管理層非正常離職能夠預測公司違規行為嗎？

董秀良 ， 徐世瑩 ， 劉佳寧

（1. 吉林大學 數量經濟研究中心, 吉林 長春 130012； 2. 吉林大學 商學與管理學院, 吉林 長春 130012；3. 東北大學 工商管理學院, 遼寧 沈陽 110169）

一、引 言

中國股票市場經過30多年的建設和發展，已經取得了巨大的成就，但不可否認的是，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問題更是成為阻礙證券市場健康發展的頑疾。即便是在2020年新《證券法》實施后，在證券監管部門已大幅提高對市場主體違法違規行為懲處力度的背景下，違規問題依然屢禁不止。統計顯示，2021年仍有649家A股上市公司被監管處罰，所涉案例多達1964起①參見機會寶：“【2021年度盤點】1964起違規，649家踩雷！貸款三查、財務造假……監管關注重點有這些”，https://view.inews.qq.com/a/20220105A0B5TZ00，2022年1月5日。?；蛟S，新《證券法》發揮效力尚需時日，但可以肯定的是，現行的側重于“事后”追責的監管模式，不論其阻嚇效果如何，它終究只能在有害行為發生之后才能發揮應有的作用，但此時廣大中小投資者已經付出了慘痛代價，違規行為對市場的傷害也已然產生。因此，相較于“事后”監管，如何提高事前預判能力，對潛在的違規行為及時甄別和防范，更應成為證券市場投資者保護的重要課題。本文研究管理層非正常離職行為對公司違規的信號作用，其目的正在于此。

不同于歐美高度分散的股權結構以及相應的代理問題，我國上市公司的股權結構較為集中，因此公司代理問題主要體現為控股股東和中小股東之間的代理問題，小股東和債權人的權力被控股股東剝奪的現象普遍存在。我國大量的公司違法實例已表明，在一股獨大的股權結構下，控股股東、實際控制人往往正是公司違規事件的始作俑者，而公司管理層則蛻化為控股股東的“行政助理”，在違規事件中扮演著被動的參與者角色。譬如，慧球科技（600556），公司曾對外違規擔保達20多億元，即是由其實際控制人及其關聯人實施的。再如，東方金鈺（600086），公司曾發生誘多型虛假陳述違法違規行為，也是由公司實際控制人授意、指使公司副總裁等人實施的。以往以“獨立”監督為特征的獨立董事被認為是解決現代公司代理問題的關鍵治理角色（Fama和Jensen，1983）。獨立董事的意外離職被視為揭示上市公司可能存在違規行為的信號（Fahlenbrach等，2017；劉思敏等，2021）。然而，從獨立董事角度解讀上市公司治理狀況無疑是一個重要方面，但相較于公司“外部的”獨立董事，上市公司管理層作為公司重大決策的參與者和知情人，其更具信息優勢（Harris和Raviv，2008），更可能擁有上市公司是否有違規傾向或已然違規的私有信息，屬于監管層面上的典型“關鍵少數”。一旦公司違規并被公開處罰，涉事的管理層勢必聲譽受損，且大概率會被監管機構追責、處罰，因此，在掌握上市公司可能或者已經違規的信息后，管理層會采取各種行動設法向市場傳遞出自身未與公司“合謀”，是“高質量”管理人員的信號（Spence，1972），以盡可能地規避潛在風險。不過，我國上市公司董事會成員和高級管理人員大多與控股股東存在社會連接（鄭志剛等，2016），加之受東方“和為貴”商業文化背景的浸染（劉思敏等，2021），管理層會更傾向于選擇“用腳投票”的自保方式來傳遞信號，以維系與上市公司之間的良好關系。此外，我國證券市場通常視高管更替為一個壞消息（朱紅軍和林俞，2003）。當上市公司管理層發現公司可能違規的蛛絲馬跡而選擇離職自保時，上市公司為了將離職事件對市場的負面影響降到最低，往往會在離職公告中采用“個人原因”“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動機。而離職的管理層人員也會傾向于披露模糊的離職原因，以維護其自身聲譽（許楠和姜波，2015）。不過，對于上市公司管理層來說，離職對其意味著失去高級職位、高薪酬，并且需要面對未來在經理人市場謀求新職位的不確定性。選擇離職顯然是其經過深思熟慮后，兩害相權取其輕的結果，因此，這類“內部人”的非正常離職行為很可能為甄別上市公司違規行為提供預警信號。而現實中，“康美案”重錘落地所引發的上市公司董監高“非正常離職潮”①據統計，僅在康美藥業一審判決結果公布后的十天內，就有123家上市公司的157名董監高緊急遞交辭呈，短短十天的辭呈數量就達到了2021年全年的3%。此外，董監高們的離職原因也大多模糊不清，其中“個人原因”成為本次離職潮中的最熱門離職理由。參見今日財富：“投資避雷清單：新《證券法》后3025家上市公司董監高離職，8家變動10人及以上”，2021年12月4日。，無疑進一步印證了我們的想法。

本文采用2010—2019年我國A股上市公司數據，實證考察上市公司管理層非正常離職現象與公司違規行為之間的關系。研究發現：首先，與不存在管理層非正常離職現象的公司相比，存在管理層非正常離職現象的公司發生違規行為的概率更高；其次，考慮到公司違規行為屬于部分可觀測數據，使用Bivariate Probit模型進一步考察管理層非正常離職現象對公司違規傾向和違規稽查的信號作用，結果顯示，存在管理層非正常離職現象的公司違規傾向更大，但其對違規稽查的信號作用不顯著；再次，當上市公司股權制衡度越低時，或上市公司為非國有控股公司時，管理層非正常離職行為對公司違規的信號作用越強；最后，通過事件研究法檢驗上市公司發生管理層非正常離職事件后的市場反應，發現管理層非正常離職后市場會出現顯著的負向反應，表明投資者能夠識別管理層非正常離職所傳遞出來的風險信號，但這種負向反應的持續時間較短，且大概率在公司違規行為還未被稽查出來之前，市場就已將該事件遺忘。

本文的特色和貢獻在于：第一，以往學術界對公司違規行為的預警研究，主要選取公司治理評價指標（Beasley，1996；Wang等，2010）和企業財務評價指標（Beneish，1999；蔡志岳和吳世農，2007）構建公司違規行為預警指標體系，再利用簡單的比較分析方法（徐經長和王玲，2008）、Logistic回歸模型（Bell和Carcello，2000）、多標準輔助判別法（Spathis，2002）和粗糙集方法（酈金梁等，2020）等構造上市公司違規行為預警模型。此類研究的理論價值固然突出，但對于監管部門和投資者來說實際意義有限，而本文對管理層非正常離職行為的解讀為投資者和監管當局提供了一種直觀且實用的上市公司違規預警方法。第二，為審視管理層非正常離職與公司違規行為之間的關系提供了新的視角。與以往文獻單純考察管理層非正常離職的企業經濟后果（杜興強等，2013）不同，本文從信號作用視角重新審視管理層非正常離職與上市公司違規行為之間的關系，是對現有研究的有益補充。第三，本文發現當管理層意識到上市公司違規的可能性較高時，更傾向于離職避險，但這種看似主動的行為實際上是管理層舍棄高薪酬和高職位的無奈選擇，從側面折射出上市公司控股股東的強勢地位以及管理層在公司治理中的弱勢處境，進一步佐證了我國上市公司的核心代理問題主要是大股東對上市公司和中小股東的利益侵占問題。

二、理論分析與研究假設

在現代股份公司中，由于委托人和代理人之間產生的利益沖突以及信息不對稱產生的代理問題可以劃分為兩種類型：一種是傳統的伯利和米恩斯式代理問題，其產生的原因是，由于股權高度分散導致了公司的“所有權與控制權分離”，此時的代理問題主要表現在股東和管理層之間，可以稱之為垂直代理沖突；另一種代理問題則是大股東和小股東之間的代理問題和利益沖突，即水平代理問題。水平代理問題產生的原因已不再是所有權與控制權分離，而是控股股東的現金流索取權與其持有的控制權不匹配。當公司控股股東的現金流索取權遠低于其持有的控制權時，控股股東就有巨大的動機去追求控制權的隱性收益。以往關于企業違規行為的討論普遍在垂直代理沖突的框架下展開，并傾向于認為公司管理層會主導實施違規，以侵占股東利益。由于參與違規的管理層會迫于法律約束而被強制離職（瞿旭等，2012），加之違規公司也可能會采取更換對違規行為負責的管理層的方式來挽回自身形象，以降低違規事件對股價帶來的沖擊（Hennes等，2008），管理層離任率會在公司違規行為被查處后顯著增加（Agrawal和Cooper，2017）。然而，實際上，在中國情境下，一股獨大的上市公司普遍存在，公司違規行為通常與大股東利益取向密切相關，由水平代理沖突所引致的企業違規行為更為普遍（李從剛和李躍然，2019；田利輝等，2022）。實際控制人才是公司內部人的核心，他們通過過度控制董事、高管達成對公司的實際控制，使其主導的各項議案在看似“合理”“合法”的情況下實現必然通過。相應地，由于公司實際控制人對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），管理層逐漸淪為實際控制人的“傀儡”，或被迫或與實際控制人“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行為實施過程中往往僅扮演被動角色，甚至同樣面臨著利益受損，其離職行為與企業違規行為之間的關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間的內在邏輯無疑更有意義。

其一，當管理層知悉或意識到公司已然違規或者有可能違規時，其會傾向于主動離職以盡可能降低公司違規帶給自身的法律及聲譽風險。前景理論指出，大多數人在面臨獲利的時候是風險規避的（Kahneman和Tversky，1979），公司管理層亦是如此。盡管控股股東會通過提高管理層薪酬水平（李常青和幸偉，2018）、股權激勵（陳文強，2017）等手段誘使管理層配合其實施違規行為，但管理層參與公司違規會增加自身的訴訟風險（Karpoff等，2008），同時，降低其在勞動力市場上的潛在價值（梁上坤和陳冬華，2015），只要博弈重復的次數足夠多，聲譽為其帶來的長期收益就會遠高于短期利得（Kreps和Wilson，1982）。因此，管理層很可能拒絕配合控股股東實施違規行為，以規避法律風險和聲譽風險（Ormazabal，2018）。具體來說，管理層既能選擇對控股股東直接說“不”，也能選擇“用腳投票”——主動離職，從而拒絕參與違規行為。然而，現實中管理層往往更傾向于后者。這是因為，一方面，在我國“以和為貴”文化傳統的大前提下，很少有管理層會選擇對實際控制人說“不”這種相對激烈的拒絕方式，而是更傾向于選擇悄無聲息地離開公司，以維系良好的人際關系；另一方面，離職可以讓自己與公司違規行為強行切割，清晰責任界限，從根源上避免監管處罰，同時也向資本市場傳遞出自己是優質管理人員的聲譽信號。

其二，選擇披露非正常離職原因是公司與管理層在權衡共同利弊下得出的最優解。從違規公司的角度看，由于股票市場對公司管理層的主動離職具有顯著的負面反應（Warner等，1988；Dedman和Lin，2002；張天舒等，2013），加之，模糊的離職原因是一種“不可驗證”信息（Bar-Hava等，2021）。因此，在撰寫管理層離職公告時，有違規問題的上市公司為了盡可能弱化離職事件給公司帶來的負面影響，會傾向于進行信息操縱（McCornack等，1992），即對管理層的離職原因進行模糊性說明。而從管理層的角度看，管理層也會選擇配合上市公司，向外部小股東披露模糊的離職原因：一是因為配合公司公告有利于維系原公司中的人際關系，從而進一步降低自身風險；二是因為已有研究表明，選擇模糊披露離職原因也會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，當管理層發現上市公司存在違規問題時，其可能選擇以非正常原因離職，進而向市場傳遞公司違規預警信號，減少自身風險損失。因此，本文提出如下假設：

假設：與不存在管理層非正常離職現象的公司相比，存在管理層非正常離職現象的公司發生違規行為的概率更高，即管理層非正常離職現象對公司違規行為具有信號作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2010年1月1日至2019年12月31日滬深A股上市公司構成初始研究樣本?？紤]到2020年3月1日新《證券法》正式實施后，滬深兩市爆發了上市公司管理層非理性離職潮，將2020年納入樣本區間可能會導致研究結果存在偏誤，所以我們選擇2019年12月31日作為樣本區間截止期。在初始樣本中剔除金融行業以及在樣本期間曾被ST或*ST的上市公司，剔除影響公司違規等關鍵變量缺失的公司后，最終得到20452個公司樣本。實證研究所需數據中，上市公司違規數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）；管理層非正常離職數據是由作者根據CSMAR數據庫、上市公司年報和招股說明書手工搜集、整理而成；其他變量數據均來源于萬得數據庫（Wind），或者依據上述數據庫計算獲得。實證分析軟件為Stata16.0。為了消除異常值影響，本文所有連續變量均經過1%和99%水平縮尾處理。

（二）變量定義

1．被解釋變量：企業違規行為（Vio）。若公司當年存在違規行為并在事后受到監管機構處罰，則取1，否則取0。這里的違規處罰指的是由中國證監會和滬深交易所等監管機構對上市公司所發生的虛構利潤、重大遺漏、披露不實和未繳或少繳稅款等違規類型所作出的批評、譴責、罰款和市場禁入等處罰。本文只討論上市公司本身存在違規的行為。

2．解釋變量：管理層非正常離職（Dep）。若公司當年存在管理層非正常離職現象，則取1，否則取0。在以往研究中，學者們對于“管理層”的界定范圍并不統一，但大多是指上市公司高級管理人員及董事會成員。結合本文的研究主旨，本文將上市公司管理層限定為公司“內部的”董事會、監事會成員及高級管理人員，具體包括（副）董事長、董事、（副）監事會主席、監事、（副）總經理、財務總監、董事會秘書以及公司章程規定的其他高級管理人員。同時，遵循許楠和姜波（2015）的思路，將如下離職原因認定為管理層非正常離職原因：（1）個人原因；（2）工作調動、工作安排等工作原因；（3）未達到法定退休年齡（男65歲，女60歲），卻以退休或年齡原因離職；（4）結束代理；（5）未披露離職原因。而將以下理由認定為管理層正常離職原因：（1）已達到法定退休年齡；（2）任期屆滿；（3）公司控制權變更及完善公司法人治理結構；（4）任期內受到違規處罰；（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營、公司治理以及訴訟風險這三方面的控制變量：（1）公司經營。本文控制了公司規模（S ize）、托賓Q值（TobinQ）、賬面市值比（BM）、資產負債率（Lev）、營業收入復合增長率（Growth）、凈資產收益率（Roe）、股票年收益率（Return）和上市年限（Firmage）。（2）公司治理。本文控制了董事會規模（Dir）、獨立董事比例（Indir）以及董事長和總經理是否為兩職合一（Dual）。（3）訴訟風險。本文控制了審計質量（Big4）、年換手率（Turnover）、年波動率（S igma）和行業違規公司占比（Vioind）。此外，本文還控制了行業與年度的虛擬變量。變量符號和定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

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

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，詳見表1；∑Year和∑Industry分別表示控制時間效應和行業效應，時間固定效應采用的是年度固定效應，行業固定效應是將制造業細分到二級分類，而其他行業保持一級分類進行固定。同時，在回歸分析中得到的標準誤均為穩健標準誤。由于被解釋變量公司違規行為（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，以保證結果穩健。

（四）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。公司違規虛擬變量（Vio）的均值為0.1701，說明樣本期內約有17%的公司發生違規行為且被稽查，上市公司違規問題依舊嚴峻；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量（Depnum）均值為0.7955，最小值為0，最大值為14，標準差為1.2126，說明樣本中約有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達到14人，上市公司管理層非正常離職現象極為普遍。股權制衡度（First）均值為0.9186，最小值為0.0076，最大值為8.0634，標準差為0.8322，說明在我國上市公司中“一股獨大”的現象仍廣泛存在。產權性質（S oe）均值為0.3834，說明我國上市公司中約有近40%為國有企業。此外，其余控制變量均在合理范圍內。

表2 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

（一）管理層非正常離職對公司違規信號作用的基準回歸分析

表3第（1）、（2）列分別列示了管理層非正常離職對公司違規行為的Logit和Probit回歸結果。由回歸估計結果可知，管理層非正常離職的Logit和Probit回歸系數分別為0.0907和0.0522，且均在5%的水平上顯著為正，說明存在管理層非正常離職現象的公司發生違規行為的概率更高，即管理層非正常離職對公司違規行為具有顯著的信號作用，本文假設得證。然而，二值選擇模型只能預測管理層非正常離職后公司發生違規的平均概率，因此，并不是存在管理層非正常離職現象的公司都一定會發生違規事件。在其他情況下，離開公司的原因可能只是管理層人員和管理團隊對公司未來發展方向存在根本分歧（Agrawal和Chen，2017），即使沒有具體的壞事件即將發生。

表3 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

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，為避免研究結論受到變量度量方式的影響，選擇替換解釋變量進行穩健性檢驗。參照趙玉潔（2016），基于國泰安（CSMAR）數據庫，手工整理樣本公司2010—2019年管理層非正常離職數量（Depnum），并對其做加1取對數處理，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象的度量指標，對模型（1）重新進行擬合回歸。表4中第（1）、（2）列分別列示了管理層非正常離職數量（Depnum）對公司違規行為（Vio）的Logit和Probit回歸結果。管理層非正常離職數量（Depnum）的回歸系數分別為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象的公司發生違規行為的概率確實更高，且非正常離職人數越多，公司違規的概率越大，進一步證明了基準回歸結果的可靠性。

表4 穩健性檢驗

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

3．改變樣本區間。為了防止由于采用了特殊時間段數據而獲得有利的結論問題，本文將樣本區間縮短至2015—2019年，并重新對模型（1）進行回歸，結果如表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，表明在改變樣本區間后本文的實證結果保持不變。

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，而這些差異同樣會影響公司違規行為。因此，為了避免出現選擇性偏差，本文采用PSM方法對實驗組和對照組進行匹配，重新構建回歸樣本以緩解此問題。具體來說，首先，我們采用1:1近鄰匹配法（卡尺范圍為0.05），為每一個Dep的非零觀測匹配一個傾向得分最接近的對照組觀測。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，實驗組與對照組的大多數變量間已不存在顯著差異。進一步，利用匹配樣本對模型（1）重新進行擬合回歸，結果如表4所示。列（7）和列（8）中管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數分別為0.1542和0.0853，且在1%水平上顯著為正，表明研究結論仍然成立。

（三）內在邏輯討論

關于管理層非正常離職與公司違規的回歸結果與前文對管理層因發現上市公司存在違規問題而選擇離職以規避自身風險的理論推論相一致。但除此之外，這一回歸結果也可以解釋為以下兩種原因：（1）公司可能因為一位有價值的管理人員突然離職而引發管理混亂，從而滋生違規傾向。然而，一方面，實踐中并沒有直接證據表明管理層離職后公司治理能力會變弱（Hermalin和Weisbach，1998；張行，2022）；另一方面，本文旨在驗證管理層非正常離職對公司違規行為的信號作用，即是否包含了顯著的預測信息，而非直接探討管理層離職與公司違規間的因果關系。此外，即便這種情況在某些公司中真實存在，管理層非正常離職現象在這種情況下也依然具有信號作用，因此，二者本質上并不矛盾。（2）管理層在公司被違規稽查后，因負有連帶責任而被迫離職。若此情況成立，管理層非正常離職現象則不可以被當作公司違規的信號。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年已暴露和未暴露的違規行為。如果公司違規行為在管理層非正常離職當年未暴露，則說明管理層更可能是為規避公司違規風險而主動離職，否則說明管理層大概率是因為受到公司違規牽連而被迫離職的。具體來說，本文繼續利用模型（1），考察管理層非正常離職（Dep）當年，公司是否存在已暴露的違規行為（Expo）和未暴露的違規行為（Unexpo）①筆者按照公司違規當年是否被稽查構建已暴露的違規行為（Expo）和未暴露的違規行為（Unexpo）這兩個虛擬變量。若公司違規且在違規當年被稽查，則Expo取值為1，否則為0；若公司違規但在違規當年未被稽查，則Unexpo取值為1，否則為0。，表5列示了相關回歸結果。列（1）和列（2）中管理層非正常離職（Dep）對公司在離職當年是否存在已暴露的違規行為（Expo）的Logit和Probit回歸系數均不顯著，但列（3）和列（4）中管理層非正常離職（Dep）對公司在離職當年是否存在未暴露的違規行為（Unexpo）的Logit和Probit回歸系數分別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年發生未暴露的違規行為的概率更高，這在一定程度上說明管理層是為了降低自身風險而選擇在公司違規行為暴露之前主動離職，而并非因為受到公司違規牽連而被迫離職，即排除第二種情況。上述分析與檢驗再次驗證了本文的理論邏輯與研究結論，即管理層非正常離職現象的確對公司違規行為具有顯著的信號作用。

表5 管理層非正常離職與公司違規行為是否暴露

五、進一步討論

（一）管理層非正常離職對違規傾向和違規稽查的信號作用

傳統的Logit和Probit這類單變量二值選擇模型能夠對公司違規行為進行準確估計的前提是監管機構能夠稽查出所有上市公司違規行為，但事實顯然并非如此。由于上市公司違規行為存在一定的隱蔽性，監管機構很難及時、有效地稽查到所有違規行為，從而導致研究者只能利用部分可觀測的公司違規數據展開研究。因此，若僅采用單變量二值選擇模型進行估計，有可能會低估管理層非正常離職對公司違規行為的信號作用。本文在使用Logit和Probit模型的基礎上，采用Poirier（1980）提出的部分可觀測的二值Probit模型（部分可觀測的Bivariate Probit模型）進行估計，進一步考察管理層非正常離職現象對公司違規傾向及違規稽查的信號作用。參照Khanna等（2015）和陸瑤等（2012）在研究公司違規時采用的方法，本文將公司違規行為變量分解為違規傾向和違規稽查這兩個不可觀測的潛變量。兩個潛變量的決定因素如下：

在使用部分可觀測的Bivariate Probit模型時，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表現出足夠的變化。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，即單獨影響公司違規傾向的因素（包括公司治理變量和部分公司經營變量）、單獨影響公司違規行為稽查過程的因素（包括訴訟風險變量和部分公司經營變量）以及同時影響以上兩者的因素，由此構成解釋違規傾向和違規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模型得到的回歸結果，其中列（1）和列（2）分別列示了管理層非正常離職（Dep）對上市公司違規傾向（Fraud）和違規稽查（Detect）的回歸結果。結果顯示，對于違規傾向，管理層非正常離職（Dep）的回歸系數為0.0914，且在5%水平上顯著為正；但對于違規稽查，管理層非正常離職（Dep）的回歸系數并不顯著。這說明與不存在管理層非正常離職現象的公司相比，存在管理層非正常離職現象的公司違規傾向更大。不過，管理層非正常離職現象并不能反映公司被違規稽查的可能性。這可能是因為管理層作為參與上市公司重大決策的“內部人”，其非正常行為雖然可以反映公司內部實施違規行為的傾向，卻很難反映公司所受到的外部關注度和監管強度。此結果依舊符合假設的預期。

表6 基于部分可觀測的BivariateProbit模型的估計結果

（二）異質性研究：基于股權結構差異的分析

不同股權結構下控制性股東對管理層采取的控制和監督程度存在差異（祝繼高和王春飛，2012），管理層在股東主導的公司違規行為中可能作出不同的行為選擇。因此，我們將進一步從股權制衡度及控股股東性質這兩個角度分析不同股權結構下管理層非正常離職現象對公司違規信號作用的異質性，也藉此從側面提供大股東對中小股東利益侵犯的證據。

1．基于股權制衡度差異的分析。股權制衡被視為上市公司治理結構的必然選擇，并已得到了學界的廣泛認可（隋靜等，2016）。適度的股權制衡能夠有效監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）。而較低的股權制衡度則會導致大股東利用控制權對管理層進行過多干預，推高大股東對管理層利益侵犯的可能性。不過，控股股東的權力濫用會隨著股權制衡度的加大而得到抑制（趙國宇和禹薇，2018）?；谏鲜隹梢酝茰y，較低的股權制衡度會迫使管理層在公司治理中淪為控股股東的“傀儡”，致使其在發現公司違規問題時只能無奈選擇“用腳投票”。因此，我們認為股權制衡度對管理層非正常離職現象與公司違規行為的關系具有調節作用，即股權制衡度的降低會強化管理層非正常離職現象對公司違規的信號作用。

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制衡度。將股權制衡度按中位數為界限分為兩組，再將樣本數據按照股權制衡度分組回歸，回歸結果如表7所示。在股權制衡度低組，管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數分別為0.1170和0.0646，且仍在5%水平上顯著為正，但在股權制衡度高組，回歸系數則不顯著，說明當上市公司股權制衡度較低時，管理層非正常離職對公司違規行為的信號作用更強。

表7 管理層非正常離職對公司違規的信號作用：按股權制衡度分組

2．基于控股股東性質差異的分析。上市公司根據控股股東的產權性質不同可以分為國有控股公司和非國有控股公司兩種類型。楊清香等（2010）的研究發現，相較于國有企業，非國有企業的私有產權屬性決定了其控股股東對管理層行為更具有控制能力；并且，國有控股上市公司的治理質量要好于非國有控股上市公司（南開大學公司治理評價課題組，2010）?；诖?，在非國有控股公司中，管理層更可能為擺脫控股股東控制，規避違規風險，而選擇非正常離職。因此，我們認為控股股東性質對管理層非正常離職現象與公司違規行為的關系具有調節作用，即在非國有控股公司中，管理層非正常離職現象對公司違規的信號作用更強。

本文將全樣本按公司控股股東性質劃分為國有控股公司組和非國有控股公司組，再將樣本數據按照控股股東性質分組回歸，回歸結果如表8所示。在非國有企業組，管理層非正常離職（Dep）的Logit和Probit回歸系數分別為0.1703和0.0977，且仍在1%水平上顯著為正，但在國有企業組則不顯著，說明當上市公司為非國有企業時，管理層非正常離職對公司違規行為的信號作用更強。不過，我們認為出現上述情況的原因并非由于國有控股公司治理機制更好，而更可能是因為國有控股公司違規所得利益很難被個人獨占，大股東違規動機不強，而非國有控股公司違規所得往往歸個人所有，導致大股東違規動機強烈。

表8 管理層非正常離職對公司違規的信號作用：按控股股東性質分組

（三）事件研究：管理層非正常離職的市場反應

管理層非正常離職行為可能傳遞了公司違規信號。那么，投資者究竟能否識別這種信號呢？信號的影響又能持續多久呢？為回答這一系列問題，我們采用事件研究法驗證上市公司發生管理層非正常離職事件后的市場反應。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險信息，則市場反應預期應顯著為負。

本文將上市公司首次發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]三個時間窗口，以管理層非正常離職公告日后短時間窗口內的累計異常收益率（CAR）作為市場對于突發事件的情緒反應和短期預判的度量指標，并參照王性玉和彭宇（2012）的研究，采用市場調整法來計算異常收益率，即直接用公司股票的收益率減去市場收益率。具體計算公式如下：

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際收益率；Rmt為市場收益率；CARit為公司i股票在事件窗口中每日的累計異常收益率。最后，利用單樣本T檢驗的方法檢驗事件發生短期內ARit和CARit是否出現顯著變化。在這里我們的原假設是ARit和CARit的均值均為0，若事件窗口內的ARit和CARit顯著異于0，則表示管理層非正常離職事件引發了顯著的市場反應，反之則反是。本小節運用的市場交易數據均來源于銳思（RESSET）數據庫。分別剔除因長期停盤等原因導致數據缺失的樣本進行顯著性分析，檢驗結果列示在表9中。

表9 管理層非正常離職公告發布后的短期市場反應檢驗結果

由表9結果可知，管理層非正常離職事件在被公開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AR顯著為負，且顯著性水平顯著提升，負值AR觀測數占總觀測數的比例也較之前升高。并且，隨著窗口期的擴大，CAR呈逐漸下降趨勢，至[—5，5]窗口期。CAR在5%水平上顯著為負，說明管理層非正常離職公告引發了顯著的消極市場反應，投資者識別出了管理層非正常離職行為所釋放的公司風險信號。值得注意的是，僅在事件日后第三天開始，AR雖仍為負值，但已無法通過顯著性檢驗，這進一步說明管理層非正常離職行為對市場的影響持續時間較短，僅在兩個交易日左右，投資者普遍患有“股市健忘癥”（王性玉和彭宇，2012）。此外，AR在事件披露當日在10%水平上顯著為正，這可能是因為為防止盤中公告造成股價非理性下跌，部分上市公司會選擇在管理層離職日當天收盤后才發布離職公告，致使管理層非正常離職事件所引致的負向市場反應在事件日后一日才得以呈現。

六、研究結論與啟示

在中國上市公司特有的股權結構下，公司的核心代理問題主要表現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“內部人”以及監管層面上的典型“關鍵少數”，其非正常離職行為往往隱含著關于公司治理狀況的私有信息。本文從信號作用的視角考察了管理層非正常離職現象與公司違規之間的關系，為解讀上市公司治理狀況，尤其是違規行為提供了一個新的視角和證據。

本文以2010—2019年我國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，實證考察了上市公司管理層非正常離職現象與公司違規行為間的關系。研究發現：第一，與不存在管理層非正常離職現象的公司相比，存在管理層非正常離職現象的公司發生違規行為的概率更高，即管理層非正常離職現象對公司違規行為具有顯著的信號作用。經過替換變量測量方式、改變樣本區間與PSM檢驗等多種方式的穩健性檢驗后，結論仍然成立。值得一提的是，通過管理層非正常離職與公司違規的內在邏輯檢驗發現，非正常離職行為是管理層為規避風險而在公司違規行為暴露前作出的主動取舍，而并非其受到已暴露的公司違規行為牽連而作出的被迫舉動。第二，采用部分可觀測Bivariate Probit模型分析發現，存在管理層非正常離職現象的公司違規傾向更大，但其對違規稽查的信號作用不顯著。第三，基于上市公司股權結構差異分析發現，當上市公司股權制衡度越低，或上市公司為非國有控股公司時，管理層非正常離職行為對公司違規的信號作用越強。第四，通過事件研究法檢驗發現，投資者能夠識別管理層非正常離職所傳遞出來的公司風險信號，發生管理層非正常離職事件后市場反應顯著為負，但投資者對這一事件的負向反應會在短期內趨于平淡。

本文的主要啟示在于：對投資者而言，在考察上市公司時，應該對公司管理層非正常離職行為給予足夠的關注，評估其所隱含的公司治理狀況以及違規的風險信號，并結合公司的股權制衡度、控股股東性質等信息，對公司風險有一個及時、客觀的把握，更好地規避投資風險。對監管部門而言，應加強對上市公司違規行為的“事前”預防和“事中”控制，從根源上減少公司違規行為的發生。加大對存在管理層非正常離職現象的上市公司的關注和問詢力度，在準確、及時甄別公司違規風險狀況的同時盡早給予投資者警示，而目前我國證券交易所通常僅會在上市公司發生管理層集體離職時才會向涉事公司發出問詢函。此外，我國證券市場現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會，監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容同樣納入監管范圍，杜絕“模糊披露”。