黨建引領自律:黨建入章與國企高管在職消費

修宗峰,殷敬偉,彭 曉

(中南大學 商學院,湖南 長沙 410083)

一、引 言

黨組織嵌入公司治理是新時代中國國有企業治理制度的一大特色[1-3],加強國有企業黨的建設工作、加快推動黨建工作進章程、不斷完善法人治理結構是新一輪國有企業改革的關鍵任務[4-5]。2015年9月20日,中共中央、國務院印發《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》,其中明確要求“在章程中明確黨建工作總體要求,使黨組織成為公司治理結構的有機組成部分”。該文件下達后,國有企業黨組織在公司法人治理結構中的法定地位得以明確,眾多國有企業也紛紛落實“黨建入章”工作。隨后一系列針對國有企業黨建工作和公司治理結構的政策措施相繼制定并實施,這為新一輪深化國有企業改革提供了切實的制度基礎和政治保障。隨著國有企業黨建工作的持續深入推進,中國特色國有企業公司治理體系已經基本形成,但國有企業黨的建設和公司治理體系依然存在諸多突出問題[4-5],有必要從理論分析和實證檢驗角度深入考察國有企業“黨建入章”的經濟后果,從嶄新視角認識并總結“黨建入章”后國有企業黨組織發揮作用的機制路徑和治理效果,這對于完善、改進國有企業改革頂層設計具有重要的理論價值和現實意義。

黨的十八大以后,從中央到地方,黨風廉政建設和反腐敗工作力度空前,國有企業高管在職消費問題再次引起了社會各界的廣泛關注。2015年,我國黨中央將反腐重心從政府官員轉移到國有企業以及金融領域,國有企業成為反腐“第二戰場”。對于我國國有企業來說,嚴格的薪酬管制使得國有企業高管有更強烈的動機選擇在職消費,以彌補其貨幣性薪酬激勵不足,“一把手”負責制為國有企業高管利用在職消費過度自我激勵提供了便利[6-7]。為加強對國有企業高管在職消費行為的監管,我國政府陸續出臺了一系列相關政策,如影響較大的“八項規定”等。盡管這些政策起到了一定效果,但國有企業高管利用職權違規公款吃喝、奢華消費、牟取私利等過度在職消費現象仍屢見不鮮[8-9]。

在理論界,對于國有企業高管在職消費有著不同的認識。一種觀點認為,國企高管在職消費是薪酬管制約束下的隱形激勵行為,可以對國企高管產生正向激勵作用,進而對企業價值產生積極效應[10-11]。而另一種觀點認為,國企高管在職消費是“所有者虛位”下的委托代理問題,在國有企業經營權下放的背景下,作為所有者的政府很難對國企高管實施有效監管,所有者監管的缺失會引發高管的自利行為,在此情況下,在職消費很有可能成為高管牟取私利的方式,并且會對企業價值產生消極效應[12-13]。在委托代理理論框架下,近年來的研究從紀委參與[14]、媒體監督[15]、政府審計[8]、曝光機制[9]、外部監管[7]等角度檢驗了公司內外部治理機制能夠抑制國企高管在職消費行為?！包h建入章”明確了黨組織在公司治理結構中的主體地位,重塑了國有企業內部治理機制,考察“黨建入章”對國企高管在職消費行為的影響具有重要的理論價值和現實意義。

國有企業作為推動“黨建入章”的試驗田,肩負著貫徹落實黨中央方針政策、決策部署的重大責任,在加強黨的建設、推動黨組織制度落地實施等方面發揮著帶頭作用。在當前深化國有企業改革的現實背景下,如何有效增強國有企業基層黨組織對高管代理行為的監督約束、落實在黨風廉政建設和反腐敗工作中的主體責任,是國有企業落實“黨建入章”制度安排的重要議題[4,16]?；诖?本文擬從“黨建入章”這一基層黨組織制度安排的視角入手,通過手工搜集2015年至2019年我國A股國有上市公司“黨建入章”的數據,實證檢驗“黨建入章”對國有企業高管在職消費行為的影響。實證結果表明:(1)“黨建入章”能夠抑制國有企業高管在職消費行為;(2)對于公司治理水平較低的國有企業,“黨建入章”對高管在職消費行為的抑制作用更加明顯;(3)在商業類國有企業、市場化程度較高地區以及文化松緊度較高地區中,“黨建入章”對國企高管在職消費行為的抑制作用更強。

本文研究貢獻在于:(1)從“黨建入章”的角度考察了黨組織參與公司治理對國有企業委托代理行為的影響,這增加了黨組織參與公司治理的文獻積累?，F有研究主要從企業是否設立黨組織[17-18]、黨委會與董監高之間“雙向進入、交叉任職”[19-21]、黨組織活動次數[22]等角度來衡量黨組織參與公司治理,本文則從制度層面“黨建入章”來定義黨組織參與公司治理。(2)本文考察了“黨建入章”對國企高管在職消費行為的影響與作用機制,豐富了我國國有企業高管在職消費的影響因素研究。立足于“黨建入章”這一企業基層黨組織制度安排,本文證明了其對國企高管在職消費的積極治理作用,為如何更好地約束和規范國企高管在職消費行為提供了嶄新視角。(3)本文還探討了“黨建入章”與公司治理機制在約束高管在職消費行為中的互動關系,進一步厘清了基層黨組織與傳統公司治理機制之間的關系,這對于厘清“黨建入章”對國有企業高管在職消費的作用機制具有重要的理論價值,對于理解如何從“反腐敗”治理視角深化國有企業改革具有一定的政策啟示。

其他部分的內容安排為:第二部分為制度背景、理論分析與研究假設;第三部分為研究設計,包括樣本選擇、數據來源、變量定義及實證模型等;第四部分為實證結果分析;第五部分為進一步分析與討論;第六部分為研究結論與啟示。

二、制度背景、理論分析與研究假設

(一) 我國國有企業“黨建入章”的制度背景分析

黨的十九大報告在闡述習近平新時代中國特色社會主義思想的“八個明確”中指出:“中國特色社會主義最本質的特征是中國共產黨領導,黨是最高政治領導力量?！?1)習近平2017年10月28日題為《決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利》的講話。國有企業是中國特色社會主義的重要物質基礎和政治基礎,是中國特色社會主義經濟的“頂梁柱”,(2)習近平2017年12月14日題為《深入學習貫徹黨的十九大精神 緊扣新時代要求推動改革發展》的講話。必須把堅持黨對國有企業的領導這一重大政治原則一以貫之,必須把建立現代企業制度這一國有企業改革方向一以貫之。為此,我國對國有企業黨組織治理進行了一系列積極探索,從早期“黨委領導下的廠長負責制”(3)“黨委領導下的廠長負責制”是指黨委是企業的領導核心,企業在生產、技術、財務、生活等方面的重大問題,均要由黨委集體討論決定,然后由廠長具體組織執行?！奥摵衔瘑T會領導下的廠長負責制”(4)“聯合委員會領導下的廠長負責制”在肯定黨委是領導核心的基礎上,將黨委領導下的廠長負責制轉變為工廠管理委員會、公司董事會、經濟聯合體的聯合領導和監督下的廠長負責制。,到“三重一大”(5)“三重一大”是指重大事項決策、重要干部任免、重大項目投資決策、大額資金使用?！半p向進入、交叉任職”(6)“雙向進入”是指符合條件的黨委(黨組)班子成員可以通過法定程序進入董事會、監事會、經理層,董事會、監事會、經理層成員中符合條件的黨員可以依照有關規定和程序進入黨委(黨組)?！敖徊嫒温殹敝更h委(黨組)書記、董事長一般由一人擔任,黨員總經理擔任副書記?！坝懻撉爸谩?7)“討論前置”是指董事會、經理層在進行決策前要首先經過黨組織研究討論。,再到“黨建入章”等制度性變革,這對于推動我國國有企業改革和公司治理機制創新起到了至關重要的作用。

隨著我國國有企業改革的不斷深化,現代企業法人制度得以建立并不斷健全,但長期以來,國有企業黨建思想淡化、內容和方式虛化、核心作用弱化、組織地位邊緣化等問題依然突出[16],而“黨建入章”則是從源頭破解國有企業黨建工作“四個化”問題的重要舉措。通過將國有企業黨建工作總體要求納入公司章程,明晰黨組織治理的邊界和范圍,進而推動黨組織領導核心和政治核心作用組織化、制度化、具體化,真正做到為國有企業把方向、管大局、保落實[4]。表1列示了我國國有企業“黨建入章”的制度變遷歷程。2015年9月,中共中央、國務院印發《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》,首次提出“國有企業應當在章程中明確黨建工作總體要求,使黨組織成為公司法人治理結構的有機組成部分”,這是我國國有企業“黨建入章”最早的一個正式的綱領性文件,明確了國有企業黨組織在公司法人治理結構中的法定地位。隨后,一系列針對國有企業黨建工作和公司治理結構的政策措施相繼制定并實施,旨在不斷細化“黨建入章”具體內容,明晰黨組織治理的邊界和范圍,落實國有企業黨組織的領導作用。例如,《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》《國有企業公司章程制定管理辦法》均明確規定“國有企業應當將黨建工作要求寫入公司章程,寫明黨組織的職責權限、機構設置、運行機制、基礎保障等重要事項”。(8)詳見《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)(2019)》第四章(黨的領導和公司治理)第十三條以及《國有企業公司章程制定管理辦法(2020)》第二章(公司章程的主要內容)第九條。由此可見,加強國有企業黨的建設工作、加快推動黨建工作進章程、不斷完善公司治理結構一直是國有企業改革的重要內容,因此,在中國特色社會主義進入新時代背景下,深入研究國有企業“黨建入章”制度安排具有重要的理論價值與現實意義。

表1 國有企業“黨建入章”制度變遷歷程

(二) “黨建入章”與國有企業高管在職消費

“黨建入章”作為新時期加強黨的領導和鞏固黨組織在公司治理結構中法定地位的制度安排,發揮了保障國企黨組織治理職責切實履行和影響國企高管價值觀念的作用,進而抑制國企高管在職消費行為。

在企業黨組織治理效能的有效發揮方面,“黨建入章”明確了黨組織參與公司治理的合法性,增強了黨組織在國有企業的嵌入程度,保障了黨組織治理功效的彰顯,這會從兩方面抑制國企高管在職消費行為。一方面,黨組織參與治理合法性的確立緩解了國有企業“所有者虛位”下的代理問題?！包h建入章”通過公司章程明確了黨組織參與公司治理的主體地位[23],打破了國企改革以來“新三會”把控公司治理的結構[19],保障了黨組織對高管監督職能的實施。在我國,共產黨始終代表著最廣大人民的根本利益,國企基層黨組織作為黨在基層的代表,是國企治理中政府和人民的化身,黨組織參與治理可以緩解國有企業“所有者虛位”下的代理問題,通過加強對國企高管的監督和制約,壓縮了國企高管進行利益操縱的空間,減少了國企高管利用在職消費牟取私利的機會。另一方面,“黨建入章”能夠增強黨組織在國有企業的嵌入程度,保證黨和國家反腐敗政策在國有企業中貫徹執行。企業黨組織是全國黨組織網絡體系的一個微觀節點,通過這個節點,黨中央和上級黨組織政策方針能快速有效傳達,確保國家戰略和相關政策在國有企業層面順利實施[1,22]。黨的十八大以來,黨中央針對長期存在的高管公款吃喝、奢華消費等超額在職消費現象,先后出臺了《國有企業負責人職務消費行為監督管理暫行辦法》《關于改進工作作風、密切聯系群眾的八項規定》等多項政策?！包h建入章”通過增強黨組織的嵌入程度,保障了國有企業黨組織在黨組織網絡體系中上傳下達職能的有效發揮,使得黨中央的反腐政策和相關文件精神能沿著黨組織網絡快速有效傳達,以確保黨和國家的反腐政策能貫徹實施于國有企業日常經營管理之中,而反腐倡廉政策在國有企業中有效貫徹實施可以有效遏制高管超額在職消費等隱形腐敗行為。因此,“黨建入章”通過保障黨組織治理功效的彰顯,緩解了國有企業“所有者虛位”下的代理問題,保障了黨和國家反腐敗政策在國有企業的貫徹執行,進而抑制了國企高管的在職消費行為。

在國企高管價值觀念的影響方面,“黨建入章”有助于黨組織更好地引領國有企業黨性文化建設,將黨的政治理念和價值觀融入國有企業高管的個人價值觀之中,促使其自覺降低在職消費水平。文化可以通過向決策個體灌輸價值理念或構建社會群體一致認同的社會規范,從而深刻影響決策個體的認知、互動及策略選擇[24-25]。黨性文化是馬克思主義與中華民族優秀傳統文化的結晶,凝結了中國共產黨人的高尚性、先進性,反映了黨的獨特氣質和精神標識,是政黨自覺和文化自信的集中表達[26]。國有企業“黨建入章”后黨組織的重要任務之一就是以黨性文化引領企業思想政治工作和精神文明建設,始終堅持“掌握思想領導是掌握一切領導的第一位”這一原則。(9)《毛澤東文集》第2卷,人民出版社1993年版,第435頁?！吨袊伯a黨章程》中明確規定黨的各級領導干部要“講黨性、重品行、作表率,做到自重、自省、自警、自勵,反對形式主義、官僚主義、享樂主義和奢靡之風,反對任何濫用職權、牟求私利的行為”。習近平總書記在2016年全國國有企業黨的建設工作會議上提出要以“對黨忠誠、勇于創新、治企有方、興企有為、清正廉潔”的標準鍛造干部隊伍,使純正的黨風和廉潔意識內化為黨員群眾的思想準則和道德準繩。黨組織通過“黨建入章”方式嵌入國有企業公司治理機制后,會將體現“實事求是、清正廉潔”等價值理念的黨內政治文化也一并融入國有企業文化建設中,并通過黨日活動、主題教育、學習培訓等方式在企業內部營造濃厚的黨性文化氛圍。企業高管人員的價值取向和行為偏好很大程度上會受其成長環境和文化土壤的影響,并在經營決策中得以體現[27]。在黨性文化潛移默化的影響下,國有企業黨員干部會改變自身的思維方式與行為選擇,嚴格按照黨性原則為人做事、為官用權,自覺摒棄過度在職消費這種與黨的政治理念和價值觀相悖的自利行為。本文提出假設H1:

H1:限定其他條件,“黨建入章”能夠抑制國有企業高管在職消費行為。

(三) “黨建入章”、公司治理與國有企業高管在職消費

在國有企業中,“黨建入章”作為新時期創新型基層企業黨建制度安排,在對高管在職消費行為的抑制方面,與傳統公司內部治理機制的關系如何?本文認為兩者之間存在一種替代關系,即“黨建入章”對國企高管在職消費行為的抑制作用在國有企業的公司治理水平較低時更為明顯。

“黨建入章”和有效的公司內部治理機制均會通過監督活動而抑制國企高管的在職消費行為。傳統治理機制如董事會、監事會等,通過有效運行能夠對企業高管私利活動進行監督,進而遏制高管的超額在職消費行為?！包h建入章”則是通過保障國有企業黨組織監督職能的有效發揮,加大了國企高管進行超額在職消費的被揭發曝光的風險、減少了國企高管牟取私利的機會,并通過將黨性文化內化于國企高管價值觀念之中,這均遏制了國企高管的在職消費行為。對于內部治理水平較低的國有企業而言,由于傳統內部治理機制難以發揮應有的監督功能,國企高管在職消費可能存在“超額”問題,而“黨建入章”的制度安排通過保障黨組織監督職能的有效發揮將黨性文化內化于國企高管價值觀念之中,恰好彌補了由傳統治理機制失效所帶來的監督缺位問題,進而緩解國企高管在職消費“超額”問題。本文提出假設H2:

H2:對于公司治理水平較低的國有企業而言,“黨建入章”對高管在職消費行為的抑制作用更加明顯。

三、研究模型與變量設計

(一) 樣本選擇與數據來源

《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》首次提出并明確了“黨建入章”這一制度安排,本文以2015—2019年滬深兩市A股國有上市公司為研究對象,并按照以下程序進行樣本篩選:(1)剔除金融行業的觀測值;(2)剔除ST、* ST等特殊處理的觀測值;(3)剔除相關財務數據缺失的觀測值。經過上述處理,最終獲得1093家國有上市公司共4307個公司年度觀測值。為了消除極端值的不利影響,本文對所有連續變量進行了上下1%的Winsorize處理。在巨潮資訊網(http://www.cninfo.com.cn/)手工搜集上市公司的公司章程數據,并對這些進行相關文本分析,最終構建“黨建入章”數據庫;市場化進程數據來自《中國分省份市場化指數報告(2018)》[28],其他財務數據均來自國泰安數據庫(CSMAR)。

(二) 變量定義

1.高管在職消費。借鑒Luo等(2011)[29]、權小鋒等(2010)[30]以及褚劍和方軍雄(2016)[8]的相關做法:首先,將管理費用中扣除董事和高管以及監事會成員薪酬、長期待攤費用攤銷、無形資產攤銷、研究開發費、稅費等明顯不屬于在職消費項目后的剩余金額,作為高管在職消費的數額(PERK)。其次,在模型(1)的基礎上,首先估計出在職消費合理部分,即模型擬合值,而在職消費不合理部分即模型殘差則表示高管超額在職消費(ABPERK)。

PERKt/ASSETt-1=β0+β11/ASSETt-1+β2ΔSALEt/ASSETt-1+β3PPEt/ASSETt-1+β4INVENTORYt/ASSETt-1+β5LNEMPLOYEEt+εt

(1)

其中,PERKt為企業第t期的高管在職消費金額,ASSETt-1為企業第t-1期的總資產,ΔSALEt為企業第t期的主營業務收入變動額,PPEt為企業第t期的固定資產凈值,INVENTORYt為企業第t期的存貨總額,LNEMPLOYEEt為企業第t期的員工總數自然對數。具體做法如下:利用該模型先對樣本進行分年度分行業回歸,通過模型回歸得到的因變量預測值即表示預期正常在職消費,實際在職消費與預期正常在職消費的差額即為超額在職消費(ABPERK)。

2.“黨建入章”。本文采用“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)來衡量國有企業“黨建入章”(PARTY)。若企業當年將黨建工作寫入公司章程,即公司章程中包含“中國共產黨章程”“共產黨章程”或“黨章”詞語,則“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)取值為1,否則取0;“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)為公司章程中黨建部分內容與《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》的文本相似度,通過進行文本分詞并計算余弦相似度得到?！吨袊伯a黨國有企業基層組織工作條例(試行)》是國有企業將黨建寫入公司章程的重要參考與依據,為國有企業“黨建入章”提供了“標準模板”,文本相似度越大,“黨建入章”條款完備性越高,黨組織參與治理的制度保障越強。例如,樣本企業甘肅工程咨詢集團股份有限公司(股票代碼:000779)的“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)高達25.83%,其章程中對于黨委設立、黨委作用、黨委工作原則、黨委討論決定事項、前置討論事項等作出了詳細規定,且所規定內容與《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》的重合度和相似性較高,公司章程中黨建要求具有較好的完備性,黨組織參與治理具有較完善的制度保障,該公司“雙向進入”程度高達33.33%。而“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)較低則意味著公司章程中黨建內容不夠完備詳盡。例如,樣本企業山東晨鳴紙業集團股份有限公司(股票代碼:000488)的“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)低至3.47%,其雖然實行了“黨建入章”,但黨建內容僅涉及黨組織設立及其基本作用,與《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》相似程度較低,“黨建入章”完備性較低,黨組織參與治理的制度保障較弱,該公司“雙向進入”程度為0。

3.控制變量。參考Luo等(2011)[29]、權小鋒等(2010)[30]以及褚劍和方軍雄(2016)[8]的相關做法,本文具體控制了公司規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、總資產收益率(ROA)、成長性(GROWTH)、現金流水平(OCF)等公司財務特征變量;第一大股東持股比例(FIRST)、高管持股比例(MHOLD)、高管薪酬(SALARY)、董事會規模(BOARD)、獨立董事比例(INDR)、兩職合一(DUAL)、審計師類型(BIG4)、上市年限(AGE)等公司治理變量;市場化程度(MKT)、地區經濟發展水平(GDP)等地區特征變量;本文還控制了年度(YEAR)、行業(INDUST)以及省份(PROV)固定效應。

(三) 實證模型

為驗證假設H1,本文構建如下回歸模型:

ABPERKt=β0+β1PARTYt+β2SIZEt+β3LEVt+β4ROAt+β5GROWTHt+β6OCFt+β7FIRSTt+β8MHOLDt+β9SALARYt+β10BOARDt+β11INDRt+β12DUALt+β13BIG4t+β14AGEt+β15MKTt+β16GDPt+ΣYEAR+ΣINDUST+ΣPROV+εt

(2)

為驗證假設H2,本文根據Shleife和Vishny(1986)[31]和周宏等(2018)[32]的做法,構建公司內部治理變量綜合評價指數。在模型(2)的基礎上,參考王放等(2015)[33]、張勝等(2016)[34]以及翟勝寶等(2020)[35]的做法,根據公司治理水平上四分位點將樣本分為高低兩組。通過對分組樣本實證模型中“黨建入章”變量(PARTY)的回歸系數的大小及顯著性進行比較驗證假設H2。本文模型所涉及的主要變量定義見表2。

表2 變量定義表

四、實證結果分析

(一) 描述性統計

表3列示了主要變量的描述性統計結果?？梢钥闯?(1)超額在職消費(ABPERK)均值為-0.0002,最大值達到了0.0479,遠遠高于均值水平,這說明樣本中部分國有企業高管的超額在職消費現象比較嚴重。(2)絕對在職消費(NPERK)均值為0.0115,這說明樣本國有企業高管的絕對在職消費水平占企業總資產的1.15%,相比最小值0.0008,國有企業高管在職消費仍有較大的壓縮空間。(3)“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)均值為0.5052,這說明樣本中將黨建工作寫入公司章程的國有企業觀測值約占50.52%。(4)“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)均值為0.0582,這說明樣本國有企業公司章程中黨建部分內容與《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》的文本相似度為5.82%。

表3 變量描述性統計

(二) 相關性分析

表4列示了主要變量之間的Pearson相關系數?？梢钥闯?(1)“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)、“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)與超額在職消費(ABPERK)之間的相關系數分別為-0.0364、-0.0435,分別在5%、1%的水平下顯著,符合理論預期,即“黨建入章”與國有企業高管在職消費存在負相關關系。(2)“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)之間的相關系數為0.6527,在1%的水平下顯著,說明本文構建的兩個“黨建入章”變量的可替代性和穩健性較好。(3)控制變量方面,現金流水平(OCF)、兩職合一(DUAL)、上市年限(AGE)與超額在職消費(ABPERK)顯著正相關,公司規模(SIZE)、成長性(GROWTH)、董事會規模(BOARD)與超額在職消費(ABPERK)顯著負相關。

表4 Pearson相關系數

(三) 多元回歸分析

1.“黨建入章”與國有企業高管在職消費。為了檢驗“黨建入章”對國有企業高管在職消費的潛在影響,本文對模型(2)進行了回歸檢驗,相關回歸結果如表5所示?？梢钥闯?第(1)列中“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)的回歸系數為-0.0020(T值為-3.6333),且在1%的水平上顯著,這說明與未實現“黨建入章”的國有企業相比,實現“黨建入章”的國有企業高管超額在職消費水平更低。第(2)列中“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數為-0.0092(T值為-2.7138),且在1%的水平上顯著,說明公司章程中黨建部分內容與《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》的文本相似度越高,即公司章程中“黨建入章”的相應條款越完備,國有企業高管超額在職消費水平越低。上述回歸結果與假設H1的理論預測相一致,即“黨建入章”能夠降低國有企業高管在職消費水平,這表明,“黨建入章”通過將黨建工作要求明確寫入公司章程,增強了黨組織參與公司治理的正當性與合法性,進一步保障了黨組織監督制衡、政策執行、文化建設等作用和職能的發揮,從而有效抑制了國有企業高管在職消費行為。

表5 “黨建入章”與國有企業高管在職消費

2.“黨建入章”、公司治理水平與國有企業高管在職消費。為了檢驗公司治理水平對“黨建入章”與國有企業高管在職消費之間關系的影響,根據公司治理水平高低對樣本進行分組回歸,表6報告了相關的回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表6第(1)列和第(3)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0005(T值為-0.5336)、0.0002(T值為0.0255),且均不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表6第(2)列和第(4)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0026(T值為-3.8879)、-0.0128(T值為-3.4615),且均在1%的水平上顯著。上述回歸結果與假設H2的理論預測相一致,即對于公司治理水平較低的國企,“黨建入章”對高管在職消費行為的抑制作用更加明顯,公司內部治理機制與“黨建入章”存在一定的替代效應。

表6 “黨建入章”、公司治理水平與國有企業高管在職消費

(四) 內生性討論

為解決因遺漏變量、自選擇等帶來的內生性問題,本文采用固定效應模型、HECKMAN兩階段模型和PSM-DID模型進行控制。

1.固定效應。表7第(1)列和第(2)列報告了控制個體固定效應后假設H1的回歸結果?？梢钥闯?“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0008(T值為-2.2667)、-0.0068(T值為-2.8122),分別在5%、1%的水平上顯著,這說明在采用固定效應模型控制內生性問題后,關于假設H1的研究結論依舊保持不變,即“黨建入章”降低了國有企業高管在職消費水平。表7第(3)列至第(6)列報告了控制個體固定效應后假設H2的回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表7第(3)列和第(5)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0011(T值為-1.5329)、-0.0081(T值為-1.5725),且均不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表7第(4)列和第(6)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0010(T值為-2.5192)、-0.0066(T值為-2.2683),且均在5%的水平上顯著。這說明在采用固定效應模型控制內生性問題后,關于假設H2的研究結論依舊保持不變,即對于公司治理水平較低的國企,“黨建入章”對高管在職消費行為的抑制作用更加明顯。

表7 固定效應模型

2.HECKMAN內生性檢驗。本文進一步采用HECKMAN兩階段模型控制內生性,參考鄭登津和謝德仁(2019)[22]的做法,選取上市公司注冊地所在地級市的“全國愛國主義教育示范基地”數量(EDUBASE)作為“黨建入章”的工具變量?！皭蹏髁x教育基地”由中宣部設立,其目的在于深入開展群眾性愛國主義教育活動、銘記革命歷史、弘揚革命精神。地級市的“全國愛國主義教育示范基地”數量越多,當地國有企業受到愛國主義精神的熏陶也就越深,越認可黨組織治理的積極作用,進而直接影響到“黨建入章”工作的落實。但理論上而言,“全國愛國主義教育示范基地”數量與國有企業高管在職消費不存在相關性。

表8第(1)列報告了HECKMAN兩階段模型第一階段的回歸結果。由第(1)列可知,“全國愛國主義教育示范基地”數量(EDUBASE)的回歸系數為0.1162(Z值為2.4229),且在5%水平下顯著,這表明“全國愛國主義教育示范基地”對當地國有企業落實“黨建入章”工作產生了積極影響。在第一階段回歸結果的基礎上,本文計算得到了逆米爾斯比率(IMR)并將其放入了第二階段回歸之中。表8第(2)列報告了假設H1的HECKMAN兩階段模型第二階段的回歸結果?？梢钥闯?在加入了IMR以后,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)的回歸系數為-0.0027(T值為-2.6147),且在1%水平下顯著。換言之,采用HECKMAN兩階段模型控制內生性問題以后,關于假設H1的研究結論依然成立。表8第(3)列和第(4)列報告了假設H2的HECKMAM第二階段回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表8第(3)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)的回歸系數為-0.0024(T值為-1.3733),不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表8第(4)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)的回歸系數為-0.0026(T值為-2.0847),在5%的水平上顯著。與前文一致,采用HECKMAN兩階段模型控制內生性問題后關于假設H2的研究結論依然成立。

表8 HECKMAN內生性檢驗

3.PSM-DID內生性檢驗。本文以樣本期內實現“黨建入章”的企業作為實驗組(TREAT=1),未實現“黨建入章”的企業作為控制組(TREAT=0)。以企業開始“黨建入章”的年份作為處理期時點,企業“黨建入章”的第一年及以后年份,處理期變量(POST)取值為1,否則為0。在此基礎上,根據模型(1)中所有控制變量,采用傾向得分匹配(PSM)的方法為每一個實驗組匹配特征最相近的控制組?；貧w模型如下:

ABPERKt=β0+β1TREAT×POSTt+β2TREATt+β3SIZEt+β4LEVt+β5ROAt+β6GROWTHt+β7OCFt+β8FIRSTt+β9MHOLDt+β10SALARYt+β11BOARDt+β12INDRt+β13DUALt+β14BIG4t+β15AGEt+β16MKTt+β17GDPt+ΣYEAR+ΣINDUST+ΣPROV+εt

(3)

表9第(1)列報告了假設H1的PSM-DID模型的回歸結果?？梢钥闯?交互項(TREAT×POST)的回歸系數為-0.0028(T值為-2.2158),且在5%水平下顯著。換言之,采用PSM-DID模型控制內生性問題以后,關于假設H1的研究結論依然成立。表9第(2)列和第(3)列報告了假設H2的PSM-DID模型回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表9第(2)列所示,交互項(TREAT×POST)的回歸系數為-0.0025(T值為-0.8853),不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表9第(3)列所示,交互項(TREAT×POST)的回歸系數為-0.0028(T值為-1.9717),在5%的水平下顯著。與前文一致,采用PSM-DID模型控制內生性問題后關于假設H2的研究結論依然成立。

表9 PSM-DID內生性檢驗

(五) 穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。本文采用絕對在職消費(NPERK)變量重新衡量國有企業高管在職消費情況。在職消費數據取自管理費用中扣除了董事和高管以及監事會成員薪酬、長期待攤費用攤銷、無形資產攤銷、研究開發費、稅費等明顯不屬于在職消費項目后的金額,并以總資產進行標準化處理。表10第(1)列和第(2)列報告了被解釋變量為絕對在職消費(NPERK)時假設H1的回歸結果?？梢钥闯?“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0016(T值為-2.8165)、-0.0095(T值為-2.6871),且均在1%的水平下顯著,這說明重新定義國有企業高管在職消費后關于假設H1的研究結論保持不變。表10第(3)列至第(6)列報告了被解釋變量為絕對在職消費(NPERK)時假設H2的回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表10第(3)列和第(5)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0004(T值為-0.4208)、-0.0027(T值為-0.4306),且均不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表10第(4)列和第(6)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0021(T值為-3.1553)、-0.0127(T值為-3.1966),且均在1%的水平下顯著。上述結果說明重新定義國有企業高管在職消費后假設H2依然成立。

表10 穩健性檢驗:替換被解釋變量

2.替換解釋變量。本文進一步定義“黨建入章”詞頻變量(PARTY_SUM)和“黨建入章”篇幅變量(PARTY_LEN)作為“黨建入章”的替代變量。其中,“黨建入章”詞頻變量(PARTY_SUM)等于公司章程中共產黨、黨委、紀委、黨建、黨風、黨組織、紀律檢查委員會、黨的章程、黨的作風、黨的建設、黨的組織等詞語出現的詞頻總數加1取自然對數;“黨建入章”篇幅變量(PARTY_LEN),等于公司章程中黨建部分內容的總字符數加1取自然對數。表11第(1)列和第(2)列報告了替換解釋變量后假設H1的回歸結果?？梢钥闯?“黨建入章”詞頻變量(PARTY_SUM)和“黨建入章”篇幅變量(PARTY_LEN)的回歸系數分別為-0.0007(T值為-4.1656)、-0.0003(T值為-4.0802),且均在1%的水平下顯著,這說明重新定義“黨建入章”后關于假設H1的研究結論保持不變。表11第(3)列至第(6)列報告了替換解釋變量后假設H2的回歸結果?？梢钥闯?對公司治理水平高的樣本組,如表11第(3)列和第(5)列所示,“黨建入章”詞頻變量(PARTY_SUM)和“黨建入章”篇幅變量(PARTY_LEN)的回歸系數分別為-0.0004(T值為-1.3081)、-0.0001(T值為-0.9047),且均不顯著;對公司治理水平低的樣本組,如表11第(4)列和第(6)列所示,“黨建入章”詞頻變量(PARTY_SUM)和“黨建入章”篇幅變量(PARTY_LEN)的回歸系數分別為-0.0008(T值為-4.0292)、-0.0004(T值為-4.1225),且均在1%的水平下顯著。上述結果說明重新定義“黨建入章”后假設H2依然成立。

表11 穩健性檢驗:替換解釋變量

五、進一步分析與討論

(一) 國有企業類型

國有企業功能界定與分類是新形勢下深化國有企業改革的重要內容,是因企施策推進改革的基本前提,對推動完善國有企業法人治理結構、優化國有資本布局、加強國有資產監管具有重要作用。國有企業應根據使命和定位的不同,實行差異化的監管和治理策略[36-37]。借鑒2015年出臺的《關于國有企業功能界定與分類的指導意見》,并參考魏明海等(2017)[37]的研究成果,本文將國有企業劃分為兩類,其中商業類國有企業自主經營、自負盈虧,追求盈利實現國有資產保值增值,一般為國有資本相對控股和參股企業,而特定功能類國有企業則涉及國家經濟安全和主導國民經濟命脈、肩負改善民生和保障城市安全等功能,一般為國有獨資或國有資本絕對控股企業。特定功能類國有企業受到的政府控制力度本身就較強[37],因此“黨建入章”的影響力會有所減弱,相反,商業類國有企業政府控制力度相對較弱,此時“黨建入章”后黨組織對國有企業高管在職消費的治理作用會更加凸顯。

借鑒魏明海等(2017)[37]的分類方法,本文將國有企業劃分為商業類國有企業和特定功能類國有企業。對商業類國有企業而言,如表12第(1)列和第(3)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0028(T值為-3.9581)、-0.0115(T值為-2.5445),且分別在1%、5%的水平上顯著;對特定功能類國有企業而言,如表12第(2)列和第(4)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0002(T值為-0.2092)、-0.0035(T值為-0.8056),且均不顯著。上述結果說明,與特定功能類國有企業相比,“黨建入章”對高管在職消費的抑制作用在商業類國有企業中更顯著。

表12 國有企業類型

(二) 市場化程度

國有企業所在地區的市場化程度也會對“黨建入章”后黨組織治理作用的發揮產生影響。當國有企業所在地區的市場化程度高時,市場主導資源配置,產品市場和要素市場的發育程度較高,市場中介組織發育和法律制度環境也更好[38],這為黨組織更好地發揮監督制衡等職能和進一步提高治理水平提供了良好的制度環境和市場環境[3]。法律制度的完善尤其是反腐倡廉制度規范的改革與完善,會進一步促使國有企業高管“把權力關進制度的籠子里”,增強其薪酬合約履行程度,使其樹立起正確的個人消費觀與價值觀。此外,產品市場、要素市場、市場中介組織的高發育程度也會使得產品、生產要素、市場中介的價格信息披露更加完備、傳遞更加流暢,黨組織能夠有效利用這些信息抑制高管牟取私利行為,進而降低在職消費水平。

表13列示了相關的分組回歸結果。若國有企業注冊地所在省份市場化程度高于年度行業樣本中位數,則劃分為市場化程度高組,否則為低組?？梢钥闯?對地區市場化程度高組而言,如表13第(1)列和第(3)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0030(T值為-3.9445)、-0.0159(T值為-3.4837),且均在1%的水平上顯著;對地區市場化程度低組而言,如表13第(2)列和第(4)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0006(T值為-0.7594)、0.0005(T值為0.0904),且均不顯著。上述結果說明,“黨建入章”對國有企業高管在職消費的抑制作用隨著市場化程度的提高表現更佳。

表13 市場化程度

(三) 地區文化松緊度

文化可以通過構建社會群體一致認同的社會規范從而對決策個體的認知、互動及策略選擇產生深刻影響[24-25]。人類離不開社會規范,社會規范的“松緊”程度刻畫著各地文化面對偏差行為時社會規范的強度與懲罰度,即文化松緊度[39-40]。相比于松文化地區,緊文化地區社會規范更強,對偏差行為的包容度更低、懲罰度更高[40],我國緊文化地區對決策個體的行為規范施加了更強的約束和控制,同時地區緊文化也帶來了更高的政策執行效率和更好的政策實施效果[41]。因此,位于緊文化地區的國有企業將更為注重規則遵守且執行力度更強,在這些地區,黨和國家大力推進的“黨建入章”制度安排更能夠自上而下順利高效實施,有利于黨組織對高管在職消費行為治理作用的發揮。

文化松緊度指標來自Chua等(2019)[41],根據該指標年度行業樣本中位數進行分組檢驗,高于中位數則劃分為緊文化地區組,否則為松文化地區組。表14列示了相關的分組回歸結果?？梢钥闯?對緊文化地區組而言,如表14第(1)列和第(3)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0027(T值為-3.3888)、-0.0129(T值為-2.3507),且分別在1%、5%的水平上顯著;對松文化地區組而言,如表14第(2)列和第(4)列所示,“黨建入章”啞變量(PARTY_DUM)和“黨建入章”相似度變量(PARTY_SIM)的回歸系數分別為-0.0009(T值為-1.2171)、-0.0031(T值為-0.7316),但均不顯著。上述結果說明,與松文化地區相比,“黨建入章”對國有企業高管在職消費的抑制作用在緊文化地區中更強。

表14 地區文化松緊度

六、研究結論與啟示

本文以我國證券市場2015—2019年A股國有上市公司為研究對象,較早地檢驗了“黨建入章”這一制度安排對國有企業高管在職消費的潛在影響,并進一步考察了公司治理水平對上述影響的調節作用。實證研究發現:(1)“黨建入章”能夠降低國有企業高管在職消費水平;(2)對于公司治理水平較低的國有企業,“黨建入章”對高管在職消費行為的抑制作用更加明顯;(3)利用固定效應模型、HECKMAN兩階段模型和PSM-DID模型控制潛在的內生性問題后,上述研究結論依然成立;(4)異質性分析表明,國有企業類型、市場化程度以及地區文化松緊度均會對“黨建入章”與國有企業高管在職消費之間的關系產生一定影響。

基于上述研究結論,本文得到如下啟示與政策意義:第一,“黨建入章”作為新時期加強黨的建設、貫徹黨的領導和創新公司治理結構的重要制度安排,能夠切實發揮治理功效,緩解國有企業“所有者虛位”下的高管超額在職消費問題。因此,繼續加強“黨建入章”的頂層設計,扎實推進國企“黨建入章”工作進程對于構建中國特色社會主義現代企業制度,推動黨的領導與公司治理結構相結合,防止國企高管隱形腐敗具有重要的現實意義。第二,“黨建入章”與國有企業內部治理機制存在一定的替代關系。在面對國企高管超額在職消費等治理難題時,若國有企業傳統治理機制失靈或出于某些特殊原因而難以發揮應有效果,加快推進和完善落實“黨建入章”制度,能夠成為國有企業破解以上難題的重要替代性選擇。第三,“黨建入章”對國有企業高管在職消費的抑制作用會因國有企業類型、市場化程度和地區文化松緊度的不同而存在一定的異質性。相關國有企業應緊貼自身實際,分層分類、因企施策,因地制宜有針對性地推進“黨建入章”工作,采用“一企一案、同步推進”的方式,避免簡單化、“一刀切”。要不斷優化國有企業基層黨組織設置,加強黨組織與其他治理主體的協同治理,注重提升國有企業黨組織嵌入的治理效率和績效,加快實現中國特色國有企業治理現代化。