党组织参与公司治理、代理成本与研发创新效率——基于国有上市公司的经验证据

李雪（教授）李明玥

（中国海洋大学管理学院 山东青岛 266100）

一、引言

创新不仅能帮助企业形成核心竞争力，在未来收获长远利益，成为国家的创新主体和创新活力的源泉，还能转变国家整体经济的增长方式，从而实现可持续的价值创造。国有企业一直是壮大国家综合实力的重要力量，在践行国家创新驱动发展战略的过程中也应该起到表率作用。目前，随着创新驱动发展战略的实施和科技体制机制改革的进一步深化，我国国有企业取得了众多创新成果，但研发创新效率仍然偏低。因此，如何提高国有企业的研发创新效率成为值得关注的问题。

近年来，很多学者针对企业研发创新的影响因素进行了研究，在公司治理层面，已有研究表明，国有企业的公产权属性引发的内部人控制问题以及预算软约束问题是造成国有企业效率损失的主要原因（吴延兵，2012；孔东民等，2014；陈志军等，2016）[1-3]。 那么要想改变国有企业研发创新效率偏低的现状，要解决的问题之一就是改善国有企业内部人控制问题，降低企业的代理成本。

目前，国有企业党组织参与公司治理主要是通过“双向进入，交叉任职”的方式，党组织研究讨论是董事会、经理层决策重大问题的前置程序，这对公司的治理水平和董事会效率将会产生重要的影响。正是因为如此，国家才在制度层面和法律层面不断强调党组织在国有企业治理中的作用。那么，党组织参与公司治理能否通过降低代理成本进而提高研发创新效率就成为值得研究的问题。基于以上研究背景，本文以我国A股国有上市公司为样本，利用2013—2017年的面板数据，通过多元回归与中介效应检验分析考察党组织参与公司治理对于国有企业研发创新效率的影响。

二、相关研究评述

（一）党组织参与公司治理相关研究

党组织参与公司治理的相关研究从20世纪90年代就已经开始，在早期的研究中，理论研究占绝大多数，主要是讨论党组织在现代企业制度中的角色、党组织参与治理的途径、党组织参与治理的制度建设等。近年来，逐渐有学者开始实证研究国有企业党组织参与公司治理对代理成本（王元芳和马连福，2014）[4]、管理层薪酬（马连福等，2013；陈红等，2018）[5][6]、过度投资（郭宏等，2020）[7]、公司治理水平（马连福等，2012）[8]、内部控制（吴秋生和王少华，2018；石胜贵和黄炜，2019；李越冬和干小红，2020）[9-11]、慈善捐赠（梁建等，2010）[12]、审计需求和审计质量（石胜贵等，2019；程博等，2017）[10][13]、高管隐性腐败（严若森和吏林山，2019）[14]、企业社会责任与税收规避之间的关系（冉佳立，2018）[15]等方面的影响。总结前人的研究成果发现，关于党组织参与公司治理所带来的经济后果既有正面的也有负面的。一方面，党组织在国有企业中扮演着管家的角色（马连福等，2013）[5]，能够降低代理成本，有助于公司治理水平的提高，包括抑制管理层超额薪酬和在职消费，缩小薪酬差距，防止国有资产流失，促进社会责任的履行（王元芳和李思思，2019）[16]等；另一方面，也有学者发现，党组织参与公司治理并不总是对代理成本具有抑制作用，与党组织参与高管治理、参与监事会治理相比，党组织参与董事会治理的效果相对较弱，从而影响国有企业资产的有效配置[17]。

（二）企业研发创新活动影响因素相关研究

目前关于企业研发创新活动方面的研究有很多，在宏观层面，学界主要围绕经济不确定性（顾夏铭等，2018；张峰等，2019）[18-19]、政府补贴（游达明和朱桂菊，2014；毛其淋和许家云，2015）[20-21]、税收政策（梁彤缨等，2012；罗福凯和王京，2016；等）[22-23]、经济开放程度（范红忠，2007；郭海昕和王华，2010）[24-25]等因素对企业研发创新投入水平的影响进行研究，这些研究表明，宏观层面的经济政策、经济环境等因素会对企业的创新水平和创新效率产生一定的影响。

在微观层面，针对企业研发创新影响因素的研究主要围绕管理层年龄、性别、政治关联等个人特征和身份背景（袁建国等，2015；朱焱和张孟昌，2013；罗明新等，2013；徐经长和王胜海，2010）[26][28][29][30]、股权集中度（罗正英，2014）[27]、高管激励（杨勇等，2007；刘伟和刘星，2007）[31-32]、公司治理结构（徐金发和刘翌，2002）[33]等进行，另外，在研发创新衡量指标的选择上，也主要围绕研发创新投入或者研发创新产出单个方面进行，或者仅考虑研发创新投入和产出的绝对值。

（三）文献述评

从以上分析可以看出，围绕党组织参与公司治理和企业研发创新活动，很多学者进行了大量的研究，但很少有学者直接研究党组织参与公司治理和企业研发创新活动之间的关系。另外，在公司治理层面，关于研发创新活动的研究主要从研发创新投入和研发创新产出单方面进行研究，或者选取绝对数作为被解释变量的衡量指标，虽然在一定程度上能够反映出企业的研发创新水平，但是无法动态地衡量企业研发创新效率。基于以上问题，本文运用随机前沿分析模型更准确、更全面地衡量国有企业的研发创新效率，通过实证分析来检验党组织参与公司治理对国有企业研发创新效率的影响，然后进一步研究代理成本对于党组织参与公司治理与研发创新效率之间关系的中介效应，探讨党组织参与公司治理对国有企业研发创新效率的影响机制。

三、理论分析与研究假设

（一）党组织参与国有企业公司治理与代理成本

与非国有企业相比，国有企业的所有者在监督和约束代理人方面的效率较低，从而加重了国有企业的代理成本。解决国有企业代理成本问题是当下研究的热点话题，目前学者探讨的降低代理成本的方式大致可分为两种，一种是加强监督；另一种是实现委托代理利益的统一。基于这两种方式，很多学者研究了独立董事（高雷和宋顺林，2007）[34]、媒体关注（梁红玉等，2012）[35]、外部审计（杨德明等，2009）[36]、薪酬激励（黄福广等，2011）[37]、股权激励（罗付岩和沈中华，2013）[38]等因素对企业代理成本的影响。本文认为，国有企业的党组织参与公司治理可以通过以下两种方式降低代理成本。

首先，党管干部原则不仅能对委托代理关系形成有效的监督，而且能够实现委托人与代理人利益的统一。《党政领导选拔任用工作条例》和《中央企业领导人员管理规定》等都规定要坚持党管干部原则。党管干部原则的存在，意味着党和政府对于国有企业高管的任免权和晋升渠道拥有很大的控制权，党和政府能够通过这些途径来监督或者激励国有企业管理层，从而减少他们滥用职权，进而降低代理成本。另一方面，党管干部原则保证了国有企业管理层有相当一部分党员，党员有很高的思想觉悟，能够不断加强对党的方针政策和理论的学习，从而持续地保证自身思想观念同党和国家倡导的思想理念、价值观念相一致，在公司的生产经营中，不仅能严于律己，还能够自觉监督他人的工作，有利于代理成本的降低。

其次，党组织在国有企业中参与公司重大问题决策能够从根本上加强对国有企业公司治理的监督，为降低代理问题提供政策保障。《中国共产党章程》和《中华人民共和国公司法》等都规定，党组织要围绕公司生产经营开展工作，并参与公司重大问题的决策，这一安排强化了党组织在国有企业公司治理中的地位，使其能够纵览全局，在关乎企业战略的重大问题上为企业“把关定向”[4]，使党组织能够充分对国有企业重大问题决策进行监督，从而降低代理成本。

基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：其他条件相同时，党组织参与国有企业公司治理能够降低企业代理成本。

（二）党组织参与国有企业公司治理、代理成本与研发创新效率

企业研发创新活动具有不可预见性、风险性、异质性、长期性和人力资本密集性（Holmstrom，1989）。首先，研发创新活动的成败在很大程度上取决于人力资本，而人力资本的水平是最难以被控制和监督的，在研发成果产出之前，所有者可能无法有效地观察到管理者真正的创新能力和创新意识。其次，由于研发创新的异质性，研发创新活动无法与其他创新项目作比较，管理者的创新努力程度也难以被观测，导致所有者无法对其进行准确而直接的监督。最后，由于研发创新活动具有长期性和风险性，导致创新目标难以被量化，创新结果难以预料，使得通过检测企业在资本市场和产品市场的表现衡量创新活动的效率也非常困难。这些特殊属性都导致企业的研发创新活动与其他生产活动相比更容易受到代理问题的影响，在国家大力提倡国有企业增强创新力的背景下，国有企业的研发活动不断增加，国有企业管理层可能通过进行非效率研发创新活动谋取私利，给企业造成不利的影响。

另一方面，我国国有企业由于所有者缺位会带来严重的“内部人控制”问题，在各类所有制企业中，国有企业的创新效率处于较低的水平（吴延兵，2012；Zhang et al.，2003）[1][39]。而党组织参与公司治理在减少过度投资[7]、抑制国有资产流失[17]等方面都有正向影响。结合前文分析，本文认为，党组织参与公司治理能够通过加强监督和统一委托代理双方利益来降低国有企业的代理成本，缓解“内部人控制”问题，从而提高企业的研发创新效率。因此，本文提出以下假设：

H2：其他条件相同时，党组织参与国有企业公司治理会通过降低代理成本，提高研发创新效率。

四、研究设计

（一）研究样本与数据来源

本文选取2013—2017年沪深两市A股国有上市公司为样本，剔除金融业公司、2013—2017年之间被ST或*ST的公司、在CSMAR数据库和Wind数据库中财务数据不全的公司，以及管理者背景资料披露不完全的公司。在此基础上，为了减少异常值的影响，在分析之前将主要连续变量在1%分位进行了缩尾处理。本文的数据主要来源于CS⁃MAR数据库和Wind数据库，其中，党组织参与公司治理的数据是结合以下两种方式获得：一是从CSMAR数据库搜集其披露的高管兼任党组织成员情况；二是从百度、新浪财经等途径手工搜集。

（二）变量说明

1.党组织参与公司治理。关于党组织参与公司治理的衡量指标，目前主要有两种衡量方法，一种是设置党组织成员是否参与公司治理的虚拟变量（程博等，2015；陈仕华等，2014）[13][17]，即党组织成员兼任董事会、监事会、高管时取1，否则取0；另一种是采用连续变量，通过党委会成员与公司董事会成员的重合情况、与监事会成员的重合情况、与高管的重合情况来衡量党组织参与公司治理的程度（王元芳等，2013；马连福等，2013）[4-5]。本文采用第一种方法进行主回归分析，采用第二种方法进行稳健性检验。

2.代理成本。目前，代理成本的衡量指标一般为管理费用率和总资产周转率（Ang et al.，2000；曾庆生和陈信元，2006）[40-41]，因此本文以管理费用与主营业务收入之比，即管理费用率作为企业代理成本的替代变量，在稳健性检验中，用总资产周转率作为代理成本的另一衡量指标进行进一步检验。

3.研发创新效率。目前衡量企业研发创新效率的方法有两种，一种是非参数方法，另一种是参数方法。非参数方法以包络分析法（DEA）为代表；参数方法主要是指随机前沿分析（SFA）。由于DEA不考虑测量误差，并且设置了确定边界，存在一些不足之处，而SFA采用计量方法有更好的理论基础，依赖于对数据的随机性假设，能够对前沿生产函数进行估计，同时还能对模型的拟合情况进行判断，提供各种统计检验值。因此，SFA能够更好地测量误差和处理干扰。基于此，本文采用随机前沿模型来衡量企业的研发创新效率：

其中，revit表示企业的研发创新产出，本文采用专利申请数作为衡量研发创新产出的指标。RDit表示企业的研发投入额，RDPit表示研发人员数。（vit-uit）为复合误差项，vit表示服从正态分布的随机干扰误差项，uit表示非负技术无效项，服从截断正态分布。本文用exp（-uit）衡量企业的研发创新效率（TEit），该指标越大，表明研发创新效率越高。

4.控制变量。参考前人的研究，本文选取企业规模（size）、两职合一（dual）、企业业绩（roa）、资产负债率（lev）、股权集中度（top10）、产品市场竞争压力（competition）作为控制变量，同时控制时间固定效应（year）和行业固定效应（industry）。

具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型设计

本文构建如下三个多元线性回归模型，用于检验党组织参与国有企业公司治理、代理成本和研发创新效率的关系：

其中，模型（1）是为了验证假设1，即党组织参与公司治理对国有企业代理成本的影响，其中party代表党组织参与公司治理的变量，本文用上文中三个衡量党组织参与公司治理的变量分别代入模型进行回归。参考温忠麟等[42]的方法进行中介效应检验，模型（1）、模型（2）和模型（3）构成了中介效应检验的三步法，即模型（2）检验党组织参与公司治理对国有企业研发创新效率的影响，模型（1）检验党组织参与公司治理对国有企业代理成本的影响，在此基础上，在模型（2）中加入中介变量Mer构成模型（3），检验中介变量和解释变量对被解释变量的影响。

五、实证检验

（一）描述性统计

从表2描述性统计可以看出，研发创新效率TE的平均值为0.665，最大值和最小值分别为0.966和0.439，说明不同企业的技术创新效率存在明显的差距。从代理成本来看，管理费用率的均值为0.087，标准差为0.069，样本之间的管理费用率差别不大，最大值和最小值分别为0.431和0.008。在衡量党组织参与公司治理的三个变量中，党委会成员与董事会成员重合的样本占整体样本的19%，党委会成员与高管重合的样本占整体样本的23.8%，而党委会成员与监事会成员重合的样本占整体样本的38.3%，说明在党组织参与公司治理的方式上，党委会成员兼任监事的方式最为普遍。

表2 描述性统计

（二）相关性检验

本文利用pearson相关性检验分析了变量之间的相关性，检验结果如表3所示。从表3可以看出，党组织参与公司治理的三个变量Party_d、Party_m、Party_s之间呈显著的正相关关系，但三个变量不会同时出现在同一个方程之中，除此之外，绝大多数变量的相关系数在0.4以下，表明多元回归模型中不存在严重的多重共线性问题。

表3 各主要变量pearson相关性检验结果

（三）回归结果分析

下页表4显示了党组织参与公司治理、代理成本、研发投资效率之间关系的回归结果，从模型（1）可以看出，衡量党组织参与公司治理的三个指标都对代理成本有显著的负向影响，验证了假设1，也就是党组织参与公司治理能够降低国有企业的代理成本。从模型（2）可以看出，在衡量党组织参与公司治理的三个指标中，党组织参与董事会治理对研发创新效率的正向影响在5%的水平上显著，说明党组织嵌入董事会并进行公司治理能够显著提升国有企业的研发创新效率；党组织参与高管治理对研发创新效率的影响在1%的水平上显著，说明党组织参与高管治理能够显著提高国有企业的研发创新效率；而党组织参与监事会治理系数为0.005，为正向影响，但是不显著，这可能是因为监事会发挥的更多的是监督的作用，对公司的生产经营并没有介入过多。这些实证结果部分验证了假设2，说明党组织参与公司治理能够提升国有企业的研发创新效率。

表4 多元回归与中介效应检验

从代理成本（Mer）的中介效应检验来看，代理成本在党组织参与公司治理与研发创新效率之间起到了部分中介作用。由于党组织参与监事会治理对研发创新效率没有显著影响，模型（3）中没有对这一指标进行中介效应检验，而对党组织参与董事会治理和参与管理层治理的中介效应进行了检验。结合模型（1）和模型（2）的回归结果可以看出，党组织参与公司治理对国有企业研发效率有显著正向影响，同时对代理成本有显著负向影响，由模型（3）的检验结果可知，代理成本和党组织参与公司治理的两个变量在同一模型中均对企业研发创新效率有显著影响，说明代理成本在党组织参与公司治理与研发创新效率之间的关系中起到了部分中介作用。

（四）稳健性检验

首先，对党组织参与公司治理的衡量指标进行了替换，用前文提到的连续变量来衡量党组织参与公司治理程度，即用党组织成员与董事会重合人数占董事会总人数比例、党组织成员与监事会重合人数占监事会总人数比例、党组织成员与高管重合人数占高管总人数比例来衡量党组织参与国有企业治理的程度；用总资产周转率替换管理费用率作为代理成本的衡量指标，然后对模型进行回归，结果与前文的结果基本保持一致。

其次，为了减少遗漏变量的影响，本文增加企业成长能力（主营业务收入增长率）、总资产收益率这两个控制变量，得出的结果与前文基本一致。

再次，为了减少样本选择偏差问题，本文用PSM倾向得分匹配方法对样本进行匹配，然后进行重新回归。本文采用最紧邻匹配法，将卡尺范围定为0.01，采用一对四进行匹配，匹配后得到3 212个样本，然后重新进行回归检验，得出结果与原回归结果一致。

六、结论及建议

我国国有企业在经历了放权让利的改革后，虽然获得了更多自主经营权，但是“所有者缺位”造成的“内部人控制”问题使国有企业的代理成本要远远高于民营企业，这一问题在研发创新方面表现为研发创新效率的低下。而党组织参与公司治理是否能够起到降低国有企业代理成本的作用，进而提高研发创新效率，是本文研究的主要问题。实证研究结果表明，国有企业党组织参与公司治理能够降低企业的代理成本，提高企业的研发创新效率，而代理成本在其中起到了部分中介作用。

本文的研究结论在一定程度上说明党组织参与公司治理在国有企业公司治理中的积极作用，国有企业党组织参与公司治理有助于企业提高研发创新效率，回答了一些关于党组织是否应该干预企业经济活动的争议。针对研究结论，本文提出以下建议：

第一，政治权力在一定程度上能够对国有企业的治理结构起到一定的补充作用，进而通过减少内部人控制、降低代理成本减少研发创新效率的损失。因此，要从顶层设计层面建立和完善包括党组织在内的权力制衡机制和激励机制，从而保证国有企业的权力高效运行。

第二，要继续完善党组织参与公司治理相关的顶层设计层面的法规和制度，并进一步细化落实。虽然我国在顶层设计层面肯定了党组织在国有企业中的作用，要求国有企业将党建工作写入公司章程，明确党组织的职责权限、机构设置、运行机制和基础保障等重要事项，但是具体的实施细则仍有待完善。因此，应该进一步完善相关制度建设，出台实施细则和操作办法，建立科学、严密、完备的党组织参与国有企业治理的制度体系。进一步推进国有企业党组织与公司治理的“双向进入，交叉任职”，充分发挥党组织在国有企业投融资、重大经营决策中的作用。

第三，强化党组织成员的责任意识和学习意识。一方面，要加大监督和问责力度，建立对国有企业领导干部的考评机制，探索用综合指标衡量国有企业领导干部的经营业绩和工作能力，倒逼国有企业党组织成员尽职尽责。另一方面，党组织成员承担的不仅仅是监督者的角色，更是参与者、经营者、决策者的角色，因此，党组织成员要不断加强自身学习，既要加强政治理论学习，又要学习经营管理知识，有效发挥国有企业党组织对公司的监督和指导作用。