政治關(guān)聯(lián)與公司治理有效性
——基于上市公司證券違規(guī)的數(shù)據(jù)

鄭麗婷,金雪軍

(浙江大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,浙江 杭州 310027)

政治關(guān)聯(lián)與公司治理有效性
——基于上市公司證券違規(guī)的數(shù)據(jù)

鄭麗婷,金雪軍

(浙江大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,浙江 杭州 310027)

管理者政治關(guān)聯(lián)在強化企業(yè)競爭優(yōu)勢的同時,也會弱化公司治理機制的有效性。本文基于公司違規(guī)行為發(fā)生及管理者被迫離職兩個方面,利用Bivariate Probit模型和Logit模型研究管理者政治關(guān)聯(lián)對公司治理有效性的影響。研究發(fā)現(xiàn),擁有政治關(guān)聯(lián)的管理者所在企業(yè)更加傾向發(fā)生違規(guī)行為,尤其是民營企業(yè);管理者的政治關(guān)聯(lián)能夠降低其違規(guī)行為被稽查處理的可能性,尤其是國有企業(yè)。政治關(guān)聯(lián)有助于管理者建立職位壕溝,降低管理者被迫離職的概率;而企業(yè)違規(guī)行為被稽查后,管理者被迫離職的可能性將顯著提高。文章的研究結(jié)果證明,管理者政治關(guān)聯(lián)會弱化企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為的事前監(jiān)管,同時也會降低企業(yè)違規(guī)行為的稽查在事后監(jiān)管中的公司治理效果。

政治關(guān)聯(lián);企業(yè)違規(guī);管理者被迫離職;Bivariate Probit模型

一、引 言

中國證券市場在過去20多年經(jīng)歷了快速的發(fā)展,伴隨著不斷增長的上市公司數(shù)量,資本市場的違規(guī)事件也層出不窮。“銀廣夏”“藍田股份”“萬福生科”等重大違規(guī)事件的發(fā)生嚴(yán)重損害了投資者利益,擾亂了資本市場運行秩序。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計,2014年我國上市公司發(fā)生利潤造假、內(nèi)幕交易、推遲披露等違規(guī)行為總計575次,占所有A股上市公司比例超過20%。

監(jiān)管部門對企業(yè)違規(guī)行為的處罰是規(guī)范證券市場運行,保障投資者利益的重要手段。Chen等[1]采用事件研究法發(fā)現(xiàn)企業(yè)違規(guī)處理公告后,其股價前后都存在顯著的負異?；貓舐?證明市場對證監(jiān)會的處罰反應(yīng)明顯。對上市公司違規(guī)行為的防范和治理同樣也離不開運行有效的公司治理機制。管理者作為企業(yè)經(jīng)營決策的核心成員,不僅很大程度影響公司治理機制的有效性,更是企業(yè)整合內(nèi)外部資源的關(guān)鍵橋梁。政治關(guān)聯(lián)是管理者通過政治資本獲取稀缺資源,尋求政治庇佑的最重要途徑。沈紅波等[2]的研究發(fā)現(xiàn),民營上市公司政治關(guān)聯(lián)能夠顯著弱化行政監(jiān)管效力。上市公司管理者會利用政治資源進行游說,影響證券監(jiān)管部門執(zhí)法效率,構(gòu)建職位壕溝[3],降低公司治理機制的有效性。企業(yè)管理者的政治關(guān)聯(lián)應(yīng)該受到資本市場監(jiān)管部門和投資者的充分重視,避免因政治關(guān)聯(lián)影響公司治理機制的有效性,導(dǎo)致企業(yè)違規(guī)事件頻發(fā)帶來的資本市場動蕩。

運行有效的公司治理機制會抑制企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生,且在發(fā)生違規(guī)行為后能夠及時更換不稱職的管理者。本文基于2005～2014年主板上市公司數(shù)據(jù),從企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生及管理者被迫離職角度出發(fā),采用Bivariate Probit模型和Logit模型研究管理者政治關(guān)聯(lián)對公司治理機制有效性的潛在作用。研究發(fā)現(xiàn),管理者政治關(guān)聯(lián)顯著提高企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生概率,并能降低被行政稽查處理的可能性。另一方面,企業(yè)違規(guī)行為被稽查后會顯著提高管理者被迫離職的概率,而管理者的政治關(guān)聯(lián)能幫助其建立起職位壕溝;由于兩者不同方向的作用,其對管理者被迫離職概率的綜合影響并不顯著。本文研究主要貢獻在于:(1)不同于以往文獻集中研究政治關(guān)聯(lián)這一非正式制度給企業(yè)帶來的有利之處,本文從企業(yè)違規(guī)行為視角出發(fā),不僅豐富了政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行為的研究,也為上市公司違規(guī)行為發(fā)生概率不斷攀升提供了新的解釋。(2)采用Bivariate Probit模型,研究企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生和被稽查概率的影響因素,很大程度上避免了選擇性偏誤導(dǎo)致的誤差。同時利用Logit模型和OLS模型,進一步闡述政治關(guān)聯(lián)和違規(guī)行為對管理者被迫離職的不同影響。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

(一)政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)違規(guī)

Krueger(1974)[4]很早就發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理者往往愿意花費大量時間和金錢與政府建立密切關(guān)系,希望獲取某種利益。基于中國關(guān)系社會的基本現(xiàn)實,在企業(yè)仍未完全脫離政府干預(yù)的市場環(huán)境下,管理者的政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)的影響十分關(guān)鍵。政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)往往擁有更加優(yōu)惠的稅收政策,更高的投資者信任度,更低成本的融資渠道和更好的經(jīng)營業(yè)績等[5][6][7][8][9][10]。由于正式制度的匱乏,與市場發(fā)展滯后的金融體系和嚴(yán)重的稅負費用負擔(dān)等導(dǎo)致企業(yè)不斷尋求政治關(guān)聯(lián)來替代正式的制度[11]。另一方面,基于委托代理理論,管理者很可能將自身政治關(guān)聯(lián)服務(wù)于私人利益,建立管理者壕溝,侵蝕投資者利益。管理者政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生概率的原因主要是:①由于政治關(guān)聯(lián)所帶來的政治庇佑,導(dǎo)致企業(yè)過多地花費時間和精力與政府建立密切關(guān)系,而忽視公司治理制度的建設(shè);②政治關(guān)聯(lián)為企業(yè)管理層帶來了天然的權(quán)力和尋租優(yōu)勢,強化了管理者侵蝕股東利益的動機和能力;③企業(yè)違規(guī)被稽查處理后可能導(dǎo)致股價下跌,提高企業(yè)的融資難度。但由于政治關(guān)聯(lián)能夠為企業(yè)提供融資便利,賦予企業(yè)“隱性擔(dān)?！被颉邦A(yù)算軟約束”的優(yōu)勢[12],即使違規(guī)行為被稽查受到嚴(yán)厲處罰,企業(yè)仍可以通過政治關(guān)聯(lián)獲取其他的資金來源,證券監(jiān)管對其影響相對較低。

以證監(jiān)會為代表的資本市場監(jiān)督管理機構(gòu)在過去二十多年,通過權(quán)力的不斷擴張,在調(diào)查能力和執(zhí)法力度上有了長足的發(fā)展,但其事后執(zhí)行力匱乏、執(zhí)法效率低下,權(quán)力透明度低、處罰標(biāo)準(zhǔn)不一等問題仍受詬病[13]。地方證券監(jiān)管機構(gòu)雖然是受中央監(jiān)管部門垂直管轄,但由于地緣屬性,在現(xiàn)實中與當(dāng)?shù)卣⒉荒軐崿F(xiàn)完全的獨立。在法律等正式制度不健全的新興市場環(huán)境下,企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)的重要目的之一就是依靠政治關(guān)聯(lián)賦予了天然權(quán)力優(yōu)勢,弱化自身受到的行政監(jiān)管[5]。擁有政治關(guān)聯(lián)的上市公司管理者可以通過地方政府與當(dāng)?shù)刈C券監(jiān)管機構(gòu)建立密切聯(lián)系。上市公司發(fā)生違規(guī)行為后,管理者為避免違規(guī)行為被稽查處理導(dǎo)致企業(yè)股價的下跌和自身聲譽的損失,往往涉入證監(jiān)會監(jiān)管流程,阻礙證券監(jiān)管執(zhí)法[2]。故本文提出假設(shè)一:

H1:管理者政治關(guān)聯(lián)會提高企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生概率,降低企業(yè)違規(guī)被稽查處理的可能性。

(二)政治關(guān)聯(lián)、企業(yè)違規(guī)行為與管理者被迫離職

盡管管理者政治關(guān)聯(lián)的建立初衷可能是為了企業(yè)的經(jīng)營,出于個人利益的攫取,這種社會資本逐漸演化成其個人的保護傘。管理者政治關(guān)聯(lián)度在企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為后是否會對管理者被迫離職產(chǎn)生影響是分析企業(yè)公司治理是否有效的必要條件。早期的文獻中,Desai等(2006)[14]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)發(fā)生會計違規(guī)后的兩年內(nèi),違規(guī)企業(yè)至少更換了一名高管的比例為60%,而沒有違規(guī)行為的企業(yè)高管變更的比例僅為35%。Cumming等(2011)[15]實證研究發(fā)現(xiàn)在發(fā)生財務(wù)欺詐后,企業(yè)高管變更的比例會增加,且民營企業(yè)高管變更的概率要高于國有企業(yè)。管理者參與企業(yè)各種重大經(jīng)營決策中,當(dāng)企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為時,企業(yè)高管負有不可推卸的責(zé)任。

我國的證監(jiān)會和《中華人民共和國證券法》對企業(yè)高級管理人員的違規(guī)行為有相應(yīng)的懲處規(guī)定。管理者在發(fā)生違規(guī)行為后,由于受到相關(guān)法律約束,導(dǎo)致無法繼續(xù)任職。另一方面,企業(yè)也可能為挽救企業(yè)形象,解聘高級管理者,盡可能減少違規(guī)的負面消息導(dǎo)致企業(yè)股價的異常波動。更換管理者有利于向市場傳達正面信息,通過轉(zhuǎn)移投資者的關(guān)注視線,盡快從負面影響中恢復(fù)聲譽。若企業(yè)公司治理有效,違規(guī)企業(yè)將會解聘管理者。故本文提出假設(shè)二:

H2:企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生將顯著提高管理者被迫離職的概率。

以往文獻也表明,除了經(jīng)營績效等經(jīng)濟因素外,政治因素也會成為管理者任命和解聘的重要影響因素[16]。管理者政治關(guān)聯(lián)對其高管被迫離職的影響主要途徑是:第一,擁有政治關(guān)聯(lián)的管理者在提名或任命公司董事時,傾向于選擇同樣具備政治關(guān)聯(lián)的董事,導(dǎo)致企業(yè)董事會專業(yè)化程度的下降,影響企業(yè)對高管的監(jiān)督和懲處[17],降低公司治理機制的有效性。第二,管理者的政治關(guān)聯(lián)提高了其社會資本,增加了職業(yè)壕溝效應(yīng),減輕了因經(jīng)營績效導(dǎo)致管理者職位變更的敏感性。當(dāng)管理層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威或職位受到威脅時,他們擁有的政治資源很可能成為其構(gòu)筑職位壕溝的資本,從而產(chǎn)生“職位壕溝效應(yīng)”[18]。故本文提出假設(shè)三:

H3:管理者政治關(guān)聯(lián)會降低其被迫離職的概率。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)樣本

本文所收集的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫的公司治理板塊。初始樣本為2005～2014年滬深主板的上市公司,為排除特殊行業(yè)和異常經(jīng)營狀態(tài)的影響,剔除金融行業(yè)和在樣本期間曾進行特殊處理的公司。且為消除IPO的影響,剔除當(dāng)年上市的企業(yè)。本文對所有連續(xù)變量都進行了1%水平的Winsor縮尾處理。全樣本共1512家企業(yè),總計9242個觀測值。按照慣例,本文通過逐年判斷企業(yè)實際控制人是否為國家或地方政府機構(gòu)來區(qū)分企業(yè)的所有制性質(zhì);若是,則當(dāng)年該企業(yè)為國有企業(yè);反之,則是民營企業(yè)。

(二)變量設(shè)計

1.企業(yè)違規(guī)行為

我國上市公司企業(yè)違規(guī)行為反映了其公司治理制度的完善性。本文基于CSMAR數(shù)據(jù)庫中企業(yè)違規(guī)公告信息,若企業(yè)i第t年發(fā)生違規(guī)行為被稽查處理,則Observei,t=1,否則為0;當(dāng)年度企業(yè)違規(guī)行為被稽查處理的次數(shù)用Observe_freqi,t來表示。企業(yè)和管理層發(fā)生違規(guī)行為后所面臨的處罰包括批評、警告、譴責(zé)、罰款、沒收非法所得、取消營業(yè)許可(責(zé)令關(guān)閉)和市場禁入等,若處罰措施為除批評外,其他的處罰均認(rèn)定為嚴(yán)重違規(guī),若發(fā)生嚴(yán)重違規(guī),則Punishmenti,t取1,否則取0。

2.管理者被迫離職

本文參考Parrino[19]和Jenter and Kanaan[20]的做法,設(shè)置管理者被迫離職指標(biāo)Turnover,具體如下:(1)根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫對于管理者離職原因的認(rèn)定,我們將任期屆滿、控股權(quán)變動、完善公司法人治理結(jié)構(gòu)、健康原因和結(jié)束代理這部分原因歸結(jié)為管理者職位的正常變更；(2)若管理者的工作調(diào)動后的職位低于目前職務(wù),則認(rèn)定為被迫離職;(3)若主流媒體報道管理者的辭職或個人原因離職是由于政策分歧或經(jīng)營壓力等因素導(dǎo)致,則認(rèn)定為被迫離職；(4)若管理者因退休離職,在其未達到法定退休年齡的情況下,若企業(yè)未在6個月前公布其退休計劃,則認(rèn)定為被迫離職；(5)針對離職原因中的解聘和涉案或其離職原因在企業(yè)公告中未進行說明這三種情況,本文認(rèn)定為被迫離職。若管理者是被迫離職,Turnover取1,反之取0。上述衡量方式僅限于60周歲以下的管理者變更事件,若60周歲以上(含)的管理者離職行為,除了因訴訟或其他欺詐行為,文章都認(rèn)為是自愿的。

3.政治關(guān)聯(lián)

通過下載2005～2014年度主板上市公司的財務(wù)年報,查看管理者個人簡歷,本文采用數(shù)據(jù)賦值的方法,對管理者政治關(guān)聯(lián)度進行手工統(tǒng)計。同時利用百度、谷歌等搜索引擎對管理者個人簡歷信息進行補充,避免信息缺失對結(jié)果產(chǎn)生影響。結(jié)合我國現(xiàn)行的政治體制,與國內(nèi)多數(shù)學(xué)者類似,首先確定企業(yè)管理者是否曾任或現(xiàn)任政府官員、黨代表、人大代表、政協(xié)委員等來界定管理者的政治關(guān)聯(lián)[10][21],若是,則根據(jù)不同職位進行相應(yīng)的賦值。同時參考巫景飛等[22]將管理者是否在行業(yè)協(xié)會或軍隊任職作為政治關(guān)聯(lián)考慮因素,若是,則進行相應(yīng)賦值。以上六個因素的賦值之和作為企業(yè)管理者政治關(guān)聯(lián)度的最終值,這一度量方法,不僅能分析管理者是否具有政治關(guān)聯(lián),還能衡量出管理者與政府關(guān)聯(lián)的緊密程度。

基于以往文獻總結(jié),本文還選擇了相關(guān)控制變量。具體變量定義和度量方法如表1所示:

表1 變量的定義

四、實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

表2是本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析。對比政治關(guān)聯(lián)和非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)樣本發(fā)現(xiàn),非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)違規(guī)被稽查的概率均值為0.0594,比政治關(guān)聯(lián)企業(yè)均值高0.0166;非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)中管理者被迫離職的概率為0.0901,也明顯高于政治關(guān)聯(lián)企業(yè)均值0.0791。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)違規(guī)

(1a)

(1b)

P(Observeit=1)=p(FrauditDetectit=1)=Φ(αiXFit,βiXDit,ρ)

(2a)

P(Observeit=0)=1-p(FrauditDetectit=1)=1-Φ(αiXFit,βiXDit,ρ)

(2b)

故Observeit的對數(shù)似然函數(shù)為:

L(α,β,ρ)=∑log(P(Observeit=1))+∑log(P(Observeit=0))

(3)

該模型可以采用最大似然估計方法進行回歸,其回歸參數(shù)與Probit有所不同。由于影響企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為和企業(yè)違規(guī)行為被稽查的變量并不相同,故XFit和XDit所包含的變量并不相同。表3是采用Probit和Bivariate Probit兩種模型,對不同所有制企業(yè)中管理者政治關(guān)聯(lián)度對企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為及被稽查概率的影響結(jié)果。列(1)是采用Probit模型的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)管理者政治關(guān)聯(lián)度對企業(yè)違規(guī)行為被稽查的概率存在顯著的正向關(guān)系;列(2)～(6)是Bivariate Probit的回歸結(jié)果;列(2)、(4)、(6)是管理者政治關(guān)聯(lián)度與企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生概率的回歸結(jié)果;列(3)、(5)、(7)是在給定發(fā)生的違規(guī)行為下,管理者政治關(guān)聯(lián)度與企業(yè)違規(guī)行為被稽查概率的回歸結(jié)果。

表3的結(jié)果可以驗證假設(shè)H1。一方面,管理者政治關(guān)聯(lián)能顯著提高企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生,尤其是民營企業(yè),其相關(guān)系數(shù)為0.0411,在1%的水平上顯著。另一方面,管理者政治管理能顯著降低企業(yè)違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險,尤其是國有企業(yè),其系數(shù)為0.0343,在1%的水平上顯著。不同所有制企業(yè)中管理者政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生和被稽查的影響有所不同,這一結(jié)果可能的原因:(1)民營企業(yè)與國有企業(yè)在建立政治關(guān)聯(lián)動機上存在較大差異,民營企業(yè)大多數(shù)主動尋求政治關(guān)聯(lián),而國有企業(yè)往往是被動施加以政治關(guān)聯(lián)[12]。相對于國有企業(yè)管理者,民營企業(yè)管理者政治關(guān)聯(lián)建立和維護的成本和難度相對更高,必然導(dǎo)致其對政治關(guān)聯(lián)的利益攫取,也更可能借助政治庇佑發(fā)生法律等正式制度規(guī)范外的行為。(2)影響企業(yè)違規(guī)行為被稽查的概率包括企業(yè)歷史經(jīng)營績效、股價波動性、媒體報道、審計師意見等。企業(yè)的國有性質(zhì)為其提供了天然信任屏障,國有企業(yè)擁有更高的投資者認(rèn)可度、媒體支持度及監(jiān)管部門的容忍度。國有企業(yè)管理者的政治關(guān)聯(lián)越高,在企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生后,管理者整合政治資源降低企業(yè)違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率的能力也越強。

表3 管理者政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)違規(guī)行為的影響

續(xù)表

變量總樣本(N=8915)Probit(1)Fraud(2)Detect(3)國有企業(yè)(N=5857)Fraud(4)Detect(5)民營企業(yè)(N=3058)Fraud(6)Detect(7)Directors0 1165(1 24)0 0748(0 85)0 1128(0 99)0 0967(0 66)Meeting0 1183??(2 34)0 0737(1 59)0 1111?(1 85)0 0325(0 43)Firmage0 0684(0 97)0 1846???(3 06)0 2158???(2 82)0 1474(1 48)Ownership＿Top5-0 0038???(-2 78)-0 0060???(-4 50)-0 0067???(-4 51)-0 0032?(-1 82)-0 0058???(-2 88)-0 0064???(-3 13)-0 0039?(-1 71)Lever0 7185???(5 67)0 6933???(5 67)0 5056???(3 39)1 1667???(7 16)0 9997???(4 99)-0 0059(-0 03)-0 1526(-0 67)TobinQ0 0312?(1 82)0 0450???(3 07)0 0815???(5 22)0 0226(0 96)0 0841???(3 90)0 0551???(2 83)0 0785???(3 46)Salegrowth0 0153???(2 83)0 0143??(2 54)-0 0227(-0 58)0 0317(1 53)-0 0007(-0 06)-0 0240(-0 76)-0 0912?(-1 82)Size-0 0970???(-4 40)-0 0383??(-2 01)-0 0100(-0 45)-0 0552??(-2 27)-0 0391(-1 38)-0 0168(-0 50)0 0687?(1 77)Institution-0 0038??(-2 00)-0 0042??(-2 25)-0 0075???(-3 12)-0 0043?(-1 91)-0 0048?(-1 75)-0 0055(-1 61)-0 0154???(-3 20)Stockturnover0 0183??(2 41)0 0187???(2 91)0 0139(1 53)0 0308???(3 69)0 0156(1 26)0 0042(0 41)0 0143(1 07)Stock＿vol0 4928?(1 70)-0 0440(-0 26)-1 4542???(-5 17)-0 0797(-0 36)-1 6138???(-3 97)0 0274(0 10)-1 2676???(-3 25)Constant-1 7409???(-4 56)-1 9694???(-6 25)-0 7075???(-2 65)-2 5000???(-6 05)-0 9684???(-3 34)-0 9500(-1 54)-1 2648???(-3 40)行業(yè)/年份控制控制控制控制控制控制控制Prob>Chi20 00000 00000 00000 00000 00000 00000 0000

注：*** 、** 和* 分別表示變量的顯著性水平為1%、5%和10%。下同。

(三)政治關(guān)聯(lián)、企業(yè)違規(guī)行為與管理者被迫離職

本文構(gòu)建管理者被迫離職的二元虛擬變量,建立Logit模型(4)和(5)來分別檢驗企業(yè)違規(guī)行為及政治關(guān)聯(lián)度對管理者被迫離職的影響,其結(jié)果如表4的(1)～(2)列所示。

Logit[pr(Turnoverit=1)]=γ0+γ1Observeit+γ2Controls+γ3Year+γ4Indurstry+ε

(4)

Logit[pr(Turnoverit=1)]=θ0+θ1Connectionit+θ2Controls+θ3Year+θ4Indurstry+ε

(5)

表4中列(1)的結(jié)果企業(yè)違規(guī)行為的回歸系數(shù)為0.263,在1%的水平上顯著,企業(yè)違規(guī)行為被稽查后將顯著提高管理者被迫離職的概率。從模型(5)的實證結(jié)果可以看出,列(2)中管理者政治關(guān)聯(lián)的回歸系數(shù)為-0.0295,在5%的水平上顯著,表明管理者政治關(guān)聯(lián)對管理者被迫離職可能性起到顯著降低作用,這一結(jié)果與游家興等[18]類似。為進一步分析企業(yè)違規(guī)行為和政治關(guān)聯(lián)對管理者被迫離職概率的綜合影響,本文建立模型(6)來進行實證檢驗。

Logit[pr(Turnoverit=1)]=δ0+δ1Observeit+δ2Connectionit+δ3Observeit*Connectionit+δ4Controls+δ5Year+δ6Industry+ε

(6)

表4列(3)的結(jié)果顯示:企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生的回歸系數(shù)為0.2231,在5%的水平上顯著;管理者政治關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)為-0.0318,在5%的置信水平上顯著,與列(1)和列(2)結(jié)果類似。但模型中的交互項回歸系數(shù)并不顯著,表明企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為后,管理者政治關(guān)聯(lián)對其被迫離職沒有顯著影響。盡管企業(yè)違規(guī)行為和政治關(guān)聯(lián)都能顯著影響管理者被迫離職的概率,但對于違規(guī)企業(yè)而言,管理者的政治關(guān)聯(lián)無法幫助其構(gòu)建職位壕溝效應(yīng)。表4的列(4)～(6)是采用OLS回歸的實證結(jié)果,其結(jié)果與Logit模型類似。

表4 企業(yè)違規(guī)行為與管理者被迫離職

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

管理者政治關(guān)聯(lián)度與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險和經(jīng)營績效存在內(nèi)生性問題。本文采用兩階段最小二乘回歸和Heckman兩階段回歸來盡可能減弱內(nèi)生性問題。在2SLS回歸中:第一步,引入同一行業(yè)其他企業(yè)管理者政治關(guān)聯(lián)度均值Connection_industry作為工具變量,對管理者政治關(guān)聯(lián)進行回歸分析;第二步,將上階段的管理者政治關(guān)聯(lián)的預(yù)測值放入Bivariate Probit模型中再次回歸。2SLS的實證結(jié)果顯示,管理者政治關(guān)聯(lián)度對企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為和違規(guī)行為被稽查的概率的影響與表3類似。在Heckman兩步法中,利用Connection_industry作為第一階段的工具變量;且第二階段Lambda的值并不顯著,同樣說明內(nèi)生性問題不構(gòu)成顯著影響*因篇幅關(guān)系，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未予列示。下同。。

(二)關(guān)鍵指標(biāo)的不同度量

為避免變量統(tǒng)計導(dǎo)致的誤差,本文將企業(yè)違規(guī)行為、管理者被迫離職和政治關(guān)聯(lián)這三個核心指標(biāo)重新度量,進行實證研究。(1)關(guān)于企業(yè)的違規(guī)行為,本節(jié)利用企業(yè)違規(guī)次數(shù)Observe_freqi,t和違規(guī)行為懲罰嚴(yán)重程度Punishmenti,t分別進行回歸,避免忽略了同一企業(yè)相同年份多次違規(guī)的現(xiàn)象及企業(yè)違規(guī)行為的嚴(yán)重程度。(2)關(guān)于管理者被迫離職行為,根據(jù)管理者變更的離職原因,本文又從主觀和客觀兩個角度進行區(qū)分,設(shè)定Subjective指標(biāo)。若管理者因為辭職、個人、其他以及不滿足法定年齡的退休這四種情況,則認(rèn)定其為主動離職,Subjective取1,其他情況取0,利用新的管理者變更指標(biāo)進行回歸分析。(3)關(guān)于管理者政治關(guān)聯(lián),文章通過手工賦值計算而得。管理者政治關(guān)聯(lián)度數(shù)據(jù)跨越度較大。為避免因政治關(guān)聯(lián)度的分布偏倚造成的影響,將管理者政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)平均分為十等份,按照實際數(shù)值的大小從1到10排列重新賦值進行回歸。這三個重新度量的指標(biāo)進行回歸后,其結(jié)果與前文類似。

六、結(jié)論與啟示

以往文獻對政治關(guān)聯(lián)的研究主要集中于其給企業(yè)和管理者帶來的稀缺資源、績效提升和信用背書等,很少有文獻探討政治關(guān)聯(lián)的負面影響。本文基于2005～2014年滬深主板上市公司的違規(guī)事件,采用Bivariate Probit模型回歸發(fā)現(xiàn)：(1)管理者政治關(guān)聯(lián)會促使企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為,降低企業(yè)違規(guī)行為被稽查處理的概率。(2)不同所有制企業(yè)的結(jié)果有所差異,民營企業(yè)管理者政治關(guān)聯(lián)會提高企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為的概率,而國有企業(yè)管理者政治關(guān)聯(lián)度越高,越不可能被監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)。從成本收益角度出發(fā),民營企業(yè)更傾向?qū)⒃跇?gòu)建和維護政治關(guān)聯(lián)過程中所耗費的成本轉(zhuǎn)化為自身違反正式制度的資本。(3)擁有政治關(guān)聯(lián)的管理者由于其嵌入的社會資本,更容易構(gòu)建管理者職位壕溝,降低公司治理機制的有效性;另一方面,企業(yè)發(fā)生違規(guī)行為后會顯著提高管理者被迫離職的概率。本文的實證分析中控制了公司治理特征后發(fā)現(xiàn),企業(yè)較多的董事會成員和頻繁的董事會會議并不能對企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生起到良好的監(jiān)督作用,而機構(gòu)投資者的持股比例越高,企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生概率就越低。

本文的研究為中國上市公司管理者政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)違規(guī)提供了經(jīng)驗證據(jù),基于以上結(jié)論文章提出以下兩點政策啟示:(1)證券監(jiān)管部門應(yīng)進一步提高違規(guī)稽查懲處的效率和力度,提高監(jiān)管部門與執(zhí)法部門的相對獨立性,避免企業(yè)通過建立的政治關(guān)聯(lián)來尋租。維護好監(jiān)管部門的公正性和公信力,切實落實保護小股東權(quán)益。(2)健全國內(nèi)外機構(gòu)投資者證券投資的相關(guān)法律法規(guī),積極推進機構(gòu)投資者專業(yè)化程度的提升,進一步積極監(jiān)督企業(yè)違規(guī)。

[1] Chen G., Firth M., Gao D. N., Rui O. M. Is China’s Securities Regulatory Agency a Toothless Tiger: Evidence from Enforcement Actions[J]. Journal of Accounting and Public Policy, 2005, 24(6): 451-488.

[2] 沈紅波, 楊玉龍, 潘飛. 民營上市公司的政治關(guān)聯(lián)證券違規(guī)與盈余質(zhì)量[J]. 金融研究, 2014, (1): 128-143.

[3] 許年行, 江軒宇, 伊志宏, 袁清波. 政治關(guān)聯(lián)影響投資者法律保護的執(zhí)法效率嗎？[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊), 2013, (2): 373-406.

[4] Krueger A. O. The Political Economy of The Rent-Seeking Society[J]. The American Economic Review, 1974, (64)3: 291-303.

[5] Faccio M. Politically Connected Firms[J]. American Economic Review, 2006, 96(1): 369-386.

[6] Adhikari A., Derashid C., Zhang H. Public Policy, Political Connections, and Effective Tax Rates: Longitudinal Evidence from Malaysia [J]. Journal of Accounting and Public Policy, 2006, 25(5): 574-595.

[7] Claessens S., Feijen E., Laeven L. Political Connections and Preferential Access to Finance: The Role of Campaign Contributions[J]. Journal of Financial Economics, 2008, 88(3): 554-580.

[8] Goldman E., Rocholl J., So J. Do Politically Connected Boards Affect Firm Value?[J]. Review of Financial Studies, 2009, 22(6): 2331-2360.

[9] 潘紅波, 夏新平, 余明桂. 政府干預(yù)、政治關(guān)聯(lián)與地方國有企業(yè)并購[J]. 經(jīng)濟研究, 2008, (4): 41-51.

[10] 羅黨論, 劉曉龍. 政治關(guān)系、進入壁壘與企業(yè)績效——來自中國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 管理世界, 2009, (5): 97-106. [11] Li H., Meng Q., Wang L. Political Connection, Financing and Firm Performance: Evidence from Chinese Private Firms[J]. Journal of Development Economics, 2008, 87(2): 283-299.

[12] 唐松, 胡威, 孫錚. 政治關(guān)系、制度環(huán)境與股票價格的信息含量——來自我國民營上市公司股價同步性的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 金融研究, 2011, (7): 182-195.

[13] 繆因知. 中國證券監(jiān)管中的不足、成因與改進[J]. 安徽大學(xué)法律評論, 2011, (2): 30-40.

[14] Desai H., Hogan C. E., Wilkins M. S. The Reputational Penalty for Aggressive Accounting: Earnings Restatements and Management Turnover[J]. The Accounting Review, 2006, 81(1): 83-112.

[15] Cumming D., Hou Wenxuan, Lee E. Corporate Fraud, CEO Turnover, and State Ownership in China[Z]. Unpublished Working Paper, York University, 2011.

[16] Chang E. C., Wong M. L. Governance with Multiple Objectives: Evidence from Top Executive Turnover in China[J]. Journal of Corporate Finance, 2009, (15): 230-244.

[17] Fan J. P. H., Wong T. J., Zhang T. Politically-Connected CEOs, Corporate Governance and Post-IPO Performance of China’s Partially Privatized Firms[J]. Journal of Financial Economics, 2007, 84(2): 330-357.

[18] 游家興, 徐盼盼, 陳淑敏. 政治關(guān)聯(lián)、職位壕溝與高管變更——來自中國財務(wù)困境上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 金融研究, 2010, (4): 128-143.

[19] Parrino R. CEO Turnover and Outside Succession a Cross-Sectional Analysis[J]. Journal of Financial Economics, 1997, 46(2): 165-197. [20] Jenter D., Kanaan F. CEO Turnover and Relative Performance Evaluation[J]. The Journal of Finance, 2015, 70(5): 2155-2184.

[21] 杜興強, 郭劍花, 雷宇. 政治聯(lián)系方式與民營上市公司業(yè)績: “政府干預(yù)”抑或“關(guān)系”[J]. 金融研究, 2009, (11): 158-173.

[22] 巫景飛, 何大軍, 林煒, 王云. 高層管理者政治網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)多元化戰(zhàn)略: 社會資本視角——基于我國上市公司面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 管理世界, 2008, (8): 107-118.

[23] Wang T. Y., Winton A., Yu X. Corporate Fraud and Business Conditions: Evidence from IPOs[J]. The Journal of Finance, 2010, 65(6): 2255-2292

[24] Khanna V. S., Kim E. H., Lu Yao. CEO Connectedness and Corporate Fraud[J]. Journal of Finance, 2015, 70(3): 1203-1252.

(責(zé)任編輯:趙 婧)

Political Connection and the Effectiveness of Corporate Governance ——Based on the Security Irregularities Data of Listed Companies

ZHENG Liting, JIN Xuejun

(School of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310027, China)

The political connection of managers can not only strengthen their competitive advantage but also weaken the effectiveness of corporate governance mechanism. From the perspective of irregularities and the managers’ turnover, this paper uses both the Bivariate Probit model and the mediating effect model to study how the political connection of managers affect the effectiveness of corporate governance mechanism. The results are as follows: Those companies whose managers have political connections are more inclined to commit violations, which is especially true with private enterprises; Political connections of managers can help to reduce the likelihood of investigations into the companies’ violations, which is especially true with the state-owned enterprises; The political connection helps the manager to establish the position trenches and reduce the probability that the manager is forced to leave. However, after the enterprise’s illegal behavior is inspected, the probability of manager’s turnover will be significantly improved. The results also prove that the political association of the managers weakens the pre-regulation of the enterprise’s irregularities, but the audit of the enterprise’s irregularities has significant governance effect in ex-post supervision.

Political Connection; Corporate Irregularities; Manager Turnover; Bivariate Probit Model

2016-11-16

國家自然科學(xué)基金資助項目(71673249);浙江省科技廳軟科學(xué)計劃項目(2014C35033)

鄭麗婷(1989-),女,江西上饒人,浙江大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生;金雪軍(1958-),男,浙江紹興人,浙江大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授。

F276.6

A

1004-4892(2017)06-0079-09