否則為0。

圖1 機(jī)會主義高管的識別策略

王艷艷和趙曙明(2007)[38]、Jones(1991)[39]認(rèn)為不道德行為結(jié)果的重大性是影響個體是否進(jìn)行道德決策的重要因素，結(jié)果重大性指當(dāng)前所考慮的不道德行為可能會給他人帶來的傷害的總和。若預(yù)計其實施的不道德行為會對他人在造成較大傷害的情況下仍實施了該不道德行為，可以合理地認(rèn)為行為主體的不道德水平較高。已有研究表明大規(guī)模的違規(guī)交易伴隨著較高的超額回報率(曾慶生，2011)[40]，因此大規(guī)模的違規(guī)交易可能利用了更多或者更重要的內(nèi)幕信息，且意味著更大數(shù)量的未知情交易者利益受損。在此，本文根據(jù)不同的交易規(guī)模區(qū)分機(jī)會主義水平差異。具體地，違規(guī)交易規(guī)模(交易數(shù)量乘以成交價格)排名前五分之一的核心高管，其任職期間Oppor_Level取值為5，排名在前二、三、四分位的核心高管任職期間Oppor_Level取值依次為4、3、2，排名在最后五分之一的核心高管Oppor_Level取值為1。

(三) 研究模型

借鑒逯東等(2017)[41]、謝德仁和廖珂(2018)[42]、孫錚和于旭輝(2007)[43]的研究，本文構(gòu)建了模型(1)驗證假設(shè)1與假設(shè)2：

Infor_Disi,t/Auditi,t=βiOppori,t+∑βjControli,t+∑βhIndusrtyi,t+∑βkYeari,t+εi,t

(1)

其中，被解釋變量(Infor_Dis)為企業(yè)信息操縱變量，分別采用信息披露違規(guī)行為(Infor_Vio)、真實盈余管理(RDA)和應(yīng)計盈余管理(DAC)予以度量。Audit包括是否為國際“四大”會計師事務(wù)所(Big4)、審計費用(Audit_Fee)兩類變量。Oppor表示公司是否存在核心機(jī)會主義高管(Core_Oppor)，以及核心高管機(jī)會主義水平(Oppor_Level)。模型(1)涉及的主要變量名稱及度量方法如表1所示。

表1 變量名稱與度量

四、 實證分析

(一) 主要變量描述性統(tǒng)計

經(jīng)統(tǒng)計，2007年6月至2018年我國上市公司高管違規(guī)交易數(shù)量和金額比率分布在2%至15%之間。截至2018年12月31日，共有279名CEO，150名CFO，195名董事長從事過相關(guān)違規(guī)交易，其余還有3159名其他高管參與，包括董事、監(jiān)事及其他高管。董事長、CEO、CFO三類核心高管各年違規(guī)交易占所有違規(guī)數(shù)量比率最高達(dá)60%，表明核心高管的違規(guī)交易具備一定的規(guī)模，為本文大規(guī)模識別高管機(jī)會主義品行提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，共得到26417個公司年度觀測值，從機(jī)會主義高管的分布情況看，Core_Oppor的均值為0.130，表明存在核心機(jī)會主義高管的觀測值占13%，因此Oppor_Level的年度觀測值為3434個，核心高管機(jī)會主義水平均值為3.042。此外，因變量Infor_Vio的均值是0.114，違規(guī)披露信息的公司占比達(dá)11.4%。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二) 多元回歸分析

1.高管機(jī)會主義品行對公司信息披露行為的影響。如表3所示，在列(1)中，核心高管機(jī)會主義品行Core_Oppor系數(shù)為0.065，在1%水平上顯著為正，在列(2)中，Core_Oppor的系數(shù)仍然顯著為正，表明核心高管機(jī)會主義品行會顯著增加信息披露違規(guī)行為(Infor_Vio)、真實盈余管理水平(RDA)。但在列(3)中，Core_Oppor的系數(shù)雖然為正，但不顯著，核心機(jī)會主義高管并未顯著增加公司應(yīng)計盈余管理。真實盈余管理相較應(yīng)計盈余管理方式而言，更難與日常實際經(jīng)營活動相區(qū)分，隱蔽性較強(qiáng)，不易被內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制發(fā)現(xiàn)，從而核心機(jī)會主義高管更多選擇真實盈余管理而非應(yīng)計盈余管理(周澤將等，2017)[45]。在(4)列和(5)列中，Oppor_Level的系數(shù)分別為0.050和0.004，且分別在5%和1%水平上顯著為正，說明隨著核心高管機(jī)會主義水平的上升，公司信息披露違規(guī)的風(fēng)險和真實盈余管理水平進(jìn)一步提升。以上發(fā)現(xiàn)與假設(shè)1a和假設(shè)1b相符。

表3 機(jī)會主義高管對公司信息操縱行為影響

2.高管機(jī)會主義品行對審計相關(guān)決策的影響。如表4所示，在列(1)和(2)中，Core_Oppor的系數(shù)分別為-0.113和0.028，且在1%的水平上顯著，表明核心機(jī)會主義高管所在公司會更多地避免選擇國際“四大”會計師事務(wù)所，且其所在公司審計費用(Audit_Fee)較高。進(jìn)一步量化核心高管機(jī)會主義水平后發(fā)現(xiàn)，如列(3)所示，Oppor_Level的系數(shù)為-0.071，與“四大”會計師事務(wù)所選擇顯著負(fù)相關(guān)；在列(4)中，Oppor_Level的系數(shù)為0.027，與審計費用顯著正相關(guān)。上述發(fā)現(xiàn)與假設(shè)2a和假設(shè)2b相符。

表4 機(jī)會主義高管與審計相關(guān)決策

(三) 穩(wěn)健性檢驗

1.PSM回歸分析。為了避免樣本選擇偏差問題，本文采用傾向得分匹配法為每一位核心機(jī)會主義高管所在公司尋找5家不存在核心機(jī)會主義高管的公司與之匹配，之后再將匹配后的所有樣本進(jìn)行上述回歸分析?；貧w結(jié)果如表5所示：Core_Oppor回歸系數(shù)仍然與信息披露違規(guī)、真實盈余管理水平、審計費用顯著正相關(guān)，與“四大”會計師事務(wù)所顯著負(fù)相關(guān)，與上述回歸結(jié)果一致。

表5 PSM多元回歸分析

2.增加控制變量。(1)非核心機(jī)會主義高管的影響。將核心高管機(jī)會主義Core_Oppor與非核心機(jī)會主義高管Other_Oppor同時納入模型(1)進(jìn)行回歸分析。并同時采用傾向得分匹配法對增加控制變量后的模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。在列(1)、(2)中，Core_Oppor的系數(shù)顯著為正，而Other_Oppor的系數(shù)不顯著，PSM回歸結(jié)果一致，如列(5)、列(6)所示。雖然在列(3)、列(4)中，Core_Oppor與Other_Oppor的系數(shù)同時顯著，但列(7)、(8)的PSM回歸結(jié)果仍然顯示，只有Core_Oppor的系數(shù)顯著，Other_Oppor的系數(shù)不顯著，結(jié)論未得到改變。以上發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步表明只有核心機(jī)會主義高管會對公司信息披露決策產(chǎn)生影響。

表6 非核心機(jī)會主義高管與信息披露決策

注:***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下顯著；括號內(nèi)為t值

(2)增加其他控制變量。將CEO、董事長、CFO三類高管中是否存在女性高管(Sex)、三類高管的平均年齡(Age)、三類高管的平均教育水平(Edu，其中中專及中專以下=1，大專=2，本科=3，碩士研究生=4，博士研究生=5)及平均薪酬(Salary)與平均持股水平(Incen)作為新增控制變量納入原有回歸模型，控制人口統(tǒng)計特征及高管激勵因素對公司信息披露決策的影響。結(jié)果如表7所示，在列(1)、(2)、(4)、(5)中，Core_Oppor的系數(shù)仍然顯著，且符號與前文一致。

表7 增加高管特征相關(guān)變量控制

3.變更樣本選擇。(1)機(jī)會主義品行的穩(wěn)定性檢驗。就理論而言，若高管違規(guī)交易行為是其機(jī)會主義品行的外顯，則該品行應(yīng)具有時間穩(wěn)定性。為檢驗高管違規(guī)交易行為發(fā)生在公司違規(guī)信息披露之前或之后是否存有不同影響，本文構(gòu)建三個子樣本，分別檢查高管違規(guī)交易行為發(fā)生在公司違規(guī)信息披露之前或之后，是否會對公司違規(guī)信息披露行為產(chǎn)生不同影響。顯然可見，在子樣本一和子樣本二中，第(1)、(3)列Core_Oppor的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為正；采用PSM后(2)、(4)列中，Core_Oppor的回歸系數(shù)仍在10%水平上顯著為正。這表明無論高管機(jī)會主義行為發(fā)生的先后，均會顯著增大所在公司信息披露違規(guī)行為的概率。并且在列(5)子樣本三的回歸結(jié)果中，雖然Post(當(dāng)高管違規(guī)發(fā)生在公司違規(guī)之前時Post取值為0，之后時取1)的系數(shù)為負(fù)，但并不顯著。綜上證據(jù)表明，無論機(jī)會主義高管的違規(guī)交易行為發(fā)生在事前或事后，其對公司信息披露行為的影響具有較強(qiáng)一致性，這符合個體機(jī)會主義品行具有內(nèi)在穩(wěn)定性的理論預(yù)期。

表8 高管機(jī)會主義品行的時間穩(wěn)定性檢驗

(2)擴(kuò)大機(jī)會主義品行樣本。對于沒有違反敏感期限制、短線交易限制等規(guī)定，但被證監(jiān)會明確認(rèn)定為實施了“內(nèi)幕交易”的高盈利內(nèi)幕交易行為，其實施高管亦確認(rèn)為具有機(jī)會主義品行，并與原樣本中機(jī)會主義高管合并，重新檢驗高管機(jī)會主義品行對公司信息披露違規(guī)行為、盈余管理及審計相關(guān)決策的影響。結(jié)果如表9和表10所示，顯然可見，相關(guān)結(jié)論具有高度穩(wěn)健性。

表9 補充機(jī)會主義品行樣本后檢驗結(jié)果1

表10 補充機(jī)會主義品行樣本后檢驗結(jié)果2

4.雙重差分檢驗。為了進(jìn)一步消除潛在遺漏變量影響，提供高管品行影響公司信息披露決策的直接證據(jù)，本文基于核心高管變更事件構(gòu)建了雙重差分(Difference-In-Difference，DID)模型，如式(2)所示。若公司核心高管由非機(jī)會主義變更為機(jī)會主義高管，該公司的Treat取值為1；變更前后都不存在核心機(jī)會主義高管時，Treat取值為0。所有公司核心高管變更前的年份Post取值為0，變更后Post取值為1。

infor_Disi,t=β1Treati,t+β2Posti,t+β3Treati,t×Posti,t+∑βjControli,t+εi

(2)

如表11列(1)、(2)所示，Treat×Post的系數(shù)為0.175，0.014，且分別在5%，10%統(tǒng)計水平上顯著，這表明當(dāng)公司的核心高管由非機(jī)會主義變更為機(jī)會主義后，公司信息披露違規(guī)的概率顯著增加，真實盈余管理顯著上升。此外，在列(3)、(4)中，Treat×Post的系數(shù)為-0.190、0.050，在5%、1%統(tǒng)計水平上顯著，表明核心機(jī)會主義高管上任后公司更傾向于選擇非國際“四大”會計師事務(wù)所，顯著增加了公司審計費用。以上發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步有力地增強(qiáng)了前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表11 核心高管由非機(jī)會主義變更為機(jī)會主義后對公司信息披露決策的影響

5.工具變量檢驗。借鑒陳剛和邱丹琪(2021)[46]、徐細(xì)雄等(2020)[47]的研究，采用各省份進(jìn)士密度(Confu1)、書院密度(Confu2)作為儒家文化濃厚程度的代理變量。并將其作為工具變量進(jìn)行2SLS回歸。結(jié)果如表12所示。在第一階段回歸中，兩類工具變量的F值都大于10，表示工具變量是有效的；Confu1與Confu2的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明高管出生地的儒家文化越濃厚，高管具有機(jī)會主義品行的概率越小。在第二階段中，Core_Oppor的系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論相符。以上發(fā)現(xiàn)一定程度上緩解反向因果內(nèi)生性問題。

表12 工具變量檢驗結(jié)果

五、 進(jìn)一步研究

(一) 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對高管機(jī)會主義品行的治理作用

第一，從信息披露違規(guī)行為來看，如表13列(1)顯示，Core_Oppor×SOE的回歸系數(shù)為-0.077，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明國有產(chǎn)權(quán)能有效抑制核心機(jī)會主義高管進(jìn)行激進(jìn)的信息披露違規(guī)行為。由于國企高管選拔任命的市場化水平較低，國企高管考核除了關(guān)心財務(wù)和市場業(yè)績之外，還關(guān)注諸如政治素質(zhì)、勤勉盡職和廉潔自律等非經(jīng)濟(jì)因素(許言等，2017)[48]，因此國企高管在信息披露操縱的方式上也會盡可能減少激進(jìn)的違規(guī)行為從而避免影響自身聲譽。第二，在盈余管理的方式選擇上，如列(2)所示，Core_Oppor×SOE的系數(shù)為-0.004，且在10%水平上顯著為負(fù)，列(3)中Core_Oppor×SOE的系數(shù)為0.008，且在1%水平上顯著為正，這說明相對于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)中核心機(jī)會主義高管相對會更少采用真實盈余管理行為，但傾向于實施更多的應(yīng)計盈余管理行為。這與何威風(fēng)等(2019)[49]的研究結(jié)論一致，由于實施應(yīng)計盈余管理對公司當(dāng)期利潤的影響可以通過后期調(diào)整轉(zhuǎn)回；但真實盈余管理由于改變了公司實際業(yè)務(wù)，較難通過后期業(yè)務(wù)進(jìn)行調(diào)整，從而對公司EVA造成的損害遠(yuǎn)高于應(yīng)計盈余管理。而國企采用了基于EVA的高管業(yè)績考核方式則促使國企機(jī)會主義高管選擇了對EVA影響較小的應(yīng)計盈余管理，而避免真實盈余管理。

從事務(wù)所選擇來看，如表13列(4)所示，Core_Oppor×SOE的系數(shù)為0.227，且在5%水平上顯著為正。由于我國國有企業(yè)審計事務(wù)所的選聘采用招投標(biāo)的方式，其過程受到國有資產(chǎn)管理部門的干預(yù)與監(jiān)督，因此限制了核心機(jī)會主義高管對非國際“四大”會計師事務(wù)所的選擇。在列(5)中，Core_Oppor×SOE的回歸系數(shù)為0.020，但不具有統(tǒng)計顯著性，這說明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)未能調(diào)節(jié)核心機(jī)會主義高管對審計費用的影響，與民營企業(yè)類似，存有核心機(jī)會主義高管的國有企業(yè)也傾向于支付更高的審計費用以爭取信息操縱的空間。

表13 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對高管機(jī)會主義品行的治理作用

隨著核心高管機(jī)會主義水平的上升，如表14列(1)、(2)列所示，Oppor_Level×SOE的系數(shù)并不顯著，表明國有產(chǎn)權(quán)未能有效抑制核心機(jī)會主義高管的信息披露違規(guī)和真實盈余管理行為。在第(4)列中，Oppor_Level×SOE的系數(shù)仍不顯著，這進(jìn)一步說明當(dāng)機(jī)會主義水平較高時，國有產(chǎn)權(quán)公司仍然無法抑制核心機(jī)會主義高管選擇非國際“四大”會計師事務(wù)所，以配合其信息操縱行為。這些發(fā)現(xiàn)與Davidson等(2019)[9]的研究結(jié)論類似，他們發(fā)現(xiàn)管制措施只限制了輕度違規(guī)者的交易，而對有嚴(yán)重違規(guī)傾向者難以有效發(fā)揮作用。由此可知，存在嚴(yán)重道德問題的高管更可能使得治理機(jī)制失效，道德品質(zhì)的建設(shè)是外在制度有效發(fā)揮的基本保障。

表14 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對不同機(jī)會主義水平高管的治理作用

(二) 高管機(jī)會主義品行的經(jīng)濟(jì)后果研究

首先，上述研究表明核心機(jī)會主義高管致使企業(yè)發(fā)生更多信息操縱行為，嚴(yán)重?fù)p害了企業(yè)信息質(zhì)量，預(yù)計會因此提升企業(yè)資本成本從而損害企業(yè)價值。其次，機(jī)會主義高管從事的其他不利于企業(yè)價值的活動會直接損害企業(yè)價值，如通過并購活動謀取私利、更多的在職消費等。最后，其機(jī)會主義品行營造的不道德的企業(yè)文化也不利于約束員工行為(Guiso等，2015)[50]，從而不利于提升企業(yè)業(yè)績，有損企業(yè)價值。具體回歸結(jié)果如表15列(1)、(2)、(3)所示，其中Q1、Q2、Q3分別為未來一年、二年、三年的托賓Q值，Core_Oppor的回歸系數(shù)在1%和5%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，這表明當(dāng)公司核心高管具有機(jī)會主義品行時，會顯著降低公司未來價值。

表15 核心高管機(jī)會主義品行的經(jīng)濟(jì)后果

由于公司信息披露違規(guī)對市場而言是利空消息，股價在其違規(guī)公告日后會一定幅度地下跌，且其累計超額收益率在違規(guī)公告前后較短的時間窗口內(nèi)呈明顯負(fù)值。若資本市場能有效識別機(jī)會主義高管，即市場上的投資者能夠搜集到關(guān)于高管的負(fù)面信息，預(yù)期該類高管所在公司會進(jìn)行其他更多損害股東利益的行為，則當(dāng)公司信息披露違規(guī)行為被傳遞到資本市場時，可能會引起更大的市場負(fù)面反應(yīng)。在此，本文采用事件研究法對資本市場能否有效識別機(jī)會主義高管進(jìn)行實證檢驗。具體地，以2007—2018年A股所有發(fā)生信息披露違規(guī)行為的上市公司為樣本，根據(jù)其是否存在核心機(jī)會主義高管分為兩組，對存在核心機(jī)會主義高管的公司進(jìn)行PSM匹配，以PSM之后的樣本進(jìn)行多元回歸分析。如表15列(4)、(5)、(6)所示，CAR[-3,-3]、CAR[-4,4]、CAR[-5,5]分別為公司發(fā)生信息披露違規(guī)前后3至5個交易日的累計超額回報率。在列(4)、(5)中，Core_Oppor的系數(shù)分別在10%和5%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，表明股票市場對存在核心機(jī)會主義高管的公司的信息披露違規(guī)行為的負(fù)面反應(yīng)更為強(qiáng)烈，我國資本市場能在一定程度上識別核心高管機(jī)會主義品行。

六、 結(jié)論、啟示與展望

隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，企業(yè)財務(wù)丑聞頻發(fā)，已有研究較為充分地從制度建設(shè)角度論證其對各種信息操縱行為的制約作用，但忽略了公司經(jīng)營管理主體——高管品行對公司決策的影響。本文充分考慮高管個人品行的異質(zhì)性特點，利用高管個人股票交易中的違規(guī)行為識別其機(jī)會主義品行，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，核心高管機(jī)會主義品行會顯著增加公司信息披露違規(guī)、真實盈余管理行為，其所在公司更可能選擇非國際“四大”會計師事務(wù)所、支付更高的審計費用以削弱外部監(jiān)督；且核心高管機(jī)會主義水平越高，公司越有可能做出上述決策。進(jìn)一步地，國有產(chǎn)權(quán)能一定程度抑制核心機(jī)會主義高管對上述事項的影響，但促使其采取更多的應(yīng)計盈余管理；當(dāng)其機(jī)會主義水平較高時，國有產(chǎn)權(quán)也無法發(fā)揮有效治理作用。從經(jīng)濟(jì)后果看，機(jī)會主義核心高管能一定程度上被資本市場識別，其顯著減損了公司未來價值。

基于以上結(jié)論，本文有如下啟示：第一，加強(qiáng)國家層面的高管選聘制度建設(shè)。對提升我國上市公司治理水平，保護(hù)投資者利益具有重要指導(dǎo)意義的《上市公司治理準(zhǔn)則》中，僅簡單提及“高級管理人員應(yīng)當(dāng)遵守法律法規(guī)和公司章程，忠實、勤勉、謹(jǐn)慎地履行職責(zé)”，并沒有列示因不良道德品行而無法擔(dān)任高管的具體情節(jié)。而銀監(jiān)會和證監(jiān)會針對金融類公司高管選聘頒布的《董事、監(jiān)事和高級管理人員任職資格監(jiān)管辦法》進(jìn)一步詳細(xì)地列示了不能擔(dān)任高管的具體情節(jié)，(8)具體情節(jié)如“曾在履行工作職責(zé)時有提供虛假信息等違反誠信原則行為，或指使、參與所任職機(jī)構(gòu)對抗依法監(jiān)管或案件查處，情節(jié)嚴(yán)重的”“因重大違法違規(guī)行為受到金融監(jiān)管部門的行政處罰，執(zhí)行期滿未逾3年”等。并由相應(yīng)的監(jiān)管機(jī)構(gòu)進(jìn)行任職資格審查。鑒于此，監(jiān)管部門可根據(jù)具體行業(yè)特征制定有針對性的高管任職要求，以期提升高管道德水平，與其他公司內(nèi)外部制度發(fā)揮相輔相成的治理作用。

第二，在管理實踐中需要加強(qiáng)對高管選聘、權(quán)力行使過程中的第三方獨立監(jiān)督，注重高管道德品行的考量。黨組織嵌入企業(yè)治理作為中國特色的制度安排，應(yīng)有效發(fā)揮其監(jiān)督職能。對國有企業(yè)而言，可嚴(yán)格把關(guān)高管的招聘方案，充分利用背景調(diào)查，結(jié)合其道德品行綜合分析考察。對民營企業(yè)而言，鼓勵自愿設(shè)置黨委會，積極配合公司內(nèi)部監(jiān)管層，發(fā)揮監(jiān)督作用。此外，可充分利用媒體信息發(fā)掘功能，增加對高管個人品行不端事實的曝光，形成對高管行為的社會監(jiān)督。

第三，在公司制度層面建立靈活的高層管理人員退出及人才儲備機(jī)制。在簽訂高管聘用合同時，可提前明確因高管行為不當(dāng)而做出免職處理的相關(guān)情境。盡量避免公司聲譽損失擴(kuò)大，減少資本市場負(fù)面效應(yīng)。企業(yè)在日常經(jīng)營活動中應(yīng)注重儲備人才的培養(yǎng)，以保證有合適的繼任者在緊急情況下接替職位，避免核心職位空缺給公司經(jīng)營決策造成不確定性損失。

本文較為創(chuàng)新地將高管品行作為異質(zhì)性因素納入實證研究框架，但仍存在一些局限需在未來研究中進(jìn)一步改進(jìn)。首先，本文僅探究了核心高管品行因素對公司信息披露決策的影響，后續(xù)研究可將該影響因素拓展至其他更廣泛的公司決策行為，如并購、融資、內(nèi)部控制等。其次，本文關(guān)注了核心高管的機(jī)會主義品行，而非核心高管作為管理層成員，雖未直接影響公司重大決策，但其品行仍有可能通過影響核心高管行為或者公司文化等間接渠道發(fā)揮作用，具體機(jī)制仍有待深入探究。最后，除了高管品行外，風(fēng)險偏好、過度自信、能力等也是高管重要異質(zhì)性特征，品行特征是如何與其他特征共同作用于公司決策行為，從而又對公司價值產(chǎn)生什么影響？對該類問題的探討有利于進(jìn)一步挖掘高管品行的重要作用?？偠灾?，希望本文能夠激發(fā)更多學(xué)者對高管品行的研究興趣，以期豐富高管品行的相關(guān)研究。