劉振杰 顧 亮 李維安,3

(1.天津財經(jīng)大學(xué)，天津300222； 2.中國證券監(jiān)督管理委員會，北京100033； 3.南開大學(xué)，天津300071)

一、引言

伴隨著中國法律法規(guī)制度的不斷完善以及資本市場監(jiān)管與治理水平的持續(xù)提高，公司行為趨于規(guī)范化，但是受利益驅(qū)動及制度缺陷的影響，公司違規(guī)行為仍不斷發(fā)生。據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計顯示，2018年中國上市公司違規(guī)數(shù)量達到824起。因此，圍繞公司違規(guī)行為進行理論研究，深入揭示其產(chǎn)生的客觀規(guī)律，對于防范公司違規(guī)、保護相關(guān)者利益具有至關(guān)重要的意義。

已有針對違規(guī)影響因素的研究多集中于考察公司戰(zhàn)略(賀小剛 等，2015；孟慶斌 等，2018)、股權(quán)結(jié)構(gòu)(陸瑤 等，2012)等方面。由于董事會在上市公司中的核心決策作用，一直以來其都是公司治理領(lǐng)域研究的重點(Hermalin et al.,1998)。已有研究發(fā)現(xiàn)，有效的董事會治理能夠顯著提高公司決策的科學(xué)性、提升公司價值(李維安 等,2014)。有鑒于此，一些研究考察了董事會特征對公司違規(guī)行為的影響(陸瑤 等，2016b)。除顯性正式的公司治理因素外，其他隱性的“軟”因素也會對公司違規(guī)行為產(chǎn)生影響，例如，有研究探討了董事之間的老鄉(xiāng)關(guān)系、董事會斷裂帶等方面因素的影響。

考察董事會隱性非正式因素作用的一個重要原因在于，既有研究在分析正式因素的影響時所得結(jié)論并不一致，這就使得對于何種董事會更為有效的認識與理解無法達成共識(Chou et al.,2013;葉康濤 等,2011;Schmeiser,2012)，并促使學(xué)者逐步重視非正式因素的作用。董事會非正式層級特征是一類重要的非正式因素(Carter et al.,2004;張耀偉 等,2015)，其可能會對決策風(fēng)格，以至于決策效果產(chǎn)生重要影響。雖然有研究考察了CEO和董事之間老鄉(xiāng)關(guān)系對公司違規(guī)的影響(陸瑤 等，2016a)，但是尚無文獻探討董事會非正式層級如何影響公司的違規(guī)行為?；谏鲜龇治?，本研究將著重考察董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響，并進一步探討環(huán)境不確定性以及董事長是否擁有最高非正式層級對兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面。一是，拓展了董事會非正式層級的相關(guān)研究。已有研究多基于成熟市場的背景考察董事會非正式層級的影響(He et al.,2011)，而本文則立足于中國情境細致探討了董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響，為不同制度環(huán)境下的對比分析提供了重要的經(jīng)驗證據(jù)。二是，豐富了董事會治理的相關(guān)研究。已有研究主要從董事會正式結(jié)構(gòu)出發(fā)，系統(tǒng)考察董事會獨立性、權(quán)力結(jié)構(gòu)及多樣性等方面的影響。隨著研究的不斷深入，一些學(xué)者開始關(guān)注董事會中個體成員之間的相互影響(例如合作、沖突以及相互學(xué)習(xí)等)，并由此引發(fā)對董事會斷裂帶、異質(zhì)性以及網(wǎng)絡(luò)屬性等方面的探究。區(qū)別于此，本文重點聚焦于董事會的非正式層級特征，因而對董事會治理領(lǐng)域的相關(guān)研究做出了有益補充。

論文余下內(nèi)容安排為：第二部分為研究述評和假設(shè)提出，主要是在回顧非正式層級、公司違規(guī)等已有研究的基礎(chǔ)上，厘清董事會非正式層級影響公司違規(guī)行為的理論邏輯，并進一步提出本文的研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計，主要內(nèi)容涉及研究樣本的選擇、模型的構(gòu)建、變量的說明以及數(shù)據(jù)的來源；第四部分為實證結(jié)果與分析，著重圍繞實證結(jié)果進行分析，同時驗證上文提出的研究假設(shè)是否成立；最后部分為研究結(jié)論與啟示。

二、研究評述和假設(shè)提出

作為公司的決策核心，董事會在公司戰(zhàn)略決策、高級管理人員的甄選和激勵約束等方面發(fā)揮著重要作用。已有研究表明，公司董事會戰(zhàn)略核心作用的發(fā)揮依賴于董事會團隊的高效運作(Huse,2007;Micha?l et al.,2010;Citroen,2011;Mahadeo et al.,2012)。因此，有關(guān)董事會團隊運作方面的主題一直是董事會治理領(lǐng)域研究的焦點，而從現(xiàn)有文獻來看，相關(guān)研究又主要集中在董事會正式治理機制(37)正式治理機制一般指法律或制度規(guī)定的董事會規(guī)則，與之相對，非正式機制則是指沒有成文規(guī)定的董事會運作和決策規(guī)則。方面?？傮w而言，有關(guān)董事會對公司違規(guī)行為的影響，既有研究主要基于以下視角展開。一是經(jīng)理層和董事會關(guān)系的影響。例如，陸瑤等(2016b)的研究顯示，CEO對董事會的影響越大，公司出現(xiàn)的違規(guī)行為越多。二是董事會結(jié)構(gòu)特征的影響。蔡志岳等(2007)發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模、兩職合一狀況會提升公司發(fā)生違規(guī)行為的可能，而獨立董事比率則有利于降低公司違規(guī)行為的發(fā)生。三是董事會中董事背景特征的影響。車響午等(2018)的研究顯示，聘任兼有法律和會計特征的董事可能會導(dǎo)致公司違規(guī)行為增加。上述研究為理解董事會特征對公司違規(guī)行為的影響提供了重要啟示。

隨著研究的逐步深入，有學(xué)者開始關(guān)注非正式層級、私人關(guān)系等非正式機制對公司行為的影響，并認為非正式層級的存在有助于彌補董事會決策過程中正式機制的不足(Peng et al.,1996；Estrin et al.,2011)。李長娥等(2017)發(fā)現(xiàn)，董事會的非正式層級能夠促進民營企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的發(fā)展；謝永珍等(2017)的研究表明，董事會非正式層級對公司績效具有正向影響；王凱等(2018)也證實，非正式層級對公司戰(zhàn)略變革具有促進作用；武立東等(2018)指出，董事會非正式層級能夠通過提高董事的自我意識、個體影響，從而增加政治行為；可以通過減少決策過程中的信息搜尋、信息加工，進而降低程序理性。但遺憾的是，除陸瑤等(2016a)考察了CEO和董事之間老鄉(xiāng)關(guān)系對公司違規(guī)的影響外，既往研究鮮有涉及非正式機制與公司違規(guī)行為之間的關(guān)系?；谏鲜龇治觯覀冋J為有必要進一步考察董事會非正式層級對公司違規(guī)的影響。

(一)董事會非正式層級和公司違規(guī)

公司董事會肩負戰(zhàn)略決策、監(jiān)督和咨詢等重要職能。然而，董事會的正式結(jié)構(gòu)與其決策方式之間卻存在著明顯的沖突。一方面，強化董事會決策的科學(xué)性、監(jiān)督的有效性必然要求提高董事會的獨立性，與此同時還需董事會在知識背景、社會資本等方面存有充分的異質(zhì)性，但是這些特征同時也會增加董事會決策的協(xié)調(diào)難度，導(dǎo)致決策的達成可能要以各種方案的相互妥協(xié)為代價 (Forbes et al.,1999)。另一方面，董事會決策機制具有特殊性，決策規(guī)則為一人一票制，在董事會進行決議時，董事長僅僅作為召集人和主持人，不具有指揮或命令其他董事的權(quán)利。董事會結(jié)構(gòu)與決策規(guī)則之間的矛盾，意味著可能還存在其他的非正式規(guī)則，能夠?qū)Χ聲臎Q策及運作發(fā)揮有效的協(xié)調(diào)作用，而非正式層級即為其中的一種重要機制。非正式層級實質(zhì)上是由于董事之間個體影響力存在差異(一般通過社會資本相關(guān)的因素來測度)，促使成員之間形成獨特的信任與服從的等級，進而導(dǎo)致高層級成員支配低層級成員的一種非正式結(jié)構(gòu)(Magee et al.,2008) 。

董事會非正式層級之所以能夠?qū)镜倪`規(guī)行為發(fā)揮有效的抑制作用，可能主要基于兩個方面的原因。其一，對于非正式層級較高的董事會，董事之間在社會兼職、企業(yè)兼職等社會資本方面存有較大差異。層級較高的董事通常擁有較多的兼職，并由此享有較高的社會聲譽，相反，層級較低的董事兼職較少。在此類公司中，擁有較高層級的董事具有強烈的動機來監(jiān)督整個董事會和其他董事個體的行為，這是因為董事重視自己的聲譽并會為了維護聲譽而強化對公司違規(guī)行為等方面的監(jiān)督(萬良勇 等,2014；Fama et al.,1983)。另外，由于較高層級的董事通常擁有較多兼職，他們能夠獲取的信息和資源也相對較多，因而在專業(yè)方面更易享有較高的聲譽(謝德仁 等,2012)。這類專家擁有較多社會兼職本身就說明，其擁有較強的社會關(guān)系和較高的社會聲譽。董事職業(yè)的獨特性，使之更為重視自己的專業(yè)聲譽和社會聲譽。為了維護并進一步提高自己在人力資本市場中的影響(更多的兼職、更高的聲譽等)，同時降低因瀆職、違規(guī)而導(dǎo)致的聲譽損失及法律風(fēng)險，這些層級較高的董事大多對公司行為存在強烈的監(jiān)督動機及意愿。

其二，層級較高的董事往往擁有較強的監(jiān)督能力。在公司治理的過程中，信息的獲取是董事發(fā)揮作用的關(guān)鍵(Adams et al.,2007)。Duchin et al.(2010)在研究董事對治理的作用時也發(fā)現(xiàn)，低成本獲取信息有助于促進企業(yè)價值提升。由于層級較高的董事?lián)碛休^多的社會關(guān)系等方面的資源，他們能夠與更多的、不同類型的專業(yè)人士進行溝通交流，顯然，這有助于其以較低的成本獲取專業(yè)知識及信息(比如，涉及國家和區(qū)域?qū)用娴漠a(chǎn)業(yè)政策、法律法規(guī)變化等方面的信息)，進而能夠為防范公司的違規(guī)行為做好專業(yè)知識方面的儲備。此外，層級較高的董事還能夠通過交流，不斷獲取和積累公司違規(guī)行為監(jiān)管方面的經(jīng)驗做法，這對于及時發(fā)現(xiàn)并阻止違規(guī)操作行為也具有積極的正面作用(萬良勇 等,2014)。

非正式層級較高時，一方面，可以通過提高董事會決策的效率，減少因決策不科學(xué)而導(dǎo)致的被動違規(guī)行為；另一方面，也可以通過提升監(jiān)督公司行為的能力和強度，降低董事會的機會主義行為，減少公司違規(guī)?；诖?，本文提出：

假設(shè)1：董事會非正式層級與公司違規(guī)負相關(guān)。

(二)環(huán)境不確定、董事會非正式層級與公司違規(guī)行為

公司不可能在“真空”中運行，其經(jīng)營管理必然要受行業(yè)環(huán)境特征等因素的影響，環(huán)境的不確定性是董事會決策過程中必須要面對的問題。Hambrick et al.(1984)的研究指出，在高度不確定性環(huán)境下，董事會團隊的作用愈加重要。我們認為，環(huán)境的不確定性主要通過兩個方面影響董事會非正式層級與公司違規(guī)行為之間的關(guān)系。其一，在不確定性環(huán)境下，董事會需以更快的速度開展科學(xué)決策，以降低公司所面對的不確定性。在這種更加需要權(quán)變的狀態(tài)下，正式制度的作用被削弱，非正式制度的作用被強化。非正式層級越高，越有助于團隊通過非正式的秩序弱化成員之間的分歧，協(xié)調(diào)行動，做出正確抉擇，從而避免出現(xiàn)被動的違規(guī)行為。其二，在不確定性環(huán)境下，公司的違規(guī)成本更高。一旦出現(xiàn)違規(guī)行為，公司需要面對來自市場及政府兩個方面的不確定性，因此，在不確定環(huán)境下，董事會團隊的非正式層級作用更明顯，更有助于進行科學(xué)決策，避免機會主義行為，從而降低違規(guī)發(fā)生的可能性。基于上述分析，本研究提出：

假設(shè)2：環(huán)境不確定性越高，董事會非正式層級越有利于減少公司違規(guī)行為。

(三)董事長是否擁有最高非正式層級與公司違規(guī)行為

Tsui et al.(2002)的研究表明，公司高管人員的層級差異對高管人員行為具有顯著的影響。在正式機制中，董事長處于董事會的最高層級，如果其同時擁有最高的非正式層級，那么必定會對董事會治理的有效性產(chǎn)生重要影響。在這種情況下，董事長和其他董事的差異被進一步放大，從而會對公司的行為產(chǎn)生影響(池國華 等,2014;黃繼承 等,2013)。當董事長擁有最高的非正式層級時，董事長在正式和非正式制度中都處于董事會的最高位置，達到了權(quán)責的高度統(tǒng)一，此時董事長更需對公司的行為負責，特別是在出現(xiàn)違規(guī)行為時，董事長作為最重要的責任人會首當其沖。因此，董事長為維護自身的聲譽和權(quán)威，會利用自己的優(yōu)勢地位加強對違規(guī)行為的監(jiān)督，以避免類似事件發(fā)生。同時，董事長也可以利用自己的權(quán)威，促進董事會運作效率以及治理有效性的提升，以盡可能減少違規(guī)行為出現(xiàn)?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)3：董事長擁有最高的非正式層級時，董事會非正式層級更有利于抑制公司違規(guī)行為。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇

在考察董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響時，本文選取的初始樣本為2009—2017年滬、深兩市全部上市公司。

(1)研究樣本

根據(jù)本文考察的主題及已有研究的慣例，我們主要按以下程序?qū)颖具M行了篩選：剔除金融行業(yè)樣本；剔除數(shù)據(jù)不全樣本；剔除財務(wù)處于異常的ST和PT公司；鑒于A股、B股、H股和N股在市場和制度因素方面存在差異，為防止因市場不同而造成統(tǒng)計誤差，剔除在B股、H股和(或)N股發(fā)行的同時也在A股發(fā)行股票的公司。

(2)配對樣本

參照已有研究，本文依據(jù)公司的規(guī)模、行業(yè)及績效進行配對樣本選擇，具體原則為：配對樣本公司在配對時期內(nèi)未發(fā)生違規(guī)行為；配對公司與研究樣本隸屬于同一行業(yè)；配對樣本與研究樣本在公司規(guī)模及績效水平上相近(90%～110%)。

2.數(shù)據(jù)來源

董事會非正式層級數(shù)據(jù)通過數(shù)據(jù)庫和手工收集2009—2017年間全部A股上市公司董事會董事的兼職信息進行計算而得。根據(jù)以往研究，對董事兼職一般分為公司兼職和社會兼職，公司兼職是指在其他公司擔任高管職務(wù)，社會兼職是指在社會組織中擔任職務(wù)。在此基礎(chǔ)上，將董事會區(qū)分為公司關(guān)聯(lián)和社會關(guān)聯(lián)兩種類型。公司違規(guī)數(shù)據(jù)源自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

本文選取了386家違規(guī)公司樣本以及386家配對公司樣本。表1列示了樣本公司的年度和行業(yè)分布情況。由表1，從年度來看，2009—2012年間，違規(guī)樣本公司數(shù)量逐年增加，2012年達到最高值65家；從行業(yè)來看，違規(guī)樣本公司屬于制造業(yè)的最多，共263家，占總樣本的68.135%，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)次之，共19家，占總樣本的4.922%。

表1 研究樣本的年度及行業(yè)分布

注：行業(yè)代碼依據(jù)于中國證券監(jiān)督管理委員會2001年編制的《上市公司行業(yè)分類指導(dǎo)》。

(二)變量說明及模型設(shè)計

1.變量說明

(1)因變量：公司違規(guī)(Misconduct)。參照已有研究，如果公司當年被披露存在違規(guī)事件，則取值為1，否則取值為0。

(2)自變量：董事會非正式層級(IH)。已有研究指出，董事會非正式層級的最優(yōu)測度方法是通過對樣本公司董事進行訪談，但是實施這一方法在時間和成本上均存在很大難度，大樣本研究中不易實現(xiàn)(Micha?l et al.,2010;McNulty et al.,1999)。一種有效的替代辦法是，尋求合適的代理變量進行測量，雖然這可能會導(dǎo)致一定的測度誤差存在，但卻可以為使用大樣本數(shù)據(jù)研究董事會非正式層級提供可能?；诖耍瑢W(xué)者圍繞如何衡量董事會非正式層級開展了大量工作(Mace,1971;Zajac et al.,1996;Neff et al.,2006;Beckman et al.,2002)。Blau(1977)指出，基尼系數(shù)(Gini coefficient)可以有效地度量團隊非正式層級是否存在以及存在的程度，He et al.(2011)及張耀偉等(2015)也采用了這一方法。因此，本文通過測度董事會基尼系數(shù)來衡量董事會非正式層級。根據(jù)基尼系數(shù)的定義，

其中，Gini表示基尼系數(shù)，y表示董事會中董事兼職數(shù)量，ry表示董事會中每個董事兼職數(shù)量的排名，cov(y,ry)表示董事兼職總數(shù)y和每個董事排名ry的協(xié)方差，N表示董事會中董事的數(shù)量(Lerman et al.，1984；Kamdem,2012)。其中，董事兼職數(shù)量參考Neff et al.(2006)、He et al.(2011)的方法，利用董事?lián)喂靖吖芗吧鐣毼坏臄?shù)量來衡量。

(3)調(diào)節(jié)變量：環(huán)境不確定性(EU)、董事長是否擁有最高非正式層級(DF)。其中，對于環(huán)境不確定性(EU)，參照Ghosh et al.(2009)、申慧慧等(2012)，用公司過去5年經(jīng)行業(yè)調(diào)整的非正常銷售收入標準差來衡量。具體模型如下：

Sale=φ0+φ1Year+ε

其中，Sale為銷售收入；Year為年度虛擬變量，在樣本選取當年定義Year=5，上一年定義Year=4，以此類推；殘差ε為每年非正常銷售收入。首先，根據(jù)回歸的殘差ε值計算非正常銷售收入5年的標準差，再除以5年銷售收入的平均值，得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性；然后，利用上述方法計算同一行業(yè)內(nèi)所有公司未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性，其中環(huán)境不確定性的中值即為行業(yè)環(huán)境不確定性；最后，用未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性，得到該公司經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性EU。

對于董事長是否擁有最高非正式層級(DF)，當董事會中董事長擁有最高的非正式層級時，取值為1，否則取值為0。

(4)控制變量。為控制其他因素的影響，參考已有研究，本文在回歸模型中加入以下控制變量：公司財務(wù)狀況(Roic)、公司規(guī)模(Size)、公司實際控制人性質(zhì)(Nature)、公司股權(quán)集中度(Owner)、董事會結(jié)構(gòu)(Board)、資產(chǎn)負債率(Debt)、運營收入增長率(Operate)、高管薪酬(Tmtperpay)、法律環(huán)境(Law)，以及行業(yè)(Ind)和年度(Year)虛擬變量。控制變量的具體說明見表2。

表2 控制變量說明

2.研究模型

為檢驗董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響，同時考察環(huán)境不確定性、董事長是否擁有最高非正式層級的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文分別建立以下回歸模型：

logistic(Misconduct)=β0+β1IH+β2EU+β3DF+β4Size+β5Nature+β6Owner+β7Board+

β8Roic+β9Debt+β10Operate+β11Tmtperpay+β12Law+β13Ind+β14Year+ζ

(1)

logistic(Misconduct)=β0+β1IH+β2EU+β3DF+α0IH×EU+β4Size+β5Nature+β6Owner+

β7Board+β8Roic+β9Debt+β10Operate+β11Tmtperpay+β12Law+β13Ind+β14Year+ζ

(2)

logistic(Misconduct)=β0+β1IH+β2EU+β3DF+α0IH×DF+β4Size+β5Nature+β6Owner+

β7Board+β8Roic+β9Debt+β10Operate+β11Tmtperpay+β12Law+β13Ind+β14Year+ζ

(3)

其中，模型(1)用于考察董事會非正式層級對公司違規(guī)的影響，模型(2)用于考察環(huán)境不確定性對董事會非正式層級與公司違規(guī)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型(3)用于考察董事長是否擁有最高非正式層級對董事會非正式層級與公司違規(guī)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，董事會非正式層級的均值為0.487，最大值為0.888，最小值為0，說明不同上市公司的董事會非正式層級差異較大；環(huán)境不確定性水平的均值為0.856，最小值為-14.586，最大值為61.470，表明各上市公司的環(huán)境不確定性差異較大；董事長是否為最高非正式層級的均值為0.354，說明并非所有董事長都處于最高非正式層級。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)違規(guī)公司和配對公司比較檢驗

表4為違規(guī)公司和配對公司董事會非正式層級與環(huán)境不確定性變量比較分析的T檢驗結(jié)果。從中可見，違規(guī)公司和配對公司的董事會非正式層級的均值分別為0.418和0.473，違規(guī)公司董事會非正式層級顯著小于配對樣本公司；違規(guī)公司和配對公司的環(huán)境不確定性的均值分別為1.120和0.693，兩者不存在顯著差異。

表4 違規(guī)公司和配對公司董事會非正式層級及環(huán)境不確定性比較分析

注：括號內(nèi)為p值；*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平。

(三)實證結(jié)果

表5報告了董事會非正式層級與公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，同時列示了環(huán)境不確定性、董事長是否擁有最高非正式層級的調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果。

表5 董事會非正式層級與公司違規(guī)的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為Z值；*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平。

模型1中是環(huán)境不確定性對公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，從中不難得知，環(huán)境不確定性的回歸系數(shù)為-0.048，且在10%的水平下顯著，表明環(huán)境不確定性越高，公司發(fā)生違規(guī)行為的可能性越小。模型2中是董事長是否擁有最高非正式層級對公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，從中可見，董事長擁有最高非正式層級對公司違規(guī)行為存在顯著的負向影響，說明董事長擁有最高非正式層級會降低公司發(fā)生違規(guī)行為的可能性。模型3中是董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，從中可見，董事會非正式層級對公司違規(guī)行為存在顯著的負向影響，說明董事會非正式層級對公司違規(guī)行為具有顯著的抑制作用，因此，假設(shè)1得到驗證。

模型4中是環(huán)境不確定性對董事會非正式層級與公司違規(guī)行為之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，董事會非正式層級與環(huán)境不確定性的交互項系數(shù)顯著為負，說明與處于不確定性較低環(huán)境中的公司相比，處于不確定性較高環(huán)境中的公司，董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響更大，因此假設(shè)2得到支持。原因可能是，在不確定性環(huán)境下，團隊之間的秩序、協(xié)調(diào)和監(jiān)督更為重要，而非正式層級恰恰能發(fā)揮這方面的作用，有助于更好地抑制公司違規(guī)行為。

模型5中是董事長是否擁有最高非正式層級對董事會非正式層級與公司違規(guī)行為之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，從中可見，董事長是否擁有最高非正式層級與環(huán)境不確定性的交互項系數(shù)顯著為正，說明與董事長不擁有最高非正式層級的公司相比，董事長擁有最高非正式層級的公司，董事會非正式層級抑制公司違規(guī)行為的作用越小。由此可知，假設(shè)3不但沒有得到支持，甚至還出現(xiàn)了相反的結(jié)果?？赡艿脑蛟谟冢阂环矫妫敹麻L擁有最高的非正式層級時，相當于其擁有董事會正式和非正式兩個層面的最高權(quán)力，這可能會導(dǎo)致其產(chǎn)生過度自信。而以往的研究已經(jīng)證實，過度自信會產(chǎn)生一系列不利影響，如石廣平等(2018)發(fā)現(xiàn)投資者過度自信會導(dǎo)致市場泡沫過度；潘愛玲等(2018)發(fā)現(xiàn)高管過度自信會導(dǎo)致公司并購溢價過高。在公司決策過程中，過度自信的董事長可能不允許不同意見出現(xiàn)，從而導(dǎo)致公司主動或被動的違規(guī)行為增加。另一方面，由于董事長的影響力，導(dǎo)致其他董事監(jiān)督其行為的意愿與能力不強，這也會導(dǎo)致公司的違規(guī)行為增加。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為證明本研究結(jié)論是可靠的，我們開展了以下的穩(wěn)健性檢驗。

在上文的實證研究中，違規(guī)公司和非違規(guī)公司樣本按1∶1的比例進行配對檢驗。在此，我們對違規(guī)公司和非違規(guī)公司樣本按1∶3的比例重新配對檢驗，相關(guān)分析結(jié)果見表6。從中可以看出，主要變量的回歸結(jié)果并未發(fā)生改變。

表6 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

(續(xù)表6)

模型1模型2模型3模型4模型5DF-0.512**(-1.983)-0.468*(-1.931)-0.658*(-1.723)-1.339**(-2.436)IH-0.567*(-1.875)-0.623*(-1.783)-1.237*(-1.867)IH×EU-0.234**(-2.332)IH×DF4.253**(2.256)Year_dummyYYYYYIndu_dummyYYYYYN15441544154415441544Pseudo R20.0170.0140.0120.0210.034

注：括號內(nèi)為Z值；*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平。

(五)進一步研究

前文提及，根據(jù)董事成員社會關(guān)系的類型，可以將董事會非正式層級劃分為社會關(guān)聯(lián)非正式層級和公司關(guān)聯(lián)非正式層級。其中，社會關(guān)聯(lián)更多是代表董事所擁有的社會資源，而公司關(guān)聯(lián)則主要表明董事所擁有的專業(yè)資源。本文預(yù)期，在對公司違規(guī)行為的影響方面，公司關(guān)聯(lián)非正式層級的作用更大。為驗證這一推斷，我們開展了進一步檢驗，相關(guān)結(jié)果列于表7中。

表7 董事會社會關(guān)聯(lián)、公司關(guān)聯(lián)非正式層級與公司違規(guī)的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為Z值；*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平。

模型6中是董事會社會關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，從中可見，社會關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為存在正向影響但不顯著。模型7中是環(huán)境不確定性對社會關(guān)聯(lián)非正式層級與公司違規(guī)行為之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，從中可見，環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。模型8中是董事會公司關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為的回歸結(jié)果，從中可見，公司關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為存在顯著的負向影響，這說明董事會公司關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為具有顯著的抑制作用。模型9中是環(huán)境不確定性對公司關(guān)聯(lián)非正式層級與公司違規(guī)行為之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，從中可見，環(huán)境不確定性具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表7的分析結(jié)果證實了我們的推斷，即相對于社會關(guān)聯(lián)非正式層級，董事會公司關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)行為的影響更大。

五、研究結(jié)論與啟示

本文利用2009—2017年386家違規(guī)公司和386家配對公司數(shù)據(jù)，考察了董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響，并檢驗了環(huán)境不確定性以及董事長是否擁有最高非正式層級對兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論有：董事會非正式層級對公司違規(guī)具有顯著的負向影響；環(huán)境不確定性對董事會非正式層級與公司違規(guī)之間關(guān)系存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用；與本文預(yù)期相反，董事長是否擁有最高非正式層級對董事會非正式層級與公司違規(guī)之間關(guān)系存在顯著的負向調(diào)節(jié)作用。進一步，將董事會非正式層級劃分為社會關(guān)聯(lián)非正式層級和公司關(guān)聯(lián)非正式層級進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同類型的董事會非正式層級對公司違規(guī)行為的影響存在差異，相對于社會關(guān)聯(lián)非正式層級，董事會公司關(guān)聯(lián)非正式層級對公司違規(guī)的影響更大。

本文結(jié)論對管理實踐的啟示主要體現(xiàn)在：

其一，要重視非正式機制對公司違規(guī)行為的治理作用。公司違規(guī)不僅僅受獨立董事、監(jiān)事會、內(nèi)部審計機構(gòu)等正式治理機制的影響，還會受非正式層級的影響。因此，在企業(yè)運行過程中，為避免出現(xiàn)更多的違規(guī)行為，應(yīng)高度重視非正式治理機制的效用。

其二，公司在選擇董事構(gòu)建董事會的過程中，應(yīng)重視聲譽、社會兼職等社會資本所賦予董事的權(quán)威。也就是說，需選擇社會資本有差異化的個體任職董事會。

其三，董事會的非正式層級代表了成員之間基于信任、聲譽等方面的相互認同，因此，在實踐過程中，有必要進一步促進董事的職業(yè)化，提升董事的聲譽，并最終建立職業(yè)化的高管人力資源市場，為公司提供更加專業(yè)的服務(wù)。