員工持股計劃能抑制高管違規行為嗎

袁小平 劉光軍 彭韶兵

【摘要】以證監會推出的《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》為政策背景，基于2014～2018年我國上市公司高管違規行為數據，對公司治理水平、員工持股計劃與企業高管違規行為之間的關系進行研究。實證檢驗結果表明：員工持股計劃與公司治理綜合水平的交互作用顯著，即員工持股計劃能夠顯著促進公司治理水平對高管違規行為的抑制作用；處于較低的公司治理綜合水平的員工持股計劃，提高了高管違規行為發生的頻率；員工持股計劃能有效提升公司治理綜合水平。研究結論對于完善ESOP設計、優化產權與控制權結構、提高公司治理水平、抑制高管違規行為等具有重要意義。

【關鍵詞】公司治理水平；員工持股計劃；高管違規行為；經營績效

【中圖分類號】F276.6【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）24-0036-9

【基金項目】中央高校基本科研業務費專項資金項目（項目編號：JBK15O7147）

一、引言

員工持股計劃（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）源于1958年美國經濟學家路易斯·凱爾索提出的“二元經濟學理論”。20世紀70年代在西方國家進行試點，80年代即成為西方企業界普遍采用的中長期激勵模式。在我國改革開放初期，一些企業以籌措資金為目的開始了內部職工股試點工作，歷經波折，直到2012年8月，證監會發布了《上市公司員工持股計劃管理暫行辦法（征求意見稿）》及起草說明。2014年6月，為貫徹黨的十八屆三中全會和《國務院關于進一步促進資本市場健康發展的若干意見》（國發[2014]17號）的精神，經國務院同意，證監會制定并發布《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》，在我國上市公司中開展ESOP試點，這標志著我國上市公司ESOP開始獲批放行。

自海普瑞（002399）董事會于2014年7月10日首推ESOP預案以來，截止到2018年年底，我國A股上市公司推出ESOP方案（包括預案）的數量達712份，涉及上市公司數量達582家，占A股上市公司總數的比重高達18.02%。從以上數據可以看出，2014年證監會出臺試點意見以后，A股上市公司反應強烈，僅2015年就推出365份ESOP方案，占目前方案數量的比重達51.26%。

高管違規行為主要指企業高管違反證券法、公司法以及證監會部門規章等，涉及財務造假、推遲披露、重大信息遺漏、違規出資、擅自改變資金用途、操縱股價、違規擔保、炒作次新股、利用高送轉違規交易等行為。其發生頻率與公司治理水平、ESOP的實施可能有一定的相關關系。

由于我國資本市場不成熟且存在非理性的投資者，針對我國上市公司推出的ESOP方案，投資者在連續幾輪遭遇股災的洗禮后，對ESOP的美好意愿瞬間化為泡影，投資者拋出ESOP是“餡餅”還是“陷阱”、是“大利好”還是“大忽悠”的疑問。這和美國ESOP早期人們質疑ESOP到底是“靈丹妙藥”還是“安慰劑”如出一轍。但我國也不乏成功的經典案例——華為公司的ESOP。華為公司2013年即超越愛立信成為全球第一通信設備運營商；2018年度銷售收入達7212億元、凈利潤為593億元；2017年第一季度超越思科占據核心路由器全球第一市場份額。華為取得成功的原因固然很多，但其實施的ESOP被公認為是成功的關鍵因素之一。

綜上所述，ESOP在國外得到了廣泛的研究和應用，而在我國推廣運用得較晚，ESOP的實施效果還不得而知，國內學者在研究ESOP時大多采用的是規范研究和案例研究方法，利用數理統計方法進行的研究還比較少。ESOP在我國經歷了曲折的發展，企業試點ESOP后公司治理效果是否發生變化，二者交互作用如何？面對資本市場的屢屢質疑，高管違規行為是否有所減少？ESOP的實施是否提升了企業經營績效和公司價值？這些問題是本文試圖進行研究和回答的主要問題。

二、理論分析與研究假設

ESOP與股權激勵計劃一樣具有多重功能。ESOP側重于緩解經理層與中層或基層員工之間的代理沖突，而股權激勵計劃重在緩解股東（董事會）與經理層之間的代理沖突，降低代理成本。ESOP的功能和作用主要在于：①通過建立和完善勞資共享機制，調整企業收益權、奠定民主管理基礎、緩解代理沖突；②提高公司治理水平，完善監督和約束機制；③吸引和留住人才，提高員工的凝聚力、企業競爭力和企業經營績效；④擴大企業資金來源渠道，優化社會資金配置。從下圖中可以看出，根據企業行政管理層級可劃分出至少三個層次的委托代理關系，其中ESOP在于緩解第三層的代理關系；員工主人翁地位的回歸，使得所有權約束主體更加明晰，能夠對CEO形成有效的約束和監督。

如前所述，國外在ESOP對企業經營績效的影響研究上盡管也不完全一致，但基本持肯定態度。與之相比，我國ESOP經歷了一個曲折的發展歷程，直到2014年6月由證監會推出了《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》，緊接著上交所發布了《上市公司員工持股計劃信息披露工作指引》，ESOP才得到了制度規范。我國關于ESOP的規范研究較多，實證研究較少；早期研究較少，近期研究較多。我國學者對于ESOP的研究也主要集中于ESOP與經營績效（市場指標和會計利潤指標）方面。

公司治理包括公司內部的治理體系以及外部的約束機制。建立在委托代理、兩權分離、利益相關者等理論基礎上的公司治理理論指出，有效的公司治理機制能夠提升企業經營管理水平、監督和約束CEO的行為。一些學者從所有權與控制權、董事會特征、審計監督、債權人軟約束、機構投資者等視角研究了公司治理水平。Chtourou等[1]研究認為，完善的審計委員會結構，能夠有效約束CEO的盈余管理、違法違規等行為，包括獨立董事比例、董事會規模等指標。Jensen等[2]指出，企業的負債能夠從外部監督視角有效地約束CEO的行為，債務還本付息的融資成本壓力和“硬約束”性質，可抑制CEO對自由現金流量的過度支配，緩解股東與CEO之間的沖突。Shleife等[3]也通過實證研究指出，通過企業融資，債權人能夠有效約束代理沖突所帶來的CEO過度投資行為。Parrino等[4]指出，公司債務的到期期限越長，代理成本越大。齊蕾[5]指出，合理配置企業的產權決定了企業的利益激勵機制，這也是公司治理的主要內容之一。

總體而言，在實施ESOP方面我國A股上市公司反應強烈、積極，尤其是民營上市公司，具體如下：①證監會于2014年6月制定并發布《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》，不到一個月，即2014年7月9日便有海普瑞（002399）公布其ESOP（草案）。②貝因美（002570）于2014年12月主動放棄了股權激勵計劃，而改推ESOP。其主要原因在于，公司經營業績實際情況與股權激勵考核的指標存在較大偏差，難以實現激勵目標，達到效果，而ES？ OP則非常靈活，且無目標業績的桎梏。③2015年5月，寶新能源（000690）宣稱，要在2015～2024年逐步推出10期的ESOP。④如前所述，截止到2018年年底，我國A股上市公司推出了涉及582家共計712份ESOP方案，且數量仍在大幅增長。因此，由于參與對象的覆蓋面較廣，ESOP能夠緩解CEO與普通員工之間的“身份和地位”沖突，實現員工股權激勵的初衷和基本功能。

但我國推出的ESOP方案，也引發外界不少質疑聲。①我國已實施ESOP的上市公司，大都屬于規模偏小、處于完全競爭市場下的非國有控股上市公司，面臨激烈的市場競爭和有限的發展空間。②已推出的ESOP方案缺陷較多：激勵比例偏低（均值為1.68%）；鎖定期偏短（大多為12個月）；部分激勵對象主要為高管或高管近親屬，自我激勵動機明顯；激勵資金來源單一，主要為自籌資金，使得ESOP方案落地困難。普通員工對ESOP的積極性不高。③公布ESOP方案的公司較多、具體實施的較少；因多種原因終止原ESOP的較多；部分實施ESOP的上市公司股價大幅波動，出現浮虧現象，也對ESOP方案的激勵效果產生消極影響。④我國上市公司高管違規成本較低，也使得高管違規行為頻頻發生。綜上所述，由于實施ESOP的上市公司面臨更多的外部市場競爭，而ESOP方案又存在設計缺陷，終止實施的公司較多，ESOP的實施在短期內可能難以約束、監控高管違規行為。但由于ESOP的一個主要功能是通過明晰所有制主體來優化公司治理，因此ESOP與公司治理綜合水平的共同作用也會直接約束高管的行為，即ESOP的實施有利于加強公司治理水平對高管違規行為的約束作用。

因此，提出研究假設1：

假設1：我國實施的ESOP，能顯著增強公司治理水平對高管違規行為的約束作用。

ESOP的實施，也與公司治理水平相關：處于低公司治理水平之下的上市公司，其高管可能凌駕于內部控制之上，企業戰略調整和決策可能更多依賴于高管個人意愿而非團隊意志，在此條件下實施ESOP則更可能誘發高管違規行為。而處于高公司治理水平下的上市公司，實施ESOP則可以進一步加強對高管行為的約束。

因此，提出研究假設2：

假設2：低治理水平公司實施的ESOP，并不能顯著抑制高管違規行為。

ESOP的有效實施，能夠徹底改變企業員工的身份和地位，變“打工者”為“股東”身份，能夠充分激發員工的主人翁精神和工作積極性，加大員工對企業經營管理流程的監督約束力度，進一步提高公司治理水平。因此，ESOP和公司治理水平是相輔相成的，ESOP的實施能有效提升公司治理水平，公司治理水平的提升也依賴于全體員工的監督。

因此，提出研究假設3：

假設3：實施ESOP能顯著提升公司治理水平。

三、模型設計與變量選取

（一）數據與樣本

本文首先通過Wind資訊數據庫收集、整理 2014～2018年我國披露高管違規行為的641家A股上市公司共計862個數據。然后，根據樣本公司的行業、規模等，通過stata軟件、利用PSM傾向得分匹配法尋找了1～2個配對樣本，并通過新浪財經等補充和完善了個別樣本缺損的信息。最后，通過CSMAR數據庫，獲取所有樣本公司的財務數據，剔除了相關數據缺失、？ST、ST和金融企業樣本，最終獲得1361家上市公司，共計6318個年度觀察值。由于財務數據可能存在極端值的影響，本文對所有財務指標方面的變量在1%的水平上進行了縮尾（Winsorize）處理。在通過Wind和CSMAR數據庫搜集了相關數據后，利用Excel 2016辦公軟件對數據進行了前期簡易整理，最后主要使用Stata 12.0數理統計軟件對所有數據進行了處理。

（二）變量含義及解釋

1.被解釋變量：高管違規行為（illegal）。CEO違規行為不同于貪污、受賄、職務侵占、挪用等違反刑法的腐敗行為，一些學者主要從財務舞弊、財務重述、股價操縱以及盈余管理等視角進行了研究。胡國強等[6]研究認為，高管持股比例高反而加劇了財務重述等違規行為，更可能導致財務舞弊的發生。魏云[7]將高管的負面會計行為劃分為盈余操縱、會計舞弊及股價操縱等。參考以上學者的研究，本文以高管是否發生違規行為二元啞變量，作為高管違規行為的代理變量。

2.解釋變量。解釋變量主要包括ESOP、公司治理水平以及ESOP與公司治理水平的交乘項等變量。ESOP（ESOP1），以是否公布或實施了ESOP為二元啞變量，作為ESOP的代理變量；為進一步考察ESOP的影響效應，本文將當年度實施或公布了ES？ OP的，下一年度也視同為二元啞變量（ESOP2）。

關于公司治理水平變量，蘇冬蔚等[8]在研究公司治理對盈余管理的影響時，主要從產權與控制權結構、董事會結構、審計質量、債權人治理以及境外上市公司持股等5個方面分9個變量分析上市公司盈余管理影響的顯著性程度。其9個變量分別為是否為國有控股、第一大股東持股比例、獨董比例、董事長與總經理兩職合一、是否設立審計委員會、是否由四大會計師事務所審計、審計意見是否為標準意見、財務杠桿等。謝婷婷[9]也通過主成分分析法，從股權結構、董事會特征、審計監督和機構投資者等4個方面設立了7個主要指標來進行主成分分析，得出公司治理綜合水平指標，作為公司治理水平的代理變量。在變量設計中大多考慮董事長與總經理兩職合一、是否設置審計委員會等情況，但從目前我國上市公司實際情況看，董事長與總經理兩職合一的比重已經很小、設立審計委員會也是上市公司治理準則的要求，故本文并沒有考慮這兩個指標的影響。與此同時，一些學者在選擇公司治理綜合強度指標時，較多地使用了二元變量，這對主成分分析的結果會有一定程度的影響，因此，在衡量各維度指標時本文較多采用了序數變量或連續變量。

參考以上學者的研究，筆者主要基于所有權與控制權、董事會特征、審計監督和債權人軟約束等四個方面共計8個變量進行主成分分析，得出公司治理綜合水平的代理變量（govern1，governance）。其中，8個變量主要是產權性質（state2）、股權分散程度[S（2，10）/S1]、獨董比例（independ）、董事會會議次數（board1）、董事會規模（board2）、審計意見類型（audit_type）、審計質量（audit_quality）、負債比例（debt）等，具體變量定義及其解釋見表1。

從產權性質視角分析變量選擇。由于國有企業所有者缺位、代理鏈條過長，導致公司治理機制相比民營企業較弱、代理成本較高、發生高管違規行為的概率較大。朱茶芬等[10]研究發現，國有控股上市公司由于受內部人控制、債務軟約束，以及政府干預等因素影響，治理機制不健全、會計指標穩健性偏低。薄仙慧等[11]研究指出，機構投資者持股和國有控股對企業盈余管理和公司治理影響并不顯著。蘇冬蔚等[8]以是否是國有控股和第一大股東持股的比例來衡量產權與控制權結構?？紤]到相比國有控股企業存在內部人控制問題，民營企業的產權更為清晰，本文將國有控股設置為1，民營控股設置為2。并考慮股權分散度，以“第2 ～ 10大股東持股比例之和/第一大股東持股比例”衡量股權分散程度，比值越大說明股權越分散，即前十大股東對控股股東的約束越強，一定程度上抑制了高管的控制權，公司治理水平相對較高。

在董事會特征、審計監督和債權人約束等變量設置上，借鑒Cornett等[12]、蘇冬蔚等[8]、李菲[13]、謝婷婷[9]等的研究。在董事會特征設置上，本文以獨董比例、董事會會議次數和董事會規模等三個指標來衡量董事會特征，即獨董占全部董事的比例（%）、年度董事會召開次數、董事會成員數量。在審計監督變量設置上，Caramanis等[14]指出，審計質量對企業盈余管理有顯著影響。蘇冬蔚等[8]認為審計監督有助于提升公司治理水平。因此，本文主要從審計意見和審計質量兩方面衡量審計監督強度。其中，審計意見類型為：否定意見或無法表示意見為1，除前二者之外的非標意見為2，標準無保留意見為3；審計質量為：如果由境外四大會計師事務所審計年度會計報表則為4，如果由境外四大會計師事務所與境內事務所合資提供的審計為3，前10名境內會計師事務所提供的審計則取2，其他境內會計師事務所提供的審計取1。在債權人軟約束上，選擇長期負債占總資產的比率為代理變量。在債權人軟約束上，一些學者主要以長期負債比率和資產負債率等指標作為代理變量，但在約束是否顯著上學者意見不一。蔡寧等[15]認為債權人的外部監督和軟約束有助于降低企業的盈余管理水平、改善公司治理，但劉光軍等[16]認為負債水平越高或財務杠桿越高，企業越易陷入財務困境而產生盈余管理動機，債權人外部監督落空，無益于公司治理。本文以長期負債占總資產比率來衡量債權人軟約束。

在經過主成分分析后得出公司治理綜合水平（govern1，governance），為進行進一步分析，本文也設置了均值代理變量（govern2，governance mean），即公司治理綜合水平大于均值的取1，小于均值的取0。另外，為考核ESOP如何作用于公司治理綜合水平與CEO違規行為之間的關系，本文設立了govern×ESOP交乘項。

3.控制變量。本文設置的控制變量主要有長期負債比率（debt）、企業規模（lnsize）、投資比重（invest）、經營效率（operate）、產權性質（state）以及行業（ind）和年份（year）啞變量。長期負債比率（%），主要用于驗證ESOP對CEO違規行為的約束作用時，作為控制變量檢驗負債軟約束的影響程度。企業規模，使用企業年末總資產（萬元）的自然對數進行衡量。投資比重，使用“（固定資產+在建工程）/年末總資產”指標進行衡量。經營效率，使用“經營現金凈流量/年末總資產”計算得出。產權性質，企業為國有控股時取1，非國有控股時取0。

被解釋變量、解釋變量及控制變量的具體含義及解釋見表2。

（三）檢驗模型

為了檢驗我國A股上市公司ESOP（ESOP）、公司治理綜合水平（govern1）、公司治理綜合水平均值（govern2）以及二者交乘項對CEO違規行為的影響，本文構建了以下logit回歸模型：

在回歸模型（1）中，被解釋變量illegal是指上市公司高管違規行為，以當年是否發生違規行為為二元啞變量。解釋變量包括ESOP1、ESOP2（當年實施了ESOP，視同第二年也發生）、公司治理綜合水平（govern1和govern2）、交乘項（govern2×ESOP1和govern2×ESOP2）。控制變量主要有企業規模（lnsize）、長期負債比率（debt）、投資比重（invest）、控股權性質（state）以及行業和年份啞變量。

關于解釋變量的預期符號。①ESOP1和ESOP2變量。我國上市公司ESOP自試點以來，市場總體反應強烈，企業決策層持積極肯定態度。從前文對美國和歐洲ESOP實施情況的分析來看，ESOP對提升公司治理水平和企業業績效果明顯。但由于我國ES？ OP實施歷史較短，國有企業高管權力過于集中，民營企業家族化嚴重、高管大多為自家人或自己人，高管行為不會因為還未形成系統化監督機制而受到影響；ESOP設計存在激勵比例偏低、激勵強度過小等特點，使得ESOP的實施效果大打折扣。因此，預計我國A股上市公司的ESOP能夠有效抑制CEO違規行為發生，預期符號為正。②公司治理綜合水平變量（govern1、govern2）和交乘項。運用主成分分析方法從產權與控制權、董事會特征、審計監督和債權人軟約束等四個方面衡量公司治理綜合水平，該水平的提升可以在一定程度上抑制CEO權力尋租或違規行為發生，所以預期符號為負。③ESOP與公司治理綜合水平的交乘項（govern2×ESOP2）。由于公司治理綜合水平的預期符號為負、ESOP2預期符號也為負，所以交乘項的預期符號不確定。

關于控制變量的符號預期。在企業規模（lnsize）、投資比重（invest）兩個變量與企業高管違規行為、超額在職消費的關系上，大部分學者的研究結論并不一致。夏冬林等[17]采用總資產的自然對數來衡量公司規模指標，其實證研究結果表明，公司規模與高管奢靡在職消費水平呈負相關關系，即公司規模越大，公司治理機制對CEO的約束作用越有效果，說明企業規模較大時CEO消極行為有所減少。張長征等[18]指出控股股東與CEO之間的目標差異，會隨著企業規模的增大而加大，為了確保股東自身的利益，控股股東會進一步增大對高管的監督和約束強度，抑制CEO自主行為的空間和機會，因此企業規模與高管的自主權和個人違規行為顯著負相關。

但一些學者也持不同觀點。Jensen等[2]認為，由于委托人與代理人之間的目標差異和公司治理機制的不完善，導致CEO通過構建商業帝國等方式來獲取更多資源的支配權，以增加私人收益，實質上也就增加了CEO消極行為（違法違規行為）或奢靡在職消費。Murphy[19]實證研究認為，CEO具有構建商業帝國以便鞏固自身地位、提升私人收益的動機。李增泉[20]認為，CEO的年薪與企業規模存在顯著正相關關系，高管報酬會隨公司規模的擴大而上漲。戚聿東等[21]也指出，企業規模越大，公司治理機制效果越弱，高管謀取私人利益的空間就越大，高管違規行為發生的概率就會增加。

綜上所述，筆者認為企業規模和投資比重（主要是固定資產和在建工程等內部投資）是兩個不同性質的指標（一個是相對值，一個是絕對值）：企業規模是通過積累逐漸擴大的，靠外部擴張積累更快，在存在時間效應的基礎上公司治理水平也會不斷提高；而投資比重更多反映的是內部投資，投資決策為CEO從事權力尋租和個人違規行為提供了機會，企業固定資產和在建工程占總資產的比重越大，說明CEO發生違規或違法行為的機會和概率就越大。但此處的違法或違規行為更多的是與證券市場監管有關，因此企業規模（lnsize）、投資比重（invest）變量的預期符號和顯著性水平不確定。

其他變量預期符號。經營效率（operate）指標更多的與企業經營業績相關，企業經營效率越高，獲取的經營活動現金凈流量就越多，企業經營業績也就越好。因此，企業經營效率與企業經營業績預期符號為正。關于控股權性質（state）與CEO違規行為的相關性，由于國有控股上市公司產權與控制權重合，所有者缺位導致經理人擁有實際控制權，但由于我國目前實施ESOP的上市公司大部分屬于非國有控股，所以預期符號不確定。另外，為了驗證高治理水平組與低治理水平組各自對CEO違規行為的影響程度，在兩個分組中對ESOP進行回歸，以比較不同公司治理水平下ESOP對CEO違規行為的影響。

為了檢驗ESOP的實施對公司治理水平的影響，以及ESOP激勵強度與公司治理水平之間的關系，本文構建了回歸模型（2），即驗證前文的研究假設3。

四、實證結果與分析

（一）數據選取與描述性統計

表3為本文搜集的2014～2018年1361家上市公司的6318個年度觀察值的描述性統計結果。高管違規行為（illegal）發生的頻率為11%。ESOP（ESOP，二元啞變量）的均值為0.0643。公司治理綜合水平指標（govern1）均值為2.316、最大值為13.33、最小值為0.006、標準差為1.263。企業規模（lnsize）均值為12.81、最大值為17.60、最小值為9.25，標準差為1.396。長期負債比率（debt）均值為4.73%、最大值為33.4%、最小值為0，標準差較大，為8.83%。投資比重（invest）均值為25.50%、最大值為78.20%、最小值0，標準差較大，為17.4%，說明行業性質差異較大。經營效率（operate）均值為3.09%、最大值為27.90%、最小值0，標準差較大，為7.92%，也說明不同企業經營效率差異較大?？毓蓹嘈再|（state，二元啞變量）均值為43.20%。從以上分析可以看出，各變量總體上標準差較大，有利于分析。另外，各變量之間的相關系數都遠小于0.50，初步表明并不存在嚴重的共線性。因篇幅限制，相關系數表略。

（二）回歸結果及其分析

利用回歸模型（1）來驗證ESOP（ESOP1、ESOP2）、公司治理綜合水平（綜合指標govern1、均值指標govern2）、ESOP與公司治理綜合水平交乘項（govern2×ESOP1、govern2×ESOP2）、不同公司治理水平下的ESOP，它們分別對CEO違規行為（T、T-1）的影響，以檢驗進一步抑制CEO違規行為的各種策略和治理因素。回歸結果見表4、表5。

由表4可以看出，在控制了其他變量后，ESOP與公司治理水平交乘項對CEO違規行為產生了顯著的影響（govern2、ES？ OP1、ESOP2均為虛擬變量），交乘項在第（3）和第（6）列的回歸系數分別為0.484和0.312，且顯著性水平均為5%。其中，在第（3）列中，govern2、govern2×ESOP1的回歸系數[即EXP（B）值]分別為0.874、0.484，說明實施ESOP進一步促進了公司治理水平對高管違規行為的抑制作用。第（6）列的回歸系數顯著性與第（3）列基本一致。另外，除企業性質外，各控制變量的回歸系數并不顯著。這些為假設1提供了證據支持。

從表5的回歸結果可以看出，在控制了其他變量之后，在低公司治理水平下，ESOP并不能抑制高管違規行為（T和T-1）發生，反而加大了高管違規行為發生的頻率，第（2）和第（4）列顯示，ESOP1回歸系數分別高達2.431和2.918，且顯著性水平均為1%；在高公司治理水平下[第（1）和第（3）列]，ESOP對高管違規行為（T和T-1）均沒有顯著影響。其他變量的回歸結果解釋與前文解釋大體一致。這為假設2提供了進一步的證據支持。

表6為ESOP對公司治理水平影響的回歸結果。從表6中可以看出：ESOP1針對公司治理綜合水平govern1、govern2的回歸系數分別為1.475和2.110，且均在1%的水平上顯著；ESOP2（當年實施了ESOP取1，第二年也取1，否則取0）對公司治理水平govern1、govern2的回歸系數分別為1.444和2.088，也都在1%的水平上顯著。這說明實施ESOP有助于提升公司治理綜合水平、健全公司治理機制。從中也可看出，企業規模lnsize針對公司治理水平及其均值govern1和govern2在第（1）～第（4）列中的回歸系數分別為1.357、1.358、1.138和1.138，且均在1%的水平上顯著，這說明企業規模越大，公司治理水平相對越高，這與前文的理論分析相一致；與非國有控股上市公司相比，國有企業治理水平顯著下降，這與國企產權主體責任性質有關，也為假設3提供了證據支持。另外，其他控制變量的影響并不顯著。

五、穩健性檢驗

前文回歸中公司治理綜合水平是用8個指標進行主成分分析得出的結果衡量的，這樣并不能得出不同變量對公司治理水平的影響程度，也掩蓋了8個指標的不同特征。利用回歸模型（1），在控制企業規模、投資比重、產權性質等變量的基礎上，對8個指標分別進行回歸，然后再進行多元回歸。結果表明，公司治理綜合水平8個指標的回歸系數，除審計意見類型和審計質量之外（主要在于我國絕大部分上市公司的審計意見類型均為標準審計意見，且接受的是境內會計師事務所審計，標準差很小），均通過了顯著性檢驗，且回歸系數為正。非國有控股上市公司state、控制權程度S（2，10）/S1、獨立董事比例independ、董事會會議次數board1、董事會規模（人數）board2、長期負債率debt等6項指標的顯著性水平為5%或1%之上。限于篇幅，具體回歸結果未列出。

綜上所述，穩健性檢驗與前文的實證檢驗結論基本一致。由于篇幅所限，并沒有報告所有穩健性檢驗結果。

六、結論、啟示及不足

本文通過實證研究論證了公司治理水平、ESOP與CEO違規行為、經營績效之間的關系，并檢驗了CEO違規行為的經濟后果。下面對實證研究的結論、啟示及不足進行簡要總結。

本文以我國證監會于2014年推出的《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》為政策背景，以公司治理綜合水平、ESOP與CEO違規行為為主題，檢驗了公司治理綜合水平對CEO違規行為的影響，也驗證了公司治理綜合水平與ESOP的交互效應對CEO違規行為所產生的影響?；?014 ～ 2018年我國上市公司高管違規行為數據的實證檢驗結果表明：①ESOP與公司治理綜合水平的交互作用顯著，即ESOP能夠顯著促進公司治理對高管違規行為的抑制作用。②在不同公司治理水平下，我國上市公司ESOP對CEO違規行為的抑制作用存在較大差異：處于較低公司治理綜合水平下的ES？ OP，加大了高管違規行為發生的頻率。③ESOP能有效提升公司治理綜合水平。

本文從理論分析角度，進一步拓展了公司治理水平、ESOP對CEO違規行為的影響機理研究邊界，深化了對公司治理的理論認知；從國家治理和政策出臺視角，也為相關監管部門進一步完善我國上市公司ESOP政策提供了參考和借鑒；同時，從企業微觀公司治理效果角度為我國上市公司ESOP方案的設計、公司治理結構的優化提供了一個有益的視角。

根據理論分析和實證研究結果，本文研究主要存在以下幾點啟發：①應進一步完善我國上市公司ESOP的設計，包括資金規模、激勵股份占總股本的比例、普通員工比例與公司高管持股比例之間的協調、預留比例、鎖定期、激勵強度等內容。②應進一步完善我國上市公司治理機制，明晰企業產權、提升董事會運行效率、加強審計監督和債權人軟約束，這是抑制CEO違規行為的有效保障。③在國有控股上市公司中應大力推廣和完善ESOP，有助于優化產權與控制權結構，從而促進公司治理水平的提升。

本文的研究也存在一定的不足：①由于我國上市公司正式試點ESOP起步較晚，時間跨度較短，部分上市公司處于跟風狀態。企業ESOP對CEO行為的影響及政策實施效果需要進行長期的觀察和研究，受短面板數據、較少的觀察樣本等限制，ESOP能否提升公司治理綜合水平，能否最終抑制高管違規行為，仍需要不斷觀察、不斷研究，這對本文的結論會造成一定程度的影響。②在衡量和選擇ESOP方案時，主要使用的是二元啞變量，并沒有充分考慮激勵強度對CEO違規行為的影響，如資金規模、激勵比例、普通員工持股比例、鎖定期和資金來源方式等指標沒有納入實證模型，更沒有充分考慮ESOP方案中CEO持股比例、預留比例、持股人數、股票來源方式差異等設計對CEO違規行為的影響，這對評價企業ESOP方案設計會產生一定程度的影響。另外，在選擇衡量公司治理綜合水平的各維度指標時，也存在一定程度的主觀性。

主要參考文獻：

[1] Chtourou，Bedard，Courteau. Corporate Governance and Earnings Management[J].Journal of Fi？ nancial Economics Volume，2001（50）：63～99.

[2] Jensen M.，Murphy K. Corporate Performance andManagerialRemuneration：AnEmpirical Analysis[J].Journal of Accounting & Economics，1985（4）：11～42.

[3] Shlelfer A.，R. Vishny. A Survey of Corpoerate Governance[J].The Jouranal of Finance，1997（52）：737～783.

[4] Parrino R.，Weisbach M. S. Measuring Investment Distortions Arising from Stockholder Bond？ holder Conflicts[J].Journal of Financial Economics，1999（1）：3～42.

[5]齊蕾.外部約束對公司治理結構的影響[D].上海：上海社會科學院，2005.

[6]胡國強，彭家生.股權激勵與財務重述——基于中國A股市場上市公司的經驗證據[J].財經科學，2009（11）：39～46.

[7]魏云.上市公司高管股權激勵與高管行為、股利政策的實證研究[D].桂林：廣西師范大學，2015.

[8]蘇冬蔚，林大龐.股權激勵、盈余管理與公司治理[J].經濟研究，2010（11）：87～98.

[9]謝婷婷.股權激勵、公司治理與真實盈余管理——基于中國A股上市公司的經驗證據[D].合肥：安徽大學，2016.

[10]朱茶芬，李志文.國家控股對會計穩健性的影響研究[J].會計研究，2008（5）：38～47.

[11]薄仙慧，吳聯生.國有控股與機構投資者的治理效應：盈余管理視角[J].經濟研究，2009（2）：82～ 92.

[12] Cornett M. M.，Marcus A. J.，H. Tehranian. Corporate Governance and Pay-for-performance：The Impact of Earnings Management[J].Journal of Financial Economics，2008（87）：357～373.

[13]李菲.基于公司治理強度的股權激勵與公司業績相關性研究[J].財會通訊，2015（21）：39～42.

[14] Caramanis C.，C. Lennox. Audit Effort and Earnings Management[J].Journal of Accounting and Economics，2008（45）：116～138.

[15]蔡寧，魏明海.大小非減持中的盈余管理[J].審計研究，2009（2）：32～41.

[16]劉光軍，彭韶兵.高管權力強度、股權激勵與高管顯性腐敗[J].財經論叢，2018（6）：87～95.

[17]夏冬林，李曉強.在職消費與公司治理機制[A].中國會計學會第六屆理事會第二次會議暨2004年學術年會論文集（上）[C].北京：N/A，2004.

[18]張長征，李懷祖，趙西萍.企業規模、經理自主權與R&D投入關系研究——來自中國上市公司的經驗證據[J].科學學研究，2006（3）：432～438.

[19]Murphy K. Corporate Performance and Managerial Remuneration：An Empirical Analysis[J]. Journal of Accounting and Economics，1985（1）：11～42.

[20]李增泉.激勵機制與企業績效：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24～30.

[21]戚聿東，鐘涵.委托代理條件下企業家的規模偏好及其矯正[J].經濟與管理研究，2009（11）：33～ 38.

作者單位：1.成都理工大學工程技術學院，四川樂山614000；2.西南石油大學經管學院，成都610000；3.西南財經大學會計學院，成都611130