集體決策能夠改善國有企業(yè)投資效率嗎？
——基于“三重一大”意見的準自然實驗研究

李萬利 徐細雄

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400030)

一、引言

國有企業(yè)效率低下問題一直廣受詬病，并得到學界的持續(xù)關注(劉小玄，1995；劉瑞明 等，2010)。一種觀點認為，國有企業(yè)效率低下源于所有者缺位導致的代理沖突，因而只有民營化改制才能徹底解決國有企業(yè)效率問題(張維迎，1999)；另一種觀點則強調，國有企業(yè)效率低下的根源在于不公平競爭條件下形成的預算軟約束，因此引入市場競爭機制是國有企業(yè)改革的關鍵(Lin et al.，1998)。圍繞上述兩種理論觀點和改革路徑的爭議，部分研究實證發(fā)現(xiàn)，民營化改制確實有利于提升國有企業(yè)效率(劉小玄，2004；胡一帆 等，2006；Bai et al.，2009)；另有經(jīng)驗證據(jù)表明，引入競爭和市場機制也能改善國有企業(yè)效率，因此產(chǎn)權改革并非解決國有企業(yè)效率問題的唯一途徑(辛清泉 等，2009；孔東民 等，2014；余明桂 等，2016；盛丹 等，2016)。以上兩種觀點孰是孰非至今仍未達成一致。

雖然上述兩種觀點對國有企業(yè)效率低下的原因認知有所不同，但無論是代理沖突還是預算軟約束所致，最終都表現(xiàn)為企業(yè)資源錯配和投資效率損失?！爱a(chǎn)權論”與“競爭論”的根本分歧僅在于，前者側重經(jīng)營者因主觀代理動機誘發(fā)的權力尋租與效率損失，后者則強調經(jīng)營者因客觀預算軟約束導致的道德風險與效率損失。這意味著，“產(chǎn)權論”和“競爭論”都將經(jīng)營者決策失誤視為國有企業(yè)效率低下的根源。從現(xiàn)實情況看，國家審計署對國有企業(yè)經(jīng)濟責任審計的結果顯示，國有企業(yè)重大經(jīng)營決策存在程序違規(guī)、決策失誤等造成重大經(jīng)濟損失和國有資產(chǎn)流失的問題長期居首位。由此可見，能否通過決策機制改革，完善經(jīng)營者決策監(jiān)管，抑制重大決策失誤，進而提升決策質量，成為深化國有企業(yè)改革進程中難以回避的關鍵問題。

決策理論指出，相對于個體決策，集體決策下團隊成員能夠識別和整合更多的決策信息，因此更有利于提升決策質量(Davis，1973；Carson et al.，2007)、應對復雜的決策環(huán)境(Brodbeck et al.，2007)。同時，集體決策還能夠強化權力監(jiān)督和制衡，減少權力過大或過于集中所導致的尋租腐敗及效率損失(Baldenius et al.，2014)。趙娜等(2014)認為，重大決策集體討論決定是民主集中制的直接體現(xiàn)，能夠有效降低或避免在重大問題決策上的失誤。為規(guī)范國有企業(yè)領導人決策行為，提高決策水平，降低決策風險，中共中央辦公廳、國務院辦公廳于2010年頒布《關于進一步推進國有企業(yè)貫徹落實“三重一大”決策制度的意見》(以下簡稱《“三重一大”意見》)。《“三重一大”意見》明確指出，凡屬重大決策、重要人事任免、重大項目安排和大額度資金運作(簡稱“三重一大”)事項必須由領導班子集體做出決定。(1)2018年新修訂的《中國共產(chǎn)黨紀律處分條例》第七十條指出：“違反民主集中制原則，有下列行為之一的，給予警告或者嚴重警告處分；情節(jié)嚴重的，給予撤銷黨內職務或者留黨察看處分：(一)拒不執(zhí)行或者擅自改變黨組織作出的重大決定的；(二)違反議事規(guī)則，個人或者少數(shù)人決定重大問題的；(三)故意規(guī)避集體決策，決定重大事項、重要干部任免、重要項目安排和大額資金使用的；(四)借集體決策名義集體違規(guī)的?！边@充分體現(xiàn)了黨中央對貫徹執(zhí)行集體決策原則的重視程度。根據(jù)《“三重一大”意見》，在董事會和經(jīng)理層對重大問題進行表決前，國有企業(yè)黨組織應提前召開黨委會并經(jīng)集體討論提出前置性意見和決策建議。該制度的頒布執(zhí)行是中央政府試圖通過強化黨委集體領導與決策功能，完善內部決策程序，改善國有企業(yè)決策與治理環(huán)境的一項重要舉措。那么，《“三重一大”意見》的實際執(zhí)行效果如何，其導入的集體決策制度能否有效改善國有企業(yè)投資效率，黨組織治理又在其中扮演何種角色。本研究將著重解答上述幾個問題。

選擇企業(yè)投資效率作為研究對象的主要原因在于：第一，作為企業(yè)最重要的戰(zhàn)略決策行動之一，投資決策是實現(xiàn)未來經(jīng)營業(yè)績和企業(yè)價值增長的基石。特別是長期以來中國的經(jīng)濟增長主要由投資拉動，當前也處于從規(guī)模導向到效率驅動的轉型關鍵期。因此，深入探究企業(yè)投資效率的關鍵影響因素對于實現(xiàn)高質量發(fā)展目標具有重要的現(xiàn)實意義。第二，投資效率普遍不高是中國國有企業(yè)改革亟待解決的主要難題，也是體現(xiàn)和影響國有企業(yè)改革成效的重要方面。第三，國有企業(yè)投資決策是“三重一大”事項涉及的核心內容之一，也是《“三重一大”意見》組織實施和監(jiān)督檢查的重點(2)“三重一大”的重大項目安排事項是指對企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、資本結構、盈利能力以及生產(chǎn)裝備、技術狀況等產(chǎn)生重要影響的項目的設立和安排，主要包括年度投資計劃，融資、擔保項目，期權、期貨等金融衍生業(yè)務，重要設備和技術引進，采購大宗物資和購買服務，重大工程建設項目，以及其他重大項目安排事項。。聚焦這一決策制度改革引發(fā)的國有企業(yè)投資效率變化可以為定量評估《“三重一大”意見》的實際執(zhí)行效果提供一個合適的場景。

基于上述分析，本文以《“三重一大”意見》作為準自然實驗場景，采用雙重差分模型考察集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的影響。本研究的貢獻主要體現(xiàn)在：

首先，與“產(chǎn)權論”和“競爭論”觀點不同(張維迎，1999；Lin et al.，1998)，本文側重從決策理論視角來理解國有企業(yè)效率低下問題。相對于集權治理與個體決策，集體決策機制有利于提升企業(yè)經(jīng)營者的決策能力并強化決策監(jiān)管，進而對抑制重大決策失誤及高管權力尋租，改善國有企業(yè)投資效率與經(jīng)營績效產(chǎn)生積極作用。本文研究表明，民營化改制或徹底市場化并非解決國有企業(yè)效率低下問題的僅有途徑，優(yōu)化內部決策機制同樣是提升國有企業(yè)效率的重要方面和可能選擇。這不僅有助于在理論上消解國企民營化改革的相關爭議，也可以在實踐上為深化國有企業(yè)改革提供一種新的思路。

其次，集體決策與個體決策的效率問題一直是管理學和心理學等領域的研究熱點。不同于傳統(tǒng)個體與組織行為視角的研究，本文從企業(yè)層面出發(fā)以《“三重一大”意見》為準自然實驗場景檢驗了集體決策制度與國有企業(yè)投資效率的關系，豐富了集體決策方面的研究(Carson et al.，2007；McHugh et al.，2016)。

最后，目前關于《“三重一大”意見》的研究大多停留于理論層面的功能探討和政策分析，鮮有文獻對其實際執(zhí)行效果進行實證考察。而本研究通過定量分析，提供了“三重一大”事項集體決策制度確實有助于改善國有企業(yè)投資效率的經(jīng)驗證據(jù)。

二、制度背景與理論分析

(一)《“三重一大”意見》的制度背景

長久以來，政府為解決國有企業(yè)效率低下問題進行了一系列改革，其中主要包括產(chǎn)權改革和以市場化為導向的治理改革。1984年中國開始啟動“政府分權”改革，并嘗試引入市場機制，其中一項主要內容就是擴大企業(yè)經(jīng)營自主權。在此導向下，經(jīng)營者權力明顯加強，經(jīng)營活力顯著提升，但同時也引發(fā)了嚴重的內部人控制問題。楊瑞龍等(1998)甚至認為，在政府扮演所有者角色的條件下，沿著“股東至上主義”的邏輯，改制后的國有企業(yè)實際形成了“行政干預下的經(jīng)營者控制型”治理結構。與此同時，放權改革進程中政府推行“一把手”負責制，加上中國長期孕育形成的“一把手”權力文化，使得企業(yè)人、財、物大權最終高度集中在“一把手”的手中(張軍 等，2004)。

獲得權力的內部經(jīng)營者可能不會完全按照外部投資者的利益行動，其有動機利用權力尋租謀求私利(陳信元 等，2009；徐細雄 等，2013)。諸多研究表明，中國國有上市公司面臨著嚴重的管理層機會主義行為引發(fā)的權力尋租風險與效率損失(趙純祥 等，2013；譚慶美 等，2015)。近年來，一些中央國企“一把手”的頻頻落馬，也從側面印證企業(yè)決策權力過度集中可能會引發(fā)嚴重的負面后果。

為切實加強國有企業(yè)反腐倡廉建設，進一步促進國有企業(yè)領導人員廉潔從業(yè)，規(guī)范決策行為，提高決策水平，中共中央辦公廳、國務院辦公廳于2010年7月15日專門印發(fā)《關于進一步推進國有企業(yè)貫徹落實“三重一大”決策制度的意見》?！丁叭匾淮蟆币庖姟分赋觯矊僦卮鬀Q策、重要人事任免、重大項目安排和大額度資金運作事項必須由領導班子集體做出決定；國有企業(yè)應當健全議事規(guī)則，明確“三重一大”事項的決策規(guī)則和程序，完善群眾參與、專家咨詢和集體決策相結合的決策機制。《“三重一大”意見》還提出，董事會、未設董事會的經(jīng)理班子研究“三重一大”事項時，應事先與黨委(黨組)溝通，聽取黨委(黨組)的意見；進入董事會、未設董事會的經(jīng)理班子的黨委(黨組)成員，應當貫徹黨組織的意見或決定。同時，為保障政策能得到有效的貫徹執(zhí)行，《“三重一大”意見》還明確規(guī)定：“‘三重一大’決策制度的執(zhí)行情況應當作為巡視、黨風廉政建設責任制考核的重要內容和企業(yè)領導人員經(jīng)濟責任審計的重點事項?！?/p>

(二)集體決策與企業(yè)投資效率：理論假設

管理者掌握著企業(yè)最重要的投資決策權，對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展具有決定性作用。由于現(xiàn)代企業(yè)所有權與經(jīng)營權分離，經(jīng)理人實際控制著企業(yè)的資源配置?；诳刂茩嗨嚼康?，內部經(jīng)理人的投資活動往往不是按投資者利益最大化原則進行。對此，傳統(tǒng)理論主要有兩種解釋：一是委托代理理論。在企業(yè)投資決策中，作為代理人的管理者可能會從最大化自身利益的動機出發(fā)，投資于有損股東利益或企業(yè)效率的項目，比如構建商業(yè)帝國、管理者防御及壕塹效應等(Jensen，1986)。二是信息不對稱理論。較之外部投資者，管理者更了解公司經(jīng)營狀況，這種信息不對稱為內部人進行非效率投資或利益攫取行為提供了便利和空間。并且，國有企業(yè)政策性負擔較重，也會造成信息不對稱情況下監(jiān)管難度增大，政府很難分清企業(yè)業(yè)績低下究竟是源于政策性負擔還是管理層機會主義行為(Lin et al.，1998)。

上述兩種理論解釋的切入點不同，但無論是主觀代理動機還是客觀信息不對稱導致的企業(yè)效率損失，本質上都表現(xiàn)為經(jīng)營者決策失誤和企業(yè)資源錯配。因此，避免企業(yè)效率損失的關鍵及微觀基礎在于優(yōu)化企業(yè)內部決策機制、提高經(jīng)營者決策質量?！丁叭匾淮蟆币庖姟吠瞥龅母灸康木驮谟谝?guī)范決策行為，提高決策水平，防范決策風險，保證國有企業(yè)科學發(fā)展；其核心內容是，凡屬重大決策、重要人事任免、重大項目安排和大額度資金運作事項必須由領導班子集體做出決定。本研究認為，“三重一大”事項集體決策制度將對國有企業(yè)投資決策行為與投資效率產(chǎn)生重要的積極影響。

第一，集體決策制度能夠強化對企業(yè)經(jīng)營者(尤其是“一把手”)決策權力的監(jiān)督約束，避免個人獨斷專行或個體利益凌駕于企業(yè)利益之上導致的投資效率損失。放權改革背景下中國國有企業(yè)的領導者權力高度集中且缺乏有效監(jiān)督，很容易引發(fā)嚴重的內部人控制問題(陳信元 等，2009；徐細雄 等，2013)。權力高度集中不僅為高管權力尋租及腐敗行為提供了機會，同時在高管追求行政晉升的激勵下還可能為其商業(yè)帝國構建和過度投資提供便利。相關研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人權力越大，監(jiān)督和控制機制越難發(fā)揮有效作用，經(jīng)理人越可能將自身利益凌駕于股東利益之上，為追求權力擴張而進行過度投資的欲望越強(趙純祥 等，2013；譚慶美 等，2015；Glaser et al.，2013)。與權威治理和個體集中決策不同，《“三重一大”意見》強調凡屬重大決策、重要人事任免、重大項目安排和大額度資金運作必須經(jīng)由領導班子集體討論決定。特別是在董事會和經(jīng)理層對重大投資問題進行表決前，國有企業(yè)應提前召開黨委會并經(jīng)集體討論提出前置性意見和決策建議。原因在于，集體決策有助于識別和綜合領導班子成員的不同觀點，避免個人或少數(shù)人專斷。由此可見，《“三重一大”意見》通過規(guī)范企業(yè)決策程序，為加強個體權力的監(jiān)督與制衡，有效遏制因主觀機會主義動機誘發(fā)的高管權力尋租與非效率投資行為提供了制度保障。

第二，集體決策制度可以提高企業(yè)投資決策質量。在面對重大決策問題時，由于受決策主體有限理性及決策本身復雜性等因素的影響，決策者僅憑個人知識、專長和經(jīng)驗往往難以做出正確決定。一方面，決策權力集中存在一系列弊端，比如決策結構專業(yè)化分工程度不高、制度化程度低、偏重經(jīng)驗決策、決策過程封閉和缺乏自我修正與調節(jié)機制等(周光輝，2011)。與個體決策不同，集體決策有助于發(fā)現(xiàn)和綜合不同成員的知識、信息和經(jīng)驗，進而提高決策水平。McHugh et al.(2016)的研究指出，集體決策有利于融合集體智慧并提升決策質量。另一方面，權力過大可能會激發(fā)經(jīng)理人過度自信心理(曾愛民 等，2017)，導致經(jīng)理人更容易忽視其他管理人員的意見，繼而做出有損組織利益的極端投資決策(Malmendier et al.，2005)。Li et al.(2013)發(fā)現(xiàn)，相對于集體主義決策風格，個體主義決策風格的高管更傾向于選擇冒險性投資行動?！丁叭匾淮蟆币庖姟窂娬{企業(yè)重大投資活動必須堅持集體決策原則，充分利用分散在不同成員手中的信息、知識和資源，通過集思廣益和集體智慧增強對優(yōu)質投資項目的識別能力，提高投資決策的科學性。此外，《“三重一大”意見》還明確規(guī)定，國有企業(yè)在進行重大投資和工程建設項目決策時應當事先充分聽取有關專家的意見。引入外部專家知識的目的在于幫助決策團隊更加準確地把握投資項目價值，降低決策失誤引發(fā)的投資效率損失。

第三，“三重一大”事項集體決策制度有助于提升國有企業(yè)內部控制質量，從而改善投資效率?！丁叭匾淮蟆?意見》不僅通過明確決策范圍和規(guī)范決策程序等加強對企業(yè)決策過程的控制，而且進一步指出決策制度執(zhí)行情況將被作為國有企業(yè)領導人考察、考核、任免、經(jīng)濟責任審計的重要依據(jù)，以及巡視、黨風廉政建設責任制考核的重要內容，以強化事后監(jiān)督檢查和決策失誤的責任追究(3)《“三重一大”意見》第15條規(guī)定，“國有企業(yè)黨委(黨組)書記、董事長、未設董事會的總經(jīng)理(總裁)為本企業(yè)實施本意見的主要責任人?！边@種主體責任落實能夠有效避免集體決策事后責任不明導致的責任追究困難?！丁叭匾淮蟆币庖姟返?2條規(guī)定，“國有企業(yè)領導人員違反‘三重一大’決策制度的，應當依照《國有企業(yè)領導人員廉潔從業(yè)若干規(guī)定》和相關法律法規(guī)給予相應的處理，違反規(guī)定獲取的不正當經(jīng)濟利益，應當責令清退；給國有企業(yè)造成經(jīng)濟損失的，應當承擔經(jīng)濟賠償責任?！边@進一步強化了事后問責機制。。通過事前、事中及事后的有效控制，可以提升國有企業(yè)內部控制質量，降低內部人控制產(chǎn)生的代理成本，進而有效抑制過度投資、避免投資不足(李萬福 等，2011)。

基于上述分析，本研究提出：

假設1：“三重一大”事項集體決策制度有利于提升國有企業(yè)投資效率。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取《“三重一大”意見》實施前后四年為樣本觀測區(qū)間，以A股上市公司2007—2014年數(shù)據(jù)為樣本來源。根據(jù)研究需要，我們對初始樣本進行了如下篩選：剔除金融行業(yè)和保險行業(yè)公司；剔除樣本觀測期間產(chǎn)權性質發(fā)生變更的公司；剔除ST及PT公司；剔除資產(chǎn)負債率大于1及存在數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過上述處理，本文最終得到11256個樣本觀測值。企業(yè)實際控制人性質來源于萬得數(shù)據(jù)庫(WIND)，其他企業(yè)財務與治理數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。為剔除極端值影響，本文對使用的所有連續(xù)變量均進行了上下1%水平的縮尾處理。

(二)模型設定與變量定義

雙重差分法(DID)在政策效果評估和因果關系識別上具有獨特優(yōu)勢，因而被廣泛應用?！丁叭匾淮蟆币庖姟酚芍泄仓醒朕k公廳和國務院辦公廳共同頒布，對于企業(yè)而言是外生事件；同時，其實施對象為國有企業(yè)，對民營企業(yè)(即非國有企業(yè))沒有直接影響。因此，本文以《“三重一大”意見》作為準自然實驗場景，采用雙重差分法檢驗“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的政策效應。具體而言，將國有企業(yè)設定為實驗組(State=1)，將民營企業(yè)作為對照組(State=0)；并且，構建虛擬變量Post作為事件窗口，2010年及之前年份為0，2010年之后年份為1(4)由于《“三重一大”意見》頒布時間為2010年7月15日，各地方各部門需制定具體實施細則，并報上級審批通過后才能實施，且企業(yè)下半年重大投資項目往往是前期決策通過的。因此，本文將2010年作為事件前時間窗口。。模型設定如下：

Absinvesti,t=β0+β1Post+β2State+β3Post×State+βjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

模型(1)中，被解釋變量為企業(yè)投資效率(Absinvest)，本文使用兩種方法進行測度：

第一種方法，運用Richardson(2006)模型來估計企業(yè)投資效率，具體模型如下：

Investi,t=β0+β1Qi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cashi,t-1+β4Agei,t-1+β5Sizei,t-1+β6Returni,t-1+β7Investi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

其中，Invest為新增投資，等于購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金減去處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額除以總資產(chǎn)；Q為企業(yè)投資機會；Lev為企業(yè)資產(chǎn)負債率；Cash為企業(yè)現(xiàn)金持有水平；Age為企業(yè)上市年齡；Size為企業(yè)規(guī)模；Return為企業(yè)股票年度回報率。模型中還控制了年度效應和行業(yè)效應。我們使用模型(2)估計的殘差絕對值度量企業(yè)投資效率(Absinvest1)，其值越大，表明非效率投資水平越高，投資效率越低。進一步，當回歸殘差大于0時，表示過度投資(Overinvest1)；當回歸殘差小于0時，表示投資不足(Underinvest1)，為便于理解，對其取絕對值，值越大表示投資不足越嚴重。

第二種方法，借鑒王克敏等(2017)的研究，利用Biddle et al.(2009)模型分年度和分行業(yè)估計企業(yè)投資效率，具體模型如下：

Investi,t=α0+α1Growthi,t-1+εi,t

(3)

其中，Invest為新增投資，Growth為企業(yè)銷售收入增長率。我們對模型(3)進行分年度和分行業(yè)回歸，將殘差的絕對值作為企業(yè)投資效率的第二種度量指標(Absinvest2)。當回歸殘差大于0時，為過度投資(Overinvest2)；當回歸殘差小于0時，為投資不足(Underinvest2)，并對其取絕對值。

參考以往文獻，模型(1)中加入的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營性現(xiàn)金流、企業(yè)成長性、企業(yè)年齡、兩職合一、高管薪酬、第一大股東持股比例、獨立董事占比及行業(yè)和年度固定效應。

各變量具體說明見表1。

表1 變量說明

此外，考慮到政策實施效果的滯后性、時效性及持續(xù)性等，《“三重一大”意見》對國有企業(yè)投資效率的影響可能會隨時間變化而有所不同。因此，本文進一步將政策效應平均分解到每一年度，以便考察政策執(zhí)行效果的持續(xù)性。具體來講，我們分別設置年份虛擬變量(Year_2011,Year_2012，Year_2013及Year_2014)，并將其與State交乘。具體模型設置如下：

(4)

(三)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了模型(1)中相關變量的描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)投資效率Absinvest1和Absinvest2的均值分別為0.034、0.045，最大值和最小值分別為0.207、0.256和0.000、0.001，表明不同企業(yè)之間的投資效率存在較大差異。過度投資Overinvest1和Overinvest2的均值分別為0.044和0.062，遠大于投資不足Underinvest1和Underinvest2的均值0.028和0.035。這意味著，相較于投資不足，樣本企業(yè)面臨的過度投資問題更為嚴重。State的均值為0.516，即樣本中51.6%為國有企業(yè)，48.4%為民營企業(yè)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3和表4報告了《“三重一大”意見》實施前后國有企業(yè)(實驗組)和民營企業(yè)(對照組)投資效率的變化情況及其差異。

表3是以Absinvest1度量企業(yè)投資效率的檢驗結果。我們發(fā)現(xiàn)，《“三重一大”意見》實施后國有企業(yè)投資效率提高了0.009，而民營企業(yè)僅提高0.003，國有企業(yè)投資效率的提升幅度比民營企業(yè)高出0.006，且在1%水平存在顯著差異。進一步，區(qū)分過度投資(Overinvest1)和投資不足(Underinvest1)后發(fā)現(xiàn)：《“三重一大”意見》實施后國有企業(yè)過度投資水平顯著下降0.013，民營企業(yè)僅下降0.007，國有企業(yè)的下降幅度比民營企業(yè)高出0.006，且在1%水平存在顯著差異；《“三重一大”意見》實施后國有企業(yè)投資不足水平下降0.006，民營企業(yè)僅下降0.003，國有企業(yè)的下降幅度比民營企業(yè)高出0.003，且在1%水平存在顯著差異；過度投資的變化差異明顯高于投資不足的變化差異。表4是以Absinvest2度量企業(yè)投資效率的檢驗結果，與表3類似，不再贅述。

以上結果表明，《“三重一大”意見》實施后，與不受該制度影響的民營企業(yè)相比，國有企業(yè)投資效率的提升效果更加明顯；并且，相比投資不足，其對過度投資的積極效應更加明顯。前文假設得到初步支持。

表3 《“三重一大”意見》實施前后企業(yè)投資效率的變化差異：Richardson(2006)模型估計

注：差值Difference1=《“三重一大”意見》實施后的樣本均值-《“三重一大”意見》實施前的樣本均值；差值Difference2=實驗組《“三重一大”意見》實施前后的均值變化-對照組《“三重一大”意見》實施前后的均值變化。***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

注：差值Difference1=《“三重一大”意見》實施后的樣本均值-《“三重一大”意見》實施前的樣本均值；差值Difference2=實驗組《“三重一大”意見》實施前后的均值變化-對照組《“三重一大”意見》實施前后的均值變化。***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

四、實證結果分析

(一)集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的影響效應

表5報告了“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的回歸結果，我們分別使用Absinvest1和Absinvest2來度量企業(yè)投資效率。列(1)和列(4)是沒有加入控制變量的回歸結果，交互項Post×State的回歸系數(shù)分別為-0.006和-0.006，且均在1%水平上顯著；列(2)和列(5)是加入其他控制變量的回歸結果，Post×State的回歸系數(shù)分別為-0.005和-0.007，且均在1%水平上顯著。以上結果表明：《“三重一大”意見》實施后，相對于不受該政策影響的民營企業(yè)，國有企業(yè)投資效率得到顯著提升，即“三重一大”事項集體決策制度能顯著改善國有企業(yè)投資效率，本文假設得到支持。其他控制變量的回歸結果與以往研究結論基本一致。

列(3)和列(6)報告了分年度回歸的結果。平均而言，“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)投資效率在2011年或2012年即開始產(chǎn)生顯著影響，且該政策效應至2013年和2014年依然顯著存在(5)Year_2011、Year_2012、Year_2013及Year_2014為年度虛擬變量，包含在年度效應中。為節(jié)省篇幅，其回歸結果未列出。。這表明，《“三重一大”意見》不僅短期內可以顯著改善國有企業(yè)投資效率，而且在未來幾年內依然能夠持續(xù)發(fā)揮作用。由此可見，該政策的實際貫徹執(zhí)行效果具有較強的持續(xù)性。

表5 “三重一大”事項集體決策制度與國有企業(yè)投資效率的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

進一步，我們將企業(yè)投資效率區(qū)分為過度投資和投資不足，以考察“三重一大”事項集體決策制度到底如何提高國有企業(yè)投資效率？是通過抑制過度投資，還是改善投資不足，抑或兩種途徑共同發(fā)揮作用？相關回歸結果列于表6。

表6中，列(1)和列(3)分別使用Overinvest1和Overinvest2度量企業(yè)過度投資水平，交互項Post×State的回歸系數(shù)分別為-0.006和-0.013，且分別在5%和1%水平上顯著；列(2)和列(4)分別使用Underinvest1和Underinvest2度量企業(yè)投資不足水平，交互項Post×State的回歸系數(shù)分別為-0.002和-0.001，但均沒有通過顯著性檢驗。以上結果表明，“三重一大”事項集體決策制度能有效抑制國有企業(yè)過度投資水平，但對投資不足的改善作用不明顯，即“三重一大”事項集體決策制度主要通過抑制過度投資這一途徑來提升國有企業(yè)投資效率。

表6 區(qū)分過度投資和投資不足的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

(二)內生性問題處理

1.條件雙重差分模型檢驗(PSM+DID)

在使用雙重差分法進行分析時，要求實驗組和控制組的選擇是隨機的。由于國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱性力量，其與政府存在“天然”的利益關系，這可能造成實驗組和控制組的選擇并不是隨機的，從而導致自選擇問題。針對于此，我們采用條件雙重差分模型，即傾向評分匹配法與雙重差分法相結合(PSM+DID)的方法進行穩(wěn)健性檢驗。參考余明桂等(2016)的做法，首先運用Logit模型通過公司規(guī)模、財務杠桿、投資機會、年度和行業(yè)對產(chǎn)權性質(State)進行回歸，然后根據(jù)Logit模型估計得到的傾向得分，為實驗組樣本找尋最為接近的控制組樣本，并進行1∶1鄰近匹配。使用匹配后得到的樣本重新回歸，結果列于表7。從中可見，在控制樣本自選擇可能帶來的影響后，前文結論依然成立。

表7 條件雙重差分模型的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

2.安慰劑檢驗(Placebo Test)

《“三重一大”意見》可能并不是完全的外生沖擊事件，為消除這一顧慮，我們參考盛丹等(2016)的做法，使用該政策頒布前的樣本數(shù)據(jù)進行安慰劑檢驗。具體來講，我們假定《“三重一大”意見》是在2009年實施的，2009—2010年Post取值為1，2007—2008年Post取值為0。若國有企業(yè)投資效率的提升確實是由《“三重一大”意見》實施導致的，則安慰劑檢驗的回歸結果中，Post×State的估計系數(shù)應不顯著。

由表8可見，各模型中交互項Post×State與企業(yè)投資效率、過度投資以及投資不足的回歸系數(shù)均不顯著。假設其他年份為事件發(fā)生年度，結果也與此類似。這進一步表明本文結論是可靠的。

表8 安慰劑檢驗的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

(三)其他穩(wěn)健性檢驗

1.剔除政策當期的可能影響

為了避免《“三重一大”意見》頒布當期對本文研究結論造成干擾，我們剔除2010年樣本觀測值，重新進行回歸分析。

表9的結果顯示，交互項Post×State與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)均在1%水平顯著為負，與過度投資的回歸系數(shù)分別在5%和1%水平顯著為負，與投資不足的回歸系數(shù)雖為負卻均不顯著，這與前文的實證結論完全相同。此外，我們還將2010年作為事件窗口重新開展實證檢驗，回歸結果亦未發(fā)生明顯改變。

表9 穩(wěn)健性檢驗：剔除當期效應的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

2.擴大事件時間窗口

自《“三重一大”意見》頒布以來，其執(zhí)行情況一直是國家審計署對國有企業(yè)經(jīng)濟責任審計的重點考核內容之一。因此，為確保結果的可靠性，我們進一步將《“三重一大”意見》時間窗口擴大到2017年，以檢驗該政策是否仍在發(fā)揮作用。由表10可見，當時間窗口擴大到2017年后，回歸結果仍與原有結論保持一致。列(2)和列(6)的分年度回歸結果顯示，《“三重一大”意見》在2015—2017年依然持續(xù)發(fā)揮著積極影響。

表10 穩(wěn)健性檢驗：擴大事件時間窗口

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

3.排除EVA業(yè)績考核的潛在干擾

2009年國務院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會頒布《中央企業(yè)負責人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》，決定自2010年開始，對央企負責人實施經(jīng)濟增加值考核辦法。相關研究表明，EVA業(yè)績評價能夠降低央企過度投資(劉鳳委 等，2013)。然而，該政策的實施對象主要為央企。因此，為降低該政策對本文結論產(chǎn)生潛在干擾，此處剔除央企樣本，重新進行檢驗，相關結果列于表11。從中可見，前文結論基本未發(fā)生變化。

表11 穩(wěn)健性檢驗：排除EVA業(yè)績考核的潛在干擾

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

4.避免產(chǎn)業(yè)政策和經(jīng)濟不確定性的影響

企業(yè)投資行為與投資效率通常受國家產(chǎn)業(yè)政策的影響(王克敏 等，2017)。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)受產(chǎn)業(yè)政策的扶持力度更大，因而產(chǎn)業(yè)政策對其投資效率的影響可能更強。為排除“十一五”期間(2006—2010年)和“十二五”期間(2011—2015年)產(chǎn)業(yè)政策轉變可能對本文結論產(chǎn)生的影響，我們對企業(yè)是否受產(chǎn)業(yè)政策支持進行了控制(ENC)，當企業(yè)屬于產(chǎn)業(yè)政策重點支持行業(yè)時取值為1，否則取值為0。此外，饒品貴等(2017)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性上升會提高企業(yè)投資效率，且相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)投資效率的提升幅度更明顯。因此，模型中進一步控制了經(jīng)濟政策不確定性(EPU)。具體而言，本文使用Baker et al.(2016)編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來度量企業(yè)面臨的經(jīng)濟政策不確定性環(huán)境。由表12可見，在控制產(chǎn)業(yè)政策和經(jīng)濟政策不確定性等因素后，本文結論依然成立。

表12 穩(wěn)健性檢驗：控制產(chǎn)業(yè)政策和經(jīng)濟不確定性的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

5.改變企業(yè)投資效率的度量方法

由于中國資本市場起步較晚，使用托賓Q度量企業(yè)投資機會可能存在偏差。為此，本文進一步基于銷售加速模型，利用企業(yè)銷售增長率作為投資機會的代理變量，重新估計企業(yè)投資效率。相關結果見表13列(1)至列(3)，不難發(fā)現(xiàn)，與原有結論完全一致。此外，Chen et al.(2011)對Biddle et al.(2009)模型進行了修正，考慮了銷售增長率的非線性關系。借鑒他們的研究，本文構建模型(5)重新估計企業(yè)投資效率：

Investi,t=α0+α1Negtivei,t-1+α2Growthi,t-1+α3Negtivei,t-1×Growthi,t-1+εi,t

(5)

其中，Negtive為虛擬變量，當銷售增長率為負時取1，否則取0。

對模型(5)進行分年度和分行業(yè)回歸，估計企業(yè)投資效率。表13的列(4)至列(6)結果顯示，原有實證結論依然不變。

表13 穩(wěn)健性檢驗：替換投資效率測度模型的回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

五、拓展性分析：黨組織治理的功能

根據(jù)《“三重一大”意見》，董事會和經(jīng)理層在對重大問題進行表決前，黨組織應召開黨委會并經(jīng)集體討論提出前置性意見和決策建議。同時，《“三重一大”意見》還提出，企業(yè)黨組織要團結帶領全體黨員和廣大職工群眾，推動決策的實施。既然《“三重一大”意見》實施的關鍵在于強化企業(yè)黨委的集體決策功能，那么企業(yè)黨組織治理的嵌入程度是否會對其執(zhí)行效果產(chǎn)生影響？為此，本部分進一步分析了黨組織治理的功能和作用。

(一)黨組織治理的嵌入是否會強化《“三重一大”意見》的執(zhí)行效果

《中共中央關于國有企業(yè)改革和發(fā)展若干重大問題的決定》明確指出，國有企業(yè)黨組織的政治核心作用主要體現(xiàn)在，保證、監(jiān)督黨和國家的方針政策在本企業(yè)的貫徹執(zhí)行以及參與企業(yè)重大問題決策等。Chang et al.(2004)強調，企業(yè)黨組織是除國有股東身份、行政資源配置外，政府引導和規(guī)范企業(yè)行為的另一條重要通道。相關研究也表明，在“雙向進入、交叉任職”領導模式下，國有企業(yè)黨組織治理的嵌入程度越深，越能對內部人控制行為進行有效監(jiān)督和制衡，從而降低代理成本、防止國有資產(chǎn)流失(馬連福 等，2012；陳仕華 等，2014)。

接下來，我們進一步考察黨組織治理的嵌入程度是否會對《“三重一大”意見》的貫徹執(zhí)行效果產(chǎn)生影響？具體來講，參考馬連福等(2012)和陳仕華等(2014)的方法，使用“黨組織成員中進入董事會、監(jiān)事會和管理層的人數(shù)占董事會、監(jiān)事會和管理層總人數(shù)比例”作為黨組織治理的嵌入程度(Party)的代理變量。該指標越大，說明黨組織治理的嵌入程度越深，越有利于推進“三重一大”事項集體決策制度在本企業(yè)的貫徹執(zhí)行?；诖?，在原模型基礎上加入三項交互Party×Post×State，構建模型(6)：

Absinvesti,t=β0+β1Post+β2State+β3Post×State+β4Party×Post×State+βjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(6)

由表14可知，Party×Post×State與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)分別為-0.011、-0.013，且均在1%水平顯著；Party×Post×State與過度投資的回歸系數(shù)分別為-0.015、-0.023，且均在5%水平顯著；Party×Post×State與投資不足的回歸系數(shù)分別為-0.007、-0.002(系數(shù)強度遠低于過度投資的回歸系數(shù))，且分別在5%水平顯著和不顯著。以上結果表明，隨著黨組織治理嵌入程度的增加，“三重一大”事項集體決策制度對企業(yè)投資效率的改進效果(尤其是對過度投資的抑制作用)明顯增強。這意味著，國有企業(yè)黨組織參與治理能夠提高《“三重一大”意見》的實際執(zhí)行效果，強化中央政府政策在基層企業(yè)的貫徹落實。

表14 “三重一大”事項集體決策制度與企業(yè)投資效率：黨組織治理嵌入強度的影響

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

(二)《“三重一大”意見》的政策效應在中央國企與地方國企間是否存在差異

中國的國有企業(yè)又被分為中央國有企業(yè)(簡稱“中央國企”)和地方國有企業(yè)(簡稱“地方國企”)。前者受中央政府直接管轄，由國務院國資委監(jiān)督管理；后者隸屬于各地方政府，由地方政府國資委監(jiān)督管理。兩者的經(jīng)營目標、市場化程度，以及受政府干預和監(jiān)管的程度等存在明顯不同(夏立軍 等，2005)，這也導致它們對中央政策的執(zhí)行程度可能存在差異(張霖琳 等，2015)。一方面，國有企業(yè)改革遵循的總體邏輯是“抓大放小”。中央國企由于資產(chǎn)規(guī)模龐大、政治經(jīng)濟地位特殊，因而更加受中央政府的重視和關注，在企業(yè)黨建和其他政策執(zhí)行上也面臨著更為嚴格的外部監(jiān)管(陳冬華，2002)。另一方面，相較于地方國企，中央國企的制度建設相對完善，黨組織治理功能也發(fā)揮得更為充分。根據(jù)國務院國資委披露的信息，2018年中央國企已全部實現(xiàn)黨委書記、董事長“一肩挑”。隨著中央國企修訂議事決策規(guī)則，央企集團已全部落實重要決策的黨組討論前置程序要求，中央國企黨的領導得到根本加強?；诖?，本文進一步將國有企業(yè)細分為中央國企和地方國企，以檢驗《“三重一大”意見》的政策效應在兩者之間是否存在明顯差異。具體來講，設置“央地關系”虛擬變量Central，中央國企取值為1，地方國企取值為0，并在原有模型中加入三項交互Central×Post×State，構建模型(7)：

Absinvesti,t=β0+β1Post+β2State+β3Post×State+β4Central×Post×State+βjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(7)

表15報告了《“三重一大”意見》的政策效應在中央國企與地方國企之間是否存在差異的回歸結果。

表15 “三重一大”事項集體決策制度與企業(yè)投資效率：中央國企VS地方國企

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

由表15可以發(fā)現(xiàn)，Central×Post×State與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)分別為-0.004、-0.005，且都在1%水平顯著；Central×Post×State與過度投資的回歸系數(shù)分別為-0.009、-0.012，且均在1%水平顯著；然而，Central×Post×State與投資不足的回歸系數(shù)分別為-0.001、0.000，且都未能通過顯著性檢驗。以上結果表明，“三重一大”事項集體決策制度改善企業(yè)投資效率的政策效應在中央國企和地方國企之間存在明顯差異。與地方國企相比，中央國企黨組織功能的發(fā)揮更充分，對《“三重一大”意見》的貫徹執(zhí)行更到位，因而改善企業(yè)投資效率的效果更突出。

六、“三重一大”事項集體決策制度的績效后果

上文分析表明，“三重一大”事項集體決策制度能夠顯著改善國有企業(yè)投資效率。那么，這種積極效應是否最終會在企業(yè)經(jīng)營績效中得到體現(xiàn)呢？針對這一問題，本文利用中介效應模型，進一步考察《“三重一大”意見》是否會通過改善國有企業(yè)投資效率，最終提高經(jīng)營績效。參考溫忠麟等(2004)提出的中介效應檢驗方法，本文設置如下模型：

Performancei,t=α0+α1Post+α2State+α3Post×State+αjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(Path a)

Absinvesti,t=β0+β1Post+β2State+β3Post×State+βjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(Path b)

Performancei,t=λ0+λ1Post+λ2State+λ3Post×State+λ4Absinvest+λjControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(Path c)

其中，Performance為企業(yè)經(jīng)營績效，我們分別使用經(jīng)年度行業(yè)中值調整后的總資產(chǎn)收益率(Roa_Ind)和凈資產(chǎn)收益率(Roe_Ind)進行測度。中介效應模型檢驗分三步展開：第一步，根據(jù)Path a檢驗“三重一大”事項集體決策制度對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，觀察α3的估計系數(shù)；第二步，根據(jù)Path b考察“三重一大”事項集體決策制度對企業(yè)投資效率的影響，觀察β3的估計系數(shù)；第三步，在Path c中，同時放入“三重一大”事項集體決策制度和投資效率，觀察λ3、λ4的估計系數(shù)。假如α3顯著為正，β3顯著，且λ3、λ4也都顯著，則表明投資效率在“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)經(jīng)營績效的提升作用中起部分中介作用；倘若α3、β3顯著，但λ3不顯著，而λ4顯著，則表明“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)經(jīng)營績效的提升作用完全是通過改善投資效率實現(xiàn)的。

由于表5已經(jīng)報告了Path b的回歸結果，即“三重一大”事項集體決策制度能夠顯著改善國有企業(yè)投資效率，此處只需檢驗Path a和Path c即可，相關結果列于表16。

表16 “三重一大”事項集體決策制度與企業(yè)經(jīng)營績效：基于投資效率的中介效應檢驗

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內為異方差調整后(Robust)的t值。

表16中，列(1)至列(3)是使用Roa_Ind測度企業(yè)績效的結果，Post×State的估計系數(shù)顯著為正(Path a)；然而，當引入企業(yè)投資效率之后，Post×State的估計系數(shù)不再顯著(Path c)。使用Roe_Ind作為企業(yè)經(jīng)營績效的度量指標，得到的結果與此類似。這意味著，“三重一大”事項集體決策制度能夠通過改善國有企業(yè)投資效率，最終提升經(jīng)營績效。

七、結論與啟示

本文以中共中央辦公廳、國務院辦公廳頒布實施的《關于進一步推進國有企業(yè)貫徹落實“三重一大”決策制度的意見》作為準自然實驗場景，運用雙重差分模型(DID)實證考察了“三重一大”事項集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的影響。研究結果表明：“三重一大”事項集體決策制度能顯著提升國有企業(yè)投資效率；相對于緩解投資不足，集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的積極作用主要體現(xiàn)為抑制過度投資；黨組織治理的嵌入程度越深，集體決策制度對國有企業(yè)投資效率的改善效果越明顯；與地方國企相比，集體決策制度對中央國企投資效率的改善效果更突出。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，《“三重一大”意見》對國有企業(yè)投資效率的積極影響最終會在企業(yè)經(jīng)營績效中得到反映。

本文結論表明，除“產(chǎn)權論”倡導的民營化改制和“競爭論”主張的加大市場競爭外，優(yōu)化內部決策機制也是解決國有企業(yè)效率低下問題的可能途徑。鑒于短期內難以完全實現(xiàn)民營化改制和市場化改革，因此在深化國有企業(yè)改革的進程中，除關注民營化和市場化改革以及強化外部監(jiān)管外，還應大力推進和完善國有企業(yè)內部制度建設，通過規(guī)范國有企業(yè)決策程序、強化決策監(jiān)督和事后責任追究等制度保障來規(guī)范經(jīng)營者決策行為，提高決策水平，防范決策風險，推動國有企業(yè)健康發(fā)展。同時，本研究也揭示出黨組織治理在強化“三重一大”事項集體決策制度積極效果中的獨特作用。因此，有必要進一步加強黨對國有企業(yè)的政治引領作用，通過“雙向進入、交叉任職”等模式提高黨組織治理的嵌入程度，充分發(fā)揮企業(yè)黨組民主討論機制在形成重大事項前置性決策意見中的制度優(yōu)越性。