譚慶　吳鋮鋮　陳素平

[摘 要] 高管腐敗致使企業(yè)資產(chǎn)流失、創(chuàng)新活動受阻、投資效率下降、交易成本提高及債務(wù)成本增加等，最終會損害投資者利益和降低企業(yè)價值。文章以我國房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2014-2018年面板數(shù)據(jù)作為研究對象，通過運用多元線性回歸和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗研究隱性腐敗與企業(yè)價值之間的關(guān)系及股權(quán)結(jié)構(gòu)在二者間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：（1）房地產(chǎn)業(yè)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，即減少隱性腐敗能在一定程度上提高企業(yè)價值;（2）股權(quán)集中度與企業(yè)價值正相關(guān)，提高股權(quán)集中度能降低管理層隱性腐敗的可能性;（3）股權(quán)制衡度與企業(yè)價值正相關(guān)。

[關(guān)鍵詞] 隱性腐敗;股權(quán)結(jié)構(gòu);企業(yè)價值

[中圖分類號]F272[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

一、引言

十八大報告明確提出：“要全面推進(jìn)懲治和預(yù)防腐敗體系建設(shè)，要堅持中國的特色反腐倡廉道路”。十九大報告明確指出，要爭奪反腐敗斗爭的壓倒性勝利，反腐敗斗爭形勢依然嚴(yán)峻復(fù)雜，穩(wěn)固壓倒性勢態(tài)、取得壓倒性勝利的決心一定要堅如磐石。近年來，企業(yè)高管腐敗犯罪現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重，2014-2017年企業(yè)家腐敗犯罪總次數(shù)逐年增加，增長率高達(dá)215%[1]24?！镀髽I(yè)家腐敗犯罪報告》（見表1）中顯示2014-2017年涉罪企業(yè)家總?cè)藬?shù)2 337人，其中非國有企業(yè)家1 569人（職務(wù)侵占罪、單位行賄罪及挪用資金罪比重大），占總腐敗犯罪人數(shù)的67.14%，國有企業(yè)家768人（受賄罪、貪污罪及挪用公款罪風(fēng)險高），占總腐敗犯罪人數(shù)的32.86%。非國有企業(yè)家犯罪次數(shù)1 666次，占總腐敗犯罪次數(shù)的64.72%，國有企業(yè)家犯罪次數(shù)908次，占總腐敗犯罪人數(shù)的35.28%。

企業(yè)高管腐敗是一個國家或地區(qū)道德風(fēng)氣的重要體現(xiàn)，高管腐敗行為會造成企業(yè)資產(chǎn)流失、創(chuàng)新活動受阻、投資效率下降、交易成本提高及債務(wù)成本增加等，最終會在一定程度上損害投資者利益和降低企業(yè)價值。反腐敗雖需增加企業(yè)尋租資本，但會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新資本投入和創(chuàng)新人員投入，強化企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力效用。構(gòu)建“親”和“清”的新型政商關(guān)系，應(yīng)深化“放管服”改革，加快轉(zhuǎn)變政府職能，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營行為及政府與企業(yè)之間的關(guān)系。

本文以房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2014-2018年面板數(shù)據(jù)（國有企業(yè)樣本點296個，非國有企業(yè)樣本點289個）作為研究對象，通過運用多元線性回歸和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗研究隱性腐敗與企業(yè)價值之間的關(guān)系及股權(quán)結(jié)構(gòu)在二者間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，旨在結(jié)合股權(quán)結(jié)構(gòu)探究高管隱性腐敗對企業(yè)價值的影響方式及影響程度，推動企業(yè)高管隱性腐敗行為制約機制的形成。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)高管腐敗有顯性腐敗和隱性腐敗之分。顯性腐敗是企業(yè)高管人員為謀取私利而貪污受賄、侵犯公司財產(chǎn)等明顯違法行為，而隱性腐敗是企業(yè)高管人員通過隱蔽途徑獲取超額報酬、超額在職消費等行為。Xuan（2009）認(rèn)為高管隱性腐敗動機和尋租行為會嚴(yán)重影響企業(yè)內(nèi)部各部門資本投向，最終直接降低企業(yè)整體投資效率和企業(yè)價值;Oler（2011）提出高權(quán)力管理層通過開展非關(guān)聯(lián)性并購活動和構(gòu)建商業(yè)帝國雖然可以預(yù)防塹壕效應(yīng)，但會在一定程度上損害投資者利益和降低企業(yè)價值;Morse（2011）認(rèn)為同等條件下腐敗企業(yè)市場價值比未發(fā)生腐敗企業(yè)市場價值平均低4.8%;楊卓（2012）研究后發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管腐敗與凈資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，其會嚴(yán)重?fù)p害企業(yè)經(jīng)營績效，并最終導(dǎo)致企業(yè)價值下降[2]27;胡振興（2016）提出高管腐敗會抑制企業(yè)創(chuàng)新，成為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“絆腳石”[3]40;總而言之，企業(yè)高管腐敗行為會造成企業(yè)資產(chǎn)流失、創(chuàng)新活動受阻、投資效率下降，反腐敗雖需增加企業(yè)尋租資本，但會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新資本投入和創(chuàng)新人員投入，強化企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力效用[4]40?；谝陨戏治觯疚奶岢鱿嚓P(guān)假設(shè)：

假設(shè)一：隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，減少隱性腐敗能提高企業(yè)價值。

現(xiàn)代公司所有權(quán)、經(jīng)營權(quán)普遍分離、股權(quán)集中程度高低不一，造成企業(yè)管理層比股東更有機會、更有能力控制公司經(jīng)營活動，從而容易滋生企業(yè)管理層腐敗現(xiàn)象。股權(quán)集中程度較低時，眾多中小股東因監(jiān)督成本過高而選擇“搭便車”，最終形成“內(nèi)部人控制”格局和誘發(fā)管理層“道德風(fēng)險”。相對集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)可提高大股東“掏空”上市公司的成本，有助于督促公司股東監(jiān)督和激勵管理層，約束公司內(nèi)管理層的控制性活動。提高股東持股比例，在加強管理層被監(jiān)督力度和企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營參與度的同時降低企業(yè)隱性腐敗可能性，從而實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。黃惠（2014）研究認(rèn)為股權(quán)分散時股東參與監(jiān)督管理層的意愿較小，會導(dǎo)致股東缺乏能力對企業(yè)管理層行為實施監(jiān)督（管理層缺位），從而提高管理層濫用控制權(quán)謀取私利的可能性[5]32;楊德明（2015）研究后發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)所有者失位和高管控制權(quán)過大很可能導(dǎo)致企業(yè)管理層腐敗，且管理層行政權(quán)力會加強其控制權(quán)過大所產(chǎn)生腐敗的程度[6]68;甄紅線（2015）提出國有終極控制權(quán)集中能更有效降低企業(yè)代理成本，最終在提升公司業(yè)績的同時提高企業(yè)價值[7]171?；谝陨侠碚摲治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)二：股權(quán)集中度與企業(yè)價值正相關(guān)，股權(quán)集中有助于提高企業(yè)價值。

股權(quán)制衡是上市公司多個高持股比例股東共同控制、共同約束公司經(jīng)營決策。適中的股權(quán)制衡可以形成各股東之間相互監(jiān)督及對管理層監(jiān)督的機制，以防止公司股權(quán)結(jié)構(gòu)過于集中而導(dǎo)致的“一股獨大”“內(nèi)部人控制”等問題，約束控股股東對公司利益的非法侵占行為，從而在一定程度上提高企業(yè)價值。Gomes（2001）認(rèn)為股權(quán)制衡可以促使大股東之間相互監(jiān)督以防止大股東出現(xiàn)“獨裁”行為，從而保護(hù)中小股東利益及提高企業(yè)價值;周菡菁（2014）提出股權(quán)制衡與凈資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)，適度的股權(quán)制衡可以提高企業(yè)價值[8]125;呂懷立（2010）研究后發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡能有效制約企業(yè)控股股東的追逐私利行為（關(guān)聯(lián)交易、侵占財產(chǎn)等），有助于提升公司價值[9]21。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)三：股權(quán)制衡度與企業(yè)價值正相關(guān)，股權(quán)制衡有助于提高企業(yè)價值。

三、研究設(shè)計

（一）變量選擇

本文選取證監(jiān)會行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2014-2018年面板數(shù)據(jù)作為研究對象（剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，國有企業(yè)樣本點296個，非國有企業(yè)樣本點289個）。以托賓Q值作為被解釋變量（企業(yè)價值Tobin Q）的衡量指標(biāo)，以管理費用扣除董事、監(jiān)事、高管薪酬總額后的余額與營業(yè)收入比值作為解釋變量（隱性腐敗）的衡量指標(biāo)，以第一大股東持股比例（CR1）、前十大股東持股比例（CR10）、股權(quán)制衡度（Z）作為調(diào)節(jié)變量（股權(quán)結(jié)構(gòu)）的衡量指標(biāo)，以公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）作為控制變量的衡量指標(biāo)。具體變量選擇定義及變量解釋如表2所示。（二）模型構(gòu)建

模型（2）中的CR1*CORRUPT為第一大股東持股比例與隱性腐敗的交叉項，模型（3）中的CR10*CORRUPT為前十大股東持股比例與隱性腐敗的交叉項，模型（4）中的Z*CORRUPT為股權(quán)制衡度與隱性腐敗的交叉項。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文對296個國有企業(yè)樣本點、289個非國有企業(yè)樣本點進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，以初步了解房地產(chǎn)行業(yè)上市公司企業(yè)價值、隱性腐敗、股權(quán)結(jié)構(gòu)等變量基本情況。具體描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

由表3可知，國有企業(yè)TobinQ均值1.372 2低于非國有企業(yè)TobinQ均值1.812 2，且國有企業(yè)TobinQ極大值6.478 4低于非國有企業(yè)TobinQ均值18.348 1，表明我國非國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值普通高于國有上市公司。非國有企業(yè)TobinQ標(biāo)準(zhǔn)差1.909 2顯著高于國有企業(yè)TobinQ標(biāo)準(zhǔn)差0.613 5，表明非國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值差異程度高于國有房地產(chǎn)上市公司。國有企業(yè)隱性腐敗極大值、極小值及均值分別為0.007 3，0.659 6，0.054 5，非國有企業(yè)隱性腐敗極大值、極小值及均值分別為0.006 5，0.854 5，0.088 5，說明我國房地產(chǎn)行業(yè)上市公司隱性腐敗情況基本保持同一水平，無明顯產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異。國有房地產(chǎn)上市公司第一大股東持股比例、前十大股東持股比例、股權(quán)制衡度均值與非國有房地產(chǎn)上市公司相差不大，但非國有房地產(chǎn)上市公司前十大股東持股比例極大值高于國有房地產(chǎn)上市公司，表明我國非國有房地產(chǎn)上市公司股權(quán)集中度高于國有房地產(chǎn)上市公司。就控制變量而言，非國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率與國有房地產(chǎn)上市公司無明顯差異。

（二）相關(guān)性分析

為驗證上文模型構(gòu)建中變量選擇的合理性及檢驗房地產(chǎn)行業(yè)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值間的關(guān)系，本文對國有、非國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值、隱性腐敗、第一大股東持股比例、前十大股東持股比例、股權(quán)制衡度、公司規(guī)模及資產(chǎn)負(fù)債率進(jìn)行相關(guān)性分析?；貧w結(jié)果中各解釋變量、控制變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)均較低，表明變量間基本不存在多重共線性。具體相關(guān)性分析結(jié)果如表4、表5所示。

由表4及表5可知，國有房地產(chǎn)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)-0.350，非國有房地產(chǎn)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)-0.377，二者均在1%的置信水平下顯著相關(guān)，表明我國房地產(chǎn)業(yè)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，即減少隱性腐敗能在一定程度上提高企業(yè)價值（假設(shè)一成立）。國有企業(yè)、非國有企業(yè)第一大股東持股比例與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)分別為0.153，0.244，前十大股東持股比例與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)分別為0.320，0.285，表明股權(quán)集中度與企業(yè)價值正相關(guān)，股權(quán)集中有助于提高企業(yè)價值（假設(shè)二成立）。國有企業(yè)、非國有企業(yè)股權(quán)制衡度與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)0.120，0.201均在1%的置信水平下顯著正相關(guān)，表明股權(quán)制衡與企業(yè)價值正相關(guān)，股權(quán)制衡有助于提高企業(yè)價值（假設(shè)三成立）?？刂谱兞抗疽?guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價值相關(guān)系數(shù)均為負(fù)數(shù)且在1%的置信水平下顯著相關(guān)，說明非國有、國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率均與企業(yè)價值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）回歸分析

基于Pearson相關(guān)性分析結(jié)果，本文根據(jù)模型（1）、模型（2）、模型（3）、模型（4）對國有、非國有房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值與隱性腐敗、第一大股東持股比例和隱性腐敗交叉項（CR1*CORRUPT）、前十大股東持股比例和隱性腐敗交叉項（CR10*CORRUPT）、股權(quán)制衡度和隱性腐敗交叉項（Z*CORRUPT）進(jìn)行回歸分析。具體回歸結(jié)果如表6、表7所示。

由表6、表7對比分析可知，國有房地產(chǎn)上市公司模型（1）、模型（2）、模型（3）、模型（4）的回歸系數(shù)基本穩(wěn)定在0.3左右，非國有房地產(chǎn)上市公司模型（1）、模型（2）、模型（3）、模型（4）的回歸系數(shù)基本穩(wěn)定在0.4左右，表明模型均具有一定的擬合程度。國有、非國有房地產(chǎn)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值的回歸系數(shù)分別為-0.172，-0.207，表明隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，即減少隱性腐敗能在一定程度上提高企業(yè)價值（假設(shè)一成立）。國有、非國有房地產(chǎn)上市公司第一大股東持股比例、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)分別為-0.421，-0.126，前十大股東持股比例、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)分別為-0.493，-0.163，表明股東持股比例、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，且前十大股東持股比例、隱性腐敗交互項對企業(yè)價值的影響高于第一大股東持股比例、隱性腐敗交互項。結(jié)合假設(shè)一（隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)）可知，股權(quán)集中度與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系，提高股權(quán)集中度可在一定程度上增加企業(yè)價值（假設(shè)二成立）。就股權(quán)制衡度而言，國有房地產(chǎn)上市公司股權(quán)制衡度、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)0.188，非國有房地產(chǎn)上市公司股權(quán)制衡度、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)0.282，表明房地產(chǎn)上市公司股權(quán)制衡度、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值正相關(guān)，股權(quán)制衡度有助于提升房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值（假設(shè)三成立）。

五、研究結(jié)論

本文選取房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2014-2018年面板數(shù)據(jù)（國有企業(yè)樣本點296個，非國有企業(yè)樣本點289個）作為研究樣本，對隱性腐敗與企業(yè)價值之間的關(guān)系及股權(quán)結(jié)構(gòu)在二者間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行回歸分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。研究結(jié)果表明：（1）房地產(chǎn)業(yè)上市公司隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，即減少隱性腐敗能在一定程度上提高企業(yè)價值;（2）提高股東持股比例，在加強管理層被監(jiān)督力度的同時可降低企業(yè)隱性腐敗可能性，股權(quán)集中度與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系。前十大股東持股比例、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)絕對值大于第一大股東持股比例、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值回歸系數(shù)絕對值，且隱性腐敗與企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，表明提高股權(quán)集中度能增加企業(yè)價值;（3）股權(quán)制衡度、隱性腐敗交互項與企業(yè)價值正相關(guān)。大股東共同監(jiān)督、共同決策的股權(quán)制衡機制能有效抑制企業(yè)隱性腐敗，提高股權(quán)制衡度能在一定程度上提升房地產(chǎn)上市公司企業(yè)價值。

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[責(zé)任編輯]王立國