■杜朝運，阮章妍

本文以2006年1月1日～2018年1月31日期間中國A股上市公司發(fā)生的30起高管離婚事件作為研究樣本，采用事件研究法實證分析高管離婚事件對股票價格的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高管離婚事件對上市公司的股票市場產(chǎn)生顯著的短期負向影響；上市公司高管的權力越大，高管離婚引發(fā)的投資者負面的市場反應越大；高管離婚事件中涉及的股權分割比例對其婚變引發(fā)的負向市場反應沒有顯著影響。本文最后從公司角度提出對策建議。

一、引言及文獻綜述

公司戰(zhàn)略決策的制定常常受到公司關鍵高管的學歷、工作經(jīng)驗、情感情緒和市場認知等因素影響，這些影響因素均與高管的個人生活和社會關系息息相關，而高管的配偶作為其生活中的重要家庭成員，在企業(yè)管理、家務管理、維系家庭關系等方面都起著重要的作用。因此，公司高管的婚變會對公司產(chǎn)生重大影響，成為公司利益相關者必須要面對的重要風險之一。近年來，頻頻出現(xiàn)的“天價離婚案”及其曝光后引發(fā)的經(jīng)濟效應，說明了企業(yè)高管離婚不再屬于個人隱私，已上升到公告事件，牽涉到商務問題。因此，針對公司高管離婚對股票價格影響的研究具有現(xiàn)實意義。

在國外的研究中，Neyland（2011）認為高管離婚是對CEO的一個重大沖擊，它將導致CEO財富減少。他通過實證發(fā)現(xiàn)CEO個人財富變動會降低其風險容忍度，研究發(fā)現(xiàn)CEO離婚后，因董事會根據(jù)其財富變動調(diào)整CEO的薪酬計劃，導致CEO報酬組合中現(xiàn)金、股票期權、限制性股票增加，而公司的異質(zhì)性風險和整體風險顯著降低。因此，高管離婚對公司績效產(chǎn)生了負面的影響。Roussanov&Savor（2012）研究發(fā)現(xiàn)當上市公司的CEO是單身時，該公司的股票波動率較高，并且CEO會采取更為激進的投資策略。Nicolosi&Yore（2015）通過對S&P1500公司的CEO婚姻狀況的考察，發(fā)現(xiàn)CEO的婚姻重組與企業(yè)的風險偏好之間存在正相關關系。CEO婚姻狀況的改變，包括從單身到結婚或者從已婚到離婚，會增加企業(yè)并購以及大規(guī)模資本支出的可能性。

在國內(nèi)的研究中，徐莉萍等（2015）從公司治理、股票價格表現(xiàn)、公司績效等方面對13家高管婚變的上市公司進行深入考察，研究結論表明高管婚變直接降低了公司的股權集中度，引起了市場的短期負面反應，造成負債水平降低、資本支出減少、公司盈利能力下降、股票波動加劇、股票估值水平下降等不良影響。唐巧玲（2016）認為當進行離婚財產(chǎn)分割時，特別是涉及到股權的分割時，不僅會對夫妻雙方的利益產(chǎn)生影響，還可能會對第三方的利益產(chǎn)生影響，如公司利益、公司股東利益等。因夫妻離婚股權的分割涉及的范圍廣且影響的范圍大，所以離婚財產(chǎn)分割中涉及的股權歸屬問題不能僅僅視為夫妻私人財產(chǎn)的分割，還要考慮其他相關利益主體的權益。戴斯沁（2014）認為股權明晰對公司有重要意義，離婚將引發(fā)共同股權的分割，改變夫妻現(xiàn)有財產(chǎn)關系，在一定時期內(nèi)會使股權處于不穩(wěn)定的狀態(tài)，從而對公司的發(fā)展前景和公眾投資者的利益產(chǎn)生影響。離婚對股份有限公司的影響主要體現(xiàn)在兩個方面：一是會對擬上市公司的上市進程產(chǎn)生影響；二是會對上市公司的股價產(chǎn)生影響，主要是離婚會影響上市公司的交易合法性、披露大股東的離婚事件和披露虛假信息，造成股價下跌。

以上研究多集中于對公司決策、管理層面的探討，且多為定性分析，沒有對高管離婚事件的經(jīng)濟效應進行實證分析，更沒有從高管離婚事件角度定量考察對股票價格波動的影響。本文擬通過對上市公司高管離婚案例和相關數(shù)據(jù)的收集和篩選，按照事件研究法（CAR）中的市場調(diào)整法構建衡量高管婚變對股價影響的指標，實證分析高管婚變事件與公司股價波動之間的相互關系，探究上市公司高管離婚事件對股價的影響。

二、研究假設

高管的婚姻狀態(tài)是高管個人特質(zhì)之一，高管婚變將使其個人生活發(fā)生重大變化，從而會對其所做出的決策、公司業(yè)績和投資風險產(chǎn)生影響。本文認為，高管婚變事件增加了公司前景的不確定性，損害了投資者信心，可能會對股票市場表現(xiàn)產(chǎn)生負向影響。投資者通過媒體報道和公司公告得知高管離婚的消息，根據(jù)有效市場假說理論，所有可知的影響股票價格的因素都會反映在股票價格中，故而高管婚變事件的經(jīng)濟后果也會反映在股票價格中。但是高管婚變事件這一“壞消息”對股票價格的沖擊是短期的，且由于市場投資者的治理效應，股票價格將進行自我調(diào)整，甚至反轉。因此，本文提出如下假設：

假設1：高管婚變事件短期內(nèi)將引發(fā)上市公司股價下跌，進而減損公司的整體價值。

公司高管是公司運營的核心人物，是公司戰(zhàn)略決策的制定者，高管的決策權力在公司運營發(fā)展中起著舉足輕重的作用。而公司高管離婚會改變公司的股權結構，大部分高管離婚后的持股比例會下降，這會影響該高管在公司的地位和董事會席位，從而可能間接影響公司的決策方向。一般來說，當公司的決策權集中在少數(shù)關鍵高管手中時，公司的運營管理高度依賴這些關鍵高管，這一定程度上助長了公司的“人治”文化，而忽視了正式制度的建設。在這種權力結構的公司中，高管婚變可能會對公司經(jīng)營決策管理造成一定影響，并給公司市場價值增值帶來消極的影響，這是公司和投資者必須面對的重要風險之一。因此，本文提出如下假設：

假設2：高管掌握的權力越大，其婚變事件引發(fā)的投資者的負面市場反應就越強。

因高管離婚涉及股權分割，在大多數(shù)情況下會涉及個人財產(chǎn)和股權分割，根據(jù)《中華人民共和國證券法》《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則》等相關規(guī)定，持股比例在5%以上的高管需要對股份變動情況進行公告。近年天價離婚案頻現(xiàn)，財產(chǎn)分割中涉及的股權分割是離婚對高管最大的影響。股權分割比例的大小直接關系到高管離婚對高管的傷害程度，決定高管財富削減程度以及公司股權結構是否會重新排位等問題。如果分割比例較大，會改變公司股權結構，使高管喪失對公司的控制權，甚至引發(fā)權力之爭，這將間接影響上市公司運營管理和長遠發(fā)展。離婚是否涉及股權分割至關重要，股權分割的比例關系著高管婚變事件對企業(yè)的影響程度。因此，本文提出如下假設：

假設3：高管婚變事件中涉及股權分割時，分割比例越大，其婚變事件引發(fā)的投資者的負面市場反應就越強。

三、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2006年1月～2018年1月期間我國A股上市公司發(fā)生的高管離婚公告事件作為研究樣本。為了確定本文研究的樣本公司，筆者在網(wǎng)絡搜集高管離婚的相關新聞，搜索的關鍵字包含“高管”“總裁”“董事長”“總經(jīng)理”等高管職位名稱，并與“離婚”“婚變”等詞結合。根據(jù)搜索到的信息，在Wind數(shù)據(jù)庫中以“離婚”為關鍵詞搜索上市公司高管離婚公告全文，對上述事件進行核實。截至2018年1月31日，共有175家公司在其公告中提及離婚事項，其中有70家公司在“首次公開發(fā)行股票招股說明書”中提及公司上市前的高管離婚，39家公司在“發(fā)行股份及支付現(xiàn)金購買資產(chǎn)并募集配套資金報告書”中提及公司關聯(lián)方的高管離婚，10家公司因涉及股份比例較小只在年度報告中提及高管離婚，19家公司在其他各類報告中提及高管離婚，所以這138家公司不作為本文的研究樣本?！癝T寶龍”“華昌達”“陽谷華泰”的公告提及的因高管離婚而分割的股份還未進行過戶，“英唐智控”“三維絲”在公司簽署重大協(xié)議停牌期間發(fā)布高管離婚公告，導致無法獲取公司股價波動情況，“建研集團”“博思軟件”因公告時間與上市時間過于接近，無法提取有效數(shù)據(jù)進行實證分析，所以這7家公司也予以剔除。本文最終確定30家公司為研究樣本，具體情況如表1所示。上市公司關鍵高管離婚事件數(shù)據(jù)是通過對上市公司發(fā)布的離婚公告整理得到，相關財務數(shù)據(jù)、股票交易數(shù)據(jù)、高管個人特征信息、關鍵高管權力的相關度量數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，同時結合專業(yè)媒體門戶網(wǎng)站的相關信息對數(shù)據(jù)進行核對與補充。本文中樣本公司的選取不包括真功夫和日照鋼鐵等非上市公司，以及龍湖地產(chǎn)和土豆網(wǎng)等海外上市公司。

表1 高管離婚事件樣本情況

續(xù)表1

四、研究設計

（一）研究方法

本文采用事件研究法（CAR）來衡量公司高管離婚事件對股價的短期影響情況，通過市場調(diào)整法，以事件窗口期內(nèi)個股的行業(yè)指數(shù)收益率作為代表預期收益率的市場收益率，進而計算出累積超額收益率（CAR），用累積超額收益率（CAR）來表示短期上市公司股票的市場反應。具體來說，第一，事件日的確定：以高管離婚事件的首次公告日作為事件公告日，事件公告日在事件窗口期內(nèi)被定義為第0天，如果事件公告日為股市休市日或是股票停牌日，則將股市休市或股票停牌后的第一個股票交易日作為事件公告日，定義為第0天。第二，事件窗口期的確定：通過在百度中以“離婚高管姓名+離婚”等作為關鍵詞搜索每個樣本的相關新聞信息，筆者發(fā)現(xiàn)公司發(fā)布高管離婚公告的日期與高管離婚事件被媒體報道的最早日期較接近。本文選取了[-3，3]作為事件窗口進行實證分析。第三，累積超額收益率（CAR）的計算：本文采用市場調(diào)整法計算累計超額收益率（CAR），并采用市場模型法對市場調(diào)整法得出的結論進行穩(wěn)定性檢驗。具體的累積超額收益率（CAR）的計算公式為：

其中，CAR[t1，t2]表示在事件窗口期[t1，t2]內(nèi)上市公司股票的累積超額收益率。ARi，t表示上市公司股票i在第t日的超額收益率。Rm，t表示市場收益率，即上市公司股票i所屬行業(yè)在第t日的收益率。Ri，t表示上市公司股票i在第t日的個股收益率。公式中上市公司的行業(yè)收益率數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，個股收益率數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）自變量設置

雖然國內(nèi)外文獻沒有形成一種統(tǒng)一的高管權力度量方法，但大量文獻研究多采用獨立董事比例、兩職兼任、董事會規(guī)模、高管任期、機構投資者持股集中度等來衡量高管權力，且董事長與總經(jīng)理存在兩職合一、高管的持股比例越高、董事會規(guī)模越大、董事會的獨立性越低、高管任期越長，公司高管的權力就越大。因此，本文從以下6個方面構建一個綜合的高管權力指標（power）：一是兩職兼任情況。當公司高管完全或部分兩職合一時取1，否則取0；二是高管任期情況。以高管擔任公司高級管理者的任職年限是否超過樣本中高管任職年限的中位數(shù)作為取值標準，當高管任期大于樣本中位數(shù)時取1，否則取0；三是高管持股比例。以高管分割前持有公司股份份額是否超過樣本中高管持股比例的中位數(shù)作為取值標準，當高管的持股比例大于樣本中位數(shù)時取1，否則取0；四是高管持股排名。以高管分割前持有股票份額排名是否小于樣本中高管持有股票份額排名的中位數(shù)作為取值標準，當高管持股排名小于或者等于樣本中位數(shù)時取1，否則取0；五是董事會獨立性。以內(nèi)部董事占比是否大于樣本中位數(shù)作為取值標準，當內(nèi)部董事占比大于樣本中位數(shù)時取1，否則取0；六是董事會規(guī)模。以各上市公司董事會人數(shù)是否大于樣本中董事會人數(shù)的中位數(shù)作為取值標準，當董事會人數(shù)大于中位數(shù)時取1，否則取0。然后，將上述6個方面的取值加總，得到高管權力衡量指標，該指標的數(shù)值越大，高管的權力就越大。最后，構建一個高管權力的啞變量，以高管權力綜合指標是否大于樣本高管權力指標的中位數(shù)作為取值標準，當高管權力綜合指標大于樣本中位數(shù)時取1，否則取0。

本文還需構建一個股權分割比例的啞變量（equity）來衡量離婚對高管的影響程度。高管股權分割比例越大，財產(chǎn)損失就越多，對其造成的影響就越大。本文以離婚股權分割比例是否大于樣本中股權分割比例的中位數(shù)為取值標準，當離婚股權分割比例大于樣本中位數(shù)時取1，否則取0。

（三）模型構建

針對提出的假設1，本文通過T檢驗方法檢驗關鍵高管離婚事件的累積超額收益率（CAR）的均值是否顯著小于0，以此分析上市公司高管離婚事件對股票市場的短期影響情況。針對假設2和假設3，為了研究高管權力和股權分割比例對高管婚變事件的短期市場反應是否顯著，本文設計的回歸模型如下：

其中：CAR[t1，t2]為因變量；β0為截距項；Power是代表高管權力的自變量；Equity是代表股權分割比例的自變量；∑Control是代表相關控制變量，ε是隨機擾動項。借鑒事件研究相關文獻的研究方法，本文控制了總股本（capital）、負債水平（leverage）、股權集中度（large）、公司規(guī)模（size）、市凈率（MB）、市值賬面比（MTB）等公司財務特征變量。其中：Size取值為公司上年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Capital取值為公司上年末總股本的自然對數(shù)；Leverage取值為公司上年末總負債占總資產(chǎn)的比值；Large取值為第一大股東持股份額占總股本的比重；MB取值為公司上年末每股市價與每股凈資產(chǎn)的比值；MTB等于公司上年末總市值與股東權益賬面價值的比值。模型中涉及的變量具體如表2所示。

表2 變量描述表

續(xù)表2

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。從表3可知，在事件窗口期[-3，3]內(nèi)的代表短期市場反應的累積超額收益率（CAR）的中位數(shù)和均值都小于0，且累積超額收益率（CAR）的極小值的絕對值較大，這說明高管離婚事件會造成股價的下跌，甚至可能對股價產(chǎn)生較大的負面影響，這與本文假設1的理論預期相符。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

本文通過SPSS軟件分析了解釋變量與被解釋變量之間的相關性，描述了各主要變量的Pearson相關系數(shù)，如表4所示。第一，事件窗口期內(nèi)的累積超額收益率（CAR）與高管權力Power的相關系數(shù)都是負數(shù)，且統(tǒng)計上顯著，與假設2的理論預期相符。第二，事件窗口期內(nèi)的累積超額收益率（CAR）與分割比例虛擬變量（equity）的相關系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，與假設3的理論預期不相符。第三，公司規(guī)模（size）與總股本（capital）正相關（r=0.469，p＜0.01），意味著公司資產(chǎn)越多，發(fā)行性股票就越多。第四，公司規(guī)模（size）與資產(chǎn)負債率（Leverage）正相關（r=0.414，p＜0.05），意味著公司資產(chǎn)規(guī)模越大，公司的資產(chǎn)負債率就越高。其他變量之間相關系數(shù)的絕對值大部分都小于0.50，說明將這些變量納入回歸模型中不會存在嚴重的多重共線性問題。

（三）假設檢驗

假設1的檢驗：本文通過T檢驗方法檢驗了事件窗口期內(nèi)投資者對于上市公司高管離婚事件的短期市場反應的平均值。本文選擇事件窗口期[0，2]、[0，3]、[0，4]與[-1，0]、[-2，0]、[-3，0]內(nèi)的累積超常收益率（CAR）的均值進行對照比較。從表5可以看到：第一，在事件窗口期[0，2]、[0，3]、[0，4]的累積超額收益率（CAR）小于0的樣本量都超過了總樣本的二分之一，初步支持了假設1；第二，在事件窗口期[-1，0]、[-2，0]、[-3，0]里，累積超常收益率CAR的均值T檢驗都不顯著；第三，事件窗口期[0，2]、[0，3]、[0，4]的累積超額收益率（CAR）的均值T檢驗都至少在10%的統(tǒng)計水平下顯著小于0。這些結果綜合表明，公司高管離婚事件短期內(nèi)會引發(fā)上市公司股價下跌，假設1通過檢驗。

表4 相關性分析結果

表5 各事件窗口累積超額收益率及其統(tǒng)計顯著性檢驗

假設2的檢驗：本文將高管權力（Power）根據(jù)其中位數(shù)劃分為兩組，分別是Power=0組（不大于中位數(shù)）與Power=1組（大于中位數(shù)），并進行了組間的差異分析，組間均值差異T檢驗結果如表6所示。通過比較兩個分組的均值，發(fā)現(xiàn)Power=1組的均值遠遠小于Power=0組。同時，Power=1組的累積超額收益率（CAR）相較于Power=0組均值的T檢驗都在5%的統(tǒng)計水平下顯著更小。這證明與權力較小的高管相比，權力較大的高管的離婚事件會引起投資者更顯著的且較強的短期負面市場反應。因此，T檢驗分組結果的差異支持了假設2，即高管權力越大，投資者會產(chǎn)生更大的負面市場反應，從而高管離婚事件會給上市公司造成更大的負面影響。

表6 事件窗口期累積超額收益率組間差異分析結果

假設3的檢驗：根據(jù)樣本公司高管股權分割比例將樣本劃分為兩組，Equity=0組（不大于中位數(shù)）和Equity=1組（大于中位數(shù)）。表6數(shù)據(jù)表明，在所有事件窗口期內(nèi)，Equity=0組與Equity=1組的累積超額收益率（CAR）的均值都小于0，且Equity=0組與Equity=1組的均值T檢驗不存在顯著差異。該結果表明，無論高管股權分割比例大小，高管離婚事件都會引發(fā)負向的市場反應，但是上市公司高管離婚股權分割比例的大小不會對高管離婚事件引發(fā)的股價下降程度造成巨大影響，即結論不支持假設3。

（四）多元回歸分析

為了進一步驗證假設2和假設3，本文以30個上市公司高管離婚事件為樣本，以累積超額收益率（CAR）作為因變量，高管權力變量（Power）和股權分割比例（Equity）作為自變量，并對年份和相關控制變量進行控制，建立多元回歸模型進行實證分析，以檢驗高管權力和股權分割比例對高管離婚事件引發(fā)短期股價下跌的具體影響情況，多元回歸分析結果如表7所示。

根據(jù)表7數(shù)據(jù)顯示，所有事件窗口高管權力都對累積超額收益率有10%以內(nèi)統(tǒng)計顯著的負回歸系數(shù)，這表明高管的權力越大，其離婚事件將引發(fā)的投資者的負面短期市場反應越大。究其原因，高管權力代表著其在公司中的地位、影響力和控制決策權力，高管權力越大，其對公司的影響力也越大，當其因離婚導致手中持有的公司股權減少時，高管本人在公司的權力被削弱，由此引發(fā)股權結構變動、控制權變動、公司發(fā)展戰(zhàn)略變動等一系列動蕩的可能性較大，對公司造成的負面影響也越大。因此，高管權力對因高管離婚引發(fā)的上市公司股價下跌產(chǎn)生顯著性影響，檢驗結果支持假設2。

表7 市場調(diào)整法的多元回歸分析結果

與表6分組差異分析結果類似，表7中的多元回歸分析結果顯示，在事件窗口回歸結果中，股權分割比例的系數(shù)都為負，但是股權分割比例（Equity）對累積超額收益率（CAR）沒有得到統(tǒng)計上顯著的回歸系數(shù)，這表明檢驗結果不支持假設3，高管離婚股權分割比例大小對投資者的負向市場反應沒有顯著性影響。因此，假設3不成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了加強數(shù)據(jù)的研究方法和指標解釋能力的可靠性和說服力，本文采用市場模型法對市場調(diào)整法進行穩(wěn)健性檢驗。通過選取事件發(fā)生之前的[-120，-31]作為估計窗口期，以此來預期正常收益率并計算累積超額收益率（CAR）?；貧w結果顯示①限于篇幅，留存?zhèn)渌?。，在事件窗口期?nèi)，高管權力（Power）都得到10%以內(nèi)顯著的負回歸系數(shù)，而股權分割比例（Equity）都得到?jīng)]有顯著關系的負回歸系數(shù)。通過市場模型法得到的穩(wěn)定性檢驗多元回歸分析結果和市場調(diào)整法得到的多元回歸分析結果是一致的，高管權力（Power）對窗口事件期內(nèi)累積超額收益率（CAR）影響顯著，即高管權力越大，其離婚對股價下跌造成的影響越大；而股權分割比例（Equity）對窗口事件期內(nèi)累積超額收益率（CAR）影響不顯著，即不論高管離婚股權分割比例大小，高管離婚事件都會對股價下跌造成影響。運用市場模型法進行檢驗的結果支持假設2，不支持假設3。因此，本文的研究結論是穩(wěn)健的。

六、結論及建議

本文以中國A股上市公司2006年1月1日～2018年1月31日之間發(fā)生的30起高管離婚事件作為研究樣本，使用事件研究法實證分析高管離婚事件對股票價格的影響，得出如下結論：一是高管離婚事件使股票市場產(chǎn)生顯著的負向短期累積超常收益，會給公司的市場價值帶來損失。這在一定程度上凸顯了高管作為公司的管理者或者控股者的私人問題對公司的影響力；二是高管婚變事件窗口期內(nèi)，高管權力對公司短期累積超額收益產(chǎn)生顯著性影響，即上市公司高管權力越大，高管離婚引發(fā)的投資者負面市場反應越大；三是高管離婚事件中涉及的股權分割比例對其引發(fā)的負向市場反應沒有顯著性差異，說明無論分割比例大小，高管離婚均會對股票市場產(chǎn)生負面影響。

基于高管離婚事件會對上市公司產(chǎn)生負面影響的可能，從上市公司角度看，要完善公司治理結構和股東家庭財產(chǎn)約定，可在上市公司設立之初達成協(xié)議，要求各股東簽署婚姻財產(chǎn)約定，以防控股股東婚變在公司控制權上產(chǎn)生分歧，以此增強股權結構的穩(wěn)定性，規(guī)避高管離婚股權分割所產(chǎn)生的公司治理問題，降低對婚變上市公司的影響。同時，上市公司可以選擇恰當?shù)臅r間發(fā)出離婚涉及的股權變動公告，例如在節(jié)假日期間，從而給市場消化信息的緩沖時間，減少投資者對公告過度反應的發(fā)生概率。根據(jù)現(xiàn)實中高管離婚案例的分析，相比于上市公司而言，高管離婚對擬上市公司會造成更大的負面影響。實控人和高管的婚變可能使上市計劃被擱置，甚至泡湯，更甚者可能使公司未來的發(fā)展一蹶不振。因此，從擬上市公司角度看，可以恰當?shù)剡x擇離婚時機，比如“先上市、再離婚”，以防對投資者信心和公司的上市進程產(chǎn)生影響。