付景涛 周林子 胡 珺

(海南大学 管理学院，海南 海口 570228)

一、引言

2008年由美国次贷危机引发的全球性金融危机，使得美国长期以来备受推崇的金融化发展模式被推下神坛，“占领华尔街”运动更是体现了社会公众对美国长期金融化发展模式的抗辩与否定。当下金融危机阴影犹在，中国经济却呈现出了一定的金融化抬头趋势，这也引起了党和国家领导人的关注。2014年7月，李克强总理在国务院常务会议上提出：“要促进脱实向虚的信贷资金归位，更多投向实体经济，有效降低企业特别是小微企业融资成本。”2015年12月，习近平总书记在中央经济工作会议上再次强调：“大量资金流向虚拟经济，使资产泡沫膨胀，金融风险逐步显现，社会再生产中的生产、流通、分配、消费整体循环不畅。”

微观企业层面的脱实向虚主要体现为企业投资偏离主营业务，把更多资金投向金融领域的现象，即企业金融化[1]。为探索如何引导微观经济回归实业，学术界围绕企业金融化的动因和治理机制都进行了系列探讨。梳理这些研究可以发现，“预防性储蓄”和“投资替代”构成了企业金融化的两大主要动因。前者主要基于金融资产的高流动性和变现能力特征，认为企业配置更多金融资产是一种预防性储蓄行为，意在缓解融资约束[2][3]；后者则认为金融行业相对于传统行业的高回报率是诱发企业金融化的主要原因，企业金融化是一种短期的套利行为，意在获得超额回报[4][5]。基于以上两大动机，已有研究还发现，实施房地产限购[6]、放松利率管制[7]、政府审计[8]以及增值税改革[9]等，都有助于抑制企业管理层的金融化动机，降低企业金融投资倾向。

新中国70年巨变的内在逻辑证明“办好中国的事情，关键在党”。根据《中国共产党党章》第三十条，“企业、农村、机关、学校、科研院所、街道社区、社会组织、人民解放军连队和其他基层单位，凡是有正式党员三人以上的，都应当成立党的基层组织。”党的十九大报告指出，要把“基层党组织建设成为宣传党的主张、贯彻党的决定、领导基层治理、团结动员群众、推动改革发展的坚强战斗堡垒”。十九大以来，中国的经济实践表明，基层党组织正不断彰显出勃勃生机与活力。在中国全面建设小康社会的三大攻坚战中，无论是荒漠造林见证的“绿色奇迹”，还是人类历史上最成功的“脱贫故事”，无不体现出基层党组织建设的制度优越性。那么就防范化解重大金融风险而言，党组织治理是否能够有效遏制实体企业的金融化，推动中国经济的“脱虚返实”呢？从相关文献来看，尽管学者们从改善公司治理[10]、预防国有资产流失[11]、承担社会责任[12]、推动绿色转型[13]、降低盈余管理[14]等不同维度，揭示了党组织治理的积极效应，但关于党组织治理对企业金融化的影响，国内外学者都还未展开充分的论证。鉴于此，本文尝试对此进行系统研究与探讨。

由于企业偏离主营业务将更多资源投向金融领域，不仅会损害企业长期健康发展，金融资产价格泡沫破灭还可能诱发国家层面的系统性金融风险，甚至导致金融危机的发生，这无疑背离了中国共产党长期坚持和倡导的经济发展理念。因此，我们认为当党组织成员嵌入公司治理时，在组织身份认同的作用下，可能有助于约束和抑制企业的金融化行为。基于此，本文参考马连福等、陈仕华等的方法[10][11]，以企业党组织成员是否兼任董监高职位构建党组织治理的代理变量，采用2008—2018年中国沪深A股上市公司为研究样本，考察党组织嵌入对企业金融化的影响。与已有相关文献相比，本文的边际贡献主要体现在：

第一，基于组织身份认同理论，本文为党组织形成公司治理效应的理论路径，提供了一般性的分析框架。虽然现有文献围绕党组织的公司治理效应进行了系列规范与实证探讨，提供了党组织治理效应的经验证据，但大多缺乏一般性的理论框架，尚未系统揭示党组织形成积极公司治理效应的逻辑机理。本文基于组织身份认同理论，系统阐释了党组织形成积极公司治理效应的理论路径，这一基础性工作不仅丰富和完善了党组织治理的理论基础，也能够为后续党组织治理的相关研究提供理论框架支持。

第二，本文以企业金融化作为切入点，进一步深化了对党组织公司治理效应的认识。已有文献主要从管理层代理问题[10]、国有资产流失[11]、企业社会责任[12]等角度，探讨了党组织嵌入的公司治理效应。乔嗣佳等(2022)还直接探讨了党组织治理对国有企业金融化的影响，并分别从预防性动机、投机动机和盈余管理动机三个方面进行了机制解析[15]。与该文献相比，本文的边际贡献主要在于：一是本文发现党组织对企业金融化的抑制作用不仅体现在国有企业中，在民营企业中也同样存在，从而进一步揭示和拓展了党组织积极治理效应的企业边界；二是本文基于组织身份认同理论，阐释了党组织嵌入有助于约束企业金融化的内在逻辑与作用机制，从而进一步深化了对党组织公司治理效应内涵与外延的理解。

第三，本文从党组织嵌入公司治理的视角，为近年来中国实体企业呈现出的金融化倾向提供了可供参考的治理思路。防范化解重大风险是新时代国家安全工作的中心任务，实体经济“脱实向虚”易催生泡沫经济，蕴含金融危机的风险。现有文献围绕企业金融化的治理机制进行了诸多探讨，如房地产限购[6]、放松利率管制[7]、政府审计[8]等，本文通过揭示中国情境下党组织嵌入这一独特的公司治理机制对企业金融化的影响和机理，不仅进一步拓展了该领域的研究，而且对助推中国经济“脱虚返实”也具有重要的参考意义。

二、理论路径与研究假设

(一)党组织治理的理论路径：组织身份认同

组织身份认同内生于社会身份认同理论，意指组织成员对组织规范与理想等价值观念的高度认同，并在心理上形成自我约束和行为激励，从而达成心理契约和责任感的状态[16]。在中国共产党的组织网络中，党员对党的基层组织是隶属关系，这与员工和企业之间的经济交换关系不同。因此，从党组织的治理效应来讲，党组织成员的身份认同是形成自我约束和行为激励的核心，这种心理契约的达成内涵于党组织绩效规范设定、组织网络、执行反馈等循环往复过程，这共同组成了党组织公司治理效应的实践路径。

绩效规范是党组织成员形成身份认同的逻辑起点，也是驱动党组织成员约束自身和公司行为的规范指引。《中国共产党党章》是党组织成员行为绩效规范的基本指引，除此外，上级党组织还会根据特定时代背景和现实需要，设定更为具体的绩效规范内容与标准，以推动战略目标实现。比如，党的十九大报告中提出：“要坚决打好防范化解重大风险、精准脱贫、污染防治的攻坚战，使全面建成小康社会得到人民认可、经得起历史检验。”这就是党中央根据我国当前经济发展现实，提出的具体绩效规范内容。

党组织绩效规范形成后，需要有效传递才能得到组织成员的广泛认可，培育形成组织身份认同。从全国党组织、企业党组织和企业组织三者关系来看，企业党组织存在双向嵌入全国党组织和企业组织的特征，从而为组织身份认同培养提供了现实基础：一方面，企业党组织是全国党组织的分支机构，嵌入全国党组织的完整网络体系；另一方面，企业党组织依托企业平台发挥监督作用，内嵌于企业组织。“双向进入、交叉任职”的领导机制为党组织成员内嵌于企业组织提供了制度基础，即党委成员通过法定程序分别进入董事会、监事会和经理班子，董事会、监事会、经理班子中的党员依照有关规定进入党委会。

绩效规范执行是党组织嵌入影响企业行为决策的具体路径，也是党组织形成公司治理效应最为重要的阶段。中国共产党组织的层级网络结构为党组织成员绩效规范执行，创造并提供了一个相对完备的组织框架与制度基础。组织身份认同是党组织成员绩效规范执行的内生动力，党组织成员在不同层级网络中的晋升激励与价值实现，则构成了党组织成员绩效规范执行的外在推力[17]。上级党组织通常会定期评价下级党组织的绩效规范执行效果，并作为层级晋升的重要参考指标，从而从外在激励不同层级的党组织成员更好地执行组织绩效规范。

绩效规范执行效果反馈与优化是党组织形成持续积极影响的逻辑终点和循环起点。从绩效管理来看，依托党组织的层级网络结构，中国共产党的各层组织已初步构建了比较完善的绩效规范反馈机制。这主要表现在两个维度：一是下级党组织向上级党组织反馈绩效规范执行情况，即党组织述职制度，通过不同层级的述职信息传递，最终反映整个党组织网络的绩效执行效果；二是上级党组织对下级党组织绩效规范的巡视督察，即巡视整改制度，上级党组织通过实地检视下级党组织绩效规范执行成效，以缓解不同组织层级间的信息不对称，纠偏组织网络中信息传递的偏误、扭曲与失真等问题，从而优化绩效规范执行过程与效果。

(二)党组织治理、身份认同与企业金融化：假设提出

在企业组织体系中，当党组织成员以公司管理者身份嵌入公司治理结构时，这些人员就具备了双重身份属性：其一是共产党员身份属性，其二则是企业家的身份属性。源于共产党员的身份属性认同，党组织成员会自觉遵循《中国共产党党章》的基本要求，贯彻执行党组织的政策方针和绩效规范，并约束与党组织绩效规范相违背的企业行为[12]。企业家身份属性则要求，企业管理者需要以创造股东财富为行为宗旨，以实现企业价值最大化为根本目标，并在此绩效规范的引导下优化企业资源配置。但是，在两权分离的企业组织结构中，由于管理者利益并不总是与所有者利益趋同，管理者行为可能偏离企业家身份属性，违背企业价值最大化目标[18]。但已有研究发现，源于组织身份认同，党组织嵌入公司治理能够显著抑制管理者背离企业家身份的自利行为，如缓解内部人控制[10]、预防国有资产流失[11]、主动承担社会责任[12]以及约束盈余管理等[14]。基于组织身份认同理论，本文认为，当党组织成员嵌入公司治理结构时，可能对企业金融化形成积极约束作用，其具体逻辑主要体现在如下两个方面：

一方面，企业金融化易催生泡沫经济，可能导致金融危机和系统性金融风险的发生，这与党组织“防风险、守底线”的绩效规范相违背。企业金融化主要体现为企业资本从生产制造等实体经济领域抽出并转入证券、银行等虚拟产业部门，这会导致虚拟资产的价格远高于其实际价值，催生泡沫经济。金融化使得银企间的联系更为紧密，但金融资产价格泡沫一旦破裂，处于贷款链条下游的金融化公司将出现大面积资产减值现象，企业可能由此陷入财务困境。随之产生的信贷违约风险将随着贷款链条快速传导，这不仅会挑战银行系统的稳定性，最终还可能诱发金融危机和系统性金融风险[5]。严守风险底线、维护社会和金融系统稳定是共产党组织重要的绩效规范之一。当党组织嵌入公司治理时，源于组织身份认同，党组织成员会更加注重企业行为可能产生的社会经济影响，将“防风险、守底线”的绩效规范深刻融入企业文化中[19]。由于企业金融化行为可能蕴含并导致系统性的金融风险，故我们预期，在共产党员身份认同的内生驱动下，当党组织嵌入公司治理时，能够显著抑制企业的金融化行为。

另一方面，企业金融化更多表现为一种短视套利行为，管理者偏离主营业务将更多资源投向金融领域会损害企业长期健康发展，这严重背离了党组织坚持的经济可持续发展理念。金融和房地产行业的高额收益可能诱发实体企业管理者的跨行业套利行为[1]，但这种源于金融化的收益往往不具可持续性，会损害企业长期竞争力甚至威胁国家经济健康发展。确保实体经济的健康可持续发展是中国共产党在经济建设中的重要绩效规范。特别是在进入新时代以来，习近平总书记多次提到实体经济的重要性，并强调“经济发展任何时候都不能脱实向虚”①。从党组织治理效应相关研究来看，已有文献也发现，当党组织成员兼任公司“董监高”时，企业会更为积极地承担社会责任以形成企业可持续竞争优势[12][13]，管理层出于短期自利动机的盈余管理行为也会得到相应缓解[14]。由于金融化套利行为会损害企业健康可持续发展，故我们认为，源于组织身份认同形成的自我约束，党组织成员嵌入公司治理，能够对企业金融化产生抑制作用。

基于以上两个方面的分析，本文认为当企业基层党组织成员嵌入公司治理机制时，源于组织身份认同的内生动力，党组织治理会有助于抑制企业金融化。基于此，本文提出如下假设：

H1：党组织治理对企业金融化具有抑制作用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选择沪深A股上市公司为初始研究样本。由于2007年和2018年先后修订实施的新会计准则对金融资产的确认都存在较大影响，为保持前后一致性，本文将研究样本区间限定为2008—2018年。整理初始样本后，本文按如下原则进行筛选和处理：(1)剔除金融行业的上市公司样本；(2)剔除当年被ST、*ST和PT的公司样本；(3)剔除无法确认党组织是否嵌入公司治理的样本；(4)剔除公司财务数据存在缺失的年度样本；(5)为降低极端值的影响，本文对所有连续变量在上下1%分位数处进行缩尾处理。经过以上数据筛选和处理后，本文共得到20596个公司—年度样本。本文的数据来源主要如下：党组织治理数据的收集以国泰安数据库中的“董监高”个人特征数据库为基础，再通过浏览上市公司主页、年报及新浪财经进行补充整理；企业金融化和控制变量的数据主要来自国泰安数据库。

(二)模型设定与变量定义

为考察党组织治理对企业金融化的影响，参考已有文献[3][13]，本文模型设计如下：

Finance=α0+α1Party+∑αjControlsj+Year+Industry+ε

(1)

在模型(1)中，被解释变量Finance表示企业金融化程度。参考已有文献[5][8]，本文采用金融资产占总资产的比率衡量。其中，金融资产具体包括：交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资和投资性房地产等五个会计科目。需说明的是，本文未将货币资金纳入金融资产的范畴，这主要是因为企业持有货币资金的风险和收益都比较低，与本文研究主题不符。另外，本文对金融资产的定义还包括了投资性房地产，这主要是因为投资性房地产更多是为了逐利而非自用，具有类金融资产的特征。

解释变量Party表示企业党组织是否嵌入公司治理。本文参考陈仕华等的研究[11]，根据公司党组织成员是否兼任“董监高”职位，设置二元哑变量衡量：当上市公司存在党组织成员兼任“董监高”职务时，Party赋值为1，否则为0。

Controls表示控制变量。参考相关文献[3][13]，本文对可能影响企业金融化的因素进行控制，具体包括：企业规模(Size)、资产负债率(Leverage)、资产收益率(ROA)、企业产权性质(SOE)、成长能力(Growth)、现金持有水平(Cash)、资本支出(Capex)、经营活动产生的净现金流(OCF)、上市年龄(Age)、股权集中度(OC)以及机构投资者持股比率(IO)等。此外，为控制年度和行业环境的影响，我们在模型中还控制了年度(Year)和行业(Industry)的固定效应。模型中所有变量的定义和计算方法如表1所示。

表1 主要变量的定义与计算方法

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。其中，企业金融化程度(Finance)的均值为0.028，说明样本企业金融资产投资占总资产的比例平均约为2.8%，与已有文献的统计结果基本相似[5][6]，说明本文关于企业金融化指标的收集与度量比较可靠。党组织治理(Party)的均值为0.235，中位数为0，说明样本中仅有23.5%的企业存在党组织嵌入公司治理的情况。在控制变量中，产权性质的均值为0.441，说明样本中约44.1%的企业为国有企业，其他控制变量的统计特征都在合理范围内，也与已有文献基本保持一致[5][8]，在此不再赘述。

表2 主要变量的描述性统计

(二)基准回归结果

表3报告了党组织治理对企业金融化的回归结果。在第(1)列的回归模型中，我们没有控制行业和年度固定效应，仅加入了公司层面的控制变量，结果发现Party的系数为-0.012，且在1%的水平上显著；在第(2)列中，我们进一步控制了年份和行业固定效应，结果显示Party的系数仍在1%的水平上显著为负。从经济意义来讲，第(2)列中Party的系数为-0.009，意味着当党组织成员兼任公司“董监高”职务时，企业金融化程度平均下降了约32%(-0.009/0.028)。这两列的结果说明，无论是从统计还是经济意义而言，党组织治理均显著抑制了企业金融化，且这种积极作用比较稳健，不受行业和年度固定效应的影响，支持了本文的研究假设。

表3 党组织治理与企业金融化：基准回归

通过区分党组织嵌入公司治理的不同方式，本文还分别考察了党组织成员兼任董事会、监事会与管理层的职务对企业金融化的影响。表3的第(3)列报告了相应的回归结果，其中变量Party1、Party2和Party3分别表示党组织成员是否兼任董事会、监事会与管理层的职务。从列(3)可以发现，Party1和Party3的系数均在1%的水平上显著为负，Party2的系数虽然为负但不显著，这说明党组织成员兼任公司董事或高管时，对企业金融化的治理作用更为明显。党组织成员兼任监事的治理作用不明显，原因可能在于董事会、高管和监事会的职能分别在于事前监督与咨询、决策执行和事后监督，有一定的过程顺序，董事会和高管处于事前决策和执行环节，当同时考虑三者的影响时，会在一定程度上弱化监事会事后监督对企业金融化的影响。

此外，本文还通过区分党组织成员是否兼任公司董事长或CEO，考察了党组织嵌入公司治理岗位的相对重要性对企业金融化的影响。表3的第(4)列报告了相应的回归结果，其中变量Party4表示党组织成员是否兼任公司董事长或CEO，Party5则表示是否兼任董事长和CEO以外的其他董监高职位。从列(4)可以发现，Party4和Party5的系数都显著为负，但Party4系数的显著性和绝对值都明显大于Party5的系数。这说明党组织嵌入公司职位的重要性会影响其对企业金融化的治理作用，相对于其他董监高职位，党组织成员兼任公司董事长或CEO时，由于职位所赋予的影响力更大，对企业金融化的抑制作用也会更为明显。

虽然本文发现党组织治理有助于抑制企业金融化，但从企业金融投资的内涵而言，并非任何程度的金融投资都存在消极影响，还存在适度和过度的区别，一般而言，仅过度金融化才可能蕴含系统性金融风险或损害企业可持续发展。因此，本文在上述结果的基础上，进一步检验党组织治理与企业金融投资效率的关系。参考王少华和上官泽明的研究[20]，本文用公司上一期的金融投资、营业收入增长率、资产负债率、经营活动创造的净现金流、资产规模、上市年龄和资产收益率对企业当期的金融投资回归，得到每个公司的金融投资残差值。然后，根据残差设计企业过度金融化变量Ex_Fin：若残差值大于0，赋值为1；小于0则赋值为0。表3的第(5)列报告了党组织治理对企业过度金融化的回归结果，可以发现，党组织治理Party的系数在1%的水平上显著为负，说明党组织治理显著抑制了企业过度金融化。

上述结果虽然表明党组织治理的企业没有过度金融化，但并不能说明党组织治理也抑制了企业的适度金融化。由于无法确认每个企业适度金融化的区间，故本文借鉴衡量企业投资效率的方法，用上文估计得到的残差的绝对值衡量金融投资效率Abs_Eff，该值越大，意味着企业的金融投资越偏离最优水平，金融投资扭曲程度越高，本文用此值检验党组织治理对金融投资效率的影响。回归结果如表3的第(6)列所示，可以发现，党组织治理Party的系数在1%的水平上显著为负，说明党组织治理显著降低了企业的金融化扭曲程度。

总体来讲，表3的回归结果说明，当党组织成员嵌入公司治理时，源于组织身份认同的内生驱动，其能够显著抑制蕴含金融风险和背离企业可持续发展的金融化行为，且当党组织成员兼任董事或高管职位，或直接担任董事长或CEO时，这种治理作用更为明显。同时，党组织治理对企业金融化的约束是积极和适度的，显著提升了企业的金融投资效率。

(三)稳健性检验

尽管企业设立基层党组织是根据《中国共产党党章》的规定，不可能和企业金融化存在因果倒置的内生性关系，但党组织治理作用于企业金融化的过程还可能受到一些遗漏变量的影响。为尽可能得到相对稳健的研究结论，本文还采用如下几种方法进行稳健性测试。

1.工具变量回归。为缓解可能的遗漏变量对回归结果的影响，本文参考郑登津等的做法[14]，以企业所处城市与北京地理距离的自然对数(DistanceBJ)作为工具变量，采用两阶段最小二乘法重新对基准模型进行估计。我们认为，上述地理距离能够满足工具变量的相关性和外生性要求：从相关性来讲，当公司距离我国政治中心(北京)相对更近时，企业基层党组织建设会更为积极，公司董监高职位中包含党组成员的可能性也会相对更高；从外生性来讲，各个省份与北京的地理距离对企业而言都是外生决定的，与企业金融化程度不存在直接关联。

表4的前两列报告了工具变量两阶段的回归结果。在第一阶段回归中，工具变量DistanceBJ的系数在5%的水平上显著为负，说明企业与北京的地理距离相对越远，党组织嵌入公司治理的程度越低，且未报告的最小特征值F为35.301，拒绝了弱工具变量的原假设。第二阶段的回归结果显示，Party的系数在5%的水平上显著为负，与基准回归结果保持一致。总体来讲，工具变量的结果说明本文的结论是相对稳健的，并非是由于忽略了重要遗漏变量所导致。

2.倾向得分匹配法。不同企业个体的特征差异可能影响党组织成员参与公司治理的程度，进而导致回归结果的估计偏差，本文采用倾向得分匹配法(PSM)以尽可能缓解企业系统性差异的影响。具体来讲，本文首先以企业党组织成员是否兼任董监高Party作为被解释变量，以上文模型(1)中的所有控制变量作为解释变量，采用logit回归得到每个企业的Pscore；其次，以每个企业的Pscore为基础，采用半径为0.001和1比1的近邻匹配方法进行匹配，得到处理组(Party=1)和控制组(Party=0)企业样本；最后，用倾向得分匹配得到的企业样本进行回归，检验党组织治理对企业金融化的影响。表4的第(3)列报告了以PSM样本对模型(1)重新进行检验的回归结果。我们发现Party的系数在1%的水平上显著为负，这与基准回归结果保持一致，说明克服样本选择偏差的影响后，本文研究结论依然稳健。

表4 党组织治理与企业金融化：内生性缓解

3.公司固定效应和差分效应模型。公司层面存在一些不随时间变化的固定因素，如企业文化等，这些潜在的遗漏变量也可能影响回归结果。基于此，为了控制这些不随时间变化的公司固定因素可能导致的回归估计偏差，我们分别采用公司固定效应和差分效应模型，重新对基准模型进行回归。表4的列(4)(5)报告了相应的回归结果。可以看到，党组织嵌入变量Party在这两列中依然与企业金融化存在显著负相关关系，这也就说明本文的研究结论并非由那些不随时间变化的遗漏变量所导致。

4.更长的预测窗口。上文主要检验了党组织治理对当期企业金融化水平的影响，为尽可能避免反向因果关系，本文分别使用滞后1期和滞后2期Party作为解释变量，并重新估计党组织治理对企业金融化的影响。表4的列(6)(7)报告了相应的回归结果。可以发现，这两列中Party的系数依然在1%的水平上显著为负，估计结果与本文之前的研究结论保持一致，说明党组织治理对企业金融化的抑制作用具有较高的持续性。

5.指标衡量和样本选择的敏感性。在上文的所有回归估计中，本文都是采用金融投资占企业总资产的比重刻画企业金融化程度，为了检验回归结果对金融化指标是否存在敏感性，参考王红建等[1]、杨筝等[7]的方法，我们使用投资收益占企业总资产的比重(ROI1)和投资收益占企业营业收入的比重(ROI2)作为金融化的替代变量，对回归结果进行敏感性测试。表5的前两列报告了替换企业金融化指标后的回归结果，可以发现，这两列中Party的系数都在5%的水平上显著为负，与本文假设一致，这说明本文的研究结论对企业金融化指标不具有敏感性。

此外，由于在上市公司中“董监高”与党组织成员的交叉任职比率较低，难以满足最小二乘法对数据正态分布的要求，本文之前的研究采用了设置二元哑变量的方法。为检验本文回归结果对该指标设置的敏感性，我们用“董高监”中党组织成员的比率(Party_Ratio)重新衡量党组织治理，回归结果如表5的第(3)列所示。结果发现，Party_Ratio的回归系数在1%的水平上显著为负，这说明本文主要研究结论对党组织治理指标同样不具有敏感性。

最后，在上文的回归样本中，我们仅剔除了金融行业企业，考虑到我们对企业金融化的定义里包括了投资性房地产，而房地产行业进行房地产投资属于主营业务范畴，为避免样本中包含这类企业从而导致估计偏差，我们剔除房地产行业重新进行回归，表5的第(4)报告了相应的回归结果。可以发现，Party的系数依然在1%的水平上显著为负，说明剔除房地产行业后，党组织嵌入对企业金融化的抑制作用依然成立。另外，“脱实向虚”一般更多指向制造业，因此我们仅以制造业企业为样本进行稳健性测试，表5的第(5)报告了相应的回归结果。我们发现，Party仍在1%的水平上与企业金融化显著负相关，这说明本文的研究结论对样本选择不太敏感。

表5 党组织治理与企业金融化：指标衡量和样本选择的敏感性

五、进一步分析

上文的回归结果初步证实了党组织嵌入对企业金融化的治理作用。为深入理解其中的因果关系，本文接下来依照理论逻辑和传导机制的脉络，对党组织参与治理如何抑制企业金融化展开进一步探讨，以期更全面地揭示党组织治理与企业金融化的关系。

(一)党组织治理降低企业金融化的逻辑解剖

基于组织身份认同理论，本文认为党组织成员参与公司治理有助于降低企业金融化主要缘于两个方面：一是企业金融化会催生泡沫经济和“虚假”繁荣，可能造成系统性金融风险，这与中国共产党“防风险、守底线”的绩效规范相违背；二是企业金融化虽然在短期内能够获得高额利润，但会损害企业长期健康发展，这背离了中国共产党长期坚持和倡导的经济可持续发展理念。为验证以上逻辑解释是否成立，我们结合企业所处环境的不确定性风险、产品市场竞争程度和企业产权性质等多个不同情境，对党组织治理与企业金融化的关系进一步检验。

1.环境不确定性风险的影响。企业所处环境的不确定性会潜在影响企业经营风险，且金融类资产相对于固定资产而言对外部环境风险更加敏感。根据本文的理论逻辑，在组织身份认同的影响下，防范金融风险是党组织嵌入抑制企业金融化的重要原因，则应可以预期，当企业所处外部环境的不确定性风险较高时，党组织治理对企业金融化的抑制作用会更为明显。

参考王红建等、顾夏铭等和陈明利的方法[21][22][23]，本文采用经济政策不确定性指数度量企业所面临的外部环境风险。由于本文所使用的数据为年度面板，而经济政策不确定性指数为月度指标，故我们将每年度各月份的经济政策不确定性指数取算术平均值，以转化成年度指标。以经济政策不确定性指数在不同年度的中位数为标准，我们将高于中位数的年份定义为不确定性程度较高组，对HighEPU赋值为1，将低于中位数的年份定义为不确定性程度较低组，对HighEPU赋值为0。表6的第(1)列报告了相应的回归结果，可以发现Party 的系数显著为负，交互项Party*HighEPU的系数也在1%的水平上显著为负，说明当企业所处外部环境的不确定性风险较高时，党组织治理对企业金融化的抑制作用会更加明显。

此外，罗党论等指出，当地方政府官员发生变更时，新任官员实施经济政策的不确定性也会潜在增加企业经营风险[24]。因此，我们还根据企业所处地区的省长或省委书记变更情况，通过设计变量PTurnover来定义企业经营环境的不确定性风险：企业所在地区的省委书记或省长发生了变更的年份，对PTurnover赋值为1，表示环境不确定性风险较高，否则对PTurnover赋值为0，表示环境不确定性风险相对较低。表6的列(2)报告了相应的回归结果。与列(1)的结果类似，我们同样发现Party 的系数显著为负，交互项Party*PTurnover的系数也在1%的水平上显著为负，说明当企业所处地区的主要官员发生更替时，由于企业所面临的外部环境不确定性风险相对较高，党组织治理对企业金融化的抑制作用也会更加明显。

2.产品市场竞争程度的影响。产品市场竞争可能激励管理层实施更为积极的创新策略，以期实现产品差异化并获得竞争优势，但也可能加剧管理层“逃离竞争”的金融化行为，以期实现跨行业套利。从企业长期发展的角度来讲，企业通过金融化套利无疑是以牺牲长期竞争能力为代价的，甚至可能被原来行业淘汰[25]。结合上文的理论逻辑，在组织身份认同的内生驱动下，可持续发展理念的嵌入是党组织治理抑制企业金融化的另一个重要原因，则应可以预期，当企业面临的竞争程度相对较高时，党组织治理对企业金融化的抑制作用会更为明显。

参考已有文献的方法[26]，本文以行业中所有上市公司的销售收入为基础，通过计算反映行业销售收入集中度的赫芬达尔指数(HHI)，衡量产品市场竞争程度(HighCP)：若企业所处行业的HHI高于该年度中位数，则对HighCP赋值为0，表示产品市场竞争程度较低，否则就对HighCP赋值为1，表示产品市场竞争相对较高。表6的列(3)报告了相应的回归结果，可以发现Party 的系数在5%的水平上显著为负，更为重要的是，交互项Party*HighCP的系数也在10%的水平上显著为负。这在一定程度上支持了本文的逻辑，说明党组织嵌入对企业金融化具有显著的抑制作用，且这种积极效应在产品市场竞争程度较高时会更为明显。

上文主要基于行业整体的角度，检验了产品市场竞争如何影响党组织嵌入与企业金融化的关系。但即便在相同行业中，不同企业的产品市场竞争能力也会存在明显差异，高竞争能力企业的金融化行为无疑收益更低但成本更高，甚至可能损害企业的持续竞争优势。基于此，本文通过区分行业内不同企业的产品市场竞争力，进一步检验党组织嵌入对企业金融化的影响。参考王红建等的研究[1]，本文以资产收益率(ROA，扣除投资收益)衡量企业竞争能力，若企业ROA高于行业—年度中位数，则对HighROA赋值为1，否则对HighROA赋值为0。表6的列(4)报告了相应的回归结果。我们发现，Party和Party*HighROA的系数均至少在5%的水平上显著为负，说明当企业在产品市场的竞争力相对较高时，党组织嵌入对企业金融化的抑制作用会更加明显。以上结论也进一步佐证了本文的理论推断，即党组织嵌入有助于企业形成可持续发展的价值理念，从而抑制企业金融化。

3.脱实向虚防范强度的影响。根据本文逻辑，无论是防范金融风险还是注重可持续发展，党组织治理对企业金融化产生约束作用都是源于组织身份认同的内生动力。这也就意味着，当上级党组织明确释放出预防实体经济“脱实向虚”的信号时，在身份认同的内生驱动下，党组织治理对企业金融化的抑制作用应会更加明显。我们按时间顺序梳理了十八大以来党和政府有关“脱实向虚”的重要精神，发现有两个重要节点：一是2014年7月李克强总理在国务院常务会议上提出，“要促进脱实向虚的信贷资金归位，更多投向实体经济”，这是中央政府关于引导经济“脱虚返实”的首次重要阐述；二是2017年以来习近平总书记关于脱实向虚的系列重要讲话，如2017年在广西调研时强调“必须发展实体经济，不能脱实向虚”，2018年在广东调研时提出“从大国到强国，实体经济发展至关重要，任何时候都不能脱实向虚”等。

基于上述两个节点，本文设置脱实向虚防范强度的两个虚拟变量：一个是IsSignal，2015年及其以后年份设定为1，其他年份为0；另一个是SIntensity，2015之前的年份赋值为0，2015和2016年赋值为1，2017年及之后年份赋值为2。表6的第(5)(6)列报告了相应的回归结果。可以发现，在列(5)中Party和Party*IsSignal的系数都在1%的水平上显著为负；在第(6)列中，Party和Party*SIntensity的系数都为负，且都至少在5%的水平上显著。这些结果说明，当脱实向虚治理的绩效规范强度较高时，党组织嵌入对企业金融化的抑制作用会更加明显。

4.企业产权性质的影响。企业产权性质也可能潜在影响党组织嵌入对企业金融化的治理效应。与非国有企业相比，国有企业除了追求价值最大化的经济目标外，还兼具稳定市场经济等社会功能，对企业风险控制有着更高的要求[19]。在组织身份认同的影响下，上述目标差异可能使得党组织嵌入对企业金融化的治理作用在国有企业中相对较强。因此，本文在基准模型中引入Party与SOE的交互项，进一步考察企业产权性质对党组织治理效应的影响。表6的第(7)列报告了相应的回归结果，可以发现，Party和Party*SOE的系数都至少在10%的水平上显著为负，说明党组织治理对企业金融化的约束作用在国有企业中更为明显，支持了本文的理论预期。

表6 党组织治理与企业金融化：逻辑解剖

(二)党组织治理降低企业金融化的路径分析

上文从环境不确定性风险、产品市场竞争及企业产权性质等角度，分析了党组织治理抑制企业金融化的内在逻辑。接下来，我们承接上文的分析，分别从企业风险管理和研发创新的角度，对党组织抑制企业金融化的具体路径展开进一步探讨和检验。

1.党组织治理与企业风险管理。防范化解重大风险是党组织绩效规范和考核的重要内容，由于金融资产的风险敏感性特征，企业金融化不仅会加剧企业自身利润波动，金融资产价格泡沫破灭还可能诱发国家层面的系统性金融风险。因此，本文认为党组织成员在身份认同驱动下，能够提升企业风险防控意识，从而对金融化形成抑制作用。从企业风险管理的角度来讲，内部控制是企业防范特质和系统性风险的重要工具，内部控制质量可以直接体现企业的风险防控意识[27]。基于此，本文对党组织治理与企业内部控制的关系进行检验，以论证企业风险防控意识的提升是否为党组织嵌入抑制企业金融化的潜在传导机制。

参考叶康涛等[28]、李越冬和严青[29]等的研究，本文基于迪博公司构建的中国上市公司内部控制数据库，从内部控制指数(ICindex)和是否存在内部控制缺陷(IsICdefect)两个维度，刻画企业风险管理水平，表7的列(1)(2)报告了相应的回归结果。可以发现，Party与ICindex在1%的水平上显著正相关，与IsICdefect则在1%的水平上显著负相关。该结果表明，当党组织嵌入公司治理后，企业内部控制质量较高且较少出现内控缺陷，这也意味着党组织治理确实提升了企业风险管理水平，为风险防控意识这一传导机制提供了证据支持。

2.党组织治理与企业研发创新。可持续发展是中国共产党在经济建设过程中的重要理念，企业脱离主营业务的金融化行为虽然短期内能够获得超额利润，但这种“脱实向虚”的套利行为更多是以牺牲长期发展为代价的，与可持续发展的理念相违背。因此，本文认为源于组织身份认同，党组织嵌入有助于强化企业可持续发展的价值理念，抑制短期套利的金融化行为。就企业可持续发展的价值投资而言，企业研发创新有助于提升企业的持续竞争力[30]，是企业注重可持续发展的直接体现。基于此，本文对党组织嵌入与企业研发创新的关系进行检验，以论证可发持续发展的价值理念融入是否为党组织治理抑制企业金融化的潜在路径。

参考王红建等[1]、胡珺等[26]的研究，本文以企业研发支出除以期末总资产衡量企业研发创新(RD)，表7的列(3)报告了相应的回归结果。结果显示，变量Party的系数虽然为正，但不显著，说明党组织治理并未显著增加企业的研发创新投入。Lai等指出，短视的管理者更有可能削减研发创新投入以迎合短期盈余压力[30]。本文参考他们的研究，结合企业当年相对于前一年的研发支出(ΔRD)和金融投资(ΔFI)的变化情况，设计变量FIbyCutRD衡量企业是否削减研发投入进行金融化投资：若企业当年的ΔRD<0且ΔFI>0，则FIbyCutRD赋值为1，否则FIbyCutRD赋值为0。表7的列(4)报告了相应的回归结果，可以发现Party的系数在1%的水平上显著为负，说明党组织嵌入后企业较少通过削减创新投入进行金融化套利。

表7后两列的结果也在一定程度上体现了党组织治理过程中的风险与收益权衡：企业研发创新虽然可以提升企业的持续竞争力，但同样存在高投入、高失败风险等不确定性特征，因此党组织嵌入并没有显著提升企业的创新投入，但企业的研发创新也不会显著降低，而是维持在一个相对稳定的水平。更为重要的是，在党组织治理的积极作用下，企业以牺牲长期发展为代价的短视行为得到了有效遏制，较少通过削减研发投入以支持金融投资套利。

表7 党组织治理与企业金融化：路径分析

六、结论与启示

中国共产党是中国特色社会主义事业的领导核心，党组织治理是我国企业独有的特色公司治理机制。本文聚焦企业党组织建设的制度情境，以2008—2018年沪深A股上市公司为样本，系统分析了党组织治理对企业金融化的影响。研究发现：源于组织身份认同的内生驱动，党组成员嵌入公司治理会显著抑制企业的金融化行为，且当企业面临的外部环境不确定性风险较高、产品市场竞争程度较激烈以及在国有企业中时，党组织治理的积极作用更加明显。从作用机理来看，本文发现在组织身份认同的影响下，党组织治理有助于提升企业的内部控制水平；虽然党组织治理没能显著促进企业研发投入，但会确保研发投入维持在稳定水平，且党组织治理会显著降低企业通过削减研发投入进行金融化的短视套利行为。

本文从企业金融化的视角，进一步凸显了基层党组织建设在企业发展中的重要作用，这对于各级党委、资本市场监管者和企业党建本身都具有重要的启示意义：

第一，各级党委应持续深化企业基层的党组织建设，推动党建工作与企业中心工作的深度融合。新中国七十余年来的高速发展彰显了中国共产党的卓越领导能力，本文的研究结论也从企业金融化的视角进一步证实了党组织治理在推动企业高质量发展中的重要作用。但从本文的描述性统计可以发现，现阶段我国上市企业虽然都设立了基层党组织，但党建工作与企业中心工作的融合程度还不够充分，党组成员嵌入董监高职位的企业占比仅为23.5%。因此，党建管理部门在持续深化企业基层党组织建设的过程中，要注意和约束企业党建行为中的形式主义，通过夯实“双向进入、交叉任职”的领导机制等，推动党建工作与企业中心工作的深度融合。

第二，资本市场监管者应继续完善党组织嵌入公司治理的制度基础，充分挖掘这一中国特色治理机制的积极效应。中国资本市场建设起步较晚，许多规章制度的设定都借鉴了相对成熟的西方资本市场。但从本文的研究结论可知，党组织嵌入的中国特色治理机制，能够在公司资源配置决策中发挥积极效应。国内其他相关文献的经验证据也表明，党组织治理能够约束企业内部人控制、盈余操纵和财务违规等行为。因此，资本市场监管者在持续完善中国资本市场规章制度的过程中，可以进一步夯实企业党组织治理的制度基础，如在《中华人民共和国公司法》中加入相关条例规定等，充分挖掘这一中国特色机制在资本市场和公司治理中的积极效应。

第三，企业党建工作要重视高层领导的融入和参与，以更好地发挥党组织在公司治理与财务决策中的重要作用。在两权分离的现代组织结构下，管理层是实际决策者，但其行为可能偏离股东利益和企业价值最大化目标，产生委托代理冲突。本文的研究结果表明，当企业管理层兼具中国共产党的党员身份属性时，在组织身份认同的内生驱动下，会更加关注企业长期价值与可持续发展，降低委托代理冲突。因此，在企业基层党建过程中，应积极争取企业高层领导的融入和参与，如积极吸纳非党员高管加入中国共产党组织，丰富企业党建活动，培养和强化高管党员的身份认同等，以更好地发挥党组织在公司治理中的积极作用，促进企业高质量发展。

注释：

①比如，习近平总书记2017年在广西调研时指出：“一个国家一定要有正确的战略选择，我国是个大国，必须发展实体经济，不断推进工业现代化、提高制造业水平，不能脱实向虚。”2018年在广东调研时强调：“从大国到强国，实体经济发展至关重要，任何时候都不能脱实向虚。”