黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的影響

張 婷，段華友（教授），楊興柳

一、引言

國有企業基層黨組織建設正如火如荼地開展，其目的是有效促進黨建工作與中心主業的深度融合。中共中央辦公廳在2015年9月印發了《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》（簡稱《若干意見》），對在深化國有企業改革中堅持黨的領導、加強黨的建設提出要求并作出部署。進一步地，證監會在2018年修訂了《上市公司治理準則》（簡稱《準則》），其中最核心的修訂內容是“把黨建工作有關要求寫入公司章程”，確保基層黨組織在國有企業日常經營管理中發揮關鍵作用。然而，如何通過黨組織參與治理規范公司管理行為、提高內部控制質量則是亟須探索的科學問題，對于國有企業持續深化改革亦具有極其重要的現實意義。

目前，內部控制制度在我國已被強制要求執行并被要求進行相關信息披露[1]。但國有企業可能存在內部控制制度實施效果不理想[2]，或內部控制體系建設形式化等問題[3]。此外，由于我國國有企業產權性質特殊，由“所有者缺位”導致的“內部人控制”問題屢見不鮮[4]。因此，改善國有企業內部治理的運行環境、加強內部監督、提高內部控制質量刻不容緩。具體而言，一方面，自《準則》修訂以來，黨委會已成為國有企業不可或缺的一部分，通過“雙向進入、交叉任職”的領導體制參與治理。此時，黨組織作為第四方治理力量，其監督職能和基層黨員的身份認同都有助于加強國有企業的黨風廉政建設和反腐敗工作，約束高管的自利行為，強化內部監督以提高內部控制質量。另一方面，黨的十八大四中全會指出“黨紀嚴于國法”，在當前我國“黨政合一”的體制下，黨組織的治理職能和中國共產黨的紀律規范都有利于抑制形式主義和奢靡主義之風，改善國有企業內部治理環境。公司治理中的內部治理是企業內部控制的重要組成部分或頂層設計[5]，內部環境作為內部控制的基礎性要素，必然會對內部控制質量產生影響。基于此，黨組織參與治理作為國有企業重要的內部治理機制，如何督促上市公司內部控制制度的有效執行，進而提高內部控制質量呢？

本文以2012～2019年滬、深A股國有上市公司為樣本，手工整理了國有企業黨組織參與治理情況的基本數據，實證檢驗了黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的影響及其作用機制。研究發現：黨組織嵌入公司治理能有效促進國有企業內部控制質量的提高，并且該促進作用在法制環境較差和媒體關注度較低的國有企業中更為顯著。進一步研究發現：黨組織的內部治理效應存在異質性，黨組織嵌入公司治理能顯著促進由地方政府控制的國有企業（簡稱“地方國企”）內部控制質量的提升，而對由中央政府控制的國有企業（簡稱“中央國企”）內部控制質量的促進作用有限。黨組織參與治理是通過改善內部環境、強化內部監督對內部控制質量產生積極影響的。

本文的研究貢獻在于：①目前尚無學者研究黨組織參與治理影響國有企業內部控制質量的作用機理，本文從內部環境和內部監督的角度厘清了黨組織參與治理對內部控制質量產生影響的具體路徑，厘清路徑機制對政府清晰認知國有企業黨組織的治理作用十分重要。②本文以內部控制作為切入點，全面剖析了在外部治理機制失靈情況下黨組織的替代效應，進一步加深了對黨組織治理效應積極影響的認知，釋疑企業管理者和黨組織領導者關于黨組織嵌入公司治理的可行性問題，深化了對企業基層黨組織建設重要性的理解。本文的研究發現亦為國有企業持續開展基層黨組織建設提供了測試方案和經驗支撐。

二、理論分析和研究假說

（一）黨組織參與治理與國有企業內部控制質量

根據《企業內部控制基本規范》的相關規定，我國企業內部控制制度的建設主體包括董事會、監事會和經理層等在內的全體員工，并且其對內部控制制度的實施負有全部責任。而黨組織參與治理正是通過“雙向進入、交叉任職”的形式，使黨委會成員進入企業董事會、監事會和經理層任職，從而參與企業治理。因此，由企業高層管理人員負責把控的內部控制制度建設會受到黨組織的影響。

一方面，黨組織參與治理能夠發揮其監督作用，加強內部監督，提高內部控制質量。根據委托代理理論，我國國有企業“所有者缺位”現象屢見不鮮，國有資產流失、會計信息失真等問題頻頻發生。為了緩解這些問題，國有企業采取了分權減稅讓利、責權利相結合、承辦經營責任制等一系列改革措施，擁有一定的自主權。然而，隨著這些分權改革的進行，相當數量的國有企業采用多層級控股結構，這極大地延長了企業控制鏈，“內部人控制”問題嚴重凸顯。此時選擇黨組織嵌入公司治理，能在一定程度上抑制高管的自利行為，緩解“內部人控制”問題[6]，從而提高內部控制質量[7]。同時，黨組織參與國有企業治理的全過程，基于政策敏感性，在企業貫徹落實國家政策方針過程中，黨組織能夠對其執行情況進行宏觀監督。基于決策參與性，在企業開展日常生產經營活動時，黨組織能夠約束經理人自利的機會主義行為，對其開展效果進行微觀監督。黨組織能夠通過發揮監督作用、強化內部監督提高內部控制質量。

另一方面，黨組織參與治理能夠發揮其治理職能，改善企業內部環境，促進內部控制質量的提升。在我國特殊的“黨政合一”體制下，基層黨組織有權參與國有企業的重大決策、任免重要人員。在重大決策參與層面，企業在設計、建立內部控制制度的過程中，不可避免會有黨組織的參與，這就從源頭上保證了內部控制質量。在重大人事任免層面，黨組織能夠起到嚴格把關的作用，對于不作為的重要崗位人員，黨委會可以及時對其進行調整，這在一定程度上能使企業長期處于較好的控制環境中。此外，黨的十八大四中全會指出“黨紀嚴于國法”，黨組織嵌入公司治理，會自覺將嚴明的紀律帶入企業的經營管理中，約束和規范高管行為，中國共產黨的紀律規范和基層黨員的身份認同有助于營造良好的內部治理環境，而公司內部治理是內部環境的重要組成部分。同時，高管梯隊理論認為，在企業實際經營管理中，管理者并不能做到“完全理性”，其有限理性使得他們的行為往往受到外部環境及心理特質的影響，而黨組織的存在有利于引導管理者樹立正確的價值信念，營造良好的內部環境。內部環境是影響企業內部控制質量的基礎性因素，黨組織能夠通過改善企業內部環境從而促進內部控制質量的提升。因此，基于以上理論分析，本文提出如下假設：

H1：黨組織參與治理對國有企業內部控制質量存在顯著的促進作用。

（二）法制環境的調節效應分析

本文把黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的促進作用稱為黨組織的內部治理效應。完備的外部制度是一國經濟發展的必要條件，在當前我國“轉軌加新興”的市場經濟環境下，上市公司所處地區的外部制度環境并不相同，企業內部控制制度的實施效果必將受到外部制度環境的影響[8]。一方面，企業所在地區的外部法制環境越好，市場上的競爭就越激烈、信息透明度也越高，企業就越能感知來自外界的競爭風險與壓力，此時就越傾向于主動推動和完善企業的內部控制建設而非通過非市場手段來應對市場變化，故黨組織內部治理效應有限。另一方面，當外部法制環境較差時，其法律監管環境較為寬松、監管效率較低，企業在這樣的環境下違規成本較低，缺乏風險管控意識，故主動推動內部控制建設的積極性不足。面對正式制度對企業發展的約束，企業會盡力探尋非正式的替代機制，以緩解不完善的正式制度帶來的障礙[9]，黨組織就是一種極其重要的替代性機制。因此，外部法制環境與黨組織參與治理在提升內部控制質量上可能存在替代關系。因此，本文提出如下假設：

H2：法制環境越差，黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的提升作用越強。

（三）媒體關注的調節效應分析

媒體的外部治理效應已經得到諸多學者的驗證，在市場上能夠發揮一定的監督作用。一方面，企業所受到的媒體關注越多，媒體對企業的監督作用越大，則企業的違規成本越高，從而越會減少財務違規行為及違規頻率[10]，同時，媒體的負面報道會對企業高管產生直接影響[11]。因此，無論是出于降低監管機構的處罰，抑或是維護自身形象的目的，企業高管都有動力積極主動地推動內部控制建設、提高內部控制質量。也有學者研究發現，媒體關注能夠促進企業內部控制質量的提升[12]，故在此情況下，黨組織內部治理效應有限。另一方面，若企業所受到的媒體關注較少，媒體關注的抑制作用有限，管理者的投機自利行為就會更多，進而導致對企業內部控制制度建設的關注度不高。此時，黨組織作為一種內部治理機制能夠發揮一定的監督作用，有效彌補外部監管的不足，從而提高企業的內部控制質量。因此，本文提出如下假設：

H3：媒體關注度越低，黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的提升作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

2015年9月，中共中央辦公廳出臺了《若干意見》，明確提出要加強國有企業黨的建設。因此，本文以2016年為政策斷點，選取2012～2019年我國滬、深A股國有上市公司為初始樣本，并進行如下篩選：①剔除ST、*ST公司；②剔除金融、保險行業的公司；③剔除數據缺失的公司。最終得到7008個樣本觀測值。

本文的數據來源如下：①黨組織參與治理的數據是通過查找上市公司年報及相關網站披露的公司董事、監事和高管是否兼任黨組織成員的相關信息手工收集而來；②內部控制質量的數據源于迪博數據庫“內部控制指數”；③法制環境的數據源于王小魯等[13]編制的市場化指數體系中“市場中介組織的發育和法律制度環境”這一分指標；④媒體關注的數據源于CNRDS數據庫；⑤其余數據均源于CSMAR數據庫。為降低極端值的影響，對所有連續變量在上下1%分位上進行雙邊縮尾處理。

（二）變量選擇及定義

1.被解釋變量：內部控制質量。本文以迪博公司整理的上市公司內部控制數據庫為基礎，內部控制質量以其公布的“內部控制指數”來衡量。參考逯東等[12]的處理方法，將指數加1取自然對數予以標準化處理，記作IC，作為內部控制質量的代理變量。該指標值越大，說明企業內部控制質量越高。

2.解釋變量：黨組織參與治理。《準則》的修訂，將黨建內容寫入了國有控股上市公司章程，為黨組織參與治理提供了制度保障，并規定了“雙向進入、交叉任職”的具體路徑。因此，以黨委會成員是否在上市公司董事會、監事會和高級管理層中任職作為黨組織參與治理的代理變量，記作Party。即將黨委會成員在公司董事會、監事會或高級管理層中任職賦值為1，否則為0。

3.調節變量。本文的調節變量有：①法制環境。采用王小魯等[13]編制的市場化指數體系中“市場中介組織的發育和法律制度環境”這一分指標衡量法制環境，該指標值越大，說明該企業所處地區的法律環境越好。設置虛擬變量（Law_D）作為法制環境的代理變量，當企業所在省份的指標值小于樣本中位數時，Law_D賦值為1，表明企業所處地區的法制環境較差，否則賦值為0。該指數包含1997～2016年的數據，而本文使用的是2012～2019年的數據，參考俞紅海等[14]的處理方法，2017～2019年的數據以2009～2016年各地區指數的平均增長幅度推算而來。②媒體關注。本文采用CNRDS數據庫中的“報刊財經間基本信息”中披露的全部公司提及次數按年度加總后作為企業的年媒體報道次數，將其加1取自然對數予以標準化處理，以此衡量媒體關注，該值越大，說明企業受到媒體關注度越高。設置虛擬變量（Media_D）作為媒體關注的代理變量，當該值低于樣本行業中位數時，Media_D賦值為1，表明企業受到較少的媒體關注，否則賦值為0。

4.控制變量。參考已有研究[1，12]，本文選取了下列控制變量：公司規模（Size）、主營業務增長率（Growth）、資產負債率（Lev）、兩職合一（Dual）、資產凈利率（ROA）、獨立董事比例（Ratio）、董事規模（Board）、市 場 化 進 程（Market）、股 權 集 中 度（Top10）、企業年齡（Age）、機構投資者持股比例（Inst）。最后，還控制了年度（Year）和行業（Industry）的固定效應。具體變量定義及說明如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為了檢驗國有企業黨組織參與治理對內部控制質量的影響，本文構建如下模型：

其中：IC表示企業的內部控制質量，Party表示黨組織參與治理，Controls表示各控制變量。在模型（1）中，若Party的系數α1顯著為正，則說明黨組織參與治理促進了國有企業內部控制質量的提升，即驗證了H1。

為了檢驗各調節變量在黨組織參與治理對內部控制質量的影響中所起的作用，本文構建如下模型：

其中：Adjust表示各調節變量。如果β3顯著為正，則表明各調節變量對黨組織參與治理與內部控制質量的正相關關系起到了促進作用，即驗證了H2、H3。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計和相關性分析

1.描述性統計。本文對主要變量進行了描述性統計，結果如表2所示。從內部控制質量（IC）來看，樣本公司IC的均值為6.462，最大值和最小值分別為6.713和0，表明我國國有上市公司之間的內部控制質量存在較大差異。從國有企業黨組織參與治理來看，Party的均值為0.875，表明黨組織參與治理的國有企業占總樣本的87.5%。從各控制變量來看，其均值與已有研究[12]大致相符。

表2 變量的描述性統計

2.相關性分析。本文對主要變量進行了相關性分析，發現IC與Party的系數均為正，且在1%的水平上顯著，說明黨組織參與治理顯著提高了國有企業的內部控制質量，初步驗證了H1。相關性分析結果還表明各變量間的相關系數均低于0.5。此外，本文還進行了方差膨脹因子VIF檢驗，VIF值均低于2。由此可知，各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）回歸結果及分析

1.黨組織參與治理與內部控制質量。本文首先考慮的是黨組織參與治理是否會影響國有企業的內部控制質量，其回歸結果如表3所示。在第（1）列中，只引入了黨組織參與治理單一解釋變量，可以看出黨組織參與治理（Party）的系數為0.177，且在1%的水平上顯著；在第（2）列中，加入公司層面的控制變量，黨組織參與治理（Party）的系數仍在1%的水平上顯著為正；在第（3）列中，在回歸模型中進一步控制了年份和行業的固定效應，回歸結果顯示黨組織參與治理（Party）的系數仍在1%的水平上顯著為正。整體而言，表3的回歸結果表明，黨組織參與治理能夠有效提高國有企業的內部控制質量，并且不受控制變量的影響，H1得以驗證。

表3 黨組織參與治理與國有企業內部控制質量

從控制變量來看，市場化進程（Market）越快、資產凈利率（ROA）越高、企業規模（Size）越大、獨立董事比例（Ratio）越高，國有企業的內部控制質量越高；企業年齡（Age）越大，國有企業內部控制質量越低。該結果與以往研究[2，12]和預期方向相符。

2.法制環境、媒體關注的調節效應。本文進一步分析在外部治理機制缺失的情況下黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的影響，回歸結果如表4所示。第（1）列和第（2）列是基于法制環境調節效應的回歸結果。在第（1）列中，法制環境（Law_D）的系數為-0.15，且在10%的水平上顯著，說明在法制環境較差的地區，國有企業的內部控制質量相對較差。同時，黨組織參與治理（Party）的系數在1%的水平上顯著為正，黨組織參與治理與法制環境的交互項（Party×Law_D）系數在10%的水平上顯著為正。這就在一定程度上支持了本文的邏輯，說明黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的提升作用在法制環境較差的地區更為顯著，即較差的法制環境能夠強化黨組織參與治理與內部控制質量之間的正相關關系。第（2）列控制了年度和行業固定效應，其結果與第（1）列大致相符，H2得以驗證。

表4 法制環境、媒體關注的調節效應

第（3）列和第（4）列是基于媒體關注調節效應的回歸結果。在第（3）列中，媒體關注（Media_D）的系數為-0.174，且在5%的水平上顯著，說明國有企業所受到的媒體關注度越低，外部監管力量越弱，其內部控制質量越差。同時，黨組織參與治理（Party）、黨組織參與治理與媒體關注的交互項（Party×Media_D）系數都為正，且都在5%的水平上顯著。這說明黨組織參與治理對國有企業內部控制質量具有顯著的促進作用，且這種促進作用在受到的媒體關注度較低時會更加明顯，即低媒體關注度能夠正向調節黨組織參與治理與內部控制質量之間的正相關關系。第（4）列控制了年度和行業固定效應，其結果與第（3）列基本一致，H3得以驗證。

以上研究結果表明，黨組織參與治理作為一種非正式替代機制，能夠有效彌補外部治理機制失靈對內部控制質量產生的負面影響，進一步證實了黨組織的內部治理效應。

（三）進一步分析

本文按照國有企業實際控制人層級不同將其區分為中央國企和地方國企。由于中央國企和地方國企在監管機制以及代理問題上存在差異，其內部控制制度的實施效果不一，現有研究充分表明，中央國企的內部控制質量優于地方國企[2，15]，因此，本文認為黨組織參與治理在不同層級控制人的情況下對內部控制質量具有異質性影響。

首先，相較于中央國企，地方國企中所存在的委托代理沖突更為嚴重。在分權改革后，中央政府賦予地方政府部分自主權，這意味著國有企業的剩余索取權和剩余控制權在地方政府和地方國企管理層之間進行二次分配，地方國企的委托—代理關系層級增加，故相較于中央國企，地方國企的控制鏈更長、委托代理問題更為嚴重和突出，進而其內部控制質量更差[7]。其次，地方國企可能趨于逐利化目標而對內部控制建設的關注度不夠。中央政府向地方政府下放部分自主權后，地方政府在一定程度上是“自負盈虧”的，這就極大地刺激了地方政府追求利潤的積極性。因此，地方國企可能更關注企業能為當地政府帶來多少利益，從而更重視經營效益而忽視對內部控制的建設。最后，中央國企在內部控制建設方面已經處于國有企業的前端。中央國企的控股股東通常為中央各部委，其無論是在資源調配力還是職權范圍上均優于控制地方國企的地方各部委。故相較于地方國企，中央國企在人力、物力、財力等方面具有更大的優勢，其在內部控制建設的投資上也更為充分。由于中央國企在內部控制建設方面已經處于國有企業的前端，故其內部控制質量的提升空間有限，而地方國企的內部控制質量與中央國企相比相差甚遠，且亟須完善，故相較于中央國企，黨組織的內部治理效應在地方國企中更為顯著。基于此，本文進行了黨組織治理效應的異質性檢驗。

表5報告了基于不同層級控制人的分組回歸結果，展示了在不同層級控制人的情況下，黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的影響。結果表明，不論是否控制年度和行業固定效應，在中央國企中，黨組織參與治理（Party）與內部控制質量（IC）的系數雖然都為正，但都未達到統計意義上的顯著性水平；而在地方國企中，黨組織參與治理（Party）與內部控制質量（IC）的系數都為正，且在1%的水平上顯著，說明黨組織參與治理能有效提高地方國企的內部控制質量，而對中央國企內部控制質量的提升作用有限。為了進一步驗證本文結論的可靠性，還采取了suest組間系數差異檢驗，檢驗結果顯示黨組織參與治理（Party）的系數在兩組之間的差異顯著。以上結果表明，黨組織的內部治理效果會因實際控制人性質的不同而存在差異，相對于中央國企，黨組織參與治理能顯著提高地方國企的內部控制質量，即黨組織參與治理對地方國企和中央國企內部控制質量的影響存在異質性。

表5 黨組織參與治理、不同層級控制人與內部控制質量

（四）路徑機制分析

為了更好地理解黨組織參與治理提高國有企業內部控制質量的作用機理，本文進一步探索黨組織參與治理影響國有企業內部控制質量的路徑機制。

參考王燁等[16]的研究方法，以迪博數據庫中內部控制披露分項指數進行回歸。內部控制披露指數是以內部控制五要素（內部環境Environment、風險評估Risk、控制活動Control、信息與溝通Information、內部監督Supervision）這五大與企業內部控制質量密切相關的信息指標構成，較為全面地刻畫了企業內部控制水平，權威性和認可度較高。如表6所示，第（1）～（5）列分別是基于內部控制五要素的回歸結果。結果顯示，黨組織參與治理（Party）與內部環境（Environment）的系數在10%的水平上顯著為正；與內部監督（Supervision）在5%的水平上顯著正相關。這說明相較于黨組織沒有參與治理的企業，黨組織參與治理能夠顯著改善企業的內部環境、強化內部監督。黨組織參與治理后，在基層黨員身份認同的內生驅動下，會自覺將嚴明的紀律帶入企業的經營管理中，且黨委會擁有人事任免權，可以對不作為的重要崗位人員進行調換，這在一定程度上能使企業長期處于較好的內部環境中。同時，由于黨組織成員擁有管理層和黨員雙重身份，更有利于其對經理人自利行為以及日常生產經營活動開展效果進行監督。因此，黨組織參與治理通過改善企業的內部環境、強化內部監督，保證內部控制質量的提高。

表6 黨組織參與治理與內部控制五要素

本文參考溫忠麟、葉寶娟[17]的中介路徑三步法構造中介效應檢驗方程組：如果σ1、α1、β1均顯著，但β2不顯著，則認為M存在完全中介效應；如果σ1、α1、β1、β2均顯著，則認為M存在部分中介效應。

1.內部環境路徑。為了檢驗內部環境中介路徑，選用信息透明度（Tran）作為衡量內部環境的代理變量。有研究表明，信息透明度越高，企業的內部信息環境越好[18]。本文參考陳亞光和儲婕[19]的研究方法，以深交所、滬交所披露的信息透明度等級為準，將樣本分為優秀、良好、及格、不及格四個等級，并對其以4、3、2、1賦值，記為Tran，該數值越大，表明企業信息透明度越高，內部環境越好。根據修正的Jones模型[20]，對以下模型進行估算，得到可操縱性應計盈余（DA）并將其取絕對值，記為abs_DA，該數值越大，表明企業盈余的可操縱性越強，信息透明度越低，內部環境越差。

內部環境中介路徑的檢驗結果如表7所示。在第（1）列中，黨組織參與治理（Party）與可操縱性應計盈余（abs_DA）的系數為負，且在1%的水平上顯著，說明黨組織參與治理降低了企業盈余的可操縱性；第（2）列中，可操縱性應計盈余（abs_DA）與內部控制質量（IC）的系數在10%的水平上顯著為負，表明盈余可操縱程度越弱的企業其內部控制質量越高。在第（3）列中，黨組織參與治理（Party）與信息透明度（Tran）在1%的水平上顯著正相關，說明相較于黨組織未參與治理的企業，黨組織參與治理顯著提高了企業的信息透明度；在第（4）列中，信息透明度（Tran）與內部控制質量（IC）的系數在1%的水平上顯著為正，表明信息透明度越高的企業其內部控制質量越高。總體而言，表7的結果表明，當黨組織參與治理后，企業盈余的可操縱性更弱且信息透明度更高，內部環境得到改善，這意味著內部環境起到了部分中介作用，也證實了本文的第一條路徑，即“黨組織參與治理→改善內部環境→提高內部控制質量”。

表7 內部環境中介路徑

2.內部監督路徑。為了檢驗內部監督中介路徑，選用管理費用率（MER）、企業違規（Fraud）作為衡量內部監督的代理變量。以往的研究表明，當企業的“內部人控制”問題更嚴重[6]、違規傾向更突出時[21]，其內部監督功能往往更弱。本文參考王元芳、馬連福[6]的研究方法，以管理費用率（MER）來衡量“內部人控制”問題，管理費用率（MER）為管理費用與營業收入之比，該數值越大，表明企業的“內部人控制”問題越嚴重，內部監督越弱。參考陸瑤、胡江燕[22]的研究方法，設置企業違規虛擬變量（Fraud），數據源自Wind數據庫，若企業該年度有違規行為則賦值為1，否則為0。

內部監督中介路徑的檢驗結果如表8所示。在第（1）列中，黨組織參與治理（Party）與管理費用率（MER）的系數在1%的水平上顯著為負，說明黨組織參與治理明顯緩解了“內部人控制”問題；在第（2）列中，管理費用率（MER）與內部控制質量（IC）在10%的水平上顯著負相關，表明“內部人控制”問題的緩解可以促進企業內部控制質量的提升。在第（3）列中，黨組織參與治理（Party）與企業違規（Fraud）呈負相關關系，且在1%的水平上顯著，說明相較于黨組織未參與治理的企業，黨組織參與治理的企業其違規行為明顯減少；在第（4）列中，企業違規（Fraud）與內部控制質量（IC）的系數在10%的水平上顯著為負，表明隨著企業違規行為減少，其內部控制質量顯著提高。總體而言，表8的結果表明，當黨組織參與治理后，能有效緩解企業的“內部人控制”問題且明顯減少違規行為，這意味著黨組織充分發揮了其監督職能，內部監督起到了部分中介作用，進而證實了本文的第二條路經，即“黨組織參與治理→強化內部監督→提高內部控制質量”。

表8 內部監督中介路徑

五、穩健性檢驗

（一）替換關鍵變量

考慮到變量度量方式可能帶來的偏誤，本文參考王燁等[16]的研究，采用迪博數據庫中“內部控制披露指數”來衡量“內部控制質量”，并將其除以100予以標準化處理，記為ICID；參考李萬福等[23]的研究，選用Wind數據庫中審計報告意見類型，設置“審計意見虛擬變量（IC_D）”來衡量“內部控制質量”，當企業出具標準無保留意見的審計意見時，將IC_D賦值為1，表明內部控制質量好，否則為0；參考馬連福等[24]的研究，用國有企業中董事、監事和高級管理人員中黨委會人數除以董事、監事和高級管理人員總人數作為“黨組織參與治理”的代理變量，記為Party_ratio。

表9列出了對模型（1）進行關鍵變量替換后的回歸結果：第（1）列基于內部控制披露指數（ICID）得出，第（2）列基于審計意見虛擬變量（IC_D）得出，第（3）列基于國有企業中董事、監事和高級管理人員中黨委會人數占董事、監事和高級管理人員總人數的比例（Party_ratio）得出。結果表明，黨組織參與治理（Party）與內部控制披露指數（ICID）、審計意見虛擬變量（IC_D）的系數均為正，且在5%的水平上顯著；黨委會成員比例（Party_ratio）與內部控制指數（IC）正相關，且在1%的水平上顯著。綜上所述，在改變自變量、因變量度量方式后，回歸結果基本與前文保持一致，說明本文的主要研究結論對黨組織參與治理指標及內部控制質量指標不具有敏感性。

表9 替換關鍵變量的回歸結果

（二）雙聚類檢驗

前文的基礎回歸僅在公司層面進行了聚類調整。考慮到模型設定上潛在的異方差和自相關問題，本文采取雙向聚類（Two-way Cluster Method）的方法，按公司和年度同時進行聚類調整。回歸結果如表10所示，第（1）列中，只引入了黨組織參與治理單一解釋變量，黨組織參與治理（Party）與內部控制質量（IC）在1%的水平上顯著正相關，在陸續加入控制變量后，顯著性保持不變。這表明在同時控制了公司和時間維度潛在的異方差和自相關問題后，黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的提升作用仍然顯著。

表10 雙聚類檢驗結果

（三）2SLS檢驗

考慮到回歸模型中可能存在內生性問題，以及回歸模型可能忽略了一些同時影響兩者的因素，本文構造了同行業同年度均值（Z1）、同地區同年度均值（Z2）兩個工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）估計來控制可能存在的內生性問題。回歸結果如表11所示，第（1）列為第一階段的回歸結果，工具變量Z1、Z2與解釋變量（Party）的系數均為正，且在1%的水平上顯著，估計的最小特征值F為736.249，遠大于10%水平上的臨界值19.93，通過了弱工具變量的檢驗。第（2）列為第二階段的回歸結果，Party的系數在1%的水平上顯著為正，且Hansen J的P值為0.304，表明工具變量Z1、Z2與殘差項不相關，通過了有效性檢驗。總體來說，工具變量的回歸結果與表3基本相符，進一步證實了本文結論的穩健性。

表11 2SLS檢驗

（四）安慰劑檢驗

就本文的結論而言，考慮到黨組織參與治理對內部控制質量的顯著影響可能來自于某些隨機因素，因此，借鑒劉瑞明等[25]的方法進行安慰劑檢驗，按照黨組織參與治理的情況，使其隨機生成處理組重復進行1000次回歸，并繪制相應的t值核密度圖，如圖1所示。

圖1 安慰劑檢驗：隨機處理后的系數分布

觀察得到：隨機模擬得出的系數集中分布在0附近，將其與表3中真實回歸的t值進行對比后發現，真實回歸系數的t值完全獨立于隨機模擬回歸的系數分布之外。這說明，黨組織參與治理對國有企業內部控制質量的影響比較穩健，并非偶然因素導致。

六、研究結論與啟示

本文基于國有企業積極推動黨組織建設的制度背景，從內部控制質量的視角，經由內部環境和內部監督渠道，打開了國有企業黨組織參與治理影響內部控制質量的黑箱。研究發現：①在黨組織參與治理時，國有企業內部控制質量顯著提高；②黨組織參與治理能夠有效彌補外部治理制度失靈對企業內部控制質量產生的消極影響，即在法制環境較差和媒體關注較少的國有企業，黨組織的內部治理效應更為顯著；③黨組織的內部治理效應存在異質性，即黨組織參與治理能夠有效促進地方國企內部控制質量的提升，而對中央國企內部控制質量的提升作用有限；④黨組織參與治理通過改善國有企業內部環境、強化內部監督，進而保證內部控制質量的提高。

本文進一步凸顯了基層黨組織在國有企業發展過程中的重要性，并為當前黨組織參與國有企業治理的正面效應補充了經驗證據，具體啟示如下：①對于國有企業來說，積極開展黨組織建設工作是其改善內部治理環境、強化內部監督，進而提高內部控制質量的重要手段，企業應對此予以高度關注，充分發揮其治理和監督作用，全面提升國有企業內部控制質量。②國有企業要重視黨組織嵌入在外部治理制度缺失時的替代作用，在外部治理制度失靈時相關部門應積極推動國有企業黨組織參與治理。