付景濤 周林子 胡 珺

(海南大學(xué) 管理學(xué)院，海南 ?？?570228)

一、引言

2008年由美國次貸危機引發(fā)的全球性金融危機，使得美國長期以來備受推崇的金融化發(fā)展模式被推下神壇，“占領(lǐng)華爾街”運動更是體現(xiàn)了社會公眾對美國長期金融化發(fā)展模式的抗辯與否定。當(dāng)下金融危機陰影猶在，中國經(jīng)濟卻呈現(xiàn)出了一定的金融化抬頭趨勢，這也引起了黨和國家領(lǐng)導(dǎo)人的關(guān)注。2014年7月，李克強總理在國務(wù)院常務(wù)會議上提出：“要促進脫實向虛的信貸資金歸位，更多投向?qū)嶓w經(jīng)濟，有效降低企業(yè)特別是小微企業(yè)融資成本?！?015年12月，習(xí)近平總書記在中央經(jīng)濟工作會議上再次強調(diào)：“大量資金流向虛擬經(jīng)濟，使資產(chǎn)泡沫膨脹，金融風(fēng)險逐步顯現(xiàn)，社會再生產(chǎn)中的生產(chǎn)、流通、分配、消費整體循環(huán)不暢。”

微觀企業(yè)層面的脫實向虛主要體現(xiàn)為企業(yè)投資偏離主營業(yè)務(wù)，把更多資金投向金融領(lǐng)域的現(xiàn)象，即企業(yè)金融化[1]。為探索如何引導(dǎo)微觀經(jīng)濟回歸實業(yè)，學(xué)術(shù)界圍繞企業(yè)金融化的動因和治理機制都進行了系列探討。梳理這些研究可以發(fā)現(xiàn)，“預(yù)防性儲蓄”和“投資替代”構(gòu)成了企業(yè)金融化的兩大主要動因。前者主要基于金融資產(chǎn)的高流動性和變現(xiàn)能力特征，認為企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)是一種預(yù)防性儲蓄行為，意在緩解融資約束[2][3]；后者則認為金融行業(yè)相對于傳統(tǒng)行業(yè)的高回報率是誘發(fā)企業(yè)金融化的主要原因，企業(yè)金融化是一種短期的套利行為，意在獲得超額回報[4][5]?；谝陨蟽纱髣訖C，已有研究還發(fā)現(xiàn)，實施房地產(chǎn)限購[6]、放松利率管制[7]、政府審計[8]以及增值稅改革[9]等，都有助于抑制企業(yè)管理層的金融化動機，降低企業(yè)金融投資傾向。

新中國70年巨變的內(nèi)在邏輯證明“辦好中國的事情，關(guān)鍵在黨”。根據(jù)《中國共產(chǎn)黨黨章》第三十條，“企業(yè)、農(nóng)村、機關(guān)、學(xué)校、科研院所、街道社區(qū)、社會組織、人民解放軍連隊和其他基層單位，凡是有正式黨員三人以上的，都應(yīng)當(dāng)成立黨的基層組織。”黨的十九大報告指出，要把“基層黨組織建設(shè)成為宣傳黨的主張、貫徹黨的決定、領(lǐng)導(dǎo)基層治理、團結(jié)動員群眾、推動改革發(fā)展的堅強戰(zhàn)斗堡壘”。十九大以來，中國的經(jīng)濟實踐表明，基層黨組織正不斷彰顯出勃勃生機與活力。在中國全面建設(shè)小康社會的三大攻堅戰(zhàn)中，無論是荒漠造林見證的“綠色奇跡”，還是人類歷史上最成功的“脫貧故事”，無不體現(xiàn)出基層黨組織建設(shè)的制度優(yōu)越性。那么就防范化解重大金融風(fēng)險而言，黨組織治理是否能夠有效遏制實體企業(yè)的金融化，推動中國經(jīng)濟的“脫虛返實”呢？從相關(guān)文獻來看，盡管學(xué)者們從改善公司治理[10]、預(yù)防國有資產(chǎn)流失[11]、承擔(dān)社會責(zé)任[12]、推動綠色轉(zhuǎn)型[13]、降低盈余管理[14]等不同維度，揭示了黨組織治理的積極效應(yīng)，但關(guān)于黨組織治理對企業(yè)金融化的影響，國內(nèi)外學(xué)者都還未展開充分的論證。鑒于此，本文嘗試對此進行系統(tǒng)研究與探討。

由于企業(yè)偏離主營業(yè)務(wù)將更多資源投向金融領(lǐng)域，不僅會損害企業(yè)長期健康發(fā)展，金融資產(chǎn)價格泡沫破滅還可能誘發(fā)國家層面的系統(tǒng)性金融風(fēng)險，甚至導(dǎo)致金融危機的發(fā)生，這無疑背離了中國共產(chǎn)黨長期堅持和倡導(dǎo)的經(jīng)濟發(fā)展理念。因此，我們認為當(dāng)黨組織成員嵌入公司治理時，在組織身份認同的作用下，可能有助于約束和抑制企業(yè)的金融化行為。基于此，本文參考馬連福等、陳仕華等的方法[10][11]，以企業(yè)黨組織成員是否兼任董監(jiān)高職位構(gòu)建黨組織治理的代理變量，采用2008—2018年中國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察黨組織嵌入對企業(yè)金融化的影響。與已有相關(guān)文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：

第一，基于組織身份認同理論，本文為黨組織形成公司治理效應(yīng)的理論路徑，提供了一般性的分析框架。雖然現(xiàn)有文獻圍繞黨組織的公司治理效應(yīng)進行了系列規(guī)范與實證探討，提供了黨組織治理效應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)，但大多缺乏一般性的理論框架，尚未系統(tǒng)揭示黨組織形成積極公司治理效應(yīng)的邏輯機理。本文基于組織身份認同理論，系統(tǒng)闡釋了黨組織形成積極公司治理效應(yīng)的理論路徑，這一基礎(chǔ)性工作不僅豐富和完善了黨組織治理的理論基礎(chǔ)，也能夠為后續(xù)黨組織治理的相關(guān)研究提供理論框架支持。

第二，本文以企業(yè)金融化作為切入點，進一步深化了對黨組織公司治理效應(yīng)的認識。已有文獻主要從管理層代理問題[10]、國有資產(chǎn)流失[11]、企業(yè)社會責(zé)任[12]等角度，探討了黨組織嵌入的公司治理效應(yīng)。喬嗣佳等(2022)還直接探討了黨組織治理對國有企業(yè)金融化的影響，并分別從預(yù)防性動機、投機動機和盈余管理動機三個方面進行了機制解析[15]。與該文獻相比，本文的邊際貢獻主要在于：一是本文發(fā)現(xiàn)黨組織對企業(yè)金融化的抑制作用不僅體現(xiàn)在國有企業(yè)中，在民營企業(yè)中也同樣存在，從而進一步揭示和拓展了黨組織積極治理效應(yīng)的企業(yè)邊界；二是本文基于組織身份認同理論，闡釋了黨組織嵌入有助于約束企業(yè)金融化的內(nèi)在邏輯與作用機制，從而進一步深化了對黨組織公司治理效應(yīng)內(nèi)涵與外延的理解。

第三，本文從黨組織嵌入公司治理的視角，為近年來中國實體企業(yè)呈現(xiàn)出的金融化傾向提供了可供參考的治理思路。防范化解重大風(fēng)險是新時代國家安全工作的中心任務(wù)，實體經(jīng)濟“脫實向虛”易催生泡沫經(jīng)濟，蘊含金融危機的風(fēng)險?，F(xiàn)有文獻圍繞企業(yè)金融化的治理機制進行了諸多探討，如房地產(chǎn)限購[6]、放松利率管制[7]、政府審計[8]等，本文通過揭示中國情境下黨組織嵌入這一獨特的公司治理機制對企業(yè)金融化的影響和機理，不僅進一步拓展了該領(lǐng)域的研究，而且對助推中國經(jīng)濟“脫虛返實”也具有重要的參考意義。

二、理論路徑與研究假設(shè)

(一)黨組織治理的理論路徑：組織身份認同

組織身份認同內(nèi)生于社會身份認同理論，意指組織成員對組織規(guī)范與理想等價值觀念的高度認同，并在心理上形成自我約束和行為激勵，從而達成心理契約和責(zé)任感的狀態(tài)[16]。在中國共產(chǎn)黨的組織網(wǎng)絡(luò)中，黨員對黨的基層組織是隸屬關(guān)系，這與員工和企業(yè)之間的經(jīng)濟交換關(guān)系不同。因此，從黨組織的治理效應(yīng)來講，黨組織成員的身份認同是形成自我約束和行為激勵的核心，這種心理契約的達成內(nèi)涵于黨組織績效規(guī)范設(shè)定、組織網(wǎng)絡(luò)、執(zhí)行反饋等循環(huán)往復(fù)過程，這共同組成了黨組織公司治理效應(yīng)的實踐路徑。

績效規(guī)范是黨組織成員形成身份認同的邏輯起點，也是驅(qū)動黨組織成員約束自身和公司行為的規(guī)范指引?！吨袊伯a(chǎn)黨黨章》是黨組織成員行為績效規(guī)范的基本指引，除此外，上級黨組織還會根據(jù)特定時代背景和現(xiàn)實需要，設(shè)定更為具體的績效規(guī)范內(nèi)容與標準，以推動戰(zhàn)略目標實現(xiàn)。比如，黨的十九大報告中提出：“要堅決打好防范化解重大風(fēng)險、精準脫貧、污染防治的攻堅戰(zhàn)，使全面建成小康社會得到人民認可、經(jīng)得起歷史檢驗?！边@就是黨中央根據(jù)我國當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實，提出的具體績效規(guī)范內(nèi)容。

黨組織績效規(guī)范形成后，需要有效傳遞才能得到組織成員的廣泛認可，培育形成組織身份認同。從全國黨組織、企業(yè)黨組織和企業(yè)組織三者關(guān)系來看，企業(yè)黨組織存在雙向嵌入全國黨組織和企業(yè)組織的特征，從而為組織身份認同培養(yǎng)提供了現(xiàn)實基礎(chǔ)：一方面，企業(yè)黨組織是全國黨組織的分支機構(gòu)，嵌入全國黨組織的完整網(wǎng)絡(luò)體系；另一方面，企業(yè)黨組織依托企業(yè)平臺發(fā)揮監(jiān)督作用，內(nèi)嵌于企業(yè)組織。“雙向進入、交叉任職”的領(lǐng)導(dǎo)機制為黨組織成員內(nèi)嵌于企業(yè)組織提供了制度基礎(chǔ)，即黨委成員通過法定程序分別進入董事會、監(jiān)事會和經(jīng)理班子，董事會、監(jiān)事會、經(jīng)理班子中的黨員依照有關(guān)規(guī)定進入黨委會。

績效規(guī)范執(zhí)行是黨組織嵌入影響企業(yè)行為決策的具體路徑，也是黨組織形成公司治理效應(yīng)最為重要的階段。中國共產(chǎn)黨組織的層級網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)為黨組織成員績效規(guī)范執(zhí)行，創(chuàng)造并提供了一個相對完備的組織框架與制度基礎(chǔ)。組織身份認同是黨組織成員績效規(guī)范執(zhí)行的內(nèi)生動力，黨組織成員在不同層級網(wǎng)絡(luò)中的晉升激勵與價值實現(xiàn)，則構(gòu)成了黨組織成員績效規(guī)范執(zhí)行的外在推力[17]。上級黨組織通常會定期評價下級黨組織的績效規(guī)范執(zhí)行效果，并作為層級晉升的重要參考指標，從而從外在激勵不同層級的黨組織成員更好地執(zhí)行組織績效規(guī)范。

績效規(guī)范執(zhí)行效果反饋與優(yōu)化是黨組織形成持續(xù)積極影響的邏輯終點和循環(huán)起點。從績效管理來看，依托黨組織的層級網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，中國共產(chǎn)黨的各層組織已初步構(gòu)建了比較完善的績效規(guī)范反饋機制。這主要表現(xiàn)在兩個維度：一是下級黨組織向上級黨組織反饋績效規(guī)范執(zhí)行情況，即黨組織述職制度，通過不同層級的述職信息傳遞，最終反映整個黨組織網(wǎng)絡(luò)的績效執(zhí)行效果；二是上級黨組織對下級黨組織績效規(guī)范的巡視督察，即巡視整改制度，上級黨組織通過實地檢視下級黨組織績效規(guī)范執(zhí)行成效，以緩解不同組織層級間的信息不對稱，糾偏組織網(wǎng)絡(luò)中信息傳遞的偏誤、扭曲與失真等問題，從而優(yōu)化績效規(guī)范執(zhí)行過程與效果。

(二)黨組織治理、身份認同與企業(yè)金融化：假設(shè)提出

在企業(yè)組織體系中，當(dāng)黨組織成員以公司管理者身份嵌入公司治理結(jié)構(gòu)時，這些人員就具備了雙重身份屬性：其一是共產(chǎn)黨員身份屬性，其二則是企業(yè)家的身份屬性。源于共產(chǎn)黨員的身份屬性認同，黨組織成員會自覺遵循《中國共產(chǎn)黨黨章》的基本要求，貫徹執(zhí)行黨組織的政策方針和績效規(guī)范，并約束與黨組織績效規(guī)范相違背的企業(yè)行為[12]。企業(yè)家身份屬性則要求，企業(yè)管理者需要以創(chuàng)造股東財富為行為宗旨，以實現(xiàn)企業(yè)價值最大化為根本目標，并在此績效規(guī)范的引導(dǎo)下優(yōu)化企業(yè)資源配置。但是，在兩權(quán)分離的企業(yè)組織結(jié)構(gòu)中，由于管理者利益并不總是與所有者利益趨同，管理者行為可能偏離企業(yè)家身份屬性，違背企業(yè)價值最大化目標[18]。但已有研究發(fā)現(xiàn)，源于組織身份認同，黨組織嵌入公司治理能夠顯著抑制管理者背離企業(yè)家身份的自利行為，如緩解內(nèi)部人控制[10]、預(yù)防國有資產(chǎn)流失[11]、主動承擔(dān)社會責(zé)任[12]以及約束盈余管理等[14]。基于組織身份認同理論，本文認為，當(dāng)黨組織成員嵌入公司治理結(jié)構(gòu)時，可能對企業(yè)金融化形成積極約束作用，其具體邏輯主要體現(xiàn)在如下兩個方面：

一方面，企業(yè)金融化易催生泡沫經(jīng)濟，可能導(dǎo)致金融危機和系統(tǒng)性金融風(fēng)險的發(fā)生，這與黨組織“防風(fēng)險、守底線”的績效規(guī)范相違背。企業(yè)金融化主要體現(xiàn)為企業(yè)資本從生產(chǎn)制造等實體經(jīng)濟領(lǐng)域抽出并轉(zhuǎn)入證券、銀行等虛擬產(chǎn)業(yè)部門，這會導(dǎo)致虛擬資產(chǎn)的價格遠高于其實際價值，催生泡沫經(jīng)濟。金融化使得銀企間的聯(lián)系更為緊密，但金融資產(chǎn)價格泡沫一旦破裂，處于貸款鏈條下游的金融化公司將出現(xiàn)大面積資產(chǎn)減值現(xiàn)象，企業(yè)可能由此陷入財務(wù)困境。隨之產(chǎn)生的信貸違約風(fēng)險將隨著貸款鏈條快速傳導(dǎo)，這不僅會挑戰(zhàn)銀行系統(tǒng)的穩(wěn)定性，最終還可能誘發(fā)金融危機和系統(tǒng)性金融風(fēng)險[5]。嚴守風(fēng)險底線、維護社會和金融系統(tǒng)穩(wěn)定是共產(chǎn)黨組織重要的績效規(guī)范之一。當(dāng)黨組織嵌入公司治理時，源于組織身份認同，黨組織成員會更加注重企業(yè)行為可能產(chǎn)生的社會經(jīng)濟影響，將“防風(fēng)險、守底線”的績效規(guī)范深刻融入企業(yè)文化中[19]。由于企業(yè)金融化行為可能蘊含并導(dǎo)致系統(tǒng)性的金融風(fēng)險，故我們預(yù)期，在共產(chǎn)黨員身份認同的內(nèi)生驅(qū)動下，當(dāng)黨組織嵌入公司治理時，能夠顯著抑制企業(yè)的金融化行為。

另一方面，企業(yè)金融化更多表現(xiàn)為一種短視套利行為，管理者偏離主營業(yè)務(wù)將更多資源投向金融領(lǐng)域會損害企業(yè)長期健康發(fā)展，這嚴重背離了黨組織堅持的經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展理念。金融和房地產(chǎn)行業(yè)的高額收益可能誘發(fā)實體企業(yè)管理者的跨行業(yè)套利行為[1]，但這種源于金融化的收益往往不具可持續(xù)性，會損害企業(yè)長期競爭力甚至威脅國家經(jīng)濟健康發(fā)展。確保實體經(jīng)濟的健康可持續(xù)發(fā)展是中國共產(chǎn)黨在經(jīng)濟建設(shè)中的重要績效規(guī)范。特別是在進入新時代以來，習(xí)近平總書記多次提到實體經(jīng)濟的重要性，并強調(diào)“經(jīng)濟發(fā)展任何時候都不能脫實向虛”①。從黨組織治理效應(yīng)相關(guān)研究來看，已有文獻也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)黨組織成員兼任公司“董監(jiān)高”時，企業(yè)會更為積極地承擔(dān)社會責(zé)任以形成企業(yè)可持續(xù)競爭優(yōu)勢[12][13]，管理層出于短期自利動機的盈余管理行為也會得到相應(yīng)緩解[14]。由于金融化套利行為會損害企業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展，故我們認為，源于組織身份認同形成的自我約束，黨組織成員嵌入公司治理，能夠?qū)ζ髽I(yè)金融化產(chǎn)生抑制作用。

基于以上兩個方面的分析，本文認為當(dāng)企業(yè)基層黨組織成員嵌入公司治理機制時，源于組織身份認同的內(nèi)生動力，黨組織治理會有助于抑制企業(yè)金融化?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：黨組織治理對企業(yè)金融化具有抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。由于2007年和2018年先后修訂實施的新會計準則對金融資產(chǎn)的確認都存在較大影響，為保持前后一致性，本文將研究樣本區(qū)間限定為2008—2018年。整理初始樣本后，本文按如下原則進行篩選和處理：(1)剔除金融行業(yè)的上市公司樣本；(2)剔除當(dāng)年被ST、*ST和PT的公司樣本；(3)剔除無法確認黨組織是否嵌入公司治理的樣本；(4)剔除公司財務(wù)數(shù)據(jù)存在缺失的年度樣本；(5)為降低極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在上下1%分位數(shù)處進行縮尾處理。經(jīng)過以上數(shù)據(jù)篩選和處理后，本文共得到20596個公司—年度樣本。本文的數(shù)據(jù)來源主要如下：黨組織治理數(shù)據(jù)的收集以國泰安數(shù)據(jù)庫中的“董監(jiān)高”個人特征數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，再通過瀏覽上市公司主頁、年報及新浪財經(jīng)進行補充整理；企業(yè)金融化和控制變量的數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為考察黨組織治理對企業(yè)金融化的影響，參考已有文獻[3][13]，本文模型設(shè)計如下：

Finance=α0+α1Party+∑αjControlsj+Year+Industry+ε

(1)

在模型(1)中，被解釋變量Finance表示企業(yè)金融化程度。參考已有文獻[5][8]，本文采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比率衡量。其中，金融資產(chǎn)具體包括：交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)等五個會計科目。需說明的是，本文未將貨幣資金納入金融資產(chǎn)的范疇，這主要是因為企業(yè)持有貨幣資金的風(fēng)險和收益都比較低，與本文研究主題不符。另外，本文對金融資產(chǎn)的定義還包括了投資性房地產(chǎn)，這主要是因為投資性房地產(chǎn)更多是為了逐利而非自用，具有類金融資產(chǎn)的特征。

解釋變量Party表示企業(yè)黨組織是否嵌入公司治理。本文參考陳仕華等的研究[11]，根據(jù)公司黨組織成員是否兼任“董監(jiān)高”職位，設(shè)置二元啞變量衡量：當(dāng)上市公司存在黨組織成員兼任“董監(jiān)高”職務(wù)時，Party賦值為1，否則為0。

Controls表示控制變量。參考相關(guān)文獻[3][13]，本文對可能影響企業(yè)金融化的因素進行控制，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Leverage)、資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、成長能力(Growth)、現(xiàn)金持有水平(Cash)、資本支出(Capex)、經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流(OCF)、上市年齡(Age)、股權(quán)集中度(OC)以及機構(gòu)投資者持股比率(IO)等。此外，為控制年度和行業(yè)環(huán)境的影響，我們在模型中還控制了年度(Year)和行業(yè)(Industry)的固定效應(yīng)。模型中所有變量的定義和計算方法如表1所示。

表1 主要變量的定義與計算方法

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，企業(yè)金融化程度(Finance)的均值為0.028，說明樣本企業(yè)金融資產(chǎn)投資占總資產(chǎn)的比例平均約為2.8%，與已有文獻的統(tǒng)計結(jié)果基本相似[5][6]，說明本文關(guān)于企業(yè)金融化指標的收集與度量比較可靠。黨組織治理(Party)的均值為0.235，中位數(shù)為0，說明樣本中僅有23.5%的企業(yè)存在黨組織嵌入公司治理的情況。在控制變量中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的均值為0.441，說明樣本中約44.1%的企業(yè)為國有企業(yè)，其他控制變量的統(tǒng)計特征都在合理范圍內(nèi)，也與已有文獻基本保持一致[5][8]，在此不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)基準回歸結(jié)果

表3報告了黨組織治理對企業(yè)金融化的回歸結(jié)果。在第(1)列的回歸模型中，我們沒有控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)，僅加入了公司層面的控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)Party的系數(shù)為-0.012，且在1%的水平上顯著；在第(2)列中，我們進一步控制了年份和行業(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果顯示Party的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負。從經(jīng)濟意義來講，第(2)列中Party的系數(shù)為-0.009，意味著當(dāng)黨組織成員兼任公司“董監(jiān)高”職務(wù)時，企業(yè)金融化程度平均下降了約32%(-0.009/0.028)。這兩列的結(jié)果說明，無論是從統(tǒng)計還是經(jīng)濟意義而言，黨組織治理均顯著抑制了企業(yè)金融化，且這種積極作用比較穩(wěn)健，不受行業(yè)和年度固定效應(yīng)的影響，支持了本文的研究假設(shè)。

表3 黨組織治理與企業(yè)金融化：基準回歸

通過區(qū)分黨組織嵌入公司治理的不同方式，本文還分別考察了黨組織成員兼任董事會、監(jiān)事會與管理層的職務(wù)對企業(yè)金融化的影響。表3的第(3)列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，其中變量Party1、Party2和Party3分別表示黨組織成員是否兼任董事會、監(jiān)事會與管理層的職務(wù)。從列(3)可以發(fā)現(xiàn)，Party1和Party3的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，Party2的系數(shù)雖然為負但不顯著，這說明黨組織成員兼任公司董事或高管時，對企業(yè)金融化的治理作用更為明顯。黨組織成員兼任監(jiān)事的治理作用不明顯，原因可能在于董事會、高管和監(jiān)事會的職能分別在于事前監(jiān)督與咨詢、決策執(zhí)行和事后監(jiān)督，有一定的過程順序，董事會和高管處于事前決策和執(zhí)行環(huán)節(jié)，當(dāng)同時考慮三者的影響時，會在一定程度上弱化監(jiān)事會事后監(jiān)督對企業(yè)金融化的影響。

此外，本文還通過區(qū)分黨組織成員是否兼任公司董事長或CEO，考察了黨組織嵌入公司治理崗位的相對重要性對企業(yè)金融化的影響。表3的第(4)列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，其中變量Party4表示黨組織成員是否兼任公司董事長或CEO，Party5則表示是否兼任董事長和CEO以外的其他董監(jiān)高職位。從列(4)可以發(fā)現(xiàn)，Party4和Party5的系數(shù)都顯著為負，但Party4系數(shù)的顯著性和絕對值都明顯大于Party5的系數(shù)。這說明黨組織嵌入公司職位的重要性會影響其對企業(yè)金融化的治理作用，相對于其他董監(jiān)高職位，黨組織成員兼任公司董事長或CEO時，由于職位所賦予的影響力更大，對企業(yè)金融化的抑制作用也會更為明顯。

雖然本文發(fā)現(xiàn)黨組織治理有助于抑制企業(yè)金融化，但從企業(yè)金融投資的內(nèi)涵而言，并非任何程度的金融投資都存在消極影響，還存在適度和過度的區(qū)別，一般而言，僅過度金融化才可能蘊含系統(tǒng)性金融風(fēng)險或損害企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此，本文在上述結(jié)果的基礎(chǔ)上，進一步檢驗黨組織治理與企業(yè)金融投資效率的關(guān)系。參考王少華和上官澤明的研究[20]，本文用公司上一期的金融投資、營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營活動創(chuàng)造的凈現(xiàn)金流、資產(chǎn)規(guī)模、上市年齡和資產(chǎn)收益率對企業(yè)當(dāng)期的金融投資回歸，得到每個公司的金融投資殘差值。然后，根據(jù)殘差設(shè)計企業(yè)過度金融化變量Ex_Fin：若殘差值大于0，賦值為1；小于0則賦值為0。表3的第(5)列報告了黨組織治理對企業(yè)過度金融化的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，黨組織治理Party的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明黨組織治理顯著抑制了企業(yè)過度金融化。

上述結(jié)果雖然表明黨組織治理的企業(yè)沒有過度金融化，但并不能說明黨組織治理也抑制了企業(yè)的適度金融化。由于無法確認每個企業(yè)適度金融化的區(qū)間，故本文借鑒衡量企業(yè)投資效率的方法，用上文估計得到的殘差的絕對值衡量金融投資效率Abs_Eff，該值越大，意味著企業(yè)的金融投資越偏離最優(yōu)水平，金融投資扭曲程度越高，本文用此值檢驗黨組織治理對金融投資效率的影響?；貧w結(jié)果如表3的第(6)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，黨組織治理Party的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明黨組織治理顯著降低了企業(yè)的金融化扭曲程度。

總體來講，表3的回歸結(jié)果說明，當(dāng)黨組織成員嵌入公司治理時，源于組織身份認同的內(nèi)生驅(qū)動，其能夠顯著抑制蘊含金融風(fēng)險和背離企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的金融化行為，且當(dāng)黨組織成員兼任董事或高管職位，或直接擔(dān)任董事長或CEO時，這種治理作用更為明顯。同時，黨組織治理對企業(yè)金融化的約束是積極和適度的，顯著提升了企業(yè)的金融投資效率。

(三)穩(wěn)健性檢驗

盡管企業(yè)設(shè)立基層黨組織是根據(jù)《中國共產(chǎn)黨黨章》的規(guī)定，不可能和企業(yè)金融化存在因果倒置的內(nèi)生性關(guān)系，但黨組織治理作用于企業(yè)金融化的過程還可能受到一些遺漏變量的影響。為盡可能得到相對穩(wěn)健的研究結(jié)論，本文還采用如下幾種方法進行穩(wěn)健性測試。

1.工具變量回歸。為緩解可能的遺漏變量對回歸結(jié)果的影響，本文參考鄭登津等的做法[14]，以企業(yè)所處城市與北京地理距離的自然對數(shù)(DistanceBJ)作為工具變量，采用兩階段最小二乘法重新對基準模型進行估計。我們認為，上述地理距離能夠滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求：從相關(guān)性來講，當(dāng)公司距離我國政治中心(北京)相對更近時，企業(yè)基層黨組織建設(shè)會更為積極，公司董監(jiān)高職位中包含黨組成員的可能性也會相對更高；從外生性來講，各個省份與北京的地理距離對企業(yè)而言都是外生決定的，與企業(yè)金融化程度不存在直接關(guān)聯(lián)。

表4的前兩列報告了工具變量兩階段的回歸結(jié)果。在第一階段回歸中，工具變量DistanceBJ的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明企業(yè)與北京的地理距離相對越遠，黨組織嵌入公司治理的程度越低，且未報告的最小特征值F為35.301，拒絕了弱工具變量的原假設(shè)。第二階段的回歸結(jié)果顯示，Party的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，與基準回歸結(jié)果保持一致。總體來講，工具變量的結(jié)果說明本文的結(jié)論是相對穩(wěn)健的，并非是由于忽略了重要遺漏變量所導(dǎo)致。

2.傾向得分匹配法。不同企業(yè)個體的特征差異可能影響黨組織成員參與公司治理的程度，進而導(dǎo)致回歸結(jié)果的估計偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)以盡可能緩解企業(yè)系統(tǒng)性差異的影響。具體來講，本文首先以企業(yè)黨組織成員是否兼任董監(jiān)高Party作為被解釋變量，以上文模型(1)中的所有控制變量作為解釋變量，采用logit回歸得到每個企業(yè)的Pscore；其次，以每個企業(yè)的Pscore為基礎(chǔ)，采用半徑為0.001和1比1的近鄰匹配方法進行匹配，得到處理組(Party=1)和控制組(Party=0)企業(yè)樣本；最后，用傾向得分匹配得到的企業(yè)樣本進行回歸，檢驗黨組織治理對企業(yè)金融化的影響。表4的第(3)列報告了以PSM樣本對模型(1)重新進行檢驗的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)Party的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這與基準回歸結(jié)果保持一致，說明克服樣本選擇偏差的影響后，本文研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表4 黨組織治理與企業(yè)金融化：內(nèi)生性緩解

3.公司固定效應(yīng)和差分效應(yīng)模型。公司層面存在一些不隨時間變化的固定因素，如企業(yè)文化等，這些潛在的遺漏變量也可能影響回歸結(jié)果。基于此，為了控制這些不隨時間變化的公司固定因素可能導(dǎo)致的回歸估計偏差，我們分別采用公司固定效應(yīng)和差分效應(yīng)模型，重新對基準模型進行回歸。表4的列(4)(5)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑h組織嵌入變量Party在這兩列中依然與企業(yè)金融化存在顯著負相關(guān)關(guān)系，這也就說明本文的研究結(jié)論并非由那些不隨時間變化的遺漏變量所導(dǎo)致。

4.更長的預(yù)測窗口。上文主要檢驗了黨組織治理對當(dāng)期企業(yè)金融化水平的影響，為盡可能避免反向因果關(guān)系，本文分別使用滯后1期和滯后2期Party作為解釋變量，并重新估計黨組織治理對企業(yè)金融化的影響。表4的列(6)(7)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，這兩列中Party的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為負，估計結(jié)果與本文之前的研究結(jié)論保持一致，說明黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用具有較高的持續(xù)性。

5.指標衡量和樣本選擇的敏感性。在上文的所有回歸估計中，本文都是采用金融投資占企業(yè)總資產(chǎn)的比重刻畫企業(yè)金融化程度，為了檢驗回歸結(jié)果對金融化指標是否存在敏感性，參考王紅建等[1]、楊箏等[7]的方法，我們使用投資收益占企業(yè)總資產(chǎn)的比重(ROI1)和投資收益占企業(yè)營業(yè)收入的比重(ROI2)作為金融化的替代變量，對回歸結(jié)果進行敏感性測試。表5的前兩列報告了替換企業(yè)金融化指標后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，這兩列中Party的系數(shù)都在5%的水平上顯著為負，與本文假設(shè)一致，這說明本文的研究結(jié)論對企業(yè)金融化指標不具有敏感性。

此外，由于在上市公司中“董監(jiān)高”與黨組織成員的交叉任職比率較低，難以滿足最小二乘法對數(shù)據(jù)正態(tài)分布的要求，本文之前的研究采用了設(shè)置二元啞變量的方法。為檢驗本文回歸結(jié)果對該指標設(shè)置的敏感性，我們用“董高監(jiān)”中黨組織成員的比率(Party_Ratio)重新衡量黨組織治理，回歸結(jié)果如表5的第(3)列所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Party_Ratio的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這說明本文主要研究結(jié)論對黨組織治理指標同樣不具有敏感性。

最后，在上文的回歸樣本中，我們僅剔除了金融行業(yè)企業(yè)，考慮到我們對企業(yè)金融化的定義里包括了投資性房地產(chǎn)，而房地產(chǎn)行業(yè)進行房地產(chǎn)投資屬于主營業(yè)務(wù)范疇，為避免樣本中包含這類企業(yè)從而導(dǎo)致估計偏差，我們剔除房地產(chǎn)行業(yè)重新進行回歸，表5的第(4)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，Party的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為負，說明剔除房地產(chǎn)行業(yè)后，黨組織嵌入對企業(yè)金融化的抑制作用依然成立。另外，“脫實向虛”一般更多指向制造業(yè)，因此我們僅以制造業(yè)企業(yè)為樣本進行穩(wěn)健性測試，表5的第(5)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，Party仍在1%的水平上與企業(yè)金融化顯著負相關(guān)，這說明本文的研究結(jié)論對樣本選擇不太敏感。

表5 黨組織治理與企業(yè)金融化：指標衡量和樣本選擇的敏感性

五、進一步分析

上文的回歸結(jié)果初步證實了黨組織嵌入對企業(yè)金融化的治理作用。為深入理解其中的因果關(guān)系，本文接下來依照理論邏輯和傳導(dǎo)機制的脈絡(luò)，對黨組織參與治理如何抑制企業(yè)金融化展開進一步探討，以期更全面地揭示黨組織治理與企業(yè)金融化的關(guān)系。

(一)黨組織治理降低企業(yè)金融化的邏輯解剖

基于組織身份認同理論，本文認為黨組織成員參與公司治理有助于降低企業(yè)金融化主要緣于兩個方面：一是企業(yè)金融化會催生泡沫經(jīng)濟和“虛假”繁榮，可能造成系統(tǒng)性金融風(fēng)險，這與中國共產(chǎn)黨“防風(fēng)險、守底線”的績效規(guī)范相違背；二是企業(yè)金融化雖然在短期內(nèi)能夠獲得高額利潤，但會損害企業(yè)長期健康發(fā)展，這背離了中國共產(chǎn)黨長期堅持和倡導(dǎo)的經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展理念。為驗證以上邏輯解釋是否成立，我們結(jié)合企業(yè)所處環(huán)境的不確定性風(fēng)險、產(chǎn)品市場競爭程度和企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等多個不同情境，對黨組織治理與企業(yè)金融化的關(guān)系進一步檢驗。

1.環(huán)境不確定性風(fēng)險的影響。企業(yè)所處環(huán)境的不確定性會潛在影響企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，且金融類資產(chǎn)相對于固定資產(chǎn)而言對外部環(huán)境風(fēng)險更加敏感。根據(jù)本文的理論邏輯，在組織身份認同的影響下，防范金融風(fēng)險是黨組織嵌入抑制企業(yè)金融化的重要原因，則應(yīng)可以預(yù)期，當(dāng)企業(yè)所處外部環(huán)境的不確定性風(fēng)險較高時，黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用會更為明顯。

參考王紅建等、顧夏銘等和陳明利的方法[21][22][23]，本文采用經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)度量企業(yè)所面臨的外部環(huán)境風(fēng)險。由于本文所使用的數(shù)據(jù)為年度面板，而經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)為月度指標，故我們將每年度各月份的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)取算術(shù)平均值，以轉(zhuǎn)化成年度指標。以經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)在不同年度的中位數(shù)為標準，我們將高于中位數(shù)的年份定義為不確定性程度較高組，對HighEPU賦值為1，將低于中位數(shù)的年份定義為不確定性程度較低組，對HighEPU賦值為0。表6的第(1)列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)Party 的系數(shù)顯著為負，交互項Party*HighEPU的系數(shù)也在1%的水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)所處外部環(huán)境的不確定性風(fēng)險較高時，黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用會更加明顯。

此外，羅黨論等指出，當(dāng)?shù)胤秸賳T發(fā)生變更時，新任官員實施經(jīng)濟政策的不確定性也會潛在增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險[24]。因此，我們還根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)的省長或省委書記變更情況，通過設(shè)計變量PTurnover來定義企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的不確定性風(fēng)險：企業(yè)所在地區(qū)的省委書記或省長發(fā)生了變更的年份，對PTurnover賦值為1，表示環(huán)境不確定性風(fēng)險較高，否則對PTurnover賦值為0，表示環(huán)境不確定性風(fēng)險相對較低。表6的列(2)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。與列(1)的結(jié)果類似，我們同樣發(fā)現(xiàn)Party 的系數(shù)顯著為負，交互項Party*PTurnover的系數(shù)也在1%的水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)所處地區(qū)的主要官員發(fā)生更替時，由于企業(yè)所面臨的外部環(huán)境不確定性風(fēng)險相對較高，黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用也會更加明顯。

2.產(chǎn)品市場競爭程度的影響。產(chǎn)品市場競爭可能激勵管理層實施更為積極的創(chuàng)新策略，以期實現(xiàn)產(chǎn)品差異化并獲得競爭優(yōu)勢，但也可能加劇管理層“逃離競爭”的金融化行為，以期實現(xiàn)跨行業(yè)套利。從企業(yè)長期發(fā)展的角度來講，企業(yè)通過金融化套利無疑是以犧牲長期競爭能力為代價的，甚至可能被原來行業(yè)淘汰[25]。結(jié)合上文的理論邏輯，在組織身份認同的內(nèi)生驅(qū)動下，可持續(xù)發(fā)展理念的嵌入是黨組織治理抑制企業(yè)金融化的另一個重要原因，則應(yīng)可以預(yù)期，當(dāng)企業(yè)面臨的競爭程度相對較高時，黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用會更為明顯。

參考已有文獻的方法[26]，本文以行業(yè)中所有上市公司的銷售收入為基礎(chǔ)，通過計算反映行業(yè)銷售收入集中度的赫芬達爾指數(shù)(HHI)，衡量產(chǎn)品市場競爭程度(HighCP)：若企業(yè)所處行業(yè)的HHI高于該年度中位數(shù)，則對HighCP賦值為0，表示產(chǎn)品市場競爭程度較低，否則就對HighCP賦值為1，表示產(chǎn)品市場競爭相對較高。表6的列(3)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)Party 的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，更為重要的是，交互項Party*HighCP的系數(shù)也在10%的水平上顯著為負。這在一定程度上支持了本文的邏輯，說明黨組織嵌入對企業(yè)金融化具有顯著的抑制作用，且這種積極效應(yīng)在產(chǎn)品市場競爭程度較高時會更為明顯。

上文主要基于行業(yè)整體的角度，檢驗了產(chǎn)品市場競爭如何影響黨組織嵌入與企業(yè)金融化的關(guān)系。但即便在相同行業(yè)中，不同企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭能力也會存在明顯差異，高競爭能力企業(yè)的金融化行為無疑收益更低但成本更高，甚至可能損害企業(yè)的持續(xù)競爭優(yōu)勢?；诖?，本文通過區(qū)分行業(yè)內(nèi)不同企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭力，進一步檢驗黨組織嵌入對企業(yè)金融化的影響。參考王紅建等的研究[1]，本文以資產(chǎn)收益率(ROA，扣除投資收益)衡量企業(yè)競爭能力，若企業(yè)ROA高于行業(yè)—年度中位數(shù)，則對HighROA賦值為1，否則對HighROA賦值為0。表6的列(4)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，Party和Party*HighROA的系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)在產(chǎn)品市場的競爭力相對較高時，黨組織嵌入對企業(yè)金融化的抑制作用會更加明顯。以上結(jié)論也進一步佐證了本文的理論推斷，即黨組織嵌入有助于企業(yè)形成可持續(xù)發(fā)展的價值理念，從而抑制企業(yè)金融化。

3.脫實向虛防范強度的影響。根據(jù)本文邏輯，無論是防范金融風(fēng)險還是注重可持續(xù)發(fā)展，黨組織治理對企業(yè)金融化產(chǎn)生約束作用都是源于組織身份認同的內(nèi)生動力。這也就意味著，當(dāng)上級黨組織明確釋放出預(yù)防實體經(jīng)濟“脫實向虛”的信號時，在身份認同的內(nèi)生驅(qū)動下，黨組織治理對企業(yè)金融化的抑制作用應(yīng)會更加明顯。我們按時間順序梳理了十八大以來黨和政府有關(guān)“脫實向虛”的重要精神，發(fā)現(xiàn)有兩個重要節(jié)點：一是2014年7月李克強總理在國務(wù)院常務(wù)會議上提出，“要促進脫實向虛的信貸資金歸位，更多投向?qū)嶓w經(jīng)濟”，這是中央政府關(guān)于引導(dǎo)經(jīng)濟“脫虛返實”的首次重要闡述；二是2017年以來習(xí)近平總書記關(guān)于脫實向虛的系列重要講話，如2017年在廣西調(diào)研時強調(diào)“必須發(fā)展實體經(jīng)濟，不能脫實向虛”，2018年在廣東調(diào)研時提出“從大國到強國，實體經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要，任何時候都不能脫實向虛”等。

基于上述兩個節(jié)點，本文設(shè)置脫實向虛防范強度的兩個虛擬變量：一個是IsSignal，2015年及其以后年份設(shè)定為1，其他年份為0；另一個是SIntensity，2015之前的年份賦值為0，2015和2016年賦值為1，2017年及之后年份賦值為2。表6的第(5)(6)列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在列(5)中Party和Party*IsSignal的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負；在第(6)列中，Party和Party*SIntensity的系數(shù)都為負，且都至少在5%的水平上顯著。這些結(jié)果說明，當(dāng)脫實向虛治理的績效規(guī)范強度較高時，黨組織嵌入對企業(yè)金融化的抑制作用會更加明顯。

4.企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也可能潛在影響黨組織嵌入對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)除了追求價值最大化的經(jīng)濟目標外，還兼具穩(wěn)定市場經(jīng)濟等社會功能，對企業(yè)風(fēng)險控制有著更高的要求[19]。在組織身份認同的影響下，上述目標差異可能使得黨組織嵌入對企業(yè)金融化的治理作用在國有企業(yè)中相對較強。因此，本文在基準模型中引入Party與SOE的交互項，進一步考察企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對黨組織治理效應(yīng)的影響。表6的第(7)列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，Party和Party*SOE的系數(shù)都至少在10%的水平上顯著為負，說明黨組織治理對企業(yè)金融化的約束作用在國有企業(yè)中更為明顯，支持了本文的理論預(yù)期。

表6 黨組織治理與企業(yè)金融化：邏輯解剖

(二)黨組織治理降低企業(yè)金融化的路徑分析

上文從環(huán)境不確定性風(fēng)險、產(chǎn)品市場競爭及企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等角度，分析了黨組織治理抑制企業(yè)金融化的內(nèi)在邏輯。接下來，我們承接上文的分析，分別從企業(yè)風(fēng)險管理和研發(fā)創(chuàng)新的角度，對黨組織抑制企業(yè)金融化的具體路徑展開進一步探討和檢驗。

1.黨組織治理與企業(yè)風(fēng)險管理。防范化解重大風(fēng)險是黨組織績效規(guī)范和考核的重要內(nèi)容，由于金融資產(chǎn)的風(fēng)險敏感性特征，企業(yè)金融化不僅會加劇企業(yè)自身利潤波動，金融資產(chǎn)價格泡沫破滅還可能誘發(fā)國家層面的系統(tǒng)性金融風(fēng)險。因此，本文認為黨組織成員在身份認同驅(qū)動下，能夠提升企業(yè)風(fēng)險防控意識，從而對金融化形成抑制作用。從企業(yè)風(fēng)險管理的角度來講，內(nèi)部控制是企業(yè)防范特質(zhì)和系統(tǒng)性風(fēng)險的重要工具，內(nèi)部控制質(zhì)量可以直接體現(xiàn)企業(yè)的風(fēng)險防控意識[27]?；诖?，本文對黨組織治理與企業(yè)內(nèi)部控制的關(guān)系進行檢驗，以論證企業(yè)風(fēng)險防控意識的提升是否為黨組織嵌入抑制企業(yè)金融化的潛在傳導(dǎo)機制。

參考葉康濤等[28]、李越冬和嚴青[29]等的研究，本文基于迪博公司構(gòu)建的中國上市公司內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫，從內(nèi)部控制指數(shù)(ICindex)和是否存在內(nèi)部控制缺陷(IsICdefect)兩個維度，刻畫企業(yè)風(fēng)險管理水平，表7的列(1)(2)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，Party與ICindex在1%的水平上顯著正相關(guān)，與IsICdefect則在1%的水平上顯著負相關(guān)。該結(jié)果表明，當(dāng)黨組織嵌入公司治理后，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較高且較少出現(xiàn)內(nèi)控缺陷，這也意味著黨組織治理確實提升了企業(yè)風(fēng)險管理水平，為風(fēng)險防控意識這一傳導(dǎo)機制提供了證據(jù)支持。

2.黨組織治理與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新?？沙掷m(xù)發(fā)展是中國共產(chǎn)黨在經(jīng)濟建設(shè)過程中的重要理念，企業(yè)脫離主營業(yè)務(wù)的金融化行為雖然短期內(nèi)能夠獲得超額利潤，但這種“脫實向虛”的套利行為更多是以犧牲長期發(fā)展為代價的，與可持續(xù)發(fā)展的理念相違背。因此，本文認為源于組織身份認同，黨組織嵌入有助于強化企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的價值理念，抑制短期套利的金融化行為。就企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的價值投資而言，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新有助于提升企業(yè)的持續(xù)競爭力[30]，是企業(yè)注重可持續(xù)發(fā)展的直接體現(xiàn)?；诖耍疚膶h組織嵌入與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的關(guān)系進行檢驗，以論證可發(fā)持續(xù)發(fā)展的價值理念融入是否為黨組織治理抑制企業(yè)金融化的潛在路徑。

參考王紅建等[1]、胡珺等[26]的研究，本文以企業(yè)研發(fā)支出除以期末總資產(chǎn)衡量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新(RD)，表7的列(3)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，變量Party的系數(shù)雖然為正，但不顯著，說明黨組織治理并未顯著增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入。Lai等指出，短視的管理者更有可能削減研發(fā)創(chuàng)新投入以迎合短期盈余壓力[30]。本文參考他們的研究，結(jié)合企業(yè)當(dāng)年相對于前一年的研發(fā)支出(ΔRD)和金融投資(ΔFI)的變化情況，設(shè)計變量FIbyCutRD衡量企業(yè)是否削減研發(fā)投入進行金融化投資：若企業(yè)當(dāng)年的ΔRD<0且ΔFI>0，則FIbyCutRD賦值為1，否則FIbyCutRD賦值為0。表7的列(4)報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)Party的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明黨組織嵌入后企業(yè)較少通過削減創(chuàng)新投入進行金融化套利。

表7后兩列的結(jié)果也在一定程度上體現(xiàn)了黨組織治理過程中的風(fēng)險與收益權(quán)衡：企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新雖然可以提升企業(yè)的持續(xù)競爭力，但同樣存在高投入、高失敗風(fēng)險等不確定性特征，因此黨組織嵌入并沒有顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新投入，但企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新也不會顯著降低，而是維持在一個相對穩(wěn)定的水平。更為重要的是，在黨組織治理的積極作用下，企業(yè)以犧牲長期發(fā)展為代價的短視行為得到了有效遏制，較少通過削減研發(fā)投入以支持金融投資套利。

表7 黨組織治理與企業(yè)金融化：路徑分析

六、結(jié)論與啟示

中國共產(chǎn)黨是中國特色社會主義事業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)核心，黨組織治理是我國企業(yè)獨有的特色公司治理機制。本文聚焦企業(yè)黨組織建設(shè)的制度情境，以2008—2018年滬深A(yù)股上市公司為樣本，系統(tǒng)分析了黨組織治理對企業(yè)金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)：源于組織身份認同的內(nèi)生驅(qū)動，黨組成員嵌入公司治理會顯著抑制企業(yè)的金融化行為，且當(dāng)企業(yè)面臨的外部環(huán)境不確定性風(fēng)險較高、產(chǎn)品市場競爭程度較激烈以及在國有企業(yè)中時，黨組織治理的積極作用更加明顯。從作用機理來看，本文發(fā)現(xiàn)在組織身份認同的影響下，黨組織治理有助于提升企業(yè)的內(nèi)部控制水平；雖然黨組織治理沒能顯著促進企業(yè)研發(fā)投入，但會確保研發(fā)投入維持在穩(wěn)定水平，且黨組織治理會顯著降低企業(yè)通過削減研發(fā)投入進行金融化的短視套利行為。

本文從企業(yè)金融化的視角，進一步凸顯了基層黨組織建設(shè)在企業(yè)發(fā)展中的重要作用，這對于各級黨委、資本市場監(jiān)管者和企業(yè)黨建本身都具有重要的啟示意義：

第一，各級黨委應(yīng)持續(xù)深化企業(yè)基層的黨組織建設(shè)，推動黨建工作與企業(yè)中心工作的深度融合。新中國七十余年來的高速發(fā)展彰顯了中國共產(chǎn)黨的卓越領(lǐng)導(dǎo)能力，本文的研究結(jié)論也從企業(yè)金融化的視角進一步證實了黨組織治理在推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中的重要作用。但從本文的描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國上市企業(yè)雖然都設(shè)立了基層黨組織，但黨建工作與企業(yè)中心工作的融合程度還不夠充分，黨組成員嵌入董監(jiān)高職位的企業(yè)占比僅為23.5%。因此，黨建管理部門在持續(xù)深化企業(yè)基層黨組織建設(shè)的過程中，要注意和約束企業(yè)黨建行為中的形式主義，通過夯實“雙向進入、交叉任職”的領(lǐng)導(dǎo)機制等，推動黨建工作與企業(yè)中心工作的深度融合。

第二，資本市場監(jiān)管者應(yīng)繼續(xù)完善黨組織嵌入公司治理的制度基礎(chǔ)，充分挖掘這一中國特色治理機制的積極效應(yīng)。中國資本市場建設(shè)起步較晚，許多規(guī)章制度的設(shè)定都借鑒了相對成熟的西方資本市場。但從本文的研究結(jié)論可知，黨組織嵌入的中國特色治理機制，能夠在公司資源配置決策中發(fā)揮積極效應(yīng)。國內(nèi)其他相關(guān)文獻的經(jīng)驗證據(jù)也表明，黨組織治理能夠約束企業(yè)內(nèi)部人控制、盈余操縱和財務(wù)違規(guī)等行為。因此，資本市場監(jiān)管者在持續(xù)完善中國資本市場規(guī)章制度的過程中，可以進一步夯實企業(yè)黨組織治理的制度基礎(chǔ)，如在《中華人民共和國公司法》中加入相關(guān)條例規(guī)定等，充分挖掘這一中國特色機制在資本市場和公司治理中的積極效應(yīng)。

第三，企業(yè)黨建工作要重視高層領(lǐng)導(dǎo)的融入和參與，以更好地發(fā)揮黨組織在公司治理與財務(wù)決策中的重要作用。在兩權(quán)分離的現(xiàn)代組織結(jié)構(gòu)下，管理層是實際決策者，但其行為可能偏離股東利益和企業(yè)價值最大化目標，產(chǎn)生委托代理沖突。本文的研究結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)管理層兼具中國共產(chǎn)黨的黨員身份屬性時，在組織身份認同的內(nèi)生驅(qū)動下，會更加關(guān)注企業(yè)長期價值與可持續(xù)發(fā)展，降低委托代理沖突。因此，在企業(yè)基層黨建過程中，應(yīng)積極爭取企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)的融入和參與，如積極吸納非黨員高管加入中國共產(chǎn)黨組織，豐富企業(yè)黨建活動，培養(yǎng)和強化高管黨員的身份認同等，以更好地發(fā)揮黨組織在公司治理中的積極作用，促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

①比如，習(xí)近平總書記2017年在廣西調(diào)研時指出：“一個國家一定要有正確的戰(zhàn)略選擇，我國是個大國，必須發(fā)展實體經(jīng)濟，不斷推進工業(yè)現(xiàn)代化、提高制造業(yè)水平，不能脫實向虛?！?018年在廣東調(diào)研時強調(diào)：“從大國到強國，實體經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要，任何時候都不能脫實向虛?！?/p>