袁小平 劉光軍 彭韶兵

【摘要】以證監(jiān)會推出的《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》為政策背景，基于2014～2018年我國上市公司高管違規(guī)行為數(shù)據(jù)，對公司治理水平、員工持股計劃與企業(yè)高管違規(guī)行為之間的關(guān)系進行研究。實證檢驗結(jié)果表明：員工持股計劃與公司治理綜合水平的交互作用顯著，即員工持股計劃能夠顯著促進公司治理水平對高管違規(guī)行為的抑制作用；處于較低的公司治理綜合水平的員工持股計劃，提高了高管違規(guī)行為發(fā)生的頻率；員工持股計劃能有效提升公司治理綜合水平。研究結(jié)論對于完善ESOP設(shè)計、優(yōu)化產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)、提高公司治理水平、抑制高管違規(guī)行為等具有重要意義。

【關(guān)鍵詞】公司治理水平；員工持股計劃；高管違規(guī)行為；經(jīng)營績效

【中圖分類號】F276.6【文獻標(biāo)識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）24-0036-9

【基金項目】中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目（項目編號：JBK15O7147）

一、引言

員工持股計劃（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）源于1958年美國經(jīng)濟學(xué)家路易斯·凱爾索提出的“二元經(jīng)濟學(xué)理論”。20世紀(jì)70年代在西方國家進行試點，80年代即成為西方企業(yè)界普遍采用的中長期激勵模式。在我國改革開放初期，一些企業(yè)以籌措資金為目的開始了內(nèi)部職工股試點工作，歷經(jīng)波折，直到2012年8月，證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司員工持股計劃管理暫行辦法（征求意見稿）》及起草說明。2014年6月，為貫徹黨的十八屆三中全會和《國務(wù)院關(guān)于進一步促進資本市場健康發(fā)展的若干意見》（國發(fā)[2014]17號）的精神，經(jīng)國務(wù)院同意，證監(jiān)會制定并發(fā)布《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》，在我國上市公司中開展ESOP試點，這標(biāo)志著我國上市公司ESOP開始獲批放行。

自海普瑞（002399）董事會于2014年7月10日首推ESOP預(yù)案以來，截止到2018年年底，我國A股上市公司推出ESOP方案（包括預(yù)案）的數(shù)量達712份，涉及上市公司數(shù)量達582家，占A股上市公司總數(shù)的比重高達18.02%。從以上數(shù)據(jù)可以看出，2014年證監(jiān)會出臺試點意見以后，A股上市公司反應(yīng)強烈，僅2015年就推出365份ESOP方案，占目前方案數(shù)量的比重達51.26%。

高管違規(guī)行為主要指企業(yè)高管違反證券法、公司法以及證監(jiān)會部門規(guī)章等，涉及財務(wù)造假、推遲披露、重大信息遺漏、違規(guī)出資、擅自改變資金用途、操縱股價、違規(guī)擔(dān)保、炒作次新股、利用高送轉(zhuǎn)違規(guī)交易等行為。其發(fā)生頻率與公司治理水平、ESOP的實施可能有一定的相關(guān)關(guān)系。

由于我國資本市場不成熟且存在非理性的投資者，針對我國上市公司推出的ESOP方案，投資者在連續(xù)幾輪遭遇股災(zāi)的洗禮后，對ESOP的美好意愿瞬間化為泡影，投資者拋出ESOP是“餡餅”還是“陷阱”、是“大利好”還是“大忽悠”的疑問。這和美國ESOP早期人們質(zhì)疑ESOP到底是“靈丹妙藥”還是“安慰劑”如出一轍。但我國也不乏成功的經(jīng)典案例——華為公司的ESOP。華為公司2013年即超越愛立信成為全球第一通信設(shè)備運營商；2018年度銷售收入達7212億元、凈利潤為593億元；2017年第一季度超越思科占據(jù)核心路由器全球第一市場份額。華為取得成功的原因固然很多，但其實施的ESOP被公認(rèn)為是成功的關(guān)鍵因素之一。

綜上所述，ESOP在國外得到了廣泛的研究和應(yīng)用，而在我國推廣運用得較晚，ESOP的實施效果還不得而知，國內(nèi)學(xué)者在研究ESOP時大多采用的是規(guī)范研究和案例研究方法，利用數(shù)理統(tǒng)計方法進行的研究還比較少。ESOP在我國經(jīng)歷了曲折的發(fā)展，企業(yè)試點ESOP后公司治理效果是否發(fā)生變化，二者交互作用如何？面對資本市場的屢屢質(zhì)疑，高管違規(guī)行為是否有所減少？ESOP的實施是否提升了企業(yè)經(jīng)營績效和公司價值？這些問題是本文試圖進行研究和回答的主要問題。

二、理論分析與研究假設(shè)

ESOP與股權(quán)激勵計劃一樣具有多重功能。ESOP側(cè)重于緩解經(jīng)理層與中層或基層員工之間的代理沖突，而股權(quán)激勵計劃重在緩解股東（董事會）與經(jīng)理層之間的代理沖突，降低代理成本。ESOP的功能和作用主要在于：①通過建立和完善勞資共享機制，調(diào)整企業(yè)收益權(quán)、奠定民主管理基礎(chǔ)、緩解代理沖突；②提高公司治理水平，完善監(jiān)督和約束機制；③吸引和留住人才，提高員工的凝聚力、企業(yè)競爭力和企業(yè)經(jīng)營績效；④擴大企業(yè)資金來源渠道，優(yōu)化社會資金配置。從下圖中可以看出，根據(jù)企業(yè)行政管理層級可劃分出至少三個層次的委托代理關(guān)系，其中ESOP在于緩解第三層的代理關(guān)系；員工主人翁地位的回歸，使得所有權(quán)約束主體更加明晰，能夠?qū)EO形成有效的約束和監(jiān)督。

如前所述，國外在ESOP對企業(yè)經(jīng)營績效的影響研究上盡管也不完全一致，但基本持肯定態(tài)度。與之相比，我國ESOP經(jīng)歷了一個曲折的發(fā)展歷程，直到2014年6月由證監(jiān)會推出了《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》，緊接著上交所發(fā)布了《上市公司員工持股計劃信息披露工作指引》，ESOP才得到了制度規(guī)范。我國關(guān)于ESOP的規(guī)范研究較多，實證研究較少；早期研究較少，近期研究較多。我國學(xué)者對于ESOP的研究也主要集中于ESOP與經(jīng)營績效（市場指標(biāo)和會計利潤指標(biāo)）方面。

公司治理包括公司內(nèi)部的治理體系以及外部的約束機制。建立在委托代理、兩權(quán)分離、利益相關(guān)者等理論基礎(chǔ)上的公司治理理論指出，有效的公司治理機制能夠提升企業(yè)經(jīng)營管理水平、監(jiān)督和約束CEO的行為。一些學(xué)者從所有權(quán)與控制權(quán)、董事會特征、審計監(jiān)督、債權(quán)人軟約束、機構(gòu)投資者等視角研究了公司治理水平。Chtourou等[1]研究認(rèn)為，完善的審計委員會結(jié)構(gòu)，能夠有效約束CEO的盈余管理、違法違規(guī)等行為，包括獨立董事比例、董事會規(guī)模等指標(biāo)。Jensen等[2]指出，企業(yè)的負(fù)債能夠從外部監(jiān)督視角有效地約束CEO的行為，債務(wù)還本付息的融資成本壓力和“硬約束”性質(zhì)，可抑制CEO對自由現(xiàn)金流量的過度支配，緩解股東與CEO之間的沖突。Shleife等[3]也通過實證研究指出，通過企業(yè)融資，債權(quán)人能夠有效約束代理沖突所帶來的CEO過度投資行為。Parrino等[4]指出，公司債務(wù)的到期期限越長，代理成本越大。齊蕾[5]指出，合理配置企業(yè)的產(chǎn)權(quán)決定了企業(yè)的利益激勵機制，這也是公司治理的主要內(nèi)容之一。

總體而言，在實施ESOP方面我國A股上市公司反應(yīng)強烈、積極，尤其是民營上市公司，具體如下：①證監(jiān)會于2014年6月制定并發(fā)布《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》，不到一個月，即2014年7月9日便有海普瑞（002399）公布其ESOP（草案）。②貝因美（002570）于2014年12月主動放棄了股權(quán)激勵計劃，而改推ESOP。其主要原因在于，公司經(jīng)營業(yè)績實際情況與股權(quán)激勵考核的指標(biāo)存在較大偏差，難以實現(xiàn)激勵目標(biāo)，達到效果，而ES？ OP則非常靈活，且無目標(biāo)業(yè)績的桎梏。③2015年5月，寶新能源（000690）宣稱，要在2015～2024年逐步推出10期的ESOP。④如前所述，截止到2018年年底，我國A股上市公司推出了涉及582家共計712份ESOP方案，且數(shù)量仍在大幅增長。因此，由于參與對象的覆蓋面較廣，ESOP能夠緩解CEO與普通員工之間的“身份和地位”沖突，實現(xiàn)員工股權(quán)激勵的初衷和基本功能。

但我國推出的ESOP方案，也引發(fā)外界不少質(zhì)疑聲。①我國已實施ESOP的上市公司，大都屬于規(guī)模偏小、處于完全競爭市場下的非國有控股上市公司，面臨激烈的市場競爭和有限的發(fā)展空間。②已推出的ESOP方案缺陷較多：激勵比例偏低（均值為1.68%）；鎖定期偏短（大多為12個月）；部分激勵對象主要為高管或高管近親屬，自我激勵動機明顯；激勵資金來源單一，主要為自籌資金，使得ESOP方案落地困難。普通員工對ESOP的積極性不高。③公布ESOP方案的公司較多、具體實施的較少；因多種原因終止原ESOP的較多；部分實施ESOP的上市公司股價大幅波動，出現(xiàn)浮虧現(xiàn)象，也對ESOP方案的激勵效果產(chǎn)生消極影響。④我國上市公司高管違規(guī)成本較低，也使得高管違規(guī)行為頻頻發(fā)生。綜上所述，由于實施ESOP的上市公司面臨更多的外部市場競爭，而ESOP方案又存在設(shè)計缺陷，終止實施的公司較多，ESOP的實施在短期內(nèi)可能難以約束、監(jiān)控高管違規(guī)行為。但由于ESOP的一個主要功能是通過明晰所有制主體來優(yōu)化公司治理，因此ESOP與公司治理綜合水平的共同作用也會直接約束高管的行為，即ESOP的實施有利于加強公司治理水平對高管違規(guī)行為的約束作用。

因此，提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：我國實施的ESOP，能顯著增強公司治理水平對高管違規(guī)行為的約束作用。

ESOP的實施，也與公司治理水平相關(guān)：處于低公司治理水平之下的上市公司，其高管可能凌駕于內(nèi)部控制之上，企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整和決策可能更多依賴于高管個人意愿而非團隊意志，在此條件下實施ESOP則更可能誘發(fā)高管違規(guī)行為。而處于高公司治理水平下的上市公司，實施ESOP則可以進一步加強對高管行為的約束。

因此，提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：低治理水平公司實施的ESOP，并不能顯著抑制高管違規(guī)行為。

ESOP的有效實施，能夠徹底改變企業(yè)員工的身份和地位，變“打工者”為“股東”身份，能夠充分激發(fā)員工的主人翁精神和工作積極性，加大員工對企業(yè)經(jīng)營管理流程的監(jiān)督約束力度，進一步提高公司治理水平。因此，ESOP和公司治理水平是相輔相成的，ESOP的實施能有效提升公司治理水平，公司治理水平的提升也依賴于全體員工的監(jiān)督。

因此，提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3：實施ESOP能顯著提升公司治理水平。

三、模型設(shè)計與變量選取

（一）數(shù)據(jù)與樣本

本文首先通過Wind資訊數(shù)據(jù)庫收集、整理 2014～2018年我國披露高管違規(guī)行為的641家A股上市公司共計862個數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)樣本公司的行業(yè)、規(guī)模等，通過stata軟件、利用PSM傾向得分匹配法尋找了1～2個配對樣本，并通過新浪財經(jīng)等補充和完善了個別樣本缺損的信息。最后，通過CSMAR數(shù)據(jù)庫，獲取所有樣本公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失、？ST、ST和金融企業(yè)樣本，最終獲得1361家上市公司，共計6318個年度觀察值。由于財務(wù)數(shù)據(jù)可能存在極端值的影響，本文對所有財務(wù)指標(biāo)方面的變量在1%的水平上進行了縮尾（Winsorize）處理。在通過Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集了相關(guān)數(shù)據(jù)后，利用Excel 2016辦公軟件對數(shù)據(jù)進行了前期簡易整理，最后主要使用Stata 12.0數(shù)理統(tǒng)計軟件對所有數(shù)據(jù)進行了處理。

（二）變量含義及解釋

1.被解釋變量：高管違規(guī)行為（illegal）。CEO違規(guī)行為不同于貪污、受賄、職務(wù)侵占、挪用等違反刑法的腐敗行為，一些學(xué)者主要從財務(wù)舞弊、財務(wù)重述、股價操縱以及盈余管理等視角進行了研究。胡國強等[6]研究認(rèn)為，高管持股比例高反而加劇了財務(wù)重述等違規(guī)行為，更可能導(dǎo)致財務(wù)舞弊的發(fā)生。魏云[7]將高管的負(fù)面會計行為劃分為盈余操縱、會計舞弊及股價操縱等。參考以上學(xué)者的研究，本文以高管是否發(fā)生違規(guī)行為二元啞變量，作為高管違規(guī)行為的代理變量。

2.解釋變量。解釋變量主要包括ESOP、公司治理水平以及ESOP與公司治理水平的交乘項等變量。ESOP（ESOP1），以是否公布或?qū)嵤┝薊SOP為二元啞變量，作為ESOP的代理變量；為進一步考察ESOP的影響效應(yīng)，本文將當(dāng)年度實施或公布了ES？ OP的，下一年度也視同為二元啞變量（ESOP2）。

關(guān)于公司治理水平變量，蘇冬蔚等[8]在研究公司治理對盈余管理的影響時，主要從產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)、審計質(zhì)量、債權(quán)人治理以及境外上市公司持股等5個方面分9個變量分析上市公司盈余管理影響的顯著性程度。其9個變量分別為是否為國有控股、第一大股東持股比例、獨董比例、董事長與總經(jīng)理兩職合一、是否設(shè)立審計委員會、是否由四大會計師事務(wù)所審計、審計意見是否為標(biāo)準(zhǔn)意見、財務(wù)杠桿等。謝婷婷[9]也通過主成分分析法，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征、審計監(jiān)督和機構(gòu)投資者等4個方面設(shè)立了7個主要指標(biāo)來進行主成分分析，得出公司治理綜合水平指標(biāo)，作為公司治理水平的代理變量。在變量設(shè)計中大多考慮董事長與總經(jīng)理兩職合一、是否設(shè)置審計委員會等情況，但從目前我國上市公司實際情況看，董事長與總經(jīng)理兩職合一的比重已經(jīng)很小、設(shè)立審計委員會也是上市公司治理準(zhǔn)則的要求，故本文并沒有考慮這兩個指標(biāo)的影響。與此同時，一些學(xué)者在選擇公司治理綜合強度指標(biāo)時，較多地使用了二元變量，這對主成分分析的結(jié)果會有一定程度的影響，因此，在衡量各維度指標(biāo)時本文較多采用了序數(shù)變量或連續(xù)變量。

參考以上學(xué)者的研究，筆者主要基于所有權(quán)與控制權(quán)、董事會特征、審計監(jiān)督和債權(quán)人軟約束等四個方面共計8個變量進行主成分分析，得出公司治理綜合水平的代理變量（govern1，governance）。其中，8個變量主要是產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state2）、股權(quán)分散程度[S（2，10）/S1]、獨董比例（independ）、董事會會議次數(shù)（board1）、董事會規(guī)模（board2）、審計意見類型（audit_type）、審計質(zhì)量（audit_quality）、負(fù)債比例（debt）等，具體變量定義及其解釋見表1。

從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角分析變量選擇。由于國有企業(yè)所有者缺位、代理鏈條過長，導(dǎo)致公司治理機制相比民營企業(yè)較弱、代理成本較高、發(fā)生高管違規(guī)行為的概率較大。朱茶芬等[10]研究發(fā)現(xiàn)，國有控股上市公司由于受內(nèi)部人控制、債務(wù)軟約束，以及政府干預(yù)等因素影響，治理機制不健全、會計指標(biāo)穩(wěn)健性偏低。薄仙慧等[11]研究指出，機構(gòu)投資者持股和國有控股對企業(yè)盈余管理和公司治理影響并不顯著。蘇冬蔚等[8]以是否是國有控股和第一大股東持股的比例來衡量產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)?？紤]到相比國有控股企業(yè)存在內(nèi)部人控制問題，民營企業(yè)的產(chǎn)權(quán)更為清晰，本文將國有控股設(shè)置為1，民營控股設(shè)置為2。并考慮股權(quán)分散度，以“第2 ～ 10大股東持股比例之和/第一大股東持股比例”衡量股權(quán)分散程度，比值越大說明股權(quán)越分散，即前十大股東對控股股東的約束越強，一定程度上抑制了高管的控制權(quán)，公司治理水平相對較高。

在董事會特征、審計監(jiān)督和債權(quán)人約束等變量設(shè)置上，借鑒Cornett等[12]、蘇冬蔚等[8]、李菲[13]、謝婷婷[9]等的研究。在董事會特征設(shè)置上，本文以獨董比例、董事會會議次數(shù)和董事會規(guī)模等三個指標(biāo)來衡量董事會特征，即獨董占全部董事的比例（%）、年度董事會召開次數(shù)、董事會成員數(shù)量。在審計監(jiān)督變量設(shè)置上，Caramanis等[14]指出，審計質(zhì)量對企業(yè)盈余管理有顯著影響。蘇冬蔚等[8]認(rèn)為審計監(jiān)督有助于提升公司治理水平。因此，本文主要從審計意見和審計質(zhì)量兩方面衡量審計監(jiān)督強度。其中，審計意見類型為：否定意見或無法表示意見為1，除前二者之外的非標(biāo)意見為2，標(biāo)準(zhǔn)無保留意見為3；審計質(zhì)量為：如果由境外四大會計師事務(wù)所審計年度會計報表則為4，如果由境外四大會計師事務(wù)所與境內(nèi)事務(wù)所合資提供的審計為3，前10名境內(nèi)會計師事務(wù)所提供的審計則取2，其他境內(nèi)會計師事務(wù)所提供的審計取1。在債權(quán)人軟約束上，選擇長期負(fù)債占總資產(chǎn)的比率為代理變量。在債權(quán)人軟約束上，一些學(xué)者主要以長期負(fù)債比率和資產(chǎn)負(fù)債率等指標(biāo)作為代理變量，但在約束是否顯著上學(xué)者意見不一。蔡寧等[15]認(rèn)為債權(quán)人的外部監(jiān)督和軟約束有助于降低企業(yè)的盈余管理水平、改善公司治理，但劉光軍等[16]認(rèn)為負(fù)債水平越高或財務(wù)杠桿越高，企業(yè)越易陷入財務(wù)困境而產(chǎn)生盈余管理動機，債權(quán)人外部監(jiān)督落空，無益于公司治理。本文以長期負(fù)債占總資產(chǎn)比率來衡量債權(quán)人軟約束。

在經(jīng)過主成分分析后得出公司治理綜合水平（govern1，governance），為進行進一步分析，本文也設(shè)置了均值代理變量（govern2，governance mean），即公司治理綜合水平大于均值的取1，小于均值的取0。另外，為考核ESOP如何作用于公司治理綜合水平與CEO違規(guī)行為之間的關(guān)系，本文設(shè)立了govern×ESOP交乘項。

3.控制變量。本文設(shè)置的控制變量主要有長期負(fù)債比率（debt）、企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）、經(jīng)營效率（operate）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state）以及行業(yè)（ind）和年份（year）啞變量。長期負(fù)債比率（%），主要用于驗證ESOP對CEO違規(guī)行為的約束作用時，作為控制變量檢驗負(fù)債軟約束的影響程度。企業(yè)規(guī)模，使用企業(yè)年末總資產(chǎn)（萬元）的自然對數(shù)進行衡量。投資比重，使用“（固定資產(chǎn)+在建工程）/年末總資產(chǎn)”指標(biāo)進行衡量。經(jīng)營效率，使用“經(jīng)營現(xiàn)金凈流量/年末總資產(chǎn)”計算得出。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，企業(yè)為國有控股時取1，非國有控股時取0。

被解釋變量、解釋變量及控制變量的具體含義及解釋見表2。

（三）檢驗?zāi)Ｐ?/p>

為了檢驗我國A股上市公司ESOP（ESOP）、公司治理綜合水平（govern1）、公司治理綜合水平均值（govern2）以及二者交乘項對CEO違規(guī)行為的影響，本文構(gòu)建了以下logit回歸模型：

在回歸模型（1）中，被解釋變量illegal是指上市公司高管違規(guī)行為，以當(dāng)年是否發(fā)生違規(guī)行為為二元啞變量。解釋變量包括ESOP1、ESOP2（當(dāng)年實施了ESOP，視同第二年也發(fā)生）、公司治理綜合水平（govern1和govern2）、交乘項（govern2×ESOP1和govern2×ESOP2）?？刂谱兞恐饕衅髽I(yè)規(guī)模（lnsize）、長期負(fù)債比率（debt）、投資比重（invest）、控股權(quán)性質(zhì)（state）以及行業(yè)和年份啞變量。

關(guān)于解釋變量的預(yù)期符號。①ESOP1和ESOP2變量。我國上市公司ESOP自試點以來，市場總體反應(yīng)強烈，企業(yè)決策層持積極肯定態(tài)度。從前文對美國和歐洲ESOP實施情況的分析來看，ESOP對提升公司治理水平和企業(yè)業(yè)績效果明顯。但由于我國ES？ OP實施歷史較短，國有企業(yè)高管權(quán)力過于集中，民營企業(yè)家族化嚴(yán)重、高管大多為自家人或自己人，高管行為不會因為還未形成系統(tǒng)化監(jiān)督機制而受到影響；ESOP設(shè)計存在激勵比例偏低、激勵強度過小等特點，使得ESOP的實施效果大打折扣。因此，預(yù)計我國A股上市公司的ESOP能夠有效抑制CEO違規(guī)行為發(fā)生，預(yù)期符號為正。②公司治理綜合水平變量（govern1、govern2）和交乘項。運用主成分分析方法從產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)、董事會特征、審計監(jiān)督和債權(quán)人軟約束等四個方面衡量公司治理綜合水平，該水平的提升可以在一定程度上抑制CEO權(quán)力尋租或違規(guī)行為發(fā)生，所以預(yù)期符號為負(fù)。③ESOP與公司治理綜合水平的交乘項（govern2×ESOP2）。由于公司治理綜合水平的預(yù)期符號為負(fù)、ESOP2預(yù)期符號也為負(fù)，所以交乘項的預(yù)期符號不確定。

關(guān)于控制變量的符號預(yù)期。在企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）兩個變量與企業(yè)高管違規(guī)行為、超額在職消費的關(guān)系上，大部分學(xué)者的研究結(jié)論并不一致。夏冬林等[17]采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量公司規(guī)模指標(biāo)，其實證研究結(jié)果表明，公司規(guī)模與高管奢靡在職消費水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即公司規(guī)模越大，公司治理機制對CEO的約束作用越有效果，說明企業(yè)規(guī)模較大時CEO消極行為有所減少。張長征等[18]指出控股股東與CEO之間的目標(biāo)差異，會隨著企業(yè)規(guī)模的增大而加大，為了確保股東自身的利益，控股股東會進一步增大對高管的監(jiān)督和約束強度，抑制CEO自主行為的空間和機會，因此企業(yè)規(guī)模與高管的自主權(quán)和個人違規(guī)行為顯著負(fù)相關(guān)。

但一些學(xué)者也持不同觀點。Jensen等[2]認(rèn)為，由于委托人與代理人之間的目標(biāo)差異和公司治理機制的不完善，導(dǎo)致CEO通過構(gòu)建商業(yè)帝國等方式來獲取更多資源的支配權(quán)，以增加私人收益，實質(zhì)上也就增加了CEO消極行為（違法違規(guī)行為）或奢靡在職消費。Murphy[19]實證研究認(rèn)為，CEO具有構(gòu)建商業(yè)帝國以便鞏固自身地位、提升私人收益的動機。李增泉[20]認(rèn)為，CEO的年薪與企業(yè)規(guī)模存在顯著正相關(guān)關(guān)系，高管報酬會隨公司規(guī)模的擴大而上漲。戚聿東等[21]也指出，企業(yè)規(guī)模越大，公司治理機制效果越弱，高管謀取私人利益的空間就越大，高管違規(guī)行為發(fā)生的概率就會增加。

綜上所述，筆者認(rèn)為企業(yè)規(guī)模和投資比重（主要是固定資產(chǎn)和在建工程等內(nèi)部投資）是兩個不同性質(zhì)的指標(biāo)（一個是相對值，一個是絕對值）：企業(yè)規(guī)模是通過積累逐漸擴大的，靠外部擴張積累更快，在存在時間效應(yīng)的基礎(chǔ)上公司治理水平也會不斷提高；而投資比重更多反映的是內(nèi)部投資，投資決策為CEO從事權(quán)力尋租和個人違規(guī)行為提供了機會，企業(yè)固定資產(chǎn)和在建工程占總資產(chǎn)的比重越大，說明CEO發(fā)生違規(guī)或違法行為的機會和概率就越大。但此處的違法或違規(guī)行為更多的是與證券市場監(jiān)管有關(guān)，因此企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）變量的預(yù)期符號和顯著性水平不確定。

其他變量預(yù)期符號。經(jīng)營效率（operate）指標(biāo)更多的與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績相關(guān)，企業(yè)經(jīng)營效率越高，獲取的經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量就越多，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績也就越好。因此，企業(yè)經(jīng)營效率與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績預(yù)期符號為正。關(guān)于控股權(quán)性質(zhì)（state）與CEO違規(guī)行為的相關(guān)性，由于國有控股上市公司產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)重合，所有者缺位導(dǎo)致經(jīng)理人擁有實際控制權(quán)，但由于我國目前實施ESOP的上市公司大部分屬于非國有控股，所以預(yù)期符號不確定。另外，為了驗證高治理水平組與低治理水平組各自對CEO違規(guī)行為的影響程度，在兩個分組中對ESOP進行回歸，以比較不同公司治理水平下ESOP對CEO違規(guī)行為的影響。

為了檢驗ESOP的實施對公司治理水平的影響，以及ESOP激勵強度與公司治理水平之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了回歸模型（2），即驗證前文的研究假設(shè)3。

四、實證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)選取與描述性統(tǒng)計

表3為本文搜集的2014～2018年1361家上市公司的6318個年度觀察值的描述性統(tǒng)計結(jié)果。高管違規(guī)行為（illegal）發(fā)生的頻率為11%。ESOP（ESOP，二元啞變量）的均值為0.0643。公司治理綜合水平指標(biāo)（govern1）均值為2.316、最大值為13.33、最小值為0.006、標(biāo)準(zhǔn)差為1.263。企業(yè)規(guī)模（lnsize）均值為12.81、最大值為17.60、最小值為9.25，標(biāo)準(zhǔn)差為1.396。長期負(fù)債比率（debt）均值為4.73%、最大值為33.4%、最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為8.83%。投資比重（invest）均值為25.50%、最大值為78.20%、最小值0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為17.4%，說明行業(yè)性質(zhì)差異較大。經(jīng)營效率（operate）均值為3.09%、最大值為27.90%、最小值0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為7.92%，也說明不同企業(yè)經(jīng)營效率差異較大?？毓蓹?quán)性質(zhì)（state，二元啞變量）均值為43.20%。從以上分析可以看出，各變量總體上標(biāo)準(zhǔn)差較大，有利于分析。另外，各變量之間的相關(guān)系數(shù)都遠小于0.50，初步表明并不存在嚴(yán)重的共線性。因篇幅限制，相關(guān)系數(shù)表略。

（二）回歸結(jié)果及其分析

利用回歸模型（1）來驗證ESOP（ESOP1、ESOP2）、公司治理綜合水平（綜合指標(biāo)govern1、均值指標(biāo)govern2）、ESOP與公司治理綜合水平交乘項（govern2×ESOP1、govern2×ESOP2）、不同公司治理水平下的ESOP，它們分別對CEO違規(guī)行為（T、T-1）的影響，以檢驗進一步抑制CEO違規(guī)行為的各種策略和治理因素?；貧w結(jié)果見表4、表5。

由表4可以看出，在控制了其他變量后，ESOP與公司治理水平交乘項對CEO違規(guī)行為產(chǎn)生了顯著的影響（govern2、ES？ OP1、ESOP2均為虛擬變量），交乘項在第（3）和第（6）列的回歸系數(shù)分別為0.484和0.312，且顯著性水平均為5%。其中，在第（3）列中，govern2、govern2×ESOP1的回歸系數(shù)[即EXP（B）值]分別為0.874、0.484，說明實施ESOP進一步促進了公司治理水平對高管違規(guī)行為的抑制作用。第（6）列的回歸系數(shù)顯著性與第（3）列基本一致。另外，除企業(yè)性質(zhì)外，各控制變量的回歸系數(shù)并不顯著。這些為假設(shè)1提供了證據(jù)支持。

從表5的回歸結(jié)果可以看出，在控制了其他變量之后，在低公司治理水平下，ESOP并不能抑制高管違規(guī)行為（T和T-1）發(fā)生，反而加大了高管違規(guī)行為發(fā)生的頻率，第（2）和第（4）列顯示，ESOP1回歸系數(shù)分別高達2.431和2.918，且顯著性水平均為1%；在高公司治理水平下[第（1）和第（3）列]，ESOP對高管違規(guī)行為（T和T-1）均沒有顯著影響。其他變量的回歸結(jié)果解釋與前文解釋大體一致。這為假設(shè)2提供了進一步的證據(jù)支持。

表6為ESOP對公司治理水平影響的回歸結(jié)果。從表6中可以看出：ESOP1針對公司治理綜合水平govern1、govern2的回歸系數(shù)分別為1.475和2.110，且均在1%的水平上顯著；ESOP2（當(dāng)年實施了ESOP取1，第二年也取1，否則取0）對公司治理水平govern1、govern2的回歸系數(shù)分別為1.444和2.088，也都在1%的水平上顯著。這說明實施ESOP有助于提升公司治理綜合水平、健全公司治理機制。從中也可看出，企業(yè)規(guī)模lnsize針對公司治理水平及其均值govern1和govern2在第（1）～第（4）列中的回歸系數(shù)分別為1.357、1.358、1.138和1.138，且均在1%的水平上顯著，這說明企業(yè)規(guī)模越大，公司治理水平相對越高，這與前文的理論分析相一致；與非國有控股上市公司相比，國有企業(yè)治理水平顯著下降，這與國企產(chǎn)權(quán)主體責(zé)任性質(zhì)有關(guān)，也為假設(shè)3提供了證據(jù)支持。另外，其他控制變量的影響并不顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

前文回歸中公司治理綜合水平是用8個指標(biāo)進行主成分分析得出的結(jié)果衡量的，這樣并不能得出不同變量對公司治理水平的影響程度，也掩蓋了8個指標(biāo)的不同特征。利用回歸模型（1），在控制企業(yè)規(guī)模、投資比重、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等變量的基礎(chǔ)上，對8個指標(biāo)分別進行回歸，然后再進行多元回歸。結(jié)果表明，公司治理綜合水平8個指標(biāo)的回歸系數(shù)，除審計意見類型和審計質(zhì)量之外（主要在于我國絕大部分上市公司的審計意見類型均為標(biāo)準(zhǔn)審計意見，且接受的是境內(nèi)會計師事務(wù)所審計，標(biāo)準(zhǔn)差很?。ㄟ^了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正。非國有控股上市公司state、控制權(quán)程度S（2，10）/S1、獨立董事比例independ、董事會會議次數(shù)board1、董事會規(guī)模（人數(shù)）board2、長期負(fù)債率debt等6項指標(biāo)的顯著性水平為5%或1%之上。限于篇幅，具體回歸結(jié)果未列出。

綜上所述，穩(wěn)健性檢驗與前文的實證檢驗結(jié)論基本一致。由于篇幅所限，并沒有報告所有穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

六、結(jié)論、啟示及不足

本文通過實證研究論證了公司治理水平、ESOP與CEO違規(guī)行為、經(jīng)營績效之間的關(guān)系，并檢驗了CEO違規(guī)行為的經(jīng)濟后果。下面對實證研究的結(jié)論、啟示及不足進行簡要總結(jié)。

本文以我國證監(jiān)會于2014年推出的《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》為政策背景，以公司治理綜合水平、ESOP與CEO違規(guī)行為為主題，檢驗了公司治理綜合水平對CEO違規(guī)行為的影響，也驗證了公司治理綜合水平與ESOP的交互效應(yīng)對CEO違規(guī)行為所產(chǎn)生的影響。基于2014 ～ 2018年我國上市公司高管違規(guī)行為數(shù)據(jù)的實證檢驗結(jié)果表明：①ESOP與公司治理綜合水平的交互作用顯著，即ESOP能夠顯著促進公司治理對高管違規(guī)行為的抑制作用。②在不同公司治理水平下，我國上市公司ESOP對CEO違規(guī)行為的抑制作用存在較大差異：處于較低公司治理綜合水平下的ES？ OP，加大了高管違規(guī)行為發(fā)生的頻率。③ESOP能有效提升公司治理綜合水平。

本文從理論分析角度，進一步拓展了公司治理水平、ESOP對CEO違規(guī)行為的影響機理研究邊界，深化了對公司治理的理論認(rèn)知；從國家治理和政策出臺視角，也為相關(guān)監(jiān)管部門進一步完善我國上市公司ESOP政策提供了參考和借鑒；同時，從企業(yè)微觀公司治理效果角度為我國上市公司ESOP方案的設(shè)計、公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化提供了一個有益的視角。

根據(jù)理論分析和實證研究結(jié)果，本文研究主要存在以下幾點啟發(fā)：①應(yīng)進一步完善我國上市公司ESOP的設(shè)計，包括資金規(guī)模、激勵股份占總股本的比例、普通員工比例與公司高管持股比例之間的協(xié)調(diào)、預(yù)留比例、鎖定期、激勵強度等內(nèi)容。②應(yīng)進一步完善我國上市公司治理機制，明晰企業(yè)產(chǎn)權(quán)、提升董事會運行效率、加強審計監(jiān)督和債權(quán)人軟約束，這是抑制CEO違規(guī)行為的有效保障。③在國有控股上市公司中應(yīng)大力推廣和完善ESOP，有助于優(yōu)化產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)，從而促進公司治理水平的提升。

本文的研究也存在一定的不足：①由于我國上市公司正式試點ESOP起步較晚，時間跨度較短，部分上市公司處于跟風(fēng)狀態(tài)。企業(yè)ESOP對CEO行為的影響及政策實施效果需要進行長期的觀察和研究，受短面板數(shù)據(jù)、較少的觀察樣本等限制，ESOP能否提升公司治理綜合水平，能否最終抑制高管違規(guī)行為，仍需要不斷觀察、不斷研究，這對本文的結(jié)論會造成一定程度的影響。②在衡量和選擇ESOP方案時，主要使用的是二元啞變量，并沒有充分考慮激勵強度對CEO違規(guī)行為的影響，如資金規(guī)模、激勵比例、普通員工持股比例、鎖定期和資金來源方式等指標(biāo)沒有納入實證模型，更沒有充分考慮ESOP方案中CEO持股比例、預(yù)留比例、持股人數(shù)、股票來源方式差異等設(shè)計對CEO違規(guī)行為的影響，這對評價企業(yè)ESOP方案設(shè)計會產(chǎn)生一定程度的影響。另外，在選擇衡量公司治理綜合水平的各維度指標(biāo)時，也存在一定程度的主觀性。

主要參考文獻：

[1] Chtourou，Bedard，Courteau. Corporate Governance and Earnings Management[J].Journal of Fi？ nancial Economics Volume，2001（50）：63～99.

[2] Jensen M.，Murphy K. Corporate Performance andManagerialRemuneration：AnEmpirical Analysis[J].Journal of Accounting & Economics，1985（4）：11～42.

[3] Shlelfer A.，R. Vishny. A Survey of Corpoerate Governance[J].The Jouranal of Finance，1997（52）：737～783.

[4] Parrino R.，Weisbach M. S. Measuring Investment Distortions Arising from Stockholder Bond？ holder Conflicts[J].Journal of Financial Economics，1999（1）：3～42.

[5]齊蕾.外部約束對公司治理結(jié)構(gòu)的影響[D].上海：上海社會科學(xué)院，2005.

[6]胡國強，彭家生.股權(quán)激勵與財務(wù)重述——基于中國A股市場上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)科學(xué)，2009（11）：39～46.

[7]魏云.上市公司高管股權(quán)激勵與高管行為、股利政策的實證研究[D].桂林：廣西師范大學(xué)，2015.

[8]蘇冬蔚，林大龐.股權(quán)激勵、盈余管理與公司治理[J].經(jīng)濟研究，2010（11）：87～98.

[9]謝婷婷.股權(quán)激勵、公司治理與真實盈余管理——基于中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[D].合肥：安徽大學(xué)，2016.

[10]朱茶芬，李志文.國家控股對會計穩(wěn)健性的影響研究[J].會計研究，2008（5）：38～47.

[11]薄仙慧，吳聯(lián)生.國有控股與機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)：盈余管理視角[J].經(jīng)濟研究，2009（2）：82～ 92.

[12] Cornett M. M.，Marcus A. J.，H. Tehranian. Corporate Governance and Pay-for-performance：The Impact of Earnings Management[J].Journal of Financial Economics，2008（87）：357～373.

[13]李菲.基于公司治理強度的股權(quán)激勵與公司業(yè)績相關(guān)性研究[J].財會通訊，2015（21）：39～42.

[14] Caramanis C.，C. Lennox. Audit Effort and Earnings Management[J].Journal of Accounting and Economics，2008（45）：116～138.

[15]蔡寧，魏明海.大小非減持中的盈余管理[J].審計研究，2009（2）：32～41.

[16]劉光軍，彭韶兵.高管權(quán)力強度、股權(quán)激勵與高管顯性腐敗[J].財經(jīng)論叢，2018（6）：87～95.

[17]夏冬林，李曉強.在職消費與公司治理機制[A].中國會計學(xué)會第六屆理事會第二次會議暨2004年學(xué)術(shù)年會論文集（上）[C].北京：N/A，2004.

[18]張長征，李懷祖，趙西萍.企業(yè)規(guī)模、經(jīng)理自主權(quán)與R&D投入關(guān)系研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].科學(xué)學(xué)研究，2006（3）：432～438.

[19]Murphy K. Corporate Performance and Managerial Remuneration：An Empirical Analysis[J]. Journal of Accounting and Economics，1985（1）：11～42.

[20]李增泉.激勵機制與企業(yè)績效：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24～30.

[21]戚聿東，鐘涵.委托代理條件下企業(yè)家的規(guī)模偏好及其矯正[J].經(jīng)濟與管理研究，2009（11）：33～ 38.

作者單位：1.成都理工大學(xué)工程技術(shù)學(xué)院，四川樂山614000；2.西南石油大學(xué)經(jīng)管學(xué)院，成都610000；3.西南財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，成都611130