摘要：文章以2011—2019年中国国有上市公司为样本，以董事会权威性为出发点，实证检验其对企业违规的影响。研究发现：董事会在权威性方面，明显遏制了企业违规倾向和恶劣程度；进一步研究发现，董事会权威性主要通过降低代理成本来抑制企业违规。文章的研究表明，董事会的权威在防范国有上市公司违规方面作用举足轻重，为国有企业董事会改革提供了新的参考思路。

　　关键词：企业违规；董事会权威性；代理成本；国有企业

　　近年来，国有企业的违规现象愈发普遍，这势必会损害股东的利益，影响投资者的投资信心，增加资本市场的不稳定性，从而对中国经济的高质量发展产生不良影响。已有研究表明，国有企业党组织治理能够显著抑制高管攫取高额薪酬的行为，可以有效抑制国有企业的违规。但目前鲜有文献涉及到国有企业董事会权威性对企业违规影响的探讨，这为本文的研究提供了契机。[1]

　　依照相关条例，国有企业纪委具有监督检查内部党组织、企业董事会与各层级经理履职情况的职能，所以企业的董事如果同时是具有监督职能的纪委，当其参与董事会治理时对企业高管的监督力度更强。实际上，纪委除了事后监督还可以通过参与党组织会议与日常活动等方式对被监督对象的思想纯洁性、行为作风、职权情况以及决策偏好等进行深入的了解以达到事前与事中监督的效果。因此，董事会里面具有纪委身份的董事能够增强董事会的权威性，有利于抑制企业的违规情况。

　　一、研究假设

　　（一）董事会权威性与企业违规

　　董事会权威性是指董事会中同时具有纪委身份的董事，对董事会治理产生威慑作用，党组织内部监督机构的重要组成部分就是纪委，主要监督企业内部党员干部对党纪的遵守情况。由此可见，具有纪委身份的董事其党内监督职能具体会从以下两方面来增强董事会的权威性，进一步抑制企业的违规倾向和违规程度。首先，具有纪委身份的董事能够促使党内与董事会监督的有机结合，这所产生的协同作用可以有效提高董事会监督效率，很大程度上抑制企业的违规行为。其次，具有纪委身份的董事会有更强的独立性和震慑力，当其参与董事会治理时所发挥的威慑力可以更好地对企业的违规起到监督作用。党组织会潜移默化地将党的基本理念与原则渗透到国有企业的经营与决策之中，而纪委作为党内违规纠察处理机构，能够增强党组织的清洁廉政之风，因此可以明显提升董事会的独立性和震慑力。基于此，本文提出如下假设。

　　H1：董事会的权威性可以显著抑制企业的违规行为。

　　（二）代理成本的机制检验

　　董事会权威性能够强化董事会事前、事中和事后的监管功能和提高董事会与管理层之间的沟通效率，降低信息的传递成本。沟通效率的提高与沟通成本的降低可以有效缓解信息的不对称，为企业带来良好的管理条件。委托代理成本提高的一项关键因素就是信息的不对称，因此，缓解信息不对称问题亦能显著降低企业的代理成本问题。综上，董事会权威性可以通过缓解信息的不对称问题将企业的代理成本限制在更低的水平，从而影响企业违规的行为。由此，本文提出下列假设。

　　H2：董事会权威性通过代理成本影响企业违规。

　　二、研究设计

　　（一）样本筛选与数据来源

　　以2011—2019年中国资本市场A股国有上市公司为初始样本。依次处理为：剔除ST、*ST及金融行业；删除数据缺失样本。所有连续变量进行Winsorize缩尾处理，上下各1%。董事会权威性数据经过手工整理得到，基础数据为在CSMAR数据库中获取的高管简历和同级数据职位信息，其余基础数据可从CSMAR数据库得到。分析软件是Excel与Stata16.0。

　　（二）变量选择

　　本文的因变量是参考周泽将等的研究，根据违规倾向与严重程度来度量企业违规。FRA为违规倾向，DEG是违规严重程度。借鉴周泽将等的研究，采用以下3种方式来衡量董事会权威性的情况：董事会是否有纪委身份的董事（AB 1），若有，则赋值1，否则为0；具有纪委身份董事的人数（AB2）；具有纪委身份董事的人数与董事会总人数的比值（AB3）。[2-3]

　　参照已有研究，本文控制了与企业违规相关的关键变量，具体来说，在企业层面，企业规模SIZE（企业期末资产总额的自然对数）、董事会规模BOARD（董事会人数的自然对数）、独立董事比例INDR（独立董事人数/董事会人数）、两职合一DUAL（若董事长和总经理为同一人赋值为1，否则为0）、独立董事网络中心度INDEPNC（中心度越高表明公司的影响力越大）、内部控制质量ICI（迪博·中国上市公司内部控制指数/1 000）；在财务能力方面，财务杠杆LEV（期末负债总额/期末资产总额）、盈利能力ROA（净利润/平均资产总额）、控股股东持股比例FIRSTY（第一大股东持股数/总股数）、成长能力GROWTH（资产总计期末值差额/资产总计上年同期期末值）、自由现金流FCF（企业自由现金流/资产总额）、是否亏损LOSS（若净利润为负数，赋值为1，否则为0）。行业虚拟变量INDUS（参照中国证监会行业分类标准）。[4]

　　（三）模型构建

　　为了检验H1董事会的权威性对企业违规的抑制作用，本文参照江新峰等（2020）[5]的研究，构建如下模型。

　　FRAu（DEGu）=β0+β1ABu+β2CONTROLSu+INDUSi+εu（1）

　　其中，FRAu与DEGu分别代表企业i第t年的违规倾向和违规严重程度；ABu是衡量企业i第t年的董事会权威性；CONTROLSu为本研究的控制变量，INDUSi表示行业固定效应，εu企业i第t年的随机干扰项。

　　为研究代理成本的中介作用，本文参考以往研究，选用经营费用率AGENJF（=（销售费用+管理费用）/营业收入）和在职消费AGENPERK共同度量企业的代理成本，其中在职消费AGENPERK是以办公、业务招待、差旅、出国培训、通讯、董事会、小车和会议费等10项费用之和除以当期营业收入来衡量的。基于前文分析，在模型（1）的基础上，本文构建如下模型（2）。[6]

　　AGENJFu（AGENPERKu）=α0+α1ABu

　　+α2CONTROLSu+INDUSi+εu（2）

　　其中，AGENJFu与AGENPERKu分别代表企业i第t年的经营费用率和在职消费，其他变量定义与上文一致。

　　三、实证结果与分析

　　（一）描述性统计

　　主要变量描述性统计结果如表1所示。具体地，企业违规倾向FRA的均值为0.130 0，这说明在样本观测值中，大概有13.00%的公司存在违规。样本中企业违规严重程度DEG的均值和标准差分别为0.179 0和0.524 0，说明违规严重程度在各国有企业中普遍较轻，但不同企业之间仍存在很大的差异。董事会是否存在纪委治理AB1的均值为0.197 0，反映出在国有企业中纪委参与董事会治理的企业比重相对较低；AB2的最大值为3，表明观测样本中企业当年纪委参与董事会治理人数最多为3人；AB3的均值为0.026 9，表明在观测样本中董事会纪委比例为2.69%，占比较低。

　　（二）董事会权威性对企业违规影响的实证结果

　　表2列示了模型（1）中董事会的权威性与企业违规的回归结果。其中，PanelA中列示了因变量FRA，其为违规倾向，PanelB中的因变量DEG为企业违规严重程度，以上两个因变量对应的模型分别采用Logit和Ordered Logit的回归方法（截距项省略，下同）。PanelA中AB1与FRA显著负相关的水平为5%（系数=-0.259 8，z值=-2.379 4），进一步计算边际效应发现，当董事会由不存在纪委参与（AB1=0）转变为存在纪委参与（AB1=1）时，企业违规发生的概率约降低2.751 7%；AB2与FRA是显著负相关的关系，显著性水平为1%（系数=-0.220 0，z值=-2.734 7），进一步计算边际效应发现，当董事会纪委数量每增加一人时，企业违规发生的概率约降低2.329 1%；AB3与FRA也是显著负相关关系，显著性水平为1%（系数=-2.130 8，z值=-2.886 9），进一步计算边际效应发现，当董事会权威性增加1个百分点时，企业违规的概率就会降低约0.225 6%。PanelB中的结果同PanelA中的基本一致，不再一一列示。以上数据联合表明董事会权威性将企业违规限制在一定水平内，因此假设H1成立。造成这种结果的原因可能在于，纪委的参与激发了其他董事的履职责任感，提高了董事会的监督效率，降低了信息传递成本，进而对企业违规进行了有效的抑制。

　　回归模型（2）的结果列示于表3：PanelA中AB项相关系数在5%的水平上均显著为负，表明董事会权威性越强，企业的经营费用率越低；PanelB中AB项相关的系数在1%的水平上均显著为负，说明董事会权威性有利于减少企业的在职消费。由此可见，董事会权威性能够有效降低企业的代理成本，将企业的违规限制在更低的水平。

　　（三）稳健性检验

　　1.工具变量法

　　董事会权威性能够将企业违规的发生倾向和严重程度限制在较低水平，反之，企业为了降低其违规行为可能会主动提升董事会权威性，因此，内生性问题可能存在。所以，本文借鉴郝颖等的研究，选取同省份同年度董事会纪委比例即AB3的平均值作为工具变量进行深入检验。进一步，本文参照周泽将等的研究，当违规程度FRA为被解释变量的时候，采用IV Probit回归估计；当被解释变量为DEG时，通过IV Ordered Probit两步估计法。回归结果同模型（1）的一致，这支持了假设H1的结论。[7]

　　2.增加有关控制变量

　　为了缓解遗漏变量带来的问题，本文根据研究特征增加了相关控制变量，分别为企业上市年限LISTY（公司从上市到研究年度的年数）、高管持股比例MHOLD（高管持股数量占总股数量之比）、董事会会议次数BOARDMT（公司年度内董事会会议次数）、管理层平均年龄AGE（公司所有董监高年龄平均数）。回归结果并没有发生实质的改变，结论再次得以验证。

　　3.替换企业违规度量方式

　　本文借鉴以往研究，使用违规次数Fre（公司当年被披露的违规行为总数）来重新度量企业违规情况。鉴于被解释变量违规次数Fre为非负整数，所以采用Poisson与负二项回归对此模型进行检验，回归结果依然稳健。[8]

　　四、结论与启示

　　综上，本文经过实证检验证实了董事会的权威性可以将企业违规限制在一定水平内的结论，这为我国国企违规的有效治理提供了独特视角。本文的结论不仅在理论上丰富了纪委参与董事会治理、代理成本和企业违规相关的研究，在实践上对于纪委在国有企业中的定位和国有企业董事会改革具有一定的借鉴意义。依据董事会的权威性能够显著抑制企业违规，相关部门要重视纪委参与董事会治理的积极效应，在未来有利的条件下通过制定相关法律、法规、规章和规范性文件的方式来提高国有企业董事会治理中的纪委参与率，以此促进我国国企的高质量发展。

　　参考文献：

　　［1］马连福，王元芳，沈小秀.国有企业党组织治理、冗余雇员与高管薪酬契约［J］.管理世界，2013（5）:100-115+130.

　　［2］周泽将，马静，胡刘芬.经济独立性能否促进监事会治理功能发挥——基于企业违规视角的经验证据［J］.南开管理评论，2019（6）:62-76.

　　［3］周泽将，汪帅.董事会权威性、内部控制和审计质量——新时代背景下国有企业的经验证据［J］.审计研究，2019（5）:95-102.

　　［4］KHANNA V，HAN KIM E，LU Yao.CEO connectedness and corporate fraud［J］.The Journal of Finance，2015，70（3）:1203-1252.

　　［5］江新峰，张敦力，李欢.“忙碌”独董与企业违规［J］.会计研究，2020（9）：85-104

　　［6］罗进辉，黄泽悦，朱军.独立董事地理距离对公司代理成本的影响［J］.中国工业经济，2017（8）：100-119.

　　［7］郝颖，辛清泉，刘星.地区差异、企业投资与经济增长质量［J］.经济研究，2014（3）:101-114+189.

　　［8］朱杰.独立董事薪酬激励与上市公司信息披露违规［J］.审计与经济研究，2020（2）:77-86.