制度环境对高管腐败作用的边界条件研究

孙 烨 张 晶

(吉林大学 商学院，吉林 长春 130012；长春光华学院 商学院，吉林 长春 130033)

·经济与管理研究·

制度环境对高管腐败作用的边界条件研究

孙 烨 张 晶

(吉林大学 商学院，吉林 长春 130012；长春光华学院 商学院，吉林 长春 130033)

企业高管腐败的蔓延严重破坏了经济活动的效率和社会风气。因此，如何防范和治理企业高管腐败已成为政府、企业乃至资本市场面临的重大问题，同时高管腐败的关键诱发因素及其治理也成为学术界研究的热点。本文采用元分析方法，基于2000-2015年的138项实证研究结果，探究制度环境对高管腐败的作用及其作用的边界条件，探寻既往研究结论未能有效收敛的原因。研究发现，本文涵盖的各维度制度环境具体因素对高管腐败均有显著影响，但双变量之间效应方向及程度具有差异性；各维度制度环境因素(除监事会会议次数)与高管腐败之间的效应值存在异质性；高管腐败的测量标准、中国样本和样本观测年份跨度对两者关系具有不同程度的调节效应，表明制度环境与高管腐败关系的分歧部分源自于样本选取的时间、空间和变量测度的差异所引起的系统性偏差。

制度环境；高管腐败；公司治理；元分析

一、引言

从震惊世界的安然丑闻、世通欺诈，到中石油、中移动高管集体因腐败陨落等一系列国内外上市公司高管腐败事件，*赵嘉妮：《中石油湖南原总经理徐国才被调查》，《新京报》2015年4月22日；王媛：《中移动 6 年落马 22 高管:自上而下沟通互不揭发》，《时代周报》2015年5月12日。不断地向世人昭示腐败已不再是政治域特有的现象，它已经蔓延至企业组织，并呈现群体腐败的趋势。企业高管腐败的蔓延严重破坏了经济活动的效率和社会风气。*徐细雄：《企业高管腐败研究前沿探析》，《外国经济与管理》2012年第4期。因此，如何防范和治理企业高管腐败已成为政府、企业乃至资本市场面临的重大问题，同时高管腐败的关键诱发因素及其治理也成为学术界研究的热点。

已有研究认为，对于企业高管腐败我们不应仅将其视为微观层级公司治理的经济后果，而是经济、政治、组织和社会文化等制度环境之间相互依存和联结作用的结果。虽然，一些学者实证检验了经济域、政治(法律)域、社会文化域和组织域等不同维度制度环境对高管腐败的作用，但此类主题研究结果发散，而且不同研究关于制度环境因素与高管腐败之间的效应方向与程度各异，甚至相反。因此，对该问题的研究并未形成明确且收敛的结论。不同制度环境因素是否作用于高管腐败行为？哪些制度环境因素诱发高管腐败的作用更大？已有研究关于两者之间存在差异的原因在哪里？哪些潜在因素会影响两者之间的效应？本文拟采用元分析方法综合已有高管腐败诱因的实证研究结果，对制度环境各域的具体因素与高管腐败之间相关关系的方向和强度做出更为准确的评估，同时进一步探究情景因素对已有实证研究中双变量关系的调节作用。

二、理论背景

高管腐败是指企业高级管理人员利用管理职权，未经委托人授权而获取不正当个人私利的行为，具体包括贪污受贿，收取回扣，挪用公款，过度职位消费和给付自己异常高额薪酬等，*权小锋、吴世农、文芳：《管理层权力、私有收益与薪酬操纵》，《经济研究》2010年第11期；徐细雄、刘星：《放权改革、薪酬管制与企业高管腐败》，《管理世界》2013年第3期。其后果将导致企业价值和投资者利益受到损伤(Yalamov et al.2002)。虽然通过高管腐败相关的信息披露可以增加腐败行为被发现的概率，从而通过事前预警或事中控制而减少腐败，但人们仍然无法确定哪些因素能从根源诱发或抑制高管腐败。因此，学者们从不同制度环境探寻高管腐败的作用条件，以期实现有效治理。

(一)经济域因素

经济域因素作用侧重从宏观经济领域和企业作为交易域参与者视阈，以该域内技术和规则作用于高管腐败产生的经济制度约束和(或)经济利益激励为前提解释高管腐败现象。经济发展程度是经济域内影响高管腐败的一项重要因素。Husted(1999)认为，地区经济发展水平越低，代理人为追求更大效用更可能运用权力为个人谋求利益；区域经济发展水平高则将弱化企业高管寻租获取私利的行为(Doidge，2007)。然而，Wu(2005)研究发现，经济发展对高管腐败具有反向作用但不显著。以中国转型经济时期为背景的研究发现，区域市场化程度低，企业高管更倾向超额在职消费和贪污受贿等方式以谋取私利作为替代性激励选择(徐细雄、刘星，2013)。影响高管腐败的另一重要经济域诱因是经济竞争。大量是研究表明，经济竞争可以限制违法行为(Treisman，2000)，竞争性产品市场作为公司外部制度约束机制，与公司内部监督机制共同作用能够有效监督并利于限制高管的机会主义行为；*Berg S V, Jiang L, Lin C. Regulation and corporate corruption: New evidence from the telecom sector [J]. Journal of Comparative Economics, 2012, 40 (1): 22-43；卢馨、方睿孜等：《外部治理环境能够抑制企业高管腐败吗? 》，《经济与管理研究》2015年第3期。相反，保护性行业因其法律和政策保护、价格管制和行业进入壁垒等为企业高管屏蔽市场竞争压力，则高管更可能因自利而发生腐败行为(Luo，2002)。但是，也有研究未发现两者之间的显著关系。*陈信元、陈冬华等：《地区差异、薪酬管制与高管腐败》，《管理世界》2009年第11期。尽管已有相关研究结论不一致，但基于多数研究，本文提出假设H1：

H1：经济域因素直接或间接影响高管腐败的发生

(二)政治(法律)域因素

政治(法律)域关于高管腐败作用因素根源的研究侧重正式的显性约束，主要从宏观法律环境和政府对企业控制权的影响程度等人为秩序分析对参与人行为影响。国家或地区法律环境的有效性将影响高管腐败行为的发生几率。La Porta等(1999)的研究认为，国家或地区的法律制度是否完备对公司治理产生至关重要的影响，国家或地区的立法和执法程度越高，法律对公司信息透明度要求越高，则可以透过降低信息不对称抑制企业内部高管追求不正当私利的概率(Berg et al.2012)；陈信元等(2009)发现良好的法律环境能够掣肘非国有企业高管腐败的发生，对国有企业则缺乏约束力。但是，也有研究并未发现两者间的显著关联(卢馨等，2015)。此外，政府干预会对企业高管层谋私行为产生影响。政府控制程度低的私有企业可以更有效的激励监管者，抑制企业高管腐败行为(Berg et al.2012)；我国因为国有企业所有者缺位，导致严重的内部人控制问题(吕长江等，2008)，且相较于职业经理人的身份国企高管更强烈倾向于政府官员身份，从而使得公司治理机制和内部监督机制难以制衡国企高管层攫取异常私有收益的行为；*陈仕华、姜广省等：《国有企业纪委的治理参与能否抑制高管私有收益?》，《经济研究》2014年第10期。卢馨等(2015)的研究并未支持该结论。可见，上述研究并没有显著收敛，且一些证据相互冲突。尽管如此，大多数案例研究或理论分析框架均支持高管腐败主要受政治和法律制度环境影响的研究论断。因此，本文提出假设H2：

H2：政治(法律)域因素直接或间接影响高管腐败的发生

(三)社会文化域因素

社会文化域阐释腐败的影响因素侧重于非正式制度的习俗、惯例和伦理等约束条件，探讨习俗性产权的自发秩序潜在的或者无意识的塑造参与人的行为。信用机制作为“隐形眼睛”，尤其在法律盲区发挥管制作用。*张维迎：《产权、政府与信誉》，三联书店2001年版。当身处信用程度高的环境时，为避免寻租行为破坏良好的信用记录(Knack et al.1997)，进而可能降低企业高管腐败发生概率。此外，新闻媒体愈加成为探查和揭示高管腐败问题的外部控制机制。新闻媒体作为公众关注热点的反映平台，通过媒体报道的传播效应影响企业高管的声誉从而发挥监督作用。*杨德明、赵璨：《媒体监督、媒体治理与高管薪酬》，《经济研究》2012年第6期。从而，新闻媒体自由度的提升或市场化可以制约高管在职消费或贪污受贿等腐败行为的发生(Dyck et al.2004)。因此，本文提出假设H3：

H3：社会文化域因素直接或间接影响高管腐败水平

(四)组织域因素

组织域针对高管腐败诱发和治理作用的研究相对较多，多数研究认为，公司治理水平低下引发或至少直接诱发了高管腐败。*Rama M. Corporate Governance and Corruption: Ethical Dilemmas of Asian Business Groups [J]. Journal of Business Ethics, 2011, 109 (4).因此，组织域内主要侧重公司治理视阈探寻高管腐败的影响因素。组织域内参与人通过联合行动进行重复博弈分配生产成果(收益)，则高管腐败可视为股东、高管层、董事会和监事会等选择参与博弈的行为主体的博弈结果之一。

股东权力的作用。股权高度集中为公司治理带来挑战。第一大股东持股比例越高，对企业经营决策影响越大，更可能有动机为自身利益纵容或遏制企业高管的偏离行为(Chen et al.2006)。企业所有权集中负向影响监管水平，从而更容易滋生腐败(Rama，2011)。然而，徐细雄、刘星(2013)的研究发现，股权集中于大股东，能够有效监督和约束高管权力，减少显性寻租行为和隐性非货币性异常收益；陈仕华、姜广省等(2014)发现，股权集中能够抑制高管货币性私有收益攫取行为，却极易滋长超额非货币性私有收益水平。但是，Chen et al.(2006)的多变量分析结果表明，两者不存在显著关系。

管理层权力的助推。盎格鲁-撒克逊公司治理模式下，董事长兼CEO的双重任命被视为过多权力赋予同一行为人(Jensen，1993)，因为，契约的不完备性无法悉数列举管理层经营决策权力，从而无法避免自由裁量权使得董事长兼CEO成为腐败的高危个体(Watson et al.2010)，也更容易诱发高管利用权力寻租或攫取私利的欲望(Yalamov et al.2002)，增加企业高管层异常在职消费、谋求超额薪酬、构建商业帝国(Oler，2010)，甚至贪污受贿等的发生几率。同样，一些研究也并未验证该结论(Chen et al.2006)。

董事会的影响。公司治理结构，特别是董事会结构及其性能弱化将降低公司治理水平(Berle et al.1933)。董事会的不勤勉或独立性受损会增加高管腐败的发生几率(Watson et al.2010)；而Chen et al.(2006)的研究发现，董事会议频率与高管谋取私利的倾向显著正相关，这可能源自于董事会为应对高管可疑行为而增加会议频率；同时，他们还发现外部董事比例或独立董事比例增加可以强化对企业高管的监督作用，可以有效抑制高管腐败行为。董事会规模对企业高管腐败具有显著作用。董事会规模大更缺乏效率，更容易为企业高管层俘获；董事会规模较小反而财务表现更出色(Yermack，2006)。Muravyev et al.(2014)的研究发现，董事会规模与高管私有收益之间成U型关系，应保持适度的董事会规模。*Muravyev A, Berezinets I, Ilina Y. The structure of corporate boards and private benefits of control: Evidence from the Russian stock exchange [J]. International Review of Financial Analysis, 2014, 34 247-261.陈仕华、姜广省等(2014)发现，董事会规模与高管攫取私有收益存在正向关系；而周文好、李纪建(2006)的研究结果却相反，认为两者不存在显著正向(或负向)关系。

监事会的监督。正式制度(公司法和公司章程)赋予监事会监督并约束公司高管和公司财务报告的权力束。针对其他国家“二元制”模式下监事会的研究发现，监事会具有效力且能够提升公司治理水平(Velte，2010)；而对于中国监事会作用的研究结论却存在冲突，如有调研认为，中国监事会没有发挥出必要的监督职能、形同虚设，从而无法约束高管腐败行为。周文好、李纪建(2006)的研究结果支持该结论。但是，Firth et al.(2007)的研究认为，大型监事会和活跃的监事会可以提升监督作用。陈仕华、姜广省(2014)的研究也发现，国有企业纪委参与监事会治理能增强对高管攫取私有收益的抑制作用，但对国企高管获取货币性异常私有收益掣肘作用不明显。

综上，组织域作用于高管腐败的研究文献相对较多，但对各因素与高管腐败效应的强度和方向均未形成一致结论，基于已有多数研究结论，本文提出假设H4：

H4:组织域因素直接或间接影响高管腐败水平

(五)样本特征和测量方法的调节作用

元分析作为一种定量分析方法，其重要作用在于能够探寻研究情景对变量间关系的调节作用。如，不同样本之间的双变量关系存在差异，则其样本特质可能存在调节效应(Miller et al.1986)。因此，本文拟探究高管腐败的测度方式和样本特征是否可能导致已有研究结论的发散。

1.测度标准的调节作用。高管腐败是多维度构念，已有研究出于各自研究目的而采用不同的测量方式。高管腐败的测量标准主要包括异常在职消费、超额薪酬和高管腐败事件。此外，Wu(2005)选用透明国际(Transparency International)公布的清廉指数测度高管腐败，分析董事会有效性、经济发展、民主政治和法律起源等对高管腐败的影响。而Berg et al.(2012)通过问卷调查方式分析高管腐败的存在概率及倾向。实证研究中，高管腐败的度量具有差异性，潜在导致研究结果的发散。由此，本文提出假设H5：

H5：高管腐败测度标准的差异影响制度环境和高管腐败之间的效应

2.样本特征的调节作用。样本空间的选择。中国一直被认为是典型的关系型社会，长期沿用“党政合一”的政治体制(陈仕华、姜广省等，2014)，并处于财政分权和转型经济时期，则中国特色情境可能使得中国高管腐败的制度环境因素作用具有个性差异。因此，本文提出假设H6：

H6：与其他国家样本相比，中国样本中制度环境对高管腐败具有更大的影响

样本时间的选择。对腐败的研究由最初宏观政治学的研究视角逐渐迁延至对微观企业高管行为的时间跨度中，随时间推移行为人置身的政治(法律)域、经济域、社会文化域和组织域等制度环境历经变化或更为完善，制度环境各域因素对高管腐败的效应随着时间的推移将发生变化。由此，研究时间点差异和样本观测时间跨度不同，可能是影响制度环境与高管腐败关系的潜在因素。因此，本文提出假设H7：

H7-1：研究时间点差异对制度环境作用于高管腐败的研究结果产生影响

H7-2：研究样本观测长度对制度环境作用于高管腐败研究结果产生影响

三、研究设计

(一)文献收集和筛选

本文需要收集中英文文献，为保证数据充分，按照如下步骤进行文献收集：第一，以“高管腐败”、“经营者腐败”、“管理者腐败”和“高管私有收益”等作为题目和关键词在EBSCO、Elsevier Science和Science Direct等6个常用英文数据库，以及中国知网和万方等中文数据库收集样本论文，收集结果为2000-2015年期间的期刊、博硕学位论文、会议及Working Paper等实证论文；第二，检查获取的参考文献，确保样本文献无遗漏；第三，为保证所得论文数据切合本文主题，利用论文摘要内容对已获取数据进行初步筛选。

依据本文研究主题和元分析的要求，针对样本文献进一步筛选，其标准为：(1)样本文献必须是研究政治域、经济域、社会文化域或组织域对高管腐败影响的实证论文；(2)样本文献必须报告了样本量、相关系数或其他可转换的数据指标(标准误或t值与回归系数)；(3)样本文献必须相互独立，两个样本文献的研究内容重复或相同，本文择一保留样本量最大或分析更为详细的文献；(4)为保证收集文献数据样本的独立性，针对总样本和子样本分别报告的文献，本文只选取子样本的相关数据。经过上述文献检索和筛选，最终纳入元分析的论文为36篇，其中英文文献14篇，中文文献22篇。通过编码，本文筛选出44个独立研究样本138项研究结果，总样本量为337834个。

为减少文献编码错误，分别由两位作者独立编码萃取数据，编码数据包括作者、发表日期、出版期刊、样本量、高管腐败的测量方式和理论模型等研究特征层面数据，以及各维制度环境因素与高管腐败之间双变量关系相关系数和显著性水平等效应值层面数据。当编码结果存在差异时，由编码双方共同讨论并请独立的第三方专家进行评议后达成一致。

(三)研究方法和工具

本文依据Hunter and Schmidt(1990)的元分析程序对数据进行综合定量分析；使用Excel 2007，SPSS18和 Stata 11完成本文的文献编码数据处理和元分析。

四、数据结果分析

(一)主效应检验

为更详尽分析制度环境各域内因素作用与高管腐败的效应方向及程度，本文对制度环境总体、各域及具体因素与高管腐败之间关系进行主效应元分析。表1列示了制度环境各维度及具体因素与高管腐败之间关系的累积总样本量(N)、效应值数量(k)，修正加权平均效应值(ρ)，95%的置信区间范围以及异质性检验的两个指标(se2/ sr2和Q值)。

总体而言，综合制度环境与高管腐败行为的修正相关系数为-0.028(P值=0.000)，说明制度环境一定程度显著反向作用于高管腐败行为；而95%的置信区间为(-0.041，0.075)，表明该相关系数在一定程度上可以准确地反映制度环境与高管腐败行为之间的关系。

对制度环境各域的数据分析后发现，经济域、政治(法律)域、社会文化域和组织域等各维度制度环境影响(催化或抑制)高管腐败行为的发生，双变量之间的效应方向及程度具有差异性。相比于其他制度环境，经济域负向影响高管腐败行为，且效应程度最强。元分析结果显示，经济环境与高管腐败之间的修正相关系数为-0.377，位于95%的置信区间范围(-0.380，-0.185)；经济发展和经济竞争与高管腐败之间均显著负相关(ρ=-0.176；ρ=-0.865)。分析发现，经济竞争对高管腐败的作用大于经济发展的影响，同时经济环境健康发展可以减少企业高管腐败行为的发生。因此，假设H1得到验证，即经济域因素影响高管腐败行为的发生。政治(法律)域对高管腐败行为具有反向作用(ρ=-0.248)，其作用程度居中。政治(法律)域整体环境及具体因素显著反向影响高管获取不正当私有收益行为，法律环境对高管腐败的抑制作用(ρ=-0.765)抵消了政府控制权(ρ=0.075)滋生高管腐败的可能性。假设H2得到支持，即政治(法律)域因素影响高管获取私有收益行为。各维度制度环境中仅组织域正向影响企业高管的权力寻租行为。组织环境与高管腐败行为之间显著正相关(ρ=0.151)，主要因素与高管腐败之间均具有显著相关关系，且效应值均位于置信区间范围，但各因素的作用方向及程度不一致。董事会规模和监事会结构对高管腐败行为影响较大，而股东权力和监事会会议次数对其影响较小；监事会独立性和董事会独立性对高管获取不正当收益行为均具有抑制作用。由此，假设H4成立，即组织域因素引发(或抑制)高管腐败行为的发生。社会文化域的综合环境反向影响高管“以权谋私”的机会主义行为，且效应程度最弱(ρ=-0.137)。社会文化域各因素与高管获取异常私有收益行为间均表现为显著负向关系，但两者的抑制作用均相对较小，假设H3成立。

表1 主效应元分析结果

(二)调节效应检验

本文采用75%法则*Hunter and Schmidt(1990)提出，若抽样方差对各效应值变异的解释量超过75%，则可以认为样本效应值具有同质性。和异质性Q检验*Q值检验服从 χ2(n-1)分布，若 Q 值大于相应的卡方临界值，即为统计意义上显著，则意味着平均效应值相对应的总体存在异质性。两种方法确认已有研究中的差异是否存在异质性。依据75%法则分析发现，制度环境总体抽样方差对效应值变异的解释程度小于同质性检验水平(12.895%<75%)，说明样本研究中制度环境整体和高管腐败之间的效应值具有异质性；异质性Q检验(Q(94)=24086.54)亦支持平均效应值相对总体效应值存在异质性；两种方法检验结果都表明可能存在某些调节因素影响两者关系的强弱。同时，异质性Q检验和75%法则检验结果还表明，各研究样本中制度环境具体因素(除监事会会议次数)与高管腐败之间的效应值均存在不同程度的异质性。本文后续将进一步探究异质性的来源，即可能存在的潜在调节变量。

为检验变量测量方法和样本特质潜在的调节效应，本文以制度环境各域的具体因素与高管腐败的效应值作为因变量，将具有潜在调节作用的变量编码作为自变量，进行随机效应模型的元回归处理，结果见表2。

表2 调节效应元分析结果

说明：①高管腐败测量：1=高管腐败事件，2=超额在职消费，3=超额薪酬，4=其他；国家：1=中国；0=其他国家；发表时间=2016-研究年份；观测年份：样本起止年份差。②**代表P<0.05；*代表P<0.10

调节效应元分析发现，高管腐败的测量方式、国家和观测年份的长度是影响制度环境与高管腐败间效应方向及程度的重要因素，即假设H5、假设H6和假设H7-2成立，而假设H7-1未得到验证。元回归结果表明，高管腐败测量维度不同，其元回归结果之间具有显著差异(β=0.114，p=0.084)，说明高管腐败的测度标准影响制度环境因素与高管腐败之间的效应；财政分权、转型经济和社会沿袭路径等中国特色情景对制度环境各域具体因素与高管腐败效应的影响显著异于其他国家(β=0.439，p=0.039)；研究样本的时间长度能准确的反映本主题研究的双变量关系。这也从侧面说明，一方面后续研究中高管腐败构念界定，可展开同等性测量问题，以厘清具体测量问题；另一方面，展开以中国特定时期为背景探究和验证制度环境与高管腐败之间的关系将产生额外的现实贡献和意义，未来研究可以深入探讨中国特色情景对制度环境因素与高管腐败之间关系的调节作用。

五、结论

本文选取制度环境作用于高管腐败的相关实证分析为研究样本，以元分析方法探究两者之间的效应及异质性的潜在原因，从而形成综合性结论。

首先，本文通过元分析厘清制度环境与高管腐败之间双变量关系的显著性和效应方向。与本文假设及大多研究结果一致，制度环境与高管腐败之间具有显著相关关系。组织域的综合作用潜在滋生高管腐败，其中股东权力、管理层权力和董事会会议次数等方面应控制住适当范围，监事会独立性和董事会独立性应予以增强，从而实现微观层级高管腐败的治理与防范，也就是公司治理水平的提升对治理企业高管的“以权谋私”行为具有重要作用。经济域、政治(法律)域和社会文化域及具体因素(除政府干预)均反向作用于高管腐败行为，说明良性发展的企业外部环境有利于降低企业高管偏离行为的发生几率。

其次，本文初步确认制度环境与高管腐败之间的各效应程度具有差异性。经济竞争、法律环境、监事会结构和董事会会规模对高管腐败的效应程度较强，政府干预和监事会会议次数等对其影响较小。虽然制度环境各域不同因素可能制约或引发高管腐败，但本文认为在宏观层面构建和完善企业外部的竞争环境、立法和执法环境，结合微观层面增强企业内部监督部门的独立性，对于治理和防范高管腐败行为或更为有效。

最后，本文检验了不同研究之间异质性的存在并探寻缘由。结果发现，不同研究之间各个效应值(除监事会会议次数)差异比较明显，高管腐败的测量方法、国家和样本观测年份部分解释了异质性的存在缘由，而研究时间点的调节效应不显著。

(责任编辑：栾晓平)

2017-03-21

孙 烨，女，吉林大学商学院教授、博士生导师。 张 晶，女，吉林大学商学院博士研究生，讲师(通讯作者)。

本文系吉林大学种子基金项目“上市公司监事会资本对监督有效性影响的实证研究”(项目编号：2011ZZ036)的阶段性成果。

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1003-4145[2017]07-0128-06

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