管理層權(quán)力與國企高管腐敗
——基于政府審計(jì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究

劉 瑾，謝麗娜，林 斌

(1.湖南工商大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410205;2.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

一、引言

十八屆三中全會提出了“推進(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化”的戰(zhàn)略目標(biāo)。在諸多治理問題中，腐敗被稱為“國家治理之癌”，對國家良治構(gòu)成嚴(yán)重威脅[1]。腐敗問題頻繁發(fā)生既損害經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會公平，也動搖政府誠信。近年來，審計(jì)在國家治理中的作用日益受到重視。國際上，世界銀行、國際貨幣基金、OECD等組織將政府審計(jì)視為保障廉潔、對抗腐敗、促進(jìn)政府治理的重要支柱。在我國，審計(jì)監(jiān)督與人大監(jiān)督、司法監(jiān)督、國家監(jiān)察等共同構(gòu)成黨和國家的監(jiān)督體系，對權(quán)力進(jìn)行制約。2014年國務(wù)院《關(guān)于加強(qiáng)審計(jì)工作的意見》提出，凡是涉及管理、分配、使用公共資金、國有資產(chǎn)、國有資源的部門、單位和個人都要接受審計(jì)、配合審計(jì)。2015年《關(guān)于完善審計(jì)制度若干重大問題的框架意見》和2017年《關(guān)于深化國有企業(yè)和國有資本審計(jì)監(jiān)督的若干意見》進(jìn)一步提出，要發(fā)揮好審計(jì)在推進(jìn)廉政建設(shè)中的重要作用，提高審計(jì)能力和效率，深化對國有企業(yè)和國有資本的審計(jì)監(jiān)督，要圍繞國有企業(yè)、國有資本、境外投資以及國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人員履行經(jīng)濟(jì)責(zé)任情況，做到應(yīng)審盡審、有審必嚴(yán)?？梢?，政府審計(jì)已成為治理腐敗和推動國企深化改革的一項(xiàng)重要機(jī)制。

腐敗是公職人員濫用公共權(quán)力或公共資源謀取私利的行為?！皺?quán)力”是腐敗發(fā)生的前提，“私利”既包括錢財(cái)、資產(chǎn)，也包括超額在職消費(fèi)以及權(quán)力、地位的上升等，既包括濫用權(quán)力者的個人利益，也包括其親屬、家族、部門和小團(tuán)體利益[2-3]。我國國有股權(quán)本質(zhì)上屬于全體人民，國有企業(yè)的控制權(quán)和經(jīng)營管理權(quán)具有公共權(quán)力的性質(zhì)，國有企業(yè)治理是國家治理的重要組成部分。但是，由于國有企業(yè)存在嚴(yán)重的所有者缺位現(xiàn)象，在放權(quán)改革過程中，國企高管特別是一把手擁有對國有企業(yè)過度的控制權(quán)，同時又面臨比較嚴(yán)苛的薪酬管制和行政級別限制，因此他們有動機(jī)和條件利用掌握的權(quán)力進(jìn)行顯性和隱性的腐敗活動[4-7]。

審計(jì)是以權(quán)力制衡權(quán)力的重要制度安排，我國政府審計(jì)一經(jīng)建立便發(fā)揮著促進(jìn)政府廉潔和效率的作用[8-9]。國有企業(yè)和國企高管是國家審計(jì)機(jī)關(guān)的重要監(jiān)督對象。近年來，隨著反腐和國企改革的推進(jìn)，審計(jì)署和地方審計(jì)機(jī)關(guān)加大了對國有企業(yè)的監(jiān)督力度，審計(jì)結(jié)果公告、新聞媒體報道、案件線索轉(zhuǎn)移、審計(jì)整改和問責(zé)等進(jìn)一步放大了政府審計(jì)的威懾力。相關(guān)研究結(jié)果表明，政府審計(jì)的介入有助于減少國有企業(yè)的盈余管理和過度投資行為，在促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制、抑制高管超額在職消費(fèi)、促使腐敗曝光、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新、提升經(jīng)營績效等方面發(fā)揮了重要作用[10-16]。隨著中央審計(jì)委員會的成立、審計(jì)全覆蓋的實(shí)施以及國有企業(yè)與國有資本審計(jì)監(jiān)督的深化，政府審計(jì)對國有企業(yè)的監(jiān)督層級、監(jiān)督范圍和審計(jì)頻率都將進(jìn)一步擴(kuò)大和提高，其在完善國企治理和減少腐敗方面發(fā)揮的作用將進(jìn)一步鞏固并常態(tài)化。

目前已有部分文獻(xiàn)關(guān)注到了管理層權(quán)力與企業(yè)高管薪酬操縱、在職消費(fèi)等行為之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系[17-18]，同時，也有少量文獻(xiàn)關(guān)注到了政府審計(jì)在抑制國企高管超額在職消費(fèi)和促進(jìn)腐敗案件曝光等方面的作用[13-14]。那么，如何將腐敗的誘因與治理機(jī)制聯(lián)系起來？政府審計(jì)能否對管理層權(quán)力與腐敗之間的關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)？目前尚未有研究從腐敗發(fā)生的動機(jī)、審計(jì)介入的環(huán)節(jié)以及審計(jì)對管理層權(quán)力進(jìn)行監(jiān)督和制衡的角度對三者之間的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)考察。鑒于此，本文擬從國企高管腐敗發(fā)生的動因、條件和約束機(jī)制這一鏈條出發(fā)，追根溯源，探討政府審計(jì)通過對管理層權(quán)力加以約束和制衡進(jìn)而抑制國企高管腐敗的渠道機(jī)制，并以2011—2017年A股國有上市公司為樣本對該路徑進(jìn)行驗(yàn)證。

二、文獻(xiàn)綜述

國有企業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)和政治體系中扮演著重要角色，是我國政府執(zhí)政的延伸組織，國企高管具有官員和企業(yè)家的雙重身份[17,19]。國有企業(yè)一直存在權(quán)力過于集中、缺乏有效監(jiān)督和約束機(jī)制、薪酬管制較嚴(yán)而股權(quán)激勵較弱等問題，與其他企業(yè)的高管相比，國企高管更有動機(jī)和條件利用掌握的公共權(quán)力謀取私利。根據(jù)代理理論，政府是國有資產(chǎn)的委托人，國企高管受托對國有資產(chǎn)進(jìn)行經(jīng)營，由于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，兩者之間存在信息不對稱，代理人為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化會做出有損委托人利益的決策，包括腐敗[2]。根據(jù)尋租理論，政府對企業(yè)或個人的經(jīng)濟(jì)活動具有管控權(quán)，這在一定程度上阻礙了市場競爭，為少部分享有特權(quán)的人帶來了獲取租金的機(jī)會。不少國有企業(yè)處于壟斷行業(yè)，掌握著稀缺資源，國企高管則掌握著一定的行政權(quán)力，而薪酬管制的存在使得他們在尋利困難的情況下轉(zhuǎn)而從事尋租活動，以此來獲得額外收益及“租金”[6]。一些研究發(fā)現(xiàn)，國企高管的腐敗行為源于管理層攫取控制權(quán)的尋租動機(jī)[5,20]。另有研究基于權(quán)力尋租的視角，分析了薪酬管制、地區(qū)差異、管理層權(quán)力配置、市場化進(jìn)程等影響國企高管腐敗發(fā)生的動機(jī)和條件因素[4-6,21]。還有部分學(xué)者聚焦管理層權(quán)力與腐敗之間的關(guān)系,相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，國企高管手中的權(quán)力越大，其公款吃喝、超額在職消費(fèi)以及貪污、受賄、違規(guī)等腐敗行為越嚴(yán)重[6,18]。

腐敗被喻為“國家治理之癌”，如何消除腐敗已成為世界性的治理難題。有研究指出，要治理國企高管腐敗，需進(jìn)一步完善監(jiān)督機(jī)制，對權(quán)力加以限制，從而“把權(quán)力關(guān)進(jìn)制度的籠子”[22]。腐敗本質(zhì)上是權(quán)力的濫用，政府審計(jì)作為依法用權(quán)力制約權(quán)力的制度安排，注定會在腐敗治理中發(fā)揮重要作用[23]。作為一項(xiàng)法定制度，政府審計(jì)在制約公共權(quán)力運(yùn)行、推進(jìn)反腐倡廉建設(shè)方面的作用日益顯著。有學(xué)者采用規(guī)范分析方法歸納了政府審計(jì)在反腐敗中的角色、功能定位以及具體路徑[24-25]。另有學(xué)者采用實(shí)證分析方法檢驗(yàn)了政府審計(jì)在腐敗治理方面的效果。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，政府審計(jì)能夠震懾和防御官員腐敗、提升地區(qū)反腐效率，并促進(jìn)國有企業(yè)績效提升[8，26-27]。另外，政府審計(jì)機(jī)關(guān)與被審計(jì)單位的協(xié)同水平越高，腐敗治理功能就發(fā)揮得越好[28]。在國企腐敗治理方面，政府審計(jì)能夠顯著抑制中央企業(yè)高管的超額在職消費(fèi)，提高非效率投資企業(yè)的腐敗曝光概率[13-14]。

綜上所述，現(xiàn)有關(guān)于管理層權(quán)力與企業(yè)腐敗、政府審計(jì)與國有企業(yè)腐敗的文獻(xiàn)已比較豐富，但還鮮有研究將管理層權(quán)力、政府審計(jì)與國企高管腐敗放在同一框架下，從腐敗誘因和治理策略的完整鏈條出發(fā)進(jìn)行分析。政府審計(jì)作為一種權(quán)力制衡機(jī)制，天然地能對誘發(fā)腐敗的權(quán)力進(jìn)行約束，進(jìn)而發(fā)揮其治理職能，因此,本文擬進(jìn)一步探討政府審計(jì)通過抑制管理層權(quán)力來減少國企高管腐敗的渠道機(jī)制。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)管理層權(quán)力誘致腐敗

管理層權(quán)力(managerial power)或管理自主權(quán)(managerial discretion)是所有權(quán)與實(shí)際控制權(quán)分離的產(chǎn)物，在某種程度上反映了管理層執(zhí)行自身意愿(非股東意愿)的能力[29-30]?，F(xiàn)代企業(yè)制度下所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離使得不同企業(yè)的管理層均獲得了或多或少的決策和經(jīng)營自主權(quán)，具體來講，管理層權(quán)力的大小與管理者個人特質(zhì)、企業(yè)內(nèi)部權(quán)力配置、股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)性質(zhì)、所處行業(yè)及宏觀制度環(huán)境等因素有關(guān)。有研究發(fā)現(xiàn)，給予管理層適度的自主權(quán)有助于激勵其積極工作，在動態(tài)競爭環(huán)境下及時進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整，從而提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平和增進(jìn)組織績效[31]。然而，過度的自主權(quán)可能會誘發(fā)管理層的機(jī)會主義行為，包括提高管理層自身薪酬、增加在職消費(fèi)、構(gòu)建個人商業(yè)帝國、進(jìn)行過度投資，甚至利用職務(wù)便利實(shí)施貪污、受賄、財(cái)產(chǎn)侵占、利益輸送等違法犯罪行為，最終損害股東價值[5,17-18]。

我國國有企業(yè)管理層權(quán)力的擴(kuò)張?jiān)从趪蟾母镏械姆艡?quán)讓利。20世紀(jì)80年代以來，政府推行旨在提高企業(yè)自主經(jīng)營權(quán)的放權(quán)改革，國企高管由此獲得了較高的實(shí)際控制權(quán)。雖然政府設(shè)置了相關(guān)部門代表出資人對國企高管的管理決策進(jìn)行監(jiān)督，但是在層層代理和所有者缺位的情況下，這種監(jiān)督往往成本較高且難以全面到位，再加上制度轉(zhuǎn)型和治理機(jī)制的不完善，一些高管甚至可以越過相關(guān)部門和董事會對公司決策施加重大影響，即眾所周知的內(nèi)部人控制問題[17,32]。另外，國企高管面臨嚴(yán)格的薪酬管制，且國有企業(yè)的股權(quán)激勵力度往往較弱，一些高管的個人能力和付出難以通過正常的薪酬獲得一個公平的市場回報，因此他們有動機(jī)利用手中權(quán)力進(jìn)行腐敗尋租，而且更傾向于通過過度投資、在職消費(fèi)、構(gòu)建個人帝國等隱蔽方式對其薪酬進(jìn)行補(bǔ)償[5,7]。有研究發(fā)現(xiàn)，國企管理層越是大權(quán)在握，通過在職消費(fèi)手段實(shí)施權(quán)力尋租這一行為越?jīng)]有節(jié)制，進(jìn)而使得國企成為滋生腐敗行為的沃土[5,17-18]。

根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：在其他條件一定的情況下，管理層權(quán)力越大，國企高管腐敗越嚴(yán)重。

(二)政府審計(jì)的治理作用

審計(jì)的產(chǎn)生源于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離形成的委托代理關(guān)系，其本質(zhì)是對代理人受托責(zé)任的履行情況進(jìn)行鑒證和監(jiān)督，以促進(jìn)受托經(jīng)濟(jì)責(zé)任的全面有效履行[23,33]。從委托代理關(guān)系的角度來看，腐敗本質(zhì)上是信息不對稱條件下代理人的一種機(jī)會主義行為，而審計(jì)是緩解信息不對稱、抑制機(jī)會主義行為的重要機(jī)制。國有企業(yè)體現(xiàn)著國家意志，是黨和國家事業(yè)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)和依靠力量，國企領(lǐng)導(dǎo)人具有“準(zhǔn)官員”的特征，國有企業(yè)和國企主要領(lǐng)導(dǎo)人一直是國家審計(jì)機(jī)關(guān)的重要監(jiān)督對象[13,19]。審計(jì)機(jī)關(guān)對國有企業(yè)的監(jiān)督涵蓋了國有企業(yè)、國有資本、境外投資和國有企業(yè)主要領(lǐng)導(dǎo)人員經(jīng)濟(jì)責(zé)任等各個方面。從近些年的審計(jì)實(shí)踐來看，審計(jì)署和地方審計(jì)機(jī)關(guān)每年都會抽取部分受其管轄的國有企業(yè)，就其財(cái)務(wù)收支和損益、主要領(lǐng)導(dǎo)人員經(jīng)濟(jì)責(zé)任、境外投資以及貫徹落實(shí)國家重大政策等情況開展審計(jì)和專項(xiàng)審計(jì)調(diào)查，審計(jì)結(jié)果通過政府網(wǎng)站、主流媒體以及政府和人大工作會議進(jìn)行公開。

與其他治理機(jī)制相比，政府審計(jì)在腐敗監(jiān)控方面有著獨(dú)特優(yōu)勢：(1)獨(dú)立性，即審計(jì)機(jī)構(gòu)與其監(jiān)督對象之間沒有利益關(guān)聯(lián)；(2)專業(yè)性，審計(jì)機(jī)關(guān)在腐敗風(fēng)險的識別、風(fēng)險控制和腐敗行為的監(jiān)測方面具有優(yōu)勢；(3)覆蓋范圍廣，即審計(jì)是一種持續(xù)的、覆蓋較廣的監(jiān)督機(jī)制[9,34-35]。在國有企業(yè)、國有資本和國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人員經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)方面，國家審計(jì)機(jī)關(guān)能夠獨(dú)立、高效地查處國企高管在經(jīng)營決策、財(cái)務(wù)收支、經(jīng)營成果及個人廉潔方面出現(xiàn)的違法違規(guī)、損失浪費(fèi)和管理不規(guī)范問題[13,34]。審計(jì)機(jī)關(guān)在賬目檢查方面的專業(yè)性和獨(dú)立性使得它們可以從紛繁復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)報表中發(fā)現(xiàn)一些隱蔽問題[8,34]。政府審計(jì)發(fā)現(xiàn)問題線索后，紀(jì)檢監(jiān)察部門介入調(diào)查的概率隨之上升，即便是超額在職消費(fèi)等隱性腐敗行為，一旦被上級領(lǐng)導(dǎo)和組織部門察覺，也會對國企高管的留任和晉升造成重大影響。因此，我們可以預(yù)期，政府審計(jì)的介入能夠?qū)蟾吖艿母瘮_動形成有效抑制。

根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在其他條件一定的情況下，政府審計(jì)介入后，國企高管的腐敗程度減弱。

(三)政府審計(jì)對管理層權(quán)力與腐敗之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

國有企業(yè)腐敗實(shí)質(zhì)上是一種權(quán)力腐敗，國有企業(yè)所有者缺位和放權(quán)改革導(dǎo)致的管理層權(quán)力膨脹是國企高管腐敗的根源[5,22]。因此，治理國企腐敗的關(guān)鍵在于強(qiáng)化對管理層權(quán)力的制約和監(jiān)督。黨和國家在推進(jìn)依法治國、深化國有企業(yè)改革、提升國家治理體系和治理能力的決策部署中，一再強(qiáng)調(diào)要強(qiáng)化對權(quán)力的制約與監(jiān)督。在構(gòu)筑和完善國有企業(yè)監(jiān)督體系方面，推進(jìn)混合所有制改革，引入非國有股東的監(jiān)督，能在一定程度上緩解“所有者缺位”問題，提升股東大會和董事會的監(jiān)督效率[7]；完善企業(yè)內(nèi)部控制制度，強(qiáng)化政府審計(jì)、國家監(jiān)察、黨的巡視等外部監(jiān)督，能夠?qū)芾韺訖?quán)力的運(yùn)行形成有效約束[18,36]。審計(jì)機(jī)關(guān)對國有企業(yè)的監(jiān)督側(cè)重管理決策權(quán)力的運(yùn)用和國有資產(chǎn)的安全、效益，其中經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)以領(lǐng)導(dǎo)干部的權(quán)力運(yùn)行為主線，涵蓋了重大政策執(zhí)行、重大經(jīng)濟(jì)決策、重大項(xiàng)目管理、國有資產(chǎn)保值增值和領(lǐng)導(dǎo)干部個人廉潔等方面，在促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)干部“依法用權(quán)、秉公用權(quán)、廉潔用權(quán)”方面發(fā)揮了重要作用[37]。經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)結(jié)果和整改情況是國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人考核、任免、獎懲的重要依據(jù)，這一問責(zé)機(jī)制進(jìn)一步強(qiáng)化了政府審計(jì)的威懾力[8,13]。國有企業(yè)財(cái)務(wù)審計(jì)和專項(xiàng)審計(jì)調(diào)查也會重點(diǎn)關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)干部經(jīng)濟(jì)決策的經(jīng)濟(jì)性、效率性和效果以及個人廉潔情況。此外，不同于紀(jì)檢、監(jiān)察和巡視側(cè)重于關(guān)注情節(jié)嚴(yán)重的案件線索，政府審計(jì)是一種常規(guī)性、常態(tài)化和預(yù)防性的監(jiān)督，更能發(fā)現(xiàn)一些隱性腐敗行為，并能為紀(jì)檢、監(jiān)察的介入提供問題線索。政府審計(jì)的實(shí)施大大增加了國企高管在權(quán)力使用過程中可能存在的違法、違規(guī)、低效和不廉潔行為被發(fā)現(xiàn)和問責(zé)的概率，而對權(quán)力的問責(zé)是治理腐敗的根本之策[8,34]。政府審計(jì)和紀(jì)檢、監(jiān)察、巡視等強(qiáng)有力的外部監(jiān)督機(jī)制的存在迫使理性的國企高管更加審慎地使用其掌握的權(quán)力，從而營造出一種“不敢腐、不能腐、不愿腐”的制度環(huán)境。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：在其他條件一定的情況下，政府審計(jì)的介入可以抑制管理層權(quán)力誘發(fā)的國企高管腐敗。

四、研究設(shè)計(jì)

表1 審計(jì)署2013—2018年關(guān)于中央企業(yè)審計(jì)結(jié)果公告的樣本分布

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2018年審計(jì)署發(fā)布的中央企業(yè)審計(jì)結(jié)果公告為線索，參照相關(guān)文獻(xiàn)的做法[11，13，16]，首先識別出審計(jì)結(jié)果公告中涉及的集團(tuán)公司以及其直接或間接控股的上市公司(不含金融類公司)，作為接受政府審計(jì)的樣本，最終得到212家被審計(jì)署審計(jì)過的中央企業(yè)控股的上市公司(見表1)。然后，鑒于國有企業(yè)與非國有企業(yè)在高管腐敗方面的差異，借鑒褚劍和方軍雄的做法[13,38]，我們以其他國有控股上市公司作為對照組。因此，我們的總樣本為2011—2017年A股國有上市公司，并根據(jù)研究所需剔除了以下樣本：(1)金融保險類上市公司；(2)財(cái)務(wù)狀況異常的ST、*ST類上市公司；(3)缺少相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的公司。經(jīng)篩選，本文最終得到有效樣本數(shù)為6408個。在職消費(fèi)數(shù)據(jù)通過CSMAR數(shù)據(jù)庫中報表附注的上市公司管理費(fèi)用明細(xì)經(jīng)手工整理獲得；其余數(shù)據(jù)先從CSMAR數(shù)據(jù)庫中獲取，再通過新浪財(cái)經(jīng)和Wind數(shù)據(jù)庫比對補(bǔ)齊。為消除極端值的影響，我們對回歸中的連續(xù)變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。

(二)模型構(gòu)建和變量選擇

1.模型構(gòu)建

本文構(gòu)建以下模型對前文所提的三個假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

Abperksi,t=β0+β1Poweri,t+β2Postauditi,t+β3(Postauditi,t×Poweri,t)+δXit+γt+μi+εi,t

(1)

其中，因變量為國企高管腐敗(Abperks)，主要考察變量為管理層權(quán)力(Power)、政府審計(jì)介入(Postaudit)以及二者的交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)。根據(jù)假設(shè)1，我們預(yù)期管理層權(quán)力(Power)的系數(shù)β1為正；根據(jù)假設(shè)2和假設(shè)3，我們預(yù)期政府審計(jì)介入(Postaudit)以及其與管理層權(quán)力的交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)的系數(shù)β2和β3為負(fù)。Xit為控制變量，參考周美華等、褚劍和方軍雄的研究[13，18]，模型(1)中的控制變量包括公司凈資產(chǎn)收益率、董事會規(guī)模、公司成長性等一系列可能影響國企高管腐敗行為的公司特征變量和治理特征變量。γt為時間固定效應(yīng)，μi為公司固定效應(yīng)。

需要說明的是，政府審計(jì)介入(Postaudit)為政策效應(yīng)變量，由于政府審計(jì)介入的年份不唯一，參照劉瑞明和趙仁杰的做法[39]，本文采用控制雙向固定效應(yīng)的多期DID模型進(jìn)行檢驗(yàn)。同時，由于時間固定效應(yīng)和公司固定效應(yīng)分別包含了實(shí)驗(yàn)期變量Post和處理組變量Treat，因此模型中不再設(shè)置單獨(dú)的Post和Treat變量。

2.變量選擇

(1)國企高管腐敗(Abperks)

企業(yè)高管腐敗大致分為顯性腐敗和隱性腐敗兩種，顯性腐敗主要以證監(jiān)會、證券交易所等監(jiān)管部門披露的上市公司因擅自改變資金用途、違規(guī)擔(dān)保、內(nèi)幕交易、市場操縱等違法違規(guī)行為而受到處罰的情況，以及相關(guān)媒體報道的上市公司高管貪污、腐敗、職務(wù)侵占等案件、事項(xiàng)的數(shù)量來衡量[14,40]；隱性腐敗多以在職消費(fèi)或超額在職消費(fèi)來衡量[17-18,22]。本文主要考察隱性腐敗，一方面，企業(yè)因違規(guī)、貪污、受賄、職務(wù)侵占等行為遭到監(jiān)管部門處罰或被媒體曝光具有一定的滯后性，被查處和曝光的案件可能只是冰山一角，而反映在財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)中的超額在職消費(fèi)能夠及時捕捉到高管濫用職權(quán)謀取私利的行為，從而反映出國企高管的腐敗程度；另一方面，政府審計(jì)對國有企業(yè)的監(jiān)督通常是從企業(yè)賬簿和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)著手，主要關(guān)注國有企業(yè)的財(cái)務(wù)收支、經(jīng)營成果及國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人的個人廉潔和經(jīng)濟(jì)責(zé)任履行情況，能夠?qū)衅髽I(yè)的鋪張浪費(fèi)、假公濟(jì)私等隱性腐敗行為進(jìn)行揭露、防御和震懾。因此，研究政府審計(jì)與國企高管隱性腐敗之間的關(guān)系可能更有針對性。

參考相關(guān)研究[13,40-41]，本文以超額在職消費(fèi)，即高管實(shí)際在職消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)因素決定的高管預(yù)期正常在職消費(fèi)的差額，作為隱性腐敗的代理變量。其中，實(shí)際在職消費(fèi)數(shù)據(jù)的獲取參照王曾等和Luo等的研究[41-42]，采用管理費(fèi)用扣除董監(jiān)高薪酬、當(dāng)年的固定資產(chǎn)折舊和無形資產(chǎn)攤銷、壞賬準(zhǔn)備、存貨跌價準(zhǔn)備等明顯不屬于在職消費(fèi)的數(shù)據(jù)，并通過模型進(jìn)行估算。具體估算模型如下：

(2)

模型(2)中的Perk為樣本公司當(dāng)年實(shí)際在職消費(fèi)，Asset為上一年期末總資產(chǎn)，PPE為當(dāng)年固定資產(chǎn)凈值，ΔSales為主營業(yè)務(wù)收入的變動額，Inventory為當(dāng)年存貨總額，Employee為企業(yè)雇用的員工人數(shù)。本文采用該模型進(jìn)行分年度分行業(yè)回歸，通過估計(jì)得到的殘差項(xiàng)的值即為樣本公司當(dāng)期的超額在職消費(fèi)(Abperks)。

(2)管理層權(quán)力(Power)

參考權(quán)小鋒等、周美華等和魏志華等的做法[17-18,43]，本文選擇以下五個指標(biāo)合成管理層權(quán)力的綜合指標(biāo)：(1)CEO兼任情況，不兼任董事取1，兼任董事取2，兼任董事長取3；(2)CEO任期,CEO在該職位上的任職年限；(3)董事會規(guī)模，當(dāng)屆董事會的人數(shù)；(4)內(nèi)部董事比例，內(nèi)部董事人數(shù)與董事會人數(shù)之比；(5)管理層是否持股，持股時取1，否則取0。本文在上述五個變量的基礎(chǔ)上，采用主成分分析法來合成管理層權(quán)力綜合指標(biāo)Power，該數(shù)值越大，代表管理層權(quán)力越高。

(3)政府審計(jì)介入(Postaudit)

借鑒褚劍和方軍雄的研究[13]，本文采用Postaudit來衡量政府審計(jì)介入的處理效應(yīng)，對于上市公司所屬集團(tuán)公司被審計(jì)署審計(jì)過的會計(jì)年度及之后的會計(jì)年度取1，否則取0。其中，若樣本公司所屬集團(tuán)公司在研究區(qū)間內(nèi)多次被審計(jì)，我們只取集團(tuán)公司的第一次審計(jì)作為我們的研究樣本。根據(jù)前文的分析，若政府審計(jì)產(chǎn)生威懾和抵御作用，被審計(jì)公司的高管腐敗行為在審計(jì)介入之后的年度將會得到收斂。

(4)政府審計(jì)介入與管理層權(quán)力的交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)

為了進(jìn)一步考察政府審計(jì)對管理層權(quán)力與國企高官腐敗之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文設(shè)置政府審計(jì)介入與管理層權(quán)力變量的交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)。根據(jù)前文的分析，我們預(yù)期政府審計(jì)的介入能夠顯著抑制管理層權(quán)力與腐敗之間的正向關(guān)系。

相關(guān)變量的具體定義見表2。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表3為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。超額在職消費(fèi)(Abperks)的均值為-0.004，標(biāo)準(zhǔn)差為0.031(1)超額在職消費(fèi)是一個相對概念，由模型(2)可知，正常在職消費(fèi)的估計(jì)依賴于經(jīng)上一年期末總資產(chǎn)調(diào)整的實(shí)際在職消費(fèi)與主營業(yè)務(wù)收入變動、固定資產(chǎn)、存貨及員工人數(shù)之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，出現(xiàn)正值、負(fù)值均屬正常。運(yùn)用相同的模型，Luo等和褚劍、方軍雄對1996—2006年和2010—2015年A股上市公司計(jì)算的超額在職消費(fèi)均值分別為-0.002和-0.016[13,42]。，表明不同樣本公司的超額在職消費(fèi)存在較大差異；管理層權(quán)力綜合指標(biāo)(Power)的均值為0.002，標(biāo)準(zhǔn)差為0.401，說明不同公司的管理層權(quán)力差別較大；政府審計(jì)介入(Postaudit)的均值為0.132，表明大約有13.2%的樣本年為政府審計(jì)介入過或介入后的會計(jì)年度。由于樣本期間和樣本篩選過程存在差異，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與已有文獻(xiàn)略有差異[13,17]，但差距不大。

(二)多元回歸分析

1.基礎(chǔ)回歸

表4報告了管理層權(quán)力、政府審計(jì)和國企高管腐敗的回歸結(jié)果。其中，列(1)報告了單獨(dú)對國企高管腐敗與管理層權(quán)力及控制變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，管理層權(quán)力變量(Power)的系數(shù)為0.0026，且在10%的水平上顯著，表明管理層權(quán)力越大，國企高管受到的內(nèi)部約束越少，越有可能通過超額在職消費(fèi)等隱性腐敗行為謀取利益，假設(shè)1得到支持。列(2)報告了對政府審計(jì)介入變量和控制變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，政府審計(jì)介入變量(Postaudit)的系數(shù)為-0.0025，且在10%的水平上顯著，說明相對于未被審計(jì)的公司，接受審計(jì)署審計(jì)的上市公司在審計(jì)實(shí)施之后的年份高管腐敗行為顯著減少，假設(shè)2得到支持。列(3)是引入政府審計(jì)和管理層權(quán)力的交乘項(xiàng)后對所有解釋變量和控制變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，管理層權(quán)力變量(Power)的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，政府審計(jì)介入(Postaudit)的系數(shù)為負(fù)且在10%的水平上顯著，這進(jìn)一步支持了假設(shè)1和假設(shè)2；政府審計(jì)介入與管理層權(quán)力的交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)的系數(shù)為-0.0054，且在10%水平上顯著，說明政府審計(jì)介入對管理權(quán)力與腐敗之間的關(guān)系有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即政府審計(jì)介入能夠顯著減少管理層權(quán)力誘發(fā)的腐敗，假設(shè)3得到支持。

2.中央控股上市公司樣本的檢驗(yàn)

在基礎(chǔ)回歸中，我們將接受過政府審計(jì)的國有企業(yè)視為處理組，以其他中央或地方國有企業(yè)為對照組?？紤]到審計(jì)署對國有企業(yè)的監(jiān)督主要是針對中央國有企業(yè)，且中央國有企業(yè)與地方國有企業(yè)在高管腐敗方面可能存在差異，我們對樣本中的中央控制企業(yè)樣本單獨(dú)進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表5所示。管理層權(quán)力變量(Power)在列(1)和列(3)中的回歸系數(shù)均顯著為正，這與假設(shè)1的預(yù)期一致；政府審計(jì)介入(Postaudit)的系數(shù)在列(2)和列(3)中均顯著為負(fù)，這與假設(shè)2的預(yù)期一致；交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，假設(shè)3得到支持。另外，我們將表5與表4進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，中央控股上市公司子樣本與全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，且顯著性水平更高，這再次驗(yàn)證了前文的3個假設(shè)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

DID模型的使用需要滿足平行趨勢假設(shè)，即在政府審計(jì)介入前，處理組和對照組的高管腐敗程度的趨勢變化不存在系統(tǒng)性差異。參考呂越等的研究[44]，我們以政府審計(jì)介入當(dāng)年對應(yīng)的財(cái)務(wù)年度(2)審計(jì)當(dāng)年對應(yīng)的財(cái)務(wù)年度通常為上一年，若一家公司在2018年接受了審計(jì)，則其對應(yīng)的財(cái)務(wù)年度為2017年，相應(yīng)的基期為2017年，這與很多平行趨勢檢驗(yàn)中將政策出臺的前一年作為基期是一致的。作為基期(Current)，構(gòu)造政府審計(jì)介入的前推變量和后推變量(Pre1audit、Pre2audit、……、Post1audit、Post2audit……)，并納入基本模型進(jìn)行回歸。由于本文涵蓋了2011—2017年共7年的樣本，因此我們做了兩組平行趨勢檢驗(yàn)，一組是前4年后2年，一組是前后各3年，相關(guān)結(jié)果見表6。進(jìn)一步地，本文還在圖1中直觀地描述了第一組檢驗(yàn)結(jié)果中政府審計(jì)介入的前推變量和后推變量的系數(shù)估計(jì)值及其置信區(qū)間(第二組檢驗(yàn)的結(jié)果類似)。由表6和圖1可知，政府審計(jì)介入的前推變量的系數(shù)均不顯著，即政府審計(jì)介入前處理組和對照組在政府審計(jì)介入前并無顯著差異，符合平行趨勢假設(shè)；后推變量中僅Post1audit的系數(shù)顯著為負(fù)，表明政府審計(jì)介入在滯后一期中有顯著作用，隨后影響逐漸減弱，這從一個側(cè)面說明政府審計(jì)并不是介入一次就可以一勞永逸，而是需要保證一定的頻率和覆蓋面，這與黨中央和國務(wù)院在相關(guān)文件中要求的“審計(jì)全覆蓋”相一致。另外，由于政府審計(jì)的介入時間并不集中在某一年或某幾年，而是每一年都有若干企業(yè)接受審計(jì)，從而導(dǎo)致部分接受政府審計(jì)的樣本無法匹配到前推或后推幾年的觀測值，這可能會對平行趨勢檢驗(yàn)產(chǎn)生一定影響。為此，我們將通過后續(xù)的PSM配對樣本檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)進(jìn)一步緩解可能存在的內(nèi)生性問題。

表4 管理層權(quán)力、政府審計(jì)與國企高管腐敗

2.PSM配對樣本檢驗(yàn)

考慮到被審計(jì)的國企和未被審計(jì)的國企本身存在一定的差異，這可能會對本文的研究結(jié)果產(chǎn)生一定影響，因此參考相關(guān)研究[11,13]，我們采用傾向得分匹配法(PSM)對被審計(jì)樣本進(jìn)行配對，然后采用雙重差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體步驟是：(1)以是否接受政府審計(jì)(Audit)為因變量，并以模型(1)中的控制變量作為自變量，通過Logistic回歸得到樣本企業(yè)每年的傾向性得分，表示被審計(jì)署審計(jì)的概率；(2)對每個被審計(jì)樣本觀測值匹配與其年度、行業(yè)一致，且傾向性得分最接近但未被審計(jì)署審計(jì)的觀測值；(3)最后得到基于PSM匹配后的研究樣本共2780個(處理組和控制組的觀測值各1390個)。通過平衡性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，匹配后的控制組和處理組的各個協(xié)變量的統(tǒng)計(jì)量無明顯差別，說明匹配比較合理。由于PSM配對樣本檢驗(yàn)關(guān)注的是政府審計(jì)介入的處理效應(yīng)，因此我們用配對后的樣本對假設(shè)2和假設(shè)3做進(jìn)一步檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。由表7可知，政府審計(jì)介入(Postaudit)的系數(shù)在列(1)和列(2)中均顯著為負(fù)，假設(shè)2得到支持；政府審計(jì)介入與管理層權(quán)力交乘項(xiàng)(Postaudit×Power)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，假設(shè)3得到支持。另外，列(2)中管理層權(quán)力(Power)的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這與假設(shè)1的預(yù)測一致。綜上，PSM配對樣本檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步支持了政府審計(jì)介入能夠顯著減少國企高管腐敗這一論斷。

3.安慰劑檢驗(yàn)

我們采用兩種安慰劑檢驗(yàn)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，借鑒劉瑞明和趙仁杰的做法，通過改變政策執(zhí)行時間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)[39]。具體來講，我們將處理組中政府審計(jì)介入的年份統(tǒng)一提前2年或3年，并據(jù)此重新對Postaudit進(jìn)行賦值，如果此時政府審計(jì)介入(Postaudit)顯著，則說明其對高管腐敗的抑制作用很可能源于其他政策變革或隨機(jī)性因素，反之則說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。如表8所示，虛構(gòu)審計(jì)介入時間后，Postaudit和Postaudit×Power的系數(shù)在所有檢驗(yàn)中都不再顯著，說明政府審計(jì)介入不是安慰劑。

表5 中央控股上市公司樣本的回歸結(jié)果

表6 平行趨勢檢驗(yàn)

表7 PSM配對樣本的回歸結(jié)果

表8 安慰劑檢驗(yàn)(政策時間提前2年或3年)

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)的系數(shù)分布圖

其次，參考呂越等的做法[44]，我們通過虛構(gòu)處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體來講，在總體樣本中隨機(jī)選取212家上市公司作為虛構(gòu)的處理組，并重新對Postaudit進(jìn)行賦值。根據(jù)安慰劑檢驗(yàn)的原理，虛構(gòu)處理組后任何顯著的發(fā)現(xiàn)都意味著前文的回歸結(jié)果有偏差。本文進(jìn)行了1000次隨機(jī)抽樣，并按模型(1)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，圖2繪制了這1000次隨機(jī)抽樣下Postaudit和Postaudit×Power的系數(shù)估計(jì)值的核密度分布曲線。如圖2所示，在虛構(gòu)處理組的情況下，這兩個變量的系數(shù)估計(jì)值的均值都接近于零，且不顯著，說明真實(shí)的政府審計(jì)介入對高管腐敗具有顯著的抑制作用，并非安慰劑效應(yīng)。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)(虛構(gòu)處理組)

六、結(jié)論性評述

本文以2011—2017年在我國滬深A(yù)股上市的國有企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層權(quán)力、政府審計(jì)和國企高管腐敗三者之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。研究結(jié)果表明：管理層權(quán)力越大，國企高管腐敗越嚴(yán)重；政府審計(jì)介入對國企高管腐敗具有顯著的約束作用，而且能夠顯著抑制由管理層權(quán)力誘致的國企高管腐敗。所得結(jié)論在進(jìn)行央企控股上市公司子樣本檢驗(yàn)、平行趨勢檢驗(yàn)、PSM配對樣本檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)后仍然成立。

本文所得結(jié)論具有一定的啟示意義。首先，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化國有企業(yè)管理層的權(quán)力配置，并建立相應(yīng)的內(nèi)部監(jiān)督和制衡機(jī)制，對高管權(quán)力的行使形成有效約束，減少其尋租空間。其次，完善國有企業(yè)外部治理中的權(quán)力監(jiān)督和制衡機(jī)制，特別是鑒于政府審計(jì)在國企高管隱性腐敗治理中的專業(yè)性和有效性，應(yīng)當(dāng)更加重視政府審計(jì)在國有企業(yè)績效評價、人才選拔、權(quán)力問責(zé)和相關(guān)體制機(jī)制改革中的作用，進(jìn)一步提升政府審計(jì)的威懾力。最后，應(yīng)貫徹落實(shí)黨中央和國務(wù)院對公共資金、國有資產(chǎn)、國有資源和國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人實(shí)行審計(jì)全覆蓋的要求，提升政府審計(jì)的能力和效率。具體來講，應(yīng)進(jìn)一步增加對國有企業(yè)審計(jì)監(jiān)督的范圍、深度和頻率，讓更多的國有企業(yè)接受國家審計(jì)機(jī)關(guān)的監(jiān)督，以充分發(fā)揮政府審計(jì)對管理層權(quán)力誘發(fā)的國企高管腐敗的抑制作用。

當(dāng)然，由于數(shù)據(jù)的限制，本文僅以是否接受過政府審計(jì)這一虛擬變量來衡量國家審計(jì)機(jī)關(guān)對國有企業(yè)的監(jiān)督。事實(shí)上，審計(jì)機(jī)關(guān)對不同企業(yè)及企業(yè)集團(tuán)下屬子公司實(shí)施審計(jì)時投入的人力、工時和取得的審計(jì)成果數(shù)量可能存在差異，從而對高管腐敗行為的抑制程度也會不同，更詳細(xì)的數(shù)據(jù)將有助于我們更精準(zhǔn)地量化政府審計(jì)的治理效果。隨著審計(jì)結(jié)果公開力度的加大及部分企業(yè)自愿披露政府審計(jì)的介入情況，未來可以深化此類研究。