黨組織嵌入會改善企業環境表現嗎

于連超，張衛國（博士生導師），畢 茜（博士生導師）

一、引言

改革開放四十年來，我國一直采用的是高投入、高消耗、高污染、低效益的粗放型經濟增長方式，這種經濟增長方式不利于經濟的可持續發展。十九大報告提出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。在此背景下，政府不斷改革和完善環境制度。同時，隨著人們生活水平的提高，公眾的環境訴求也在不斷上升，督促著環境制度的改革。在環境治理過程中，改善企業環境表現至關重要。因此，如何改善企業環境表現，備受理論界和實務界的關注。

大量國內外學者探討了企業環境表現的影響因素，涵蓋環境制度、稅收政策、公司治理等方面。但企業環境治理具有較強的正外部性，致使環境制度和公司治理的有效性受到制約。現有研究發現，黨組織嵌入會顯著地提高國有企業董事會效率[1]、縮小國有企業中高管與普通員工之間的薪酬差距[2]、防止國有資產流失[3]、解決國有企業的勞資問題[4]、提高民營企業職工權益[5]、影響企業內部控制質量[6]等。因此，本文以企業環境表現為落腳點，試圖研究黨組織嵌入對企業環境表現的影響，以期在理論上豐富黨組織嵌入的治理效應研究與企業環境表現的影響因素研究，在實踐上為完善黨組織嵌入機制和改善企業環境表現提供重要的啟示。

本文可能的理論貢獻在于：第一，豐富了企業環境表現的影響因素研究。現有研究主要關注環境制度、稅收政策、公司治理等方面對企業環境表現的影響，少有研究關注黨組織嵌入對企業環境表現的影響，而在我國制度不完善的背景下研究黨組織嵌入這一政府干預行為如何影響企業環境表現尤為重要，本文彌補了這一缺陷。第二，拓展了黨組織嵌入的治理效應研究。現有研究聚焦于黨組織嵌入對董事會效率、并購溢價、職工權益、薪酬差距、內部控制質量等方面發揮的治理效應，較少關注對企業環境表現的治理效應，本文拓展了黨組織嵌入的治理效應研究。第三，現有研究探討黨組織嵌入如何影響企業行為時，未形成一個較為完善的理論框架。本文從組織合法性理論出發，探討了黨組織嵌入如何影響企業環境表現，建立了“黨組織嵌入——組織合法性——企業環境表現”的邏輯框架，拓展了黨組織嵌入治理效應的研究范式。

二、文獻回顧與假設提出

（一）文獻回顧

在我國特殊的制度背景下，黨組織嵌入對企業行為會產生深刻的影響[1-3]。Chang、Wong[7]研究發現，黨組織嵌入顯著地抑制大股東利益攫取行為進而提高企業績效，顯著提高管理者權力的政治成本從而降低企業績效。Li等[8]發現，民營企業高管的黨員身份會有效地提高企業獲得貸款的概率和金額。馬連福等[1]發現，黨組織的“雙向進入”會顯著地提高國有企業的董事會效率，黨組織的“交叉任職”會顯著地提高國有企業的公司治理水平。另外，黨組織嵌入會擴大國有企業的冗余雇員規模，同時也會降低高管絕對薪酬[2]。陳仕華、盧昌崇[3]認為，黨組織嵌入會顯著地提高國有企業出售資產或股權時的并購溢價水平。周婷婷[9]發現，黨組織嵌入能有效地識別國有企業腐敗高管利用風險信息進行免責的動機，致使其受到更嚴厲的懲罰。黃文鋒等[10]發現，黨組織嵌入國有企業董事會顯著地提高了董事會非正式等級平等化水平。Lu、Li[4]發現，黨組織在解決國有企業的勞資關系問題中發揮著重要的作用。董志強、魏下海[5]發現，黨組織嵌入促使民營企業合同簽訂率和人均培訓支出提高。吳秋生、王少華[6]發現，黨組織嵌入程度與內部控制質量呈倒U型關系。

（二）理論分析與研究假設

黨組織嵌入影響企業環境表現的理論基礎源于組織合法性理論。Suchman[11]將組織合法性的內涵界定為：在由社會規范、價值觀、信仰和定義構建的系統中，企業行為符合期望的、恰當的或合適的認定與假設。同時，Suchman[11]進一步將合法性分為實效合法性、道德合法性和認知合法性。在組織合法性的框架下，黨組織嵌入主要通過發揮監督效應和制衡效應，來改善企業環境表現。

第一，黨組織嵌入通過發揮監督效應改善企業環境表現。隨著政府、債權人、公眾等企業內外部利益相關者的環境訴求上升，企業環境表現面臨著巨大的挑戰，例如：政府制定和執行更嚴格的法律法規和政策，督促企業改善環境表現；隨著經濟發展和人民生活水平的提高，公眾對環境治理的關注度和參與度直線上升，尤其是上市公司的環境表現；債權人等利益相關者對企業環境表現的要求也在不斷上升，原因在于在環境法律法規和政策日趨嚴格的背景下，企業環境表現與經營風險密切掛鉤，進而影響債權人等利益相關者的經濟利益等。但企業環境表現的改善往往以經濟效益的損失為代價，致使企業提高環境表現的動力不足，這往往離不開一種行之有效的監督力量，黨組織嵌入正好彌補了這一缺陷。馬連福等[1]發現，黨組織嵌入通過發揮監督效應提高董事會效率和公司治理水平。吳秋生、王少華[6]也發現，黨組織嵌入通過發揮監督效應提高企業的內部控制質量。而當企業環境表現不能滿足政府、債權人、公眾等企業利益相關者的環境訴求時，黨組織嵌入能夠有效地發揮監督效應以改善企業的環境表現。首先，黨組織嵌入能有效地糾正企業違反環境法律法規和政策的行為，在降低企業經營風險的同時，改善企業的環境表現。其次，黨組織嵌入會正向反饋公眾的環境訴求，改善企業的環境表現，使得企業聲譽也隨之提高。最后，黨組織嵌入會有效地迎合債權人的環境訴求，降低債權人的風險，使得企業融資成本也隨之降低，從而緩解企業融資約束[8]。

第二，黨組織嵌入通過發揮制衡效應改善企業環境表現。其一，黨組織嵌入能有效地緩解第一類代理問題，進而改善企業環境表現。隨著企業所有權與經營權的分離，股東與經理人之間的代理沖突不可避免地產生。經理人的目標是實現自身利益最大化，而由于企業環境表現往往不屬于經理人的考核指標，所以經理人一般會以經濟效益最大化為目標[12]。而股東的目標是包含經濟效益、環境效益和社會效益在內的綜合效益最大化，原因在于雖然環境效益和社會效益不會給企業帶來直接的現金流入，但會影響企業聲譽、貸款可得性、消費者認可度等方面，進而深刻地影響企業的價值創造。股東和經理人的目標差異，使得經理人的道德風險和逆向選擇問題變得更加嚴重，企業的環境表現惡化，而黨組織嵌入能夠有效地緩解這一代理沖突。當經理人以犧牲環境表現來實現經濟效益最大化時，黨組織嵌入董事會、監事會和管理層時，將站在股東的利益角度進行決策、監督和執行，及時地糾正經理人的道德風險和逆向選擇行為[3]，使之與股東的利益保持一致，改善企業環境表現。其二，黨組織嵌入能有效地緩解第二類代理問題，進而改善企業環境表現。大股東與中小股東的利益沖突會損害企業環境表現。大股東擁有企業實際控制權，可能存在大股東攫取控制權私利進而損害中小股東利益和負向影響企業環境表現的情形。Chang、Wong[7]發現，黨組織嵌入能有效地抑制大股東的利益攫取行為。當大股東為了攫取利益而追求經濟利益最大化時，黨組織嵌入參與到決策、監督和執行中去，將有效緩解大股東與中小股東的代理沖突，改善企業環境表現。因此，本文提出如下假設：

H1：黨組織嵌入會顯著改善企業的環境表現。

黨組織嵌入對企業環境表現的影響會受到環境制度的影響。我國一直在加快生態文明建設的步伐，不斷地改革和完善環境保護制度。畢茜等[13]研究發現，環境信息披露制度的確立顯著地促進了企業環境信息的披露，改善了企業環境表現。當環境制度較弱時，環境制度對企業環境表現的作用也會隨之減弱，黨組織嵌入所發揮的監督效應和制衡效應可彌補這一不足，進而改善企業環境表現。當環境制度較強時，環境制度對企業環境表現的作用也會隨之增強，黨組織嵌入所發揮的監督效應和制衡效應會減弱，表現為對企業環境表現的改善作用弱化。因此，本文提出如下假設：

H2：與強環境制度地區企業相比，黨組織嵌入對弱環境制度地區企業環境表現的改善作用更顯著。

黨組織嵌入對企業環境表現的影響會受到市場化程度的影響。市場化程度在一定程度上決定著政府與市場資源配置力量的強弱。黨組織嵌入本身也是政府干預的一種手段[3]，當市場化程度較低時，政府主導資源配置，此時企業為了獲取政治關聯而更加配合黨組織嵌入，進而有利于黨組織嵌入發揮監督效應和制衡效應，提高企業環境表現。而當市場化程度較高時，市場主導資源配置，此時企業的目標在于獲取市場的認可以期獲得更多的資源，這可能會弱化黨組織嵌入所發揮監督效應和制衡效應的效果，黨組織嵌入對企業環境表現的改善作用也會減小。因此，本文提出如下假設：

H3：與高市場化程度地區企業相比，黨組織嵌入對低市場化程度地區企業環境表現的改善作用更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

由于和訊網所披露的企業環境責任數據始于2010年，故本文選取2010～2017年我國滬深A 股上市公司為研究對象。同時，本文對研究樣本作如下篩選：刪除金融類行業的樣本，刪除ST、?ST、PT樣本，刪除核心變量數據缺失的樣本。本文數據來源如下：企業環境表現的數據由筆者根據和訊網所披露的企業環境責任評分手工整理所得；黨組織嵌入的數據是由筆者通過年度報告、企業官網、新浪財經等渠道手工收集和整理所得；控制變量的數據來源于國泰安數據庫。同時，本文對連續變量均進行1%和99%的縮尾處理。

（二）變量定義

第一，企業環境表現（CEP）。本文借助和訊網所披露的企業環境責任評分衡量企業環境表現，并且加上1 取自然對數，即企業環境表現=ln（企業環境責任評分+1）。第二，黨組織嵌入。借鑒陳仕華、盧昌崇[3]的方法，本文使用是否存在黨組織成員兼任董事會成員、監事會成員、管理層成員的虛擬變量衡量黨組織嵌入，即黨組織成員兼任董事會、監事會、管理層成員時黨組織嵌入（Party）取1，否則取0；黨組織成員兼任董事會成員時黨組織嵌入董事會（Party_D）取1，否則取0；黨組織成員兼任監事會成員時黨組織嵌入監事會（Party_S）取1，否則取0；黨組織成員兼任管理層成員時黨組織嵌入管理層（Party_M）取1，否則取0。第三，調節變量。環境制度的測度借鑒畢茜等[13]的研究方法，市場化程度的測度借鑒王小魯等[14]的研究方法。第四，控制變量（CV）。本文控制了以下變量：企業規模（Size），即企業總資產的自然對數；財務杠桿（Lev），即總負債占總資產的比例；資產報酬率（Roa），即凈利潤占平均資產總額的比例；企業成長性（Growth），即銷售收入增長率；企業年齡（Age），即企業成立時間的自然對數；產權性質（State），國有控股取1，否則取0；兩權分離率（Sep），即實際控制人擁有上市公司的所有權比例與控制權比例之差；董事會規模（Bsize），即董事會人數的自然對數；獨立董事比例（Id），即獨立董事人數占董事會人數的比例；兩職合一（Dual），若董事長和總經理不由同一人兼任取1，否則取0。另外，還控制了年度效應（Year），即年度虛擬變量；行業效應（Ind），即行業虛擬變量；省份效應（Prov），即省市虛擬變量。

（三）模型設定

為了考察黨組織嵌入對企業環境表現的影響，本文構建如下所示的多元回歸模型：

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

描述性統計結果如表1所示。第一，企業環境表現。企業環境表現（CEP）的均值為0.421，中位數為0.000，最小值為0.000，最大值為3.434，標準差為0.979，說明不同企業的環境表現存在一定的差異，并且呈現高低兩極分化的趨勢。第二，黨組織嵌入。黨組織嵌入（Party）的均值為0.564，說明超過56%的企業存在黨組織嵌入的情況。同理，超過46%的企業存在黨組織嵌入董事會的情形，超過26%的企業存在黨組織嵌入監事會及管理層的情形。第三，控制變量。除企業規模（Size）、企業成長性（Growth）、兩權分離率（Sep）的標準差超過1.000 外，其他控制變量的標準差均小于1.000，變量的波動幅度較小。

表1 主要變量的描述性統計

（二）均值差異性檢驗

均值差異性檢驗結果如表2 所示。黨組織嵌入組的企業環境表現均值比黨組織未嵌入組顯著高0.302，說明黨組織嵌入組的企業環境表現整體高于黨組織未嵌入組。黨組織嵌入董事會、監事會與管理層的結論與上述結論一致。

（三）黨組織嵌入與企業環境表現

黨組織嵌入與企業環境表現的回歸結果如表3所示。結果顯示，黨組織嵌入對企業環境表現的回歸系數為0.130，且在1%的水平上顯著，說明黨組織嵌入會顯著地改善企業環境表現。黨組織嵌入董事會對企業環境表現的回歸系數也顯著為正，黨組織嵌入監事會與管理層對企業環境表現的回歸系數為正但不顯著，說明當黨組織嵌入董事會時，黨組織嵌入會顯著地改善企業環境表現，但當黨組織嵌入監事會或管理層時，黨組織嵌入未能顯著地改善企業環境表現。因此，H1得證。

表2 黨組織嵌入分組下企業環境表現的均值差異性檢驗

（四）環境制度、黨組織嵌入與企業環境表現

環境制度、黨組織嵌入與企業環境表現的回歸結果如表4所示。結果顯示，弱環境制度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數為0.176，且在1%的水平上顯著；強環境制度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數為0.129，且在1%的水平上顯著。同時，組間系數差異性檢驗的結果顯示，弱環境制度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數顯著大于強環境制度地區企業樣本（P 值為0.0231），說明黨組織嵌入顯著地改善了弱環境制度地區企業的環境表現，同時也能顯著地改善強環境制度地區企業的環境表現，但與強環境制度地區企業相比，黨組織嵌入對弱環境制度地區企業環境表現的改善作用更顯著。因此，H2得證。

（五）市場化程度、黨組織嵌入與企業環境表現

市場化程度、黨組織嵌入與企業環境表現的回歸結果如表4所示。結果顯示，低市場化程度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數為0.183，且在1%的水平上顯著；高市場化程度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數為0.121，且在5%的水平上顯著。同時，組間系數差異性檢驗的結果顯示，低市場化程度地區企業樣本中黨組織嵌入的回歸系數顯著大于高市場化程度地區企業樣本（P 值為0.0192），說明黨組織嵌入顯著地改善了低市場化程度地區企業的環境表現，同時也能顯著地改善高市場化程度地區企業的環境表現，但與高市場化程度地區企業相比，黨組織嵌入對低市場化程度地區企業環境表現的改善作用更顯著。因此，H3得證。

表3 黨組織嵌入與企業環境表現

（六）穩健性檢驗

1.內生性問題。在梳理黨組織嵌入與企業環境表現的邏輯機理后，本文可能存在以下方面的內生性問題：第一，遺漏變量問題。多元回歸模型中控制了企業基本特征、公司治理因素、行業效應、年度效應、地區效應等因素，但仍可能遺漏了某些影響企業環境表現的重要變量。第二，自我選擇問題。黨組織嵌入數據主要是手工收集而得，可能存在一定的偏差。第三，雙向因果問題。可能正是由于企業的環境表現差，才促使黨組織積極參與公司治理，這其中可能存在雙向因果問題。為了緩解以上內生性問題，本文進行如下內生性測試：

表4 黨組織嵌入對企業環境表現影響的異質性

（1）工具變量法。為了避免遺漏變量問題，本文選取黨組織嵌入的行業均值（不考慮企業自身黨組織嵌入）作為工具變量，采用二階段最小二乘法進行回歸。選取黨組織嵌入的行業均值作為工具變量的原因在于：第一，同行業黨組織嵌入與企業自身黨組織嵌入密切相關。公司高管行業知識和行業經驗的積累，限制了高管的跨行業流動，高管往往在同一行業流動，致使同行業高級人才隊伍特征保持相對穩定，同時黨組織建立也存在羊群效應，企業自身黨組織嵌入特征與同行業其他企業黨組織嵌入特征的相關性較大。第二，同行業黨組織嵌入與企業自身環境表現不相關。在計算同行業黨組織嵌入時不考慮企業自身黨組織嵌入，消除一定的噪音。而且，同行業黨組織嵌入會參與同行業其他企業的董事會決策、監事會監督、管理層執行等方面，但不會對企業自身環境表現產生直接的影響。第一階段回歸結果如表5所示，第二階段回歸結果如表6所示。

（2）Heckman兩階段回歸法。為了緩解自我選擇問題，本文使用Heckman 兩階段回歸法重新進行回歸，具體步驟如下：第一步，以黨組織嵌入作為被解釋變量，加入同行業黨組織嵌入和已有控制變量進行Logit回歸，并計算逆米爾斯比率（IMR）；第二步，以企業環境表現作為被解釋變量、黨組織嵌入作為解釋變量，加入IMR 和已有控制變量進行回歸，估計黨組織嵌入對企業環境表現的影響。第二階段的回歸結果如表7所示。

表5 工具變量法（第一階段）

表6 工具變量法（第二階段）

（3）傾向匹配得分法。為了進一步控制內生性問題，本文使用傾向匹配得分法進行樣本匹配，具體步驟如下：第一步，使用已有控制變量將實驗組與控制組進行匹配，刪除未被匹配到的研究樣本，匹配方法采用無放回一比一最近鄰匹配法；第二步，在匹配后樣本的基礎上進行回歸，結果如表8所示。

2.改變企業環境表現的衡量方法。前文使用和訊網所披露的企業環境責任評分衡量企業環境表現，并且加上1取自然對數。為了驗證實證結果的可靠性，從污染排放、環境管理、社會影響三個方面構建企業環境表現的綜合評價體系，并使用其AHP方法下的權重設定，進而測度企業環境表現，然后重新進行回歸。

表7 Heckman兩階段回歸法（第二階段）

表8 傾向匹配得分法

3.改變黨組織嵌入的衡量方法。為了驗證實證結果的可靠性，借鑒馬連福等[2]的研究方法，使用在董事會、監事會、管理層兼任的黨組織成員數量占董事會、監事會、管理層成員總數的比例衡量黨組織嵌入，重新進行回歸。

以上穩健性檢驗的結果均支持前文的研究結論，但由于篇幅所限，部分結果未予以列示。

五、結論與啟示

本文以組織合法性理論為基礎，基于2010～2017年我國滬深A 股上市公司的經驗數據，從企業環境表現的視角考察了黨組織嵌入的非經濟后果。研究發現：第一，黨組織嵌入能顯著地改善企業環境表現；第二，黨組織嵌入董事會能顯著地改善企業環境表現，但黨組織嵌入監事會和管理層未能顯著地改善企業的環境表現；第三，黨組織嵌入對弱環境制度地區企業環境表現的改善作用明顯大于強環境制度地區企業；第四，黨組織嵌入對低市場化程度地區企業環境表現的改善作用明顯大于高市場化程度地區企業。

本文的結論在理論上豐富了黨組織嵌入的治理效應研究和企業環境表現的影響因素研究，在實踐上為完善黨組織嵌入或治理參與機制及改善企業環境表現提供了重要的啟示。第一，進一步地完善黨組織在弱環境制度地區企業中的嵌入機制，使得黨組織嵌入更好地改善企業環境表現。實證研究表明，黨組織嵌入對企業環境表現的改善作用存在環境制度差異，即對弱環境制度地區企業環境表現的改善作用明顯大于強環境制度地區企業。在弱環境制度地區，黨組織嵌入能有效地彌補環境制度的薄弱，促進企業環境表現的改善。因此，應當進一步完善黨組織在弱環境制度地區企業中嵌入的方式、程度和深度，彌補環境制度的不足。第二，進一步完善黨組織在低市場化程度地區企業中的嵌入機制，使得黨組織嵌入更好地改善企業環境表現。實證檢驗表明，黨組織嵌入對企業環境表現的改善作用存在市場化程度差異，即對低市場化程度地區企業環境表現的改善作用明顯大于高市場化程度地區企業。在市場化程度較低的地區，應充分發揮黨組織嵌入的監督效應和制衡效應，改善企業環境表現。因此，應當進一步完善黨組織在低市場化程度地區企業中嵌入的方式，確定適當的嵌入程度，彌補市場化建設的不足。