高管政治（共9篇）
高管政治 篇1
一、引言
国有企业与政府具有先天的血缘关系, 其政治关联更多的体现在政府干预, 而不是企业的主动行为。不同于国有企业, 民营企业高管的任命并不会受到政府的制约, 聘请具有政治关联的高管是企业的自身行为。改革开放以来, 民营企业已经成为了我国国民经济的重要组成部分。但是, 在转轨经济的特殊时期, 我国的法律体系还不健全、缺乏有效的产权保护机制, 民营企业的产权无法得到有效保护。同时, 过去长期的政治与意识形态歧视的原因, 使得民营企业遭受着不公平的待遇。但是, 也正是由于我国目前民营企业在制度环境与金融环境中受到的歧视, 致使民营企业家热衷于建立政治关联, 以此作为不完善市场机制的替代。
国内外大量的学者都对政治关联和企业绩效的关系进行过研究, 但都未得出统一结论。Goldman (2006) 从对美国2000年大选的研究中发现, 当共和党获得胜利之后, 与共和党有政治关联的企业的股票市场反应明显提高。Niessen和Ruenz (i2010) 指出从企业的绩效指标 (包括会计指标和市场指标两类) 来看, 在德国, 具有政治关联企业的绩效都要高于没有政治关联的企业。在国内, 汪伟和史晋川 (2006) 、王庆文和吴世农 (2008) 均发现政治关联对企业绩效具有积极影响。然而, Bertrand (2006) 、Boubakri et al. (2008) 却通过研究指出政治关联企业的绩效要明显比非政治关联企业表现差。与国外学者的研究类似, 邓建平和曾勇 (2009) 、李维安和邱艾超 (2010) 也得出了相似的结论。那么, 高管政治关联对于民营企业绩效到底是积极作用还是消极作用, 本文基于我国的实际情况, 通过实证研究, 为这一讨论提供了一定的数据支撑, 也为民营企业聘请高层管理者、处理与政府之间的关系提供了指导参考, 同时也为政府制定相关政策提供了数据支持。
二、研究设计
(一) 理论分析与研究假设
我国正处于转轨经济的特殊时期, 并没有实现完全意义上的市场化, 计划经济在一定程度上仍然影响着社会经济, 主要表现为政府对经济和市场有着很强的干预, 拥有对稀缺资源的绝对控制权、制定产业政策以及行政审批等权利。基于资源依赖理论与寻租理论, 企业为了能够与政府进行更加有效的沟通, 从政府手中获得发展所需的资源和取得一定的额外收益, 便会有强烈的动机与政府建立政治关联。具有政治关联的企业, 相对于非政治关联企业而言, 更容易获得资源以及诸如政府补贴收入 (陈冬华, 2003) 、融资便利 (Johnson, 2003) 、税收优惠 (吴文锋等, 2009) 等好处, 进而改善企业绩效。汪伟和史晋川 (2005) 发现中小企业与政府建立政治关联有利于保护自身利益, 从政府手中取得有利资源, 从而能够提高企业的绩效。王庆文和吴世农 (2008) 通过构建政治影响力指数, 发现民营企业的政治关联对企业绩效具有正面影响。基于以上分析, 本文提出第一个假设:
假设1:民营企业的高管政治关联对企业绩效具有积极影响
鉴于政府干预理论, 政府干预程度的高低会对政治关联与企业绩效之间的关系产生影响。在我国, 不同的地区由于资源禀赋、地理位置的差异, 使得地区间的市场化程度存在着较大的差异。在市场化程度低的地区, 政府对民营企业的干预程度就会很高, 一方面, 法律制度缺乏对企业产权的保护, 阻碍着企业的发展;另一方面, 政府干预程度高, 政府拥有的权力就更大, 对经济的干涉更多。在这种制度环境不完善的情况下, 民营企业为了自身的发展, 便会倾向于与政府建立政治关联, 以此充当“政治保护伞”。罗党论和唐清泉 (2009) 指出当制度环境中的政府干预越大的时候, 民营上市企业便更有动机与政府形成政治联系。吴文峰等 (2008) 发现在考虑政府干预程度之后, 在政府干预强的地方, 高管的地方政府背景更能增加企业价值。基于上述分析, 本文提出第二个假设:
假设2:在政府干预程度高的地区, 高管政治关联对民营企业绩效的影响要大于政府干预程度低的地区
民营企业的发展在很大程度上取决于当地政府的政策实施, 基于政府干预理论, 具有政府背景的高管本身就是政府官员, 只是在离职之后主动或被邀请到民营企业担任高管, 他们熟悉政府的运作规则, 清楚政府政策的动向, 和政府的沟通渠道更加通畅, 同时拥有广阔的政府人脉, 能够获得政府的支持, 有效减少政府干预带来的不利影响。吴文锋等 (2009) 指出具有政府背景高管所在的公司所得税率显著低于不具有政府背景高管的公司。然而, 人民代表大会和政治协商会议只能从宏观上对经济进行把握, 并不能直接影响企业运营, 人大代表和政协委员本身只是民营企业家, 与政府的关系远不如拥有政府背景来的密切。基于以上分析, 本文提出第三个假设:
假设3:在民营企业中, 政府官员类政治关联对企业绩效的影响要大于代表委员类政治关联
(二) 数据来源与样本选择
本文选取2009-2012年沪深交易所上市的实际控制人为自然人或家族的A股民营企业为研究样本。为了研究结果的可靠性, 剔除金融、保险类公司、带ST字样及状态异常的公司、高管资料披露不详以及数据不全的公司。本文选用混合截面数据, 经过搜集与整理, 共获得符合要求的观测样本2998个, 其中2009年409个, 2010年689个, 2011年895个, 2012年1005个。本文的分析中所使用的数据均来自于CSMAR数据库, 其中高管政治关联进行手工整理取得。政府干预程度指标来自于樊纲等 (2011) 《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》。
(三) 模型设定针对前述的3个假设, 本文建立如下多元回归模型进行数据的分析与检验:
其中, α表示截距, β1-β8表示解释变量和控制变量的系数, ε表示残差。
模型中的被解释变量是企业绩效, 许多学者的研究都采用会计指标和市场价值指标来衡量。考虑到我国资本市场不够完善以及政治关联能够带来融资便利, 本文选用净资产收益率 (ROE) 作为企业绩效的代理变量。
模型中的解释变量是政治关联、政府官员类政治关联以及代表委员类政治关联。基于前人的研究以及联系我国的实际情况, 本文将高管的政治关联定义为企业的实际控制人、董事会董事、总经理或副总经理是否是前任政府官员、前任或现任各级人大代表或是各级政协委员。将政府官员类政治关联定义为企业的实际控制人、董事会董事、总经理或副总经理是否是前任政府官员, 但不包括其中存在前任或现任各级人大代表或者各级政协委员的企业。将代表委员类政治关联定义为企业的实际控制人、董事会董事、总经理或副总经理是否是前任或现任各级人大代表或是各级政协委员, 但不包括其中存在前任政府官员的企业。
此外, 本文还引入了企业规模 (Size) 、财务杠杆 (Lev) 、公司治理、年度变量 (YEAR) 作为控制变量。所有变量的定义及计算方法见表1。
三、实证结果分析
(一) 描述性统计
本文按照樊纲等 (2011) 《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》“政府与市场关系”的评分, 将得分高于评分中值8.23的地区定义为政府干预程度低的地区, 低于或等于中值的地区定义为政府干预程度高的地区。
表2列示了政治关联的样本分布, 无论从总体上来看还是区分政府干预程度高和低的地区, 有政治关联的样本数均超过了一半, 可见民营企业拥有高管政治关联具有一定的普遍性。这也说明, 对于民营企业来说, 建立政治关联是有利可图的。同时能够看出, 民营企业中以代表委员类政治关联为主。这是因为具有政府官员类政治关联的高管以前就是政府官员, 只是主动或被邀请到民营企业担任高管, 数量较少, 而对于民营企业家来说通过人大代表和政协途径来建立政治联系的限制相对较少, 也就更加普遍。
由表3能够看出, 我国民营企业绩效整体水平不高且高低两端差异很是明显。从政治关联的变量Pol来看, 均值是0.5157, 可见在研究的样本中有51.57%的企业存在政治关联, 表明我国的政治关联在民营企业中存在普遍性。表中还对控制变量进行了描述性统计, 结果表明, 董事会规模、企业规模的差异较大, 财务杠杆、股权集中度及独立董事比例的差异较小。
(二) 相关性检验
由表4可知, 高管政治关联、企业规模、第一大股东持股比例与净资产收益率在1%的水平上显著正相关。董事会规模与净资产收益率在5%的显著性水平上正相关。同时也可以看出, 各个变量之间的相关系数较小, 最大的也只有0.498, 表明并不存在严重的多重共线性, 因此可以放在一个模型中进行分析。
注:“*”表示在5% (双侧) 的水平上显著, “**”表示在1% (双侧) 的水平上显著 (下同)
(三) 多元回归分析
表5第一列显示, Pol的系数为0.012, 并在1%的水平上显著, 表明民营企业的高管整体政治关联与企业绩效显著正相关, 说明政治关联对民营企业绩效具有积极影响。假设1得到验证。表5的第二列与第三列考察了不同干预程度的地区政治关联对民营企业绩效的影响力差异, 在政府干预程度高的地区, Pol的系数为0.029, 并在1%的水平上显著, 而在政府干预程度低的地区, Pol的系数为0.01, 且在5%的水平上显著。同时, 政府干预程度高的地区的模型的解释力明显高于政府干预程度低的地区。因此, 政府干预程度高的地区的高管政治关联对民营企业绩效的影响要大于政府干预程度低的地区。假设2得到验证。为了能够进一步探讨政府官员类和代表委员类政治关联对民营企业绩效的影响力差异, 本文在实证检验假设3时, 剔除了兼具两种高管政治关联的样本276个。回归结果见表5第四列。Pol-ZF的系数为0.022, 并在1%的水平上显著, Pol-DBZX的系数为0.008, 显著性水平为10%。Pol-ZF的系数大于Pol-DBZX的系数, 表明政府官员类政治关联对民营企业绩效的积极影响大于代表委员类政治关联对民营企业绩效的积极影响。假设3得到验证。
(四) 稳健性检验
由于企业绩效的衡量有多种方法, 为了使得实证的结果更加具有说服力, 本文以总资产收益率 (ROA) 和每股收益 (EPS) 分别作为企业绩效的代理变量测试高管政治关联对民营企业绩效的影响, 发现主要变量的回归结果均与本文无异, 此结果显示了上述结论的稳健性与可靠性。
四、结论
本文在前人研究的基础上, 从理论分析和实证研究的角度探讨了高管政治关联对民营企业绩效的影响。实证的结论如下:第一, 从整体政治关联来看, 民营企业的高管政治关联对企业绩效具有积极影响。说明随着高管政治关联程度的提高, 企业越能够从政府手中获得发展所需的资源、减少政府干预所带来的不利影响, 企业绩效也就越高。第二, 本文将全国各个地区分成政府干预程度高和低的地区两组, 研究发现, 在政府干预程度高的地区, 政治关联具有更大的发挥空间并取得更有利的效果, 政治关联对民营企业绩效的积极作用有所加强。这说明在政府干预程度高的地区, 企业能够利用政治关联这种关系资源, 提高企业绩效。在政府干预程度低的地区, 政府对企业的运营影响程度减弱, 政治关联对民营企业绩效的影响也会减弱。第三, 本文进一步将政治关联分为政府官员类和代表委员类政治关联进行研究, 为了结论的可靠性, 剔除了兼具两种政治关联的企业样本, 结果显示, 民营企业具有政府官员类政治关联比具有代表委员类政治关联更能提高企业绩效。
注:“*”表示在10%的水平上显著, “**”表示在5%的水平上显著, “***”表示在1%的水平上显著
参考文献
[1]罗党论、唐清泉:《中国民营上市公司制度环境与绩效问题研究》, 《经济研究》2009年第2期。
[2]吴文锋、吴冲锋、刘晓薇:《中国民营上市公司高管的政府背景与公司价值》, 《经济研究》2008年第7期。
[3]吴文峰、吴冲锋、芮萌:《中国上市公司高管的政府背景与税收优惠》, 《管理世界》2009年第3期。
[4]汪伟、史晋川:《进入壁垒与民营企业的成长——吉利集团案例研究》, 《管理世界》2005年第4期。
高管政治 篇2
一、单选
1.各中资银行、外国独资银行和中外合资银行的高级管理人员调动的离任稽核报告及有关任职材料，可在离任后（）内向所在地银监局、直属分局或银监分局书面报告。A1个月 B2个月 C3个月 D6个月
2.申请人提交准入事项的补正申请材料不齐全或者不符合规定要求的，受理机关在收到补正申请材料之日起()日内作出不予受理申请决定,向申请人发出不予受理通知书,并说明不予受理的理由。
A
2B
3C D10 3 股份制商业银行、城市商业银行、城市信用社股份有限公司和农村信用合作社法人机构和境内分支机构的筹建期为批准决定之日起（）个月。A1 B2 C 3 D6 4.城市商业银行的注册资本不低于（）亿元人民币，且为实缴资本；资本充足率不低于8％，核心资本充足率不低于4％ A 0.5 B 1 C 5 D10 5.中资商业银行申请设立、参股、收购境外机构，申请人的权益性投资余额原则上不超过其净资产的（）。(合并会计报表口径)A 50% B 80% C 100% D150% 6中资商业银行分行降格为支行的申请人是（）。
A 商业银行支行
B商业银行分行
C 商业银行总行
D银监分局
7.中资商业银行境外机构变更事项应由中资商业银行（）向银监会申请，由银监会受理、审查并决定。
A总行
B分行
C二级分行
D支行
8.商业银行申请开办企业年金基金受托业务，注册资本不少于1亿元人民币，且在任何时候都维持不少于（）亿元人民币的净资产。A B 1.C
2D2.5
9.拟任人曾任金融机构董事长或高级管理人员的，申请人在提交任职资格申请材料时，还应提交该拟任人的（）或经济责任审计报告。
A离任审计报告
B 学历证明
C 收入证明
D个人简历
10.中资商业银行机构设立、变更和终止事项，涉及工商、税务登记变更等法定程序的，应在完成相关变更手续后（）个月内向银监会或其派出机构报告。A
1B 3 C 6
D9
11.经批准的临时停业期限届满或导致临时停业的原因消除的，临时停业机构应当复业，原申请人应在复业后（）5日内向决定机关报告。A 1
B
3C
5D b
12.独资银行、合资银行的注册资本最低限额为（）亿元人民币等值的自由兑换货币。注册资本应当是实缴资本。A
3B 5
C 7
D9 13.独资财务公司、合资财务公司的注册资本最低限额为（）亿元人民币等值的自由兑换货币。注册资本应当是实缴资本。A 7 B 5 C 3 D2 14设立外国银行分行，申请人提出设立申请前1会计年度末的总资产不少于（）亿美元，并且资本充足率不低于8％。
A 10
B 50
C 60
D100
15.设立独资银行分行、合资银行分行，每增设一个分行，包括拟设分行在内，申请人对其所有境内分行累计拨付营运资金总额不得超过其注册资本的（）。
A 15%
B 20%
C 30%
D60% 16.适用报告制的金融业务，应由省级、地市级邮政储汇管理部门在开办后（）个工作日内持相关的规章制度向当地银监局、银监分局报告，银监局和银监分局出具回执。A 10 B 20 C 30 D60 17.贷款损失准备已提足的农村合作银行，应将贷款损失准备充足率始终保持在（）。A 20% B 50% C 80% D100% 18.根据巴塞尔银行监管委员会关于“统一资本计量与资本标准的国际协议”的原则，银监会决定，商业银行的次级定期债务可以计入（）中。
A附属资本
B核心资本
C实收资本
D资本金
19.凡在中国境内设立财务公司，应当报经（）审查批准。A工商管理局
B银监局
C 银监会
D国务院
20.财务公司的筹建和开业申请由财务公司（）受理。A拟设地工商管理局 B拟设地银监局 C银监会 D国务院
二、多选
1.为了加强金融机构的准入管理，促进金融机构依法经营，根据（）等有关法律规定，制定了《金融许可证管理办法》。
A《中华人民共和国行政许可法》 B《中华人民共和国商业银行法》
C《中华人民共和国外资金融机构管理条例》D《中华人民共和国银行业监督管理法》
2.金融许可证适用于银监会监管的、经批准经营金融业务的（）等。
A政策性银行和商业银行B信托投资公司 C企业集团财务公司D金融租赁公司 3.银监局负责下列哪些机构金融许可证的颁发与管理（）。
A城市商业银行法人机构及其分支机构 B城市信用联社、农村信用联社（县级）C金融资产管理公司分支机构(办事处)D所在地村镇银行
4.金融许可证颁发或更换时，应在银监会或其派出机构指定的全国公开发行的报纸上进行公告。公告的具体内容应当包括（）。
A机构名称和营业地址
B金融机构编码和邮政编码
C联系电话
D 机构批准成立时间和颁发许可证日期
5.行政许可实施程序分为（）等环节。
A申请与受理
B审查
C公示
D
决定与送达
6.（）应由受理机关加盖本机关专用印章并注明日期，并由受理机关交予或邮寄给申请人。A补正申请材料
B受理通知书
C 不予受理通知书
D补正通知书
7.行政许可决定文件由决定机关以（）方式送达申请人,决定机关应当及时向邮政部门索取申请人签收的回执。
A特快专递 B传真 C当面递交 D 挂号邮件
8.中资商业银行和合作金融机构以及外资金融机构哪些事项须经银监会及其派出机构行政许可（）
A机构设立、变更、终止 B调整业务范围
C增加业务品种 D董事或理事和高级管理人员任职资格等
9.下列哪些是境内非金融机构作为股份制商业银行法人机构发起人，应当符合的条件（）。A具有法人资格
B财务状况良好，最近3个会计年度连续盈利 C最近1年年末总资产原则上不少于10亿美元
D年终分配后，净资产达到全部资产的40％(合并会计报表口径)10.股份制商业银行、城市商业银行、城市信用社股份有限公司及农村信用合作社法人机构的设立须经（）阶段。
A申请
B审核
C 筹建
D 开业
11.下列哪些机构修改章程，由银监会受理、审查并决定（）A国有商业银行
B股份制商业银行
C 城市商业银行
D城市信用社股份有限公司
12.中资商业银行分支机构自批准变更营业场所之日起至新址开业前，应选择（）等方式，并在变更申请时一并提出。
A在原址继续营业
B临时停业
C与其他营业性机构合署营业
D 永久停业 13.中资商业银行法人机构和城市信用合作社法人机构有下列哪些情形之一的，在向法院申请破产前，应当向银监会申请并获得批准（）。
A资本充足率低于6%
B不能支付到期债务，自愿或应其债权人要求申请破产
C违规操作
D
因解散而清算，清算组发现该机构财产不足以清偿债务，应当申请破产
14.利用互联网等开放性网络或无线网络开办的（）等个人数据辅助设备开办的电子银行业务，应经审批。
A网上银行 B手机银行 C利用掌上电脑 D自助银行
15.商业银行申请开办合格境外机构投资者境内证券投资托管业务应当符合的条件有（）。
A设有专门的基金托管部门和足够的熟悉托管业务的专职人员
B实收资本符合有关法规的规定；最近3年无重大违反外汇管理规定记录
C具备安全保管基金全部资产的条件
D 具备安全、高效的清算、交割能力，具备外汇指定银行资格
16.商业银行申请开办离岸银行业务应当符合的条件有（）。A依法合规经营，最近1年内无重大案件和违法违规行为 B达到规定的外汇资产规模，且外汇业务经营业绩良好
C外汇从业人员符合开展离岸银行业务要求，且在以往经营活动中无不良记录 D风险管理和内控制度健全有效；有符合离岸银行业务开展要求的场所和设施
17.申请中资商业银行董事和高级管理人员任职资格，拟任人应当符合的基本条件有（）。A具有完全民事行为能力的自然人，具有良好的个人品行
B具有与拟任职务相适应的知识、经验及能力；具有良好的经济、金融从业记录 C熟悉经济金融的法律法规，有良好的合规经营意识
D能与金融监管机构进行充分的信息沟通，并积极配合金融监管机构的工作 18.拟任国有商业银行、股份制商业银行行长、副行长的，应具备（）。A本科以上学历
B从事金融工作6年以上
C从事相关经济工作12年以上(其中从事金融工作4年以上)D从事金融工作8年以上
19.拟任城市信用合作社主任、副主任的，应具备（）。A中专以上学历
B从事金融工作2年以上
C从事相关经济工作9年以上(其中从事金融工作2年以上)D从事金融工作4年以上
20.拟任国有商业银行、股份制商业银行行长助理的，应具备（）。A本科以上学历
B从事金融工作6年以上
C从事相关经济工作10年以上(其中从事金融工作3年以上)D从事金融工作8年以上
21.拟任总审计师或内审部门负责人和总会计师或财务部门负责人的，应具备（）。A.本科以上学历
B取得国家或国际认可的审计、会计专业技术高级职称或技术资格考试
C从事财务、会计或审计工作4年以上
D从事财务、会计或审计工作6年以上 拟任国有商业银行、股份制商业银行、城市商业银行支行行长，城市信用社股份有限公司分社经理及临时主持工作超过3个月的支行副行长、分社副经理的，应具备（）。A专科以上学历
B从事金融工作4年以上
C从事相关经济工作8年以上(其中从事金融工作2年以上)D从事金融工作8年以上
23.《中国银行业监督管理委员会合作金融机构行政许可事项实施办法》中所称合作金融机构包括（）
A农村信用合作社、农村合作银行和农村商业银行
B县(市、区)、地(市)、省(自治区、直辖市)农村信用合作社联合社 C县(市、区)农村信用合作联社 D农村合会、钱庄 法人机构、非法人机构变更名称，符合（）原则。A合法性 B统一性 C惟一性 D商誉保护 法人机构收购辖区内其他金融机构，应当符合的条件有（）。A应当参照(中华人民共和国商业银行法》等有关规定
B农村商业银行收购其他金融机构应当符合(中华人民共和国公司法》等有关规定 C按照自愿和市场原则
D收购后收购方主要监管指标符合审慎经营规则
26.申请开办外汇业务(结售汇业务除外)和增加外汇业务品种，应当符合的条件有（）。A最近3年无违法、严重违规行为和重大案件
B资产总额20亿元人民币以上，注册资本不低于2000万人民币 C有合格的外汇业务人员、合格的外汇结算代理行 D不良贷款比率低于20% 27.《中国银行业监督管理委员会外资金融机构行政许可事项实施办法》所称外资法人机构是指（）。
A独资银行 B合资银行 C独资财务公司 D合资财务公司 28.设立同城支行，应具备的条件有（）。
A在拟设支行当地设有分行或分行以上的机构且正式营业1年以上，且该机构资产质量良好 B最近1年无重大违法违规行为，且无因内部管理混乱导致的重大案件 C具有合格的高级管理人员和从业人员
D申请人在一个城市一次只能申请设立一个同城支行
29.在中国境内注册的外资金融机构设立代表机构，申请人仅应具备（）。A是由所在国家或地区金融监管当局批准设立的金融机构，或者是金融性行业协会会员 B应在中国境内已设立5个或5个以上分支机构(含代表机构)C经营状况良好，无重大违法违规记录 D具有有效的反洗钱措施
30.对已经设立的统一法人社，凡不符合有关政策要求的，应在2007年底前完成（）等方面的规范工作。
A机构名称 B注册资本 C股权设置 D法人治理
31.商业银行发行次级定期债务，须向银监会提出申请，并提交以下（）申请资料。A可行性分析报告 B招募说明书、次级定期债务的协议(合同)文本及律师意见书 C次级定期债务管理办法 D股东大会有关发行次级定期债务的决议
32.加强监管和政策扶持，督促和引导城市信用社充分发挥自身优势，逐步发展成为（）的股份制金融企业。
A业务发展迅速 B产权关系清晰 C治理结构完善 D经营管理规范
33.开办以互联网为媒介的网上银行业务、手机银行业务等电子银行业务，还应具备的条件有（）。
A电子银行基础设施设备能够保障电子银行的正常运行
B电子银行系统具备必要的业务处理能力，能够满足客户适时业务处理的需要 C建立了有效的外部攻击侦测机制
D外资金融机构的电子银行业务运营系统和业务处理服务器可以设置在中华人民共和国境内或境外
34.担任外资法人机构董事长、行长(总经理)应具备的条件是（）。A熟悉并遵守中国金融监管法律法规
B具有与担任职务相适应的专业知识、工作经验和组织管理能力 C无不良记录
D有5年以上从事金融工作或10年以上相关经济工作经历，具有专科以上
邮政储蓄机构经中国银行业监督管理委员会批准，可以经营的业务有（）。A吸收本外币储蓄存款
B办理汇兑；从事银行卡(借记卡)业务 C代理业务
D承销政府债券、政策性金融债券和公司债券
36.银监会和银监局审批邮政储蓄机构经营金融业务的申请，可以依据有关规定，对其经营金融业务的（）作出特别限定。
A种类 B适用对象 C适用范围 D条件
37.《关于加强村镇银行监管的意见》根据村镇银行今后可能面临风险的严重程度，把风险初步分为（）等类型。
A日常风险 B支付性风险 C清偿性风险 D系统性风险
38.中国银行业监督管理委员会发现金融机构未能有效执行从事衍生产品交易所需的（）制度和（）制度，可暂停或终止其从事衍生产品交易的资格。A市场准入 B风险管理 C内部控制 D业务准入 39.拟设立的财务公司应具备的条件有（）。
A确属集中管理企业集团资金的需要，经合理预测能够达到一定的业务规模 B有符合《中华人民共和国公司法》和《办法》规定的章程 C有符合《办法》规定的最低限额注册资本金
D符合银监会规定的任职资格条件的董事、高级管理人员和规定比例的专业从业人员 40.执行新会计准则必须注意（）。A合理区分会计期间 B审慎使用公允价值 C健全贷款减值评估体系 D合理进行金融工具分类
三、判断
1.各中资银行、外国独资银行和中外合资银行在本机构内作同级职责平行调动的高级管理人员，若已经经过任职资格审核，原有任职资格无效，须重新进行核准。（x）
2.任何单位和个人不得伪造、变造金融许可证。金融机构不得出租、出借、转让金融许可证。（v）
3实施行政许可时，可由银监会、银监局或银监分局联合受理、审查并决定。（x）4由银监会受理的申请事项，涉及银监局属地监管职责的，银监会不必征求相关银监局的意见，可直接受理。（x）
5经批准的临时停业期限届满或导致临时停业的原因消除的，临时停业机构应当复业，原申请人应在复业后3日内向决定机关报告。（x）
6城市商业银行、城市信用社股份有限公司申请开办外汇业务或增加外汇业务品种，由银监会受理、审查并决定。（x）
7已开办离岸银行业务的商业银行，增加业务品种，须经所在地银监局批准。（x）8拟任国有商业银行、股份制商业银行董事长、副董事长，应具有本科以上学历，从事金融工作3年以上，或从事相关经济工作12年以上(其中从事金融工作5年以上)。（x）9国有商业银行分支机构高级管理人员任职资格审查按照属地监管原则实施，在审查拟任人任职条件的基础上，应重点对其合规守法意识、配合监管机关工作情况、职业道德和管理能力等方面进行审查评价。（v）
10代理买卖股票业务是指证券投资者在商业银行开立存款账户后，通过商业银行客户终端系统直接发出股票买卖的交易指令，由商业银行将指令转发给证券公司并进行资金划转的代理证券类中间业务。（x）申请筹建单一法人社时，申请人的资产质量状况应当良好；申请筹建时，申请人的不良贷款比例不得超过25％(含)。（x）
12新设邮政储蓄网点首次经营金融业务，其业务范围由银行业监督管理机构在批准网点设立后核准。（x）
13原县联社和农村信用社的社员在自愿基础上可以作为统一法人社的发起人。（v）14财务公司的注册资本金应当主要从成员单位中募集，并可以吸收成员单位以外的合格机构投资者的股份。（v）
15经中国银行业监督管理委员会省（自治区、直辖市）监管局审，省联社可在辖内设立办事处。办事处是省联社的派出机构，不具有法入资格，不颁发金融许可证，在省联社授权范围内依法履行有关职责，其民事责任由省联社承担。（v）
16在受理机关或决定机关审查过程中，因申请人死亡、丧失行为能力或依法终止，致使行政许可申请不符合法定条件或行政许可决定没有必要的，受理机关或决定机关应当作出终止审查的决定。（v）
17发证机关应当在决定作出后20日内颁发、换发金融许可证。（x）18境外金融机构作为发起人的条件在任何情况下都不得改变。（x）
19银监会自受理“股份制商业银行和城市商业银行法人机构的开业申请”之日起2个月内应作出核准或不予核准的书面决定。（v）
高管政治 篇3
一、高管政治关联和企业过度投资的含义
高管政治关联是企业聘请政府部门的高管或曾经在政府中任职的高管担任企业重要职位, 利用高管与政府部门的关系。我国国企属政府部门监管, 许多国企中的高管都是政府直接任命, 而民营企业与政府部门联系, 最佳的方式就是通过聘请政府高管在企业任职。
过度投资是企业的投资偏离了原定的成长轨道, 给企业带来一定的损失。过度投资会造成国家资源的浪费, 降低企业的价值, 严重的可能导致企业破产。造成过度投资的原因主要包括管理者的过度自信、债券关系、管理层薪酬和股权分配。目前, 我国的经济体制和相关制度存在缺陷, 利用我国市场经济发展的各种因素来评判企业过度投资造成的影响还不够完善。
二、高管政治关联对企业投资的影响
从目前来看, 高管政治关联这种现象已经普遍存在于企业中, 一方面, 企业高管的政治背景为企业与政府沟通提供人脉关系, 一部分人认为这种人脉关系是企业发展的人力资源。而另一部分人则认为, 利用企业高管的政治背景来发展企业是一种隐形的不正当的方式, 对企业的可信度将造成一定的影响, 从投资角度来看, 有可能导致企业投资的盲目性, 给企业造成损失。
从各种数据来看, 高管政治关系对企业的发展确实有很大的影响, 政府普遍倾向于拥有高管政治的企业, 发展过程中也是优先发展这些企业, 将有利的资源政策首先派发给这些企业。随着我国经济改革的不断发展, 国家给予地方更多的自主发展权, 扩大了地方政府权力, 但是与此同时, 地方的财政压力也随之增大。地方经济的发展主要依靠企业经济的发展, 企业作为地方的纳税大户, 是政府财政的主要来源, 因此地方政府对于地方企业也具有一定的依赖性。而企业聘请有政治背景的高管, 成为企业与政府之间沟通的桥梁。从这个角度来看, 高管政治关联不仅仅是企业想要从政府中获得有利资源, 而且还包括政府想通过投资的方式来干涉企业的发展方向。政府部门通过企业的发展增加当地的财税收入、促进当地城市建设和增加地方就业岗位等。
三、高管政治关联和企业过度投资的关系
从目前企业的发展角度来看, 高管政治关系确实为企业的发展带来了许多的投资机会, 拥有高管政治关联的企业可以从政府获得更多的项目和资金。但是有些企业管理者并没有沿着企业既定的发展目标循序渐进地发展, 而是利用自己的高管政治关联让企业获得不符合企业自身能力要求的投资机遇, 导致企业的盲目扩张和过度投资。
企业的过度投资会使企业的管理者对企业过度自信, 盲目扩大企业的经营范围, 过于乐观地审视企业未来的发展;过度投资将使企业的经济链和投资方向发生变化, 企业的效益在长时间的过度投资中会由正变成负。盲目扩大就业率将导致企业的负担加重和工作效率下降。严重的还会使企业资金周转出现问题, 入不敷出, 甚至最终可能导致企业破产。
虽然企业高管政治关联能给企业带来资源和帮助企业多元化发展, 但是在运用高管政治这种关系的同时, 企业管理者要充分认识企业的现状和把握好发展的方向, 不可因为一时的利益而使企业陷入困境。拥有政治背景的高管是企业的一种资源, 并非企业的掌舵人, 企业决策者要时刻保持冷静的头脑, 才能避免这种现象的产生。
四、避免高管政治关联造成企业过度投资的建议
第一, 国家要加快经济体制改革的步伐, 完善社会经济制度, 减少政府对企业的干预和对资源的管控, 降低企业高管政治的纽带作用, 从而降低高管政治关联对企业过度投资的影响。
第二, 政府不能一味地只关注地方GDP的增长速度, 而应扶持各个产业的企业均衡发展, 尤其是应该关注民营企业, 而不仅仅是将有利的资源交给具有高管政治关联的企业, 避免导致有些企业出现过度投资的现象。
第三, 拥有政治关联的高管人员只是企业与政府之间沟通的一个桥梁, 企业的经营者要时刻认清这一点, 认清企业的发展方向和市场定位及自身实际状况, 避免盲目引导下的过度投资行为。
第四, 企业的经营者在选择管理层的过程中, 不能盲目的追求政治关联, 而应选择符合市场经济要求, 具有良好综合素质的现代企业管理者, 运用正规途径合理竞争的方式来选人用人, 促进企业发展。
参考文献
[1]邓建平.政治关联能改善民营企业的经济绩效吗?[J].中国工业经济, 2009 (7) .
[2]罗党论.政治关系、进入壁垒与企业绩效——来自中国民营上市公司的经验证据[J].管理世界, 2009 (5) .
高管辞职报告 篇4
自从在xx入职以来，一直很享受这份工作，但由于一些个人原因，不得不重新定义自己未来的.方向，最终选择开始新的工作。
希望公司能尽快找到合适的人接替我的工作，希望能在今年5月底前正式辞职。如果能给我更多的时间找工作，我会很感激，希望公司能理解!当我提交这份辞呈时，我会尽职尽责，做好离职前该做的事。
最后，我真诚地说:“对不起”和“谢谢”。
祝公司未来更好!
此致
敬礼!
辞职人员:
高管政治 篇5
一、国内外相关研究
国外已有文献表明政治因素具有普遍性。各个国家、地区普遍存在着政治关联的公司。Faccio (2006) 以全球范围内47个国家超过20000家上市公司为研究对象, 发现政治关联普遍存在于世界范围内的各个国家, 尤其是对于法制不健全、产权保护水平较低的国家。具有政治背景的公司更容易取得债务融资。这主要是因为政府的隐性担保降低了公司的违约风险, 提高了公司的声誉。Kenneth等 (2012) 比较了我国民营企业和国有企业之间的关系发现, 国有企业几乎不存在融资约束, 而民营企业存在更多的融资约束;就民营企业自身而言, 没有政治关联的民营企业所受的融资约束要远远多于就有政治关联的民营企业所受的融资约束。Porta等 (2003) 、Khwaja和Mian (2005) 、Leuz和Gee (2006) 发现, 企业政治关联与企业债务融资和再融资能力显著正相关。
我国研究学者在对政治关联与资本结构研究方面也取得了较大的进展。罗党论和甄丽明 (2008) 研究发现, 有政治关联的民营企业家较没有政治关联的民营企业家所受的融资约束更小。余月桂和潘红波 (2008) 、连军等 (2011) 发现, 有政治关联的民营企业可以获得更多的银行贷款。此外, 高管政治背景层级的不同也会导致公司资本结构的差异。当前我国分权—集权相结合的管理模式, 能够有效发挥地方政府的自身优势、解决地方性企业的投融资问题。现阶段政企关系主要表现为公司的高管担任政协常委或政协人大代表。因此, 本文提出如下假设:
H1:在其他条件相同的情况下, 具有高管政治背景的公司倾向于获得更多的债务融资。
H2:在其他条件相同的情况下, 高管的地方政治背景更有助于公司获得债务融资。
二、研究设计
(一) 样本选择和数据来源
本文研究的样本是2007-2012年沪深两市A股上市公司, 并对各年度数据依如下标准进行剔除: (1) 金融类公司以及ST、*ST类公司。 (2) 有B股的公司以及同时在境内和境外上市的公司, 如H股、N股等。 (3) 年报中信息披露不详而导致无法判断是否具有政治关联的公司以及财务信息出现明显异常和缺失的公司。本文最后总共3842个观测值。本文对高管的政治背景界定为上市公司的董事、总经理是否现任党委、纪委、人大代表或政协委员。本文使用EXCEL软件对数据进行归纳整理, 用SPSS对数据进行统计分析。
(二) 变量定义
1、被解释变量
本文以债务融资率 (DFA) 作为资本结构的代理变量。汪辉 (2003) 认为, 债务融资率是指公司当年债务融资净额与公司年末总资产之间的比率。其中债务融资不仅包括公司发行的债券, 还包括向银行等金融机构的借款, 以及公司之间的借贷融资。债务融资率公式表达如下:
2、解释变量
本文的解释变量为高管的政治背景, 并把其划分为国家级、省级和地市级: (1) 如果该上市公司董事、总经理现任党委、纪委、人大代表或政协委员, 则PC=1, 否则PC=0; (2) 如果该上市公司董事、总经理现任中央党委、纪委、人大代表或政协委员, 则CPC=1, 否则CPC=0;如果该上市公司董事、总经理现任省级党委、纪委、人大代表或政协委员, 则PPC=1, 否则PPC=0;如果该上市公司董事、总经理现任地市级党委、纪委、人大代表或政协委员, 则LPC=1, 否则LPC=0。
3、控制变量
应收账款周转率 (ART) 。上市公司对应收账款管理水平反映了公司的运营能力。作为公司的流动资产, 当应收账款周转速度加快时, 表明公司的营运能力较强。
固定资产比率 (FIXA) 。公司固定资产与总资产之比。固定资产的折旧抵税作用能够增加公司现金流, 减少公司外部资金需求量。
销售现金比率 (CASH) 。公司经营活动现金流量净额与公司销售额之比。每个行业的平均销售现金比率是不同的, 甚至差异很大, 如房地产行业和零售业。就同一行业而言, 销售现金比率越大表明该公司赊销比越小, 现金流动性越大, 因此, 更倾向于进行内源融资。
年度虚拟变量 (YEAR) 。本文考察的是2007-2012年间上市公司的数据, 因此要控制年度的影响。
行业虚拟变量 (IND) 。依据证监会对行业划分, 引入行业虚拟变量。
(三) 模型设定
为验证上市公司高管政治背景对资本结构的影响, 本文提出模型 (1) 。
其中i表示公司, t表示年份。
如下模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 为验证分层级的高管政治背景对资本结构影响的实证计量模型。
其中i表示公司, t表示年份。
当模型中PC系数大于零且显著时, 假设1得到证明;当与PPC和CPC系数相比, LPC系数更大且显著时, 假设2即得到证明。
三、实证结果与分析
(一) 描述性统计
表2列出了模型 (1) 、模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 的描述性统计特征。在3842个样本中, 资本结构的代理变量, 即DFA均值为0.019, 表明我国上市公司债务融资率总体上呈现出逐年上涨的趋势;而其最大值和最小值分别为0.292和-0.230, 说明我国上市公司资本结构存在较大差异。以标准差为基准进行比较时发现, VALUE的标准差最大, 表明样本公司的公司价值分布较分散;均值和中值相差较大, 表明我国上市公司发展可能不稳定, 市场可能尚不完善, 呈现出偏态分布的状态。上市公司的成长性最大值和最小值分别为3.002和-0.649, 差距较大, 表明我国上市公司成长能力明显不同, 差距较明显。高管政治背景代理变量的标准差相差不大, 并且均值和中值均接近最小值0, 表明我国只有部分上市公司存在政治背景, 比例尚未超过50%, 并且分布相对集中。 (见表1)
(二) 相关性分析
表3列式了模型变量之间的Pearson相关系数矩阵。总体来说, 变量通过相关性检验。值得注意的是高管政治背景和高管政治层级背景之间的系数较大, 但仍未超过经验相关系数0.8, 仍处于可接受的范围内。但本文仍把上述四个变量分四个模型进行计量, 以避免多重共线性。其余变量均通过相关性检验。 (见表2)
(三) 回归分析
表4列示了高管政治背景对企业资本结构影响的检验结果。为了验证高管政治背景和政治关联层级划分的精细度对公司资本结构的影响, 本文分四个模型进行检验。模型 (1) 显示, 高管政治背景与公司资本结构在1%的水平下显著正相关, 即具有高管政治背景的公司具有较高的资本结构。支持研究假设1。高管政治关联程度较高的公司一方面可以通过高管的政治身份与银行等金融机构建立私人联系, 降低双方信息不对称的影响;另一方面, 政府作为这类公司的隐性担保人, 能提升高管和公司的声誉, 因而更容易使公司获得贷款和优惠。模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 显示了不同政治层级与资本结构的关系。结果表明, 中央级政治背景与资本结构在5%的水平下显著正相关;省级和地市级政治背景与资本结构在1%的水平下显著正相关, 并且地市级政治背景的系数大于省级政治背景的系数。支持研究假设2。随着中央实施分权—集权相结合的管理模式, 许多地区发展区域经济的主观能动性被充分调动起来, 这也使得地方政府承担了对区域经济进行宏观调控的职责, 能够直接或间接地介入地方经济发展的进程中。除此之外, 随着市场经济体制的不断完善, 绩效评价被逐渐引入的区域经济发展评价体系当中, 促使地方政府利益与公司利益趋同。因此地方政府有强烈的动机支持地方性企业的发展, 地方性企业更有利于获得地方政府的财政支持。此外, 四个模型的Durbin-Watson值均接近于2, 表明模型不存在一阶自相关。 (见表3)
(四) 稳健性检验
本文通过替换被解释变量对原模型进行稳健性检验, 即资本结构代理变量替换为资产负债率 (LEV) , 即公司总负债与总资产之比。其他解释变量和控制变量沿用原实证模型变量。对替换被解释变量后的新模型进行回归分析, 结果支持了原实证模型的回归结果。
四、研究结论与启示
本文实证研究了我国非金融上市公司高管的政治背景对资本结构的影响。研究结果表明:具有高管政治背景的公司倾向于提高资本结构水平。这是因为, 公司高管与政府的联系能促使公司享受到政府各项优惠政策, 这不仅能使其更容易获得政府补助, 还有助于减少债务融资的约束性条款;最后, 具有高管地方政治背景的公司的资本结构水平更高。这可能是因为:一方面, 我国中央政府赋予地方政府更多的政治权利, 使得地方政府对地方经济发展享有更多的决策权;另一方面, 作为地方经济发展最主要的推动力, 地方性企业更易于获得地方政府的资助。尤其是当企业高管具有地方政治背景的情况下, 这种资助力度会更大。因此, 利益相关者应当综合考虑公司、市场、文化背景各方面的因素, 做出合理有效的投资决策;政府应当加强对地方性企业的监管, 尤其是具有政治背景的地方性企业, 以防止融资软约束的情况发生;公司应当关注目前的发展经营状况, 努力提升自身经营绩效, 加强政企合作关系, 维持并深化自身的发展。
参考文献
[1]李延喜, 陈克兢, 姚宏, 张波涛.认知偏差、债务政策选择偏好和资本结构税收效应[J].中国管理科学, 2012 (2) :184-192.
[2]Faccio M.Politically connected firms[J].The American Economic Review, 2006, 96 (1) :369-386.
[3]Kenneth S.Chan, Vinh Q.T.Dang and Isabel K.M.Yan.Chinese Firms`Political Connection, Ownership, and Financing Constraints.Economics Letters, 2012, 115 (2) :164-167.
[4]La Porta R, Lopez-de-Silanes F, Zamarripa G.Related lending[J].The Quarterly Journal of Economics, 2003, 118 (1) :231-268.
[5]Khwaja A I, Mian A.Do lenders favor politically connected firms Rent provision in an emerging financial market[J].The Quarterly Journal of Economics, 2005, 120 (4) :1371-1411.
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[7]罗党论, 甄丽明.民营控制, 政治关系与企业融资约束——基于中国民营上市公司的经验证据[J].金融研究, 2009 (12) :164-178.
[8]余明桂, 潘红波.政治关系, 制度环境与民营企业银行贷款[J].管理世界, 2009 (8) :9-21.
高管政治 篇6
关键词：高管政治关联,企业绩效,产权性质
1 引言
政治关联,作为制度不健全环境下企业实体与政府机构的一种非正式制度联系,广泛存在于国内外市场。无论是发达经济下法律较为健全、机制较为完善的资本市场,还是制度落后、政府干预程度较高的资本市场,都普遍存在政治关联的现象。与政治关联有关的研究已然成为国内外学者们热议的焦点,并逐步形成新的研究视角应用于公司治理、公司金融、制度经济学等领域。企业的政治关联是通过具有政治背景的高管发挥作用的,本文所探讨的高管政治关联与企业绩效,实质是公司治理与政治经济领域的综合,是跨学科的一个研究领域。由于国内外经济体制、发展程度、法律完善程度不同,有关方面的研究结论存在差异。在我国,高管政治关联机制多而复杂,企业在不同产权环境下呈现出不同的绩效反应,国有企业通常表现出较差的公司治理和绩效反应,而民企则通过高管政治关联开展寻租行为或是获取各项优惠便利条件从而为企业创造价值。本文希望通过梳理近年来国内外学者对于高管政治关联与企业绩效的文献,分析不同产权环境下的影响机理,为进一步研究高管政治关联、高管行为与企业绩效提供一些思路。
2 高管政治关联的界定
对于政治关联概念的界定,国内外学者们各持己见,未有统一的概念。最早提出“政治关联”定义的是Krueger,他提到政治关联是企业与政府机构建立的一种亲密而稳定的长期联系,企业家会试图说服政治家开展寻租活动,从而显著降低成本并获取经济利益。目前政治关联的界定大致可划分为两类,一是通过公司的某些特征(如政治捐赠、国有股比例、公司的地理位置等)确定;二是将高管自身所具有的政治联系作为企业的政治联系,这是本文所关注的高管政治关联,其中又区分为两类:(1)企业的高管(董事长、实际控制人、大股东、总经理等)与政府职能部门之间建立的联系;(2)企业高管与政府高官之间建立的联系。Faccio(2006)研究发现,若企业高管与政府官员之间存在密切联系,或本身即为政府高官,那么该企业就是存在政治关联的。国外的学者对我国这一转型经济国家做了大量的实证研究。Fan等(2007)认为,高管是否有政治背景是判断高管政治关联存在的关键。类似的,国内学者也通过这类方法进行区分,唐松和孙铮(2014)在衡量政治关联对高管薪酬及企业未来经营绩效的影响时,界定企业存在政治关联即公司高管目前/曾经担任政府、军队职务或是人大代表/政协委员。杜兴强等(2011)中将政治关联定义为董事长或总经理曾经或现任党委(含纪委)、政府、人大或政协常设机构、法院、检察院任职。
综上,本文界定政治关联是指企业实体与政府机构或官员建立的一种隐形政治联系。企业的高管(董事长、总经理、董事等)现在/曾经就职于政府职能部门或担任人大代表/政协委员,那么这家企业就是具有高管政治关联的。
3 不同产权性质下高管政治关联与企业绩效关系
在梳理国内文献的过程中,我们发现,高管政治关联与企业绩效的关系会受到产权性质的影响,不同产权性质的企业,高管政治关联的形成方式和作用机理存在差异。区别不同产权特征因素下的政治关联影响是十分必要的(贺小刚等,2013),若不予以区分直接考察高管政治关联对企业绩效的影响程度,可能会出现有差异、甚至是相反的结论。因此,结合我国特殊的制度背景,本文将对不同产权性质企业(国有和非国有)高管政治关联与企业绩效关系的有关文献进行梳理与总结。
3.1 国有企业高管政治关联与企业绩效关系
一般而言,国有企业高管政治关联是通过政府部门委派政府官员担任企业高管形成。目前有关国有企业高管政治关联与企业绩效关系的研究文献并不多,学者们因研究角度各异而得出正、负不同方向的结论。
政治关联在国有企业扮演“掠夺之手”的角色,对公司业绩有负面影响(吴世农和王庆文,2008)。Fan等(2007)以我国IPO上市公司(绝大多数是国有企业)为样本,研究发现中国上市公司高管拥有政府背景不仅没有增加价值,反而因其追求私人利益和政治目标导致经营业绩的下降,致使公司价值受损。胡世明等(2012)对我国电力、煤气、水务上市公司研究后发现,总体上国有企业高管政治关联具有负向价值效应,主要集中于国有控股公司。陈维等(2015)发现,政治关联带来的扶持政策削弱了企业的竞争优势,降低了企业绩效。此外,政治关联会降低投资效率,而投资效率与企业绩效呈正向关系,投资效率下降,企业绩效的提升难度加大(chen等,2011)。政治关联降低了高管薪酬与公司业绩的敏感性(刘慧龙等,2010),唐松和孙铮(2014)以2001-2011年国有企业为研究样本发现,政治关联公司的高管普遍获得较高的薪酬,但在国有企业中,由政治关联导致的高管超额薪酬与公司未来的经营绩效呈显著负相关关系。
相反的,也有学者提出政治关联支持了企业的发展,对企业的绩效有正向作用。例如曲亮和任国良(2012)研究发现国有企业高管的政治关系明显地促进了国有企业利润的提升,对国有企业的绩效有正向作用。
综上分析,在国有企业中,高管政治联系能否显著改善企业绩效、提升企业价值并没有明确的预期。在股权结构上,国有企业与政府有着天然的联系,有时难以区分企业提升的绩效和额外利益是来自于由高管影响力所建立的政治关联还是国有企业控股股东的政府背景。具有高管政治背景的国有企业受到更多的政府干预,需要承担保证就业、维持社会稳定等社会目标,其公司的业绩指标就难以反映企业高管的努力程度和贡献程度,高管有可能会忽视绩效而寻求政治发展。当然,也有国有企业因政治关联获得创新资源、融资便利等优势而促进企业绩效的提升。以往的研究中并没有厘清高管政治关联在国有企业发展过程中的内在作用。高管在利用政府关系寻求本企业乃至私人利益的时候,对资源配置产生了何种的影响,是否阻碍国有企业的发展、损害企业的效率,何种情境下扮演了“掠夺之手”或是“支持之手”的角色仍然不得而知。
3.2 非国有企业高管政治关联与企业绩效关系
尽管我国目前正逐步的推进市场化进程、深入市场化改革,但浓厚的政府制度背景仍然影响着经济活动的运转,在资源配置方面扮演着重要的角色。在我国,政治关联十分普遍,企业往往会采取与政府建立这种隐形的、非正式的制度安排来获取有效的政治资源,为企业带来价值。与国有企业不同,非国有企业的高管委任是由企业自主决定的。为了满足企业利润最大化、创造企业价值的目标,企业往往会考虑聘任高管(已卸任的政府高官)或高管自身寻求政治关系(成为人大代表/政协委员)的方式。只有当高管获取的经济资源能够给企业带来一系列的优惠条件,诸如税收优惠、融资便利、政府补贴、低进入壁垒等,并有效提高企业的绩效,非国有企业才会考虑聘任政治关联的高管。
事实上,政治关联与非国有企业绩效之间存在着复杂的关系。直至目前,政治关联与非国有企业绩效的关系仍不明晰。一些研究发现政治关联显著提高了企业绩效。曾萍和邓腾智(2012)对国内外学术界的33篇政治关联与企业绩效的文献进行Meta分析后发现,在我国,政治关联对企业价值和部分财务绩效指标都有显著的正面影响。田利辉和叶瑶(2013)在比较相同负债率的企业时发现,政治关联和企业绩效总体上呈现正相关关系。唐松和孙铮(2014)得出政治关联对国有企业和非国有企业未来经营绩效存在差异。在非国有企业中,政治关联导致的超额薪酬与公司未来的经营业绩呈显著正相关关系。Li等(2007)对中国民营公司的研究发现,党员身份与公司业绩有正向关系。
另一些研究却表明政治关联与绩效之间没有显著的关系。潘红波和余明桂(2008)发现在控股股东资金占用的情况下,政治关系对公司绩效的影响不显著,政治关联的存在不仅出于政治资本投资的需要,而且是控股股东利益输送的需要。肖浩(2011)实证发现直接上市民营公司对公司价值没有显著影响。
还有一些研究则发现政治关联的存在降低了公司绩效。邓建平和曾勇(2009)认为,民营企业的政治关联程度越高,企业的经营效率越差,但随着政府干预程度的减弱和法律保护程度的提高,这种负面效应将会有所减弱。邓新明(2011)实证发现,具有政治关联的企业多元化与公司业绩关系呈“逆L型”。肖浩(2011)研究表明,虽然不同类型、不同上市方式的企业,政治关联对于他们的影响的形成途径和动机都不同,但总体上政府干预与企业政治关联都给企业带来了价值上的损害,制度环境的完善则能够减轻这种负面效应。
以上观点表明,尽管政治关联是有价值的,但是政治关联能否改善非国有企业的经营绩效,研究仍然没有明确的结论。笔者认为,除了外部制度环境因素影响外,政治关联是否以及如何影响企业绩效还可能受到了企业自身的内部行为与能力的影响,因而在未来的研究中,可以考虑添加企业自身特点及内部行为这一影响因素来研究政治关联与绩效的关系。
4 结论
高管政治 篇7
关键词：民营上市公司,制度环境,关键高管政治关联,薪酬粘性
一、引言
委托代理理论认为,最好的高管薪酬契约应是高管薪酬与公司业绩相关的薪酬契约(徐健,2012),因此上市公司的高管薪酬备受社会各界的密切关注。Gaver et al.(1998)发现美国上市公司高管薪酬的变化呈现出一种很不正常的现象,即当公司业绩提升时,高管会得到一些额外的报酬;但是当公司处于业绩滞涨、营业利润下跌甚至亏损的经营局面时,高管的工资以及股权收益并没有随之降低。Jackson et al.(2008)发现,公司业绩上升时高管薪酬的边际增加量大于公司业绩下降时高管薪酬的边际减少量。
国外学者还发现,CEO薪酬与普通员工之间的薪酬差距也越来越大,1970年美国公司CEO的平均薪酬是普通员工的28倍,2005年CEO平均薪酬是普通员工的115倍(Murphy et al.,2007)。方军雄(2009)最早发现国企上市公司存在薪酬粘性现象,薪酬粘性越大的公司高管人员与普通员工之间的薪酬差距也越大。公众普遍认为,当企业取得好的业绩时,高管人员自然应该获得相应丰厚的回报;但是当企业经营不善、业绩有所下滑时,高管人员不应该还能拿到与原来一样甚至还有所增加的报酬。
随着公众质疑声的变大,国家对国有上市公司高管薪酬的规范也变得越来越严格。基于此,国家出台了数项政策,对国有上市公司高管薪酬采取了有效制约,2014年8月29日《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》以及《关于合理确定并严格规范中央企业负责人履职待遇、业务支出的意见》等适时发布。更值得一提的是,当前国内处在反腐的风口,2015年3月,不少来自央企的高管在全国“两会”召开之际,明确向媒体说明他们的薪酬变动情况,其中国内某大型电力企业集团总经理更是直接展示了自己的薪酬清单,每月基薪仅7800元。
国家对国企高管薪酬的改革力度之大有目共睹,公众关注的焦点随即又转向民企高管。2014年5月,国内就有媒体开始对国有企业和民营企业高管的薪酬水平进行了调研。结果显示:国有企业高管的平均薪酬水平与民营企业相去甚远,民营企业董事长的平均薪酬水平是国有企业的2倍左右,而民企CEO的人均薪酬水平是国有企业CEO的3倍。方军雄(2009)认为国有企业高管的薪酬与业绩之间存在一种非线性关系。那么,民营上市公司高管薪酬是否存在这样的非线性关系值得研究。本文以制度环境和关键高管政治关联为背景,以2012~2014年间的民营上市公司数据为样本,检验高管薪酬与业绩之间的关系,研究制度环境的变化和关键高管的政治关联是否会促进这种关系的非常态发展。
二、理论分析与研究假设
在一个响应市场力量的管理资源配置系统中(Groves et al.,1995),制度环境越完善,不同级别高管之间的薪酬差距也就越大(陈信元等,2009;张泽南等,2014)。蒋力(2010)从制度环境和业绩风险角度检验了高管薪酬与公司业绩的敏感性,他认为在制度环境相对不好的地区,上市公司高管薪酬业绩敏感性相对较低,反之亦然;而业绩风险越大,高管薪酬的业绩敏感性将会越小。陈震和李艳辉(2011)认为市场化进程对不同企业的高管激励契约有不同的影响。徐健役(2013)认为市场化进程会增加高管团队内部的薪酬差距。公司治理理论表明,公司治理效率既与公司内部的治理情况有关,又会受到外部环境即制度环境的影响(La Porta et al.,2000)。陆智强等(2014)研究发现,拥有较高权力的公司高管获得的报酬相对较高,制度环境可以明显增加公司高管利用个人权力攫取额外报酬的可能性,相比较其他类型公司,国有企业的高管更容易利用自己的权力影响甚至自定薪酬。高文亮等(2011)发现,当公司股权治理结构的权限属于管理层时,薪酬占比较一般管理权限的高管薪酬高出许多,薪酬粘性也较大。
改革开放以来,民营经济逐步发展为支撑国民经济持续快速增长的重要力量。现有的政策尽管越来越倾向于扶持和支持民营企业发展,然而与国企垄断资源相比,民营企业获取资源的难度仍然不容乐观。为寻求企业更好的生存环境,实现企业的可持续增长,民营上市公司的高管仍然倾向于进入政治领域,以降低民营上市公司获取资源的门槛。越来越多的民营上市公司开始重视政治战略,甚至有部分企业将其作为核心战略,他们普遍认为社会资本是民营企业发展不可或缺的资源(陈倩倩等,2014),政治关联在一定程度上可以促进企业成长(章细贞、龙媚,2015)。刘慧龙等(2010)发现政治关联对国有企业与非国有企业薪酬业绩敏感性的影响是不同的。民营上市公司建立政治关联的主要原因在于降低融资成本,获取发展资源,改善公司内部的财务结构,从而提高公司的发展能力,完成公司的战略目标。杜兴强等(2011)认为关键高管的政治关联可以打破行业垄断,在获取资源方面会比没有政治关联的企业更容易。章永奎等(2013)发现,政治联系在显著增加民营上市公司内部薪酬差距的同时,也显著增加了薪酬差距的粘性,高管的政治联系在一定程度上会促进民营上市公司薪酬差距的产生。
关于高管的薪酬粘性问题,国内还有不少学者对此进行了研究(梅术强,2013;李婉枢,2013;耿茜茜,2013;张丽娜,2014),结果表明我国公司高管的薪酬是存在薪酬粘性特征的。唐松等(2014)发现,不管是国企还是非国企,具有政治身份的高管都获得了比较高的报酬。黄新建等(2014)发现,民营上市公司愿意支付较高的高管薪酬给那些拥有政治身份的高管们,主要是因为当公司利益与他们的报酬挂钩时,就会促使有政治关联的高管为维护或者提高自己的利益而保护公司各方面的利益,从而想方设法抵制政府对公司的各种侵害;实证结果还表明,具有政治关联的公司的高管薪酬更高,在制度环境较差的地区高管的薪酬会更高。吴成颂等(2015)研究发现上市公司的政治联系可以显著提高高管薪酬水平。基于以上分析,本文提出如下假设:
假设1:在其他条件不变的情况下,民营上市公司高管薪酬与公司业绩呈正相关关系。
假设2:在其他条件不变的情况下,民营上市公司业绩上升时高管薪酬的边际增加量大于业绩下降时的边际减少量。
三、研究设计
(一)样本选择和数据来源
本文以2012~2014年间沪深两市的民营上市公司为研究对象,剔除了金融类和保险类上市公司、ST和PT类公司、相关变量具有极端值的公司、财务资料不全和数据非公开的公司,通过CSMAR数据库提取研究样本并对数据进行手工检验和更正,最终获得3830个样本。样本中由自然人发起成立的民营上市公司1047家,由国有企业改制而成的230家;由实际控制人担任公司董事长或总经理的998家;有政治关联的民营上市公司是238家,没有政治关联的是989家。
(二)模型构建与变量定义
根据已有文献(方军雄,2009;陈修德等,2014)的研究,薪酬粘性产生的根源实际上是薪酬与业绩存在非线性关系,因此本文首先检验民营上市公司高管薪酬与业绩之间是否存在敏感性关系,再进一步验证民营上市公司的高管薪酬是否存在薪酬粘性。
1. 对假设1的检验。
考虑民营上市公司的高管薪酬与公司业绩之间可能存在内生关系(杨青,2010;姜付秀,2011;陈修德等,2014),建立以下Level模型检验民营上市公司的高管薪酬业绩敏感性:
从已有研究看,直接采用薪酬和业绩对薪酬业绩敏感性进行分析的模型被称为Level模型,采用薪酬变动(△PAYCEO)和业绩变动(△PERFORM)对薪酬业绩敏感性进行分析的模型被称为Change模型(陈修德等,2014)。本文采用业绩变动(△PERFORM)和薪酬变动(△PAYCEO)替代Level模型中的PERFORM和PAYCEO来形成稳健性检验的结果。下文中研究薪酬粘性的存在性时也进行类似处理,将不再赘述。Change模型如下:
2. 对假设2的检验。
为检验假设2,本文分别构建Level模型和Change模型。Level模型如下:
Change模型如下:
关于高管薪酬(PAYCEO),本文借鉴学者们(方军雄,2009;曾义,2009;罗莉等,2015;袁春生等,2015)的做法,选取民营上市公司年报中披露的“金额最高的前三名高级管理人员薪酬总额”的自然对数作为高管薪酬的衡量指标;选取总资产收益率(ROA)作为业绩指标。
制度环境是一项综合性指标,区域的差异化一直缺乏有效且可行的计量方法。本文借鉴国内学者的研究方法,分别用市场发育程度、政府干预、金融市场和法律制度作为制度环境的替代变量,数据来源于樊纲、朱恒鹏等编制的《中国市场化指数(2011)》,以MAR衡量市场化水平,GOVI衡量政府干预程度,FIN衡量金融业的市场化程度,LAW衡量法律制度环境。鉴于樊纲等对市场化指数的研究截至2009年,为了保证本文度量制度环境变量指数的权威性和可比性,我们以以前年度指数的平均值作为制度环境相应变量的赋值。本文把关键高管政治关联(PC)设置为定序变量,如果民营上市公司关键高管(董事长或总经理)曾任或现任中央级政府官员、人大代表以及政协委员等职务的,变量赋值为3;如果任职省级政府官员、人大代表以及政协委员等职务的,变量赋值为2;如果任职市级及以下相应职务的,变量赋值为1(Fan et al.,2007;吴文峰,2008)。以民营上市公司资产总计的对数作为衡量公司规模的指标(SIZE),以资产负债率衡量财务状况(DEBT),股权集中度(FSD)以第一大股东的持股比例来表示。对于企业所在地(AREA),企业在市场化程度较高的东部地区则为1;企业在市场化程度较低的中西部地区则为0。对于行业性质(IND),当公司属于制造业时,虚拟变量设置为1;当公司属于其他行业时,虚拟变量设置为0。
模型(5)~(8)中D为负业绩,若下一年度的业绩与上一年度相比是下降的,则为1,否则为0。θ1、ψ1为民营上市公司业绩上升时的高管薪酬业绩敏感性系数,θ2、ψ2为民营上市公司业绩下降时高管薪酬业绩敏感性的变化量,θ1+θ2、ψ1+ψ2为民营上市公司业绩下降时的高管薪酬业绩敏感性系数。当θ1+θ2<θ1、ψ1+ψ2<ψ1时,说明薪酬粘性是存在的。
四、实证结果与讨论
(一)描述性统计分析
表1为描述性统计的分析结果。高管薪酬的均值为1591302,极大值为28539800,极小值为74000,说明民营上市公司的高管薪酬差距明显。市场化水平的极小值为-0.16,极大值为9.60,说明民营上市公司所在地的市场化水平差距很大。结合行业性质和企业所在地的统计结果可以看出,虽然我国的市场化改革取得了很大的成功,但是由于各地区以及各行业性质的不同,市场化水平也有很大差异。金融业市场化程度的极大值为12.66,极小值为5.90,均值为11.09,标准差为1.13,差距并不是很大。法律环境的极小值为0.18,极大值为19.89,均值为13.03,各地区法律环境存在较大差距。政府干预程度的极小值为-4.66,极大值为10.15,经济发展落后地区较经济发达地区而言政府干预程度相对较高。关键高管政治关联的极小值为0,极大值为6,但平均值仅为0.50,说明只有很少一部分民营上市公司的高管在政治领域任职,存在关键高管政治关联的公司属少数,这与我们的统计数据一致。公司规模的极小值为81771926,极大值为100079000000,标准差的结果也显示选取的样本公司规模大小差异明显。另外,资产负债率总体差异不大,表明股权比较分散。
(二)实证检验结果及分析
1. 高管薪酬与公司业绩关系的检验。
表2为假设1的回归结果。Level模型中高管薪酬和公司业绩的回归系数均在1%的水平上显著为正,表明公司业绩的增长与高管薪酬的增长是相对应的。市场化水平、金融业市场化程度与高管薪酬分别在1%和10%的水平上显著负相关,说明市场化程度和金融业发展程度越高,越有可能按照市场机制决定高管薪酬,因而高管薪酬越低。金融业市场化程度与公司业绩在10%的水平上显著正相关,说明金融市场越完善,企业的业绩越好,一定程度上也说明了金融体制的完善对于打破国有企业的资源垄断具有一定的积极作用。法制化水平与高管薪酬在1%的水平上显著正相关,但与公司业绩的相关性不显著,说明地区法治化进程一定程度上有助于高管薪酬水平的市场化,具有一定的合理性和合法性,并不能一概而论否定民营上市公司高管薪酬偏高的现象。在Level模型中,政府干预与公司业绩显著负相关,根据樊纲的市场化指数,政府干预市场程度越低,其数值越高。这说明政府干预越少,企业经营越有可能与国内外市场环境有关,因而最近几年业绩较差。而在Change模型中,政府干预对公司业绩的影响不显著。结合高管政治关联与业绩和高管薪酬的回归结果,政治关联并没有显著提升民营上市公司的业绩,反而在一定程度上对高管的薪酬有抑制作用。Change模型回归结果显示,政府干预与高管薪酬在1%的水平上显著正相关,说明市场化机制越完善,政府对企业经济行为干预越少,高管薪酬越有可能按照市场机制制定,薪酬与业绩之间的敏感性越强。
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著;括号中为变量回归的t检验值。下同。
表2的结果还显示,在Level模型中,公司规模、股权集中度均在1%的水平上与公司业绩正相关,说明公司规模越大,公司的业绩越好,适当的股权集中有利于提升民营上市公司的业绩。但仅有公司规模与高管薪酬在1%的水平上显著正相关,股权集中度并没有影响到高管薪酬。负债水平与业绩和薪酬的负相关关系显著,也说明了负债水平越高,公司的偿债能力越弱,公司业绩越差,高管基于业绩的薪酬也会拉低,薪酬与业绩的敏感性关系也进一步得到验证。在Change模型回归结果中,仅有公司规模与业绩增量存在显著的正相关关系,股权集中度没有显著增加公司业绩变动量但是显著增加了薪酬变动量。结合Level模型中股权集中度对高管薪酬的影响,说明股权集中度表面上没有显著增加高管薪酬,但是高管薪酬存在隐性增加的现象。综合两个模型的回归结果,我们认为假设1基本得到了验证,可以初步得出高管薪酬与公司业绩存在显著的敏感性关系,这与其他学者研究国有企业得出的结论类似。这也间接例证了我国民营企业的公司治理参照国有企业公司治理模式的痕迹很明显,与我国民营上市公司普遍存在高管政治关联、背后有政府有形之手干预的现象不谋而合。
2. 高管薪酬粘性关系检验。
表3为假设2的回归结果。由结果可以看出,不管是在Level模型中还是在Change模型中,高管薪酬、业绩变动和公司业绩的回归系数都在1%的水平上显著为正,这与前文的结论趋向于一致。在以公司业绩(PERFORM)为因变量的Level模型中,可以看到高管薪酬和交叉项D与公司业绩在1%的水平上显著正相关,验证了假设1。在Level模型中,不管是以公司业绩为因变量还是以高管薪酬为因变量,资产负债率、股权集中度、行业性质以及政府干预程度均呈显著相关关系。在以△PERFORM为因变量的Change模型中,金融业市场化程度与公司业绩变动显著正相关,说明金融业市场化程度越高,公司的业绩增加也越多。在以△PAYCEO为因变量的Change模型中,关键高管政治关联与高管薪酬变动在5%的水平上显著正相关,说明有政治关联的关键高管其薪酬在一定程度上增加较多。
Level模型的业绩交叉项(D×PERFORM)与Change模型的业绩变动交叉项(D×△PERFORM)的回归系数分别为-0.951和-0.082,均为负值且通过了显著性检验。这一结果显示,民营上市公司业绩提升时高管薪酬的边际增加量要大于公司业绩下降时的边际减少量,由此可以证实薪酬粘性存在于民营上市公司中,这与方军雄(2009)验证国有上市公司是否存在薪酬粘性得到的结论一致,说明处在国家同一个大环境内,不管是国有上市公司还是民营上市公司,受到的影响是相同的。再者,Level模型的回归结果表明,当民营上市公司的业绩上升时,高管薪酬业绩的敏感性系数θ1为0.982;当民营上市公司的业绩下降时,高管薪酬业绩敏感性系数的变化量θ2为-0.951。因此当民营上市公司的业绩下降时,高管薪酬业绩敏感性系数(θ1+θ2)为0.031,θ1+θ2的值小于θ1,即证明民营上市公司的薪酬粘性是存在的。同理,在Change模型中,ψ1+ψ2的值为0.002,小于ψ1,也证明了民营上市公司薪酬粘性的存在。综上所述,假设2得到了验证,在民营上市公司业绩上升的情况下,民营上市公司高管薪酬会随业绩的上升而有所增加;在公司业绩下降的情况下,公司的高管薪酬不仅没有下降,反而会有所增加。
(三)稳健性检验
我们以净资产收益率和净资产收益率变动代替总资产收益率和总资产收益率变动来检验上述结论的稳健性。结果显示,除了个别变量的显著性和模型估计系数的大小出现差异外,其余结果都具有一致性,说明本文的结论是稳健的。
五、结论
本文以2012~2014年间深、沪两市的民营上市公司为研究样本,对民营上市公司高管薪酬与公司业绩的相关性和高管薪酬粘性进行了检验。研究结果表明,民营上市公司的高管薪酬与公司业绩之间存在显著的正相关关系,民营上市公司高管薪酬在公司业绩上升时的边际增加量大于公司业绩下降时的边际减少量,即民营上市公司的高管薪酬是存在薪酬粘性特征的,这一点与国有企业并没有体现出不同。研究还发现,民营上市公司在制度环境尤其是金融业市场化程度比较高或者公司内部关键的高管在政治领域担任一定的职务即有一定政治关联的时候,高管薪酬与公司业绩之间的相关性以及高管薪酬粘性现象尤为突出。
参考文献
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陈倩倩,尹义华.民营企业、制度环境与社会资本--来自上市家族企业的经验证据[J].财经研究,2014(11).
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唐松,孙铮.政治关联、高管薪酬与企业未来绩效[J].管理世界,2014(5).
黄新建,李晓辉.政治关联、高管薪酬与企业绩效--基于民营上市公司的经验研究[J].软科学,2014(11).
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高管政治 篇8
中华民族几千年的历史长河中, “关系”文化作为一种隐性的契约 (Implicit Contract) 广泛存在。其中, 政治关联 (Political Connection) 作为“关系”的一种典型形式, 是存在于我国经济发展过程中的一种典型现象。而且, 政治关联在世界范围内也是广泛存在的 (Faccio, 2006) , 由于政治关联存在的普遍性及其对企业行为的重要影响, 使政治关联不仅成为了世界各国不可回避的重要现实经济问题, 而且成为了经济学和管理学关注的重点理论问题。在中国转轨经济的制度背景下, 政治关联已成为一种有价值的“租”, 诸多中小企业为了自身的生存、获利和发展, 试图通过“寻租”行为, 寻求并建立各种政治关联 (如人大代表、政协委员等) , 以获取税收优惠 (如减免税、较低税率等) 、较优惠的银行贷款、较少的政府管制等, 以便于提高企业的经营绩效。正如Agrawal and Knoeber (2001) 和Faccio (2006) 指出的获得稀缺资源和争取有利的政府监管条件都会影响企业绩效和价值, 那么, 我国中小企业高管具有的政治关联最终是否会对企业经营绩效产生影响呢?本文将在总结以往相关文献的基础上, 从企业高管团队的角度对企业政治关联进行衡量, 以深交所2004年至2008年中小板上市公司为样本, 分析高管团队政治关联对中小企业绩效产生的影响。
二、文献综述
(一) 国外文献
Krueger (1974) 指出, 企业家花费时间和金钱与政府官员建立关联, 可以给企业家带来巨大的利益。企业与政府之间的政治关联不仅可以帮助企业避免被侵占的可能, 同时也给企业带来了优先获得政府补助、融资机会和税收减免的途径。Faccio (2002) 发现, 政治关联企业的债务比率、市场影响力显著高于非政治关联的企业, 同时, 前者的税收支出显著低于后者。Khwaja and Mian (2006) 认为政治关联可以帮助企业获得稀缺资源如银行贷款。Adhikarietal (2006) 发现政治关联企业的实际税率比非政治关联的企业低。Goldman (2006) 发现政治关联企业的股票价格随关联政党权力的上升而上升, 高管可以通过与政党的政治关系提升企业价值。以上的国外相关研究表明, 政治关联能为企业带来融资便利、政府救济和补贴、税收优惠及市场影响力等方面的利益, 最终影响企业绩效。因此, 政治关联是有价值的, 能够影响企业绩效。
(二) 国内文献
李胜兰 (2003) 、汪伟和史晋川 (2006) 等说明在中国经济转轨过程中, 缺乏充分的产权保护、行业进入限制和资源约束是影响中小企业发展的重要因素。因此, 中小企业建立的政治关联必然有助于规避政府的管制、保护自身的利益, 并从政府手中获得更多的资源, 从而有助于改善公司的绩效。一些学者从不同方面提供了一定的实证支持。胡旭阳 (2006) 发现民营企业家的政治身份通过传递民营企业质量信号降低了民营企业进入金融业的壁垒, 提高了民营企业的资本获得能力。陈冬华 (2003) 发现具有地方政府背景的董事长在上市公司董事会中有相当重要席位, 地方政府影响越大, 上市公司越可能获得更多的补贴收入。Li、Meng、Wangand Zhou (2008) 发现私营企业家的共产党员身份对企业业绩有正面影响;而且在市场体系越不健全, 法律保护越弱的地区, 共产党员身份的这种效应越显著。吴文锋等 (2008) 实证研究结果表明高管的地方政府背景对公司价值的正面影响要显著大于中央政府背景。高管的地方政府任职背景在政府干预比较厉害的地区能增加公司价值。而且政府干预越强烈, 这种正面影响也越强烈。但是与大部分相关文献结论不同的是, Fan、Wongand Zhang (2007) 以国有企业作为研究样本发现CEO具有政治关系的国有企业的长期市场绩效比CEO不具有政治关系的公司低30%。但是, 正如Chen (2005) 指出的, 国有产权和私有产权与政府的关系具有本质的区别。
三、研究设计
(一) 研究假设
我国对中小企业特别是民营中小企业在法律上缺乏保护, 在意识形态上也缺乏稳定的支持, 中小企业主缺乏政治“名分”, 这是制约我国中小企业发展的重要原因之一 (李胜兰, 2003) 。因此, 中小企业就面临着如何通过其他的非正式法律途径来保护自身权益, 维持企业发展。而在这种情况下, 如果中小企业高管具有政治关联将有助于企业与政府保持良好的关系 (胡旭阳, 2006) 。一方面, 政治关联是一种重要的声誉机制。因为企业高管具有政治背景既能表明该企业具有相当的经济实力和规模, 也能说明其所掌控的企业为社会经济发展做出了贡献, 得到了社会和政府的认可;另一方面, 高管可以在各级人代会、政协会议等正式场合以个人代表的身份参政、议政, 与政府保持良好的沟通, 向政府反映和表达他们的想法, 还能与各级政府官员保持接触, 建立和维持良好关系。这种高管与政府部门的良好关系在一定程度上就能充当企业的“政治保护伞”, 减少企业在“名分”问题上受到的歧视, 起到一定的产权保护作用, 从而减轻企业经营活动中遭受的不正常干扰, 以及借助于政府力量来防范其他非政府行为的侵害。比如, 减少地方政府的乱收费、乱摊派等权利侵害行为和防止其他企业的假冒产品等。另外, 高管的政治关联可为企业在政府管制的经济活动中提供便利并获得好处。在中国经济转轨过程中, 虽然市场经济开始成为主角, 政府对社会资源的配置在形式上由前台退到了幕后, 但是计划经济体制下构建起来的庞大的行政管理体系以及充实于这一管理体系中的各级各类人员并没有一同退出。因此政府对资源分配、企业经营等经济活动的干预仍然比较多, 稀缺资源和政府管制都限制了中小企业的发展。但是具有政府关联的高管熟悉政府的运作规则, 了解政府的政策动向, 与政府官员的“沟通”更为有效, 这为企业在政府采购、开发权、用地审批、税收优惠等方面提供了便利。而且, 政府工作人员凭借在政府机关的特定社会地位和影响, 在政府任职期间积累了“人脉关系”, 拥有大量的社会资本。这种社会资本在我国市场规则和“关系”规则都起作用的商业环境中也给企业增加了商业机会。因此, 中小企业建立政治关联必然有助于企业规避政府管制、保护自身利益, 并从政府手中获得更多的稀缺资源, 从而有助于改善企业的经营绩效。因此提出:
假设1:高管团队政治关联对企业经营绩效有正面影响
在我国1978年开始的计划经济转变到市场经济的市场化进程中, 地方政府获得了更多的发展经济自主权。与中央政府还控制部分大型国有企业不同, 中小企业的发展由于如前所说的歧视而受到限制, 绝大多数规模都不大, 在一些关键行业上也受到进入限制, 所以除了少数中小企业在进入一些特定行业需要中央政府审批之外, 中小企业的绝大多数经营活动都是由地方政府管理。因此, 地方政府对中小企业经营活动的影响要大于中央政府 (吴文锋等, 2008;Li等, 2008) 。侵害中小企业产权行为主要是地方政府, 通过高管政府关联获取用地审批、税收优惠、获得条件较为优惠的银行贷款等好处的也主要与地方政府有关。由此提出:
假设2:对于中小企业, 高管团队具有地方政府政治关联要比具有中央政府政治关联对企业影响更为显著, 地方政府政治管理更能发挥政治资源优势, 提高企业经营绩效
(二) 样本选取和数据来源
本文选取的样本为2004年至2008年在深圳证券交易所上市的所有最终控制人为个人的中小板上市公司, 采用非平衡面板数据。在剔除金融类上市公司、数据有缺失和公司董事长、总经理的政府背景披露不详的样本后, 一共得到274个企业样本。盈利能力指标来源于CSMAR数据库。高管信息数据则通过查找中小板上市公司的公司年报和招股说明书等资料手工收集而成。数据分析采用STATA 10软件。
(三) 模型建立
本文分别针对假设1和假设2的检验提出如下多元回归模型:
(1) 研究假设1的检验采用如下的多元回归模型:
(2) 研究假设2的检验采用如下的多元回归模型:
其中, PER表示的是企业经营绩效, 包括ROA和EBIT, α为截距项, ε为残差项, β1至β7为回归系数。前面两个模型用于检验假设1, 从整体上了解高管团队的政治关联与中小企业业绩之间的关系, 其中各模型中政治关联自变量的系数β1如果大于0, 则说明高管团队的政治关联会对企业绩效产生正面影响。后面四个模型用于说明高管中央政府政治关联和地方政府政治关联对企业绩效影响的差异。第三个模型中变量CEN的系数β1显著大于0则说明高管的中央政府政治关联对企业绩效有显著影响。若第四个模型中变量LOC的系数β1显著大于0则说明高管的地方政府政治关联对企业绩效有显著的正面效应。为了更好地说明中央政府政治关联和地方政府政治关联对绩效的影响差异, 在最后两个模型中分别引入高管政治关联和地方政府干预程度的交叉项作为自变量, 其交叉系数β1用于说明地方政府干预程度对中央政府政治关联和地方政府政治关联与企业业绩之间关系的影响的差异。
(四) 变量定义
(表1) 给出了模型中变量的定义, 具体如下: (1) 因变量。国内外相关文献中, 测量企业经营绩效的指标较多, 如资产收益率、市场份额、销售增长率、利润总额等。邓建平、曾勇 (2009) 以资产收益率和销售利润率作为经营绩效的衡量指标;石军伟 (2007) 选择资产报酬率和销售收入衡量企业经营绩效。本文选取了资产收益率 (ROA) 和息税前利润 (EBIT) 的自然对数作为经营绩效的衡量指标, 来检验高管团队政治关联对企业绩效的影响。之所以选择这两个指标来衡量经营绩效, 是因为资产收益率能够反映企业经营绩效的质量, 代表企业资产综合盈利能力;息税前利润反映了企业绩效的数量, 代表了企业的市场权力。 (2) 自变量。对企业公司高管政治关联的刻画衡量的研究中, Faccio定义只要公司的控股股东或高管是国会议员、总理或跟某位高官以及政党有紧密联系都认为是有政治联系。另外一些文献则把公司董事是否参加过竞选作为衡量企业高管政治关联的指标 (如Khwaja and Mian 2006) 。Fan、Wong and Zhang (2007) 则对政府背景的刻画是根据董事会成员中有政府背景的董事比例。本文将高管政治关联定义为企业高管团队中具有人大代表或政协委员身份 (县、市、省和全国) 和具有曾 (现) 在政府工作背景的高管占公司高管总和的比例 (Pcrate) 。此定义与邓建平、曾勇 (2009) 较为一致, 并且扩充了Fan、Wong and Zhang (2007) 原来只考虑CEO的情况。根据我国中小企业家族控制的特点, 辅之以实际控制者的政治特征对企业政治关联进行补充说明:实际控制者是否具有人大代表或政协委员资格 (县、市、省和全国) 、具有曾 (现) 在政府工作背景。实际控制者有政治关联取值为1, 否则取值为0。同时, 为了配合假设2的检验, 说明高管政治关联的行政级别对企业经营绩效的影响, 引入是否具有中央政府政治关联 (CEN) 和高管是否具有地方政府政治关联 (LOC) 这两个变量。如果高管团队中有高管具有中央政府政治关联 (全国人大代表或政协委员资格, 或有中央政府部门工作背景) 其值为1, 否则取值为0;如果高管团队中有高管具有地方政府政治关联 (县、市、省人大代表或政协委员资格, 或有地方政府部门工作背景) 其值为1, 否则取值为0。 (3) 控制变量。第一, 政府干预的衡量指标Govldx。樊纲和王小鲁 (2004) 编制的市场化进程指数已广泛应用于研究中国各地区的制度环境, 本文采用其中第一类指数“政府与市场的关系”下的第3项“减少政府对企业的干预”分指标。Gov Idx指标值越大, 说明这个地区的政府干预程度越轻。第二, 企业规模Size。由于总资产的数值通常较大, 一般用企业账面总资产的自然对数来表示公司规模。变量定义为Size=Ln (总资产) 。一般从直观上认为, 公司规模有利于公司价值的提升。Short and Keasey (1999) 指出企业规模对企业绩效有显著的正向影响, 这是因为规模大的企业越可能从内外部两方面比较容易地筹措资金。第三, 财务杠杆Lev。该变量即公司资产负债率, 反映出公司的资本结构, 定义为Lev=总负债/总资产。相对于权益融资来说, 债务融资具有税盾作用, 能够屏蔽税收, 因此在短期内较高的资产负债率可能带来公司营运成本的降低, 从而提高公司的绩效。第四, 资本支出比例 (C/S) 。反映资本性支出占销售收入的比重, 定义为资本支出/销售收入。
四、实证结果分析
(一) 描述性统计
本文按照中小板上市公司中有政治关联高管人数比例 (Pcrate) 以及实际控制人是否有政治关联 (CPC) 分别进行描述性统计。从 (表2) 可以看出, 我国中小板上市公司中28.37%实际控制人是有政治关联的, 高管团队中有政治关联的比例为39.29%, 其中高管团队中最高行政级别为全国人大代表、政协委员的比例为11.21%, 省级人大代表、政协委员的比例为15.89%, 市级人大代表、政协委员的比例为9.93%。通过以上数据可见, 我国中小企业政治关联现象还是很普遍的。本文再将所有样本企业按照高管团队是否有政治关联进行分组, 分为有政治关联组和无政治关联组进行分别进行描述性统计分析。从 (表3) 可以看出有政治关联组企业的资产收益率 (ROA) 和息税前利润 (EBIT) 的自然对数的均值分别为0.0790和18.0736, 大于没有政治关联组企业的0.0780和17.8981;而且有政治关联组企业的企业规模 (Size) 的对数均值21.2272大于没有政治关联企业的21.0295。从描述性统计数据来看, 有政治关联企业的经营绩效总体要比没有政治关联企业好。
(二) 回归分析
本文通过回归分析, 得出如下结论: (1) 高管团队政治关联对企业绩效影响。从 (表4) 中四个模型回归结果来看, 不管应变量是ROA还是EBIT, 高管团队的政治关联自变量 (Pcrate和CPC) 的回归系数都显著且大于0 (模型1:β=0.0404, p<0.05;模型1:β=1.4581, p<0.05;模型2:β=0.5328, p<0.05;模型2:β=4.2957, p<0.05) , 这说明, 有政治关联的中小企业的绩效要显著高于那些没有政治关联的中小企业。即本文所提出的研究假设1成立, 说明中小企业的经营活动受到政治关联的正面影响。而且进一步对自变量的回归表系1数研究可以发现, 主高要管变团量队定中义有和政计治算关方联法高管人数与总高管人数的比例 (Pcrate) 的相关系数大于0且能在5%的水平显著, 这说明企业高管团队中有政治关联的高管人数越多, 对企业经营绩效的提升作用越强烈;实际控制着是否有政治关联 (CPC) 这一自变量相关系数分别为1.4581和0.5328, 也大于0且能在5%的水平显著, 表明如果企业实际控制者有政治关联, 那也会对企业经营绩效有正面影响。在控制变量对企业绩效的影响方面, 控制变量Govldx的系数显著为负, 这说明在地方政府干预比较严重的地区的中小企业, 其高管团队政治关联更有助于提高企业绩效。企业规模 (Size) 系数显著为正, 这一结果与常理及大多数文献的研究结论是一致的, 说明企业规模越大, 由于规模效应的作用, 企业绩效越好。财务杠杆 (LEV) 系数显著为正, 即财务杠杆越高, 企业绩效越好。资本支出 (C/S) 对企业绩效没有显著影响。 (2) 高管中央政府政治关联和地方政府政治关联的对企业绩效影响的差异。 (表5) 给出了高管中央政府政治关联和地方政府政治关联对企业绩效影响的差异。从模型5、模型6回归结果来看自变量地方政府政治关联 (LOC) 的系数 (β=0.0404, p<0.05) 显著为正, 但中央政府政治关联 (CEN) 相关系数为0.1944, 虽然大于0, 但是显著性水平不高 (p=0.1938) 通过不了显著性检验。以上分析表明高管的地方政府政治关联对企业绩效的提高有着积极贡献, 但是高管的中央政府政治关联对企业绩效影响并不显著。这表明中小企业的经营活动更多地受到地方政府的影响, 所以研究假设2是成立的。通过模型7和模型8进一步检验中央政府政治关联和地方政府政治关联对企业绩效的影响会不会受到地方政府干预环境的影响。模型8中LOC*Govldx回归系数显著为负 (β=-0.8182, p<0.05) , 表明地方政府的干预程度对高管的地方政府政治关联与企业绩效之间的关系有着明显的影响, 即地方政府干预越厉害, 高管的地方政府政治关联越能提高企业经营绩效;模型7中CEN*Govldx的回归系数为-0.6224, 但是通过不了显著性检验, 这表明即使考虑了地方政府干预环境差异, 或者说即使在地方政府干预比较严重的地区, 高管中央政府政治关联仍然对企业经营绩效没有显著影响。这与Local*Gov Idx的系数显著性形成对照, 也进一步印证了研究假设2的结论, 即地方和中央政府政治关联的对中小企业经营绩效的贡献存在差异。
注:截距项省略, 系数值右边括号中的值为p值, **、***分别表示5%和1%的显著水平
注:截距项省略, 系数值右边括号中的值为p值, **、***分别表示5%和1%的显著水平
五、结论
高管政治 篇9
在中国经济飞速发展的三十多年间, 随着我国民营经济规模和地位的不断提升, 民营企业家的政治地位也得以不断提升, 人大代表或者政协委员中活跃着越来越多的民营企业家的身影, 因此形成了我国民营企业独特的政治关联现象。民营企业与国有企业不同之处在于, 国有企业多因产权性质而天生具备政治关联, 而民营企业的政治关联则是其自主选择的结果。民营企业建立政治关联的动机以及经济后果已成为了学术界炙手可热的研究领域。而对于政治关联对民营企业所产生的经济后果这一问题, 当前国内外学术界仍有较大争议。而从技术创新来研究这一问题无疑是个新颖的角度。本文研究政治关联与企业技术创新之间的影响, 并根据研究结果给出相应的政策建议。
二、研究设计
(一) 样本选取与数据来源
本文以2009~2014年在创业板上市的企业为研究样本。首先, 在全部样本中剔除掉最终控制人为国资委或者国家所属事业单位和机构的企业;其次, 排除属于技术创新较低的行业的企业, 如传媒、娱乐等行业;最后剔除信息披露不完整的样本。最终获得1200个有效样本, 2009~2014年样本数量依次为44、140、217、251、263、285个。上市公司的研发投入数据来自于证券市场上公开的企业年报, 并通过手工整理获得。高管简历数据来自C SM A R数据库, 公司性质、财务指标等其他数据来源于W IN D数据库。本文数据处理所用统计学软件为SPSS 18.0。
所选取的样本企业中, 大部分集中于经济发达地区, 其中广东省的企业数量最多, 有230家, 约占样本总量的20%, 而西部地区的企业样本则较少。这一数据也较为符合我国的现实状况, 沿海地区民营经济的发展最早, 发展氛围和势头较好, 上市公司的数量显著多于中西部地区。
(二) 变量设定
1. 被解释变量—技术创新 (R&D) 。
技术创新本身是个比较宽泛的概念, 不同学者因研究目的不同, 对其定义也不尽相同。总体上来看, 对技术创新的度量有技术创新的投入、产出以及技术创新效率等。本文参考王华等 (2006) 的做法, 用企业当年的研发投入总额与当年的营业总收入的百分比来表示。研发投入是资本化研发投入和费用化研发投入的总和, 真实地反映了企业当年的研发投入。绝大多数创业板上市公司都会在年报中董事会报告部分披露该指标。
2. 解释变量—政治关联 (PC) 。
本文对于政治关联的界定为:如若企业的董事长或者总经理 (或与董事长、总经理具有同等职权的高管) 为现任人大代表或政协委员, 或曾担任人大代表或政协委员, 则该企业被认为具有政治关联。因此, 政治关联变量PC为虚拟变量, 如果该企业具有政治关联, 则该变量取值为1, 否则为0。
3. 控制变量。
根据已有研究, 本文引入了以下控制变量: (1) 财务杠杆 (LEV) :资产负债率, 期末资产总额/期末负债总额; (2) 企业规模 (SIZE) :企业期末总资产的自然对数; (3) 盈利能力 (R O A) :资产收益率, 净利润/资产总额; (4) 企业年龄 (A ge) :当年年份减去企业首次注册年份所得差额的自然对数; (5) 企业家学历 (Education) :董事长学历, 1=中专及中专以下, 2=大专, 3=本科, 4=硕士研究生, 5=博士研究生; (6) 第一大股东持股比例 (Fhold) 。此外, 本文还引入了年份和行业虚拟变量以控制其对民营企业技术创新活动所产生的影响, 分别用Y ear和Ind来表示。
(三) 研究模型
为研究政治关联对民营企业技术创新活动所产生的影响, 本文设定以下基本模型:
R&D代表企业研发投入比例, PC代表政治关联, 此外, 出于简化考虑, 回归方程中表示各控制变量, i值取1-8, 分别代表财务杠杆 (LEV) 、企业规模 (SIZE) 、盈利能力 (R O A) 、企业年龄 (A ge) 、企业家学历 (Education) 、第一大股东持股比例 (Fhold) 、年份 (Y ear) 、行业 (Ind) 。
三、实证分析
(一) 描述性统计
描述性统计分析显示, 企业研发投入比例最小值为0%, 而最大值为98.39%, 平均值为6.98%, 说明创业板上市的民营企业的技术创新活动较活跃, 而这也是本文在样本选择上选择创业板上市民营企业的原因。研发投入的标准差为7.38%, 这意味着我国民营企业中对研发活动的投入还有着很大的差距, 这种差距除了和企业性质有关外, 则与企业对研发活动的重视程度不同密切相关。政治关联变量的平均值为0.24, 意味着所选样本中有24%的企业具有政治关联, 说明政治关联在我国民营企业中比较普遍, 很多企业热衷于与政府建立密切的联系。在控制变量方面, 财务杠杆变量的最小值为1.10%, 最大值为74.60%, 标准差较大, 为15.09%, 这可能与企业的经营战略不同有关, 此外, 也与企业所处地区有关, 较发达地区金融市场化程度较高, 通过银行贷款融资相对比较容易。企业资产规模均值为20.77。盈利能力 (R O A) 均值为7.69%, 说明总体上看, 创业板上市民营企业的盈利能力普遍较好。R O A标准差为6.14%, 说明不同企业的盈利能力还是存在着较大差距。企业家学历的均值为3.37, 大于本科学历所对应值3, 说明企业家普遍具有较高的学历背景。第一大股东持股比例均值为34.72%, 说明很多第一大股东对公司经营有足够的控制能力。这种较高的股权集中度具有着“中国特色”, 相较于国外发达国家的证券市场, 我国证券市场上市公司的股权集中度要更高。
(二) 多元回归分析
注:***、**、*、分别表示在1%、5%和10%的程度上统计显著。
表1中的回归结果显示, 政治关联变量的系数为-2.268, T值为-4.869, 在1%的水平上显著, 这说明政治关联对企业研发投入的影响为负, 且影响显著。这一结果表明企业的政治关联关系抑制了企业的技术创新活动。在中国, 政府所扮演的是较强势的角色, 政府拥有大量资源和权力, 市场配置资源的机制被削弱, 企业在成功与政府建立政治关联关系之后, 就可以获得许多通过正常的市场行为、公平竞争而无法得到的资源, 比如政府的税收优惠、政府补贴、政府订单等等。企业因寻租而获得的这些丰厚回报使其也要为维持与政府的关系而承担较大的关系成本, 因此, 企业必然降低在其他方面的投入, 而首当其冲的便是风险较高的技术创新活动。此外, 企业通过与政府建立政治关系便可获得大量好处, 自然也就没有动力去进行技术创新活动。
在控制变量方面, 企业资产负债率与研发投入比例呈显著负相关, 即企业负债越多则研发投入越少。企业家学历与研发投入显著正相关。R O A、企业年龄、第一大股东持股比例三者均与研发投入呈现显著负相关关系。R O A与研发投入负相关, 原因为业绩较差的企业进行研发活动的动力较其他企业更强, 动力更充足。
四、研究结论与启示
本文研究发现, 民营企业的政治关联显著抑制了企业的技术创新活动。众所周知, 21世纪科技创新才是经济发展的动力源泉, 而在我国技术创新的主体理应是广大中小民营企业, 而要推动、促进民营企业技术创新, 则应当在最大程度上削弱民营企业的政治关联。
对于政府来说, 提供一个企业公平竞争的环境, 给予所有企业平等的待遇, 从制度上来抑制民营企业通过政治关联来获得寻租利益, 并通过法律增加寻租成本, 以此来抑制民营企业家与政府建立政治关联的冲动, 是个不错的选择。
摘要：本文研究了高管政治关联与我国民营企业技术创新的影响关系。通过对2009年2014年创业板上市的民营企业的研发投入比例进行回归分析发现, 高管政治关联与企业的研发投入之间存在着显著负相关关系。
关键词：政治关联,技术创新,制度环境
参考文献
[1]Faceio M., Masulis R.W., Mcconnell J.J.Political Connections and Corporate Bailouts[J].The Journal of Finance, 2006, (61) :2597-2635.
[2]Mansfield E.Industrial Research and Technological Innovation[M].New York:W.W.Norton, 1968:50-55.