合规与公司绩效：促进还是抑制？——基于上市公司合规指数的计量和实证检验

陈永安 刘汉民 齐宇

(暨南大学管理学院，广东 广州 510632)

一、引言

2008年金融危机以来，合规逐渐成为国际机构及各国监管部门促进公司治理和实现域外管治的有力工具。西门子涉嫌海外贿赂、大众排气门、松下涉嫌行贿、上汽通用因垄断被罚等合规风险事件，迫使理论界和实务界重新审视合规在公司治理中的价值。近年来，国际合规监管活动涉及中国的案件频发，中国企业参与国际化经营的合规风险凸显。2016年，美国司法部《反海外腐败法》执法案件10宗涉及中国，占比45%；美国证监会执法案件14宗涉及中国，占比58%。2017年和2018年，美国商务部以违反出口管制法规为由，两次对中兴通讯处以约合22.92亿美元巨额罚金。2019年被中国证监会立案调查的A股上市公司超过72家，其中不乏长春长生、康美药业、康得新等“白马股”。2020年瑞幸咖啡22亿元造假等事件更是在国际资本市场造成恶劣影响，美国证监会主席公开提醒注意中概股投资风险。面对层出不穷的上市公司合规风险事件，中国上市公司合规状况究竟如何？能否对上市公司合规进行准确、科学和有效计量，从而指导投资者及时发现上市公司合规风险，避免康美、康得新等类似“黑天鹅事件”？

从已有研究文献来看，目前关于合规计量和评价的研究还不够充分，存在一定欠缺：除中国政法大学企业法务研究中心等(2019)[32]发布过《中国上市公司合规指数报告(2019)》，尚未发现针对上市公司合规进行综合计量的纵向性指数；较多研究将合规作为离散变量，用是否违规、违规次数或违规程度等负向指标衡量公司合规(陆瑶等，2012；周泽将等，2019)[26][33]，而且主要针对社会责任合规(Jajja et al.，2019)[9]、保险公司合规(李慧聪等，2015)[24]等专项合规和业务合规，未能全面地对上市公司合规水平进行横向计量比较。因此，构建上市公司合规指数对于弥补上述研究不足具有重要意义。同时，囿于缺乏对合规的有效计量，现有研究关于合规对公司绩效影响的观点亦是众说纷纭、莫衷一是。“促进说”认为，合规能够缓解企业与相关方的信息不对称程度(Klapper and Love，2004)[12]，降低企业代理成本(Henry，2010)[7]，减少盈余管理水平(Safari et al.，2015)[17]，对公司绩效有正向影响；而“抑制说”则认为，监管部门实施合规监管以及上市公司合规遵循都需要成本(Ruwanpura and Wrigley，2011)[16]，合规可能会给被监管的上市公司带来经济负担，对公司绩效产生负面影响(Litvak，2007)[13]。Griffith(2016)[6]援引一名资深华尔街高管的玩笑，“如今银行董事们唯一工作就是开会，监管机构几乎剥夺了董事会危机前拥有的主要权力”，认为美国公司治理已经被合规所代替。事实上，近年监管趋严成为资本市场新常态，部分上市公司高管和学者颇有“微言”，认为合规监管阻碍了上市公司发展。因此，在对上市公司合规水平准确计量的基础上，需要进一步考察和检验合规对公司绩效究竟有何影响。

本文利用2016―2018年沪深A股上市公司面板数据，通过因子分析法构建和计量上市公司合规指数，实证检验合规指数与公司绩效的关系，试图通过对上市公司合规指数及其治理有效性的准确认知、计量和评价，提出合规改善与监管的对策建议。本文可能的贡献在于：第一，从合规要求和合规承诺两个维度构建上市公司合规指数，为中国上市公司合规计量提供有效方案；第二，从市场整体计算中国上市公司合规指数，并从年度、地区、行业、所有制和上市状态等维度进行详细比较，展现中国上市公司合规的全貌；第三，对构建的合规指数进行实证检验，揭示合规承诺和公司绩效之间的非线性关系以及不同所有权性质的影响差异，弥补该方面实证研究的不足。

二、文献综述

(一)合规概念的界定

“合规”译自“compliance”，是金融机构风险管理一项重要职能，最早可追溯到20世纪30年代金融危机中美国银行业的监管。公司意义上的合规1始于1977年美国为惩治海外贿赂行为颁布的《反海外腐败法》。30多年来，各大国际组织陆续制定相关合规指引2，“合规”正式从金融机构风险管理中独立出来成为一项专门的企业管理活动。在我国，随着“一带一路”倡议的实施，合规逐步引起国家重视。2014年，国家发改委、国资委等陆续出台了《关于全面推进法治央企建设的意见》《中央企业违规经营投资责任追究实施办法(试行)》等系列文件。2017年5月，中央全面深化改革领导小组通过了《关于规范企业海外经营行为的若干意见》，标志着合规正式上升为“全面依法治国”战略的重要组成部分。

国内外对于合规有不同的界定。从国外来看，Governatori(2005)[5]曾提出，合规是确保业务操作、流程和实践符合规范性(通常是法律)文件的行为或过程；巴塞尔银行监管委员会(2005)[19]把“合规”定义为“遵循法律、监管规定、规则、自律性组织制定的有关准则，以及适用银行自身业务活动的行为准则”；Miller(2014)[14]对合规是一种符合规范性的过程表示认同，但其将规范的含义扩展到组织的内部规则；Griffith(2016)[6]则认为，合规是一种新的公司治理方式，指企业使其行为与可适用准则相适应的一组内部过程集合，包括法律、法规和社会规范。从国内来看，李慧聪等(2015)[24]根据弹性监管的实践提出，合规可按照其动机(主动或被动)及遵守监管规定的性质分为强制性合规和自主性合规，强制性合规指政府强制性监管规定，自主性合规则指非强制性指引建议；中华人民共和国国家标准《合规管理体系指南(GB/T 35770-2017)》(2017)[21]明确指出“合规意味着组织遵守了适用的法律法规及监管规定，也遵守了相关标准、合同、有效治理原则或道德准则”；《中央企业合规管理指引(试行)》(2018)[23]将合规定义为“中央企业及其员工的经营管理行为符合法律法规、监管规定、行业准则和企业章程、规章制度以及国际条约、规则等要求”；杨力(2017)[30]认为，现代企业合规由治理结构、内控机制以及企业社会责任价值三个维度构成；赵万一(2020)[29]指出，合规既是法律要求行为也是企业自律行为，目的在于完善公司治理体系并实现社会有效治理。

根据上述研究，尤其是借鉴中华人民共和国国家标准《合规管理体系指南(GB/T 35770-2017)》(2017)[21]，本文将合规定义为上市公司对其要求义务和承诺义务的履行。此处的要求义务指合规要求，而承诺义务是指合规承诺3。合规要求是公司必须强制遵守的要求(强制性义务)，通常是指对法律法规、监管规定、国际条约等外部强制要求的履行，是上市公司的基础性义务，属于被动合规和基础合规；合规承诺是公司自愿选择遵守的要求(承诺性义务)，通常是指对企业章程、规章制度、利益相关者承诺等内部管理要求的履行，是上市公司根据企业发展战略做出的主动选择，属于主动合规和高级合规。

(二)合规计量相关文献回顾

计量上市公司合规水平是一项难度较大的基础性工作。囿于合规概念界定的模糊性和合规公开数据的可获得性，目前针对上市公司合规的评价体系尚不成熟，相关计量工具仍处于起步阶段。从有限的可见文献来看，计量上市公司合规水平主要采用两种方式：一是问卷调查直接计量；二是根据现有数据间接计量。

1.直接计量

问卷调查直接计量是指研究者根据合规标准制定评价指标体系，开发量表进行问卷调查并运用统计分析技术予以测量的方法。李慧聪等(2015)[24]全面梳理涉及保险公司公司治理相关监管规定，并制定治理合规度评价体系，通过对样本保险公司调查问卷得分赋值，获得治理合规度总得分。Jajja et al.(2019)[9]根据社会合规标准实施情况开发量表，对164家服装制造和出口企业进行问卷调查，根据受访者对标准要素实施的应答进行赋值评分，并运用结构方程方法计量受访企业的社会责任合规程度。

2.间接计量

根据现有数据间接计量主要有两种方式：一种方式是以单一或少数客观指标直接作为上市公司合规水平的替代变量。例如，Isidro and Sobral(2015)[8]采用是否设置独立道德或社会责任委员会来衡量企业道德和社会责任合规；高明华等(2014)[22]采用上市公司发生违规行为和年报被出具非标准审计意见来衡量上市公司合规性。另一种方式是构造指数计量。比如，中国工商银行内控合规部课题组(2016)[31]通过层次分析法构建由案件与风险事件、外部合规检查等5大项、31小项重点指标构成的商业银行合规指数。中国政法大学企业法务研究中心等(2019)[32]采用非标报告、违规次数、高管责任次数和涉案资产/净资产等四个指标进行拟合构建2018年上市公司合规指数4。

总体而言，目前关于合规计量和评价的研究还不够充分：首先，从已有成果来看，无论是问卷调查方式还是以少数客观指标作为合规替代变量的方式都无法获得大样本、跨年度、体系化的纵向性指数；其次，从评价内容来看，已有成果主要针对供应商社会责任合规、商业银行合规等专项合规和业务合规，未能从横向上全面计量和比较上市公司合规水平。因此，准确科学并有效计量上市公司合规对于弥补上述研究不足具有重要的理论意义。

三、合规指数构建

(一)指数构建方法

在前人研究基础上，本文尝试根据合规的概念界定，通过公开市场获取客观和间接指标来构建上市公司合规指数。指标体系选择和指标权重设计是指数构建的核心内容。指标体系选择遵循理论指标体系到实践指标体系的逻辑建构顺序。理论指标体系是指根据合规的概念界定、外延特点以及前人研究成果应该纳入作为合规评价的指标体系；实践指标体系是指对理论指标体系通过数理统计方法进行提炼和优化，排除相关性较低指标，最终形成应用评价指标体系。权重确定常用方法有专家法、因子分析法、层次分析法、等权重法等。因子分析具有高效、便捷的优点，适用于复杂指标维度的降重处理，广泛应用于指标体系构建。为避免主观偏差影响，确保指数构建的客观性、全面性和纵向性，本文采用因子分析法确定指标体系权重。

表1 上市公司合规指数评价指标备选集

(二)理论指标选取

本文根据合规的概念界定，参考前人研究成果，同时遵循指标体系的完整性、指标的重要性和相关性、数据选取的完整性和可获得性，构建合规指数评价指标备选集如表1所示。具体而言，包括行政处罚、诉讼风险、自律监管、信息披露、财务审计、内部控制、社会责任等7大维度、22小项构成的理论指标评价体系。根据原始指标与合规指数的可能关系，区分正向指标和负向指标，正向指标表示指标值越大，合规水平可能越高；负向指标则表示指标值越小，合规水平可能越高。

(三)数据来源及处理

数据来源分别为国泰安(CSMAR)、万得(WIND)、证券交易所官方网站、迪博(DIB)、和讯、中国研究数据服务平台(CNRDS)等。基于数据可获得性5，剔除已退市和2018年后上市股票样本，共获得3438家A股上市公司2016―2018年合计9211个数据样本，形成大N小T非平衡面板数据。指标体系涉及指标较多，单位和量纲并不一致，故统一对数值型数据进行正向化和离差标准化变换：对于正向指标，令Xi=(xi－Min)/(Max－Min)；对于负向指标，令Xi=(Max－xi)/(Max－Min)。其中：Max为样本数据最大值，Min为样本数据最小值。经标准化变换，原始指标值均落到[0,1]区间。

(四)实践指标体系的确定

实践指标体系确定经过下述步骤：(1)运用STATA15对标准化的理论指标体系指标进行信度和效度检验。Cronbach’s alpha=0.6406，大于基准值0.5，说明理论指标体系具有较好的信度；KMO=0.729，大于0.5，p值约为0.000，小于0.05的显著性水平，说明变量间存在显著相关性，理论指标效度较好，适合作因子分析。(2)分别采用主因素法、迭代法、最大似然法、主成分法提取公因子，经比较发现，主因素法简化效果较理想，提取结果与理论预期较为相符，将主因素法作为公因子提取方法。(3)剔除经旋转后因子载荷值少于0.2的原始指标，初步确定保留13个理论指标。(4)对保留的理论指标再次进行信度和效度检验。其中，Cronbach’s alpha=0.6794，KMO=0.724，p值约为0.000，优化后的理论指标体系信度较之前改善、效度大体相当，故更适合做因子分析。(5)利用主因素法再次对实践指标进行因子分析，并对载荷矩阵进行正交旋转得到因子得分。方差解释结果显示，因子1的特征值为1.792(方差贡献比例为0.526)，因子2的特征值为1.751(方差贡献比例为0.513)，因子3的特征值为0.381(方差贡献比例为0.112)，前两个因子特征值大于1且累积方差贡献率已达到1.0396，故提取前两个因子作为主因子。(6)依据因子载荷值对原始指标进行分类，最终构成上市公司合规指数评价实践指标体系。由因子旋转矩阵可见，因子2主要以违规次数、违规程度、违规处罚金额等强制性合规指标为主，故将因子2命名为合规要求因子；因子1主要以信披考评结果、问询函次数、审计意见类型、内部控制指数、社会责任履行等自主性合规指标为主，故命名因子1为合规承诺因子。限于篇幅，因子分析结果备索。

表2 上市公司合规指数评价指标体系

(五)合规指数的生成

基于上述主因素分析的结果，预测因子得分变量，分别作为合规要求指数Cri(因子2得分)和合规承诺指数Cii(因子1得分)。在此基础上，分别用两因子的方差贡献比例作为权重对两因子进行加权，最终得到上市公司合规指数Cci。上述变量均为均值为0、方差为1的标准化变量，为符合阅读习惯，将得分映射到[0,100]区间上，最终获得100分制的上市公司合规指数(Cci)以及二级指数合规要求指数(Cri)和合规承诺指数(Cii)。依照上述指数构建方法，最终形成上市公司合规指数评价指标体系(见表2)。

四、合规指数的计量

按照前述指标体系和指数构建方法计量全部有效样本公司的合规指数(Cci)，以及二级指数合规要求指数(Cri)和合规承诺指数(Cii)，并分年度、地区、行业、所有制、上市板块等维度进行比较。

(一)总体计量与分析

表3是合规指数总体分布。变量Cci均值为88.67，标准差为6.733，说明随着近年监管趋严，上市公司合规水平总体处于较高水平。从二级指数来看，Cri均值为96.57，而Cii均值仅为72.05，说明公司合规要求虽处于较高水平，但合规承诺水平仍偏低。

(二)分项计量与分析

1.分年度

表4是合规指数按年度分布。从年度分布来看，Cci和Cri在2016―2018年三年间均值差异不大，出现略微先降后升现象，而Cii则呈逐年下降趋势，说明虽然监管趋严取得一定效果，上市公司合规要求水平有所提高，但体现上市公司主动合规的合规承诺水平却出现逐年下降趋势，上市公司主动合规动力不足。

表3 合规指数总体分布

表4 合规指数按年度分布

表5 合规指数按行业分布

表6 合规指数按所有制分布

表7 合规指数按地区分布

表8 合规指数按上市状态分布

2.分行业

表5为合规指数按行业分布。Cci行业前三名分别为“金融业”“交通运输、仓储和邮政业”及“水利、环境和公共设施管理业”，末三位行业为“租赁和商务服务业”“住宿和餐饮业”及“综合”。行业差异可能与行业监管、产业阶段、产业政策等有关。“交通运输、仓储和邮政业”及“水利、环境和公共设施管理”涉及安全生产和国计民生，政府监管较为严格；“金融业”属于传统的强监管、严执法行业，行业监管规范性较强；而“租赁和商务服务业”“住宿和餐饮业”以及“综合”等行业集中度低、公司规模普遍较小，合规水平相对不高。

3.分所有制

根据所有权性质将上市公司分为国有控股公司和非国有控股公司(见表6)，国有控股公司的三个合规指数均高于非国有控股公司。基于国有资产监管要求，特别是近年来各级国资委对合规管理工作的高度重视，对自身控股的上市公司提出了更严格的主动合规要求，因此国有控股公司无论合规要求还是合规承诺水平均高于非国有控股公司。

4.分地区

鉴于我国经济社会发展水平地区性差异，按七大地理区域对Cci进行比较(见表7)。合规指数均值由高到低依次为华北(89.56)、华东(89.06)、华中(88.58)、华南(88.24)、西南(87.89)、东北(87.43)、西北(86.66)。华北、华东地区略高于总体均值(88.67)，而其它地区则略低于总体均值，可能的原因是相对于其他地区，华北和华东地区国有控股上市公司和金融类上市公司较多，同时华北地区为监管机构集中地，监管联系或监管强度较高。

5.分上市状态

表8为合规指数按上市状态(正常上市、ST、*ST)分布。三项合规指数由高到低依次均为正常上市、*ST公司和ST公司。*ST公司合规水平反而高于ST公司，可能的原因是，与ST公司相比，*ST公司面临退市边缘，无论是监管关注压力、股东压力(尤其是中小股东和机构投资者)、地方政府压力以及媒体舆论压力均较ST公司大，同时*ST公司若出现合规问题可能立即被监管机构暂停上市或终止上市，存在为了“保壳”而提升合规水平的动力，故无论主动合规意愿还是被动合规意愿均明显高于ST状态上市公司。

五、实证分析与检验

(一)理论分析与研究假设

1.合规对公司绩效的促进效应

合规作为公司被动遵循法律法规等要求义务、主动遵循内部控制等承诺义务水平的综合衡量，已逐渐成为企业进行公司治理和国际竞争的利器。研究表明，符合治理规则和社会规范的企业往往具有较高的总资产周转率和营业利润率(Akguc and Rahahleh，2018)[1]。合规还能从缓解企业内部冲突上降低代理成本和节约监督成本(Chhaochharia and Laeven，2009)[3]。例如，Kaspereit et al.(2015)[11]研究发现，公司遵循治理准则能够显著减少股权资本隐含成本；Safari et al.(2015)[17]发现，合规水平较高的上市公司操纵性应计利润水平相对较低。沿着这一逻辑，Bauwhede(2009)[2]、Kaspereit et al.(2017)[10]等实证检验合规与企业绩效或市场价值的关系后发现，合规遵循有助于提升企业绩效。为此，提出研究假设H1：

H1：合规对公司绩效具有正向影响。

2.合规对公司绩效的抑制效应

监管部门实施合规监管以及上市公司合规都需要成本，不仅包括信息披露、机构设置和董监事薪酬等费用，也包括审计等费用。一般而言，相对于统一监管，监管机构的复杂混乱会导致竞争劣势(Sagner，2008)[18]。Ford(2008)[4]发现，美国萨班斯法案(SOX)实施以来，由于在英国伦敦证券交易所上市承担更低的合规成本，2005年全球规模最大首次公开发行(IPO)绝大多数发生在伦敦而非纽约。对此，Litvak(2007)[13]研究发现，与不受SOX法案约束的公司相比，受SOX法案约束的上市公司关键公告期间股价显著下降，高披露公司将承受更高的净成本，遵循SOX法案与市场价值负相关。在国外研究的基础上，国内学者也对合规与企业绩效进行了研究，如陈骏(2014)[20]发现，内控监管确实给企业带来了额外的合规成本，企业为应对监管而投入的合规成本可能仅为满足“形式合规”而非实质改善内部控制有效性；李慧聪等(2015)[24]提出，过度监管或公司过度合规都会带来较大负担，降低治理有效性。为此，提出研究假设H2：

H2：过度合规对公司绩效具有负向影响。

3.所有权性质的影响

刘汉民等(2018)[25]认为，所有权性质对企业战略制定和执行具有重要影响。所有权性质不同可能会导致企业的合规动机存在显著差异。新制度主义认为，组织对制度压力的依赖程度直接影响组织的回应方式，组织对压力来源的依赖程度越高，则越倾向于遵守制度要求(Oliver，1991)[15]。由于国有控股企业资产更稳定、与政府的政治联系更紧密、更易获得与绩效增长相关的政府补贴和税收优惠，因此在国有资产合规监管要求下，国有控股企业通常具有更严格的主动合规要求，表现为合规承诺水平更高。相反，非国有控股企业面临差别待遇、政府管制、行业限制及融资约束等问题，对政府资源的需求和依赖程度更高，存在为寻求政治保护和获取政策优惠迎合相关制度要求，进而提升合规水平的意愿和动机。也就是说，与非国有控股企业相比，国有控股企业提升公司绩效与提高合规水平的关系较弱。为此，提出研究假设H3：

H3：相对于国有控股企业，非国有控股企业合规对公司绩效的影响更大。

(二)研究设计

1.样本来源与数据处理

为实证检验合规指数与公司绩效的关系，本文选取2016―2018年沪深A股上市公司为研究样本。数据收集、判断和筛选过程为:(1)为确保面板的平衡性，剔除已退市和2016年后上市的股票；(2)按惯例剔除金融业样本；(3)手工整理数据缺失样本；(4)为避免异常值影响，对所有连续变量在1%和99%分位进行缩尾处理。最后，共获得有效样本8121个，形成大N小T平衡面板数据。数据来源为CSMAR和WIND，数据处理软件为STATA15。

2.变量定义及说明

表9 变量定义表

表10 变量描述性统计结果

表11 变量间Pearson 相关系数

被解释变量：西方学者通常使用托宾Q、市盈率、市净率等指标衡量公司绩效，但受资本市场发展、监管等因素影响，中西方资本市场在有效性方面存在较大差距。因此，本文采取总资产净利润率(ROA)计量公司绩效Cp，并采用净资产收益率(ROE)进行稳健性检验。

解释变量：分别用合规指数Cci、合规要求指数Cri、合规承诺指数Cii计量上市公司合规水平Comp。

控制变量：包括公司规模Size、资产负债率Lev、营业收入增长率Grow、股权集中度Z、股权制衡度S、机构投资者比例Inst。各变量的定义见表9。

3.计量模型

为了验证前述假设，构建以下双向固定效应模型(two-way FE)实证检验合规指数与公司绩效的关系：

其中i表示上市公司样本，t表示年份，Cpit表示公司绩效，Compit表示合规指数，Xit向量包括Size、Lev、Grow、Z、S、Inst等控制变量，φt控制时间固定效应，μi控制个体固定效应，εit表示误差项。

为进一步考察合规指数对公司绩效的平均效应和边际效应，加入Compit的平方项Compsqit。为避免多重共线性影响，构建平方项前先对Compit进行中心化处理。模型设定如下：

(三)实证结果

1.描述性统计

表10为变量的描述性统计结果。被解释变量ROA均值为0.034，最小值为-0.286，最大值为0.210，表明样本公司ROA具有较大差异。解释变量Cci均值为88.508，最小值为60.184，最大值为96.938；Cri均值96.594，最小值为75.486，最大值为98.341；Cii均值为71.692，最小值为30.457，最大值为91.016，表明样本公司合规水平存在较大差距，Cri总体高于Cii。

2.相关性分析

表11为变量的Pearson相关系数。Cci与ROA的相关系数为0.418且在1%水平下显著，说明合规与公司绩效间存在显著的正相关关系；Cri、Cii与ROA的相关系数分别为0.111、0.504且在1%水平下显著，说明合规要求、合规承诺与公司绩效之间同样存在显著的正相关关系。进一步比较相关系数，Cii与ROA的相关系数绝对值大于Cri，说明合规承诺与公司绩效的相关关系强于合规要求。

表12 合规指数与公司绩效回归结果

3.面板双向固定效应回归分析

本文使用2016―2018年短面板数据，分别采用混合OLS、固定效应FE、固定效应FE(robust)、双向固定效应FE_TW(robust)、随机效应RE、随机效应RE(robust)对模型(1)进行检验。固定效应模型FE的F检验p值约为0.0000，FE明显优于混合OLS。F检验确认了个体效应的存在，但个体效应仍可能以随机效应RE存在，进一步进行豪斯曼检验。检验结果显示p值约为0.0000，使用固定效应模型FE优于随机效应RE。固定效应模型FE中加入时间效应，年度虚拟变量联合显著性检验p值约为0.0000，应纳入时间效应。为此，本文最终采用双向固定效应模型FE_TW，考虑到时间序列可能存在异方差影响，使用聚类稳健标准误(robust)进行实证检验。限于篇幅，基准检验结果备索。

表12列(1)、(4)、(7)为只考虑合规指数Comp与公司绩效ROA之间的关系。结果显示Cci回归系数在1%水平下显著为正，说明合规对公司绩效具有正向影响。合规要求Cri回归系数并不显著，而合规承诺Cii回归系数在1%水平下显著为正，说明合规对公司绩效的影响主要源于合规承诺。原因在于：合规要求属于强制性合规，一定程度带来上市公司的遵循成本，提升公司的运营成本、削弱公司的竞争力，而合规承诺则是基于企业自身意愿，是企业从战略运营角度的主动选择，对公司绩效带来的影响更为显著。列(2)、(5)、(8)为在模型中加入时间效应和控制变量后的回归结果，回归系数绝对值并无明显变化，说明上述结果比较稳健，验证了研究假设H1。

表12中的列(3)、(6)、(9)为上述模型基础上增加Comp的平方项Compsq。加入Compsq后，Comp回归系数没有发生显著变化。列(3)、(6)中，Ccisq、Crisq与ROA关系不显著，而列(9)中Ciisq与ROA在1%水平下显著负相关，说明合规承诺与公司绩效存在“倒U型”曲线关系，即一定程度的合规承诺对公司绩效具有促进效应，但过度合规承诺则对公司绩效存在抑制效应。上述结论验证了研究假设H2。

4.分样本回归结果

根据所有权性质，将样本区分为国有控股公司组和非国有控股公司组。由于SUEST估计在面板数据模型无法直接应用，故先通过组内中心化命令去除个体效应并按截面数据方法进行分组OLS估计，再使用SUEST命令执行似无相关模型(SUR)估计，最后使用test命令执行组间系数差异检验。表13为分样本回归结果。列(1)～(2)显示，国有控股公司Cci的回归系数为0.0021(在1%水平下显著)；非国有控股公司Cci系数为0.0028(在1%水平下显著)，表明合规对公司绩效的促进作用在不同所有制背景公司均显著存在。同时，与国有控股公司相比，非国有控股公司的回归系数绝对值更大。基于似无相关模型(SUR)进一步执行组间系数差异检验，p值为0.0677，在10%水平下显著，说明相对于国有控股公司，非国有控股公司合规对公司绩效的正向作用更为明显，支持假设H3。列(3)～(4)为ROA对Cri分样本回归，组间系数差异检验p值为0.7282，系数差异并不显著，说明不同所有制下Cri对ROA的影响不存在显著差异，原因是Cri体现的是强制性合规，无论国有控股公司还是非国有控股公司都须遵循。列(5)～(6)为ROA对Cii分样本回归，其结果与Cci分样本回归相似，组间系数差异检验p值约为0.0000，在1%水平下显著，说明相对于国有控股公司，非国有控股公司合规承诺对公司绩效作用更为明显。因此，相对于国有控股公司，非国有控股公司合规对公司绩效影响更强烈，验证了研究假设H3。

表13 分样本回归结果

(四)内生性和稳健性检验

1.内生性检验

合规与公司绩效之间可能会存在反向因果关系，借鉴以往研究，使用内生解释变量(Cci)的滞后项(滞后一阶L1.Cci和滞后二阶L2.Cci)作为工具变量以进一步控制内生性。一方面，滞后变量与内生解释变量相关，另一方面由于滞后变量为“前定”解释变量，满足工具变量的外生性条件。考虑到时间序列可能存在异方差影响，广义矩估计(GMM)比二阶段最小二乘法(2SLS)更有效率和稳健，故采用最优GMM估计。表14列示了使用滞后变量的回归结果。采用异方差稳健DWH检验，p值为0.0584，可认为Cci为内生解释变量。过度识别检验Hansen’s J的p值为0.1099，说明工具变量满足外生性条件。使用滞后变量后回归结果仍然显著，证明上述结论比较稳健。此外，采用迭代GMM与两步GMM的系数估计值基本一致。

表14 使用滞后变量的回归结果

2.稳健性检验

为进一步验证研究结论的可靠性，进行以下稳健性检验：(1)替换ROA为ROE；(2)调整样本，仅选取制造业样本。检验结果显示，上述结论比较稳健。限于篇幅，检验结果备索。

六、结论与建议

本文的主要研究结论包括：中国上市公司合规指数总体处于较高水平，但合规要求指数远高于合规承诺指数，合规承诺水平仍存在较大提升空间；随着近年监管趋严，合规要求指数有所提高，但合规承诺指数出现逐年下降趋势，地区、行业、所有制和上市状态等会对合规指数产生一定影响；合规承诺指数与公司绩效存在倒U型曲线关系，一定程度的合规承诺对公司绩效具有促进效应，而过度合规承诺则会对公司绩效带来抑制效应；不同所有权性质下，合规指数对公司绩效的影响存在显著差异，相对于国有控股企业，非国有控股企业合规对公司绩效的影响更大。

基于上述结论，本文提出以下建议：

第一，上市公司及时完善合规机构设置。尽管合规已经成为一种世界性潮流，但现有监管法律法规尚未对上市公司合规机构设置作专门规定。因此，建议修改有关监管工作规则，明确上市公司董事会、监事会和经理层的合规机构设置及相关职责：(1)董事会下常设“合规委员会”负责上市公司合规监督，且合规委员会由独立董事担任召集人；(2)上市公司须常设合规负责人(首席合规官)负责上市公司合规管理工作，直接对董事会合规委员会负责；(3)借鉴德国合规审查实践中董事会与监事会的分级合作机制(杨大可，2016)[28]，设置监事会合规监察委员会，赋予监事会对于董事会和经理层违反合规义务行为的监察权。

第二，上市公司需主动从注重合规要求转向注重合规承诺。近年来，随着监管部门执法力度的加大，上市公司合规水平有了显著提升，但仍处于被动合规阶段。合规对公司绩效的正向影响主要来自合规承诺。因此，对上市公司而言，对外部监管政策的形式遵循只会徒增企业合规成本；只有注重合规承诺义务，将合规真正融入企业战略和公司治理，实现业务合规到战略合规的转变，才能在合规基础上实现公司绩效的提升。同时，上市公司也要意识到，合规本身是需要成本的，企业在追求合规过程中应该以企业战略和公司价值为追求，不能为合规而合规，避免舍本逐末，忘记企业自身使命和宗旨。

第三，建议监管机构从法律层面引入合规制度性激励机制。本质而言，合规是监管机构监管费用外部化及政府规制对传统公司治理的干预，合规监管和实施都需要一定成本。因此，监管机构在制定相关监管政策过程中应优先考虑采用激励性规制措施，借鉴欧美国家等将合规纳入刑法激励机制的做法，转变监管方式，实现“规则”导向监管向“原则”导向监管的转变，引导公司从注重合规要求向注重合规承诺转变。

第四，建议尽快开展上市公司合规评价并可先在创业板率先推行。参照上市公司信息披露评价等做法，由交易所或专业第三方组织，从合规要求和合规承诺两个维度构建上市公司合规评价体系，定期开展上市公司合规评价，并向社会公告评价结果。考虑到创业板的风险特性及退市制度安排，可考虑在创业板率先推行。对达到一定评级的上市公司，在信息披露、再融资、重大资产重组等事项给予“绿色通道”待遇；对合规评价结果不合格的公司责令改正，次年合规状况未改善则对其股票实行“合规风险警示”，以提醒投资者注意投资风险。

注释

1. 1991年美国联邦量刑委员会制定《组织量刑指南》并编入《联邦量刑指南》，以此作为法院对构成犯罪的企业进行量刑的依据。2002年“安然事件”后，美国颁布《萨班斯·奥克斯利法案》，进一步明确了董事会的合规监督责任。此后，英国、法国、加拿大、德国、法国、英国和日本相继制定了类似法规，如英国2011年《反贿赂法》、法国2016年《萨宾第二法案》等。

2. 此处的合规指引包括《联合国反腐败公约》(2003年)、巴塞尔银行监管委员会《合规与银行内部合规部门》(2005年)、OECD《内控、道德与合规的最佳实践指南》(2010年)、世界银行《诚信合规指南》(2010年)、国际标准化组织《合规管理体系指南》(2014年)等。

3. 根据《合规管理体系指南》(GB/T 35770-2017)，合规义务既包括合规要求，也包括合规承诺。合规要求是指组织有义务遵守的要求，包括：“法律和法规；许可、执照或其他形式的授权；监管机构发布的命令、条例或指南；法院或行政决定；条约、惯例和协议”等；合规承诺则是指组织选择遵守的要求，包括：“与社区团体或非政府组织签订的协议；与公共权力机构和客户签订的协议；组织要求，如方针和程序；自愿原则或规程；自愿性标志或环境承诺；与组织签订合同产生的义务；相关组织的和产业标准”等。

4. 据了解，因该分项指数部分指标并非所有上市公司都公开披露，故后续年份没有再作单独发布。

5. 上海证券交易所自2016年才开始公开披露信息披露评价结果，监管问询数据沪深两所均是自2014年年末开始披露。为确保指标数据的平衡性，本文选择2016年始作为指数构建基期。

6. 因子分析中特征值累积比例超过1.0的原因，stata手册解释是因子分析中部分特征值出现负值。