党组织成员交流能提高国有资产并购溢价吗

石 宁，陈文哲

（山东财经大学金融学院，济南 250014）

近年来，我国逐渐明确了国有企业中党组织的作用和地位，要求国有企业党组织要切实发挥领导核心和政治核心作用。与此同时，党中央强化对国有企业的巡视检查，加大了对国有企业党组织成员的交流和调整力度。本研究通过整理中央国有企业（以下简称央企）集团层面党组织成员信息，发现过去以企业内部提拔为主的任职模式已逐渐弱化，外部交流任职占比显著上升，由2007年的平均占19.8%升至2017年的53.1%，央企党组织交流已经逐渐成为常态化的制度安排。

那么，央企党组织成员加强交流后，能否提升企业决策的科学性和合理性？能否促进企业党组织更好地落实党的路线、方针和政策？本文认为，研究该问题具有重要的理论和现实意义。一方面，党组织嵌入公司法人治理结构，是现代企业制度的重大理论创新和实践创新，Chang等[1]、马连福等[2-3]研究指出，党组织作为一个在企业内部的政治组织，影响着企业运营，那么党组织在国企治理中的有效性如何，作用机理是什么，是目前建立具有中国特色的现代企业管理制度亟待研究和解决的问题。通过研究央企党组织的构成和变化，考察企业党组织对企业的作用机制，有助于在一定程度上回答上述问题。另一方面，从企业法人治理结构、领导班子建设来看，坚持党的领导就是坚持“党管干部”的原则，央企党组织交流作为“党管干部”中的一项重要制度，不仅关系到企业决策的制定，也关系到企业党组织的建设。因此，如何科学地评价党组成员交流对企业的影响机制及效果，本身就是我国经济管理实践值得关注的问题。

基于此，本文研究央企党组织成员交流对企业的影响，并基于央企控股上市公司的并购决策行为来评估效果。本文借鉴陈仕华等[4]的研究，考察央企控股上市公司作为并购中卖方的情景，认为如果在出售资产或股权时并购溢价率较低，则存在国有资产流失的可能。本文研究发现，央企党组织中交流成员占比越高，其控股上市公司出售国有资产或股权时的并购溢价水平会相对较高，但这种影响在不同持股比例和不同控制层级的上市公司中会有差异。

本文的边际贡献主要有三点。第一，结合央企领导人员交流逐步推广的制度特征，首次评估了央企人事制度变革对企业决策的影响和治理效果。优化党组织的人事安排可以提高企业的并购决策合理性，起到抑制国有资产流失的积极效果，这为改善国有企业治理水平提供了新的思路。第二，对比交流制度产生的经济效果的文献，已有研究侧重考察个体的交流效应，本文考察企业党组织内所有成员的交流效应，扩充了交流领域的研究文献。第三，已有研究企业党组织对公司治理影响的文献，侧重考察“双向进入、交叉任职”对企业的影响，鲜少关注企业党组织的成员结构。本文认为如果党组织成员内部提拔占比过高，党组织成员之间会因提名关联形成利益团体，引致“一言堂”等内部人控制问题。因此本文从党组织成员构成角度，深入考察了党组织决策的合理性，进一步丰富了党组织在公司治理中的作用的系列文献。

一、制度背景、文献综述和理论分析

1.制度背景

国有企业党组织是党在企业中的战斗堡垒，是把党的路线、方针、政策和各项工作任务落实到企业的重要载体。在企业党组织成员的人事制度安排上，根据“党管干部”的原则，党中央、中组部及国资委对央企领导干部制定了规范的管理制度体系。央企领导干部管理体系主要参照、借鉴党政机关干部管理制度。“交流制度”作为一种重要的人事机制，在《中华人民共和国公务员法》颁布后以法律形式固定下来，并在近十年来逐渐推广至国有企业干部管理（见表1）。2009年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《中央企业领导人员管理暂行规定》，首次指出要“完善中央企业领导人员交流制度”。2015年，中共中央办公厅印发《关于在深化国有企业改革中坚持党的领导加强党的建设的若干意见》，指出要“加大企业领导人员交流力度，董事长（未设立董事会企业的总经理）在同一职位任职超过3个任期，同时还能任满1个任期以上的，一般应当进行交流”。2018年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《中央企业领导人员管理规定》，指出推进干部交流是中央企业领导人员管理的成功实践，需要继续坚持和完善。近几年在交流制度逐步明确化、规范化的影响下，外部交流日渐成为央企人事制度中的常态化机制。

表1 关于交流制度的相关政策梳理

2.文献综述

（1）关于国企党组织治理的研究。研究国企党组织的文献相对较少，其中大部分属于定性研究。蒋铁柱等[5]从党建角度出发，论述了党组织在国有企业中的政治核心地位。卢昌崇[6]认为我国公司中“老三会”的设置，就是一种制衡机制，其主要作用就是使内部人互相监督。少数文献对党组织的治理效果做了定量研究。Chang等[1]研究发现，党组织能有效抑制大股东的掠夺掏空行为，提升企业绩效。马连福等[2]发现，党组织通过“双向进入、交叉任职”机制影响公司治理水平和董事会效率，其中“双向进入”程度与公司治理水平呈倒U型关系，与董事会效率正相关，“交叉任职”程度与公司治理水平正相关。马连福等[3]发现，国企党组织通过“双向进入、交叉任职”，会抑制高管攫取超额薪酬。陈仕华等[4]发现，国企党组织通过“双向进入、交叉任职”，能显著抑制国有资产流失，抑制高管的非货币化私有收益。程博等[7]发现国企党组织“双向进入、交叉任职”，对高质量审计师的选择有影响。

从上述文献可以看出，考察党组织对企业影响路径和效果的定量检验相对较少。而少数的定量研究侧重于对“双向进入、交叉任职”制度的考察，这些文献中提到的党组织作用机制可概括为以下三点：一是企业党组织参与公司重大问题决策，且企业党委（党组）会议是其他重要会议讨论的前置程序，确保党组织从“源头”发挥作用；二是国企贯彻实施“党管干部”原则，可以对国企高管产生激励和约束；三是企业党组织成员通过“双向进入、交叉任职”领导体制进入董事会、监事会、管理层，直接影响企业决策的制定、执行和监督。这些文献认为前两项机制对于任何一家国有企业都是基本相同的，不同企业之间党组织治理效果的差异主要是来源于实践中对“双向进入、交叉任职”领导体制执行情况的不同。本文认为，这些文献对前两项机制进行同质化处理的假设相对严格，与实际情况存在差异。根据中央巡视组对中管企业巡视结果披露，一些国企存在着党组织贯彻执行民主集中制不到位的问题，未严格落实党委（党组）会议前置程序，用党政联席会甚至总经理办公会直接代替党委（党组）会议。也有一些国企干部人事管理不严格，“突击提拔干部、‘近亲繁殖’问题较为突出”，有的央企“任前把关不够严格，圈子文化依然存在”。此外，这些文献通过测度党组织对董事会、监事会、管理层的渗透程度，间接评估党组织对企业决策的影响，忽略了党组织本身就是经营决策参与制定机构的特征，难以衡量党组织对企业决策的直接影响。因此，本文认为应当放松上述假设，并要对党组织本身进行深入分析，结合党组织的决策机制、人事制度研究企业决策的内在机理，考察党组织对企业的治理效果。

（2）关于交流制度的研究。交流制度是加强官员治理的一项重要人事制度，因此，已有研究主要考察了政府官员的交流效应。包括以下三类文献：第一类文献结合官员晋升激励机制，研究官员交流对地方经济的影响。如张军等[8]发现省委书记（省长）交流后存在追求政治晋升动机，可以对经济增长有积极的影响。徐现祥等[9]发现省委书记（省长）交流能够使流入地的经济增长速度显著提高1个百分点左右，而且这种交流效应是通过在流入地采取不同的产业发展取向实现的。王贤彬等[10]则发现省委书记（省长）更替对辖区经济增长有显著的负面影响，更替频率越高，对短期经济波动的影响越大。刘瑞明等[11]发现异地官员交流会更加强化地方政府行为短期化，进行浮于表面和竭泽而渔式的经济增长。第二类文献从官员治理机制入手，发现官员交流会提升反腐败力度。如田彬彬等[12]研究了纪委书记的异地交流显著提升了区域内的反腐败力度，相比于纪委书记是本地晋升的省份，纪委书记是异地交流的省份其反腐败力度上升14%左右，且平行交流要显著优于京官交流。陈刚等[13]发现省委书记（省长）交流显著降低了流入地的腐败程度，但这种积极效应在平行交流与京官交流间并无差异。第三类文献以政商关系为背景，研究地方政府官员变更对企业的影响。如曹春方[14]发现省委书记更替导致的政策不确定性将降低地方国有企业过度投资，提升地方国有企业市场价值，且异地调入的省委书记影响更大。梁平汉等[15]发现市长任期越长，地方政府和污染企业越容易建立“人际网”和“关系网”，从而放松对于企业非法排污行为的监管，市长变更会打破旧的合谋关系，改善生态环境，但在法制环境较差的地区，污染企业越容易和新任领导重新建立合谋关系。罗党论等[16]发现，市长变更导致的政策不确定性将显著加剧当地企业面临的市场风险，尤其是异地调任更加剧风险，若新任官员与省级官员存在“老乡”关系时会降低这种政策不确定性程度。

鲜有文献直接研究企业高管交流效应，相对类似的一些文献分析了企业CEO变更的效应。Shen等[17]、黄继承等[18]主要研究了CEO继任类型对企业绩效等方面的影响，将CEO继任的类型划分为内部晋升和外部选聘两种。郑志刚等[19]认为CEO除了内部晋升和外部选聘之外，还有可能来自上级控股股东所在企业集团，或来自集团旗下的其他控股公司，即交流任职的CEO。相对于内部晋升的CEO，交流任职的CEO属于“外部人”，但相对于严格意义的外部选聘，交流任职的CEO又来自企业集团内部，存在“内部人”属性。结果发现，相对于内部晋升的CEO，交流任职的CEO更愿意打破窠臼，签订更敏感的薪酬绩效合约，改善了上市公司长期绩效，但改善效应要劣于严格意义上的外部选聘。

从上述研究交流的文献可以看出，一方面，考察政府官员交流的研究要远远多于企业高管交流，少数针对企业高管的研究，侧重点也是CEO继任类型的差异，尚未有文献侧重研究交流制度本身对企业的影响；另一方面，从研究的交流对象来看，绝大多数已有文献侧重考察单个成员的交流效应，要么是地方上的单一主官，或者是负责某一方面事务的主官，要么是企业CEO，并将经济结果的变化归于单个成员的变动，这实际上是将个人决策代替了集体决策。诚然，主要官员或高管重要作用不言而喻，但根据高管团队高阶理论，研究团队的整体特征比研究个体特征更为重要，因此有必要考察团队内部全体成员交流带来的效应。

3.理论分析

如果所有党组成员都能够坚定代表党和国家利益，那么无论是通过企业内部提拔，还是通过外部交流，党组成员都能够有效行使代理人职责。但在实践中，如果有人在做决策时追逐私利，受选用干部存在“山头主义”“近亲繁殖”影响，企业内部提拔干部更容易形成偏差于党的利益之外的小团体，从而存在较为严重的代理问题。加强央企党组成员交流，可以通过以下几点来降低代理成本。第一，交流能强化党员政治责任意识，促进企业党组织贯彻落实党的路线方针政策。傅志华[20]认为以强制退休制度与干部交流制度为代表的官员治理制度改革，不仅增强了中央对地方官员的控制能力，还加强了中央政府的宏观调控能力，遏制地方势力发展，促使地方领导机构服从中央的领导权威。对于个别央企而言，从本企业内部提拔起来的党组织成员，长时间在本企业内任职，在自己“分管的领地”上拥有几乎排他的权力，从而为追逐私利创造了天然的便利和条件；而交流来的央企党组成员，是直接由中组部或国资委选派任命，无形中增强了其对中央领导权威的敬畏。此外，钱颖一[21]研究认为，因为个人私利高度依附于现有职位，一旦日后交流到其他岗位就无法兑现，在新的工作岗位上追求个人私利的动机将会显著下降，从而促使交流任职的干部更加趋向中央利益。

第二，交流能缓解信息不对称，提升中央监督约束能力。国有企业所有权属于全体人民，但政府并非直接参与企业运营，在监督约束经营者过程中存在信息不对称，客观上存在经营者谋取私利的空间。对于央企高管而言，由于具有行政级别，在权力与地位的掩护下，侵占国有资产、贪污与挪用等行为更加隐蔽。而加强党组成员交流，能够搭建中共中央和企业之间的信息桥梁。如果前任干部向中央隐瞒了个人获取私利等不利信息，在我国特有的离任经济责任审计制度下，继任的交流官员会如实提供材料，将离任干部的信息真实反映至审计署，从而缓解信息不对策，提升中共中央对央企的监督约束能力。实际上，Fracassi等[22]认为，企业实行员工岗位轮换，主要就是免费获取信息，因为继任者会对前任的相关信息进行充分披露。

第三，交流能加强内部互相监督，有效破除“利益型关系网络”。目前，学界逐渐重视对社会关系、私人关系等软性治理因素的研究，一些公司治理的文献深入探讨了董事会或高管层内部关系。例如，Hwang等[23]、李小玉等[24]研究了由校友、同事、社团成员等形成的关系网对企业的影响。对于央企而言，党组成员的遴选、提拔，央企党组织具有建议提名权，中组部、国资委在考察任命时也会充分考虑央企党组织意见。因此，对于内部提拔任命的党组成员，原党组织成员对其提名起到了重要作用，该成员会对原党组织成员产生“忠诚感”“好感”，容易形成“人情网”和“关系网”，互相监督效力会大打折扣，徇私舞弊的可能性更大。而交流的党组成员，由于与原党委班子不存在提名关联，独立性更强，更能发挥对同级党组成员的监督作用，有效破除因利益同盟而结成的关系网络。

基于此，本文认为，央企党组织加强交流会提高公司治理水平，有效抑制国有资产流失等现象，由此提出第一个假设。

H1：央企党组织中交流成员占比越高，越能提高央企控股上市公司并购溢价水平。

同一家央企可能控股多家上市公司，存在持股比例和控制层级的差异。Shleifer等[25]研究认为，持股比例不同，治理作用是不一样的。Chen等[26]认为，持股比例越高，控股股东监督上市公司管理层的意愿更高，实施监督的能力也更强。当央企控股上市公司出售国有资产或股权时，如果央企持股比例越高，低价出售会对央企本身造成较大的财务损失，因此，央企对上市公司监督动机越强，越能有效抑制国有资产流失。如果央企持股比例低，只承担上市公司资产或股权低价转让的部分成本，其面临的政治风险也越小，因为有上市公司的其他股东与央企共同担责，央企可以以股权分散、话语权不足等借口为自己开脱。因此，从股权治理的角度，央企持股比例越低，对所持上市公司并购溢价的影响越弱。除了央企持股比例存在差异之外，央企对控股上市公司的控制层级也存在差异。Fan等[27]认为，中国国有企业集团呈现金字塔式股权结构，集团总部位于金字塔顶，控制权逐层向下级公司管理层转移，控制层级越多，总部干预程度越弱，下属企业的管理层自由度越高。因此，控制层级越多，下属企业管理层权力越大，内部人控制问题可能越严重，越容易引发国有资产流失现象。

但是，从党组织治理角度来看，不论央企对控股上市公司持股比例有多少，控制链条有多长，上市公司并购事件都属于“三重一大”的决策范畴。只要所涉金额达到一定数目，都必须经过央企集团党组织先行过会讨论，央企党组织为了避免国有资产流失，会对控股上市公司并购进行慎重决策。因此，对于持股比例低、控制层级多的上市公司，在股权治理难以约束的背景下，党组织治理效果应当更显著，由此本文提出第二个假设。

H2：相对于持股比例更高、直接控股的上市公司，央企党组织加强交流对持股比例更低、间接控股的上市公司的影响更显著。

二、研究设计

1.样本确定和数据来源

本文主要是检验央企党组织成员加强交流对控股上市公司并购溢价的影响。由于央企党组织成员交流的数据信息自2007年开始才能准确查询，因此，样本的时间区间是2007年1月1日至2017年12月31日。并购交易数据来源于国泰安研究服务中心《中国上市公司并购重组研究数据库》（CSMAR），初始样本共有45 613个并购交易，并经过如下筛选：首先，筛选出最终控制人为央企的上市公司的并购交易数据（8 613个并购交易）；其次，筛选出上市公司作为卖方的并购交易（1 256个并购交易）；最后，剔除未披露交易价格以及标的净资产的并购交易数据。最终，获得567个并购交易，对应82家央企。为避免数据异常值的可能影响，对并购溢价数据按照上下1%进行缩尾处理。

对于82家央企集团层面党组织成员信息，由于我国并没有央企披露年度财务报告的强制性要求，因此很难通过年报进行获取，但2007年国资委颁布了《关于中央企业履行社会责任的指导意见》，要求央企应当每年发布社会责任报告，旨在推动央企全面履行社会责任工作。因此，第一步，我们从社会责任报告中收集整理党组织成员人数、姓名，并通过查询国资委官网披露的人事任免信息进行补充。第二步，获取党组织成员姓名之后，需要搜集每位成员的简历信息。由于企业网站只披露现任领导的相关信息，无法获取往届领导简历，而且由于央企集团上市的样本非常少，也难以通过股市披露的信息来获取简历。但央企集团发债较为普遍，绝大部分央企都曾通过债券市场进行过募资，因此，本研究从央企的债券募集说明书中收集整理往届领导简历信息，并通过百度查询进行补充。第三步，根据党组织成员简历信息，判断其是否交流任职，如果是交流任职，则进一步计算其进入企业的任职年限。本文使用的央企下属上市公司的财务变量、公司治理变量、交易特征变量、行业特征等其他变量信息均来自于CSMAR。由于央企党组织成员信息等关键变量存在个别年份的数据缺失，致使本文实证分析时最终使用的有效数据样本为454个并购交易。

2.模型设定与变量定义

为了检验央企党组织加强交流对控股上市公司并购溢价水平的影响，本文借鉴Hayward等[28]、陈仕华等[4]的实证模型，模型设定为

式中：Premium为国有资产或股权转让的并购溢价水平，结合我国资本市场的特殊情况，根据唐宗明等[29]研究，并购溢价采用（交易总价-交易标的的净资产）/交易标的的净资产方法计算得出；Ratio_Fresh为党组织交流成员占比。根据前文假设H1，如果党组织中交流成员占比越高，并购溢价水平越高，因此预期Premium与Ratio_Fresh存在正向显著关系。

此外，为了检验假设H2，对样本进一步划分。一方面，按照央企对控股上市公司的持股比例，基于每年度的中位数，将总样本分为持股比例相对高和持股比例低两个子样本组。划分样本之后，再分别采用模型（1）进行回归，本文预期，Ratio_Fresh的回归系数在持股比例低的子样本组更显著。另一方面，按照央企对控股上市公司的控制层级，将总样本分为直接控股和间接控股两个样本组。本文预期，Ratio_Fresh的回归系数在间接控股的子样本组更显著。

Trade为交易特征变量，包括支付方式（Method）和财务顾问（Consultant）。如果并购交易采用现金支付方式，Method为1，否为0。如果被并公司在并购交易中聘用了财务顾问，Consultant为1，否为0。CV为企业特征变量，包括流动比率（Slack）、企业规模（Size）、相对净资产收益率（Profit）、主营业务收入增长率（Growth）、公司高管（含董事）持股比例（Holding）、公司治理指数（CG-Index）。此外，模型加入了行业虚拟变量（IND）和年度虚拟变量（Year），以控制行业与时间因素影响，变量定义具体见表2。

表2 变量定义

三、实证结果与分析

1.描述性结果统计

表3给出所有变量的描述性统计结果。Premium的均值为1.25，最大值为42.44，最小值为-0.81，不同并购案例的溢价水平存在明显差异。Person_Party均值为8.47，Fresh_Person_Party均值为3.55人，最大为9人，最小为0人，标准差为2.23，说明企业的交流情况存在较大差异。Ratio_Fresh平均为43%，说明央企集团层面党组织成员交流现象整体上还不普遍。

表3 主要变量的描述性统计结果

表4给出了党组织中交流成员占比的分组检验结果。党组织中交流成员占比高的样本组中，Premium均值为2.318，显著高于交流成员占比低的样本组0.897的平均水平，支持假设H1。

表4 差异性检验结果

表5给出所有变量之间的相关系数，其中，右上角为Spearman相关系数，左下角为Pearson相关系数。Ratio_Fresh与Premium呈现出显著的正相关关系，与前文假设一致。本文对所有控制变量做了VIF检验，结果显示不存在严重的多重共线性问题。

2.回归结果与分析

表6报告了央企党组织成员交流对控股上市公司并购溢价水平的影响。回归方法为最小二乘法，控制了年份和行业变量，其中，第（1）列仅将控制变量与Premium进行回归，第（2）列引入Ratio_Fresh，考察党组织成员交流对上市公司并购溢价水平的影响。第（2）列Ratio_Fresh系数显著为正，说明党组织中交流成员占比越高，控股上市公司出售国有资产或股权时索要的并购溢价水平也越高，验证了前文提出的假设H1。

表5 变量之间相关系数

此外，Consultant系数显著为负，说明如果出售国有资产或股权时聘用了财务顾问，那么并购溢价水平显著较低，与陈仕华等[4]的研究结果相一致，其认为聘用财务顾问只是帮助高管分担可能出现的“国有资产流失”问题的风险。Profit的回归系数显著为正，说明企业绩效越好，按估值模型考虑出售国有资产或股权时应该索要更高的并购溢价水平。

表7第（1）~（2）列是根据央企对控股上市公司持股比例分组的回归结果，考察在持股比例存在差异时，央企党组织交流成员占比对控股上市公司并购溢价水平影响的差异。第（1）列是央企持股上市公司比例较高的子样本组回归结果，Ratio_Fresh系数为正，但不显著，说明央企通过股权治理起到的监督效应已经很强，从而使央企党组织成员交流的治理效应对于持股比例较高的公司并不显著。第（2）列是央企持股上市公司比例较低的子样本组回归结果，Ratio_Fresh系数显著为正，说明对于持股比例较低的上市公司，央企党委会治理具有较好的穿透效果，央企党组织成员交流对国有资产流失抑制作用更显著。

表6 党组织成员交流对并购溢价影响的回归结果

表7第（3）~（4）列是根据央企控制层级的分组回归结果。第（3）列是央企直接控股上市公司的回归结果，Ratio_Fresh系数为正但不显著，说明对于直接控股上市公司，管理层权力相对较小，滥用权力导致国有资产流失的可能性较低，从而使央企党组织成员交流的治理效应在这类公司并不显著。第（4）列是央企间接控股上市公司的回归结果，Ratio_Fresh系数显著为正，说明对于间接控股上市公司，上市公司自己的管理层权力较大，受到的约束较小，而在央企集团总部监督效果较差的情况下，央企党委会治理效应具有较好的穿透效果，央企党组织成员交流对国有资产流失抑制作用更显著。

表7 上市公司并购溢价水平影响的分组回归结果

结合系数差异的χ2检验结果来看，不同组的Ratio_Fresh系数之间均存在显著差异。以上结果验证了前文提出的假设H2。

3.党组织成员交流的公司治理影响机制检验

加强央企党组成员交流主要通过公司治理机制来影响控股上市公司并购溢价。根据文献，Ang等[31]、李寿喜[32]认为，管理费用率能较好地反映管理者与股东之间的代理问题。李维安[33]指出，公司治理能够遏制内部人通过盈余管理攫取私利。Ho等[34]指出，自愿性信息披露能够缓解信息不对称程度，降低代理成本。因此，通过管理费用率、盈余管理水平、自愿性信息披露程度三个指标来衡量公司治理效果。

管理费用率从企业财务变量中获取，盈余管理水平采用修正Jones模型估计应计利润进行度量，对于自愿性信息披露，从社会责任、内部控制、风险管理三方面进行度量。社会责任变量根据是否披露社会责任报告赋值（是为1，否为0），内部控制变量从5个维度①进行算数平均赋值，风险管理变量从13个维度②进行算数平均赋值。

表8是公司治理机制检验结果，可以看到，Ratio_Fresh与管理费用率、盈余管理水平负相关，与自愿性信息披露正相关。因此，央企党组织加强交流后，能够提升公司治理水平，公司治理是党组织加强交流影响并购溢价水平的作用机制。

表8 公司治理机制检验

4.稳健性检验

为保证研究结论的稳健性，还进行了如下检验。

（1）内生性问题。鉴于本文是对所有央企控股上市公司的交易进行分析，而且对所涉央企的党组织纳入了样本，因此，不存在明显的样本选择偏误，也不存在突出的遗漏变量问题。产生内生性问题可能主要是由于变量之间互为因果造成的，即因为原在职党组成员在任时不作为或不称职，造成“国有资产流失”，从而中央决定进行轮换，从该央企外部选聘交流任职，由此则会存在内生性问题。为解决互为因果导致的内生性问题，我们采用了两种方法处理，一种是通过查询公开披露的央企高管违纪违法信息，并剔除此部分样本再进行回归（表9第1列）。另一种方法是，借鉴徐现祥等[9]的做法，将党组织成员交流分为正常交流和非正常交流，正常交流指那些原在位党组织成员已经到了退休年龄或做满一届的，非正常交流指那些原在位党组织成员未做满一届的，非正常交流的内生性问题相对严重。剔除非正常交流样本进行回归（表9第2列），Ratio_Fresh的估计系数依然显著。

表9 稳健性检验

（2）删除并购交易价值较低的样本。由于每个央企下级成员企业非常多，在决策事项方面央企一般会下放一定的权限，给予下级单位一定的灵活度以适应快速变化的市场环境。就资产或股权并购交易来说，为确保下级单位在执行过程中的可操作性，央企一般会以交易金额为条件来下放权限。我们翻阅了债券募集说明书中披露的公司重大投资决策制度，得知实践中绝大多数企业会将限额设为2 000万或5 000万。因此，本文将上市公司出售资产价值在2 000万以上、5 000万以上的样本组进行回归（表9第3和4列），结果与主检验结果一致。

（3）删除2010年8月以前并购交易样本。2010年7月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《关于进一步推进国有企业贯彻落实“三重一大”决策制度的意见》，规定企业党组织研究讨论是董事会、经理层决策重大问题的“前置程序”。因此，为了检验前文结论的稳健性，我们删除2010年8月以前发生的并购交易样本（表9第5列），结果与主检验结果一致。

（4）采用面板个体固定效应方法回归。关于央企党组织成员加强交流对上市公司并购溢价水平的影响，也可能是由于“某些不可观测到的公司特征因素”所导致的，因此，我们剔除了上市公司仅发生1次并购交易的样本，采用面板个体固定效应模型进行回归（表9第6列），本文的结论依然不变。

（5）加入央企集团层面是否试点董事会变量。为建立健全央企的公司治理结构，国资委自2004年开始对央企实施董事会试点改革。李文贵等[35]研究发现，央企董事会试点显著降低了央企控股上市公司的代理成本，相对未纳入试点范围的央企，参加试点的央企控股上市公司在试点后绩效更好，股票回报率也更高。本文认为，央企集团层面设立董事会参与公司治理，或将会影响控股上市公司并购溢价水平，因此本文对央企董事会治理变量进行了控制。通过搜集央企集团层面设立董事会的时间，并设置虚拟变量（Board）加入模型进行回归（表9第7列），本文的结论依然不变。

四、结论与启示

本文基于央企干部管理中日益常态化的交流制度，分析了央企党组织成员交流对企业决策的影响机制和效果。与以往研究特别关注党组织通过渗透其他治理主体影响企业决策的重要性不同，本文聚焦企业党组织内部特征，首次研究了企业干部交流制度，考察了党组织本身作为企业内在的政治力量和决策机构对企业产生的直接影响，并对成员交流改善党组织治理、防止国有资产流失的效果进行了实证分析。研究结果发现，当央企党组织中交流成员占比越高，央企控股上市公司在出售国有资产或股权时索要的并购溢价水平越高。结合央企对控股上市公司的股权情况来看，对于持股比例低、控制链条较长的控股上市公司，在股权治理较弱、监督难度较大的背景下，央企党组织能够发挥较好的治理效果，起到显著抑制国有资产流失的效果，说明央企党组织对下属企业的影响具有较强的穿透效力。本文进一步发现，党组织成员加强交流可以有效降低代理成本、缓解信息不对称问题，通过公司治理机制影响企业决策，优化党组织治理效果。

本文结论具有如下两个方面的重要含义。第一，拓展了有关党组织在国有企业治理效果的现有研究，也拓展了交流制度的文献研究。第二，为党组织在企业治理实践提供了有益启示：央企干部交流制度存在着优化企业党组织的积极意义，能够更好地促使央企党组织切实执行民主集中制，为企业制定科学合理的决策，确保央企党组织贯彻实施中央政策，增强中央对央企的控制力，显著提高企业公司治理水平。而且，在西方公司治理框架下，控股股东的治理能力会随着持股比例下降和控制链条变长而弱化，央企党组织的治理效应具有较强的穿透力，可以对西方公司治理架构中的一些薄弱环节起到有效补充。总之，在建立具有中国特色的社会主义现代化国有企业制度的进程中，应当充分发挥我国的制度优势，强化“党管干部”原则，优化人事制度，践行交流政策，从而加强企业党组织建设力度，保障企业党组织民主集中制的决策规则。并应切实增强对制度的执行力度和监督力度，全面加强党对国有企业的领导。

注 释：

①维度1是否披露内部控制评价报告（是为1，否为0）；维度2披露的内部控制是否有效（是为1，否为0）；维度3是否披露内部控制提升计划（是为1，否为0）；维度4是否披露内控审计报告（是为1，否为0）；维度5披露的审计意见类型（标准无保留意见为1，其他为0）。

②维度1是否披露经营管理风险（是为1，否为0）；维度2是否披露技术创新风险（是为1，否为0）；维度3是否披露财务风险（是为1，否为0）；维度4是否披露人力资源风险（是为1，否为0）；维度5是否披露安全和环境风险（是为1，否为0）；维度6是否披露其他内部风险（是为1，否为0）；维度7是否披露市场竞争风险（是为1，否为0）；维度8是否披露产品价格风险（是为1，否为0）；维度9是否披露原材料风险（是为1，否为0）；维度10是否披露行业风险（是为1，否为0）；维度11是否披露任何经济环境风险（是为1，否为0）；维度12是否披露政策风险（是为1，否为0）；维度13是否披露其他外部风险（是为1，否为0）。