監事會主動設置與高管貨幣性私有收益
——基于制度環境的共時性關聯

孫 燁，張 晶,2

( 1.吉林大學 商學院，吉林 長春 130012；2.長春光華學院 商學院，吉林 長春 130033)

一、引 言

2013—2015年中國上市公司高管“薪酬王”總金額分別為1 974 萬元、2 038 萬元和 2 019 萬元，2016年有所回落，仍達 1 549萬元；同時，也有上市公司2016年業績同比下降 348.89%，而公司高管薪酬總額卻逆勢增長 69.4%[1]。“天價薪酬”“薪酬倒掛”表現為高管貨幣化的超額薪酬，其本質是高管利用職務權力，違背與委托人的契約為個人謀取的不正當貨幣性私利[2]。高管的非倫理行為將直接導致投資者利益受損和企業價值下降，間接致使企業陷落、破壞區域社會風氣和廉政環境。為此，不斷出現的上市公司高管薪酬亂象無疑將引發社會公眾的深層憂慮[3]，如何治理成為焦點問題。為約束高管攫取貨幣性私有收益的行為，學術界分別從外部環境約束[4]和公司治理機制[5]等方面進行研究，有學者進一步認為內部監督機制失靈是高管謀求不正當私利的主要根源，但建立有效內部監督機制非常困難。在中國，監事會制度是公司內部監督機制的重要組成部分，《中華人民共和國公司法》(以下簡稱《公司法》)賦予監事會對公司董事和高級管理人員財務監督和業務監督的法定權力[6]，而且2005年修訂后的《公司法》強化了監事會的職權并完善了監事會行權的保障機制[7]，從而于制度層面強化了對高管行為和決策的內部監督機制。

中國特色制度背景下監事會制度實際運行中的監督效力受到質疑，學術界也存在監事會無效 “取消說”[8]和監事會履職 “加強說”[9]的爭議。中國經濟轉型時期監事會作為法律制度規定的內部監督機構其監督作用無可替代，Firth等[10]證實監事會的活躍程度、靈活設置及提升監事專業水平的配置能增強監事會財務監督和經營監督的作用；尤其是在新的《公司法》實施后，監事會對高管薪酬的約束作用由不顯著轉為顯著負向影響[11]，轉變可能源于新的《公司法》的頒布為組織實施目的性公司治理和監事會的主動設置提供契機。

綜上所述，鑒于中國 “二元制”公司治理結構的獨特性，少有針對監事會進行研究，亦甚少有研究監事會對高管權力尋租行為的監督效力。隨著微觀公司層級目的性治理視域研究逐漸興起，國內鮮有涉及監事會主動設置對高管攫取貨幣性私有收益行為的研究。基于此，本文深入探討因何引發監事會設置的制度演進？監事會設置的制度演進是否提升監事會的治理質量？通過監事會制度的主動設置是否優化公司治理水平？監事會主動設置對高管貨幣性私有收益存在怎樣的作用？監事會主動設置與制度環境的共時性關聯對高管不良行為又將產生怎樣的影響？

二、理論分析與研究假設

監事會制度為外生規則與內生規則的博弈均衡，股份有限公司的監事會制度內生于法律制度的強制性規定和以契約(主要與股東締約)為基礎的公司治理制度，是公司治理機制的重要組成部分。監事會作為一項制度安排并非一成不變，而是表現為螺旋式無限多重均衡博弈序列的制度演進路徑[12]。監事會設置的制度演進受組織外部制度環境和治理機制的綜合作用。法律制度和公司治理機制賦予監事會依法依約監督的權力，但隨著交易成本的上升監事會制度的實施成本增加，又因為契約(法律條文)的內在不完備性，若公司僅僅依據外部制度的剛性約束機制被動設置監事會，僅能躲避行政機構的懲罰成本，其對高管私有收益的監督效力則不盡人意，必須推動監事會設置的制度演進。同時，監事會制度透過投資者、企業高管和監督者等參與者內生策略互動而產生自我實施機制[12]，表現出明顯的自治性特征。出于現時和潛在的收益效應考慮，部分具有創新意識的組織將交易成本控制在不完全阻礙某些組織活動的范圍內，以法律約束機制為基礎，通過監事會的自我實施機制調整公司治理結構[13]，從而實現監事會制度由原始的自發性治理到強制性的被動監督，再到目的性主動設置的監督機制的螺旋式演進。

依據交易成本經濟學，真實交易充斥著交易成本，以制度環境為位移軌跡的參數，其變化將導致交易成本(治理成本)的變化，只要正的交易成本能夠被帶來的收益所彌補，則基于效率考慮，交易成本的差異將引發配套的治理機制發生前進性位移并具有異質性[13]。治理機制的位移表現為創新性的公司實施目的性治理，從而更有利于監督管理層，更有效阻止企業高管對股東利益的侵占行為。筆者認為監事會作為公司治理的重要構成組件，是為避免兩權分離所引發的代理問題而設置的內部監督制度安排，監事會以依法依約為基礎自我實施的主動設置能夠提升對代理人行使業務監督和財務監督的效力，能夠防范公司內部代理沖突，從而制約企業高管獲取私有收益的機會主義行為。

本文承續前人的研究，認為監事會主動設置對高管貨幣性私有收益的監督和約束作用主要表現在三個方面：第一，主動設置較大型監事會更有利于其抑制公司高管侵犯股東利益攫取貨幣性私有收益的行為。一方面，監事會規模的設置將影響監事會專業和經驗整體儲備水平，設置規模較大的監事會其成員專業多元化和知識豐富性的概率增加[14]，從而有利于監事會于不同情景中應對各式業務監督和財務監督問題；另一方面，設置大型監事會更能有效地發揮監督職能，可能成功地應對壓力，從而堅決抵制公司高管的不良行為。新的《公司法》賦予監事會列席董事會會議并對決議提出質詢和建議的權力，增加監事會對高管貨幣性私有收益議案的合理性持有異議并最終由股東大會修正的幾率[6]。第二，監事會獨立性設置可以減少高管攫取貨幣性私有收益發生的概率。Dahya等[9]認為，中國監事會雖然在組織架構安排中與董事會地位等同，但實質由董事會領導，內部監事在履職過程中難免與企業高管發生利益沖突，其獨立性的欠缺必然影響對董事會和經理層的監督效能；王彥明和趙大偉[7]認為，外部監事的導入使得監事會在與董事會和經理層的監督博弈過程中處于主動地位，提高監督效率 。第三，監事會技術水平影響其對高管獲取貨幣性私有收益的決策或議案合理性的判斷，從而影響監督權力的履行。《公司法》所明確的監事會財務監督和業務監督權力，實踐過程需監事會成員深諳財務、審計或法律等相關專業技能，否則監事會成員不具備足夠的自我判斷能力[15]。技術能力水平的不足導致監事會無法合格履職，仍僅作為花瓶而存在。因此，筆者提出如下假設：

假設1-1：其他條件相同，監事會規模主動設置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

假設1-2：其他條件相同，監事會獨立性主動設置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

假設1-3：其他條件相同，監事會技術能力主動配置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

比較制度經濟學認為單一主要制度域發生變化，將通過互補關系引發相關域的連鎖反應，即孤立某個域富有活力的制度安排或制度演進并非必然是帕累托最優，應從共時性角度考察制度域之間的相互關聯并進行穩固而連貫的整體性制度安排[12]。根據比較制度經濟學的思想，監事會主動設置即使是制度改進，必須關聯其他域制度環境的連鎖反應，才能提升監事會對高管機會主義行為的監督效能，從而實現帕累托改進。此前，徐細雄和劉星[16]提出，應耦合微觀公司治理機制和宏觀制度環境綜合治理公司高管攫取貨幣性私有收益行為。孫燁和張晶[17]通過元分析發現，制度環境的完善和公司內部監督職能的增強能更有效地降低高管謀求不正當貨幣性私利行為的概率。Berg等[4]認為，公司所屬區域經濟發展環境能提升高管收益水平，從而降低其謀求私利不端行為的發生概率。徐細雄和劉星[16]認為，經濟水平低的地區，企業高管的相對貨幣性收益較高，更有機會為個人謀求不正當私利。同時，陳仕華等[5]從政治域視角分析認為，政府干預程度影響公司監督機制約束高管的效力。Dyck和Zingales[18]認為，立法和執法環境通過降低信息不對稱程度，從而制約高管獲取異常貨幣性私有收益[18]。綜上所述，鑒于中國各區域市場化改革發展不均衡，區域環境的差異性為探索制度環境與監事會主動設置的共時性關聯對高管貨幣性私有收益的影響提供了客觀條件，因此，筆者提出如下假設：

假設2-1：其他條件相同，隨著制度環境的改善，監事會規模主動設置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設2-2：其他條件相同，隨著制度環境的改善，監事會獨立性主動設置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設2-3：其他條件相同，隨著制度環境的改善，監事會技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

十八大以后，中國政府實施了一系列反腐新舉措，升華政治文明的同時也提升了公司治理機制。一系列反腐新政的實施切斷了貪腐和非法政商關系的“保護傘”，減弱了公司內部人控制的防護盾，從而有利于強化公司內部監督機制[19]。因此，筆者提出如下假設：

假設3-1：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監事會規模主動設置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設3-2：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監事會獨立性主動設置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設3-3：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監事會技術能力主動配置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

2006年伊始，新的《公司法》的實施給予公司合規基礎上更大的自律空間，公司治理步入創新階段，因此，本文選取2006—2015年A股上市公司為初始研究樣本。樣本進一步篩選如下：剔除金融業樣本公司；剔除財務數據和公司治理數據缺失樣本；對主要連續變量進行上下5%水平的Winsorize處理以消除極端值的影響，最終得到9 790個樣本觀察值。本文上市公司財務數據和公司治理數據均來自CSMAR數據庫，披露監事個人資料信息不全面的數據通過手工查詢上市公司年報和新浪財經予以補充，各地區的宏觀數據和制度環境信息通過國家統計局網站查閱獲取。

(二)變量設計

1.高管貨幣性私有收益

高管貨幣性私有收益(ABPAY)用異常的高管薪酬衡量，以高管實際薪酬扣除高管預期正常薪酬的差額表示，由模型(1)估計量化：

lnPAYi,t=β0+β1SIZEi,t+β2ROAi,t+β3ROAi,t-1+β4AWAGEi,t+β5CENTi,t+β6WESTi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(1)

其中，i為A股上市公司樣本中第i家公司，t為年度，t-1為上一年度。LNPAY為公司前三位高管薪酬的自然對數，SIZE為公司規模，用總資產的自然對數表示，ROA為公司績效，AWAGE為公司所屬地域城鎮職工平均工資的自然對數，CENT和WEST分別為公司位于中部地區和西部地區的虛擬變量。將模型(1)采用權小峰等[3]的方法對本文樣本公司分行業分年度回歸，回歸殘差即為本文高管貨幣性私有收益的測度變量。

2.監事會主動設置

監事會主動設置(SBAS)以超過強制上市公司共同遵守的法律或準則的部分衡量。(1)監事會規模主動設置(SBSAS)。新的《公司法》《上市公司治理準則》《上市公司章程指引》等規定上市公司監事會成員至少3人，若上市公司監事會成員超過3人，則監事會規模主動設置為1；反之，僅滿足強制性規定的最低標準則為0。(2)監事會獨立性主動設置(EXTSAS)。《公司法》《上市公司章程指引》并未對上市公司監事會的獨立性設置予以明確的強制性規定，僅在《上市公司治理準則》第六十四條強調監事會的人員和結構應確保監事會能夠獨立有效行使監督和檢查權。因此，若上市公司設置外部監事或獨立監事，本文將監事會獨立性主動設置視為1，反之為0。(3)監事會技術能力主動配置(PROFAS)。中國上市公司法律制度并未對公司監事會財務、審計和法律等相關專業監事成員的配置予以強制性規定，而鑒于監事會整體技術能力水平對監事會監督效能的重要性[15]，本文將上市公司監事會配置具有財務、審計和法律等相關職業背景監事視為1，反之為0。

3.制度環境

本文以王小魯等[20]市場化指數作為衡量各區域制度環境(INSTIT)的替代變量，該指數由各維度的分項指數綜合構成，該指數越大，反映該地區綜合市場化改革環境的總體水平越好。筆者采用平均增長率法補充完整該數據。

此外，本文借鑒王茂斌和孔東民[19]的做法，將十八大的召開作為政治文明和社會風氣影響的制度環境節點，2013年(含)以后為實施反腐新政之后年度。

4.控制變量

在檢驗假設的回歸模型中，以權小峰等[3]與陳仕華等[5]的研究為基礎，本文選取的控制變量包括：公司規模(SIZE)：為總資產(單位為億元)的自然對數；兩職兼任(DUAL)：視董事長和總經理兩職兼任為1，反之為0；獨立董事比重(INDD)：為獨立董事人數占董事會人數比重；董事會規模(BOARD)：為董事會人數的自然對數；股權制衡度(BALAN)：為公司第二大股東至第十大股東持股比重之和；公司績效(ROA)：為凈收益與總資產之比；公司成長性(GROW)：為銷售收入增長率；管理層持股(MSHARE)：為管理層持股比重。

(三)回歸模型

為檢驗監事會主動設置與高管貨幣性私有收益之間的關系以及政治文明風氣提升對兩者關系的作用程度，本文構建回歸模型(2)：

ABPAYi,t=β0+β1SBASi,t+β2SIZEi,t+β3DUALi,t+β4INDDi,t+β5BOARDi,t+β6BALAN+β7ROAi,t+β8GROWi,t+β9MSHAREi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(2)

為考察制度環境與監事會主動設置對高管貨幣性私有收益的影響，本文構建回歸模型(3)：

ABPAYi,t=β0+β1SBASi,t+β2INSTITi,t+β3SBAS×INSTITi,t+β4SIZEi,t+β5DUALi,t+β6INDDi,t+β7BOARDi,t+β8BALAN+β9ROAi,t+β10GROWi,t+β11MSHAREi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(3)

其中， SBAS為監事會主動設置，以監事會規模主動設置(SBSAS)、監事會獨立性主動設置(EXTSAS)和監事會技術能力主動配置(PROFAS)三個維度的替代變量分別代入模型(2)和模型(3)中。

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

針對各變量描述分析(如表1所示)發現，企業高管貨幣性私有收益的變異程度較大(0.610)；監事會規模主動設置、監事會獨立性主動設置和監事會技術能力主動配置的公司樣本分別占總體樣本的43.0%、53.0%和47.0%，表明部分上市公司已經意識到監事會規模、獨立性及整體技能水平對監事會功能的作用，公司監事會自我實施主動設置步入公司治理制度創新階段，但各變量存在一定程度的變異。各變量的方差膨脹因子(VIF)均值為1.150，最大值為1.390，全部小于10.000，說明變量之間不存在嚴重的共線性問題。

表1 描述性統計和相關系數表

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%顯著性水平，下同。

(二)回歸分析

本文通過對非平衡面板數據進行Hausman檢驗，選擇固定效應回歸模型。表2列示監事會主動設置與高管貨幣性私有收益的回歸結果。由表2 可知，全樣本回歸中(1)—(3)結果顯示監事會獨立性主動設置和監事會技術能力主動配置的系數均顯著為負，說明監事會獨立性和技術能力水平的主動設置能夠監督高管貨幣性的私有收益獲取水平，與Dahya等[9]與王彥明和趙大偉[7]的觀點契合；但是監事會規模主動設置未發現存在顯著的影響。同時(4)—(6)以正向高管貨幣性私有收益為因變量進行分樣本回歸發現，監事會主動設置各替代變量均對高管正向貨幣性私有收益存在顯著反向作用，說明監事會通過規模、獨立性和技術能力的主動設置均能對高管獲取高于合理收益的異常收益具有抑制效應。另外，鑒于中國處于經濟轉型時期，本文按產權性質進一步分組檢驗發現，*限于篇幅，未能報告結果。非國有上市公司監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置與高管貨幣性私有收益之間存在顯著負向關系，監事會規模主動設置僅對高管正向超額貨幣性私有收益具有抑制作用，一定程度驗證了監事會規模對提升監事會監督效力的重要作用[11]；反觀國有上市公司監事會主動設置對高管貨幣性私有收益的監督作用較弱，僅在分樣本組(ABPAY>0)中監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置的回歸系數顯著為負。至此，驗證了假設1-2和假設1-3，假設1-1部分情境得以證實。

表2 監事會主動設置與高管貨幣性私有收益的回歸結果

注：括號內為t值，下同。

本文深入考察監事會主動設置與制度環境的共時性關聯效應(如表3所示)。由表3(1)和(4)數據分析發現，監事會規模主動設置與制度環境乘積項的回歸系數在全樣本和分樣本回歸中為負但不顯著。然而，全樣本回歸中監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置與制度環境交互項對高管貨幣性私有收益都存在顯著的負向影響，回歸系數分別為-0.153和-0.131，且通過5%顯著性水平檢驗；同時，高管貨幣性私有收益為正的分樣本回歸中兩者的交互項回歸系數也均顯著為負(-0.064和-0.014)。回歸結果表明，隨著法律環境的完善及政府干預程度的減弱等整體制度環境的改善，監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的抑制作用更強；但并未能增強監事會規模主動設置對高管不良行為的監督效力，從而驗證了假設2-2和假設2-3。

表3 監事會主動設置、制度環境與高管貨幣性私有收益的回歸結果

為了揭示政治文明風氣提升對高管貨幣性私有收益的作用，本文以黨的十八大召開作為政治文明轉變的時間節點[19]，將樣本劃分為反腐新政前和反腐新政后兩組分別回歸(如表4所示)。全樣本回歸模型中反腐新政實施前后公司樣本對比發現，雖然監事會獨立性主動設置的回歸系數均顯著為負，但十八大后樣本組監事會獨立性主動設置的回歸系數為-0.077，通過1%顯著性水平，無論回歸系數或顯著性水平都明顯強于反腐新政前的公司樣本組(β=-0.034，p<0.050)。同時，分樣本(ABPAY>0)回歸結果的對比分析發現，雖對照樣本組均表現為1%顯著性水平下負向影響，但反腐新政實施后樣本回歸系數(-0.050)的絕對值明顯大于反腐新政實施前樣本的回歸系數(-0.043)絕對值。另外，反腐新政實施前后的樣本組中監事會規模和監事會技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益及大于零的回歸結果均不顯著。由此說明，相對于十八大前，十八大系列反腐新政出臺后，政治文明軟環境的提升更增強了監事會獨立性主動設置對高管權力謀求個人不正當貨幣性私利行為的監督和約束作用；但對監事會規模主動設置和監事會技術能力主動配置監督效力的強化并未顯見，這為假設3-2提供了經驗支持。穩健性檢驗結果與上述實證結果基本保持一致。

表4 反腐新政實施對監事會主動設置與高管貨幣性私有收益影響的回歸結果

五、結論與啟示

針對中國經濟和社會轉型時期高管攫取貨幣性私有收益現象，本文基于2006—2015年A股上市公司非平衡面板數據研究發現：首先，監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管攫取貨幣性私利的行為具有約束效力，監事會規模主動設置僅對高管獲取貨幣性私有收益超出預期收益水平具有抑制作用。其次，非國有上市公司監事會規模、獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益具有不同程度的影響，但國有企業僅監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管攫取正向貨幣性私有收益發揮反向作用。再次，其他條件不變，制度環境的完善能夠不同程度地增強監事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的監督效力。最后，與反腐新政前比較，反腐新政后的政治文明轉變提升了監事會獨立性主動設置對高管謀取貨幣性私利行為的約束效力。

本文的主要啟示：一方面，監事會規模、獨立性主動設置和技術能力主動配置不同程度地對高管貨幣性私有收益存在約束作用，這為上市公司健全內部監督機制，創新監事會制度和加強對高管貨幣性私有收益的治理拓寬思路，為政府部門完善監事會制度相關法律法規及給予公司更多自律空間提供嘗試性建議；另一方面，鑒于監事會主動設置與制度環境共時性關聯的作用，政府宏觀方面需繼續深化改革，完善立法和執法環境，減少行政干預及提升政治文明氛圍等，增強監事會履職效力。

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