組織特征影響政治資源企業(yè)的財(cái)務(wù)能力嗎?——基于中國上市公司的非參數(shù)檢驗(yàn)

雷海民，梁巧轉(zhuǎn)，李家軍

(1.西安交通大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安710049；2.過程控制與效率工程教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，陜西西安710049；3.西北工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安710072)

一、引言

政治資源企業(yè)指獲得所在國(或地區(qū))政治資源稟賦、具有政治行為表現(xiàn)或政治行為傾向的盈利性組織，本文特指在中國設(shè)立黨委(支部)的一類政治資源企業(yè)。對該類企業(yè)政治行為及其績效的研究，增進(jìn)了企業(yè)政治資本理論在中國情景下是否發(fā)揮作用和如何在特定歷史情景下發(fā)揮作用的理解，推動(dòng)管理理論中國化創(chuàng)新。同時(shí)，對推動(dòng)中國現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)和企業(yè)政治治理的合理安排，都具重大的實(shí)踐指導(dǎo)意義。

目前，政治資源企業(yè)的政治行為依然是一個(gè)世界性的問題，在社會經(jīng)濟(jì)生活中發(fā)揮著重要作用［1-2］。對企業(yè)政治行為的研究，政治科學(xué)和戰(zhàn)略管理等領(lǐng)域的學(xué)者有不同的研究視角［3-4］，與此對應(yīng)的績效研究主要聚焦于企業(yè)財(cái)務(wù)績效［5］。事實(shí)上，國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)政治行為經(jīng)過了多年的研究，取得了豐碩的成果，但迄今整體上對設(shè)立黨組織的中國特色的政治資源企業(yè)及其績效的實(shí)證研究，依然十分缺乏。Chang和Wong(2004)指出，中國改革進(jìn)程和制度環(huán)境有別于其它轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)，各級黨委政策會對國有和非國有企業(yè)的績效表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響［6］。改革開放以來，建立黨組織是非國有企業(yè)形成政治資本的重要途徑［7］;國有企業(yè)試圖從承包制、股份制到整體上市等途徑上實(shí)現(xiàn)其政治資源優(yōu)勢，近年來一些中央企業(yè)積極探索“雙向進(jìn)入，交叉任職”和“雙肩挑”的企業(yè)政治治理機(jī)制，對于這些做法目前理論界與企業(yè)界仍存在分歧［8］。

基于上述中國政治資源企業(yè)研究的重要性，特別是對當(dāng)前國企黨建“交叉任職”、“雙肩挑”等棘手問題解決的實(shí)踐急迫性，我們提出以下問題:在中國政治資源企業(yè)中，組織特征對其財(cái)務(wù)績效能力有影響嗎？哪些組織特征對其對其財(cái)務(wù)績效能力有影響？如何影響？本文以設(shè)立黨組織的中國上市公司為樣本，基于企業(yè)資產(chǎn)增值、業(yè)務(wù)增長和盈利能力3個(gè)財(cái)務(wù)能力維度，實(shí)證檢驗(yàn)董事長總經(jīng)理二職合一、企業(yè)黨委書記兼任、企業(yè)控制權(quán)和企業(yè)成立年齡四個(gè)組織特征對該類組織的財(cái)務(wù)能力的影響。

本研究貢獻(xiàn)在于:(1)理論上，界定政治資源企業(yè)這一重要組織現(xiàn)象，提出設(shè)立黨組織的中國特色政治資源企業(yè)。在中國情境下研究這一重要組織變化規(guī)律，發(fā)展了政治資源企業(yè)與企業(yè)政治資本的理論研究，深化了組織政治聯(lián)系理論;(2)以組織特征為研究重點(diǎn)，將政治資源企業(yè)組織特征變量與財(cái)務(wù)績效能力關(guān)系作為研究對象，豐富了政治資源企業(yè)的研究內(nèi)容，研究結(jié)論有利于進(jìn)一步檢驗(yàn)西方主流組織理論在中國情境下作用條件與范圍，提高了管理理論中國本土化水平;(3)實(shí)踐上，提出在對該類企業(yè)組織變革決策中，慎重考慮每一組織特征所達(dá)到實(shí)際效果，為當(dāng)前國企黨建的“交叉任職”“雙肩挑”等棘手問題的解決提供實(shí)證依據(jù)，提高組織管理決策的科學(xué)性;(4)方法上，有效克服參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法穩(wěn)健性和有效性問題。有效地解決了在非Gauss分布條件下傳統(tǒng)參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的局限。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)相關(guān)理論爭論與公司二職合一假設(shè)

企業(yè)高管和董事會關(guān)系是現(xiàn)代公司治理關(guān)注的重點(diǎn)，其中源于經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展組織(OECD)的治理準(zhǔn)則以及1992年英國凱德伯瑞報(bào)告的董事會和CEO關(guān)系是公司治理的核心［9］，迄今董事長總經(jīng)理二職是否分離，在理論上一直爭論不休。經(jīng)濟(jì)學(xué)和金融學(xué)視角的委托代理理論的“二職分離”假說［10-11］，強(qiáng)調(diào)董事會對經(jīng)理層的監(jiān)管有利于保護(hù)投資者利益;管理學(xué)和心理學(xué)視角的管家理論的“二職合一”假說［12］，強(qiáng)調(diào)總經(jīng)理能代表和保護(hù)股東利益，并與董事會一道為公司價(jià)值服務(wù);社會學(xué)視角的資源依賴?yán)碚?，則強(qiáng)調(diào)資源目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的外部環(huán)境權(quán)變性，提出“環(huán)境不確定性偏好”假說［13］。以上假說都有一定的實(shí)證支持［14-15］。

但上述這些研究缺乏關(guān)注在設(shè)立黨組織的中國政治資源企業(yè)中，董事長與總經(jīng)理二職合一是否對其企業(yè)運(yùn)營績效效率有顯著影響。采用OECD組織二職分離的原則，根據(jù)交易成本和代理理論［10-11］的觀點(diǎn)，CEO二職分離會增強(qiáng)了董事會獨(dú)立性，提高董事會重大問題決策和執(zhí)行效率，更有利于提高企業(yè)績效能力。為此使用兩職分離這個(gè)組織特征變量，依據(jù)研究分析和假設(shè)驗(yàn)證需要，進(jìn)一步將企業(yè)績效能力分為經(jīng)營規(guī)模(a)和經(jīng)營效益(b)兩個(gè)方面(以下假設(shè)類似)，故提出以下研究假設(shè):

H1a:在中國政治資源企業(yè)中，實(shí)行董事長總經(jīng)理二職分離的企業(yè)在資本保值增值與企業(yè)發(fā)展績效能力方面顯著大于實(shí)行董事長總經(jīng)理二職合一的企業(yè)。

H1b:在中國政治資源企業(yè)中，實(shí)行董事長總經(jīng)理二職分離的企業(yè)在企業(yè)盈利績效能力方面顯著大于實(shí)行董事長總經(jīng)理二職合一的企業(yè)。

(二)資源依賴?yán)碚?、政治?lián)系理論與企業(yè)書記兼任假設(shè)

隨公司績效影響因素研究的深入，側(cè)重企業(yè)內(nèi)部關(guān)系的治理研究轉(zhuǎn)向企業(yè)外部法律制度和政治聯(lián)系等治理環(huán)境方面。在企業(yè)個(gè)體層面，以社會資本為構(gòu)架，關(guān)注新興經(jīng)濟(jì)中一種特殊的管理者連帶，即政治連帶(Political Ties)，拓展了公司政治關(guān)聯(lián)的研究空間。企業(yè)通過控股股東、董事會成員、經(jīng)理層等政治關(guān)系渠道與政府建立個(gè)人關(guān)聯(lián)獲取收益。政治連帶強(qiáng)度通常以公司大股東或高管人員是現(xiàn)任或前任政府官員、代表委員以及公司高管與各級政府官員的密切接觸程度來測量［16］。在企業(yè)層面，西方國家中企業(yè)行為主要有游說、報(bào)告調(diào)查、合法行動(dòng)、政治捐款、私人服務(wù)和選民培養(yǎng)等類型［17］，而中國主要有直接參與、代言人、信息咨詢、調(diào)動(dòng)社會力量、政府關(guān)聯(lián)、財(cái)務(wù)刺激和制度創(chuàng)新等形式［18］。然而，這些研究很少關(guān)注:一是設(shè)立黨組織這一具有中國特色的重要的企業(yè)政治聯(lián)系;二是該類中國企業(yè)黨委書記交叉任職的績效問題。

依據(jù)資源依賴?yán)碚摚?3］的觀點(diǎn)，環(huán)境給組織提供關(guān)鍵資源，對資源需求構(gòu)成組織的外部依賴，資源稀缺性和重要性決定組織依賴性本質(zhì)、范圍與影響程度。企業(yè)作為需要資源的一方會對控制資源的一方政府關(guān)系產(chǎn)生依賴性，進(jìn)而企業(yè)掌握政治資源的多寡會對其財(cái)務(wù)績效能力產(chǎn)生影響［19］。進(jìn)一步，企業(yè)政治聯(lián)系作為一種重要的企業(yè)政治資源，設(shè)立黨組織和黨委書記的企業(yè)有利于與政府溝通，依據(jù)政治聯(lián)系幫助之手理論［20］，黨委書記兼任董事長或總經(jīng)理有助于企業(yè)加強(qiáng)外部政治關(guān)聯(lián)和提高企業(yè)績效能力［6］，故提出以下研究假設(shè):

H2a:在中國政治資源企業(yè)中，實(shí)行黨委書記與董事長總經(jīng)理政企任職合一的企業(yè)與實(shí)行黨委書記與董事長總經(jīng)理任職分離的企業(yè)在企業(yè)資本保值增值與發(fā)展績效能力方面有顯著差異。

H2b:在中國政治資源企業(yè)中，實(shí)行黨委書記與董事長總經(jīng)理政企任職合一的企業(yè)與實(shí)行黨委書記與董事長總經(jīng)理任職分離的企業(yè)在在企業(yè)盈利績效能力方面有顯著差異。

(三)公司產(chǎn)權(quán)控制理論與內(nèi)部控制人假設(shè)

公司控制權(quán)是配置公司資源、協(xié)調(diào)公司經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的權(quán)力。企業(yè)所有權(quán)與內(nèi)部經(jīng)營控制自1932年由Berle等提出至今仍是一個(gè)經(jīng)典的研究問題［10］，Kang 和 Shivdasani［21］及 La Porta 等［22］實(shí)證發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家的公司最終控制權(quán)掌握在國家或私人家族手中，而新興經(jīng)濟(jì)體最終控制權(quán)更加集中。Tian和Estrin(2008)［23］使用中國上市公司1994-2004年的數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，由于所有權(quán)集中和政府偏袒政府，公司所有權(quán)對企業(yè)價(jià)值呈U形關(guān)系。李斌和孫月靜(2011)［24］認(rèn)為上市公司中控制權(quán)對公司績效有顯著影響，且在實(shí)際控制人不同的公司里影響也不盡相同。然而，這些研究很少關(guān)注設(shè)立執(zhí)政黨基層組織的政治資源企業(yè)控制權(quán)不同類型對企業(yè)績效的影響。

王鵬和周黎安(2006)［25］根據(jù)2001-2004年中國A股市場數(shù)據(jù)，研究控股股東的控制權(quán)和所有權(quán)對公司績效的影響。結(jié)論表明，給定其他情況，控股股東為國有控股的上市公司時(shí)其公司績效更好。國有控股上市公司雖然在治理機(jī)制方面存在許多缺陷，但因其激勵(lì)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，與私人控股的公司相比，其侵占公司利益的激勵(lì)可能更弱。國有類型要完成國家計(jì)劃政治任務(wù)，強(qiáng)調(diào)國有資本保值增值與市場控制權(quán);民營類型被認(rèn)為具有市場經(jīng)濟(jì)決策靈活性，強(qiáng)調(diào)經(jīng)營效益，結(jié)合中國企業(yè)當(dāng)前實(shí)際，本研究將中國政治資源企業(yè)分為兩類，一是各級國資委派出任命代表的國有企業(yè)類型，二是實(shí)際家族或自然人為主體的民營企業(yè)類型，提出以下研究假設(shè):

H3a:在中國政治資源企業(yè)中，企業(yè)資本保值增值與發(fā)展績效能力方面，最終控制人為民營家族企業(yè)顯著小于最終控制人為國有企業(yè)類型的企業(yè)。

H3b:在中國政治資源企業(yè)中，企業(yè)盈利能力方面，最終控制人為民營家族企業(yè)顯著大于最終控制人為國有企業(yè)類型的企業(yè)。

(四)企業(yè)生命理論與公司年齡假設(shè)

年齡表示生命體在生命周期中所處位置及其生存狀態(tài)的測度。企業(yè)作為生命體組織，可以用年齡來描述其從誕生到死亡的整個(gè)生命過程。Yan等(2007)發(fā)現(xiàn)企業(yè)年齡在公司創(chuàng)始人價(jià)值觀對公司業(yè)績中起調(diào)節(jié)效應(yīng)［26］。Kotha 等(2011)［27］研究認(rèn)為年老公司比年輕公司有更高的產(chǎn)出數(shù)量，而年輕企業(yè)比年老公司有較高競爭力，但目前這些研究很少關(guān)注中國政治資源企業(yè)成長特征對企業(yè)績效影響。

依據(jù)組織生態(tài)學(xué)的觀點(diǎn)［28］，年輕組織具有較高的倒閉率，而過了高死亡期后，年齡較大的組織具有更強(qiáng)的環(huán)境適應(yīng)能力以及維護(hù)更新資源的能力，表現(xiàn)出更好的績效能力。自改革開放以來，中國企業(yè)平均壽命約6.7年。在企業(yè)成立前10年中，企業(yè)的死亡概率逐年增高，在5歲時(shí)達(dá)到第一個(gè)概率0.2301的死亡高峰，隨后死亡概率開始逐漸降低［29］。本文以企業(yè)成立年齡是否大于中國企業(yè)平均壽命(約為6.7年)為界確定企業(yè)成立時(shí)間長短作為組織生態(tài)化和合法化解釋變量，研究設(shè)立黨組織的政治資源企業(yè)的年齡對其財(cái)務(wù)績效能力的影響，故提出以下研究假設(shè):

H4a在中國政治資源企業(yè)中，企業(yè)資本保值增值與發(fā)展績效能力方面，成立年齡大于預(yù)期壽命(6.7年)的企業(yè)優(yōu)于成立年齡小于預(yù)期壽命的企業(yè)。

H4b:在中國政治資源企業(yè)中，企業(yè)盈利的績效能力方面，成立年齡大于預(yù)期壽命的企業(yè)優(yōu)于成立年齡小于預(yù)期壽命的企業(yè)。

三、非參數(shù)檢驗(yàn)研究設(shè)計(jì)

(一)變量與方法選擇

1.前因變量

根據(jù)研究命題將組織特征變量作為前因變量，具體包4個(gè)二分變量;

二職合一變量。董事長總經(jīng)理由一人擔(dān)任定義為1，否則定義為0。

黨企聯(lián)系變量。企業(yè)黨委書記兼任董事長或總經(jīng)理定義為1，否則定義為0。

企業(yè)控制權(quán)狀變量。自然人家族控股民營企業(yè)或國家控股民營企業(yè)定義為1，國有上市公司或各級政府國資委為其實(shí)際控制人的企業(yè)定義為0，

企業(yè)年齡變量。企業(yè)成立時(shí)間長度大于企業(yè)預(yù)期壽命(6.7年)定義為1，否則定義為0。

2.結(jié)果變量

以企業(yè)資本增值、業(yè)務(wù)增長和盈利能力3個(gè)企業(yè)績效能力為結(jié)果變量，以國內(nèi)劉芍佳等［30］、徐莉萍等［31］、李維安等［32］對公司績效能力研究文獻(xiàn)為參照，選取資本保值增值率、凈利潤增長率、營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)報(bào)酬率、總資產(chǎn)凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率等6個(gè)指標(biāo)分別作為公司資本增殖、業(yè)務(wù)增長與盈利能力績效的替代變量(表1)。

3.假設(shè)檢驗(yàn)方法選擇

表1 結(jié)果變量及其財(cái)務(wù)績效指標(biāo)

由于多數(shù)企業(yè)財(cái)務(wù)比率數(shù)據(jù)不符合正態(tài)概率分布［33-34］，本研究采用非參數(shù)檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究［35］。

統(tǒng)計(jì)學(xué)家Conover(1999)［36］的研究表明，當(dāng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)做出錯(cuò)誤結(jié)論代價(jià)很高時(shí)應(yīng)重視非參數(shù)方法的使用。非參數(shù)方法除模型簡約、演繹嚴(yán)密特點(diǎn)外，結(jié)論穩(wěn)健性是其最大優(yōu)勢，即參數(shù)模型假設(shè)不成立的情況下它比參數(shù)模型更有效。當(dāng)參數(shù)方法不太適用時(shí)，非參數(shù)方法比參數(shù)方法更有效地利用數(shù)據(jù)(Conover，1999:1-3)。他后來進(jìn)一步指出，使用一種統(tǒng)計(jì)方法時(shí)不僅要問它穩(wěn)健嗎？還要問它有效嗎？統(tǒng)計(jì)方法當(dāng)然應(yīng)該穩(wěn)健，使其顯著性水平接近真實(shí)顯著性水平，但更應(yīng)該是有效的，以有效地利用和處理數(shù)據(jù)以及拒絕錯(cuò)誤的零假設(shè)。如果數(shù)據(jù)顯然來自非正態(tài)分布，或不適合用參數(shù)方法的分布，那么這時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮非參數(shù)檢驗(yàn)方法(Conover，1999:114-118)。

綜上分析，本研究采用非參數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，并采取以下設(shè)計(jì)進(jìn)一步增強(qiáng)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)論的有效性:(1)業(yè)務(wù)增長和盈利能力結(jié)果變量采用多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為替代變量進(jìn)行檢驗(yàn);(2)結(jié)果變量指標(biāo)使用2006-2010年5個(gè)年份數(shù)據(jù)，避免使用單一年份時(shí)間維度上的敏感性問題;(3)同時(shí)觀察結(jié)果變量的均值和中位數(shù)，采用四種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量比照檢驗(yàn)，并進(jìn)行結(jié)論一致性判斷。在小于30%，超過30%、60%、80%的企業(yè)財(cái)務(wù)績效能力指標(biāo)通過四種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，認(rèn)為研究假設(shè)沒有得到支持、得到部分支持、總體支持和支持。

假設(shè)檢驗(yàn)步驟:首先對上述結(jié)果變量數(shù)據(jù)的正態(tài)性進(jìn)行偏度分析和One-Sample Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗(yàn)，確定本研究假設(shè)非參數(shù)檢驗(yàn)方法合理性;后用Mann-Whitney Test，Median Test，Kolmogorov-Smirnov Test，Kruskal-Wallis Test 4種非參數(shù)檢驗(yàn)方法對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，前兩種檢驗(yàn)對分布的一維數(shù)字特征比較敏感，后兩種檢驗(yàn)對分布總體特征比較敏感。上述非參數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其數(shù)學(xué)公式詳見Conover(1999)，限于文章篇幅，此處不再贅述。

(二)數(shù)據(jù)來源與樣本

本文選擇2006-2010年深滬A股上市公司作為研究樣本。企業(yè)財(cái)務(wù)績效數(shù)據(jù)源于CSMAR財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫，前因變量數(shù)據(jù)來自對CSMAR治理數(shù)據(jù)庫、上海和深圳證券交易所公布的上市公司各年年報(bào)信息、樣本企業(yè)官方網(wǎng)站披露的研究報(bào)告以及高管簡歷信息的手工整理。在樣本選擇中，首先從CSMAR數(shù)據(jù)庫2010年底深滬上市的2423家公司中，剔除B股中小板以及數(shù)據(jù)缺失的公司，將其與CSMAR治理數(shù)據(jù)庫中的董事長、總經(jīng)理和黨委書記數(shù)據(jù)匹配，并通過年報(bào)信息進(jìn)行手工比對，考慮到使用面板數(shù)據(jù)，可能存在時(shí)間序列相關(guān)威脅，剔除序列相關(guān)和趨勢值以保證組內(nèi)樣本點(diǎn)的獨(dú)立性，最后得到174個(gè)上市公司491個(gè)有效觀測值。

在491個(gè)有效觀測值中，各年份觀察值個(gè)數(shù)分別為2006年92個(gè)、2007年93個(gè)、2008年94個(gè)、2009年107個(gè)、2010年105個(gè);按樣本企業(yè)經(jīng)營地區(qū)劃分，取自東北、華北、華東、華南、華中、西南、西北各區(qū)的觀察值個(gè)數(shù)分別為27個(gè)、56個(gè)、170個(gè)、48個(gè)、98個(gè)、59個(gè)和33個(gè)，華東地區(qū)最多，占34.6%;從行業(yè)分布看，取自工業(yè)、商業(yè)、公用事業(yè)、房地產(chǎn)、金融和綜合行業(yè)的觀察值個(gè)數(shù)分別為271個(gè)、60個(gè)、70個(gè)、10個(gè)、4個(gè)和78個(gè)，工業(yè)行業(yè)最多，占55.2%。按照企業(yè)實(shí)際控制人類型分，取自國有企業(yè)、國家控股民營企業(yè)和自然人控股民營企業(yè)的觀察值個(gè)數(shù)分別為421個(gè)、20個(gè)、50個(gè)國有企業(yè)占85.7%。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)結(jié)果變量統(tǒng)計(jì)描述

結(jié)果變量中除資產(chǎn)報(bào)酬率和總資產(chǎn)凈利潤率外，其他指標(biāo)均值絕對值都超過中位數(shù)絕對值，說明各項(xiàng)比率都呈現(xiàn)非對稱分布。在均值與中位數(shù)有較大差異的情況下，使用中位數(shù)判斷和基于秩的非參數(shù)檢驗(yàn)會得到更好的功效(表2)。

從表3發(fā)現(xiàn)，除凈利潤增長率(FZ1)與資本保值增值率(ZC1)Spearman相關(guān)關(guān)系不顯著外，其余結(jié)果變量指標(biāo)間的Spearman相關(guān)關(guān)系顯著，說明中國政治資源企業(yè)資本保值能力、業(yè)務(wù)增長能力與公司盈利能力等3種財(cái)務(wù)績效能力之間具有顯著的關(guān)聯(lián)性。

(二)結(jié)果變量正態(tài)性檢驗(yàn)

除凈利潤增長率(FZ1)外，其他指標(biāo)偏度絕對值是該指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差的5倍以上，P Kolmogorov-Smirnov＜0.001，由檢驗(yàn)知其不符合高斯分布假設(shè)(表4)。如果采用參數(shù)方法檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果可能偏離真實(shí)的顯著性，造成偽統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。所以本研究采用非參數(shù)方法檢驗(yàn)各項(xiàng)命題是合理的。

(三)非參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

表5反映了中國政治資源企業(yè)不同組織特征下，企業(yè)財(cái)務(wù)績效能力的差異和差異方向。在總經(jīng)理董事長二職分離情況下，各項(xiàng)財(cái)務(wù)能力指標(biāo)均值和中位數(shù)總體上優(yōu)于合一情況。企業(yè)黨委書記不兼董事長總經(jīng)理時(shí)，各項(xiàng)財(cái)務(wù)盈利能力指標(biāo)均值和中位數(shù)優(yōu)于書記兼任情況。國有企業(yè)各項(xiàng)財(cái)務(wù)績效能力均優(yōu)于民營企業(yè)。成立時(shí)間較長的企業(yè)增值增長能力指標(biāo)的均值和中位數(shù)優(yōu)于成立時(shí)間短的公司，而企業(yè)盈利能力則相反。上述這些差異是否顯著需要通過非參數(shù)檢驗(yàn)(表6)予以驗(yàn)證。

在中國政治資源企業(yè)中，由表5和表6對本研究假設(shè)檢驗(yàn)如下:董事長總經(jīng)理二職分離指標(biāo)在資本增值能力(資本保值增值率)和業(yè)務(wù)增長能力(業(yè)務(wù)收入增長率、凈利潤增長率)方面與其二職合一沒有顯著的差異(p Mann-Whitney，p Kolmogorov-Smirnov，p Median，p Kruskal Wallis 均大于0.1)，檢驗(yàn)結(jié)果不支持假設(shè)H1a。董事長總經(jīng)理二職分離在總資產(chǎn)利潤率、凈資產(chǎn)利潤率與其二職合一存在顯著差異(p Mann-Whitney＜0.1，p Kolmogorov-Smirnov ＜ 0.1，p Median ＜0.1，p Kruskal Wallis＜0.1)，假設(shè)H1b部分得到支持。

表2 結(jié)果變量的均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和極值

表3 結(jié)果變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

表4 非參數(shù)正態(tài)分布檢驗(yàn)

表5 命題假設(shè)描述統(tǒng)計(jì)量

黨委書記不兼任董事長總經(jīng)理在資本增值能力、業(yè)務(wù)增長能力方面與黨委書記兼任沒有顯著的差異(p Mann-Whitney，p Kolmogorov-Smirnov，p Median，p Kruskal Wallis均大于0.1)，檢驗(yàn)結(jié)果不支持假設(shè)H2a。黨委書記不兼任董事長總經(jīng)理在資產(chǎn)報(bào)酬率、凈資產(chǎn)利潤率方面與黨委書記兼任存在顯著差異(p Mann-Whitney＜0.1，p Kolmogorov-Smirnov ＜ 0.1，p Median ＜0.1，p Kruskal Wallis＜0.1)，假設(shè)H2b總體得到支持。

國有類型企業(yè)資本增值能力(資本保值增值率)與民營類型企業(yè)存在明顯差異(p Mann-Whitney=0.004＜ 0.01，p Kolmogorov-Smirnov ＜0.01，p Kruskal Wallis=0.004＜0.01);國有類型企業(yè)業(yè)務(wù)增長能力(營業(yè)收入增長率)與民營類型企業(yè)存在明顯差異(p Mann-Whitney=0.017＜0.05，p Median=0.041＜ 0.05，p Kolmogorov-Smirnov=0.006＜ 0.01，p Kruskal Wallis=0.015＜0.01)，故假設(shè)H3a總體得到支持。民營類型企業(yè)在盈利能力方面與國有類型企業(yè)沒有顯著差異(p Mann-Whitney，p Median，p Kruskal Wallis均大于0.1)，故假設(shè)H3b沒有得到支持。

成立年齡較長(大于預(yù)期壽命)的企業(yè)資本增值能力和業(yè)務(wù)增長能力與成立年齡較短的企業(yè)存在顯著差異(資本保值增值率:p Mann-Whitney＜ 0.1，p Kolmogorov-Smirnov ＜ 0.1，p Kruskal Wallis＜0.1;營業(yè)收入增長率:p Kolmogorov-Smirnov＜0.1)，故假設(shè)H4a部分得到支持。而成立年齡較長的企業(yè)盈利能力與成立年齡較短的企業(yè)沒有顯著差異，故假設(shè)H4b沒有得到支持。

五、研究結(jié)論與管理應(yīng)用

(一)研究結(jié)論

理論上界定了政治資源企業(yè)這一重要組織現(xiàn)象，提出設(shè)立黨組織的中國特色政治資源企業(yè)，進(jìn)一步發(fā)展了企業(yè)政治關(guān)系理論。將該類企業(yè)作為研究對象，基于中國A股上市公司樣本及相關(guān)理論，就該類企業(yè)4個(gè)基本組織特征對3種財(cái)務(wù)績效能力的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

鑒于財(cái)務(wù)績效數(shù)據(jù)的非正態(tài)性，采用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，在設(shè)立黨組織的政治資源企業(yè)中，(1)成立年齡和企業(yè)控制權(quán)對企業(yè)資本增值和業(yè)務(wù)增長能力有顯著影響，但對其盈利水平不顯著;(2)董事長總經(jīng)理二職分離、企業(yè)書記不兼董事長總經(jīng)理對企業(yè)盈利能力有顯著影響，但對其企業(yè)資本增值和業(yè)務(wù)增長能力不顯著。

表6 命題假設(shè)非參數(shù)檢驗(yàn)

本研究發(fā)現(xiàn)，采用生物學(xué)觀點(diǎn)(企業(yè)年齡)對中國政治資源企業(yè)財(cái)務(wù)績效能力提高有解釋能力。同時(shí)，董事長總經(jīng)理二職分離有助于提高財(cái)務(wù)盈利能力，表明代理理論在中國政治資源企業(yè)中有一定的解釋能力。企業(yè)黨委書記不兼董事長總經(jīng)理更能提高企業(yè)盈利能力，說明在中國情境下基于制度合法化的制度理論可能比資源依賴?yán)碚摳薪忉屃Α?/p>

(二)管理應(yīng)用

本研究的政策建議為:在中國政治資源企業(yè)的組織戰(zhàn)略變革決策中，特別在解決當(dāng)前國企黨建的“交叉任職”“雙肩挑”等棘手問題時(shí)，慎重考慮每一組織特征所達(dá)到實(shí)際效果，具體的管理政策應(yīng)用為以下4方面。

第一，本論文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，成立年齡較長的政治資源企業(yè)在資產(chǎn)保值、業(yè)務(wù)增長方面有更好的財(cái)務(wù)績效能力。因此重視企業(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)和創(chuàng)新能力長期積累對企業(yè)成長有重要意義，短期企業(yè)行為對企業(yè)成長產(chǎn)生不利影響。

第二，企業(yè)黨委書記不兼任董事長和總經(jīng)理，有利于提高中國政治資源企業(yè)的盈利能力。研究表明，公司黨委書記兼任基于制度依存而僅非資源依賴，政治資源企業(yè)的政治優(yōu)勢的發(fā)揮比較弱，而作為組織合法性的要求比較強(qiáng)。

第三，董事長總經(jīng)理分離有利于提高政治資源企業(yè)的盈利能力。由于中國政治資源企業(yè)績效行為的復(fù)雜性，“經(jīng)濟(jì)理性與金錢至上”在中國政治資源企業(yè)背景下“并不萬能”，必須將委托代理理論與其他影響因素相結(jié)合，以有效解釋中國情景的企業(yè)的績效能力。

第四，如何理解本研究國有企業(yè)比民營企業(yè)在資產(chǎn)保值和業(yè)務(wù)增長方面有更好的表現(xiàn)？在中國情景下，國有企業(yè)經(jīng)營控制權(quán)掌握在各級國資委派出的代表手中，這些“企業(yè)官員”對“任職目標(biāo)責(zé)任書”的重要業(yè)績指標(biāo):國有資產(chǎn)保值增值和公司業(yè)務(wù)增長非常關(guān)注，忽視僅作考核參考的企業(yè)盈利能力(與政策行業(yè)有關(guān))，可見企業(yè)行為模式反映了某些企業(yè)特征。

本文研究局限在于:(1)研究樣本僅收集到174家中國A股上市公司數(shù)據(jù)，很多非上市政治資源企業(yè)，沒有得到相應(yīng)的樣本體現(xiàn);(2)僅研究上市公司五年數(shù)據(jù)樣本，選擇樣本時(shí)間窗口有限;(3)僅考慮中國內(nèi)地政治資源企業(yè)，其他有執(zhí)政黨地位國家地區(qū)沒有考慮。

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