2025第47卷第2期
2.重庆大学 工商管理与经济发展研究中心, 重庆 400044
2.Research Center for Business Administration and Economic Development, Chongqing University, Chongqing 400044, China
近年来，康得新和康美药业等“白马股”财务造假事件频频“爆雷”。这不仅严重损害了中小投资者利益，阻碍了资本市场健康发展，甚至还危及实体经济有序运行。2020年10月国务院发布《关于进一步提高上市公司质量的意见》，明确提出“把提高上市公司质量作为上市公司监管的重要目标”。“十四五”规划和2035年远景目标纲要中也指出“对违法违规行为零容忍”。为了更好地防范和治理公司违规行为，学术界从多个维度对公司违规动因及关键影响因素进行了深入研究。已有文献表明，宏观制度环境与资本市场监管（徐细雄等，2021；李晓慧等，2022）、公司治理与内部控制质量（Doyle等，2007；Guo等，2022）、独立董事监督（Uzun等，2004；江新峰等，2020）、高管个体特质及伦理基调（Rijsenbilt和Commandeur，2013；Ham等，2017）等因素都对公司违规产生重要影响。
然而，上述研究大都局限于制度或契约理论范式，侧重考察正式制度与监管力量对公司违规行为的作用，却忽视了社会文化等隐性规范的潜在影响。我国企业经营环境呈现新兴加转轨的典型特征，法律约束、资本市场和公司治理机制尚不健全，企业违规行为面临的制度性约束比较脆弱。当正式制度及准则无法有效工作时，学术界有必要关注文化、习俗等非正式制度的治理价值。许多研究也表明，作为一种替代机制，非正式制度在法治建设并不完善的新兴市场中可能发挥更重要的作用（Allen等，2005）。中华传统文化一直蕴含着尊重长者、崇尚资历等价值规范，从而导致社会交互过程中论资排辈现象盛行。杜兴强等（2017）指出，儒家文化蕴含的论资排辈规范迄今仍影响着一代又一代人。
论资排辈基于辈分或资历对不同个体予以区分对待，注重差序格局、个体权威和等级秩序等。论资排辈体现集体主义思想，契合了儒家“和”的法则，有利于维护团队和谐稳定；但这种崇尚权威和层级的管理理念也难免导致损害公司监督、削弱公司创造力、降低员工生产效率等诸多问题（Woodman等，1993；沈伊默等，2019；陈仕华和张瑞彬，2020；Guo等，2022；刘建秋等，2021）。Guo等（2022）认为，组织内层级文化使领导者个体权威难以得到制衡，这将导致公司群体思维极化并削弱监督职能。有学者还指出，当员工对沟通主体间本已存在的等级秩序和权威形象更加敏感时，位卑者便可能屈从位尊者，倾向被动接受自上而下的命令，从而阻碍员工谏言（Westphal和Stern，2006；魏昕和张志学，2010；陈文平等，2013；Veltrop等，2017）。更进一步，杜兴强等（2017）实证发现，公司论资排辈文化增强了独立董事发挥参谋角色和董事会建言的心理障碍，显著降低了独立董事在董事会提案中发表异议的概率。Xu等（2023）实证发现，论资排辈文化扩大了不同层次员工间的身份壁垒，阻碍了公司内部信息交流和知识共享，从而损害了企业创新效率。
作为一股重要的治理力量，员工群体因其利益关切和信息优势而在管理层监督与违规行为防范中有着不可忽视的独特作用（Cai等，2023）。然而，论资排辈文化削弱了员工个体的主体性认知、阻碍了公司内部信息交流，这可能为公司违规行为滋生温床。针对这一问题，本文试图考察论资排辈文化对公司违规行为的影响效应及内在机理，并利用2008—2021年沪深A股上市公司数据进行实证检验。结果说明论资排辈文化显著增加了公司违规行为。进一步研究发现，论资排辈文化对公司违规行为的影响效应主要是通过削弱内部监督效率和加剧信息不对称两条路径实现的。异质性分析还显示，在国有产权、权力集中度较高、绩效压力较大以及董事长为男性的企业中，论资排辈文化对公司违规行为的负面效果更明显。
本文可能的边际贡献体现在以下三个方面。第一，本研究基于非正式制度视角揭示了论资排辈文化对公司违规行为的影响效应及机理。这从微观企业层面拓展了对论资排辈文化所引发经济后果的理论认知，为从文化土壤这一底层力量深刻理解企业行为逻辑提供了有力支撑和经验证据（杜兴强等，2017；Guo等，2022；吴武清和洪振瀚，2024）。第二，本研究也丰富了公司违规影响因素的相关文献（Baucus，1994；江新峰等，2020；周卉和谭跃，2024）。以往文献主要从制度或契约理论范式探讨公司违规的影响因素，对文化等隐性价值规范作用的关注明显不足。虽然近年来部分学者关注了儒家传统对公司违规的影响，但研究具有较大颗粒度，很难辨别儒家这一综合性文化系统中各维度价值取向对公司违规的作用。与儒家诚信与义利并举等伦理约束触发高管个体面对违规机会的自律机制不同（李文佳和朱玉杰，2021），论资排辈映射的“严礼”“秩序”思想禁锢削弱了组织内部的信息流动和员工监督等他律机制，最终助长公司违规行为
（一） 公司违规相关研究
公司违规是理论界和实务界共同关注的热门话题。已有研究大多从外部制度监管、公司治理效率以及高管个体特质等视角探究公司违规的潜在动因及影响因素。法律是资本市场健康发展的基础设施，能有效约束并规范公司行为以避免违规现象发生，对保护投资者权益、维护社会秩序及稳定有着重要意义。从制度监管视角来看，徐细雄等（2021）基于市场化治理逻辑考察了卖空机制这一制度对公司违规行为的影响，实证结果发现卖空机制显著降低了标的公司的违规倾向，提升了违规稽查概率并缩短了稽查时间。李晓慧等（2022）探讨了中注协约谈监管机制对企业违规的影响。结果表明，中注协约谈监管机制能通过“补台效应”或“合奏效应”显著抑制企业违规行为。
学术界普遍认为，有效的治理监管与内部控制是抑制公司违规的重要制度保障。相关研究表明，良好的内部控制能起到监督作用，抑制管理者机会主义并提高盈余质量（Doyle等，2007）。相反，当内部控制质量较差时公司不当行为的概率将大大提升（Guo等，2022）。也有文献证实，信息质量对公司不当行为产生重要影响（钱爱民和朱大鹏，2020）。比如，Ndofor等（2015）发现，低水平信息质量加剧了内部管理者和外部投资者间的信息不对称，增加了公司欺诈行为的发生概率。也有研究发现，增加独立董事比例有利于强化公司监督，减少违规行为（Uzun等，2004）。
高管个体特质也是影响公司违规行为的重要因素。有学者发现，自恋型人格特质高管与更低水平的公司财务质量紧密相关（Ham等，2017），这类高管更倾向采取有挑战性的经营活动以获得外部赞誉，这些行为可能损害组织声誉并导致更高水平的财务欺诈（Rijsenbilt和Commandeur，2013），特别是当管理层权力高度集中甚至失衡时，他们更可能攫取控制权私利。因此，公司治理实践中与高管权力寻租相伴而生的盈余管理或财务造假被广为诟病。
（二） 论资排辈相关研究
中国社会系统中，差序格局普遍存在并深刻影响个体行为、人际互动以及团队合作绩效。差序格局理念一定程度上可追溯至儒家思想的“三纲五常”“尊卑上下”“忠孝顺从”（廖建桥等，2010）以及“庶民理论”提及的“尊尊”“亲亲”原则（Hwang，2001）。沈伊默等（2019）认为差序氛围在团队内部蔓延将扩大不同层级间的身份壁垒，阻碍团队成员沟通交流进而对组织绩效产生消极影响。
作为差序格局信念的延伸映射，论资排辈本质上凸显了个体成员对于群体中身份阶层与权力分配不平等的接纳程度（Clugston等，2000；杜兴强等，2017）。论资排辈依照尊卑等级排定先后顺序，这在组织人才选拔和资源分配中都得到不同程度的体现。比如，作为公司内部高权力距离的显性表征（杜兴强等，2017），公司年度报告中董监高按职位高低排列并对外披露被视为是论资排辈文化的典型体现（Zhu等，2016）。李四海等（2015）实证发现，尽管高管年龄与企业业绩并无显著相关性，但高管年龄却与薪酬水平呈现正相关关系，这也从侧面说明企业薪酬策略体现了论资排辈的因素。
诚然，清晰的等级观念和层级距离有利于提升组织决策效率（He和Huang，2011），但这种崇尚权威和层级的管理理念也可能破坏组织内的信息流动与监督制衡，从而引发一系列负面问题。杜兴强等（2017）认为，公司论资排辈文化导致员工对上级产生强烈的敬畏与尊重感，并对沟通主体间本已存在的等级差异更加敏感。此时，位卑者更可能屈从位尊者（Westphal和Stern，2006；Veltrop等，2017），倾向接受自上而下的指令而不是质疑和挑战权威，因此会抑制员工建言行为（魏昕和张志学，2010；陈文平等，2013）。与之类似，陈仕华和张瑞彬（2020）发现，当公司董事会内部非正式层级越清晰时，董事会会议中独立董事发表异议的概率明显越小。层级文化与身份隔离也对员工创新行为产生负面影响（Mihet，2013）。比如，Xu等（2023）实证发现，公司论资排辈文化扩大了不同层级间员工的身份壁垒，阻碍了员工之间的信息交流和知识共享，并最终损害企业创新效率。刘建秋等（2021）还发现，薪酬水平锚定高管年龄变化的“论资排辈”式薪酬结构限制了薪酬契约激励有效性并导致生产效率损失。
总体而言，现有文献主要探究了外部正式制度、公司治理水平以及高管个人特质对公司违规的影响效应，而差序格局或论资排辈的研究主要涵盖了对公司内部交流及谏言的负面效果，较少关注传统文化这一非正式制度对企业违规行为的影响。尽管近年来部分学者基于中华传统发现儒家思想对公司违规的抑制作用（李文佳和朱玉杰，2021），但是很难细分儒家价值观这一综合性文化中哪一具体维度在起作用，研究颗粒度较大。特别是已有研究局限于儒家“诚信价值”“义利并举”等伦理约束引发的自律机制（古志辉，2015；徐细雄等，2020），突出了面临违规机会时企业高管的“主动拒绝”内因；本文则主要验证员工群体因论资排辈文化“严礼”“秩序”等思想禁锢而削减“信息流动”“外部监督”的他律作用。在中华传统背景下厘清论资排辈这一高权力距离文化对于深入了解公司违规理论逻辑及动因，对维护实体经济有序运行有着至关重要的作用。论资排辈文化强化权威力量并增加了企业领导者“隐性权力”，加剧位卑者的群体意识与阶层规训，为公司不当行为提供了“温床”。因此，本文从非正式制度视角切入，研究论资排辈对公司违规的治理效应，有利于深化中国传统文化对公司治理影响机制和经济后果的相关研究。
三、研究假设（一） 论资排辈与公司违规
文献梳理表明，已有公司违规主题的研究侧重探讨制度监管、公司治理和高管特质等因素对违规行为的影响效应，却忽视了对公司违规行为赖以依存的文化土壤及其力量逻辑的揭示。根据舞弊三角理论，公司违规的成因包括机会、动机（或压力）和自我合理化三个要素。该理论认为只有当这三个要素同时存在时，舞弊行为才会发生。本文主要通过放大舞弊三角理论的机会要素进而构建核心逻辑框架。具体来说，论资排辈放大了违规机会（监督效应及信息质量）进而增加了公司违规行为。论资排辈文化增强了管理者的隐性权力、阻隔了内部信息交流，弱化了员工对不当行为的监督意愿，因而更容易滋生助长违规行为的温床。本文认为，论资排辈文化从两方面增加公司违规行为。
首先，论资排辈文化削弱了监督效应进而增加了公司违规行为。换句话说，论资排辈文化削弱了同位者及低位者的监督效应，进而增加了公司违规可能性。作为企业抵御风险的“免疫系统”，良好的内部监督有利于抑制管理者机会主义并防范违规行为发生（Guo等，2022）。以往研究表明，广大员工是监督管理者履职并减少公司违规行为的一股重要力量（Cai等，2023）。然而，论资排辈文化导致的高权力距离使得员工对上级管理者抱有强烈敬畏和尊重。古人先贤倡导“严礼”，尊长为上。孔子认为年轻人在家应孝顺父母，出门应尊敬兄长，“弟子入则孝，出则悌”（《论语·学而》）。孟子将礼阐释为“父子有亲，君臣有义，夫妇有别，长幼有叙，朋友有信”（《孟子·滕文公上》）。李毓秀更是对晚辈的言行举止有严格要求，提出“长者立，幼勿坐，长者坐，命乃坐”（《弟子规·出则悌》）观点。《礼记·曲礼上》亦记载：“见父之执，不谓之进不敢进，不谓之退不敢退，不问不敢对。”因此，在“严礼”的隐性观念束缚下，即使位卑者或同位者发现了公司不良行为端倪，他们也可能选择沉默以回避冲突，从而导致公司违规行为蔓延（廖建桥等，2010），而非主动对公司不良行为提出异议（杜兴强等，2017）。此外，高权力距离文化下的管理者也更倾向于集权治理而非授权下属（Offermann和Hellmann，1997），这也为个体权利凌驾于组织规则之上推波助澜，削弱了内部控制和监督制衡机制的作用发挥。
其次，论资排辈文化降低了信息质量进而增加了公司违规行为。具体而言，论资排辈文化强调个体阶层的身份差异，阻碍了内部信息流动、降低公司信息质量，因而增加公司违规概率和违规次数。现有文献证实，信息质量对公司不当行为产生重要影响（钱爱民和朱大鹏，2020）。比如，Ndofor等（2015）发现，低水平的信息披露加剧了内部管理者和外部投资者之间信息不对称，进而增加公司违规可能性。“沉默的螺旋”理论（the spiral of silence）也认为，大多数个体出于被孤立的恐惧，倾向避免固执己见或与众不同，从而产生对社会上“多数者”或“领袖”的意见趋同行为（Noelle-Neumann，1974）。众所周知，“序”被信奉为礼的灵魂，一定程度强化了个体阶层差异。《礼记·乐记》秉承“明长幼之序，以敬四海之内”，但过分强调不可逾矩以及对上谦卑恭敬可能扩大尊卑者之间的鸿沟。比如，“父母教，须敬听”（《弟子规·出则悌》）、“长者先，幼者后”（《弟子规·出则悌》）、“路遇长，疾趋揖。长无言，退恭立”（《弟子规·出则悌》）等。受到“序”这一高权力距离观念的影响，一些公司领导不仅忽视和拒绝采纳下属建议，甚至惩罚意见相左的员工就显得更为合理（Kirkbride等，1991；Morrison等，2011），从而导致员工不太可能在组织内表达与他人相左或具有挑战性的观点（Chow等，1999；Bowen和Blackmon，2003）。论资排辈文化扩大了不同层级员工之间的身份壁垒，阻碍了员工信息交流与沟通积极性（Xu等，2023），破坏了公司内部信息交流共享（Robert等，2000；Brockner等，2001），因而会增强信息不对称和公司违规行为。综合上述分析，本文提出假设1。
H1：论资排辈文化与公司违规呈正相关关系。
（二） 论资排辈与公司违规行为的调节作用
本文的调节作用方面主要从违规能力（产权性质、权力集中度）和违规动机（企业绩效压力、董事长性别）两种情景进行选取。
1. 产权性质的调节作用
相比于民营企业，国有企业呈现更强的官僚主义色彩，特别是在管理者选拔与职务晋升等方面更加体现按部就班和注重资历的循序渐进原则（占美松等，2022）。众所周知，国有企业管理者主要由上级主管部门行政任命而非由下级选举产生，企业内部职务晋升也需遵守严格的组织考察流程，较少出现员工因业绩出色或做出突出贡献而得到破格提拔与越级重用，这也导致组织内部“唯领导是从”的“权威—服从”机制盛行。与此同时，政府推行的“一把手”负责制和长期孕育形成的根深蒂固“一把手”权力文化，愈发导致国企内部的人、财、物大权高度集中在“一把手”手中。这种“一把手”负责制和“从上”权力文化的内核与论资排辈观念具有高度相似性，同样映射了崇尚资历的隐性规范。这意味着，国有企业的组织特性与文化土壤可能进一步助长论资排辈氛围，从而增强论资排辈与公司违规的正相关关系。基于此，本文提出假设2。
H2：相对于民营企业，论资排辈文化与公司违规行为的正相关关系在国有企业更强。
2. 权力集中度的调节作用
Anderson和Brown（2010）认为，层级结构产生的影响与权力强度息息相关，权力强度越集中，层级结构产生的影响越大。企业权力集中度高意味着高层管理者被赋予更多自由裁量权，这与论资排辈文化——位高者将得到更高的权威，位卑者愈发“怒不敢言”高度契合。权力集中与制衡缺失为管理者滥用权力，甚至是实施违规行为谋求控制权私利提供了更多空间。因此，权力集中度更加凸显权力在位者的权威角色，从而助长论资排辈文化对公司违规行为的消极影响。基于此，本文提出假设3。
H3：公司权力集中度越高，论资排辈文化与公司违规行为的正相关关系越强。
3. 企业绩效压力的调节作用
企业行为理论认为，企业行动选择在很大程度上受到可支配资源状况的影响。当企业面临业绩下滑的压力时，相比于采用探索性研发、创新等其他行为改变不良现状，违规行为在较少的投资下便能起到显著的杠杆作用（贺小刚等，2015）。基于此，不少研究表明企业财务状况欠佳或激烈市场竞争反馈引致潜在的声誉或投资者信任损失等不良后果无形增加了企业经营者的压力，从而诱导严重的公司违规行为。论资排辈的风气加剧了监督者缺位，使高层管理人员愈发不依赖于固有的惯例或流程、预算及计划进行快速决策，增加了公司违规概率和违规次数。由此可见，企业绩效压力增加了论资排辈文化下的公司违规动机，使得高管人员更有可能突破监管制度与治理机制的束缚。因此，论资排辈与公司违规的正相关关系在企业绩效压力较大时表现更突出。基于此，本文提出假设4。
H4：公司面临的绩效压力越大，论资排辈文化与公司违规行为的正相关关系越强。
4. 董事长性别的调节作用
已有研究表明，男性和女性价值观偏好存在系统性差异。相比于男性，女性似乎具有更高水平的道德能力（Baier，1987），并表现出更明显的内疚感和羞耻感，也更不愿意损害他人利益或从事不公正行为。论资排辈文化注重身份差异，破坏了组织内的公平文化。当公司掌舵者（董事长）为男性时，其基于男权思想的身份定位更倾向降低道德标准并合理化论资排辈观念，从而为论资排辈文化“释放效应”提供了良好的组织土壤，强化了论资排辈与公司违规的关系。因此，论资排辈与公司违规行为正相关关系在董事长为男性时表现更突出。基于此，本文提出假设5。
H5：董事长为男性时，论资排辈文化与公司违规行为的正相关关系越强。
四、研究设计（一） 样本选取与数据来源
本文选取2008年至2021年沪深A股上市公司作为初始样本。并按照以下规则对样本进行筛选：（1）剔除ST公司及PT公司样本；（2）剔除金融行业的公司；（3）剔除主要变量数据严重缺失的样本。最终获得
（二） 变量定义
1. 被解释变量
本文的被解释变量是“企业违规”。借鉴前人研究（徐细雄等，2021；张学志等，2022），本文使用两种度量方式衡量企业违规行为。（1）Vio_Dum，公司违规虚拟变量，如果观测年度内企业发生了违规行为，赋值为1，否则为0。（2）Vio_Num，公司违规次数，以企业各年违规的次数总和度量。为避免查处时间与实际违规时间不一致引起的偏误，本文违规虚拟变量在实际违规行为发生当年取值为1。比如，企业2013年发生违规行为却于2021年被查出，则该企业违规变量在2013年赋值为1，2021为0。
2. 解释变量
本文核心解释变量是“论资排辈”，以企业董事长出生省份的论资排辈文化强度来衡量，主要有两个方面的原因。一方面，衡量社会文化环境时，大多数学者认为同一省（自治区、直辖市）具有相同或相似的社会文化氛围（Ang等，2015）。根据烙印理论，青少年时期对个体思维方式和价值观塑造将直接影响其成年后的行为模式。因此，出生地社会环境对个人成长的影响根深蒂固。另一方面，董事长作为企业掌舵人拥有极大话语权，其个人意愿和价值取向会更多体现在企业决策中。具体来说，参考地区层面文化强度的衡量方式（王艳和李善民，2017），本文采用的论资排辈指标Seniority，是针对中国综合社会调查（CGSS）2017中的问题——“无论如何，在家中父亲的权威都应该受到尊重？”，被调查者可以选择“非常同意”“相当同意”“有些同意”“无所谓同意不同意”“有些不同意”“相当不同意”“非常不同意”“不知道”“拒绝回答”这9项中任意一项。我们分别给前7个选项赋值7、6、5、4、3、2和1（问卷统计显示不存在调查者选择“不知道”“拒绝回答”这两项），然后将每一省份所有居民得分均值作为该省的论资排辈指标值。董事长出生省份论资排辈数值越高，说明该公司的论资排辈文化越盛行
3. 调节变量
产权性质（SOE），当企业为国有企业时赋值为1，否则为0。权力集中度（Top1），以股权集中度衡量，指第一大股东持股比例。企业绩效压力（Distress），倘若当年绩效（总资产收益率ROA）低于前一年，Distress记为1，否则为0。董事长性别（Chair Gender），当公司董事长为男性时为1，否则为0。
4. 控制变量
根据以往研究，本文选取了公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、市账比（MB）、总资产收益率（ROA）、产权性质（SOE）、公司成长性（Growth）、两职合一（Duality）、独立董事比例（Inddirec）、公司年龄（Listage）、董事会规模（Boardsize）、董事长年龄（Chair Age）、董事长性别（Chair Gender）以及年度和行业效应。
（三） 模型设定
为考察论资排辈对公司违规的影响，本文设置模型（1）以检验研究假设一。
| $ {Vio}_{i.t}={{\beta }_{0}+\beta }_{1}{Seniority}_{i.t}+\sum {Controls}_{i.t}+\sum Ind+\sum Year+{\varepsilon }_{i.t} $ | (1) |
为探究不同情境下论资排辈对公司违规的影响，本文设置模型（2）以检验产权性质（SOE）、权力集中度（Top1）、企业绩效压力（Distress）以及董事长性别（Chair Gender）对论资排辈与公司违规关系的调节效应。
| $ \begin{aligned} {Vio}_{i.t}=&{{\beta }_{0}+\beta }_{1}{Seniority}_{i.t}{+\beta }_{2}{SOE}_{i.t}/{Top1}_{i.t}/{Distress}_{i.t}/{ChairGender}_{i.t}+{\beta }_{3}{Seniority}_{i.t}\\ &{\times SOE}_{i.t}/{Top1}_{i.t}/{Distress}_{i.t}/{ChairGender}_{i.t}+\sum {Controls}_{i.t}+\sum Ind+\sum Year+{\varepsilon }_{i.t} \end{aligned}$ | (2) |
其中，Vioi,t为公司i第t年的违规指标，分别以公司是否违规（Vio_Dum）和公司违规次数（Vio_Num）衡量；Seniorityi,t表示企业第t年论资排辈程度；控制变量包括第t期公司特征和公司治理情况等方面；回归均控制了年度和行业。当自变量为Vio_Dum时，采用Logit模型进行估计；当因变量为Vio_Num时，采用OLS模型估计。
五、实证分析（一） 描述性统计
主要变量的描述性分析结果显示，因变量是否违规（Vio_Dum）均值为0.165，意味着约有16.5%的样本观察值发生了公司违规行为，因变量违规次数（Vio_Num）均值为0.244，说明样本中平均每个公司的违规次数为0.244次，这与现有研究结论基本一致（周卉和谭跃，2024）。自变量论资排辈（Seniority）的最小值5.054，超过调查问卷选项中间值4，表明我国存在比较明显的论资排辈文化（限于篇幅未报告，备索）。
（二） 基本回归结果
表1报告了论资排辈与公司违规的回归结果。第（1）列和第（3）列仅就被解释变量对关键解释变量进行回归，第（2）列和第（4）列在第（1）列和第（3）列的基础上加入控制变量。结果表明，论资排辈（Seniority）变量的回归系数均显著为正，即企业论资排辈文化强度越大，公司违规行为的概率及次数显著越高，支持了假设H1。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
| Vio_Dum | Vio_Dum | Vio_Num | Vio_Num | |
| Seniority | 0.536*** | 0.636*** | 0.062** | 0.075*** |
| （3.53） | （4.34） | （2.01） | （2.60） | |
| Size | −0.205*** | −0.018** | ||
| （−4.63） | （−2.01） | |||
| Lev | 1.476*** | 0.254*** | ||
| （6.10） | （4.16） | |||
| MB | 0.425** | −0.003 | ||
| （1.97） | （−0.06） | |||
| ROA | −5.371*** | −1.766*** | ||
| （−9.29） | （−9.13） | |||
| SOE | −0.678*** | −0.159*** | ||
| （−6.68） | （−7.54） | |||
| Growth | 0.025 | 0.002 | ||
| （1.02） | （0.37） | |||
| Duality | 0.133 | 0.063** | ||
| （1.45） | （2.55） | |||
| Inddirec | 0.804 | 0.087 | ||
| （1.06） | （0.52） | |||
| Listage | 0.055 | 0.024 | ||
| （0.83） | （1.60） | |||
| Boardsize | −0.005 | 0.001 | ||
| （−0.17） | （0.16） | |||
| Chair Age | −0.006 | −0.001 | ||
| （−1.17） | （−1.02） | |||
| Chair Gender | −0.156 | −0.019 | ||
| （−0.73） | （−0.39） | |||
| _cons | −4.180*** | −0.971 | 0.021 | 0.296 |
| （−4.70） | （−0.81） | （0.11） | （1.18） | |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj. R2/Pseudo R2 | 0.021 | 0.073 | 0.024 | 0.077 |
| N | ||||
| 注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，下同。 | ||||
（三） 影响路径检验
根据理论分析，论资排辈文化可能通过损害内部监督和削弱信息质量两条路径增加公司违规行为。因此，接下来本文尝试基于Baron和Kenny（1986）的中介效应回归模型，对上述渠道效应进行三步检验：第一步，检验自变量论资排辈（Seniority）对因变量违规概率（Vio_Dum）和违规次数（Vio_Num）的影响。第二步，检验自变量论资排辈（Seniority）对中介变量（MV）的影响。第三步，检验自变量论资排辈（Seniority）、中介变量（MV）对因变量违规概率（Vio_Dum）和违规次数（Vio_Num）的影响。
| $ {MV}_{i.t}={{\beta }_{0}+\beta }_{1}{Seniority}_{i.t}+\sum {Controls}_{i.t}+\sum Ind+\sum Year+{\varepsilon }_{i.t} $ | (3) |
| $ {Vio}_{i.t}={{\beta }_{0}+\beta }_{1}{Seniority}_{i.t}+{\beta }_{2}{MV}_{i.t}+\sum {Controls}_{i.t}+\sum Ind+\sum Year+{\varepsilon }_{i.t} $ | (4) |
其中，中介变量（MV）分别代表监督渠道效应以及信息渠道效应。监督渠道效应主要通过内部控制质量衡量。这是因为通常公司内部控制质量越好，其监督效应越强。具体采用以下两种方式：（1）迪博内部控制指数（简称InterControl），以迪博内部控制指数除
1. 监督渠道效应检验
表2报告了监督渠道效应检验结果。第一步回归的结果已报告在表1第（2）列和第（4）列中。表2第（1）列和第（4）列结果分别显示，论资排辈（Seniority）回归系数分别在1%和5%水平上显著为负数和正数，说明论资排辈文化降低了企业内部控制质量并提高了企业内部控制缺陷数量；列（2）和列（3）显示，论资排辈（Seniority）与企业违规概率（Vio_Dum）及违规次数（Vio_Num）正相关，而内控指数（InterControl）与公司违规概率（Vio_Dum）及违规次数（Vio_Num）负相关，即论资排辈（Seniority）通过降低企业内部控制质量（InterControl）进而增加了公司违规；列（5）和列（6）结果显示，论资排辈（Seniority）、内部控制缺陷（Defect_Num）均与企业违规概率（Vio_Dum）及违规次数（Vio_Num）正相关，即论资排辈（Seniority）通过增加内部控制缺陷数量（Defect_Num）提高了公司违规概率和次数。结果综合说明，论资排辈文化损害公司内部监督质量进而提高了公司违规行为。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） |
| InterControl | Vio_Dum | Vio_Num | Defect_Num | Vio_Dum | Vio_Num | |
| Seniority | −15.215*** | 0.581*** | 0.056** | 0.036** | 0.633*** | 0.074** |
| （−2.59） | （3.98） | （2.04） | （2.06） | （5.70） | （2.55） | |
| InterControl | −0.003*** | −0.001*** | ||||
| （−13.49） | （−12.31） | |||||
| Defect_Num | 0.106** | 0.043** | ||||
| （1.96） | （2.22） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj. R2/Pseudo R2 | 0.262 | 0.096 | 0.123 | 0.029 | 0.073 | 0.078 |
| N |
2. 信息渠道效应检验
表3报告了基于信息质量视角的渠道效应检验结果。列（1）和列（4）显示，论资排辈（Seniority）变量的回归系数在5%水平显著为正，说明论资排辈文化确实提高了盈余管理（AbsDA）程度并增加了财务重述（Restate）概率；列（2）、列（3）、列（5）和列（6）结果显示，论资排辈（Seniority）、盈余管理（AbsDA）和财务重述（Restate）同时增加了公司违规，即论资排辈（Seniority）通过增加盈余管理（AbsDA）和财务重述（Restate）进而增加了公司违规。上述结果表明，论资排辈文化降低了公司信息质量，进而提升了公司违规行为。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） |
| AbsDA | Vio_Dum | Vio_Num | Restate | Vio_Dum | Vio_Num | |
| Seniority | 0.012** | 0.629*** | 0.073** | 0.041** | 0.605*** | 0.066** |
| （2.17） | （4.29） | （2.53） | （2.47） | （4.15） | （2.34） | |
| AbsDA | 0.454*** | 0.189*** | ||||
| （2.83） | （3.42） | |||||
| Restate | 0.680*** | 0.217*** | ||||
| （10.00） | （9.39） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj. R2/Pseudo R2 | 0.048 | 0.073 | 0.078 | 0.083 | 0.084 | 0.092 |
| N |
（四） 稳健性检验
1. 替换解释变量
前面模型中论资排辈（Seniority）变量主要采用董事长出生地的问卷调查数据刻画，这可能存在一定的偏误。有鉴如此，本文还采用两种其他测度方法进行替代。
（1）现实中，论资排辈较多由年龄差异所表征。因此，参考刘建秋等（2021），本文采用年龄引致的高管薪酬差距来刻画公司论资排辈文化强度，即模型（5）回归得到的系数
| $ {HePayGap}_{i.t}={{\beta }_{0}+\beta }_{1}{HeAagGap}_{i.t}+\sum {Controls}_{i.t}+\sum Ind+\sum Year+{\varepsilon }_{i.t} $ | (5) |
其中，HePayGap指高管团队成员年度现金薪酬的离散系数，即高管团队成员薪酬标准差除以高管团队成员平均薪酬。HeAgeGap则以除董事和监事外高管人员年龄的离散系数表示，即高管人员年龄标准差除以团队所有成员年龄均值。
（2）考虑到公司年报主观信息（如管理层分析与讨论部分）一定程度能侧面反映公司文化情况，故本文尝试采用文本分析法，从上市公司年报的管理层分析与讨论小节（MD&A）统计反映公司论资排辈文化的词汇频率，对其加1取对数作为论资排辈文化衡量指标，用Seniority_text表示。其中“论资排辈”（Seniority_text）包含的词汇有：尊严、上级、带领、经验、规范、规章、规则、合规、依法、服从、遵从、遵守、遵法、指令、监管、顺序、依次、轮次、次序、先后、礼仪、伦理和道德。更进一步，采用前面计算获得的“论资排辈”（Seniority_pay/Seniority_text）对模型（1）进行回归（限于篇幅未报告，备索）。
2. 控制区域层面变量
为避免结论受其他区域层面（如当地经济发展水平和市场化治理程度）的影响，本文在模型（1）基础上控制了区域层面特征变量。其中经济发展水平（GDP）主要采用地区人均生产总值取对数衡量；市场治理水平（MK）则依赖《中国分省份市场化指数报告（2021）》一书，以省级层面市场化治理进行刻画。结果支持假设H1（限于篇幅未报告，备索）。
3. 控制公司固定效应
考虑到传统公司固定效应模型加入了大量的虚拟变量使回归模型丧失简约性等缺点，本文参照Coles和Li（2023）的研究，在模型（1）的控制变量中分别加入因变量公司违规的第一年数据以控制公司固定效应，研究结论基本不变（限于篇幅未报告，备索）。
4. 更换回归模型
为增加回归结果的稳健性，本文更换模型重新检验了主效应。当自变量为Vio_Dum时，通过Probit进行估计；当因变量为Vio_Num时，采用Poisson模型。结果表明，更换回归模型后论资排辈的回归系数在统计上依然显著为正，支持假设H1（限于篇幅未报告，备索）。
5. 基于Bivariable Probit模型回归
由于我们仅能观测到被证监会查处的企业违规，可能有部分企业实际违规却未被查处，这引致了两个潜在担忧：一方面，基准模型的估计参数可能存在偏差；另一方面，论资排辈文化可能使员工包庇企业违规（或领导者隐匿企业经营状况），减少了违规被稽查的概率。为检验此问题，根据Poirier（1980）关于Bivariable Probit估计方法的研究，本文同时考察论资排辈对公司违规倾向和违规稽查的作用。具体来说，我们引入潜变量
| $ {Inclination}_{i,t}^{*}={\beta }_{I}{X}_{I,it}+{\mu }_{i.t} $ | (6) |
| $ {Detect}_{i,t}^{*}={\beta }_{D}{X}_{D,it}+{v}_{i.t} $ | (7) |
结果显示，Seniority对Inclination的回归系数在1%水平上显著为正，对Detect的回归系数在1%水平上显著为负。这一结果表明，论资排辈文化确实增加了公司违规行为的发生概率，并且导致公司违规行为更难被稽查
6. 倾向得分匹配法
考虑到样本选择偏差的存在，本文采用倾向得分匹配法（PSM）进行稳健性检验。具体来说，根据企业论资排辈文化强度是否高于行业年度中位数，生成Seniority_Dum哑变量；接着以Seniority_Dum为被解释变量，将模型（1）中所有控制变量设为协变量、行业虚拟变量和年份虚拟变量设为特征变量进行Logit回归；最后，根据最近邻匹配法，按照1:1的比例进行样本配对。平衡性检验结果显示，样本配对之后论资排辈程度较高和较低的样本组在公司和董事长特征等方面的差异显著降低（篇幅限制未列示）。基于PSM匹配后的样本回归结果显示，论资排辈文化提高了违规行为，验证了假设H1（限于篇幅未报告，备索）。
（五） 调节作用检验
1. 产权性质的调节作用检验
为检验论资排辈增加公司违规行为是否受到企业产权性质影响，本文对模型（2）进行实证检验。表4第（1）列和（4）列表明，论资排辈与产权性质交乘项（Seniority×SOE）的回归系数为正。说明相较于民营企业，论资排辈文化与公司违规行为之间的正相关关系在国有企业中更加明显。另外，本文根据产权性质将样本分为国有企业（SOE=1）和民营企业（SOE=0）。其中，第（2）列和（5）列报告了国有企业论资排辈文化对公司违规的影响，回归结果在1%水平显著正相关，第（3）列和（6）列报告了非国有企业论资排辈文化对公司违规的影响。此外，分组回归后组间系数差异的回归结果显著异于零，支持假设H2。
| 变量 | Vio_Dum | Vio_Num | ||||
| 全样本 | SOE=1 | SOE=0 | 全样本 | SOE=1 | SOE=0 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Seniority | 0.482*** | 1.063*** | 0.453** | 0.047 | 0.138*** | 0.039 |
| （3.64） | （3.98） | （2.47） | （1.50） | （4.02） | （0.93） | |
| SOE | −3.541*** | −0.558** | ||||
| （−2.64） | （−2.06） | |||||
| Seniority×SOE | 0.520** | 0.073 | ||||
| （2.14） | （1.48） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj R2/Pseudo R2 | 0.073 | 0.068 | 0.067 | 0.077 | 0.037 | 0.085 |
| N | ||||||
| 经验p值 | — | 0.001*** | — | 0.001*** | ||
| 注：经验p值用于检验组间系数差异的显著性，通过自体抽样（Bootstrap） |
||||||
2. 权力集中度的调节作用检验
为检验论资排辈与公司违规的正相关关系是否受权力集中度的影响，本文通过模型（2）进行检验（如表5）。第（1）和第（4）列结果表明，论资排辈文化与权力集中度交乘项（Seniority×Top1）的回归系数均在5%水平上显著为正，说明权力集中度（Top1）加剧了论资排辈文化与公司违规行为间的正相关关系。另外，本文根据公司权力配置结构将样本公司分为“高权力集中度”（High Top1=1）和“低权力集中度”（High Top1=0）两组，其中第（2）和第（5）列报告了“高权力集中度”样本组论资排辈文化对公司违规的影响，第（3）和第（6）列报告了“低权力集中度”样本组论资排辈文化对公司违规的影响。可以发现，第（2）和第（5）列回归系数的显著性明显高于第（3）和第（6）列。结果表明，相较低权力集中度的企业，高权力集中度下论资排辈文化与公司违规行为间的正相关关系愈发明显，证实了H3。
| 变量 | Vio_Dum | Vio_Num | ||||
| 全样本 | High Top1=1 | High Top1=0 | 全样本 | High Top1=1 | High Top1=0 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Seniority | −0.137 | 0.886*** | 0.405** | −0.056 | 0.137*** | 0.006 |
| （−0.39） | （4.09） | （2.04） | （−0.78） | （3.60） | （0.13） | |
| Top1 | −0.130** | −0.020** | ||||
| （−2.57） | （−2.34） | |||||
| Seniority×Top1 | 0.022** | 0.003** | ||||
| （2.41） | （2.15） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj R2/Pseudo R2 | 0.075 | 0.076 | 0.078 | 0.078 | 0.062 | 0.090 |
| N | ||||||
| 经验p值 | — | 0.003*** | — | 0.000*** | ||
3. 企业绩效压力的调节作用检验
为检验论资排辈文化与公司违规行为的关系是否受企业所面临绩效压力的影响，本文通过模型（2）进行实证检验（如表6）。其中，第（1）和（4）列显示，论资排辈文化与压力交乘项（Seniority×Distress）的回归系数均在5%的水平下显著为正；说明高企业绩效压力强化了论资排辈文化与公司违规行为之间的正相关关系。另外，本文也根据企业绩效压力行业年度中位数将样本分为“高企业绩效压力（Distress=1）”和“低企业绩效压力（Distress=0）”两组。可以发现，第（2）和第（5）列回归系数的显著性高于第（3）和第（6）列；结果表明，公司绩效压力越大，论资排辈文化与公司违规行为之间的正相关关系越强，证实了H4。
| 变量 | Vio_Dum | Vio_Num | ||||
| 全样本 | Distress=1 | Distress=0 | 全样本 | Distress=1 | Distress=0 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Seniority | 0.339* | 0.803*** | 0.320 | 0.027 | 0.106*** | 0.022 |
| （1.71） | （4.91） | （1.58） | （0.71） | （3.33） | （0.59） | |
| Distress | −2.583** | −0.432** | ||||
| （−2.33） | （−2.11） | |||||
| Seniority×Distress | 0.464** | 0.077** | ||||
| （2.30） | （2.06） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj R2/Pseudo R2 | 0.073 | 0.082 | 0.065 | 0.077 | 0.088 | 0.058 |
| N | ||||||
| 经验p值 | — | 0.018** | — | 0.013** | ||
4. 董事长性别的调节作用检验
为检验论资排辈增加公司违规行为是否受到企业董事长性别的影响，本文对模型（2）进行实证检验。表7第（1）列和（4）列表明，论资排辈与董事长性别交乘项（Seniority×Chair Gender）的回归系数为正。说明相较于女性董事长领导的企业，论资排辈文化与公司违规行为之间的正相关关系在董事长为男性的企业中更明显。另外，本文根据董事长性别将样本分为男董事长（Chair Gender=1）和女董事长（Chair Gender=0）。其中，第（2）列和（5）列报告了董事长为男性样本组时，论资排辈文化对公司违规的影响，回归结果在1%水平显著正相关，第（3）列和（6）列报告了董事长为女性样本组时，论资排辈文化对公司违规的影响，回归结果负相关，支持假设H5。
| 变量 | Vio_Dum | Vio_Num | ||||
| 全样本 | Chair Gender=1 | Chair Gender=0 | 全样本 | Chair Gender=1 | Chair Gender=0 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Seniority | −0.167 | 0.660*** | −0.452 | −0.177 | 0.083*** | −0.238 |
| （−0.25） | （4.43） | （−0.42） | （−1.27） | （2.83） | （−1.23） | |
| Chair Gender | −9.267 | −2.852 | ||||
| （−0.52） | （−1.69） | |||||
| Seniority×Chair Gender | 0.826 | 0.260* | ||||
| （1.21） | （1.84） | |||||
| Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Industry | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Adj R2/Pseudo R2 | 0.073 | 0.073 | 0.203 | 0.077 | 0.076 | 0.117 |
| N | 432 | 432 | ||||
| 经验p值 | — | 0.001*** | — | 0.001*** | ||
（一） 研究结论
权力距离对个体与组织行为产生重要影响。受到“尊卑有序”等儒家价值规范的影响，我国社会中的差序格局与论资排辈文化盛行。本文将宏观层面的地域文化特质与微观企业行为有机融合，实证检验了论资排辈文化对公司违规的影响效应及机理。结果说明论资排辈文化显著增加了公司违规行为。机制检验结果显示，论资排辈文化主要从弱化内部监督质量和加剧公司信息不对称两条路径影响公司违规。进一步研究发现，在国有产权、高权力集中度、绩效压力较大以及男性董事长的企业中，论资排辈文化与公司违规的正相关关系更明显。
（二） 理论意义
本研究从非正式制度视角揭示了论资排辈这一独特文化因素对公司违规行为的影响效应，深化了对公司违规行为赖以依存的文化土壤及其力量逻辑的理解，丰富和拓展了公司违规主题的研究文献。第一，深化了对论资排辈经济后果的理论认识。本文从内部控制与信息传递视角出发考察了企业论资排辈文化对公司违规的影响。这对丰富公司违规相关理论，从文化底层逻辑深刻理解企业论资排辈引发的消极经济后果提供了有力支撑和经验证据。第二，丰富了公司违规决定因素的研究。现有公司违规的研究文献对文化——特别是符合传统思维文化（论资排辈）关注不足，本文揭示了企业论资排辈削弱内部控制以及降低信息治理质量，进而增加公司违规的桎梏效应和传导路径。
（三） 管理启示与建议
本文结论对政策制定者和企业管理者都有重要启示。首先，从政策制定角度来看，政府应引导推进构建平等和谐组织氛围。本文的结论为政府引导推进构建平等和谐组织氛围，改善资本市场信息治理以及降低公司违规行为概率提供一定的经验借鉴和政策启示。这要求我们在坚定文化自信、弘扬中华优秀传统文化过程中应该秉承“扬弃并举”原则，在理解和发扬中华传统文化积极治理价值的同时，又必须深具自我批判精神，破除论资排辈等不良文化基因的消极影响。其次，本文研究结论也对破除组织内身份壁垒，激发员工个体活力，从而更充分发挥员工群体的主体性治理价值具有重要的实践启示。企业管理者应该采取积极行动倡导员工身份等同、破除组织内信息流动障碍、鼓励员工谏言监督等，从而更充分释放员工群体的治理机制。
（四） 研究局限和未来研究方向
第一，论资排辈的测度方式存在一定缺陷，有待进一步改进和完善。直接度量文化、意识形态等对经济活动及企业决策行为的影响必然会遇到一些难以克服的困难，且其度量方法一直以来也都备受争议。本文基于中国综合社会调查（CGSS）2017构建省份论资排辈指标，利用董事长出生地匹配省份论资排辈文化确定各公司论资排辈情况。虽然这种基于问卷量化文化指标的测度方法近年已在“文化与金融”领域得到了一定程度的应用，但作为间接的替代性测度方式，存在一定的噪音。为克服上述缺陷，未来研究可尝试运用问卷调查的方法，通过量表设计直接测度企业关键高管（如CEO或董事长）的论资排辈认同度。
第二，论资排辈的影响后果研究存在进一步深化和拓展的空间，未来研究可进一步考察论资排辈文化对微观企业其他决策行为的影响效应。作为传统儒家文化重要的组成部分，其暗含的差序氛围、等级观点深刻影响公司管理人员行为。然而受数据测度的限制，近年实证考察论资排辈文化对企业经济管理行为影响效应的研究较为缺乏。由于个人认知能力和研究内容篇幅限制，本文仅实证考察了论资排辈文化对公司违规行为的影响效应。未来研究可进一步探讨论资排辈文化对企业其他经济管理行为的影响。
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