员工持股计划能抑制高管违规行为吗

袁小平 刘光军 彭韶兵

【摘要】以证监会推出的《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》为政策背景，基于2014～2018年我国上市公司高管违规行为数据，对公司治理水平、员工持股计划与企业高管违规行为之间的关系进行研究。实证检验结果表明：员工持股计划与公司治理综合水平的交互作用显著，即员工持股计划能够显著促进公司治理水平对高管违规行为的抑制作用；处于较低的公司治理综合水平的员工持股计划，提高了高管违规行为发生的频率；员工持股计划能有效提升公司治理综合水平。研究结论对于完善ESOP设计、优化产权与控制权结构、提高公司治理水平、抑制高管违规行为等具有重要意义。

【关键词】公司治理水平；员工持股计划；高管违规行为；经营绩效

【中图分类号】F276.6【文献标识码】A【文章编号】1004-0994（2019）24-0036-9

【基金项目】中央高校基本科研业务费专项资金项目（项目编号：JBK15O7147）

一、引言

员工持股计划（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）源于1958年美国经济学家路易斯·凯尔索提出的“二元经济学理论”。20世纪70年代在西方国家进行试点，80年代即成为西方企业界普遍采用的中长期激励模式。在我国改革开放初期，一些企业以筹措资金为目的开始了内部职工股试点工作，历经波折，直到2012年8月，证监会发布了《上市公司员工持股计划管理暂行办法（征求意见稿）》及起草说明。2014年6月，为贯彻党的十八届三中全会和《国务院关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》（国发[2014]17号）的精神，经国务院同意，证监会制定并发布《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》，在我国上市公司中开展ESOP试点，这标志着我国上市公司ESOP开始获批放行。

自海普瑞（002399）董事会于2014年7月10日首推ESOP预案以来，截止到2018年年底，我国A股上市公司推出ESOP方案（包括预案）的数量达712份，涉及上市公司数量达582家，占A股上市公司总数的比重高达18.02%。从以上数据可以看出，2014年证监会出台试点意见以后，A股上市公司反应强烈，仅2015年就推出365份ESOP方案，占目前方案数量的比重达51.26%。

高管违规行为主要指企业高管违反证券法、公司法以及证监会部门规章等，涉及财务造假、推迟披露、重大信息遗漏、违规出资、擅自改变资金用途、操纵股价、违规担保、炒作次新股、利用高送转违规交易等行为。其发生频率与公司治理水平、ESOP的实施可能有一定的相关关系。

由于我国资本市场不成熟且存在非理性的投资者，针对我国上市公司推出的ESOP方案，投资者在连续几轮遭遇股灾的洗礼后，对ESOP的美好意愿瞬间化为泡影，投资者抛出ESOP是“馅饼”还是“陷阱”、是“大利好”还是“大忽悠”的疑问。这和美国ESOP早期人们质疑ESOP到底是“灵丹妙药”还是“安慰剂”如出一辙。但我国也不乏成功的经典案例——华为公司的ESOP。华为公司2013年即超越爱立信成为全球第一通信设备运营商；2018年度销售收入达7212亿元、净利润为593亿元；2017年第一季度超越思科占据核心路由器全球第一市场份额。华为取得成功的原因固然很多，但其实施的ESOP被公认为是成功的关键因素之一。

综上所述，ESOP在国外得到了广泛的研究和应用，而在我国推广运用得较晚，ESOP的实施效果还不得而知，国内学者在研究ESOP时大多采用的是规范研究和案例研究方法，利用数理统计方法进行的研究还比较少。ESOP在我国经历了曲折的发展，企业试点ESOP后公司治理效果是否发生变化，二者交互作用如何？面对资本市场的屡屡质疑，高管违规行为是否有所减少？ESOP的实施是否提升了企业经营绩效和公司价值？这些问题是本文试图进行研究和回答的主要問题。

二、理论分析与研究假设

ESOP与股权激励计划一样具有多重功能。ESOP侧重于缓解经理层与中层或基层员工之间的代理冲突，而股权激励计划重在缓解股东（董事会）与经理层之间的代理冲突，降低代理成本。ESOP的功能和作用主要在于：①通过建立和完善劳资共享机制，调整企业收益权、奠定民主管理基础、缓解代理冲突；②提高公司治理水平，完善监督和约束机制；③吸引和留住人才，提高员工的凝聚力、企业竞争力和企业经营绩效；④扩大企业资金来源渠道，优化社会资金配置。从下图中可以看出，根据企业行政管理层级可划分出至少三个层次的委托代理关系，其中ESOP在于缓解第三层的代理关系；员工主人翁地位的回归，使得所有权约束主体更加明晰，能够对CEO形成有效的约束和监督。

如前所述，国外在ESOP对企业经营绩效的影响研究上尽管也不完全一致，但基本持肯定态度。与之相比，我国ESOP经历了一个曲折的发展历程，直到2014年6月由证监会推出了《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》，紧接着上交所发布了《上市公司员工持股计划信息披露工作指引》，ESOP才得到了制度规范。我国关于ESOP的规范研究较多，实证研究较少；早期研究较少，近期研究较多。我国学者对于ESOP的研究也主要集中于ESOP与经营绩效（市场指标和会计利润指标）方面。

公司治理包括公司内部的治理体系以及外部的约束机制。建立在委托代理、两权分离、利益相关者等理论基础上的公司治理理论指出，有效的公司治理机制能够提升企业经营管理水平、监督和约束CEO的行为。一些学者从所有权与控制权、董事会特征、审计监督、债权人软约束、机构投资者等视角研究了公司治理水平。Chtourou等[1]研究认为，完善的审计委员会结构，能够有效约束CEO的盈余管理、违法违规等行为，包括独立董事比例、董事会规模等指标。Jensen等[2]指出，企业的负债能够从外部监督视角有效地约束CEO的行为，债务还本付息的融资成本压力和“硬约束”性质，可抑制CEO对自由现金流量的过度支配，缓解股东与CEO之间的冲突。Shleife等[3]也通过实证研究指出，通过企业融资，债权人能够有效约束代理冲突所带来的CEO过度投资行为。Parrino等[4]指出，公司债务的到期期限越长，代理成本越大。齐蕾[5]指出，合理配置企业的产权决定了企业的利益激励机制，这也是公司治理的主要内容之一。

总体而言，在实施ESOP方面我国A股上市公司反应强烈、积极，尤其是民营上市公司，具体如下：①证监会于2014年6月制定并发布《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》，不到一个月，即2014年7月9日便有海普瑞（002399）公布其ESOP（草案）。②贝因美（002570）于2014年12月主动放弃了股权激励计划，而改推ESOP。其主要原因在于，公司经营业绩实际情况与股权激励考核的指标存在较大偏差，难以实现激励目标，达到效果，而ES？ OP则非常灵活，且无目标业绩的桎梏。③2015年5月，宝新能源（000690）宣称，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，我国A股上市公司推出了涉及582家共计712份ESOP方案，且数量仍在大幅增长。因此，由于参与对象的覆盖面较广，ESOP能够缓解CEO与普通员工之间的“身份和地位”冲突，实现员工股权激励的初衷和基本功能。

但我国推出的ESOP方案，也引发外界不少质疑声。①我国已实施ESOP的上市公司，大都属于规模偏小、处于完全竞争市场下的非国有控股上市公司，面临激烈的市场竞争和有限的发展空间。②已推出的ESOP方案缺陷较多：激励比例偏低（均值为1.68%）；锁定期偏短（大多为12个月）；部分激励对象主要为高管或高管近亲属，自我激励动机明显；激励资金来源单一，主要为自筹资金，使得ESOP方案落地困难。普通员工对ESOP的积极性不高。③公布ESOP方案的公司较多、具体实施的较少；因多种原因终止原ESOP的较多；部分实施ESOP的上市公司股价大幅波动，出现浮亏现象，也对ESOP方案的激励效果产生消极影响。④我国上市公司高管违规成本较低，也使得高管违规行为频频发生。综上所述，由于实施ESOP的上市公司面临更多的外部市场竞争，而ESOP方案又存在设计缺陷，终止实施的公司较多，ESOP的实施在短期内可能难以约束、监控高管违规行为。但由于ESOP的一个主要功能是通过明晰所有制主体来优化公司治理，因此ESOP与公司治理综合水平的共同作用也会直接约束高管的行为，即ESOP的实施有利于加强公司治理水平对高管违规行为的约束作用。

因此，提出研究假设1：

假设1：我国实施的ESOP，能显著增强公司治理水平对高管违规行为的约束作用。

ESOP的实施，也与公司治理水平相关：处于低公司治理水平之下的上市公司，其高管可能凌驾于内部控制之上，企业战略调整和决策可能更多依赖于高管个人意愿而非团队意志，在此条件下实施ESOP则更可能诱发高管违规行为。而处于高公司治理水平下的上市公司，实施ESOP则可以进一步加强对高管行为的约束。

因此，提出研究假设2：

假设2：低治理水平公司实施的ESOP，并不能显著抑制高管违规行为。

ESOP的有效实施，能够彻底改变企业员工的身份和地位，变“打工者”为“股东”身份，能够充分激发员工的主人翁精神和工作积极性，加大员工对企业经营管理流程的监督约束力度，进一步提高公司治理水平。因此，ESOP和公司治理水平是相辅相成的，ESOP的实施能有效提升公司治理水平，公司治理水平的提升也依赖于全体员工的监督。

因此，提出研究假设3：

假设3：实施ESOP能显著提升公司治理水平。

三、模型设计与变量选取

（一）数据与样本

本文首先通过Wind资讯数据库收集、整理 2014～2018年我国披露高管违规行为的641家A股上市公司共计862个数据。然后，根据样本公司的行业、规模等，通过stata软件、利用PSM倾向得分匹配法寻找了1～2个配对样本，并通过新浪财经等补充和完善了个别样本缺损的信息。最后，通过CSMAR数据库，获取所有样本公司的财务数据，剔除了相关数据缺失、？ST、ST和金融企业样本，最终获得1361家上市公司，共计6318个年度观察值。由于财务数据可能存在极端值的影响，本文对所有财务指标方面的变量在1%的水平上进行了缩尾（Winsorize）处理。在通过Wind和CSMAR数据库搜集了相关数据后，利用Excel 2016办公软件对数据进行了前期简易整理，最后主要使用Stata 12.0数理统计软件对所有数据进行了处理。

（二）变量含义及解释

1.被解释变量：高管违规行为（illegal）。CEO违规行为不同于贪污、受贿、职务侵占、挪用等违反刑法的腐败行为，一些学者主要从财务舞弊、财务重述、股价操纵以及盈余管理等视角进行了研究。胡国强等[6]研究认为，高管持股比例高反而加剧了财务重述等违规行为，更可能导致财务舞弊的发生。魏云[7]将高管的负面会计行为划分为盈余操纵、会计舞弊及股价操纵等。参考以上学者的研究，本文以高管是否发生违规行为二元哑变量，作为高管违规行为的代理变量。

2.解释变量。解释变量主要包括ESOP、公司治理水平以及ESOP与公司治理水平的交乘项等变量。ESOP（ESOP1），以是否公布或实施了ESOP为二元哑变量，作为ESOP的代理变量；为进一步考察ESOP的影响效应，本文将当年度实施或公布了ES？ OP的，下一年度也视同为二元哑变量（ESOP2）。

关于公司治理水平变量，苏冬蔚等[8]在研究公司治理对盈余管理的影响时，主要从产权与控制权结构、董事会结构、审计质量、债权人治理以及境外上市公司持股等5个方面分9个变量分析上市公司盈余管理影响的显著性程度。其9个变量分别为是否为国有控股、第一大股东持股比例、独董比例、董事长与总经理两职合一、是否设立审计委员会、是否由四大会计师事务所审计、审计意见是否为标准意见、财务杠杆等。谢婷婷[9]也通过主成分分析法，从股权结构、董事会特征、审计监督和机构投资者等4个方面设立了7个主要指标来进行主成分分析，得出公司治理综合水平指标，作为公司治理水平的代理变量。在变量设计中大多考虑董事长与总经理两职合一、是否设置审计委员会等情况，但从目前我国上市公司实际情况看，董事长与总经理两职合一的比重已经很小、设立审计委员会也是上市公司治理準则的要求，故本文并没有考虑这两个指标的影响。与此同时，一些学者在选择公司治理综合强度指标时，较多地使用了二元变量，这对主成分分析的结果会有一定程度的影响，因此，在衡量各维度指标时本文较多采用了序数变量或连续变量。

参考以上学者的研究，笔者主要基于所有权与控制权、董事会特征、审计监督和债权人软约束等四个方面共计8个变量进行主成分分析，得出公司治理综合水平的代理变量（govern1，governance）。其中，8个变量主要是产权性质（state2）、股权分散程度[S（2，10）/S1]、独董比例（independ）、董事会会议次数（board1）、董事会规模（board2）、审计意见类型（audit_type）、审计质量（audit_quality）、负债比例（debt）等，具体变量定义及其解释见表1。

从产权性质视角分析变量选择。由于国有企业所有者缺位、代理链条过长，导致公司治理机制相比民营企业较弱、代理成本较高、发生高管违规行为的概率较大。朱茶芬等[10]研究发现，国有控股上市公司由于受内部人控制、债务软约束，以及政府干预等因素影响，治理机制不健全、会计指标稳健性偏低。薄仙慧等[11]研究指出，机构投资者持股和国有控股对企业盈余管理和公司治理影响并不显著。苏冬蔚等[8]以是否是国有控股和第一大股东持股的比例来衡量产权与控制权结构。考虑到相比国有控股企业存在内部人控制问题，民营企业的产权更为清晰，本文将国有控股设置为1，民营控股设置为2。并考虑股权分散度，以“第2 ～ 10大股东持股比例之和/第一大股东持股比例”衡量股权分散程度，比值越大说明股权越分散，即前十大股东对控股股东的约束越强，一定程度上抑制了高管的控制权，公司治理水平相对较高。

在董事会特征、审计监督和债权人约束等变量设置上，借鉴Cornett等[12]、苏冬蔚等[8]、李菲[13]、谢婷婷[9]等的研究。在董事会特征设置上，本文以独董比例、董事会会议次数和董事会规模等三个指标来衡量董事会特征，即独董占全部董事的比例（%）、年度董事会召开次数、董事会成员数量。在审计监督变量设置上，Caramanis等[14]指出，审计质量对企业盈余管理有显著影响。苏冬蔚等[8]认为审计监督有助于提升公司治理水平。因此，本文主要从审计意见和审计质量两方面衡量审计监督强度。其中，审计意见类型为：否定意见或无法表示意见为1，除前二者之外的非标意见为2，标准无保留意见为3；审计质量为：如果由境外四大会计师事务所审计年度会计报表则为4，如果由境外四大会计师事务所与境内事务所合资提供的审计为3，前10名境内会计师事务所提供的审计则取2，其他境内会计师事务所提供的审计取1。在债权人软约束上，选择长期负债占总资产的比率为代理变量。在债权人软约束上，一些学者主要以长期负债比率和资产负债率等指标作为代理变量，但在约束是否显著上学者意见不一。蔡宁等[15]认为债权人的外部监督和软约束有助于降低企业的盈余管理水平、改善公司治理，但刘光军等[16]认为负债水平越高或财务杠杆越高，企业越易陷入财务困境而产生盈余管理动机，债权人外部监督落空，无益于公司治理。本文以长期负债占总资产比率来衡量债权人软约束。

在经过主成分分析后得出公司治理综合水平（govern1，governance），为进行进一步分析，本文也设置了均值代理变量（govern2，governance mean），即公司治理综合水平大于均值的取1，小于均值的取0。另外，为考核ESOP如何作用于公司治理综合水平与CEO违规行为之间的关系，本文设立了govern×ESOP交乘项。

3.控制变量。本文设置的控制变量主要有长期负债比率（debt）、企业规模（lnsize）、投资比重（invest）、经营效率（operate）、产权性质（state）以及行业（ind）和年份（year）哑变量。长期负债比率（%），主要用于验证ESOP对CEO违规行为的约束作用时，作为控制变量检验负债软约束的影响程度。企业规模，使用企业年末总资产（万元）的自然对数进行衡量。投资比重，使用“（固定资产+在建工程）/年末总资产”指标进行衡量。经营效率，使用“经营现金净流量/年末总资产”计算得出。产权性质，企业为国有控股时取1，非国有控股时取0。

被解释变量、解释变量及控制变量的具体含义及解释见表2。

（三）检验模型

为了检验我国A股上市公司ESOP（ESOP）、公司治理综合水平（govern1）、公司治理综合水平均值（govern2）以及二者交乘项对CEO违规行为的影响，本文构建了以下logit回归模型：

在回归模型（1）中，被解释变量illegal是指上市公司高管违规行为，以当年是否发生违规行为为二元哑变量。解释变量包括ESOP1、ESOP2（当年实施了ESOP，视同第二年也发生）、公司治理综合水平（govern1和govern2）、交乘项（govern2×ESOP1和govern2×ESOP2）。控制变量主要有企业规模（lnsize）、长期负债比率（debt）、投资比重（invest）、控股权性质（state）以及行业和年份哑变量。

关于解释变量的预期符号。①ESOP1和ESOP2变量。我国上市公司ESOP自试点以来，市场总体反应强烈，企业决策层持积极肯定态度。从前文对美国和欧洲ESOP实施情况的分析来看，ESOP对提升公司治理水平和企业业绩效果明显。但由于我国ES？ OP实施历史较短，国有企业高管权力过于集中，民营企业家族化严重、高管大多为自家人或自己人，高管行为不会因为还未形成系统化监督机制而受到影响；ESOP设计存在激励比例偏低、激励强度过小等特点，使得ESOP的实施效果大打折扣。因此，预计我国A股上市公司的ESOP能够有效抑制CEO违规行为发生，预期符号为正。②公司治理综合水平变量（govern1、govern2）和交乘项。运用主成分分析方法从产权与控制权、董事会特征、审计监督和债权人软约束等四个方面衡量公司治理综合水平，该水平的提升可以在一定程度上抑制CEO權力寻租或违规行为发生，所以预期符号为负。③ESOP与公司治理综合水平的交乘项（govern2×ESOP2）。由于公司治理综合水平的预期符号为负、ESOP2预期符号也为负，所以交乘项的预期符号不确定。

关于控制变量的符号预期。在企业规模（lnsize）、投资比重（invest）两个变量与企业高管违规行为、超额在职消费的关系上，大部分学者的研究结论并不一致。夏冬林等[17]采用总资产的自然对数来衡量公司规模指标，其实证研究结果表明，公司规模与高管奢靡在职消费水平呈负相关关系，即公司规模越大，公司治理机制对CEO的约束作用越有效果，说明企业规模较大时CEO消极行为有所减少。张长征等[18]指出控股股东与CEO之间的目标差异，会随着企业规模的增大而加大，为了确保股东自身的利益，控股股东会进一步增大对高管的监督和约束强度，抑制CEO自主行为的空间和机会，因此企业规模与高管的自主权和个人违规行为显著负相关。

但一些学者也持不同观点。Jensen等[2]认为，由于委托人与代理人之间的目标差异和公司治理机制的不完善，导致CEO通过构建商业帝国等方式来获取更多资源的支配权，以增加私人收益，实质上也就增加了CEO消极行为（违法违规行为）或奢靡在职消费。Murphy[19]实证研究认为，CEO具有构建商业帝国以便巩固自身地位、提升私人收益的动机。李增泉[20]认为，CEO的年薪与企业规模存在显著正相关关系，高管报酬会随公司规模的扩大而上涨。戚聿东等[21]也指出，企业规模越大，公司治理机制效果越弱，高管谋取私人利益的空间就越大，高管违规行为发生的概率就会增加。

综上所述，笔者认为企业规模和投资比重（主要是固定资产和在建工程等内部投资）是两个不同性质的指标（一个是相对值，一个是绝对值）：企业规模是通过积累逐渐扩大的，靠外部扩张积累更快，在存在时间效应的基础上公司治理水平也会不断提高；而投资比重更多反映的是内部投资，投资决策为CEO从事权力寻租和个人违规行为提供了机会，企业固定资产和在建工程占总资产的比重越大，说明CEO发生违规或违法行为的机会和概率就越大。但此处的违法或违规行为更多的是与证券市场监管有关，因此企业规模（lnsize）、投资比重（invest）变量的预期符号和显著性水平不确定。

其他变量预期符号。经营效率（operate）指标更多的与企业经营业绩相关，企业经营效率越高，获取的经营活动现金净流量就越多，企业经营业绩也就越好。因此，企业经营效率与企业经营业绩预期符号为正。关于控股权性质（state）与CEO违规行为的相关性，由于国有控股上市公司产权与控制权重合，所有者缺位导致经理人拥有实际控制权，但由于我国目前实施ESOP的上市公司大部分属于非国有控股，所以预期符号不确定。另外，为了验证高治理水平组与低治理水平组各自对CEO违规行为的影响程度，在两个分组中对ESOP进行回归，以比较不同公司治理水平下ESOP对CEO违规行为的影响。

为了检验ESOP的实施对公司治理水平的影响，以及ESOP激励强度与公司治理水平之间的关系，本文构建了回归模型（2），即验证前文的研究假设3。

四、实证结果与分析

（一）数据选取与描述性统计

表3为本文搜集的2014～2018年1361家上市公司的6318个年度观察值的描述性统计结果。高管违规行为（illegal）发生的频率为11%。ESOP（ESOP，二元哑变量）的均值为0.0643。公司治理综合水平指标（govern1）均值为2.316、最大值为13.33、最小值为0.006、标准差为1.263。企业规模（lnsize）均值为12.81、最大值为17.60、最小值为9.25，标准差为1.396。长期负债比率（debt）均值为4.73%、最大值为33.4%、最小值为0，标准差较大，为8.83%。投资比重（invest）均值为25.50%、最大值为78.20%、最小值0，标准差较大，为17.4%，说明行业性质差异较大。经营效率（operate）均值为3.09%、最大值为27.90%、最小值0，标准差较大，为7.92%，也说明不同企业经营效率差异较大。控股权性质（state，二元哑变量）均值为43.20%。从以上分析可以看出，各变量总体上标准差较大，有利于分析。另外，各变量之间的相关系数都远小于0.50，初步表明并不存在严重的共线性。因篇幅限制，相关系数表略。

（二）回归结果及其分析

利用回归模型（1）来验证ESOP（ESOP1、ESOP2）、公司治理综合水平（综合指标govern1、均值指标govern2）、ESOP与公司治理综合水平交乘项（govern2×ESOP1、govern2×ESOP2）、不同公司治理水平下的ESOP，它们分别对CEO违规行为（T、T-1）的影响，以检验进一步抑制CEO违规行为的各种策略和治理因素。回归结果见表4、表5。

由表4可以看出，在控制了其他变量后，ESOP与公司治理水平交乘项对CEO违规行为产生了显著的影响（govern2、ES？ OP1、ESOP2均为虚拟变量），交乘项在第（3）和第（6）列的回归系数分别为0.484和0.312，且显著性水平均为5%。其中，在第（3）列中，govern2、govern2×ESOP1的回归系数[即EXP（B）值]分别为0.874、0.484，說明实施ESOP进一步促进了公司治理水平对高管违规行为的抑制作用。第（6）列的回归系数显著性与第（3）列基本一致。另外，除企业性质外，各控制变量的回归系数并不显著。这些为假设1提供了证据支持。

從表5的回归结果可以看出，在控制了其他变量之后，在低公司治理水平下，ESOP并不能抑制高管违规行为（T和T-1）发生，反而加大了高管违规行为发生的频率，第（2）和第（4）列显示，ESOP1回归系数分别高达2.431和2.918，且显著性水平均为1%；在高公司治理水平下[第（1）和第（3）列]，ESOP对高管违规行为（T和T-1）均没有显著影响。其他变量的回归结果解释与前文解释大体一致。这为假设2提供了进一步的证据支持。

表6为ESOP对公司治理水平影响的回归结果。从表6中可以看出：ESOP1针对公司治理综合水平govern1、govern2的回归系数分别为1.475和2.110，且均在1%的水平上显著；ESOP2（当年实施了ESOP取1，第二年也取1，否则取0）对公司治理水平govern1、govern2的回归系数分别为1.444和2.088，也都在1%的水平上显著。这说明实施ESOP有助于提升公司治理综合水平、健全公司治理机制。从中也可看出，企业规模lnsize针对公司治理水平及其均值govern1和govern2在第（1）～第（4）列中的回归系数分别为1.357、1.358、1.138和1.138，且均在1%的水平上显著，这说明企业规模越大，公司治理水平相对越高，这与前文的理论分析相一致；与非国有控股上市公司相比，国有企业治理水平显著下降，这与国企产权主体责任性质有关，也为假设3提供了证据支持。另外，其他控制变量的影响并不显著。

五、稳健性检验

前文回归中公司治理综合水平是用8个指标进行主成分分析得出的结果衡量的，这样并不能得出不同变量对公司治理水平的影响程度，也掩盖了8个指标的不同特征。利用回归模型（1），在控制企业规模、投资比重、产权性质等变量的基础上，对8个指标分别进行回归，然后再进行多元回归。结果表明，公司治理综合水平8个指标的回归系数，除审计意见类型和审计质量之外（主要在于我国绝大部分上市公司的审计意见类型均为标准审计意见，且接受的是境内会计师事务所审计，标准差很小），均通过了显著性检验，且回归系数为正。非国有控股上市公司state、控制权程度S（2，10）/S1、独立董事比例independ、董事会会议次数board1、董事会规模（人数）board2、长期负债率debt等6项指标的显著性水平为5%或1%之上。限于篇幅，具体回归结果未列出。

综上所述，稳健性检验与前文的实证检验结论基本一致。由于篇幅所限，并没有报告所有稳健性检验结果。

六、结论、启示及不足

本文通过实证研究论证了公司治理水平、ESOP与CEO违规行为、经营绩效之间的关系，并检验了CEO违规行为的经济后果。下面对实证研究的结论、启示及不足进行简要总结。

本文以我国证监会于2014年推出的《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》为政策背景，以公司治理综合水平、ESOP与CEO违规行为为主题，检验了公司治理综合水平对CEO违规行为的影响，也验证了公司治理综合水平与ESOP的交互效应对CEO违规行为所产生的影响。基于2014 ～ 2018年我国上市公司高管违规行为数据的实证检验结果表明：①ESOP与公司治理综合水平的交互作用显著，即ESOP能够显著促进公司治理对高管违规行为的抑制作用。②在不同公司治理水平下，我国上市公司ESOP对CEO违规行为的抑制作用存在较大差异：处于较低公司治理综合水平下的ES？ OP，加大了高管违规行为发生的频率。③ESOP能有效提升公司治理综合水平。

本文从理论分析角度，进一步拓展了公司治理水平、ESOP对CEO违规行为的影响机理研究边界，深化了对公司治理的理论认知；从国家治理和政策出台视角，也为相关监管部门进一步完善我国上市公司ESOP政策提供了参考和借鉴；同时，从企业微观公司治理效果角度为我国上市公司ESOP方案的设计、公司治理结构的优化提供了一个有益的视角。

根据理论分析和实证研究结果，本文研究主要存在以下几点启发：①应进一步完善我国上市公司ESOP的设计，包括资金规模、激励股份占总股本的比例、普通员工比例与公司高管持股比例之间的协调、预留比例、锁定期、激励强度等内容。②应进一步完善我国上市公司治理机制，明晰企业产权、提升董事会运行效率、加强审计监督和债权人软约束，这是抑制CEO违规行为的有效保障。③在国有控股上市公司中应大力推广和完善ESOP，有助于优化产权与控制权结构，从而促进公司治理水平的提升。

本文的研究也存在一定的不足：①由于我国上市公司正式试点ESOP起步较晚，时间跨度较短，部分上市公司处于跟风状态。企业ESOP对CEO行为的影响及政策实施效果需要进行长期的观察和研究，受短面板数据、较少的观察样本等限制，ESOP能否提升公司治理综合水平，能否最终抑制高管违规行为，仍需要不断观察、不断研究，这对本文的结论会造成一定程度的影响。②在衡量和选择ESOP方案时，主要使用的是二元哑变量，并没有充分考虑激励强度对CEO违规行为的影响，如资金规模、激励比例、普通员工持股比例、锁定期和资金来源方式等指标没有纳入实证模型，更没有充分考虑ESOP方案中CEO持股比例、预留比例、持股人数、股票来源方式差异等设计对CEO违规行为的影响，这对评价企业ESOP方案设计会产生一定程度的影响。另外，在选择衡量公司治理综合水平的各维度指标时，也存在一定程度的主观性。

主要参考文献：

[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]齐蕾.外部约束对公司治理结构的影响[D].上海：上海社会科学院，2005.

[6]胡国强，彭家生.股权激励与财务重述——基于中国A股市场上市公司的经验证据[J].财经科学，2009（11）：39～46.

[7]魏云.上市公司高管股权激励与高管行为、股利政策的实证研究[D].桂林：广西师范大学，2015.

[8]苏冬蔚，林大庞.股权激励、盈余管理与公司治理[J].经济研究，2010（11）：87～98.

[9]谢婷婷.股权激励、公司治理与真实盈余管理——基于中国A股上市公司的经验证据[D].合肥：安徽大学，2016.

[10]朱茶芬，李志文.国家控股对会计稳健性的影响研究[J].会计研究，2008（5）：38～47.

[11]薄仙慧，吴联生.国有控股与机构投资者的治理效应：盈余管理视角[J].经济研究，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.基于公司治理强度的股权激励与公司业绩相关性研究[J].财会通讯，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]蔡宁，魏明海.大小非减持中的盈余管理[J].审计研究，2009（2）：32～41.

[16]刘光军，彭韶兵.高管权力强度、股权激励与高管显性腐败[J].财经论丛，2018（6）：87～95.

[17]夏冬林，李晓强.在职消费与公司治理机制[A].中国会计学会第六届理事会第二次会议暨2004年学术年会论文集（上）[C].北京：N/A，2004.

[18]张长征，李怀祖，赵西萍.企业规模、经理自主权与R&D投入关系研究——来自中国上市公司的经验证据[J].科學学研究，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.激励机制与企业绩效：一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究，2000（1）：24～30.

[21]戚聿东，钟涵.委托代理条件下企业家的规模偏好及其矫正[J].经济与管理研究，2009（11）：33～ 38.

作者单位：1.成都理工大学工程技术学院，四川乐山614000；2.西南石油大学经管学院，成都610000；3.西南财经大学会计学院，成都611130