劉光軍，彭韶兵

(1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，四川 成都 611130；2.成都理工大學(xué)商學(xué)院，四川 成都 614007)

一、引 言

企業(yè)高管腐敗，主要由政府官僚系統(tǒng)腐敗引申而來，近年來引起了國內(nèi)外學(xué)者的高度關(guān)注。在企業(yè)高管腐敗內(nèi)涵界定和類型劃分上，Huang和Snell(2003)、徐細(xì)雄(2012、2013)研究認(rèn)為，高管腐敗是基于個(gè)人私欲的一種權(quán)力尋租行為，直接侵害投資者利益、降低企業(yè)價(jià)值[1][2][3]。在企業(yè)高管腐敗類型上，楊卓(2012)、徐細(xì)雄等(2012、2013)主要從高管腐敗表現(xiàn)形式視角，將高管腐敗劃分為顯性腐敗(Explicit Corruption)和隱性腐敗(Implicit Corruption)，顯性腐敗行為主要包括貪污受賄、職務(wù)侵占、行賄及非法集資等；隱性腐敗行為包括奢靡的在職消費(fèi)、利用影響力或控制權(quán)獲取超額報(bào)酬及構(gòu)建商業(yè)帝國等[2][3][4]。

導(dǎo)致產(chǎn)生高管腐敗行為的影響因素較多。國內(nèi)外一些學(xué)者主要從代理關(guān)系、控制權(quán)、內(nèi)部控制、薪酬管制等方面研究企業(yè)高管腐敗的影響因素。張仁德和韓晶(2003)從國有經(jīng)濟(jì)代理關(guān)系視角研究第二類等級(jí)委托代理關(guān)系*第一類等級(jí)委托代理關(guān)系主要指全民與政府，即全體公民是委托人，政府是代理人；第二類等級(jí)委托代理關(guān)系則指政府與國企經(jīng)理，即政府是委托人，國企經(jīng)理是代理人，從而使得政府成為雙重委托代理身份。，明確指出國有經(jīng)濟(jì)的腐敗問題正是第二類等級(jí)委托代理關(guān)系，即委托人與代理人的共謀租金問題，并將國企經(jīng)理的腐敗定義為代理權(quán)腐敗，但其僅從理論和模型兩個(gè)方面進(jìn)行了簡要分析[5]。陳信元等(2009)研究認(rèn)為，高管通過控制權(quán)地位來謀取私人利益，實(shí)施關(guān)聯(lián)方交易、非相關(guān)多元化、侵占企業(yè)資產(chǎn)、奢靡的在職消費(fèi)、貪污受賄等行為，并指出對(duì)國企高管的薪酬管制誘發(fā)高管腐敗行為，但其在界定高管腐敗范圍時(shí)過于寬泛，可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生一定影響[6]。Hirsch等(2010)研究認(rèn)為，企業(yè)控制權(quán)的配置不合理會(huì)導(dǎo)致高管腐敗行為發(fā)生[7]；Oler等(2010)認(rèn)為高管控制權(quán)越大，越傾向于實(shí)施非關(guān)聯(lián)方交易，構(gòu)建商業(yè)帝國，這些對(duì)我國高管腐敗行為治理有借鑒作用[8]。權(quán)小鋒等(2010)也研究指出，國企CEO權(quán)力強(qiáng)度越大，越傾向于利用盈余管理來獲取私人利益，其從實(shí)質(zhì)上指出盈余管理中可能蘊(yùn)藏了高管腐敗行為[9]。楊卓(2012)、徐細(xì)雄(2013)則從放權(quán)改革和薪酬管制等視角研究了高管腐敗行為，認(rèn)為高管權(quán)力強(qiáng)度越大，高管腐敗越嚴(yán)重，而政府的薪酬管制進(jìn)一步惡化了高管腐敗行為，但囿于較小樣本[2][3][4]。楊德明等(2014)指出，企業(yè)長期固化的“一把手”文化，導(dǎo)致權(quán)力過度集中，腐敗成為必然，實(shí)質(zhì)上指明了高管凌駕于內(nèi)部控制之上的危害[10]。劉圻(2016)將高管腐敗的成因進(jìn)行了系統(tǒng)的梳理和歸納，主要成因包括高管控制權(quán)私利、公司治理缺陷、道德觀念扭曲及外部監(jiān)管弱化或缺失等，對(duì)研究高管腐敗影響因素有啟發(fā)性[11]。

綜上所述，研究高管腐敗行為誘因的文獻(xiàn)較多，從激勵(lì)視角研究的文獻(xiàn)很少。而股權(quán)激勵(lì)是企業(yè)為了激勵(lì)、吸引和留住高管，解決委托代理關(guān)系而推行的一種長期激勵(lì)機(jī)制。其目的在于解決投資者與經(jīng)營者之間由于信息不對(duì)稱導(dǎo)致的委托代理問題，且近年來推出股權(quán)激勵(lì)方案的上市公司呈現(xiàn)急劇上升趨勢。因此，股權(quán)激勵(lì)與高管顯性腐敗行為之間是否存在聯(lián)系值得思考。在高管權(quán)力強(qiáng)度背景下，我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否有效抑制了高管顯性腐敗行為，緩解了代理沖突？這即是本文探討和研究的問題。

基于此，作者收集并整理了2006～2015年間我國上市公司高管顯性腐敗的案例，通過構(gòu)建Logit回歸模型，研究股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃、高管權(quán)力強(qiáng)度與高管腐敗行為之間的關(guān)系，剖析股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)高管權(quán)力強(qiáng)度下的高管顯性腐敗的作用機(jī)理。這對(duì)我國證券管理部門、國有資產(chǎn)監(jiān)管部門，以及企業(yè)決策機(jī)構(gòu)關(guān)于如何設(shè)計(jì)和完善股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃方案、從權(quán)力強(qiáng)度角度監(jiān)督和約束企業(yè)高管行為提供了借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

對(duì)于高管權(quán)力強(qiáng)度，學(xué)術(shù)界大多參照Finkelstein(1992)的研究，從結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有制權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽(yù)權(quán)力等四個(gè)方面進(jìn)行計(jì)量[12]。一些學(xué)者對(duì)高管的權(quán)力與行為關(guān)系進(jìn)行了相應(yīng)的研究：Dyck等(2004)研究認(rèn)為擁有控制權(quán)的高管會(huì)為了謀取私人利益而背離受托責(zé)任，拋棄以股東利益最大化為目標(biāo)的經(jīng)營責(zé)任，憑借手中權(quán)力尋租[13]。Bolton等(2006)研究認(rèn)為，高管權(quán)力強(qiáng)度越大，越有動(dòng)力實(shí)施關(guān)聯(lián)方交易和超額在職消費(fèi)等腐敗行為，權(quán)力越大也容易自定薪酬，將企業(yè)薪酬體系置于控制權(quán)之下[14]。Oler和Olson(2010)也指出，權(quán)力過度集中的高管更傾向于實(shí)施不利于投資者或股東利益的非關(guān)聯(lián)業(yè)務(wù)并購行為，并從中獲利[8]。劉圻(2016)在歸類企業(yè)高管腐敗的成因時(shí)指出，高管控制權(quán)私利理論基礎(chǔ)上的權(quán)力尋租動(dòng)機(jī)和控制權(quán)私利是高管發(fā)生腐敗的主要原因。因此，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)高管權(quán)力強(qiáng)度越大，企業(yè)高管顯性腐敗越嚴(yán)重。

股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃設(shè)計(jì)初衷在于“公司請(qǐng)客、市場買單”，激勵(lì)對(duì)象主要通過二級(jí)市場出售股票獲取收益。但由于我國上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃設(shè)計(jì)不合理、資本市場的弱有效性和預(yù)期收益不確定性、缺乏股權(quán)激勵(lì)必備的三個(gè)前提條件*實(shí)施股權(quán)激勵(lì)需同時(shí)具備三個(gè)條件：存在一個(gè)競爭性的職業(yè)經(jīng)理人市場；高管更在意經(jīng)濟(jì)激勵(lì)而非政治晉升、盛名美譽(yù)；董事會(huì)與高管之間不存在合謀。(俞鴻林，2009)，以及高管對(duì)現(xiàn)貨訴求高于期貨等原因[17]，導(dǎo)致激勵(lì)效果欠佳，高管轉(zhuǎn)而尋求替代性選擇，實(shí)施奢靡在職消費(fèi)、貪污受賄等腐敗行為。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上看，我國國有控股上市公司由于高管任命制、缺乏職業(yè)經(jīng)理人市場*見經(jīng)濟(jì)學(xué)家厲以寧于2015年12月9日在北大光華新年論壇上的講話。、所有者缺位、長期固有的“一把手”文化以及代理鏈條過長，高管既是管理者又是所有者代言人，使得國企高管擁有企業(yè)實(shí)際控制權(quán)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)反而增強(qiáng)高管權(quán)力強(qiáng)度和提高發(fā)生腐敗行為概率。由于國有企業(yè)占有更多社會(huì)資源和經(jīng)濟(jì)資源，擠占了民營企業(yè)生存和發(fā)展空間，導(dǎo)致民企高管可能實(shí)施行賄、非法募集資金等腐敗行為，同時(shí)民營上市公司大多不信任、不愿意聘任職業(yè)經(jīng)理人*如福耀玻璃(600660)董事長曹德旺，明確提出不會(huì)聘任職業(yè)經(jīng)理人，兒子曹暉為副董事長，女兒曹芳為董事，女婿葉舒為總經(jīng)理。，其實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)象可能包括“局外人”和家族成員，激勵(lì)效果值得懷疑。因此，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃并未顯著緩解高管權(quán)力與高管腐敗之間的關(guān)系，其在國企組與非國企組表現(xiàn)不同，其中，較之非國有控股上市公司，國有控股上市公司實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃反而加劇了高管權(quán)力尋租行為和代理沖突。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本獲取與數(shù)據(jù)收集

本文主要收集并整理2006～2015年我國上市公司高管腐敗數(shù)據(jù)，并且利用stata12.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。首先，通過主流媒體介質(zhì)搜索有關(guān)上市公司高管腐敗案件新聞報(bào)道，進(jìn)行甄別、篩選、歸納、整理。并通過百度等搜索引擎查找有關(guān)我國上市公司高管腐敗、高管違紀(jì)違規(guī)、高管貪污腐敗、侵占國有資產(chǎn)、行賄、非法集資等相關(guān)詞匯，進(jìn)一步補(bǔ)充媒體報(bào)道數(shù)據(jù)和佐證相關(guān)數(shù)據(jù)信息。其次，根據(jù)涉及公司高管腐敗樣本公司所屬行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、主營構(gòu)成等，尋找1至2家該年度內(nèi)同行業(yè)未發(fā)生高管腐敗的相近公司，作為配對(duì)樣本。最后，通過查找CSMAR數(shù)據(jù)庫，獲取所有樣本公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得305份上市公司高管腐敗案例的數(shù)據(jù)資料，加上配對(duì)樣本共獲得469家樣本上市公司4024個(gè)年度觀察值。由于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有極端值的影響，本文對(duì)所有財(cái)務(wù)指標(biāo)方面的變量在1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。

(二)變量含義與解釋

被解釋變量：高管顯性腐敗。借鑒徐細(xì)雄等(2012；2013)的研究，以上市公司是否發(fā)生了高管腐敗行為作為二元啞變量，視作高管顯性腐敗代理變量。

解釋變量：主要包括高管權(quán)力強(qiáng)度、股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃等。

(1)高管權(quán)力強(qiáng)度(power)。一些學(xué)者從多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析得出權(quán)力強(qiáng)度。Finkelstein(1992)、徐細(xì)雄等(2013)，從結(jié)構(gòu)權(quán)力(包括CEO是否兼任董事長、是否兼任董事)、所有制權(quán)力(包括是否受控股股東委派、股權(quán)結(jié)構(gòu)是否分散)、專家權(quán)力(是否長期任職、是否內(nèi)部晉升)和聲譽(yù)權(quán)力(是否是高學(xué)歷、是否在外兼職)等四個(gè)角度的權(quán)力強(qiáng)度來識(shí)別高管權(quán)力；徐靜(2013)以組織權(quán)力、專家權(quán)力和所有制權(quán)力來進(jìn)行衡量[18]；張澤南(2014)，則直接從兩職合一、任期、年齡、董事會(huì)規(guī)模等七個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析構(gòu)建權(quán)力強(qiáng)度[19]；權(quán)小鋒(2010)主要從實(shí)際控制人鏈條層級(jí)等五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分合成管理層權(quán)力[9]。綜合以上分析，本文主要以CEO兼任、控股權(quán)程度、任職年限、政治背景深度和在外兼職等五個(gè)指標(biāo)(具體見表2)，分別代表結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有制權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽(yù)權(quán)力(后兩個(gè)指標(biāo)屬于聲譽(yù)權(quán)力)，進(jìn)行主成分分析，得出權(quán)力強(qiáng)度。一些者大多以高管學(xué)歷學(xué)位和兼職情況作為聲譽(yù)權(quán)力的代理變量，但筆者認(rèn)為似有不妥之處，所以主要用CEO擁有的政治背景深度(指政治標(biāo)簽或從政經(jīng)歷，Politics)、在外單位兼職(Part_time)兩個(gè)序數(shù)變量來進(jìn)行衡量。

本文調(diào)整了CEO聲譽(yù)權(quán)力的代理變量，具體原因如下：關(guān)于CEO聲譽(yù)權(quán)力，以CEO是否擁有高學(xué)歷和高學(xué)位來衡量有欠妥之處。這是因?yàn)槲覈刑厥獾臍v史條件和現(xiàn)實(shí)環(huán)境。目前我國高管大多出生于60年代，受歷史條件限制，其后天獲取的學(xué)歷學(xué)位，與其第一第二學(xué)歷之間的差異(縱向)、與其他高管之間(橫向)的差異，不具有區(qū)分度*筆者在統(tǒng)計(jì)CEO的個(gè)人特質(zhì)情況時(shí)發(fā)現(xiàn)，CEO學(xué)歷或?qū)W位中有32.28%屬于MBA、EMBA、CEO總裁班、省委黨校研究生等的學(xué)歷或?qū)W位，所以統(tǒng)計(jì)學(xué)歷或?qū)W位，并沒有實(shí)際意義。。因此，本文以是否擁有從政經(jīng)歷和政治“標(biāo)簽”來替代是否擁有高學(xué)歷、高學(xué)位，主要原因在于：第一，從政經(jīng)歷。我國行政體制實(shí)質(zhì)上延伸到了國企*長期以來，我國國有企業(yè)的組織框架、崗位設(shè)置等均參照行政機(jī)關(guān)，職務(wù)等級(jí)界限清晰明了。，國企高管實(shí)際上扮演了“準(zhǔn)官員”角色，擁有政府工作經(jīng)歷高管，更有可能將官場潛規(guī)則復(fù)制到企業(yè)中，更能增強(qiáng)其聲譽(yù)影響力和權(quán)力，一些高管在其個(gè)人簡歷中的充分展示從政經(jīng)歷便是明證。第二，粘貼社會(huì)“標(biāo)簽”。如擁有人大代表、政協(xié)委員、黨代表等政治背景，必然增強(qiáng)其社會(huì)聲譽(yù)，為企業(yè)尋求更多資源，也易導(dǎo)致個(gè)人腐敗。宋增基等(2013)以我國民企為樣本，發(fā)現(xiàn)有高達(dá)48.33%的高管，擁有人大代表或政協(xié)委員等政治身份，反映出我國民營企業(yè)家在追求經(jīng)濟(jì)利益時(shí)，訴求政治權(quán)利和個(gè)人聲譽(yù)的強(qiáng)烈意愿[20]。因此，以CEO政治背景深度、在外單位兼職數(shù)，作為聲譽(yù)權(quán)力的代理變量，比統(tǒng)計(jì)學(xué)歷學(xué)位更具有現(xiàn)實(shí)意義。

(2)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃。一些學(xué)者如逯東等(2014)、盛明泉等(2016)以管理層持股比例作為股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的代理變量[21][22]，因?yàn)槌止杀壤婕肮蓹?quán)激勵(lì)幅度問題，激勵(lì)強(qiáng)度過低起不到激勵(lì)的作用，演變成福利型激勵(lì)(呂長江等，2009)；激勵(lì)強(qiáng)度過高會(huì)導(dǎo)致高管產(chǎn)生機(jī)會(huì)主義行為。由于本文研究的是實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)CEO顯性腐敗的影響，故參考黃文娟(2013)等的研究，以是否實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃作為二元啞變量，即股權(quán)激勵(lì)option的代理變量[23]。另外，限于篇幅關(guān)于控制變量的解釋略去。

本文涉及的所有研究變量如表1和表2所示。

表1 主要變量定義

表2 高管權(quán)力強(qiáng)度的五個(gè)變量符號(hào)及其解釋

注：股權(quán)分散指“第一大股東/第二至第十股東持股比例之和”小于1。

(三)模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)高管顯性腐敗的影響，本文構(gòu)建了Logit回歸模型(1)：

log[corruptioni，t/(1-corruptioni，t)]=α0+α1poweri，t+α2optioni，t+α3poweri，t*optioni，t+

α4lnsalaryi，t+α5validi，t+α6agei，t+α7sexi，t+α8debti，t+

α9lnsizei，t+α10statei，t+α11prtectedi，t+∑year+εi，t

在回歸模型中，被解釋變量corruption是指上市公司是否發(fā)生了高管腐敗行為。高管權(quán)力強(qiáng)度變量power1(均值為power2)。高管權(quán)力越集中，控制權(quán)在失去監(jiān)督和約束情況下，必然產(chǎn)生腐敗行為。因此，預(yù)計(jì)power符號(hào)為正。

股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃option，指當(dāng)年是否實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃。我國上市公司股權(quán)激勵(lì)幅度總體偏低，使得股權(quán)激勵(lì)的保健效應(yīng)明顯，激勵(lì)作用弱化；由于高管擁有控制權(quán)導(dǎo)致股權(quán)激勵(lì)的設(shè)計(jì)不盡合理，甚至存在自我激勵(lì)現(xiàn)象；公司治理機(jī)制不健全，兩權(quán)分離也不徹底，以及傳統(tǒng)社會(huì)風(fēng)氣也影響到股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施效果；“現(xiàn)金為王”、“期貨不如現(xiàn)貨”等思想也對(duì)股權(quán)激勵(lì)實(shí)施產(chǎn)生一定的消極影響；我國上市公司長期存在將高管的在職消費(fèi)、基本薪酬、績效薪酬共同構(gòu)成CEO報(bào)酬，形成事實(shí)福利。因此，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司，并不能有效降低顯性腐敗行為發(fā)生，甚至惡化代理沖突。因此，我國的股權(quán)激勵(lì)并沒有起到緩解代理沖突的激勵(lì)效果，反而通過股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃增強(qiáng)了CEO權(quán)力強(qiáng)度，加劇了代理沖突，預(yù)計(jì)option系數(shù)為正。

高管權(quán)力強(qiáng)度與股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的交叉項(xiàng)power*option，主要在于衡量股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃針對(duì)高管權(quán)力強(qiáng)度對(duì)高管顯性腐敗的影響所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，預(yù)期符號(hào)不確定。在“期貨不如現(xiàn)貨”、“多鳥在林不如一鳥在手”思想下，高管可能追求短期的貨幣薪酬，使其與高管顯性腐敗存在關(guān)聯(lián)性，貨幣薪酬lnsalary預(yù)期符號(hào)為負(fù)。激勵(lì)有效期與等待期一樣，時(shí)間越長，激勵(lì)效果越差，高管發(fā)生腐敗的可能性就越大，因此預(yù)期符號(hào)為正。高管年齡越大，職位、地位、聲譽(yù)的影響力就越大，臨近退休，越容易發(fā)生腐敗行為，預(yù)期age系數(shù)為正。由于職業(yè)性別差異，我國上市公司CEO男性比例占據(jù)絕大多數(shù)，因此sex系數(shù)預(yù)期不確定。由于國企占據(jù)社會(huì)資源和經(jīng)濟(jì)資源優(yōu)勢，且存在所有者缺位現(xiàn)象，導(dǎo)致公司治理存在缺陷，所以相比于民企高管，國企高管的社會(huì)地位和聲譽(yù)、權(quán)力強(qiáng)度都明顯高于民企，因此產(chǎn)權(quán)性質(zhì)state預(yù)期符號(hào)為正。企業(yè)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模的預(yù)期系數(shù)符號(hào)不確定。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)。年度樣本觀察值中發(fā)生高管腐敗行為的樣本(corrupt2)為726份，頻率為18.04%；由于CEO腐敗發(fā)生行為時(shí)間與統(tǒng)計(jì)時(shí)間存在明顯差異，一些CEO腐敗行為發(fā)生的時(shí)間跨度長達(dá)10年，有的CEO涉案金額過億，其腐敗行為發(fā)生顯然“非一日之功”*據(jù)2017年5月25日《新京報(bào)》報(bào)道：陳同海收受賄賂(中石化原總經(jīng)理)1.9億，時(shí)間跨度達(dá)8年；湖南高速公路投資集團(tuán)副總經(jīng)理彭曙、湖南高廣投資公司原總經(jīng)理胡浩龍案件顯示，二人貪腐時(shí)間從2002年至2010年，長達(dá)10年，分別受賄達(dá)1.88億和1.7億。，其對(duì)企業(yè)成本、費(fèi)用、資產(chǎn)、收入等的影響也不僅包括當(dāng)年。所以在回歸過程中做如下安排：若當(dāng)年CEO發(fā)生腐敗行為，則視同當(dāng)年、前1年、前2年均發(fā)生了腐敗行為，并將這三類的代理變量，分設(shè)為corrupt、corrupt1、corrupt2。高管權(quán)力強(qiáng)度power指標(biāo)最大值為0.701，最小值為0.0122，標(biāo)準(zhǔn)差為0.144；股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃option頻率為5.40%；貨幣薪酬(自然對(duì)數(shù))最大值為17.25，最小值為9.038，均值為13.91；激勵(lì)有效期的最大值為10年，標(biāo)準(zhǔn)差為1.23年；年齡均值為48.44歲。另外，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)較大，這將有利于進(jìn)一步的研究，因篇幅限制，相關(guān)系數(shù)表略去。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)Logit回歸模型驗(yàn)證高管權(quán)力強(qiáng)度對(duì)高管腐敗的影響以及股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃在高管權(quán)力強(qiáng)度與高管腐敗間的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果如表4和表5所示。

從表4中可以發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量之后，高管權(quán)力強(qiáng)度power1、均值power2，分別對(duì)企業(yè)高管顯性腐敗(corrupt、corrupt1、corrupt2)產(chǎn)生了顯著的影響，且顯著性水平都為1%，這說明上市公司權(quán)力強(qiáng)度越惡化，發(fā)生高管顯性腐敗行為可能性越大：如第1、2、3列顯示權(quán)力強(qiáng)度每提升一個(gè)層次，腐敗發(fā)生概率分別增加75.4%、47.5%和71%；第4、5、6列也顯示，與低權(quán)力組相比，高權(quán)力組的高管發(fā)生腐敗概率分別增長2.471、1.413和2.495倍。控制變量貨幣薪酬lnsalary第1、4列顯示，薪酬水平每上升1萬元(對(duì)數(shù))，腐敗分別降低27.40%和27.10%，說明高管針對(duì)貨幣薪酬依然敏感，追求即期收益超過遠(yuǎn)期不確定性收益。激勵(lì)有效期validity第1、4列顯示，每延長一年的有效期，高管腐敗分別增長28.80%和27.70%，說明激勵(lì)有效期越長高管預(yù)期收益風(fēng)險(xiǎn)越大，發(fā)生腐敗概率也越高。年齡age除第2列不顯著之外，其他均至少在10%水平上顯著，且EXP(B)系數(shù)均超過1，說明CEO年齡越大，發(fā)生腐敗行為概率就越大，這與前面的理論分析相一致。高管性別、長期負(fù)債率、資產(chǎn)規(guī)模均沒有顯著影響。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)state的系數(shù)(第1～6列)顯著為正，系數(shù)EXP(B)均超過1，且顯著性水平至少低于5%，說明與非國企組相比，國企組更易滋生顯性腐敗行為。這為研究假設(shè)1提供了證據(jù)支持。綜合準(zhǔn)確預(yù)測百分比(均高于82%)、-2對(duì)數(shù)似然值均(較小)以及HL卡方檢驗(yàn)(sig.>0.10)結(jié)果等指標(biāo)看，模型擬合優(yōu)度總體較好，自變量可以有效預(yù)測因變量。

從表5中可以看出，在控制其他變量之后，單一變量高管權(quán)力強(qiáng)度的EXP(B)系數(shù)為3.278、股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃option的系數(shù)為1.952，說明權(quán)力強(qiáng)度越大腐敗發(fā)生概率越高、股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施并沒有顯著降低高管腐敗行為發(fā)生。交叉項(xiàng)power1*option在第3、4和5列中的EXP(B)系數(shù)分別為1.097、1.147和0.915，且顯著性水平分別為1%、5%和5%，這說明，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施并沒有有效調(diào)整高管權(quán)力強(qiáng)度與其顯性腐敗行為之間的關(guān)系：實(shí)施股權(quán)激勵(lì)使得權(quán)力強(qiáng)度下的高管腐敗行為反而上升了9.7%；但在國企組與非國企組中表現(xiàn)不盡相同，前者更為明顯：在國企組股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施使得高管權(quán)力進(jìn)一步惡化，反而使得發(fā)生腐敗概率上升了14.7%；在非國企組腐敗發(fā)生概率下降8.5%。針對(duì)此現(xiàn)象進(jìn)一步可解釋為：由于內(nèi)部人控制、所有者缺位、代理鏈條過長等原因，在國有控股公司中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，反而增強(qiáng)了高管權(quán)力強(qiáng)度，從而惡化了CEO權(quán)力尋租行為；而對(duì)于民營上市公司，股權(quán)激勵(lì)賦予職業(yè)經(jīng)理人以股東身份，使得CEO的個(gè)人利益與股東利益捆綁在一起，一定程度上能顯著降低CEO權(quán)力尋租行為發(fā)生。另外，控制變量的回歸結(jié)果與表4的解釋類似。這些為研究假設(shè)2提供了數(shù)據(jù)支撐。同上，檢驗(yàn)結(jié)果也說明回歸模型擬合優(yōu)度較好。

表4 高管權(quán)力強(qiáng)度與CEO顯性腐敗的回歸結(jié)果

注：系數(shù)為Exponentiated coefficients(冪系數(shù))；括號(hào)內(nèi)為z值；*** 、** 和*分別表示對(duì)應(yīng)變量的參數(shù)在1%、5%和10%的水平上顯著相關(guān)；HL Test指Hosmer and Lemeshow Test，中括號(hào)內(nèi)為sig.值。下同。

表5 股權(quán)激勵(lì)影響高管權(quán)力強(qiáng)度與CEO顯性腐敗(corrupt2)的關(guān)系的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前文中將高管權(quán)力強(qiáng)度用四個(gè)角度五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析得出，但并不能得出不同變量的影響程度，也掩蓋了五個(gè)指標(biāo)的不同特征。根據(jù)回歸模型(1)在控制CEO年齡和性別、負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模等變量基礎(chǔ)上，對(duì)五個(gè)指標(biāo)分別進(jìn)行了回歸，然后再進(jìn)行多元回歸。

表6顯示，高管權(quán)力強(qiáng)度的五個(gè)指標(biāo)，除了控股權(quán)之外，其他回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。這表明，CEO兼任董事長或董事、任職年限越長、政治背景越深、兼職單位越多，權(quán)力強(qiáng)度就越大，越容易發(fā)生腐敗行為。回歸結(jié)果也說明，上市公司CEO的各個(gè)維度變量，都對(duì)企業(yè)CEO腐敗行為產(chǎn)生了顯著影響，這也進(jìn)一步為前文有關(guān)高管權(quán)力強(qiáng)度導(dǎo)致權(quán)力尋租理論分析提供了有力支持。

表6 高管權(quán)力綜合強(qiáng)度的五個(gè)指標(biāo)對(duì)CEO顯性腐敗的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文前面通過實(shí)證研究論證了高管權(quán)力強(qiáng)度與高管顯性腐敗之間的關(guān)系，也驗(yàn)證了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)二者關(guān)系產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；?006～2015年我國上市公司高管顯性腐敗數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明：(1)高管權(quán)力強(qiáng)度越大，發(fā)生權(quán)力尋租行為概率就越大、代理成本就越高。(2)我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)，未能有效調(diào)節(jié)高管權(quán)力強(qiáng)度與高管顯性腐敗之間的關(guān)系，未能顯著降低高管權(quán)力尋租行為和代理沖突發(fā)生，反而加劇了代理沖突，其中國有控股企業(yè)比非國有控股企業(yè)更為惡化。(3)高管貨幣薪酬與高管顯性腐敗行為之間呈顯著負(fù)相關(guān)、激勵(lì)有效期與高管腐敗行為之間則為顯著正相關(guān)關(guān)系。

本文的研究結(jié)論為證監(jiān)會(huì)、國資委、企業(yè)決策層，監(jiān)督和約束企業(yè)高管權(quán)力、平衡產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)關(guān)系、完善公司治理提供證據(jù)支持，也有利于證券監(jiān)管部門進(jìn)一步完善我國上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法，以及企業(yè)決策層優(yōu)化股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃方案設(shè)計(jì)，包括激勵(lì)幅度、激勵(lì)范圍、有效期、等待期等，同時(shí)也指明在企業(yè)薪酬體系設(shè)計(jì)中應(yīng)注意保持貨幣薪酬與股權(quán)激勵(lì)的適度平衡和互補(bǔ)。

當(dāng)然，本文實(shí)證研究也存在一定不足：(1)我國上市公司CEO腐敗案例，部分屬于政商勾結(jié)，“拔出蘿卜帶出泥”，因而呈現(xiàn)集中性，如四川和山西官場地震、中石油腐敗系列案。這些可能對(duì)樣本選擇產(chǎn)生影響。同時(shí)，CEO顯性腐敗行為，其從潛伏期到曝光有滯后性，腐敗發(fā)生期間難以明確界定。(2)由于數(shù)據(jù)收集受時(shí)間和成本的局限，導(dǎo)致研究企業(yè)CEO顯性腐敗的樣本量較小，可能會(huì)對(duì)研究結(jié)論的可靠性產(chǎn)生影響；在衡量企業(yè)CEO顯性腐敗行為時(shí)，由于腐敗案例披露不夠翔實(shí)，無法統(tǒng)計(jì)全部涉案金額，腐敗類型不同涉案金額也缺乏可比性，因此本文沒有考慮企業(yè)CEO顯性腐敗強(qiáng)度，這也可能對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生一定影響。(3)在選擇股權(quán)激勵(lì)代理變量時(shí)，僅以是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)為虛擬變量；同時(shí)，企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施效果需要長期的觀察和研究，受時(shí)間跨度小和樣本較少局限，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否能有效抑制CEO權(quán)力尋租行為，仍然是需要不斷觀察、不斷研究的過程，這對(duì)本文的結(jié)論也會(huì)有一定的影響。

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