党组织治理对股价崩盘风险的影响研究

林 川

(四川外国语大学 国别经济与国际商务研究中心，重庆 400031)

一、引言

作为具有中国资本市场“特殊性”的治理制度安排，党组织治理模式能够有效地平衡内部人控制力量(马连福等，2012)[1]，有利于制约大股东、管理层的私利行为，并能够有效降低上市公司内部的代理成本、外部与市场投资者之间的信息不对称程度(王曙光等，2019)[2]，从而成为传统的股东治理、董事会治理、高管治理等治理模式的一种有益补充。《中华人民共和国公司法》在2005年修订时就已经明确提出，“在公司中，根据中国共产党章程的规定，设立中国共产党的组织，开展党的活动”；2016年10月，习近平总书记在全国国有企业党的建设工作会议上提出了“坚持党对国有企业的领导是重大政治原则，必须一以贯之；建立现代企业制度是国有企业改革的方向，也必须一以贯之”的原则；而在2017年修订的《中国共产党章程》中也确立了党组织在国有企业中“把方向、管大局、保落实”的重要职能。于是，国有企业纷纷推进党组织治理，积极探索“双向进入、交叉任职”“讨论前置”等细化展开与制度建构(楼秋然，2020)[3]。根据《中国共产党党内统计公报》，截至2018年底，已经有18.1万个公有制企业建立党组织，占公有制企业总数的90.9%。与此同时，非国有企业同样也积极地在治理体系中引入了党组织治理的结构与模式，2018年底全国有158.5万家非公有制企业法人单位建立党组织。可见，无论是国有企业还是非国有企业，党组织治理模式嵌入现代企业制度构建的治理体系中，已经是中国企业一种普遍的政治经济现象，并发挥了良好的治理效应(Chang and Wong，2004；王元芳和马连福，2014；李世刚和章卫东，2018)[4～6]。

那么，党组织治理对中国企业产生了什么影响？虽然越来越多的企业开始积极推进党组织治理模式，但现有文献对于党组织治理经济后果的定量研究却依然付之阙如(郑登津等，2020)[7]。马连福等(2013)指出国有企业党组织治理行为能够降低公司高管的绝对薪酬，抑制高管攫取超额薪酬的行为[8]100；陈仕华和卢昌崇(2014)指出国有企业党组织治理行为能够抑制并购中的资产流失[9]106；程博等(2017)指出国有企业党组织治理存在信号传递效应，倾向于选择更好的审计质量[10]；柳学信等(2020)指出国有企业党组织治理行为能够通过参与董事会决策发挥作用[11]。党组织治理除了对国有企业治理产生作用外，对民营企业也存在治理效应。郑登津和谢德仁(2019)指出民营企业党组织治理行为会提升企业的社会责任捐赠力度[12]151；Zheng等(2019)指出民营企业党组织治理行为能够明显地降低企业盈余管理程度[13]270；徐细雄等(2020)指出民营企业党组织治理行为对民营企业的政策感知能力具有促进作用，并能够促进民营企业新增投资[14]。虽然党组织治理模式也可能带来冗余雇员增加，可能在董事会治理未必完全发挥作用(马连福等，2013)[8]113，但总体来看党组织治理模式对中国企业产生了积极作用(董志强和魏下海，2018)[15]。然而，党组织治理模式会对企业在股票市场表现产生什么样的影响，现有文献却并未关注。

作为企业在股票市场表现的一种异象，股价崩盘风险是资本市场的极端风险之一，由于其会在短期内带来股价的剧烈波动，直接影响到市场投资者与上市公司的利益，甚至还会影响实体经济的利益，会在不同资本市场之间形成传染性，从而在近年来引发了学术界与实务界的广泛关注(Chen et al.，2002；Jayech，2016)[16～17]。从早期研究的结论来看，管理层隐瞒信息或是有选择性披露信息而形成的信息不对称，是造成股价崩盘风险的直接原因(Jin and Myers，2006；Hutton et al.，2009)[18～19]。于是，如何通过构建良好的治理体系，规范管理层行为，提升上市公司信息披露质量，就成为众多文献指出的抑制股价崩盘风险的治理因素。如Kim等(2011)指出CFO期权激励机制能够有效地抑制股价崩盘风险[20]；Yuan等(2016)指出董监高人员责任保险制度的建立能够显著地降低股价崩盘风险[21]；梁权熙和曾海舰(2016)指出独立董事制度的引入能够降低股价崩盘风险[22]；于雅萍等(2020)指出员工股权激励机制的构建也能够显著地降低股价崩盘风险[23]。然而，现有文献并未针对从中国企业的党组织治理体系视角，给出党组织治理是否对股价崩盘风险具有影响的经验证据。从理论层面来看，党组织治理体系的建立由于强化了党组织在公司治理体系中的重要性，发挥了党组织的能动性，有效地约束了管理层私利、违规等行为，保护了各利益相关者的利益(马连福等，2013；张建平和张嵩珊，2020)[8]113[24]。而且，Zheng等(2019)、毛志宏和魏延鹏(2020)的研究也均发现，党组织治理模式能够明显提升企业信息披露的数量与质量，有效地抑制上市公司盈余管理程度，降低企业与资本市场之间的信息不对称程度[13]270[25]12。这就意味着，有必要基于党组织治理视角进一步发掘良好的公司治理体系对股价崩盘风险的抑制作用。

因此，本文以2007—2019年度中国沪深A股上市公司为样本，理论与实证检验上市公司党组织治理模式对股价崩盘风险的影响。第一，本文丰富了基于公司治理体系对股价崩盘风险研究的视角。现有针对公司治理与股价崩盘风险关系的研究，多基于管理层、董事会视角，尚未针对党组织视角分析党组织治理能否有效抑制股价崩盘风险，因此本文的研究不但有益于丰富股价崩盘风险的研究视角，也有助于为更好地构建股价崩盘风险治理体系提供经验证据。第二，本文拓展了党组织治理经济后果的研究文献。现有针对党组织治理经济后果的研究，多集中于企业层面，如投资决策、盈余管理等，尚未关注对股票市场层面的影响，从而本文的研究为党组织治理经济后果提供了新的证据，有利于更好地理解中国企业的党组织治理在公司股价层面的积极作用。第三，除提供党组织治理与股价崩盘风险关系的经验证据，本文还进一步考察不同资本市场行情情境、不同外部治理环境情境、不同政治环境情境下党组织治理的异质性，这对于更加深入理解党组织治理效应的内在机制也具有积极意义。

二、理论分析与研究假设

党组织治理既是中国上市公司特殊的治理模式，也是对传统公司治理体系中股东治理、高管治理、董事会治理等的有益补充，不但能够产生良好的监督与约束作用，还能够使得作为新兴资本市场的中国上市公司治理体系更加制度化与规范化。党组织治理对上市公司治理体系产生的作用主要体现为三个方面。一是有效地对管理层决策产生了监督作用。党组织由于在企业治理体系中具有独立性，从而其能够通过“党管干部”的原则对企业管理层进行监管，从制度层面约束与抑制管理层谋求私利的行为(杨墨竹等，2020)[26]，保证了管理层决策的正确性与有效性，降低了管理层违规或错误决策的概率，也减少了因管理层腐败带来的资产流失等(严若森和吏林山，2019)[27]。二是有效地提升了上市公司整体的治理效率。党组织治理体系不仅能够约束管理层行为，也能够成为公司治理的有机组成部分，通过更好地完善公司治理体系，降低企业内部代理成本的影响及内部人控制的程度，以此整体提升公司治理效率(余怒涛和尹必超，2017)[28]。三是有效地保护了各利益相关者的利益。中国共产党是为人民利益而生，坚持全心全意为人民服务也是中国共产党的宗旨。因此，企业构建党组织治理体系，尤其是国有企业在公司治理体系中加入党组织治理，不但能够有效地维护企业利益与提升企业绩效(龙小宁和杨进，2014)[29]，更加能够统筹协调包括大股东、中小股东等不同利益相关者之间的利益(谭劲松等，2020)[30]。

那么，党组织的治理效应也同样能够表现在企业股价层面。首先，党组织治理能够监督与约束管理层行为，有效地降低管理层隐瞒信息或选择性披露信息的程度。党组织作为公司治理体系中的一种正式制度，通过推进如“三重一大”等制度意见严格规范管理层制度流程，加大了对管理层行为的监管与约束，能够显性地提升管理层违规行为的成本，降低管理层违规收益。这就使得与没有党组织治理的上市公司相比，在有党组织治理的上市公司中，管理层需要付出更多的成本操弄信息，才可能获得甚至比之前更低的收益，从而理性的管理层就不会盲目地操弄信息。同时，党组织治理也能够潜移默化地提升管理层责任感，通过价值观念的提升约束管理层操弄信息的行为。文化本身能够通过影响管理层的认知而影响其决策的选择与判断(Liu，2016)[31]。党组织治理通过日常关于党的精神、政治主张等的宣传，以及开展党日活动、党员活动等深入细致的工作，深刻影响到管理层的价值观念，使其能够形成“可以做什么”与“应该做什么”的价值判断，并潜意识的形成“不可以”也“不应该”操弄信息的价值选择(戴亦一等，2017)[32]。

其次，党组织治理通过整体提升公司治理效率，显著地降低了上市公司的信息不对称程度。上市公司通过构建党组织治理体系提升整体公司治理程度的同时，不但能够间接地抑制上市公司操弄盈余管理的动机，还能够直接地优化公司的内部控制环境与信息披露机制，降低了上市公司片面追求会计利润或账目利润的情况，降低了上市公司盈余管理的程度(Zheng et al.，2019)[13]270，保证了公司各项信息披露的及时性、完整性与真实性，促进了信息透明度的提升(毛志宏和魏延鹏，2020)[25]13，使得非控股股东及中小股东投资者可以掌握足够的公司信息(程海艳等，2020)[33]。而低程度盈余管理水平与对应的高信息透明度，意味着上市公司释放了更多的信息给市场投资者，从而降低了股票市场中信息不对称的程度，也降低了上市公司可能的股价崩盘风险(Kim and Zhang，2016)[34]。

再次，党组织治理提升了企业维护利益相关者利益的观念与意识，降低了不同投资者“以脚投票”的概率。一方面，党组织治理显著地提升了企业履行社会责任的情况。良好治理程度的上市公司往往也伴随着更好的社会责任，而更好的社会责任会进一步带来被市场投资者更多的关注(Aguilera et al.，2006)[35]。于是，在党组织治理体系下的上市公司社会责任履行过程中，不但需要主动维护社会责任形象，需要主动披露更多社会责任信息，也需要约束与规范自身行为，从而无形中就保护了各利益相关者的利益(于连超等，2019)[36]。另一方面，党组织治理体系的构建也能够明显地提升企业绩效。党组织治理由于能够提升企业资源获取与运用的能力，并能够提升企业风险承担能力及投资效率，并可以降低企业资产流失，从而有利于提升企业经营绩效(陈仕华和卢昌崇，2014；李万利等，2019；李明辉和程海艳，2020)[9]118-119[37～38]。而企业绩效的提升也是各投资者获得自身收益的基础，于是就能够在满足投资者利益的同时，降低了其在企业出现风险时跟随减持的概率。

综上，提出本文的研究假设：

H：党组织治理与股价崩盘风险之间存在负相关关系，即党组织治理有利于降低所在上市公司股价崩盘风险。

三、研究设计

(一)变量设计与定义

1．股价崩盘风险(StockPriceCrashRisk，SPCR)

参考现有文献对股价崩盘风险的测度方法，分别以负收益偏态系数(Ncskew)与收益波动比率(Duvol)进行衡量。具体而言，计算样本企业调整后的周收益率，即：

Ri,t=α0+α1Rm,t-2+α2Rm,t-1+α3Rm,t+α4Rm,t+1+α5Rm,t+2+εi,t

(1)

在式(1)中，Ri,t为第t周i企业考虑现金红利再投资的收益率，Rm,t为第t周A股主板市场经流通市值加权的平均收益率，同时加入对前后两周A股主板市场收益率的考虑以控制股票市场非同步性交易的影响。式(1)回归结果得到的εi,t，为未能够被股票市场波动所解释的个股收益偏离程度，但由于可能存在分布有偏的情况，因此构建对εi,t的修正模式，即：

Wi,t=ln(1+εi,t)

(2)

在式(2)的基础上，分别构建负收益偏态系数(Ncskew)与收益波动比率(Duvol)，即：

(3)

(4)

通过式(3)与式(4)计算得到的变量Ncskew与Duvol数值越大，则意味着样本企业股价崩盘风险越高。

2．党组织治理(PartyOrganizationGovernance，POG)

参考现有文献对不同维度党组织治理的测度方法，分别以双向进入、交叉任职、二职合一三个维度进行衡量。具体而言：

双向进入(TWE)：若样本公司有党委会成员进入董事会或高管团队，则TWE=1，否则TWE=0；交叉任职(CA)：若样本公司有党委会成员担任董事长、副董事长或总经理、副总经理，则CA=1，否则CA=0；二职合一(TJO)：若样本公司党委书记担任董事长或总经理，则TJO=1，否则TJO=0。

3．控制变量(Control_Variable)

参考现有文献方法，本文分别加入特定周收益率均值(Ret)、特定周收益率标准差(Sigma)、信息披露质量(QID)、资产总额(Size)、资产收益率(Roa)、资产负债率(Debt)、企业属性(SPE)、股权集中度(H10)、第一大股东持股比例(First)为控制变量，具体变量定义为：

特定周收益率均值(Ret)：式(2)中样本公司W值年度均值；特定周收益率标准差(Sigma)：式(2)中样本公司W值年度标准差；信息披露质量(QID)：以Jones修正模型测度的样本公司操控性应计利润；资产总额(Size)：样本公司年末资产总额的自然对数；资产收益率(Roa)：样本公司年末净利润与资产总额的比值；资产收益率(Debt)：样本公司年末负债总额与资产总额的比值；企业属性(SPE)：若样本企业属于国有企业，则SPE=1，否则SPE=0；股权集中度(H10)：样本公司前十大股东持股平方和；第一大股东持股比例(First)：样本公司年末第一大股东持股比例。

(二)计量模型设计

1．多元回归检验模型

为检验党组织治理与股价崩盘风险之间的关系，结合设计的变量，本文构建相应的多元回归检验模型，即：

SPCRi,t+1=α0+α1POGi,t+αiControl_Variablei,t+Year+Indy+εi,t

(5)

在式(5)中，SPCR为股价崩盘风险变量，分别以负收益偏态系数(Ncskew)与收益波动比率(Duvol)衡量，考虑到股价崩盘风险影响的滞后性，本文以滞后一期的被解释变量加入回归检验模式；POG为党组织治理变量，分别以双向进入(TWE)、交叉任职(CA)、二职合一(TJO)衡量；Control_Variable为控制变量组，α0为常数项；Year与Indy分别为对样本公司年度与行业的控制。

2．内生性检验模型

考虑到本文多元回归检验模型中可能存在的内生性因素，例如本身经营状况或治理状况良好，以及在股票市场表现良好的上市公司更加可能设置党组织治理模式，以及可能遗漏一些同时影响党组织治理与股价崩盘风险的变量，因此本文选择通过两种方法进行内生性检验。

第一种内生性检验方法为两阶段回归检验法。其中，第一阶段为针对党组织治理的检验模型，即：

POGi,t=α0+α1NDPEi,t/ERi,t+αiControl_Variablei,t+Year+Indy+εi,t

(6)

在式(6)中，参考郑登津和谢德仁(2019)[12]157、Zheng等(2019)[13]285-286，选择加入样本公司所在地是否设立“全国爱国主义教育示范基地”为工具变量(NDPE)，即若第t年样本公司所在地是否设立“全国爱国主义教育示范基地”，则NDPE=1，否则NDPE=0。通常，若所在地设立了“全国爱国主义教育示范基地”，则本地企业的党组织活动会更加活跃，这满足了工具变量相关性的要求，但本地是否设立“全国爱国主义教育示范基地”并不会影响所在地上市公司股价崩盘风险，也满足了工具变量外生性的要求。

此外，本文还考虑外生政策因素对企业党组织治理产生的影响，以“八项规定”政策的实施作为工具变量(ER)，即若样本年度实施了“八项规定”，则ER=1，否则ER=0。“八项规定”的实施能够提升企业党组织治理的强度，但并不会直接影响到企业的股价崩盘风险，因此同样满足工具变量相关性与外生性的要求。第二种内生性检验方法为一阶差分检验方法。将被解释变量、解释变量与控制变量按照一阶差分处理后构建检验模型，即：

ΔSPCRi,t+1=α0+α1ΔPOGi,t+αiΔControl_Variablei,t+Year+Indy+εi,t

(7)

(三)数据选取与删选说明

本文以沪深A股上市公司为样本，样本区间为2007—2019年，并对原始样本进行剔除，剔除原则为：第一，剔除金融、保险、证券行业上市公司样本；第二，剔除特殊处理上市公司样本；第三，剔除同时在B股或H股市场交易的上市公司样本；第四，剔除首发上市年度的上市公司样本；第五，剔除每年度交易周数不超过30周的上市公司样本。

同时，为了避免极端值的影响，本文对样本所有连续变量进行上下1%的Winsorize 缩尾处理。最终，本文得到2662家上市公司的20768个公司-年度样本。本文样本数据来源为CSMAR数据库。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表1给出本文主要样本描述性统计结果。变量Ncskew与Duvol均值分别为-0.204与-0.151，与现有文献对中国上市公司股价崩盘风险的测度程度相似。变量TWE均值为0.041，表明本文样本中有4.1%的上市公司有党委会成员进入董事会或高管团队；变量CA均值为0.024，表明样本中2.4%的上市公司有党委会成员担任董事长、副董事长或总经理、副总经理；变量TJO均值为0.022，表明样本中有2.2%的上市公司的党委书记担任董事长或总经理。

表1 样本描述性统计结果

表1(续)

表2给出根据党组织治理变量分组的检验结果。在根据变量TWE分组的检验中，TWE=1组中变量Ncskew与Duvol均值与中值都更低，且均能通过常规置信水平的均值与中值检验，这表明相较于没有党委会成员进入董事会或高管团队的上市公司，党委会成员进入董事会或高管团队上市公司的股价崩盘风险更低。而根据变量CA、TJO分组检验的结果相似，这初步表明相较于没有党组织治理的上市公司，党组织治理上市公司的股价崩盘风险更低。

表2 样本分组检验结果

(二)实证结果分析

1．多元回归检验结果分析

表3给出本文多元回归检验结果。在回归结果(1)与(2)中，解释变量TWE系数值均显著为负，表明相较于党委会成员没有进入董事会或高管团队的上市公司，有党委会成员进入董事会或高管团队上市公司的股价崩盘风险更低；在回归结果(3)与(4)中，解释变量CA系数值也均显著为负，表明相较于党委会成员没有担任董事长、副董事长或总经理、副总经理的上市公司，党委会成员担任董事长、副董事长或总经理、副总经理上市公司的股价崩盘风险也更低；在回归结果(5)与(6)中，解释变量TJO系数值同样显著为负，表明相较于党委书记没有担任董事长或总经理的上市公司，党委书记担任董事长或总经理上市公司的股价崩盘风险同样更低。

表3 多元回归检验结果

从表3回归结果来看，党组织治理体系的构建，无论是党委会成员或党委书记以什么身份进入到企业管理层，都能够有效地形成治理效应，并形成对上市公司股价崩盘风险的有效抑制，这验证了前文的研究假设。本文的经验证据证明了党组织的治理效应不仅能够在企业层面存在，在股票市场层面也同样存在。

2．内生性检验结果分析

表4与表5分别给出利用不同工具变量的两阶段回归检验法的内生性检验结果。在第一阶段检验结果中，变量NDPE与变量ER系数值均显著为正，这表明所在地区设立了“全国爱国主义教育示范基地”，即所在地区的党组织活跃程度越高，则所在地区上市公司越可能建立党组织治理体系，以及若样本年度实施了“八项规定”，则上市公司建立党组织治理体系的概率更大，这验证了工具变量满足相关性要求。而在第二阶段检验结果中，无论是表4还是表5，变量TWE、CA、TJO系数值均显著为负，这表明在考虑了内生性因素后，党组织治理依然能够显著抑制股价崩盘风险，而且表4与表5的第二阶段各回归结果中Sargan检验概率值均大于10%，这也意味着工具变量的选择满足外生性的要求。

表4 内生性检验结果(工具变量NDPE检验法)

表5 内生性检验结果(工具变量ER检验法)

表6给出基于一阶差分检验法的内生性检验结果。各回归结果中党组织治理的一阶差分变量∆TWE、∆CA、∆TJO系数值依然均显著为负，表明在考虑遗漏变量的内生性因素后，依然存在党组织治理对股价崩盘风险的抑制作用，这与前文实证结果一致。

表6 内生性检验结果(一阶差分检验法)

3．稳健性检验结果分析

第一，本文以虚拟变量的形式度量上市公司党组织治理行为进行实证检验。进一步，本文通过党组织治理强度进行度量，即分别以党委会成员进入董事会成员比例、进入高管团队成员比例衡量党组织治理行为，并再检验对股价崩盘风险的影响。第二，考虑到上市公司是否存在党组织治理，并非是完全随机的结果，这就会导致实证检验过程中可能存在自选择问题。因此，本文采用倾向得分匹配法(PSM)，通过采用最近距离法按照倾向得分1∶1匹配后，再检验党组织治理对股价崩盘风险的影响。第三，本文考虑到对股价崩盘风险影响的滞后性，从而以滞后一期股价崩盘风险变量衡量。进一步，本文以当期股价崩盘风险变量为被解释变量，再进行相应的回归检验。第四，考虑到地区差异对上市公司经营管理行为的差异化影响，尤其是地区行政级别差异的影响，本文剔除所在地为直辖市的北京、上海、天津、重庆的上市公司样本后，再检验党组织治理对股价崩盘风险的影响。第五，本文在基准回归模型中加入了对行业因素与年度因素的控制，进一步加入对企业个体固定效应控制的考虑，以及在基准回归检验基础上，通过双重差分模型进行检验。

稳健性检验结果与前文无实质性差异，因此可以认为本文回归结果的经验证据是稳健的(1)限于篇幅，此处省略相关变量的数据描述，留存备索。。

(三)国有企业与非国有企业分组检验结果分析

由于国有企业具有经济性与社会性的双重属性，使得党组织治理成为国有企业一种重要的治理方式，并发挥了重要的领导作用(强舸，2019)[39]。而民营企业的党组织建设不但取得了巨大的成就，推动了全面从严治党向基层的延伸，也使得党组织治理在民营企业治理体系中产生了同样重要的作用(Yu and Chen，2021)[40]。因此，本文进一步针对国有企业样本与非国有企业样本进行分组检验。

表7给出分别针对国有企业样本与非国有企业样本的检验结果。在国有企业样本的检验结果中，变量TWE、CA、TJO系数值均显著为负，这表明国有企业党组织治理能够显著地抑制股价崩盘风险，而在非国有企业样本的检验结果中，虽然变量TWE、CA、TJO系数值也均为负，但仅在回归结果(10)中变量CA系数值能够通过常规置信水平的显著性检验，其他回归结果中的变量均未能够通过常规置信水平的显著性检验。可见，党组织治理对股价崩盘风险的制约，在国有企业样本中体现得更为明显。

表7 国有企业与非国有企业样本检验结果

五、不同情境下的拓展性检验结果与分析

(一)不同资本市场行情情境的检验结果与分析

市场行情的好坏会影响到股价崩盘风险的积累(崔学刚等，2019)[41]。通常，当市场行情较好时，由于市场投资者往往处于乐观状态，其对于上市公司监管的动力会降低，就会忽略上市公司管理层的一些隐瞒信息行为，但在市场行情较差时，市场投资者则往往会更为谨慎(Chang et al.，2007)[42]。而这也就意味着，不同市场行情下党组织治理发挥的作用也会存在差异。如在市场行情较好时，党组织治理需要发挥更强的治理作用，降低因市场投资者乐观而可能产生的对上市公司及管理层监管的放松现象。因此，参考Pagan和Sossounov(2013)[43]的方法，本文以波峰波谷判定法确定中国股票市场所处阶段，设计市场情境变量(MS)，并以交互项的形式加入前文式(5)后进行回归检验。

表8给出不同资本市场情境下的回归检验结果。各回归结果中变量TWE、CA、TJO系数值依然显著为负，而交互项TWE×MS、CA×MS、TJO×MS系数值则均显著为正，这意味着市场行情在党组织治理与股价崩盘风险关系间产生了调节效应，不同市场情境下党组织治理对股价崩盘风险的影响力度存在一定差异，即相对于处于市场行情较差的时期，市场行情较好时期，党组织治理对股价崩盘风险的抑制作用更为明显。可见，当市场行情较好时，党组织治理能够弥补因市场投资者乐观而造成的外部监督力度下降状况，能够产生更强的治理效应，降低上市公司股价崩盘风险的积累。

表8 不同资本市场情境下的回归检验结果

表8(续)

(二)不同外部治理环境情境的检验结果与分析

一方面，上市公司治理体系是一个内外部治理体系组成的有机系统，内外部治理之间能够形成有效的协调与互补(李维安等，2019)[44]。这就意味着，党组织治理作为内部治理体系的重要组成部分，可以与良好的外部治理体系之间形成有机互动，从而形成对上市公司股价崩盘风险良好的治理与抑制。另一方面，良好的外部治理本身也能够抑制上市公司股价崩盘风险。良好的外部治理既能够抑制管理层选择性信息披露行为，也能够提升上市公司会计信息披露治理，从而能够有效地抑制上市公司股价崩盘风险(王化成等，2014)[45]。因此，本文以王小鲁等(2019)[46]提供的各省份市场化指数衡量上市公司外部治理环境(EGE)，并以交互项的形式加入前文式(5)后进行回归检验。

表9给出不同外部治理环境情境下的回归检验结果。各回归结果中变量TWE、CA、TJO系数值同样显著为负，且交互项TWE×EGE、CA×EGE、TJO×EGE系数值也全部显著为负，这意味着外部治理环境在党组织治理与股价崩盘风险关系间产生了调节效应，不同外部治理环境情境下党组织治理对股价崩盘风险的影响力度存在差异，即外部治理环境越好，则党组织治理对股价崩盘风险的抑制作用更为显著。可见，良好的外部治理环境能够与内部治理形成有效的治理体系，党组织治理能够依托外部治理环境，以更低的成本达到治理的目的与效果，从而有效地降低了股价崩盘风险。

表9 不同外部治理环境下的回归检验结果

(三)不同政治环境情境的检验结果与分析

通常，在五年一度的党代会期间，党组织治理在上市公司中会发挥更好的作用，如提升企业捐赠水平(郑登津和谢德仁，2019)[12]151、降低盈余管理程度(Zheng et al.，2019)[13]270等。这意味着，在党代会召开的政治敏感时期，党组织会通过各种治理方式，加强对上市公司及管理层的约束，从而能够形成有效的治理效果。因此，参考郑登津和谢德仁(2019)[12]162、Zheng等(2019)[13]281-282的方法，设计党代会时期的虚拟变量(PC)，并以交互项的形式加入前文式(5)后进行回归检验。

表10给出不同政治环境情境下的回归检验结果。在考虑政治环境得到影响下，各回归结果中变量TWE、CA、TJO系数值依然显著为负，且交互项TWE×PC、CA×PC、TJO×PC系数值也依然显著为负，这意味着政治环境在党组织治理与股价崩盘风险关系间存在调节效应，不同政治敏感时期党组织治理对股价崩盘风险的影响力度存在差异，即在党代会时期，党组织治理能够对股价崩盘风险产生更为明显的抑制作用。可见，在政治敏感时期，党组织会通过更多的治理方式，形成对股价崩盘风险的有效抑制。

表10 不同政治环境下的回归检验结果

表10(续)

六、研究结论及建议

良好的公司治理体系能够有效地抑制股价崩盘风险，而党组织治理是具有中国特色的治理模式，这在国有上市公司与非国有上市公司中都有明显的体现。本文以2007—2019年度中国沪深A股上市公司为样本，理论与实证检验上市公司党组织治理对股价崩盘风险的影响。研究指出，党组织治理能够有效地抑制股价崩盘风险，即与未实施党组织治理的上市公司相比，实施党组织治理的上市公司能够通过双向进入、交叉任职、二职合一三种方式，有效地抑制上市公司股价崩盘风险，这一结论在控制了内生性因素与稳健性后依然成立，而且党组织治理对股价崩盘风险的抑制作用在国有上市公司中更为明显；进一步检验发现，党组织治理对股价崩盘风险的抑制作用在市场行情较好时期、外部治理环境更好地区、党代会召开时期更为明显。本文研究提供了党组织治理在股票市场层面治理效果的经验证据，拓展了党组织治理效果的研究视角，对于促进中国资本市场长期健康稳定发展也具有一定参考价值。

基于本文研究结论与经验证据，提出以下对策建议：

一是进一步推进与完善上市公司党组织治理体系。党组织治理作为中国上市公司特殊的治理模式，在传统公司治理模式之外，起到了更好的治理效应。因此，应进一步推进党组织治理模式在上市公司的普及程度，并完善党组织治理体系构建，如明确和落实党组织在公司法人治理结构中的法定地位，以此确保党组织治理的组织化、制度化、具体化。尤其是，应鼓励董事会成员更多的进入党组织，以此保障党组织能够在企业重要职务上发挥治理作用。

二是进一步加强党组织在不同层面治理效应的发挥。从现有文献研究结论及本文经验证据来看，党组织治理能够在公司治理及公司股票市场表现层面发挥相应的治理效应，这就意味着应该更大范围的发挥党组织的治理效应。例如，国务院在《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》中提出了鼓励上市公司建立市值管理制度，那么党组织治理可以通过合理的市值管理方式，进一步创造股东价值，保证企业在股票市场中价值的平稳，从而也能够有效地降低股价崩盘风险。

三是进一步强化非国有企业中的党组织的治理力度。虽然现有文献指出党组织治理模式在非国有企业中也同样产生了良好的治理效应，但相较而言，目前国有企业的党组织治理效果更加显著。因此，应强化非国有企业中党组织的建设以及党组织治理效应的发挥，包括通过顶层制度设计推进非国有企业的党组织建设，推动非国有企业管理层与党组织之间的有机协同，从而更好地发挥党组织作用。