“名人独董”、管理层权力与股价崩盘风险

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“名人独董”、管理层权力与股价崩盘风险

摘 要： 本文以2013—2017年A股上市公司作为研究样本，利用手工收集的独立董事声誉数据，在考虑管理层权力对股价崩盘风险影响的基础上，检验“名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响。研究发现，管理层权力越大，公司未来发生股价崩盘的风险越高；董事会中的“名人独董”在一定程度上能够削弱管理层权力对股价崩盘风险的影响，但抑制作用不显著。进一步研究发现，在拥有“名人独董”的公司中，“名人独董”出席会议次数越多越可能降低管理层权力对股价崩盘风险的影响；女性“名人独董”的人数越多越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。
关键词： 独立董事； 声誉机制； 管理层权力； 股价崩盘风险
一、引言
资本市场的形成和发展促进了资源的优化配置和经济的迅速增长，但是市场股价“暴涨暴跌”是投资者“头痛”的病因，而且相比“暴涨”而言，股价更容易“暴跌”[1]。例如，2001年美国安然公司做假账事件的爆发导致股价跌至0.26美元；2017年我国民生银行“假理财”事件，导致市值大幅缩水，面临股票崩盘。已有研究主要从内部控制信息披露质量[2]、公司避税计划[3]、会计稳健性[4]等方面探讨了股价崩盘风险的影响因素。上述研究表明个股层面的股价崩盘风险除了与外部市场环境有关外，还可能源于内部控制人的权力干预。
在所有权与经营权分离的背景下，股东通过释放权力以提高决策效率、激励管理者积极履职。对一些公司而言，赋予管理层较多权力可以激励他们更加努力工作，提高公司绩效[5]，但是权力较大也增加了管理层削弱内部控制有效性的能力[6]。管理层权力的增加容易导致项目投资决策的盲目性以及管理的混乱和专制[7]，也促使其利用权力隐瞒或延迟披露坏消息，当积累的坏消息超出管理层的控制时，会被集中释放到市场，导致股价崩盘。相比外部投资者而言，管理者具有掌握真实信息资源的优势，然而只有当高管权力较大时才能对各项决策起到重要影响[8]，进而对股价崩盘的风险产生影响。
CEO普遍“监督”或者控制着董事的提名和任命过程，甚至CEO与董事长两职合一，既当运动员又当裁判，极大地扩大了管理层权力[8]。很多公司董事会成员中有多个席位是管理层成员。为改善董事会席位逐渐被高管替代的局面，提高上市公司监督职能的独立性，国内外监管部门相继引入了独立于公司内部经营的监督机制——独立董事制度，但其作用发挥的有效性一直受到理论界和实务界的关注，2015年的“宝万之争”更是将独立董事推上了风口浪尖。已有研究发现，独立董事数量占多数的公司，基于监督职能独立董事往往能够提高公司的透明度[9]，独立董事制度的引入[10]、财务背景的独立董事[11]以及独立董事与上市公司同城的特征[12]，均在一定程度上降低了公司未来股价崩盘的风险。在经济萧条时期独立董事比例的增加也使得公司价值提升了4.29%[13]。但也有研究认为独立董事属于兼职席位，外部执行者的身份使得独立董事常常分心、不参加董事会讨论[14],同时外部监督者的身份也抑制了独立董事对于内部真实经营信息的获取[15],导致独立董事没有积极发挥有效的监督作用。
纵观现有文献可知，虽然学者们基于两类委托代理问题考察了独立董事的监督作用，但是较少深入考虑独立董事个体治理行为差异的影响因素，且没有考虑独立董事监督权对管理层控制权的调节作用。因此，本文主要以监管者和投资者密切关注的股价崩盘风险为出发点，基于互联网信息时代背景下挖掘的数据衡量独立董事声誉，探讨具有高声誉的独立董事基于维护声誉的动机，是否监督了管理层权力对股价崩盘风险的影响？
本文的主要贡献在于：首先，基于独立董事的声誉激励机制，以独立董事社会知名度为切入点，手工搜索媒体“关注度”，将其作为“名人独董”的替代变量，通过股价崩盘风险研究“名人独董”对管理层的监督作用，探讨独立董事是否基于维护声誉动机而积极监督管理层利用控制权操纵信息披露的行为，进而降低股价崩盘风险。其次，深入“名人独董”个体特征，探讨“名人独董”的行为和性别差异对他们在公司治理中监督效果的影响，即检验了“名人独董”出席会议次数以及女性独立董事对管理层权力的交互作用对股价的影响，为监管部门完善独立董事制度提供了经验证据。
二、研究假设
在公司治理中所有权与经营权的分离使得股东与管理者通过签署契约建立联系，多重委托代理关系环境下导致股东与经理人之间存在信息不对称。在“理性经济人”假设条件下股东和经理人都追求自身利益的最大化，但是二者的利益目标常常不一致甚至出现利益冲突，经理人出于谋取私利的动机可能违背投资者的意愿进行经营管理。为降低委托代理成本、提高管理层履职的积极性和有效性，股东往往采取释放权力、薪酬激励、股权激励等措施，但是权力的释放以及薪酬的诱惑使得管理层衍生了更大的寻租动机。虽然最优契约理论认为可以通过有效契约约束将管理层薪酬与股东利益联系起来，但是该理论有效的前提是董事会的有效谈判、市场的有效约束和股东可以行使权力[15]，由于现实环境中董事会的独立性受到管理层权力的约束，所以薪酬激励可能反而加剧了代理问题。
管理者作为公司日常运营的决策者，具有掌握真实经营信息的资源优势。当管理层权力较大时能够对日常决策产生重大影响，其提出的极端、风险较大的议案越容易被通过[16]，进而导致非效率性投资和管理的混乱，纵容了管理层滥用权力操纵信息的行为。因此管理层权力是影响信息披露质量，尤其是证明公司实际经营情况的财务报告质量的关键要素。Bleck和Liu(2007)[17]提出只要能够长期获取私人收益，管理层具有较大的动机隐藏坏消息，而当坏消息的数量超过公司可容忍的临界值时就会被集中释放，投资者出于规避风险的动机会大幅减持,进而引发股价崩盘。由此提出本文的假设1。
假设1 管理层权力越大，公司未来发生股价崩盘的风险越高。
上市公司聘请独立董事的主要目的之一是监督管理层的行为，缓解投资者与管理者之间的委托代理冲突，提升信息披露质量。然而关于独立董事监督职能的实际履行情况，学术界持有有效和无效两种观点。杨锴等(2018)[18]分析认为制度的模糊性导致独立董事采取行为的层级不同，以及独立董事结构中忽略了个体履职动机的差异性。作为公司的外部监督者，独立董事的履职动机会影响其履职的有效性，动机不同花费的时间和投入的精力不同，其工作成效也会不同，这些动机包括声誉动机、席位保护动机、薪酬动机等[19]。
由于互联网信息传播的广泛性，投资者能够及时了解到独立董事对于公司经营相关事项的审查意见，以及当任职公司出现治理缺陷时独立董事应承担的责任或者遭受的处罚。好的声誉往往是独立董事自身不断努力所积累的正面评价，但是一篇负面报道则会使声誉毁于一旦，所以当管理层基于获取私人利益动机利诱独立董事通过议案时，积极维护声誉的独立董事会拒绝管理层的诱惑。较高的声誉会增加独立董事人力资本的价值，提高获得更多席位的机会，维护声誉或者提高声誉对于独立董事来说是关键的履职动机。在互联网信息时代具有网络“高关注度”的“名人独董”受到公众更多的关注，同时也更接近社会网络核心位置，其任职的公司可能更倾向于选择高质量的审计师[20]。倾向维护声誉的独立董事，会显著降低大股东掏空程度、提高盈余质量和信息透明度，有效保护中小股东利益[21]。所以独立董事出于维护声誉的动机对公司高质量信息需求愿望更强烈，因为准确的财务信息有助于独立董事对公司目前的经营情况做出合理有效的判断，积极监督公司内部控制的执行并提高公司的透明度，减弱管理层利用控制权操纵信息披露进而影响股价崩盘风险。同时较高的声誉地位能够为独立董事带来非正式权力，相对于管理者而言具有更强的议价能力，在出席各项会议时较少受到管理者植入董事会势力的压制，更可能有效监督管理层。因此，提出如下假设。
假设2 “名人独董”可以削弱管理层权力对股价崩盘风险的影响。
在当今互联网信息时代背景下，媒体的正负面报道严重影响个人社会声誉的好坏。当上市公司存在积极聘请高声誉独立董事，向外界传递规范经营的动机时，具有较高声誉的“名人独董”通常较受欢迎，使得高声誉独立董事兼职席位数量可能高于普通独立董事。兼职席位数量的增加虽然丰富了独立董事的经验和声誉资本，同样也增加了独立董事的时间成本，弱化了监督职能。由于地理距离和时间成本的阻碍，聘请异地独立董事时会导致独立董事较少出席董事会议[22-23]。出席会议的次数是独立董事履职的手段，基于维护声誉或者提升声誉地位的独立董事，他们会通过积极参加董事会议了解公司真实的运营情况。因为参加董事会议以及针对各项议案进行讨论，是独立董事监督公司决策的直接、有效的渠道。参加董事会议的次数越多，独立董事对管理层的经营活动监督力度越大，管理层越不可能利用权力谋取私有收益[24]。同时，由于出席会议次数多，对公司的经营情况非常了解，对上市公司实施的监督更加有效。因此，提出如下假设。
假设3 “名人独董”出席会议次数越多，越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。
随着社会的发展与进步，女性高管在公司治理中的作用和对财务行为的监督逐渐受到社会各界的关注。自2003年起欧美国家相继提出鼓励提高董事会中女性董事的比例，在2012年京都天华会计师事务所披露的《国际商业问卷调查报告》显示，中国内地企业的女性高管占比高达25%。相对于男性而言，女性往往更加小心谨慎，在收购决策中更不狂妄自大[25]。女性CEO显著降低了公司未来的股价崩盘风险[26]。因此，存在女性董事的董事会出于保护声誉资本、避免法律责任以及提高股东利益等动机，对于公司会计审计方面会花费更多的精力。而Ramly等(2017)[27]研究发现，单独任命女性董事或独立董事并不会显著提高银行的效率，如果女性董事也被任命为独立董事则在银行中的监督更为有效。Thiruvadi(2012)[28]研究发现，审计委员会中存在女性成员能够促使审计委员会积极履行职责。女性CFO具有谨慎且规避风险的性格特征，女性任CFO的公司倾向于更少地举债[29]。Garcia等(2017)[30]研究发现，当公司存在较大比例的女性独立董事时，公司具有较低的盈余管理水平。由于女性高管对于风险的敏感度更高，相对于男性而言更倾向低收益、稳定而持续的投资。虽然女性“名人独董”可能与男性“名人独董”同样具有维护声誉的动机，但是女性独立董事的性别特征可能会促使其积极履职、谨慎地发表意见，从而规避因履职失效带来的声誉风险，因此女性“名人独董”维护声誉的动机不太可能被管理层权力所吞噬。因此，提出假设4。
假设4 公司中存在女性“名人独董”的数量越多，越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。
三、研究设计
(一)模型构建
借鉴Chen等(2001)[31]的研究方法，采用式(1)为检验H1的模型，模型中Crashi,t+1为第t+1期的两个股价崩盘风险指标负收益偏态系数NCSKEW和收益率上下波动比率DUVOL，Power为管理层权力指标。式(2)为检验H2的模型，StarIndperi,t为“明星独董”衡量指标，ControlVariablet为表1中的控制变量，Year和IND分别为年度和行业虚拟变量。具体模型构建如下所示

(1)

(2)
(二)变量定义
1.股价崩盘风险
借鉴Kim等(2011)[3]、许年行等(2012)[32]、王化成等(2014)[33]的计算方法，首先采用负收益偏态系数NCSKEW(negative conditional return skewness)衡量股价崩盘风险。负收益偏态系数使用股票日回报率计算，表示股票回报率向左偏的程度，即NCSKEW越大，股价崩盘的风险就越高。
首先，利用公司i在观测期间第t周的收益率Ri,t计算股票的周持有回报Wi,t。式(3)对股票i的周收益率做如下回归
Ri,t=αi+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t
(3)
在式(3)中，Ri,t为股票i在第t周考虑现金红利再投资的收益率，Rm,t为A股市场在第t周的加权平均收益率，考虑到非同步性交易的影响，上述公式控制了市场组合收益滞后两期和超前两期的数据。残差表示个股收益率中不能被市场收益率波动中解释的部分，当残差小于零且负值越大时，说明股票偏离市场的程度越大，则未来发生崩盘的可能性越高。由于残差项的分布可能存在偏差，因此，将Wi,t=Ln(1+εi,t)作为股票i在第t周的公司特有收益率。
其次，利用Wi,t计算负收益的偏态系数NCSKEW，计算方法如式(4)所示。其中，n表示股票i在第t年中交易的总周数。

(4)
由于NCSKEW计算中包含三次方运算，存在放大个股在一段时间内的极端收益率对指标的影响，因此又用DUVOL(down-to-up volatility)作为股价崩盘风险的替代变量。如果DUVOL越大，则说明收益率波动较大，股价崩盘的风险较高。首先，将周特质收益率Wi,t小于其年度均值的周定义为下跌周，大于其年度均值的周定义为上涨周；然后计算下跌周和上涨周的公司周特质收益率标准差；最后，利用下跌波动率与上涨波动率的比值取自然对数得到DUVOL，具体算法如式(5)所示。

(5)
2.管理层权力
仿照权小锋等(2010)[34]、刘启亮等(2013)[35]的做法，从管理层兼职情况(Dual：若CEO兼任董事长则取值为1，否则为0)、董事会规模(Dsize：若董事会人数超过行业中位数则取值为1，否则为0)、股权分散度(Disp：若第一大股东持股比例除以第二至第十大股东比例之和小于1，则为1，否则为0)以及高管持股情况(Manhold：管理层持有股份为1，否则为0)这四个衡量高管权力的单维度变量。将四者结合形成一个综合指标(Power)，以此反映管理层权力的大小。对于Power采用两种计量方式，第一种为积分变量(Power1)，即Power1=Dual+Dsize+Disp+Manhold；第二种虚拟变量(Power2)，即当Dual+Dsize+Disp+Manhold>=2时，Power2取1，否则取0。
3.“名人独董”
借鉴Ferris等(2011)[36]以及罗进辉(2014)[37]的测量方法，通过百度搜索引擎，手工搜集了股票代码与独立董事姓名组合检索互联网记录数。为了避免极端值的影响对检索记录数进行了缩尾处理；把检索条目数排名在前10%的独立董事界定为“名人独董”，计算“名人独董”与任职公司所有独立董事的比值StarIndper，代表“名人独董”占公司聘请全部独立董事的比例。
4.“名人独董”出席会议次数
首先，计算公司i在第t年聘请的“名人独董”总的个数；然后，通过国泰安数据库披露的独立董事出席会议次数，匹配“名人独董”的出席会议次数；最后，计算公司i第t年“名人独董”的平均出席会议次数。在回归中取其自然对数。
5.女性“名人独董”
通过深沪证券交易所独立董事人才信息库和百度搜索引擎，手工搜集了公司“名人独董”的性别信息。利用公司i第t年聘请的女性“名人独董”总的个数进行度量。
其他控制变量的定义如表1所示。
表1 变量定义表

(三)样本选择与数据处理
选择2013—2017年A股上市公司作为初始研究样本，借鉴许年行(2012)[32]、王化成(2014)[33]、叶康涛(2015)[38]的研究对样本数据进行如下筛选：(1)由于金融行业监管制度及运营模式与其他行业存在较大差异，剔除了金融行业；(2)由于股价崩盘风险指标是通过市场周回报率对个股周回报率进行回归得到的残差计算得到，为了保证模型的可靠性，剔除了年度周收益率少于30个观测的公司；(3)剔除了ST和PT的公司；(4)剔除了存在缺失数据的公司—年度观测值。经过上述筛选后最终得到7 027个观测值(公司—年)，利用Excel和Stata软件对样本数据进行了处理。为降低极端值对研究结果的影响，对连续变量进行了1%和99%的百分位缩尾处理。同时由于实证部分对样本数据的处理过程不同，样本容量可能会略有差异。
四、实证结果
(一)描述性统计
变量的统计特征如表2所示，衡量股价崩盘风险的负收益偏态系数(NCSKEW)和收益率上下波动比率(DUVOL)的均值为-0.307和-0.157，NCSKEW标准差为0.842，说明在样本数据中存在较大差异。管理层权力变量的标准差为0.945，说明上市公司管理层权力分布存在较大差异，其中Power2的均值为0.68，说明68%的企业都存在管理层权力过大的情况。所选样本中平均“名人独董”的占比为26.4%。有“名人独董”的公司中，“名人独董”每年平均参加会议次数为2.174次，一家公司中平均有0.296个女性“名人独董”。
表2 描述性统计分析

(二)单变量分析
在回归分析前，对管理层权力大小的组间差异进行检验。表3显示了两组样本之间的主要差异,管理层权力较高的组NCSKEWi,t+1(DUVOLi,t+1)的均值为-0.290(-0.150)，大于管理层权力较低组的-0.350(-0.180)，且该差异在1%水平上显著。中位数检验结果也具有相同的特征，这些均与H1的预期一致。由于其他变量对股价崩盘风险的影响在组间也存在显著性差异，需要进一步回归，控制其他因素的影响，得出对假设更可靠的证明。
表3 按管理层权力大小分组的单变量分析

注：***表示p<0.01,**表示p<0.05,*p表示<0.1。
(三)多元回归分析
1.管理层权力大小与股价崩盘风险的关系
根据表4的检验结果可知，在第一个回归方程中使用NCSKEWt+1作为衡量股价崩盘风险的指标，仅控制年度和行业效应后，发现Power1的系数为0.037并且在1%的水平上显著。在第二个回归方程中，继续加入一系列影响股价崩盘风险的指标后，Power1的系数为0.026并且在5%的水平上显著。在使用DUVOLt+1作为股价崩盘风险指标时，回归显示Power1的系数均为正并且在1%水平下显著。回归结果表明随着管理层权力的增加，公司未来发生股价崩盘的风险就越大。当股东赋予管理层的经营权越大时，相应地股东对管理层呈现更好业绩的期望就越大，希望管理层付出更多的精力提升绩效。然而基于经济人假设可知，管理层与股东的利益目标往往不一致。管理层为了谋取控制权私人受益存在向投资者隐瞒负面消息的动机，权力的增加助长了管理层削弱内外部审计监督的能力，当累积的负面消息集中释放后，管理层对于负面消息的隐藏成本大于隐藏收益，并且难以再次对披露的信息进行操纵，最终增加股价崩盘发生的可能。因此，假设1通过了检验。
2.“名人独董”比例对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响
根据激励理论，“名人独董”基于维护声誉不受损害的动机具有监督内部控制有效执行，提升信息披露质量的积极性，为了检验这个假设，用式(2)进行回归分析，结果如表5所示，表中负收益偏态系数NCSKEW和收益率波动比率DUVOL是股价崩盘风险的替代变量。从表5可以看出，管理层权力与“名人独董”比例的交乘项回归系数为负，但不显著(系数分别为-0.039、-0.017，t值分别为-1.037、-0.996)，结果表明管理层权力对股价崩盘风险的正向影响会随着“名人独董”比例的增加而降低，即“名人独董”在一定程度上削弱了管理层权力对股价崩盘风险的影响。这些结果在一定程度上验证了假设2的成立。
表4 管理层权力大小对股价崩盘风险的影响

注：括号内为t值；***表示p<0.01, **表示p<0.05, *p表示<0.1(下同)。
回归结果表明，“名人独董”起到了监督管理层利己行为的作用，但监督效果不显著，可能的原因如下：一是由于我国上市公司主要由国有企业和民营企业构成。国有企业背景下高管拥有官员和企业家的双重身份，同时金字塔式的权力等级又赋予了高管难以受到政府有效监督的操纵权；民营企业以家族企业为主，大多沿用家族创始人兼任高管的治理机制，所以企业内部管理层的权力根深蒂固导致“名人独董”的监督权难以制衡管理层的控制权。二是由于声誉激励有效的前提是独立董事劳动力市场是十分有效的，但是我国资本市场目前还处于新兴加转轨时期，股东和高管聘请高声誉独立董事实施严厉监督自身行为的可能性较低，相对于内部董事而言资本市场对于独立董事的声誉惩罚相对较轻。Du等(2018)[39]研究发现，当独立董事对董事会决策说“不”时，劳动力市场并没有奖励警惕的独立董事，所以“名人独董”很可能不具有向人力资本市场传递“专家”的信号动机。例如，独立董事察觉公司内部控制存在重大缺陷时，独立董事出于规避风险首先会选择主动辞职而不是通过积极履职完善内部控制体系。三是由于“名人独董”处于社会网络中心的概率更高，兼职的席位可能相对于普通董事而言更多，但是由于时间和精力的局限性，导致“名人独董”难以对任职公司实施全面、细致的监督。因此，“名人独董”对管理层权力影响股价崩盘风险的监督作用有限。
表5 “名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

3.出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响
根据上面的研究可知，一些“名人独董”发挥了监督作用，一些可能并没有起到监督作用，什么因素会影响“名人独董”的监督效果呢？本文检验了假设3“名人独董”出席会议次数的增加是否监督了管理层权力增加对股价崩盘风险的影响。表6的回归结果显示，当因变量为NCSKEW时，管理层权力与“名人独董”出席会议次数交乘项的回归系数为负(系数和t值分别为-0.088和-1.556)；当因变量为DUVOL时，管理层权力与“名人独董”出席会议次数交乘项的回归系数在10%的水平上显著为负(系数和t值分别为-0.044和-1.750)。即“名人独董”出席会议次数越多，越可能削弱管理层权力对股价崩盘风险的影响，也就是说管理层权力对股价崩盘风险的正向影响会随着“名人独董”出席会议次数的增加而减弱。结果验证了假设3。
表6 出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

表7 女性“名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

4.女性“名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响
为了检验性别特征对独立董事履职的影响，本文通过构建管理层权力与公司聘请的女性“名人独董”数量的交乘项，检验女性“名人独董”的调节作用。回归结果如表7所示。管理层权力与女性“名人独董”的交乘项回归系数为负(系数分别为-0.072，-0.026，t值分别为-1.478，-1.168)，上市公司女性“名人独董”的数量越多，越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。即管理层权力对股价崩盘风险的影响会随着女性“名人独董”比例的增加而减弱。虽然结果不是很显著，但在一定程度上验证了假设4。
女性“名人独董”的抑制作用不太显著的原因可能是，虽然女性董事采取高风险行为的概率较低，相对于男性而言可能从事的不道德行为更少[40]，但是也有研究表明女性董事的加入使得董事会意见分歧加剧，或者监管过度，降低公司效率[41]。在管理层权力较强时，强权削弱了女性独董的监督作用[42]。
表8 “名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

表9 “名人独董”出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

五、稳健性检验
(一)扩大“名人独董”样本量
为了验证回归结果的稳健性，借鉴吕荣杰等(2017)[43]的方法，将检索记录数排名前30%的独立董事定义为“名人独董”，扩大了“名人独董”的样本量，仍使用StarIndper代表“名人独董”占公司i第t年全部独立董事的比例。“名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响如表8所示，管理层权力Power1与“名人独董”StarIndper的交乘项回归系数为负，在一定程度上验证了假设2。
对于假设3“名人独董”平均出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响，按照“名人独董”平均出席会议次数是否大于年度行业均值，将样本划分为出席会议次数较多组和较少组分别回归，同时构建管理层权力Power1与平均出席会议次数Attend的交乘项进行全样本回归。回归结果如表9所示，不管是分样本回归还是全样本回归都显示，名人独董出席会议次数越多越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。这些结果再一次验证了假设3。
对于假设4性别特征对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响，按照是否存在女性“名人独董”将样本分为两组分别进行回归，同时，通过构建管理层权力和女性“名人独董”数量的交乘项对全样本进行回归，回归结果如表10所示。由表10可知，相对于不存在女性“名人独董”，存在女性“名人独董”的样本组中管理层权力对股价崩盘风险的影响不显著，在一定程度上说明，女性“名人独董”可以抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响。Power1与FemaleInd交乘项回归系数为负，说明女性“名人独董”减弱了管理层权力对股价崩盘风险的影响。这些结果再一次验证了假设4。
表10 女性“名人独董”对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

(二)延长崩盘期预测窗口
在上述研究中考察了预测窗口为一年时，解释变量对股价崩盘风险的影响。在稳健性检验中借鉴王化成等(2014)[33]的方法，使用衡量股价崩盘风险未来两年的NCSKEWi,t+2和DUVOLi,t+2作为因变量进行回归。将股价崩盘期预测窗口延长可以进一步考察管理层权力和排名前10%的“名人独董”对股价崩盘风险的长期影响情况。回归结果如表11所示，将预测窗口延长至两年后管理层权力与崩盘风险指标仍在5%和1%的水平上显著为正，表明管理层权力的扩大加剧了股价崩盘风险，再次证明假设1的成立。“名人独董”比例与管理层权力的交乘项仍旧为负，仍然证明“名人独董”在一定程度上抑制了管理层权力对股价崩盘风险的影响，再一次验证了假设2的成立。
检验延长预测窗口后“名人独董”出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险的关系，如表12所示，延长预测窗口后“名人独董”平均出席会议次数与管理层权力的交乘项仍然为负(系数分别是-0.105，-0.039，t值分别是-1.658，-1.335)，再一次验证了假设3的成立。
表11 管理层权力、“名人独董”对股价崩盘风险的影响

表12 出席会议次数对管理层权力与股价崩盘风险关系的影响

六、结论与建议
股价大幅下跌不仅严重损害了投资者的利益，也对证券市场的发展造成严重的影响。本文从影响股价崩盘风险的代理冲突视角进行理论分析，检验管理层权力对股价崩盘风险的影响。同时引入外部监督机制——独立董事制度，考察独立董事基于维护声誉的动机，是否能有效抑制管理层权力进而影响到股价崩盘的风险。研究发现：(1)我国上市公司普遍存在管理层通过利用其权力增加公司未来发生股价崩盘的风险。(2)公司“名人独董”可以在一定程度上减弱管理层权力对股价崩盘风险的影响。(3)进一步从“名人独董”的行为特征和性别特征进行检验，研究发现“名人独董”出席会议次数越多越可能抑制管理层权力对股价崩盘风险的影响；公司中女性“名人独董”越多越可能削弱管理层权力对股价崩盘风险的影响。
以上研究结论为我们提供了以下几点启示：(1)股东释放过多的经营权的策略是一把双刃剑，权力的增加扩大了管理层的寻租空间。为了降低管理层滥用权力的短视利己行为，股东应该合理配置高管权力，拓宽高管激励机制，完善薪酬管理体系。例如，引入股票市场收益率、每股收益等市场业绩指标，以实现薪酬与真实业绩挂钩等。(2)具有更高社会知名度的独立董事发挥的监督作用依然有限，那么投资者和监管部门应该理性看待独立董事的明星效应，不应松懈对“名人独董”的监督。(3)“名人独董”有限的监督作用也与当前我国独立董事人力资本市场不完善有关。例如，独立董事的提名和任命过程受到股东和高管的控制，导致独立董事在履行监督职责时往往考虑雇佣方的意愿。
参考文献
[1]BEKAERT G, WU G. Asymmetric volatility and risk in equity markets [J]. Review of Financial Studies, 2000, 13(1):1-42.
[2]HUTTON A P, MARCUS A J, TEHRANIAN H. Opaque financial reports, R2, and crash risk [J]. Journal of Financial Economics, 2009, 94(1): 67-86.
[3]KIM J B, LI Y H, ZHANG L D. Corporate tax avoidance and stock price risk: firm-level analysis [J].Journal of Financial Economics, 2011, 100(3):639-662.
[4]KIM J B, ZHANG L D. Accounting conservatism and stock price crash risk: firm-level evidence [J]. Contemporary Accounting Research, 2016, 33(1): 412-441.
[5]黄娟,张配配.管理层权力、内部控制信息披露质量与企业绩效[J].南京审计大学学报,2017,14(2):1-10.
[6]赵息,许宁宁.管理层权力、机会主义动机与内部控制缺陷信息披露[J].审计研究,2013(4):101-109.
[7]谢盛纹,廖佳.财务重述、管理层权力与股价崩盘风险:来自中国证券市场的经验证据[J].财经理论与实践,2017,38(1):80-87.
[8]ADAMS R B, ALMEIDA H, FERREIRA D. Powerful CEOs and their impact on corporate performance [J]. Review of Financial Studies, 2005, 18(4):1403-1432.
[9]ARMSTRONG C, CORE J E, GUAY W R. Do independent directors cause improvements in firm transparency?[J].Journal of Financial Economics, 2014, 113(3):383-403.
[10]梁权熙,曾海舰.独立董事制度改革、独立董事的独立性与股价崩盘风险[J]. 管理世界,2016(3):144-159.
[11]董红晔.财务背景独立董事的地理邻近性与股价崩盘风险[J].山西财经大学学报,2016,38(3):113-124.
[12]赵放,孙哲,聂兴凯.审计委员会中会计独董的同城特征与股价崩盘风险[J].审计研究,2017(5):104-112.
[13]JENWITTAYAROJE N, JIRAPORN P. Do independent directors improve firm value? Evidence from the great recession [J]. International Review of Finance, 2019, 19(1):207-222.
[14]STEIN L C D, ZHAO H. Independent executive directors: how distraction affects their advisory and monitoring roles [J]. Journal of Corporate Finance, 2019, 56:199-223.
[15]ADAMS R B, FERREIRA D. A theory of friendly boards [J]. Journal of Finance, 2007, 62(1):217-250.
[16]权小锋,吴世农.CEO权力强度、信息披露质量与公司业绩的波动性——基于深交所上市公司的实证研究[J].南开管理评论,2010,13(4):142-153.
[17]BLECK A, LIU X W. Market transparency and the accounting regime [J]. Journal of Accounting Research, 2007, 45(2):229-256.
[18]杨锴,赵希男,周岩.治理能力优势多样性导向的独立董事选聘研究[J].经济管理, 2018(2):55-71.
[19]MASULIS R W, MOBBS S. Independent director incentives: where do talented directors spend their limited time and energy [J]. Journal of Financial Economics, 2012, 111(2):406-429.
[20]邢秋航,韩晓梅.独立董事影响审计师选择吗?——基于董事网络视角的考察[J].会计研究,2018(7):79-85.
[21]黄海杰,吕长江,丁慧.独立董事声誉与盈余质量——会计专业独董的视角[J]. 管理世界,2016(3):128-143+188.
[22]罗进辉,向元高,林筱勋.本地独立董事监督了吗?——基于国有企业高管薪酬视角的考察[J]. 会计研究,2018(7):57-63.
[23]谢诗蕾, 许永斌, 胡舟丽. 繁忙董事、声誉激励与独立董事监督行为[J]. 厦门大学学报(哲学社会科学版), 2016(5):147-156.
[24]陈运森,谢德仁.网络位置、独立董事治理与投资效率[J]. 管理世界,2011(7):113-127.
[25]祝继高,叶康涛,严冬.女性董事的风险规避与企业投资行为研究——基于金融危机的视角[J]. 财贸经济,2012(4):50-58.
[26]GUL F A, SRINIDHI B, NG A C. Does board gender diversity improve the informativeness of stock prices? [J]. Journal of Accounting & Economics, 2011, 51(3):314-338.
[27]RAMLY Z, CHAN S G, MUSTAPHA M Z, et al. Women on boards and bank efficiency in ASEAN-5:the moderating role of the independent directors [J]. Review of Managerial Science, 2017, 11(1):225-250.
[28]THIRUVADI S. Gender differences and audit committee diligence [J]. Gender in Management:An International Journal, 2012, 27(6):366-379.
[29]胡志颖,吴先聪. CFO性别、货币政策与公司债务融资[J].中国会计评论，2018:16(2):151-174.
[30]GARCIA LARA J M, GARCIA O B, MORA A. The monitoring role of female directors over accounting quality [J]. Journal of Corporate Finance, 2017, 45:651-668.
[31]CHEN J, HONG H G, STEIN J C. Forecasting crashes: trading volume, past returns and conditional skewness in stock prices [J]. Journal of Financial Economics, 2001, 61(3):345-381.
[32]许年行,江轩宇,伊志宏,等.分析师利益冲突、乐观偏差与股价崩盘风险[J]. 经济研究,2012,47(7):127-140.
[33]王化成,曹丰,高升好,等.投资者保护与股价崩盘风险[J]. 财贸经济,2014(10):73-82
[34]权小锋,吴世农,文芳.管理层权力、私有收益与薪酬操纵[J]. 经济研究,2010,45(11):73-87.
[35]刘启亮,罗乐,张雅曼,等.高管集权、内部控制与会计信息质量[J]. 南开管理评论,2013,16(1):15-23.
[36]FERRIS S P, KIM K A, NISHIKAWA T, et al. Reaching for the stars: the appointment of celebrities to corporate boards [J]. International Review of Economics, 2011, 58(4):337-358.
[37]罗进辉.独立董事的明星效应:基于高管薪酬——业绩敏感性的考察[J]. 南开管理评论,2014,17(3):62-73.
[38]叶康涛,曹丰,王化成.内部控制信息披露能够降低股价崩盘风险吗?[J]. 金融研究, 2015(2):192-206.
[39]DU J, HOU Q C, TANG X S, et al. Does independent directors’ monitoring affect reputation? Evidence from the stock and labor markets [J]. China Journal of Accounting Research, 2018, 11(2):25-61.
[40]李小荣,刘行.CEO vs CFO:性别与股价崩盘风险[J]. 世界经济,2012,35(12):102-129.
[41]ADAMS R B, FERREIRA D. Women in the boardroom and their impact on governance and performance [J]. Journal of Financial Economics, 2009, 94(2):291-309.
[42]况学文, 陈俊. 董事会性别多元化、管理者权力与审计需求[J]. 南开管理评论, 2011(6):48-56.
[43]吕荣杰, 郝力晓, 吴超. 明星独董的监督是否更尽职[J]. 现代财经(天津财经大学学报), 2017(4):102-113.