董秘的财务经历与企业违规

时间：2024-05-23

张雁

一、引言

企业违规会损害公司价值，造成投资者巨额的财务损失，最终危害资本市场的有序发展和公司的长期经营（Kinney and McDaniel，1989；Dechow et al.，1996）。据国泰安公布的数据显示，仅2015年沪深两市就有近260家上市公司因违规受到处罚，罚金高达2.4亿元。学术界对企业给予高度的关注，研究成果集中在董事会特征（Agrawal and Chadha，2005；戴亦一等，2014）、股权结构（Alexander and Cohen，1999；薄仙慧和吴联生，2009）等公司内部特征及市场环境（孔东民等，2013）等外部因素，这系列研究沿着传统经济学的分析框架，视企业为行为决策主体而诠释违规行为。事实上，即便规模、盈利能力等特征相似的企业仍存迥然有别的违规倾向和违规程度，其原因在于违规决策由管理层所定。

Hambrick and Mason（1984）提出的“高层梯队理论”认为，管理者的学历（Bhagat et al.，2010）、任期（Hambrick and Fukutomi，2007）、籍贯（Huson et al.，2004）、年龄（Prendergast and Stole，1996）及性别（Adams and Ferreira，2009）等个体特征均能显著影响企业的违规行为。国内学者发现性别、学历、任期、籍贯等人口统计学属性会影响管理者的思维与决策，进而体现在违规等公司行为（如魏立群和王智慧，2002；何威风和刘启亮，2010；顾亮和刘振杰，2013）。但上述文献基于董事长等核心管理者展开，鲜有关注董事会秘书（下简称：董秘）的。董秘是上市公司与证券交易所间的指定联络人，承担着信息披露的重大责任，扮演着企业违规行为的监督角色；而财务经历能极大地提高董秘披露信息的能力，缓解公司内外部的信息不对称。此外，财务经历通常赋予个体严谨的工作态度及较强的规则意识，亦对企业的违规形成影响。

本文选择2013-2018年沪深A股上市公司数据，探索董秘的财务经历与企业违规间的联系。实证结果发现，相比聘请非财务背景董秘的企业，拥有财务经历董秘的企业的违规概率更低、违规程度更轻，在使用倾向得分匹配法和工具变量两阶段法控制内生性后，结论依然成立。本文可能的贡献在于：①丰富了高层梯队理论在中国本土的研究内容，从董秘财务经历视角检验了决策个体对企业经营行为的影响。②拓展了企业违规的研究内涵，前人的探索多集中在董事长或总经理等核心个体，在理论上多沿着代理理论展开，而本文选择董秘为视角，沿着信息不对称的理论诠释了理论逻辑。③为理解经济转型国家微观企业的经营行为提供新视角，为监管部门推出有效政策提供实证支持。

二、理论基础与研究假设

（一）理论基础

基于“高阶梯队理论”的研究，早期文献主要从管理者的性别、年龄、任期和受教育水平等人口统计学维度展开，文献发现，差异化的决策个体特征会影响管理者思维与决策，进而反映在企业行为上。在企业违规研究领域，Bodenu and Nucci（2000）发现，男性高管比女性高管更容易做出激进的违规决策；这一现象在中国公司里亦被证实（何威风和刘启亮，2010）。魏立群和王智慧（2002）发现，年轻管理者因急于表现自己，会选择更为激进的经营策略，其经营的企业更容易违规。Wiersemaand Bantel（1992）、姜付秀（2009）的研究表明，管理者的学历越高，越倾向采用稳健的公司经营政策，减少违规行为的发生，因为高学历者往往具有更强的信息分析能力，在复杂的经营环境中有能力进行准确的分析，从而找到适合企业发展的决策。此外，高管的任职经历等因素也被证实影响企业违规（Francisetal.，2009）。

由已有文献可知，学术界对管理者的个体特征与违规间的关系进行了探索，证实了性别、年龄等个体特征与企业违规间的关系。本文以董秘为研究对象，探讨其财务经历对企业违规的影响。

（二）研究假设

近些年，越来越多的企业选聘拥有财务经历的管理者担任董秘，以此提高企业的信息披露质量，但同时亦对企业违规产生影响：

第一，财务经历能够提升董秘履行职务的能力。董秘作为企业与投资者之间的信息桥梁，承担着向投资者发布内部信息的重任。财务信息作为企业最核心、最关键的信息，其发布质量直接关系到投资者对企业经营状况的理解。拥有财务经历的董秘能更好地解读财务信息，进而向投资者更有针对性地披露信息，这能够增加企业管理层的违规成本，抑制企业违规。

第二，财务经历能够降低董秘个人的风险偏好。财务的学历和工作经历塑造了董秘严谨的工作态度，使其更重视规章制度。当企业面临违规决策时，财务董秘会表现出更为合规的行为，使其相比非财务董秘更有意愿抵制企业的违规行为。此外，财务工作的专业性使其具有较高的学历门槛，而高学历的管理者通常更偏好稳健的投资策略，这也降低了财务董秘对违规的容忍。

假设1：相比聘用非财务背景董秘的企业，财务董秘所在企业的违规倾向更低、违规程度更轻。

三、研究设计

（一）数据获取与样本筛选

本文基于2013-2018年中国沪深A股上市公司数据，筛选样本如下：①剔除金融类公司；②剔除资不抵债的样本；③剔除财务状况异常样本；④剔除研究变量缺失样本；⑤剔除董秘经历难以确认样本。研究数据取自wind数据库和csmar数据库。为获得稳健结论，本文对所有连续变量进行1%与99%分位的缩尾处理，并合理控制异方差的影响。

（二）模型设计与变量说明

为验证假设1，本文构建检验模型：

其中，Fraud为因变量，指代企业的违规。参考蔡志岳和吴世农（2007）的研究，本文选用违规概率（Fraud1）和违规程度（Fraud2）两个维度的代理指标。违规概率分为两类：若企业被证监会等监管机构处罚赋值Fraud1为1，否则Fraud1为0；赋值违规程度Fraud2为0（无）、1（低），2（中）和3（高）四种状态，分别对应未被监管部门处罚、公开批评、公开谴责（包括谴责和警告）和公开处罚（包括罚款、没收非法所得和市场禁入）。Fin为自变量，指代董秘的财务经历，若董秘拥有财经类本科及以上学历，或从事企业财务类职位赋值Fin为1，否则Fin为0。Control为控制变量，本文控制了年龄（Age）、任期（Tenure）、性别（Gender）、学历（Educ）等个体特征、及规模（Size）、财务杠杆（Lev）、总资产回报率（ROA）、发展能力（TobinQ）、公司年龄（FirmAge）等公司特征。此外，本文还控制了行业（Indus）和年份（Year）的影响。

四、实证检验与分析

（一）描述性统计

（二）单因素检验

接着，本文采用均值和中位数检验的方式直接观测董秘财务经历对违规的影响，以董秘是否获得财务相关专业本科学历、或在企业从事财务经历为分组依据，将研究样本区分为实验组（Fin=1）和对照组（Fin=0）。表2为两组样本的检验结果。其中，拥有财务经历董秘所在企业的违规明显更低，由此说明，董秘的财务经历能够有效地发挥企业信息披露功能，进而使该类别企业更难发生违规。中位数检验亦支持上述结果，符合本文假设预期。

表1 描述性统计

表2 3单因素检验

表3 董秘财务经历对企业违规的影响

（三）回归检验

鉴于被解释变量的数据特点，本文选用二值选择模型（logit）和排序选择模型（ologit）对样本进行回归。表3列示了实证结果，其中，列（1）和列（3）为董秘财务经历变量对企业违规变量的直接回归，我们发现，自变量显著为负，说明与聘用非财务背景董秘的企业相比，财务董秘所在企业的违规概率更低、违规程度亦更轻，这符合上文假设。列（2）和列（4）为控制了董秘个人特征、企业特征后的检验结果，此时，自变量的显著性虽有所下降，但依然通过5%水平的显著性检验，说明董秘的财务经历与企业违规间的负向关系依然存在，本文的研究得以证实。

（四）稳健性检验

在本部分，本文对上述实证结果进行稳健性测试。首先，考虑到样本可观测的选择偏差问题，即董秘的财务经历与企业特征存在某种必然的联系，通常而言，规模越大、效益越好的企业对于董秘的要求更高，更可能招募财务背景的董秘，这势必导致研究结论的有偏估计。基于此，本文采用倾向匹配得分法进行控制。本文选择企业财务特征为匹配，具体为：①公司规模（Size）；②资产负债率（Lev）；③盈利能力（ROA）；④成长性（TobinQ）四个维度，以董秘财务背景（Fin）为因变量，在控制行业（Indus）固定效应后，对企业是否招聘财务背景的董秘进行打分，在选用最邻近1：1多次放回的样本选择方式后，再用模型（1）进行回归。结果由表4列示，自变量依然显著为负，说明在控制了样本可观测的选择偏差问题后，本文的研究结论依然成立。其次，考虑企业违规处罚的披露问题。通常而言，证监会对企业违规的处罚具有时滞性，我们剔除2017-2018年样本进行检验。结果由列（3）和列（4）汇报，我们发现，结果依然成立。最后，我们还考虑互为因果内生性的影响。本文以行业内董秘的财务背景均值为工具变量进行两阶段回归，列（5）报告了第一阶段的回归结果，我们发现，工具变量显著为正，第二阶段回归自变量显著为负[结果由列（6）与列（7）汇报]。

表4 稳健性检验