高管继任、股权特征与会计信息质量

2020-05-28刘庆龄汪惠玉

山东理工大学学报（社会科学版） 2020年3期

刘庆龄，汪惠玉

一、引言

会计信息质量高低对投资人和利益相关者的投资决策具有重要影响。2019年8月康美药业财务舞弊事件，成为继7月康新得集团违法信息披露强制退市事件后资本市场的又一焦点，对上市公司信息披露环境有着恶劣影响。高管作为企业与利益相关者间价值交换的桥梁，在企业中扮演着“结构洞”的角色[1]，直接影响会计信息披露决策。高管发生更替后，继任高管的来源不同会造成利益相关者之间资源重新配置和结构关系重塑差异。内部晋升的高管更了解企业发展战略，并且拥有一定人脉积累，能降低企业委托代理成本，较易获得肯定；相反，“外来的和尚”会打破企业内部原有的契约型网络，这种高管层的不稳定性催化了机会主义行为，“空降兵”往往更倾向在短期内通过美化公司经营业绩的行为树立“能力强”的形象。故理论上高管继任方式不同会对企业会计信息质量造成差异。

此外，股权结构作用于公司治理结构的效率，对企业决策制定和执行有直接影响。首先，就股权集中度而言，大股东权利的集中会产生利益趋同效应，为了公司价值最大化的共同目标，股东对“外来的和尚”有着更强的监督作用；其次，大股东之间的相互制衡使得股东“合谋掏空”企业的概率减小，会采用更保守的会计政策[2]52-59。现有文献多直接对股权结构与会计信息质量间的关系进行探讨[3]116-121[4]26-31，但是研究结论在发生高管更替的企业中情况是否会有所不同？股权结构与高管继任来源是否会对会计信息质量发挥共同作用？

鉴于此，本文选取2013—2017年深证A股主板发生高管更替的上市企业为研究样本，探究了高管继任类型的同对企业会计信息质量的影响，并从股权结构视角，进一步探究股权结构差异在高管继任类型及会计信息质量之间的调节作用。

本文的创新之处在于：第一，研究内容上，多数文献仅研究了“高管更替是否会对企业会计信息质量造成影响”，本文对高管继任来源做细致划分，进一步探究继任来源不同对会计信息质量的影响，丰富了管理层变更影响领域的实证研究；第二，研究角度上，本文以股权结构为新的中介变量，探讨股权结构在高管继任与会计信息质量之间发挥的调节作用，对上市公司的股权结构治理具有更强的参考意义。

二、理论分析与研究假设

(一)高管继任来源与企业会计信息质量

企业内部组织关系中存在着一种关系型契约[5]，当高管发生更替时，这种契约关系被打破，继任高管需要进行新的战略变革和计划调整。按是否曾在公司任职，继任高管可以分为内部晋升和外部聘任两种来源。很多文献研究表明，公司经营业绩较差时，董事会强制变更总经理后会更倾向从外部聘任高管人员，进行组织结构变革以改善业绩。但外部聘任的高管更易存在机会主义行为，所带来的管理层稳定性较差。文献研究表明，继任高管在上任之初很可能虚增利润以在短期凸显自身能力，或故意调低利润以凸显任职期间所作贡献，并通过财务“洗大澡”和“平滑收益”等途径来掩盖其自利动机和行为[6]，影响会计信息公开透明披露。同时，对于外部聘任的高管来说，他们对任期时长的期望值较低，同时受企业内部制度考核约束、企业外部竞争者的压力[7]，希望短期内树立良好的声誉，被贴上能力强的标签，所以他们更倾向于美化经营现状和企业绩效，从而向外界展示自己的经营管理能力[8]。

相比之下，内部晋升的高管由于对企业文化和发展战略相当了解，能降低企业的委托代理成本[9]，并且在原有人脉的基础上更容易开展工作、确立地位；同时，内部晋升的高管对任期期望值较长，受棘轮效应的作用，会下意识避免企业业绩的过快提高，因而财务造假和财务舞弊动机较小。基于此，本文提出假设1。

H1：高管外部继任对会计信息质量具有负向影响。

(二)高管继任来源、股权结构与会计信息质量

股权集中度对企业内部治理效率有重要影响。一方面，大股东有共同的企业利益最大化的目标，随着股权集中度提高，企业管理层更加体现出利益趋同效应[2]52-59。对外部聘任的高管，有更大的监管利润操纵和盈余管理的行为动机，有利于高管层提供真实可靠的会计信息[4]26-31。反之，在股权高度分散的企业中，由于股东对会计信息的需求成本较高，更多股东存在“搭便车”行为。作为经济人，股东对会计信息这一公共物品无须承担责任，势必会减少投资，即弱化对信息供给的监管[3]116-121。管理层道德风险的存在增加了委托代理成本，企业内部治理效率受到直接影响，真实准确进行会计信息披露的成本增大。另一方面，随着股权集中度提高，也有学者提出企业中会产生壕沟效应，即股东过分追求个人利益最大化，在决策中融入过多机会主义和个人动机[10]。存在控股股东与内部高管合谋“掏空”企业，操纵会计数据，从中攫取私利，对会计信息质量产生负向影响。

对于我国发生高管更替的公司，大部分是由于企业经营业绩较差或者战略调整需要，股东更多希望让企业“起死回生”而非“自发自财”。因此，本文有理由认为利益趋同效应大于壕沟效应，即在发生外部继任的企业中，大股东受共同利益的驱动，会对继任高管的盈余管理、利润操纵等进行监督，减小了外部继任对企业会计信息质量带来的负面影响。据此，本文提出假设2。

H2：股权集中度能削弱高管外部继任对会计信息质量的负向影响。

学术界对于股权制衡度在公司治理中发挥的作用，存在一定争议。部分学者认为股权分散会降低股东参与企业管理决策的积极性，弱化对高管的监督；同时加剧股东之间争夺权力的风险，诱发管理层与股东间通过关联方交易、转移资产等方式输送利益。但部分学者认为大股东之间相互制衡，能降低股东与高管之间合谋掏空企业的可能性。同时由于股东制衡的“多角关系”，高管操纵利润的成本较高，管理层进行盈余管理时会综合考虑多方利益[11]3-8，一定程度上保证了会计信息的公开透明。

本文认为，目前我国大中型企业多体现出“一股独大”的股权特征，个别股东对公司直接控制。而股权制衡度的提高有利于股东之间形成约束的关系网络，减少大股东与继任高管之间的“合谋掏空”现象。股东之间的相互监督和牵制也能减少股东投机行为，进而提升公司治理水平，营造良好的会计信息披露环境。据此，本文提出假设3。

H3：股权制衡度能削弱高管外部继任对会计信息质量的负向影响。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2013—2017深交所发生高管更替的510家主板A股上市企业为研究样本，并对样本进行如下筛选：①剔除ST企业、金融保险行业；②剔除仅发生高管离任企业；③剔除信息披露质量评级结果缺失企业；④剔除财务报告相关数据缺失企业。最后得到454家上市公司5年共755个观测值。企业会计信息质量指标来源于深交所官网，其他财务数据均来源于CSMAR数据库，并通过SPSS24、stata15.0进行数据处理。

(二)变量解释

1.会计信息质量

会计信息质量的高低直接关系到利益相关者的投资决策。国外研究通常采用权威机构发布的评价结果来表示公司的会计信息质量，如CIFAR指数。国内学者多借助盈余管理来衡量，或自行建立指标体系，本文参考汤建洋[12]的研究结论，采用深交所会计信息披露等级核定结果作为信息质量(Quality)的衡量指标，将A、B、C、D四级分别赋分4、3、2、1，象征企业会计信息质量的高低。

2.高管继任

高管在我国常指董事长或总经理，对企业的战略选择及决策执行发挥核心影响作用。受企业发展或个人主观因素的影响，高管更替现象日益普遍。旧高管的离职意味着新高管的继任。本文参考邵剑兵[13]等人的研究，对高管继任来源(Type)的不同分类研究。若继任高管仅来源于企业自身员工，为内部继任，赋值为0；若继任高管在被聘任之前并未在该公司工作过，定义为外部继任，赋值为1；同一年度既发生外部继任也发生内部继任的情况，定义为外部继任。

3.调节变量——股权结构

为进一步检验公司治理结构对于高管继任来源与会计信息质量关系的调节作用，本文对企业股权结构进一步展开分析。本文所研究的股权结构包括股权集中度(FSR)、股权制衡度(EB)两个替代变量。其中，FSR定义为企业前十名大股东股权之和，值越大，说明企业股权越集中在大股东手中。EB定义为第二到第五大股东股权之和与第一大股东股权的比值，值越大，反映企业大股东之间制衡作用越强。

4.控制变量

为了控制其他因素对会计信息质量的影响，使研究更具有科学性，本文借鉴刘春[2]52-59、林爱梅[11]3-8等人的研究，综合选取了企业业绩(ROA)、审计意见(Audit)、两职合一(Dual)、独立董事占比(Indep)作为控制变量。

(三)模型构建

为验证假设1，本文构建模型(1)。

Quality=α+β1Type+β2FSR+β3EB+β4ROA+β5Audit+β6Dual+β7Indep+∑Year+∑Industry+ε

(1)

为检验假设2，本文在模型(1)的基础上加入交乘项FSR*Type，EB*Type，进一步检验股权结构对高管继任来源与企业会计信息质量关系的调节作用。构建模型(2)(3)。

Quality=α+β1Type+β2FSR+β3EB+β4ROA+β5Audit+β6Dual+β7Indep+β8FSR*Type+∑Year+∑Industry+ε

(2)

Quality=α+β1Type+β2FSR+β3EB+β4ROA+β5Audit+β6Dual+β7Indep+β8EB*Type+∑Year+∑Industry+ε

(3)

其中，α为常数项，βi为各变量的系数，ε为残差项。由于高管继任产生的影响具有时间效应，本文选择滞后一期的会计信息质量(Quality)作为被解释变量，减小变量内生性的影响。为消除个体之间的差异，还对行业(Industry)和年份(Year)进行了控制。

四、实证分析

(一)描述性统计

变量的描述性统计见表1。会计信息质量(Quality)均值为2.89，标准差为0.717，说明我国上市公司会计信息质量较高，且差别较小；继任方式(Type)均值为0.46，样本企业中高管两种继任方式数量相当；股权集中度均值为0.5377，我国A股上市公司股权集中度普遍较高，但标准差为0.1674，存在较大差异；股权制衡度(EB)的最大值为5.3248，最小值为0.0058，企业股东内部制衡存在较大差异；企业业绩(ROA)最大值最小值之间差异悬殊，符合我国上市公司实际情况；审计意见(Audit)均值为0.93，接近于1，说明企业大多信用良好；两职合一(Dual)均值为0.11，我国A股企业中董事长兼任总经理的情况较少；独董占比(Indep)标准差为0.0579，各企业间差异较小。

本文按照继任方式进行分类，对全样本和分组样本分别进行了均值T检验。表2显示每一年分类样本的会计信息质量均值T检验结果。外部继任企业会计信息质量显著低于内部继任企业会计信息质量，表明高管继任来源不同的企业会计信息质量有着显著差异。

(二)相关性分析

表3是Person相关检验结果。会计信息质量与高管继任类型之间的相关系数为-0.136，说明高管外部继任对会计信息质量存在显著负相关关系，假设1得以初步验证。会计信息质量与其他控制变量之间多存在显著相关关系，意味着变量选取较为合理，支持进一步回归分析。为了避免变量间多重共线性对模型研究的影响，本文还做了VIF检验，各变量VIF均不超过2，变量间不存在多重共线性问题，支持做下一步回归分析。

表1 变量描述性统计

变量名称样本数均值中位数标准差最大值最小值Quality7552.8930.71741Type7550.4600.49810FSR7550.53770.53530.16740.93020.1454EB7550.65750.45670.62865.32480.0058ROA7550.01960.02440.10800.4694-1.5584Audit7550.9300.24910Dual7550.1110.31510Indep7550.37330.35710.057860.66670.25

表2 全样本和分组样本的会计信息质量T检验

年份全样本外部继任内部继任均值T值均值T值均值T值20132.94***37.0652.92***33.6582.94***37.06520142.82***43.7852.73***28.6062.90***33.45220152.87***48.3132.93***39.5002.81***29.82420162.93***58.1262.91***32.1902.95***50.33320172.90***49.1342.79***31.6892.99***37.984

表3 Person相关系数

QualityTypeFSREBROAAuditDualIndepQuality1Type-0.136**1FSR0.223**0.0211EB-0.0420.0310.470**1ROA0.247**-0.0070.175**0.104**1Audit0.346**0.0300.153**0.0400.396**1Dual-0.111**-0.222**-0.108**-0.012-0.102**-0.075*1Indep0.0340.027-0.016-0.057-0.020-0.0010.0091

(三)回归分析

1.高管外部继任对会计信息质量影响

表4中模型(1)为对照组，显示了企业业绩等相关控制变量对会计信息质量的影响。模型(2)在模型(1)的基础上加入了解释变量高管外部继任，回归系数为-0.0876，且通过10%的显著性水平检验，说明高管外部继任对会计信息质量存在显著负向影响，假设1得到验证。

表4 回归分析结果

变量名称Quality模型1模型2模型3模型4Type-0.0876*(-1.75)-0.3958**(-2.39)-0.1769*(-2.50)FSR0.6871***(4.23)0.6863***(4.23)0.4173**(1.96)0.6803***(4.20)EB-0.1634***(-3.97)-0.1618***(-3.94)-0.1627***(-3.97)-0.2296***(-4.10)Type*FSR0.5670*(1.95)Type*EB0.1374*(1.78)ROA0.8585***(3.41)0.8421***(3.34)0.8494***(3.38)0.8333***(3.31)Audit0.7523***(6.72)0.7620***(6.80)0.7638***(6.83)0.7631***(6.82)Dual-0.0948(-1.22)-0.1276(-1.60)-0.1383*(-1.74)-0.1234(-1.55)Indep0.3302(0.75)0.3494(0.80)0.3399(0.76)0.3706(0.85)Year控制控制控制控制Industry控制控制控制控制常数项2.1223***(4.30)2.1513***(4.37)2.2971***(4.62)2.1515***(4.37)R20.28750.29070.29460.2940Adj-R20.21230.21460.21790.2171F3.823.823.843.83观测值755755755755

控制变量中，股权集中度(FSR)系数为0.6863，说明股权集中度的提高有助于提高企业会计信息质量，营造良好的会计信息披露环境；股权制衡度(EB)的回归系数为-0.1618，显著负相关，说明大股东之间相互制衡会削弱参与公司管理监督的动力，且两个调节变量的回归系数均在1%的水平上极为显著，支持进一步研究；企业业绩(ROA)与会计信息质量存在显著正相关关系，这与李晓慧[14]60-69等人的研究结论一致；审计意见(Audit)的回归系数为0.7620，且通过1%的显著性检验，说明较好的审计意见与较高的会计信息质量之间存在必然联系，这也与事实相符；董事长与总经理两职合一(Dual)、独立董事占比(Indep)的影响不显著。

2.股权结构的调节作用检验

为验证假设2、3，本文对模型(3)(4)进行回归分析。从表4中可以看出，高管继任类型与会计信息质量的回归系数均显著为负，再次验证了假设1。在模型(3)中，FSR回归系数为0.4371，且通过5%的显著性检验，说明股权集中度高的企业大股东相互监督，财务信息更为公开透明。高管继任类型与股权集中度的交乘项Type*FSR回归系数为0.5670，在10%的水平上显著为正，说明FSR对高管继任与会计信息质量的负相关关系存在显著正向调节作用，即企业股权集中度的提高能显著削弱由于高管外部继任给企业会计信息质量带来的负向影响。在模型(4)中，EB回归系数在1%的水平上显著为负，说明大股东之间由于相互制衡，因利益争夺或经营意见的分歧越多，越易造成治理失效，降低会计信息质量。高管继任类型与股权制衡度的交乘项Type*EB回归系数为0.1374，且通过10%的显著性检验，说明EB对高管外部继任与会计信息质量的负相关关系也存在正向调节作用。大股东间相互制约，一方面对外部继任高管的行为进行了监督，另一方面减少了原控股股东的寻租行为和合谋掏空现象。假设2、3得以验证。控制变量的回归结果与模型(2)结果相似，均符合客观经济规律。

(四)稳健性检验

为了检验回归结果的可靠性，本文参考李晓慧[14]60-69的做法，采用更换会计信息质量的评价指标进行稳健性检验。由于深交所的四类评级结果无本质上的差异，将深交所会计信息评级的A、B级赋值为1，C、D级赋值为0，建立二元Logist选择模型,并设置年份、行业哑变量，进行回归分析。回归结果见表5。回归结果中：Type的回归系数为-0.3981，且在10%的水平上显著；交乘项Type*FSR的回归系数为0.0199，交乘项Type*EB的回归系数为0.7499，且在5%的水平上显著。上述结果表明，本研究的实证结论是稳健的。

表5 稳健性检验回归分析结果

五、结语

(一)结论

以2013—2017年深证A股主板发生更替的上市企业为研究样本，探究了高管继任类型的不同对企业会计信息质量的影响，并从股权结构视角探究股权结构差异在高管继任类型及会计信息质量之间关系的调节作用。研究发现：

第一，高管继任类型差异会对企业会计信息质量产生显著影响，外部继任与企业会计信息质量存在显著负相关关系。原因在于外部继任的高管面临着更大的地位压力和外在威胁，更倾向于美化企业业绩、调高利润，通过降低信息披露质量的方式短期内向外界展示自己的经营管理能力。

第二，股权集中度作为调节变量，对高管外部继任与会计信息质量的负向关系起显著抑制作用。这主要是因为企业股权的集中会使得大股东之间的利益趋同效应更为显著。对外部聘任的高管，有更大的动机监管盈余管理与利润操纵行为，促使高管提供真实透明的会计信息。

第三，股权制衡度也正向调节两者间的负向关系，但不及股权集中度显著。股权制衡度对二者关系的正向调节作用主要在于减少股东与继任高管之间的“合谋掏空”现象，降低财务舞弊和财务造假的动机。但是由于我国上市公司股权结构多体现“一股独大”，股东与继任高管的合谋机会成本高且风险大，合谋现象并不常见，故调节作用没有股权集中度显著。