彭明蕊 陳霞

摘 要：以2009—2012年國(guó)有上市公司為研究樣本，從管理層權(quán)力角度展開對(duì)高管腐敗的研究和分析;同時(shí)引入內(nèi)部控制這一因素以探究?jī)?nèi)部控制在此關(guān)系中的作用。結(jié)果表明，管理層權(quán)力的集中會(huì)滋生腐敗，內(nèi)部控制則可以抑制管理層權(quán)力滋生的高管腐敗。

關(guān)鍵詞：管理層權(quán)力 內(nèi)部控制 高管腐敗

一、引言

近幾年來(lái)，國(guó)內(nèi)外對(duì)于腐敗的討論熱度一直居高不下，這一現(xiàn)象已經(jīng)引起全球人民的關(guān)注?！吨袊?guó)企業(yè)家犯罪報(bào)告》公布，僅2017年一年就有2292名企業(yè)家涉及貪污腐敗，涉案金額更是令人咂舌。

自從我國(guó)政府實(shí)施改革以來(lái)，各國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策權(quán)力逐步下放，企業(yè)的高管擁有了更多的決策自主權(quán)，高管人員有能力將權(quán)力用在非企業(yè)正常運(yùn)營(yíng)的途徑上，占用過(guò)多資源從而獲得私利或個(gè)人享受。高管腐敗嚴(yán)重?fù)p害了公司長(zhǎng)久以來(lái)樹立的良好形象，造成了股東個(gè)人收益和企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益受損，制約了公司的發(fā)展，也不利于我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行?；诖?，本文對(duì)管理層權(quán)力的集中是否滋生高管腐敗以及如果管理層權(quán)力會(huì)滋生高管腐敗，內(nèi)部控制是否可以抑制管理層權(quán)力滋生的高管腐敗這兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)行研究。

二、文獻(xiàn)綜述

管理層權(quán)力的眾多研究中，F(xiàn)inkelstein做出的定義最有代表性，他將管理層權(quán)力定義為企業(yè)高管擁有的一種可以驅(qū)使企業(yè)按照自己的想法來(lái)運(yùn)營(yíng)的能力。管理層權(quán)力指標(biāo)的選取方法類似，即參照Finkelstein（1992）的指標(biāo)框架選擇指標(biāo)或者像權(quán)小鋒（2010）選擇其他指標(biāo)，構(gòu)建管理層權(quán)力指標(biāo)體系，進(jìn)而采用主成分分析等方法得到綜合指標(biāo)。

隨著安然、世通等事件的發(fā)生，企業(yè)高管的腐敗現(xiàn)象逐漸吸引了學(xué)術(shù)界的注意。徐細(xì)雄（2012）認(rèn)為高管腐敗其實(shí)就是權(quán)力尋租行為，是高管以權(quán)謀私的行為。直接獲取高管腐敗的數(shù)據(jù)比較困難，目前認(rèn)可度較高的是采用年報(bào)附注中相關(guān)明細(xì)項(xiàng)目加和的方法獲得數(shù)據(jù)。

造成高管腐敗的因素有多個(gè)。胡明霞、干勝道（2015）的研究表明，管理層權(quán)力的擴(kuò)大明顯滋生了高管腐敗。黃惠（2014）重新構(gòu)建企業(yè)的控制權(quán)結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)不合理的控制權(quán)配置會(huì)引起企業(yè)高管的腐敗。徐細(xì)雄等（2013）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)高管進(jìn)行薪酬管制會(huì)顯著刺激高管發(fā)生腐敗。

目前關(guān)于高管腐敗的研究，大都是從管理層權(quán)力的角度出發(fā)，結(jié)論大致相似。周美華等（2016）發(fā)現(xiàn)高管腐敗的幾率隨著管理層權(quán)力的增大而增加。隨著高管腐敗研究的深入，學(xué)者意識(shí)到內(nèi)部控制的重要性。楊德明、趙璨（2015）發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制可以降低腐敗發(fā)生率，這一作用還會(huì)隨著媒體報(bào)道的發(fā)生而加強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文出于對(duì)社會(huì)環(huán)境的考慮，選擇2009-2012年國(guó)有控股上市公司為樣本。過(guò)濾掉其中ST及*ST公司、金融類行業(yè)公司及主要數(shù)據(jù)缺失的公司，并選擇2006年之前上市的公司，最后得到864個(gè)樣本。

本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)獲得管理層權(quán)力指標(biāo)體系涉及到的指標(biāo)數(shù)據(jù)，從迪博數(shù)據(jù)庫(kù)獲得內(nèi)部控制數(shù)據(jù)，從公司年報(bào)手工整理獲得在職消費(fèi)的數(shù)據(jù)。主要運(yùn)用到的軟件是Excel和Stata。

（二）變量選擇

1.管理層權(quán)力指數(shù)構(gòu)建。本文選擇以下指標(biāo)來(lái)構(gòu)建管理層權(quán)力指標(biāo)體系：1.第一大股東持股，取公司第一大股東持股數(shù)占總股數(shù)的比例。2.股權(quán)分散度，取第二至十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例。3.董事會(huì)規(guī)模，取每屆董事會(huì)人數(shù)。4.獨(dú)立董事比例，取獨(dú)立董事數(shù)占全體董事比例。5.管理層持股，取管理層持股數(shù)占總股數(shù)的比例。之后將五個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)利用熵值法進(jìn)行處理，得到綜合指標(biāo)。

2.內(nèi)部控制指標(biāo)選取。本文選取迪博的內(nèi)部控制信息披露指數(shù)（IC）進(jìn)行衡量，并將迪博指數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

3.高管腐敗指標(biāo)選取。本文選擇八個(gè)明細(xì)指標(biāo)加和衡量在職消費(fèi)，并選取其與營(yíng)業(yè)收入的比例作為指標(biāo)。

4.控制標(biāo)量的選取。影響企業(yè)高管腐敗的還有其他因素，本文將這些影響因素作為控制變量加入到研究中。本文選取的控制變量有以下六個(gè)：資產(chǎn)負(fù)債率（lev），取年末負(fù)債總額/年末資產(chǎn)總額;企業(yè)規(guī)模（size），取年末總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù);總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（Roa），取凈利潤(rùn)/資產(chǎn)總額;兩職兼任（dual），董事長(zhǎng)不兼任總經(jīng)理時(shí)，取值為1，董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理時(shí)取值為2;監(jiān)事總規(guī)模（sups），取每年監(jiān)事數(shù)量;管理層薪資（pay），取管理層前三名報(bào)酬總量取對(duì)數(shù)。

（三）模型的建立

以前文的分析為基礎(chǔ)，本文構(gòu)建以下模型進(jìn)行分析：

公式中，t為年份，i為各個(gè)公司，被解釋變量corrupt，是高管腐敗，解釋變量為power，調(diào)節(jié)變量是IC，power*IC是管理層權(quán)力和內(nèi)部控制的交乘項(xiàng)。year、industry分別是年份和行業(yè)變量，β0是常數(shù)項(xiàng)，βi是回歸系數(shù)（i≠0），ε為殘差項(xiàng)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

本文首先從樣本均值、最值等角度對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行初步分析，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，被解釋變量corrupt（高管腐?。┑钠骄禐?3.290，中位數(shù)為8.138，說(shuō)明高管的在職消費(fèi)占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重較大，企業(yè)中存在在職消費(fèi)過(guò)度的現(xiàn)象。解釋變量power（管理層權(quán)力）的均值和中位數(shù)相差不大，但最大值卻遠(yuǎn)超均值，數(shù)據(jù)差異性較大，數(shù)據(jù)分布并不是很均勻。調(diào)節(jié)變量IC（內(nèi)部控制）是取對(duì)數(shù)后的結(jié)果，反映的是內(nèi)部控制質(zhì)量，其均值為6.537，中位數(shù)為6.541，標(biāo)準(zhǔn)差為2.194，最大值是6.885，說(shuō)明各樣本的IC數(shù)據(jù)分布較為均勻和集中，各個(gè)企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量相近，沒有表現(xiàn)出較大差異性。

為了保證模型變量選取的科學(xué)性，文章進(jìn)行了VIF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。又進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析，結(jié)果顯示管理層權(quán)力是高管腐敗的重要原因，內(nèi)部控制與高管腐敗也有著必然聯(lián)系。

（二）回歸分析

首先對(duì)所有變量進(jìn)行1%的縮尾處理，然后進(jìn)行回歸。如表1所示，本文首先對(duì)管理層權(quán)力和高管腐敗的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，第（1）列數(shù)據(jù)顯示，在5%的顯著水平上，管理層權(quán)力的系數(shù)為7.154，表明管理層權(quán)力確實(shí)在一定程度上導(dǎo)致了權(quán)力的濫用，滋生了高管腐敗。其次，文章分析了內(nèi)部控制和高管腐敗的關(guān)系，第（2）列數(shù)據(jù)顯示，在5%的顯著水平上，內(nèi)部控制的系數(shù)為-6.349，說(shuō)明內(nèi)部控制的確可以約束高管的行為，減少腐敗的發(fā)生。最后，文章考查了交叉項(xiàng)的效果，如第（4）列的結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)在5%的顯著水平上顯示系數(shù)為-0.077，說(shuō)明交叉項(xiàng)對(duì)于高管腐敗有著顯著抑制作用，從而說(shuō)明內(nèi)部控制可以抑制由管理層權(quán)力滋生的腐敗。

回歸結(jié)果顯示，管理層權(quán)力是滋生高管腐敗的重要因素;此外，運(yùn)行良好的內(nèi)部控制會(huì)約束管理層的行為，抑制高管腐敗的發(fā)生;交叉項(xiàng)也進(jìn)一步檢驗(yàn)了內(nèi)部控制的作用，即可以抑制由管理層權(quán)力滋生的腐敗。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文改變了管理層權(quán)力的指標(biāo)體系，對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。文章將“兩職兼職”指標(biāo)從控制變量的行列中去掉，加入到管理層權(quán)力的指標(biāo)體系中，重新檢驗(yàn)。重新進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)所得結(jié)論與前文相同，表明本文的研究結(jié)論可靠。

五、結(jié)論及建議

本文在反腐倡廉的時(shí)代背景下，從管理層權(quán)力的視角展開對(duì)高管腐敗的研究和分析，結(jié)果表明：1.管理層權(quán)力的集中確實(shí)不利于權(quán)力的正常使用，會(huì)造成過(guò)度的在職消費(fèi)，在一定程度上滋生了腐敗;2.內(nèi)部控制可以約束權(quán)力的濫用，促進(jìn)權(quán)力使用過(guò)程的透明化，從而減少腐敗行為的發(fā)生;3.內(nèi)部控制能夠?qū)τ晒芾韺訖?quán)力的集中而滋生的高管腐敗起到一定的抑制作用。

本文的研究對(duì)于企業(yè)的反腐工作有一定的實(shí)踐意義，根據(jù)研究給企業(yè)提出以下建議：首先，公司應(yīng)充分發(fā)揮董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和審計(jì)委員會(huì)等部門的作用，加強(qiáng)權(quán)力監(jiān)督，約束管理層權(quán)力的使用途徑;其次，公司應(yīng)注重內(nèi)部控制的建設(shè)，完善授權(quán)審批等各項(xiàng)控制活動(dòng)的流程，建立互相監(jiān)督的崗位設(shè)置，打造能夠防范高管腐敗風(fēng)險(xiǎn)的制度體系;最后，要改善公司治理機(jī)制，采取減少管理層持股比例、增加獨(dú)立董事數(shù)量等措施分散管理層的權(quán)力，降低高管實(shí)施腐敗的幾率，促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)有效運(yùn)轉(zhuǎn)。

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〔彭明蕊、陳霞（通訊作者），新疆大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院〕