外部董事资本、党组织治理与企业投资效率研究

张颢严，蒋亚朋

(沈阳工业大学 管理学院，辽宁 沈阳 110870)

1 引言

国有企业对国计民生发挥着至关重要的作用，其公司治理一直以来备受关注。马连福、王元芳和沈小秀(2012)认为党组织治理是中国国有企业公司治理的特色，目前并将长期沿用党政共管二元体制，党组织参与公司治理将在国有企业中发挥重要作用[1]。文章引入党组织治理作为调节变量，考察外部董事资本对企业投资效率的影响。

2 理论分析与研究假设

2.1 外部董事资本与投资效率

在我国国有企业集团中引入外部董事，并利用其自身的人脉和关系网络形成自身的资本。万伟和曾勇(2013)发现外部董事较多可在董事会的投资决策过程中起到监督制衡内部董事的作用，促进企业投资绩效的改善[2]。随着企业的发展和资本的积累，投资成为企业扩张规模的必经之路。王桂英、岳仕岩和张伟(2020)研究中央企业董事会试点改革对提高其控股子公司的投资治理效率，发现外部董事比例越高，控股子公司投资治理效率越高[3]。外部董事丰富的行业经验有助于企业管理层积累人脉资源和社会网络关系，缓解信息不对称、降低代理成本，从而提高企业投资效率。因此文章提出以下假设：

H1：外部董事资本与企业投资效率呈正相关。

2.2 外部董事资本、党组织治理与企业投资效率

国务院国有资产监督管理委员会为了更好地规范经理人的行为，将党组织嵌入国有企业的公司治理，这一措施对有效规范国企经理人的机会主义行为具有重要作用。国企党员干部通过“双向进入，交叉任职”的方式加入董事会中参与公司治理。外部董事和党组织领导都是党员干部，对国家负责，通过“双向进入，交叉任职”等方式参与董事会治理。任广乾和田野(2018)剖析国有企业特征及其对中国经济发展的重要性，认为党组织融入公司治理对非效率投资具有抑制作用[4]。将党组织治理与外部董事资本相结合，可以有效提升投资效率。因此文章提出以下假设：

H2：党组织治理在外部董事资本与企业投资效率中具有正向调节作用。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

文章以2016—2020年为研究区间，选取国企集团控股上市公司为研究样本。最终选取392家公司和1921条观测值。投资效率利用国泰安数据库收集并用Richardson模型估计获得。利用Stata统计软件对数据进行上下2.5%的缩尾处理、回归分析。

3.2 变量定义

被解释变量：文章借鉴Richardson(2006)模型构建投资效率测度模型进行回归，利用投资效率模型回归得到的残差估计企业投资效率。具体模型结构如式(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)

解释变量：外部董事资本作为解释变量，由于外部董事资本同多方面构成，所以综合考虑外部董事资本指标，利用主成分分析法将指标进行拟合，提取出最具代表性的主成分进行回归分析。外部董事资本具体指标定义为X1外部董事年龄之和/外部董事人数表示。X2外部董事中男性赋值1，女性赋值0。X3外部董事学历为高中及以下赋值1，大专赋值2，本科赋值3，硕士赋值4，博士赋值5，然后通过布罗异质性指数进行计算。X4外部董事任期之和/外部董事人数。X5外部董事具有注册会计师资格或高级职称赋值1，否则为0。X6外部董事现在或曾经有过国外学习或工作经历赋值1，否则为0。X7曾经担任或现在同时担任其他国企单位董事、高管人数/外部董事人数。X8外部董事曾经在银行或非银行金融机构任职赋值1，否则为0。X9外部董事现在或曾经在政府、人大、政协担任职务的人数/董事会人数。其中学历通过布罗异质性指数计算，指数越大异质性越高，学历差异越大。利用KMO值和巴特利特球形度检验检查是否适合进行主成分分析。结果显示：KMO值为0.725>0.7；巴特利特球形度检验显著性为0。通过KMO值和巴特利特球形度检验说明样本数据适合进行主成分分析。主成分分析通过总方差解释得出结果，显示其中成分6特征值为0.94，在成分6之前的特征值均大于1，方差累积贡献率达到85.206%，表明有5个主成分对原始数据指标更具代表意义，可以很好解释外部董事资本。最终以各主成分的方差贡献率为权重得出外部董事资本，具体如式(2)所示：

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

(2)

调节变量：文章选取党组织治理作为调节变量，将党组与董事会成员重合人数/董事会总人数、党组与监事会成员重合人数/监事会总人数、党组与管理层成员重合人数/管理层总人数作为衡量 “双向进入”的指标。将党组织书记或副书记是否兼任董事长、监事会主席和总经理作为衡量“交叉任职”的指标。

控制变量：选取公司规模、资产负债率、企业成长性、经营现金流、高管薪酬、股权集中度、托宾Q值、独立董事比例，同时还固定了行业效应和年份效应。

模型构建：文章基于以上分析，为检验外部董事资本与投资效率之间的关系，构建回归模型(3)至(6)，具体模型如下所示：

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显著为正则假设H1成立。若系数γ3、φ3、χ3显著为正，则假设H2成立。Industry和Year分别是行业和年份虚拟变量，ε是残差项。

4 实证分析

4.1 描述性分析

通过分析可知，投资效率均值0.02，方差0.02，说明样本数据间的投资效率存在差异，但差异不大。外部董事资本均值0.03，方差-0.01，表明不同企业外部董事情况存在区别，有一半外部董事资本低于均值。“双向进入”中董事会均值0.4，方差0.17，表明不到一半的企业存在党组成员与董事会重合现象。其管理层均值0.52，方差0.19，表明超过一半的企业存在党组成员与管理层重合现象；“交叉任职”均值0.95，方差0.22，表明绝大部分企业存在交叉任职现象。控制变量整体来看差距较大，但不影响研究。

4.2 回归分析

4.2.1 外部董事资本与投资效率的回归分析

对1921个观测值，通过SPSS软件回归分析可知，在没有进行行业和年份固定效应控制时，BC的回归系数为0.277，T值为25.47，回归结果在1%水平上显著正相关。R2为0.233，调整R2为0.232。随后将控制变量依次加入进行回归分析，发现R2为0.286，调整R2为0.283，表明回归结果的拟合度变好。当进行固定效应控制时BC的回归系数为0.269，T值为23.10，在1%水平下显著正相关，R2为0.267，调整R2为0.309。随后将控制变量加入进行回归分析，发现R2为0.277，调整R2为0.316。回归结果表明外部董事资本的增加有助于提升企业投资效率。假设H1得到验证。

4.2.2 党组织治理对外部董事资本与投资效率调节作用的回归分析

再次利用1921个观测值进行回归分析，首先进行“双向进入”中党组成员与董事会人员重合对外部董事资本与投资效率的调节作用，在没有进行行业和年份固定效应控制时，BC×PartyD系数为0.071，T值为2.94；当进行固定效应控制时，系数为0.143，T值为5.00，均在1%水平上显著正相关，即γ3显著为正。其次进行“双向进入”中党组成员与管理层人员重合对外部董事资本与投资效率的调节作用，在没有进行行业和年份固定效应控制时，BC×PartyM系数为0.38，T值为6.55；当进行固定效应控制时系数为0.39，T值为6.78，均在1%水平上显著正相关，即φ3显著为正。最后进行“交叉任职”对外部董事资本与投资效率的调节作用分析，没有固定效应控制时BC×Crossparty系数为0.84，T值为3.5，固定效应控制后系数为0.149，T值为5.37，均在1%水平上显著正相关，即χ3显著为正。党组织治理在外部董事资本与企业投资效率中具有正向调节作用，假设H2得到验证。

5 结论与启示

文章得出以下结论：一是外部董事资本与企业投资效率之间显著正相关，表明外部董事资本越丰富越有利于企业投资效率的提升。外部董事可以通过自身优势，帮助企业获得便利资源，对企业的日常生产经营和长远发展具有积极的影响。二是党组织治理与外部董事资本交互项的系数显著为正，党组织治理对外部董事资本与企业投资效率之间具有正向调节作用。表明外部董事资本与党组织治理相结合可更好地发挥党在国有企业公司治理中的作用，将党组织治理嵌入国有企业发展中有利于提高企业投资效率。