外部董事資本、黨組織治理與企業(yè)投資效率研究

張顥嚴(yán)，蔣亞朋

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110870)

1 引言

國(guó)有企業(yè)對(duì)國(guó)計(jì)民生發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，其公司治理一直以來(lái)備受關(guān)注。馬連福、王元芳和沈小秀(2012)認(rèn)為黨組織治理是中國(guó)國(guó)有企業(yè)公司治理的特色，目前并將長(zhǎng)期沿用黨政共管二元體制，黨組織參與公司治理將在國(guó)有企業(yè)中發(fā)揮重要作用[1]。文章引入黨組織治理作為調(diào)節(jié)變量，考察外部董事資本對(duì)企業(yè)投資效率的影響。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 外部董事資本與投資效率

在我國(guó)國(guó)有企業(yè)集團(tuán)中引入外部董事，并利用其自身的人脈和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)形成自身的資本。萬(wàn)偉和曾勇(2013)發(fā)現(xiàn)外部董事較多可在董事會(huì)的投資決策過程中起到監(jiān)督制衡內(nèi)部董事的作用，促進(jìn)企業(yè)投資績(jī)效的改善[2]。隨著企業(yè)的發(fā)展和資本的積累，投資成為企業(yè)擴(kuò)張規(guī)模的必經(jīng)之路。王桂英、岳仕巖和張偉(2020)研究中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)提高其控股子公司的投資治理效率，發(fā)現(xiàn)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(yè)經(jīng)驗(yàn)有助于企業(yè)管理層積累人脈資源和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，緩解信息不對(duì)稱、降低代理成本，從而提高企業(yè)投資效率。因此文章提出以下假設(shè)：

H1：外部董事資本與企業(yè)投資效率呈正相關(guān)。

2.2 外部董事資本、黨組織治理與企業(yè)投資效率

國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)為了更好地規(guī)范經(jīng)理人的行為，將黨組織嵌入國(guó)有企業(yè)的公司治理，這一措施對(duì)有效規(guī)范國(guó)企經(jīng)理人的機(jī)會(huì)主義行為具有重要作用。國(guó)企黨員干部通過“雙向進(jìn)入，交叉任職”的方式加入董事會(huì)中參與公司治理。外部董事和黨組織領(lǐng)導(dǎo)都是黨員干部，對(duì)國(guó)家負(fù)責(zé)，通過“雙向進(jìn)入，交叉任職”等方式參與董事會(huì)治理。任廣乾和田野(2018)剖析國(guó)有企業(yè)特征及其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性，認(rèn)為黨組織融入公司治理對(duì)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(jié)合，可以有效提升投資效率。因此文章提出以下假設(shè)：

H2：黨組織治理在外部董事資本與企業(yè)投資效率中具有正向調(diào)節(jié)作用。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

文章以2016—2020年為研究區(qū)間，選取國(guó)企集團(tuán)控股上市公司為研究樣本。最終選取392家公司和1921條觀測(cè)值。投資效率利用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)收集并用Richardson模型估計(jì)獲得。利用Stata統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(gòu)建投資效率測(cè)度模型進(jìn)行回歸，利用投資效率模型回歸得到的殘差估計(jì)企業(yè)投資效率。具體模型結(jié)構(gòu)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(gòu)成，所以綜合考慮外部董事資本指標(biāo)，利用主成分分析法將指標(biāo)進(jìn)行擬合，提取出最具代表性的主成分進(jìn)行回歸分析。外部董事資本具體指標(biāo)定義為X1外部董事年齡之和/外部董事人數(shù)表示。X2外部董事中男性賦值1，女性賦值0。X3外部董事學(xué)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(zhì)性指數(shù)進(jìn)行計(jì)算。X4外部董事任期之和/外部董事人數(shù)。X5外部董事具有注冊(cè)會(huì)計(jì)師資格或高級(jí)職稱賦值1，否則為0。X6外部董事現(xiàn)在或曾經(jīng)有過國(guó)外學(xué)習(xí)或工作經(jīng)歷賦值1，否則為0。X7曾經(jīng)擔(dān)任或現(xiàn)在同時(shí)擔(dān)任其他國(guó)企單位董事、高管人數(shù)/外部董事人數(shù)。X8外部董事曾經(jīng)在銀行或非銀行金融機(jī)構(gòu)任職賦值1，否則為0。X9外部董事現(xiàn)在或曾經(jīng)在政府、人大、政協(xié)擔(dān)任職務(wù)的人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)。其中學(xué)歷通過布羅異質(zhì)性指數(shù)計(jì)算，指數(shù)越大異質(zhì)性越高，學(xué)歷差異越大。利用KMO值和巴特利特球形度檢驗(yàn)檢查是否適合進(jìn)行主成分分析。結(jié)果顯示：KMO值為0.725>0.7；巴特利特球形度檢驗(yàn)顯著性為0。通過KMO值和巴特利特球形度檢驗(yàn)說明樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行主成分分析。主成分分析通過總方差解釋得出結(jié)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(xiàn)率達(dá)到85.206%，表明有5個(gè)主成分對(duì)原始數(shù)據(jù)指標(biāo)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(xiàn)率為權(quán)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(diào)節(jié)變量：文章選取黨組織治理作為調(diào)節(jié)變量，將黨組與董事會(huì)成員重合人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù)、黨組與監(jiān)事會(huì)成員重合人數(shù)/監(jiān)事會(huì)總?cè)藬?shù)、黨組與管理層成員重合人數(shù)/管理層總?cè)藬?shù)作為衡量 “雙向進(jìn)入”的指標(biāo)。將黨組織書記或副書記是否兼任董事長(zhǎng)、監(jiān)事會(huì)主席和總經(jīng)理作為衡量“交叉任職”的指標(biāo)。

控制變量：選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)成長(zhǎng)性、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流、高管薪酬、股權(quán)集中度、托賓Q值、獨(dú)立董事比例，同時(shí)還固定了行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)。

模型構(gòu)建：文章基于以上分析，為檢驗(yàn)外部董事資本與投資效率之間的關(guān)系，構(gòu)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(shè)H1成立。若系數(shù)γ3、φ3、χ3顯著為正，則假設(shè)H2成立。Industry和Year分別是行業(yè)和年份虛擬變量，ε是殘差項(xiàng)。

4 實(shí)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(shù)據(jù)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(yè)外部董事情況存在區(qū)別，有一半外部董事資本低于均值?！半p向進(jìn)入”中董事會(huì)均值0.4，方差0.17，表明不到一半的企業(yè)存在黨組成員與董事會(huì)重合現(xiàn)象。其管理層均值0.52，方差0.19，表明超過一半的企業(yè)存在黨組成員與管理層重合現(xiàn)象；“交叉任職”均值0.95，方差0.22，表明絕大部分企業(yè)存在交叉任職現(xiàn)象?？刂谱兞空w來(lái)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(duì)1921個(gè)觀測(cè)值，通過SPSS軟件回歸分析可知，在沒有進(jìn)行行業(yè)和年份固定效應(yīng)控制時(shí)，BC的回歸系數(shù)為0.277，T值為25.47，回歸結(jié)果在1%水平上顯著正相關(guān)。R2為0.233，調(diào)整R2為0.232。隨后將控制變量依次加入進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)R2為0.286，調(diào)整R2為0.283，表明回歸結(jié)果的擬合度變好。當(dāng)進(jìn)行固定效應(yīng)控制時(shí)BC的回歸系數(shù)為0.269，T值為23.10，在1%水平下顯著正相關(guān)，R2為0.267，調(diào)整R2為0.309。隨后將控制變量加入進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)R2為0.277，調(diào)整R2為0.316?；貧w結(jié)果表明外部董事資本的增加有助于提升企業(yè)投資效率。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

4.2.2 黨組織治理對(duì)外部董事資本與投資效率調(diào)節(jié)作用的回歸分析

再次利用1921個(gè)觀測(cè)值進(jìn)行回歸分析，首先進(jìn)行“雙向進(jìn)入”中黨組成員與董事會(huì)人員重合對(duì)外部董事資本與投資效率的調(diào)節(jié)作用，在沒有進(jìn)行行業(yè)和年份固定效應(yīng)控制時(shí)，BC×PartyD系數(shù)為0.071，T值為2.94；當(dāng)進(jìn)行固定效應(yīng)控制時(shí)，系數(shù)為0.143，T值為5.00，均在1%水平上顯著正相關(guān)，即γ3顯著為正。其次進(jìn)行“雙向進(jìn)入”中黨組成員與管理層人員重合對(duì)外部董事資本與投資效率的調(diào)節(jié)作用，在沒有進(jìn)行行業(yè)和年份固定效應(yīng)控制時(shí)，BC×PartyM系數(shù)為0.38，T值為6.55；當(dāng)進(jìn)行固定效應(yīng)控制時(shí)系數(shù)為0.39，T值為6.78，均在1%水平上顯著正相關(guān)，即φ3顯著為正。最后進(jìn)行“交叉任職”對(duì)外部董事資本與投資效率的調(diào)節(jié)作用分析，沒有固定效應(yīng)控制時(shí)BC×Crossparty系數(shù)為0.84，T值為3.5，固定效應(yīng)控制后系數(shù)為0.149，T值為5.37，均在1%水平上顯著正相關(guān)，即χ3顯著為正。黨組織治理在外部董事資本與企業(yè)投資效率中具有正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

5 結(jié)論與啟示

文章得出以下結(jié)論：一是外部董事資本與企業(yè)投資效率之間顯著正相關(guān)，表明外部董事資本越豐富越有利于企業(yè)投資效率的提升。外部董事可以通過自身優(yōu)勢(shì)，幫助企業(yè)獲得便利資源，對(duì)企業(yè)的日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)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(xiàng)的系數(shù)顯著為正，黨組織治理對(duì)外部董事資本與企業(yè)投資效率之間具有正向調(diào)節(jié)作用。表明外部董事資本與黨組織治理相結(jié)合可更好地發(fā)揮黨在國(guó)有企業(yè)公司治理中的作用，將黨組織治理嵌入國(guó)有企業(yè)發(fā)展中有利于提高企業(yè)投資效率。