CEO聲譽與企業(yè)內部控制質量

張 瑩 池國華

(1.浙江理工大學 經濟管理學院,浙江 杭州 310018;2.南京審計大學 內部審計學院,江蘇 南京 211815)

一、引言

CEO聲譽的重要性已經被實務界廣泛認可。有研究通過采訪1400名商業(yè)人士發(fā)現(xiàn),CEO聲譽可以占到公司聲譽的45%;高聲譽的CEO能夠增加股東財富,而低聲譽的CEO則導致股東財富受損;90%以上的金融或行業(yè)分析師表示他們會根據(jù)CEO的聲譽去推薦或者購買該CEO所在公司的股票;80%以上的受訪者認為CEO聲譽會影響他們在媒體審查下對公司的看法,并將CEO聲譽作為推薦員工去該公司工作的依據(jù)[1]。聲譽對于CEO個人而言,更是一種重要的人力資本。一方面,聲譽包含了CEO個人品質和能力的信息,高聲譽能夠幫助CEO在未來獲得更高的薪酬和職業(yè)發(fā)展機會。另一方面,聲譽具有資源效應,高聲譽意味著較高的可信度,能夠有效增加CEO在個人和公司社會關系網絡中的價值和優(yōu)勢地位。因此,高聲譽的CEO更加關注其個人聲譽,也更加愛惜自己的“羽毛”。

然而,CEO聲譽關注給企業(yè)帶來的治理效應卻存在截然相反的兩種結果。有效契約假說認為,CEO聲譽是CEO與企業(yè)利益相關者通過長期反復博弈而形成的[2],具有長期累積性和易損性的特征,因此CEO出于對自身聲譽的關注而弱化了其與股東等利益相關者之間的利益沖突,降低了代理成本,傾向于做出有益于公司長期價值的決策以維護自己的聲譽[3]。 尋租假說認為,投資者或者分析師會隨著CEO聲譽的增加而提高預期,CEO為了維護自己的高聲譽和職業(yè)發(fā)展會盡可能迎合和滿足利益相關者的預期,有可能傾向于追求短期收益而導致企業(yè)長期價值下降[4]。那么,能否通過制度設計以平衡CEO的短期利益和企業(yè)的長期發(fā)展呢?這對公司治理的實踐具有重要的指導意義。

基于此,本文嘗試從企業(yè)內部控制質量視角,對CEO聲譽關注給企業(yè)帶來的治理效應進行研究,其原因在于:第一,內部控制是保障決策有效執(zhí)行的基礎性制度安排。CEO作為企業(yè)的最高管理者,其決策或者行為都可能通過企業(yè)內部控制質量的變化表現(xiàn)出來。第二,CEO是組織和領導內部控制日常運行的第一責任人。CEO有能力也有機會為實現(xiàn)個人目的伺機提高或放松內部控制質量。如果CEO維護聲譽的方式符合有效契約假說,即CEO傾向做出有益于公司長期價值的決策以維護自己的聲譽,那么CEO需要提高企業(yè)內部控制質量以保證自己的決策能夠有效執(zhí)行;如果CEO維護聲譽的方式符合尋租假說,即CEO更多地追求短期收益或者通過盈余管理等機會主義行為滿足利益相關者的預期,那么CEO就沒有動機提高企業(yè)內部控制質量,甚至可能會降低企業(yè)內部控制質量以掩飾個人的機會主義行為。由于在兩種不同假說下,CEO維護聲譽的不同方式會導致企業(yè)內部控制質量發(fā)生不同方向的變化,這為驗證CEO聲譽的有效契約假說或者尋租假說提供了有力的經驗證據(jù)。此外,如果高聲譽的CEO更加注重內部控制質量的提升,這也意味著通過內部控制制度設計實現(xiàn)了CEO短期利益與企業(yè)長期發(fā)展的平衡。

本文可能的邊際貢獻有:(1)本文從CEO維護聲譽的角度豐富了企業(yè)內部控制影響因素的相關研究。雖然已有研究從企業(yè)管理層維護聲譽的視角探究了其對內部控制質量的影響,但是不夠直接,比如楊小娟等在探討治理結構中的連鎖董事對內部控制的溢出效應時,將董事聲譽作為一種機制進行分析[5]。與此類研究不同,本文探討的是企業(yè)CEO聲譽關注對內部控制質量的直接影響,且從CEO聲譽關注視角而不是企業(yè)其他管理者聲譽關注視角出發(fā),更具有現(xiàn)實意義。作為企業(yè)內部的管理活動,內部控制緊密地融入企業(yè)各項日常經營管理中。與其他管理者相比,CEO作為組織和領導內部控制日常運行的第一責任人,既對企業(yè)的資源以及各項業(yè)務活動的運營和協(xié)調有更為深入的了解,同時也在內部控制體系設計和制度執(zhí)行方面發(fā)揮重要作用,因此從CEO聲譽關注視角對企業(yè)內部控制質量進行研究更為直接且重要。此外,CEO聲譽本質上是由經理人市場的聲譽評價體系所形成,本文的研究也間接表明,作為企業(yè)重要的外部治理機制之一的經理人市場,在約束高管行為的同時,對企業(yè)內部控制質量也有著重要的影響。(2)本文從企業(yè)內部控制的視角實證檢驗了CEO聲譽關注對企業(yè)的治理效應,是對現(xiàn)有聲譽理論研究的有益補充?，F(xiàn)有文獻在檢驗個人聲譽關注對企業(yè)的影響時,多以模型推導和實驗的方法進行驗證,僅有少數(shù)文獻利用經驗數(shù)據(jù)進行檢驗[4],可見現(xiàn)有證據(jù)非常有限,聲譽理論的研究還存在很大的空間。本文與現(xiàn)有研究的不同之處在于:一方面,本文證實了CEO維護聲譽的有效手段是做出有益于企業(yè)長期價值的決策;另一方面,本文分別基于能力觀和印象觀對CEO聲譽進行了綜合度量,為CEO聲譽的實證研究提供了有益補充。(3)本文系統(tǒng)考察了企業(yè)內外部風險變化以及控股股東異質性對CEO聲譽與內部控制質量之間關系的調節(jié)效應,使CEO聲譽對企業(yè)內部控制質量影響的研究更加細化和深入。

二、文獻綜述

(一)聲譽激勵經濟后果的文獻回顧

聲譽理論強調了“聲譽”這一隱性激勵機制在解決委托代理沖突中的重要作用。Fama認為,即使沒有薪酬激勵經理人也會努力工作,目的是建立和維護個人聲譽以提高在經理人市場的競爭力[2]。聲譽的激勵作用主要體現(xiàn)在盈余管理和經營績效等方面。比如CEO聲譽可以抑制企業(yè)的盈余管理,并且相比應計盈余管理,對真實活動盈余管理的抑制程度更高[6];CEO聲譽增加了資本市場投資的財富效應,“年度最佳CEO”評選與公司績效正相關[7]。由于聲譽的建立具有長期性和易損性的特點,聲譽機制通過強調個人對聲譽的關注來發(fā)揮激勵作用,使其形成長期的自我約束。聲譽是利益相關者根據(jù)個人的歷史表現(xiàn)對其未來行為的一種預期,由此在聲譽的形成過程中,利益相關者根據(jù)CEO所在公司的業(yè)績不斷修正對CEO的評價[3]?？梢?聲譽的建立具有長期性。同時,聲譽是個人向外界傳遞其能力、信譽、誠實和遠見等多維度的一種信號[8],一旦陷入道德或法律困境,個人通過聲譽與外界建立起來的信任就會受損且難以修復。由此可見,聲譽還具有易損性。經理人市場上的高聲譽可以為CEO帶來良好的職業(yè)發(fā)展和社會關系,并且聲譽建立的長期性和易損性使CEO更加關注自己的聲譽,避免發(fā)生使聲譽受損的行為。

然而,CEO的聲譽關注導致聲譽激勵出現(xiàn)了截然相反的兩種效果。一類研究認為,高聲譽的CEO由于擔心聲譽受損會表現(xiàn)出風險規(guī)避或風險偏好,造成企業(yè)的非效率投資。Hirshleifer認為經理人有動機通過投資決策建立個人聲譽,聲譽的建立會影響經理人對待風險的態(tài)度,使其在投資決策中更保守或更激進[9]。高聲譽的CEO會表現(xiàn)出短視行為,比如減少不確定性較高的研發(fā)支出,這樣可以避免投資失敗而被解雇的風險,因為被迫離職會嚴重損害其個人聲譽[4]。另一類研究認為,為了避免聲譽受損,CEO會利用關系網絡盡可能搜尋更多與投資有關的信息以期提高投資效率和企業(yè)價值[7]。

(二)內部控制影響因素的文獻回顧

提高企業(yè)內部控制質量,增強企業(yè)風險防范的能力是“防范化解重大風險”政策下微觀企業(yè)層面最直接的應對措施,現(xiàn)有文獻也從多個維度對如何提高企業(yè)內部控制質量進行了探討。從企業(yè)外部來看,文化差異、產品市場以及財務分析師、審計師等外部監(jiān)督對企業(yè)內部控制質量有重要影響。審計師任期越長、地理距離越近,對企業(yè)了解越深入,企業(yè)內部控制缺陷越少[10];媒體關注和政府審計等企業(yè)外部治理機制能夠降低代理成本從而完善內部控制制度[11]。從企業(yè)內部來看,所有權結構、董事會特征、內部審計質量等內部治理對企業(yè)內部控制質量有重要影響。企業(yè)股權集中度越高、董事會規(guī)模越大,越不愿意披露內部控制缺陷,相反,審計委員會專業(yè)性越高,企業(yè)自愿披露內部控制缺陷的可能性越大[12]。

內部控制由董事會負責建立健全并有效實施,由監(jiān)事會對建立與實施的過程進行監(jiān)督,由經理層負責組織和領導內部控制的日常運行,董事會是內部控制制度的責任主體,而管理層則是執(zhí)行主體。內部控制質量的高低取決于執(zhí)行效果,這與管理層特別是CEO動機和CEO個人特征有關。李曉慧等發(fā)現(xiàn),管理層出于自利動機,遵守最低要求,“從眾模仿”其他企業(yè)進行內控缺陷的披露,這種模仿行為可能是一種不規(guī)范行為且不容易被資本市場和監(jiān)管機構識別,管理層變更后,新任管理層有卸責動機,會放松內控缺陷認定的標準[13]。CEO權力過大引發(fā)“塹壕效應”,會干預審計委員會,削弱其對內部控制的監(jiān)督作用[14]。鑒于CEO對內部控制質量影響的重要性,董事會通過設置不同的激勵與約束機制引導CEO提高企業(yè)內部控制質量。對高管實施薪酬激勵和股權激勵可以在一定程度上抑制高管的自利動機,提高內部控制有效性[15]。

(三)文獻述評

現(xiàn)有關于CEO聲譽激勵效果的研究存在相反的兩種假說,即有效契約假說與尋租假說,到底哪一種假說在CEO聲譽的治理作用中占主導尚未形成一致結論,CEO聲譽能否有效發(fā)揮治理作用亟待驗證。同時,已有關于內部控制影響因素的文獻中,無論是企業(yè)外部監(jiān)督機制還是企業(yè)內部治理機制都忽略了經理人市場對內部控制的影響,而經理人市場可以通過聲譽機制形成CEO的自我約束從而抑制其自利動機?；诖?本文將外部經理人市場的聲譽機制引入到內部控制的研究中,通過實證分析的方法檢驗CEO聲譽對企業(yè)內部控制質量的影響,為CEO聲譽的有效契約假說或尋租假說提供經驗證據(jù)。

三、理論分析與假設提出

在有效契約假說下,CEO對個人聲譽的關注會促使CEO提高企業(yè)內部控制質量。第一,CEO出于對個人聲譽的維護會做出有益于公司長期價值的決策,而決策能夠有效執(zhí)行的前提是平衡企業(yè)不同利益主體的利益。企業(yè)的運營涉及大股東、中小股東、高管團隊、債權人以及客戶、供應商等,不同利益主體的利益沖突均會阻礙決策的有效實施。面對上述潛在的利益沖突,CEO出于對聲譽的維護,就需要建立一套基本的制度來幫助CEO實現(xiàn)不同利益主體之間的制衡與約束?！镀髽I(yè)內部控制基本規(guī)范》強調,企業(yè)應建立規(guī)范的公司治理結構和議事規(guī)則,明確決策的職責權限,形成科學有效的職責分工和制衡機制。CEO負責領導和組織企業(yè)內部控制的日常運行,有效的內部控制可以發(fā)揮制衡機制,約束不同利益主體的行為[13]。

第二,CEO要具備決策的動態(tài)調整能力,以確保決策在實施過程中的實際結果與決策預期不發(fā)生偏離。高質量的內部控制能夠實現(xiàn)企業(yè)經營全過程的監(jiān)督與控制[16],能夠提高企業(yè)信息收集、處理和傳遞的效率[17],CEO進而可以根據(jù)有效信息進行風險評估,及時做出應對策略并實現(xiàn)對原本決策的動態(tài)調整。高聲譽的CEO為了確保決策有效執(zhí)行,避免企業(yè)經營失敗,會更加注重企業(yè)內部控制質量的提高?；谝陨戏治?本文提出以下假設:

H1a:在其他條件不變的情況下,高聲譽CEO會提高內部控制質量。

在尋租假說下,CEO對個人聲譽的關注可能促使CEO降低內部控制質量以掩蓋自己為迎合利益相關者預期而從事的機會主義行為。一方面,當CEO面臨威脅或者壓力時,會產生防御動機,這種防御動機體現(xiàn)在CEO所在公司的內部控制制度制定和執(zhí)行過程中[18]。高聲譽CEO如果通過追求短期收益或者盈余管理等方式迎合利益相關者的高預期,就可能傾向于降低企業(yè)內部控制質量。企業(yè)內部控制制度越完善,意味著CEO進行盈余管理等機會主義行為的難度越高,容易在內控體系中留下痕跡。另一方面,寬松的內部控制環(huán)境有利于CEO隱藏自己的機會主義行為。王俊等研究發(fā)現(xiàn),當企業(yè)高管變更時,在新任管理層的首個完整任職年份,內部控制缺陷標準向更寬松的方向調整,這意味著同樣的內控缺陷,在寬松的認定標準下不需要披露為重大或重要缺陷[19],同時也意味著高管的某些機會主義行為不容易被發(fā)現(xiàn)?；谝陨戏治?本文提出以下假設:

H1b:在其他條件不變的情況下,高聲譽CEO會降低內部控制質量。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2006年上交所、2007年深交所分別發(fā)布內部控制指引后,我國上市公司才開始廣泛地關注內部控制制度建設,并且當期的CEO聲譽計算要用到前三年的企業(yè)績效,因此本文選取2010—2021年全部滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本,并按照以下條件進行篩選:(1)剔除金融類行業(yè)的公司;(2)剔除被標記為特殊處理的公司;(3)剔除同時發(fā)行B股或H股的公司,這是因為同時發(fā)行B股或H股的公司面臨雙重監(jiān)管,內部控制制度建設可能與其他上市公司不同;(4)剔除相關變量數(shù)據(jù)缺失的公司。經過上述篩選,本文最終得到27892個觀測值?？紤]到異常值對文章結論的影響,本文對所有連續(xù)變量按照上下1%進行Winsorize處理。內部控制質量數(shù)據(jù)來自迪博內控數(shù)據(jù)庫,內部控制是否有缺陷以及缺陷數(shù)量等數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫,經濟政策不確定性指數(shù)來自網站http://www.policyuncertainty.com,媒體對CEO個人報道數(shù)據(jù)來自CNRDS“中國上市公司高管輿情數(shù)據(jù)庫”。

(二)實證模型與變量定義

為了驗證本文假設,我們參考池國華等的研究構建以下模型[11]:

ICi,t= α0+α1Repi,t+∑Control+εi,t

(1)

模型(1)中,IC為企業(yè)內部控制質量,采用迪博數(shù)據(jù)庫中內部控制指數(shù)加1取自然對數(shù)進行度量。該指數(shù)圍繞上市公司合法合規(guī)、報告、資產安全、經營和戰(zhàn)略五大目標的實現(xiàn)程度進行設計,形成由基礎層級、經營層級、戰(zhàn)略層級和修正指數(shù)構成的量化體系,對2000年以來上市公司歷年的內部控制水平進行有效衡量。

Rep為CEO聲譽,CEO聲譽可以看作是利益相關者對CEO的能力以及品德、誠信等印象的綜合評價。現(xiàn)有文獻中對CEO聲譽的度量存在兩種觀點:能力觀和印象觀。其中,能力觀將聲譽看作CEO個人能力的表現(xiàn)。能力觀認為CEO的本職工作是提高其所在企業(yè)的績效,績效越高代表CEO能力越強,其個人聲譽也越高[8]。印象觀將CEO聲譽看作利益相關者對CEO的一種心理感知。CEO聲譽是利益相關者接收到的代表企業(yè)優(yōu)勢的信息,聲譽本身并不會改善企業(yè)業(yè)績[20]。媒體作為一種信息中介,其報道的信息能夠引起利益相關者的廣泛關注,作用于利益相關者對CEO的評價,從而影響CEO的個人聲譽[6]。本文認為僅考慮能力觀或者僅考慮印象觀均不能很好地刻畫CEO聲譽。因此,本文嘗試將二者結合起來對CEO聲譽進行度量,即在CEO能力的基礎上再考慮利益相關者對CEO的印象。具體步驟如下:

第一,借鑒Malmendier等[8]、Rajgopal等[21]以及Jian等的研究[7],采用前三年經行業(yè)調整后的Roa(IARoa)來度量CEO能力 ,然后將經行業(yè)調整后的Roa序數(shù)化并從小到大進行排序,序數(shù)越大代表CEO能力越強。IARoa的具體計算如下:

(2)

式(2)中,IARoai,t為i公司在t年經行業(yè)調整的Roa,Roai,t-k為i公司第t-k年的Roa,小括號中為除了i公司外的行業(yè)平均Roa,N為行業(yè)內公司總數(shù)。

第二,借鑒Francis等的研究[6],采用CEO獲得正面商業(yè)報道的次數(shù)(Particles)來度量基于印象觀的CEO聲譽,同樣將其序數(shù)化并從小到大進行排序,序數(shù)越大代表利益相關者對CEO的印象越好。這里的商業(yè)報道包括《證券日報》《上海證券報》《中國財經報》等權威商業(yè)報刊。最后,將兩者序數(shù)化后的排序進行平均后再排序,最終獲得基于能力觀和印象觀的綜合CEO聲譽等級水平(Rep)。

控制變量方面,本文參考池國華等的研究[11],控制了資產規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產報酬率(Roa)、兩職合一(Dual)、營業(yè)收入增長率(Growth)、董事會規(guī)模(Board)、股權集中度(Balance)、獨立董事比例(Indep)、是否被出具非標意見(Opinion)、公司成立年限(Age)、分析師跟蹤(Analyst)以及是否被四大會計師事務所審計(Big4)等。考慮到媒體關注與分析師跟蹤對企業(yè)內部控制影響的滯后性,本文對這兩個控制變量進行了滯后一期處理。此外,本文還設置了行業(yè)與年度虛擬變量以控制行業(yè)固定效應與時間固定效應。各變量具體定義及計算方式見表1。

表1 變量定義表

五、實證研究

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果,結果顯示內部控制指數(shù)(IC)的均值為6.088,中位數(shù)為6.495,兩者較為接近,最大值為6.745,最小值為0,表明我國A股上市公司內部控制質量差異較大。經行業(yè)調整后的Roa(IARoa)均值為-0.005,中位數(shù)為0.000,基本服從正態(tài)分布。CEO個人的媒體正面報道次數(shù)(Particles)最小值為0,最大值為8,均值為0.318,說明樣本中獲得媒體正面報道的CEO占比較小。資產規(guī)模(Size)的均值為22.32,中位數(shù)為22.16,基本服從正態(tài)分布。分析師跟蹤(Analyst)的標準差為9.567,說明樣本中上市公司被分析師跟蹤的差異較大。是否被四大審計(Big4)的均值是0.060,說明樣本中6.0%的公司被四大審計師事務所審計。另外,本文計算了主要控制變量的方差膨脹因子,VIF均值遠小于5,由此可以說明,本文的實證模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)基準回歸結果與分析

表3報告了本文基準回歸的結果。第(1)列的回歸分析中只包含解釋變量CEO聲譽(Rep)并控制了行業(yè)和年份,CEO聲譽(Rep)的系數(shù)為0.057,且在1%的水平上顯著,這說明在不考慮其他控制變量的情況下本文的假設H1a是成立的。第(2)列加入了其他控制變量,CEO聲譽(Rep)的系數(shù)為0.026,仍在1%的水平上顯著為正。該結果的經濟含義是CEO聲譽(Rep)每增加1個單位,其所在公司內部控制質量平均而言會上升0.026個單位,驗證了假設H1a。第(3)列在模型(1)中控制了固定效應,結果顯示,CEO聲譽(Rep)的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正,且CEO聲譽(Rep)每增加1個單位,其所在公司內部控制質量平均而言會提高0.021個單位。為了結果的穩(wěn)健,第(4)列剔除了CEO任期不滿3年的樣本后重新進行回歸,CEO聲譽(Rep)的系數(shù)為0.022,且在1%的水平上顯著為正,假設H1a再次得到驗證,從而支持了有效契約假說。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換內部控制變量。通常而言,內部控制質量高的公司內控缺陷較少,為了證明本文結果的穩(wěn)健性,我們用是否有內部控制缺陷以及缺陷數(shù)量來度量內部控制質量[22]。內部控制缺陷數(shù)據(jù)來自上市公司內部控制自我評價報告和內部控制審計報告,本文用ICW表示內部控制缺陷,如果企業(yè)存在內部控制缺陷,那么ICW取值為1,否則為0,并利用Logit回歸進行實證檢驗。同時,用NumICW表示內部控制缺陷數(shù)量,在模型中將NumICW除以100去除量綱,并利用Tobit回歸進行實證檢驗,以上回歸結果如表4第(1)列和第(2)列所示。在控制了其他變量后,第(1)列和第(2)列中CEO聲譽(Rep)的回歸系數(shù)分別是-0.009和-0.012,分別在1%和5%的水平上顯著,說明CEO聲譽每增加1個單位,發(fā)生內部控制缺陷的概率降低0.009個單位,內部控制缺陷數(shù)量減少0.012個單位。

表3 基準回歸結果

2.使用DID的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到基準回歸中解釋變量與被解釋變量的度量均來自企業(yè)微觀層面的數(shù)據(jù),本文的結論可能會存在反向因果的內生性問題,為了保證結果的穩(wěn)健,本文以權威榜單評選作為CEO聲譽的度量方式,權威榜單一般來自業(yè)界公認的具有專業(yè)性和權威性的第三方獨立機構[23]。榜單評選的本質是一種認證競賽,在這個競賽中,權威媒體會根據(jù)讓人信服的、合法的績效標準對CEO進行排名[23]。考慮到評選口徑的一致性,本文以上市公司CEO是否首次入選《哈佛商業(yè)評論》評選出的“中國百佳CEO榜單”作為外生事件,同時選擇配對樣本,采用雙重差分模型(DID)對本文假設進行重新檢驗。首先,首次上榜在事件前難以預見,這會導致上榜前后CEO聲譽發(fā)生明顯變化,上榜會增加CEO知名度,提高個人聲譽。其次,該榜單的評選并非以企業(yè)內部控制質量為評選標準,而是以股東回報、市值變化以及ESG等客觀指標選出上榜CEO,因此該事件不會直接影響企業(yè)內部控制質量,滿足外生事件的要求。最后,該榜單的評選對象是所有A股上市公司的CEO,評選的期間范圍是CEO的整個任期。

具體過程如下:首先,以上榜CEO所在公司為基準,在未上榜CEO所在公司樣本中按照同行業(yè)(2012 年行業(yè)代碼)、同年度、總資產相近的標準獲取配對樣本。本文要求實驗組公司規(guī)模與其對照組公司規(guī)模差異不能超過對照組公司規(guī)模的 50%。其次,在配對樣本中采用DID方法進行回歸,檢驗CEO上榜前后其所在公司內部控制質量的變化。本文采用如下模型進行檢驗:

ICi,t= α0+α1Testi,t+α2Posti,t+α3Testi,t*Posti,t+∑Control+εi,t

(3)

模型(3)中,Test為上榜CEO啞變量,上榜CEO所在的公司取1,否則為0;Post為榜單公布前后時間段的虛擬變量,榜單公布前(上榜當年及上榜前一年)取值為0,榜單公布后(上榜后兩年)取值為1;Test*Post為Test與Post的交乘項,其系數(shù)表示榜單公布后實驗組與對照組內部控制質量差異,若交乘項系數(shù)為正,則有效契約假說成立。從表4第(3)列可以看出,交乘項系數(shù)(Test*Post)為0.031,且在5%的水平上顯著。這說明上榜后的CEO所在公司的內部控制質量在榜單公布后有了顯著的提升,即高聲譽的CEO能夠提高企業(yè)的內部控制質量,與假設H1a相符。

3.使用Heckman兩階段的穩(wěn)健性檢驗。本文結論存在“高聲譽的CEO本就有可能選擇高內部控制質量的公司任職”這一可能的內生性問題。為了檢驗這一問題,本文參考潘愛玲等的研究[24],采用Heckman兩階段模型對樣本進行檢驗。第一階段以CEO聲譽(Rep)為被解釋變量,選取對CEO聲譽產生影響的公司層面變量以及個人層面變量作為解釋變量進行Probit回歸,得到逆米爾斯比率(IMR)。第二階段將逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量代入模型(1)中進行回歸。本文選取的影響CEO聲譽的公司層面變量來自基準回歸中公司層面的控制變量,個人層面變量包括CEO任期(Tenure)、現(xiàn)金薪酬(Salary)、學歷(Degree),并控制了年份和行業(yè)固定效應。從表4第(4)列的回歸結果可以看出,逆米爾斯比率(IMR)的回歸系數(shù)為-0.047,但并不顯著,CEO聲譽(Rep)的回歸系數(shù)為0.005,在10%的水平上顯著,這表明基準回歸模型中不存在自選擇的內生性問題。

4.使用處理效應模型的穩(wěn)健性檢驗。CEO具有通過提升企業(yè)長期價值以維護良好聲譽的動機,提高內部控制質量可能是其提高CEO聲譽的措施,本文的結論可能存在互為因果的內生性問題。因此,本文參考呂文棟等的研究[23],采用處理效應模型控制上述內生性問題。具體模型如下:

ICi,t= α0+α1Repi,t+∑Control+εi,t

(1)

Repi,t= α0+α1Feei,t+∑Control+ui,t

(4)

模型(4)中,Fee表示企業(yè)的廣告支出,用年度銷售費用除以營業(yè)收入衡量;Control包括資產規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產報酬率(Roa)和營業(yè)收入增長率(Growth)。呂文棟等認為,企業(yè)的廣告支出能夠增加媒體對CEO的關注與青睞,增加其知名度,提升CEO聲譽[23],而廣告支出與內部控制質量的關系并不明確[25]。如果模型(1)中的εi,t和模型(4)中的ui,t相關,說明模型(1)和模型(4)并不獨立,即基準回歸中CEO聲譽對企業(yè)內部控制質量的影響是有偏的。基于此,本文采用兩階段一致估計方法對模型(1)和(4)進行同步估計,并報告Lambda值以檢驗模型的獨立性。從表4第(6)列可以看出,Lambda的回歸系數(shù)為0.997,但并不顯著,說明模型(1)和(4)是獨立的,不存在上述內生性問題;CEO聲譽(Rep)的回歸系數(shù)為1.422,在1%的水平上顯著,表明本文的主要結論是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

六、進一步研究

(一)不確定性的調節(jié)效應

前已述及,CEO為了維護聲譽傾向于做出有益于企業(yè)長期價值的決策。不確定性增加時,企業(yè)面臨的系統(tǒng)風險和特質風險隨之增加。宏觀經濟政策的變動增加了系統(tǒng)風險,而公司內部不確定性增加了公司特質風險[26]。為了確保CEO長期決策的有效執(zhí)行,在不確定性程度增加或者風險相對較高的情境下,高聲譽的CEO更可能會提高企業(yè)內部控制質量。雖然有效的內部控制能夠降低不確定性增加導致的風險,但是完善內部控制制度、增加控制活動會產生較高的執(zhí)行成本[27]。如果不確定性增加,高聲譽的CEO仍然愿意承擔執(zhí)行成本并提高內部控制質量,那么就能夠說明CEO為了維護聲譽會提高內部控制質量。

本文參考饒品貴等的研究[28],分別用經濟政策不確定性(EPU)和公司股票收益的波動程度(UC)來衡量企業(yè)外部和內部的不確定性。其中,EPU用斯坦福大學和芝加哥大學聯(lián)合發(fā)布的中國經濟政策不確定性指數(shù)度量,EPU值越大,表明宏觀經濟政策不確定性越高。UC為公司股票收益的波動程度,采用個股周收益率與市場周收益率回歸后的殘差的標準差來衡量,UC越大,表明公司內部的不確定性越高。如表5第(1)列和第(2)列所示,CEO聲譽與不確定性的交乘項系數(shù)(Rep*EPU和Rep*UC)分別為0.004和0.345,且均在1%的水平上顯著。這說明在不確定性增加的情況下,CEO聲譽與企業(yè)內部控制質量的正相關關系增強,即當企業(yè)內外部不確定性較高時,高聲譽的CEO更加注重內部控制質量的提升。第(3)列和第(4)列是剔除CEO任期不滿3年的樣本后的回歸結果,剔除后本文的結論仍然是穩(wěn)健的。

表5 不確定性的調節(jié)效應

(二)控股股東異質性的調節(jié)效應

企業(yè)的內部控制制度由董事會建立健全并有效實施,由經理層負責日常運行?？毓晒蓶|利用其在董事會的控股地位,會約束經理層的行為,從而影響內部控制制度的執(zhí)行。因此,本文認為在不同性質的控股股東控制下,CEO聲譽與內部控制質量之間的正相關關系可能會存在差異。本文從是否為國有控股、是否為機構控股以及控股股東控制權三個方面,進一步考察控股股東異質性的調節(jié)效應。

國有控股的企業(yè)面臨更多的社會關注與外部監(jiān)督[29],CEO任何不當行為都容易被放大從而導致聲譽受損;同時,國有控股的企業(yè)具有更嚴格的等級制度,溝通成本和執(zhí)行成本較低,內部控制的執(zhí)行效率較高[11]。相比于個人投資者,控股股東為機構投資者時,其專業(yè)性和投資的規(guī)模增加了其對CEO的監(jiān)督[30];同時,控股股東的控制權能夠有效降低CEO的代理成本,約束CEO的行為[31]。基于此,本文預期當控股股東為國有股東或機構股東以及控股股東控制權較大時,CEO出于維護聲譽的動機,會更重視企業(yè)內部控制質量的提升。

本文參考杜興強等[31]、楊俠和馬忠的研究[32],用Soe衡量控股股東性質,當?shù)谝淮蠊蓶|為國有時Soe取值為1,否則取0;用Inshold衡量是否為機構控股,當控股股東為機構投資者時Inshold取值為1,否則為0;用Block衡量第一大股東控制權,Block是第一大股東的持股比例,為連續(xù)型變量?；貧w結果如表6第(1)～(3)列所示,CEO聲譽與控股股東異質性的交乘項系數(shù)(Rep*Soe、Rep*Inshold和Rep*Block)分別為0.003、0.013和0.051,分別在10%、1%和1%的水平上顯著。這說明在國有控股、機構控股以及控股股東控制權較大的企業(yè)中,高聲譽CEO更注重企業(yè)內部控制質量的提升。第(4)～(6)列為剔除CEO任期不滿3年的樣本后的回歸結果,結論仍然穩(wěn)健。

表6 控股股東異質性的調節(jié)效應

七、結論與啟示

CEO維護聲譽的不同方式會導致企業(yè)內部控制質量發(fā)生不同變化。在有效契約假說下,為保證決策的有效執(zhí)行,CEO會提高內部控制質量;在尋租假說下,為掩飾個人機會主義行為,CEO會降低內部控制質量?；诖?本文以CEO聲譽對企業(yè)內部控制質量的影響為研究情境,以2010—2021年我國滬深兩市A股上市公司為研究樣本,考察CEO聲譽與企業(yè)內部控制質量之間的關系,以檢驗上述兩個競爭性假說。研究發(fā)現(xiàn),CEO聲譽與企業(yè)內部控制質量正相關,表明CEO傾向于做出有益于公司長期價值的決策以維護其聲譽,支持了有效契約假說。異質性檢驗發(fā)現(xiàn),當企業(yè)內外部風險較高、控股股東為國有股東或機構股東以及控股股東控制權較大時,CEO聲譽與企業(yè)內部控制質量之間的正向關系更為明顯,表明在企業(yè)內外部風險較高以及內外部監(jiān)督作用較強時,CEO通過提升公司長期價值維護其聲譽的可能性更高。

通過本文的研究,我們得到以下兩點啟示:(1)長期來看,高聲譽的CEO通過加強內部控制的建設與執(zhí)行以確保有益于企業(yè)長期價值決策的有效實施,特別是在內外部風險較高的情況下,高聲譽CEO更注重內部控制質量的提高,這樣企業(yè)可以抓住機遇選擇高收益的投資項目以提高企業(yè)價值。(2)CEO聲譽能夠發(fā)揮有效的激勵作用,監(jiān)管部門應完善經理人市場,加強CEO聲譽評價體系的構建。經理人市場通過聲譽機制對企業(yè)發(fā)揮外部治理作用,但無論是在實踐中還是現(xiàn)有的研究中CEO聲譽的激勵作用都沒有引起足夠的重視,相關部門應盡快建立一套科學完善的CEO聲譽評價體系,鼓勵CEO加強對個人聲譽的關注,引導企業(yè)重視聲譽機制發(fā)揮的外部治理作用。

本文的局限性在于:由于數(shù)據(jù)可得性問題,我們難以追蹤樣本內所有CEO的職業(yè)生涯。非經營性外部原因導致的CEO變更是一個很理想的外生事件,因為這會直接引起發(fā)生變更的企業(yè)CEO聲譽的變化,比如高聲譽的CEO由于健康原因離職,該企業(yè)雇傭了聲譽較低的CEO后企業(yè)內部控制質量會發(fā)生怎樣的變化。然而,并非所有的繼任CEO均來自上市公司,我們很難追蹤該CEO在之前公司的表現(xiàn),致使我們放棄了一個較為理想的外生事件。在今后的研究中,我們將進一步尋找更為理想的外生事件來檢驗CEO聲譽的治理效應。與此同時,高聲譽的CEO容易產生過度自信等心理特質,我們可以將CEO心理特質嵌入到研究中,拓展和豐富CEO聲譽對公司治理的作用機制研究。