翟淑萍 毛文霞 白夢詩

(天津財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，天津 300222)

一、引言

高杠桿所引發(fā)的系統(tǒng)性風(fēng)險已受到國家和社會各界的廣泛關(guān)注，為防范化解重大金融風(fēng)險，“去杠桿”已成為我國宏觀經(jīng)濟政策的重要內(nèi)容之一(馬草原和朱玉飛，2020)[21]。長期以來，較之于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的高負債一直備受關(guān)注，2012―2019年國有企業(yè)的資產(chǎn)負債率明顯高于同期民營企業(yè)以及所有上市公司的平均水平(如圖1所示)。如何有效降低國有企業(yè)杠桿率，成為化解我國經(jīng)濟體系債務(wù)風(fēng)險的核心問題。事實上，早在2012年國家就下發(fā)了《關(guān)于進一步加強中央企業(yè)債務(wù)風(fēng)險管控工作的通知》，要求嚴格管控國有企業(yè)債務(wù)。2015年12月，中央經(jīng)濟工作會議明確提出去杠桿是政策性任務(wù)，強調(diào)降低企業(yè)杠桿率是“去杠桿”工作的核心任務(wù)。自此，我國正式進入強制性去杠桿階段，而國有企業(yè)成為企業(yè)去杠桿工作的重中之重。2017年7月15日，在全國金融工作會議上，習(xí)近平總書記強調(diào)“要把國有企業(yè)降杠桿作為重中之重，抓好處置‘僵尸企業(yè)’”；2018年9月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于加強國有企業(yè)資產(chǎn)負債約束的指導(dǎo)意見》提出，全國國有企業(yè)平均資產(chǎn)負債率在2020年末較2017年末下降兩個百分點。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)看(見圖1)，在政策性壓力下國有企業(yè)去杠桿工作的確取得了一定進展。自2013年起，國有企業(yè)平均資產(chǎn)負債率呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，而對于去杠桿政策壓力較小的民營企業(yè)，其平均資產(chǎn)負債率則一直處于上下波動狀態(tài)，并未表現(xiàn)出穩(wěn)定下降的趨勢。

圖1 企業(yè)杠桿率變動趨勢

值得注意的是，國有企業(yè)是否真如報表所反映的正在穩(wěn)步執(zhí)行去杠桿政策呢？可能并不盡然。許曉芳和陸正飛(2020)[31]、許曉芳等(2020)[30]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)為了迎合政策和監(jiān)管要求，會存在“杠桿操縱”行為，即通過采用表外負債、名股實債以及其他會計手段來降低資產(chǎn)負債表中所呈現(xiàn)的杠桿率，以達到形式上去杠桿的目的。由此可見，圖1所呈現(xiàn)的國有企業(yè)杠桿率持續(xù)下降趨勢并非是其去杠桿情況的真實反映，而是摻雜了杠桿操縱因素的結(jié)果。杠桿操縱并未降低企業(yè)的真實財務(wù)風(fēng)險，反而會誤導(dǎo)外部信息使用者做出錯誤決策，進而增加資本市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，嚴重違背了國家實施去杠桿的政策初衷。因此，如何治理國有企業(yè)的杠桿操縱從而保證國家去杠桿政策取得實效，是個亟待解決的問題，然而目前尚無研究涉及。

黨組織治理是我國政治體制下的創(chuàng)新型公司治理模式，是國有企業(yè)治理的一個鮮明特征。關(guān)于黨組織的公司治理效果，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，黨組織在國有企業(yè)治理中發(fā)揮了積極作用，如約束大股東掏空(Chang and Wong，2004)[3]、減少國有資產(chǎn)流失(陳仕華和盧昌崇，2014)[11]、緩解第二類代理問題(余怒濤和尹必超，2017)[32]、提高投資效率(Li et al.，2018)[7]等。但也有少量文獻認為黨組織治理與公司治理水平呈倒“U”型關(guān)系(馬連福等，2012)[23]，且會增加企業(yè)冗余雇員規(guī)模(馬連福等，2013)[22]。由此可見，黨組織參與治理能否提升公司治理水平目前尚存爭議。那么，在我國進行結(jié)構(gòu)性去杠桿的政策環(huán)境下，對于國有企業(yè)的杠桿操縱行為，黨組織能否發(fā)揮積極的治理效應(yīng)以保障國有企業(yè)去杠桿政策落到實處，是個值得研究的話題。

基于此，本文首先參照許曉芳等(2020)[30]對于杠桿操縱的測度方法針對國有上市公司是否存在杠桿操縱進行了檢驗，結(jié)果表明，自2015年我國進入強制性去杠桿階段后，國有上市公司確實存在杠桿操縱；其次，本文理論分析并實證檢驗了黨組織治理對國有上市公司杠桿操縱行為的影響，發(fā)現(xiàn)黨組織以“雙向進入、交叉任職”方式參與治理能顯著抑制國有上市公司杠桿操縱。作用機理檢驗證實，黨組織治理通過提高企業(yè)信息透明度、降低管理層機會主義動機，抑制了企業(yè)杠桿操縱。進一步研究中，本文分別從不同的公司治理主體視角檢驗了黨組織治理與杠桿操縱關(guān)系的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)當(dāng)國有上市公司機構(gòu)投資者持股比例較低、高管政治晉升激勵較強以及產(chǎn)品市場競爭程度更高時，黨組織治理對杠桿操縱的抑制作用更為顯著。

本文主要研究貢獻有：(1)開創(chuàng)性地探討了杠桿操縱的治理機制，豐富了對于企業(yè)杠桿操縱的相關(guān)研究。目前關(guān)于企業(yè)杠桿操縱的研究，僅涉及動機、手段及測度方法(許曉芳和陸正飛，2020；許曉芳等，2020)[31][30]，但關(guān)于如何治理杠桿操縱的研究甚少，本文對此做了有益補充。(2)拓展了黨組織在公司治理方面的經(jīng)濟后果研究?，F(xiàn)有文獻雖大多發(fā)現(xiàn)黨組織治理能提升公司治理水平，但也有文獻對此得出了不同結(jié)論。因此，在研究尚存爭議的情況下，本文從杠桿操縱視角進一步檢驗黨組織在國有上市公司治理中的作用，為相關(guān)研究增加經(jīng)驗證據(jù)。(3)明晰了黨組織治理影響國有上市公司杠桿操縱的內(nèi)在機理，打開了黨組織對國有上市公司不當(dāng)財務(wù)行為發(fā)揮治理作用的“黑箱”。(4)分別從機構(gòu)投資者、國企高管以及產(chǎn)品市場競爭三個角度檢驗了黨組織與杠桿操縱關(guān)系的異質(zhì)性，進而驗證了黨組織作為國有上市公司內(nèi)部治理主體之一，與其他公司治理主體間的協(xié)調(diào)治理作用。

二、理論分析與研究假說

(一)黨組織治理與國有上市公司杠桿操縱

盡管政策性任務(wù)和經(jīng)營性任務(wù)的雙重壓力是引發(fā)國有上市公司進行杠桿操縱的主要誘因，但從公司治理層面進行深入剖析，其根源于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離下的委托代理問題。具體表現(xiàn)在：第一，政策性目標(biāo)的完成情況是影響國有上市公司高管考核的重要參考因素(陳春華等，2019)[8]。對于由政府任命的國企高管，由于其人事任免權(quán)掌握在政府手中，因此無論是保留現(xiàn)任職位抑或追求政治晉升，都需獲得政府的認可與支持，而實現(xiàn)“去杠桿”的政策性目標(biāo)則是迎合政府的重要途徑。第二，對于長期依賴債務(wù)融資的國有上市公司而言，去杠桿之路可謂異常艱難，要進行實質(zhì)性去杠桿無疑是對高管能力和毅力的雙重考驗。事實上，去杠桿并非是“為去而去”，而是通過去杠桿降低國有企業(yè)長久以來對預(yù)算軟約束的依賴，這對國有企業(yè)盈利能力是一個巨大挑戰(zhàn)。而盈利能力是影響企業(yè)去杠桿的關(guān)鍵因素(Chen et al.，2014；譚小芬等，2018)[4][26]。作為企業(yè)經(jīng)營管理的負責(zé)人，管理層在實質(zhì)性去杠桿后若不能帶領(lǐng)國有上市公司走出財務(wù)困境，實現(xiàn)穩(wěn)步發(fā)展，則是其管理能力缺失的表現(xiàn)，可能會因此喪失高管職位或未來職位晉升。此外，轉(zhuǎn)型之路通常是坎坷且曲折的，高管需要為此付出巨大的時間和精力，對熱衷于追求“平靜生活”的高管而言，可能更愿意選擇付出少且壓力小的杠桿操縱。第三，杠桿操縱的手段隱蔽性高且易于操作，為高管實施杠桿操縱提供了條件。杠桿操縱手段多樣，主要可歸納為表外負債、名股實債以及會計操縱手段(許曉芳和陸正飛，2020)[31]。其中，表外負債又包括租賃設(shè)計、避免并表、隱瞞或有負債等方式，名股實債包括回購、對賭、定期分紅和永續(xù)債等方式，相較于實質(zhì)性去杠桿，這些方式更易操作和實現(xiàn)。且由于杠桿操縱大多難以準(zhǔn)確計量或以“抽屜協(xié)議”約定，隱蔽性較高(陳紅等，2014)[9]。因此，基于委托代理問題下的國有上市公司高管更傾向于通過杠桿操縱來“實現(xiàn)”去杠桿目標(biāo)。

黨組織治理在國有企業(yè)市場化改革中發(fā)揮著政治引領(lǐng)作用。一方面，黨組織治理存在深厚的法理支撐。我國在《憲法》《中國共產(chǎn)黨章程》以及《中華人民共和國公司法》等多種法律法規(guī)和黨政文件中不僅明確了黨組織參與公司治理的主體資格，而且對黨組織治理的具體事項做出了明確規(guī)定，如黨組織參與公司重大事項決策，實行黨組織討論前置的決策程序，規(guī)定“黨管干部”的領(lǐng)導(dǎo)體制等，這些規(guī)定賦予了黨組織參與治理的權(quán)利和義務(wù)。另一方面，黨組織治理對內(nèi)部人控制形成有效制衡，彌補了國有企業(yè)的“所有者缺位”，極大地提升了國有企業(yè)治理能力。內(nèi)部人控制是國有企業(yè)經(jīng)歷放權(quán)讓利改革后留下的歷史性問題，由于內(nèi)部人與出資人的目標(biāo)不一致，內(nèi)部人在追求自身利益最大化時會損害股東利益和社會福利(王元芳和馬連福，2014)[27]。曾昭灶和李善民(2009)[33]發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移時，公司內(nèi)部人會通過操縱會計信息來掩蓋自身的機會主義行為。治理內(nèi)部人控制最有效的方式就是加強監(jiān)督。黨組織通過“雙向進入、交叉任職”的方式進入公司董事會、監(jiān)事會以及管理層中，不僅直接圍繞企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營活動開展工作，而且通過參與公司重大事項決策，發(fā)揮著“總攬全局、把關(guān)定向”的作用，對國有上市公司高管起到了直接監(jiān)督和制衡的作用(馬連福等，2012)[23]。同時，黨組織代表著國家和人民的利益，除了代其履行公司治理的職責(zé)以外，還要保障和監(jiān)督國家政策的貫徹執(zhí)行(李胡揚等，2021)[19]。綜上，黨組織參與國有上市公司治理，在具備深厚的法理支撐基礎(chǔ)上，通過參與企業(yè)經(jīng)營活動和決策，對管理層進行了有效的監(jiān)督和制衡，進而抑制杠桿操縱。

基于以上分析，本文提出以下假說：

H1：黨組織治理有效抑制了國有上市公司杠桿操縱。

(二)黨組織治理影響國有上市公司杠桿操縱的作用機理

管理層之所以能實施杠桿操縱且不被發(fā)現(xiàn)，根源還在于企業(yè)信息透明度不高。一般而言，企業(yè)信息透明度越高，市場參與者及監(jiān)管方就越容易了解企業(yè)真實的財務(wù)和經(jīng)營狀況，杠桿操縱難度就越大。黨組織參與治理通過提升企業(yè)對外信息披露質(zhì)量，提高企業(yè)信息透明度，進而抑制杠桿操縱行為。

黨組織治理通過規(guī)范企業(yè)行為，壓縮信息隱藏空間以及加強信息審核力度，提高了對外披露的信息質(zhì)量。第一，黨組織參與治理后，黨組成員通過“雙向進入、交叉任職”的方式進入董事會、監(jiān)事會或管理層，黨員的紀(jì)律修養(yǎng)和自我約束使其在決策制定和審議表決中遵章守紀(jì)、依規(guī)辦事，提高了企業(yè)在決策行為上的合法性和規(guī)范性。程海艷等(2020)[13]研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)黨組織治理有效抑制了企業(yè)真實盈余管理和應(yīng)計盈余管理。鄭登津等(2020)[35]發(fā)現(xiàn)黨組織嵌入民營企業(yè)能顯著降低企業(yè)財務(wù)違規(guī)行為。作為信息生成的源頭，企業(yè)行為的合法性和規(guī)范性直接提升了信息的客觀性和真實性。第二，黨組織參與治理進一步強化了上市公司“保護投資者利益，維護資本市場穩(wěn)定”的社會使命。維護資本市場的長期穩(wěn)定、健康發(fā)展是我國進一步深化經(jīng)濟體制改革的重要基礎(chǔ)，而資本市場穩(wěn)定的首要前提就是保護投資者的合法權(quán)益。黨組織參與治理后，在企業(yè)決策導(dǎo)向上更注重大局利益，對于與投資者利益密切相關(guān)的重大事項會主動予以披露，壓縮了高管的信息隱藏空間，抑制了高管的策略性信息披露，從而增加企業(yè)對外披露的信息含量。第三，黨組織參與治理不僅會加強地方黨委的宣傳力度，以推廣黨組織治理體系建設(shè)(程海艷和李明輝，2020)[14]，而且會吸引企業(yè)外部利益相關(guān)者對黨組織治理效果的關(guān)注，以保護自身利益。宣傳力度的加強和關(guān)注度的提高直接強化了企業(yè)的外部監(jiān)督機制，一旦企業(yè)所披露的信息有重大紕漏或虛假行為，參與治理的黨組成員將付出極高的政治成本和聲譽成本。因此，為了維護自身的政治聲譽和政治前途，黨組織參與治理后必然會加強對企業(yè)信息的審核力度，以保證高質(zhì)量的信息披露。程博等(2017)[12]發(fā)現(xiàn)，黨組織以“交叉任職”方式參與治理的國有上市公司更傾向于選擇規(guī)模較大的會計師事務(wù)所進行外部審計。綜上，黨組織治理通過規(guī)范企業(yè)行為、加強信息審核力度等措施改善企業(yè)信息披露質(zhì)量，提高企業(yè)信息透明度，加大了管理層杠桿操縱的難度，進而抑制杠桿操縱。

基于以上分析，本文提出以下假說：

H2：黨組織治理通過提高企業(yè)信息透明度有效抑制了國有上市公司杠桿操縱。

管理層機會主義動機可以用委托代理理論和理性經(jīng)濟人假設(shè)來解釋，即經(jīng)理人與股東都是追求自身利益最大化的理性經(jīng)濟人，目標(biāo)函數(shù)的不一致而導(dǎo)致經(jīng)理人與股東之間存在代理沖突(Jenson and Meckling，1976)[6]。一旦信息不對稱所導(dǎo)致的約束機制弱化，經(jīng)理人的機會主義動機轉(zhuǎn)化成行動便成為可能。杠桿操縱正是高管的機會主義動機在信息不對稱掩護下轉(zhuǎn)化成的一種機會主義行為。因此，抑制杠桿操縱的重要任務(wù)之一就是降低高管機會主義動機。

黨組織參與治理能有效降低管理層機會主義動機，進而抑制杠桿操縱。第一，“黨管干部”的領(lǐng)導(dǎo)體制下，黨組織參與治理強化了黨對高管的威懾作用，迫使高管減少杠桿操縱的機會主義動機。我國一直以來實行“黨管干部”的領(lǐng)導(dǎo)體制，黨組織掌握著對國企高管的人事任免權(quán)。因此，黨組織的存在無疑成為監(jiān)督和制約高管的一種制衡力量(馬連福等，2013)[22]，尤其對于長期處于“所有者缺位”“內(nèi)部人控制”的國有企業(yè)，監(jiān)督效應(yīng)的加強提高了高管機會主義行為被發(fā)現(xiàn)的概率，進而損害其未來的職業(yè)生涯和政治晉升。為了避免這種情況發(fā)生，高管會降低有悖于國家政策和利益的機會主義動機。第二，黨組織參與治理將黨的理念、原則進一步滲透到企業(yè)文化中，強化了高管的政治使命，使其從主觀意識上減少了杠桿操縱的機會主義動機。黨組織在國有企業(yè)中發(fā)揮著政治核心以及政治引領(lǐng)作用，黨組織參與治理更加強化了企業(yè)及管理層樹立守法經(jīng)營、誠實守信的觀念，提高企業(yè)高管遵紀(jì)守法的自覺性，包括在會計行為方面自覺遵守相關(guān)規(guī)則、準(zhǔn)則的要求，促使高管減少游走在規(guī)則邊緣的機會主義動機(程海艷等，2020)[13]。另外，國有上市公司經(jīng)理人雖然本身是黨員身份，但長期肩負著促進企業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟使命，其黨員的政治使命逐漸被淡化。黨組織的嵌入使得“為人民服務(wù)”“先鋒模范”等黨員精神進一步滲透到公司治理中，“喚醒”了經(jīng)理人的黨員意識(鄭登津等，2020)[35]，減少了與委托人(國家)的代理沖突，從而在主觀上降低進行杠桿操縱的機會主義動機。綜上，黨組織治理通過強化黨對管理層的威懾作用，滲透黨的理念，從而降低管理層機會主義動機，抑制國有上市公司杠桿操縱。

基于以上分析，本文提出以下假說：

H3：黨組織治理通過降低管理層機會主義動機有效抑制了國有上市公司杠桿操縱。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國自2015年底開始進入強制性去杠桿階段，債務(wù)規(guī)模大、杠桿率高的國有企業(yè)更是成為強制性去杠桿的主攻方向。在此背景下，國有企業(yè)進行杠桿操縱的動機增強，便于更清晰地考察黨組織治理對國有上市公司杠桿操縱的影響。鑒于此，本文以2015年作為樣本選取起始年，以2015―2019年滬深兩市A股國有上市公司為研究樣本，并對樣本數(shù)據(jù)進行了以下處理：(1)剔除ST、*ST的國有上市公司樣本；(2)剔除金融行業(yè)樣本；(3)剔除存在變量缺失值的樣本。經(jīng)篩選后，最終得到4296個公司-年度觀測值。為防止異常值影響研究結(jié)果，本文對主要連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。本文研究所需數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義與度量

1.被解釋變量：杠桿操縱

雖然許曉芳等(2020)[30]指出表外負債與名股實債是杠桿操縱最常使用的兩種手段，但在該兩種手段中又分別包含了不同的操作方式。然而，除個別操縱方式(如永續(xù)債)在財務(wù)報表中明確披露外，其他操縱方式多以表外形式或隱性合同(也稱“抽屜協(xié)議”)存在，因此無法從財務(wù)報表中直接獲得數(shù)據(jù)。

基于此，本文借鑒許曉芳等(2020)[30]的研究，采用XLT-LEVM法測度企業(yè)的杠桿操縱程度。根據(jù)杠桿操縱手段的不同，可將杠桿操縱測度方法分為基本的XLT-LEVM法和擴展的XLT-LEVM法。兩者的區(qū)別在于前者將杠桿操縱手段限定為表外負債與名股實債兩種，而后者在此基礎(chǔ)上又加入了其他會計操縱手段。許曉芳等(2020)[30]通過比較兩種方法下所估計的杠桿操縱程度后發(fā)現(xiàn)結(jié)果較為接近，表明上市公司杠桿操縱手段主要有表外負債和名股實債兩種。在計算步驟上，基本的XLT-LEVM法比擴展的XLT-LEVM法更為簡潔。由此，本文在主回歸中采用基本的XLT-LEVM法，同時采用擴展的XLT-LEVM法進行穩(wěn)健性檢驗。

基本的XLT-LEVM法具體計算方法如下：采用式(1)對企業(yè)i在t年的杠桿操縱程度進行測度，

其中：L E V Mi,t為企業(yè)杠桿操縱程度，D E B T B_TOTALi,t為企業(yè)賬面負債總額，DEBT_OBi,t為企業(yè)表外負債總額，DEBT_NSRDi,t為企業(yè)名股實債總額，ASSETB_TOTALi,t為企業(yè)賬面資產(chǎn)總額，LEVBi,t為企業(yè)賬面杠桿率。式(1)中的表外負債總額(DEBT_OBi,t)和名股實債總額(DEBT_NSRDi,t)的估計方法有預(yù)期模型法和行業(yè)中位數(shù)法(許曉芳等，2020)[30]。預(yù)期模型法的估計原理是：依據(jù)公司層面的一些變量構(gòu)建模型，測算出指標(biāo)的預(yù)期值(真實值)。隨后，將指標(biāo)的賬面值與預(yù)期值進行比較，若賬面值小于預(yù)期值，則可判定為不存在異常值；若賬面值大于預(yù)期值，則認為存在異常值，且異常值大小等于賬面值與預(yù)期值的差值。最后，通過異常值大小來測算表外負債或名股實債總額。在估計原理方面，行業(yè)中位數(shù)法與預(yù)期模型法基本一致。不同的是，行業(yè)中位數(shù)法以行業(yè)-年度企業(yè)的中位數(shù)作為預(yù)期值(真實值)與賬面值進行比較，但忽視了行業(yè)內(nèi)各企業(yè)間的異質(zhì)性。因此，相較于預(yù)期模型法，行業(yè)中位數(shù)法的估計值會存在較大偏差。因此，本文采用預(yù)期模型法來估計表外負債和名股實債兩個指標(biāo)。

2.解釋變量：黨組織治理

關(guān)于黨組織治理的度量方法，被廣泛采用的有兩種：一種是出自馬連福等(2012；2013)[23[22]的研究，以黨組織與董事會、監(jiān)事會及管理層的人員重合度進行度量，反映黨組織對公司治理的參與程度。但該方法可能會產(chǎn)生樣本數(shù)據(jù)因不服從正態(tài)分布而無法采用最小二乘估計的問題；另一種方法是借鑒陳仕華和盧昌崇(2014)[11]的研究，采用黨組織成員是否參與公司治理的二元指標(biāo)進行度量。該方法一定程度上克服了馬連福等(2012；2013)[23][22]的數(shù)據(jù)分布問題，盡量使數(shù)據(jù)符合呈正態(tài)分布的樣本屬性。

基于以上比較分析，本文采用陳仕華和盧昌崇(2014)[11]的度量方法，采用二元指標(biāo)度量黨組織參與治理情況。本文分別從“雙向進入”和“交叉任職”兩方面衡量黨組織治理。首先，設(shè)置二元變量PARTY衡量黨組織治理的“雙向進入”，具體為：黨組織成員中是否有兼任董事會、監(jiān)事會或管理層職務(wù)的，是則PARTY取值為1，否則為0；其次，設(shè)置二元變量PARCH衡量黨組織治理的“交叉任職”，若黨委書記有兼任(副)董事長、監(jiān)事會(副)主席、(副)總經(jīng)理職位，或是黨委副書記有兼任董事長、監(jiān)事會主席、總經(jīng)理職位的，PARCH取值為1，否則為0。

3.中介變量

本文參考孟慶斌等(2018)[24]的研究，采用分析師跟蹤人數(shù)度量企業(yè)信息透明度(TRAN)，分析師對企業(yè)的關(guān)注度越高，企業(yè)的內(nèi)部信息越容易被挖掘出來，則企業(yè)對外界的信息透明度就越高。同時，借鑒何瑛和馬添翼(2021)[18]的研究，采用自由現(xiàn)金流與資產(chǎn)的比值來衡量管理層機會主義動機(OPPOR)。因為企業(yè)持有的自由現(xiàn)金流越多，管理層可尋租空間就越大，則說明管理層機會主義動機就越強。其中，自由現(xiàn)金流=息前稅后利潤+折舊與攤銷－營運資本增加－資本支出。

4.控制變量

借鑒周茜等(2020)[36]、許曉芳等(2020)[30]，本文還控制了影響企業(yè)杠桿操縱的關(guān)鍵變量，具體變量名稱及定義如表1所示。

表1 主要變量定義

(三)模型設(shè)定

為了檢驗假說H1，即黨組織治理(PARTY/PARCH)對國有上市公司杠桿操縱(LEVM)的影響，本文構(gòu)建模型(2)：

模型(2)中，CTRL為控制變量，IND、YEAR分別為行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量。若假說H1成立，即黨組織治理抑制了國有上市公司杠桿操縱，則模型(2)中回歸系數(shù)α1應(yīng)顯著為負。

為了檢驗假說H2，即黨組織治理(PARTY/PARCH)通過提高企業(yè)信息透明度(TRAN)有效抑制了國有上市公司杠桿操縱(LEVM)，本文構(gòu)建模型(3)和(4)：

為了檢驗假說H3，即黨組織治理(PARTY/PARCH)通過降低管理層機會主義動機(OPPOR)有效抑制了國有上市公司杠桿操縱(LEVM)，本文構(gòu)建模型(5)和(6)：

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。為了統(tǒng)計樣本中進行杠桿操縱的企業(yè)所占比例，設(shè)置變量LEVM1，即國有上市公司是否進行了杠桿操縱，是則取值為1，否則為0。由表2可知，LEVM1均值為0.134，說明我國國有上市公司中有大約13.4%的企業(yè)進行了杠桿操縱。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

LEVM的最大值為0.206，說明國有上市公司杠桿操縱程度最高達到20.6%；PARTY與PARCH的均值分別為0.12、0.0915，說明在國有上市公司中，有12%的企業(yè)黨組織以“雙向進入”方式參與公司治理，有9.15%的黨組織以“交叉任職”方式參與公司治理，與柳學(xué)信等(2020)[20]的統(tǒng)計結(jié)果基本一致。LEVB的平均值為0.529，說明我國國有上市公司的平均杠桿率達到52.9%，相較于同期民營上市公司平均杠桿率39.6%以及全部上市公司平均杠桿率43.5%(由CSMAR數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計得出)，國有上市公司整體杠桿率偏高，個別國有上市公司的最高杠桿率甚至高達97.3%。因此，在強制性去杠桿的政策壓力下，國有上市公司進行杠桿操縱的可能性極大。

(二)回歸結(jié)果分析

1.黨組織治理與國有上市公司杠桿操縱

表3為黨組織治理與國有上市公司杠桿操縱的OLS回歸結(jié)果。其中，(1)(3)列和(2)(4)列分別為不加控制變量和加控制變量時，“雙向進入”“交叉任職”對杠桿操縱的影響。結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，黨組織以“雙向進入”和“交叉任職”兩種方式參與公司治理，均能顯著抑制國有上市公司杠桿操縱，假說H1得以驗證。

表3 黨組織治理與國有上市公司杠桿操縱

2.黨組織治理影響國有上市公司杠桿操縱的作用機理

前文理論分析認為，黨組織治理通過提高企業(yè)信息透明度、降低管理層機會主義動機，抑制了國有上市公司杠桿操縱。為了驗證假說H2、H3，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[28]的研究，對其進行中介效應(yīng)檢驗，回歸模型為模型(2)～(6)，結(jié)果見表4。表4第(1)～(4)列是對企業(yè)信息透明度(TRAN)的作用機理檢驗。其中，第(1)(3)列中黨組織治理均在1%顯著性水平下提高了企業(yè)信息透明度(TRAN)，第(2)(4)列回歸結(jié)果顯示，在模型中加入中介變量(TRAN)后，黨組織治理(PARTY、PARCH)仍然與杠桿操縱(LEVM)分別在1%、10%水平下顯著負相關(guān)，結(jié)果表明，企業(yè)信息透明度在黨組織治理與杠桿操縱之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。表4第(5)～(8)列是對管理層機會主義動機的作用機理檢驗。其中，第(5)(7)列中黨組織治理均在1%顯著性水平下降低了管理層機會主義動機。在控制了中介變量以后，黨組織治理分別在5%、10%顯著性水平下降低了杠桿操縱，同樣驗證了管理層機會主義動機在黨組織治理與杠桿操縱之間存在部分中介效應(yīng)。

表4 黨組織治理影響國有上市公司杠桿操縱的作用機理檢驗

同時，為了確保結(jié)果的可靠性，本文進行了Sobel檢驗，檢驗結(jié)果均拒絕了不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)，再次證明中介效應(yīng)成立。由此可證，黨組織治理確實通過提高企業(yè)信息透明度、降低管理層機會主義動機，抑制了國有上市公司杠桿操縱，假說H2、H3得以驗證。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.改變杠桿操縱的度量方法

前文使用的基本XLT-LEVM法在度量杠桿操縱時僅考慮了表外負債和名股實債的操縱手段?，F(xiàn)采用以下兩種方法變換對杠桿操縱的度量，以檢驗前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性：方法一，借鑒許曉芳等(2020)[30]的研究，采用擴展的XLT-LEVM法(直接法)來度量杠桿操縱；方法二，采用企業(yè)是否進行杠桿操縱(LEVM1)進行度量。運用Logit模型進行回歸后結(jié)果見表5第(1)～(4)列。由結(jié)果可知，無論采用擴展的XLT-LEVM法，還是采用虛擬變量來度量杠桿操縱，回歸結(jié)果均顯著為負，驗證了前文結(jié)論，即黨組織治理抑制了國有上市公司杠桿操縱。

2.內(nèi)生性問題

(1)傾向得分匹配(PSM)

為進一步控制黨組織參與治理(處理組)與黨組織未參與治理(控制組)的國有上市公司的其他差異對杠桿操縱的影響，本文通過傾向得分匹配構(gòu)建新的控制組進行分析。選取公司規(guī)模(SIZE)、賬面杠桿率(LEVB)、董事會規(guī)模(BOARD)、董事會獨立性(INP)、第一大股東持股比例(FIRST)以及高管持股比例(GSHARE)為匹配變量，按照1:1有放回最近鄰匹配，構(gòu)建與處理組樣本特征相近的控制組。按模型(2)重新回歸，結(jié)果見表5第(5)(6)列。結(jié)果表明，在控制了處理組與控制組之間特征差異后黨組織治理仍顯著抑制國有上市公司杠桿操縱，進一步支持了本文的研究假說H1。

表5 穩(wěn)健性檢驗：改變杠桿操縱的度量方法及PSM 回歸結(jié)果

(2)工具變量法

本文采用工具變量法以緩解研究中可能存在的遺漏變量和反向因果問題。借鑒鄭登津等(2020)[35]的做法，選取企業(yè)所在城市是否建立有愛國主義教育基地為工具變量。愛國主義教育基地大多是革命紀(jì)念地，謳歌了中國共產(chǎn)黨的光輝歷程，具有明顯的政治色彩，會使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)尤其是國有企業(yè)更注重突顯黨的領(lǐng)導(dǎo)地位，更傾向于設(shè)計黨組織治理機制。而愛國主義教育基地的選擇依據(jù)是該地區(qū)是否為革命遺址，外生于企業(yè)的杠桿操縱行為。本文通過手工搜集得到全國設(shè)立愛國主義教育基地所在城市，并設(shè)置0-1變量EDBASE，當(dāng)企業(yè)所在地在第t年設(shè)立愛國主義教育基地，則EDBASE在第t年及以后取值為1，否則取值為0。

采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸，結(jié)果見表6。對工具變量EDBASE進行弱工具變量檢驗，在雙向進入和交叉任職兩種方式下Kleibergen-Paap rk WaldF值分別為67.15、44.05，大于10%臨界值16.38，拒絕弱工具變量的原假設(shè)。進一步采用杜賓-吳-豪斯曼(DWH)檢驗來判斷模型是否存在內(nèi)生性，p值均為0.0000，說明模型中確實存在內(nèi)生解釋變量，適宜采用工具變量法來得到有效估計。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量EDBASE與PARTY、PARCH均在1%水平下顯著正相關(guān)。結(jié)果表明，愛國主義教育基地的設(shè)立促進了黨組織參與國有上市公司治理。第二階段的回歸結(jié)果顯示，PARTY、PARCH均在1%顯著性水平下與LEVM負相關(guān)，說明在緩解了內(nèi)生性問題后，黨組織治理依然顯著抑制國有上市公司杠桿操縱，支持了假說H1。

表6 工具變量兩階段回歸結(jié)果

3.其他穩(wěn)健性檢驗

一是只保留具有連續(xù)觀測值的樣本。為保證研究樣本的可比性，只保留連續(xù)3年具有觀測值的樣本進行檢驗；二是Tobit模型估計。由于杠桿操縱僅指向下進行杠桿操縱，因此所測度的杠桿操縱程度取值僅在大于等于0范圍，屬于截斷因變量。因此，采用Tobit模型回歸，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果見表7，結(jié)果依然支持假說H1。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、異質(zhì)性分析

基于前文分析，黨組織作為重要的公司內(nèi)部治理主體，通過提高企業(yè)信息透明度、降低管理層機會主義動機，有效抑制了國有上市公司杠桿操縱。然而，一套完善的公司治理體系必然包含多個治理機制和治理主體，只有不同的治理主體相互協(xié)調(diào)才能發(fā)揮理想的公司治理效應(yīng)。由此，本文分別從股東治理主體、高管治理主體以及外部市場治理主體三個角度分析黨組織對國有上市公司杠桿操縱治理效應(yīng)的異質(zhì)性，檢驗黨組織與其他治理主體的協(xié)調(diào)治理效應(yīng)，以提升公司治理水平。

(一)基于機構(gòu)投資者持股的異質(zhì)性分析

作為資本市場的重要參與者，機構(gòu)投資者在公司治理中發(fā)揮著重要作用。首先，在角色定位上，機構(gòu)投資者大多占據(jù)著上市公司前十大股東的地位(代昀昊，2018)[15]，較大的持股比例強化了機構(gòu)投資者參與公司治理的動機，促使其更多地采用“用手投票”的治理方式；其次，在治理能力上，作為“成熟投資者”，機構(gòu)投資者普遍被認為比個人投資者具備更強的信息發(fā)現(xiàn)和挖掘能力(Boehmer and Kelley，2009；高昊宇等，2017)[1][16]，有助于監(jiān)督管理層的機會主義行為。此外，機構(gòu)投資者在交易過程中融入了更多的公司特質(zhì)信息，并通過其他外部投資者傳遞相關(guān)信息，提高了企業(yè)信息透明度(Boone and White，2015；宋云玲和宋衍蘅，2020)[2][25]。由此可知，機構(gòu)投資者持股比例越高，越有助于外部投資者對管理層發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)，從而壓縮了國有上市公司高管進行杠桿操縱的空間。本文預(yù)期，黨組織治理對國有上市公司杠桿操縱的抑制作用在機構(gòu)投資者持股比例較低組更為顯著。

以樣本企業(yè)中機構(gòu)投資者持股比例中位數(shù)為依據(jù)，將其分為機構(gòu)投資者持股比例高低兩組，按照模型(2)進行分組回歸，回歸結(jié)果見表8第(1)～(4)列。結(jié)果顯示，在“雙向進入、交叉任職”兩種方式下，黨組織治理均在機構(gòu)投資者持股比例較低組顯著抑制了國有上市公司杠桿操縱行為，Chow檢驗進一步驗證了兩組間存在顯著性差異，預(yù)期結(jié)論得以驗證。

表8 基于機構(gòu)投資者持股、高管政治晉升激勵的異質(zhì)性分析

(二)基于國企高管政治晉升激勵的異質(zhì)性分析

國企高管的機會主義動機主要源于對未來職位晉升和政治前途的考慮。高管的晉升激勵越大，其機會主義動機就越強。尤其對于國企的“準(zhǔn)官員”高管而言，獲得政治晉升是其職業(yè)生涯中至關(guān)重要的動機和目標(biāo)(徐業(yè)坤，2019)[29]。而在同等級別和同等條件下，年輕化作為選拔干部隊伍的標(biāo)準(zhǔn)之一，會增加國企高管的政治晉升概率(郝項超，2015)[17]。相反，對于接近退休年齡，剩余職業(yè)生涯年限不長的國企高管，未來政治晉升的空間較小，其機會主義動機也相應(yīng)較弱。因此，本文預(yù)期，國企高管未來的政治晉升激勵越大，其進行杠桿操縱的機會主義動機就越強，黨組織發(fā)揮治理作用就更為顯著。

借鑒郝項超(2015)[17]的研究，將高管任職時的年齡與法定退休年齡之間差值作為高管剩余政治生涯年限，具體計算方法：高管剩余政治生涯年限=法定退休年齡－高管當(dāng)年年齡，當(dāng)差值為正數(shù)且越大，代表高管的剩余政治生涯年限越長，高管的政治晉升激勵就越大?？紤]到性別以及干部退休年齡的差異，以男性干部法定退休年齡60歲、女性干部法定退休年齡55歲為限，來計算高管剩余政治生涯年限，并以年度中位數(shù)為依據(jù)將樣本分為高管政治晉升激勵強、弱兩組，按模型(2)進行分組回歸，結(jié)果見表8第(5)～(8)列。結(jié)果顯示，在“雙向進入、交叉任職”兩種方式下，在高管政治晉升激勵較強的組，黨組織治理均在1%顯著性水平下抑制了杠桿操縱，在政治晉升激勵較弱的組黨組織治理對杠桿操縱無顯著抑制作用。Chow檢驗結(jié)果表明，黨組織治理對杠桿操縱的抑制作用在高管政治晉升激勵強、弱兩組之間存在顯著性差異。由此，預(yù)期結(jié)論得以驗證。

(三)基于產(chǎn)品市場競爭的異質(zhì)性分析

作為一種公司外部治理機制，產(chǎn)品市場競爭是現(xiàn)代公司治理的重要組成部分。激烈的產(chǎn)品市場競爭不僅會縮小企業(yè)的盈利空間，而且增加了企業(yè)的流動性風(fēng)險(Hou and Robinson，2006)[5]。經(jīng)營難度的增加將迫使企業(yè)管理層更加勤勉地工作，以改善經(jīng)營效率，保留市場份額。然而，產(chǎn)品市場競爭也可能增加管理層的機會主義動機，面對激烈的產(chǎn)品市場競爭時，為了避免報告虧損或?qū)崿F(xiàn)特定的業(yè)績目標(biāo)，管理層有動機通過盈余管理等手段調(diào)整報告利潤(張傳財和陳漢文，2017)[34]。對于國有企業(yè)而言，混合所有制改革不僅使其在股權(quán)結(jié)構(gòu)上更加多樣化，而且在產(chǎn)品市場地位上也由過去的壟斷性質(zhì)向市場自由競爭轉(zhuǎn)變。當(dāng)產(chǎn)品市場競爭激烈時，一方面，國有企業(yè)所面臨的經(jīng)營風(fēng)險和不確定性增加，更加需要充裕的現(xiàn)金流做支撐；另一方面，宏觀去杠桿政策降低了國有企業(yè)過去具備的預(yù)算軟約束優(yōu)勢，融資難度加大。因此，產(chǎn)品市場競爭度越高，國有企業(yè)實質(zhì)性去杠桿難度越大，高管進行杠桿操縱的動機也就越強?；诖耍疚念A(yù)期國有上市公司黨組織治理對杠桿操縱的抑制作用在產(chǎn)品市場競爭度高的企業(yè)中更為顯著。

借鑒陳麗蓉等(2021)[10]的研究，本文采用赫芬達爾指數(shù)(HHI)作為產(chǎn)品市場競爭度的衡量指標(biāo)。赫芬達爾指數(shù)通過計算行業(yè)集中度來反映行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品競爭度的大小。赫芬達爾指數(shù)越大，表明行業(yè)集中度越高，產(chǎn)品市場的競爭程度就越低。本文根據(jù)HHI指數(shù)的中位數(shù)將行業(yè)分為高競爭度行業(yè)和低競爭度行業(yè)，然后根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)將樣本進一步劃分為產(chǎn)品市場競爭度高、低兩個組別，按模型(2)進行分組回歸，回歸結(jié)果見表9。結(jié)果顯示，在“雙向進入、交叉任職”兩種方式下，當(dāng)企業(yè)產(chǎn)品市場競爭度更高時，黨組織治理能顯著抑制杠桿操縱，在產(chǎn)品市場競爭度較低的國有上市公司中，黨組織對杠桿操縱無顯著抑制作用。進一步進行Chow檢驗，結(jié)果表明，國有上市公司黨組織治理對杠桿操縱的抑制作用在產(chǎn)品市場競爭度高和低之間存在顯著性差異。由此，預(yù)期結(jié)論得以驗證。

表9 基于產(chǎn)品市場競爭的異質(zhì)性分析

六、結(jié)論與啟示

本文理論分析并實證檢驗了黨組織治理對國有上市公司杠桿操縱的治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，在強制性去杠桿的政策壓力下，國有上市公司確實存在杠桿操縱行為，黨組織治理通過提高企業(yè)信息透明度、降低管理層機會主義動機，抑制了國有上市公司杠桿操縱。當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例較低、高管的政治晉升激勵較強以及企業(yè)所處的產(chǎn)品市場競爭度較高時，黨組織治理對國有上市公司杠桿操縱的抑制作用更為顯著。在控制了可能存在的內(nèi)生性問題以及進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，本文的研究結(jié)論依然成立。

本文的研究具有如下政策啟示：(1)政府應(yīng)繼續(xù)推進國有上市公司實施黨組織治理機制，尤其是對于賬面杠桿率高而盈利能力弱的國有上市公司，以保障去杠桿政策落到實處，保護投資者利益。(2)國有企業(yè)監(jiān)管機構(gòu)(國資委等)以及資本市場監(jiān)管部門應(yīng)加強對國有上市公司財務(wù)報表信息披露的監(jiān)管力度，提高財報信息的客觀性、可靠性。同時，還要熟悉杠桿操縱的手段來降低其隱蔽性，提高杠桿操縱被及時發(fā)現(xiàn)的概率。(3)國有上市公司要建立多元化考核機制以降低高管粉飾報表的機會主義動機。同時，還要加強經(jīng)理人市場化選聘機制，通過引進德才兼?zhèn)涞穆殬I(yè)經(jīng)理人來改善國有上市公司的經(jīng)營狀況和盈利能力，降低企業(yè)去杠桿壓力。(4)國有上市公司要持續(xù)、穩(wěn)步推進市場化改革。一方面，要積極引進機構(gòu)投資者等外部大股東參與公司治理，通過股權(quán)制衡和外部監(jiān)督來彌補國有上市公司的內(nèi)部治理缺陷；另一方面，還要防范在激烈的產(chǎn)品市場競爭下，因企業(yè)應(yīng)對能力不足而引致的經(jīng)營風(fēng)險。 ■

[基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目“交易所問詢監(jiān)管的影響因素及治理效應(yīng)——基于財務(wù)報告問詢函的證據(jù)”(批準(zhǔn)號：71972140)、天津市研究生科研創(chuàng)新項目“數(shù)字金融與企業(yè)投融資期限錯配：影響機理與經(jīng)濟后果”(項目編號：2020YJSB020)]