党组织参与治理对国有企业内部控制质量的影响

张 婷，段华友（教授），杨兴柳

一、引言

国有企业基层党组织建设正如火如荼地开展，其目的是有效促进党建工作与中心主业的深度融合。中共中央办公厅在2015年9月印发了《关于在深化国有企业改革中坚持党的领导加强党的建设的若干意见》（简称《若干意见》），对在深化国有企业改革中坚持党的领导、加强党的建设提出要求并作出部署。进一步地，证监会在2018年修订了《上市公司治理准则》（简称《准则》），其中最核心的修订内容是“把党建工作有关要求写入公司章程”，确保基层党组织在国有企业日常经营管理中发挥关键作用。然而，如何通过党组织参与治理规范公司管理行为、提高内部控制质量则是亟须探索的科学问题，对于国有企业持续深化改革亦具有极其重要的现实意义。

目前，内部控制制度在我国已被强制要求执行并被要求进行相关信息披露[1]。但国有企业可能存在内部控制制度实施效果不理想[2]，或内部控制体系建设形式化等问题[3]。此外，由于我国国有企业产权性质特殊，由“所有者缺位”导致的“内部人控制”问题屡见不鲜[4]。因此，改善国有企业内部治理的运行环境、加强内部监督、提高内部控制质量刻不容缓。具体而言，一方面，自《准则》修订以来，党委会已成为国有企业不可或缺的一部分，通过“双向进入、交叉任职”的领导体制参与治理。此时，党组织作为第四方治理力量，其监督职能和基层党员的身份认同都有助于加强国有企业的党风廉政建设和反腐败工作，约束高管的自利行为，强化内部监督以提高内部控制质量。另一方面，党的十八大四中全会指出“党纪严于国法”，在当前我国“党政合一”的体制下，党组织的治理职能和中国共产党的纪律规范都有利于抑制形式主义和奢靡主义之风，改善国有企业内部治理环境。公司治理中的内部治理是企业内部控制的重要组成部分或顶层设计[5]，内部环境作为内部控制的基础性要素，必然会对内部控制质量产生影响。基于此，党组织参与治理作为国有企业重要的内部治理机制，如何督促上市公司内部控制制度的有效执行，进而提高内部控制质量呢？

本文以2012～2019年沪、深A股国有上市公司为样本，手工整理了国有企业党组织参与治理情况的基本数据，实证检验了党组织参与治理对国有企业内部控制质量的影响及其作用机制。研究发现：党组织嵌入公司治理能有效促进国有企业内部控制质量的提高，并且该促进作用在法制环境较差和媒体关注度较低的国有企业中更为显著。进一步研究发现：党组织的内部治理效应存在异质性，党组织嵌入公司治理能显著促进由地方政府控制的国有企业（简称“地方国企”）内部控制质量的提升，而对由中央政府控制的国有企业（简称“中央国企”）内部控制质量的促进作用有限。党组织参与治理是通过改善内部环境、强化内部监督对内部控制质量产生积极影响的。

本文的研究贡献在于：①目前尚无学者研究党组织参与治理影响国有企业内部控制质量的作用机理，本文从内部环境和内部监督的角度厘清了党组织参与治理对内部控制质量产生影响的具体路径，厘清路径机制对政府清晰认知国有企业党组织的治理作用十分重要。②本文以内部控制作为切入点，全面剖析了在外部治理机制失灵情况下党组织的替代效应，进一步加深了对党组织治理效应积极影响的认知，释疑企业管理者和党组织领导者关于党组织嵌入公司治理的可行性问题，深化了对企业基层党组织建设重要性的理解。本文的研究发现亦为国有企业持续开展基层党组织建设提供了测试方案和经验支撑。

二、理论分析和研究假说

（一）党组织参与治理与国有企业内部控制质量

根据《企业内部控制基本规范》的相关规定，我国企业内部控制制度的建设主体包括董事会、监事会和经理层等在内的全体员工，并且其对内部控制制度的实施负有全部责任。而党组织参与治理正是通过“双向进入、交叉任职”的形式，使党委会成员进入企业董事会、监事会和经理层任职，从而参与企业治理。因此，由企业高层管理人员负责把控的内部控制制度建设会受到党组织的影响。

一方面，党组织参与治理能够发挥其监督作用，加强内部监督，提高内部控制质量。根据委托代理理论，我国国有企业“所有者缺位”现象屡见不鲜，国有资产流失、会计信息失真等问题频频发生。为了缓解这些问题，国有企业采取了分权减税让利、责权利相结合、承办经营责任制等一系列改革措施，拥有一定的自主权。然而，随着这些分权改革的进行，相当数量的国有企业采用多层级控股结构，这极大地延长了企业控制链，“内部人控制”问题严重凸显。此时选择党组织嵌入公司治理，能在一定程度上抑制高管的自利行为，缓解“内部人控制”问题[6]，从而提高内部控制质量[7]。同时，党组织参与国有企业治理的全过程，基于政策敏感性，在企业贯彻落实国家政策方针过程中，党组织能够对其执行情况进行宏观监督。基于决策参与性，在企业开展日常生产经营活动时，党组织能够约束经理人自利的机会主义行为，对其开展效果进行微观监督。党组织能够通过发挥监督作用、强化内部监督提高内部控制质量。

另一方面，党组织参与治理能够发挥其治理职能，改善企业内部环境，促进内部控制质量的提升。在我国特殊的“党政合一”体制下，基层党组织有权参与国有企业的重大决策、任免重要人员。在重大决策参与层面，企业在设计、建立内部控制制度的过程中，不可避免会有党组织的参与，这就从源头上保证了内部控制质量。在重大人事任免层面，党组织能够起到严格把关的作用，对于不作为的重要岗位人员，党委会可以及时对其进行调整，这在一定程度上能使企业长期处于较好的控制环境中。此外，党的十八大四中全会指出“党纪严于国法”，党组织嵌入公司治理，会自觉将严明的纪律带入企业的经营管理中，约束和规范高管行为，中国共产党的纪律规范和基层党员的身份认同有助于营造良好的内部治理环境，而公司内部治理是内部环境的重要组成部分。同时，高管梯队理论认为，在企业实际经营管理中，管理者并不能做到“完全理性”，其有限理性使得他们的行为往往受到外部环境及心理特质的影响，而党组织的存在有利于引导管理者树立正确的价值信念，营造良好的内部环境。内部环境是影响企业内部控制质量的基础性因素，党组织能够通过改善企业内部环境从而促进内部控制质量的提升。因此，基于以上理论分析，本文提出如下假设：

H1：党组织参与治理对国有企业内部控制质量存在显著的促进作用。

（二）法制环境的调节效应分析

本文把党组织参与治理对国有企业内部控制质量的促进作用称为党组织的内部治理效应。完备的外部制度是一国经济发展的必要条件，在当前我国“转轨加新兴”的市场经济环境下，上市公司所处地区的外部制度环境并不相同，企业内部控制制度的实施效果必将受到外部制度环境的影响[8]。一方面，企业所在地区的外部法制环境越好，市场上的竞争就越激烈、信息透明度也越高，企业就越能感知来自外界的竞争风险与压力，此时就越倾向于主动推动和完善企业的内部控制建设而非通过非市场手段来应对市场变化，故党组织内部治理效应有限。另一方面，当外部法制环境较差时，其法律监管环境较为宽松、监管效率较低，企业在这样的环境下违规成本较低，缺乏风险管控意识，故主动推动内部控制建设的积极性不足。面对正式制度对企业发展的约束，企业会尽力探寻非正式的替代机制，以缓解不完善的正式制度带来的障碍[9]，党组织就是一种极其重要的替代性机制。因此，外部法制环境与党组织参与治理在提升内部控制质量上可能存在替代关系。因此，本文提出如下假设：

H2：法制环境越差，党组织参与治理对国有企业内部控制质量的提升作用越强。

（三）媒体关注的调节效应分析

媒体的外部治理效应已经得到诸多学者的验证，在市场上能够发挥一定的监督作用。一方面，企业所受到的媒体关注越多，媒体对企业的监督作用越大，则企业的违规成本越高，从而越会减少财务违规行为及违规频率[10]，同时，媒体的负面报道会对企业高管产生直接影响[11]。因此，无论是出于降低监管机构的处罚，抑或是维护自身形象的目的，企业高管都有动力积极主动地推动内部控制建设、提高内部控制质量。也有学者研究发现，媒体关注能够促进企业内部控制质量的提升[12]，故在此情况下，党组织内部治理效应有限。另一方面，若企业所受到的媒体关注较少，媒体关注的抑制作用有限，管理者的投机自利行为就会更多，进而导致对企业内部控制制度建设的关注度不高。此时，党组织作为一种内部治理机制能够发挥一定的监督作用，有效弥补外部监管的不足，从而提高企业的内部控制质量。因此，本文提出如下假设：

H3：媒体关注度越低，党组织参与治理对国有企业内部控制质量的提升作用越强。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

2015年9月，中共中央办公厅出台了《若干意见》，明确提出要加强国有企业党的建设。因此，本文以2016年为政策断点，选取2012～2019年我国沪、深A股国有上市公司为初始样本，并进行如下筛选：①剔除ST、*ST公司；②剔除金融、保险行业的公司；③剔除数据缺失的公司。最终得到7008个样本观测值。

本文的数据来源如下：①党组织参与治理的数据是通过查找上市公司年报及相关网站披露的公司董事、监事和高管是否兼任党组织成员的相关信息手工收集而来；②内部控制质量的数据源于迪博数据库“内部控制指数”；③法制环境的数据源于王小鲁等[13]编制的市场化指数体系中“市场中介组织的发育和法律制度环境”这一分指标；④媒体关注的数据源于CNRDS数据库；⑤其余数据均源于CSMAR数据库。为降低极端值的影响，对所有连续变量在上下1%分位上进行双边缩尾处理。

（二）变量选择及定义

1.被解释变量：内部控制质量。本文以迪博公司整理的上市公司内部控制数据库为基础，内部控制质量以其公布的“内部控制指数”来衡量。参考逯东等[12]的处理方法，将指数加1取自然对数予以标准化处理，记作IC，作为内部控制质量的代理变量。该指标值越大，说明企业内部控制质量越高。

2.解释变量：党组织参与治理。《准则》的修订，将党建内容写入了国有控股上市公司章程，为党组织参与治理提供了制度保障，并规定了“双向进入、交叉任职”的具体路径。因此，以党委会成员是否在上市公司董事会、监事会和高级管理层中任职作为党组织参与治理的代理变量，记作Party。即将党委会成员在公司董事会、监事会或高级管理层中任职赋值为1，否则为0。

3.调节变量。本文的调节变量有：①法制环境。采用王小鲁等[13]编制的市场化指数体系中“市场中介组织的发育和法律制度环境”这一分指标衡量法制环境，该指标值越大，说明该企业所处地区的法律环境越好。设置虚拟变量（Law_D）作为法制环境的代理变量，当企业所在省份的指标值小于样本中位数时，Law_D赋值为1，表明企业所处地区的法制环境较差，否则赋值为0。该指数包含1997～2016年的数据，而本文使用的是2012～2019年的数据，参考俞红海等[14]的处理方法，2017～2019年的数据以2009～2016年各地区指数的平均增长幅度推算而来。②媒体关注。本文采用CNRDS数据库中的“报刊财经间基本信息”中披露的全部公司提及次数按年度加总后作为企业的年媒体报道次数，将其加1取自然对数予以标准化处理，以此衡量媒体关注，该值越大，说明企业受到媒体关注度越高。设置虚拟变量（Media_D）作为媒体关注的代理变量，当该值低于样本行业中位数时，Media_D赋值为1，表明企业受到较少的媒体关注，否则赋值为0。

4.控制变量。参考已有研究[1，12]，本文选取了下列控制变量：公司规模（Size）、主营业务增长率（Growth）、资产负债率（Lev）、两职合一（Dual）、资产净利率（ROA）、独立董事比例（Ratio）、董事规模（Board）、市 场 化 进 程（Market）、股 权 集 中 度（Top10）、企业年龄（Age）、机构投资者持股比例（Inst）。最后，还控制了年度（Year）和行业（Industry）的固定效应。具体变量定义及说明如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型构建

为了检验国有企业党组织参与治理对内部控制质量的影响，本文构建如下模型：

其中：IC表示企业的内部控制质量，Party表示党组织参与治理，Controls表示各控制变量。在模型（1）中，若Party的系数α1显著为正，则说明党组织参与治理促进了国有企业内部控制质量的提升，即验证了H1。

为了检验各调节变量在党组织参与治理对内部控制质量的影响中所起的作用，本文构建如下模型：

其中：Adjust表示各调节变量。如果β3显著为正，则表明各调节变量对党组织参与治理与内部控制质量的正相关关系起到了促进作用，即验证了H2、H3。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计和相关性分析

1.描述性统计。本文对主要变量进行了描述性统计，结果如表2所示。从内部控制质量（IC）来看，样本公司IC的均值为6.462，最大值和最小值分别为6.713和0，表明我国国有上市公司之间的内部控制质量存在较大差异。从国有企业党组织参与治理来看，Party的均值为0.875，表明党组织参与治理的国有企业占总样本的87.5%。从各控制变量来看，其均值与已有研究[12]大致相符。

表2 变量的描述性统计

2.相关性分析。本文对主要变量进行了相关性分析，发现IC与Party的系数均为正，且在1%的水平上显著，说明党组织参与治理显著提高了国有企业的内部控制质量，初步验证了H1。相关性分析结果还表明各变量间的相关系数均低于0.5。此外，本文还进行了方差膨胀因子VIF检验，VIF值均低于2。由此可知，各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

（二）回归结果及分析

1.党组织参与治理与内部控制质量。本文首先考虑的是党组织参与治理是否会影响国有企业的内部控制质量，其回归结果如表3所示。在第（1）列中，只引入了党组织参与治理单一解释变量，可以看出党组织参与治理（Party）的系数为0.177，且在1%的水平上显著；在第（2）列中，加入公司层面的控制变量，党组织参与治理（Party）的系数仍在1%的水平上显著为正；在第（3）列中，在回归模型中进一步控制了年份和行业的固定效应，回归结果显示党组织参与治理（Party）的系数仍在1%的水平上显著为正。整体而言，表3的回归结果表明，党组织参与治理能够有效提高国有企业的内部控制质量，并且不受控制变量的影响，H1得以验证。

表3 党组织参与治理与国有企业内部控制质量

从控制变量来看，市场化进程（Market）越快、资产净利率（ROA）越高、企业规模（Size）越大、独立董事比例（Ratio）越高，国有企业的内部控制质量越高；企业年龄（Age）越大，国有企业内部控制质量越低。该结果与以往研究[2，12]和预期方向相符。

2.法制环境、媒体关注的调节效应。本文进一步分析在外部治理机制缺失的情况下党组织参与治理对国有企业内部控制质量的影响，回归结果如表4所示。第（1）列和第（2）列是基于法制环境调节效应的回归结果。在第（1）列中，法制环境（Law_D）的系数为-0.15，且在10%的水平上显著，说明在法制环境较差的地区，国有企业的内部控制质量相对较差。同时，党组织参与治理（Party）的系数在1%的水平上显著为正，党组织参与治理与法制环境的交互项（Party×Law_D）系数在10%的水平上显著为正。这就在一定程度上支持了本文的逻辑，说明党组织参与治理对国有企业内部控制质量的提升作用在法制环境较差的地区更为显著，即较差的法制环境能够强化党组织参与治理与内部控制质量之间的正相关关系。第（2）列控制了年度和行业固定效应，其结果与第（1）列大致相符，H2得以验证。

表4 法制环境、媒体关注的调节效应

第（3）列和第（4）列是基于媒体关注调节效应的回归结果。在第（3）列中，媒体关注（Media_D）的系数为-0.174，且在5%的水平上显著，说明国有企业所受到的媒体关注度越低，外部监管力量越弱，其内部控制质量越差。同时，党组织参与治理（Party）、党组织参与治理与媒体关注的交互项（Party×Media_D）系数都为正，且都在5%的水平上显著。这说明党组织参与治理对国有企业内部控制质量具有显著的促进作用，且这种促进作用在受到的媒体关注度较低时会更加明显，即低媒体关注度能够正向调节党组织参与治理与内部控制质量之间的正相关关系。第（4）列控制了年度和行业固定效应，其结果与第（3）列基本一致，H3得以验证。

以上研究结果表明，党组织参与治理作为一种非正式替代机制，能够有效弥补外部治理机制失灵对内部控制质量产生的负面影响，进一步证实了党组织的内部治理效应。

（三）进一步分析

本文按照国有企业实际控制人层级不同将其区分为中央国企和地方国企。由于中央国企和地方国企在监管机制以及代理问题上存在差异，其内部控制制度的实施效果不一，现有研究充分表明，中央国企的内部控制质量优于地方国企[2，15]，因此，本文认为党组织参与治理在不同层级控制人的情况下对内部控制质量具有异质性影响。

首先，相较于中央国企，地方国企中所存在的委托代理冲突更为严重。在分权改革后，中央政府赋予地方政府部分自主权，这意味着国有企业的剩余索取权和剩余控制权在地方政府和地方国企管理层之间进行二次分配，地方国企的委托—代理关系层级增加，故相较于中央国企，地方国企的控制链更长、委托代理问题更为严重和突出，进而其内部控制质量更差[7]。其次，地方国企可能趋于逐利化目标而对内部控制建设的关注度不够。中央政府向地方政府下放部分自主权后，地方政府在一定程度上是“自负盈亏”的，这就极大地刺激了地方政府追求利润的积极性。因此，地方国企可能更关注企业能为当地政府带来多少利益，从而更重视经营效益而忽视对内部控制的建设。最后，中央国企在内部控制建设方面已经处于国有企业的前端。中央国企的控股股东通常为中央各部委，其无论是在资源调配力还是职权范围上均优于控制地方国企的地方各部委。故相较于地方国企，中央国企在人力、物力、财力等方面具有更大的优势，其在内部控制建设的投资上也更为充分。由于中央国企在内部控制建设方面已经处于国有企业的前端，故其内部控制质量的提升空间有限，而地方国企的内部控制质量与中央国企相比相差甚远，且亟须完善，故相较于中央国企，党组织的内部治理效应在地方国企中更为显著。基于此，本文进行了党组织治理效应的异质性检验。

表5报告了基于不同层级控制人的分组回归结果，展示了在不同层级控制人的情况下，党组织参与治理对国有企业内部控制质量的影响。结果表明，不论是否控制年度和行业固定效应，在中央国企中，党组织参与治理（Party）与内部控制质量（IC）的系数虽然都为正，但都未达到统计意义上的显著性水平；而在地方国企中，党组织参与治理（Party）与内部控制质量（IC）的系数都为正，且在1%的水平上显著，说明党组织参与治理能有效提高地方国企的内部控制质量，而对中央国企内部控制质量的提升作用有限。为了进一步验证本文结论的可靠性，还采取了suest组间系数差异检验，检验结果显示党组织参与治理（Party）的系数在两组之间的差异显著。以上结果表明，党组织的内部治理效果会因实际控制人性质的不同而存在差异，相对于中央国企，党组织参与治理能显著提高地方国企的内部控制质量，即党组织参与治理对地方国企和中央国企内部控制质量的影响存在异质性。

表5 党组织参与治理、不同层级控制人与内部控制质量

（四）路径机制分析

为了更好地理解党组织参与治理提高国有企业内部控制质量的作用机理，本文进一步探索党组织参与治理影响国有企业内部控制质量的路径机制。

参考王烨等[16]的研究方法，以迪博数据库中内部控制披露分项指数进行回归。内部控制披露指数是以内部控制五要素（内部环境Environment、风险评估Risk、控制活动Control、信息与沟通Information、内部监督Supervision）这五大与企业内部控制质量密切相关的信息指标构成，较为全面地刻画了企业内部控制水平，权威性和认可度较高。如表6所示，第（1）～（5）列分别是基于内部控制五要素的回归结果。结果显示，党组织参与治理（Party）与内部环境（Environment）的系数在10%的水平上显著为正；与内部监督（Supervision）在5%的水平上显著正相关。这说明相较于党组织没有参与治理的企业，党组织参与治理能够显著改善企业的内部环境、强化内部监督。党组织参与治理后，在基层党员身份认同的内生驱动下，会自觉将严明的纪律带入企业的经营管理中，且党委会拥有人事任免权，可以对不作为的重要岗位人员进行调换，这在一定程度上能使企业长期处于较好的内部环境中。同时，由于党组织成员拥有管理层和党员双重身份，更有利于其对经理人自利行为以及日常生产经营活动开展效果进行监督。因此，党组织参与治理通过改善企业的内部环境、强化内部监督，保证内部控制质量的提高。

表6 党组织参与治理与内部控制五要素

本文参考温忠麟、叶宝娟[17]的中介路径三步法构造中介效应检验方程组：如果σ1、α1、β1均显著，但β2不显著，则认为M存在完全中介效应；如果σ1、α1、β1、β2均显著，则认为M存在部分中介效应。

1.内部环境路径。为了检验内部环境中介路径，选用信息透明度（Tran）作为衡量内部环境的代理变量。有研究表明，信息透明度越高，企业的内部信息环境越好[18]。本文参考陈亚光和储婕[19]的研究方法，以深交所、沪交所披露的信息透明度等级为准，将样本分为优秀、良好、及格、不及格四个等级，并对其以4、3、2、1赋值，记为Tran，该数值越大，表明企业信息透明度越高，内部环境越好。根据修正的Jones模型[20]，对以下模型进行估算，得到可操纵性应计盈余（DA）并将其取绝对值，记为abs_DA，该数值越大，表明企业盈余的可操纵性越强，信息透明度越低，内部环境越差。

内部环境中介路径的检验结果如表7所示。在第（1）列中，党组织参与治理（Party）与可操纵性应计盈余（abs_DA）的系数为负，且在1%的水平上显著，说明党组织参与治理降低了企业盈余的可操纵性；第（2）列中，可操纵性应计盈余（abs_DA）与内部控制质量（IC）的系数在10%的水平上显著为负，表明盈余可操纵程度越弱的企业其内部控制质量越高。在第（3）列中，党组织参与治理（Party）与信息透明度（Tran）在1%的水平上显著正相关，说明相较于党组织未参与治理的企业，党组织参与治理显著提高了企业的信息透明度；在第（4）列中，信息透明度（Tran）与内部控制质量（IC）的系数在1%的水平上显著为正，表明信息透明度越高的企业其内部控制质量越高。总体而言，表7的结果表明，当党组织参与治理后，企业盈余的可操纵性更弱且信息透明度更高，内部环境得到改善，这意味着内部环境起到了部分中介作用，也证实了本文的第一条路径，即“党组织参与治理→改善内部环境→提高内部控制质量”。

表7 内部环境中介路径

2.内部监督路径。为了检验内部监督中介路径，选用管理费用率（MER）、企业违规（Fraud）作为衡量内部监督的代理变量。以往的研究表明，当企业的“内部人控制”问题更严重[6]、违规倾向更突出时[21]，其内部监督功能往往更弱。本文参考王元芳、马连福[6]的研究方法，以管理费用率（MER）来衡量“内部人控制”问题，管理费用率（MER）为管理费用与营业收入之比，该数值越大，表明企业的“内部人控制”问题越严重，内部监督越弱。参考陆瑶、胡江燕[22]的研究方法，设置企业违规虚拟变量（Fraud），数据源自Wind数据库，若企业该年度有违规行为则赋值为1，否则为0。

内部监督中介路径的检验结果如表8所示。在第（1）列中，党组织参与治理（Party）与管理费用率（MER）的系数在1%的水平上显著为负，说明党组织参与治理明显缓解了“内部人控制”问题；在第（2）列中，管理费用率（MER）与内部控制质量（IC）在10%的水平上显著负相关，表明“内部人控制”问题的缓解可以促进企业内部控制质量的提升。在第（3）列中，党组织参与治理（Party）与企业违规（Fraud）呈负相关关系，且在1%的水平上显著，说明相较于党组织未参与治理的企业，党组织参与治理的企业其违规行为明显减少；在第（4）列中，企业违规（Fraud）与内部控制质量（IC）的系数在10%的水平上显著为负，表明随着企业违规行为减少，其内部控制质量显著提高。总体而言，表8的结果表明，当党组织参与治理后，能有效缓解企业的“内部人控制”问题且明显减少违规行为，这意味着党组织充分发挥了其监督职能，内部监督起到了部分中介作用，进而证实了本文的第二条路经，即“党组织参与治理→强化内部监督→提高内部控制质量”。

表8 内部监督中介路径

五、稳健性检验

（一）替换关键变量

考虑到变量度量方式可能带来的偏误，本文参考王烨等[16]的研究，采用迪博数据库中“内部控制披露指数”来衡量“内部控制质量”，并将其除以100予以标准化处理，记为ICID；参考李万福等[23]的研究，选用Wind数据库中审计报告意见类型，设置“审计意见虚拟变量（IC_D）”来衡量“内部控制质量”，当企业出具标准无保留意见的审计意见时，将IC_D赋值为1，表明内部控制质量好，否则为0；参考马连福等[24]的研究，用国有企业中董事、监事和高级管理人员中党委会人数除以董事、监事和高级管理人员总人数作为“党组织参与治理”的代理变量，记为Party_ratio。

表9列出了对模型（1）进行关键变量替换后的回归结果：第（1）列基于内部控制披露指数（ICID）得出，第（2）列基于审计意见虚拟变量（IC_D）得出，第（3）列基于国有企业中董事、监事和高级管理人员中党委会人数占董事、监事和高级管理人员总人数的比例（Party_ratio）得出。结果表明，党组织参与治理（Party）与内部控制披露指数（ICID）、审计意见虚拟变量（IC_D）的系数均为正，且在5%的水平上显著；党委会成员比例（Party_ratio）与内部控制指数（IC）正相关，且在1%的水平上显著。综上所述，在改变自变量、因变量度量方式后，回归结果基本与前文保持一致，说明本文的主要研究结论对党组织参与治理指标及内部控制质量指标不具有敏感性。

表9 替换关键变量的回归结果

（二）双聚类检验

前文的基础回归仅在公司层面进行了聚类调整。考虑到模型设定上潜在的异方差和自相关问题，本文采取双向聚类（Two-way Cluster Method）的方法，按公司和年度同时进行聚类调整。回归结果如表10所示，第（1）列中，只引入了党组织参与治理单一解释变量，党组织参与治理（Party）与内部控制质量（IC）在1%的水平上显著正相关，在陆续加入控制变量后，显著性保持不变。这表明在同时控制了公司和时间维度潜在的异方差和自相关问题后，党组织参与治理对国有企业内部控制质量的提升作用仍然显著。

表10 双聚类检验结果

（三）2SLS检验

考虑到回归模型中可能存在内生性问题，以及回归模型可能忽略了一些同时影响两者的因素，本文构造了同行业同年度均值（Z1）、同地区同年度均值（Z2）两个工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）估计来控制可能存在的内生性问题。回归结果如表11所示，第（1）列为第一阶段的回归结果，工具变量Z1、Z2与解释变量（Party）的系数均为正，且在1%的水平上显著，估计的最小特征值F为736.249，远大于10%水平上的临界值19.93，通过了弱工具变量的检验。第（2）列为第二阶段的回归结果，Party的系数在1%的水平上显著为正，且Hansen J的P值为0.304，表明工具变量Z1、Z2与残差项不相关，通过了有效性检验。总体来说，工具变量的回归结果与表3基本相符，进一步证实了本文结论的稳健性。

表11 2SLS检验

（四）安慰剂检验

就本文的结论而言，考虑到党组织参与治理对内部控制质量的显著影响可能来自于某些随机因素，因此，借鉴刘瑞明等[25]的方法进行安慰剂检验，按照党组织参与治理的情况，使其随机生成处理组重复进行1000次回归，并绘制相应的t值核密度图，如图1所示。

图1 安慰剂检验：随机处理后的系数分布

观察得到：随机模拟得出的系数集中分布在0附近，将其与表3中真实回归的t值进行对比后发现，真实回归系数的t值完全独立于随机模拟回归的系数分布之外。这说明，党组织参与治理对国有企业内部控制质量的影响比较稳健，并非偶然因素导致。

六、研究结论与启示

本文基于国有企业积极推动党组织建设的制度背景，从内部控制质量的视角，经由内部环境和内部监督渠道，打开了国有企业党组织参与治理影响内部控制质量的黑箱。研究发现：①在党组织参与治理时，国有企业内部控制质量显著提高；②党组织参与治理能够有效弥补外部治理制度失灵对企业内部控制质量产生的消极影响，即在法制环境较差和媒体关注较少的国有企业，党组织的内部治理效应更为显著；③党组织的内部治理效应存在异质性，即党组织参与治理能够有效促进地方国企内部控制质量的提升，而对中央国企内部控制质量的提升作用有限；④党组织参与治理通过改善国有企业内部环境、强化内部监督，进而保证内部控制质量的提高。

本文进一步凸显了基层党组织在国有企业发展过程中的重要性，并为当前党组织参与国有企业治理的正面效应补充了经验证据，具体启示如下：①对于国有企业来说，积极开展党组织建设工作是其改善内部治理环境、强化内部监督，进而提高内部控制质量的重要手段，企业应对此予以高度关注，充分发挥其治理和监督作用，全面提升国有企业内部控制质量。②国有企业要重视党组织嵌入在外部治理制度缺失时的替代作用，在外部治理制度失灵时相关部门应积极推动国有企业党组织参与治理。