袁小平，劉光軍（副教授），彭韶兵（博士生導(dǎo)師）

一、引言

員工持股計(jì)劃（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）源于1958年美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家路易斯·凱爾索提出的“二元經(jīng)濟(jì)學(xué)理論”。20世紀(jì)70年代在西方國(guó)家進(jìn)行試點(diǎn)，80年代即成為西方企業(yè)界普遍采用的中長(zhǎng)期激勵(lì)模式。在我國(guó)改革開(kāi)放初期，一些企業(yè)以籌措資金為目的開(kāi)始了內(nèi)部職工股試點(diǎn)工作，歷經(jīng)波折，直到2012 年8 月，證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《上市公司員工持股計(jì)劃管理暫行辦法（征求意見(jiàn)稿）》及起草說(shuō)明。2014 年6 月，為貫徹黨的十八屆三中全會(huì)和《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展的若干意見(jiàn)》（國(guó)發(fā)［2014］17號(hào)）的精神，經(jīng)國(guó)務(wù)院同意，證監(jiān)會(huì)制定并發(fā)布《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，在我國(guó)上市公司中開(kāi)展ESOP試點(diǎn)，這標(biāo)志著我國(guó)上市公司ESOP開(kāi)始獲批放行。

自海普瑞（002399）董事會(huì)于2014 年7 月10 日首推ESOP預(yù)案以來(lái)，截止到2018年年底，我國(guó)A股上市公司推出ESOP 方案（包括預(yù)案）的數(shù)量達(dá)712份，涉及上市公司數(shù)量達(dá)582家，占A股上市公司總數(shù)的比重高達(dá)18.02%。從以上數(shù)據(jù)可以看出，2014年證監(jiān)會(huì)出臺(tái)試點(diǎn)意見(jiàn)以后，A 股上市公司反應(yīng)強(qiáng)烈，僅2015年就推出365份ESOP方案，占目前方案數(shù)量的比重達(dá)51.26%。

高管違規(guī)行為主要指企業(yè)高管違反證券法、公司法以及證監(jiān)會(huì)部門(mén)規(guī)章等，涉及財(cái)務(wù)造假、推遲披露、重大信息遺漏、違規(guī)出資、擅自改變資金用途、操縱股價(jià)、違規(guī)擔(dān)保、炒作次新股、利用高送轉(zhuǎn)違規(guī)交易等行為。其發(fā)生頻率與公司治理水平、ESOP的實(shí)施可能有一定的相關(guān)關(guān)系。

由于我國(guó)資本市場(chǎng)不成熟且存在非理性的投資者，針對(duì)我國(guó)上市公司推出的ESOP方案，投資者在連續(xù)幾輪遭遇股災(zāi)的洗禮后，對(duì)ESOP 的美好意愿瞬間化為泡影，投資者拋出ESOP是“餡餅”還是“陷阱”、是“大利好”還是“大忽悠”的疑問(wèn)。這和美國(guó)ESOP 早期人們質(zhì)疑ESOP 到底是“靈丹妙藥”還是“安慰劑”如出一轍。但我國(guó)也不乏成功的經(jīng)典案例——華為公司的ESOP。華為公司2013 年即超越愛(ài)立信成為全球第一通信設(shè)備運(yùn)營(yíng)商；2018年度銷(xiāo)售收入達(dá)7212 億元、凈利潤(rùn)為593 億元；2017 年第一季度超越思科占據(jù)核心路由器全球第一市場(chǎng)份額。華為取得成功的原因固然很多，但其實(shí)施的ESOP被公認(rèn)為是成功的關(guān)鍵因素之一。

綜上所述，ESOP 在國(guó)外得到了廣泛的研究和應(yīng)用，而在我國(guó)推廣運(yùn)用得較晚，ESOP的實(shí)施效果還不得而知，國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究ESOP 時(shí)大多采用的是規(guī)范研究和案例研究方法，利用數(shù)理統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行的研究還比較少。ESOP 在我國(guó)經(jīng)歷了曲折的發(fā)展，企業(yè)試點(diǎn)ESOP后公司治理效果是否發(fā)生變化，二者交互作用如何？面對(duì)資本市場(chǎng)的屢屢質(zhì)疑，高管違規(guī)行為是否有所減少？ESOP 的實(shí)施是否提升了企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效和公司價(jià)值？這些問(wèn)題是本文試圖進(jìn)行研究和回答的主要問(wèn)題。

二、理論分析與研究假設(shè)

ESOP 與股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃一樣具有多重功能。ESOP側(cè)重于緩解經(jīng)理層與中層或基層員工之間的代理沖突，而股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃重在緩解股東（董事會(huì)）與經(jīng)理層之間的代理沖突，降低代理成本。ESOP的功能和作用主要在于：①通過(guò)建立和完善勞資共享機(jī)制，調(diào)整企業(yè)收益權(quán)、奠定民主管理基礎(chǔ)、緩解代理沖突；②提高公司治理水平，完善監(jiān)督和約束機(jī)制；③吸引和留住人才，提高員工的凝聚力、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效；④擴(kuò)大企業(yè)資金來(lái)源渠道，優(yōu)化社會(huì)資金配置。從下圖中可以看出，根據(jù)企業(yè)行政管理層級(jí)可劃分出至少三個(gè)層次的委托代理關(guān)系，其中ESOP 在于緩解第三層的代理關(guān)系；員工主人翁地位的回歸，使得所有權(quán)約束主體更加明晰，能夠?qū)EO形成有效的約束和監(jiān)督。

企業(yè)代理層級(jí)、行政層級(jí)及激勵(lì)模式示意圖

如前所述，國(guó)外在ESOP 對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響研究上盡管也不完全一致，但基本持肯定態(tài)度。與之相比，我國(guó)ESOP經(jīng)歷了一個(gè)曲折的發(fā)展歷程，直到2014 年6 月由證監(jiān)會(huì)推出了《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，緊接著上交所發(fā)布了《上市公司員工持股計(jì)劃信息披露工作指引》，ESOP才得到了制度規(guī)范。我國(guó)關(guān)于ESOP的規(guī)范研究較多，實(shí)證研究較少；早期研究較少，近期研究較多。我國(guó)學(xué)者對(duì)于ESOP的研究也主要集中于ESOP與經(jīng)營(yíng)績(jī)效（市場(chǎng)指標(biāo)和會(huì)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)）方面。

公司治理包括公司內(nèi)部的治理體系以及外部的約束機(jī)制。建立在委托代理、兩權(quán)分離、利益相關(guān)者等理論基礎(chǔ)上的公司治理理論指出，有效的公司治理機(jī)制能夠提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理水平、監(jiān)督和約束CEO 的行為。一些學(xué)者從所有權(quán)與控制權(quán)、董事會(huì)特征、審計(jì)監(jiān)督、債權(quán)人軟約束、機(jī)構(gòu)投資者等視角研究了公司治理水平。Chtourou 等[1]研究認(rèn)為，完善的審計(jì)委員會(huì)結(jié)構(gòu)，能夠有效約束CEO的盈余管理、違法違規(guī)等行為，包括獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模等指標(biāo)。Jensen 等[2]指出，企業(yè)的負(fù)債能夠從外部監(jiān)督視角有效地約束CEO的行為，債務(wù)還本付息的融資成本壓力和“硬約束”性質(zhì)，可抑制CEO對(duì)自由現(xiàn)金流量的過(guò)度支配，緩解股東與CEO 之間的沖突。Shleife 等[3]也通過(guò)實(shí)證研究指出，通過(guò)企業(yè)融資，債權(quán)人能夠有效約束代理沖突所帶來(lái)的CEO過(guò)度投資行為。Parrino等[4]指出，公司債務(wù)的到期期限越長(zhǎng)，代理成本越大。齊蕾[5]指出，合理配置企業(yè)的產(chǎn)權(quán)決定了企業(yè)的利益激勵(lì)機(jī)制，這也是公司治理的主要內(nèi)容之一。

總體而言，在實(shí)施ESOP 方面我國(guó)A 股上市公司反應(yīng)強(qiáng)烈、積極，尤其是民營(yíng)上市公司，具體如下：①證監(jiān)會(huì)于2014 年6 月制定并發(fā)布《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，不到一個(gè)月，即2014年7月9日便有海普瑞（002399）公布其ESOP（草案）。②貝因美（002570）于2014年12月主動(dòng)放棄了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，而改推ESOP。其主要原因在于，公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)實(shí)際情況與股權(quán)激勵(lì)考核的指標(biāo)存在較大偏差，難以實(shí)現(xiàn)激勵(lì)目標(biāo)，達(dá)到效果，而ESOP 則非常靈活，且無(wú)目標(biāo)業(yè)績(jī)的桎梏。③2015 年5月，寶新能源（000690）宣稱(chēng)，要在2015 ～2024年逐步推出10 期的ESOP。④如前所述，截止到2018 年年底，我國(guó)A 股上市公司推出了涉及582 家共計(jì)712份ESOP 方案，且數(shù)量仍在大幅增長(zhǎng)。因此，由于參與對(duì)象的覆蓋面較廣，ESOP 能夠緩解CEO 與普通員工之間的“身份和地位”沖突，實(shí)現(xiàn)員工股權(quán)激勵(lì)的初衷和基本功能。

但我國(guó)推出的ESOP 方案，也引發(fā)外界不少質(zhì)疑聲。①我國(guó)已實(shí)施ESOP的上市公司，大都屬于規(guī)模偏小、處于完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)下的非國(guó)有控股上市公司，面臨激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和有限的發(fā)展空間。②已推出的ESOP 方案缺陷較多：激勵(lì)比例偏低（均值為1.68%）；鎖定期偏短（大多為12 個(gè)月）；部分激勵(lì)對(duì)象主要為高管或高管近親屬，自我激勵(lì)動(dòng)機(jī)明顯；激勵(lì)資金來(lái)源單一，主要為自籌資金，使得ESOP方案落地困難。普通員工對(duì)ESOP的積極性不高。③公布ESOP方案的公司較多、具體實(shí)施的較少；因多種原因終止原ESOP的較多；部分實(shí)施ESOP的上市公司股價(jià)大幅波動(dòng)，出現(xiàn)浮虧現(xiàn)象，也對(duì)ESOP方案的激勵(lì)效果產(chǎn)生消極影響。④我國(guó)上市公司高管違規(guī)成本較低，也使得高管違規(guī)行為頻頻發(fā)生。綜上所述，由于實(shí)施ESOP的上市公司面臨更多的外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而ESOP方案又存在設(shè)計(jì)缺陷，終止實(shí)施的公司較多，ESOP的實(shí)施在短期內(nèi)可能難以約束、監(jiān)控高管違規(guī)行為。但由于ESOP 的一個(gè)主要功能是通過(guò)明晰所有制主體來(lái)優(yōu)化公司治理，因此ESOP 與公司治理綜合水平的共同作用也會(huì)直接約束高管的行為，即ESOP 的實(shí)施有利于加強(qiáng)公司治理水平對(duì)高管違規(guī)行為的約束作用。

因此，提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：我國(guó)實(shí)施的ESOP，能顯著增強(qiáng)公司治理水平對(duì)高管違規(guī)行為的約束作用。

ESOP 的實(shí)施，也與公司治理水平相關(guān)：處于低公司治理水平之下的上市公司，其高管可能凌駕于內(nèi)部控制之上，企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整和決策可能更多依賴(lài)于高管個(gè)人意愿而非團(tuán)隊(duì)意志，在此條件下實(shí)施ESOP 則更可能誘發(fā)高管違規(guī)行為。而處于高公司治理水平下的上市公司，實(shí)施ESOP 則可以進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)高管行為的約束。

因此，提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：低治理水平公司實(shí)施的ESOP，并不能顯著抑制高管違規(guī)行為。

ESOP 的有效實(shí)施，能夠徹底改變企業(yè)員工的身份和地位，變“打工者”為“股東”身份，能夠充分激發(fā)員工的主人翁精神和工作積極性，加大員工對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理流程的監(jiān)督約束力度，進(jìn)一步提高公司治理水平。因此，ESOP和公司治理水平是相輔相成的，ESOP的實(shí)施能有效提升公司治理水平，公司治理水平的提升也依賴(lài)于全體員工的監(jiān)督。

因此，提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3：實(shí)施ESOP能顯著提升公司治理水平。

三、模型設(shè)計(jì)與變量選取

（一）數(shù)據(jù)與樣本

本文首先通過(guò)Wind 資訊數(shù)據(jù)庫(kù)收集、整理2014 ～2018 年我國(guó)披露高管違規(guī)行為的641 家A股上市公司共計(jì)862個(gè)數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)樣本公司的行業(yè)、規(guī)模等，通過(guò)stata軟件、利用PSM傾向得分匹配法尋找了1 ～2個(gè)配對(duì)樣本，并通過(guò)新浪財(cái)經(jīng)等補(bǔ)充和完善了個(gè)別樣本缺損的信息。最后，通過(guò)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，獲取所有樣本公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失、?ST、ST 和金融企業(yè)樣本，最終獲得1361家上市公司，共計(jì)6318 個(gè)年度觀(guān)察值。由于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)可能存在極端值的影響，本文對(duì)所有財(cái)務(wù)指標(biāo)方面的變量在1%的水平上進(jìn)行了縮尾（Winsorize）處理。在通過(guò)Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)搜集了相關(guān)數(shù)據(jù)后，利用Excel 2016 辦公軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了前期簡(jiǎn)易整理，最后主要使用Stata 12.0數(shù)理統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。

（二）變量含義及解釋

1.被解釋變量：高管違規(guī)行為（illegal）。CEO違規(guī)行為不同于貪污、受賄、職務(wù)侵占、挪用等違反刑法的腐敗行為，一些學(xué)者主要從財(cái)務(wù)舞弊、財(cái)務(wù)重述、股價(jià)操縱以及盈余管理等視角進(jìn)行了研究。胡國(guó)強(qiáng)等[6]研究認(rèn)為，高管持股比例高反而加劇了財(cái)務(wù)重述等違規(guī)行為，更可能導(dǎo)致財(cái)務(wù)舞弊的發(fā)生。魏云[7]將高管的負(fù)面會(huì)計(jì)行為劃分為盈余操縱、會(huì)計(jì)舞弊及股價(jià)操縱等。參考以上學(xué)者的研究，本文以高管是否發(fā)生違規(guī)行為二元啞變量，作為高管違規(guī)行為的代理變量。

2.解釋變量。解釋變量主要包括ESOP、公司治理水平以及ESOP 與公司治理水平的交乘項(xiàng)等變量。ESOP（ESOP1），以是否公布或?qū)嵤┝薊SOP 為二元啞變量，作為ESOP的代理變量；為進(jìn)一步考察ESOP的影響效應(yīng)，本文將當(dāng)年度實(shí)施或公布了ESOP的，下一年度也視同為二元啞變量（ESOP2）。

關(guān)于公司治理水平變量，蘇冬蔚等[8]在研究公司治理對(duì)盈余管理的影響時(shí)，主要從產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、審計(jì)質(zhì)量、債權(quán)人治理以及境外上市公司持股等5 個(gè)方面分9 個(gè)變量分析上市公司盈余管理影響的顯著性程度。其9 個(gè)變量分別為是否為國(guó)有控股、第一大股東持股比例、獨(dú)董比例、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一、是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、是否由四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)、審計(jì)意見(jiàn)是否為標(biāo)準(zhǔn)意見(jiàn)、財(cái)務(wù)杠桿等。謝婷婷[9]也通過(guò)主成分分析法，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征、審計(jì)監(jiān)督和機(jī)構(gòu)投資者等4個(gè)方面設(shè)立了7 個(gè)主要指標(biāo)來(lái)進(jìn)行主成分分析，得出公司治理綜合水平指標(biāo)，作為公司治理水平的代理變量。在變量設(shè)計(jì)中大多考慮董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一、是否設(shè)置審計(jì)委員會(huì)等情況，但從目前我國(guó)上市公司實(shí)際情況看，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一的比重已經(jīng)很小、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)也是上市公司治理準(zhǔn)則的要求，故本文并沒(méi)有考慮這兩個(gè)指標(biāo)的影響。與此同時(shí)，一些學(xué)者在選擇公司治理綜合強(qiáng)度指標(biāo)時(shí)，較多地使用了二元變量，這對(duì)主成分分析的結(jié)果會(huì)有一定程度的影響，因此，在衡量各維度指標(biāo)時(shí)本文較多采用了序數(shù)變量或連續(xù)變量。

參考以上學(xué)者的研究，筆者主要基于所有權(quán)與控制權(quán)、董事會(huì)特征、審計(jì)監(jiān)督和債權(quán)人軟約束等四個(gè)方面共計(jì)8 個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，得出公司治理綜合水平的代理變量（govern1，governance）。其中，8個(gè)變量主要是產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state2）、股權(quán)分散程度［S（2，10）/S1］、獨(dú)董比例（independ）、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（board1）、董事會(huì)規(guī)模（board2）、審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型（audit_type）、審計(jì)質(zhì)量（audit_quality）、負(fù)債比例（debt）等，具體變量定義及其解釋見(jiàn)表1。

表1 關(guān)于公司治理綜合水平方面的變量定義

從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角分析變量選擇。由于國(guó)有企業(yè)所有者缺位、代理鏈條過(guò)長(zhǎng)，導(dǎo)致公司治理機(jī)制相比民營(yíng)企業(yè)較弱、代理成本較高、發(fā)生高管違規(guī)行為的概率較大。朱茶芬等[10]研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有控股上市公司由于受內(nèi)部人控制、債務(wù)軟約束，以及政府干預(yù)等因素影響，治理機(jī)制不健全、會(huì)計(jì)指標(biāo)穩(wěn)健性偏低。薄仙慧等[11]研究指出，機(jī)構(gòu)投資者持股和國(guó)有控股對(duì)企業(yè)盈余管理和公司治理影響并不顯著。蘇冬蔚等[8]以是否是國(guó)有控股和第一大股東持股的比例來(lái)衡量產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)?？紤]到相比國(guó)有控股企業(yè)存在內(nèi)部人控制問(wèn)題，民營(yíng)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)更為清晰，本文將國(guó)有控股設(shè)置為1，民營(yíng)控股設(shè)置為2。并考慮股權(quán)分散度，以“第2 ～10 大股東持股比例之和/第一大股東持股比例”衡量股權(quán)分散程度，比值越大說(shuō)明股權(quán)越分散，即前十大股東對(duì)控股股東的約束越強(qiáng)，一定程度上抑制了高管的控制權(quán)，公司治理水平相對(duì)較高。

在董事會(huì)特征、審計(jì)監(jiān)督和債權(quán)人約束等變量設(shè)置上，借鑒Cornett等[12]、蘇冬蔚等[8]、李菲[13]、謝婷婷[9]等的研究。在董事會(huì)特征設(shè)置上，本文以獨(dú)董比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和董事會(huì)規(guī)模等三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量董事會(huì)特征，即獨(dú)董占全部董事的比例（%）、年度董事會(huì)召開(kāi)次數(shù)、董事會(huì)成員數(shù)量。在審計(jì)監(jiān)督變量設(shè)置上，Caramanis 等[14]指出，審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)盈余管理有顯著影響。蘇冬蔚等[8]認(rèn)為審計(jì)監(jiān)督有助于提升公司治理水平。因此，本文主要從審計(jì)意見(jiàn)和審計(jì)質(zhì)量?jī)煞矫婧饬繉徲?jì)監(jiān)督強(qiáng)度。其中，審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型為：否定意見(jiàn)或無(wú)法表示意見(jiàn)為1，除前二者之外的非標(biāo)意見(jiàn)為2，標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)為3；審計(jì)質(zhì)量為：如果由境外四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)年度會(huì)計(jì)報(bào)表則為4，如果由境外四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所與境內(nèi)事務(wù)所合資提供的審計(jì)為3，前10 名境內(nèi)會(huì)計(jì)師事務(wù)所提供的審計(jì)則取2，其他境內(nèi)會(huì)計(jì)師事務(wù)所提供的審計(jì)取1。在債權(quán)人軟約束上，選擇長(zhǎng)期負(fù)債占總資產(chǎn)的比率為代理變量。在債權(quán)人軟約束上，一些學(xué)者主要以長(zhǎng)期負(fù)債比率和資產(chǎn)負(fù)債率等指標(biāo)作為代理變量，但在約束是否顯著上學(xué)者意見(jiàn)不一。蔡寧等[15]認(rèn)為債權(quán)人的外部監(jiān)督和軟約束有助于降低企業(yè)的盈余管理水平、改善公司治理，但劉光軍等[16]認(rèn)為負(fù)債水平越高或財(cái)務(wù)杠桿越高，企業(yè)越易陷入財(cái)務(wù)困境而產(chǎn)生盈余管理動(dòng)機(jī)，債權(quán)人外部監(jiān)督落空，無(wú)益于公司治理。本文以長(zhǎng)期負(fù)債占總資產(chǎn)比率來(lái)衡量債權(quán)人軟約束。

在經(jīng)過(guò)主成分分析后得出公司治理綜合水平（govern1，governance），為進(jìn)行進(jìn)一步分析，本文也設(shè)置了均值代理變量（govern2，governance mean），即公司治理綜合水平大于均值的取1，小于均值的取0。另外，為考核ESOP 如何作用于公司治理綜合水平與CEO違規(guī)行為之間的關(guān)系，本文設(shè)立了govern×ESOP交乘項(xiàng)。

3.控制變量。本文設(shè)置的控制變量主要有長(zhǎng)期負(fù)債比率（debt）、企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）、經(jīng)營(yíng)效率（operate）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state）以及行業(yè)（ind）和年份（year）啞變量。長(zhǎng)期負(fù)債比率（%），主要用于驗(yàn)證ESOP對(duì)CEO違規(guī)行為的約束作用時(shí)，作為控制變量檢驗(yàn)負(fù)債軟約束的影響程度。企業(yè)規(guī)模，使用企業(yè)年末總資產(chǎn)（萬(wàn)元）的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。投資比重，使用“（固定資產(chǎn)+在建工程）/年末總資產(chǎn)”指標(biāo)進(jìn)行衡量。經(jīng)營(yíng)效率，使用“經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量/年末總資產(chǎn)”計(jì)算得出。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，企業(yè)為國(guó)有控股時(shí)取1，非國(guó)有控股時(shí)取0。

被解釋變量、解釋變量及控制變量的具體含義及解釋見(jiàn)表2。

表2 主要變量定義

（三）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

為了檢驗(yàn)我國(guó)A 股上市公司ESOP（ESOP）、公司治理綜合水平（govern1）、公司治理綜合水平均值（govern2）以及二者交乘項(xiàng)對(duì)CEO 違規(guī)行為的影響，本文構(gòu)建了以下logit回歸模型：

在回歸模型（1）中，被解釋變量illegal 是指上市公司高管違規(guī)行為，以當(dāng)年是否發(fā)生違規(guī)行為為二元啞變量。解釋變量包括ESOP1、ESOP2（當(dāng)年實(shí)施了ESOP，視同第二年也發(fā)生）、公司治理綜合水平（govern1 和govern2）、交乘項(xiàng)（govern2×ESOP1 和govern2×ESOP2）?？刂谱兞恐饕衅髽I(yè)規(guī)模（lnsize）、長(zhǎng)期負(fù)債比率（debt）、投資比重（invest）、控股權(quán)性質(zhì)（state）以及行業(yè)和年份啞變量。

關(guān)于解釋變量的預(yù)期符號(hào)。①ESOP1和ESOP2變量。我國(guó)上市公司ESOP自試點(diǎn)以來(lái)，市場(chǎng)總體反應(yīng)強(qiáng)烈，企業(yè)決策層持積極肯定態(tài)度。從前文對(duì)美國(guó)和歐洲ESOP實(shí)施情況的分析來(lái)看，ESOP對(duì)提升公司治理水平和企業(yè)業(yè)績(jī)效果明顯。但由于我國(guó)ESOP 實(shí)施歷史較短，國(guó)有企業(yè)高管權(quán)力過(guò)于集中，民營(yíng)企業(yè)家族化嚴(yán)重、高管大多為自家人或自己人，高管行為不會(huì)因?yàn)檫€未形成系統(tǒng)化監(jiān)督機(jī)制而受到影響；ESOP設(shè)計(jì)存在激勵(lì)比例偏低、激勵(lì)強(qiáng)度過(guò)小等特點(diǎn)，使得ESOP 的實(shí)施效果大打折扣。因此，預(yù)計(jì)我國(guó)A 股上市公司的ESOP 能夠有效抑制CEO 違規(guī)行為發(fā)生，預(yù)期符號(hào)為正。②公司治理綜合水平變量（govern1、govern2）和交乘項(xiàng)。運(yùn)用主成分分析方法從產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)、董事會(huì)特征、審計(jì)監(jiān)督和債權(quán)人軟約束等四個(gè)方面衡量公司治理綜合水平，該水平的提升可以在一定程度上抑制CEO權(quán)力尋租或違規(guī)行為發(fā)生，所以預(yù)期符號(hào)為負(fù)。③ESOP與公司治理綜合水平的交乘項(xiàng)（govern2×ESOP2）。由于公司治理綜合水平的預(yù)期符號(hào)為負(fù)、ESOP2預(yù)期符號(hào)也為負(fù)，所以交乘項(xiàng)的預(yù)期符號(hào)不確定。

關(guān)于控制變量的符號(hào)預(yù)期。在企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）兩個(gè)變量與企業(yè)高管違規(guī)行為、超額在職消費(fèi)的關(guān)系上，大部分學(xué)者的研究結(jié)論并不一致。夏冬林等[17]采用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量公司規(guī)模指標(biāo)，其實(shí)證研究結(jié)果表明，公司規(guī)模與高管奢靡在職消費(fèi)水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即公司規(guī)模越大，公司治理機(jī)制對(duì)CEO的約束作用越有效果，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模較大時(shí)CEO 消極行為有所減少。張長(zhǎng)征等[18]指出控股股東與CEO之間的目標(biāo)差異，會(huì)隨著企業(yè)規(guī)模的增大而加大，為了確保股東自身的利益，控股股東會(huì)進(jìn)一步增大對(duì)高管的監(jiān)督和約束強(qiáng)度，抑制CEO自主行為的空間和機(jī)會(huì)，因此企業(yè)規(guī)模與高管的自主權(quán)和個(gè)人違規(guī)行為顯著負(fù)相關(guān)。

但一些學(xué)者也持不同觀(guān)點(diǎn)。Jensen 等[2]認(rèn)為，由于委托人與代理人之間的目標(biāo)差異和公司治理機(jī)制的不完善，導(dǎo)致CEO通過(guò)構(gòu)建商業(yè)帝國(guó)等方式來(lái)獲取更多資源的支配權(quán)，以增加私人收益，實(shí)質(zhì)上也就增加了CEO 消極行為（違法違規(guī)行為）或奢靡在職消費(fèi)。Murphy[19]實(shí)證研究認(rèn)為，CEO具有構(gòu)建商業(yè)帝國(guó)以便鞏固自身地位、提升私人收益的動(dòng)機(jī)。李增泉[20]認(rèn)為，CEO 的年薪與企業(yè)規(guī)模存在顯著正相關(guān)關(guān)系，高管報(bào)酬會(huì)隨公司規(guī)模的擴(kuò)大而上漲。戚聿東等[21]也指出，企業(yè)規(guī)模越大，公司治理機(jī)制效果越弱，高管謀取私人利益的空間就越大，高管違規(guī)行為發(fā)生的概率就會(huì)增加。

綜上所述，筆者認(rèn)為企業(yè)規(guī)模和投資比重（主要是固定資產(chǎn)和在建工程等內(nèi)部投資）是兩個(gè)不同性質(zhì)的指標(biāo)（一個(gè)是相對(duì)值，一個(gè)是絕對(duì)值）：企業(yè)規(guī)模是通過(guò)積累逐漸擴(kuò)大的，靠外部擴(kuò)張積累更快，在存在時(shí)間效應(yīng)的基礎(chǔ)上公司治理水平也會(huì)不斷提高；而投資比重更多反映的是內(nèi)部投資，投資決策為CEO從事權(quán)力尋租和個(gè)人違規(guī)行為提供了機(jī)會(huì)，企業(yè)固定資產(chǎn)和在建工程占總資產(chǎn)的比重越大，說(shuō)明CEO發(fā)生違規(guī)或違法行為的機(jī)會(huì)和概率就越大。但此處的違法或違規(guī)行為更多的是與證券市場(chǎng)監(jiān)管有關(guān)，因此企業(yè)規(guī)模（lnsize）、投資比重（invest）變量的預(yù)期符號(hào)和顯著性水平不確定。

其他變量預(yù)期符號(hào)。經(jīng)營(yíng)效率（operate）指標(biāo)更多的與企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)相關(guān)，企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率越高，獲取的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量就越多，企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)也就越好。因此，企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率與企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)預(yù)期符號(hào)為正。關(guān)于控股權(quán)性質(zhì)（state）與CEO違規(guī)行為的相關(guān)性，由于國(guó)有控股上市公司產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)重合，所有者缺位導(dǎo)致經(jīng)理人擁有實(shí)際控制權(quán)，但由于我國(guó)目前實(shí)施ESOP 的上市公司大部分屬于非國(guó)有控股，所以預(yù)期符號(hào)不確定。另外，為了驗(yàn)證高治理水平組與低治理水平組各自對(duì)CEO 違規(guī)行為的影響程度，在兩個(gè)分組中對(duì)ESOP進(jìn)行回歸，以比較不同公司治理水平下ESOP對(duì)CEO違規(guī)行為的影響。

為了檢驗(yàn)ESOP 的實(shí)施對(duì)公司治理水平的影響，以及ESOP 激勵(lì)強(qiáng)度與公司治理水平之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了回歸模型（2），即驗(yàn)證前文的研究假設(shè)3。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)選取與描述性統(tǒng)計(jì)

表3為本文搜集的2014 ～2018年1361家上市公司的6318個(gè)年度觀(guān)察值的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。高管違規(guī)行為（illegal）發(fā)生的頻率為11%。ESOP（ESOP，二元啞變量）的均值為0.0643。公司治理綜合水平指標(biāo)（govern1）均值為2.316、最大值為13.33、最小值為0.006、標(biāo)準(zhǔn)差為1.263。企業(yè)規(guī)模（lnsize）均值為12.81、最大值為17.60、最小值為9.25，標(biāo)準(zhǔn)差為1.396。長(zhǎng)期負(fù)債比率（debt）均值為4.73%、最大值為33.4%、最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為8.83%。投資比重（invest）均值為25.50%、最大值為78.20%、最小值0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為17.4%，說(shuō)明行業(yè)性質(zhì)差異較大。經(jīng)營(yíng)效率（operate）均值為3.09%、最大值為27.90%、最小值0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為7.92%，也說(shuō)明不同企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率差異較大。控股權(quán)性質(zhì)（state，二元啞變量）均值為43.20%。從以上分析可以看出，各變量總體上標(biāo)準(zhǔn)差較大，有利于分析。另外，各變量之間的相關(guān)系數(shù)都遠(yuǎn)小于0.50，初步表明并不存在嚴(yán)重的共線(xiàn)性。因篇幅限制，相關(guān)系數(shù)表略。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果及其分析

利用回歸模型（1）來(lái)驗(yàn)證ESOP（ESOP1、ESOP2）、公司治理綜合水平（綜合指標(biāo)govern1、均值指標(biāo)govern2）、ESOP與公司治理綜合水平交乘項(xiàng)（govern2×ESOP1、govern2×ESOP2）、不同公司治理水平下的ESOP，它們分別對(duì)CEO 違規(guī)行為（T、T-1）的影響，以檢驗(yàn)進(jìn)一步抑制CEO違規(guī)行為的各種策略和治理因素。回歸結(jié)果見(jiàn)表4、表5。

表4 公司治理與ESOP交乘項(xiàng)對(duì)高管違規(guī)行為影響的回歸結(jié)果

表5 不同公司治理水平下ESOP對(duì)高管違規(guī)行為影響的回歸結(jié)果

由表4 可以看出，在控制了其他變量后，ESOP 與公司治理水平交乘項(xiàng)對(duì)CEO 違規(guī)行為產(chǎn)生了顯著的影響（govern2、ESOP1、ESOP2 均為虛擬變量），交乘項(xiàng)在第（3）和第（6）列的回歸系數(shù)分別為0.484 和0.312，且顯著性水平均為5%。其中，在第（3）列中，govern2、govern2×ESOP1 的回歸系數(shù)［即EXP（B）值］分別為0.874、0.484，說(shuō)明實(shí)施ESOP 進(jìn)一步促進(jìn)了公司治理水平對(duì)高管違規(guī)行為的抑制作用。第（6）列的回歸系數(shù)顯著性與第（3）列基本一致。另外，除企業(yè)性質(zhì)外，各控制變量的回歸系數(shù)并不顯著。這些為假設(shè)1提供了證據(jù)支持。

從表5 的回歸結(jié)果可以看出，在控制了其他變量之后，在低公司治理水平下，ESOP 并不能抑制高管違規(guī)行為（T 和T-1）發(fā)生，反而加大了高管違規(guī)行為發(fā)生的頻率，第（2）和第（4）列顯示，ESOP1 回歸系數(shù)分別高達(dá)2.431和2.918，且顯著性水平均為1%；在高公司治理水平下［第（1）和第（3）列］，ESOP 對(duì)高管違規(guī)行為（T 和T-1）均沒(méi)有顯著影響。其他變量的回歸結(jié)果解釋與前文解釋大體一致。這為假設(shè)2 提供了進(jìn)一步的證據(jù)支持。

表6為ESOP對(duì)公司治理水平影響的回歸結(jié)果。從表6 中可以看出：ESOP1針對(duì)公司治理綜合水平govern1、govern2 的回歸系數(shù)分別為1.475和2.110，且均在1%的水平上顯著；ESOP2（當(dāng)年實(shí)施了ESOP取1，第二年也取1，否則取0）對(duì)公司治理水平govern1、govern2 的回歸系數(shù)分別為1.444 和2.088，也都在1%的水平上顯著。這說(shuō)明實(shí)施ESOP 有助于提升公司治理綜合水平、健全公司治理機(jī)制。從中也可看出，企業(yè)規(guī)模lnsize針對(duì)公司治理水平及其均值govern1 和govern2 在第（1）～第（4）列中的回歸系數(shù)分別為1.357、1.358、1.138 和1.138，且均在1%的水平上顯著，這說(shuō)明企業(yè)規(guī)模越大，公司治理水平相對(duì)越高，這與前文的理論分析相一致；與非國(guó)有控股上市公司相比，國(guó)有企業(yè)治理水平顯著下降，這與國(guó)企產(chǎn)權(quán)主體責(zé)任性質(zhì)有關(guān)，也為假設(shè)3 提供了證據(jù)支持。另外，其他控制變量的影響并不顯著。

表6 ESOP對(duì)公司治理影響的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文回歸中公司治理綜合水平是用8個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析得出的結(jié)果衡量的，這樣并不能得出不同變量對(duì)公司治理水平的影響程度，也掩蓋了8個(gè)指標(biāo)的不同特征。利用回歸模型（1），在控制企業(yè)規(guī)模、投資比重、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等變量的基礎(chǔ)上，對(duì)8 個(gè)指標(biāo)分別進(jìn)行回歸，然后再進(jìn)行多元回歸。結(jié)果表明，公司治理綜合水平8個(gè)指標(biāo)的回歸系數(shù)，除審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型和審計(jì)質(zhì)量之外（主要在于我國(guó)絕大部分上市公司的審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型均為標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，且接受的是境內(nèi)會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)，標(biāo)準(zhǔn)差很?。?，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正。非國(guó)有控股上市公司state、控制權(quán)程度S（2，10）/S1、獨(dú)立董事比例independ、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)board1、董事會(huì)規(guī)模（人數(shù)）board2、長(zhǎng)期負(fù)債率debt等6項(xiàng)指標(biāo)的顯著性水平為5%或1%之上。限于篇幅，具體回歸結(jié)果未列出。

綜上所述，穩(wěn)健性檢驗(yàn)與前文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論基本一致。由于篇幅所限，并沒(méi)有報(bào)告所有穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

六、結(jié)論、啟示及不足

本文通過(guò)實(shí)證研究論證了公司治理水平、ESOP與CEO 違規(guī)行為、經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系，并檢驗(yàn)了CEO 違規(guī)行為的經(jīng)濟(jì)后果。下面對(duì)實(shí)證研究的結(jié)論、啟示及不足進(jìn)行簡(jiǎn)要總結(jié)。

本文以我國(guó)證監(jiān)會(huì)于2014年推出的《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》為政策背景，以公司治理綜合水平、ESOP與CEO違規(guī)行為為主題，檢驗(yàn)了公司治理綜合水平對(duì)CEO違規(guī)行為的影響，也驗(yàn)證了公司治理綜合水平與ESOP 的交互效應(yīng)對(duì)CEO 違規(guī)行為所產(chǎn)生的影響?；?014 ～2018 年我國(guó)上市公司高管違規(guī)行為數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：①ESOP 與公司治理綜合水平的交互作用顯著，即ESOP 能夠顯著促進(jìn)公司治理對(duì)高管違規(guī)行為的抑制作用。②在不同公司治理水平下，我國(guó)上市公司ESOP 對(duì)CEO 違規(guī)行為的抑制作用存在較大差異：處于較低公司治理綜合水平下的ESOP，加大了高管違規(guī)行為發(fā)生的頻率。③ESOP能有效提升公司治理綜合水平。

本文從理論分析角度，進(jìn)一步拓展了公司治理水平、ESOP 對(duì)CEO 違規(guī)行為的影響機(jī)理研究邊界，深化了對(duì)公司治理的理論認(rèn)知；從國(guó)家治理和政策出臺(tái)視角，也為相關(guān)監(jiān)管部門(mén)進(jìn)一步完善我國(guó)上市公司ESOP政策提供了參考和借鑒；同時(shí)，從企業(yè)微觀(guān)公司治理效果角度為我國(guó)上市公司ESOP方案的設(shè)計(jì)、公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化提供了一個(gè)有益的視角。

根據(jù)理論分析和實(shí)證研究結(jié)果，本文研究主要存在以下幾點(diǎn)啟發(fā)：①應(yīng)進(jìn)一步完善我國(guó)上市公司ESOP的設(shè)計(jì)，包括資金規(guī)模、激勵(lì)股份占總股本的比例、普通員工比例與公司高管持股比例之間的協(xié)調(diào)、預(yù)留比例、鎖定期、激勵(lì)強(qiáng)度等內(nèi)容。②應(yīng)進(jìn)一步完善我國(guó)上市公司治理機(jī)制，明晰企業(yè)產(chǎn)權(quán)、提升董事會(huì)運(yùn)行效率、加強(qiáng)審計(jì)監(jiān)督和債權(quán)人軟約束，這是抑制CEO違規(guī)行為的有效保障。③在國(guó)有控股上市公司中應(yīng)大力推廣和完善ESOP，有助于優(yōu)化產(chǎn)權(quán)與控制權(quán)結(jié)構(gòu)，從而促進(jìn)公司治理水平的提升。

本文的研究也存在一定的不足：①由于我國(guó)上市公司正式試點(diǎn)ESOP起步較晚，時(shí)間跨度較短，部分上市公司處于跟風(fēng)狀態(tài)。企業(yè)ESOP對(duì)CEO行為的影響及政策實(shí)施效果需要進(jìn)行長(zhǎng)期的觀(guān)察和研究，受短面板數(shù)據(jù)、較少的觀(guān)察樣本等限制，ESOP能否提升公司治理綜合水平，能否最終抑制高管違規(guī)行為，仍需要不斷觀(guān)察、不斷研究，這對(duì)本文的結(jié)論會(huì)造成一定程度的影響。②在衡量和選擇ESOP方案時(shí)，主要使用的是二元啞變量，并沒(méi)有充分考慮激勵(lì)強(qiáng)度對(duì)CEO 違規(guī)行為的影響，如資金規(guī)模、激勵(lì)比例、普通員工持股比例、鎖定期和資金來(lái)源方式等指標(biāo)沒(méi)有納入實(shí)證模型，更沒(méi)有充分考慮ESOP方案中CEO持股比例、預(yù)留比例、持股人數(shù)、股票來(lái)源方式差異等設(shè)計(jì)對(duì)CEO 違規(guī)行為的影響，這對(duì)評(píng)價(jià)企業(yè)ESOP 方案設(shè)計(jì)會(huì)產(chǎn)生一定程度的影響。另外，在選擇衡量公司治理綜合水平的各維度指標(biāo)時(shí)，也存在一定程度的主觀(guān)性。