黨組織治理與國有企業(yè)創(chuàng)新績效

王中超 周紹妮

【摘 要】 堅(jiān)持黨的領(lǐng)導(dǎo)是發(fā)展社會(huì)主義的基本方略，如何在國有企業(yè)中探究黨組織治理的作用及其途徑是理論和實(shí)務(wù)領(lǐng)域討論的重要問題。以2012—2017年國有上市公司為樣本，考察黨組織參與治理對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，研究表明：黨組織參與公司治理對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著的促進(jìn)作用;相對(duì)于發(fā)明專利，非發(fā)明專利對(duì)創(chuàng)新績效的提升貢獻(xiàn)更明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，公司黨委主要通過參與董事會(huì)以及管理層治理來發(fā)揮對(duì)創(chuàng)新績效的積極作用。研究結(jié)論為完善黨組織參與公司治理，深化國資國企改革，培育世界一流企業(yè)提供了參考。

【關(guān)鍵詞】 黨組織; 治理參與; 企業(yè)創(chuàng)新; 國有企業(yè)

【中圖分類號(hào)】 F270.7 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A ?【文章編號(hào)】 1004-5937（2020）16-0126-07

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出要“培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”，雖然目前關(guān)于“世界一流企業(yè)”的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)尚存爭議，但毫無疑問對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量必然包含其中。作為國民經(jīng)濟(jì)的“壓艙石”，國有企業(yè)更是國家經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新體系的重要主體，其創(chuàng)新能力與活力很大程度上體現(xiàn)了國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展與運(yùn)行的狀態(tài)，事關(guān)“新常態(tài)”下我國創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施。目前，在黨中央強(qiáng)化對(duì)國民經(jīng)濟(jì)和國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)的背景下，公司黨委成員通過“雙向進(jìn)入、交叉任職”制度安排參與治理是我國國有企業(yè)公司治理的一大特色。由于黨組織對(duì)國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人直接的人事任免權(quán)及控制權(quán)[1]，公司黨委成員兼具動(dòng)機(jī)和能力將黨的意志內(nèi)化到公司治理行為中并產(chǎn)生相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果。

已有研究發(fā)現(xiàn)，公司治理的相關(guān)特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有著重要影響[2-3]，甚至是制度基礎(chǔ)[4]。隨著創(chuàng)新理論的不斷發(fā)展，學(xué)者們基于傳統(tǒng)的公司治理視角從內(nèi)部的代理沖突[5]、管理層激勵(lì)[6]、股權(quán)結(jié)構(gòu)[7]擴(kuò)展到企業(yè)外部的產(chǎn)業(yè)政策[8]、經(jīng)濟(jì)聚集[9]、甚至國家文化[10]等方面展開了積極探索。黨組織通過“雙向進(jìn)入、交叉任職”的制度安排參與董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)以及管理層對(duì)企業(yè)經(jīng)營管理以及決策施加影響，發(fā)揮治理作用[11]。那么，黨組織參與公司治理是否會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)呢？如果存在影響，影響的路徑是什么？為回答這些問題，本文以2012—2017年國有上市公司為研究樣本，考察了黨組織參與治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：黨組織參與治理對(duì)創(chuàng)新績效有著顯著的促進(jìn)作用。通過研究影響路徑發(fā)現(xiàn)，黨委主要通過參與董事會(huì)與管理層發(fā)揮對(duì)創(chuàng)新的積極作用。

與以往文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)有：第一，基于黨組織參與公司治理視角，考察了其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，為企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究提供了一個(gè)新的視角，豐富了企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)因研究的相關(guān)文獻(xiàn)，也從理論上提供相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)加以指導(dǎo)實(shí)踐。第二，在當(dāng)前黨中央強(qiáng)化對(duì)國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)的背景下，豐富了黨組織參與公司治理的經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)研究，為黨組織參與公司治理的積極作用提供了新的證據(jù)。第三，研究發(fā)現(xiàn)黨組織參與公司治理對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更多體現(xiàn)在追求“數(shù)量”的非發(fā)明專利上。這為進(jìn)一步完善國有企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)、維護(hù)良好的治理環(huán)境以及有關(guān)部門制定完善對(duì)國企及其領(lǐng)導(dǎo)人的考核要求，合理引導(dǎo)國企創(chuàng)新行為，提升創(chuàng)新質(zhì)量提供了有益的實(shí)踐啟示。

二、理論分析與假設(shè)提出

早期學(xué)者們通過理論分析探討了黨組織參與公司治理的相關(guān)問題，主要集中于黨組織如何參與治理以及如何與現(xiàn)代企業(yè)制度融合等問題的探討[11]，缺乏大樣本實(shí)證數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。近年來，學(xué)者們通過實(shí)證研究豐富了黨組織參與對(duì)公司經(jīng)濟(jì)后果影響的相關(guān)文獻(xiàn)。馬連福等[12]研究發(fā)現(xiàn)，黨組織參與有利于提高董事會(huì)效率，提升公司治理水平。陳仕華等[13]在考察黨組織參與國有企業(yè)并購活動(dòng)中發(fā)現(xiàn)，黨組織參與對(duì)并購溢價(jià)有顯著作用，能有效防止“國有資產(chǎn)流失”現(xiàn)象，該作用在黨組織參與董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)中更加顯著。于連超等[14]也發(fā)現(xiàn)黨組織參與董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)時(shí)作用顯著，會(huì)顯著提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平。此外，部分研究發(fā)現(xiàn)，黨的組織部門或者紀(jì)檢部門參與還有降低代理成本[15]、抑制高管薪酬[16-17]、減少非貨幣性私有收益的作用[18]，對(duì)企業(yè)績效有積極作用[19]。還有學(xué)者從審計(jì)研究角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)黨組織參與增加了國企對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求，具有信號(hào)傳遞效應(yīng)[20]，顯著降低了被出具非標(biāo)意見的概率[21]。

具體到國有企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的研究背景中，雖然目前學(xué)術(shù)界對(duì)國企的創(chuàng)新效率尚存爭論，有觀點(diǎn)認(rèn)為相較于民營企業(yè)，國企創(chuàng)新存在雙重效率損失，國企創(chuàng)新效率較低[22]，也有人認(rèn)為由于面臨更有利的外部環(huán)境，國企的創(chuàng)新效率高于民企[23]。但毫無疑問，既然創(chuàng)新活動(dòng)是企業(yè)的重大經(jīng)營管理決策，在深化黨組織領(lǐng)導(dǎo)的國有企業(yè)中，黨組織所扮演的角色必然會(huì)對(duì)該項(xiàng)活動(dòng)產(chǎn)生重要影響。誠然，從研發(fā)投入到最終實(shí)際的創(chuàng)新產(chǎn)出之間有較長的作用鏈條，企業(yè)同時(shí)也面臨高投入是否就能帶來高產(chǎn)出等問題。一方面，在當(dāng)前“雙向進(jìn)入、交叉任職”的制度安排下，黨委成員同時(shí)任職公司董事、監(jiān)事、管理層，使得黨委成員有能力在企業(yè)創(chuàng)新的全過程參與其中，發(fā)揮治理、監(jiān)督的作用。另一方面，在提升創(chuàng)新水平，推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展，培育世界一流企業(yè)的戰(zhàn)略目標(biāo)下，作為國民經(jīng)濟(jì)的排頭兵，國有企業(yè)也有義務(wù)在創(chuàng)新發(fā)展方面承擔(dān)相應(yīng)的責(zé)任。國企黨委為發(fā)揮政治領(lǐng)導(dǎo)的作用，通過參與董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)以及管理層對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生影響?；诖耍岢黾僭O(shè)1。

H1：黨組織參與治理能夠提升國有企業(yè)創(chuàng)新水平。

此外，在國資部門對(duì)國有企業(yè)及國企領(lǐng)導(dǎo)人年度及任期雙重考核的背景下，國企領(lǐng)導(dǎo)人往往對(duì)更能顯示其政績的項(xiàng)目有明顯傾向[24]。一方面國企承擔(dān)了國有經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新主體的責(zé)任，另一方面在黨管干部的制度安排下，黨委成員本身作為企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人之一若還同時(shí)擔(dān)任公司董事、監(jiān)事或者管理層職務(wù)，那么黨委成員應(yīng)當(dāng)會(huì)通過其兼任職務(wù)來實(shí)現(xiàn)上級(jí)部門對(duì)企業(yè)創(chuàng)新方面的考核目標(biāo)。例如，黨委成員同時(shí)也是董事會(huì)成員時(shí)，“討論前置”程序能夠節(jié)約溝通時(shí)間，使得黨委把關(guān)的“三重一大”決策充分傳達(dá)給董事會(huì)成員，有利于保證黨的路線、方針與企業(yè)經(jīng)營決策相結(jié)合。而監(jiān)事會(huì)的本質(zhì)是對(duì)公司經(jīng)營業(yè)務(wù)及財(cái)務(wù)等方面的監(jiān)督，是現(xiàn)代公司治理內(nèi)部的重要制衡機(jī)制，它通過“健全機(jī)能”與“激勵(lì)機(jī)能”來對(duì)企業(yè)經(jīng)營管理活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督。相對(duì)于董事會(huì)對(duì)創(chuàng)新過程的直接作用，監(jiān)事會(huì)成員更可能是通過“間接”渠道，來發(fā)揮對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出流程的監(jiān)督作用。因此，相較于監(jiān)事會(huì)的“事后監(jiān)督”，董事會(huì)由于在“事前決策”上發(fā)揮作用，對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)效果應(yīng)當(dāng)更強(qiáng)。管理層由于在創(chuàng)新活動(dòng)中處于“第一線”的位置，公司黨委成員兼任管理層有利于落實(shí)黨對(duì)創(chuàng)新型企業(yè)的號(hào)召，更有效地分配公司資源、加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)新過程的管理。此外，根據(jù)資源依賴?yán)碚?，存在“交叉任職”的公司有利于加?qiáng)與外部的政治關(guān)聯(lián)，以謀求更多的企業(yè)資源，從而作用于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。但是，有研究發(fā)現(xiàn)黨委書記的多重任職有損于公司運(yùn)營效率。因此，可能由于上述兩種效應(yīng)同時(shí)存在而導(dǎo)致“交叉任職”的觀測效應(yīng)不明顯。綜合以上分析，提出假設(shè)2。

H2：從黨組織參與對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的作用路徑來看，相對(duì)于參與監(jiān)事會(huì)和交叉任職，參與董事會(huì)與管理層的治理效果應(yīng)當(dāng)更為明顯。

三、樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為檢驗(yàn)黨組織治理與國有企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)之間的關(guān)系，本文以2012—2017年我國A股國有上市公司為研究樣本。黨組織參與數(shù)據(jù)的具體獲取過程如下：首先通過手工翻閱公司年報(bào)“高管個(gè)人信息”部分，查找黨委成員是否兼任公司的董監(jiān)高;其次，在認(rèn)定黨委是否參與公司董監(jiān)高治理時(shí)，不僅考慮本公司黨委參與情況，還將在上市公司控股股東單位擔(dān)任黨委職務(wù)同時(shí)又擔(dān)任本公司董監(jiān)高職務(wù)的成員也考慮進(jìn)來。理由是國有控股股東單位黨委委派的董監(jiān)高必然會(huì)推動(dòng)落實(shí)上級(jí)的政策和方針，從而可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生影響。需要說明的是，雖然國有企業(yè)幾乎都建立了公司黨委，但是由于公司黨委相關(guān)信息為非強(qiáng)制披露的信息，有些公司并未通過企業(yè)年報(bào)、公司官網(wǎng)等途徑反映，這部分國有企業(yè)的樣本無法獲取，因此不在本文觀測值之中。專利申請(qǐng)及公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并剔除以下樣本：（1）金融保險(xiǎn)類公司;（2）ST、PT等特殊類公司;（3）關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)整理，得到有效樣本1 764個(gè)。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

本文構(gòu)建如下回歸模型來考察黨組織參與公司治理與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系：

INNOVATION=β0+β1PAR+β2MARKET+β3CFO+

β4PPE+β5SIZE+β6ROA+β7GROWTH+β8LEV+β9AGE+

β10TQ+β11AF+β12MHOLD+∑INDUSTRY+∑YEAR+ε

（1）

INNOVATION是創(chuàng)新績效的代理變量，以企業(yè)年度申請(qǐng)專利（PAT）數(shù)量衡量，并借鑒黎文靖等[8]的思路，將年度申請(qǐng)專利進(jìn)一步區(qū)分發(fā)明專利（PATFM）和非發(fā)明專利（PATOT）。

PAR為黨組織參與治理的代理變量，分別用黨委成員擔(dān)任董事會(huì)成員比例（PARD）、黨委成員擔(dān)任監(jiān)事會(huì)成員比例（PARS）、黨委成員擔(dān)任管理層比例（PARM）（“雙向進(jìn)入”）以及黨委（副）書記任董事長、監(jiān)事長或總經(jīng)理（CROSS）（“交叉任職”）4個(gè)指標(biāo)來衡量黨組織參與公司治理。本文關(guān)心的是變量PAR的系數(shù)β1。根據(jù)上文假設(shè)，預(yù)計(jì)β1的系數(shù)顯著為正。

控制變量方面，本文參考了Hirshleifer et al.的做法[25]，選取了市場化程度（MARKET）、現(xiàn)金流量比例（CFO）、固定資產(chǎn)比例（PPE）、管理層持股比例（MHOLD）、公司規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、分析師關(guān)注度（AF）、成長性（GROWTH）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、上市年齡（AGE）、市場價(jià)值（TQ）。此外，還控制了行業(yè)（INDUSTRY）和年度（YEAR）的虛擬變量。具體變量定義如表1所示。為減緩內(nèi)生性對(duì)研究的影響，將所有控制變量采取滯后一期的方法處理，并對(duì)所有連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行Winsorize處理。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從創(chuàng)新績效來看，發(fā)明專利最小值為0，最大值為6.465，標(biāo)準(zhǔn)差為1.493，可見樣本公司的創(chuàng)新水平差異較大。此外，公司平均擁有的實(shí)用新型專利與外觀新型專利之和多于發(fā)明專利。從“雙向進(jìn)入、交叉任職”來看，公司黨委成員任公司董事會(huì)成員的比例是19.3%，黨委成員任監(jiān)事會(huì)的比例是17.8%，黨委成員任管理層的比例是10.8%，約73.6%的國有企業(yè)存在“交叉任職”的情況。

黨組織參與公司治理的分年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，近三年（2015—2017年），黨組織參與治理的程度呈上升趨勢，具體表現(xiàn)為黨組織參與董事會(huì)比例由2015年的18.3%提升至2017年的20.5%，參與監(jiān)事會(huì)比例由2015年的13.8%提升至2017年的17.7%，參與管理層比例由2015年的10.1%提升至2017年的14.2%，交叉任職比例也由2015年的79.6%提升至2017年的82.3%。這體現(xiàn)了近年來習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)的堅(jiān)持黨對(duì)國有企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)以及加強(qiáng)國有企業(yè)黨的建設(shè)不動(dòng)搖方針，突出了本研究的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）回歸分析結(jié)果

表3列示了黨組織參與公司治理對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效影響的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，變量PARD、PARM的回歸系數(shù)顯著為正，且達(dá)到了5%的顯著性水平，說明黨委成員參與董事會(huì)、管理層比例越高，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效水平的促進(jìn)越明顯，H1得到支持。如前所述，國資委對(duì)國有及國企負(fù)責(zé)人考核辦法既涉及業(yè)績考核、基礎(chǔ)管理等方面，更涉及企業(yè)的長期發(fā)展方面，例如企業(yè)創(chuàng)新能力。因此，對(duì)于任董監(jiān)高的國有企業(yè)黨委班子成員來說，在貫徹執(zhí)行黨的大政方針時(shí)，其更有動(dòng)力響應(yīng)“創(chuàng)新型國家”“世界一流企業(yè)”等號(hào)召，從而加強(qiáng)創(chuàng)新活動(dòng)過程中的管理和執(zhí)行，提高了創(chuàng)新活動(dòng)的效率，使得創(chuàng)新績效水平提升。此外，監(jiān)事會(huì)參與對(duì)創(chuàng)新績效水平雖然表現(xiàn)為正，但未達(dá)到顯著性水平，可能原因在于董事會(huì)和管理層相對(duì)于主要起監(jiān)督作用的監(jiān)事會(huì)更有利于發(fā)揮在企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中的決策與管理作用。而“交叉任職”的代理變量CROSS可能由于同時(shí)具有激勵(lì)和弱化效應(yīng)使得其在創(chuàng)新績效水平上并不顯著，H2得到支持。

進(jìn)一步的，將創(chuàng)新績效分為發(fā)明專利、實(shí)用新型及外觀設(shè)計(jì)三類。一般認(rèn)為發(fā)明專利屬于“高質(zhì)量”創(chuàng)新，而后兩者創(chuàng)新難度及水平相對(duì)較低。根據(jù)上文，黨組織參與公司治理會(huì)提升創(chuàng)新績效，那么創(chuàng)新產(chǎn)出更多是發(fā)明專利還是實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)呢？這關(guān)乎到創(chuàng)新質(zhì)量的高低，為回答這一問題，本文將黨委參與程度與創(chuàng)新的類型分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示，（1）至（4）列為黨委參與程度對(duì)發(fā)明專利的回歸結(jié)果，（5）至（8）列為黨委參與程度對(duì)實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)的回歸結(jié)果。對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量較高的發(fā)明專利而言，僅僅在黨委參與管理層中發(fā)現(xiàn)了對(duì)發(fā)明專利較弱的促進(jìn)作用，表現(xiàn)在（3）列中，變量PARM的回歸系數(shù)為正，達(dá)到10%顯著性水平。由（5）至（8）列可以發(fā)現(xiàn)，黨組織參與程度對(duì)國有企業(yè)實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利有更明顯的促進(jìn)作用，表現(xiàn)為變量PARD、變量PARM分別在1%、5%的水平上顯著。

值得關(guān)注的是，相對(duì)于發(fā)明專利，黨委參與對(duì)實(shí)用新型、外觀設(shè)計(jì)的發(fā)明提升作用更加明顯。這與黎文靖等[8]研究得出企業(yè)可能存在策略性創(chuàng)新的結(jié)論有相似之處，即黨組織參與公司治理對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新也可能存在“策略性”。針對(duì)這種情況，一個(gè)可能的解釋是在現(xiàn)有國企領(lǐng)導(dǎo)人考核制度、黨管干部的背景下，相對(duì)于創(chuàng)新的“質(zhì)量”，擔(dān)任董事會(huì)和管理層的黨委成員更加關(guān)注創(chuàng)新的“數(shù)量”，為達(dá)到業(yè)績考核要求，從而分別在決策和執(zhí)行層面以響應(yīng)黨中央提出的相關(guān)號(hào)召。此外，從作用路徑來看，依然是黨委成員參與董事會(huì)與管理層時(shí)促進(jìn)作用顯著，再次驗(yàn)證了H2。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.Heckman兩階段回歸。本文黨組織治理數(shù)據(jù)通過手工收集公司年報(bào)中“高管個(gè)人信息”部分，查找黨委成員是否任職公司董監(jiān)高獲得。為了緩解只選擇披露黨組織成員任職情況的樣本所帶來樣本選擇偏誤問題，使用Heckman兩階段回歸法增加結(jié)論穩(wěn)健性。第一階段以是否披露黨組織成員任職董監(jiān)高為被解釋變量，以企業(yè)最終控制人是政府部門還是國資部門（用CONT表示，政府部門控制取1，國資部門控制取0）以及是否處于東部地區(qū)（用EAST表示，東部取1，否則為0）為解釋變量，控制變量選取與模型1中控制變量相同，進(jìn)行Probit回歸得出逆米爾斯比率（IMR），在第二階段回歸中將變量IMR作為新的控制變量用模型1對(duì)創(chuàng)新績效（PAT）進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)樣本選擇偏誤問題。選取變量CONT的理由是最終控制人關(guān)系到國有上市公司的管理體系，當(dāng)屬于國資監(jiān)管部門管理時(shí)為垂直管理，此時(shí)有利于“上傳下達(dá)”落實(shí)黨中央決策部署;當(dāng)屬于地方政府部門管理時(shí)為屬地管理，此時(shí)管理形式更加靈活多樣，便于執(zhí)行地方政令。因此，二者管理體系的差異可能影響國有上市公司的黨組織信息披露情況。此外，選取變量EAST的理由是，有研究表明，在市場化程度不同的地區(qū)，政府對(duì)國有企業(yè)干預(yù)程度不同，導(dǎo)致其信息披露行為有所不同[27]。當(dāng)國有企業(yè)處于市場化程度較低的地區(qū)，企業(yè)受政府影響程度相對(duì)較高，此時(shí)披露黨組織相關(guān)信息可能性更高。

表5報(bào)告了Heckman兩階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，最終控制人是國資部門、處于非東部地區(qū)的公司年報(bào)中披露黨委成員的可能性更大，這與馬連福等[16]的研究相符。第二階段的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，逆米爾斯比率IMR達(dá)到顯著性水平，說明的確存在樣本選擇偏誤的問題，但核心解釋變量依然顯著為正，表明在考慮了樣本選擇偏誤后黨組織參與對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出依然是正向的促進(jìn)作用。

2.傾向得分匹配。盡管主回歸分析中使用了控制變量的一期滯后項(xiàng)以緩解內(nèi)生性，得出黨組織參與治理能提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，但此結(jié)論可能仍面臨內(nèi)生性問題，即在創(chuàng)新績效更高的國有企業(yè)中是否黨組織參與治理的可能性更高呢？為緩解此問題，使用傾向得分匹配法（PSM）以控制樣本選擇偏誤。借鑒陳仕華等[13]對(duì)黨組織參與變量二元?jiǎng)澐值淖龇?，?dāng)公司黨委成員任職董事、監(jiān)事或高管時(shí)取1，否則為0，將原主檢驗(yàn)中核心解釋變量的連續(xù)變量替換為二元制指標(biāo)以進(jìn)行傾向得分匹配。配對(duì)時(shí)，為保證盡可能減少主觀影響，將全部的控制變量選取為匹配變量，同時(shí)，使用較為穩(wěn)健的核匹配方法進(jìn)行檢驗(yàn)。匹配后除個(gè)別變量外（變量LEV和變量MOLD），其余匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，T檢驗(yàn)顯示匹配后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組無顯著差異，表示匹配效果較好（限于篇幅該結(jié)果未匯報(bào)）。

表6報(bào)告了采用PSM法后，處理效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。變量PAT和PATOT的ATT估計(jì)值分別為3.781和2.892，均大于臨界值1.96，達(dá)到顯著性水平，而變量PATFM的ATT估計(jì)值雖然為正，但未達(dá)到顯著性水平。說明黨組織參與對(duì)創(chuàng)新績效有顯著提升，對(duì)非發(fā)明專利的產(chǎn)出提升明顯。因此，在經(jīng)過傾向得分匹配法進(jìn)一步控制內(nèi)生性之后，回歸結(jié)果仍然支持了上文的結(jié)論。

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將縮尾程度擴(kuò)大至5%，進(jìn)一步降低極端值影響;減少樣本量，以2013—2016年間的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)?？偟膩砜矗Y(jié)果未發(fā)生根本改變。

五、結(jié)論與啟示

在習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)做強(qiáng)做優(yōu)做大國有資本的背景下，發(fā)揮黨組織在國有企業(yè)中的領(lǐng)導(dǎo)作用，使國企成為國民經(jīng)濟(jì)向好向上發(fā)展的“壓艙石”，關(guān)鍵要找到黨組織參與公司治理的積極作用的證據(jù)，從而為落實(shí)兩個(gè)“一以貫之”與相關(guān)的國資國企改革措施提供方向?；诖耍疚囊?012—2017年國有上市公司為樣本，通過手工收集黨組織參與公司治理的相關(guān)數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了黨組織參與對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效影響的相關(guān)證據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）黨組織參與公司治理對(duì)創(chuàng)新績效有著顯著的促進(jìn)作用。（2）相對(duì)于發(fā)明專利，非發(fā)明專利對(duì)創(chuàng)新績效的提升作用更大，說明現(xiàn)階段公司黨委對(duì)創(chuàng)新績效更多關(guān)注“數(shù)量”。（3）從作用路徑來看，公司黨委主要通過參與董事會(huì)以及管理層來發(fā)揮對(duì)創(chuàng)新的積極作用。

本文的政策啟示在于：（1）在當(dāng)前深化國企改革階段，要充分認(rèn)識(shí)并發(fā)揮黨組織的積極作用，進(jìn)一步出臺(tái)相關(guān)文件對(duì)黨組織的權(quán)力邊界及范圍進(jìn)行合理指引，發(fā)揮這一制度安排的優(yōu)越性。（2）盡力為企業(yè)黨組織配置政治素養(yǎng)與專業(yè)水平過硬的“又紅又專”人員，構(gòu)建良好的公司治理結(jié)構(gòu)與環(huán)境，完善中國特色現(xiàn)代國有企業(yè)制度，以充分發(fā)揮黨組織對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的積極作用。（3）考慮到目前黨組織治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)相對(duì)集中在非發(fā)明專利上，政府有關(guān)部門在對(duì)國企及其領(lǐng)導(dǎo)人考核時(shí)應(yīng)當(dāng)區(qū)分創(chuàng)新行為的難度與創(chuàng)新產(chǎn)出的價(jià)值，合理引導(dǎo)國企創(chuàng)新行為，提升創(chuàng)新質(zhì)量，以創(chuàng)新推動(dòng)發(fā)展，早日實(shí)現(xiàn)培育世界一流企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。

【參考文獻(xiàn)】

[1] JOSEPH P H，F(xiàn)AN T J.WONG，TIANYU ZHANG.Politically connected ceos，corporate governance，and post-ipo performance of Chinas newly partially privatized firms[J].Journal of Financial Economics，2007，

84（2）：330-357.

[2] BELLOC F.Corporate governance and innovation：a survey[J].Journal of Economic Surveys，2012，26（5）：835-864.

[3] 魯桐，黨印.公司治理與技術(shù)創(chuàng)新：分行業(yè)比較[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（6）：115-128.

[4] O'SULLIVAN M.The innovative enterprise and corporate governance[J].Cambridge Journal of Economics，2000，24（4）：393-416.

[5] LA PORTA R L，LOPEZ-DE-SILANES F，SHLEIFER A.Corporate ownership around the world[J].The Journal of Finance，1999，54（2）：471-517.

[6] HOLMSTROM B.Moral Hazard and Observability[J].Bell Journal of Economics，1979，10（1）：74-91.

[7] 李文貴，余明桂.民營化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新[J].管理世界，2015（4）：112-125.

[8] 黎文靖，鄭曼妮.實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（4）：60-73.

[9] 董曉芳，袁燕.企業(yè)創(chuàng)新、生命周期與聚集經(jīng)濟(jì)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2014，13（2）：767-792.

[10] CHEN Y ，PODOLSKI E ，RHEE S G ，et al.Local gambling preferences and corporate innovative success[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，2014，49（1）：77-106.

[11] 吳敬璉.現(xiàn)代公司制度與企業(yè)改革[J].中國經(jīng)濟(jì)問題，1995（4）：1-10.

[12] 馬連福，王元芳，沈小秀.中國國有企業(yè)黨組織治理效應(yīng)研究——基于“內(nèi)部人控制”的視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（8）：82-95.

[13] 陳仕華，盧昌崇.國有企業(yè)黨組織的治理參與能夠有效抑制并購中的“國有資產(chǎn)流失”嗎？[J].管理世界，2014（5）：106-120.

[14] 于連超，張衛(wèi)國，畢茜.黨組織嵌入與企業(yè)社會(huì)責(zé)任[J].財(cái)經(jīng)論叢，2019（4）：61-70.

[15] 余怒濤，尹必超.黨組織參與公司治理了嗎？——來自中央企業(yè)監(jiān)事會(huì)黨組織治理的證據(jù)[J].中國會(huì)計(jì)評(píng)論，2017，15（1）：67-88.

[16] 馬連福，王元芳，沈小秀.國有企業(yè)黨組織治理、冗余雇員與高管薪酬契約[J].管理世界，2013（5）：100-115，130.

[17] 陳紅，胡耀丹，納超洪.黨組織參與公司治理、管理者權(quán)力與薪酬差距[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，40（2）：84-97.

[18] 陳仕華，姜廣省，李維安，等.國有企業(yè)紀(jì)委的治理參與能否抑制高管私有收益？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（10）：139-151.

[19] 郝云宏，馬帥.分類改革背景下國有企業(yè)黨組織治理效果研究——兼論國有企業(yè)黨組織嵌入公司治理模式選擇[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2018（6）：72-80.

[20] 程博，宣揚(yáng)，潘飛.國有企業(yè)黨組織治理的信號(hào)傳遞效應(yīng)——基于審計(jì)師選擇的分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2017，43（3）：69-80.

[21] 李世剛，章衛(wèi)東.民營企業(yè)黨組織參與董事會(huì)治理的作用探討[J].審計(jì)研究，2018（4）：120-128.

[22] 吳延兵.國有企業(yè)雙重效率損失研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012，47（3）：15-27.

[23] 劉和旺，鄭世林，王宇鋒.所有制類型、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效[J].中國軟科學(xué)，2015（3）：28-40.

[24] 周黎安，羅凱.企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新：來自中國省級(jí)水平的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（2）：623-638.

[25] HIRSHLEIFER D A，TEOH S H，LOW A.Are overconfident CEOs better innovators？[J].Journal of Finance，2012，67（4）：1457-1498.

[26] 王小魯，樊綱，余靜文.中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告（2016）[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2017.

[27] 李慧云，劉鏑.市場化進(jìn)程、自愿性信息披露和權(quán)益資本成本[J].會(huì)計(jì)研究，2016（1）：71-78，96.