腐敗治理、 代理成本與企業績效
——基于A股上市公司的經驗證據

張婷， 張林， 李剛， 孟蒸

1. 泰國易三倉大學 科學技術學院 曼谷 10250；2. 四川水利職業技術學院 管理工程學院 成都 611130；3. 西南大學 經濟管理學院 重慶400715；4. 四川農業大學 管理學院 成都 611130

企業是國民經濟發展的重要主體, 企業業績反映了資源使用情況． 然而, 企業資源是有限的, 若企業將精力花費在政企關系的發展而非自身能力的提升, 將會降低企業發展投入和資產使用效率, 限制其長期發展． 為確保企業高效運轉, 需要規范社會秩序等制度環境, 降低市場環境下的各類成本及風險． 黨的十八大以來, 黨中央力圖通過腐敗治理, 在權力與資源方面進行高效合理的分配, 切斷尋租行為所采取的一系列不當手段, 使國家和社會的管理更加有序高效地發展, 為企業提供宏觀、 良好的制度環境． 以往學者們主要從法律制度、 媒體報道、 金融市場等角度, 研究外部治理機制對公司績效的影響, 或者關注腐敗對社會穩定、 財富分配、 經濟增長等方面產生的宏觀效應． 那么, 腐敗治理是否會對企業的代理成本產生影響?如何產生影響?是促進亦或抑制了企業的績效?本文將宏觀制度環境與微觀企業代理成本相結合進行重點研究．

1 研究回顧

劉建秋等[1]認為, 加大處罰力度, 建立起高壓的反腐態勢, 可以使政府官員的腐敗壓力增大, 進而推動企業在市場經濟中正常運作, 提升公司價值． 鄧慧慧等[2]指出, 反腐有利于優化商業環境, 區域反腐力度越大, 對改善商業環境效果作用越好, 且這種效應具有持續性． 而企業經營績效并不只受外部宏觀環境影響, 隨著規模化和專業化的現代企業發展, 產權與經營權分離不可避免, 從而導致了代理成本的出現． 2018年9月, 中國證監會在頒布的最新《上市公司治理準則》中, 特別強調要進一步加強對上市公司的治理, 促進其長遠發展． 應千偉等[3]在對國有企業腐敗治理的研究中發現, 國有企業產生腐敗的根源在于內部嚴重的代理問題． 徐細雄等[4]認為, 打擊貪污能夠減少企業代理成本, 增加企業的資源使用, 并能夠有效地減少企業成本． 車嘉麗等[5]認為打擊腐敗行為可以減少企業的尋租空間, 減少公司的代理成本, 從而更好地利用企業的內、 外部資源． 從激勵的角度來看, 盛明泉等[6]在研究中發現, 管理層的事業生涯期望能夠以降低代理費用的方式減少公司風險, 證明了代理費用路徑的存在． 晏艷陽等[7]通過調查, 研究了腐敗對高管在職消費和薪酬激勵的影響, 結果顯示反腐力度加大, 高管在職消費的水平會降低． 應千偉等[3]則發現, 腐敗治理對公司代理費用具有更加顯著的抑制效果． 覃予等[8]考察了在反腐敗背景下官員薪酬與非正常支出的關系, 并指出治理腐敗能夠加速解決公司經理人的代理問題, 從而使得公司的內部激勵機制更好地發揮作用．

從現有研究文獻來看, 學者們同時對腐敗治理、 代理成本、 企業績效3者之間的關系研究較少, 且鮮有文獻同時從宏觀社會環境和企業微觀視角揭示腐敗治理對企業績效產生的影響． 目前, 對腐敗治理與企業績效的研究大多針對國有企業, 其可能的原因主要是國有企業相較于非國有企業而言, 占據的社會資本總量更高, 腐敗的社會環境對國有企業影響也更甚． 本文可能存在以下貢獻: ① 同時從宏觀腐敗治理和企業微觀層面出發, 系統考察了腐敗治理對企業績效的影響效應; ② 考慮到在腐敗治理這種外部監督機制的作用下, 可能會提高企業資產使用效率, 從而減少企業代理成本, 提高企業績效, 本文將代理成本作為中介變量, 研究代理成本在腐敗治理與企業績效傳導機制中的中介效應, 從而揭示腐敗治理對企業績效的作用機理． ③ 腐敗治理會同時對國有企業和非國有企業產生影響, 本文將國有企業和非國有企業兩者產權性質的差異在腐敗治理對企業績效的影響中進行研究, 實證檢驗了產權異質性在腐敗治理與企業績效關系中是存在的．

2 理論分析與研究假設

2.1 腐敗治理對企業績效的影響分析

腐敗治理對企業績效的影響, 首先從腐敗對經濟社會及企業經營的影響來看, Fan等[9]在研究中提出, 腐敗會對企業資源配置、 企業行為產生重要影響, 這種影響在法律制度不夠完善、 各種制度不健全的國家和地區表現尤為明顯[10]． 由于中國特殊的政治制度和文化影響, 腐敗的經濟效應在中國也有表現．

1) 導致資源配置效率下降、 降低企業投資效率． 企業的投資活動是企業管理層對資源進行配置而獲得收益的過程． 結合尋租理論, 由于中國的關系型社會特征, 腐敗誘使企業家們將資源和精力轉向非生產性活動, 從而為企業帶來非生產性尋租活動回報, 企業便會減少對生產性活動的投入, 導致企業資源配置扭曲． 此外, 腐敗的存在導致遵守法紀、 高效率的企業因未實施腐敗行為而喪失投資機會[11], 自中國實施經濟改革以來, 發展中國家和轉型國家的特點仍然存在, 比如市場競爭程度不夠充分、 市場體系發展不盡完善等． “絆腳石假說”認為腐敗的存在會引發政府管理體系失效[12]． 中國政府目前在生產要素的配置中仍然占據主導地位, 在對稀有資源配置時并非由市場機制、 自由競爭來實現資源的有效分配, 腐敗和政治關聯對資源配置有著明顯的表現． Lien[11]在其研究中采用兩階段Stackleberg-Nash博弈模型證明: 當存在不確定情況時, 企業互相之間無法掌握行賄傾向和行賄成本, 使得政府工作人員有可能把投資項目授予低效企業, 這種不確定性導致高效企業投資不足, 而低效企業則過度投資, 降低了企業投資效率．

2) 腐敗會觸發企業高額交易成本． 自科斯提出交易成本理論以來, 企業意識到交易主體之間的信息不對稱是交易成本產生的原因之一． 在企業從創立到成長再到衰退的過程中, 都會面臨政府市場準入、 審批、 行政處罰等情況, 企業在經營過程中會將有限的資源應用到政企關系的維護中, 以爭取更低的價格, 獲得更多的資源． 此外, 交易成本的重要構成是賄賂成本[13]． 基于生命周期理論, 企業尋求庇護、 尋求便利的動機使得腐敗的政府官員更加對企業實施干預和利益掠奪, 導致企業交易成本提升, 對企業經營業績產生消極影響．

3) 腐敗會影響企業治理環境． 企業外部環境中的腐敗現象越嚴重, 內部治理越混亂, 甚至引發管理層腐敗, 影響企業經營． 政治干預是導致企業管理層腐敗的主要外部原因, 這種政治關聯為管理層腐敗提供了保護傘[14]． 政府干預轄區內企業的強度越大, 對企業的依賴程度就越深, 比如增加就業機會、 實施平臺融資等, 因此政府和紀檢部門可能會出于自利目標而姑息企業管理層腐敗, 進一步助長了管理層腐敗行為[15]． 而獲取超額薪酬、 在職消費、 構造商業帝國、 內幕交易、 財務舞弊、 挪用財產等管理層腐敗行為被揭露后會增加企業的經營風險和財務風險, 更嚴重的后果是讓企業陷入財務困境, 甚至破產清算[16]．

制度理論提出, 良好的制度環境能為企業經營提供必要的外部條件, 對企業的戰略決策起到一定的作用, 從而為企業治理帶來積極影響, 而腐敗行為則是對這一外部條件的破壞[17]． 基于腐敗在資源配置、 交易成本、 公司治理等方面產生的消極影響, 實施腐敗治理, 營造公平競爭、 公開透明的營商環境, 同時加強現有體制設計能促進企業的成長和發展, 提升企業績效． 學者們也從腐敗治理對企業績效的影響機制這些方面展開了研究． 鄧慧慧等[2]在研究中發現, 腐敗治理能夠優化營商環境, 區域反腐力度愈大, 對改善營商環境的效果愈好, 而且加強腐敗治理對營商環境的正面效應更具持續性． 肖作平等[18]認為腐敗治理營造良好的體制環境, 可以激勵公司的內部人員主動提升管理能力, 優化資源分配, 促進市場持續健康地發展． 同時, 腐敗治理可以促使企業把重心轉向生產經營活動而非經營政商關系． 王賢彬等[19]提出, 高管落馬可以有效推動企業的投資行為, 從而提高投資資源的分配效率． 余鵬翼等[20]研究發現, 腐敗治理可以有效遏制企業的政治尋租行為, 并將其從非市場的行政資源配置和政府壟斷中解放出來, 進而提升公司自身的治理能力． 劉志遠等[21]認為, 在高強度的腐敗治理下企業沒有了政商的保護后會更謹慎, 企業就會更加注重自身發展． 因此, 加強腐敗治理可以促使企業從尋租活動轉移到企業經營方面, 增加對企業開發活動的投入, 遏制管理層的投機行為, 同時企業資產周轉率和生產效益都能得到優化, 從而對企業經營績效產生影響． 基于上述分析, 本文提出假設1．

假設1: 腐敗治理與企業績效之間具有顯著正相關關系, 即腐敗治理越好, 企業績效越高．

2.2 代理成本在腐敗治理與企業績效傳導機制中的中介效應

在現代公司治理中, 由于信息不對稱, 公司所有者和管理者利益并非完全一致, 而管理者可能會利用信息優勢損害所有者和投資者的利益． 委托代理理論認為, 在激勵和監督機制作用下, 委托人和代理人目標一致方能減少代理成本, 提高企業績效． 而腐敗治理可能會使企業的代理成本降低, 一方面是由于管理者或政府尋租行為減少; 另一方面可能也反映出公司管理者在腐敗治理影響下面臨著更大的壓力, 從而減少在職消費、 奢侈浪費、 超額接待等, 并將更多精力投入到企業運營中, 提升公司運營效率, 進而提升企業業績水平． 鐘覃琳等[12]研究發現, 自國家大力實施腐敗治理以來, 民營企業的招待費降幅在中等水平或更高水平時, 其經營狀況明顯得到改善． 楊野等[22]認為黨的巡視可以有效遏制公司高管的高額消費行為, 進而改善公司管理制度環境． 姚桂艷[23]提出, 在清廉軌道上公司管理層的顯性行為可以有效降低由于信息不對稱帶來的監管和制約費用, 將公司經營活動置于陽光之下, 從而提高公司績效． 肖作平等[18]認為, 新聞關注可以增加資訊透明度, 發揮管制效果, 減少信息不對稱及代理沖突, 從而增加投資人的認同度． 因此, 宏觀腐敗治理環境迫使企業更為注重自身競爭力的提高, 高管不得不從政治關系構建轉向企業經營活動, 加強企業自身資源的利用效率, 比如通過加快資產周轉速度的方式降低代理成本, 提升企業績效． 基于此, 本文提出假設2．

假設2: 代理成本能夠在腐敗治理與企業績效的傳導機制中發揮中介效應, 即腐敗治理能夠降低企業代理成本, 從而提升企業績效．

2.3 產權性質在腐敗治理與企業績效傳導機制中的異質性

在中國經濟發展過程中, 政府宏觀調控無處不在． 由于中國的特殊環境, 企業價值、 企業績效等都會受到產權性質的影響． 與此同時, 國企在解決就業問題、 減輕財政赤字、 維護社會公平正義等方面仍然肩負著政策使命[15]． 因此, 政府和國企之間有著一種天然的親緣關系． 徐細雄等[4]研究發現, 政府通常會按照公司的產權性質與規模來制定不同的政策, 而國有企業具有天然的社會地位, 加之其總體規模比較大, 因此通過降低政府對各類項目的審批標準、 減少政府對企業各類活動的檢查次數等, 可以減少企業在生產和經營過程中產生的交易費用． 反之, 非國有企業在與政府交往的過程中處于不利地位, 可能會為了尋求特殊保護而產生影響社會公平公正的行為． 隨著腐敗治理力度加大, 非國有企業受到的沖擊會更大． 因為相較于國有企業, 非國有企業在更嚴厲的腐敗治理環境下要耗費更多的人力、 物力、 財力來獲取額外的政府資源, 而腐敗治理則創造了更為公平的經濟環境, 減少了非國有企業為尋求政企關系的發展而帶來的額外政治代價[1]． 綜上分析, 本文認為腐敗治理可以進一步推動非國有企業在市場經濟中的正常運行, 有效地遏制經濟尋租行為, 讓企業將更多的資源和精力投入到生產和經營活動中, 從而增加經濟價值和社會貢獻值． 基于此, 本文提出假設3．

假設3: 相較于國有企業, 腐敗治理對非國有企業經營業績的提升強度更大．

3 研究設計

3.1 數據來源與處理

本文選擇滬深兩市主板A股上市公司2016-2020年共5年的數據作為研究樣本, 并按照下列步驟篩選有效數據: ① 剔除曾經或正處于ST(被特別處理的個股)、 *ST(被退市風險警示的個股)、 SST(未完成股改、 被特別處理的個股)和S*ST(未進行股改、 有退市風險的、 特別處理狀態的個股)的樣本公司, 因為這些公司目前已處于虧損的狀態, 并無研究價值; ② 按照證監會2012年發布的行業分類明細, 由于金融保險類上市公司的財務指標和其他行業相比有很大差別, 因此剔除金融保險類樣本企業; ③ 剔除經手工補充后仍然存在財務數據缺失的樣本; ④ 剔除指標異常值． 在此基礎上, 本文對模型中主要的連續變量在1%和99%的分位數上進行縮尾處理, 控制極端值對回歸分析的影響, 最終有12 055個數據符合要求并作為樣本． 本文的財務數據來自國泰安數據庫, 其他相關數據通過《中國檢察年鑒》查閱獲得, 并使用Excel和Stata 14.0等軟件對數據進行處理．

3.2 指標選擇與模型構建

3.2.1 因變量

在因變量選取方面, 本文選擇總資產收益率(ROA)作為因變量, 選取凈資產收益率(ROE)作為總資產收益率(ROA)的替代變量． 學者們常使用經濟增加值(EVA)、 托賓Q值、 總資產收益率(ROA)、 凈資產收益率(ROE)等指標進行衡量, 但由于中國股票證券市場尚未完全成熟, 上市公司股價與真實價值經常出現偏離的現象, 加之EVA中的資本成本、 托賓Q值中的企業市值及資本重置成本等數據難以獲取且難以評估, 因此選擇經濟增加值(EVA)、 托賓Q值這2個指標作為中國上市公司業績的度量標準并不合適． 相反, 總資產收益率(ROA)能夠較為客觀地反映企業所有者對全部資本投資收益和保值增值的能力, 能夠反映一家企業總體盈利的情況; 而凈資產收益率(ROE)是對公司盈利情況進行全面評價的重要指標, 在反映股東權益收益水平的同時也能衡量公司自有資本的運用效率． 指標值越高表明投資收益越高, 這兩項指標不僅具有可比性, 而且綜合、 客觀, 更易于獲取, 并得到了廣泛的應用． 因此, 本文選取總資產收益率(ROA)作為因變量, 凈資產收益率(ROE)作為總資產收益率(ROA)的替代變量進行穩健性檢驗[24]．

3.2.2 自變量

推進腐敗治理工作是中國反腐倡廉建設的重要課題． 腐敗行為破壞法治基礎的同時擾亂市場經濟運行的秩序和規則, 造成人財物的浪費, 侵蝕國家稅收和各種資源, 阻礙社會經濟的有序發展． 改革開放以來, 中國經濟發生了巨大變化, 建立了社會主義市場經濟體制, 也正在從工業社會轉向信息社會, 經濟發展必然會對腐敗治理工作產生影響． 隨著日漸加劇的社會轉型及市場經濟的快速發展, 社會結構、 經濟體制、 利益格局等多方面不斷調整, 開放、 多元且趨利的市場經濟沖擊著整個社會的道德觀念, 腐敗強度和深度隨之加大[25]． 在社會轉型過程中, 中國雖然采用了多種腐敗治理策略, 但面臨的黨風廉政建設、 腐敗治理形勢仍然十分嚴峻． 在這些背景下, 中國有必要繼續加強反腐倡廉建設, 實施腐敗治理, 優化政治、 經濟、 文化等社會環境[26]．

對于腐敗治理的衡量, 目前有學者采用主觀評價方法、 客觀計量方法對腐敗治理進行度量． 但是, 由于腐敗的隱蔽性, 樣本選擇容易出現偏差, 導致主觀判斷的腐敗程度和客觀估計的腐敗程度都無法對腐敗治理進行全面的反映[27]． 為了對腐敗治理進行更加精確的反映, 盡可能地降低主觀感受的不確定性, 學者們試圖搜集企業財務數據來對腐敗水平進行多角度衡量． 對于腐敗治理指標的測量, 從中國企業的調查現狀來看, 很多國內外學者都是采用差旅費、 業務招待費等[28]來衡量腐敗水平, 然而這些指標不只包含腐敗支出, 還包含了企業在維護客戶關系中的正常費用[29].也有學者使用腐敗立案數[30-31]這一指標來衡量． 而黃亮雄等[32]指出, 腐敗立案數量和涉及人員數量所反映的是腐敗程度, 該數量越多則腐敗程度越深, 并不能說明反腐力度加大, 且被調查的案件和人員所反映的是歷史狀況, 不能正確反映目前的形式． 從腐敗本身的治理體制、 影響方式及范圍來看, 腐敗既是經濟現象, 也是涉及社會、 政治、 文化等領域的現象[33]． 有學者發現腐敗降低了教育、 醫療衛生、 文化科技等支出的比例, 而腐敗治理則能改善這些方面的缺陷[34]． 此外, 由于不同程度的透明度和壟斷程度, 政府在提供公共支出時發現財政領域腐敗是腐敗問題的焦點． 本文參考吳俊培等[33]的研究, 選擇一般公共服務、 公共安全、 教育、 科學技術、 文化與傳媒、 其他支出占地方一般公共預算支出的比率作為衡量腐敗治理的變量, 且其占比越大, 代表腐敗治理投入越多, 是腐敗治理的正向替代指標．

3.2.3 中介變量

國內外大多學者借鑒Ang等[35]的方法, 用總資產周轉率、 管理費用率來度量代理成本． Cai等[29]指出, 管理費用率除包含在職消費等代理成本外, 還包含大量企業正常開銷, 且管理費用率的異常波動有可能是外界監管實施后發生的． 總資產周轉率則能反映管理者在獲得更多休閑時間后, 會用于享樂還是更多地投入到工作中, 反映企業資產的管理質量和利用效率[36]． 具體來講, 總資產周轉率越高, 則代理成本越低; 反之, 總資產周轉率越低, 代理成本越高． 因此, 本文選擇總資產周轉率作為代理成本的反向替代變量．

3.2.4 控制變量

從公司治理理論來看, 企業績效的影響因素除腐敗治理、 代理成本外, 還有企業規模、 治理結構等, 因此本文選擇如下控制變量進行論證: ① 企業規模(size), 該指標采用公司的總資產自然對數來度量． ② 資產負債率(lev), 該指標是衡量公司資本結構的重要指標之一, 其中資本結構反映了股東的權利和義務, 從而對公司的治理結構有一定影響, 并對公司的價值產生影響． ③ 營業收入增長率(growth), 如果企業具有較高的成長性, 企業的發展動力則越大, 其績效表現水平就會越高． ④ 第一大股東持股比例(largest), 第一大股東持股越高, 其股權集中程度越高, 進而會對公司運營效率和經營業績水平產生一定的影響． ⑤ 獨立董事占比(indboard), 該指標指董事會成員所占比例, 反映了董事會的獨立性． 由于提高公司治理水平的重要渠道是實施監督機制, 而設立獨立董事是公司監督機制的體現． 獨立董事履行監督職能, 有利于降低代理成本, 提高公司治理水平． ⑥ 兩職合一(dual), 在董事長和總經理兩職合一時, 總經理可以影響到董事會的決定, 并對公司績效產生一定的影響[12]． 同時, 本文控制個體與時間固定效應． 變量定義如表1．

表1 變量定義表

3.2.5 模型構建

為研究腐敗治理與企業績效的關系、 不同產權性質下兩者是否存在差異代理成本的中介效應, 本文構建以下模型:

為驗證腐敗治理對企業績效的影響, 構建模型(1):

(1)

為檢驗產權性質在腐敗治理與企業績效兩者關系中是否存在異質性, 本文利用模型(1)采取分組回歸的方式進行;

為檢驗代理成本在腐敗治理與企業績效傳導機制中的中介效應, 本文在模型(1)的基礎上建立模型(2)、 模型(3):

(2)

(3)

模型(1)、 模型(2)、 模型(3)中, 總資產收益率(ROA)為因變量; 腐敗治理(corrupgover)為自變量; 代理成本(agcost)為中介變量; 企業規模(size)、 資產負債率(lev)、 營業收入增長率(growth)、 第一大股東持股比例(largest)、 獨立董事占比(indboard)、 兩職合一(dual)為控制變量． 下標i,t代表第i個企業在第t年的數據;α表示常數項;α0表示截距項;ηi為個體效應,φt為時間效應;εi,t表示殘差項． 其中, 如果模型(1)、 模型(2)及模型(3)中的α1均為正且顯著, 分別反映了腐敗治理對企業績效提升具有正向促進作用, 且代理成本的反向替代變量越大, 則企業績效越好, 從而可以為假設1、 假設(3)提供證據支持; 若模型(3)中α1,α2也顯著, 即說明代理成本與腐敗治理對企業績效的影響起著中介效應作用．

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

變量的描述性統計如表2所示, 樣本公司總資產收益率(ROA)均值為0.040 0, 表明中國企業整體績效水平較低; 最小值為-0.250 0, 表明有樣本企業處于虧損狀態; 最大值為0.214 0, 遠遠超出了平均水平, 顯示出中國仍有少數上市公司的盈利能力非常強; 樣本企業整體盈利水平波動較大． 腐敗治理(corrupgover)均值為1.030 0, 標準差為0.185 0, 標準差較小, 最大值和最小值分別為2.265 0和0.824 0, 在一定程度上說明各地區、 各年份對腐敗治理工作都較為重視, 但也有差別． 代理成本(agcost)反向替代變量總資產周轉率的均值為0.590 0(標準差為0.393 0), 說明在腐敗治理影響下, 有企業選擇將更多的閑暇時間用于企業經營; 最大值和最小值分別為2.370 0和0.080 0, 說明樣本企業在腐敗治理的大環境中代理成本差距較大． 企業規模(size)最大值為26.438 0, 最小值為20.107 0, 標準差為1.311 0, 說明本文所選取的樣本中不同企業規模差異較大． 對企業而言, 資產負債率的適宜水平在0.4～0.6之間, 樣本企業資產負債率(lev)的平均值為0.421 0, 處在適宜水平范圍內, 但是相對比較低, 說明樣本企業總體償債能力較弱． 發展能力(growth)最大值和最小值分別為2.107 0和-0.561 0, 說明樣本企業發展能力差距較大． 第一大股東持股比例(largest)均值為0.334 0, 最大值達到了0.708 0, 說明從股權集中度來看, 本文選取的樣本企業有一股獨大的情況． 獨立董事占比(indboard)均值為0.378 0, 說明樣本企業的董事會獨立性水平總體較高． 兩職合一(dual)均值為0.273 0, 說明絕大多數上市公司董事長并不兼任總經理．

表2 描述性統計

4.2 相關性分析

為檢驗變量之間的相關性, 通過Pearson相關性分析, 結果如表3所示． 腐敗治理與總資產收益率之間為顯著的正向影響(相關系數為0.1082, 顯著性水平為p<1%), 對本文假設1進行了驗證． 腐敗治理與總資產周轉率在p<1%水平下呈正相關, 總資產周轉率在p<1%水平下與企業績效呈正相關, 由于該指標是代理成本的反向替代變量, 因此在一定程度上說明腐敗治理可通過降低企業代理成本, 從而提升企業績效, 假設2得到驗證．

表3 相關性分析

4.3 共線性診斷

本文利用VIF方差膨脹因子對各變量進行檢驗, 排除變量的多重共線性, 檢驗結果如表4所示． 由表4可知, 解釋變量和控制變量的方差膨脹因子VIF檢驗結果均小于10, 平均值為1.14． 當VIF≥10時, 表明模型的自變量與控制變量之間存在嚴重的多重共線性．VIF值越接近于1, 表明變量之間多重共線性越弱． 根據檢驗結果, 各變量的方差膨脹因子均滿足0

表4 共線性診斷

4.4 基準回歸結果分析

4.4.1 腐敗治理對企業績效的影響

在固定上市企業個體效應和年份效應的基礎上, 采用最小二乘估計方法對模型進行回歸． 為檢驗樣本數據適用固定效應模型, 還是隨機效應模型, 本文進行了豪斯曼檢驗． 結果顯示, 當p<5%時, 拒絕原假設, 固定效應模型優于隨機效應模型, 于是本文采用固定效應模型驗證假設1, 同時考慮了不隨時間變化的個體效應和時間效應, 結果如表5所示．

表5 腐敗治理與企業績效回歸結果

表5結果顯示, 無論是否加入控制變量, 腐敗治理與企業績效均在p<1%水平下呈顯著正相關, 加入各項控制變量后,R2得到顯著提升, 說明腐敗治理力度越大, 其企業績效越高, 驗證了本文假設1: 腐敗治理與企業績效呈顯著正相關． 宏觀腐敗治理在一定程度上可以為企業營造“公平、 公正、 公開”的經營環境, 迫使政府提高辦事效率和服務質量, 增強市場透明度, 降低不合理配置導致的資源浪費, 使企業的交易成本降低． 此外, 腐敗治理促使企業管理者積極參與公司治理, 專注于企業經營活動, 提高經營效率, 進而提升企業績效．

4.4.2 基于代理成本的中介效應檢驗

本文根據Baron等[36]提出的因果逐步回歸法, 分析代理成本在腐敗治理與企業績效之間的中介效應, 該方法指出如果自變量對因變量顯著, 因變量對中介變量顯著, 自變量及中介變量對因變量顯著, 則中介效應顯著． 因此, 本文選取了以總資產周轉率衡量的代理成本作為中介變量, 在模型(1)的回歸基礎上運用模型(2)、 模型(3)來檢驗腐敗治理與企業績效的作用機制, 回歸結果如表6所示． 1列和2列分別列示了未加入控制變量、 加入控制變量后腐敗治理(corrupgover)與總資產周轉率(agcost)的回歸結果． 3列為腐敗治理(corrupgover)、 總資產周轉率(agcost)與企業績效(ROA)的回歸結果．

表6 代理成本中介效應回歸結果

由表6回歸結果可知, 無論是否加入控制變量, 腐敗治理與總資產周轉率均存在顯著正相關關系, 在加入控制變量后R2得到顯著提升, 且均在p<1%水平下呈顯著正相關． 由此可見, 腐敗治理可以通過提高公司資產的周轉效率, 從而減少公司的代理成本． 回歸模型(3)結果顯示, 腐敗治理、 總資產周轉率均與企業績效呈顯著正相關關系, 在ROA的回歸結果下, 腐敗治理系數為0.009 2(p<1%)、 總資產周轉率系數為0.079 5(p<1%), 表明腐敗治理可促進企業績效提升, 同時企業資產周轉效率越快, 企業代理成本越低, 企業績效越高． 根據Baron等[36]的中介效應分析方法可知, 代理成本在腐敗治理與企業績效的關系中存在顯著的中介效應, 假設2得到驗證． 代理成本的表現之一就是管理層對企業資產不能有效利用, 降低了資產使用效率, 造成損失, 從而影響企業績效． 從監督角度來講, 腐敗治理作為國家一種宏觀治理機制, 實施后使企業經營受到更加嚴厲的監管, 提高了監督效率, 而非效率行為, 比如對資產的低效使用可能會導致管理層被撤職． 因此, 宏觀腐敗治理環境迫使企業管理層不得不從政企關系構建轉向生產性活動, 加強企業自身資源的利用效率, 加快資產的周轉速度, 從而降低企業代理成本, 促進企業績效提升．

4.4.3 基于產權性質的異質性分析

考慮到中國特殊的制度背景, 腐敗治理對企業績效的影響可能會受企業產權性質的限制． 為進一步研究腐敗治理與企業績效的關系是否存在產權異質性, 本文基于企業實際控制方的背景, 并根據公司的股權屬性將其劃分為國有企業與非國有企業, 并使用模型(1)進行分組回歸, 結果如表7所示．

表7 腐敗治理對不同股權性質企業績效的影響結果

從表7結果可知, 在以ROA為因變量的回歸模型中, 腐敗治理系數在國有企業與非國有企業分別為0.009 2,0.032 3(p<1%), 非國有企業腐敗治理回歸系數大于國有企業, 表明在非國有企業中宏觀腐敗治理帶來的企業績效提升效果更為明顯, 本文假設3得到驗證． 由于國有企業的實際控制方為國家, 系國家投資設立, 一直以來它都與政府存在著“剪不斷, 理還亂”的復雜關系, 也沒有動力去設法緩解這種困境． 而非國有企業較之國企而言, 在沒有進行腐敗治理時, 由于面臨嚴重的金融信貸歧視和市場管制, 為了獲取政府資源會設法將更多資源投入到尋租活動中以維持政企關系, 當腐敗治理力度加大時, 企業面臨更加不確定的政治環境和更加嚴峻的市場生存危機． 因此, 當非國有企業預計今后很難重建和維持政企關系時, 會改變企業的經營決策, 更加積極地提高現有資源的分配效率, 并將大量資金投入到生產創新等方面, 使資源實現高效配置, 從而讓企業績效得到提升．

采用分組檢驗腐敗治理對國有企業和非國有企業影響效應的異質性后, 有必要進一步檢驗組間系數差異． 目前, 關于組間系數差異的檢驗, 主要有3種方法: 引入交叉項的Chow檢驗、 基于似不相關模型檢驗和費舍爾組合檢驗[37]． 其中, 引入交叉項的Chow檢驗是學術界使用最多的一種方法, 本文也使用該方法進行組間系數差異性檢驗． 設定檢驗模型為:

(4)

式(4)中, 如果樣本企業為國有企業, 則Di=1; 若樣本企業為非國有企業, 則Di=0． 參數γ和δ分別反映國有企業相對于非國有企業的截距項和斜率差異, 其中δ反映了腐敗治理在兩個樣本組中的系數差異． 檢驗結果如表7中的組間系數差異性檢驗列所示． 從表7結果可知,Di×corrupgover回歸系數顯著為正, 說明腐敗治理對企業績效的影響作用在國有企業和非國有企業之間確實存在顯著差異性, 且在非國有企業中腐敗治理帶來的企業績效提升效果更加明顯． 為了保證結果的可信度, 本文參考連玉君等[38-39]的方法, 采用自抽樣法(Bootstrap)來檢驗組間系數差異顯著性, 回歸結果如表7中的經驗p值所示． 經由Bootstrap法得到的經驗p值為0.012 8, 在p<5%的水平下差異具有統計學意義, 即腐敗治理促進國有企業和非國有企業績效提升的作用存在差異性, 證明本文上述結論穩健可信．

4.5 穩健性檢驗

為使研究結果穩健, 本文采用替換因變量指標的方式, 將企業績效的指標由(ROA)替換成(ROE), 代入模型(1)、 模型(2)和模型(3), 重新檢驗腐敗治理對企業績效的影響, 回歸結果見表8． 再將被解釋變量替換為ROE后進行回歸, 結果表明腐敗治理與企業績效之間均存在顯著正相關關系, 而且在非國有企業中, 腐敗治理對企業績效的提升作用表現更為明顯, 假設1、 假設3通過穩健性檢驗． 具體而言, 對于假設1和假設3, 在ROE下回歸, 腐敗治理系數在全樣本、 國有企業、 非國有企業之間分別為0.037 0,0.014 9,0.060 9, 其顯著性水平均為p<1%, 表明在全樣本中腐敗治理與企業績效存在顯著的正向關系, 非國有企業顯著性水平更高, 其提升效果更為明顯． 對于假設2, 表8結果顯示在ROE的回歸結果中, 腐敗治理系數為0.016 7(p<1%)、 總資產周轉率系數為0.139 8(p<1%), 代理成本在腐敗治理與企業績效的關系中存在顯著中介效應, 且在ROE下回歸結果與ROA相同． 表明本文所進行的實證研究穩健可靠．

表8 穩健性檢驗: 腐敗治理與企業績效回歸結果

5 研究結論與啟示

經濟持續發展促進企業績效提升, 在當前大環境下政府作為資源配置主體, 企業往往將政企關系作為庇護尋求自身發展． 腐敗會使企業經營環境惡化, 違反市場經濟規律, 削弱公司管理體制, 降低企業生產投入效益． 本文基于A股上市公司2016-2020 年數據, 利用控制時間和行業固定效應模型進行實證研究表明, 宏觀層面的腐敗治理機制對降低企業代理成本有著積極影響, 并進一步影響企業績效． 具體表現為腐敗治理能提升企業績效, 這種提升作用在非國有企業中更為明顯． 研究同時表明, 腐敗治理能夠通過提升企業總資產周轉率, 降低企業代理成本, 使企業績效得到提升． 同時, 本文對腐敗治理效應更加準確、 量化地進行了評估, 為探究企業代理成本管理做出了有益嘗試．

腐敗治理要考慮國家具體國情, 中國的腐敗治理有其獨特的政治、 經濟和社會背景． 基于以上研究結論, 本文的政策啟示如下:

1) 腐敗治理能建立良好的宏觀市場環境, 在降低企業代理成本的同時提高企業績效, 即企業憑借政企關系獲取資源的途徑得到了治理． 因此, 從政府角度而言, ① 要繼續深化黨史學習教育, 貫徹落實全面從嚴治黨戰略部署, 加強黨風廉政建設和腐敗治理． ② 改善國有經濟布局, 調整結構, 優化民營經濟發展環境． 全面完善產權制度, 降低政府行政干預程度, 充分發揮市場對資源配置的作用, 推進要素市場化配置改革, 完善競爭政策, 降低腐敗幾率． 進一步深化“放管服”改革, 構建親清政商關系和良好的企業營商環境, 破除制約企業發展的壁壘, 消除企業謀求不良政企關系的動機, 引導企業通過合理資源配置進行生產性、 創新性活動, 降低交易成本, 提升企業經營績效． ③ 加強法治政府建設, 依法行政, 堅持政務公開, 嚴格、 規范、 公正、 文明執法, 秉行黨內法規與國家法律, 使經濟社會活動更加有法可依, 推進政府依法履職． ④ 強化審計監督． 完善政府審計制度、 審計流程和審計協同治理機制, 提高審計工作質量和腐敗治理效率． 完善審計問責機制, 落實審計公開性, 遏制腐敗行為．

2) 在不同產權性質下, 腐敗治理對提升國有和非國有企業績效具有差異． 在非國有企業中高管更愿意花費更多時間讓資產使用效率得到提升, 資產周轉速度更快, 在企業運營上更為積極, 更有利于企業績效提升． 而對于國有企業而言, 由于高管的薪酬受到政府管制, 實施腐敗治理后企業高管可能會以在職消費、 侵占企業利潤等方式作為替代激勵． 針對這一情況, 可以在企業規章制度方面進一步明確管理層職責權限, 加強對在職消費的披露程度, 提高企業信息透明度, 弱化信息不對稱現象, 對高管形成潛在約束, 增強高管權力透明度, 確保高管權力的有效實施． 施行市場化經理人制度, 優化國有企業高管評價體系． 然而, 不論企業產權性質如何, 僅從外部進行治理而不關注企業自身制度的建設, 則無法避免偏頗． 委托代理問題可從完善內部控制機制著手, 降低企業內部控制風險, 提高內部控制質量． 完善資源配置制度, 對人財物進行科學分配, 提高企業經營效率． 配合實施激勵措施, 比如適當的職務升遷、 聲譽激勵等激勵措施, 推進與市場接軌的高管聘用、 薪酬激勵制度, 提升高管專注企業運營的積極性．