2011/04408COMMERCIALRESEARCH
文章编号:1001－148X(2011)04－0038－09
违规监管、管理层薪酬与公司治理
王海燕，陈
华
(中国人民大学商学院，北京100872)
摘要:以我国证券市场1999至2008年的上市公司为样本，通过考察违规监管对管理层薪酬敏感性的影响，研究外部监管在解决第一类委托代理问题过程中的公司治理功能，发现国有企业更为注重其外部声誉和社会形象;当公司发生违规行为被监管部门处罚后，公司会对主要责任人进行现金薪酬处罚，从而约束管理层的市场行为。实证研究结果表明外部违规监管会显著影响管理层薪酬，对管理层进行薪酬处罚能有效约束管理层行为，从而减少公司的违法违规事件。因此，外部违规监管在缓解股东与高管之间的委托代理冲突中发挥了显著的公司治理功能。另外，相对于非国有企业而言，对国有企业的违规监管处罚能更好的发挥监管的公司治理作用。关键词:违规监管;管理层薪酬;处罚公告中图分类号:F234.3
文献标识码:B
称现象，从而实现市场资源优化配置的经济目标。但市场中的信息不对称程度以及资源配置效率都要依赖于管理者的决策，现实生活中的管理者又都是追求自身利益最大化的经济人。因此，要实现政府监管目标，就要通过施加违规处罚，令被监管者从事活动的成本上升，从而促使他们自发的约束自身行为，达到理性决策的目的。Ferris和Prit-chard(1999)就认为证券欺诈产生的一个主要原因就是代理人没有从欺诈中得到相应的惩罚。中国证监会原副主席史美伦也曾经说过“监管的作用是增加违规成本。任何市场都会有违规违法的人，但如果他们知道冒险行为后面有一个很大的成本，要承担后果，他们就会提高警觉，慢慢地变得自律起来”①。可见，对上市公司在资本市场的行为进行违规监管处罚是有效约束高管行为的机制之一，是完善公司治理的外部驱动力量。
上市公司的外部监管是否能有效发挥约束高管行为的作用取决于两个关键环节:一是管理层薪酬契约是否与外部监管的奖惩制度相联系;二是外部监管处罚是否能起到预期的惩戒和警示作用。因此，本文基于管理学的人性理论和激励理论
一、引言
有效的高管激励约束机制是降低代理成本、完善公司治理，从而提升企业价值的有效手段。我国上市公司自1998年开始披露公司高级管理人员年度报酬及持股情况以来，对公司管理层的薪酬激励形式以及激励有效性的问题成为社会广泛关注的一个热点。然而，仅仅强调对高管正面激励的有效性是不够的。Bruner，McKee＆Santore(2005)的实验调查发现，对高级管理人员进行薪酬激励，虽然其努力程度会增加，但公司的舞弊程度也与高层管理人员的持股比例正相关。Robison＆Santore(2006)也认为基于所有权的激励会增加财务舞弊概率并刺激股价。美国管理心理学家:“每项管理的决策与措施，都是依麦克雷戈指出
。因此，要最大限度据有关人性与其行为的假设”
的规避道德风险，降低代理成本，对公司管理层的激励机制与约束机制要双管齐下才能更好的保护契约各方的利益。
凯恩斯的政府干预说认为，政府对市场的干预是为了纠正市场失灵，缓解市场中的信息不对收稿日期:2010－11－11
作者简介:王海燕(1973－)，女，四川自贡人，中国人民大学商学院博士研究生，新疆财经大学会计学院
教师，研究方向:公司治理、管理会计;陈华(1976－)，女，湖南人，中国人民大学商学院博士研究生，北京城市学院教师，研究方向:环境会计、公司治理。
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的系统性观点，尝试从上市公司外部监管的视角分析，如果上市公司出现违法违规行为，被监管部门发现并对其进行相应处罚时，公司内部是否会通过薪酬处罚来约束高管的行为呢?这种监管处罚是否能约束高管行为从而降低或减少其违法违规行为呢?本文通过对中国上市公司管理层薪酬与外部监管违规公告的考察，尝试回答上述问题。
与以往保护投资者利益的视角检验监管效率所不同的是:本文从完善公司治理的视角来考察违规监管的有效性，对违规处罚在规避高管层的道德风险、降低代理成本中的作用进行了新的分析尝试，一方面期望对完善公司高级管理人员薪酬的激励约束机制提供相应的经验证据和政策建议;另一方面从被处罚的公司反应来考察我国证券监管效率，期望能对完善我国证券监管机制提供有益的视角。因而本文的研究进一步丰富了管理层薪酬与市场监管领域的成果。
二、文献回顾
(一)高管薪酬的文献述评
将高管薪酬与企业业绩相联系是西方企业管理体现激励制约机制和解决代理问题的一种通行做法。Ross(1973)最初提出了基于公司经理的委托代理问题，确立了委托人在代理人参与约束与激励相容约束下最大化其效用的基本框架。之后，Mirrlees(1974)，Stiglitz(1974)，Holmstrom(1979)，Grossman和Hart(1983)等人的工作完善了基于业绩的补偿机制。还有一些学者对高管薪酬的决定因素(Ciscel，1974;Culpan，MurtiandCulpan，1992)、激励形式(JensenandMur-phy，1990)以及与企业业绩、股东财富之间的关系(Bentson，1985;SmithandWatts，1992;SiglerandHaley，1995)
进行了深入研究。随后，
Haubrich(1994)，Hall和Liebman(1998)，Gior-gio和Arman(2008)等又进一步对薪酬契约的有效性进行了实证检验。
我国学者围绕着高层管理当局的薪酬激励问题进行了深入探讨，如李增泉(2000)检验了资产规模、竞争因素、股权结构及区域因素对经理人员年度报酬的影响;魏刚(2000)建议改变上市公司高级管理人员的薪酬结构，将以会计盈余为基础的短期激励与以市场价格为基础的长期激励相结合;陈志广(2002)则发现企业规模、行业差别、地区差异均会对高层管理当局报酬产生影响;张俊瑞、赵进文和张建(2003)指出，高级管理人员薪酬的对数与每股收益、国有股控股比例、高级管理层持股比例等因素的回归呈多元线性关系。周嘉南、黄登仕(2006)，薛求知、韩冰洁
(2007)，杜兴强和王丽华(2007)验证了我国高管的报酬与公司绩效存在显著的正相关关系。刘斌等(2003)分别从提高薪酬和降低薪酬的两个方面进行检验，发现增加CEO薪酬对提高企业的规模和股东财富均有一定的促进作用;但降低CEO薪酬却不仅不能提高企业规模和股东财富，反而会对其产生一定的负面影响，说明CEO薪酬具有“工资刚性”特征，有激励效果，但没有预期的约束效应。以上研究主要围绕着高管薪酬正面激励的视角进行了深入分析，为解决代理问题提供了较好的现实证据，但是这些研究仍存在着视角单一的局限，仅仅检验了高管薪酬的激励效果，而忽视了高管薪酬处罚对高管行为的约束效应。因此，基于人性假设理论，高级管理人员也是“经济人”，也会在不完全承担风险后果时采取和“社会人”
自身效用最大化的自私行为。因而，对高管层道德风险的防范，不仅仅包括高管薪酬的正面激励，还应进一步考察对高管的薪酬处罚是否能有效约束高。管的道德风险和“寻租行为”
(二)上市公司违规的文献述评
西方发达国家的资本市场发展历史较长，制度安排相对完善，但也无法完全杜绝上市公司违规行为的发生。Smith等(1984)，Feroz等(1991)和Nourayi(1994)分别对美国证监会(SEC)和美国证券交易委员会发布的违规公告的市场反应进行了实证检验，认为违规公告有明显的市场反应，并与监管的严厉程度相关。Kryza-nowski(1978)以及Howe、Schlarbaum(1986)对受到监管机构违规处理后的公司收益表现进行了研究，发现在处理之后很长一段时间内，违规公司出现显著为负的超常收益。为了更好的规避公司的违规行为，探索和把握上市公司违规的内在机制，学者们还分别从利益驱动、契约理论及公司治理结构的视角分析了公司违规行为的动因(Kel-loggandKellogg(1991)，PatriciaM．
Dechow、
RichardG．Sloan、AmyP．Sweeney(1996)，Bea-sley(1996)(2000)，Dechow等(1996)，Uzun等(2004))。违规处罚不是目的，监管的最终目的是规范上市公司行为，从而保证证券市场的有效运行。因而，违规公司被处罚后的反应成为学者们关注的另一重要研究领域。Livingston(1997)发现公司因财务报告违规被处理后，公司的首席经理和首席财务官有很大变动。但Beneish(1999)没有发现被处罚的违规公司的高级管理层有不寻常的变动。Srinivasan(2004)却认为违规公司的外部董事发生了较大的变动，公司董事离职的概率增加。
我国资本市场中上市公司的违规行为也受到了学术界和实务界的广泛关注，涉及了违规处罚
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商业研究
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公告的市场反应、违规公司的财务及非财务特征以及违规处罚效果等方面的内容。伍利娜、高强(2002)，陈国进、赵向琴、林辉(2005)，陈工孟、高宁(2005)等人以事件研究的方法检验了处罚公告日前后的市场反应，研究结果表明市场对处罚公告具有明显反应。杨玉凤、曹琼、吴晓明(2008)又进一步对公告中不同违规类型的市场反应进行了实证检验。胡延平和陈超(2004)的研究表明，市场的反应程度与处罚的公开性和力度正相关;市场的反应程度有随时间增加的趋势。
从影响公司违规行为的因素视角，汤立斌(2004)分析了行业和公司规模对上市公司信息披露违规的影响，认为流通股比例越高，发生信息披露违规行为的可能性越大。GongmengChen，Mi-chaelFirth，NingGao和OliverRui(2005)对所有制、治理机制与中国上市公司的违规事件进行了实证研究，结果表明外部董事比例、董事会会议次数，以及董事会主席任期对于违规都有显著影响。陈国进、林辉、王磊(2005)发现公司第一大股东集中持股有利于约束违法违规行为，但是声誉机制的作用甚微。对违规处罚效果进行研究的文献有:胡延平等(2004)对上市公司信息披露违规处罚进行了描述性统计，认为我国上市公司信息披露的违规成本太低，处罚力度不够，对上市公司信息披露的违规没有起到威慑作用。毛志荣(2002)认为“市场对上市公司信息披露违规处罚的反应程度(股价下跌)与处罚的公开性和处罚力度存在正相关，即处罚的公开性越高、力度越。文守逊、杨武(2002)大，市场的反应越强烈”
也得到了相似的结论。韩德宗、陈启欢(2002)研究了中国证券市场关于信息披露的欺诈行为，发现欺诈公司及其高级管理人员所受到处罚量与其欺诈行为量的相关度很差。还有一些学者通过建立博弈模型讨论了违规获利的诱惑力与规则的强制力之间的博弈均衡(陈学彬(2003)、杨柏(2005)等)。
从中外的相关研究可以看出，对上市公司违规监管的有效性检验主要都是基于投资者利益保护的视角来分析违规监管的处罚效果;对于违规原因的探讨在一定程度上剖析了上市公司违规与公司内部机制之间的关系，但是所得出的结论并不一致，还缺乏对公司治理机制与上市公司违规之间关系的全面深入的探索，更少有涉及外部监管对约束高管行为的分析。我国上市公司大多是由国有企业改制上市，仍存在较多的政府干涉行为，政府的行政控制力会对公司决策有较深远的影响。因此，检验我国新兴市场背景下政策监管的有效性还需考察监管处罚对公司决策行为的影响，
即市场监管能否通过提高违规成本影响管理者的理性决策行为。因而，本文从完善管理层薪酬契约来加强公司治理的视角入手，尝试分析违规公司对违规公告的反应，期望通过外部监管机构的违规处罚促使高管层理性自律，从而降低代理成本，更好的发挥外部监管在解决第一类委托代理问题中的公司治理功能。
三、研究设计
本文尝试分析外部监管机构公告公司发生违规行为后，公司内部是否会采取降低薪酬的方式来处罚高管，从而约束高管的行为呢?这种处罚行为是否能起到预期的惩戒和警示作用呢?为此本文提出了两组假设，分别对国有企业和非国有性质企业的监管处罚及监管效果进行了实证分析，对外部监管的公司治理作用进行了经验证据的验证。本文的外部监管机构包括证监会、上交所、深交所、财政部及其他外部监管机构(如指定媒体报道)。违规类型包括推迟披露、虚假陈述、出资违规、违规购买股票、改变资金用途、违规担保、违规出资等方面，以监管机构出具的处理公告为准。
(一)研究假设
外部监管机构的主要职能是监督并约束上市公司行为，从而保证市场秩序的正常运行。监管机构发挥其监督职能的有效性体现在其监管活动能对上市公司的决策行为产生影响，因而监管机构会通过施加违规处罚来影响公司的决策行为。如果公司发生违规事项受到外部监管机构的处罚，必然会影响公司的正常经营和外部形象，公司就会对承担主要责任的高管层采取相应的处罚措施来促使高管约束自身行为，进行理性决策。因而我们可以合理的提出以下假设:
假设1:高管薪酬的变化与公司发生违规事项存在显著的负相关关系。
目前，我国监管机构公布的违规处罚公司有三百多家，违规类型以财务粉饰目的居多。监管机构主要采取了公开谴责和罚款的方式进行处罚，且罚金数额不大。因此，可以认为目前的违规处罚对公司经营只具有短期影响，不会影响公司的持续经营状况。本文认为违规公司对高管的处罚也只具有短期效应，不会对高管的长期激励产生影响，故本文进一步提出两个分假设:
H11:高管现金薪酬的变化与公司发生违规事项存在显著的负相关关系。
H12:高管股权激励的变化与公司发生违规事项不具有显著的相关关系。
从契约的角度考察，一项监管措施是否有效，在于它是否能够改变契约执行过程中代理人的预
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期行为，而代理人的预期行为与其预期行为收益和行为成本密切相关。因此，在证券监管过程中，如果一项监管政策能够增加代理人的违规成本，降低代理人违规行为的激励，从而降低代理成本，提高信息质量，那么监管政策有效。在我国的经济体制下，政府的行政控制力具有较强的权威性，政府较高的权威更有利于监管措施的实施以及惩罚成本的提高。因此，当监管机构公告公司出现违规行为时，公司对违规事件负有主要责任的高管实施薪酬处罚能降低高管机会主义行为的激励，我们可以合理地预期薪酬处罚措施能对高管的决策行为产生一定的约束作用，从而规范其市场行为。由此我们提出高管处罚制度有效的第二个假设:
假设2:对高管实施薪酬处罚能减少违规行为由于我国国有企业存在薪酬管制问题，国有企业的高管相对于非国有性质企业而言，往往会受到政府、社会公众的更多关注，从而会影响其政治前景和升迁机会。故违规处罚会对国有企业高管的声誉和未来前景产生较大的影响，薪酬处罚具有一定的约束效应。非国有性质企业对经理人市场的要求更为灵活，当高管发生违规行为时，非国有性质企业会根据违规原因分析而采取不同的处罚措施，如果是基于私人利益而违规，非国有性质企业首先会倾向于更换高管;但如果是基于公司利益的违规行为，非国有性质企业往往处罚较轻，因而，薪酬处罚的约束效应相比国有企业较低。由此基于假设二我们也提出了两个分假设:
H21:国有企业的现金薪酬处罚能减少高管的违法违规行为。
H22:非国有性质企业在被公告违规时倾向于
表1
变量名DapayDstockDRDROADMVTurnoverIntercontrollnsizestrucaindus
变更高管更甚于实施薪酬处罚。
对管理层实施处罚会增加管理层心理上道德谴责的压力，会影响其未来的职业信誉和发展。因此，在权衡违规成本与违规收益的情况下，管理者会自主的约束自身行为，理性决策。
(二)模型构建与变量选择
对上述假设的实证检验，本文主要采用多元线性回归的方法来分析违规事件与高管薪酬变化之间的相关关系，并基于以往文献的基础上考虑了公司经营业绩、公司规模、高管变更及行业等控制因素的影响，模型及变量描述如下。
1．模型一及变量选择。模型一主要用于检验发生违规事件的公司是否对管理层实施了薪酬处罚。目前公司管理层薪酬主要由现金薪酬和股权激励两部分组成。因此，本文拟分别对公司高管的现金薪酬和持有股份价值与违规情况进行相关性验证，构造模型如下所示:
Δ人均高管薪酬=β0+β1DR+β2DROA+β3DMV+β4turnover+β5intercontrol+β6lnsize+β7struc+β8aindus+ε
模型中的因变量高管薪酬分别选用人均现金薪酬，人均股权价值指标进行回归。DR为虚拟变量，计量公司是否发生违规行为。为避免多重共线性影响，会计业绩与市场评价分别以ROA和市场价值MV指标进行衡量。选择差分模型是为了更好的验证高管薪酬与违规事项之间的相关关系，减少内生性问题的影响;同时可虑到高管薪酬可能的“偏移”性质。本文先对薪酬取对数后再做差分处理，还增加了若干控制变量，变量具体说明见表1所示。
变量释义变量说明
管理层人均年薪取对数后作差分(包括董事、监事及CEO)②管理层人均股权价值取对数后差分(包括董事、监事及CEO)③
持有股权价值=持有股份数*年末收盘价
报告期是否有违规行为(有违规行为为1，没有为0)总资产净利润率取差分(DROA=ROAt－ROAt－1)市场价值取对数后作差分，非流通股权市值用净资产代替市场价值=股权市值+净债务市值
报告期是否进行了高管变更(变更为1，没有变更为0)董事长与总经理是否为同一人(同一人为1，不是为0)
公司的资产总额取对数公司的资产负债率行业分类虚拟变量
变量类型因变量因变量自变量自变量自变量控制变量控制变量控制变量控制变量控制变量
(1)高管是否发生变更(turnover)。公司发生违规行为后，可能采取更换高管的方式对责任人进行处罚，本文加入高管是否变更变量进行控制，以
减少公司对高管薪酬处罚的噪声影响。
(2)董事长与总经理是否为同一人(Intercon-trol)。董事长与总经理如果为同一人兼任，说明管
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DRt=α0+α1lnapayt－1+α2lnmonitort－1+
理层的权利较大，话语权较强，故有可能影响公司政策制订与执行，而导致外部监管对公司缺乏约束作用。同时，也可能导致管理层通过在职消费等隐性收入来弥补处罚损失而导致现金薪酬的敏感性降低。因此，本文加入该控制变量来分析其对高管薪酬变动的影响。
(3)风险因素(struc)。风险是影响公司业绩的主要因素，从而会对公司高管薪酬产生影响。故本文选用公司的资产负债率作为控制变量计量风险影响。国内外的许多研究都证实了高管薪酬与公司规模呈正相关关系，并且不同行业的高管薪酬具有显著差异。因而，本文在分析薪酬变动时也加入了公司规模(lnsize)和行业(aindus)这两个控制变量。
2．模型二及变量选择。模型二主要用于检验对管理层的现金薪酬处罚是否能减少公司的违法违规行为，从而达到预期的惩戒与警示作用。故本文用滞后期的现金薪酬变化与当期的违规行为进行回归，构造Logit模型如下所示:
表2
变量名lnapayt－1lnmonitort－1lndirectort－1
lntopt－1
表3
违规类型虚列资产虚构利润推迟披露
⑤
α3lndirectort－1+α4lntopt－1+α5turnover+α6ROA+α7lnv+α8struc+α9intercontrol+μ
模型中DRt为虚拟变量，表示当期公司是否发生违规行为，发生违规行为时DRt=1，没有发生违规行为则DRt=0。根据陈国进、林辉、王磊(2005)，GongmengChen，MichaelFirth，NingGao和OliverRui(2005)等人的研究结论，认为第一大股东持股比例和公司治理结构会影响公司的违规行为，因而本文在回归中引入了这些变量，变量的具体说明见表2所示。
同时，本文还参考了Beasley(1996)，Sum-mers，Sweeney
(
1998)，Agrawal，Chadha
(2005)，张俊生，曾亚敏(2004)等财务舞弊实证研究文献，将公司财务业绩、市场价值、资产负债率、两职合一等作为控制变量。这些指标用来大致反映公司的盈利状况、财务杠杆、治理结构对公司违规行为的影响。
变量释义(续表)
变量说明
t－1期的管理层人均年薪取对数(包括董事、监事及CEO)
t－1期监事会规模(监事会人数取对数)
t－1期的董事会规模(董事会人数取对数)t－1期的第一大股东持股比例的对数
违规类型统计
累计公告次数[**************]
占总违规次数
的比重2．1%8．6%27．7%16．63%4．78%2．9%4．4%
违规类型虚假陈述违规担保出资违规违规炒作操纵股价其他
④
变量类型因变量自变量自变量自变量
累计公告次数732121669
占总违规次数的比重13．96%4．02%0．38%0．2%1．15%13．19%
⑥
重大遗漏⑦
大股东占用公司资产擅自改变资金用途违规购买股票
四、数据来源与变量的描述性统计
本文选择1999－2008年我国上市公司样本，全部数据均来自CSMAR中国股票市场交易数据库。同一公司当年出现多次违规行为的，作为单一样本;同一公司在不同年份的违规行为，视为独立样本。剔除金融类公司、现金薪酬总额为零的公司、营业总收入为负和数据不全样本后，共3238个样本观测值。
(一)公司违规情况的描述统计
1．违规类型描述。监管机构公告的上市公司
违规类型总共有14种类型，除欺诈上市外(没有发生一例)，其余违规类型发生的比例如表3所示。根据表3可以看出，各种违规事项中信息披露层面的违规事项占了大多数，其中推迟披露、重大遗漏和虚假陈述占了58%的比重，虚构利润和虚列资产占了10.7%的比重;出资、用资及担保违规占了约12%的比重;市场炒作违规事项占了约5.7%的比重。这些数据说明上市公司更多的是基于公司业绩粉饰的目的而违规，也从另一侧面说明，业绩不够理想的公司，为避免市场反应过于剧烈，其盈余管理的动机更强。
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2．违规处罚描述。监管机构对违规公司采取的处罚方式主要有七种类型(见表4)，根据其处罚形式和处罚频数可以看出，目前我国监管机构对违规处罚的力度较弱，主要采取的是公开谴责的形式(占31.15%)，对18.51%的违规公司进行了罚款，但罚款最高数额为134.2万元，平均罚款数额只有1.63万元。对于上市公司的违规行为，
表4
处理类型公开批评行政处罚警告
取消其证券业务许可，责令关闭
证监会起着主要的监管作用，50.29%的违规事件是由证监会宣告处罚的，既涉及违规公司及管理层的处罚，也包括对股东炒作的处罚。上交所及深交所的监管处罚比例基本相当，分别为25.87%和21.80%。财政部及其他监管机构(如指定媒体报道)主要是处罚违规公司，其宣告处理的违规事件仅占全部违规事件的2.03%。
违规处罚统计频数3319681
百分比7．45%4．29%15．35%0．23%
处理类型公开谴责立案调查处以罚款其他
频数138588244
百分比31．15%13．09%18．51%9．93%
表5
国有企业样本
是否违规没有公告违规公告违规Total
国有企业与非国有性质企业违规情况统计
非国有性质企业样本
比重87．46%12．54%100%
是否违规没有公告违规公告违规Total
频数[1**********]
比重88．22%11．78%100%
频数[1**********]
表6
全部样本
是否违规
01Total
国有企业与非国有性质企业违规事项及高管变更情况统计
国有企业样本
是否违规
01Total
是否发生高管变更
01Total4162284190
57625601
4738534791
非国有性质企业样本
是否违规
01Total
是否发生高管变更
01Total3397403437
40257459
3799973896
是否发生高管变更
01Total[1**********]
[1**********]
[1**********]46
注:0表示没有公告违规(没有发生高管变更);1表示公告违规(发生高管变更)。
(二)国有与非国有企业的分样本描述本文按公司第一大股东的股份性质来划分国有与非国有性质企业，所有样本中，国有企业样本占55%;非国有性质企业样本占45%的比例。国有企业与非国有性质企业的违规样本所占比例均较少，违规情况如表5所示。对发生违规行为的公司管理人员进行处罚，既可以更换高管，也可以进行薪酬处罚，因而表6进一步分析比较了全部样本、国有企业和非国有性质企业的违规情况与高管变更情况，以更好的控制高管变更情况来分析薪酬处罚的影响。根据表中数据可以看出，国有企业发生违规事件的样本共53个，其中25个样本更换了高管，占47.16%，相对于没有发生违规事件而进行正常高管更换的比例12.16%高出了35个百分点，说明国有企业会倾向于变更高管来处罚违规行为。非国有性质企业中违规样本共97个，
发生违规事项并进行高管更换的比例占58.76%，不仅明显高出国有企业10个百分点，而且比非国有性质企业正常高管变更比例10.58%高出48个百分点。说明非国有性质企业在发生违规时，更换高管的可能性比国有企业还要高一些。
(三)主要变量的描述性统计
从表7可以看出各回归变量的取值分布合理，不存在异常影响。
五、实证结果
本文选择了1999－2008年的面板数据，考虑到违规事件在时间序列和个体间的差异不大，即同一公司本期违规与前一期是否违规无关，不同的公司间是否违规也相互独立。故本文采用混合模型进行回归，用STATA软件进行模型参数估计和检验。
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表7
Variable
高管人均现金薪酬对数值差分高管人均股权价值对数值差分是否发生违规行为(哑变量)
总资产净利润率总资产净利润率差分市场价值的对数市场价值的对数取差分高管人均现金薪酬的对数
监事会规模的对数董事会规模的对数第一大股东持股比例的对数是否发生高管变更(哑变量)是否存在两职合一(哑变量)
总资产的对数资产负债率行业分类(哑变量)
表8
国有企业
变量VARIABLES
DRDROADMVturnoverintercontrollnsizestrucaindusConstant
现金薪酬Dapay－0．141*(0．0794)0．546(0．167)
＊＊＊
商业研究
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主要变量的描述统计
Obs[***********][***********][***********][1**********]3
Mean0．145985－0．138360．0254590．020944－0．0044421．576440．07032211．270031．3771632．2324040．5295140．1682120．12241121．306620．5870145．046302
Std．Dev．0．4731381．0230380．1575220．1667250．1901881．0774450．4020910．9146830．3285130．2359830．3825410．3740720．3277941．2620571．8372863．093991
Min－4．86526－8．97137
0－3．24569－3．0061317．84089－1．601257．352441
0000014．158060．008143
1
Max4．8585099．489765
16．476827．52215327．735682．98111715．891192．5649492．9444391．098612
1129．90907124．022312
是否对管理层实施薪酬处罚的回归结果
非国有性质企业
股权激励Dstock0．0597(0．164)0．804(0．360)
＊＊
变量VARIABLES
DRDROADMVturnoverintercontrollnsizestrucaindusConstant
现金薪酬Dapay0．0136(0．0538)0．216(0．0937)0．112(0．0283)
＊＊＊＊＊
股权激励Dstock－0．0685(0．186)0．153(0．389)1．467＊＊＊(0．108)－0．176*(0．101)0．0993(0．129)－0．0149(0．0494)0．0388(0．0409)0．00215(0．0143)0．126(1．064)
0．0747(0．0274)
＊＊＊
1．445(0．0614)
＊＊＊
－0．0773＊＊＊(0．0237)0．0349(0．0378)－0．00120(0．00955)－0．0736(0．0549)－0．00560(0．00389)0．240(0．206)
*
－0．182＊＊＊(0．0531)0．0109(0．0767)－0．0814＊＊＊(0．0250)－0．118(0．124)0．000133(0．00801)1．632(0．537)
＊＊＊
－0．0680＊＊(0．0276)－0．0727＊＊(0．0354)0．0112(0．0128)0．00103(0．0133)0．00123(0．00391)－0．101(0．275)
＊＊
、分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。注:变量定义见表1;＊＊＊、
(一)模型一的回归结果
模型一用于检验发生违规事件的公司是否对管理层实施了薪酬处罚。考虑到国有企业高管薪酬存在管制情况，故将样本分为国有和非国有性质企业分别对人均现金薪酬与人均股权价值进行了回归分析，回归结果见表8所示。表8的回归结果验证了假设1的观点，即国有企业中高管的现金薪酬变动与公司违规事件呈显著的负相关关系，
股权激励的变化与公司发生违规事件不具有显著的相关关系，这一经验数据支持了两个分假设的结论。高管股权激励的变化与公司发生违规事项不具有显著的相关关系，说明违规处罚只具有短期效应，只对管理层施加现金薪酬处罚，而对公司的长期激励没有显著影响，公司高管层的长期股权激励主要与市场价值和公司规模显著相关。非国有性质企业的现金薪酬和股权激励与违规事件
总第408期
王海燕:违规监管、管理层薪酬与公司治理
·45·
的相关关系均不显著，且国有企业的β1显著高于非国有性质企业，说明外部监管对国有企业更为有效，国有企业更注重自身的外部声誉和公众形象。从描述性统计中我们得知，公告的违规事项大多数是基于公司业绩的粉饰目的，因而非国有性质企业高管有可能是基于公司利益而发生违规行为，故薪酬处罚不显著;同时，国有企业与非国有性质企业人均高管的现金薪酬变动与会计业绩、市场价值变动以及高管变更的相关性显著，与前期学者的研究结论一致。在非国有性质企业中现金薪酬的变动还与两职合一现象显著相关，而国有企业该变量不显著，可能由于样本量较小的原因(两职合一的样本比例仅占12.3%)，这也与我国学者的相关研究结论一致。
表9
对管理层实施薪酬处罚效果的回归分析
非国有性质企业VARIABLESDR
＊＊
有预期的惩戒和警示作用。非国有性质企业在10%的显著性水平下，违规行为与人均现金薪酬变动有显著的负相关关系，与高管变更在1%的水平下显著相关，且α5明显大于α1，说明非国有性质企业更倾向于采用变更高管来处罚主要责任人，假设二及其分假设得以验证。这一研究结论表明我国上市公司已开始注重自身的公众形象与市场开拓的机会成本，外部监管机制能够促使上市公司加强对管理层行为的约束，同时董事会规模、监事会规模和风险因素与国有企业的违规行为有显著的相关关系，非国有性质企业的违规行为主要与会计业绩、第一大股东的持股比例显著相关，说明非国有性质企业的违规目的更为明确。
六、基本结论
以上的实证检验结果反映了我国外部监管机构公告的违规事件与该公司高管薪酬变动的相关联动关系与现状通过上述实证分析，可以得出以
国有企业
VARIABLESDRlnapaylnmonitorlndirectorlntopturnoverROAlnvstrucintercontrolConstant
－0．593
(0．285)－2．208(0．600)
lnapaylnmonitorlndirectorlntopturnoverROAlnvstrucintercontrolConstant
－0．413(0．217)0．474(0．483)
*
下结论:
1．高管现金薪酬的变化与公司发生违规事件存在显著的负相关关系，说明目前我国外部监管机构能发挥相应的治理效应，即当外部监管机构公告上市公司具有违规行为时，公司会通过降低高管薪酬来约束高管行为，但这种处罚约束效应对国有企业更为有效，对非国有性质企业的处罚约束效应不显著。一方面可能由于违规事项多数是基于公司利益而违规，故处罚较轻或不予处罚;另一方面也可能由于目前监管机构对违规事件的处罚力度较弱，而导致公司对违规事件不够重视。
2．高管股权激励的变化与公司发生违规事件不具有显著的相关关系，说明目前对违规事件的处罚只具有短期效应，不会影响高管的长期股权激励，并且违规事件对国有企业和非国有性质企业的股权激励不存在显著差异。
3．对管理层实施现金薪酬处罚能起到预期的惩戒和警示作用，即对本期违规公司的管理层实施了薪酬处罚能减少下期该公司的违法违规行为。国有企业主要采用现金薪酬处罚的方式处罚责任人，而非国有性质企业更倾向于变更高管来处罚主要责任人。
本文尝试从违规公司的反应来检验监管措施的有效性，克服了前期研究样本量较少、仅从市场反应检验监管效率的局限。本文的实证结论发现外部监管能够通过管理层薪酬契约来约束其决策行为，从而减少公司的违法违规行为，即有效的市场监督能够通过管理层薪酬契约来约束管理层行为，从而有效发挥了显著的公司治理功能。本文的研究结论也具有一定的政策含义:首先，政府进行
＊＊＊
2．058＊＊(1．044)－0．398(0．499)0．382(0．389)－2．999(1．856)－0．00199(0．217)2．186＊＊＊(0．783)0．198(0．555)0．0131(4．672)
＊＊＊
－0．0696(0．669)－1．010＊＊＊(0．374)0．765＊＊＊(0．291)－4．377(0．958)(0．176)－0．143(0．122)－0．359(0．454)2．510(3．506)
＊＊＊
－0．0432
注:变量定义见表2;和10%的水平上显著。
＊＊*、、分别表示在1%、5%
(二)模型二的回归结果
根据模型一的实证结论可以知道当外部监管机构公告公司发生违规行为时，公司会对负有主要责任的高管实施薪酬处罚，那么对管理层实施的薪酬处罚是否能达到约束其行为，从而减少违规事件发生的概率呢，本文进一步建立了模型二，其回归结果见表9所示。从表9可以看出，国有企业前一期的人均现金薪酬变动与本期的违规行为有显著的负相关关系，说明管理层的薪酬处罚具
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商业研究
2011/04
果研究:基于证券监管部门处罚公告的分析［J］．审计研究，2009(4)．
的市场监管，对改进我国证券市场信息质量具有重要作用。在现行制度环境中，以政府为主导的监管体系仍是我国证券市场的较为合适的选择。其次，政府监管要与管理层的薪酬契约相联系才能更好的提高信息质量，降低信息不对称程度。上市公司要进一步在薪酬机制中明确管理层违规后果和承担的法律责任并强化落实，这是规范管理层市场行为的有效措施。最后，管理层薪酬契约的激励与约束机制要双管齐下，其激励与约束效力既要与内部激励目标相一致，还要考虑外部监管处罚机制的影响。注释:①②
J］．财经，2002(2)．史美伦谈监管［
人均年薪的计算用管理层薪酬总额除以管理层总人数，其中扣除了未在公司领取薪酬的董事、监事及CEO人数。③
均股权价值的计算用管理层持有股权的总价值除以管理层总人数，其中扣除了未在公司领取薪酬的董事、监事及CEO人数。
④“虚假陈述”是指除“虚增利润”及“虚列资产”
以外的的其他虚假信息。
⑤“推迟披露”是指实际披露时间比规定披露时
间晚的行为。
⑥“出资违规”是指股东在配股、增发及公司成立
时不按规定比例出资。
⑦“重大遗漏”是指信息披露文件未记载依法应
当记载的事项。参考文献:
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(责任编辑:关立新)
2011/04408COMMERCIALRESEARCH
文章编号:1001－148X(2011)04－0038－09
违规监管、管理层薪酬与公司治理
王海燕，陈
华
(中国人民大学商学院，北京100872)
摘要:以我国证券市场1999至2008年的上市公司为样本，通过考察违规监管对管理层薪酬敏感性的影响，研究外部监管在解决第一类委托代理问题过程中的公司治理功能，发现国有企业更为注重其外部声誉和社会形象;当公司发生违规行为被监管部门处罚后，公司会对主要责任人进行现金薪酬处罚，从而约束管理层的市场行为。实证研究结果表明外部违规监管会显著影响管理层薪酬，对管理层进行薪酬处罚能有效约束管理层行为，从而减少公司的违法违规事件。因此，外部违规监管在缓解股东与高管之间的委托代理冲突中发挥了显著的公司治理功能。另外，相对于非国有企业而言，对国有企业的违规监管处罚能更好的发挥监管的公司治理作用。关键词:违规监管;管理层薪酬;处罚公告中图分类号:F234.3
文献标识码:B
称现象，从而实现市场资源优化配置的经济目标。但市场中的信息不对称程度以及资源配置效率都要依赖于管理者的决策，现实生活中的管理者又都是追求自身利益最大化的经济人。因此，要实现政府监管目标，就要通过施加违规处罚，令被监管者从事活动的成本上升，从而促使他们自发的约束自身行为，达到理性决策的目的。Ferris和Prit-chard(1999)就认为证券欺诈产生的一个主要原因就是代理人没有从欺诈中得到相应的惩罚。中国证监会原副主席史美伦也曾经说过“监管的作用是增加违规成本。任何市场都会有违规违法的人，但如果他们知道冒险行为后面有一个很大的成本，要承担后果，他们就会提高警觉，慢慢地变得自律起来”①。可见，对上市公司在资本市场的行为进行违规监管处罚是有效约束高管行为的机制之一，是完善公司治理的外部驱动力量。
上市公司的外部监管是否能有效发挥约束高管行为的作用取决于两个关键环节:一是管理层薪酬契约是否与外部监管的奖惩制度相联系;二是外部监管处罚是否能起到预期的惩戒和警示作用。因此，本文基于管理学的人性理论和激励理论
一、引言
有效的高管激励约束机制是降低代理成本、完善公司治理，从而提升企业价值的有效手段。我国上市公司自1998年开始披露公司高级管理人员年度报酬及持股情况以来，对公司管理层的薪酬激励形式以及激励有效性的问题成为社会广泛关注的一个热点。然而，仅仅强调对高管正面激励的有效性是不够的。Bruner，McKee＆Santore(2005)的实验调查发现，对高级管理人员进行薪酬激励，虽然其努力程度会增加，但公司的舞弊程度也与高层管理人员的持股比例正相关。Robison＆Santore(2006)也认为基于所有权的激励会增加财务舞弊概率并刺激股价。美国管理心理学家:“每项管理的决策与措施，都是依麦克雷戈指出
。因此，要最大限度据有关人性与其行为的假设”
的规避道德风险，降低代理成本，对公司管理层的激励机制与约束机制要双管齐下才能更好的保护契约各方的利益。
凯恩斯的政府干预说认为，政府对市场的干预是为了纠正市场失灵，缓解市场中的信息不对收稿日期:2010－11－11
作者简介:王海燕(1973－)，女，四川自贡人，中国人民大学商学院博士研究生，新疆财经大学会计学院
教师，研究方向:公司治理、管理会计;陈华(1976－)，女，湖南人，中国人民大学商学院博士研究生，北京城市学院教师，研究方向:环境会计、公司治理。
总第408期
王海燕:违规监管、管理层薪酬与公司治理
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的系统性观点，尝试从上市公司外部监管的视角分析，如果上市公司出现违法违规行为，被监管部门发现并对其进行相应处罚时，公司内部是否会通过薪酬处罚来约束高管的行为呢?这种监管处罚是否能约束高管行为从而降低或减少其违法违规行为呢?本文通过对中国上市公司管理层薪酬与外部监管违规公告的考察，尝试回答上述问题。
与以往保护投资者利益的视角检验监管效率所不同的是:本文从完善公司治理的视角来考察违规监管的有效性，对违规处罚在规避高管层的道德风险、降低代理成本中的作用进行了新的分析尝试，一方面期望对完善公司高级管理人员薪酬的激励约束机制提供相应的经验证据和政策建议;另一方面从被处罚的公司反应来考察我国证券监管效率，期望能对完善我国证券监管机制提供有益的视角。因而本文的研究进一步丰富了管理层薪酬与市场监管领域的成果。
二、文献回顾
(一)高管薪酬的文献述评
将高管薪酬与企业业绩相联系是西方企业管理体现激励制约机制和解决代理问题的一种通行做法。Ross(1973)最初提出了基于公司经理的委托代理问题，确立了委托人在代理人参与约束与激励相容约束下最大化其效用的基本框架。之后，Mirrlees(1974)，Stiglitz(1974)，Holmstrom(1979)，Grossman和Hart(1983)等人的工作完善了基于业绩的补偿机制。还有一些学者对高管薪酬的决定因素(Ciscel，1974;Culpan，MurtiandCulpan，1992)、激励形式(JensenandMur-phy，1990)以及与企业业绩、股东财富之间的关系(Bentson，1985;SmithandWatts，1992;SiglerandHaley，1995)
进行了深入研究。随后，
Haubrich(1994)，Hall和Liebman(1998)，Gior-gio和Arman(2008)等又进一步对薪酬契约的有效性进行了实证检验。
我国学者围绕着高层管理当局的薪酬激励问题进行了深入探讨，如李增泉(2000)检验了资产规模、竞争因素、股权结构及区域因素对经理人员年度报酬的影响;魏刚(2000)建议改变上市公司高级管理人员的薪酬结构，将以会计盈余为基础的短期激励与以市场价格为基础的长期激励相结合;陈志广(2002)则发现企业规模、行业差别、地区差异均会对高层管理当局报酬产生影响;张俊瑞、赵进文和张建(2003)指出，高级管理人员薪酬的对数与每股收益、国有股控股比例、高级管理层持股比例等因素的回归呈多元线性关系。周嘉南、黄登仕(2006)，薛求知、韩冰洁
(2007)，杜兴强和王丽华(2007)验证了我国高管的报酬与公司绩效存在显著的正相关关系。刘斌等(2003)分别从提高薪酬和降低薪酬的两个方面进行检验，发现增加CEO薪酬对提高企业的规模和股东财富均有一定的促进作用;但降低CEO薪酬却不仅不能提高企业规模和股东财富，反而会对其产生一定的负面影响，说明CEO薪酬具有“工资刚性”特征，有激励效果，但没有预期的约束效应。以上研究主要围绕着高管薪酬正面激励的视角进行了深入分析，为解决代理问题提供了较好的现实证据，但是这些研究仍存在着视角单一的局限，仅仅检验了高管薪酬的激励效果，而忽视了高管薪酬处罚对高管行为的约束效应。因此，基于人性假设理论，高级管理人员也是“经济人”，也会在不完全承担风险后果时采取和“社会人”
自身效用最大化的自私行为。因而，对高管层道德风险的防范，不仅仅包括高管薪酬的正面激励，还应进一步考察对高管的薪酬处罚是否能有效约束高。管的道德风险和“寻租行为”
(二)上市公司违规的文献述评
西方发达国家的资本市场发展历史较长，制度安排相对完善，但也无法完全杜绝上市公司违规行为的发生。Smith等(1984)，Feroz等(1991)和Nourayi(1994)分别对美国证监会(SEC)和美国证券交易委员会发布的违规公告的市场反应进行了实证检验，认为违规公告有明显的市场反应，并与监管的严厉程度相关。Kryza-nowski(1978)以及Howe、Schlarbaum(1986)对受到监管机构违规处理后的公司收益表现进行了研究，发现在处理之后很长一段时间内，违规公司出现显著为负的超常收益。为了更好的规避公司的违规行为，探索和把握上市公司违规的内在机制，学者们还分别从利益驱动、契约理论及公司治理结构的视角分析了公司违规行为的动因(Kel-loggandKellogg(1991)，PatriciaM．
Dechow、
RichardG．Sloan、AmyP．Sweeney(1996)，Bea-sley(1996)(2000)，Dechow等(1996)，Uzun等(2004))。违规处罚不是目的，监管的最终目的是规范上市公司行为，从而保证证券市场的有效运行。因而，违规公司被处罚后的反应成为学者们关注的另一重要研究领域。Livingston(1997)发现公司因财务报告违规被处理后，公司的首席经理和首席财务官有很大变动。但Beneish(1999)没有发现被处罚的违规公司的高级管理层有不寻常的变动。Srinivasan(2004)却认为违规公司的外部董事发生了较大的变动，公司董事离职的概率增加。
我国资本市场中上市公司的违规行为也受到了学术界和实务界的广泛关注，涉及了违规处罚
·40·
商业研究
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公告的市场反应、违规公司的财务及非财务特征以及违规处罚效果等方面的内容。伍利娜、高强(2002)，陈国进、赵向琴、林辉(2005)，陈工孟、高宁(2005)等人以事件研究的方法检验了处罚公告日前后的市场反应，研究结果表明市场对处罚公告具有明显反应。杨玉凤、曹琼、吴晓明(2008)又进一步对公告中不同违规类型的市场反应进行了实证检验。胡延平和陈超(2004)的研究表明，市场的反应程度与处罚的公开性和力度正相关;市场的反应程度有随时间增加的趋势。
从影响公司违规行为的因素视角，汤立斌(2004)分析了行业和公司规模对上市公司信息披露违规的影响，认为流通股比例越高，发生信息披露违规行为的可能性越大。GongmengChen，Mi-chaelFirth，NingGao和OliverRui(2005)对所有制、治理机制与中国上市公司的违规事件进行了实证研究，结果表明外部董事比例、董事会会议次数，以及董事会主席任期对于违规都有显著影响。陈国进、林辉、王磊(2005)发现公司第一大股东集中持股有利于约束违法违规行为，但是声誉机制的作用甚微。对违规处罚效果进行研究的文献有:胡延平等(2004)对上市公司信息披露违规处罚进行了描述性统计，认为我国上市公司信息披露的违规成本太低，处罚力度不够，对上市公司信息披露的违规没有起到威慑作用。毛志荣(2002)认为“市场对上市公司信息披露违规处罚的反应程度(股价下跌)与处罚的公开性和处罚力度存在正相关，即处罚的公开性越高、力度越。文守逊、杨武(2002)大，市场的反应越强烈”
也得到了相似的结论。韩德宗、陈启欢(2002)研究了中国证券市场关于信息披露的欺诈行为，发现欺诈公司及其高级管理人员所受到处罚量与其欺诈行为量的相关度很差。还有一些学者通过建立博弈模型讨论了违规获利的诱惑力与规则的强制力之间的博弈均衡(陈学彬(2003)、杨柏(2005)等)。
从中外的相关研究可以看出，对上市公司违规监管的有效性检验主要都是基于投资者利益保护的视角来分析违规监管的处罚效果;对于违规原因的探讨在一定程度上剖析了上市公司违规与公司内部机制之间的关系，但是所得出的结论并不一致，还缺乏对公司治理机制与上市公司违规之间关系的全面深入的探索，更少有涉及外部监管对约束高管行为的分析。我国上市公司大多是由国有企业改制上市，仍存在较多的政府干涉行为，政府的行政控制力会对公司决策有较深远的影响。因此，检验我国新兴市场背景下政策监管的有效性还需考察监管处罚对公司决策行为的影响，
即市场监管能否通过提高违规成本影响管理者的理性决策行为。因而，本文从完善管理层薪酬契约来加强公司治理的视角入手，尝试分析违规公司对违规公告的反应，期望通过外部监管机构的违规处罚促使高管层理性自律，从而降低代理成本，更好的发挥外部监管在解决第一类委托代理问题中的公司治理功能。
三、研究设计
本文尝试分析外部监管机构公告公司发生违规行为后，公司内部是否会采取降低薪酬的方式来处罚高管，从而约束高管的行为呢?这种处罚行为是否能起到预期的惩戒和警示作用呢?为此本文提出了两组假设，分别对国有企业和非国有性质企业的监管处罚及监管效果进行了实证分析，对外部监管的公司治理作用进行了经验证据的验证。本文的外部监管机构包括证监会、上交所、深交所、财政部及其他外部监管机构(如指定媒体报道)。违规类型包括推迟披露、虚假陈述、出资违规、违规购买股票、改变资金用途、违规担保、违规出资等方面，以监管机构出具的处理公告为准。
(一)研究假设
外部监管机构的主要职能是监督并约束上市公司行为，从而保证市场秩序的正常运行。监管机构发挥其监督职能的有效性体现在其监管活动能对上市公司的决策行为产生影响，因而监管机构会通过施加违规处罚来影响公司的决策行为。如果公司发生违规事项受到外部监管机构的处罚，必然会影响公司的正常经营和外部形象，公司就会对承担主要责任的高管层采取相应的处罚措施来促使高管约束自身行为，进行理性决策。因而我们可以合理的提出以下假设:
假设1:高管薪酬的变化与公司发生违规事项存在显著的负相关关系。
目前，我国监管机构公布的违规处罚公司有三百多家，违规类型以财务粉饰目的居多。监管机构主要采取了公开谴责和罚款的方式进行处罚，且罚金数额不大。因此，可以认为目前的违规处罚对公司经营只具有短期影响，不会影响公司的持续经营状况。本文认为违规公司对高管的处罚也只具有短期效应，不会对高管的长期激励产生影响，故本文进一步提出两个分假设:
H11:高管现金薪酬的变化与公司发生违规事项存在显著的负相关关系。
H12:高管股权激励的变化与公司发生违规事项不具有显著的相关关系。
从契约的角度考察，一项监管措施是否有效，在于它是否能够改变契约执行过程中代理人的预
总第408期
王海燕:违规监管、管理层薪酬与公司治理
·41·
期行为，而代理人的预期行为与其预期行为收益和行为成本密切相关。因此，在证券监管过程中，如果一项监管政策能够增加代理人的违规成本，降低代理人违规行为的激励，从而降低代理成本，提高信息质量，那么监管政策有效。在我国的经济体制下，政府的行政控制力具有较强的权威性，政府较高的权威更有利于监管措施的实施以及惩罚成本的提高。因此，当监管机构公告公司出现违规行为时，公司对违规事件负有主要责任的高管实施薪酬处罚能降低高管机会主义行为的激励，我们可以合理地预期薪酬处罚措施能对高管的决策行为产生一定的约束作用，从而规范其市场行为。由此我们提出高管处罚制度有效的第二个假设:
假设2:对高管实施薪酬处罚能减少违规行为由于我国国有企业存在薪酬管制问题，国有企业的高管相对于非国有性质企业而言，往往会受到政府、社会公众的更多关注，从而会影响其政治前景和升迁机会。故违规处罚会对国有企业高管的声誉和未来前景产生较大的影响，薪酬处罚具有一定的约束效应。非国有性质企业对经理人市场的要求更为灵活，当高管发生违规行为时，非国有性质企业会根据违规原因分析而采取不同的处罚措施，如果是基于私人利益而违规，非国有性质企业首先会倾向于更换高管;但如果是基于公司利益的违规行为，非国有性质企业往往处罚较轻，因而，薪酬处罚的约束效应相比国有企业较低。由此基于假设二我们也提出了两个分假设:
H21:国有企业的现金薪酬处罚能减少高管的违法违规行为。
H22:非国有性质企业在被公告违规时倾向于
表1
变量名DapayDstockDRDROADMVTurnoverIntercontrollnsizestrucaindus
变更高管更甚于实施薪酬处罚。
对管理层实施处罚会增加管理层心理上道德谴责的压力，会影响其未来的职业信誉和发展。因此，在权衡违规成本与违规收益的情况下，管理者会自主的约束自身行为，理性决策。
(二)模型构建与变量选择
对上述假设的实证检验，本文主要采用多元线性回归的方法来分析违规事件与高管薪酬变化之间的相关关系，并基于以往文献的基础上考虑了公司经营业绩、公司规模、高管变更及行业等控制因素的影响，模型及变量描述如下。
1．模型一及变量选择。模型一主要用于检验发生违规事件的公司是否对管理层实施了薪酬处罚。目前公司管理层薪酬主要由现金薪酬和股权激励两部分组成。因此，本文拟分别对公司高管的现金薪酬和持有股份价值与违规情况进行相关性验证，构造模型如下所示:
Δ人均高管薪酬=β0+β1DR+β2DROA+β3DMV+β4turnover+β5intercontrol+β6lnsize+β7struc+β8aindus+ε
模型中的因变量高管薪酬分别选用人均现金薪酬，人均股权价值指标进行回归。DR为虚拟变量，计量公司是否发生违规行为。为避免多重共线性影响，会计业绩与市场评价分别以ROA和市场价值MV指标进行衡量。选择差分模型是为了更好的验证高管薪酬与违规事项之间的相关关系，减少内生性问题的影响;同时可虑到高管薪酬可能的“偏移”性质。本文先对薪酬取对数后再做差分处理，还增加了若干控制变量，变量具体说明见表1所示。
变量释义变量说明
管理层人均年薪取对数后作差分(包括董事、监事及CEO)②管理层人均股权价值取对数后差分(包括董事、监事及CEO)③
持有股权价值=持有股份数*年末收盘价
报告期是否有违规行为(有违规行为为1，没有为0)总资产净利润率取差分(DROA=ROAt－ROAt－1)市场价值取对数后作差分，非流通股权市值用净资产代替市场价值=股权市值+净债务市值
报告期是否进行了高管变更(变更为1，没有变更为0)董事长与总经理是否为同一人(同一人为1，不是为0)
公司的资产总额取对数公司的资产负债率行业分类虚拟变量
变量类型因变量因变量自变量自变量自变量控制变量控制变量控制变量控制变量控制变量
(1)高管是否发生变更(turnover)。公司发生违规行为后，可能采取更换高管的方式对责任人进行处罚，本文加入高管是否变更变量进行控制，以
减少公司对高管薪酬处罚的噪声影响。
(2)董事长与总经理是否为同一人(Intercon-trol)。董事长与总经理如果为同一人兼任，说明管
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商业研究
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DRt=α0+α1lnapayt－1+α2lnmonitort－1+
理层的权利较大，话语权较强，故有可能影响公司政策制订与执行，而导致外部监管对公司缺乏约束作用。同时，也可能导致管理层通过在职消费等隐性收入来弥补处罚损失而导致现金薪酬的敏感性降低。因此，本文加入该控制变量来分析其对高管薪酬变动的影响。
(3)风险因素(struc)。风险是影响公司业绩的主要因素，从而会对公司高管薪酬产生影响。故本文选用公司的资产负债率作为控制变量计量风险影响。国内外的许多研究都证实了高管薪酬与公司规模呈正相关关系，并且不同行业的高管薪酬具有显著差异。因而，本文在分析薪酬变动时也加入了公司规模(lnsize)和行业(aindus)这两个控制变量。
2．模型二及变量选择。模型二主要用于检验对管理层的现金薪酬处罚是否能减少公司的违法违规行为，从而达到预期的惩戒与警示作用。故本文用滞后期的现金薪酬变化与当期的违规行为进行回归，构造Logit模型如下所示:
表2
变量名lnapayt－1lnmonitort－1lndirectort－1
lntopt－1
表3
违规类型虚列资产虚构利润推迟披露
⑤
α3lndirectort－1+α4lntopt－1+α5turnover+α6ROA+α7lnv+α8struc+α9intercontrol+μ
模型中DRt为虚拟变量，表示当期公司是否发生违规行为，发生违规行为时DRt=1，没有发生违规行为则DRt=0。根据陈国进、林辉、王磊(2005)，GongmengChen，MichaelFirth，NingGao和OliverRui(2005)等人的研究结论，认为第一大股东持股比例和公司治理结构会影响公司的违规行为，因而本文在回归中引入了这些变量，变量的具体说明见表2所示。
同时，本文还参考了Beasley(1996)，Sum-mers，Sweeney
(
1998)，Agrawal，Chadha
(2005)，张俊生，曾亚敏(2004)等财务舞弊实证研究文献，将公司财务业绩、市场价值、资产负债率、两职合一等作为控制变量。这些指标用来大致反映公司的盈利状况、财务杠杆、治理结构对公司违规行为的影响。
变量释义(续表)
变量说明
t－1期的管理层人均年薪取对数(包括董事、监事及CEO)
t－1期监事会规模(监事会人数取对数)
t－1期的董事会规模(董事会人数取对数)t－1期的第一大股东持股比例的对数
违规类型统计
累计公告次数[**************]
占总违规次数
的比重2．1%8．6%27．7%16．63%4．78%2．9%4．4%
违规类型虚假陈述违规担保出资违规违规炒作操纵股价其他
④
变量类型因变量自变量自变量自变量
累计公告次数732121669
占总违规次数的比重13．96%4．02%0．38%0．2%1．15%13．19%
⑥
重大遗漏⑦
大股东占用公司资产擅自改变资金用途违规购买股票
四、数据来源与变量的描述性统计
本文选择1999－2008年我国上市公司样本，全部数据均来自CSMAR中国股票市场交易数据库。同一公司当年出现多次违规行为的，作为单一样本;同一公司在不同年份的违规行为，视为独立样本。剔除金融类公司、现金薪酬总额为零的公司、营业总收入为负和数据不全样本后，共3238个样本观测值。
(一)公司违规情况的描述统计
1．违规类型描述。监管机构公告的上市公司
违规类型总共有14种类型，除欺诈上市外(没有发生一例)，其余违规类型发生的比例如表3所示。根据表3可以看出，各种违规事项中信息披露层面的违规事项占了大多数，其中推迟披露、重大遗漏和虚假陈述占了58%的比重，虚构利润和虚列资产占了10.7%的比重;出资、用资及担保违规占了约12%的比重;市场炒作违规事项占了约5.7%的比重。这些数据说明上市公司更多的是基于公司业绩粉饰的目的而违规，也从另一侧面说明，业绩不够理想的公司，为避免市场反应过于剧烈，其盈余管理的动机更强。
总第408期
王海燕:违规监管、管理层薪酬与公司治理
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2．违规处罚描述。监管机构对违规公司采取的处罚方式主要有七种类型(见表4)，根据其处罚形式和处罚频数可以看出，目前我国监管机构对违规处罚的力度较弱，主要采取的是公开谴责的形式(占31.15%)，对18.51%的违规公司进行了罚款，但罚款最高数额为134.2万元，平均罚款数额只有1.63万元。对于上市公司的违规行为，
表4
处理类型公开批评行政处罚警告
取消其证券业务许可，责令关闭
证监会起着主要的监管作用，50.29%的违规事件是由证监会宣告处罚的，既涉及违规公司及管理层的处罚，也包括对股东炒作的处罚。上交所及深交所的监管处罚比例基本相当，分别为25.87%和21.80%。财政部及其他监管机构(如指定媒体报道)主要是处罚违规公司，其宣告处理的违规事件仅占全部违规事件的2.03%。
违规处罚统计频数3319681
百分比7．45%4．29%15．35%0．23%
处理类型公开谴责立案调查处以罚款其他
频数138588244
百分比31．15%13．09%18．51%9．93%
表5
国有企业样本
是否违规没有公告违规公告违规Total
国有企业与非国有性质企业违规情况统计
非国有性质企业样本
比重87．46%12．54%100%
是否违规没有公告违规公告违规Total
频数[1**********]
比重88．22%11．78%100%
频数[1**********]
表6
全部样本
是否违规
01Total
国有企业与非国有性质企业违规事项及高管变更情况统计
国有企业样本
是否违规
01Total
是否发生高管变更
01Total4162284190
57625601
4738534791
非国有性质企业样本
是否违规
01Total
是否发生高管变更
01Total3397403437
40257459
3799973896
是否发生高管变更
01Total[1**********]
[1**********]
[1**********]46
注:0表示没有公告违规(没有发生高管变更);1表示公告违规(发生高管变更)。
(二)国有与非国有企业的分样本描述本文按公司第一大股东的股份性质来划分国有与非国有性质企业，所有样本中，国有企业样本占55%;非国有性质企业样本占45%的比例。国有企业与非国有性质企业的违规样本所占比例均较少，违规情况如表5所示。对发生违规行为的公司管理人员进行处罚，既可以更换高管，也可以进行薪酬处罚，因而表6进一步分析比较了全部样本、国有企业和非国有性质企业的违规情况与高管变更情况，以更好的控制高管变更情况来分析薪酬处罚的影响。根据表中数据可以看出，国有企业发生违规事件的样本共53个，其中25个样本更换了高管，占47.16%，相对于没有发生违规事件而进行正常高管更换的比例12.16%高出了35个百分点，说明国有企业会倾向于变更高管来处罚违规行为。非国有性质企业中违规样本共97个，
发生违规事项并进行高管更换的比例占58.76%，不仅明显高出国有企业10个百分点，而且比非国有性质企业正常高管变更比例10.58%高出48个百分点。说明非国有性质企业在发生违规时，更换高管的可能性比国有企业还要高一些。
(三)主要变量的描述性统计
从表7可以看出各回归变量的取值分布合理，不存在异常影响。
五、实证结果
本文选择了1999－2008年的面板数据，考虑到违规事件在时间序列和个体间的差异不大，即同一公司本期违规与前一期是否违规无关，不同的公司间是否违规也相互独立。故本文采用混合模型进行回归，用STATA软件进行模型参数估计和检验。
·44·
表7
Variable
高管人均现金薪酬对数值差分高管人均股权价值对数值差分是否发生违规行为(哑变量)
总资产净利润率总资产净利润率差分市场价值的对数市场价值的对数取差分高管人均现金薪酬的对数
监事会规模的对数董事会规模的对数第一大股东持股比例的对数是否发生高管变更(哑变量)是否存在两职合一(哑变量)
总资产的对数资产负债率行业分类(哑变量)
表8
国有企业
变量VARIABLES
DRDROADMVturnoverintercontrollnsizestrucaindusConstant
现金薪酬Dapay－0．141*(0．0794)0．546(0．167)
＊＊＊
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主要变量的描述统计
Obs[***********][***********][***********][1**********]3
Mean0．145985－0．138360．0254590．020944－0．0044421．576440．07032211．270031．3771632．2324040．5295140．1682120．12241121．306620．5870145．046302
Std．Dev．0．4731381．0230380．1575220．1667250．1901881．0774450．4020910．9146830．3285130．2359830．3825410．3740720．3277941．2620571．8372863．093991
Min－4．86526－8．97137
0－3．24569－3．0061317．84089－1．601257．352441
0000014．158060．008143
1
Max4．8585099．489765
16．476827．52215327．735682．98111715．891192．5649492．9444391．098612
1129．90907124．022312
是否对管理层实施薪酬处罚的回归结果
非国有性质企业
股权激励Dstock0．0597(0．164)0．804(0．360)
＊＊
变量VARIABLES
DRDROADMVturnoverintercontrollnsizestrucaindusConstant
现金薪酬Dapay0．0136(0．0538)0．216(0．0937)0．112(0．0283)
＊＊＊＊＊
股权激励Dstock－0．0685(0．186)0．153(0．389)1．467＊＊＊(0．108)－0．176*(0．101)0．0993(0．129)－0．0149(0．0494)0．0388(0．0409)0．00215(0．0143)0．126(1．064)
0．0747(0．0274)
＊＊＊
1．445(0．0614)
＊＊＊
－0．0773＊＊＊(0．0237)0．0349(0．0378)－0．00120(0．00955)－0．0736(0．0549)－0．00560(0．00389)0．240(0．206)
*
－0．182＊＊＊(0．0531)0．0109(0．0767)－0．0814＊＊＊(0．0250)－0．118(0．124)0．000133(0．00801)1．632(0．537)
＊＊＊
－0．0680＊＊(0．0276)－0．0727＊＊(0．0354)0．0112(0．0128)0．00103(0．0133)0．00123(0．00391)－0．101(0．275)
＊＊
、分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。注:变量定义见表1;＊＊＊、
(一)模型一的回归结果
模型一用于检验发生违规事件的公司是否对管理层实施了薪酬处罚。考虑到国有企业高管薪酬存在管制情况，故将样本分为国有和非国有性质企业分别对人均现金薪酬与人均股权价值进行了回归分析，回归结果见表8所示。表8的回归结果验证了假设1的观点，即国有企业中高管的现金薪酬变动与公司违规事件呈显著的负相关关系，
股权激励的变化与公司发生违规事件不具有显著的相关关系，这一经验数据支持了两个分假设的结论。高管股权激励的变化与公司发生违规事项不具有显著的相关关系，说明违规处罚只具有短期效应，只对管理层施加现金薪酬处罚，而对公司的长期激励没有显著影响，公司高管层的长期股权激励主要与市场价值和公司规模显著相关。非国有性质企业的现金薪酬和股权激励与违规事件
总第408期
王海燕:违规监管、管理层薪酬与公司治理
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的相关关系均不显著，且国有企业的β1显著高于非国有性质企业，说明外部监管对国有企业更为有效，国有企业更注重自身的外部声誉和公众形象。从描述性统计中我们得知，公告的违规事项大多数是基于公司业绩的粉饰目的，因而非国有性质企业高管有可能是基于公司利益而发生违规行为，故薪酬处罚不显著;同时，国有企业与非国有性质企业人均高管的现金薪酬变动与会计业绩、市场价值变动以及高管变更的相关性显著，与前期学者的研究结论一致。在非国有性质企业中现金薪酬的变动还与两职合一现象显著相关，而国有企业该变量不显著，可能由于样本量较小的原因(两职合一的样本比例仅占12.3%)，这也与我国学者的相关研究结论一致。
表9
对管理层实施薪酬处罚效果的回归分析
非国有性质企业VARIABLESDR
＊＊
有预期的惩戒和警示作用。非国有性质企业在10%的显著性水平下，违规行为与人均现金薪酬变动有显著的负相关关系，与高管变更在1%的水平下显著相关，且α5明显大于α1，说明非国有性质企业更倾向于采用变更高管来处罚主要责任人，假设二及其分假设得以验证。这一研究结论表明我国上市公司已开始注重自身的公众形象与市场开拓的机会成本，外部监管机制能够促使上市公司加强对管理层行为的约束，同时董事会规模、监事会规模和风险因素与国有企业的违规行为有显著的相关关系，非国有性质企业的违规行为主要与会计业绩、第一大股东的持股比例显著相关，说明非国有性质企业的违规目的更为明确。
六、基本结论
以上的实证检验结果反映了我国外部监管机构公告的违规事件与该公司高管薪酬变动的相关联动关系与现状通过上述实证分析，可以得出以
国有企业
VARIABLESDRlnapaylnmonitorlndirectorlntopturnoverROAlnvstrucintercontrolConstant
－0．593
(0．285)－2．208(0．600)
lnapaylnmonitorlndirectorlntopturnoverROAlnvstrucintercontrolConstant
－0．413(0．217)0．474(0．483)
*
下结论:
1．高管现金薪酬的变化与公司发生违规事件存在显著的负相关关系，说明目前我国外部监管机构能发挥相应的治理效应，即当外部监管机构公告上市公司具有违规行为时，公司会通过降低高管薪酬来约束高管行为，但这种处罚约束效应对国有企业更为有效，对非国有性质企业的处罚约束效应不显著。一方面可能由于违规事项多数是基于公司利益而违规，故处罚较轻或不予处罚;另一方面也可能由于目前监管机构对违规事件的处罚力度较弱，而导致公司对违规事件不够重视。
2．高管股权激励的变化与公司发生违规事件不具有显著的相关关系，说明目前对违规事件的处罚只具有短期效应，不会影响高管的长期股权激励，并且违规事件对国有企业和非国有性质企业的股权激励不存在显著差异。
3．对管理层实施现金薪酬处罚能起到预期的惩戒和警示作用，即对本期违规公司的管理层实施了薪酬处罚能减少下期该公司的违法违规行为。国有企业主要采用现金薪酬处罚的方式处罚责任人，而非国有性质企业更倾向于变更高管来处罚主要责任人。
本文尝试从违规公司的反应来检验监管措施的有效性，克服了前期研究样本量较少、仅从市场反应检验监管效率的局限。本文的实证结论发现外部监管能够通过管理层薪酬契约来约束其决策行为，从而减少公司的违法违规行为，即有效的市场监督能够通过管理层薪酬契约来约束管理层行为，从而有效发挥了显著的公司治理功能。本文的研究结论也具有一定的政策含义:首先，政府进行
＊＊＊
2．058＊＊(1．044)－0．398(0．499)0．382(0．389)－2．999(1．856)－0．00199(0．217)2．186＊＊＊(0．783)0．198(0．555)0．0131(4．672)
＊＊＊
－0．0696(0．669)－1．010＊＊＊(0．374)0．765＊＊＊(0．291)－4．377(0．958)(0．176)－0．143(0．122)－0．359(0．454)2．510(3．506)
＊＊＊
－0．0432
注:变量定义见表2;和10%的水平上显著。
＊＊*、、分别表示在1%、5%
(二)模型二的回归结果
根据模型一的实证结论可以知道当外部监管机构公告公司发生违规行为时，公司会对负有主要责任的高管实施薪酬处罚，那么对管理层实施的薪酬处罚是否能达到约束其行为，从而减少违规事件发生的概率呢，本文进一步建立了模型二，其回归结果见表9所示。从表9可以看出，国有企业前一期的人均现金薪酬变动与本期的违规行为有显著的负相关关系，说明管理层的薪酬处罚具
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果研究:基于证券监管部门处罚公告的分析［J］．审计研究，2009(4)．
的市场监管，对改进我国证券市场信息质量具有重要作用。在现行制度环境中，以政府为主导的监管体系仍是我国证券市场的较为合适的选择。其次，政府监管要与管理层的薪酬契约相联系才能更好的提高信息质量，降低信息不对称程度。上市公司要进一步在薪酬机制中明确管理层违规后果和承担的法律责任并强化落实，这是规范管理层市场行为的有效措施。最后，管理层薪酬契约的激励与约束机制要双管齐下，其激励与约束效力既要与内部激励目标相一致，还要考虑外部监管处罚机制的影响。注释:①②
J］．财经，2002(2)．史美伦谈监管［
人均年薪的计算用管理层薪酬总额除以管理层总人数，其中扣除了未在公司领取薪酬的董事、监事及CEO人数。③
均股权价值的计算用管理层持有股权的总价值除以管理层总人数，其中扣除了未在公司领取薪酬的董事、监事及CEO人数。
④“虚假陈述”是指除“虚增利润”及“虚列资产”
以外的的其他虚假信息。
⑤“推迟披露”是指实际披露时间比规定披露时
间晚的行为。
⑥“出资违规”是指股东在配股、增发及公司成立
时不按规定比例出资。
⑦“重大遗漏”是指信息披露文件未记载依法应
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