石 寧，陳文哲

（山東財經(jīng)大學金融學院，濟南 250014）

近年來，我國逐漸明確了國有企業(yè)中黨組織的作用和地位，要求國有企業(yè)黨組織要切實發(fā)揮領導核心和政治核心作用。與此同時，黨中央強化對國有企業(yè)的巡視檢查，加大了對國有企業(yè)黨組織成員的交流和調整力度。本研究通過整理中央國有企業(yè)（以下簡稱央企）集團層面黨組織成員信息，發(fā)現(xiàn)過去以企業(yè)內部提拔為主的任職模式已逐漸弱化，外部交流任職占比顯著上升，由2007年的平均占19.8%升至2017年的53.1%，央企黨組織交流已經(jīng)逐漸成為常態(tài)化的制度安排。

那么，央企黨組織成員加強交流后，能否提升企業(yè)決策的科學性和合理性？能否促進企業(yè)黨組織更好地落實黨的路線、方針和政策？本文認為，研究該問題具有重要的理論和現(xiàn)實意義。一方面，黨組織嵌入公司法人治理結構，是現(xiàn)代企業(yè)制度的重大理論創(chuàng)新和實踐創(chuàng)新，Chang等[1]、馬連福等[2-3]研究指出，黨組織作為一個在企業(yè)內部的政治組織，影響著企業(yè)運營，那么黨組織在國企治理中的有效性如何，作用機理是什么，是目前建立具有中國特色的現(xiàn)代企業(yè)管理制度亟待研究和解決的問題。通過研究央企黨組織的構成和變化，考察企業(yè)黨組織對企業(yè)的作用機制，有助于在一定程度上回答上述問題。另一方面，從企業(yè)法人治理結構、領導班子建設來看，堅持黨的領導就是堅持“黨管干部”的原則，央企黨組織交流作為“黨管干部”中的一項重要制度，不僅關系到企業(yè)決策的制定，也關系到企業(yè)黨組織的建設。因此，如何科學地評價黨組成員交流對企業(yè)的影響機制及效果，本身就是我國經(jīng)濟管理實踐值得關注的問題。

基于此，本文研究央企黨組織成員交流對企業(yè)的影響，并基于央企控股上市公司的并購決策行為來評估效果。本文借鑒陳仕華等[4]的研究，考察央企控股上市公司作為并購中賣方的情景，認為如果在出售資產(chǎn)或股權時并購溢價率較低，則存在國有資產(chǎn)流失的可能。本文研究發(fā)現(xiàn)，央企黨組織中交流成員占比越高，其控股上市公司出售國有資產(chǎn)或股權時的并購溢價水平會相對較高，但這種影響在不同持股比例和不同控制層級的上市公司中會有差異。

本文的邊際貢獻主要有三點。第一，結合央企領導人員交流逐步推廣的制度特征，首次評估了央企人事制度變革對企業(yè)決策的影響和治理效果。優(yōu)化黨組織的人事安排可以提高企業(yè)的并購決策合理性，起到抑制國有資產(chǎn)流失的積極效果，這為改善國有企業(yè)治理水平提供了新的思路。第二，對比交流制度產(chǎn)生的經(jīng)濟效果的文獻，已有研究側重考察個體的交流效應，本文考察企業(yè)黨組織內所有成員的交流效應，擴充了交流領域的研究文獻。第三，已有研究企業(yè)黨組織對公司治理影響的文獻，側重考察“雙向進入、交叉任職”對企業(yè)的影響，鮮少關注企業(yè)黨組織的成員結構。本文認為如果黨組織成員內部提拔占比過高，黨組織成員之間會因提名關聯(lián)形成利益團體，引致“一言堂”等內部人控制問題。因此本文從黨組織成員構成角度，深入考察了黨組織決策的合理性，進一步豐富了黨組織在公司治理中的作用的系列文獻。

一、制度背景、文獻綜述和理論分析

1.制度背景

國有企業(yè)黨組織是黨在企業(yè)中的戰(zhàn)斗堡壘，是把黨的路線、方針、政策和各項工作任務落實到企業(yè)的重要載體。在企業(yè)黨組織成員的人事制度安排上，根據(jù)“黨管干部”的原則，黨中央、中組部及國資委對央企領導干部制定了規(guī)范的管理制度體系。央企領導干部管理體系主要參照、借鑒黨政機關干部管理制度?！敖涣髦贫取弊鳛橐环N重要的人事機制，在《中華人民共和國公務員法》頒布后以法律形式固定下來，并在近十年來逐漸推廣至國有企業(yè)干部管理（見表1）。2009年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《中央企業(yè)領導人員管理暫行規(guī)定》，首次指出要“完善中央企業(yè)領導人員交流制度”。2015年，中共中央辦公廳印發(fā)《關于在深化國有企業(yè)改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》，指出要“加大企業(yè)領導人員交流力度，董事長（未設立董事會企業(yè)的總經(jīng)理）在同一職位任職超過3個任期，同時還能任滿1個任期以上的，一般應當進行交流”。2018年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《中央企業(yè)領導人員管理規(guī)定》，指出推進干部交流是中央企業(yè)領導人員管理的成功實踐，需要繼續(xù)堅持和完善。近幾年在交流制度逐步明確化、規(guī)范化的影響下，外部交流日漸成為央企人事制度中的常態(tài)化機制。

表1 關于交流制度的相關政策梳理

2.文獻綜述

（1）關于國企黨組織治理的研究。研究國企黨組織的文獻相對較少，其中大部分屬于定性研究。蔣鐵柱等[5]從黨建角度出發(fā)，論述了黨組織在國有企業(yè)中的政治核心地位。盧昌崇[6]認為我國公司中“老三會”的設置，就是一種制衡機制，其主要作用就是使內部人互相監(jiān)督。少數(shù)文獻對黨組織的治理效果做了定量研究。Chang等[1]研究發(fā)現(xiàn)，黨組織能有效抑制大股東的掠奪掏空行為，提升企業(yè)績效。馬連福等[2]發(fā)現(xiàn)，黨組織通過“雙向進入、交叉任職”機制影響公司治理水平和董事會效率，其中“雙向進入”程度與公司治理水平呈倒U型關系，與董事會效率正相關，“交叉任職”程度與公司治理水平正相關。馬連福等[3]發(fā)現(xiàn)，國企黨組織通過“雙向進入、交叉任職”，會抑制高管攫取超額薪酬。陳仕華等[4]發(fā)現(xiàn)，國企黨組織通過“雙向進入、交叉任職”，能顯著抑制國有資產(chǎn)流失，抑制高管的非貨幣化私有收益。程博等[7]發(fā)現(xiàn)國企黨組織“雙向進入、交叉任職”，對高質量審計師的選擇有影響。

從上述文獻可以看出，考察黨組織對企業(yè)影響路徑和效果的定量檢驗相對較少。而少數(shù)的定量研究側重于對“雙向進入、交叉任職”制度的考察，這些文獻中提到的黨組織作用機制可概括為以下三點：一是企業(yè)黨組織參與公司重大問題決策，且企業(yè)黨委（黨組）會議是其他重要會議討論的前置程序，確保黨組織從“源頭”發(fā)揮作用；二是國企貫徹實施“黨管干部”原則，可以對國企高管產(chǎn)生激勵和約束；三是企業(yè)黨組織成員通過“雙向進入、交叉任職”領導體制進入董事會、監(jiān)事會、管理層，直接影響企業(yè)決策的制定、執(zhí)行和監(jiān)督。這些文獻認為前兩項機制對于任何一家國有企業(yè)都是基本相同的，不同企業(yè)之間黨組織治理效果的差異主要是來源于實踐中對“雙向進入、交叉任職”領導體制執(zhí)行情況的不同。本文認為，這些文獻對前兩項機制進行同質化處理的假設相對嚴格，與實際情況存在差異。根據(jù)中央巡視組對中管企業(yè)巡視結果披露，一些國企存在著黨組織貫徹執(zhí)行民主集中制不到位的問題，未嚴格落實黨委（黨組）會議前置程序，用黨政聯(lián)席會甚至總經(jīng)理辦公會直接代替黨委（黨組）會議。也有一些國企干部人事管理不嚴格，“突擊提拔干部、‘近親繁殖’問題較為突出”，有的央企“任前把關不夠嚴格，圈子文化依然存在”。此外，這些文獻通過測度黨組織對董事會、監(jiān)事會、管理層的滲透程度，間接評估黨組織對企業(yè)決策的影響，忽略了黨組織本身就是經(jīng)營決策參與制定機構的特征，難以衡量黨組織對企業(yè)決策的直接影響。因此，本文認為應當放松上述假設，并要對黨組織本身進行深入分析，結合黨組織的決策機制、人事制度研究企業(yè)決策的內在機理，考察黨組織對企業(yè)的治理效果。

（2）關于交流制度的研究。交流制度是加強官員治理的一項重要人事制度，因此，已有研究主要考察了政府官員的交流效應。包括以下三類文獻：第一類文獻結合官員晉升激勵機制，研究官員交流對地方經(jīng)濟的影響。如張軍等[8]發(fā)現(xiàn)省委書記（省長）交流后存在追求政治晉升動機，可以對經(jīng)濟增長有積極的影響。徐現(xiàn)祥等[9]發(fā)現(xiàn)省委書記（省長）交流能夠使流入地的經(jīng)濟增長速度顯著提高1個百分點左右，而且這種交流效應是通過在流入地采取不同的產(chǎn)業(yè)發(fā)展取向實現(xiàn)的。王賢彬等[10]則發(fā)現(xiàn)省委書記（省長）更替對轄區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的負面影響，更替頻率越高，對短期經(jīng)濟波動的影響越大。劉瑞明等[11]發(fā)現(xiàn)異地官員交流會更加強化地方政府行為短期化，進行浮于表面和竭澤而漁式的經(jīng)濟增長。第二類文獻從官員治理機制入手，發(fā)現(xiàn)官員交流會提升反腐敗力度。如田彬彬等[12]研究了紀委書記的異地交流顯著提升了區(qū)域內的反腐敗力度，相比于紀委書記是本地晉升的省份，紀委書記是異地交流的省份其反腐敗力度上升14%左右，且平行交流要顯著優(yōu)于京官交流。陳剛等[13]發(fā)現(xiàn)省委書記（省長）交流顯著降低了流入地的腐敗程度，但這種積極效應在平行交流與京官交流間并無差異。第三類文獻以政商關系為背景，研究地方政府官員變更對企業(yè)的影響。如曹春方[14]發(fā)現(xiàn)省委書記更替導致的政策不確定性將降低地方國有企業(yè)過度投資，提升地方國有企業(yè)市場價值，且異地調入的省委書記影響更大。梁平漢等[15]發(fā)現(xiàn)市長任期越長，地方政府和污染企業(yè)越容易建立“人際網(wǎng)”和“關系網(wǎng)”，從而放松對于企業(yè)非法排污行為的監(jiān)管，市長變更會打破舊的合謀關系，改善生態(tài)環(huán)境，但在法制環(huán)境較差的地區(qū)，污染企業(yè)越容易和新任領導重新建立合謀關系。羅黨論等[16]發(fā)現(xiàn)，市長變更導致的政策不確定性將顯著加劇當?shù)仄髽I(yè)面臨的市場風險，尤其是異地調任更加劇風險，若新任官員與省級官員存在“老鄉(xiāng)”關系時會降低這種政策不確定性程度。

鮮有文獻直接研究企業(yè)高管交流效應，相對類似的一些文獻分析了企業(yè)CEO變更的效應。Shen等[17]、黃繼承等[18]主要研究了CEO繼任類型對企業(yè)績效等方面的影響，將CEO繼任的類型劃分為內部晉升和外部選聘兩種。鄭志剛等[19]認為CEO除了內部晉升和外部選聘之外，還有可能來自上級控股股東所在企業(yè)集團，或來自集團旗下的其他控股公司，即交流任職的CEO。相對于內部晉升的CEO，交流任職的CEO屬于“外部人”，但相對于嚴格意義的外部選聘，交流任職的CEO又來自企業(yè)集團內部，存在“內部人”屬性。結果發(fā)現(xiàn)，相對于內部晉升的CEO，交流任職的CEO更愿意打破窠臼，簽訂更敏感的薪酬績效合約，改善了上市公司長期績效，但改善效應要劣于嚴格意義上的外部選聘。

從上述研究交流的文獻可以看出，一方面，考察政府官員交流的研究要遠遠多于企業(yè)高管交流，少數(shù)針對企業(yè)高管的研究，側重點也是CEO繼任類型的差異，尚未有文獻側重研究交流制度本身對企業(yè)的影響；另一方面，從研究的交流對象來看，絕大多數(shù)已有文獻側重考察單個成員的交流效應，要么是地方上的單一主官，或者是負責某一方面事務的主官，要么是企業(yè)CEO，并將經(jīng)濟結果的變化歸于單個成員的變動，這實際上是將個人決策代替了集體決策。誠然，主要官員或高管重要作用不言而喻，但根據(jù)高管團隊高階理論，研究團隊的整體特征比研究個體特征更為重要，因此有必要考察團隊內部全體成員交流帶來的效應。

3.理論分析

如果所有黨組成員都能夠堅定代表黨和國家利益，那么無論是通過企業(yè)內部提拔，還是通過外部交流，黨組成員都能夠有效行使代理人職責。但在實踐中，如果有人在做決策時追逐私利，受選用干部存在“山頭主義”“近親繁殖”影響，企業(yè)內部提拔干部更容易形成偏差于黨的利益之外的小團體，從而存在較為嚴重的代理問題。加強央企黨組成員交流，可以通過以下幾點來降低代理成本。第一，交流能強化黨員政治責任意識，促進企業(yè)黨組織貫徹落實黨的路線方針政策。傅志華[20]認為以強制退休制度與干部交流制度為代表的官員治理制度改革，不僅增強了中央對地方官員的控制能力，還加強了中央政府的宏觀調控能力，遏制地方勢力發(fā)展，促使地方領導機構服從中央的領導權威。對于個別央企而言，從本企業(yè)內部提拔起來的黨組織成員，長時間在本企業(yè)內任職，在自己“分管的領地”上擁有幾乎排他的權力，從而為追逐私利創(chuàng)造了天然的便利和條件；而交流來的央企黨組成員，是直接由中組部或國資委選派任命，無形中增強了其對中央領導權威的敬畏。此外，錢穎一[21]研究認為，因為個人私利高度依附于現(xiàn)有職位，一旦日后交流到其他崗位就無法兌現(xiàn)，在新的工作崗位上追求個人私利的動機將會顯著下降，從而促使交流任職的干部更加趨向中央利益。

第二，交流能緩解信息不對稱，提升中央監(jiān)督約束能力。國有企業(yè)所有權屬于全體人民，但政府并非直接參與企業(yè)運營，在監(jiān)督約束經(jīng)營者過程中存在信息不對稱，客觀上存在經(jīng)營者謀取私利的空間。對于央企高管而言，由于具有行政級別，在權力與地位的掩護下，侵占國有資產(chǎn)、貪污與挪用等行為更加隱蔽。而加強黨組成員交流，能夠搭建中共中央和企業(yè)之間的信息橋梁。如果前任干部向中央隱瞞了個人獲取私利等不利信息，在我國特有的離任經(jīng)濟責任審計制度下，繼任的交流官員會如實提供材料，將離任干部的信息真實反映至審計署，從而緩解信息不對策，提升中共中央對央企的監(jiān)督約束能力。實際上，F(xiàn)racassi等[22]認為，企業(yè)實行員工崗位輪換，主要就是免費獲取信息，因為繼任者會對前任的相關信息進行充分披露。

第三，交流能加強內部互相監(jiān)督，有效破除“利益型關系網(wǎng)絡”。目前，學界逐漸重視對社會關系、私人關系等軟性治理因素的研究，一些公司治理的文獻深入探討了董事會或高管層內部關系。例如，Hwang等[23]、李小玉等[24]研究了由校友、同事、社團成員等形成的關系網(wǎng)對企業(yè)的影響。對于央企而言，黨組成員的遴選、提拔，央企黨組織具有建議提名權，中組部、國資委在考察任命時也會充分考慮央企黨組織意見。因此，對于內部提拔任命的黨組成員，原黨組織成員對其提名起到了重要作用，該成員會對原黨組織成員產(chǎn)生“忠誠感”“好感”，容易形成“人情網(wǎng)”和“關系網(wǎng)”，互相監(jiān)督效力會大打折扣，徇私舞弊的可能性更大。而交流的黨組成員，由于與原黨委班子不存在提名關聯(lián)，獨立性更強，更能發(fā)揮對同級黨組成員的監(jiān)督作用，有效破除因利益同盟而結成的關系網(wǎng)絡。

基于此，本文認為，央企黨組織加強交流會提高公司治理水平，有效抑制國有資產(chǎn)流失等現(xiàn)象，由此提出第一個假設。

H1：央企黨組織中交流成員占比越高，越能提高央企控股上市公司并購溢價水平。

同一家央企可能控股多家上市公司，存在持股比例和控制層級的差異。Shleifer等[25]研究認為，持股比例不同，治理作用是不一樣的。Chen等[26]認為，持股比例越高，控股股東監(jiān)督上市公司管理層的意愿更高，實施監(jiān)督的能力也更強。當央企控股上市公司出售國有資產(chǎn)或股權時，如果央企持股比例越高，低價出售會對央企本身造成較大的財務損失，因此，央企對上市公司監(jiān)督動機越強，越能有效抑制國有資產(chǎn)流失。如果央企持股比例低，只承擔上市公司資產(chǎn)或股權低價轉讓的部分成本，其面臨的政治風險也越小，因為有上市公司的其他股東與央企共同擔責，央企可以以股權分散、話語權不足等借口為自己開脫。因此，從股權治理的角度，央企持股比例越低，對所持上市公司并購溢價的影響越弱。除了央企持股比例存在差異之外，央企對控股上市公司的控制層級也存在差異。Fan等[27]認為，中國國有企業(yè)集團呈現(xiàn)金字塔式股權結構，集團總部位于金字塔頂，控制權逐層向下級公司管理層轉移，控制層級越多，總部干預程度越弱，下屬企業(yè)的管理層自由度越高。因此，控制層級越多，下屬企業(yè)管理層權力越大，內部人控制問題可能越嚴重，越容易引發(fā)國有資產(chǎn)流失現(xiàn)象。

但是，從黨組織治理角度來看，不論央企對控股上市公司持股比例有多少，控制鏈條有多長，上市公司并購事件都屬于“三重一大”的決策范疇。只要所涉金額達到一定數(shù)目，都必須經(jīng)過央企集團黨組織先行過會討論，央企黨組織為了避免國有資產(chǎn)流失，會對控股上市公司并購進行慎重決策。因此，對于持股比例低、控制層級多的上市公司，在股權治理難以約束的背景下，黨組織治理效果應當更顯著，由此本文提出第二個假設。

H2：相對于持股比例更高、直接控股的上市公司，央企黨組織加強交流對持股比例更低、間接控股的上市公司的影響更顯著。

二、研究設計

1.樣本確定和數(shù)據(jù)來源

本文主要是檢驗央企黨組織成員加強交流對控股上市公司并購溢價的影響。由于央企黨組織成員交流的數(shù)據(jù)信息自2007年開始才能準確查詢，因此，樣本的時間區(qū)間是2007年1月1日至2017年12月31日。并購交易數(shù)據(jù)來源于國泰安研究服務中心《中國上市公司并購重組研究數(shù)據(jù)庫》（CSMAR），初始樣本共有45 613個并購交易，并經(jīng)過如下篩選：首先，篩選出最終控制人為央企的上市公司的并購交易數(shù)據(jù)（8 613個并購交易）；其次，篩選出上市公司作為賣方的并購交易（1 256個并購交易）；最后，剔除未披露交易價格以及標的凈資產(chǎn)的并購交易數(shù)據(jù)。最終，獲得567個并購交易，對應82家央企。為避免數(shù)據(jù)異常值的可能影響，對并購溢價數(shù)據(jù)按照上下1%進行縮尾處理。

對于82家央企集團層面黨組織成員信息，由于我國并沒有央企披露年度財務報告的強制性要求，因此很難通過年報進行獲取，但2007年國資委頒布了《關于中央企業(yè)履行社會責任的指導意見》，要求央企應當每年發(fā)布社會責任報告，旨在推動央企全面履行社會責任工作。因此，第一步，我們從社會責任報告中收集整理黨組織成員人數(shù)、姓名，并通過查詢國資委官網(wǎng)披露的人事任免信息進行補充。第二步，獲取黨組織成員姓名之后，需要搜集每位成員的簡歷信息。由于企業(yè)網(wǎng)站只披露現(xiàn)任領導的相關信息，無法獲取往屆領導簡歷，而且由于央企集團上市的樣本非常少，也難以通過股市披露的信息來獲取簡歷。但央企集團發(fā)債較為普遍，絕大部分央企都曾通過債券市場進行過募資，因此，本研究從央企的債券募集說明書中收集整理往屆領導簡歷信息，并通過百度查詢進行補充。第三步，根據(jù)黨組織成員簡歷信息，判斷其是否交流任職，如果是交流任職，則進一步計算其進入企業(yè)的任職年限。本文使用的央企下屬上市公司的財務變量、公司治理變量、交易特征變量、行業(yè)特征等其他變量信息均來自于CSMAR。由于央企黨組織成員信息等關鍵變量存在個別年份的數(shù)據(jù)缺失，致使本文實證分析時最終使用的有效數(shù)據(jù)樣本為454個并購交易。

2.模型設定與變量定義

為了檢驗央企黨組織加強交流對控股上市公司并購溢價水平的影響，本文借鑒Hayward等[28]、陳仕華等[4]的實證模型，模型設定為

式中：Premium為國有資產(chǎn)或股權轉讓的并購溢價水平，結合我國資本市場的特殊情況，根據(jù)唐宗明等[29]研究，并購溢價采用（交易總價-交易標的的凈資產(chǎn)）/交易標的的凈資產(chǎn)方法計算得出；Ratio_Fresh為黨組織交流成員占比。根據(jù)前文假設H1，如果黨組織中交流成員占比越高，并購溢價水平越高，因此預期Premium與Ratio_Fresh存在正向顯著關系。

此外，為了檢驗假設H2，對樣本進一步劃分。一方面，按照央企對控股上市公司的持股比例，基于每年度的中位數(shù)，將總樣本分為持股比例相對高和持股比例低兩個子樣本組。劃分樣本之后，再分別采用模型（1）進行回歸，本文預期，Ratio_Fresh的回歸系數(shù)在持股比例低的子樣本組更顯著。另一方面，按照央企對控股上市公司的控制層級，將總樣本分為直接控股和間接控股兩個樣本組。本文預期，Ratio_Fresh的回歸系數(shù)在間接控股的子樣本組更顯著。

Trade為交易特征變量，包括支付方式（Method）和財務顧問（Consultant）。如果并購交易采用現(xiàn)金支付方式，Method為1，否為0。如果被并公司在并購交易中聘用了財務顧問，Consultant為1，否為0。CV為企業(yè)特征變量，包括流動比率（Slack）、企業(yè)規(guī)模（Size）、相對凈資產(chǎn)收益率（Profit）、主營業(yè)務收入增長率（Growth）、公司高管（含董事）持股比例（Holding）、公司治理指數(shù)（CG-Index）。此外，模型加入了行業(yè)虛擬變量（IND）和年度虛擬變量（Year），以控制行業(yè)與時間因素影響，變量定義具體見表2。

表2 變量定義

三、實證結果與分析

1.描述性結果統(tǒng)計

表3給出所有變量的描述性統(tǒng)計結果。Premium的均值為1.25，最大值為42.44，最小值為-0.81，不同并購案例的溢價水平存在明顯差異。Person_Party均值為8.47，F(xiàn)resh_Person_Party均值為3.55人，最大為9人，最小為0人，標準差為2.23，說明企業(yè)的交流情況存在較大差異。Ratio_Fresh平均為43%，說明央企集團層面黨組織成員交流現(xiàn)象整體上還不普遍。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表4給出了黨組織中交流成員占比的分組檢驗結果。黨組織中交流成員占比高的樣本組中，Premium均值為2.318，顯著高于交流成員占比低的樣本組0.897的平均水平，支持假設H1。

表4 差異性檢驗結果

表5給出所有變量之間的相關系數(shù)，其中，右上角為Spearman相關系數(shù)，左下角為Pearson相關系數(shù)。Ratio_Fresh與Premium呈現(xiàn)出顯著的正相關關系，與前文假設一致。本文對所有控制變量做了VIF檢驗，結果顯示不存在嚴重的多重共線性問題。

2.回歸結果與分析

表6報告了央企黨組織成員交流對控股上市公司并購溢價水平的影響?；貧w方法為最小二乘法，控制了年份和行業(yè)變量，其中，第（1）列僅將控制變量與Premium進行回歸，第（2）列引入Ratio_Fresh，考察黨組織成員交流對上市公司并購溢價水平的影響。第（2）列Ratio_Fresh系數(shù)顯著為正，說明黨組織中交流成員占比越高，控股上市公司出售國有資產(chǎn)或股權時索要的并購溢價水平也越高，驗證了前文提出的假設H1。

表5 變量之間相關系數(shù)

此外，Consultant系數(shù)顯著為負，說明如果出售國有資產(chǎn)或股權時聘用了財務顧問，那么并購溢價水平顯著較低，與陳仕華等[4]的研究結果相一致，其認為聘用財務顧問只是幫助高管分擔可能出現(xiàn)的“國有資產(chǎn)流失”問題的風險。Profit的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)績效越好，按估值模型考慮出售國有資產(chǎn)或股權時應該索要更高的并購溢價水平。

表7第（1）~（2）列是根據(jù)央企對控股上市公司持股比例分組的回歸結果，考察在持股比例存在差異時，央企黨組織交流成員占比對控股上市公司并購溢價水平影響的差異。第（1）列是央企持股上市公司比例較高的子樣本組回歸結果，Ratio_Fresh系數(shù)為正，但不顯著，說明央企通過股權治理起到的監(jiān)督效應已經(jīng)很強，從而使央企黨組織成員交流的治理效應對于持股比例較高的公司并不顯著。第（2）列是央企持股上市公司比例較低的子樣本組回歸結果，Ratio_Fresh系數(shù)顯著為正，說明對于持股比例較低的上市公司，央企黨委會治理具有較好的穿透效果，央企黨組織成員交流對國有資產(chǎn)流失抑制作用更顯著。

表6 黨組織成員交流對并購溢價影響的回歸結果

表7第（3）~（4）列是根據(jù)央企控制層級的分組回歸結果。第（3）列是央企直接控股上市公司的回歸結果，Ratio_Fresh系數(shù)為正但不顯著，說明對于直接控股上市公司，管理層權力相對較小，濫用權力導致國有資產(chǎn)流失的可能性較低，從而使央企黨組織成員交流的治理效應在這類公司并不顯著。第（4）列是央企間接控股上市公司的回歸結果，Ratio_Fresh系數(shù)顯著為正，說明對于間接控股上市公司，上市公司自己的管理層權力較大，受到的約束較小，而在央企集團總部監(jiān)督效果較差的情況下，央企黨委會治理效應具有較好的穿透效果，央企黨組織成員交流對國有資產(chǎn)流失抑制作用更顯著。

表7 上市公司并購溢價水平影響的分組回歸結果

結合系數(shù)差異的χ2檢驗結果來看，不同組的Ratio_Fresh系數(shù)之間均存在顯著差異。以上結果驗證了前文提出的假設H2。

3.黨組織成員交流的公司治理影響機制檢驗

加強央企黨組成員交流主要通過公司治理機制來影響控股上市公司并購溢價。根據(jù)文獻，Ang等[31]、李壽喜[32]認為，管理費用率能較好地反映管理者與股東之間的代理問題。李維安[33]指出，公司治理能夠遏制內部人通過盈余管理攫取私利。Ho等[34]指出，自愿性信息披露能夠緩解信息不對稱程度，降低代理成本。因此，通過管理費用率、盈余管理水平、自愿性信息披露程度三個指標來衡量公司治理效果。

管理費用率從企業(yè)財務變量中獲取，盈余管理水平采用修正Jones模型估計應計利潤進行度量，對于自愿性信息披露，從社會責任、內部控制、風險管理三方面進行度量。社會責任變量根據(jù)是否披露社會責任報告賦值（是為1，否為0），內部控制變量從5個維度①進行算數(shù)平均賦值，風險管理變量從13個維度②進行算數(shù)平均賦值。

表8是公司治理機制檢驗結果，可以看到，Ratio_Fresh與管理費用率、盈余管理水平負相關，與自愿性信息披露正相關。因此，央企黨組織加強交流后，能夠提升公司治理水平，公司治理是黨組織加強交流影響并購溢價水平的作用機制。

表8 公司治理機制檢驗

4.穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的穩(wěn)健性，還進行了如下檢驗。

（1）內生性問題。鑒于本文是對所有央企控股上市公司的交易進行分析，而且對所涉央企的黨組織納入了樣本，因此，不存在明顯的樣本選擇偏誤，也不存在突出的遺漏變量問題。產(chǎn)生內生性問題可能主要是由于變量之間互為因果造成的，即因為原在職黨組成員在任時不作為或不稱職，造成“國有資產(chǎn)流失”，從而中央決定進行輪換，從該央企外部選聘交流任職，由此則會存在內生性問題。為解決互為因果導致的內生性問題，我們采用了兩種方法處理，一種是通過查詢公開披露的央企高管違紀違法信息，并剔除此部分樣本再進行回歸（表9第1列）。另一種方法是，借鑒徐現(xiàn)祥等[9]的做法，將黨組織成員交流分為正常交流和非正常交流，正常交流指那些原在位黨組織成員已經(jīng)到了退休年齡或做滿一屆的，非正常交流指那些原在位黨組織成員未做滿一屆的，非正常交流的內生性問題相對嚴重。剔除非正常交流樣本進行回歸（表9第2列），Ratio_Fresh的估計系數(shù)依然顯著。

表9 穩(wěn)健性檢驗

（2）刪除并購交易價值較低的樣本。由于每個央企下級成員企業(yè)非常多，在決策事項方面央企一般會下放一定的權限，給予下級單位一定的靈活度以適應快速變化的市場環(huán)境。就資產(chǎn)或股權并購交易來說，為確保下級單位在執(zhí)行過程中的可操作性，央企一般會以交易金額為條件來下放權限。我們翻閱了債券募集說明書中披露的公司重大投資決策制度，得知實踐中絕大多數(shù)企業(yè)會將限額設為2 000萬或5 000萬。因此，本文將上市公司出售資產(chǎn)價值在2 000萬以上、5 000萬以上的樣本組進行回歸（表9第3和4列），結果與主檢驗結果一致。

（3）刪除2010年8月以前并購交易樣本。2010年7月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)了《關于進一步推進國有企業(yè)貫徹落實“三重一大”決策制度的意見》，規(guī)定企業(yè)黨組織研究討論是董事會、經(jīng)理層決策重大問題的“前置程序”。因此，為了檢驗前文結論的穩(wěn)健性，我們刪除2010年8月以前發(fā)生的并購交易樣本（表9第5列），結果與主檢驗結果一致。

（4）采用面板個體固定效應方法回歸。關于央企黨組織成員加強交流對上市公司并購溢價水平的影響，也可能是由于“某些不可觀測到的公司特征因素”所導致的，因此，我們剔除了上市公司僅發(fā)生1次并購交易的樣本，采用面板個體固定效應模型進行回歸（表9第6列），本文的結論依然不變。

（5）加入央企集團層面是否試點董事會變量。為建立健全央企的公司治理結構，國資委自2004年開始對央企實施董事會試點改革。李文貴等[35]研究發(fā)現(xiàn)，央企董事會試點顯著降低了央企控股上市公司的代理成本，相對未納入試點范圍的央企，參加試點的央企控股上市公司在試點后績效更好，股票回報率也更高。本文認為，央企集團層面設立董事會參與公司治理，或將會影響控股上市公司并購溢價水平，因此本文對央企董事會治理變量進行了控制。通過搜集央企集團層面設立董事會的時間，并設置虛擬變量（Board）加入模型進行回歸（表9第7列），本文的結論依然不變。

四、結論與啟示

本文基于央企干部管理中日益常態(tài)化的交流制度，分析了央企黨組織成員交流對企業(yè)決策的影響機制和效果。與以往研究特別關注黨組織通過滲透其他治理主體影響企業(yè)決策的重要性不同，本文聚焦企業(yè)黨組織內部特征，首次研究了企業(yè)干部交流制度，考察了黨組織本身作為企業(yè)內在的政治力量和決策機構對企業(yè)產(chǎn)生的直接影響，并對成員交流改善黨組織治理、防止國有資產(chǎn)流失的效果進行了實證分析。研究結果發(fā)現(xiàn)，當央企黨組織中交流成員占比越高，央企控股上市公司在出售國有資產(chǎn)或股權時索要的并購溢價水平越高。結合央企對控股上市公司的股權情況來看，對于持股比例低、控制鏈條較長的控股上市公司，在股權治理較弱、監(jiān)督難度較大的背景下，央企黨組織能夠發(fā)揮較好的治理效果，起到顯著抑制國有資產(chǎn)流失的效果，說明央企黨組織對下屬企業(yè)的影響具有較強的穿透效力。本文進一步發(fā)現(xiàn)，黨組織成員加強交流可以有效降低代理成本、緩解信息不對稱問題，通過公司治理機制影響企業(yè)決策，優(yōu)化黨組織治理效果。

本文結論具有如下兩個方面的重要含義。第一，拓展了有關黨組織在國有企業(yè)治理效果的現(xiàn)有研究，也拓展了交流制度的文獻研究。第二，為黨組織在企業(yè)治理實踐提供了有益啟示：央企干部交流制度存在著優(yōu)化企業(yè)黨組織的積極意義，能夠更好地促使央企黨組織切實執(zhí)行民主集中制，為企業(yè)制定科學合理的決策，確保央企黨組織貫徹實施中央政策，增強中央對央企的控制力，顯著提高企業(yè)公司治理水平。而且，在西方公司治理框架下，控股股東的治理能力會隨著持股比例下降和控制鏈條變長而弱化，央企黨組織的治理效應具有較強的穿透力，可以對西方公司治理架構中的一些薄弱環(huán)節(jié)起到有效補充?？傊?，在建立具有中國特色的社會主義現(xiàn)代化國有企業(yè)制度的進程中，應當充分發(fā)揮我國的制度優(yōu)勢，強化“黨管干部”原則，優(yōu)化人事制度，踐行交流政策，從而加強企業(yè)黨組織建設力度，保障企業(yè)黨組織民主集中制的決策規(guī)則。并應切實增強對制度的執(zhí)行力度和監(jiān)督力度，全面加強黨對國有企業(yè)的領導。

注 釋：

①維度1是否披露內部控制評價報告（是為1，否為0）；維度2披露的內部控制是否有效（是為1，否為0）；維度3是否披露內部控制提升計劃（是為1，否為0）；維度4是否披露內控審計報告（是為1，否為0）；維度5披露的審計意見類型（標準無保留意見為1，其他為0）。

②維度1是否披露經(jīng)營管理風險（是為1，否為0）；維度2是否披露技術創(chuàng)新風險（是為1，否為0）；維度3是否披露財務風險（是為1，否為0）；維度4是否披露人力資源風險（是為1，否為0）；維度5是否披露安全和環(huán)境風險（是為1，否為0）；維度6是否披露其他內部風險（是為1，否為0）；維度7是否披露市場競爭風險（是為1，否為0）；維度8是否披露產(chǎn)品價格風險（是為1，否為0）；維度9是否披露原材料風險（是為1，否為0）；維度10是否披露行業(yè)風險（是為1，否為0）；維度11是否披露任何經(jīng)濟環(huán)境風險（是為1，否為0）；維度12是否披露政策風險（是為1，否為0）；維度13是否披露其他外部風險（是為1，否為0）。