連燕玲, 劉依琳, 高 皓, 羅 昆

（1. 華東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，上海 200241；2. 清華大學(xué) 五道口金融學(xué)院，北京 100083；3. 安徽師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

一、 引 言

中國企業(yè)近年來被媒體曝光的違法違規(guī)行為呈現(xiàn)群體性爆發(fā)的趨勢，企業(yè)成長中的倫理道德問題成為關(guān)注的焦點(diǎn)。企業(yè)的存續(xù)與其道德品行息息相關(guān)，從事敗德行為的企業(yè)，一方面會毀滅自身，另一方面也會對社會造成危害，影響整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)（Harris和Bromiley，2007）。關(guān)于公司敗德行為的研究，國內(nèi)外學(xué)者給予了廣泛關(guān)注，圍繞公司敗德這一問題，前期學(xué)者主要是從敗德行為的產(chǎn)生前因和影響后果兩方面進(jìn)行了研究。關(guān)于敗德行為前因方面的研究，前期學(xué)者主要從董事會特征及規(guī)模（Adam和Mehran，2003）、外部獨(dú)立董事（Agrawal和Chadha，2005）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Halioui和Chellouf，2013）、審計(jì)委員會的設(shè)立（Abbott和Parker，2004）、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督（Sharma，2004）、經(jīng)營困境（Fisher和Hoffmans，2010）、高管個體特征（Schrand和Zechman，2012）、高管激勵（Robison和Santore，2011）、政府監(jiān)管與處罰（Liebman和Mihaupt，2008）、媒體監(jiān)督（Dyck等，2010）、正式與非正式制度與文化（何杰和王果，2013）等方面分析了上述因素對公司敗德行為的影響機(jī)制。

關(guān)于敗德行為后果方面的研究，前期大部分研究主要關(guān)注了敗德事件被揭發(fā)后，資本市場對這種“壞消息”的反應(yīng)，即分析“壞消息”對企業(yè)股價(jià)和股票收益等所產(chǎn)生的短期窗口變化問題（Agrawal和Chadha，2005）。公司治理方面的研究文獻(xiàn)，則更多考察了公司敗德行為發(fā)生后對高管變更的影響（Agrawal和Cooper，2017），還有少部分研究關(guān)注敗德事件揭發(fā)后對企業(yè)后續(xù)銀行貸款產(chǎn)生影響（Liebman和Milhaupt，2008）?；谏鲜龇治觯捌谘芯枯^少去探討敗德行為對企業(yè)層面的經(jīng)營績效的影響，尤其以往關(guān)于敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)是如何緩解和修復(fù)這些行為所帶來的負(fù)面效應(yīng)的研究相對更少或幾乎缺乏這方面的研究。

基于上述研究空白，首先，本文將重點(diǎn)探討被發(fā)現(xiàn)的敗德行為對企業(yè)層面的后續(xù)運(yùn)營績效（ROA、ROE、托賓Q和市場價(jià)值）的影響效應(yīng)。其次，本文將重點(diǎn)從治理機(jī)制的改善角度出發(fā)，分析哪些治理機(jī)制的完善能夠?qū)〉滦袨榈呢?fù)向效應(yīng)起到修復(fù)和緩解作用，這部分是本文核心和重點(diǎn)之處。由此，本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：首先，不同于以往研究大多關(guān)注了敗德行為在股票市場上的反應(yīng)和被揭發(fā)后高管變更方面的研究，本文重點(diǎn)以企業(yè)合法性為研究視角，深入分析敗德行為被揭發(fā)后對企業(yè)層面的后續(xù)運(yùn)營績效的影響；其次，尤其重點(diǎn)分析治理機(jī)制的兩個方面，即監(jiān)督機(jī)制（董事會獨(dú)立性和機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督）和懲罰機(jī)制（CEO更換）的改善，在修復(fù)和緩解公司敗德行為負(fù)面效應(yīng)上的作用。上述兩大方面的研究符合戰(zhàn)略管理學(xué)者的一些呼應(yīng)（Harris和Bromiley，2007），具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

下文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分基于企業(yè)合法性視角分析敗德行為對組織后續(xù)績效的影響，并提出相關(guān)研究假設(shè)；第三部分闡述研究的設(shè)計(jì)過程；第四部分對相關(guān)假設(shè)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，并對檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分為研究總結(jié)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）敗德行為①本文對公司敗德行為的界定如下：指企業(yè)利用信息不對稱優(yōu)勢，為提高公司自身收入或轉(zhuǎn)嫁費(fèi)用降低成本，以犧牲其他相關(guān)者利益來追逐自身利潤最大化為導(dǎo)向，有意識或無意識所實(shí)施的非正式性的、違悖法律和道德原則的冒險(xiǎn)投機(jī)行為。對組織績效的影響：基于企業(yè)合法性視角的分析

企業(yè)的合法性是企業(yè)生存的根本性因素，敗德行為被發(fā)現(xiàn)后會導(dǎo)致企業(yè)合法性的喪失，沒有企業(yè)是為了合法性而存在，但是一個企業(yè)必須合法地存在著（Zaheer和Kostova，2004）。合法性的存在可以從多種機(jī)制對企業(yè)績效產(chǎn)生關(guān)鍵性的影響，比如，合法性可以使得企業(yè)對他的忠實(shí)客戶收取高價(jià)、不需要通過過多的廣告和促銷費(fèi)用就可以達(dá)到更高的競爭性收益。合法性同時是一種經(jīng)濟(jì)性資產(chǎn)，顯示了企業(yè)主要產(chǎn)品和業(yè)務(wù)的吸引力，能吸引更多和更好的資源進(jìn)入企業(yè)（Sutton和Callahan，1987）。合法性對競爭者而言，具有較為明顯的流動性壁壘的作用（Ferguson和Deephouse，2000），可以因?yàn)檫@種合法性而使一個組織長期處于具有競爭優(yōu)勢的地位且難以被模仿，所有這些因素都表明合法性對企業(yè)績效具有顯著的正向效應(yīng)。相反地，合法性的喪失則通過在關(guān)鍵利益相關(guān)者之間產(chǎn)生負(fù)面影響而最終損害企業(yè)績效，即不斷增加的合法性有利于企業(yè)在關(guān)鍵利益相關(guān)者之間積累資源流而創(chuàng)造競爭優(yōu)勢，而喪失合法性則會有相反的效應(yīng)。與很多經(jīng)歷過經(jīng)營不當(dāng)、管理事故和其他組織層面危機(jī)的企業(yè)類似，從事敗德行為的企業(yè)會面臨合法性的威脅（Marcus，1991），比如，由于“會計(jì)不規(guī)范性”導(dǎo)致的財(cái)務(wù)重述行為會對那些實(shí)施這種行為的企業(yè)產(chǎn)生極大的危害，他們被看作是一種“道德的淪陷”（Staubus，2005），同時是一種經(jīng)營上的失敗（Wiesenfeld等，2004），這是“企業(yè)生命周期內(nèi)一種非常罕見且嚴(yán)重的事情”（Agrawal和Chadha，2005）。

圖1 敗德行為被揭發(fā)后對組織績效影響的機(jī)制分析

企業(yè)敗德行為被揭露后，對組織聲譽(yù)和合法性造成威脅，以間接性的方式影響了企業(yè)發(fā)展（見圖1）。這種敗德行為一方面降低了組織內(nèi)部職能效率，比如，實(shí)證證據(jù)顯示好的合法性對組織內(nèi)部具有積極影響效應(yīng)，能降低關(guān)鍵員工的離職率，合法性危機(jī)則會提高組織內(nèi)部員工間的不和諧性和緊張程度，降低員工間的合作意愿和效率，最終導(dǎo)致組織效率的降低。另一方面，疏遠(yuǎn)了與企業(yè)有關(guān)鍵性關(guān)系的外部機(jī)構(gòu)、政府或其他利益相關(guān)者對組織的認(rèn)同度和支持，危害了企業(yè)的競爭性和長期發(fā)展。敗德行為導(dǎo)致企業(yè)合法性喪失，進(jìn)而危及組織績效的這種負(fù)向影響效應(yīng)，也可以從經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)的角度來給予分析（見圖1）：一方面，經(jīng)濟(jì)學(xué)家強(qiáng)調(diào)分析經(jīng)濟(jì)主體在均衡中的信息不對稱，在均衡中“信號”向社會提供新信息，在這個框架下，一個威脅合法性的信號會減少市場回報(bào)和降低股東的財(cái)富，這種效應(yīng)已經(jīng)在有關(guān)其他類型的犯罪性欺詐的研究中得到了經(jīng)驗(yàn)證明（Karpoff和Lott，1993），源自于合法性喪失而導(dǎo)致的間接影響是毀害企業(yè)價(jià)值的最根本的因素，因?yàn)殛P(guān)于企業(yè)敗德行為的“信號”會負(fù)面地改變企業(yè)利益相關(guān)者的理性行為（Jarrell和Peltzman，1985）。另一方面，社會學(xué)家主要基于制度理論分析了企業(yè)敗德行為對合法性的影響。社會學(xué)家將合法性看作是對企業(yè)的一種多元化、集體性的印象，而不是關(guān)于企業(yè)特質(zhì)的一個均衡基礎(chǔ)的信息交換。該種框架認(rèn)為合法性的形成是各種利益相關(guān)者和集團(tuán)間信息交換和社會影響的綜合結(jié)果（Rindova和Fombrun，1999）。因此，企業(yè)的合法性既受到企業(yè)自身管理認(rèn)知努力（企業(yè)為維護(hù)合法性而付出的努力）的影響，同時又受到外部第三方的影響。從社會學(xué)家的制度理論視角來看，合法性的喪失會導(dǎo)致關(guān)鍵性資源流的減少，損壞組織的效率，最終影響組織績效的提升。而且利益相關(guān)者對合法性喪失的反應(yīng)，盡管并非是完全理性的，但卻是比較嚴(yán)重且難以修復(fù)的。比如，那些名譽(yù)受損的企業(yè)很少受到分析師的關(guān)注，顧客不再信任企業(yè)而離去，以及受到供應(yīng)商們強(qiáng)烈的討價(jià)還價(jià)的制約（Pollock和Rindova，2003）。

企業(yè)敗德行為被揭露后，還會以直接性的方式影響企業(yè)的后續(xù)發(fā)展，即敗德行為被發(fā)現(xiàn)后將會面臨高昂的財(cái)務(wù)成本。這些成本包括監(jiān)管罰款，民事或刑事的處罰，重組成本，以及股東訴訟費(fèi)（包括直接的訴訟費(fèi)和可能的損失賠償）等。此外，企業(yè)還面臨其他無法進(jìn)行衡量的隱形成本，比如維護(hù)企業(yè)免受損害所產(chǎn)生的公關(guān)或者廣告成本。而且，把原本用于生產(chǎn)性的、致力于組織績效提升的管理努力，轉(zhuǎn)移到了應(yīng)對這些違規(guī)性的投機(jī)行為上。這種耗費(fèi)對于一個組織而言，本身就是一種隱形的機(jī)會成本（Alexander，1999；Griffin，2003）。總之，由于敗德行為被揭發(fā)而導(dǎo)致的合法性的喪失，最終通過各種直接和間接機(jī)制對后續(xù)運(yùn)營績效產(chǎn)生巨大負(fù)面效應(yīng)，基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)敗德行為被揭發(fā)后，對后續(xù)績效產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用。

（二）敗德行為與組織績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用：治理機(jī)制改善的角色分析

獲取和維持組織合法性對企業(yè)至關(guān)重要，由此，當(dāng)企業(yè)敗德行為被揭發(fā)而組織聲譽(yù)面臨威脅時，組織需積極去保護(hù)、修復(fù)和強(qiáng)化自身合法性，尤其對于那些已經(jīng)被發(fā)現(xiàn)從事了敗德行為的企業(yè)而言尤為重要（Karpoff和Lee，2008）。合法性危機(jī)被認(rèn)為是企業(yè)蓄意的行為所導(dǎo)致的（Marcus，1991），所以需要企業(yè)主動地去修復(fù)，本文認(rèn)為治理機(jī)制的改善將會對組織合法性的修復(fù)（由于敗德行為被揭發(fā)后所遭受的損失）起到重要作用，能弱化敗德行為所產(chǎn)生的后續(xù)負(fù)面效應(yīng)。

1. 監(jiān)督機(jī)制的修復(fù)作用

合法性受到損害的企業(yè)需要將自身從合法性威脅事件中脫離出來，組織必須構(gòu)建一個防火墻，將外界對過去不好行為的評價(jià)與當(dāng)前企業(yè)的行為進(jìn)行分離（Suchman，1995）。換言之，組織合法性的恢復(fù)依賴于對外界利益相關(guān)者的承諾，即承諾過去出現(xiàn)的問題不會再繼續(xù)。合法性的修復(fù)可以通過重構(gòu)組織的某些方面來完成，這一方面可以使企業(yè)直接對敗德行為產(chǎn)生的潛在結(jié)構(gòu)性因素進(jìn)行修訂，另一方面也可以通過重構(gòu)行為給予企業(yè)在公共關(guān)系競賽中更加強(qiáng)有力的競爭地位（Harris和Bromiley，2007）。在修復(fù)由敗德行為而導(dǎo)致企業(yè)喪失合法性的過程中，一個關(guān)鍵性的變革便是公司治理機(jī)制的變革（Harris和Bromiley，2007），比如，對投資者而言，好的公司治理機(jī)制“能確保投資者獲取到好的投資收益”（Shleifer和Vishny，1997）。良好的公司治理的一個表現(xiàn)，即是獨(dú)立董事或外部董事會成員的存在（Burns和Kedia，2006）。大多數(shù)利益相關(guān)者認(rèn)為董事會的獨(dú)立性是極為重要的，在組織內(nèi)部起到顯著的監(jiān)督作用（Ashbaugh-Skaife等，2008）。因此，在企業(yè)敗德行為被揭發(fā)后，利益相關(guān)者會將董事會獨(dú)立性的增強(qiáng)，看作是企業(yè)挽救自己聲譽(yù)和恢復(fù)合法性的重要途徑。利益相關(guān)者期望獨(dú)立董事能對管理者的行為實(shí)施監(jiān)督和控制，很多研究發(fā)現(xiàn)董事會獨(dú)立性能有效地抑制管理者的欺詐等不正當(dāng)行為，獨(dú)立董事的存在被利益相關(guān)者看作是一種好的治理機(jī)制的代名詞（Beasley等，2000）。因此，增強(qiáng)董事會的獨(dú)立性能向外界傳遞一種利好的信息，是恢復(fù)組織外部合法性的一種重要信號（Westphal和Zajac，1998），尤其當(dāng)外部利益相關(guān)者對增強(qiáng)董事會獨(dú)立性的行為產(chǎn)生積極反應(yīng)的時候（Rindova和Fombrun，1999）。

此外，相對于普通投資者，機(jī)構(gòu)投資者占有企業(yè)的股份更多，專業(yè)優(yōu)勢和投資能力更強(qiáng)，作為股權(quán)集中度較大且獨(dú)立的大股東，機(jī)構(gòu)投資者有動力積極監(jiān)督上市公司（Shleifer和Vishny，1986；McConnell和Servaes，1990），傾向于積極探察公司的敗德行為并且加以干涉，以維護(hù)自身利益。且隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高，監(jiān)督上市公司的積極性越高（李維安和李濱，2008）。機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督積極性的提升同樣能向外界傳遞一種利好的消息，即組織將強(qiáng)化對過去或以后經(jīng)營行為的外部監(jiān)督力度，這也是恢復(fù)組織外部合法性的一種信號機(jī)制。總之，由于董事會的獨(dú)立性和機(jī)構(gòu)投資者的存在往往被看作是“好的治理機(jī)制”，因此這種結(jié)構(gòu)性變革，即董事會獨(dú)立性的增強(qiáng)和機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督積極性的提升，會有效地再次改善外界對企業(yè)合法性的認(rèn)知，從而有利于降低敗德行為被揭示后對后續(xù)績效的負(fù)面效應(yīng)?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：監(jiān)督機(jī)制的增強(qiáng)（董事會獨(dú)立性和投資機(jī)構(gòu)持股的提升）能減弱公司敗德行為對后續(xù)績效的負(fù)面影響效應(yīng)。

2. 懲罰機(jī)制的修復(fù)作用

當(dāng)敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)也可能通過替換CEO來應(yīng)對合法性的喪失（Suchman，1995）。盡管很多時候其他的員工往往會被當(dāng)作組織的替罪羊（Andrews和Michelle，2010），但高層管理者一般被看作是組織的代言人（Hambrick和Mason，1984），因此高層管理者通常會因?yàn)槠髽I(yè)敗德行為而遭受指責(zé)。比如，利益相關(guān)者經(jīng)常因?yàn)椴畹慕?jīng)營績效而指責(zé)高層管理者，盡管有時候這種指責(zé)是毫無根據(jù)的（Walsh和Seward，1990）。在面臨敗德行為時進(jìn)行CEO的更換，不僅可以直接對從事敗德行為的CEO實(shí)施懲罰（Fombrun和Foss，2004），還可以象征性地將指責(zé)轉(zhuǎn)移到一個管理者身上（Ashforth和Lee，1990），更換管理者傳遞出企業(yè)希望挽回合法性的信號。隨著監(jiān)督機(jī)制的增強(qiáng)，加之懲罰機(jī)制的實(shí)施（違規(guī)揭發(fā)后實(shí)施CEO的更替行為），顯示了企業(yè)致力于將自己從丑聞中脫離出來。當(dāng)企業(yè)的解釋和借口可能會引起外界進(jìn)一步的懷疑時，實(shí)施有效的懲罰機(jī)制來替換CEO可以更加有效地向外界證明組織致力于更正錯誤行為的決心（Marcus，1991），更換CEO不僅容易向市場傳遞公司“改頭換面”的信息，以有利于公司盡早從違規(guī)的負(fù)面形象中恢復(fù)聲譽(yù)，還有助于轉(zhuǎn)移投資者的關(guān)注視線，以減少敗德對股價(jià)的負(fù)面影響（Hennes，2008）。更換新的領(lǐng)導(dǎo)者則向外界顯示“當(dāng)前”的組織已不同于以往產(chǎn)生違法違規(guī)丑聞的組織（Elsbach等，2005）。替換CEO可以降低企業(yè)所面臨的聲譽(yù)性和合法性損失?；謴?fù)合法性的這些信號行為，如果得到外部利益相關(guān)者的接受和認(rèn)同，就會降低合法性喪失對后續(xù)企業(yè)績效的負(fù)向影響效應(yīng)。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：懲罰機(jī)制的增強(qiáng)（CEO更換）能減弱公司敗德行為對后續(xù)績效的負(fù)面影響效應(yīng)。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

本文選取1994—2013年間，因違法違規(guī)等敗德行為受到證監(jiān)會、上交所、深交所和財(cái)政部處罰的全部上市公司為研究樣本，剔除ST、PT、金融類上市公司，剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的公司，剔除非公司違規(guī)（比如高管個人違規(guī)）的樣本。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明：有795個企業(yè)被披露發(fā)生了違規(guī)敗德行為，在1994—2013年期間被披露發(fā)生了敗德行為的企業(yè)觀測值為1 620個，在被披露的敗德行為中信息操縱違規(guī)發(fā)生的次數(shù)為2 879次，遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于市場操縱違規(guī)的次數(shù)。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)績效。根據(jù)以往研究文獻(xiàn)，企業(yè)績效的測量一般采用ROA、ROE、ROS、托賓Q和市場價(jià)值（MV）作為企業(yè)的業(yè)績指標(biāo)（Anderson和Reeb，2003；Chi和Wang，2009）。由此，正文中主要采用了ROA和托賓Q值進(jìn)行檢驗(yàn)，在穩(wěn)健性部分則主要列示了ROE和市場價(jià)值（MV）的檢驗(yàn)結(jié)果。

2. 解釋變量：被揭發(fā)的敗德行為。主要包括以下兩種敗德行為，第一，信息操縱行為（IllegalI）：信息操縱是企業(yè)在會計(jì)核算過程中，通過做假賬和編制虛假會計(jì)報(bào)表的方式對會計(jì)信息進(jìn)行操縱來牟取私利的行為，信息操縱行為以企業(yè)當(dāng)年被揭發(fā)的虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、誤導(dǎo)性陳述、延遲披露、重大遺漏、披露不實(shí)等敗德行為的次數(shù)總和來衡量。第二，市場操縱行為（IllegalM）：市場操縱行為主要指企業(yè)在資本市場上所發(fā)生的敗德行為，企業(yè)通過這些資本市場操縱行為來謀取私利。主要包括以下操縱行為：欺詐上市、內(nèi)幕交易、出資違規(guī)、擅自改用資產(chǎn)用途、違規(guī)買賣股票、操縱股價(jià)以及關(guān)聯(lián)交易等行為。市場操縱行為以企業(yè)在當(dāng)年被揭發(fā)的上述敗德行為次數(shù)的總和來衡量。此外，本文還設(shè)定了總敗德程度（IllegalT），即當(dāng)年被揭發(fā)的信息操縱和市場操縱等全部敗德行為次數(shù)的總和。

3. 調(diào)節(jié)變量：治理機(jī)制。主要包括以下兩種機(jī)制：監(jiān)督機(jī)制，根據(jù)理論分析，董事會獨(dú)立性的提升和投資機(jī)構(gòu)監(jiān)督積極性的提高，往往被看作是公司監(jiān)督機(jī)制改善的表現(xiàn)，所以本文通過以下兩個方面來衡量監(jiān)督機(jī)制的強(qiáng)化程度：董事會獨(dú)立性（Outbrd）的增強(qiáng)和投資機(jī)構(gòu)持股（Institut）的提升①隨著投資機(jī)構(gòu)持股水平的提升，機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督積極提升（李維安和李濱，2008）。。其中ΔOutbrd和ΔInstitn分別表示當(dāng)年相對于前一年的外部獨(dú)立董事比例和機(jī)構(gòu)投資者持股比例的變動率②之所以衡量兩個指標(biāo)的變動率，原因在于本文重點(diǎn)檢驗(yàn)當(dāng)年（T期）違規(guī)行為被揭發(fā)后，當(dāng)期組織監(jiān)督機(jī)制的強(qiáng)化，是否可以緩解違規(guī)行為帶來的后續(xù)（T+1期）負(fù)面效應(yīng)。。懲罰機(jī)制，根據(jù)理論分析CEO更換的公司，往往被看作具有較好的內(nèi)部懲罰機(jī)制，所以本文通過敗德行為被揭發(fā)后的CEO變更（Ceochg）來衡量企業(yè)懲罰機(jī)制的強(qiáng)化程度，其中Ceochg表示敗德行為被揭發(fā)后CEO變更情況（1=CEO發(fā)生變更，0=CEO未發(fā)生變更）。

4. 控制變量。主要對以下變量進(jìn)行控制：企業(yè)壽命（Life），公司成立年限的自然對數(shù)（截止統(tǒng)計(jì)當(dāng)年）；上市期限（List），公司上市年限的自然對數(shù)（截止統(tǒng)計(jì)當(dāng)年）；企業(yè)規(guī)模（Size），公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；企業(yè)績效（ROA），用公司當(dāng)年資產(chǎn)回報(bào)率ROA來衡量；企業(yè)性質(zhì)（Private），企業(yè)為家族制企業(yè)時，設(shè)定Private=1，否則為0；冗余資源（Slack），借鑒以往學(xué)者的研究（Bourgeois，1981），采取流動資產(chǎn)與流動負(fù)債的比例來衡量，該比例越大，表明組織冗余資源越多；政治關(guān)聯(lián)（Politcl），TMT和董事會成員所擁有的政治關(guān)聯(lián)（擔(dān)任人大代表、政協(xié)委員、政府相關(guān)部門職務(wù)）的總和；兩職兼任（Duality），若CEO同時兼任了董事長，則設(shè)定為Duality=1，反之，則設(shè)定為0；外部獨(dú)立董事比例（Outbrd），定義為外部獨(dú)立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例；股權(quán)集中度（Shrhfd），定義為前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)；企業(yè)市場份額（Market），定義為企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入占所在行業(yè)總主營業(yè)務(wù)收入的比例；行業(yè)豐腴性（Indmunf），根據(jù)以往測量方法（Keats和Hitt，1988），用行業(yè)前五年的平均凈利潤增長率來衡量；行業(yè)不確定性（Inducty），根據(jù)以往研究文獻(xiàn)（Keats和Hitt，1988），由過去五年行業(yè)銷售收入的不穩(wěn)定性（波動性）來衡量；制度環(huán)境（Develop），根據(jù)樊綱市場化指數(shù)來測量，該指數(shù)越大市場化發(fā)展程度越高。此外，本文還設(shè)置了年度、地區(qū)和行業(yè)虛擬變量來控制這些因素對企業(yè)績效可能產(chǎn)生的影響。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）敗德行為與企業(yè)績效的關(guān)系檢驗(yàn)

為規(guī)避樣本選擇偏差以及忽略與非違規(guī)企業(yè)的對比而導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果有偏，該部分通過PSM配對方法納入非違規(guī)企業(yè)作為控制組進(jìn)行檢驗(yàn)。表1列示了PSM配對后包括控制組（未發(fā)生違規(guī)的企業(yè)）和處理組（發(fā)生違規(guī)的企業(yè)）在內(nèi)的所有樣本的檢驗(yàn)結(jié)果。表1列示了傾向匹配的原則，考慮了以下需要配對的因素和潛在影響組織敗德行為發(fā)生的因素：Life企業(yè)壽命，Size企業(yè)規(guī)模，Leverage企業(yè)杠桿比例，Develop市場化水平（樊綱指數(shù)），Shrhfd股權(quán)集中度，Outbrd獨(dú)立董事占比，ROA_gap經(jīng)營期望落差程度，Indu行業(yè)虛擬變量，通過上述指標(biāo)對是否發(fā)生敗德行為（虛擬變量）的Probit回歸，求出P-score值，然后根據(jù)PScore值的最相近程度進(jìn)行的1∶1樣本匹配。PSM前觀測值總和為1 620，在匹配過程中未達(dá)成匹配的樣本觀測值為371個，最后達(dá)成匹配的樣本觀測值為1 249個，因?yàn)槭?∶1匹配，所以最終的控制組和實(shí)驗(yàn)組總體觀測值為1 249×2=2 498個。

表1 傾向得分匹配（PSM）中預(yù)測企業(yè)是否違規(guī)的檢驗(yàn)分析

表2列示了兩種類型的敗德行為被揭露后對后續(xù)組織的會計(jì)和市場績效的影響效應(yīng)，表2模型（1）—模型（3）以會計(jì)績效資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）為因變量，模型（4）—模型（6）以市場績效托賓Q為因變量。一方面，從模型（1）和模型（4）可以看出：信息操縱違規(guī)（IllegalI）與滯后一期的資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））（beta=-0.006，p＜0.05）和滯后一期的托賓Q（Tobin’s Q（t+1））（beta=-0.030，p＜0.05）均呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；模型（2）和模型（5）顯示：市場操縱行為（IllegalM）與滯后一期的資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））（beta=-0.008，p＜0.05）和滯后一期的托賓Q（beta=-0.071，p＜0.01）均呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；模型（3）和模型（6）進(jìn)一步以總敗德行為（IllegalT）為自變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明總敗德程度（IllegalT）與滯后一期的資產(chǎn)回報(bào)（ROA（t+1））（beta=-0.005，p＜0.1）和滯后一期的托賓Q（beta=-0.031，p＜0.01）均呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在以上兩兩對照模型中，違規(guī)行為均對托賓Q的負(fù)向影響效應(yīng)更強(qiáng)?；诳倲〉滦袨榈臋z驗(yàn)結(jié)果，本文假設(shè)1得到驗(yàn)證，即隨著被揭發(fā)的公司敗德程度越高，企業(yè)后續(xù)績效降低的程度越高。

表2 敗德行為與企業(yè)績效之間的關(guān)系檢驗(yàn)

表2 （續(xù)）

另一方面，從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，市場操縱行為（IllegalM）帶來的對資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））的負(fù)向效應(yīng)大于信息操縱行為（IllegalI）（beta=|-0.006|＜beta=|-0.008|），且模型（4）與模型（5）對比來看，市場操縱行為（IllegalM）帶來的對托賓Q的負(fù)向效應(yīng)大于信息操縱（IllegalI）（beta=|-0.030|＜beta=|-0.071|）。因此，基于以上結(jié)果，在兩種類型的敗德行為中，市場操縱行為被揭露后對后續(xù)績效的負(fù)向影響更顯著。

（二）敗德行為與企業(yè)績效關(guān)系的修復(fù)機(jī)制分析

該部分進(jìn)一步分析公司治理機(jī)制的兩個方面：監(jiān)督機(jī)制（機(jī)構(gòu)投資者持股和獨(dú)立董事比例的增加）和懲罰機(jī)制（CEO變更）對敗德行為與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，即分析兩種治理機(jī)制的改善對敗德行為所產(chǎn)生的負(fù)向效應(yīng)起到削弱還是強(qiáng)化的作用。

1. 監(jiān)督機(jī)制的修復(fù)作用分析。表3列示了監(jiān)督機(jī)制中的獨(dú)立董事變動對敗德行為的后續(xù)負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明：一方面，（1）從IllegalI×ΔOutbrd的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（1）和模型（4）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著獨(dú)立董事比例增大，信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）、Tobin’s Q（t+1）的負(fù)作用被削弱；（2）從IllegalM×ΔOutbrd的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（2）和模型（5）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著獨(dú)立董事比例的提高，市場操縱違規(guī)對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負(fù)向作用被削弱；（3）進(jìn)一步地，從IllegalT×ΔOutbrd的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（3）和模型（6）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高，市場操縱違規(guī)和信息操縱違規(guī)的總和對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負(fù)向作用被削弱。因此獨(dú)立董事比例的增加對敗德行為的弱化和修復(fù)作用相對穩(wěn)健。本文假設(shè)2得以部分驗(yàn)證。另一方面，從模型（1）與（4）中交互項(xiàng)系數(shù)對比來看，獨(dú)立董事比例的提升對信息操縱行為（IllegalM×ΔOutbrd）與托賓Q的負(fù)相關(guān)關(guān)系的修復(fù)作用大于對資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））的修復(fù)作用（beta=0.095＞beta=0.002）；且模型（2）與模型（5）交叉系數(shù)對比來看，獨(dú)立董事比例的提升對市場操縱行為（IllegalI×ΔOutbrd）與托賓Q的負(fù)相關(guān)關(guān)系的修復(fù)作用大于對資產(chǎn)回報(bào)率的修復(fù)作用（ROA（t+1））（beta=0.082＞beta=0.007）。因此，基于以上結(jié)果，獨(dú)立董事比例的提高對托賓Q的修復(fù)作用相對資產(chǎn)回報(bào)率ROA更大。

表3 監(jiān)督機(jī)制（獨(dú)立董事變動ΔOutbrd）對敗德行為負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析

表4列示了監(jiān)督機(jī)制中的機(jī)構(gòu)投資者持股變動對敗德行為的后續(xù)負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明：一方面，（1）從IllegalI×ΔInstitn的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（1）中呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，但在模型（4）中不顯著，即隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高，信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）的負(fù)向作用被削弱；而信息操縱違規(guī)對托賓Q的負(fù)向作用未受影響；（2）從IllegalM×ΔInstitn的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（2）和模型（5）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升，市場操縱違規(guī)對ROA（t+1）、Tobin’s Q（t+1）的負(fù)作用被削弱；（3）進(jìn)一步地，從IllegalT×ΔInstitn的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（3）和模型（6）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高，總敗德行為對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負(fù)向作用被削弱。因此機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升對敗德行為的弱化和修復(fù)作用是顯著的，本文假設(shè)2得以部分驗(yàn)證。另一方面，從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為（IllegalM）的負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)大于對信息操縱行為（IllegalI）的修復(fù)作用（beta=0.003＞beta=0.002）；且模型（4）與模型（5）對比來看，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為（IllegalM）的負(fù)向修復(fù)大于對信息操縱（IllegalI）的負(fù)向修復(fù)效應(yīng)；因此在兩種類型的敗德行為中，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為所帶來的負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用更強(qiáng)。

表4 監(jiān)督機(jī)制（機(jī)構(gòu)投資者持股變動ΔInstitn）對敗德行為負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析

2. 懲罰機(jī)制的修復(fù)作用分析。表5列示了懲罰機(jī)制對敗德行為的后續(xù)負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明：（1）從IllegalI×Ceochg的交互項(xiàng)系數(shù)看，其在模型（1）和模型（4）呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即CEO的變更削弱了信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負(fù)向作用；在模型（2）和模型（5）中，IllegalM×Ceochg的交互項(xiàng)系數(shù)依然呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即CEO的變更也削弱了市場操縱違規(guī)對后續(xù)ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負(fù)向作用；進(jìn)一步在模型（3）和模型（6）中，IllegalT×Ceochg的交互項(xiàng)系數(shù)仍然顯著為正，即CEO的變更修復(fù)了總違規(guī)行為對后續(xù)ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負(fù)向作用，且這種對于后續(xù)敗德行為修復(fù)作用相當(dāng)穩(wěn)健，本文假設(shè)3得以驗(yàn)證。（2）從以上3組兩兩交互項(xiàng)之間的系數(shù)大小對比可看出，CEO變更所帶來的對后續(xù)市場績效（Tobin’sQ（t+1））的修復(fù)作用相對資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））更大（beta=0.098＞beta=0.023；beta=0.029＞beta=0.014；beta=0.086＞beta=0.018）。（3）從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，CEO更換對資產(chǎn)回報(bào)率（ROA（t+1））和信息操縱行為（IllegalI）的負(fù)向關(guān)系的修復(fù)大于市場操縱行為（IllegalM）（beta=0.023＞beta= 0.014）；且模型（4）與模型（5）對比來看，CEO變更對信息操縱行為（IllegalI）和托賓Q的負(fù)向關(guān)系的修復(fù)大于市場操縱行為（IllegalI）（beta=0.098＞beta=0.029）；因此在兩種類型的敗德行為中，隨著CEO變更的懲罰效應(yīng)的增強(qiáng)，對信息操縱行為相較市場操縱行為對后續(xù)績效的負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用更顯著。

表5 懲罰機(jī)制對敗德行為負(fù)向效應(yīng)的修復(fù)作用分析

表5 （續(xù)）

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問題的處理

內(nèi)生性問題是實(shí)證檢驗(yàn)違規(guī)行為與經(jīng)營績效關(guān)系中常見的問題。在解決內(nèi)生性方面，首先，為了減少違規(guī)行為和經(jīng)營績效相互影響而對回歸模型造成的影響，本文對違規(guī)行為與經(jīng)營績效使用了跨期的時間設(shè)定，即被揭發(fā)的違規(guī)行為是T期發(fā)生的，而對應(yīng)的因變量經(jīng)營績效數(shù)值，則使用T+1滯后一期的ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）數(shù)據(jù)。其次，為了進(jìn)一步消除因樣本選擇偏差可能帶來的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段最小二乘法對模型進(jìn)行了內(nèi)生性處理，結(jié)果表明在處理了內(nèi)生性后①基于版面限制，相應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)表格均未報(bào)告，如讀者感興趣可與作者聯(lián)系索取。，實(shí)證結(jié)果與上述結(jié)果基本一致，本文主要假設(shè)依然能得到支持。

（二）變更相關(guān)變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了解決上述內(nèi)生性問題外，本文還對模型中自變量、因變量和調(diào)節(jié)變量分別進(jìn)行了替代性測量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果均依然支持本文研究假設(shè)，具體再檢驗(yàn)情況如下：（1）更換組織績效的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第四部分主要以ROA和托賓Q為因變量對主效應(yīng)和治理機(jī)制的修復(fù)作用進(jìn)行了檢驗(yàn)分析，該部分更換績效指標(biāo)為ROE和市場價(jià)值MV。（2）變更監(jiān)督機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第四部分主要以董事會獨(dú)立性和投資機(jī)構(gòu)監(jiān)督積極性的提高來衡量公司監(jiān)督機(jī)制的改善，該部分從董事會和監(jiān)事會履行職責(zé)的勤勉性上（敗德發(fā)生后召開會議次數(shù)的增加量ΔMi，t）來衡量治理機(jī)制改善情況。（3）變更懲罰機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第四部分主要以CEO變更來衡量公司懲罰機(jī)制的改善，該部分從CEO兩職兼任（違規(guī)揭發(fā)當(dāng)年CEO兼任狀態(tài)，如果CEO不兼任董事長，則Duality=1，否則=0）和CEO被解聘（違規(guī)揭發(fā)當(dāng)年因涉案解聘，則Dimreas=1，否則=0）來衡量懲罰機(jī)制改善情況，之所以選擇這兩個指標(biāo)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體原因如下：CEO兼任董事長則權(quán)力越大，預(yù)示被懲戒的可能性較小，懲罰機(jī)制削弱，反之，則預(yù)示著被懲罰的可能性相對較高；CEO涉案解聘則是更為直接的一種懲罰方式，區(qū)別于第四部分CEO變更可能存在其他的變更原因，比如正常的工作調(diào)動、退休、任期屆滿、辭職或代理結(jié)束等等。（4）考慮敗德行為處罰程度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文自變量的度量方式是用“敗德行為被揭發(fā)的次數(shù)”來衡量，但不同程度的敗德行為對利益相關(guān)者造成的影響是存在較大的異質(zhì)性，僅從被揭發(fā)的行為次數(shù)上闡釋敗德行為的程度有所欠缺，為了更好地研究被揭發(fā)的敗德行為的程度差異性，該部分用“敗德行為的處罰金額”來區(qū)分當(dāng)敗德行為被揭發(fā)后的嚴(yán)重程度，懲罰金額越高（Spnlty），說明被揭發(fā)的敗德行為的嚴(yán)重程度越高，對于企業(yè)合法性的損害更高?；诖?，以“懲罰金額（Spnlty）”為自變量，重新對假設(shè)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

六、 研究結(jié)論

本文從企業(yè)的合法性視角出發(fā)，在分析敗德行為（被揭露后）損害組織績效的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)將治理機(jī)制的兩個方面，即監(jiān)督和懲罰機(jī)制引入到研究框架中，考察兩種機(jī)制的改善在修復(fù)組織合法性和弱化敗德行為的負(fù)向效應(yīng)中所起到的作用，這對于完善敗德行為方面的研究具有一定的理論研究意義：一方面，深入分析敗德行為被揭露后對企業(yè)層面的后續(xù)運(yùn)營績效所產(chǎn)生的影響，而不是對股票市場的反應(yīng)；另一方面，本文重點(diǎn)回答當(dāng)敗德行為被揭發(fā)后，哪方面治理機(jī)制的改善能起到修復(fù)組織合法性，以及緩解敗德行為負(fù)面影響方面的作用，而不是只探討敗德行為被揭發(fā)后是否會產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，以及負(fù)向影響效應(yīng)的高低程度。

本文也存在研究的不足：首先，由于無法獲取到敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)面臨的直接成本數(shù)據(jù)，所以也就未能去區(qū)分和檢驗(yàn)敗德行為被揭發(fā)后的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的區(qū)別和差異性問題，但這些都是值得進(jìn)一步研究的主題，未來研究可以考慮通過問卷一手?jǐn)?shù)據(jù)調(diào)研的形式采集更為全面的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。其次，因?yàn)楸疚墓适逻壿嫷膯栴}，自變量和調(diào)節(jié)變量之間存在時間上的“序貫性”，也就使得調(diào)節(jié)變量并非完全理想狀態(tài)下的外生性變量，該問題的存在會影響到調(diào)節(jié)效應(yīng)的大小程度的確定，未來應(yīng)在時間“序貫”問題上進(jìn)一步完善。