連燕玲, 劉依琳, 高 皓, 羅 昆

（1. 華東師范大學 經(jīng)濟與管理學部，上海 200241；2. 清華大學 五道口金融學院，北京 100083；3. 安徽師范大學 經(jīng)濟管理學院，安徽 蕪湖 241000）

一、 引 言

中國企業(yè)近年來被媒體曝光的違法違規(guī)行為呈現(xiàn)群體性爆發(fā)的趨勢，企業(yè)成長中的倫理道德問題成為關(guān)注的焦點。企業(yè)的存續(xù)與其道德品行息息相關(guān)，從事敗德行為的企業(yè)，一方面會毀滅自身，另一方面也會對社會造成危害，影響整個經(jīng)濟系統(tǒng)（Harris和Bromiley，2007）。關(guān)于公司敗德行為的研究，國內(nèi)外學者給予了廣泛關(guān)注，圍繞公司敗德這一問題，前期學者主要是從敗德行為的產(chǎn)生前因和影響后果兩方面進行了研究。關(guān)于敗德行為前因方面的研究，前期學者主要從董事會特征及規(guī)模（Adam和Mehran，2003）、外部獨立董事（Agrawal和Chadha，2005）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Halioui和Chellouf，2013）、審計委員會的設立（Abbott和Parker，2004）、機構(gòu)投資者監(jiān)督（Sharma，2004）、經(jīng)營困境（Fisher和Hoffmans，2010）、高管個體特征（Schrand和Zechman，2012）、高管激勵（Robison和Santore，2011）、政府監(jiān)管與處罰（Liebman和Mihaupt，2008）、媒體監(jiān)督（Dyck等，2010）、正式與非正式制度與文化（何杰和王果，2013）等方面分析了上述因素對公司敗德行為的影響機制。

關(guān)于敗德行為后果方面的研究，前期大部分研究主要關(guān)注了敗德事件被揭發(fā)后，資本市場對這種“壞消息”的反應，即分析“壞消息”對企業(yè)股價和股票收益等所產(chǎn)生的短期窗口變化問題（Agrawal和Chadha，2005）。公司治理方面的研究文獻，則更多考察了公司敗德行為發(fā)生后對高管變更的影響（Agrawal和Cooper，2017），還有少部分研究關(guān)注敗德事件揭發(fā)后對企業(yè)后續(xù)銀行貸款產(chǎn)生影響（Liebman和Milhaupt，2008）。基于上述分析，前期研究較少去探討敗德行為對企業(yè)層面的經(jīng)營績效的影響，尤其以往關(guān)于敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)是如何緩解和修復這些行為所帶來的負面效應的研究相對更少或幾乎缺乏這方面的研究。

基于上述研究空白，首先，本文將重點探討被發(fā)現(xiàn)的敗德行為對企業(yè)層面的后續(xù)運營績效（ROA、ROE、托賓Q和市場價值）的影響效應。其次，本文將重點從治理機制的改善角度出發(fā)，分析哪些治理機制的完善能夠?qū)〉滦袨榈呢撓蛐鸬叫迯秃途徑庾饔?，這部分是本文核心和重點之處。由此，本文的創(chuàng)新點在于：首先，不同于以往研究大多關(guān)注了敗德行為在股票市場上的反應和被揭發(fā)后高管變更方面的研究，本文重點以企業(yè)合法性為研究視角，深入分析敗德行為被揭發(fā)后對企業(yè)層面的后續(xù)運營績效的影響；其次，尤其重點分析治理機制的兩個方面，即監(jiān)督機制（董事會獨立性和機構(gòu)投資者監(jiān)督）和懲罰機制（CEO更換）的改善，在修復和緩解公司敗德行為負面效應上的作用。上述兩大方面的研究符合戰(zhàn)略管理學者的一些呼應（Harris和Bromiley，2007），具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

下文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分基于企業(yè)合法性視角分析敗德行為對組織后續(xù)績效的影響，并提出相關(guān)研究假設；第三部分闡述研究的設計過程；第四部分對相關(guān)假設進行統(tǒng)計處理，并對檢驗結(jié)果進行分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為研究總結(jié)。

二、 理論分析與研究假設

（一）敗德行為①本文對公司敗德行為的界定如下：指企業(yè)利用信息不對稱優(yōu)勢，為提高公司自身收入或轉(zhuǎn)嫁費用降低成本，以犧牲其他相關(guān)者利益來追逐自身利潤最大化為導向，有意識或無意識所實施的非正式性的、違悖法律和道德原則的冒險投機行為。對組織績效的影響：基于企業(yè)合法性視角的分析

企業(yè)的合法性是企業(yè)生存的根本性因素，敗德行為被發(fā)現(xiàn)后會導致企業(yè)合法性的喪失，沒有企業(yè)是為了合法性而存在，但是一個企業(yè)必須合法地存在著（Zaheer和Kostova，2004）。合法性的存在可以從多種機制對企業(yè)績效產(chǎn)生關(guān)鍵性的影響，比如，合法性可以使得企業(yè)對他的忠實客戶收取高價、不需要通過過多的廣告和促銷費用就可以達到更高的競爭性收益。合法性同時是一種經(jīng)濟性資產(chǎn)，顯示了企業(yè)主要產(chǎn)品和業(yè)務的吸引力，能吸引更多和更好的資源進入企業(yè)（Sutton和Callahan，1987）。合法性對競爭者而言，具有較為明顯的流動性壁壘的作用（Ferguson和Deephouse，2000），可以因為這種合法性而使一個組織長期處于具有競爭優(yōu)勢的地位且難以被模仿，所有這些因素都表明合法性對企業(yè)績效具有顯著的正向效應。相反地，合法性的喪失則通過在關(guān)鍵利益相關(guān)者之間產(chǎn)生負面影響而最終損害企業(yè)績效，即不斷增加的合法性有利于企業(yè)在關(guān)鍵利益相關(guān)者之間積累資源流而創(chuàng)造競爭優(yōu)勢，而喪失合法性則會有相反的效應。與很多經(jīng)歷過經(jīng)營不當、管理事故和其他組織層面危機的企業(yè)類似，從事敗德行為的企業(yè)會面臨合法性的威脅（Marcus，1991），比如，由于“會計不規(guī)范性”導致的財務重述行為會對那些實施這種行為的企業(yè)產(chǎn)生極大的危害，他們被看作是一種“道德的淪陷”（Staubus，2005），同時是一種經(jīng)營上的失?。╓iesenfeld等，2004），這是“企業(yè)生命周期內(nèi)一種非常罕見且嚴重的事情”（Agrawal和Chadha，2005）。

圖1 敗德行為被揭發(fā)后對組織績效影響的機制分析

企業(yè)敗德行為被揭露后，對組織聲譽和合法性造成威脅，以間接性的方式影響了企業(yè)發(fā)展（見圖1）。這種敗德行為一方面降低了組織內(nèi)部職能效率，比如，實證證據(jù)顯示好的合法性對組織內(nèi)部具有積極影響效應，能降低關(guān)鍵員工的離職率，合法性危機則會提高組織內(nèi)部員工間的不和諧性和緊張程度，降低員工間的合作意愿和效率，最終導致組織效率的降低。另一方面，疏遠了與企業(yè)有關(guān)鍵性關(guān)系的外部機構(gòu)、政府或其他利益相關(guān)者對組織的認同度和支持，危害了企業(yè)的競爭性和長期發(fā)展。敗德行為導致企業(yè)合法性喪失，進而危及組織績效的這種負向影響效應，也可以從經(jīng)濟學和社會學的角度來給予分析（見圖1）：一方面，經(jīng)濟學家強調(diào)分析經(jīng)濟主體在均衡中的信息不對稱，在均衡中“信號”向社會提供新信息，在這個框架下，一個威脅合法性的信號會減少市場回報和降低股東的財富，這種效應已經(jīng)在有關(guān)其他類型的犯罪性欺詐的研究中得到了經(jīng)驗證明（Karpoff和Lott，1993），源自于合法性喪失而導致的間接影響是毀害企業(yè)價值的最根本的因素，因為關(guān)于企業(yè)敗德行為的“信號”會負面地改變企業(yè)利益相關(guān)者的理性行為（Jarrell和Peltzman，1985）。另一方面，社會學家主要基于制度理論分析了企業(yè)敗德行為對合法性的影響。社會學家將合法性看作是對企業(yè)的一種多元化、集體性的印象，而不是關(guān)于企業(yè)特質(zhì)的一個均衡基礎的信息交換。該種框架認為合法性的形成是各種利益相關(guān)者和集團間信息交換和社會影響的綜合結(jié)果（Rindova和Fombrun，1999）。因此，企業(yè)的合法性既受到企業(yè)自身管理認知努力（企業(yè)為維護合法性而付出的努力）的影響，同時又受到外部第三方的影響。從社會學家的制度理論視角來看，合法性的喪失會導致關(guān)鍵性資源流的減少，損壞組織的效率，最終影響組織績效的提升。而且利益相關(guān)者對合法性喪失的反應，盡管并非是完全理性的，但卻是比較嚴重且難以修復的。比如，那些名譽受損的企業(yè)很少受到分析師的關(guān)注，顧客不再信任企業(yè)而離去，以及受到供應商們強烈的討價還價的制約（Pollock和Rindova，2003）。

企業(yè)敗德行為被揭露后，還會以直接性的方式影響企業(yè)的后續(xù)發(fā)展，即敗德行為被發(fā)現(xiàn)后將會面臨高昂的財務成本。這些成本包括監(jiān)管罰款，民事或刑事的處罰，重組成本，以及股東訴訟費（包括直接的訴訟費和可能的損失賠償）等。此外，企業(yè)還面臨其他無法進行衡量的隱形成本，比如維護企業(yè)免受損害所產(chǎn)生的公關(guān)或者廣告成本。而且，把原本用于生產(chǎn)性的、致力于組織績效提升的管理努力，轉(zhuǎn)移到了應對這些違規(guī)性的投機行為上。這種耗費對于一個組織而言，本身就是一種隱形的機會成本（Alexander，1999；Griffin，2003）?？傊捎跀〉滦袨楸唤野l(fā)而導致的合法性的喪失，最終通過各種直接和間接機制對后續(xù)運營績效產(chǎn)生巨大負面效應，基于上述分析，本文提出如下假設：

假設1：企業(yè)敗德行為被揭發(fā)后，對后續(xù)績效產(chǎn)生顯著的負向作用。

（二）敗德行為與組織績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用：治理機制改善的角色分析

獲取和維持組織合法性對企業(yè)至關(guān)重要，由此，當企業(yè)敗德行為被揭發(fā)而組織聲譽面臨威脅時，組織需積極去保護、修復和強化自身合法性，尤其對于那些已經(jīng)被發(fā)現(xiàn)從事了敗德行為的企業(yè)而言尤為重要（Karpoff和Lee，2008）。合法性危機被認為是企業(yè)蓄意的行為所導致的（Marcus，1991），所以需要企業(yè)主動地去修復，本文認為治理機制的改善將會對組織合法性的修復（由于敗德行為被揭發(fā)后所遭受的損失）起到重要作用，能弱化敗德行為所產(chǎn)生的后續(xù)負面效應。

1. 監(jiān)督機制的修復作用

合法性受到損害的企業(yè)需要將自身從合法性威脅事件中脫離出來，組織必須構(gòu)建一個防火墻，將外界對過去不好行為的評價與當前企業(yè)的行為進行分離（Suchman，1995）。換言之，組織合法性的恢復依賴于對外界利益相關(guān)者的承諾，即承諾過去出現(xiàn)的問題不會再繼續(xù)。合法性的修復可以通過重構(gòu)組織的某些方面來完成，這一方面可以使企業(yè)直接對敗德行為產(chǎn)生的潛在結(jié)構(gòu)性因素進行修訂，另一方面也可以通過重構(gòu)行為給予企業(yè)在公共關(guān)系競賽中更加強有力的競爭地位（Harris和Bromiley，2007）。在修復由敗德行為而導致企業(yè)喪失合法性的過程中，一個關(guān)鍵性的變革便是公司治理機制的變革（Harris和Bromiley，2007），比如，對投資者而言，好的公司治理機制“能確保投資者獲取到好的投資收益”（Shleifer和Vishny，1997）。良好的公司治理的一個表現(xiàn)，即是獨立董事或外部董事會成員的存在（Burns和Kedia，2006）。大多數(shù)利益相關(guān)者認為董事會的獨立性是極為重要的，在組織內(nèi)部起到顯著的監(jiān)督作用（Ashbaugh-Skaife等，2008）。因此，在企業(yè)敗德行為被揭發(fā)后，利益相關(guān)者會將董事會獨立性的增強，看作是企業(yè)挽救自己聲譽和恢復合法性的重要途徑。利益相關(guān)者期望獨立董事能對管理者的行為實施監(jiān)督和控制，很多研究發(fā)現(xiàn)董事會獨立性能有效地抑制管理者的欺詐等不正當行為，獨立董事的存在被利益相關(guān)者看作是一種好的治理機制的代名詞（Beasley等，2000）。因此，增強董事會的獨立性能向外界傳遞一種利好的信息，是恢復組織外部合法性的一種重要信號（Westphal和Zajac，1998），尤其當外部利益相關(guān)者對增強董事會獨立性的行為產(chǎn)生積極反應的時候（Rindova和Fombrun，1999）。

此外，相對于普通投資者，機構(gòu)投資者占有企業(yè)的股份更多，專業(yè)優(yōu)勢和投資能力更強，作為股權(quán)集中度較大且獨立的大股東，機構(gòu)投資者有動力積極監(jiān)督上市公司（Shleifer和Vishny，1986；McConnell和Servaes，1990），傾向于積極探察公司的敗德行為并且加以干涉，以維護自身利益。且隨著機構(gòu)投資者持股比例的提高，監(jiān)督上市公司的積極性越高（李維安和李濱，2008）。機構(gòu)投資者監(jiān)督積極性的提升同樣能向外界傳遞一種利好的消息，即組織將強化對過去或以后經(jīng)營行為的外部監(jiān)督力度，這也是恢復組織外部合法性的一種信號機制?？傊捎诙聲莫毩⑿院蜋C構(gòu)投資者的存在往往被看作是“好的治理機制”，因此這種結(jié)構(gòu)性變革，即董事會獨立性的增強和機構(gòu)投資者監(jiān)督積極性的提升，會有效地再次改善外界對企業(yè)合法性的認知，從而有利于降低敗德行為被揭示后對后續(xù)績效的負面效應。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設2：監(jiān)督機制的增強（董事會獨立性和投資機構(gòu)持股的提升）能減弱公司敗德行為對后續(xù)績效的負面影響效應。

2. 懲罰機制的修復作用

當敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)也可能通過替換CEO來應對合法性的喪失（Suchman，1995）。盡管很多時候其他的員工往往會被當作組織的替罪羊（Andrews和Michelle，2010），但高層管理者一般被看作是組織的代言人（Hambrick和Mason，1984），因此高層管理者通常會因為企業(yè)敗德行為而遭受指責。比如，利益相關(guān)者經(jīng)常因為差的經(jīng)營績效而指責高層管理者，盡管有時候這種指責是毫無根據(jù)的（Walsh和Seward，1990）。在面臨敗德行為時進行CEO的更換，不僅可以直接對從事敗德行為的CEO實施懲罰（Fombrun和Foss，2004），還可以象征性地將指責轉(zhuǎn)移到一個管理者身上（Ashforth和Lee，1990），更換管理者傳遞出企業(yè)希望挽回合法性的信號。隨著監(jiān)督機制的增強，加之懲罰機制的實施（違規(guī)揭發(fā)后實施CEO的更替行為），顯示了企業(yè)致力于將自己從丑聞中脫離出來。當企業(yè)的解釋和借口可能會引起外界進一步的懷疑時，實施有效的懲罰機制來替換CEO可以更加有效地向外界證明組織致力于更正錯誤行為的決心（Marcus，1991），更換CEO不僅容易向市場傳遞公司“改頭換面”的信息，以有利于公司盡早從違規(guī)的負面形象中恢復聲譽，還有助于轉(zhuǎn)移投資者的關(guān)注視線，以減少敗德對股價的負面影響（Hennes，2008）。更換新的領(lǐng)導者則向外界顯示“當前”的組織已不同于以往產(chǎn)生違法違規(guī)丑聞的組織（Elsbach等，2005）。替換CEO可以降低企業(yè)所面臨的聲譽性和合法性損失?；謴秃戏ㄐ缘倪@些信號行為，如果得到外部利益相關(guān)者的接受和認同，就會降低合法性喪失對后續(xù)企業(yè)績效的負向影響效應?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

假設3：懲罰機制的增強（CEO更換）能減弱公司敗德行為對后續(xù)績效的負面影響效應。

三、 研究設計

（一）樣本選取

本文選取1994—2013年間，因違法違規(guī)等敗德行為受到證監(jiān)會、上交所、深交所和財政部處罰的全部上市公司為研究樣本，剔除ST、PT、金融類上市公司，剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的公司，剔除非公司違規(guī)（比如高管個人違規(guī)）的樣本。統(tǒng)計結(jié)果表明：有795個企業(yè)被披露發(fā)生了違規(guī)敗德行為，在1994—2013年期間被披露發(fā)生了敗德行為的企業(yè)觀測值為1 620個，在被披露的敗德行為中信息操縱違規(guī)發(fā)生的次數(shù)為2 879次，遠遠多于市場操縱違規(guī)的次數(shù)。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)績效。根據(jù)以往研究文獻，企業(yè)績效的測量一般采用ROA、ROE、ROS、托賓Q和市場價值（MV）作為企業(yè)的業(yè)績指標（Anderson和Reeb，2003；Chi和Wang，2009）。由此，正文中主要采用了ROA和托賓Q值進行檢驗，在穩(wěn)健性部分則主要列示了ROE和市場價值（MV）的檢驗結(jié)果。

2. 解釋變量：被揭發(fā)的敗德行為。主要包括以下兩種敗德行為，第一，信息操縱行為（IllegalI）：信息操縱是企業(yè)在會計核算過程中，通過做假賬和編制虛假會計報表的方式對會計信息進行操縱來牟取私利的行為，信息操縱行為以企業(yè)當年被揭發(fā)的虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、誤導性陳述、延遲披露、重大遺漏、披露不實等敗德行為的次數(shù)總和來衡量。第二，市場操縱行為（IllegalM）：市場操縱行為主要指企業(yè)在資本市場上所發(fā)生的敗德行為，企業(yè)通過這些資本市場操縱行為來謀取私利。主要包括以下操縱行為：欺詐上市、內(nèi)幕交易、出資違規(guī)、擅自改用資產(chǎn)用途、違規(guī)買賣股票、操縱股價以及關(guān)聯(lián)交易等行為。市場操縱行為以企業(yè)在當年被揭發(fā)的上述敗德行為次數(shù)的總和來衡量。此外，本文還設定了總敗德程度（IllegalT），即當年被揭發(fā)的信息操縱和市場操縱等全部敗德行為次數(shù)的總和。

3. 調(diào)節(jié)變量：治理機制。主要包括以下兩種機制：監(jiān)督機制，根據(jù)理論分析，董事會獨立性的提升和投資機構(gòu)監(jiān)督積極性的提高，往往被看作是公司監(jiān)督機制改善的表現(xiàn)，所以本文通過以下兩個方面來衡量監(jiān)督機制的強化程度：董事會獨立性（Outbrd）的增強和投資機構(gòu)持股（Institut）的提升①隨著投資機構(gòu)持股水平的提升，機構(gòu)投資者監(jiān)督積極提升（李維安和李濱，2008）。。其中ΔOutbrd和ΔInstitn分別表示當年相對于前一年的外部獨立董事比例和機構(gòu)投資者持股比例的變動率②之所以衡量兩個指標的變動率，原因在于本文重點檢驗當年（T期）違規(guī)行為被揭發(fā)后，當期組織監(jiān)督機制的強化，是否可以緩解違規(guī)行為帶來的后續(xù)（T+1期）負面效應。。懲罰機制，根據(jù)理論分析CEO更換的公司，往往被看作具有較好的內(nèi)部懲罰機制，所以本文通過敗德行為被揭發(fā)后的CEO變更（Ceochg）來衡量企業(yè)懲罰機制的強化程度，其中Ceochg表示敗德行為被揭發(fā)后CEO變更情況（1=CEO發(fā)生變更，0=CEO未發(fā)生變更）。

4. 控制變量。主要對以下變量進行控制：企業(yè)壽命（Life），公司成立年限的自然對數(shù)（截止統(tǒng)計當年）；上市期限（List），公司上市年限的自然對數(shù)（截止統(tǒng)計當年）；企業(yè)規(guī)模（Size），公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；企業(yè)績效（ROA），用公司當年資產(chǎn)回報率ROA來衡量；企業(yè)性質(zhì)（Private），企業(yè)為家族制企業(yè)時，設定Private=1，否則為0；冗余資源（Slack），借鑒以往學者的研究（Bourgeois，1981），采取流動資產(chǎn)與流動負債的比例來衡量，該比例越大，表明組織冗余資源越多；政治關(guān)聯(lián)（Politcl），TMT和董事會成員所擁有的政治關(guān)聯(lián)（擔任人大代表、政協(xié)委員、政府相關(guān)部門職務）的總和；兩職兼任（Duality），若CEO同時兼任了董事長，則設定為Duality=1，反之，則設定為0；外部獨立董事比例（Outbrd），定義為外部獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例；股權(quán)集中度（Shrhfd），定義為前五大股東持股比例的赫芬達爾指數(shù)；企業(yè)市場份額（Market），定義為企業(yè)的主營業(yè)務收入占所在行業(yè)總主營業(yè)務收入的比例；行業(yè)豐腴性（Indmunf），根據(jù)以往測量方法（Keats和Hitt，1988），用行業(yè)前五年的平均凈利潤增長率來衡量；行業(yè)不確定性（Inducty），根據(jù)以往研究文獻（Keats和Hitt，1988），由過去五年行業(yè)銷售收入的不穩(wěn)定性（波動性）來衡量；制度環(huán)境（Develop），根據(jù)樊綱市場化指數(shù)來測量，該指數(shù)越大市場化發(fā)展程度越高。此外，本文還設置了年度、地區(qū)和行業(yè)虛擬變量來控制這些因素對企業(yè)績效可能產(chǎn)生的影響。

四、 實證檢驗與結(jié)果分析

（一）敗德行為與企業(yè)績效的關(guān)系檢驗

為規(guī)避樣本選擇偏差以及忽略與非違規(guī)企業(yè)的對比而導致檢驗結(jié)果有偏，該部分通過PSM配對方法納入非違規(guī)企業(yè)作為控制組進行檢驗。表1列示了PSM配對后包括控制組（未發(fā)生違規(guī)的企業(yè)）和處理組（發(fā)生違規(guī)的企業(yè)）在內(nèi)的所有樣本的檢驗結(jié)果。表1列示了傾向匹配的原則，考慮了以下需要配對的因素和潛在影響組織敗德行為發(fā)生的因素：Life企業(yè)壽命，Size企業(yè)規(guī)模，Leverage企業(yè)杠桿比例，Develop市場化水平（樊綱指數(shù)），Shrhfd股權(quán)集中度，Outbrd獨立董事占比，ROA_gap經(jīng)營期望落差程度，Indu行業(yè)虛擬變量，通過上述指標對是否發(fā)生敗德行為（虛擬變量）的Probit回歸，求出P-score值，然后根據(jù)PScore值的最相近程度進行的1∶1樣本匹配。PSM前觀測值總和為1 620，在匹配過程中未達成匹配的樣本觀測值為371個，最后達成匹配的樣本觀測值為1 249個，因為是1∶1匹配，所以最終的控制組和實驗組總體觀測值為1 249×2=2 498個。

表1 傾向得分匹配（PSM）中預測企業(yè)是否違規(guī)的檢驗分析

表2列示了兩種類型的敗德行為被揭露后對后續(xù)組織的會計和市場績效的影響效應，表2模型（1）—模型（3）以會計績效資產(chǎn)回報率（ROA）為因變量，模型（4）—模型（6）以市場績效托賓Q為因變量。一方面，從模型（1）和模型（4）可以看出：信息操縱違規(guī)（IllegalI）與滯后一期的資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））（beta=-0.006，p＜0.05）和滯后一期的托賓Q（Tobin’s Q（t+1））（beta=-0.030，p＜0.05）均呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系；模型（2）和模型（5）顯示：市場操縱行為（IllegalM）與滯后一期的資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））（beta=-0.008，p＜0.05）和滯后一期的托賓Q（beta=-0.071，p＜0.01）均呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系；模型（3）和模型（6）進一步以總敗德行為（IllegalT）為自變量進行檢驗，結(jié)果表明總敗德程度（IllegalT）與滯后一期的資產(chǎn)回報（ROA（t+1））（beta=-0.005，p＜0.1）和滯后一期的托賓Q（beta=-0.031，p＜0.01）均呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，且在以上兩兩對照模型中，違規(guī)行為均對托賓Q的負向影響效應更強。基于總敗德行為的檢驗結(jié)果，本文假設1得到驗證，即隨著被揭發(fā)的公司敗德程度越高，企業(yè)后續(xù)績效降低的程度越高。

表2 敗德行為與企業(yè)績效之間的關(guān)系檢驗

表2 （續(xù)）

另一方面，從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，市場操縱行為（IllegalM）帶來的對資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））的負向效應大于信息操縱行為（IllegalI）（beta=|-0.006|＜beta=|-0.008|），且模型（4）與模型（5）對比來看，市場操縱行為（IllegalM）帶來的對托賓Q的負向效應大于信息操縱（IllegalI）（beta=|-0.030|＜beta=|-0.071|）。因此，基于以上結(jié)果，在兩種類型的敗德行為中，市場操縱行為被揭露后對后續(xù)績效的負向影響更顯著。

（二）敗德行為與企業(yè)績效關(guān)系的修復機制分析

該部分進一步分析公司治理機制的兩個方面：監(jiān)督機制（機構(gòu)投資者持股和獨立董事比例的增加）和懲罰機制（CEO變更）對敗德行為與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，即分析兩種治理機制的改善對敗德行為所產(chǎn)生的負向效應起到削弱還是強化的作用。

1. 監(jiān)督機制的修復作用分析。表3列示了監(jiān)督機制中的獨立董事變動對敗德行為的后續(xù)負向效應的修復作用分析，檢驗結(jié)果表明：一方面，（1）從IllegalI×ΔOutbrd的交互項系數(shù)看，其在模型（1）和模型（4）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著獨立董事比例增大，信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）、Tobin’s Q（t+1）的負作用被削弱；（2）從IllegalM×ΔOutbrd的交互項系數(shù)看，其在模型（2）和模型（5）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著獨立董事比例的提高，市場操縱違規(guī)對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負向作用被削弱；（3）進一步地，從IllegalT×ΔOutbrd的交互項系數(shù)看，其在模型（3）和模型（6）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機構(gòu)投資者持股比例的提高，市場操縱違規(guī)和信息操縱違規(guī)的總和對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負向作用被削弱。因此獨立董事比例的增加對敗德行為的弱化和修復作用相對穩(wěn)健。本文假設2得以部分驗證。另一方面，從模型（1）與（4）中交互項系數(shù)對比來看，獨立董事比例的提升對信息操縱行為（IllegalM×ΔOutbrd）與托賓Q的負相關(guān)關(guān)系的修復作用大于對資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））的修復作用（beta=0.095＞beta=0.002）；且模型（2）與模型（5）交叉系數(shù)對比來看，獨立董事比例的提升對市場操縱行為（IllegalI×ΔOutbrd）與托賓Q的負相關(guān)關(guān)系的修復作用大于對資產(chǎn)回報率的修復作用（ROA（t+1））（beta=0.082＞beta=0.007）。因此，基于以上結(jié)果，獨立董事比例的提高對托賓Q的修復作用相對資產(chǎn)回報率ROA更大。

表3 監(jiān)督機制（獨立董事變動ΔOutbrd）對敗德行為負向效應的修復作用分析

表4列示了監(jiān)督機制中的機構(gòu)投資者持股變動對敗德行為的后續(xù)負向效應的修復作用分析，檢驗結(jié)果表明：一方面，（1）從IllegalI×ΔInstitn的交互項系數(shù)看，其在模型（1）中呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，但在模型（4）中不顯著，即隨著機構(gòu)投資者持股比例的提高，信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）的負向作用被削弱；而信息操縱違規(guī)對托賓Q的負向作用未受影響；（2）從IllegalM×ΔInstitn的交互項系數(shù)看，其在模型（2）和模型（5）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機構(gòu)投資者持股比例的提升，市場操縱違規(guī)對ROA（t+1）、Tobin’s Q（t+1）的負作用被削弱；（3）進一步地，從IllegalT×ΔInstitn的交互項系數(shù)看，其在模型（3）和模型（6）中均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著機構(gòu)投資者持股比例的提高，總敗德行為對ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）的負向作用被削弱。因此機構(gòu)投資者持股比例的提升對敗德行為的弱化和修復作用是顯著的，本文假設2得以部分驗證。另一方面，從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，機構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為（IllegalM）的負向效應的修復大于對信息操縱行為（IllegalI）的修復作用（beta=0.003＞beta=0.002）；且模型（4）與模型（5）對比來看，機構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為（IllegalM）的負向修復大于對信息操縱（IllegalI）的負向修復效應；因此在兩種類型的敗德行為中，隨著機構(gòu)投資者持股比例的提升對市場操縱行為所帶來的負向效應的修復作用更強。

表4 監(jiān)督機制（機構(gòu)投資者持股變動ΔInstitn）對敗德行為負向效應的修復作用分析

2. 懲罰機制的修復作用分析。表5列示了懲罰機制對敗德行為的后續(xù)負向效應的修復作用分析，檢驗結(jié)果表明：（1）從IllegalI×Ceochg的交互項系數(shù)看，其在模型（1）和模型（4）呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，即CEO的變更削弱了信息操縱違規(guī)對ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負向作用；在模型（2）和模型（5）中，IllegalM×Ceochg的交互項系數(shù)依然呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即CEO的變更也削弱了市場操縱違規(guī)對后續(xù)ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負向作用；進一步在模型（3）和模型（6）中，IllegalT×Ceochg的交互項系數(shù)仍然顯著為正，即CEO的變更修復了總違規(guī)行為對后續(xù)ROA（t+1）和Tobin’sQ（t+1）的負向作用，且這種對于后續(xù)敗德行為修復作用相當穩(wěn)健，本文假設3得以驗證。（2）從以上3組兩兩交互項之間的系數(shù)大小對比可看出，CEO變更所帶來的對后續(xù)市場績效（Tobin’sQ（t+1））的修復作用相對資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））更大（beta=0.098＞beta=0.023；beta=0.029＞beta=0.014；beta=0.086＞beta=0.018）。（3）從模型（1）與（2）的系數(shù)對比來看，CEO更換對資產(chǎn)回報率（ROA（t+1））和信息操縱行為（IllegalI）的負向關(guān)系的修復大于市場操縱行為（IllegalM）（beta=0.023＞beta= 0.014）；且模型（4）與模型（5）對比來看，CEO變更對信息操縱行為（IllegalI）和托賓Q的負向關(guān)系的修復大于市場操縱行為（IllegalI）（beta=0.098＞beta=0.029）；因此在兩種類型的敗德行為中，隨著CEO變更的懲罰效應的增強，對信息操縱行為相較市場操縱行為對后續(xù)績效的負向效應的修復作用更顯著。

表5 懲罰機制對敗德行為負向效應的修復作用分析

表5 （續(xù)）

五、 穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性問題的處理

內(nèi)生性問題是實證檢驗違規(guī)行為與經(jīng)營績效關(guān)系中常見的問題。在解決內(nèi)生性方面，首先，為了減少違規(guī)行為和經(jīng)營績效相互影響而對回歸模型造成的影響，本文對違規(guī)行為與經(jīng)營績效使用了跨期的時間設定，即被揭發(fā)的違規(guī)行為是T期發(fā)生的，而對應的因變量經(jīng)營績效數(shù)值，則使用T+1滯后一期的ROA（t+1）和Tobin’s Q（t+1）數(shù)據(jù)。其次，為了進一步消除因樣本選擇偏差可能帶來的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段最小二乘法對模型進行了內(nèi)生性處理，結(jié)果表明在處理了內(nèi)生性后①基于版面限制，相應穩(wěn)健性檢驗表格均未報告，如讀者感興趣可與作者聯(lián)系索取。，實證結(jié)果與上述結(jié)果基本一致，本文主要假設依然能得到支持。

（二）變更相關(guān)變量的穩(wěn)健性檢驗

除了解決上述內(nèi)生性問題外，本文還對模型中自變量、因變量和調(diào)節(jié)變量分別進行了替代性測量的穩(wěn)健性檢驗，實證結(jié)果均依然支持本文研究假設，具體再檢驗情況如下：（1）更換組織績效的穩(wěn)健性檢驗。第四部分主要以ROA和托賓Q為因變量對主效應和治理機制的修復作用進行了檢驗分析，該部分更換績效指標為ROE和市場價值MV。（2）變更監(jiān)督機制的穩(wěn)健性檢驗。第四部分主要以董事會獨立性和投資機構(gòu)監(jiān)督積極性的提高來衡量公司監(jiān)督機制的改善，該部分從董事會和監(jiān)事會履行職責的勤勉性上（敗德發(fā)生后召開會議次數(shù)的增加量ΔMi，t）來衡量治理機制改善情況。（3）變更懲罰機制的穩(wěn)健性檢驗。第四部分主要以CEO變更來衡量公司懲罰機制的改善，該部分從CEO兩職兼任（違規(guī)揭發(fā)當年CEO兼任狀態(tài)，如果CEO不兼任董事長，則Duality=1，否則=0）和CEO被解聘（違規(guī)揭發(fā)當年因涉案解聘，則Dimreas=1，否則=0）來衡量懲罰機制改善情況，之所以選擇這兩個指標作為穩(wěn)健性檢驗，具體原因如下：CEO兼任董事長則權(quán)力越大，預示被懲戒的可能性較小，懲罰機制削弱，反之，則預示著被懲罰的可能性相對較高；CEO涉案解聘則是更為直接的一種懲罰方式，區(qū)別于第四部分CEO變更可能存在其他的變更原因，比如正常的工作調(diào)動、退休、任期屆滿、辭職或代理結(jié)束等等。（4）考慮敗德行為處罰程度的穩(wěn)健性檢驗。本文自變量的度量方式是用“敗德行為被揭發(fā)的次數(shù)”來衡量，但不同程度的敗德行為對利益相關(guān)者造成的影響是存在較大的異質(zhì)性，僅從被揭發(fā)的行為次數(shù)上闡釋敗德行為的程度有所欠缺，為了更好地研究被揭發(fā)的敗德行為的程度差異性，該部分用“敗德行為的處罰金額”來區(qū)分當敗德行為被揭發(fā)后的嚴重程度，懲罰金額越高（Spnlty），說明被揭發(fā)的敗德行為的嚴重程度越高，對于企業(yè)合法性的損害更高。基于此，以“懲罰金額（Spnlty）”為自變量，重新對假設進行穩(wěn)健性檢驗。

六、 研究結(jié)論

本文從企業(yè)的合法性視角出發(fā)，在分析敗德行為（被揭露后）損害組織績效的基礎上，重點將治理機制的兩個方面，即監(jiān)督和懲罰機制引入到研究框架中，考察兩種機制的改善在修復組織合法性和弱化敗德行為的負向效應中所起到的作用，這對于完善敗德行為方面的研究具有一定的理論研究意義：一方面，深入分析敗德行為被揭露后對企業(yè)層面的后續(xù)運營績效所產(chǎn)生的影響，而不是對股票市場的反應；另一方面，本文重點回答當敗德行為被揭發(fā)后，哪方面治理機制的改善能起到修復組織合法性，以及緩解敗德行為負面影響方面的作用，而不是只探討敗德行為被揭發(fā)后是否會產(chǎn)生負向效應，以及負向影響效應的高低程度。

本文也存在研究的不足：首先，由于無法獲取到敗德行為被揭發(fā)后，企業(yè)面臨的直接成本數(shù)據(jù)，所以也就未能去區(qū)分和檢驗敗德行為被揭發(fā)后的直接效應和間接效應的區(qū)別和差異性問題，但這些都是值得進一步研究的主題，未來研究可以考慮通過問卷一手數(shù)據(jù)調(diào)研的形式采集更為全面的數(shù)據(jù)進行驗證。其次，因為本文故事邏輯的問題，自變量和調(diào)節(jié)變量之間存在時間上的“序貫性”，也就使得調(diào)節(jié)變量并非完全理想狀態(tài)下的外生性變量，該問題的存在會影響到調(diào)節(jié)效應的大小程度的確定，未來應在時間“序貫”問題上進一步完善。