黨組織參與治理與企業創新
——來自國有上市公司的經驗證據

李明輝 ,程海艷,2

(1.南京大學 商學院,南京 210093；2.貴州財經大學 會計學院,貴陽 550025)

創新是引領發展的第一動力。目前,我國研發經費投入總量已經位居世界第二,僅次于美國；但另一方面,我國國家創新指數僅排名第17位,與發達國家相比仍有較大進步空間。黨的十八大做出了實施“創新驅動發展戰略”的重大部署,2015年3月發布的《中共中央、國務院關于深化體制機制改革加快實施創新驅動發展戰略的若干意見》明確提出,“讓企業成為技術創新的主體力量”,在“擴大企業在國家創新決策中話語權”的同時,“完善企業為主體的產業技術創新機制”。在此背景下,我國研發投入強度不斷加大。根據國家統計局、科學技術部和財政部聯合發布的《2017年全國科技經費投入統計公報》,2017年,全國R&D投入已經高達17 606.13 億元,較上年增長12.31%。從研發活動主體來看,企業研發投入所占比重高達77.6%,表明企業已成為我國實施創新驅動發展戰略的重要主體。但在不同企業中,研發投入和研發產出存在較大差異。對于不同企業創新活動的差異,現有文獻從政府支持[1-2]、產業政策[3-5]、市場環境[6-7]和公司治理[8-10]等角度進行了研究,并發現公司治理是影響企業創新的重要因素之一。

黨組織參與治理是我國公司治理尤其是國有企業公司治理的重要特征,且近年來這一特征在不斷強化。早在2004年10月,《中共中央組織部、國務院國資委黨委關于加強和改進中央企業黨建工作的意見》(以下簡稱《意見》)就明確提出“黨組織參與企業重大問題決策,要堅持和完善‘雙向進入、交叉任職’的企業領導體制?！贝撕?黨和政府針對國有企業黨建相繼出臺了多項方針政策,黨組織在國有企業中的政治核心作用不斷顯現。黨組織參與公司治理,尤其是黨組織成員通過“雙向進入、交叉任職”進入董事會、監事會和管理層,不僅有助于保持企業正確的發展方向,而且會對企業包括創新活動在內的生產經營決策產生重大影響。中科院院長白春禮院士在為《驅動科技創新》一書所撰寫的序言中指出“黨建工作在國家科研機構的創新價值鏈中也發揮著方向引領、精神塑造、服務保障等作用……方向引領、精神塑造和服務保障的合力,構成了黨建工作對科技創新的‘驅動力’。這種‘驅動力’,雖然不是促進科技創新的唯一動力,但……是最強大的動力之一?！辈粌H國家基礎研究如此,黨組織參與治理對于企業創新活動同樣具有方向引領、精神塑造、服務保障等作用。一方面,在政治上,黨中央要求全黨要自覺在思想上、政治上、行動上同黨中央保持高度一致,把貫徹落實黨中央決策部署作為重要的政治責任和政治紀律；在組織制度上,“黨管干部”制度要求黨員干部必須積極貫徹落實黨中央的各項政策措施,否則,可能會受到相應的懲罰?！皩嵤﹦撔买寗影l展戰略”是黨中央提出的重要戰略,因此,參與公司治理的黨組織成員有義務積極推動企業落實創新驅動發展戰略。另一方面,優化創新模式、提高創新產出水平是企業發展的重要驅動力,而企業穩定是黨和政府關注的大事,作為基層黨組織,企業黨委有責任維護企業的穩定發展。因此,參與治理的黨組織成員有動力推動企業通過技術創新提高核心競爭力,以實現企業的良好發展、維護企業和社會的穩定。從具體路徑而言,黨組織參與治理可以通過在企業中宣傳黨和政府關于創新驅動的相關政策措施、推動塑造追求創新的企業文化、在黨員職工中開展群眾性技術創新活動等手段引領企業加強自主創新,緩解企業創新動力不足的問題；企業黨組織同時也是落實“三個區分開來”要求的主體,黨組織參與公司治理有助于更好地推動企業建立容錯糾錯機制、為激勵創新創造良好的環境。因此,黨組織參與治理不僅可以激勵企業通過積極創新來提高企業競爭力、實現穩定發展,而且也能夠為企業的創新活動提供精神支撐和服務保障,從而為企業創新提供保障。對參與治理的黨組織成員個體而言,黨組織成員通過“雙向進入、交叉任職”方式進入董事會、監事會和高級管理層后,便兼具企業領導和黨員雙重身份,黨組織的相關紀律和監督、對黨的政策更多地了解和理解、黨內考核與晉升等激勵因素,都會使得他們在參與公司決策時能夠更好地執行黨的相關政策。公司創新相關決策大部分都是管理層做出并經董事會批準的,參與公司治理的黨組織成員會更好地促進企業的創新決策,以便更好地與黨的創新驅動戰略保持一致。此外,參與治理的黨組織成員由于長期受到黨的組織紀律約束,其日常經營管理風格會不可避免地體現出黨的組織特性,例如集中決策、風險謹慎等,這也可能會影響其在進行創新決策時的風險偏好,并且,他們會在決策程序和內容上對其他治理層、管理層的行為產生影響,減少不利于企業長期穩定和發展的決策的提出和實施。企業創新活動可以從創新投入、創新產出以及創新效率等角度加以考察,以往文獻多側重于創新投入,然而,一方面,加大創新投入是提高創新產出的重要方式,但不考慮創新績效的過度創新可能會導致重復投入、浪費資源等問題；另一方面,與投入相比,創新產出以及創新效率的提高對于增強企業創新能力可能更為重要。那么,在我國加快實施創新驅動發展戰略的背景下,黨組織參與治理將對國有企業的創新投入和創新績效產生何種影響? 根據檢索,未發現有公開文獻專門對此問題加以研究。

基于上述考慮,本文立足于我國進一步加強和改進國有企業黨的建設以及加快實施國家創新驅動發展戰略的現實背景,考察黨組織參與治理對國有企業創新活動的影響。具體而言,利用2007～2017年我國滬深A 股非金融類國有上市公司數據,探討黨組織參與治理這種特殊的政治治理機制對企業創新投入及產出的影響。值得一提的是,近年來,我國也加強了非公有制企業的黨組織建設,在一些非公企業中,黨組織也以“雙向進入、交叉任職”等多種方式參與公司治理,但是由于非公有制企業黨組織參與治理并非強制性要求,實踐中,非公有制企業黨組織參與治理的比重相對較低,且其動機較為復雜,具有較強的內生性問題。因此,本文僅對國有企業進行研究,不僅可以避免不同企業之間差異度過低從而影響檢驗效力的問題,而且可以在一定程度上減少內生性問題的干擾。

本文豐富了有關研究內容：

(1)從企業創新的角度進一步拓展了黨組織參與治理的經濟成效的研究,從而有助于加深對黨組織治理作用的理解?，F有文獻較少將黨組織參與治理與企業創新聯系起來,因此,本文從企業創新的角度考察黨組織參與治理的成效,有助于進一步拓展對黨組織參與治理與企業行為之間關系的理解,并豐富黨組織參與治理經濟成效的文獻。同時,本文的研究結果表明,在提高企業創新產出及創新效率方面,黨組織參與治理有其積極作用,這有助于全面、客觀地評價黨組織參與公司治理的作用,從而為我國國企相關改革提供理論和證據的支持。

(2)從黨組織參與治理的角度提供了公司治理與企業創新活動之間關系的經驗證據,從而拓展了企業創新活動影響因素的文獻。盡管已有一些文獻考察了董事會等治理機制對企業創新活動的影響,但尚無文獻考察黨組織參與治理對企業創新的影響,本文的研究有助于豐富黨組織參與治理這種中國特色的治理機制與企業創新之間關系的文獻。

(3)本文同時從研發投入和專利產出的維度考察黨組織參與治理對企業創新活動的影響,并結合技術投入產出全過程分析黨組織參與治理對創新效率的影響,而不是僅從創新投入的角度來考慮,因而能夠更全面、深入地了解黨組織參與治理對企業創新活動的影響。

(4)本文發現,黨組織參與治理會抑制企業創新沖動,但不會抑制企業正常的創新投入,這有助于進一步深入理解黨組織對企業創新活動的作用機理。

1 文獻回顧

1.1 國內外相關文獻綜述

1.1.1企業創新影響因素 現有文獻從宏觀和微觀兩方面考察了企業創新活動的影響因素。在宏觀因素方面,已有文獻發現,經濟和金融環境的發展均有助于企業技術創新[6,11-13],市場競爭[14-15]與行業特征[9,15]對企業創新也具有重要影響,而法律保護會通過保護投資者利益[16]和保護創新成果[17-19]等方式促進企業創新。在微觀因素方面,大量文獻研究了所有權結構、公司治理機制等因素對企業創新的影響。

(1)股權集中度。研究發現,股權集中度與企業創新之間存在正向關系[20],但過高的股權集中度可能會降低企業創新意愿,因此,股權集中度與企業創新之間是倒U 型關系[21]。

(2)機構投資者持股。一些文獻研究并發現了機構投資者在企業創新投資方面的促進作用[22-23],但這種促進作用可能會因企業性質的差異而有所不同[24-25]。

(3)董事會特征。一種觀點認為,董事會對管理層的有效監督促進了企業的研發投入水平[26-27],而獨立董事[8]、風險投資[28]參與董事會決策均有助于發揮咨詢與監督功能,進而對企業創新產生積極影響；但也有文獻發現,董事會獨立性的提高會抑制企業的研發投入[29-30]。

(4)管理層激勵?，F有文獻發現,薪酬激勵(包括股權激勵)是提高企業高管創新積極性的重要機制[31-34],而晉升激勵作為隱性激勵機制對企業研發投入具有促進作用[35]。

1.1.2政府干預、政治關聯與企業創新之間關系 在我國獨特的新興加轉軌經濟制度背景下,政府干預可能成為影響企業創新的重要因素?，F有文獻發現,政府干預會通過資源分配、政策保護等方式對企業創新產生影響。其中,一種觀點主張政府干預對企業創新具有積極影響。該觀點認為,政府干預可以通過財政補貼、稅收優惠等政策工具降低企業的基礎研發成本、分擔企業的研發風險,進而促進企業加大研發投入,這有助于企業創新績效的提升[1-2,36-39]。另一種觀點則主張,政府干預擠占了企業自身的研發投入,增加了市場對研發資源的需求,使得企業研發成本上升,因而對企業創新效率具有消極影響[40-41]。基于上述兩種不同觀點,毛其淋等[42]認為,政府補貼應把握“適度區間”,高額度的補貼容易抑制企業新產品創新。事實上,政府干預對企業創新的“擠出”或“激勵”效應與企業行業特征、內部控制水平及外部法制環境密切相關[43-45]。

還有一些文獻探討了政治關聯對企業創新的影響,但相關結論并不一致。“資源效應觀”認為,政治關聯幫助企業獲得融資便利、產權保護等資源優勢[46-47],從而有助于企業更好地開展創新活動。但也有學者認為,政治關聯與研發投資是企業發展的兩種不同甚至是互斥的戰略選擇[48],因為政治關聯會通過緩解市場競爭、助長過度投資等途徑影響企業創新,導致企業技術創新乏力、資源分散并產生擠出效應[49]。其中：陳爽英等[50]發現,政治關系資本對企業研發投資傾向和強度有著顯著的負向影響；謝家智等[51]也發現,政企雙重身份的高管對企業研發投資具有消極影響；黨力等[52]則發現,反腐敗增加了企業謀求政治關聯的相對成本,顯著提高了企業的創新激勵。

1.1.3關于黨組織參與治理成效的文獻 一些早期文獻基于西方理論,將黨組織視為政府干預企業的手段,認為黨組織嵌入不利于企業績效的提高[53],甚至可能會導致腐敗[54]；近年來,一些文獻開始從治理效應角度探討黨組織參與治理的成效。從結論來看,研究發現,國有企業黨組織參與治理在提高董事會效率[55]、保護國有資產[56]、提升投資效率[57]、減少內部人控制[58]、抑制高管攫取超額薪酬[59-60]等方面具有積極作用；但也有文獻發現,黨組織參與治理可能會導致冗余雇員、權力過于集中等問題[58-59]。尤其值得一提的是,現有文獻較少考察黨組織參與治理對公司創新活動的影響,公開文獻中僅李翠芝等[61]考察了民營企業建立黨組織對企業研發投資的影響。

1.2 相關文獻的總結與評價

由上述分析可以看出,較多文獻考察了知識產權保護、機構投資者持股、董事會以及管理層激勵等治理機制對公司創新活動的影響,但尚無文獻考察政治治理尤其是黨組織參與治理對企業創新的影響。事實上,黨組織嵌入治理是我國公司治理的重要特色,尤其是對國有企業而言,黨組織具有政治核心作用,其必然會對企業包括創新在內的生產經營決策產生重大影響。因此,本文探討黨組織參與治理對企業創新的影響及其作用機制,不僅可以為考察國有企業創新的影響因素提供一個新的視角,而且可以從政治治理的角度豐富公司治理機制與企業創新之間關系的文獻。

與本文最相關的文獻是李翠芝等[61]的研究。兩者的不同之處主要體現在：①研究角度(黨組織治理的度量)不同。本文探討的是黨組織通過“雙向進入、交叉任職”制度參與治理對企業創新活動的影響,而文獻[61]中研究的是民營企業建立黨組織對研發投資的影響。②研究對象不同。本文是以國有上市公司為對象進行研究,而文獻[61]是對私營企業調研對象展開研究。③對公司創新活動的研究維度不同。文獻[61]中只考慮了研發投入,而本文更為注重技術創新的全過程,不僅同時考察了黨組織參與治理對創新投入、創新產出的影響,還在此基礎上進一步考察其對創新效率的影響,因而可以更全面地了解黨組織參與治理對企業創新行為的影響。

2 制度背景

2.1 黨組織參與治理制度

一直以來,我國高度重視黨對國有企業的領導。黨中央、國務院出臺了一系列重要文件,積極推動國有企業加強黨的建設。其中,2004年10月頒布的《意見》強調,“建立健全企業黨組織發揮政治核心作用、參與企業重大問題決策的體制和機制?！?015年8月,《中共中央、國務院關于深化國有企業改革的指導意見》指出,“堅持黨對國有企業的領導……充分發揮黨組織政治核心作用……為國有企業改革發展提供堅強有力的政治保證、組織保證和人才支撐?！?015年9月,中共中央辦公廳印發《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》(以下簡稱《若干意見》),對在深化國有企業改革中堅持黨的領導、加強黨的建設提出了進一步的要求。2016年10月,習近平總書記在全國國有企業黨的建設工作會議上指出,堅持黨對國有企業的領導是重大政治原則,必須一以貫之。

在實踐中,黨組織參與企業治理的方式包括“雙向進入、交叉任職”、“三重一大”參與決策制度、經常性地開展黨建活動等多種渠道,但“雙向進入、交叉任職”是黨組織參與治理的重要渠道,對于保證黨組織在國有企業中的核心領導地位、引領企業正確的生產經營方向具有重要意義。所謂“雙向進入、交叉任職”制度包括兩個方面：黨委成員通過法定程序分別進入董事會、監事會和經理班子,董事會、監事會和經理班子中的黨員依照有關規定進入黨委會(雙向進入)；黨委(黨組)書記、董事長由一人擔任,或董事長兼任黨委副書記且副董事長兼任黨委書記(交叉任職)。該制度最早由1997年1月發布的《中共中央關于進一步加強和改進國有企業黨的建設工作的通知》(以下簡稱《通知》)提出。2004年10月《意見》正式提出了“雙向進入、交叉任職”的概念,明確“黨組織參與企業重大問題決策,要堅持和完善‘雙向進入、交叉任職’的企業領導體制?！?015年9月《若干意見》則進一步細化了“雙向進入、交叉任職”制度的內容。

值得一提的是,“三重一大”(即重大決策、重要干部任免、重要項目安排、大額度資金使用等重要問題應經黨委(常委)會集體決定的制度)也是黨組織參與治理的重要手段,并且可能會對公司創新活動產生影響,但由于公司較少披露何時實施“三重一大”,故本文不研究“三重一大”對公司創新活動的影響,只考慮“雙向進入、交叉任職”的影響。

2.2 創新驅動發展戰略

黨的十八大明確提出我國要“實施創新驅動發展戰略”,并強調“科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐,必須擺在國家發展全局的核心位置”。2015年3月,《中共中央、國務院關于深化體制機制改革加快實施創新驅動發展戰略的若干意見》(中發〔2015〕8號)中進一步明確了企業在實施創新驅動發展戰略中的重要作用。2016年5月,中共中央、國務院發布的《國家創新驅動發展戰略綱要》(以下簡稱《綱要》)中提出,要“發揮企業家在創新創業中的重要作用”,“完善激勵企業研發的普惠性政策,引導企業成為技術創新投入主體”。同時,《綱要》也指出,要“完善突出創新導向的評價制度……改革完善國有企業評價機制,把研發投入和創新績效作為重要考核指標。”這意味著,對企業創新活動的考量,要兼顧創新投入和創新績效兩方面。

“雙向進入、交叉任職”制度將黨組織與董事會、監事會等治理機制有機地結合在一起,使黨組織成員有機會介入到公司生產經營決策及其監督中,這必然會對包括企業創新在內等生產經營活動產生重要影響,故以“雙向進入、交叉任職”來度量黨組織參與國有企業治理的情況,進而實證考察黨組織參與治理對企業創新的影響。

3 理論分析及假說提出

3.1 黨組織參與治理對創新投入的影響

作為一種特殊的治理機制,黨組織通過“雙向進入、交叉任職”參與治理對企業創新投入的影響效應可能存在正反兩方面。

一方面,黨組織通過“雙向進入、交叉任職”參與治理有助于促進企業增加創新投入。首先,根據《中國共產黨黨章》,國有企業黨委(黨組)有責任保證監督黨和國家的方針、政策在企業的貫徹執行。而國有企業的特殊性使其有義務、有責任發揮模范帶頭作用,積極貫徹落實黨和國家的政策,兼具國企高管和黨組織成員身份的管理者的行為也更偏向于代表黨和政府的“管家”角色[59]。在創新驅動發展戰略下,提高企業創新投入在一定程度上代表著企業對實施創新驅動發展戰略的重視與支持,這與黨委賦予“雙向進入、交叉任職”的黨組織成員的職責相契合。因此,黨組織參與治理有助于推動企業積極響應國家號召,加快落實創新驅動發展戰略,提高企業的創新投入水平。從企業創新活動的決策過程來看,國有企業在執行包括創新投資在內的重大決策時,需在充分論證的基礎上聽取黨委(黨組)意見,黨組織參與治理下的集中討論和民主決策更容易在創新投資決策中監督管理層的自利行為,減少管理決策人員因過度規避風險而導致研發投入不足的問題。其次,政治晉升是國有企業高管人員的重要激勵機制,在創新驅動發展戰略下,高水平的創新產出不僅可以增加企業價值,而且有助于向上級傳遞黨員高管能力的信息,使其在晉升博弈中獲取競爭優勢,因為增加創新投入是提高創新產出的重要方式,所以黨組織參與治理也有助于通過“晉升錦標賽”改變高管層對創新投資的風險態度,促使企業進行創新投資。最后,黨組織參與治理有助于企業加強與政府等外部相關方的聯系,為企業爭取政策和資源,進而促使企業加大研發投資[61]。在我國,政府在很大程度上主導著科技資源配置,企業為獲得政策性資源的支持,通常會積極地與政府構建良好關系。黨組織參與治理的企業有更多的途徑通過建立與上級主管部門和政府部門的聯系,獲取技術創新相關的資源信息以緩解企業因“資源匱乏”導致創新投資不足的問題,而且可以更大程度地將信息資源優勢傳遞至企業決策環節,在決策過程中擴大其影響,增加企業加大創新投入水平的可能性。

另一方面,過高的創新投入也可能是代理問題的體現,黨組織參與治理也可能會抑制企業的創新投入,尤其是無效的創新投入,從而抑制管理層在創新投入方面的代理問題。首先,企業創新投資決策容易受到管理層風險偏好的影響,而過高的風險承擔不利于國有企業政治目標和社會穩定功能的實現[62]。在管理層自利動機驅動下,過多的研發支出不僅難以提升企業的創新水平[63-64],反而可能給企業帶來不利影響[65]?！半p向進入、交叉任職”的國企領導兼具“經濟人”與“政治人”的雙重屬性,而黨對國有企業領導人的考核并不僅限于經濟績效,這使得黨組織參與治理的企業更注重經濟與社會的穩定和發展,在重大投資決策方面更傾向于穩健保守,避免出現重大損失而給企業和社會帶來不穩定。因此,從風險防御的角度,黨組織參與治理的企業更傾向于選擇低風險、低成本的研發項目,降低高風險、高成本研發項目通過的可能性,進而降低企業的創新投入水平。其次,企業創新活動具有高風險性,因此,在項目選擇時需進行充分論證、科學決策。當管理層權利過于集中時,容易出現話語權壟斷所導致的創新項目立項不科學等問題,從而給企業造成不必要的損失。黨組織參與治理可以對管理者權力產生適當制衡,在一定程度上削弱了管理層的過度自由裁量權,避免“一言堂”現象導致的決策失敗和價值損失。同時,過多的研發支出也可能是研發過度投資的表現,過度投資實際上是代理問題的體現,“雙向進入、交叉任職”加大了高風險、高成本研發項目有關議案通過的難度,有助于避免因極端決策導致企業過度投資于創新項目造成的資源浪費。再次,黨組織治理促進了企業減少研發活動中的浪費現象,從而降低創新成本。黨組織參與治理有助于企業更好地執行“全面從嚴治黨”相關政策,“八項規定”等抑制腐敗的政策不僅對企業高管行為產生影響,也對企業的各項活動產生影響,對于研發活動而言,在黨組織的監督和推動下,通過提高設備使用效率、減少不必要的設備購置,可以大大節約研發投入。最后,黨組織參與治理有助于國有企業更便利地獲取黨和國家相關政策信息,這不僅有利于信息資源共享和發掘創新項目,而且有助于降低企業的創新成本。

綜上所述,黨組織參與治理對企業創新投入的影響具有不確定性,故提出如下競爭性假說：

H1a其他條件不變,黨組織參與治理會促進國有上市公司的創新投入。

H1b其他條件不變,黨組織參與治理會抑制國有上市公司的創新投入。

3.2 黨組織參與治理對創新產出的影響

對于創新活動而言,資源的稀缺性意味著不僅要重視企業創新投入,更應該關注創新產出。產品和技術創新是一項長期性的活動,其結果具有高度不確定性[66-67],這意味著事前需要慎重決策,并注重過程管理,以降低投資風險、提高創新產出。較高水平的創新產出能夠為企業及其領導帶來多方面的好處。對企業而言,高水平的創新產出不僅意味著企業擁有大量能產生預期經濟效益的產品和技術成果,提高生產效率、產品質量以及客戶對產品的美譽度,從而提高企業競爭力,而且可以對外釋放“高科技企業”、發展前景良好等積極信號,緩解信息不對稱帶來的融資約束問題,幫助企業爭取更多的外部資金和市場機會,推動企業良性發展。對企業高管而言,較高水平的創新產出不僅有助于企業獲取市場競爭優勢,更好地實現國有資產保值增值目標,從而體現其個人經營企業的能力,而且,相對大量的研發投入而言,既定投入下高水平的創新產出更能體現企業貫徹落實國家創新驅動發展戰略的實際成果與真實水平,在結果導向下,上級部門對國有企業創新活動的評價不會僅限于研發支出,而是會關注創新產出,甚至其對創新績效的關注可能甚于簡單的增加研發投入。因此,高水平的創新產出有助于兼具黨組織成員和企業高管身份的領導人員建立個人良好的職業聲譽,使其從“標尺競爭”中脫穎而出,從而獲取更多的非經濟收益。反之,大量低水平的創新投入不僅不會產生創新產出,反而意味著企業資源的大量浪費,甚至會給企業帶來巨大損失,這不符合上級黨委政府的利益,同樣也違背了黨組織及其參與企業治理的成員推動企業積極創新的初衷。因此,在黨組織參與治理的國有企業中,基于服務黨和政府中心大局的考慮,黨員高管在晉升激勵作用下,有動力推動企業優化企業創新模式、提高創新績效,以實現貫徹執行黨中央文件精神和構建企業自身創新競爭優勢的雙贏局面。

企業投入大量的資源和資金進行研發最終能否如期轉化為高水平的創新產出,除了受到企業自身能力的限制外,還在很大程度上與企業對績效的關注、企業創新文化、產權保護與外部政策支持等有關。黨組織參與治理將從創新對象、創新過程、創新團隊以及創新內外部環境等方面影響企業的創新績效,促進創新產出。

(1)創新對象的選擇。不同的創新對象會直接影響創新的產出水平。黨組織參與治理將從如下兩個方面促進創新對象的優化：其一,可研和投資決策程序。在晉升激勵作用下,通過“雙向進入、交叉任職”方式參與企業治理的黨組織成員更傾向于在充分的可行性分析基礎上選擇高質量的創新項目,督促企業集中優勢資源用于核心技術的研發,以促進技術成果轉化,避免企業創新資源過于分散或集中導致創新成果產出過低。同時,黨組織特別強調組織性,集體領導、個人負責的運作機制有助于發揮“決策把關”作用,因此,盡管黨組織參與治理在一定程度上可能會導致企業決策鏈條加長,但這有助于降低投資風險,使得企業的創新投入決策建立在充分論證的基礎上,這對于提高企業創新產出是有利的。其二,信息優勢。黨組織參與治理的企業有更多的途徑建立與上級黨委、主管部門和地方政府的溝通渠道,從而及時獲取更多的技術及產業信息,也更為熟知產業和企業未來的發展趨勢,這有助于企業對創新資源進行合理分配,降低企業創新失敗的可能性,提高科研成果轉化率,進而提高企業創新產出。

(2)創新過程。如上所述,黨組織本身具有提高創新產出的動力,因此,在條件具備的情況下,會推動企業積極申請專利,從而使企業更好地實現創新成果轉化。同時,參與治理的黨組織可以通過精神塑造和服務保障為創新活動提供支撐,從而促進研發人員提高效率。

(3)創新團隊。黨組織的組織性特征,有助于充分調動各方面的積極性、主動性和創造性,提高企業以及研發團隊的凝聚力和協作精神,推動研發人員積極發揮其主觀能動性進行集體攻關,從而提高創新產出。黨組織在整合資源、凝聚力量、化解矛盾等方面有著不可替代的作用,這對于及時化解研發過程中產生的思想、利益矛盾,調動各方面力量團結協作,共同保證研發目標的實現具有重要意義。

(4)內部創新環境。黨組織參與公司治理,有助于在企業中貫徹尊重勞動、尊重知識、尊重人才、尊重創造的方針,去除阻礙創新的不利因素,支持企業全體職工尤其是研發人員積極創新,從而在企業中塑造一種有利于創新的環境。具體而言,參與治理的黨組織可以通過思想動員、政策宣講、激勵措施制定等手段在企業中推動創新驅動戰略相關思想的落地,在企業中樹立起一種注重創新、追求卓越的文化。參與治理的黨組織還可以通過發動群眾性創新活動、對相關的技改創新行為給予精神鼓勵等措施來推動研發人員和全體職工提高研發績效(效率),從而在不增加研發支出的情況下提高創新產出。

(5)外部創新環境。黨組織參與治理有助于為企業創新提供一個有利的外部環境。除了可以通過與上級黨委、政府的積極溝通來取得政策等方面的支持外,黨組織參與治理還有助于加強知識產權保護,降低企業創新成果被剽竊的風險,消除企業對因為申請專利而導致被其他競爭對手模仿等不利后果的憂慮,從而促進企業創新成果轉化、提高創新產出。技術創新有賴于相關知識產權保護制度安排,良好的知識產權保護制度有助于減少企業創新成果被剽竊的風險,增加企業開展創新活動的動力[17]。理論上,知識產權保護應當公平地適用于所有的企業,執法部門對于不同企業不應差別對待。然而,由于如下原因,黨組織參與治理對知識產權保護仍具有積極的作用：其一,黨組織尤其強調紀律性,因此,黨組織參與治理,有助于在企業內部強化保密意識并有助于推動相關內部控制建設[68],從而降低企業研發相關秘密泄露、被競爭對手竊取的風險；其二,法律的制定與實施是兩個并行的重要方面,知識產權等法律保護環境很重要,但執法機制的質量也同等重要,當企業知識產權受到侵害后,黨組織可以通過與上級黨委、政府的溝通來更好地推動執法,從而保護自身權益；其三,在轉型經濟下,知識產權制度安排可能存在缺失,黨組織參與治理可以通過與上級主管部門和政府相關部門形成良好關系來獲取相關的產權保護,從而彌補知識產權立法的不足。這種作用,并非建立在犧牲市場公平競爭的基礎上,而是黨組織參與治理作為產權保護的替代機制,從保護自身企業利益的角度而主動發揮的一種積極作用。因此,本文認為,黨組織參與治理有助于提高企業的創新產出,故提出假說：

H2其他條件不變,黨組織參與治理有助于提高國有上市公司的創新產出。

4 研究設計

4.1 主要研究變量

4.1.1企業創新活動(INNOVATION)的度量 從創新投入及其產出兩方面度量企業的創新活動：

(1)創新投入(RDIN)。借鑒現有文獻的做法[5,9],采用年度研發支出占營業收入的比重衡量企業創新投入情況,記為RDIN。

(2)創新產出(LNPT)。借鑒現有文獻的做法[4,49,69-70],采用專利申請總量和專利授權總量衡量企業的創新產出情況。其中：LNPT_A 表示企業專利申請總量,以公司年度專利申請總和加1再取對數加以度量；LNPT_G 表示企業專利授權總量,以公司年度專利授權總和加1再取對數加以度量。在進一步檢驗中,將對專利予以細分,分別使用發明專利申請(授權)數量、實用新型申請(授權)數量以及外觀設計申請(授權)數量作為創新產出的替代變量分別進行回歸。

4.1.2黨組織參與治理(PARTY)的度量 采用“雙向進入、交叉任職”指標衡量黨組織參與國有企業治理的情況。其中：雙向進入指標(PARCG)的定義是,若有黨組織成員同時也是董事會成員、監事會成員或高級管理人員時,PARCG 取值為1,否則取值為0；交叉任職指標(PARCR)是指,黨委書記同時擔任公司董事長,或董事長兼任黨委副書記且副董事長兼任黨委書記時,PARCR 取值為1,否則取值為0。

4.2 模型設定及估計方法

采用如下模型考察黨組織參與治理對國有上市公司創新活動的影響：

式中：PARTY 為解釋變量,包括衡量黨組織雙向進入指標(PARCG)和交叉任職指標(PARCR)；INNOVATION 為被解釋變量,包括創新投入(RDIN)、創新產出(LNPT_A、LNPT_G)3項指標。其中：RDIN 為企業年度研發支出占營業收入的比重,用于衡量企業年度創新投入成本；LNPT_A 和LNPT_G 兩個指標用于衡量企業年度創新產出水平,分別表示企業年度專利申請和專利授權情況。由于專利申請和專利授權相關流程是一個相對復雜且具有時滯性的過程,為了更好地考察黨組織參與治理對企業創新產出的影響,本文分別考察黨組織參與治理對企業當年以及未來兩年共3期專利申請和專利授權的影響。

本文控制了如下可能影響企業創新的因素：

(1)公司規模(SIZE)。關于公司規模對創新活動的影響,現有文獻存在不同的研究結果：He等[71]發現,企業規模對創新具有顯著的促進作用；聶輝華等[72]發現,企業規模與創新投入之間存在倒U 型的非線性關系。因此,本文控制公司規模對企業創新的影響,但不預期其符號。

(2)資產負債率(LEV)。高杠桿的公司由于財務風險較高,很難有足夠的資金支持研發活動[66],而低杠桿率的資本結構有利于進行技術創新投資[73]。因此,本文預期其符號為負。

(3)資產收益率(ROA)。盈利能力越強的企業擁有更多的資源進行技術創新投資,借鑒文獻[33,69],本文以資產收益率衡量企業盈利能力并控制其影響,預期ROA 符號為正。

(4)經營現金流(OCF)。研發是一項高成本、高風險的投資活動,需花費大量的現金流,因此,是否有足夠的現金流支持是企業能否進行研發活動的重要影響因素之一。借鑒文獻[1],本文控制企業經營活動現金流的影響,并預期其符號為正。

(5)銷售收入增長率(GROWTH)。銷售收入增長越高的企業成長性越高,對內部資源消耗也越大,可用于創新投資的資源相對有限。李文貴等[10]發現,銷售收入增長率與研發投資呈現出負向關系。因此,本文預期其符號為負。

(6)企業年齡(AGE)。年輕的企業缺乏明顯可供支配的知識基礎和研發基礎,因此,在研發活動上的投入更多。參考文獻[4,6],本文控制企業成立年限,并預期其符號為負。

(7)第一大股東持股比例(TOP1),用于衡量股權集中度。趙洪江等[74]認為股權集中度與企業創新之間存在著嚴格的正向關系；楊建君等[21]認為股權集中度與企業創新之間呈現的是倒U 型關系。因此,本文控制股權集中度,但不預期其符號。

(8)管理層持股(MSH)。高管持股比例的增加使其個人財富與企業價值緊密相聯,這可能會降低高管承擔創新風險的意愿[75],但合理的股權激勵安排能夠促使企業保持創新動力,并形成更多創新成果[76]。因此,本文控制管理層持股的影響,但不預期其符號。

(9)董事會規模(BOARD)。規模太大的董事會容易被管理層所俘獲,從而降低董事會治理效率,但就創新活動而言,劉小元等[77]的研究表明,董事會規模與企業研發強度顯著正相關。因此,本文控制其影響,并預期其符號為正。

(10)兩職合一(DUAL)。現有文獻發現,兩職合一與企業創新顯著正相關[78-79]。因此,本文控制其影響,并預期其符號為正。

(11)是否地方國有企業(LOCAL)。地方國企和中央企業所面臨的激勵和約束存在差異,地方國企受到當地政府的影響相對更大,且兩者黨組織參與治理的要求和實施情況也有所不同,本文通過控制是否地方國有企業以觀察其對創新活動的影響,并預期其符號為負。此外,本文還控制了年度(YEAR)和行業(IND)對企業創新的影響。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

4.3 樣本及數據來源

為避免新舊會計準則轉換的影響,本文選擇2007～2017年度滬深A 股上市公司作為初始樣本,共25 789個。對初始樣本按照如下次序進行篩選后剩下7 562個樣本用于檢驗：①剔除金融類上市公司；②剔除當年新上市的公司樣本；③剔除非國有企業樣本；④剔除關鍵數據缺失的公司樣本。樣本篩選過程如表2所示。

表2 樣本篩選

上市公司研發支出數據、專利數據、高管信息及財務數據均來自國泰安金融數據庫(CSMAR),黨組織參與治理相關信息通過查閱公司年報、企業官方網站等方式手工逐條收集整理獲得。為消除異常值的影響,對所有連續變量在上下1%位置進行縮尾處理。

5 實證結果

5.1 描述性統計

表3給出了主要變量的描述性統計結果。由表3可以看出,衡量企業創新水平的指標中,創新投入指標(RDIN)均值為0.016,中位數為0.002,標準差為0.027；創新產出指標(LNPT_A)均值為1.217,中位數為0.000,標準差為1.625；LNPT_G 均值為1.095,中位數為0.000,標準差為1.499。雖然樣本中有研發能力相對較強的企業(在winsorize處理前,專利申請和專利授權的最大值均超過了1 000,其中,年度最大專利申請總量為5 488件,年度最大專利授權總量為3 812件),但整體創新水平仍有待提高,企業之間創新產出差異也相對較大。上述結果與現有文獻較為接近[35,70]。

表3 描述性統計

黨組織參與治理的指標中,雙向進入指標(PARCG)均值為0.520,表明樣本中約52.0%的上市公司存在黨組織成員同時也是董事、監事或高級管理人員；交叉任職指標(PARCR)均值為0.237,表明樣本中約23.7%的上市公司董事長兼任黨委書記,或董事長兼任黨委副書記且副董事長兼任黨委書記。從雙向進入的分項指標來看(未報告),雙向進入董事會情況指標(PARDIR)均值為0.394,表明約39.4%的樣本存在黨組織成員進入董事會；雙向進入高管層情況指標(PARMAN)均值為0.276,表明約27.6%的樣本黨組織成員進入高管層；雙向進入監事會情況指標(PARSUP)均值為0.233,表明約23.3%的樣本黨組織成員進入監事會。整體而言,樣本中“雙向進入、交叉任職”的平均水平相對較高,但不同企業之間仍存有差異。

本文按照企業黨組織成員雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)分組考察關鍵變量的組間差異。由表4的差異性檢驗結果可以看出：對創新投入而言,雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)的公司,年度創新投入水平均相對較低,與假說H1b相符；對創新產出而言,除雙向進入組LNPT_G 的均值在10%的水平上顯著、交叉任職組LNPT_G 的中位數在5%的水平上顯著以外,其他指標未發現顯著差異。

表4 差異性檢驗

另外,本文對中央企業與地方國有企業中黨組織雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)情況進行卡方檢驗(見表5),以考察黨組織參與治理情況在中央企業與地方國有企業之間是否存在顯著差異。結果發現,地方國有企業的黨組織成員雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)的比例(54.11%、27.77%)均顯著高于中央企業(48.29%、16.28%)。

表5 中央企業與地方國有企業中黨組織“雙向進入、交叉任職”情況卡方檢驗

5.2 相關性分析

表6給出了主要變量相關性分析的結果。由表6可以看出,黨組織成員“雙向進入”“交叉任職”與企業創新投入(RDIN)顯著負相關,但與企業創新產出(LNPT_A、LNPT_G)之間沒有顯著關系。整體而言,黨組織參與治理對企業創新投入的影響符合預期,但對創新產出的影響需進一步考察。

表6 相關系數矩陣

從相關系數矩陣還可以看到,控制變量之間相關系數的絕對值均不超過0.60,此外,在后續的回歸分析中,本文計算了各個變量的VIF,VIF值均小于10,說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

5.3 多元回歸分析

5.3.1黨組織參與治理對創新投入的影響 由表7可以看出,在控制相關因素后,黨組織雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)與企業本期和下期創新投入均呈顯著負向關系。假說H1b得到支持,即黨組織參與治理降低了企業創新投入水平。

表7 黨組織參與治理對國有企業創新投入的影響

就控制變量而言,公司規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、銷售增長率(GROWTH)、企業年齡(AGE)與企業創新投入(RDIN)呈顯著負向關系,這意味著公司規模越大、負債水平越高、銷售增長越快、成立時間越長的上市公司,其創新投入水平相對更低。另外,還可以發現,地方國有企業(LOCAL)的創新投入水平相對較低,而管理層持股比例(MSH)越高的公司,創新投入水平越高。上述結果與預期一致。

5.3.2黨組織參與治理對創新產出的影響 由表8可以看出,在控制相關因素后,黨組織雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)與企業專利申請總量(LNPT_A)和專利授權總量(LNPT_G)呈顯著正向關系,且這種正向關系持續3年均顯著。這意味著黨組織通過“雙向進入、交叉任職”參與企業治理有效地促進了企業創新產出的提高,假說H2得到支持。

表8 黨組織參與治理對國有企業創新產出的影響

創新投入和創新產出是緊密聯系的兩個方面。那么,為什么黨組織參與治理沒有顯著提高企業的創新投入,卻提高了創新產出? 進一步,以企業創新效率(PTRD)為被解釋變量,考察黨組織參與治理對企業創新效率的影響效應。其中,對企業創新效率(PTRD)的衡量,借鑒現有文獻的做法[70,80],分別以企業年度專利申請總量、年度專利授權總量與年度研發投入絕對額自然對數的比值度量企業創新效率,分別記為PTRD_A和PTRD_G。表9給出了黨組織參與治理對企業創新效率影響的檢驗結果。

由表9可以看出,黨組織雙向進入(PARCG)、交叉任職(PARCR)與企業創新效率(PTRD_A、PTRD_G)呈顯著正向關系,且這種正向影響持續3年均顯著,即黨組織參與治理顯著提高了企業創新效率。這一結果表明,黨組織參與治理在降低企業創新投入的同時提高了企業的創新產出水平,進而實現創新效率的提升,因此,黨組織參與治理有助于督促企業調整創新結構、優化企業創新模式。其原因在于,黨組織參與治理的企業出于提高國有資產利用效率的目標,在創新項目的選擇上會更傾向于那些投入較少、但產出可能相對更高的創新項目,從而有助于提高企業創新績效?！半p向進入、交叉任職”黨員高管出于政治晉升的考量,為彰顯其經營和管理企業的能力,獲取政治晉升優勢,也更為注重創新效率和企業績效的提升。同時,黨組織參與治理的企業,更容易建立與上級主管部門的聯系,有助于企業獲取更多與創新活動相關的技術知識、市場需求以及政策支持等信息,可以幫助企業更有效地分配創新資源,通過減少研發成本[39]、促進專利成果轉化[81],進而提高創新效率。這一結果有助于進一步理解黨組織參與治理與企業創新投入產出之間的關系。

表9 黨組織參與治理對國有企業創新效率的影響

5.4 進一步檢驗：競爭性理論的排除

5.4.1黨組織參與治理一味地抑制創新投入嗎? 由前面的檢驗看到,黨組織參與治理與創新投入呈顯著負向關系。然而,創新投入和創新產出是創新活動相互關聯的兩個方面,創新產出規模在很大程度上受到投入水平的限制,必要的創新投入對于保證創新產出而言同樣是重要的,如果只注重創新效率,而忽視必要的投入,則創新產出水平不可能高。因此,如果黨組織參與治理一味地抑制企業創新投入,可能導致企業創新資源配備過少,這同樣不利于企業創新。實際上,在保證有效創新資源利用的前提下,創新投入在較大程度上代表了創新意愿,從黨組織參與治理對企業創新的動力角度而言,也不應當絕對地抑制創新投入。當然,過度的、效率低下的創新投入,意味著代理成本,這是黨組織參與治理需要關注并加以抑制的。因此,本文預期,當企業創新水平較高時,黨組織參與治理更可能對創新投入起到抑制作用；但是,如果企業創新投入本身較低,則黨組織參與治理不應再有顯著抑制作用。為此,進一步采用分位數回歸,考察不同分位點研發投入水平下黨組織參與治理的影響。

由表10 可以看出,從低到高的分位數點,黨組織參與治理對企業研發投入的負向作用由不顯著到顯著,其中在0.75分位數點黨組織參與治理與企業研發投入呈顯著的負相關關系。由此可見,黨組織參與治理只對企業高水平研發費用具有負向影響作用。

表10 不同研發投入水平下黨組織參與治理作用的差異(分位數回歸)

采用門限回歸方法對此進行檢驗。由表11可以看出,黨組織參與治理對企業研發投入的影響存在門限效應：當企業研發投入水平較高(RDIN＞γ)時,黨組織參與治理有助于抑制企業研發投入；當企業研發投入水平較低(RDIN≤γ)時,黨組織參與治理對企業研發投入反而具有促進作用。綜上所述,黨組織參與治理并非一味地抑制公司的創新投入,而是在創新投入本身處于較高水平時才具有顯著的抑制作用。這表明,黨組織參與治理在抑制公司創新沖動時,并不會抑制正常的創新投入。實際上,惟其如此,才能保證公司更好地落實創新驅動戰略,提高公司創新產出。

表11 不同研發投入水平下黨組織參與治理作用的差異(門限回歸模型)

5.4.2黨組織參與治理只是促進低層次的開發型創新? 根據《專利法》,我國的專利分為3種不同的類型：發明專利、實用新型和外觀設計,這三者的“含金量”存在較大差異。在前面的檢驗中,本文未對這3類專利加以細分,因此,前面所發現的黨組織參與治理對創新產出的促進作用也可能是由于企業較多地選擇那些容易“轉化”、創新層次較低、獲取難度較低的實用新型和外觀設計所致。由于此類創新所產生的競爭優勢并不牢靠,故若黨組織參與治理是通過這種方式促進企業提高創新產出,從而向上級黨委、部門顯現企業“創新績效”的,那么,黨組織參與治理對企業創新的積極作用將大打折扣。為了排除這一可能,對專利進行細分,分別采用發明專利、實用新型和外觀設計3種不同專利數量替代前文的專利總量作為創新產出的衡量,以考察黨組織參與治理對企業不同類型的創新產出的影響。其中：LNPI_A 和LNPI_G 分別表示企業當年發明專利申請和授予情況,分別以公司年度發明專利申請、發明專利授予數量加1 取對數度量；LNPU_A 和LNPU_G 分別表示企業當年實用新型申請和授予情況,分別以公司年度實用新型申請、實用新型授予數量加1 取對數加以度量；LNPD_A 和LNPD_G分別表示企業當年外觀設計申請和授予情況,分別以公司年度外觀設計申請、實用新型授予數量加1取對數度量。

由表12可以看出,黨組織參與治理對企業發明專利的申請和獲取具有顯著正向影響,且這種影響在3 年內均顯著存在；而對于實用新型和外觀設計專利,黨組織參與治理并未呈現出穩定的促進作用。這一結果表明,黨組織參與治理對創新產出的促進作用,并非是由于追求數量而忽視質量所致。實際上,相較于含金量相對較低、更容易獲取的實用新型和外觀設計,黨組織參與治理對于企業申請和獲取發明專利的促進作用反而更為明顯。其原因可能在于,一方面,黨組織參與治理對企業創新過程、決策、環境等的促進作用有助于企業提高創新績效；另一方面,實用新型、外觀設計的含金量較低,各類企業均較容易獲取,此時,黨組織參與治理的作用自然也就不那么明顯了。但不管何種原因,均可以排除黨組織參與治理對創新產出的促進作用是由于增加了容易轉化的專利所致。

表12 黨組織參與治理對不同類型(發明專利、實用新型、外觀設計)創新產出的影響

5.4.3政府補助的影響 理論上,政府補助對企業創新投資存在刺激效應[1-2,36-37]和擠出效應[40]兩種不同的影響。一方面,企業獲得的政府補助越多,在一定程度上代表著較好的市場聲譽,有助于增強企業對外融資能力,以獲得更多創新資源的支持；另一方面,由于技術溢出等效應,政府補助也可能完全或部分擠出企業自身的創新投資,引發企業對創新資金的尋租行為。同時,黨組織參與治理也具有信號傳遞效應,“雙向進入、交叉任職”的黨組織成員可以通過制度化的交流網絡向上級傳遞企業創新投資的相關信息,并通過改變企業創新投入對外釋放高科技企業的信號,有助于進一步加強企業與外部利益者之間的聯系,進而爭取更多的社會資源用于創新投資。那么,政府補助是否對黨組織參與治理與企業創新投入之間的關系存在調節作用? 本文在原模型中加入黨組織參與治理指標(PARTY)與政府補助指標(SUBSIDY)的交乘項 (PARTY ×SUBSIDY),以進一步考察政府補助對黨組織參與治理與公司創新投入之間的關系是否存在顯著的調節效應。其中,政府補助指標(SUBSIDY)用(政府補助金額+1)的自然對數來衡量,PARTY×SUBSIDY 的系數可以度量政府補助對于黨組織參與治理與企業創新投入之間關系的調節作用。

由表13可以看出,PARCR×SUBSIDY 的系數顯著為負。這表明,政府補助對黨組織成員交叉任職與企業創新投入之間的關系具有負向調節作用,但PARCG×SUBSIDY 的系數并不顯著為負,這可能是由于企業創新投入決策受到董事長等關鍵職位的影響更大。總之,政府補助在一定程度上可以強化交叉任職對企業創新投入的負向作用。

表13 政府補助對黨組織參與治理與創新投入關系的調節作用

黨組織參與治理對企業創新投入的負向影響可能是由于黨組織參與治理的企業更容易與政府部門建立良好的關系,從而獲取政府相關資源支持[44-45],進而降低企業創新成本。那么,政府補助在黨組織參與治理與企業創新投資的關系中是否起著中介作用? 為此,將政府補助(SUBSIDY)作為中介變量,采用中介效應檢驗程序[82-83]以及Bootstrap檢驗方法[84],進一步對政府補助在黨組織參與治理與企業創新投資的關系中是否起中介作用進行檢驗,對三者的邏輯關系作進一步研究。在進行中介檢驗前,對所有連續變量進行了中心化處理。在Bootstrap抽樣過程中,抽樣次數為500次,置信區間為95%。檢驗模型設計如下所示：

由表14模型(2)結果可以看出,黨組織參與治理(包括PARCG 和PARCR)對企業研發投入(RDIN)的回歸系數顯著為負。根據中介效應檢驗程度[83],表示暫按中介效應立論,可以繼續第2步檢驗。模型(3)中,黨組織參與治理(包括PARCG和PARCR)對中介變量政府補助(SUBSIDY)的回歸系數都不顯著(PARCG 和PARCR 的系數分別為0.156和0.299,標準差分別為0.940和1.551)。模型(4)中,中介變量政府補助(SUBSIDY)對企業研發投入(RDIN)的回歸系數顯著為負,由于兩者至少有一個不顯著,故需進行第3 步檢驗。根據Bootstrap法檢驗兩者系數乘積間接效應的Z值結果,PARCG 檢驗結果中Z=2.14(p=0.032),直接效應上下限不包括0,表明中介效應顯著,繼續第4 步；PARCR 檢驗結 中Z=1.66(p=0.097),直接效應上下限包括0,表明中介效應不顯著。由模型(4)可以看出,PARCG 的系數顯著為負,即直接效應顯著,繼續進行第5 步,比較b1×c2和c1的符號,結果發現,兩者異號,說明中介效應不顯著,應按遮掩效應解釋。上述結果表明,政府補助在黨組織參與治理與企業創新投資的關系中不存在中介作用。這意味著,黨組織參與治理對企業創新投入的抑制作用并非由于其帶來了更多的政府補助所致。

表14 政府補助對黨組織參與治理與創新投入關系的中介效應

5.5 穩健性測試

本文進行了如下穩健性檢驗,結果保持穩定。

5.5.1自選擇與內生性問題

(1) 傾向得分匹配法(Propensity Score Matching,PSM)。黨組織是否通過“雙向進入、交叉任職”方式參與公司治理,并非完全隨機的結果,而可能與公司特質有關,因此,黨組織參與治理可能存在自選擇問題。對此,采用PSM 加以解決。在PSM 第1 階段,以黨組織是否參與企業治理(PARTY)作為因變量,加入可能影響黨組織參與治理傾向的解釋變量(SIZE、LEV、ROA、OCF、GROWTH、AGE、TOP1、MSH、BOARD、DUAL、LOCAL),通過1∶1最鄰近距離匹配法進行樣本匹配,匹配后變量的標準化偏差均小于10%,且大多數T檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設,同時對比匹配前后的結果,大多數變量的標準化偏差均縮小。本文重新對匹配后的樣本進行回歸,結果發現,PSM 后回歸結果與主檢驗結果基本一致(見表15)。

表15 穩健性檢驗——PSM 后樣本回歸結果

(2)雙重差分模型(Difference-in-Difference,DID)。由于不同企業執行“雙向進入、交叉任職”制度的時間點不同,為捕捉黨組織“雙向進入、交叉任職”制度對企業創新活動的凈影響效應,利用雙重固定效應的漸進DID 模型評估黨組織參與治理對于企業創新的影響。具體而言,本文構建了關鍵解釋變量PARTY_TREAT,該變量為上市公司黨組織是否存在“雙向進入、交叉任職”與是否為披露黨組織參與治理信息后所屬期間的交互項。處理組為樣本期間披露黨組織“雙向進入、交叉任職”信息的上市公司在披露該信息之后的樣本,控制組為樣本期間未披露黨組織“雙向進入、交叉任職”信息的上市公司,以及樣本期間披露黨組織“雙向進入、交叉任職”的上市公司在披露該信息之前的樣本。即對于整個樣本期間未披露黨組織“雙向進入、交叉任職”信息的上市公司,PARTY_TREAT 取值始終為0；而披露黨組織“雙向進入、交叉任職”信息的上市公司,在披露該信息之前PARTY_TREAT 取值為0,在披露該信息之后PARTY_TREAT 取值為1。將原模型中PARTY 替換為PARTY_TREAT,并在控制個體固定效應和年度固定效應的估計框架下重新進行回歸。結果發現,除了在考察企業創新投入(RDIN)時,PARCG的系數負向不顯著,以及在考察企業創新產出(LNPT_A)時,PARCR的系數正向不顯著以外,回歸結果與主檢驗結果基本一致(見表16)。(3)固定效應模型。雙重固定效應模型結果表明,除了在考察企業創新投入(RDIN)時,PARCG的系數負向不顯著,以及在考察企業創新產出(LNPT_A)時,PARCR 的系數正向不顯著以外,回歸結果與主檢驗結果基本一致(見表17)。

表16 穩健性檢驗——DID模型回歸結果

表17 穩健性檢驗——固定效應模型回歸結果

5.5.2樣本選擇偏誤問題 由于黨組織參與治理數據為手工收集,在實際中可能存在黨組織通過“雙向進入、交叉任職”參與治理但未在年報或官網中披露的情況,故存在樣本選擇偏誤的問題。借鑒現有文獻的做法[56],采用Heckman兩階段模型解決樣本的選擇性偏誤問題。由于上市公司實際控制人為國務院國有資產監督管理委員會(簡稱國務院國資委)或政府、直接控股股東為非集團的,黨組織參與治理的可能性越大,故在模型中引入表示上市公司的直接控股股東是否為集團、實際控制人是否是國務院國資委或政府的啞變量,并作為外生的工具變量,以此判斷黨組織參與公司治理的傾向。根據Heckman第1階段回歸結果計算出IMR(Inverse Mills Ratio)后,將其代入第2 階段進行回歸。結果發現,在加入IMR 糾正樣本選擇偏誤后,前文結果保持不變(見表18)。

表18 穩健性檢驗——Heckman兩階段結果

5.5.3被解釋變量采用其他替代指標衡量

(1)采用經行業均值調整后的指標衡量企業創新情況?？紤]企業技術創新可能存在行業差異(主檢驗中已經控制了行業因素),進一步采用將企業創新的原指標進行分年度行業均值調整后重新回歸(見表19),結果與前文一致。(2)分別采用累計2年、累計3年專利申請總量和專利授權總量衡量企業創新產出。其中：LNPT_A2(LNPT_G2)表示企業累計2年專利申請(授予)總量情況,以公司累計2年專利申請(授予)總量加1取對數加以度量；LNPT_A3(LNPT_G3)表示企業累計3年專利申請(授予)總量情況,以公司累計3年專利申請(授予)總量加1取對數加以度量。同時,分別考察黨組織參與治理對上述指標在企業當期、未來1期和2期的影響(見表20),結論與前文一致。

表19 穩健性檢驗——創新指標經行業均值調整后結果

表20 穩健性檢驗——黨組織參與治理對企業創新產出的影響(累計專利總量)

5.5.4控制期權激勵的影響 現有文獻發現,風險資本通過提高企業股權激勵促使企業加大了研發投入[86],而期權激勵也有助于提高企業的專利產出[87],因此,在高管創新激勵中,期權激勵具有重要的作用。在主檢驗中,本文之所以控制高管持股而非期權激勵,是由于樣本中實施期權激勵的樣本所占比重較低,僅為1.73%,且管理層激勵并非只包括期權激勵一種方式。考慮到期權激勵對企業創新活動具有重要影響,因此,在穩健性檢驗中,將原模型中高管持股比例(MSH)改為管理層期權激勵(OPTION)后重新進行回歸(見表21),研究結論保持不變。

表21 穩健性檢驗——采用高管期權激勵替換高管持股比例后樣本回歸結果

6 結論

企業創新能力不僅關系到企業可持續的利益增長,對國家整體科技創新水平也具有重要意義。而國有企業作為我國經濟發展的“頂梁柱”,對于加快落實國家創新驅動發展戰略具有重要意義。黨組織參與治理是我國公司治理的一個鮮明特色,黨組織通過“雙向進入、交叉任職”等制度參與企業治理,不僅有助于保證國有企業經營的社會主義方向,而且對公司的經營政策、理念和績效產生重大影響。但黨組織參與治理對國有企業創新活動的影響如何,尚缺乏研究,理論上也存在不同預期。

基于我國進一步加強黨在國有企業中的政治核心地位以及加快實施創新驅動發展戰略的雙重背景,采用我國A 股非金融類國有上市公司的數據,實證檢驗了黨組織通過“雙向進入、交叉任職”參與國有企業治理對企業創新的影響。結果表明,國有企業黨組織成員“雙向進入”“交叉任職”與企業創新投入呈顯著負向關系,但與企業創新產出、創新效率呈顯著正向關系。上述結論在考慮內生性問題后依然存在。進一步研究發現,黨組織參與治理對創新投入的抑制作用僅存在于企業創新投入處于較高水平、企業更可能存在創新沖動的情況下,而不會抑制企業正常的創新投入；黨組織參與治理對創新產出的促進作用并非由于增加了創新層次較低、容易獲取的實用新型和外觀設計所致,其對發明專利的促進作用更為明顯；此外,黨組織參與治理對創新投入的抑制作用并非由于能夠獲取更多政府補助所致。因此,黨組織參與治理可以引導企業優化創新模式、提高創新資源的利用效率,在抑制企業投資沖動的同時促進創新成果轉化,雙管齊下,從而提高企業的創新效率。

本文的意義在于,發現了黨組織參與治理對國有上市公司創新活動影響的證據,有助于評價黨組織通過“雙向進入、交叉任職”制度參與公司治理對企業創新決策的影響,從而為客觀評價黨組織參與治理的作用提供支撐。

本文的發現具有如下啟示：

(1)創新能力是資源投入與使用效率的綜合體現。雖然加大創新投資是提高企業創新產出的重要方式,但在資源有限的情況下,創新產出以及創新效率的提高更能體現出企業在技術創新方面的競爭優勢。本文的結果表明,黨組織參與治理能夠在抑制過多的企業創新投入的同時顯著提高企業創新產出,進而提高創新效率,因此,黨組織參與治理有助于國有企業更好地落實創新驅動發展戰略。從這一意義上講,加強黨對國有企業的政治領導,讓黨組織通過“雙向進入、交叉任職”等制度與董事會、監事會等制度有機地結合起來,對于中國特色企業治理機制的建立和完善具有重要意義。

(2)企業創新不僅意味著要增加企業創新投入,更重要的是提高企業創新產出和創新效率,以較少的創新資源實現更大的創新績效。不注重創新產出和創新效率的創新活動,不僅無益于企業核心競爭力的提高,而且會導致企業資源的極大浪費。研究發現,黨組織參與治理對企業創新的影響,既包括對創新產出和創新效率的促進,也體現在對過度創新投入的抑制。實際上,提高企業創新效率,在不增加創新投入的基礎上取得更多的創新產出,對于我國國有企業創新能力的意義更為重要。因此,本文的結果表明,黨組織參與治理對企業創新的影響是系統性的。當然,黨組織參與治理抑制的不是正常的企業創新投入,而是在企業創新投入水平較高、可能存在過度投資傾向時,才會具有顯著的抑制作用。這一結果在一定程度上表明,黨組織更為重視企業的創新產出而非粗放地增加創新投入,在企業創新投入可能過度時,黨組織會抑制企業過度的創新沖動。

(3)本文研究發現,黨組織參與治理對企業創新投入的負向影響并不是因為黨組織治理會給企業帶來較多的政府補助,而是因為其有助于抑制創新過度投資、提高企業創新績效,所以西方的“扶持之手”理論并不適合于解釋這一現象,黨組織參與治理對企業創新的影響實際上是黨組織發揮積極的公司治理作用的一個體現。

本文的不足之處主要包括：

(1)黨組織參與治理的方式包括開展黨組織活動、“三重一大”黨委會參與決策以及“雙向進入、交叉任職”的領導體制等多種手段,由于上市公司年報中關于企業黨建信息的披露缺乏統一的標準,難以全面獲取“三重一大”等其他相關數據,故僅采用“雙向進入、交叉任職”作為黨組織參與治理的代理變量,這在一定程度上確實難以全面考察黨組織參與治理的影響。在未來有關企業黨建的信息披露更加完善和統一的情況下,可以進一步考察“三重一大”決策制度、企業黨建活動開展情況等對企業創新活動的影響。

(2)企業創新是一項長期且復雜的活動,現有文獻也采用多種指標衡量企業創新,但關于國有企業技術創新滯后的爭議一直存在。本文力求從國有企業創新的投入、產出和績效等多角度考察黨組織參與治理對企業創新的影響,發現黨組織參與治理對企業創新投入具有抑制作用,對創新產出和創新效率具有促進作用,但不能排除指標設計存在結構缺陷或其他未觀察到的遺漏變量等因素對本文結論的影響。因此,黨組織參與治理對企業創新的影響機理還有待進一步研究。