党组织参与治理、法律环境与企业社会责任信息披露质量

李雪 邓金瑞

【摘要】通过手工搜集整理我国A股上市公司2012 ～ 2017年党组织参与治理的面板数据， 探寻党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响及其作用机制。 研究发现： 党组织参与治理能够显著提升企业社会责任信息披露质量; 具体来看， 党组织成员进入管理层和监事会均能显著提高企业社会责任信息披露质量， 而党组织成员进入董事会与企业社会责任信息披露质量无显著关系; 法律环境较差时， 党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量提升的边际效应水平更高。 在进行稳健性检验后， 研究结论依然成立。 作用路径分析和拓展性检验结果表明： 党组织参与治理对社会责任信息披露质量的影响路径中存在代理成本路径和经营风险路径; 相较于非国有企业而言， 党组织参与治理更能显著提高国有企业的社会责任信息披露质量。 研究结论可为完善党组织参与治理机制与拓宽企业社会责任承担与披露路径提供参考。

【关键词】党组织参与治理;企业社会责任;法律环境;产权性质

【中图分类号】F234.4      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）14-0064-10

一、引言

21世纪以来， 全球性社会责任意识的觉醒和信息披露制度的完善引导着企业对社会责任的关注。 社会责任报告承载了公司财务报告以外的治理信息， 披露社会责任报告是上市公司传递自身信息的重要手段[1] 。 企业优异的社会责任表现往往能赢得更高的社会声誉， 得到更多消费者的信赖以及政府的支持[2] 。 但在现实中， 獐子岛“扇贝游走”等事件频出， 究其原因还是社会责任的缺失。 此外， 我国上市公司的社会责任信息披露的语言往往较为模糊， 难以为利益相关者提供有价值的决策依据[3] 。 在此宏观背景下， 如何推动我国企业更好地履行社会责任并及时、准确地披露相关信息已经成为不容忽视的问题。 已有研究表明， 众多企业履行社会责任主要表现在行为层面， 而较少将社会责任落实到公司治理的权责分配与决策机制上[4] 。 因此， 要让企业从“被动回应”转向“主动嵌入”， 将社会责任落实到企业内部， 还需要通过公司治理结构的安排[5] 。 政党组织嵌入企业内部对企业的影响是由内而生的， 有学者指出， 党组织参与治理能够有效弥补公司内部监督和制衡力量的不足[6] 。 基于上述背景， 本文尝试探寻党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量之间的关系及作用路径。

本文可能的创新之处在于： 针对已有企业社会责任信息披露方面的研究， 学者们主要沿袭西方学术界的研究思路， 侧重于探讨公司治理、高管特征和制度等层面因素对企业社会责任的影响， 而忽略了我国公司治理模式中最具特色的环节——党组织参与治理。 本文以党组织参与治理为切入点， 探讨了党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响及其作用机制， 丰富了企业社会责任信息披露质量影响因素研究及中国特色公司治理理论。

二、文献综述

社会责任信息作为非财务信息的一种， 是信息使用者决策模型的重要变量， 其质量直接影响信息使用者的决策效果[7] 。 而社会责任信息披露就是把企业已经从事或计划从事的社会责任活动及产生的经济、环境等方面的影响进行披露[8] 。 现有研究主要从公司治理、高管特征和制度等方面对影响企业社会责任信息披露质量的因素进行了探讨。 在公司治理方面， 外资参股带来的地理距离加剧了代理问题， 导致外资股东对于企业信息披露的需求增加。 机构投资者基于自身渠道丰富等优势， 有能力且有动机关注企业可持续发展并影响企业做出有关社会责任的战略决策[9] 。 在高管特征方面， 企业管理层的道德水平越高， 其所管理企业的社会责任信息披露质量也就越高[10] 。 高管的贫困经历、受教育水平和国际化视野都有助于提升企业社会责任水平[11] 。 分地区看， 重视性别平等性的地区文化有助于企业提升社会责任信息披露质量[12] 。 在正式制度方面， 环境信息披露相关法律法规的出台能显著提升企业环境信息披露质量[13] 。

在进行企业社会责任信息披露这一行为的研究中， 离不开中国特色的经济制度背景。 当前大多数学者以产权性质差异为分类标准进行研究， 主流研究结论是党组织参与治理能产生积极的经济后果。 在国有企业中， 党组织参与治理能够弱化高级管理人员对货币性福利的需求， 抑制国有企业高管用以替代部分职务消费的隐性腐败[14] 。 党组织参与治理从企业内部进行干预， 规范了重大决策的工作流程， 从源头上减少了国有资产流失的可能， 显著提高了企业的并购溢价[15] 。 民营企业以盈利为经营目的， 党组织治理在民营企业中更多体现为协调劳资关系、维护职工权益的作用[16] 。

经过以上文献梳理可以发现， 学者们对于企业社会责任信息披露质量的研究主要是从公司治理、高管特征和相关制度等方面寻找导致社会责任信息披露质量差异的因素及对企业披露动机和披露水平的影响， 鲜有学者从党组织参与治理视角研究政党制度对企业社会责任信息披露质量的影响。 而党组织参与治理作为第三种政治干预方式， 已经逐步融入我国公司治理体系， 研究党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响有利于推进党的建设和公司治理融合发展。

三、理论分析和研究假设

在上述研究的逻辑基础上， 本文对党组织参与治理影响企业社会责任信息披露的作用机制进行具体分析。

首先， 党组织参与治理能够制衡代理冲突。 一方面， 管理层提高企业社会责任信息披露水平有利于打造企业的良好口碑， 向外界传递利好信息， 维护企业所有者的利益。 信息不对称的存在为管理层追求自身利益而隐瞒对自身不利的社会责任信息提供了外部条件， 由此道德风险和逆向选择可能会抑制企业社会责任信息披露[17] 。 党组织参与治理能够站在股东的角度进行决策制定、执行和监督， 通过组织专家讨论和听取群众意见等途径提高重大问题的决策效率， 使管理层和股东的利益趋于一致。 若管理层依然存在隐瞒社会责任信息披露等不当行为， 企业基层党组织会对企業管理层实施惩戒性解除职位等系列措施。 另一方面， 党组织通过党内表彰等方式对管理层进行激励， 能够减少管理层出于自身利益考虑而不充分披露社会责任信息的机会主义行为， 推动企业社会责任信息披露质量的提高。

其次， 党组织参与治理能够降低企业经营风险。 党组织参与治理的企业能够更加及时和完整地了解并传递党中央的精神， 一定程度上削弱了企业过高承担风险的动机。 此外， 党组织参与治理强调公司重大经营决策行为的集体决策， 在决策的全过程实行民主方案讨论、执行与严格的监督。 一方面能够通过集思广益的方式有效利用分散在不同决策主体之间的知识和资源， 以提高决策的效率和质量， 避免极端决策的风险; 另一方面能够有效抑制管理层的自由裁量权， 从而降低由于管理层过度自信而导致的过高风险承担。 基于资金供给假说， 当企业面临的经营风险较低时， 企业才有更多的人力和财务资源来履行社会责任并充分披露相关信息。 基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1： 党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量呈显著正相关关系。

进一步地， 外部环境也会对企业行为产生影响。 La Porta等[18] 最早开拓了法律与金融的融合研究视角， 此后学者们沿袭这一跨国比较研究范式， 研究发现拥有高质量的司法、执法系统的国家， 其上市公司治理的透明度更高、盈余信息更加丰富。 基于国家间的法律环境差异对上市公司信息披露质量的影响， 可以合理延伸探讨一国不同地区法律环境差异对上市公司信息披露行为的影响。 我国各个地区之间在经济发展水平、政府干预程度等方面存在较大差异， 各个地区的法治水平也不尽统一。 一般而言， 法律环境较好的地区对投资者的保护更全面， 对该地区上市公司的信息披露质量要求更高， 因而当地上市公司的财务与非财务信息相对更加公开透明。 良好的法律环境也意味着更严格的法律执行和更高的信息披露违规成本， 从而引导和督促公司提高社会责任信息披露质量。 基于以上分析， 本文提出如下假设：

H2： 法律环境与企业社会责任信息披露质量呈显著正相关关系。

企业是特定制度环境下的运营主体， 制度环境决定了企业间的网络关联。 本文认为法律环境主要通过影响党组织参与治理对代理冲突的制衡调节党组织参与治理和企业社会责任信息披露质量之间的关系。 在较好的法律环境下， “三会一层”的有效运行和多元化的信息披露渠道， 一方面使得投资者对管理者形成有效监督， 促使管理者优化社会责任决策; 另一方面增加了管理层违法成本， 从而减少了假公济私等违法违规行为。 因此， 好的法律环境会替代和减弱党组织参与治理对机会主义行为的制衡作用， 使得党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的作用减弱。 相反地， 在较差的法律环境下， 相关政策法规的执行度降低， 信息披露渠道运行的有效性下降， 造成企业社会责任信息披露质量下降。 因此， 差的法律环境为党组织参与治理对机会主义行为制衡作用的发挥提供了机会， 从而增强了党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的提升作用。 基于此， 本文提出如下假设：

H3： 好的法律环境下， 党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的提升作用减弱。

H4： 差的法律环境下， 党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的提升作用增强。

综上所述， 本文的研究逻辑如图1所示。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选择2012 ～ 2017年我国A股上市公司为研究对象， 同时对研究样本进行了如下筛选： ①剔除金融、保险业样本; ②剔除期间出现ST、?ST、PT情况的样本; ③剔除企业控制变量缺失且无法补齐的样本。 在此基础上， 为避免数据极端值对研究结果的影响， 本文对变量进行了上下1%的缩尾处理， 最终得到9064个研究样本。

本文数据来源如下： ①党组织参与治理部分原始数据来源于国泰安（CSMAR）数据库的子数据库上市公司人物特征， 通过“是否高管团队成员”“是否董事会成员”与“是否监事”及“具体职务”字段判断上市公司董监高与党组织成员的任职重合情况并做进一步的手工处理。 ②企业社会责任信息披露质量数据来自于润灵环球责任评级公司的企业社会责任报告总评分。 其他数据来自于国泰安（CSMAR）数据库。

（二）变量测度

1. 被解释变量： 企业社会责任信息披露质量（CSR）。 参考张蕊等[19] 的做法， 本文采用润灵环球责任评级（RKS）的“A股上市公司企业社会责任报告评级数据库”中对上市公司社会责任报告的总评分来衡量上市公司社会责任信息披露质量。 该评分数值越大， 表示该上市公司社会责任信息披露质量越高。

2. 解释变量： 党组织参与治理（Party）。 参照马连福等[6] 的做法， 以党组织进入企业的“双向进入”方式为切入点来度量党组织参与治理这一解释变量。 本文使用党组织成员兼任董事会、管理层和监事会职位总人数除以董事会、管理层和监事会人数总和（Party）衡量党组织参与治理的总程度， 分别用党组织成员兼任董事会职位人數除以董事会规模（Party_B）、党组织成员兼任管理层职位人数除以管理层规模（Party_C）、党组织成员兼任监事会职位人数除以监事会规模（Party_S）来衡量党组织进入董事会、管理层和监事会的程度。

3. 调节变量： 法律环境（Law）。 参照周泽将和雷玲[20] 的研究， 本文选取王小鲁等[21] 的市场中介组织发育和法律制度环境评分作为法律环境（Law）的替代变量， 并采用插值法补充了2017年的数据。

4. 控制变量。 参考相关研究， 选取第一大股东持股比例、成长能力、企业规模、现金持有水平、独立董事比例、资产负债率作为本文的控制变量， 并依据证监会2012版上市公司行业分类指引标准进行行业虚拟变量的划分， 除制造业按照二级代码分类外其他行业代码均按一级代码分类。 变量定义的汇总见表1。

（三）模型设定

党组织参与治理能够直接影响企业日常经营管理活动的决策和执行， 有效降低委托代理成本和信息不对称的风险， 引导企业树立长远发展的目标、积极响应社会关切， 提高企业社会责任信息披露质量。 为了检验H1， 本文参照张蕊等[19] 的研究， 构建了如下多元回归模型：

其中： Controlsi，t代表一组控制变量， 具体见表1; α0、α1、α2代表系数; εi，t代表随机误差项。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表2。 由表2可知， 样本企业党组织参与治理指标的均值为0.017， 说明2012 ～ 2017年样本企业党组织嵌入董事会、管理层和监事会的程度并不高; 其标准差为0.042， 说明党组织参与治理水平在企业间的差别不显著。 企业社会责任信息披露质量的均值为41.041， 而极差达到59.323， 且样本标准差为12.452， 说明沪深两市A股上市公司企业社会责任信息披露质量存在较为显著的差异。

（二）回归结果与分析

表3呈现了党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量的回归结果。 由表3可见， 党组织参与治理与企業社会责任信息披露质量在5%的显著水平上呈正相关关系， H1得到验证。 进一步研究发现， 党组织进入董事会与企业社会责任信息披露质量的回归系数不显著; 党组织进入管理层和监事会分别在5%和1%的显著性水平上对企业社会责任信息披露质量产生正向影响。 这可能是因为党组织的目标融合了社会性、政治性等多重因素， 而董事会更倾向于追求经济效率。 具有政治资本的党组织成员在业务层面可能更容易迎合多数人的观点， 较少对企业的董事会决议提出异议[22] 。 当党组织进入董事会时， 相当于监督者与决策者的身份合而为一， 从不相容职务分离原则考虑， 其监督职能会大打折扣。 而党组织进入管理层能够直接在决策的实际执行中来影响其具体履行及披露社会责任的行为。 监事会作为我国公司的内部监督机构， 与外部监督主体相比具有天然的信息优势， 获取信息的成本较低， 是保障公司合法运营的有力安排。 党组织进入监事会能将行政监督融入公司内部监督中， 增大公司的合法性压力， 进而有助于社会责任信息披露质量的提升。

自La Porta等[18] 从法律制度的视角分析导致国家间金融水平不同的原因开始， 学者们逐渐意识到法律环境能够对企业行为产生重要影响。 我国不同地区的法律环境存在一定差异。 在法律环境较好的地区， 公司信息传递机制畅通， 在一定程度上能够抑制管理层的机会主义行为。 而在法律环境较差的地区， 公司的信息披露机制得不到保障， 为管理层侵占公司利益等行为提供了机会。 这也为党组织参与治理提供了更大的施展空间， 即党组织参与治理的内部治理和法律环境的外部治理之间存在一定的替代性。 为了检验法律环境与企业社会责任信息披露质量的关系以及法律环境对党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量间关系的调节作用， 本文在模型（1）中加入法律环境以及党组织参与治理和法律环境的交乘项Party×Law， 构建了如下模型：

表4和表5报告了法律环境与企业社会责任信息披露质量的关系以及法律环境调节作用的回归结果， 可见H2、H3和H4得到验证。 表4中， 法律环境与企业社会责任信息披露质量在1%的显著性水平上呈正相关关系， H2得到验证。 交乘项系数在5%的显著性水平上为负， 验证了H3和H4。 当法律环境较差时， 信息传递通道容易受到阻滞， 股东与管理层之间的代理问题更加突出， 为党组织参与治理的内部监督作用发挥提供了空间。 因此， 党组织参与治理在法律环境较差的情况下对企业社会责任信息披露质量的提升作用较强。 当法律环境较好时， 党组织进入管理层和监事会对企业社会责任信息披露质量的促进作用减弱了; 反之， 党组织进入管理层和监事会对企业社会责任信息披露质量的促进作用增强了。 具有政治资本的党组织成员在业务层面更容易迎合多数人的观点， 较少对企业的董事会决议提出异议[22] ， 党组织进入董事会的作用会因此而大打折扣， 故党组织进入董事会对企业社会责任信息披露质量的提升无显著影响。 而党组织进入管理层和监事会分别是在决策的实际执行中和全程监督中来影响企业具体履行及披露社会责任的行为。 在外部法律环境较差时， 研讨会上的集思广益与行政监督的融入能够有效地促使企业做好社会责任承担与信息披露工作， 党组织进入管理层与监事会对法律环境产生替代作用。

（三）稳健性检验

1. 变更变量的度量方法。 为了检验研究结论的稳健性， 本文变更党组织参与治理的度量方法， 使用是否存在党组织成员在董事会、监事会或者管理层任职的虚拟变量衡量党组织参与治理。 其中， 变量党组织参与治理（Party）衡量党组织成员是否在董事会、监事会或者管理层任职， 若是则取1， 否则取0; 其他变量也按照上述规则进行取值。 回归结果如表6所示， 回归结果依然支持前文相关假设。

2. 样本自选择检验。 由于我国并未强制性要求企业披露社会责任报告， 这使得企业社会责任信息披露质量的取值存在“断尾”现象， 从而可能产生严重的样本选择偏差问题。 因此， 本文采用Heckman二阶段回归法来检验是否存在样本自选择问题。

第一阶段， 通过样本选择方程Yit=ωZit+φit来计算个体企业发布社会责任报告的概率， 采用Probit回归得出逆米尔斯比率[λ]。 其中Yit为上市公司发布企业社会责任报告的决策函数， 如果ωZit+φit≤0， 则Yit=0， 即企业不发布企业社会责任报告， 否则代表企业发布。 Zit为影响上市公司发布社会责任报告的可观察变量集， ω为待估计参数， φit为随机扰动项。 参考郭文忠和周虹[23] 的研究， 选择产品竞争度作为识别变量， 用赫芬达尔指数HHI来衡量， 即企业营业收入占所处行业总体营业收入比重的平方和。 根据选择方程得到的估计ω值可计算出逆米尔斯比率λ。 第二阶段， 利用选择样本将逆米尔斯比率λ作为修正变量加入回归方程。 如果λ显著不为0， 证明存在选择性偏误， 应采用Heckman二阶段模型控制选择偏差， 否则选择性偏误不存在。

表7是Heckman选择方程及结果方程的回归结果。 从表7中可以看出， 结果方程中的逆米尔斯比率[λ]显著不为0， 说明样本存在自选择偏差， 应采用Heckman二阶段模型对选择偏差进行修正。 在选择方程中， HHI指数、资产负债率和党组织参与治理均与企业是否发布社会责任报告正相关。 在结果方程中， 党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量在1%的显著性水平上正相关， 可见模型经修正后假设是成立的。

3. 内生性检验。 党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量之间可能存在内生性问题， 即企业社会责任评价高的企业可能本来就更加注重企业党建工作， 积极将党组织融入企业内部治理体系中， 提高了党组织参与治理的程度。 本文采用倾向得分匹配法检验党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量之间是否存在内生性问题。 首先对于党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响进行倾向得分匹配， 参照曹文婷[24] 的做法， 通過选取企业规模、第一大股东持股比例、资产负债率、两职分离率和现金持有水平对上市公司是否存在党组织参与治理的哑变量进行Probit回归。 然后进行最近邻匹配、卡尺匹配和核匹配， 分别得到党组织参与治理影响企业社会责任信息披露质量的平均处理效应。 结果如表8所示。 从表8中可以看出， 匹配后虽然平均处理效应下降但仍显著， 说明控制企业规模等变量后， 党组织参与治理下企业社会责任信息披露质量显著高于无党组织参与治理的企业社会责任信息披露质量。 由此可以推断， 党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量有显著的提升作用。

（四）作用路径分析

为识别党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量提高效应的传导路径， 参考Baron和Kenny[25] 的检验方法进行中介效应检验， 设定路径Path a、Path b和Path c如下：

其中： CSRi，t为社会责任信息披露质量指标; Partyi，t为党组织参与治理指标; Mediatori，t代表中介变量， 本文中指代理成本和经营风险; Controlsi，t为系列控制变量， 具体参见表1。 根据前文理论分析中的“代理成本”和“经营风险”路径， 本文选取了代理成本和经营风险2个指标， 其中： Mfeei，t为代理成本指标， 用管理费用率（管理费用/主营业务收入）衡量; Riski，t为经营风险指标， 参考余明桂等[26] 的研究， 利用企业的盈利波动性来衡量。 ROAi为企业i相应年度的息税前折旧及摊销前利润（EBITDA）与当年末资产总额（ASSET）的比率。 在计算盈利波动性时， 先对企业每一年的ROA利用行业平均值进行调整， 然后计算企业在每一观测时段内经行业调整的ROA标准差， 具体如下：

其中： i代表企业; n代表观测时间段内的年度， 取值1 ～ 3; X代表某行业的企业总数; k代表该行业的第k家企业。 由于我国上市公司高管的任期一般是3年， 所以本文以3年为一个观测时段。 Sobel Z值的计算公式为：

其中， a和sa分别为Path b中α1的估计系数和标准误， b和sb分别为Path c中α2的估计系数和标准误。

1. 代理成本路径分析。 党组织参与治理站在股东的角度进行决策， 并能够给管理层一定的监督压力和激励动力， 有效制衡了代理冲突。 表9列示了代理成本的路径效应检验结果。 从第（2）列可以看出， 党组织参与治理能够显著降低企业的代理成本。 第（3）列展示了在控制代理成本的基础上， 党组织参与治理对社会责任信息披露质量的回归结果， 可以看到两者的回归系数依旧显著且这一系数显著小于Path a中两者的回归系数。 此外， Sobel Z值在1%的水平上显著。 这说明党组织参与治理能够显著降低企业代理成本， 进而推动了企业社会责任信息披露质量的提升。

2. 经营风险路径分析。 企业的经营风险会增加企业的外部融资成本， 同时企业也需要保留更多的资源以应对风险。 而企业履行社会责任并披露社会责任信息需要充足的资源， 尤其是财务资源， 即企业只有在维持自身正常运营的基础上才有能力更好地履行并披露社会责任。 党组织代表着广大人民的利益， 倾向于带来经济和社会等多方面的效益， 通过严格有效地执行党和中央的相关政策抑制管理层过度承担风险的动机， 并以科学的决策程序降低风险承担， 进而推动企业社会责任信息披露质量的提升。 表10列示了经营风险的路径效应检验结果。 从第（2）列可以看出， 党组织参与治理能够显著降低企业的经营风险。 第（3）列展示了控制经营风险的基础上， 党组织参与治理对社会责任信息披露质量的回归结果， 可以看到两者的回归系数依旧显著且这一系数显著小于Path a中两者的回归系数。 此外， Sobel Z值在1%的水平上显著。 这说明党组织参与治理能够显著降低企业的经营风险， 进而推动企业社会责任信息披露质量的提升。

（五）拓展性检验

众多文献从产权性质的角度探讨了公司治理的经济后果， 而中国特色的经济制度安排差异一定程度上决定了党组织参与治理的深度与广度， 可能使得党组织参与治理的经济后果存在差异， 本文按产权性质差异进行分组回归， 结果见表11。 可见， 国有企业中党组织参与治理能够在1%的显著性水平上提升企业社会责任信息披露质量， 而非国有企业中党组织参与治理提升企业社会责任信息披露质量的显著性水平为5%。 运用基于似无关模型的SUR检验来进行组间系数差异的检验， 表12报告了检验结果。

对于国有企业而言， 其经济、政治、社会等层面的多元目标是由其自身属性引申而来的。 国有企业在追求国有资产保值增值的同时也要兼顾广大人民的利益， 积极承担社会责任无疑是利益兼顾的方式之一。 再加上党组织对国有企业高管拥有人事任免权， 因此国有企业党组织参与治理带来的合法性压力更大， 能够及时纠正企业偏差， 传递社会主义核心价值观。 相较而言， 非国有企业党组织参与治理的深度和广度要弱于国有企业。 因此， 国有企业相比非国有企业党组织参与治理能够更好地发挥作用， 促进企业社会责任信息披露质量的提升。

六、结论与启示

本文利用2012 ～ 2017年我国A股上市公司面板数据， 探索了党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响及其作用机制。 研究发现： 党组织参与治理能够显著促进企业社会责任信息披露质量的提升; 党组织进入管理层和监事会能够显著正向影响企业社会责任信息披露质量， 而党组织进入董事会对企业社会责任信息披露质量无明显作用。 考虑外部环境的影响， 发现法律环境与企业社会责任信息披露质量呈显著正相关关系。 而在法律环境较差的情况下， 党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的提升效果更显著。 同时本文用变更变量度量方式等方法进行了稳健性检验， 文章结论保持不变。 进一步分析得出： 党组织参与治理对社会责任信息披露质量的影响路径中存在代理成本路径和经营风险路径; 相较于非国有企业而言， 党组织参与治理更能显著提高国有企业的社会责任信息披露质量。

本文的研究结论对完善党组织参与治理机制与拓宽企业社会责任承担与披露路径提供了一定的参考价值： 首先， 在企业层面上， 不断建立健全党组织参与治理的机制， 创新党组织的“再组织化”新思路。 在党员干部和公司领导班子的培养方面， 创新培养机制， 采用党建岗与业务岗交叉轮岗的模式， 促进党建工作与业务工作的融合， 真正把党组织融入公司治理结构中。 在企业文化建设方面， 党组织应重点开展党中央重要思想宣传与引领工作。 其次， 政府等相关部门除在价值观和舆论导向上适度引导企业强化社会责任意识、及时督促企业全面承担社会责任之外， 还需要集中力量完善《劳动法》、《环境资源法》等法律制度， 有效发挥经济与环境的协同发展效应。 同时， 企业的内外部治理机制存在一定关联关系， 当企业所在省份、地区的法律环境较差时， 应当适时调整职务设置， 鼓励党组织通过进入管理层和监事会的方式参与公司治理。

由于数据获取和研究方法的局限， 本文存在一些不足之处， 如未能深入分析党组织参与治理的任期特征对企业社会责任信息披露质量的影响、企业所处生命周期是否影响了党组织参与治理与企业社会责任信息披露质量的关系等。 未来可以从以上方面对党组织参与治理对企业社会责任信息披露质量的影响做进一步研究。

【 主 要 参 考 文 献 】

[1] Connelly B. L.， Certo S. T.， Ireland R. D.. Signaling Theory：

A Review and Assessment[ J].Journal of Management，2011（1）：39 ～ 67.

[2] 焦娟妮，范钧.顾客——企业社会价值共创研究述评与展望[ J].外国经济与管理，2019（2）：72 ～ 83.

[3] 郭晔，苏彩珍，张一.社会责任信息披露质量提高企业的市场表现了么？[ J].系统工程理论与实践，2019（4）：885 ～ 887.

[4] 高汉祥.公司治理与社会责任：被动回应还是主动嵌入[ J].会计研究，2012（4）：58 ～ 64+95.

[5] 刘连煜.公司治理与公司社会责任[M].北京：中国政法大学出版社，2001：77 ～ 78.

[6] 马连福，王元芳，沈小秀.中国国有企业党组织治理效应研究——基于“内部人控制”的视角[ J].中国工业经济，2012（8）：82 ～ 95.

[7] Bushman R. M.， Smith A. J.. Financial Accounting Information and Corporate Governance[ J].Journal of Accounting and Economics，2001（1）：237 ～ 333.

[8] 刘文纲，唐立军.我国企业社会责任信息披露机制的构建[ J].经济与管理研究，2009（7）：93 ～ 94.

[9] 王士红.所有权性质、高管背景特征与企业社会责任披露——基于中国上市公司的数据[ J].会计研究，2016（11）：53 ～ 60+96.

[10] Kim Y.， Park M. S.， Wier B.. Is Earnings Quality Associated with Corporate Social Responsibility？[ J].The Accounting Review，2012（3）：761 ～ 796.

[11] 許年行，李哲.高管贫困经历与企业慈善捐赠[ J].经济研究，2016（12）：133 ～ 146.

[12] 张婷婷.区域文化对企业社会责任信息披露质量的影响——来自中国上市公司的证据[ J].北京工商大学学报（社会科学版），2019（1）：31 ～ 39+80.

[13] 毕茜，彭珏，左永彦.环境信息披露制度、公司治理和环境信息披露[ J].会计研究，2012（7）：39 ～ 41.

[14] 严若森，吏林山.党组织参与公司治理对国企高管隐性腐败的影响[ J].南开学报（哲学社会科学版），2019（1）：176 ～ 190.

[15] 陈仕华，卢昌崇.国有企业党组织的治理参与能够有效抑制并购中的“国有资产流失”吗？[ J].管理世界，2014（5）：106 ～ 120.

[16] 董志强，魏下海.党组织在民营企业中的积极作用——以职工权益保护为例的经验研究[ J].经济学动态，2018（1）：14 ～ 26.

[17] Hemingway C. A.， Maclagan P. W.. Managers' Personal Values as Drivers of Corporate Social Responsibility[ J].Journal of Business Ethics，2004（1）：31 ～ 44.

[18] La Porta R.， Lopez-de-Silanes F.， Shleifer A.. Law and Finance[ J].Journal of Political Economy，1998（6）：1113 ～ 1155.

[19] 张蕊，蒋煦涵.党组织治理、市场化进程与社会责任信息披露[ J].当代财经，2019（3）：130 ～ 139.

[20] 周泽将，雷玲.纪委参与改善了国有企业监事会的治理效率吗？——基于代理成本视角的考察[ J].财经研究，2020（3）：34 ～ 48.

[21] 王小鲁，樊纲，胡李鹏.中国分省份市场化指数报告（2018）[M].北京：社会科学文献出版社，2019：1 ～ 211.

[22] 柳学信，孔晓旭，王凯.国有企业党组织治理与董事会异议——基于上市公司董事会决议投票的证据[ J].管理世界，2020（5）：116 ～ 133+13.

[23] 郭文忠，周虹.高管团队特征、市场化程度与企业社会责任履行——基于Heckman两阶段模型的分析[ J].技术经济与管理研究，2020（2）：66 ～ 70.

[24] 曹文婷.风险投资影响新三板企业价值：作用机制、内生性及企业异质性探讨[ J].北京工商大学学报（社会科学版），2020（1）：64 ～ 75+104.

[25] Baron  R. M.， Kenny  D.. The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations[ J].Journal of Personality and Social Psychology，1986（5）：1173 ～ 1182.

[26] 余明桂，李文贵，潘红波.管理者过度自信与企业风险承担[ J].金融研究，2013（1）：149 ～ 163.