经营投资责任追究能否抑制国有企业违规？——基于DID模型的实证分析

马亚红

(兰州财经大学 会计学院，兰州 730020)

如何完善国有企业治理机制，准确定位出资人代表职责，既不因缺位而导致国有资产流失，也不因管得太严太死致使国有企业缺乏经营活力，一直是国有资产监管部门和理论界关注的焦点问题。经营投资责任追究是完善国有资产监管体制机制的重要内容，作为监管中重要环节之一，动员千遍，不如问责一次。责任追究制度的建立使得问责有据可依，健全的责任追究依据和规范的责任追究程序能够提高国有企业管理层合规经营投资的意识，在事前起到震慑作用，事后能切实追究责任并弥补损失。2016年8月，国务院印发《关于建立国有企业违规经营投资责任追究制度的意见》(以下简称《意见》)，提出构建权责清晰、约束有效的经营投资责任体系，追究国有企业违规经营投资责任。责任追究是否能够切实影响国有企业的经营投资行为，使得国有企业经营合规性更高，减少违规行为这一问题值得关注。对企业违规行为进行研究，即可以检验违规治理措施的实施效果。作为受国资委或其他国有企业控股的国有上市公司，存在违规行为则必须在资本市场进行信息披露，因此得以观察到制度实施前后企业违规行为是否发生变化。本文以此为切入点，研究经营投资责任追究的实施对国有企业违规行为的影响。

本文以A股上市公司为研究对象，研究国务院提出的经营投资责任追究《意见》对国有企业违规行为的影响。将受制度实施影响的A股国有控股上市公司作为实验组，以不受制度影响的非国有控股上市公司为控制组，采用双重差分模型进行实证分析。研究发现，《意见》实施后国有控股上市公司违规行为显著低于非国有控股上市公司，经PSM-DID等一系列稳健性检验后结论仍然成立。进一步分析表明，抑制违规行为的效果仅在盈利能力较低、股权集中度较高、机构投资者持股比例较低及分析师跟踪水平较低的国有企业显著；
区分违规类型后发现，经营投资责任追究仅对国有企业信息披露和经营违规行为有显著影响，对高管个人违规行为则无显著影响。

本文可能的贡献有两个方面：一是以国有企业违规经营投资责任追究制度的实施为背景，研究了制度的实施对国有企业违规行为的影响，对制度的实施效果进行了检验；
二是丰富了企业违规行为影响因素的研究文献。现有的研究主要集中于公司内部治理水平、股权结构和外部经济环境等方面对企业违规的影响，本文从政府规制的视角对该问题进行了研究。

(一)制度背景

2016年8月，国务院印发《意见》，提出要按照完善现代企业制度的要求，以提高国有企业运行质量和经济效益为目标，以强化对特定部门和岗位的监督为重点，严格问责、完善机制，构建权责清晰、约束有效的经营投资责任体系。从而提高国有资本效率、增强国有企业活力、防止国有资产流失，实现国有资本保值增值。《意见》从框架上对国有企业违规经营投资责任追究的范围、标准、责任认定、追究处理、职责和工作程序等做出规定。对违反规定、未履行或未正确履行职责造成国有资产损失以及其他严重不良后果的国有企业经营管理有关人员，严格界定违规经营投资责任，实行重大决策终身责任追究制度。《意见》中首次出现了“终身追责”的提法，意味着无论经营管理者是否在任，都要为自己参与过的重大决策负责，这无疑加强了对决策者的约束，使其在行使权力时保持应有的谨慎。在《意见》发布后，国务院国资委颁布了《中央企业违规经营投资责任追究实施办法(试行)》，详细规定了中央企业违规经营投资责任追究的范围、标准、责任认定、追究处理、职责和工作程序等，各地方国资委也开始着手制订针对地方国有企业的违规经营投资责任追究实施办法。

(二)文献综述

关于公司违规行为的影响因素，现有研究主要集中在内部因素和外部环境两个方面。

1.内部因素

从内部因素来看，首先股权结构影响违规行为，第一大股东持股比例与企业违规行为负相关[1]，机构投资者持股会抑制企业违规倾向，增加企业违规后被稽查的概率[2]。其次公司治理特征影响企业违规行为，董事会特征影响企业违规[3]；
独立董事在本地企业任职会抑制企业违规倾向，但政治关联的存在会削弱二者之间的关系[4]；
CEO权利及CEO与董事之间的联结会增加企业违规风险[5-6]；
有研究发现管理层股权激励增加了企业财务违规的风险[7]，也有研究得出相反的结论，发现CFO薪酬激励可能降低企业财务违规风险[8]。除了集中在企业股权结构及治理特征方面的文献外，也有文献关注其他影响企业违规行为的因素，如企业战略会影响违规行为，进攻型战略企业更容易违规[9]；
高质量的内部控制能够抑制企业违规行为[10]；
有效的投资者关系管理可以降低企业的违规风险，且与内部控制具有互补作用[11]。

2.外部环境

从外部经济环境来看，首先经济周期与企业违规行为呈倒U型关系，违规行为在繁荣期间达到顶峰，在萧条期间暴露[12]。其次资本市场环境影响企业违规行为，随着投资者对行业前景信心的增加，企业违规行为同时增加，但当投资者信心达到极大时，违规行为随之降低[13]；
而卖空机制的引入降低了企业违规倾向，提高了违规被稽查的概率[14]。此外，企业所处的产品市场竞争也会影响企业违规行为，产品市场竞争程度越高、赶超压力越大，企业违规倾向越高[15]；
而大客户与企业间地理距离与违规倾向及严重程度成反比，大客户能够起到抑制企业违规的作用[16]。

从外部监管环境来看，SEC、审计机构、媒体、员工及行业监管都可能影响企业违规行为[17]；
司法独立性的提升增加了企业违规被查处的概率，同时加大了违规行为公告后市场的负面反应，进而对企业违规起到震慑作用[18]；
媒体作为外部监督机制，既可以在事前发挥震慑作用，减少企业违规行为[19]，也可以在违规行为发生后，通过媒体曝光吸引行政机构介入，进而促使企业纠正违规行为[20]；
在新兴市场国家，作为外部治理机制，分析师跟踪能够遏制企业违规行为[21]。

现有文献对违规行为的影响因素从多个角度进行了研究，并提出了一系列相应的治理措施，但尚未有文献从具体的规则制度角度研究企业违规行为。无论是正式的制度还是非正式的规范都会对企业行为形成约束，本文即以此为切入点，研究由国务院发布并通过国资委实施的违规经营投资责任追究对国有企业行为的影响，从而检验政府规制对企业违规行为的影响。

(三)研究假设

组织行为不仅依赖于其资源禀赋，同时也受制于制度遵从压力[22]。我国现阶段法制建设虽已取得一定成果，但企业法制意识仍比较薄弱，政府行政监管仍是重要的外部监督形式，对企业行为具有重要约束[23]。国家作为出资人行使股东权利，使得行政介入机制对国有企业及其管理层能够形成直接的影响[19]。企业是利益相关者契约关系的总和，这其中最重要的契约关系是企业出资人和管理层之间的委托代理关系。国有企业最终所有权归国家享有，出资人职责由各级代表国家履行出资人职责的机构行使，出资人职责履行机构和国有企业管理层之间建立了委托代理关系，对管理层受托责任履行情况进行评价，履行对管理层违规经营投资行为追究责任的权利。作为行使出资人权利的政府部门，享有对管理层的任命权，因此，政府的介入对国有企业管理层的行为会产生较大影响[20]。缺乏失业的压力，声誉机制难以对国企高管形成威胁，有效的违规经营投资责任追究则能够改变这一现状，提升国有企业的治理水平，规范企业内部控制，提升风险管理能力。追究违规责任也能保护有经营管理能力和责任心的管理层，淘汰有违规经营行为的管理层，进而能够实现优胜劣汰的人才机制。

借鉴陆瑶等的研究[2]，对《意见》实施后国有企业违规进行“成本与收益分析”。企业在发生违规行为前，要对潜在的收益和成本进行权衡，只有当潜在的收益大于潜在的成本时，管理层才有违规动机。潜在的收益包括管理层的职务晋升、薪酬的取得以及通过违规行为取得的额外收益；
而潜在的成本包括违规行为被发现后面临的处罚，以及因此而产生的被更换的风险[24]。违规成本等于违规被稽查后发生的损失与违规被稽查概率之积，违规成本是否会发生，与违规被发现稽查的概率成正比，被稽查概率越高，违规成本发生的可能性越大[2]。一旦加强监管约束，增加企业违规行为被发现的概率，加大违规行为被发现后的处罚力度，相当于提高了企业的违规成本，进而可以降低企业违规的概率。国有企业管理层作为理性经济人，在外部监管力度较大时，可能在权衡利弊后减少违规行为。因此，基于《意见》实施的威慑效应，受《意见》实施影响的国有企业违规行为会相应减少。据此，提出以下假设：《意见》的实施降低了国有企业违规行为发生的概率。

(一)样本选择与数据来源

本文以沪深A股上市公司为研究样本，研究区间为2014—2018年。在全部样本的基础上做了以下剔除：(1)剔除银行、保险、证券等金融行业上市公司；
(2)剔除2014年之后上市以及退市的公司；
(3)剔除资不抵债、收入为负数等财务数据异常的公司；
(4)剔除研究中所需数据缺失的样本。经过筛选后，共计得到1912家企业9560个年度样本观测值，研究样本为平衡面板数据。在研究中为控制极端值对研究结论的影响，对所有连续变量进行了上下各1%的Winsorize处理。研究中所需上市公司违规数据根据CSMAR “违规信息”数据库手工整理得到，其他数据来自CSMAR及WIND数据库，本文数据处理使用Stata15.0。

(二)变量定义

本文所指违规行为，是企业在经营、信息披露及高管行为等方面存在违反法律法规、证监会及交易所有关规定的情形，且受到了税务、环保及司法部门等行政机关、证监会、证券交易所公开谴责、批评和处罚的行为。考虑到企业违规与被处罚一般存在时间差，本文中以违规实际发生年度作为违规行为所在年度。设置变量violation，当年度发生违规行为则取值为1，否则为0。

研究中以《意见》的颁布为外生冲击，将受到影响的国有控股上市公司作为处理组，未受影响的非国有控股上市公司作为控制组，设置变量treat，对国有控股上市公司定义为1，非国有控股上市公司定义为0。同时为控制时间趋势的影响，设置变量post，以《意见》发布时间2016年为分隔点，2014—2016年为实施之前，post取0；
2017—2018年为实施之后，post取1。为研究政策冲击的处理效应，设置treat和post的交乘项，其系数反映真实的政策处理效应。

参考已有研究，在研究中还控制企业层面的变量，主要包括企业特征、治理水平、资本市场表现，具体包括企业规模(size)，以公司年末资产总额的对数值衡量；
财务杠杆(lev),以当年末资产负债率衡量；
成长性(growth)，以公司营业收入年度增长率衡量；
上市时间(age)，以公司上市年度至当年的年限衡量；
两职合一(dual)，董事长和总经理由一人兼任则取值为1，否则为0；
董事会规模(board)，以当年度董事会董事人数衡量；
独立董事占比(independent)，用独立董事人数除以董事会总人数表示；
审计机构(big4)，年度审计机构为国际四大则取值为1，否则为0；
股票年换手率(turnover)，以公司流通股年度换手率衡量；
股票年收益率(ret)，以公司股票年度回报率衡量；
最后控制行业(industry)哑变量。

为研究《意见》实施效果在不同情形下的异质性，区分企业盈利能力(roa)、股权集中度(top1)、机构投资者持股比例(institution)、分析师跟踪人数(analysts)高低分别进行分析，研究中设置了相应的调节变量，以总资产收益率衡量企业盈利能力，以第一大股东持股比例衡量股权集中度，以年末机构投资者持股份额衡量机构投资者持股情况，以当年度发布公司研报的分析师人数衡量分析师跟踪情况。

(三)模型设定

为检验研究假设，设定模型如下：

violationi,t=β0+β1×treati,t+β2×posti,t+β3×treati,t×posti,t+controlsi,t+εi,t。

本文采用Logit模型进行回归分析，研究中关注交乘项的系数β3，以检验《意见》实施的外生冲击对国有企业违规行为产生的影响。若β3为负，则表明《意见》的实施能够抑制国有企业违规行为。

(一)描述性统计结果

表1为主要变量的描述性统计结果。从表1可以观察到，样本公司平均违规比例为17.10%，这与现有的研究基本一致[9]，表明我国A股上市公司整体违规情形较多。treat的均值为42.40%，说明受《意见》影响的国有企业占全部样本的比例为42.40%，此部分样本是研究中的处理组，剩余57.60%不受《意见》影响的非国有企业为控制组。

表1 主要变量描述性统计

(二)基本检验结果

1.实证分析结果

根据模型对假设进行检验，为缓解模型中潜在的异方差和序列相关问题，对回归系数的标准误在公司层面进行聚类处理，采用Logit模型进行回归分析，结果如表2所示。表中列(1)为回归时未加入控制变量的结果，列(2)为加入控制变量后的结果。无论是否加入控制变量，treat×post的系数均显著为负，表明与非国有企业相比，国有企业在《意见》提出后违规概率显著降低，《意见》的提出能够抑制国有企业的违规行为。

2.安慰剂检验

为保证研究结论的稳健性，参照徐思等的研究[25]，本文分别从公司和年份两个维度进行安慰剂检验。通过构造虚假处理组和虚假实施年份的方式，重新对模型进行检验。

表2 《意见》提出与企业违规行为

在前文进行检验时，处理组为国有企业，共计4051个样本；
控制组为非国有企业，共计5509个样本。此处对所有样本进行随机排序，并将前4051个样本作为处理组样本，剩余5509家公司作为控制组样本。重新对模型进行回归检验，结果如表3列(1)所示，虚假处理组与post交乘项的回归系数为正，且并不显著，与基准回归结果不一致，证明基准回归具有一定可靠性。

企业违规行为的变化可能并非因《意见》的提出引起，而仅仅是随时间推移由其他因素变化引起，为了排除这种可能性，此处构造虚假的处理年份，分别将《意见》提出年份确定为2014、2015、2017年，构造虚假的实施期间，并检验制度实施的效果，结果如表3列(2)到列(5)所示，表头中第二行为设定的样本区间，第三行为制度实施后年份。无论将《意见》提出年份确定为哪一年，虚假实施年份与处理组的交乘项系数为负但并不显著，表明除真实提出年份2016年外，将其他年份作为《意见》提出年份得到的结果与前文不一致，证明基准回归具有一定可靠性。

表3 安慰剂检验结果

3．稳健性检验

影响企业违规的因素诸多，为了缓解共同因素影响等内生性问题，本文做了更换样本、倾向得分匹配及删除《意见》提出当年样本等稳健性检验。

(1)更换样本

在基准检验部分，我们将所有的国有企业作为处理组，在这里缩小处理组的样本量，将受《意见》影响更为直接的央企作为处理组，将非国有企业作为控制组，重新进行检验，结果如表4所示。表4列(1)的结果表明，将中央控股国有企业作为处理组后，《意见》实施的政策处理效应依然为负且在5%水平上显著，与基准检验一致。

表4 稳健性检验结果

(2)采用PSM进行样本匹配

国有企业与非国有企业因产权性质不同，在财务状况、经营管理水平、治理水平及内部控制等方面存在差异，这些均有可能影响企业是否违规，为减少共同因素影响产生的内生性问题，对样本中国有企业与非国有企业进行倾向得分匹配，根据匹配后样本，重新进行回归，结果如表4列(2)所示。在使用倾向得分匹配后，交乘项的系数依然为负且显著，表明基本检验的结论具有一定的稳健性。

(3)删除《意见》提出当年的样本

《意见》在2016年颁布并实施，对国有企业当年度违规行为影响可能具有不确定性，因此将当年度样本删除，以剩余样本重新进行回归检验。结果如表4列(3)所示，在删除样本以后，交乘项的系数为负且在5%水平上显著，与基准检验结果一致。

(一)基于企业盈利能力的检验

业绩差的企业更容易发生违规行为[26]。企业业绩表现与违规行为息息相关，以信息披露为例，管理层作为内部人知悉企业信息，可能会选择性披露信息，对有利于企业及自身的信息及时披露，对不利于企业及自身的信息选择延迟披露或者不披露。经营业绩较好的企业，信息披露质量和透明度较高，以便通过披露传递正面信息，提升企业价值。而经营业绩不佳的企业则会选择较少披露信息，以免“言多必失”，被投资者怀疑。此外，业绩较差的企业，也往往更容易引起监管部门的注意，违规后被发现的概率也更高[27]。因此，对全部样本按照盈利能力分组，以总资产收益率roa为分组指标，按照分行业分年度中位数进行分组后，检验《意见》提出对国有企业违规行为的影响，结果如表5列(1)列(2)所示。列(1)为盈利能力较低组，列(2)为盈利能力较高组，交乘项的系数表明《意见》实施对国有企业违规行为的影响仅在盈利能力较低的组显著。可能因盈利能力较低的企业本身违规行为较多，受《意见》实施的震慑，在实施之后的年度减少了违规行为；
而盈利能力较高的企业本身违规行为不多，《意见》实施影响较弱。

(二)基于股权集中度的检验

表5 以盈利能力及第一大股东持股比例高低分组后检验结果

有学者认为，国有企业普遍存在着国有股“一股独大”及股权结构不合理的问题。大股东具有控制权私利，控制权私利的实现路径因情境而异[28]。在股权相对集中的公司，第二类代理问题较为严重，大股东与小股东之间一旦利益失衡，则容易导致大股东的“掏空”行为。事实上，企业违规行为的背后经常有大股东的身影，大股东占用上市公司资金，上市公司为其违规担保，与上市公司之间发生违规关联交易、大股东相关人员内幕交易，以及通过影响上市公司信息披露行为实现减持或定向增发，从中渔利的行为屡见不鲜。因此，大股东可能通过上市公司违规的方式实现控制权私利。然而，《意见》明确提出国有控股企业所属企业发生违规经营投资时，上一级企业有关人员和更高级企业有关人员应承担责任的情形，从而可能震慑大股东，令他们规范自身行为，从而减少国有上市公司的违规行为。

此外当大股东处于相对控股地位时，能够控制对管理层的选择，通过行使股东权利委派代表自身利益的管理层，在新的追责制度下，也能够更有效的约束控股企业管理层的行为。对国有企业来说，第一大股东持股比例较高，也意味着国有股权占比较高，受到国资委或上级企业的监督约束力更强，企业违规行为受追责制度的影响也较大。较高的股权集中度使得大股东对企业投资经营行为有较高的决策权。《意见》的实施使得持股比例较高的股东能够更好的行使股东权利，以约束国有上市公司的违规经营投资行为。因此，以第一大股东持股比例为分组指标，将样本分为高股权集中度和低股权集中度组，分别检验《意见》实施的影响，结果如表5列(3)及列(4)所示。列(3)为股权集中度较低组，列(4)为股权集中度较高组，《意见》的实施对国有企业违规行为的影响仅在股权集中度较高的组显著，在股权集中度较低的组，系数为负但不显著。表明《意见》可以通过约束股东行为及企业自身行为，在第一大股东持股比例较高的国有企业更好的发挥作用。

(三)基于机构投资者持股和分析师跟踪的检验

机构投资者持股和分析师跟踪能够提升公司治理水平[2,15]，改善信息环境[9]，而且能够加强对企业的监督，从而降低企业违规概率[2]。从违规行为发生的角度，机构投资者和分析师具有治理效应，能够提升企业信息披露水平，降低企业违规的概率；
从违规行为被发现的角度看，机构投资者和分析师具有较强的信息挖掘和分析能力，使得违规被发现概率提高。因此，对样本企业按照机构投资者持股比例和分析师跟踪人数分别进行分组后回归，结果如表6所示。《意见》实施对国有企业违规行为的影响仅在机构投资者持股比例较低和分析师跟踪人数较少的组别显著为负，表明当外部治理机制较弱时，责任追究制度更能有效发挥作用。

(四)基于违规主体和违规类型的检验

表6 以机构投资者持股和分析师跟踪人数高低分组后检验结果

1.根据违规主体进行分类

在前文的研究中，仅区分企业是否发生违规行为，但并未区分是企业违规还是个人违规，此处根据国泰安“违规信息”数据库，手工整理后将违规行为区分为企业违规及个人违规。分别进行回归检验。如表7列(1)列(2)所示，列(1)中交乘项系数为负且在1%水平上显著，表明《意见》的实施显著降低了企业违规的概率，列(2)中交乘项系数为负但不显著，表明《意见》的实施未对个人违规行为产生显著影响。

表7 区分违规主体和违规类型后的检验结果

2．根据违规类型进行分类

企业违规行为可分为信息披露违规、经营违规及管理层违规三类。信息披露违规主要包括虚列资产、虚构利润、虚假记载、重大遗漏、延迟披露和一般会计处理不当等方面。经营违规主要包括占用公司资产、违规担保、擅自改变资金用途及其他违规行为等(如违法生产或销售、偷漏税款、环保及安全事项违规)。管理层违规主要指违规买卖公司股票、内幕交易及操纵股价等。根据分类后的违规情形，重新进行回归检验，结果如表7所示。列(3)的结果表明，《意见》的实施对国有企业信息披露违规行为有显著的抑制作用；
列(4)的结果表明，《意见》的实施对国有企业经营违规行为有显著的抑制作用；
而列(5)的结果表明，《意见》的实施对国有企业管理层违规行为无显著影响。从交乘项的系数可以看出，《意见》对国有企业经营违规行为的抑制效果最强，这也与其针对经营投资违规行为进行责任追究的主体内容一致。

本文研究发现，《意见》的提出有效抑制了国有企业违规行为，且抑制作用因企业盈利能力、股权集中度、机构投资者持股比例和分析师跟踪人数而异。区分违规类型后发现，《意见》的提出仅对国有企业经营违规和信息披露违规行为有抑制作用，对管理层个人违规行为无显著影响。研究结果表明有效的追责制度的确能够起到震慑作用，减少国有企业的违规行为。后续应进一步夯实政策贯彻落实，通过问责推动国有企业建立有效的经营投资责任体系，倒逼管理层不断提高经营投资责任意识，自觉履行受托责任，提高监管效率的同时优化国有资本运营和配置效率。在追责的同时，也要注意加大对追责制度宣传力度，要求国有企业完善治理机制和内部控制制度的建设，加强风险的防范，从源头上减少企业经营投资违规行为的发生。此外，制度是否能够发挥作用，因企业自身特征及内外部治理机制而异，因此在实施过程中要针对不同特征的企业，有的放矢；
制度的震慑作用在外部治理机制较好时更加显著，在实施过程中也要有效利用其他外部监督机制，促进企业治理机制的改善，进而减少违规行为。

本文对经营投资责任追究是否能够抑制国有企业违规行为进行了研究，但《意见》的提出时间较短，政策效果还不明显，可能影响本文的研究结论。在制度贯彻落实后，可以进一步研究制度的落实是否会切实影响企业的投资、经营、管理行为，对投资效率、盈利能力、创新能力、治理机制等方面产生怎样的影响。

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