孔寧寧　肖曦

【摘 要】 文章基于我國處于高度變革轉(zhuǎn)型經(jīng)濟以及上市公司大量國有控股的特殊制度環(huán)境背景，考察股權(quán)性質(zhì)對財務(wù)舞弊與上市公司高管聲譽之間關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國有上市企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊影響的程度總體上低于民營上市企業(yè)，當財務(wù)舞弊為非信息披露類或受到監(jiān)管部門口頭處罰類等性質(zhì)不嚴重的狀況下尤其如此。研究結(jié)論對推動我國國有企業(yè)公司治理和高管選聘體制改革，充分發(fā)揮聲譽激勵機制對財務(wù)舞弊的治理作用具有啟示意義。

【關(guān)鍵詞】 財務(wù)舞弊； 高管聲譽； 股權(quán)性質(zhì)

中圖分類號：F271 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）22-0046-04

一、引言

中國是世界上最大的經(jīng)濟體之一，資本市場規(guī)模也居全球前列，然而，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟下快速變革的規(guī)制環(huán)境以及亟待改善的公司治理和投資者法律保護環(huán)境，為公司實施財務(wù)舞弊等機會主義行為創(chuàng)造了條件（Baucus and Near，1991）。上市公司高管在財務(wù)舞弊事件中扮演著重要角色，是財務(wù)舞弊的責(zé)任人，無論是否直接參與財務(wù)舞弊，聲譽都會在不同程度上受到影響（Karpoff et al.，2008）。西方發(fā)達國家擁有成熟的經(jīng)理人市場，可以增加高管財務(wù)舞弊的機會成本，有助于在制度上對財務(wù)舞弊進行約束與預(yù)防。然而，我國上市公司中存在大量國家控股企業(yè)，高管多為脫離于經(jīng)理人市場之外的特殊管理群體，一般由政府任命，由行政組織決定晉升和調(diào)動，企業(yè)自身通常不具有更換高管的權(quán)力。這種政治關(guān)聯(lián)會降低公司的內(nèi)部治理效率和高管對企業(yè)的經(jīng)管責(zé)任（Fan et al.，2007），可能導(dǎo)致國有企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊事件影響的程度有別于其他非國有企業(yè)。

當前關(guān)于我國上市公司財務(wù)舞弊行為的研究大多集中于公司治理對財務(wù)舞弊的影響，涉及股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征和管理層激勵等諸多方面（梁杰等，2004；楊清香等，2009），而有關(guān)我國上市公司高管聲譽的研究則主要集中于探討高管聲譽與公司業(yè)績的關(guān)系（Firth et al.，2006；龔玉池，2001；丁友剛等，2011），僅有袁春生等（2008）從市場競爭視角入手考察了在經(jīng)理人市場不完備情況下經(jīng)理人聲譽對財務(wù)舞弊的影響。本文基于我國處于高度變革轉(zhuǎn)型經(jīng)濟以及上市公司大量國有控股的特殊制度背景，選取深滬兩市2001—2010年間因財務(wù)舞弊受到證監(jiān)會或證券交易所公開處罰的124家上市公司及其配對企業(yè)作為研究樣本，深入考察財務(wù)舞弊事件對不同股權(quán)性質(zhì)上市公司高管聲譽的影響。本文的創(chuàng)新之處在于拓展了我國財務(wù)舞弊行為和高管聲譽相關(guān)領(lǐng)域研究，對推進國有企業(yè)內(nèi)部治理和高管選聘體質(zhì)改革，充分發(fā)揮聲譽激勵和媒體監(jiān)督的治理效應(yīng)具有啟示意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

中國處于新興市場的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟環(huán)境，公司治理和投資者法律保護較差，為上市公司進行財務(wù)舞弊創(chuàng)造了條件。Shleifer and Vishny（1986）認為，股權(quán)集中同時具有“激勵協(xié)同效應(yīng)”和“塹壕防御效應(yīng)”。中國上市公司多為國家控股，股權(quán)集中更多表現(xiàn)為塹壕防御而非激勵協(xié)同效應(yīng)，原因在于：首先，國有企業(yè)的高管大多由政府指派，高管與控股股東彼此并不獨立，極易結(jié)成利益共同體，合謀損害外部小股東的利益。由于國有企業(yè)高管職位具有很高的穩(wěn)定性，職位升遷受代理人市場聲譽影響較小，更多取決于上級行政主管部門的評價，而且薪酬對績效的敏感性很低，從而導(dǎo)致他們?nèi)狈崿F(xiàn)企業(yè)價值最大化的激勵。其次，股權(quán)分置改革之前，國有企業(yè)控股股東通過持有非流通股擁有上市公司控制股權(quán)，自身財富與公司股價變動無關(guān)，即使高管隱瞞不利信息或操縱價格敏感信息的發(fā)布，也不會對其財富產(chǎn)生影響，從而國有企業(yè)控股股東缺乏監(jiān)控高管的激勵。因此，我國國有企業(yè)股權(quán)集中和高管政治關(guān)聯(lián)阻礙了公司治理的有效性，降低了高管對企業(yè)的經(jīng)管責(zé)任。

企業(yè)家聲譽一般由政治聲譽和職業(yè)聲譽構(gòu)成，其中職業(yè)聲譽包括職業(yè)道德聲譽和能力業(yè)績聲譽。國有企業(yè)股權(quán)的集中使得股東不存在監(jiān)督管理層實現(xiàn)公司價值最大化的激勵，因而對高管能力業(yè)績聲譽缺乏關(guān)注；與此同時，由于國有股股東所持股票價值不受股票市場波動的影響，導(dǎo)致股東對于高管操縱信息披露的職業(yè)道德問題也并不關(guān)心。兩方面因素共同作用的結(jié)果使得國有企業(yè)高管聲譽的收益構(gòu)成中來源于其努力程度的部分較小，而來源于上級部門評價的部分較多。相反，對于民營上市企業(yè)的高管而言，由于企業(yè)價值與股價高度相關(guān)，一旦舞弊事件出現(xiàn)并被公之于眾，將直接導(dǎo)致企業(yè)價值的大幅下降。因此，民營企業(yè)股東更加關(guān)注經(jīng)理人的職業(yè)道德聲譽和能力業(yè)績聲譽。職業(yè)聲譽是民營企業(yè)高管聲譽的全部，民營企業(yè)高管在代理人市場中的競爭力取決于其職業(yè)聲譽。因此，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：國有上市企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊影響的程度要低于民營上市企業(yè)。

然而，如果財務(wù)舞弊事件異常嚴重，以致引發(fā)媒體的廣泛關(guān)注和公眾的強烈反應(yīng)，情況就會有所不同。嚴重的舞弊事件會使國有股股東無法再置身事外，政府監(jiān)管部門需要應(yīng)對輿論壓力以及公眾對其監(jiān)管能力的質(zhì)疑。因此，面對嚴重舞弊事件，監(jiān)管部門會對相關(guān)人員處以民事和刑事處罰以平息公眾情緒，國有控股股東也會采取措施厘清與高管的關(guān)系以降低舞弊事件對公司聲譽的影響。此時，對于出現(xiàn)嚴重財務(wù)舞弊企業(yè)的高管而言，舞弊事件可能成為嚴重的“政治性錯誤”，從而影響上級主管部門對其評價，進而影響其職業(yè)聲譽和政治聲譽；反之，如果財務(wù)舞弊事件性質(zhì)不嚴重，并未引起公眾的注意，則高管聲譽受財務(wù)舞弊影響的程度會很低。由此，本文提出第二個研究假設(shè)：

H2：如果財務(wù)舞弊性質(zhì)不嚴重，國有上市企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊影響的程度會更低。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2001—2011年滬深兩市因財務(wù)違規(guī)被證監(jiān)會或證券交易所公開處罰的上市公司作為研究對象，在剔除金融類企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失企業(yè)后，得到財務(wù)舞弊樣本公司124家。同時，按照同時期、同行業(yè)和規(guī)模匹配的標準，在滬深兩市選擇124家非財務(wù)舞弊公司作為對照組。由于研究中需要獲取財務(wù)舞弊前后1年的相關(guān)數(shù)據(jù)信息，因而實際樣本跨度為2000—2012年。上市公司的行業(yè)劃分依據(jù)中國證監(jiān)會2001年頒布的行業(yè)分類標準，最終共得到248組有效樣本觀測值。本文研究用的財務(wù)舞弊企業(yè)所受處罰相關(guān)數(shù)據(jù)和信息、公司治理和股權(quán)結(jié)構(gòu)信息以及公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安金融經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和中國經(jīng)濟研究中心數(shù)據(jù)庫（CCER），部分數(shù)據(jù)與上市公司公布的年報進行了抽樣核對以確保準確性。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為驗證假設(shè)H1，筆者構(gòu)建模型1，使用Logistic回歸分析考察企業(yè)股權(quán)性質(zhì)對財務(wù)舞弊與高管聲譽之間關(guān)系的影響?？紤]到高管聲譽受影響的可能時滯，主要解釋變量和控制變量均選取滯后一期值。

其中，Reputation代表高管聲譽，為被解釋變量。財務(wù)舞弊事件曝光后，高管聲譽是否受到影響較難量化，本文將其定義為如果上市企業(yè)高管在因財務(wù)舞弊受到公開處罰的當年或者次年離職，且離職后未在其他上市企業(yè)擔(dān)任高管，即視為其聲譽受到了影響，Reputation取值1；如果因財務(wù)舞弊受到公開處罰后，上市企業(yè)高管沒有離職或者雖然離職但在兩年內(nèi)又在其他上市企業(yè)擔(dān)任高管，則視為其聲譽沒有受到影響，Reputation取值0。Fraud和State為解釋變量，兩者均為虛擬變量。Fraud代表財務(wù)舞弊狀況，財務(wù)舞弊企業(yè)取值1，非財務(wù)舞弊企業(yè)取值0。State代表企業(yè)股權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)取值1，民營企業(yè)取值0。

參考Baucus and Near（1991）、Chen et al.（2006）、楊清香（2009）等的相關(guān)研究，本文選取企業(yè)市值（MV）、市賬比（PB）、資產(chǎn)收益率（ROA）、股權(quán)集中度（OWNC）、CEO是否兼任董事會主席（DUAL）、獨立董事比例（BIND）作為控制變量。各變量定義如下：市值取年末市值的自然對數(shù)；市賬比為年末市值與總資產(chǎn)之比；資產(chǎn)收益率為凈利潤與總資產(chǎn)之比；股權(quán)集中度取按前十大股東持股比例計算的赫芬達爾指數(shù)；CEO兼任董事會主席則DUAL取1，否則取0；獨立董事占比大于等于全部樣本均值則BIND取1，否則取0。此外，本文還加入了行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）。

模型中的系數(shù)？琢1反映企業(yè)高管聲譽與財務(wù)舞弊的相關(guān)性，系數(shù)？琢3反映國有控股的存在是否會對企業(yè)高管聲譽與財務(wù)舞弊之間的關(guān)系產(chǎn)生增量影響。如果？琢3顯著為負，說明財務(wù)舞弊事件曝光后，國有上市企業(yè)高管聲譽受影響的可能性低于民營上市企業(yè)，則假設(shè)H1能夠得到驗證。

為驗證假設(shè)H2，本文對全部財務(wù)舞弊樣本進行兩種分類：一種是按照財務(wù)舞弊性質(zhì)，將全部樣本分為信息披露類財務(wù)舞弊和非信息披露類財務(wù)舞弊兩個子樣本；另一種則是按照企業(yè)因財務(wù)舞弊受監(jiān)管部門處罰的類型，將全部樣本分為監(jiān)管部門口頭處罰和監(jiān)管部門實質(zhì)性處罰兩個子樣本。信息披露類財務(wù)舞弊和受到監(jiān)管部門實質(zhì)性處罰的財務(wù)舞弊被視為性質(zhì)嚴重的財務(wù)舞弊。筆者運用上述模型對財務(wù)舞弊子樣本進行邏輯回歸，如果只有性質(zhì)不嚴重的財務(wù)舞弊子樣本的系數(shù)？琢3顯著為負，則假設(shè)H2得到驗證。

四、實證分析與結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表1給出了模型各主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，按照全部樣本、財務(wù)舞弊企業(yè)樣本和非財務(wù)舞弊企業(yè)樣本分欄列示。表1顯示，無論從均值還是中位數(shù)看，財務(wù)舞弊企業(yè)的高管聲譽（Reputation）受影響程度明顯高于非財務(wù)舞弊企業(yè)。同時，財務(wù)舞弊企業(yè)的市賬比（PB）明顯高于非財務(wù)舞弊企業(yè)，資產(chǎn)收益率（ROA）明顯低于非財務(wù)舞弊企業(yè)。由此可見，業(yè)績不佳卻被市場高估股價的上市企業(yè)更有可能進行財務(wù)舞弊。

（二）回歸分析

根據(jù)模型1對全部樣本進行邏輯回歸，檢驗股權(quán)性質(zhì)對財務(wù)舞弊與高管聲譽之間關(guān)系的影響，回歸結(jié)果如表2所示。表2顯示，高管聲譽（Reputation）與財務(wù)舞弊（Fraud）顯著正相關(guān)，說明當上市企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)舞弊并且被監(jiān)管部門曝光后，高管聲譽會受到影響；高管聲譽（Reputation）與財務(wù)舞弊和股權(quán)性質(zhì)交互項（Fraud×State）的相關(guān)系數(shù)為-0.187，并在5%的顯著性水平通過了檢驗，說明當財務(wù)舞弊事件曝光后，國有上市企業(yè)高管聲譽受影響的程度要比民營上市企業(yè)更低，與假設(shè)H1的預(yù)期相符，即假設(shè)H1成立。

如前所述，為驗證假設(shè)H2，本文將全部樣本進一步按財務(wù)舞弊類型分為信息披露型財務(wù)舞弊和非信息披露型財務(wù)舞弊兩個子樣本，按受到監(jiān)管部門處罰類型分為實質(zhì)性處罰和部門口頭處罰兩個子樣本，仍然運用模型1進行邏輯回歸。表2顯示，在按財務(wù)舞弊類型和按受監(jiān)管部門處罰類型分類的兩個子樣本回歸結(jié)果中，財務(wù)舞弊（Fraud）系數(shù)都顯著為正，說明上市企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊影響程度對于財務(wù)舞弊類型和受監(jiān)管部門處罰類型并不敏感，即任何類型的財務(wù)舞弊曝光都會使上市公司高管聲譽受到影響。而財務(wù)舞弊和股權(quán)性質(zhì)交互項（Fraud×State）的回歸系數(shù)僅在非信息披露型財務(wù)舞弊子樣本中顯著為負，財務(wù)舞弊和股權(quán)性質(zhì)交互項（Fraud×State）的回歸系數(shù)僅在受到監(jiān)管部門口頭處罰的財務(wù)舞弊子樣本中顯著為負，并且都在5%的顯著性水平通過了檢驗，說明只有當財務(wù)舞弊類型為非信息披露型或者財務(wù)舞弊行為受監(jiān)管部門處罰類型為口頭處罰時，即財務(wù)舞弊性質(zhì)不嚴重從而不會引起公眾的廣泛關(guān)注時，國有上市企業(yè)高管聲譽受影響程度才顯著低于民營上市企業(yè)。與假設(shè)H2的預(yù)期相符，即假設(shè)H2成立。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文選擇2001—2011年滬深兩市因財務(wù)違規(guī)被證監(jiān)會或證券交易所公開處罰的124家財務(wù)舞弊上市公司及124家配對非財務(wù)舞弊上市公司作為研究對象，構(gòu)建模型實證檢驗財務(wù)舞弊對不同股權(quán)性質(zhì)上市公司高管聲譽的影響，研究發(fā)現(xiàn)，我國國有企業(yè)的股權(quán)集中阻礙了公司治理的有效性，降低了高管對企業(yè)的經(jīng)管責(zé)任和聲譽激勵機制的作用，從而導(dǎo)致國有上市企業(yè)高管聲譽受財務(wù)舞弊影響的程度通常顯著低于民營上市企業(yè)，當財務(wù)舞弊事件性質(zhì)并不嚴重而且沒有引起公眾的普遍關(guān)注時尤其如此。

本文的研究結(jié)論對于轉(zhuǎn)型階段持續(xù)推進和夯實深化我國國有企業(yè)改革、加強國有企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和外部制度環(huán)境建設(shè)、充分發(fā)揮聲譽激勵機制和媒體監(jiān)督的治理效應(yīng)具有重要的理論和政策意義：（1）國有企業(yè)應(yīng)當切實采取措施提高公司治理水平，建立合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，完善董事會構(gòu)成和薪酬激勵制度安排，實現(xiàn)國有企業(yè)高管激勵由隱形激勵向顯性激勵轉(zhuǎn)換，促使高管努力為股東創(chuàng)造財富并關(guān)注公司長期績效，減少財務(wù)舞弊等短期機會主義行為。（2）加大力度推行國有企業(yè)改革，徹底取消國企領(lǐng)導(dǎo)職位與行政級別掛鉤制度，降低政治關(guān)聯(lián)帶來的掣肘，避免高管在決策中更多考慮自身行政級別的提升而非企業(yè)長遠發(fā)展，從而造成決策的短期性和滋生財務(wù)舞弊行為。（3）積極建立競爭有效的經(jīng)理人市場，促使國有企業(yè)高管積極參與經(jīng)理人市場競爭，充分發(fā)揮與經(jīng)理人市場競爭選聘機制緊密聯(lián)系的聲譽激勵機制和媒體監(jiān)督治理作用。

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