党组织嵌入公司治理是我国国有企业公司治理的最大特征。2015年中央全面深化改革领导小组给国有企业改革重新制定了路线图,其核心就是党管国企,党组织要参与公司治理,并从机构设置、人事安排和法律定位三个方面给出了重要建议。2017年习近平总书记在国有企业党的建设工作会议上指出,中国特色现代国有企业制度,“特”就特在把党的领导融入公司治理各环节,把企业党组织内嵌到公司治理结构之中。随后党的十九大报告中明确“坚持党对一切工作的领导”,再次对国有企业提出党组织内嵌到公司治理结构之中,明确和落实其在公司法人治理结构中的法定地位。这一系列的引导和要求使得党组织与公司治理的相关研究成为学术界关注的焦点,学者们意识到我国政党制度与企业关系是个值得深入研究的领域,并出现了一系列的相关研究,兴起了“党组织”研究热潮。
现有关于党组织与微观企业关系的研究,一方面,按照企业类型分别探讨了国有企业和民营企业、不同类别下国有企业等不同层次党组织的作用(马连福等,2012,2013;郝云宏和马帅,2018;郑登津等,2020)。另一方面,按照党组织对企业决策、行为、经济后果这一框架多角度进行分析,主要集中于探讨党组织嵌入公司治理产生的影响,如降低代理成本(王元芳和马连福,2014)、抑制高管腐败(陈仕华等,2014;严若森和吏林山,2019);党组织对企业行为的影响,如增加职工权益(董志强和魏下海,2018),减少财务违规(郑登津等,2020)和企业避税行为(李明辉等,2020),增强企业社会责任(王舒扬等,2019);党组织对企业决策的影响,如影响董事会决策(柳学信等,2020;黄文锋等,2017)、审计师选择(程博等,2017)等,这些提供了党组织影响微观企业行为的部分证据。但是以上研究仅涉及企业党组织层面,探讨党组织与董事会、监事会以及管理层之间的人员构成与重合情况,即“双向进入”,即使涉及了党员个体,也仅仅探讨了党员个体的任职状况,即党委书记、党委副书记的“交叉任职”情况,而对于党员个体的异质性并未有所深入。本文认为,党员具有非常鲜明的个体特征,经过漫长筛选和考核的党员有着较高的个人能力与素质,以及经过长久的党员自律准则和纪律条例形塑的较高的价值观和道德标准,这些都会对其管理风格、决策标准、行为选择等产生持续、深远的影响,而这些是否会在企业行为中有所体现,目前尚未有更深入的证据。
现有研究对于企业行为的关注,较少从企业自律的视角展开,更多的是讨论如何减少企业违法违规行为,分别从会计改革政策和法制性水平、政治成本等外部因素(Guay,2010),公司治理、内部控制等企业层面因素(La Porta等,1999;Peasnell等,1998)以及高管个人特征因素(Li等,2010;Feng等,2011)三个层面展开,但具体到以党组织为代表的中国特色公司治理对此有何影响,鲜有文献涉及。本文从企业行为自律角度分析企业党组织的治理效应,借鉴心理学中个体自律的观点,以公司违规、卷入司法诉讼作为企业行为自律的“反向”代理变量,实证分析了党组织嵌入公司治理对企业行为自律的影响。研究结果表明,党组织嵌入公司治理可以促使企业行为更加自律,表现为公司违规、卷入司法诉讼的可能性相对更低,而这种效应主要是通过降低公司的风险实现的。进一步研究发现,党组织促使企业行为自律不仅表现在合法合规等强制性行为上(外显自律),也表现在主动减少盈余管理、提供更高质量的会计信息等自愿性行为上(内隐自律)。制度环境和行业管制影响这一效果,所在地区政府干预程度越弱、企业处于非管制行业时,党组织促使企业行为自律的作用越大。本文的结论为党组织嵌入公司治理的作用提供了直接、内在的证据,证实了企业党组织对于中国国有企业完善公司治理的重要价值。
与现有文献相比,本文可能的贡献在于:(1)从企业自律的角度为企业行为的相关研究提供了新的研究视角。现有研究较少从企业自律这一视角展开,更多的是从企业外部因素、公司层面因素以及高管个人特征等方面探讨减少企业违规行为的影响因素,缺乏对企业行为自律的直接讨论,且中国特色的公司治理对此有何贡献尚不清楚。本文从党组织嵌入公司治理这一视角,融汇并贯穿了企业外部制度环境、企业层面公司治理以及高管个体层面三方面因素对公司行为自律的影响,拓展了企业行为研究的视角。(2)拓展和丰富了以党组织嵌入公司治理为代表的中国特色公司治理相关研究。本文发现党组织嵌入公司治理能对企业产生约束,促使企业行为更加自律,且这种行为自律不仅仅表现在减少违规和司法诉讼等法律强制性自律上,还表现在主动减少盈余管理、提供更高的会计信息质量等自愿性自律行为上,证实了企业党组织以及党员的价值观和信念会对具备党委身份的高管行为进行修正和优化,表现出更高的道德水准,并进而优化企业行为。本文的结论支持了党组织在企业行为中的直接、正面作用,拓展和丰富了中国特色公司治理相关研究,也为正确定位党组织在公司治理中的作用提供了新的参考。
二、理论分析与研究假设(一)自律的相关研究
权威词典《辞源》定义自律为“遵循法纪,自我约束”,《现代汉语大词典》定义自律为“自己约束自己”,可见自律强调的是个体对自我的约束和规范。国内外学者对自律的理解各有不同,但是都倾向于认为自律是一种意志品质,是个体在社会化过程中经由长时间对社会法则和规范进行学习、实践、认同并内化后形成的稳定的行事风格(陈谢平,2013)。具体到中国的文化背景下,自律除了表现为一种意志品质外,还被赋予了更多的道德属性,被认为是道德修养的最高境界。总结起来有几个方面特征:第一,自律是一种经过后天学习所形成的意志品质。第二,自律是主动和自愿对社会规范和道德准则的认同和内化。第三,自律的目标不仅仅是为了个人发展,还要考虑对他人和社会积极发展的影响(陈谢平,2013)。
以上概念均是心理学和社会学领域针对个体自律提出,尚未对组织层面,如企业自律展开探讨,相关研究也集中于讨论个体自律的作用效果,如自律与学业成绩的关系(Duckworth和Seligman,2005)、自律与工作绩效(Jawahar和Carr,2007)、自律与健康(Bogg和Roberts,2004)等。由于学科性质不同,研究者对自律的理解和研究的侧重也存在较大差异,其中与本研究内容较为接近的是自律与领导行为的研究(Zopiatis和Constanti,2012)以及政治学领域关于领导者“廉洁自律”的研究(赵国祥等,2003;赵国祥和张淑熙,2006)。Bono和Judge(2004)对人格与变革型领导之间的关系进行了分析,发现个体自律特征与变革型领导有正相关关系,与被动回避型领导有负向相关关系。他们认为这可能是因为自律程度越高的成员,对工作更加尽责,更值得被信赖,而不像被动回避型领导那样缺乏自律和领导责任。国内方面,有学者在对党政领导者的能力进行研究时认为自律性是基层干部胜任特征的主要因素之一,自律是以身作则、自我约束,不仅表现在领导干部对自我的监督和管理,还表现为对亲友和职员的管理。进一步对党政干部群体胜任特征的影响因素分析发现,年龄、职级、教育程度等特征会影响个体的自律程度,年龄越大、职级越高、教育程度越高,干部个体自律程度也显著上升,说明自律能够通过经验的学习加以强化和提高(赵国祥等,2003)。党政干部自律品质的影响后果方面,赵国祥和张淑熙(2006)研究发现党政干部的自律品质会显著提高工作绩效,对工作绩效各维度也有着显著的预测效果。
由上可知,关于自律的相关研究主要集中于个体层面,属于心理学和政治学领域,尚未对企业组织层面展开,且总体研究较少,处于探索阶段。但是我们认为,企业是个体的集合,企业行为是企业内部人员行为合力的结果,企业内部的重要组织,如党委会、董事会、监事会、管理层等人员构成特征会对企业决策和行为产生重要影响。虽然由于学科性质不同,研究者对自律的理解和研究的侧重也存在较大差异,但我们可以借鉴相关理论,以及其中与本研究内容较为接近的部分领域进行参考和借鉴。例如,张晓亮等(2020)研究发现学者型CEO会更加自律,其所在企业的在职消费活动会显著减少。基于此,本文尝试借鉴个体自律的相关研究,将其应用到企业层面,将企业行为看成是企业内部重要部门、重要个体行为的外在体现,对企业行为自律进行探讨。
(二)党组织嵌入公司治理与企业行为自律
党组织嵌入公司治理在企业中主要的方式为“双向进入、交叉任职”的领导体制以及讨论前置等①。这使得党组织嵌入的公司治理中,从公司治理层面体现党委属性,对企业行为进行监督,促使企业行为更加自律,具体可以从以下几个方面发挥作用。
首先,外部环境方面,党组织承担的社会责任和公众关注的压力促进企业更加自律。国有企业在诸如经济发展战略、社会就业、养老以及社会稳定等问题上承担了过多的政策性负担(Lin等,1998)。具体到国有企业党组织,其在企业中的主要职责是“把方向、管大局、保落实”,保证党和国家政策方针在企业的贯彻执行,因此,外部投资者可能会担忧党组织通过参与决策、监督等方式促使企业承担政治和社会责任(如帮助地方政府承担就业、养老等政治和社会目标)而给予较低的公司估值(Fan等,2007),从而引致资本市场的压力。迫于投资者、媒体、监管部门等资本市场的压力,企业党组织和管理层有动机通过积极提高公司信息透明度,更加遵守规则,规范自身行为,改善企业与利益相关者之间的关系,以保证资本市场投资者的信心。此外,国有企业由于其产权性质,受到更多的社会关注,而国有企业党组织的一个重要职能是围绕生产经营开展协调、整合工作,即党组织应依法维护公司股东(尤其是中小股东)、职工、社会公众以及其他利益相关者的合法权益,作为各方利益主体合法权益的协调者和维护者,合理解决各主体之间的利益冲突,为企业构建和谐有序的治理环境和经营秩序。因此,党组织嵌入公司治理会协调企业与公众之间的关系,维护各利益相关方的利益,比如减少违法违规等负外部行为,提供高质量的会计信息,向市场传递积极有利的信息以及良好的公众形象。
其次,企业内部高管层面,从高管晋升动机上促使企业更加自律。现有研究已经证实,党组织嵌入公司治理能有效抑制内部人控制下的自利行为(马连福等,2013;王元芳和马连福,2014),并且由于“党管干部”原则,国企高管在职业生涯晋升中,通常都要考虑所在党委意见②,这使得高管在个人行为以及决策方面都会严格要求自己,因为其违规行为的成本更高,一旦发生负面事件,影响的不仅仅是个人的薪酬,更可能直接斩断了其晋升之路,政治生涯毁于一旦。因此,同时具备党委身份的高管,其行为会偏向于更为稳健和保守,避免发生违法违规行为。这种规避风险或不确定性的倾向会导致高管在公司决策和治理行为中更为谨慎,以规避从事违法违规活动可能面临的道德压力、声誉损失、业绩波动以及惩戒风险。因此,党组织嵌入公司治理能以党委身份更好地监督和约束高管行为,促进高管自律。
最后,党组织内部党员个体层面,党组织的管理、党员身份有助于党员高管在公司治理中形成遵守规则的理念。党员是经过严格选拔的,经过漫长筛选和考核的党员有着较高的政治觉悟和较高的个人能力与素质,对社会、工作都有积极的态度。工作能力、个人技能、毅力、积极的态度也是一个人在生活中和职业中成功的重要能力(Li等,2008)。根据“高阶梯队理论”,一方面,从行为模式的塑造方面,党组织可以通过对党员的价值观和风险认知等的塑造改变党员高管行为偏好,影响党员高管治理行为选择。另一方面,从道德偏好的视角而言,个人所处的环境和集体会形成组织统一的价值观、信仰并由此进一步影响个体的行为和决策。根据《中国共产党章程》中对党员义务的规定可以看出,自律、奉献是对党员道德品质的基本要求,尤其是自律。一直以来,自律是反映基层党政干部素质水平的重要标准,加强和提高领导干部的自律品质是党和国家历来强调的干部队伍素质建设的重点,党的十八大的召开更使得党和国家对领导干部廉洁自律的要求达到了空前的高度,这一切都在形塑党员的价值观、道德感和行为认知。具体到企业中,基层党政干部的素质直接影响到党的方针、政策的实施和贯彻(陈谢平,2013),党员的价值观和信念促使党员高管更加勤勉履行义务,对股东更为忠诚,对公司更有责任感,对自身有更高的道德标准和规范,而这些在公司治理中都有着重要的价值。党组织通过理想、道德、信念、人生观、价值观等的塑造对党员个体的利益偏好、行为准则进行修正和优化,并对个体后期的管理风格、决策标准、行为选择等产生持续、深远的影响。党员高管管理的企业也会更加约束自身行为,减少失信、违法违规行为的发生,表现出更高的道德标准。
基于以上分析,本文认为,党组织嵌入公司治理程度较高的企业,董事、监事以及高管会更好地约束自己的行为,所在公司也能够表现出相对更高的道德标准和行为,企业自律程度更高。由此提出如下假设:
H1:其他条件不变的情况下,党组织嵌入公司治理程度高的公司其行为会更加自律。
三、研究设计(一)样本选择与数据来源
本文以2013—2018年A股国有非金融类上市公司为样本,通过查阅公司年报,结合“董事、监事、高级管理人员的基本情况”以及“现任董事、监事、高级管理人员的主要工作经历及兼职情况”中的信息对公司董事、监事以及高管与党组织人员重合的情况进行判断,并以此为基础,剔除披露不全的上市公司以及相关财务数据、治理数据缺失或异常的观测值后,共获得1700个企业—年度数据样本。
党组织嵌入公司治理数据通过上市公司年报中披露的董事、监事、高管的基本情况和主要工作经历并结合公司网站信息手工整理获得。公司层面数据均取自CSMAR数据库。地区层面,反映政府干预水平的制度环境数据取自王小鲁等(2017)编制的《中国分省份市场化指数报告2016》中“政府与市场的关系”分指数。各省的GDP数据通过《中国统计年鉴》获得。
(二)模型设计
本文参考陈冬华等(2013)的做法,构建计量模型(1)以检验党组织嵌入公司治理对公司行为自律的影响:
模型中被解释变量为企业行为自律(Self-discipline),解释变量为党组织嵌入公司治理(Dw_CG)。
(三)变量定义
1.被解释变量
被解释变量为企业行为自律(Self-discipline)。目前直接以企业行为自律为主题的研究较少,更多的是围绕企业违法违规行为展开,如果将研究主体从企业扩展到社会,我们可以借鉴有关社会自律文化的相关研究,例如Fisman和Miguel(2006)以及马勇(2013)在研究社会自律文化的影响时,以“外交官违章停车率”作为衡量不同国家社会自律程度的替代变量,认为如果一国的外交官具有较高的“违章停车率”,那么,这个国家的社会自律程度相对较低,即以“反向”指标衡量自律程度。借鉴这一做法,本文以诉讼次数(Suittimes)和是否违规(Violation)作为企业行为自律程度的“反向”参考指标。诉讼次数(Suittimes)为公司当年卷入司法诉讼的次数的自然对数;是否违规(Violation)以公司是否存在违规行为作为被解释变量③,当年上市公司存在违规行为时,Violation取1,否则为0。数值越大,表示企业自律程度越差。在稳健性检验中,以是否卷入司法诉讼(Lawsuit)以及是否为被告(Beigao)作为公司行为自律的替代测量指标。
2.解释变量
党组织嵌入公司治理(Dw_CG)。党组织嵌入公司治理的测量在现有文献中有两种,第一种是问卷调查获得,如Chang和Wong(2004)让调查者判断大股东、管理层和党组织在63个重要决策问题的涉入程度,以此测量党组织的权力指数。第二种方法主要依据党委成员与董事会、监事会和管理层成员职位重合程度进行测量,如马连福等(2012,2013)。本文尝试探讨的是党组织与公司治理二者融合的效应,相对更适合借鉴第二种方法。本文以具有党委身份的董事占董事会人员总数的比例(Dw_board)、有党委身份的监事占监事会人员总数的比例(Dw_sup),以及CEO是否具有党委身份(Dw_ceo)三类进行测量。
3.控制变量
参考陈冬华等(2013)、王元芳和徐业坤(2020)的做法,控制了公司规模(Size,总资产的自然对数)、资产负债率(Leverage,总负债/总资产)、资产收益率(Roa,净利润/期初总资产与期末总资产的均值)、独立董事数量(Indrate,独立董事人数)、董事会规模(Board,董事会人数)、是否亏损(Loss)以及公司所在地区GDP发展水平(GDP,GDP的自然对数)的影响,控制了行业(Ind)、年度(Year)以及省份(Area)效应。另外,本文对连续变量进行了1%分位数的Winsorize缩尾处理以降低异常值的可能影响。
四、实证结果及分析(一)描述性统计
表1报告了主要变量的描述性统计结果。从Pannel A的结果来看,在所有样本公司的董事会成员中,约有13.8%的董事具有党委身份;而监事会成员中,监事具有党委身份的比例为12.3%;CEO具有党委身份的比例为34.2%。可见党组织的“双向进入、交叉任职”最主要的方式是通过党委会与高管层、董事会之间的双向进入。企业行为分组统计如Panel B,本文按党组织嵌入董事会、监事会、CEO是否具有党委身份中值进行分组,发现党委嵌入高组的企业行为自律程度明显高于嵌入低组,初步验证了本文的假设,但由于未控制其他因素的影响,党组织嵌入公司治理对企业行为自律的各代理变量的影响还需要作进一步的多元回归分析。
Panel A 主要变量描述性统计 | ||||||
Stats | 样本量 | 均值 | 标准差 | 中值 | 最小值 | 最大值 |
Suittimes | 1 700 | 0.006 | 0.084 | 0 | 0 | 2 |
Violation | 1 700 | 0.140 | 0.347 | 0 | 0 | 1 |
Dw_board | 1 700 | 0.138 | 0.112 | 0.110 | 0 | 0.667 |
Dw_sup | 1 700 | 0.123 | 0.150 | 0 | 0 | 1 |
Dw_ceo | 1 700 | 0.342 | 0.474 | 0 | 0 | 1 |
Risk | 1 700 | 40.450 | 14.860 | 38.080 | 10.433 | 136.467 |
GDP | 1 700 | 9.869 | 0.674 | 9.880 | 5.979 | 11.043 |
Size | 1 700 | 22.510 | 1.267 | 22.300 | 19.244 | 25.444 |
Leverage | 1 700 | 0.549 | 0.194 | 0.570 | 0.050 | 1.469 |
Roa | 1 700 | 0.035 | 0.058 | 0.030 | -0.275 | 0.245 |
Indrate | 1 700 | 0.368 | 0.057 | 0.330 | 0.091 | 0.667 |
Lnboard | 1 700 | 2.233 | 0.187 | 2.200 | 1.609 | 2.890 |
Loss | 1 700 | 0.103 | 0.304 | 0 | 0 | 1 |
Panel B 企业自律行为分组统计 | ||||||
Ln(patent num+1) | Suittimes | Violation | ||||
Dw_board<med | 0.008 | 0.151 | ||||
Dw_board≥med | 0.005 | 0.121 | ||||
diff | 0.003 | t=0.561 | 0.030* | t=1.714 | ||
Dw_sup<med | 0.007 | 1.145 | ||||
Dw_sup≥med | 0.005 | 1.134 | ||||
diff | 0.002 | t=-0.578 | 0.011 | t=0.631 | ||
Dw_ceo=0 | 0.008 | 0.167 | ||||
Dw_ceo=1 | 0.001 | 0.124 | ||||
diff | 0.007* | t=1.828 | 0.043** | t=-2.513 | ||
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。 |
(二)党组织嵌入与企业自律行为回归结果分析
表2报告了党组织嵌入公司治理影响企业行为自律的检验结果。检验结果显示,以诉讼次数(Suittimes)、是否违规(Violation)作为被解释变量时,党组织嵌入公司治理(Dw_board、Dw_sup、Dw_ceo)的回归系数均显著为负,证实了假设H1,表明党组织嵌入公司治理程度较高的公司卷入司法诉讼、违规的可能性相对更低,从而证实了党组织对促进企业行为自律的重要作用。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | ||
Suittimes | Violation | ||||||
Dw_board | −0.032** | −0.155* | |||||
(−2.190) | (−1.648) | ||||||
Dw_sup | −0.004 | −0.312** | |||||
(−1.376) | (−2.104) | ||||||
Dw_ceo | −0.012** | −0.188* | |||||
(−2.426) | (−1.808) | ||||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
_cons | 0.094* | 0.081* | 0.095* | 1.538 | 2.046 | 1.702 | |
(1.6861) | (1.7106) | (1.6964) | (1.1378) | (1.3798) | (1.2463) | ||
N | 1 700 | 1 700 | 1 700 | 1 700 | 1 700 | 1 700 | |
adj. R2 | 0.025 | 0.016 | 0.028 | 0.113 | 0.118 | 0.114 | |
注:括号中的数值是经过White(1980)调整后的统计量;*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著,下同。 |
控制变量方面,公司规模越大,行为自律程度越高;资产负债率越高以及出现亏损的情况下,公司行为自律程度越低,与现有研究的结论基本一致。
(三)路径检验
根据前文的分析本文认为党组织嵌入公司治理对企业自律行为的提升均是通过影响高管对待不确定性的态度形成的(即对待风险的态度),而自律品质比较典型的两个特征就是谨慎性和自控性。有研究表明具有较高谨慎性或自控性的个体表现出较少的冒险行为,即更加倾向于规避风险(Freeman和Muraven,2010;Fudenberg和Levine,2006),自控意味着个体对自我心理、行为的高度监控,对风险更加敏感,做决定和判断时更加理性而非基于感觉和冲动。因此,本文进一步探讨党组织嵌入公司治理促使企业行为更加自律的作用路径,检验其是否是通过影响公司对待风险的态度实现的。
为检验党组织嵌入公司治理对企业行为自律的影响路径,采用Sobel(1982)的中介因子检验法,运用三个回归来检验中介效应,分别为模型(1)、模型(2)、模型(3),逐步回归以检验党组织嵌入公司治理是否会通过影响公司对待风险的态度进而影响企业行为:
模型(2)检验党组织嵌入公司治理对企业风险态度的影响。John等(2008)采用公司过去业绩波动的标准差来衡量公司的风险态度,波动率越低,说明公司越不愿意承担风险,越厌恶风险;同样地,余明桂等(2013)、Faccio等(2016)采用行业调整后的盈利水平波动率来衡量企业的风险水平,计算企业在每一个观测时段内经行业调整的ROA的标准差,用以衡量企业对待风险的态度。借鉴上述做法,本文以3年为一个观测时段计算其企业盈利的波动性,以公司3年业绩波动的标准差来衡量公司的风险态度(Risk),所以除了ROA以外,其他数据为2013—2018年,但实际样本区间为2013—2020年。Dw_CG为党组织嵌入公司治理变量,仍然以具有党委身份的董事占董事会人员总数的比例(Dw_board)、有党委身份的监事占监事会人员总数的比例(Dw_sup),以及CEO是否具有党委身份(Dw_ceo)三类进行测量④。
模型(3)在模型(1)的基础上加入风险水平(Risk),以检验党组织嵌入公司治理是否通过影响企业风险进而影响企业行为自律。控制变量与模型(1)一致。
中介效应检验的第一步结果在前文表2已报告,验证了党组织嵌入对企业行为自律的促进作用。第二步模型(2)的检验结果如表3所示,党组织嵌入公司治理的三个变量均与企业风险显著负相关,即党组织嵌入公司治理程度较高的企业,其风险会较低。第三步模型(3)的回归结果(见表4)表明,在加入了风险水平(Risk)后,除了第(2)列有党委身份的监事占监事会人员总数的比例(Dw_sup)仍然为负但不显著外,党组织嵌入公司治理的其他相关变量与诉讼次数、是否违规均显著负相关,且系数的绝对值和显著性水平相较于表2的回归结果有所降低。以上结果综合表明,风险水平在党组织影响企业行为自律之间发挥了部分中介作用,即党组织嵌入公司治理会通过降低风险进而促使企业行为更加自律,证明了降低公司风险确实是党组织嵌入公司治理影响企业行为自律的路径之一。
(1) | (2) | (3) | |
Risk | Risk | Risk | |
Dw_board | −0.013**(−2.017) | ||
Dw_sup | −0.016*(−1.653) | ||
Dw_ceo | −0.006**(−2.351) | ||
Controls | Yes | Yes | Yes |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes |
_cons | 0.012(0.623) | 0.013(0.691) | 0.010(0.502) |
N | 1 700 | 1 700 | 1 700 |
adj.R2 | 0.164 | 0.174 | 0.165 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | ||
Suittimes | Violation | ||||||
Dw_board | −0.052* | −0.153* | |||||
(−1.871) | (−1.647) | ||||||
Dw_sup | −0.004 | −0.305** | |||||
(−1.351) | (−2.102) | ||||||
Dw_ceo | −0.011** | −0.181* | |||||
(−2.264) | (−1.800) | ||||||
Riskroa | 0.222** | 0.153* | 0.232* | 6.564* | 9.102** | 5.971* | |
(1.989) | (1.86) | (1.803) | (1.921) | (2.491) | (1.655) | ||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
_cons | 0.061 | 0.031 | 0.058 | 0.996 | 0.189 | 0.751 | |
(1.072) | (0.693) | (1.028) | (0.403) | (0.064) | (0.310) | ||
N | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | |
adj.R2 | 0.015 | 0.014 | 0.023 | 0.147 | 0.142 | 0.164 |
(四)稳健性检验
(1)内生性问题(工具变量IV估计)
为了缓解模型中可能存在的互为因果和遗漏变量内生性问题,本文借鉴马连福等(2013)的方法,选取最终控制人类型(Controltype,即最终控制人是国资委还是政府部门,最终控制人为政府取1,为国资委取0)以及母公司是否为集团(Group,母公司为集团取1,否则取0)作为外生工具变量。同时将Dw_board、Dw_sup 以及Dw_ceo三个指标以主成分合成第一主成分,作为党组织嵌入公司治理的综合指数(Party),第一主成分拟合程度为58.49%,其中党组织嵌入董事会、监事会、CEO三个指标的载荷因子分别为0.644、0.468、0.605。
首先借鉴陈爽英等(2010)的做法,运用Sargen Test方法对工具变量的有效性进行了检验(限于篇幅未列出,备索)。工具变量回归结果分别报告在表5第(1)至(2)列与表6第(1)至(2)列中。从结果来看,考虑了内生性问题之后,党组织嵌入公司治理综合指数(Party)与诉讼次数(Suittimes)、是否违规(Violation)的回归系数依然显著为负,与前文结论基本保持一致。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Suittimes | Violation | 选择方程 | Suittimes | Violation | |
Party | −0.051** | −21.181** | −0.034* | −0.334*** | |
(−2.044) | (−1.968) | (−1.787) | (−3.367) | ||
Controltype | −0.216** | ||||
(−2.045) | |||||
IMR1 | −0.046 | 2.543*** | |||
(−0.904) | (3.060) | ||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
_cons | 0.111** | 0.495 | −0.500 | 0.138* | −2.016 |
(1.970) | (0.264) | (−0.471) | (1.777) | (−1.533) | |
N | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 |
adj.R2 | 0.068 | 0.096 | 0.086 | 0.030 | 0.125 |
(2)样本选择性偏差问题
本文在样本选取时对高管任职信息不全以及相关数据缺失的样本进行了剔除,可能存在选择性偏误问题,故采用Heckman两阶段法进行修正。在第一阶段,选择模型(1)中的全部控制变量,并以最终控制人类型(Controltype)、母公司是否为集团(Group)为工具变量获取逆米尔斯比率(IMR);在第二阶段,将逆米尔斯比率(IMR)重新纳入模型,估计校正了选择偏误后的党组织嵌入公司治理对企业行为自律的影响,检验结果见表5第(3)至(5)列和表6第(3)至(5)列。结果显示,党组织嵌入公司治理(Party)与主要变量的回归系数均显著为负,证实了前文结果的稳健性。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Suittimes | Violation | 选择方程 | Suittimes | Violation | |
Party | −0.027* | −19.532** | −0.033* | −0.338*** | |
(−1.682) | (−2.368) | (−1.777) | (−3.414) | ||
Group | −0.736*** | ||||
(−4.069) | |||||
IMRg | −0.071 | 1.823 | |||
(−1.036) | (1.566) | ||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
_cons | 0.093* | 1.701 | 1.074 | 0.158* | −1.430 |
(1.828) | (0.929) | (0.890) | (1.830) | (−0.955) | |
N | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 |
adj.R2 | 0.010 | 0.083 | 0.086 | 0.031 | 0.118 |
(3)倾向得分匹配(PSM)
公司党组织嵌入公司治理并不是一个随机选择的结果,因此我们采用PSM来解决自选择问题。结果发现,无论是对全样本还是对国有企业样本进行PSM,匹配后的样本的回归结果均与主检验一致(限于篇幅未列出,备索)。
(4)其他稳健性检验
为了进一步验证研究结论的可靠性,本文还做了如下稳健性检验:①变量替换。将Dw_board、Dw_sup 以及Dw_ceo三个指标以主成分法拟合形成党组织嵌入公司治理的综合指数(Party),第一主成分拟合程度为58.49%,其中党组织嵌入董事会、监事会、CEO三个指标的载荷因子分别为0.644、0.468、0.605,利用该指数重新进行回归检验。②参考Law和Mills(2017)的做法,以是否卷入司法诉讼(Lawsuit)以及是否为被告(Beigao)作为公司自律的“反向”替代变量。以上稳健性检验结果显示,主要结论并没有发生显著变化,证实了研究结论的可靠性。
五、进一步分析(一)党组织促使企业行为自律:自愿还是强制
“主体就等于它的一连串的行为”⑤,那么企业行为自律是企业自律的外在体现,是企业的外在行为状态和行为类型。根据心理学的观点,影响个体行为自律的因素有很多,既可以是外显行为的干预,如惩罚,也可以是内在心理的强化,如鼓励。有外在监督情况下个体对自己心理和行为进行控制和调整以符合道德要求,是外显自律,带有强制性;而没有监督情况下个体主动和自愿对这些规范和准则的认同和内化是内隐自律,也是自愿性的(陈谢平,2013)。前文验证了党组织嵌入公司治理促进企业行为自律,表现为更加遵守法律法规,避免因违反法律法规被处罚。法律法规具有强制性,一旦违反将会面临较为严重的后果,对企业影响较大,那么,如果企业行为自律是非强制性且后果没那么严重,企业还会自愿约束自己行为吗?即党组织促使企业行为自律,仅仅是基于强制性合法合规,还是自愿约束自身行为,提升企业道德行为标准?
我们以盈余管理程度和审计意见类型来检验党组织促使企业行为自律是不是自愿行为,我们的逻辑是,如果党组织促进企业行为自律是自愿的,那么不仅仅表现在合法合规等强制性行为上自律,也应该在非强制性行为上有所体现,比如主动减少盈余管理行为、提供更高质量的会计信息。相比较违法违规行为,盈余管理行为是比较隐秘的,不容易被外界所察觉,且不会产生严重的法律后果,如果党组织嵌入公司治理能够显著降低企业盈余管理水平、提供更高质量的会计信息,那么其促进企业行为自律是自愿自发行为,而非仅仅在强制性行为上自律。
本文从盈余管理程度以及审计意见类型两个维度检验党组织嵌入公司治理对企业自愿性行为自律的影响,参考陈冬华等(2013)、王元芳和徐业坤(2020)的做法,构建计量模型(4)和(5)以检验党组织嵌入公司治理对盈余管理、审计意见的影响:
模型(4)中的被解释变量为盈余管理程度(Absem)⑥;模型(5)为probit模型,被解释变量为公司年报被出具审计意见的类型(Audop),当审计意见为非标准无保留审计意见时,Audop取1,为标准无保留意见时取0。解释变量均为党组织嵌入公司治理(Dw_CG)。
控制变量方面,参考陈冬华等(2013)、王元芳和徐业坤(2020)的做法,控制了公司规模(Size,总资产的自然对数)、资产负债率(Leverage,总负债/总资产)、资产收益率(Roa,净利润/期初总资产与期末总资产的均值)、独立董事数量(Indrate,独立董事人数)、董事会规模(Board,董事会人数)、是否亏损(Loss)以及公司所在地区GDP水平(GDP,GDP的自然对数)等的影响。模型(5)还控制了会计师事务所规模(Top4,当出具审计意见的事务所为四大会计师事务所时取1,否则为0)、审计费用(Lnfee,审计费用的自然对数)以及公司自由现金流(Cash,经营活动产生的现金流量净额除以总资产)的影响。此外还控制了行业(Ind)、年度(Year)以及省份(Area)的固定效应。
表7报告了党组织嵌入公司治理影响盈余管理、审计意见的检验结果。检验结果显示,党组织嵌入公司治理(Dw_board、Dw_sup、Dw_ceo)的回归系数均显著为负,表明党组织嵌入公司治理程度较高的公司被出具非标准审计意见的可能性以及实施盈余管理的程度相对更低,即党组织促进企业自律是自愿的,不仅表现在合法合规等强制性行为上,也表现在非强制性行为上,如主动减少盈余管理行为、提供更高质量的会计信息。
控制变量的回归结果显示,资产负债率越高、审计费用越高,会计信息质量越差,而由四大会计师事务所审计、经营活动现金流越多,会计信息质量相对越高。
(二)外部制度环境的影响
接下来考虑企业所处的外部制度环境的影响。由于政府干预对中国企业的生存和发展有很大影响,企业所在地区政府干预程度越高,企业的生产经营、公司治理、会计信息披露等越容易受到干预,企业内部党组织发挥的作用空间就越小,因此,外部制度环境是否会影响党组织嵌入公司治理对企业行为自律的影响呢?我们以王小鲁等(2017)编制的“政府与市场的关系”分指数反映政府干预水平(Gov),借鉴陈冬华等(2013)的做法,将样本按照政府干预水平(Gov)的均值分成政府干预水平高(Gov小)的样本组和政府干预水平低(Gov大)的样本组分别进行检验,主要检验结果报告在表8中。从表中的结果来看,以诉讼次数(Suittimes)、是否违规(Violation)作为被解释变量时,政府干预水平低(Gov大)的样本组,党组织嵌入公司治理变量的系数显著为负。说明对于国有企业而言,所在地区政府干预越弱时,党组织嵌入公司治理促使企业行为自律的作用越大,即党组织作用的发挥一定程度上需要良好的外部制度环境为保障。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | ||
Absem | Audop | ||||||
Dw_board | −0.988* | −2.232* | |||||
(−1.650) | (−1.803) | ||||||
Dw_sup | −0.211* | −2.018* | |||||
(−1.750) | (−1.825) | ||||||
Dw_ceo | −0.478** | −4.005*** | |||||
(−2.549) | (−2.728) | ||||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
_cons | 2.659*** | 2.633*** | 1.886* | −14.667*** | −28.743 | −16.639*** | |
(3.3574) | (3.3602) | (1.8936) | (−3.291) | (−0.706) | (−3.389) | ||
N | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | 1700 | |
adj.R2 | 0.015 | 0.014 | 0.010 | 0.483 | 0.651 | 0.504 |
Suittimes | Volation | ||||||||||||
Gov大 | Gov小 | Gov大 | Gov小 | Gov大 | Gov小 | Gov大 | Gov小 | Gov大 | Gov小 | Gov大 | Gov小 | ||
Dw_board | −0.032* | −0.012 | −1.236** | 0.307 | |||||||||
(−1.877) | (−0.967) | (−2.060) | (0.597) | ||||||||||
Dw_sup | −0.009 | −0.008 | −0.421* | −0.323 | |||||||||
(−0.637) | (−0.527) | (−1.885) | (−1.613) | ||||||||||
Dw_ceo | −0.013** | −0.002 | −0.311** | −0.078 | |||||||||
(−2.184) | (−0.872) | (−2.074) | (−0.467) | ||||||||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
_cons | 0.184 | −0.046 | 0.186 | −0.053 | 0.186* | −0.045 | 1.880 | 2.347 | 4.190 | 1.617 | 1.749 | 2.436 | |
(1.631) | (−1.037) | (1.661) | (−1.013) | (1.649) | (−1.045) | (0.815) | (1.199) | (1.618) | (0.727) | (0.761) | (1.223) | ||
N | 870 | 552 | 870 | 552 | 870 | 552 | 825 | 531 | 635 | 385 | 825 | 531 | |
adj.R2 | 0.027 | 0.027 | 0.026 | 0.027 | 0.030 | 0.027 | 0.146 | 0.132 | 0.118 | 0.129 | 0.146 | 0.132 |
(三)行业属性的影响
除了政府干预这一外部环境因素外,企业所处的行业特征也是影响党组织嵌入公司治理发挥作用的因素之一。行业管制作为一种重要的外部影响因素,管制形成的外部环境会影响企业内部治理,进而影响党组织发挥作用的空间。参考夏立军和陈信元(2017)的做法,按照证监会行业分类指引代码将采掘业,石油、化学、塑胶、塑料,金属、非金属,电力、煤气及水的生产和供应,交通运输、仓储,信息技术,房地产和传媒划分为管制行业,其他行业划分为非政府管制行业,对样本进行了分类检验。表9的结果显示,处于非管制行业的企业,党组织嵌入公司治理对企业自律的回归系数显著为负,而处于管制行业的企业回归结果则不显著。这表明党组织嵌入公司治理对于非管制行业国有企业自律行为具有更为重要的意义。这可能是因为,较高的进入壁垒、较低的交易成本以及价格垄断优势使得处于管制行业的企业能够轻易地获取超额经济利润,其生产经营活动更容易受到行政干预,党组织发挥作用的空间有限。
Suittimes | Volation | ||||||||||||
非管制 | 管制 | 非管制 | 管制 | 非管制 | 管制 | 非管制 | 管制 | 非管制 | 管制 | 非管制 | 管制 | ||
Dw_board | −2.747*** | 1.114 | −0.237** | 0.145 | |||||||||
(−3.062) | (0.757) | (−2.103) | (0.778) | ||||||||||
Dw_sup | −3.670 | −2.931 | −0.442** | −0.053 | |||||||||
(−0.503) | (−0.713) | (−2.467) | (−0.177) | ||||||||||
Dw_ceo | −0.939* | −0.318 | −0.240** | −0.001 | |||||||||
(−1.794) | (−0.652) | (−1.990) | (−0.004) | ||||||||||
Controls | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
Area/Year/Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | |
_cons | −5.724 | −5.956 | −5.955 | −3.055 | −12.650*** | −5.025* | 5.058 | −5.004** | 4.606** | −2.735 | 5.255*** | −4.960** | |
(−1.463) | (−1.217) | (−1.401) | (−1.403) | (−3.551) | (−1.795) | (2.805) | (−2.064) | (2.358) | (−1.162) | (2.892) | (−2.073) | ||
N | 763 | 353 | 763 | 353 | 763 | 353 | 1027 | 363 | 1027 | 363 | 1027 | 363 | |
adj.R2 | 0.310 | 0.317 | 0.281 | 0.276 | 0.460 | 0.255 | 0.142 | 0.103 | 0.147 | 0.084 | 0.141 | 0.100 |
中国党组织嵌入公司治理对于企业财务决策和公司治理的影响受到公司金融领域学者越来越多的重视,但相关的经验证据支持仍然有限。本文采用2013—2018年上市公司数据样本实证分析了党组织嵌入公司治理对于企业行为自律的影响,证实了在治理环境薄弱的我国,党组织嵌入公司治理对于上市公司的重要性,得到如下结论:党组织嵌入公司治理程度较高的国有上市公司行为更加自律,表现为卷入司法诉讼、违规的可能性相对更低,探讨其影响路径,发现主要是通过降低公司风险实现的;进一步研究发现,党组织促使企业行为自律不仅表现在合法合规等强制性行为上(外显自律),也表现在主动减少盈余管理、提供更高的会计信息质量等自愿性行为上(内隐自律);从调节效应来看,制度环境、行业管制影响党组织的治理效应,表现为所在地区政府干预越弱以及处于非管制行业时,党组织嵌入公司治理促使企业行为自律的作用越大,说明党组织嵌入公司治理作用的发挥某种程度上依赖于外部较好的制度环境。
基于以上研究结论,提出如下建议:
第一,加强党的党纪党风建设以及先进性作用,发挥党组织在公司治理中的积极作用。党组织在公司治理中的积极作用是党组织正面作用的具体发挥,本文证实了党组织在促进企业行为自律方面的正面作用。现阶段尤其是中国经济发展进入新常态后,充分发挥企业党组织的领导核心作用,引领企业创造出积极正面的文化氛围和环境,激发员工向上的精神面貌,帮助形成较高的道德水准和精神追求,进而影响企业的行为选择,促进公司治理的完善和企业的发展,不断加强中国共产党的相关党纪党风建设以及先进性作用将是对此的重要保障。同时,本文对自律品质及其作用效果的结果分析可以为基层党组织的干部管理、干部考核以及干部培训提供参考。
第二,本文的研究结论表明,企业风险降低有助于企业自我约束,减少违法违规行为,因此,应深刻认识企业风险所具有的重要作用与现实意义,相关部门应为企业营造良好的外部环境,客观评价企业风险,分析影响其风险水平的具体原因,降低企业面临的不确定性,促使企业减少违规,实现行为自律。
第三,本文研究结果表明,在当前我国市场化程度较低、正式制度欠发达的地区,党组织嵌入公司治理仍然大有可为。党组织嵌入公司治理促使高管、企业行为更加自律的同时,一定程度上能够起到补充正式制度供给不足的作用,尤其是当内外部治理机制难以有效发挥作用时,党组织嵌入公司治理能够促使企业更加遵纪守法、更加稳妥地做出决策,降低公司风险水平,进行自我规范和约束,因而可能更具价值。
①
②
③ 参考陈信元等(2009)、赵璨等(2013)的研究,根据CSMAR数据库中上市公司违规信息表整理而得,数据库中披露的公司违规类型主要包括:虚构利润、虚列资产、虚假记载、推迟披露、重大遗漏、披露不实、欺诈上市、出资违规、自改变资金用途、占用公司资产、内幕交易、违规买卖股票、操纵股价、违规担保、一般会计处理不当。
④ 控制变量方面,参考现有研究,控制了公司规模(Size)、资产负债率(Leverage)、资产收益率(Roa)、成长性(Growth,主营业务收入增长率)、固定资产比例(Tangible)、上市年限(Firmage)、股权集中度(Cr_5,前5大股东持股比例之和)、独立董事比例(Indrate)、两职合一(Dual,两职合一为1,否则为0)以及行业(Ind)、年度(Year)以及省份(Area)等的影响。
⑤ 黑格尔著,范扬,张企泰译.法哲学原理 [M].北京:商务印书馆,1979:126。
⑥ 本文采用修正Jones模型(Dechow等,1995)来估计盈余管理。
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