管理权力、社会身份与企业高管腐败——基于中国上市公司的实证研究

赵占恒

郑州轻工业学院 经济与管理学院， 河南 郑州 450001

中共十八大以来，随着我国各领域反腐力度的加大，企业高管腐败案件正呈现出高发趋势，2013年更被称为“高管落马年”。作为一种客观存在的权力寻租现象，企业高管腐败将严重破坏经营效率、财富公平、社会清廉与团结和谐等[1]。因此，系统探讨企业高管腐败的诱因，打击企业高管腐败，对深入推进我国企业高管腐败治理工作具有重要意义。

由于腐败更多地被视为一个政治术语，故早期的相关研究主要集中在政府官员腐败领域。直到21世纪初，受安然、世通等世界知名企业腐败行为的影响，企业高管腐败才开始受到学术界的重视。目前，对企业高管腐败诱因的研究，西方学者主要从微观层面的领导个体因素、中观层面的企业文化与公司治理因素、宏观层面的制度环境因素三个层面展开[2]。与西方国家相比，我国正处于经济与社会的转型阶段，在市场环境、公司治理机制、高管行为特征等方面均有一定的独特性，因此，有必要基于我国国情对企业高管腐败的诱因展开深入研究。由于人们普遍认为制度问题是中国腐败现象的根本原因[3]，因此，现有的对我国企业高管腐败诱因的研究成果，主要围绕我国的薪酬管制[4]、市场化改革[1]等制度环境因素展开探讨。但强调中国文化的研究者认为，中国文化具有根深蒂固的“关系”特质，传统的人际关系是中国社会腐败问题的重要文化根源[5]。那么，社会身份、管理权力作为企业高管人际关系(包含非正式关系和正式关系)形成的基础变量，与其腐败行为之间究竟存在怎样的联系呢？鉴于此，本文拟通过搜集中国上市公司的相关数据，采用目前学术界常用的变量测量题项，对企业高管的社会身份、管理权力与其腐败行为之间的关系进行实证研究，以期为推动我国对企业高管腐败的治理工作提供参考。

一、文献回顾与研究假设

1.企业高管腐败及其治理

在政治、经济、法律等多个学科领域，腐败均被视为一种基于权力寻租手段的利益攫取行为[1]。以此为基准，依据控制权私利理论，C.L.Pearce等[6]将企业高管腐败界定为：企业高管以牺牲投资者利益或企业的长期发展为代价谋取私人直接利益的不道德行为。徐细熊[2]进一步将企业高管腐败分为显性腐败和隐性腐败两种类型，前者是指企业高管为谋取私利而实施的明显违反相关法律或监管条例的行为，如违规资产操作、非法侵占企业财产、收受贿赂等；后者是指企业高管以奢靡的在职消费、获取超额薪酬、构建商业帝国等隐蔽的途径或方式而实施的权力寻租行为。大量研究表明，无论是何种类型的企业高管腐败行为，均会对企业的市场价值和投资者利益产生极大的破坏作用[7]，且企业高管腐败往往会诱发政府官员腐败，系列的腐败案件会恶化企业所在区域的社会道德风气[8]。

在企业高管腐败案件频发背景下，企业高管腐败治理正成为经济、社会、管理、法律等学科日益重视的研究课题之一。揭示企业高管腐败的诱因是治理腐败的前提和关键，现有的有关企业高管腐败治理文献大多是从探讨企业高管腐败的诱因入手的。例如，徐细熊[2]在对国外研究文献进行梳理中发现，当前对企业高管腐败诱因的研究，主要涵盖微观的领导个体因素、中观的企业文化与公司治理因素和宏观的制度环境因素三个层面的内容。根据我国情况，国内学者主要是基于我国社会转型期的政治、经济制度，以1980年代以来我国实行的政府分权改革为背景展开研究的。研究结果表明，薪酬管制的存在与企业高管腐败正相关[4]，而市场化改革则有利于缓解所在地区上市公司的高管腐败[1]。因此，减少政府干预、改善政府服务、加强法制建设等，均有利于抑制企业高管的寻租活动与非生产性支出[9]。H.Hung[10]针对中国大型国有企业普遍存在的“小金库”现象进行研究后发现，“小金库”是企业为高管支付超额佣金、建立和维系高管私人网络关系抑或为满足高管奢靡的在职消费等而设立的账外账。因此，抑制企业高管腐败不仅需要在机制上加大组织监控力度，更需要从根源上彻底变革企业高管的意识形态，提高企业高管的认知水平和精神境界。L.J.Huang等[11]通过对中国国企高管腐败案例的深入分析，指出高管腐败是我国国有企业内部道德风气败坏的集中表现形式，而官僚性领导风格和监管缺失则是造成国企内部不良道德风气的根源。可见，目前对我国企业高管腐败诱因的研究，虽涵盖了微观、中观和宏观三个层面的内容，但研究视角多立足于我国的政治、经济制度背景，尚缺乏从我国的关系文化视角进行探讨。

2.管理权力与企业高管腐败

S.Finkelstein[12]认为，企业高管的管理权力是企业高管执行自身意愿的能力，主要通过企业高管的结构权力、所有权权力、专家权力和声望权力来衡量，其中，结构权力是科层组织赋予高管的法定职位权力，所有权权力反映了企业高管的资本控制权力，而专家权力和声望权力实际上都源于企业高管的个人能力，因此，E.H.Kim 等[13]进一步将二者统称为个人能力权力。漆多俊[14]认为，任何权力都源于权利(得到公认和保障的应受分配之利益)，但在权力形成之后，往往会出现权力背离权利(利益)现象。权小锋等[15]将研究具体到企业高管管理权力领域，发现国有企业高管管理权力与其所获取的私有收益正相关；徐细熊等[1]也发现，CEO的权力强度与其腐败行为正相关；李连华[16]也发现，高管学历是影响企业高管腐败的重要因素，而学历是构成企业高管管理权力的指标之一。李锡海[17]进一步指出，虽然永无止境的权力欲是全人类共有的普遍化倾向，但我国的官本位特征明显，悠久历史积淀的博大权力文化已成为诱发我国权力拥有者腐败犯罪的文化根源。据此，本文认为，我国企业高管(包括董事长、总经理、职能部门管理者等)的管理权力是诱发其腐败的关键因素。据此提出如下假设：

H1：在企业内部，企业高管的管理权力越大，其发生腐败行为的可能性也越大。

3.社会身份与企业高管腐败

社会身份是个体作为某个社会群体成员的自我概念，一旦个体将自己归入某个社会类别或被外界归入某个社会类别，该个体就具有特定的社会身份[18]。借鉴高勇强等[19]的研究，本文将企业高管的社会身份限定为企业高管参与政府、政党和其他社会组织而形成的特殊角色身份。

企业高管的社会身份具有较强的社会资本属性，体现了其从社会关系网络中获取稀缺资源的能力。但企业高管社会资本往往具有两面性：一方面，企业高管社会资本可以提高企业对外部环境的适应能力，进而提升企业经济绩效[20]；另一方面，企业高管在利用社会资本从社会关系网络结构中获取信息、影响力和商业友谊等资源时，需要付出高昂的维系成本，且可能以牺牲个人决策自由为代价[21]。H.Hung[10]在对我国企业高管腐败问题进行深入研究后也指出，企业高管建立和维系的私人社会关系网络，是其腐败行为发生的主要诱因之一。据此提出如下假设：

H2：企业高管的社会身份越高，其发生腐败行为的可能性也越高。

在社会分层研究中，声望(名)、权力(权)和财富(利)被视为三种不同的社会资源，这三种资源虽各自独立，却有一个共同特质——达高性[22]。因此，微观个体在无限追逐其中一种社会资源的过程中，往往会以另外两种资源作为基础。对于企业高管而言，社会身份作为一种声望资源，其社会身份越高，其所拥有的视野越开阔，其通过寻租获取财富的机会就越多，如果此时企业高管在企业内部拥有较大的管理权力，寻租动机向寻租行为转变的可能性将会更高。据此提出如下假设：

H3：对于社会身份较高的企业高管而言，其管理权力与腐败行为之间的正相关关系更加显著。

二、研究设计

1.样本来源

采用手工搜集手段，考虑到数据的易获得性和样本量的合适程度，本研究整理了2010年至2014年6月间发生且在网络上公开报道的中国上市公司高管腐败案例，具体搜集方法和程序是：(1)在百度搜索上进行关键词查找，获取媒体公开报道的上市公司高管腐败案件信息，根据案发时间，查阅上市公司公告，若公告中披露了该负面事件，则将该案件中的涉事高管确定为研究样本；(2)依据案发时间，按照上市公司的规模、性质、主营业务、行业排名、所在区域等标准，寻找1家与腐败企业极为相似但未发生高管腐败行为的上市公司，从中随机选择1名与涉案高管职务相同的未涉案高管，作为对照样本；(3)依据本研究的变量测量指标，搜集所有样本的相关信息。剔除个别信息缺失的样本，最终获得发生腐败行为的高管样本87个，未发生腐败行为的高管样本91个。

2.变量测量

(1)管理权力。参考E.H.Kim等[13]的研究，从结构权力、所有权权力、个人能力权力三个维度测量企业高管的管理权力。其中，结构权力用企业高管的现任职位和任职年限来测量，对现任职位而言，由于董事会在影响企业决策和行为方面具有非常重要的作用，因此徐细熊等[1]、赵息等[23]在测量CEO权力时，均把CEO是否兼任董事会成员作为其衡量标准。依此规则，本研究先运用三分法的定序指标(董事长的权力最大，取值为1；其他董事会成员的权力次之，取值为2；非董事会成员权力最小，取值为3)对企业高管的职位情况进行描述统计，然后以企业高管职位是否超过样本均值，设置一个哑变量作为测量变量。对任职年限而言，企业高管任现职时间越长，对业务越熟悉，威信越高，地位也越稳固，测量方法也是先对其任职年限进行描述统计，然后以样本均值为标准，设置一个哑变量。所有权权力用股权结构和高管持股来衡量。股权越分散，股东的“搭便车”倾向将导致其对企业高管的监督较为薄弱[23]。具体计算方法以第一大股东持股比例除以第二至第十大股东持股比例之和，结果若小于1，则意味着股权结构较为分散，取值为1；反之，取值为0；企业高管一旦持有公司股份，则其将拥有更大权力[12]，以企业高管是否持股设置一个哑变量。个人能力权力用内部晋升、学历水平进行衡量。相对于“空降兵”而言，由内部晋升的企业高管对企业更为熟悉，其积累的权力关系网络更有利于其行使权力[1]。高学历的企业高管(硕士及以上)，其专业技能越高，越容易获得同事的认可，其权力就越大。综合以上6个指标，采用主成分分析法，得出的第一大主成分被定义为“企业高管的综合管理权力”。

(2)社会身份。借鉴高勇强等[19]的研究，从企业高管的政治身份、政党身份、行业身份三个方面进行衡量，依据企业高管是否担任人大代表或政协委员、是否加入共产党或民主党派、是否加入行业协会或工商联组织，分别设立三个哑变量。运用主成分分析法，计算得出的第一大主成分被定义为“企业高管的社会身份”。

(3)其他变量。企业高管腐败被设置为哑变量，若存在腐败行为，赋值为1；反之，赋值为0。同时选择企业高管的性别、年龄作为控制变量。变量定义具体见表1。

三、数据分析

1.描述性统计

首先，对87个腐败高管样本进行初步统计。就管理权力而言，担任董事长职位的腐败高管有23人，担任内部董事的腐败高管有38人，即兼任董事会成员的腐败高管数量占总腐败样本数量的70.11%；腐败高管任现职年限的均值为3.45年；40.23%的腐败高管(35人)在其任职公司中持有股份；81.61%的腐败高管(71人)任现职以前在其公司有过工作经历；硕士研究生及以上学历者(38人)占腐败高管数量的43.68%；且这87个腐败高管分布在79个上市公司中，52个公司为国有控股，第一大股东持股比例小于第二至第十大股东控股比例之和的公司为34家(占比43.04%)。就社会身份而言，82.76%的腐败高管(72人)为中共党员，35.63%的腐败高管(31人)担任地方以上的人大代表或政协委员，52.87%的腐败高管(46人)为行业协会或工商联组织成员。另外，腐败高管的平均年龄为49.53周岁，性别多为男性(占比94.25%)。

其次，对178个总样本数据(包含腐败高管样本和未腐败高管样本)进行统计分析。对管理权力的6个指标进行KMO和Bartlett球形检验，结果显示，KMO=0.683>0.5，p=0.002，说明测度指标间存在共线性问题。运用相同方法，社会身份的三个测度指标间的共线性问题(KMO=0.782>0.5，p=0.000)也得到了证明，表明两个变量均适合进行主成分分析。借鉴徐细熊等[1]的研究，分别以提取出的第一大主成分对管理权力和社会身份两个变量进行衡量，各变量间的描述性统计结果见表2。由表2可知，样本中有49%的高管发生了腐败行为，企业高管腐败与其管理权力间有显著的正相关关系，r=0.428>0.04，p=0.008<0.01，这表明企业高管的管理权力越大，发生腐败行为的可能性就越高，这为假设1(H1)提供了初步的支持性证据。同样，企业高管腐败与其社会身份间也存在显著的正相关关系，r=0.109>0.04，p=0.036<0.05，说明企业高管的社会身份越高，其发生腐败行为的可能性就越高，这为假设2(H2)提供了初步的支持性证据。由表2还可发现，样本的平均年龄为48.58岁，且年龄与管理权力、社会身份之间存在显著的正相关关系，但年龄与腐败之间的相关关系并不显著，这表明年龄并不是影响高管腐败的主要因素，但企业高管年龄越大，其内部管理权力和外部社会身份会得到相应的提高，这与我国强调资历的文化环境基本一致。但是，研究并没有发现性别与其他变量间存在相关关系，其部分原因也可能是由于女性样本过少(仅占总样本的8%)所致。

表1 变量定义

表2 主要变量的描述性统计结果

注：*表示显著性水平小于0.05，**表示显著性水平小于0.01。

2.实证检验

(1)H1检验。以管理权力均值为划分标准，将管理权力划分为两个组，以企业高管腐败行为为因变量，进行均值差异性检验。T检验结果显示：就企业高管发生腐败行为的可能性而言，两组间存在显著性差异，且权力越大，其发生腐败行为的可能性越高(分析结果见表2)。进一步的回归分析也显示，管理权力变量的回归系数显著为正(β=0.583，p=0.000)。因此，H1得到充分检验。

(2)H2检验。检验方法同上。T检验结果显示：在社会身份高低程度不同的两组样本间，企业高管腐败行为发生的可能性存在显著性差异(均值分别为0.61和0.39，p值小于0.05)；且社会身份变量的回归系数显著为正(β=0.218，p=0.027)。因此，H2也得到充分检验。T检验结果具体见表3。

(3)H3检验。由表1可知，社会身份与管理权力间的相关系数不显著，因此，可适合进行调节作用的检验。H3推测，社会身份正向调节管理权力与腐败行为之间的关系，方差分析结果显示：管理权力与社会身份的交互作用显著(F=0.108，p=0.037<0.05)，表明社会身份的调节作用确实存在(见图1)。由图1可知，社会身份正向调节了管理权力与腐败行为之间的关系，可见，当企业高管的社会身份和管理权力均处于较低水平时，其发生腐败行为的可能性最低，但在二者均处于较高水平时，其发生腐败行为的可能性最高。

表3 T检验结果

图1 社会身份的调节作用

3.稳健性检验

为了证明以上检验结果的可靠性，本研究进行如下稳健性检验。

首先，借鉴徐细熊等[1]的研究，采用求和均值法对管理权力和社会身份两个变量进行重新计算，并按照前文实证检验的步骤，逐一对研究假设进行验证，全部假设也均得到检验。由于该验证过程与前文相同，因此在此不再赘述。

另外，无论是运用主成分分析法还是求和均值法，均是对管理权力、社会身份两个变量的综合衡量，无法呈现其内含指标对因变量的解释效价。因此，以表1所列示的管理权力的6个指标变量、社会身份的3个指标变量为自变量，以高官腐败为因变量建立多元回归模型，回归分析结果具体见表4。

表4 多元回归分析结果

注：n.s.表示回归系数不显著，*表示显著性水平小于0.05，**表示显著性水平小于0.01。

由表4可知，管理权力的6个指标变量的回归系数全部达到显著水平，即企业高管的现任职位越高、任现职年限越长、学历越高，则越容易发生腐败行为，同时，如果高管所在公司的股权结构较为分散，或高管持有公司股份、抑或高管任现职以前长期在公司工作，则高管发生腐败的可能性也较高。另外，在社会身份的三个指标变量中，政治身份和行业身份的回归系数显著，表明拥有政治身份(人大代表或政协委员)、行业身份(行业协会或工商联组织)的企业高管，其发生腐败的可能性较高。但同时也发现，政党身份的回归系数并不显著，这也间接表明在党派群体网络下，成员间的关系资源利用并不紧密。

以上稳健性检验结果表明，在实证分析部分，用管理权力、社会身份的综合衡量结果进行假设部分的检验，其分析过程和分析结论是可靠的。

四、结论与启示

针对我国经济、社会转型期频发的企业高管腐败现象，本文基于微观视角，探讨了管理权力、社会身份与企业高管腐败之间的关系，研究结论如下。

其一，企业高管的管理权力越大，则其越有可能发生腐败行为。这说明：不仅在政治领域权力趋向腐败，在商业管理领域权力也是导致高管腐败的关键诱因。该现象的存在，不仅与我国政府分权改革背景有关，还与我国传统的权力文化相关：强烈的权力欲和功利意识为企业高管腐败埋下祸根。

其二，企业高管的社会身份越高，则其越有可能发生腐败行为。已有研究表明，政治晋升预期较高的高管，倾向于采取公款消费、跑官等寻租手段来打点、维持、提升各种关系，尽可能为其政治升迁铺平道路[24]。本研究进一步发现，企业高管的社会身份越高(尤其是政治身份和行业身份)，其发生腐败的可能性越大。这也表明，在“来而不往非礼也”这种传统文化观念影响下，企业高管往往会以牺牲股东利益为代价进行私人社会关系的维护。

其三，企业高管的社会身份越高，管理权力与腐败行为间的正向关系越显著。这表明，企业高管社会身份越高，其不仅运用非私人财产维系其个人社会关系网络的成本更大，且其面临的寻租机会更多，此时，如果高管拥有足够的管理权力，其腐败的可能性会更大。可见，管理权力是导致企业高管腐败的关键因素，而社会身份则为企业高管腐败提供了支撑。

本研究的政策启示在于：其一，治理企业高管腐败，不仅需要加大对高管腐败的惩治力度，更需要深入推进我国现代企业制度建设，进一步优化企业内部的权力配置，形成有效的权力制衡机制。其二，由于企业高管的社会身份具有合法性特征，且社会身份作为一种社会资本，对企业的经营发展往往具有重要作用，在这种背景下，防范企业高管在私人社会关系网络上的过度(或非法)投资，不仅需要企业塑造诚信公正、合法守纪的健康文化，提升企业高管的道德认知水平，同时还需要进一步完善企业资金管理制度，构建有效的资金使用监督体制。其三，企业高管腐败是整个社会不良道德风气的体现，治理企业高管腐败需要社会各领域腐败治理工作的同步推进，只有从制度、经济、文化等根源上遏制腐败，才能真正化解“反腐无用论”的质疑。

受数据搜集方法的限制，本研究的样本量较小，研究结论可能会受到一定影响。同时，受样本量较小的影响，本文并未对企业高管腐败的类型进行深入分析，仅仅以哑变量的方式对企业高管腐败的可能性进行了初步分析。当然，这些不足也为未来研究指明了方向。