產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境與高管隱性腐敗

1、<p>　　產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境與高管隱性腐敗</p><p>　　摘要：本文著眼于高管腐敗這一問題，試研究我國上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與制度環(huán)境對高管隱性腐敗的影響。本文利用871家上市公司2010―2014年面板數(shù)據(jù)，從異常在職消費、超額薪酬和過度投資三個方面，利用極值熵值法確定企業(yè)高管隱性腐敗程度。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：高管隱性腐敗 制度環(huán)境 產(chǎn)權(quán)性質(zhì) </p>

2、<p>　　中圖分類號：F271 文獻標識碼：A 文章編號：1002-5812（2016）03-0035-03 </p><p><b>　　一、引言 </b></p><p>　　隨著我國政治經(jīng)濟的飛速發(fā)展，腐敗已成為影響我國社會經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重大隱患，中紀委進行的一系列反腐行動所暴露出的問題引起了社會的廣泛關(guān)注。近幾年華潤集團、中石油集團等企業(yè)高管腐

3、敗事件曝光，使得高管腐敗越來越受到企業(yè)和學術(shù)界的關(guān)注。 </p><p>　　高管腐敗作為國內(nèi)外學者研究的熱點話題，早期主要集中于腐敗的經(jīng)濟后果的探究（Huang和Snell，2003；Oler和Olson，2009）。近年來許多基于尋租理論、管理者權(quán)力理論、委托代理理論、信息不對稱理論等的研究則注重挖掘腐敗產(chǎn)生的原因（陳信元等，2009；徐細雄和劉星，2013；楊德明等，2014；胡明霞，2015）。為了更清晰

4、地反映高管腐敗問題，徐細雄（2012）將其分為顯性腐敗和隱性腐敗。其中顯性腐敗是指企業(yè)高管以貪污受賄、內(nèi)部交易、職務(wù)之便等形式做出的違背相關(guān)法律法規(guī)以獲取私利的行為；而隱性腐敗則指企業(yè)高管通過隱蔽途徑實現(xiàn)的非常規(guī)利益攫取，常見手段包括在職消費、超額薪酬、商業(yè)帝國構(gòu)建等。目前學術(shù)界主要集中探討高管顯性腐敗發(fā)生的原因及經(jīng)濟后果，鮮有文獻針對高管隱性腐敗的產(chǎn)生進行深入探究。本文試探究高管隱性腐敗與制度環(huán)境以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之間的關(guān)系，為公司解決內(nèi)部

5、控制問題提供理論參考。 </p><p><b>　　二、研究設(shè)計 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)來源。本文以我國滬深股票市場2010―2014年的主板上市公司為初始樣本，在此基礎(chǔ)上，（1）剔除被ST和*ST的公司；（2）剔除財務(wù)、公司治理不齊全的公司；（3）剔除金融類上市公司。經(jīng)過樣本的篩選和面板數(shù)據(jù)的平衡處理后，最終獲得871家上市公司連續(xù)三年的平衡面板

6、數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)源自CCER數(shù)據(jù)庫以及Wind數(shù)據(jù)庫。 </p><p>　?。ǘ┤绾瘟炕[性腐敗。對腐敗的研究，學者大多采用手工收集公開披露的我國上市公司高管腐敗數(shù)據(jù)設(shè)置二元啞變量（陳信元，2009；徐細雄和譚瑾，2013等）。而隱性腐敗的衡量主要使用在職消費作為代理變量（楊德明、趙璨，2014）。高管收入主要由薪酬、股權(quán)激勵、在職消費等幾部分組成，薪酬和股權(quán)激勵屬于正常所得報酬，而除去高管宴請、交通、通訊等正常在

7、職消費以外的異常（超額）部分可以理解為隱性腐敗。本文測算了2012―2014年主板上市公司異常在職消費作為高管隱性腐敗的估計值。 </p><p>　　1.在職消費。對奢靡在職消費的衡量，借鑒權(quán)小鋒等（2010）的衡量方法，本文采用模型（1）估計異常在職消費： </p><p>　　2.超額薪酬。管理者薪酬主要包括貨幣薪酬和股權(quán)激勵薪酬兩部分，由于目前我國上市公司存在著高管持股比例偏低甚至

8、零持股的現(xiàn)象，且現(xiàn)有數(shù)據(jù)區(qū)分管理者持股類型相對困難，因此本文主要考察管理者的貨幣薪酬，選用公司年報中披露的“金額最高的前三名高管薪酬總額”作為高管薪酬的替代變量。借鑒Jensen和Murphy（1990）、辛清泉等（2007）、陸智強等（2012）、張亮亮和黃國良（2013）的研究，本文使用高管實際薪酬剔除正常薪酬之后的異常值（殘差項）作為高管超額薪酬衡量指標。具體模型為： </p><p>　　3.過度投資。參

9、考Richardson（2006）、辛清泉（2007）、詹雷（2013）等人的研究方法衡量過度投資。企業(yè)存在最優(yōu)投資規(guī)模，且受到公司規(guī)模、投資機會、現(xiàn)金持有量、財務(wù)狀況等因素影響，企業(yè)投資超過最優(yōu)投資額的部分即為過度投資。本文使用模型（3）中企業(yè)新增投資除去正常投資額之后無法解釋的異常值（殘差）作為該企業(yè)的過度投資量。 </p><p>　　4.隱性腐敗量化。對于隱性腐敗模型權(quán)重的確定，為了消除主觀因素的影響，本

10、文通過在職消費、超額薪酬和過度投資三個指標的原始數(shù)據(jù)標準化處理，對指標打分，利用各指標的客觀權(quán)重，建立基于熵值法的隱性腐敗估計模型，通過各年隱性腐敗得分的多少判斷該公司的腐敗程度。 </p><p>　　由于異常在職消費（OverPerks）、超額薪酬（ExCom）和過度投資（OVERInv）三個指標均為負向指標，且根據(jù)朱喜安等（2015）的研究，極值熵值法優(yōu)于原熵值處理方法。故本文采用極值法，對原始數(shù)據(jù)進行無量

11、綱化處理。為了避免在熵值求權(quán)數(shù)時取對數(shù)無意義，借鑒馬文明（2007）的數(shù)據(jù)進行了平移處理。熵值法計算具體步驟由于篇幅限制不再贅述，最終得到我國上市公司2012―2014年隱性腐敗衡量指標值ImCorr?。由于在熵值計算過程中對指標進行正向化處理，故所得隱性腐敗衡量指標為正向指標，即指標值越大高管隱性腐敗程度越低。為了使指標值符合正常邏輯，對指標值進行負向化處理。即： </p><p>　?。ㄈz驗?zāi)Ｐ?。為了檢驗

12、企業(yè)高管隱性腐敗與制度環(huán)境之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了線性回歸模型（4）： </p><p>　　本文選取樊綱等《中國各地區(qū)市場化相對進程報告》中各地區(qū)的市場化相對進程得分作為衡量該地區(qū)制度環(huán)境的代理指標。但由于《報告》更新速度較慢，考慮到外部治理環(huán)境在不同年度間的變化相對穩(wěn)定，本文用現(xiàn)有最新一年的數(shù)據(jù)代替尚未披露信息年度的數(shù)據(jù)（夏立軍和方秩強，2005；王彥超等，2008）。對于控制變量的選取，借鑒學術(shù)界常用做法，選

13、取董事會獨立程度、公司規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為檢驗?zāi)Ｐ偷目刂谱兞俊?</p><p>　　三、實證結(jié)果與分析 </p><p>　?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計。表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計、各變量Pearson相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示高管隱性腐敗ImCorr與市場化進程Index之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，顯著性水平和相關(guān)系數(shù)分別為0.01和0.081，說明市場化進程Index值越高

14、，企業(yè)高管隱性腐敗指標ImCorr值越大，即在市場化進程越快的地區(qū)，企業(yè)高管隱性腐敗活動越嚴重。對于其他變量，相關(guān)性分析結(jié)果顯示高管隱性腐敗與董事會獨立程度、公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)，與總資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)。 　?。ǘ┒嘣貧w分析。從表3給出的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗結(jié)果可以看出，全樣本市場化程度Index與高管隱性腐敗ImCorr在0.01水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.007641。且從分組檢驗結(jié)果中可以看出，組（2）和組（3）

15、的市場化進程Index分別在0.01和0.05的顯著水平上與高管隱性腐敗正相關(guān)，但高管腐敗組的系數(shù)較大，說明相對于隱性腐敗程度較低的企業(yè)，高管隱性腐敗企業(yè)所處地區(qū)的市場化進程與高管隱性腐敗程度相關(guān)性更強。在控制變量中，獨立董事比例Independ與高管隱性腐敗情況ImCorr正相關(guān)，說明上市公司的董事會獨立程度越高，高</p><p>　?。ㄈ┓€(wěn)健性檢驗。為提高結(jié)果的穩(wěn)定性，本文采用以下方法進行穩(wěn)定性檢驗：（1

16、）為了增強研究結(jié)論的穩(wěn)健型，參考李寶寶和黃壽昌（2012）提出的經(jīng)驗估計模型計算獲得隱性腐敗指標ImCorr2，回歸結(jié)果沒有發(fā)生實質(zhì)性改變。（2）采用衡量高管隱性腐敗是否發(fā)生的啞變量ImCorr3衡量隱性腐敗，當ImCorr值大于0時賦值ImCorr3為1，當ImCorr值小于0時賦值ImCorr3為0。采用Logit回歸，結(jié)果沒有發(fā)生改變。（3）以1997―2009年市場化進程數(shù)據(jù)的平均增長幅度來預(yù)測2010―2014年的數(shù)據(jù)，對模型

17、進行了重新檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)論并沒有發(fā)生改變。（4）為了控制內(nèi)生性問題，本文采用滯后一期的市場化進程作為制度環(huán)境的工具變量，回歸結(jié)果與本文結(jié)果一致。 </p><p><b>　　四、結(jié)論 </b></p><p>　　本文利用871家上市公司2010―2014年面板數(shù)據(jù)，重點考查企業(yè)高管隱性腐敗與制度環(huán)境的關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）隨著市場化進程的推進，企業(yè)高管的隱性腐敗

18、程度越高。相反的，由于市場化發(fā)達地區(qū)的媒體關(guān)注、信息透明度等水平較高，顯性腐敗容易被揭露，高管會轉(zhuǎn)向相對隱蔽的隱性腐敗方式獲取利益。（2）在企業(yè)自身內(nèi)部控制較弱的情況下，企業(yè)高管更傾向于在職消費等形式謀取私利。而上市公司獨立董事制度的存在能夠在一定程度上影響高管行為，從而抑制高管謀取私利的行為。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　

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