黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

張 婷，段華友（教授），楊興柳

一、引言

國(guó)有企業(yè)基層黨組織建設(shè)正如火如荼地開(kāi)展，其目的是有效促進(jìn)黨建工作與中心主業(yè)的深度融合。中共中央辦公廳在2015年9月印發(fā)了《關(guān)于在深化國(guó)有企業(yè)改革中堅(jiān)持黨的領(lǐng)導(dǎo)加強(qiáng)黨的建設(shè)的若干意見(jiàn)》（簡(jiǎn)稱(chēng)《若干意見(jiàn)》），對(duì)在深化國(guó)有企業(yè)改革中堅(jiān)持黨的領(lǐng)導(dǎo)、加強(qiáng)黨的建設(shè)提出要求并作出部署。進(jìn)一步地，證監(jiān)會(huì)在2018年修訂了《上市公司治理準(zhǔn)則》（簡(jiǎn)稱(chēng)《準(zhǔn)則》），其中最核心的修訂內(nèi)容是“把黨建工作有關(guān)要求寫(xiě)入公司章程”，確保基層黨組織在國(guó)有企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)管理中發(fā)揮關(guān)鍵作用。然而，如何通過(guò)黨組織參與治理規(guī)范公司管理行為、提高內(nèi)部控制質(zhì)量則是亟須探索的科學(xué)問(wèn)題，對(duì)于國(guó)有企業(yè)持續(xù)深化改革亦具有極其重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，內(nèi)部控制制度在我國(guó)已被強(qiáng)制要求執(zhí)行并被要求進(jìn)行相關(guān)信息披露[1]。但國(guó)有企業(yè)可能存在內(nèi)部控制制度實(shí)施效果不理想[2]，或內(nèi)部控制體系建設(shè)形式化等問(wèn)題[3]。此外，由于我國(guó)國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)特殊，由“所有者缺位”導(dǎo)致的“內(nèi)部人控制”問(wèn)題屢見(jiàn)不鮮[4]。因此，改善國(guó)有企業(yè)內(nèi)部治理的運(yùn)行環(huán)境、加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督、提高內(nèi)部控制質(zhì)量刻不容緩。具體而言，一方面，自《準(zhǔn)則》修訂以來(lái)，黨委會(huì)已成為國(guó)有企業(yè)不可或缺的一部分，通過(guò)“雙向進(jìn)入、交叉任職”的領(lǐng)導(dǎo)體制參與治理。此時(shí)，黨組織作為第四方治理力量，其監(jiān)督職能和基層黨員的身份認(rèn)同都有助于加強(qiáng)國(guó)有企業(yè)的黨風(fēng)廉政建設(shè)和反腐敗工作，約束高管的自利行為，強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督以提高內(nèi)部控制質(zhì)量。另一方面，黨的十八大四中全會(huì)指出“黨紀(jì)嚴(yán)于國(guó)法”，在當(dāng)前我國(guó)“黨政合一”的體制下，黨組織的治理職能和中國(guó)共產(chǎn)黨的紀(jì)律規(guī)范都有利于抑制形式主義和奢靡主義之風(fēng)，改善國(guó)有企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境。公司治理中的內(nèi)部治理是企業(yè)內(nèi)部控制的重要組成部分或頂層設(shè)計(jì)[5]，內(nèi)部環(huán)境作為內(nèi)部控制的基礎(chǔ)性要素，必然會(huì)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生影響?；诖?，黨組織參與治理作為國(guó)有企業(yè)重要的內(nèi)部治理機(jī)制，如何督促上市公司內(nèi)部控制制度的有效執(zhí)行，進(jìn)而提高內(nèi)部控制質(zhì)量呢？

本文以2012～2019年滬、深A(yù)股國(guó)有上市公司為樣本，手工整理了國(guó)有企業(yè)黨組織參與治理情況的基本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：黨組織嵌入公司治理能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，并且該促進(jìn)作用在法制環(huán)境較差和媒體關(guān)注度較低的國(guó)有企業(yè)中更為顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)存在異質(zhì)性，黨組織嵌入公司治理能顯著促進(jìn)由地方政府控制的國(guó)有企業(yè)（簡(jiǎn)稱(chēng)“地方國(guó)企”）內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，而對(duì)由中央政府控制的國(guó)有企業(yè)（簡(jiǎn)稱(chēng)“中央國(guó)企”）內(nèi)部控制質(zhì)量的促進(jìn)作用有限。黨組織參與治理是通過(guò)改善內(nèi)部環(huán)境、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生積極影響的。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：①目前尚無(wú)學(xué)者研究黨組織參與治理影響國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的作用機(jī)理，本文從內(nèi)部環(huán)境和內(nèi)部監(jiān)督的角度厘清了黨組織參與治理對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生影響的具體路徑，厘清路徑機(jī)制對(duì)政府清晰認(rèn)知國(guó)有企業(yè)黨組織的治理作用十分重要。②本文以內(nèi)部控制作為切入點(diǎn)，全面剖析了在外部治理機(jī)制失靈情況下黨組織的替代效應(yīng)，進(jìn)一步加深了對(duì)黨組織治理效應(yīng)積極影響的認(rèn)知，釋疑企業(yè)管理者和黨組織領(lǐng)導(dǎo)者關(guān)于黨組織嵌入公司治理的可行性問(wèn)題，深化了對(duì)企業(yè)基層黨組織建設(shè)重要性的理解。本文的研究發(fā)現(xiàn)亦為國(guó)有企業(yè)持續(xù)開(kāi)展基層黨組織建設(shè)提供了測(cè)試方案和經(jīng)驗(yàn)支撐。

二、理論分析和研究假說(shuō)

（一）黨組織參與治理與國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量

根據(jù)《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》的相關(guān)規(guī)定，我國(guó)企業(yè)內(nèi)部控制制度的建設(shè)主體包括董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和經(jīng)理層等在內(nèi)的全體員工，并且其對(duì)內(nèi)部控制制度的實(shí)施負(fù)有全部責(zé)任。而黨組織參與治理正是通過(guò)“雙向進(jìn)入、交叉任職”的形式，使黨委會(huì)成員進(jìn)入企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和經(jīng)理層任職，從而參與企業(yè)治理。因此，由企業(yè)高層管理人員負(fù)責(zé)把控的內(nèi)部控制制度建設(shè)會(huì)受到黨組織的影響。

一方面，黨組織參與治理能夠發(fā)揮其監(jiān)督作用，加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督，提高內(nèi)部控制質(zhì)量。根據(jù)委托代理理論，我國(guó)國(guó)有企業(yè)“所有者缺位”現(xiàn)象屢見(jiàn)不鮮，國(guó)有資產(chǎn)流失、會(huì)計(jì)信息失真等問(wèn)題頻頻發(fā)生。為了緩解這些問(wèn)題，國(guó)有企業(yè)采取了分權(quán)減稅讓利、責(zé)權(quán)利相結(jié)合、承辦經(jīng)營(yíng)責(zé)任制等一系列改革措施，擁有一定的自主權(quán)。然而，隨著這些分權(quán)改革的進(jìn)行，相當(dāng)數(shù)量的國(guó)有企業(yè)采用多層級(jí)控股結(jié)構(gòu)，這極大地延長(zhǎng)了企業(yè)控制鏈，“內(nèi)部人控制”問(wèn)題嚴(yán)重凸顯。此時(shí)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(nèi)部人控制”問(wèn)題[6]，從而提高內(nèi)部控制質(zhì)量[7]。同時(shí)，黨組織參與國(guó)有企業(yè)治理的全過(guò)程，基于政策敏感性，在企業(yè)貫徹落實(shí)國(guó)家政策方針過(guò)程中，黨組織能夠?qū)ζ鋱?zhí)行情況進(jìn)行宏觀監(jiān)督?；跊Q策參與性，在企業(yè)開(kāi)展日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)時(shí)，黨組織能夠約束經(jīng)理人自利的機(jī)會(huì)主義行為，對(duì)其開(kāi)展效果進(jìn)行微觀監(jiān)督。黨組織能夠通過(guò)發(fā)揮監(jiān)督作用、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

另一方面，黨組織參與治理能夠發(fā)揮其治理職能，改善企業(yè)內(nèi)部環(huán)境，促進(jìn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升。在我國(guó)特殊的“黨政合一”體制下，基層黨組織有權(quán)參與國(guó)有企業(yè)的重大決策、任免重要人員。在重大決策參與層面，企業(yè)在設(shè)計(jì)、建立內(nèi)部控制制度的過(guò)程中，不可避免會(huì)有黨組織的參與，這就從源頭上保證了內(nèi)部控制質(zhì)量。在重大人事任免層面，黨組織能夠起到嚴(yán)格把關(guān)的作用，對(duì)于不作為的重要崗位人員，黨委會(huì)可以及時(shí)對(duì)其進(jìn)行調(diào)整，這在一定程度上能使企業(yè)長(zhǎng)期處于較好的控制環(huán)境中。此外，黨的十八大四中全會(huì)指出“黨紀(jì)嚴(yán)于國(guó)法”，黨組織嵌入公司治理，會(huì)自覺(jué)將嚴(yán)明的紀(jì)律帶入企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理中，約束和規(guī)范高管行為，中國(guó)共產(chǎn)黨的紀(jì)律規(guī)范和基層黨員的身份認(rèn)同有助于營(yíng)造良好的內(nèi)部治理環(huán)境，而公司內(nèi)部治理是內(nèi)部環(huán)境的重要組成部分。同時(shí)，高管梯隊(duì)理論認(rèn)為，在企業(yè)實(shí)際經(jīng)營(yíng)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(huán)境及心理特質(zhì)的影響，而黨組織的存在有利于引導(dǎo)管理者樹(shù)立正確的價(jià)值信念，營(yíng)造良好的內(nèi)部環(huán)境。內(nèi)部環(huán)境是影響企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的基礎(chǔ)性因素，黨組織能夠通過(guò)改善企業(yè)內(nèi)部環(huán)境從而促進(jìn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升。因此，基于以上理論分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量存在顯著的促進(jìn)作用。

（二）法制環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文把黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的促進(jìn)作用稱(chēng)為黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)。完備的外部制度是一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要條件，在當(dāng)前我國(guó)“轉(zhuǎn)軌加新興”的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，上市公司所處地區(qū)的外部制度環(huán)境并不相同，企業(yè)內(nèi)部控制制度的實(shí)施效果必將受到外部制度環(huán)境的影響[8]。一方面，企業(yè)所在地區(qū)的外部法制環(huán)境越好，市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)就越激烈、信息透明度也越高，企業(yè)就越能感知來(lái)自外界的競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)與壓力，此時(shí)就越傾向于主動(dòng)推動(dòng)和完善企業(yè)的內(nèi)部控制建設(shè)而非通過(guò)非市場(chǎng)手段來(lái)應(yīng)對(duì)市場(chǎng)變化，故黨組織內(nèi)部治理效應(yīng)有限。另一方面，當(dāng)外部法制環(huán)境較差時(shí)，其法律監(jiān)管環(huán)境較為寬松、監(jiān)管效率較低，企業(yè)在這樣的環(huán)境下違規(guī)成本較低，缺乏風(fēng)險(xiǎn)管控意識(shí)，故主動(dòng)推動(dòng)內(nèi)部控制建設(shè)的積極性不足。面對(duì)正式制度對(duì)企業(yè)發(fā)展的約束，企業(yè)會(huì)盡力探尋非正式的替代機(jī)制，以緩解不完善的正式制度帶來(lái)的障礙[9]，黨組織就是一種極其重要的替代性機(jī)制。因此，外部法制環(huán)境與黨組織參與治理在提升內(nèi)部控制質(zhì)量上可能存在替代關(guān)系。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：法制環(huán)境越差，黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用越強(qiáng)。

（三）媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

媒體的外部治理效應(yīng)已經(jīng)得到諸多學(xué)者的驗(yàn)證，在市場(chǎng)上能夠發(fā)揮一定的監(jiān)督作用。一方面，企業(yè)所受到的媒體關(guān)注越多，媒體對(duì)企業(yè)的監(jiān)督作用越大，則企業(yè)的違規(guī)成本越高，從而越會(huì)減少財(cái)務(wù)違規(guī)行為及違規(guī)頻率[10]，同時(shí)，媒體的負(fù)面報(bào)道會(huì)對(duì)企業(yè)高管產(chǎn)生直接影響[11]。因此，無(wú)論是出于降低監(jiān)管機(jī)構(gòu)的處罰，抑或是維護(hù)自身形象的目的，企業(yè)高管都有動(dòng)力積極主動(dòng)地推動(dòng)內(nèi)部控制建設(shè)、提高內(nèi)部控制質(zhì)量。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，媒體關(guān)注能夠促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升[12]，故在此情況下，黨組織內(nèi)部治理效應(yīng)有限。另一方面，若企業(yè)所受到的媒體關(guān)注較少，媒體關(guān)注的抑制作用有限，管理者的投機(jī)自利行為就會(huì)更多，進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制制度建設(shè)的關(guān)注度不高。此時(shí)，黨組織作為一種內(nèi)部治理機(jī)制能夠發(fā)揮一定的監(jiān)督作用，有效彌補(bǔ)外部監(jiān)管的不足，從而提高企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：媒體關(guān)注度越低，黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

2015年9月，中共中央辦公廳出臺(tái)了《若干意見(jiàn)》，明確提出要加強(qiáng)國(guó)有企業(yè)黨的建設(shè)。因此，本文以2016年為政策斷點(diǎn)，選取2012～2019年我國(guó)滬、深A(yù)股國(guó)有上市公司為初始樣本，并進(jìn)行如下篩選：①剔除ST、*ST公司；②剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。最終得到7008個(gè)樣本觀測(cè)值。

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源如下：①黨組織參與治理的數(shù)據(jù)是通過(guò)查找上市公司年報(bào)及相關(guān)網(wǎng)站披露的公司董事、監(jiān)事和高管是否兼任黨組織成員的相關(guān)信息手工收集而來(lái)；②內(nèi)部控制質(zhì)量的數(shù)據(jù)源于迪博數(shù)據(jù)庫(kù)“內(nèi)部控制指數(shù)”；③法制環(huán)境的數(shù)據(jù)源于王小魯?shù)萚13]編制的市場(chǎng)化指數(shù)體系中“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”這一分指標(biāo)；④媒體關(guān)注的數(shù)據(jù)源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)；⑤其余數(shù)據(jù)均源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為降低極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%分位上進(jìn)行雙邊縮尾處理。

（二）變量選擇及定義

1.被解釋變量：內(nèi)部控制質(zhì)量。本文以迪博公司整理的上市公司內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫(kù)為基礎(chǔ)，內(nèi)部控制質(zhì)量以其公布的“內(nèi)部控制指數(shù)”來(lái)衡量。參考逯東等[12]的處理方法，將指數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)予以標(biāo)準(zhǔn)化處理，記作IC，作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量。該指標(biāo)值越大，說(shuō)明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

2.解釋變量：黨組織參與治理?！稖?zhǔn)則》的修訂，將黨建內(nèi)容寫(xiě)入了國(guó)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(guī)定了“雙向進(jìn)入、交叉任職”的具體路徑。因此，以黨委會(huì)成員是否在上市公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和高級(jí)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(huì)成員在公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)或高級(jí)管理層中任職賦值為1，否則為0。

3.調(diào)節(jié)變量。本文的調(diào)節(jié)變量有：①法制環(huán)境。采用王小魯?shù)萚13]編制的市場(chǎng)化指數(shù)體系中“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”這一分指標(biāo)衡量法制環(huán)境，該指標(biāo)值越大，說(shuō)明該企業(yè)所處地區(qū)的法律環(huán)境越好。設(shè)置虛擬變量（Law_D）作為法制環(huán)境的代理變量，當(dāng)企業(yè)所在省份的指標(biāo)值小于樣本中位數(shù)時(shí)，Law_D賦值為1，表明企業(yè)所處地區(qū)的法制環(huán)境較差，否則賦值為0。該指數(shù)包含1997～2016年的數(shù)據(jù)，而本文使用的是2012～2019年的數(shù)據(jù)，參考俞紅海等[14]的處理方法，2017～2019年的數(shù)據(jù)以2009～2016年各地區(qū)指數(shù)的平均增長(zhǎng)幅度推算而來(lái)。②媒體關(guān)注。本文采用CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)中的“報(bào)刊財(cái)經(jīng)間基本信息”中披露的全部公司提及次數(shù)按年度加總后作為企業(yè)的年媒體報(bào)道次數(shù)，將其加1取自然對(duì)數(shù)予以標(biāo)準(zhǔn)化處理，以此衡量媒體關(guān)注，該值越大，說(shuō)明企業(yè)受到媒體關(guān)注度越高。設(shè)置虛擬變量（Media_D）作為媒體關(guān)注的代理變量，當(dāng)該值低于樣本行業(yè)中位數(shù)時(shí)，Media_D賦值為1，表明企業(yè)受到較少的媒體關(guān)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(guī)模（Size）、主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率（Growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、兩職合一（Dual）、資產(chǎn)凈利率（ROA）、獨(dú)立董事比例（Ratio）、董事規(guī)模（Board）、市 場(chǎng) 化 進(jìn) 程（Market）、股 權(quán) 集 中 度（Top10）、企業(yè)年齡（Age）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inst）。最后，還控制了年度（Year）和行業(yè)（Industry）的固定效應(yīng)。具體變量定義及說(shuō)明如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)國(guó)有企業(yè)黨組織參與治理對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中：IC表示企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)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(shù)α1顯著為正，則說(shuō)明黨組織參與治理促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，即驗(yàn)證了H1。

為了檢驗(yàn)各調(diào)節(jié)變量在黨組織參與治理對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響中所起的作用，本文構(gòu)建如下模型：

其中：Adjust表示各調(diào)節(jié)變量。如果β3顯著為正，則表明各調(diào)節(jié)變量對(duì)黨組織參與治理與內(nèi)部控制質(zhì)量的正相關(guān)關(guān)系起到了促進(jìn)作用，即驗(yàn)證了H2、H3。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)。本文對(duì)主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示。從內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）來(lái)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(guó)國(guó)有上市公司之間的內(nèi)部控制質(zhì)量存在較大差異。從國(guó)有企業(yè)黨組織參與治理來(lái)看，Party的均值為0.875，表明黨組織參與治理的國(guó)有企業(yè)占總樣本的87.5%。從各控制變量來(lái)看，其均值與已有研究[12]大致相符。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.相關(guān)性分析。本文對(duì)主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)IC與Party的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明黨組織參與治理顯著提高了國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，初步驗(yàn)證了H1。相關(guān)性分析結(jié)果還表明各變量間的相關(guān)系數(shù)均低于0.5。此外，本文還進(jìn)行了方差膨脹因子VIF檢驗(yàn)，VIF值均低于2。由此可知，各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

（二）回歸結(jié)果及分析

1.黨組織參與治理與內(nèi)部控制質(zhì)量。本文首先考慮的是黨組織參與治理是否會(huì)影響國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，其回歸結(jié)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(shù)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(shù)仍在1%的水平上顯著為正；在第（3）列中，在回歸模型中進(jìn)一步控制了年份和行業(yè)的固定效應(yīng)，回歸結(jié)果顯示黨組織參與治理（Party）的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。整體而言，表3的回歸結(jié)果表明，黨組織參與治理能夠有效提高國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，并且不受控制變量的影響，H1得以驗(yàn)證。

表3 黨組織參與治理與國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量

從控制變量來(lái)看，市場(chǎng)化進(jìn)程（Market）越快、資產(chǎn)凈利率（ROA）越高、企業(yè)規(guī)模（Size）越大、獨(dú)立董事比例（Ratio）越高，國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高；企業(yè)年齡（Age）越大，國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越低。該結(jié)果與以往研究[2，12]和預(yù)期方向相符。

2.法制環(huán)境、媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文進(jìn)一步分析在外部治理機(jī)制缺失的情況下黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，回歸結(jié)果如表4所示。第（1）列和第（2）列是基于法制環(huán)境調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。在第（1）列中，法制環(huán)境（Law_D）的系數(shù)為-0.15，且在10%的水平上顯著，說(shuō)明在法制環(huán)境較差的地區(qū)，國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量相對(duì)較差。同時(shí)，黨組織參與治理（Party）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，黨組織參與治理與法制環(huán)境的交互項(xiàng)（Party×Law_D）系數(shù)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(shuō)明黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用在法制環(huán)境較差的地區(qū)更為顯著，即較差的法制環(huán)境能夠強(qiáng)化黨組織參與治理與內(nèi)部控制質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系。第（2）列控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)，其結(jié)果與第（1）列大致相符，H2得以驗(yàn)證。

表4 法制環(huán)境、媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)

第（3）列和第（4）列是基于媒體關(guān)注調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。在第（3）列中，媒體關(guān)注（Media_D）的系數(shù)為-0.174，且在5%的水平上顯著，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)所受到的媒體關(guān)注度越低，外部監(jiān)管力量越弱，其內(nèi)部控制質(zhì)量越差。同時(shí)，黨組織參與治理（Party）、黨組織參與治理與媒體關(guān)注的交互項(xiàng)（Party×Media_D）系數(shù)都為正，且都在5%的水平上顯著。這說(shuō)明黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，且這種促進(jìn)作用在受到的媒體關(guān)注度較低時(shí)會(huì)更加明顯，即低媒體關(guān)注度能夠正向調(diào)節(jié)黨組織參與治理與內(nèi)部控制質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系。第（4）列控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)，其結(jié)果與第（3）列基本一致，H3得以驗(yàn)證。

以上研究結(jié)果表明，黨組織參與治理作為一種非正式替代機(jī)制，能夠有效彌補(bǔ)外部治理機(jī)制失靈對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生的負(fù)面影響，進(jìn)一步證實(shí)了黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)。

（三）進(jìn)一步分析

本文按照國(guó)有企業(yè)實(shí)際控制人層級(jí)不同將其區(qū)分為中央國(guó)企和地方國(guó)企。由于中央國(guó)企和地方國(guó)企在監(jiān)管機(jī)制以及代理問(wèn)題上存在差異，其內(nèi)部控制制度的實(shí)施效果不一，現(xiàn)有研究充分表明，中央國(guó)企的內(nèi)部控制質(zhì)量?jī)?yōu)于地方國(guó)企[2，15]，因此，本文認(rèn)為黨組織參與治理在不同層級(jí)控制人的情況下對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量具有異質(zhì)性影響。

首先，相較于中央國(guó)企，地方國(guó)企中所存在的委托代理沖突更為嚴(yán)重。在分權(quán)改革后，中央政府賦予地方政府部分自主權(quán)，這意味著國(guó)有企業(yè)的剩余索取權(quán)和剩余控制權(quán)在地方政府和地方國(guó)企管理層之間進(jìn)行二次分配，地方國(guó)企的委托—代理關(guān)系層級(jí)增加，故相較于中央國(guó)企，地方國(guó)企的控制鏈更長(zhǎng)、委托代理問(wèn)題更為嚴(yán)重和突出，進(jìn)而其內(nèi)部控制質(zhì)量更差[7]。其次，地方國(guó)企可能趨于逐利化目標(biāo)而對(duì)內(nèi)部控制建設(shè)的關(guān)注度不夠。中央政府向地方政府下放部分自主權(quán)后，地方政府在一定程度上是“自負(fù)盈虧”的，這就極大地刺激了地方政府追求利潤(rùn)的積極性。因此，地方國(guó)企可能更關(guān)注企業(yè)能為當(dāng)?shù)卣畮?lái)多少利益，從而更重視經(jīng)營(yíng)效益而忽視對(duì)內(nèi)部控制的建設(shè)。最后，中央國(guó)企在內(nèi)部控制建設(shè)方面已經(jīng)處于國(guó)有企業(yè)的前端。中央國(guó)企的控股股東通常為中央各部委，其無(wú)論是在資源調(diào)配力還是職權(quán)范圍上均優(yōu)于控制地方國(guó)企的地方各部委。故相較于地方國(guó)企，中央國(guó)企在人力、物力、財(cái)力等方面具有更大的優(yōu)勢(shì)，其在內(nèi)部控制建設(shè)的投資上也更為充分。由于中央國(guó)企在內(nèi)部控制建設(shè)方面已經(jīng)處于國(guó)有企業(yè)的前端，故其內(nèi)部控制質(zhì)量的提升空間有限，而地方國(guó)企的內(nèi)部控制質(zhì)量與中央國(guó)企相比相差甚遠(yuǎn)，且亟須完善，故相較于中央國(guó)企，黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)在地方國(guó)企中更為顯著?；诖?，本文進(jìn)行了黨組織治理效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)。

表5報(bào)告了基于不同層級(jí)控制人的分組回歸結(jié)果，展示了在不同層級(jí)控制人的情況下，黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。結(jié)果表明，不論是否控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)，在中央國(guó)企中，黨組織參與治理（Party）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)雖然都為正，但都未達(dá)到統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性水平；而在地方國(guó)企中，黨組織參與治理（Party）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)都為正，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明黨組織參與治理能有效提高地方國(guó)企的內(nèi)部控制質(zhì)量，而對(duì)中央國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用有限。為了進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)論的可靠性，還采取了suest組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示黨組織參與治理（Party）的系數(shù)在兩組之間的差異顯著。以上結(jié)果表明，黨組織的內(nèi)部治理效果會(huì)因?qū)嶋H控制人性質(zhì)的不同而存在差異，相對(duì)于中央國(guó)企，黨組織參與治理能顯著提高地方國(guó)企的內(nèi)部控制質(zhì)量，即黨組織參與治理對(duì)地方國(guó)企和中央國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性。

表5 黨組織參與治理、不同層級(jí)控制人與內(nèi)部控制質(zhì)量

（四）路徑機(jī)制分析

為了更好地理解黨組織參與治理提高國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的作用機(jī)理，本文進(jìn)一步探索黨組織參與治理影響國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的路徑機(jī)制。

參考王燁等[16]的研究方法，以迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中內(nèi)部控制披露分項(xiàng)指數(shù)進(jìn)行回歸。內(nèi)部控制披露指數(shù)是以內(nèi)部控制五要素（內(nèi)部環(huán)境Environment、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估Risk、控制活動(dòng)Control、信息與溝通Information、內(nèi)部監(jiān)督Supervision）這五大與企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量密切相關(guān)的信息指標(biāo)構(gòu)成，較為全面地刻畫(huà)了企業(yè)內(nèi)部控制水平，權(quán)威性和認(rèn)可度較高。如表6所示，第（1）～（5）列分別是基于內(nèi)部控制五要素的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，黨組織參與治理（Party）與內(nèi)部環(huán)境（Environment）的系數(shù)在10%的水平上顯著為正；與內(nèi)部監(jiān)督（Supervision）在5%的水平上顯著正相關(guān)。這說(shuō)明相較于黨組織沒(méi)有參與治理的企業(yè)，黨組織參與治理能夠顯著改善企業(yè)的內(nèi)部環(huán)境、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督。黨組織參與治理后，在基層黨員身份認(rèn)同的內(nèi)生驅(qū)動(dòng)下，會(huì)自覺(jué)將嚴(yán)明的紀(jì)律帶入企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理中，且黨委會(huì)擁有人事任免權(quán)，可以對(duì)不作為的重要崗位人員進(jìn)行調(diào)換，這在一定程度上能使企業(yè)長(zhǎng)期處于較好的內(nèi)部環(huán)境中。同時(shí)，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(duì)經(jīng)理人自利行為以及日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)開(kāi)展效果進(jìn)行監(jiān)督。因此，黨組織參與治理通過(guò)改善企業(yè)的內(nèi)部環(huán)境、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督，保證內(nèi)部控制質(zhì)量的提高。

表6 黨組織參與治理與內(nèi)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(gòu)造中介效應(yīng)檢驗(yàn)方程組：如果σ1、α1、β1均顯著，但β2不顯著，則認(rèn)為M存在完全中介效應(yīng)；如果σ1、α1、β1、β2均顯著，則認(rèn)為M存在部分中介效應(yīng)。

1.內(nèi)部環(huán)境路徑。為了檢驗(yàn)內(nèi)部環(huán)境中介路徑，選用信息透明度（Tran）作為衡量?jī)?nèi)部環(huán)境的代理變量。有研究表明，信息透明度越高，企業(yè)的內(nèi)部信息環(huán)境越好[18]。本文參考陳亞光和儲(chǔ)婕[19]的研究方法，以深交所、滬交所披露的信息透明度等級(jí)為準(zhǔn)，將樣本分為優(yōu)秀、良好、及格、不及格四個(gè)等級(jí)，并對(duì)其以4、3、2、1賦值，記為T(mén)ran，該數(shù)值越大，表明企業(yè)信息透明度越高，內(nèi)部環(huán)境越好。根據(jù)修正的Jones模型[20]，對(duì)以下模型進(jìn)行估算，得到可操縱性應(yīng)計(jì)盈余（DA）并將其取絕對(duì)值，記為abs_DA，該數(shù)值越大，表明企業(yè)盈余的可操縱性越強(qiáng)，信息透明度越低，內(nèi)部環(huán)境越差。

內(nèi)部環(huán)境中介路徑的檢驗(yàn)結(jié)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(yīng)計(jì)盈余（abs_DA）的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明黨組織參與治理降低了企業(yè)盈余的可操縱性；第（2）列中，可操縱性應(yīng)計(jì)盈余（abs_DA）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，表明盈余可操縱程度越弱的企業(yè)其內(nèi)部控制質(zhì)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(guān)，說(shuō)明相較于黨組織未參與治理的企業(yè)，黨組織參與治理顯著提高了企業(yè)的信息透明度；在第（4）列中，信息透明度（Tran）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明信息透明度越高的企業(yè)其內(nèi)部控制質(zhì)量越高?？傮w而言，表7的結(jié)果表明，當(dāng)黨組織參與治理后，企業(yè)盈余的可操縱性更弱且信息透明度更高，內(nèi)部環(huán)境得到改善，這意味著內(nèi)部環(huán)境起到了部分中介作用，也證實(shí)了本文的第一條路徑，即“黨組織參與治理→改善內(nèi)部環(huán)境→提高內(nèi)部控制質(zhì)量”。

表7 內(nèi)部環(huán)境中介路徑

2.內(nèi)部監(jiān)督路徑。為了檢驗(yàn)內(nèi)部監(jiān)督中介路徑，選用管理費(fèi)用率（MER）、企業(yè)違規(guī)（Fraud）作為衡量?jī)?nèi)部監(jiān)督的代理變量。以往的研究表明，當(dāng)企業(yè)的“內(nèi)部人控制”問(wèn)題更嚴(yán)重[6]、違規(guī)傾向更突出時(shí)[21]，其內(nèi)部監(jiān)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(fèi)用率（MER）來(lái)衡量“內(nèi)部人控制”問(wèn)題，管理費(fèi)用率（MER）為管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入之比，該數(shù)值越大，表明企業(yè)的“內(nèi)部人控制”問(wèn)題越嚴(yán)重，內(nèi)部監(jiān)督越弱。參考陸瑤、胡江燕[22]的研究方法，設(shè)置企業(yè)違規(guī)虛擬變量（Fraud），數(shù)據(jù)源自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，若企業(yè)該年度有違規(guī)行為則賦值為1，否則為0。

內(nèi)部監(jiān)督中介路徑的檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。在第（1）列中，黨組織參與治理（Party）與管理費(fèi)用率（MER）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明黨組織參與治理明顯緩解了“內(nèi)部人控制”問(wèn)題；在第（2）列中，管理費(fèi)用率（MER）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明“內(nèi)部人控制”問(wèn)題的緩解可以促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升。在第（3）列中，黨組織參與治理（Party）與企業(yè)違規(guī)（Fraud）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明相較于黨組織未參與治理的企業(yè)，黨組織參與治理的企業(yè)其違規(guī)行為明顯減少；在第（4）列中，企業(yè)違規(guī)（Fraud）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，表明隨著企業(yè)違規(guī)行為減少，其內(nèi)部控制質(zhì)量顯著提高?？傮w而言，表8的結(jié)果表明，當(dāng)黨組織參與治理后，能有效緩解企業(yè)的“內(nèi)部人控制”問(wèn)題且明顯減少違規(guī)行為，這意味著黨組織充分發(fā)揮了其監(jiān)督職能，內(nèi)部監(jiān)督起到了部分中介作用，進(jìn)而證實(shí)了本文的第二條路經(jīng)，即“黨組織參與治理→強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督→提高內(nèi)部控制質(zhì)量”。

表8 內(nèi)部監(jiān)督中介路徑

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換關(guān)鍵變量

考慮到變量度量方式可能帶來(lái)的偏誤，本文參考王燁等[16]的研究，采用迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中“內(nèi)部控制披露指數(shù)”來(lái)衡量“內(nèi)部控制質(zhì)量”，并將其除以100予以標(biāo)準(zhǔn)化處理，記為ICID；參考李萬(wàn)福等[23]的研究，選用Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中審計(jì)報(bào)告意見(jiàn)類(lèi)型，設(shè)置“審計(jì)意見(jiàn)虛擬變量（IC_D）”來(lái)衡量“內(nèi)部控制質(zhì)量”，當(dāng)企業(yè)出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)的審計(jì)意見(jiàn)時(shí)，將IC_D賦值為1，表明內(nèi)部控制質(zhì)量好，否則為0；參考馬連福等[24]的研究，用國(guó)有企業(yè)中董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員中黨委會(huì)人數(shù)除以董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員總?cè)藬?shù)作為“黨組織參與治理”的代理變量，記為Party_ratio。

表9列出了對(duì)模型（1）進(jìn)行關(guān)鍵變量替換后的回歸結(jié)果：第（1）列基于內(nèi)部控制披露指數(shù)（ICID）得出，第（2）列基于審計(jì)意見(jiàn)虛擬變量（IC_D）得出，第（3）列基于國(guó)有企業(yè)中董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員中黨委會(huì)人數(shù)占董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員總?cè)藬?shù)的比例（Party_ratio）得出。結(jié)果表明，黨組織參與治理（Party）與內(nèi)部控制披露指數(shù)（ICID）、審計(jì)意見(jiàn)虛擬變量（IC_D）的系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著；黨委會(huì)成員比例（Party_ratio）與內(nèi)部控制指數(shù)（IC）正相關(guān)，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(jié)果基本與前文保持一致，說(shuō)明本文的主要研究結(jié)論對(duì)黨組織參與治理指標(biāo)及內(nèi)部控制質(zhì)量指標(biāo)不具有敏感性。

表9 替換關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果

（二）雙聚類(lèi)檢驗(yàn)

前文的基礎(chǔ)回歸僅在公司層面進(jìn)行了聚類(lèi)調(diào)整?？紤]到模型設(shè)定上潛在的異方差和自相關(guān)問(wèn)題，本文采取雙向聚類(lèi)（Two-way Cluster Method）的方法，按公司和年度同時(shí)進(jìn)行聚類(lèi)調(diào)整?；貧w結(jié)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(nèi)部控制質(zhì)量（IC）在1%的水平上顯著正相關(guān)，在陸續(xù)加入控制變量后，顯著性保持不變。這表明在同時(shí)控制了公司和時(shí)間維度潛在的異方差和自相關(guān)問(wèn)題后，黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用仍然顯著。

表10 雙聚類(lèi)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）2SLS檢驗(yàn)

考慮到回歸模型中可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，以及回歸模型可能忽略了一些同時(shí)影響兩者的因素，本文構(gòu)造了同行業(yè)同年度均值（Z1）、同地區(qū)同年度均值（Z2）兩個(gè)工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)來(lái)控制可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題?；貧w結(jié)果如表11所示，第（1）列為第一階段的回歸結(jié)果，工具變量Z1、Z2與解釋變量（Party）的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，估計(jì)的最小特征值F為736.249，遠(yuǎn)大于10%水平上的臨界值19.93，通過(guò)了弱工具變量的檢驗(yàn)。第（2）列為第二階段的回歸結(jié)果，Party的系數(shù)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(xiàng)不相關(guān)，通過(guò)了有效性檢驗(yàn)。總體來(lái)說(shuō)，工具變量的回歸結(jié)果與表3基本相符，進(jìn)一步證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表11 2SLS檢驗(yàn)

（四）安慰劑檢驗(yàn)

就本文的結(jié)論而言，考慮到黨組織參與治理對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的顯著影響可能來(lái)自于某些隨機(jī)因素，因此，借鑒劉瑞明等[25]的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，按照黨組織參與治理的情況，使其隨機(jī)生成處理組重復(fù)進(jìn)行1000次回歸，并繪制相應(yīng)的t值核密度圖，如圖1所示。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)：隨機(jī)處理后的系數(shù)分布

觀察得到：隨機(jī)模擬得出的系數(shù)集中分布在0附近，將其與表3中真實(shí)回歸的t值進(jìn)行對(duì)比后發(fā)現(xiàn)，真實(shí)回歸系數(shù)的t值完全獨(dú)立于隨機(jī)模擬回歸的系數(shù)分布之外。這說(shuō)明，黨組織參與治理對(duì)國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響比較穩(wěn)健，并非偶然因素導(dǎo)致。

六、研究結(jié)論與啟示

本文基于國(guó)有企業(yè)積極推動(dòng)黨組織建設(shè)的制度背景，從內(nèi)部控制質(zhì)量的視角，經(jīng)由內(nèi)部環(huán)境和內(nèi)部監(jiān)督渠道，打開(kāi)了國(guó)有企業(yè)黨組織參與治理影響內(nèi)部控制質(zhì)量的黑箱。研究發(fā)現(xiàn)：①在黨組織參與治理時(shí)，國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量顯著提高；②黨組織參與治理能夠有效彌補(bǔ)外部治理制度失靈對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生的消極影響，即在法制環(huán)境較差和媒體關(guān)注較少的國(guó)有企業(yè)，黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)更為顯著；③黨組織的內(nèi)部治理效應(yīng)存在異質(zhì)性，即黨組織參與治理能夠有效促進(jìn)地方國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，而對(duì)中央國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量的提升作用有限；④黨組織參與治理通過(guò)改善國(guó)有企業(yè)內(nèi)部環(huán)境、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督，進(jìn)而保證內(nèi)部控制質(zhì)量的提高。

本文進(jìn)一步凸顯了基層黨組織在國(guó)有企業(yè)發(fā)展過(guò)程中的重要性，并為當(dāng)前黨組織參與國(guó)有企業(yè)治理的正面效應(yīng)補(bǔ)充了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，具體啟示如下：①對(duì)于國(guó)有企業(yè)來(lái)說(shuō)，積極開(kāi)展黨組織建設(shè)工作是其改善內(nèi)部治理環(huán)境、強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督，進(jìn)而提高內(nèi)部控制質(zhì)量的重要手段，企業(yè)應(yīng)對(duì)此予以高度關(guān)注，充分發(fā)揮其治理和監(jiān)督作用，全面提升國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。②國(guó)有企業(yè)要重視黨組織嵌入在外部治理制度缺失時(shí)的替代作用，在外部治理制度失靈時(shí)相關(guān)部門(mén)應(yīng)積極推動(dòng)國(guó)有企業(yè)黨組織參與治理。