外部董事資本、黨組織治理與企業投資效率研究

張顥嚴，蔣亞朋

(沈陽工業大學 管理學院，遼寧 沈陽 110870)

1 引言

國有企業對國計民生發揮著至關重要的作用，其公司治理一直以來備受關注。馬連福、王元芳和沈小秀(2012)認為黨組織治理是中國國有企業公司治理的特色，目前并將長期沿用黨政共管二元體制，黨組織參與公司治理將在國有企業中發揮重要作用[1]。文章引入黨組織治理作為調節變量，考察外部董事資本對企業投資效率的影響。

2 理論分析與研究假設

2.1 外部董事資本與投資效率

在我國國有企業集團中引入外部董事，并利用其自身的人脈和關系網絡形成自身的資本。萬偉和曾勇(2013)發現外部董事較多可在董事會的投資決策過程中起到監督制衡內部董事的作用，促進企業投資績效的改善[2]。隨著企業的發展和資本的積累，投資成為企業擴張規模的必經之路。王桂英、岳仕巖和張偉(2020)研究中央企業董事會試點改革對提高其控股子公司的投資治理效率，發現外部董事比例越高，控股子公司投資治理效率越高[3]。外部董事豐富的行業經驗有助于企業管理層積累人脈資源和社會網絡關系，緩解信息不對稱、降低代理成本，從而提高企業投資效率。因此文章提出以下假設：

H1：外部董事資本與企業投資效率呈正相關。

2.2 外部董事資本、黨組織治理與企業投資效率

國務院國有資產監督管理委員會為了更好地規范經理人的行為，將黨組織嵌入國有企業的公司治理，這一措施對有效規范國企經理人的機會主義行為具有重要作用。國企黨員干部通過“雙向進入，交叉任職”的方式加入董事會中參與公司治理。外部董事和黨組織領導都是黨員干部，對國家負責，通過“雙向進入，交叉任職”等方式參與董事會治理。任廣乾和田野(2018)剖析國有企業特征及其對中國經濟發展的重要性，認為黨組織融入公司治理對非效率投資具有抑制作用[4]。將黨組織治理與外部董事資本相結合，可以有效提升投資效率。因此文章提出以下假設：

H2：黨組織治理在外部董事資本與企業投資效率中具有正向調節作用。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

文章以2016—2020年為研究區間，選取國企集團控股上市公司為研究樣本。最終選取392家公司和1921條觀測值。投資效率利用國泰安數據庫收集并用Richardson模型估計獲得。利用Stata統計軟件對數據進行上下2.5%的縮尾處理、回歸分析。

3.2 變量定義

被解釋變量：文章借鑒Richardson(2006)模型構建投資效率測度模型進行回歸，利用投資效率模型回歸得到的殘差估計企業投資效率。具體模型結構如式(1)所示。

Investi, t=α0+α1Growthi, t-1+α2Levi, t-1+α3Cashi, t-1+α4Agei, t-1+α5Sizei, t-1+α6Returnsi, t-1+α7Investi, t-1+∑Industry+∑Year+ε

(1)

解釋變量：外部董事資本作為解釋變量，由于外部董事資本同多方面構成，所以綜合考慮外部董事資本指標，利用主成分分析法將指標進行擬合，提取出最具代表性的主成分進行回歸分析。外部董事資本具體指標定義為X1外部董事年齡之和/外部董事人數表示。X2外部董事中男性賦值1，女性賦值0。X3外部董事學歷為高中及以下賦值1，大專賦值2，本科賦值3，碩士賦值4，博士賦值5，然后通過布羅異質性指數進行計算。X4外部董事任期之和/外部董事人數。X5外部董事具有注冊會計師資格或高級職稱賦值1，否則為0。X6外部董事現在或曾經有過國外學習或工作經歷賦值1，否則為0。X7曾經擔任或現在同時擔任其他國企單位董事、高管人數/外部董事人數。X8外部董事曾經在銀行或非銀行金融機構任職賦值1，否則為0。X9外部董事現在或曾經在政府、人大、政協擔任職務的人數/董事會人數。其中學歷通過布羅異質性指數計算，指數越大異質性越高，學歷差異越大。利用KMO值和巴特利特球形度檢驗檢查是否適合進行主成分分析。結果顯示：KMO值為0.725>0.7；巴特利特球形度檢驗顯著性為0。通過KMO值和巴特利特球形度檢驗說明樣本數據適合進行主成分分析。主成分分析通過總方差解釋得出結果，顯示其中成分6特征值為0.94，在成分6之前的特征值均大于1，方差累積貢獻率達到85.206%，表明有5個主成分對原始數據指標更具代表意義，可以很好解釋外部董事資本。最終以各主成分的方差貢獻率為權重得出外部董事資本，具體如式(2)所示：

BC=0.2685F1+0.2368F2+0.1267F3+0.1123F4+0.1077F5

(2)

調節變量：文章選取黨組織治理作為調節變量，將黨組與董事會成員重合人數/董事會總人數、黨組與監事會成員重合人數/監事會總人數、黨組與管理層成員重合人數/管理層總人數作為衡量 “雙向進入”的指標。將黨組織書記或副書記是否兼任董事長、監事會主席和總經理作為衡量“交叉任職”的指標。

控制變量：選取公司規模、資產負債率、企業成長性、經營現金流、高管薪酬、股權集中度、托賓Q值、獨立董事比例，同時還固定了行業效應和年份效應。

模型構建：文章基于以上分析，為檢驗外部董事資本與投資效率之間的關系，構建回歸模型(3)至(6)，具體模型如下所示：

EOIi, t=β0+β1BCi, t+β2Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ε

(3)

EOIi, t=γ0+γ1BCi, t+γ2PartyDi, t+γ3BCi, t×PartyDi, t+γ4Controlsi, t+∑Industry+∑Year+ε

(4)

EOIi, t=φ0+φ1BCi, t+φ2PartyMi, t+φ3BCi, t×PartyMi, t+φ4Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ε

(5)

EOIi, t=χ0+χ1BCi, t+χ2CrossPartyi, t+χ3BCi, t×CrossPartyi, t+χ4Controlsi, t+∑Industry+∑Year+ε

(6)

在模型(3)中，若β1顯著為正則假設H1成立。若系數γ3、φ3、χ3顯著為正，則假設H2成立。Industry和Year分別是行業和年份虛擬變量，ε是殘差項。

4 實證分析

4.1 描述性分析

通過分析可知，投資效率均值0.02，方差0.02，說明樣本數據間的投資效率存在差異，但差異不大。外部董事資本均值0.03，方差-0.01，表明不同企業外部董事情況存在區別，有一半外部董事資本低于均值。“雙向進入”中董事會均值0.4，方差0.17，表明不到一半的企業存在黨組成員與董事會重合現象。其管理層均值0.52，方差0.19，表明超過一半的企業存在黨組成員與管理層重合現象；“交叉任職”均值0.95，方差0.22，表明絕大部分企業存在交叉任職現象。控制變量整體來看差距較大，但不影響研究。

4.2 回歸分析

4.2.1 外部董事資本與投資效率的回歸分析

對1921個觀測值，通過SPSS軟件回歸分析可知，在沒有進行行業和年份固定效應控制時，BC的回歸系數為0.277，T值為25.47，回歸結果在1%水平上顯著正相關。R2為0.233，調整R2為0.232。隨后將控制變量依次加入進行回歸分析，發現R2為0.286，調整R2為0.283，表明回歸結果的擬合度變好。當進行固定效應控制時BC的回歸系數為0.269，T值為23.10，在1%水平下顯著正相關，R2為0.267，調整R2為0.309。隨后將控制變量加入進行回歸分析，發現R2為0.277，調整R2為0.316。回歸結果表明外部董事資本的增加有助于提升企業投資效率。假設H1得到驗證。

4.2.2 黨組織治理對外部董事資本與投資效率調節作用的回歸分析

再次利用1921個觀測值進行回歸分析，首先進行“雙向進入”中黨組成員與董事會人員重合對外部董事資本與投資效率的調節作用，在沒有進行行業和年份固定效應控制時，BC×PartyD系數為0.071，T值為2.94；當進行固定效應控制時，系數為0.143，T值為5.00，均在1%水平上顯著正相關，即γ3顯著為正。其次進行“雙向進入”中黨組成員與管理層人員重合對外部董事資本與投資效率的調節作用，在沒有進行行業和年份固定效應控制時，BC×PartyM系數為0.38，T值為6.55；當進行固定效應控制時系數為0.39，T值為6.78，均在1%水平上顯著正相關，即φ3顯著為正。最后進行“交叉任職”對外部董事資本與投資效率的調節作用分析，沒有固定效應控制時BC×Crossparty系數為0.84，T值為3.5，固定效應控制后系數為0.149，T值為5.37，均在1%水平上顯著正相關，即χ3顯著為正。黨組織治理在外部董事資本與企業投資效率中具有正向調節作用，假設H2得到驗證。

5 結論與啟示

文章得出以下結論：一是外部董事資本與企業投資效率之間顯著正相關，表明外部董事資本越豐富越有利于企業投資效率的提升。外部董事可以通過自身優勢，幫助企業獲得便利資源，對企業的日常生產經營和長遠發展具有積極的影響。二是黨組織治理與外部董事資本交互項的系數顯著為正，黨組織治理對外部董事資本與企業投資效率之間具有正向調節作用。表明外部董事資本與黨組織治理相結合可更好地發揮黨在國有企業公司治理中的作用，將黨組織治理嵌入國有企業發展中有利于提高企業投資效率。