一、引言

自改革开放以来，中国民营企业经历了从无到有、从弱到强的发展历程，其在推动经济、增加就业和促进创新等方面均取得了瞩目的成就。不可否认，民营经济已经成为我国国民经济的重要支柱和中坚力量，但一个不容忽视的问题是，在制度转型期，民营企业较为普遍地存在着不合法或投机等成分，很多创业者是通过非生产性甚至破坏性的创业行为(Baumol，1996)来获得生存空间并实现初始财富积累，在这一进程中也伴随着腐败问题的滋生，往往更容易被认定为具有“原罪”嫌疑(唐松等，2017)。据2018年《企业家腐败犯罪报告》调查显示，仅2014-2017的四年时间里，民营企业家腐败犯罪案件数量为1666起，占腐败案件总数的64.7%。频发的高管腐败现象成为了“做强做优做久民企”道路上的拦路虎，严重损害了股东和投资者的利益，阻碍了国民经济的可持续发展。

在这一背景下，自党的十八大以来，中央政府在全国掀起了一场空前的反腐风暴，民营企业家的腐败行为得到了一定的遏制，但仅靠“运动式反腐”成本相对较高，长期影响也相对较弱。与此同时，由于信息的非对称性，处于信息劣势一方的外部监督机构往往无法及时有效地制止企业高管的机会主义行为。那么除了出台相关政策和加强外部监管以外，是否还有其它更为制度化、正式化和常态化的治理手段抑制民营企业高管的腐败行为？党的十九大报告明确指出，“把企业……等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”。在民营企业中，党组织作用表现在引导、监督、维权、统战、协调和企业文化建设等多个方面(李少斐，2008)，能有效促进企业健康发展，探索党组织建设和企业发展间的最佳结合。

作为企业和政府沟通和联系的重要桥梁(Chang and Wong, 2004)，民营企业党组织是推动企业经营发展和促进清廉民营企业建设的重要驱动力。首先，作为党在社会基层组织中的战斗堡垒，企业党组织有义务、有责任起模范带头作用，在企业内部贯彻落实党中央的政策和方针，加强对企业管理层的监督和约束，进而预防和遏制企业腐败行为的滋生。与此同时，通过参与公司治理和决策，企业党组织能够在决策层面加强党委政府的政策渗入到董事会的决策思维中，进一步推进企业反腐倡廉建设。其次，企业的文化建设是企业党组织的重要职责之一，企业党组织可以发挥文化核心作用，加深员工和管理层对党的先进思想的学习与理解，树立廉洁意识，推动廉洁文化建设融入到企业文化建设中。有学者指出，健康的企业文化和商业伦理环境对于防范企业腐败具有积极的作用(Levendis and Waters, 2009)，党组织与企业文化建设关系密切，能够有效帮助企业塑造诚信公正、合法守纪的健康企业文化。由此引发的思考是，民营企业设立党组织是否能够有效发挥监督和制约企业高管的作用，从而减少高管腐败行为？民营企业党组织的治理参与是否能够进一步掣肘高管腐败行为？如果能够，具体的渠道和效果如何？这些问题的解决对于加强和改进民营企业党建工作，促进民营企业长期健康发展具有积极的现实意义。

对于以上研究问题，本文利用2004-2017年中国上市民营企业数据进行实证研究，对假设进行验证。本文的研究贡献在于：第一，丰富了民营企业腐败相关的文献。过去关于民营企业腐败的文献主要侧重于企业高管腐败的诱因，认为腐败治理不过是实践层面上的“对症下药”，故有关专门针对民营企业高管腐败治理的研究一直未受到足够的重视。在此基础上，本文进一步识别出民营企业党组织抑制高管腐败行为的影响机制和效果。进一步，过去研究发现，高效的内部控制以及完善的现代公司治理制度能够有效抑制高管腐败行为(Hogan and Wilkins, 2008；Klamm et al.，2012；Ji et al.，2018)，而本文则发现，党组织的建立能够作为企业内部控制和传统治理结构的重要补充，进而发挥协同治理作用。第二，拓展了民营企业党建工作的文献，为民营企业党组织与企业高管腐败行为之间建立了理论联系。就目前研究来看，大多数文献在探讨民营企业党建工作的影响时，主要将目光聚焦于党建对企业社会责任(梁建等，2010；郑登津、谢德仁，2019；Yan and Huang, 2017；Dong et al.，2016a)、长期导向行为(何轩、马骏，2016)、企业绩效(何轩、马骏，2018b)、参与社会治理(何轩、马骏，2018a)等方面的影响。基于文献回顾可以看出，现有研究对民营企业党组织与企业高管腐败关系的理论分析仍较为匮乏。作为政府与民营企业联系和沟通的重要途径，党组织不仅是使党委政策方针在企业得以贯彻执行的关键节点，同时也是推动企业反腐倡廉建设的重要驱动力。因此，本文聚焦于民营企业党组织，探讨民企党组织对企业高管腐败现象的影响及其具体渠道和机制，以期为现有研究作出有益的补充。第三，本文具有一定的实践价值：全面从严治党以来，非公有制企业党组织的建设一直是党建工作的重要领域，科学分析民营企业党建工作的影响有助于加强和改进企业党建工作。与此同时，伴随着日益复杂多变的反腐形势，在未来很长一段时间内“反腐”将持续成为中国经济发展重点关注的问题。本文的研究结论不仅能够为企业治腐寻找更为正式化、制度化和常态化的治理途径，为民营企业的长足发展提供理论与经验借鉴，同时对中国整体经济的可持续发展也具有重要的实践启示。

本文接下来的结构安排如下：第二部分是文献与理论分析；第三部分是研究设计，包括样本选取、变量说明、数据来源、模型建立等；第四部分是实证结果及讨论；最后一部分是结论与启示。

二、文献与理论分析 (一) 民营企业高管腐败

根据透明国际(2008)的定义，企业高管腐败是指高层管理者为撰取私利而滥用权力的现象。在学术界，国内外学者主要从控制权私利视角来界定企业高管腐败的内涵，认为现代企业的两权分离使得企业实际控制权往往掌握在拥有决策权力和信息优势的管理者手中，由于股东与管理者之间存在天然利益冲突，企业高管可能通过超额薪酬、索贿受贿、在职消费、侵占资产等方式谋取控制权私利、从而损害投资者利益(陈信元等，2009；Van den Steen，2010；李殷、刘忠，2021)。尽管目前对企业高管腐败的内涵定义并非完全一致，但学者们均普遍认为，企业高管腐败的本质是一种以权力谋取私利的行为，其后果则是导致股东利益和企业价值受到损害。

目前，已有许多研究者针对高管腐败成因这一话题展开探讨，这些研究都证实高管腐败的诱因有多方面的影响因素，如高管道德水平(Luo et al.，2017)、公司治理(Yermack，2006；Brocket，2010)、企业文化(O'Reilly，1989)、制度环境(Baumol，1996；Duvanova and Dinissa, 2014)等。根据已有研究和对中国现实的观察，本文主要从三个层面探讨企业高管腐败的关键诱因，即微观层面的高管个体因素、组织层面的公司治理与企业文化因素以及宏观层面的制度环境因素。

从高管个体层面来看，高管权力是诱发其腐败的关键要素之一。由于现代企业所有权与控制权的分离，使得管理者和股东的效用难以统一，加之股东不可能对拥有私人信息和掌握公司控制权的管理者进行全面彻底的监督，因此，理性的管理者会有动机地进行权力寻租，以实现个人利益最大化(Van den Steen，2010；Bendahan et al.，2015)。

从组织层面来看，已有学者从监管低效率、内部控制失效、激励机制匮乏、企业文化风气败坏等方面展开了探讨。有学者指出，公司治理效率低下和治理机制不健全的直接表现就是企业高管腐败(Hirsch and Watson, 2010；申宇、赵静梅，2016)。此外，激励机制与约束机制的欠缺同样容易造成高管腐败，其中企业对高管激励的方式有很多，诸如薪酬机理、精神激励、股权激励等，而约束的关键在于对高管行为的监督与管控，企业高管的激励扭曲与内部控制失效是导致高管腐败的重要诱因。另外，企业高管的腐败程度也与长久积淀的企业文化息息相关，不健康的企业文化和商业伦理环境是企业高管腐败的关键诱因之一(Pearce and Robinson, 2003)。

从宏观层面来看，高管腐败的成因源于企业外部的制度环境。首先，市场化程度低的地区，由于市场机制不完善，实施腐败产生的机会成本相对较低。与国有企业相比，因缺乏必要的市场和政策环境支持，民营企业往往面临更加巨大的生存压力和更加严格的制度约束(Zhu and Zhang, 2017；Song et al.，2011)。在这一背景下，民营企业较为普遍地存在着不合法或投机等成份，企业高管通过非生产性甚至破坏性的腐败行为以获得生存空间并实现财富积累。其次，也有学者指出法律制度的不健全以及监管效率欠缺是企业高管谋取私利的重要成因(Dyck and Zingales, 2004)。

(二) 民营企业党组织与高管腐败

无论是国有企业还是民营企业，党组织都具有政治核心作用或政治引领作用。党组织对企业的政治领导有助于增强对企业高管的监督，防止企业高管以牺牲公司利益为代价实现其个人目标。本文认为，嵌入到民营企业中的基层党组织，影响高管腐败行为的机制主要源于以下三点：

首先，根据《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见(试行)》，民营企业党组织肩负着“塑造积极向上的企业精神，树立高尚的职业道德，促使企业诚信经营”的职责。诚然，引导和监督企业高管廉洁从业正是实现这一目标的重要方面。党组织可以凭借其政治优势，通过开展各项党风党性专题宣传教育活动，促进党中央的精神和理念在企业组织中传递，使企业能够深入理解党的纲领、路线、方针和政策，引导企业和国家发展同频共振。在实践中，党组织有着自上而下严格的监督制度和政治纪律，能对企业高管起到一定的监督作用和约束作用，确保其将合法经营、合规经营等理念落实到企业日常管理中。与此同时，党组织可以利用自身的组织资源优势围绕企业生产经营等重大问题提出意见和建议(何轩、马骏，2018b)。通过民营企业党组织与企业管理层沟通协商和恳谈，党组织成员和管理层成员在决策前会进行事先沟通并交换意见，将党组织的意见及时反馈给董事会，作为董事会作出最终决策时的一个重要参考。这一工作程序进一步放大了民营企业党组织的监督作用，有助于预防企业高管在决策层面滥用控制权以谋取私利。

其次，民营企业党组织具有配合企业文化建设的功能。由于具备天然的政治先进性，党组织成员有责任、有义务起模范带头作用，为企业群众树立可以效仿的具体榜样。企业高管也正能够从先进人物和典型榜样的价值追求、精神风貌和言行举止中，深刻理解廉洁企业文化的实质和意义，有利于培养廉洁自律的经营意识。另一方面，党组织通过在企业内部开展多项党纪党风和反腐倡廉方面的教育专题活动，号召企业高管学习党的先进思想，遵守党的规章制度，能够促进党中央的反腐精神在企业组织中传递，推动廉洁文化建设融入到企业文化建设中，使组织内部形成诚实公正、清正廉洁的企业氛围。进一步，健康的企业文化有利于企业建立清正廉洁的价值观，进而对企业高管形成软约束，从动机上抑制其私利行为。

最后，民营企业党组织具有参与公司经营与治理的功能。自党的十八大以来，党组织在场地设施、制度保障、指导思想等方面得到了强有力的支持，提高了党组织参与公司治理的能力和作用(李世刚、章卫东，2018)。在公司治理实践中，党组织通过“双向进入、交叉任职”等方式对民营企业的治理参与，会对企业管理决策产生影响，其中就包括抑制企业高管的私利行为。首先，党组织与董事会成员的重合与交叉任职，不仅有助于加强党委政府的政策方针渗入到董事会的决策思维中，为党组织抑制高管腐败行为提供观念层面的保障，同时也能强化董事会的监督效率，将党组织的行政监督机制和董事会的公司治理机制有机融合起来，进而降低企业高管腐败的概率。其次，作为企业治理核心内容的监事会与董事会拥有关于公司相对较多的“内部信息”。在民营企业中，企业高管是组织决策的主要制定者，对于奢靡在职消费、构建商业帝国等隐性腐败行为(徐细雄，2012)，往往由于信息的非对称性而无法被察觉，企业高管谎报和瞒报成为无法避免的问题。通过参与到企业治理的具体运作实践中，党组织能够接触到企业内部真实可靠的有效信息，能够降低由信息不对称引发的道德风险，进而会在抑制高管腐败方面起到事半功倍的效果。基于此，本文提出以下假设：

假设1：民营企业中党组织参与治理能够降低高管腐败发生的概率。

(三) 党组织参与治理抑制民营企业高管腐败的影响路径分析

上文我们分析了诱发企业高管腐败行为的个体、组织和环境因素，这一部分则基于上文分析，剖析民营企业中党组织如何通过抑制这三面诱发因素，最终降低企业高管的腐败行为。具体而言，我们分别从高管个体层面(高管权力)、企业层面(家族控制型企业)以及环境层面(市场化水平)进行分析。

1. 高管权力

企业高管腐败的本质是一种滥用控制权谋取私利的行为，是控制权较大的高管人员为了获取灰色利益而违反个人职业道德造成的(Watson and Hirsch, 2010)。代理理论认为，由于企业所有权与控制权的分离，所有者追求企业资产的保值增值的目标与经营者追求个人效用最大化的目标存在天然不一致性，掌握实质控制权的企业高管会有动机地进行权力寻租，从而引发代理问题。管理层权力理论也强调，由于不完备契约与信息优势，高管权力能够凌驾于企业契约之上，高管为谋取私利很可能进行权力寻租，实现个人效用最大化。由此可见，高管腐败与企业内部权力配置之间息息相关。具体来说，现代企业两权分离，使得高管与股东的效用难以统一，企业高管出于自利动机，在获取控制权后更容易引发“堑壕效应”(权小锋等，2010)，进而通过各种渠道削弱董事会的监督作用，愈发增强了高管腐败的空间(Hambrick and Msaon, 1984)。特别地，在我国转型经济过程中，由于企业控制权市场、经理人市场、劳动力市场相关机制尚不健全及资本市场效率缺乏，企业高管更有可能采取机会主义行为，滥用控制权，进而滋生腐败行为。我国长期以来形成的“一把手”文化导致权力过于集中，从而使高管权力能够凌驾于企业契约之上，愈发增强了高管腐败的空间(Bolton et al.，2006；卢锐等，2008)。徐细雄、刘星(2013)和陈信元等(2009)的实证研究都发现，CEO权力强度越大，企业越可能发生高管腐败。

作为中国特色的一种体现，党组织的出现必然会对企业高管的经营决策构成一定影响和制约(梁建等，2010)。在民营企业中，党组织作为一种制度力量，能够通过具体措施限制企业高管滥用权力，在一定程度上对管理层权力形成制衡。首先，企业党组织具有监督和引导经营者廉洁从业的重要职能。企业高管在经营过程中行使的决策权和经营权，会受到企业党组织的严格监督和有效约束，有助于减少高管腐败现象发生的频率。进一步，通过参与公司治理与决策，党组织能够进一步强化董事会的监督作用，有助于在决策层面抑制企业高管的滥用权力行为，其次，党组织可以发挥其文化核心作用，通过举办反腐教育和党建活动，能够促进诚实守信，清正廉洁等价值观渗入到企业管理层中，增强企业高管廉洁从业意识，进而在思想源头上抑制高管权力对高管腐败的诱发作用。基于此，本文提出如下假设：

假设2：民营企业中党组织参与治理能够弱化高管权力与高管腐败的正相关关系。

2. 家族企业

受到传统儒家文化和家族主义的影响，中国家族企业仍然以传统权威和魅力型权威主导，家长制、道德型领导成为主流模式，决策和管理中仍然带有浓重的经验主义和个人意志。同时，较高程度的家族涉入进一步使得非正式干预和关系治理得到加强。这一治理模式在外部制度环境不完备以及市场竞争较弱时，能够帮助家族企业有效地减少代理成本、降低交易费用，从而提升家族企业的治理效率和价值(Fama and Jensen, 1983)。但同时，这一典型特征使得家族企业缺乏内部和外部正式的监督和控制系统(Randøy and Goel, 2003)、雇佣更少的外部董事和管理者(Cowling，2003)、面临更少的外部利益相关者监督和信息披露的压力(Carney，2005)。在家族利益的驱使下，家族企业高管有可能采取一系列侵害股东集体利益的自利行为(Bassetti et al.，2015)，如挪用企业资源向家族成员进行转移支付、家族代理人搭便车问题等(Schulze et al.，2001；Schulze et al.，2002)。

此外，控制权理论认为，由于契约的不完备性以及信息不对称，企业高管在获取控制权后可能并不倾向于按照股东意愿形式，而是出于自利动机利用控制权攫取私利，损害投资者利益。我国家族企业在具体治理实践中较多采用金字塔控制结构等控制权放大机制(王明琳和周生春，2006)，使得控制权与所有权高度分离。此时，持有实质控制权的家族企业高管往往具有更加强烈的自利动机通过“隧道行为”侵占投资者和股东利益(Johnson et al.，2000)。最后，结合当前中国转型时期的特殊背景，企业所处大环境下外部监督约束缺位，加之企业高管实施腐败的机会成本较低，持有实质控制权的家族企业高管往往会为了谋取个人利益最大化而采取各种机会主义行为。此外，从更宏观的意义上来说，家族企业还可能通过集体或个人行动来影响地区的经济发展、政策制定以及政治制度(Craig and Moores, 2010；Dieleman and Sachs, 2008；Reay et al.，2015)。在某些情况下，家族企业集团会形成寡头控制(Fogel，2006)，进而通过一系列政治寻租活动来破坏市场规则(Dieleman and Sachs, 2008)。

进一步，在家族企业中，董事会的组成人员绝大多数都是家族成员，仅极少数企业设有独立董事或家族以外的成员进入监事会。在这一情况下，纵使高管腐败行径败露，出于维护企业形象、情感纽带等社会情感财富的目的(Gomez-Mejia et al.，2007)，家族成员之间可能会选择“睁一眼闭一眼”的姑息态度，公司治理机制也因此而无法发挥作用。

在这一背景下，由于天然的政治先进性，党组织能够超越企业经营中追求短期或单一主体效益的局限，成为制衡家族企业高管的重要力量。首先，党组织具备更为完善且有效的监督约束机制，并且在一定程度上独立于企业，能够更加严格公正地对家族企业高管进行考核监督。此外，作为典型的二元型组织，家族企业在追求经济目标的同时，还会追求社会情感目标(马骏等，2020a)(如建立和维持正面的家族形象和声誉、企业在家族成员间的代际传承和家族对企业的控制地位等)，后者有时候甚至更加重要(Gomez-Mejia et al，2007；Berrone et al.，2012；马骏等，2020b)。高管腐败不仅是一种违法违规行为，更是一种违背商业伦理的败德行为。其一旦东窗事发，对于家族形象和家族声誉所造成的损害是无法挽回的，对社会情感财富的存续也会造成重大打击。从这个角度来看，为了保全家族的情感财富避免名誉受损(Zellweger and Astrachan, 2008)，家族企业可能会更加积极地支持和配合党组织的工作，在企业决策过程中自觉接受党组织的监督与监管, 加强对自身经营行为的规范和约束。据此，本文提出以下假设：

假设3：民营企业中党组织参与治理能够降低家族企业内部高管腐败行为的发生概率。

3. 市场化水平

自改革开放以来，中国市场经济地位逐步确立，市场化进程不断加快。但由于地理条件、资源禀赋及国家政策等差异，我国各省份、地区的市场化水平存在巨大的差异(樊纲等，2011)。学者们普遍发现，相对较差的制度环境(对应于较低的市场化水平)会导致创业者和企业高管进行更多地寻租和腐败行为(Baumol，1990；徐细雄、刘星，2013；Dong et al.，2016b；魏下海等，2015；何轩等，2016)，而较好的制度环境(对应于较高的市场化水平)则能够抑制这些行为。这种非均衡格局为本文从单一国家背景，探讨基层党组织对不同的区域市场化进程与企业高管腐败关系的影响提供了很好的现实素材。

在市场化进程较低的情境下，民营企业受到的外部约束相对较弱，监管法律体系的漏洞和缺陷为企业高管实施机会主义行为提供了真空地段。此时，作为内部治理的有效组成，民营企业党组织可以弥补地区外部治理机制的缺陷，与外部治理要素共同协作，共同发挥对企业高管行为的监督与约束作用。另外，在市场化水平较低的地区，市场在资源配置方面发挥的作用有限，企业高管往往需要寻求一些替代性的非正式制度以克服企业发展障碍，其中政治关联就是非常重要的替代性制度。但是这种在人格化基础上建立的传统政商关系很容易滋生腐败，进而诱发诸如“权钱交易”、“政商合谋”、“政商利益联盟”等负面行为(杜兴强等，2010)。在这一情境下，作为一种制度化、正式化、非人格化的组织层面的政治联系，基层党组织有着严格的组织规范和纪律，能够有效防止寻租腐败的滋生(何轩、马骏，2018a)。企业高管无需像以往那样，为了获得企业发展必须的关键资源而不得不花费更多的时间、精力用于政府关系的建立和维护，这有助于企业摆脱非市场化的政治关系依赖，基于传统政商关系进行寻租性腐败的现象会受到抑制。

当企业所处区域市场化水平较高时，由于外部治理机制更趋健全、资源可获得性更高和市场信息更为透明，高管的机会主义行为得到了抑制和约束(Dyck and Zingales, 2004)。此时，民营企业党组织可以进一步强化正式制度的监督和制约作用。尤其是，在党组织治理参与度较高的民营企业，党组织会更加发挥职能，对各项权力的履行能形成较好的制衡，高管的经营与管理行为均受到有效监管，进而抑制企业高管的私利动机。据此，本文提出以下假设：

假设4：民营企业中党组织参与治理能够强化市场化水平与高管腐败的负相关关系。

三、研究设计与数据 (一) 数据来源

本文采用沪深上市民营企业作为研究对象，构建了时间跨度为2004年到2017年的面板数据样本。之所以选择2004年为研究起点，主要是因为CSMAR和Wind数据库从2004年开始才有较为完整且可信的高管个人资料信息的披露。本文的核心变量以及控制变量数据均来自Wind数据库和CSMAR上市公司数据库，并通过多个数据来源交互印证。本文对总体样本进行如下筛选：(1)剔除ST、SST、*ST公司的样本；(2)剔除银行、证券公司、保险公司等金融类受管制公司的样本；(3)剔除观测值缺失的公司样本。经过处理，本文得到一份非平衡的面板数据一共13453个观测值(企业数×观察年份)。

(二) 变量测量 1. 因变量

高管腐败^①。对于高管腐败的衡量，现有研究主要有两类测量方式。第一类以公司(高管)违规行为的披露和处罚(陈信元等，2009；Khanna et al.，2015)为测量标准；第二类以公司(高管)的费用支出为界定标准，其中又包含两类不同的衡量指标：一是企业的招待费和差旅费支出(黄玖立、李坤望，2013；Cai et al.，2011)，二是企业的超额管理费用(陈冬华等，2005；杜兴强等，2010)。

① 我们认为，高管腐败与企业违规是两个不完全等价的概念，但在企业情境中，企业违规行为的核心载体和直接体现就是高管的违规和腐败行为。或者说，企业违规的披露其实就是披露高管的腐败行为，尤其是在中国外部治理环境不规范的情形下，高管的个人意志和决策在很大程度上就代表了民营企业的决策行为，陈信元等(2009)就指出，“违规担保、违规借贷等行为既属于公司的违规行为，也是高管的违规行为”。因此，从概念界定上来说，高管腐败和企业违规是两个不等价的概念，但在实际操作过程中，我们没有办法彻底将两者分开。在本文中，我们则将企业违规视为高管腐败的替代变量，事实上，过去的研究也同样进行了同样的操作(陈信元等，2009；黄玖立和李坤望，2013；Cai et al.，2011；Khanna et al.，2015)，尽管有些研究没有直接言明。

借鉴现有研究，在主效应检验中，本文使用公司违规作为高管腐败的替代变量，具体而言，我们整理了目标企业在每一年披露的违规信息，并统计出目标公司目标年份的违规次数。在稳健性检验中，我们进一步使用三个替代变量：(1)违规的虚拟变量：是否有违规行为；(2)企业的招待费和超旅费支出：将企业招待费和差旅费的和单位化(以企业员工数为标准)，然后取自然对数；(3)超额管理费用：使用企业实际管理费用与根据回归模型估计的期望管理费用的差值衡量，具体计算过程参考杜兴强等(2010)的研究。

2. 自变量

党组织参与治理。对于上市公司而言，并没有明确的法律法规规定其需要强制性披露公司中是否设立了党组织，这为我们识别公司中党组织的设立情况带来了一定的困难，但现有研究也在这方面做了很多有意义的工作。目前对于党组织嵌入的测量主要是以国有企业为研究载体，考察党组织参与公司治理情况，主要包括两类。第一类是陈仕华、卢昌崇(2014)使用“党组织成员是否兼任董事会、监事会或高管”为衡量指标，设立“党组织参与”虚拟变量。在此基础上，他们进一步将党组织参与细分为三个0-1指标：党组织成员是否兼任董事会成员、党组织成员是否兼任监事会成员、党组织成员是否兼任高管；另一类则使用企业“双向进入、交叉任职”的情况来衡量党组织参与治理(马连福等，2012；马连福等，2013)。具体而言，他们分别使用党委委员兼任董事会成员、监事会成员和高管成员来测量。

借鉴以上研究，在主效应检验中，我们使用公司中是否设立党组织作为自变量，使用“党组织成员是否兼任董事会、监事会或高管”为衡量指标，设置“党组织参与”虚拟变量。在稳健性检验中，我们进一步使用6个“双向进入、交叉任职”的变量——党委委员兼任董事会成员数/董事会规模、党委委员兼任监事会会成员数/监事会规模、党委委员兼任高管成员数/高管规模、党委委员是否兼任董事长、党委委员是否兼任监事会主席、党委委员是否兼任总经理。

3. 影响路径变量

(1) 高管权力。Finkelstein(1992)首次对高管权力做出了相对科学的衡量，根据来源将高管权力分为所有权权力、结构权力、专家权力和声望权力。后来学者们都在此基础上对高管权力问题进行了讨论，结合数据可得性，本文借鉴Haynes and Hillman(2010)的衡量方法，从结构性权力和所有权权力维度出发，选取如下变量：两职合一(CEO兼任董事长)、非关联董事占比、CEO与董事持股比、CEO任期以来聘请董事数占比。其中，两职合一、CEO与董事持股比越高、CEO任期以来聘请董事数占比越高，高管权力越大；而非关联董事占比越高，高管权力越小。基于此，高管权力的测量方法是：(1)将以上四个变量标准化((目标变量-变量均值)/变量标准差)；(2)标准化后，高管权力=两职合一+CEO与董事持股比+CEO任期以来聘请董事数占比-非关联董事占比。

(2) 家族企业。借鉴李新春等(李新春等，2015)对家族企业的定义，即“实际控制人为自然人，且实际控制人的家族成员或持有股份，或进入董事会，或进入监事会，或担任高管成员，必须满足上述条件之一”，本文按以下步骤获得上市家族企业研究样本：首先，根据深圳国泰安信息技术有限公司提供的CSMAR上市公司数据库，获取了2004年至2017年所有“实际控制人类型”为“自然人或家族”的企业；然后，根据上市公司招股说明书和年报中披露的公司实际控制人、持股情况、董事会成员和高管成员等信息，确定是否满足家族企业的定义。其中，关于家族亲缘关系的确定，我们在数据收集过程中还通过互联网搜索引擎来进行佐证和补充。在此基础上，本文设置虚拟变量，满足上述条件的企业定义为家族企业并赋值为1，否则定义为非家族企业并赋值为0。

(3) 市场化水平。市场化水平来源于樊纲等(2011)编著的《中国市场化指数(2011)》的以及王小鲁等(2019)编著的《中国分省份市场化指数报告(2018)》。需要说明的是，樊纲等(2011)的市场化水平数据期间为1997-2009年，王小鲁等(2019)的市场化水平数据期间为2008-2016年。由此，在2010年之前样本中，我们使用樊纲等(2011)的市场化水平数据，2010年以后的问卷中，我们使用王小鲁等(2019)的市场化水平数据。

4. 控制变量

借鉴现有研究(陈仕华、卢昌崇，2014；马连福等，2012；马连福等，2013)，本文控制了CEO人口统计学变量、企业发展情况、企业治理情况和外部环境因素。CEO人口统计学变量包括CEO的年龄、性别、教育程度和任期；企业发展情况包括企业年龄、企业规模、资产负债率、资产收益率、销售增长率、股权集中度；企业治理情况包括董事会规模、独董比例、两职合一、内部控制质量。企业外部环境因素包括地区、行业和年份虚拟变量。

各变量的测量详见表 1。

四、数据分析 (一) 描述性统计结果

表 2汇报了本文主要变量的描述性统计结果。从表 2可看出，企业年平均违规次数(高管腐败)为0.2415次，最少的没有违规，最多的违规了11次，差异相对较大。有党组织参与治理的公司比例为6.43%，标准差为0.2453。高管权力的平均值为0.1656，标准差为1.6543，各公司CEO之间的权力差异同样表现出较大的差异。在所有民营企业中，超过60%的企业为家族控制。各地区市场化水平差异巨大，水平最差的为-0.2621(西藏地区)，水平最高的地区则为15.7149。

(二) 变量的相关系数

表 3报告了各个变量之间的相关系数。从表 3可看出，本文关注的核心变量之间的关系结果显示，党组织参与治理与高管腐败显著负相关，高管权力、家族企业与高管腐败显著正相关，市场化水平与高管腐败显著负相关。就控制变量而言，总体来说，年长、男性、任期较长的CEO所辖企业高管腐败次数越少；成立年限越短、规模越大、资产负债率越低、资产收益率越高、销售增长率越高、股权集中度越高、内部控制质量越好的企业，发生高管腐败的次数越少。从变量间的相关系数来看，本文初步证实了，党组织参与治理能够显著抑制企业高管腐败的发生，这一结论则需要进一步的回归分析加以论证。

(三) 假设检验

在实证检验前，本文对数据做如下处理：(1)为避免异常值的影响，对连续变量在1%水平上进行缩尾处理；(2)为避免多重共线性的影响，对相互项变量进行了中心化处理。同时，对所有进入模型的解释变量和控制变量进行方差膨胀因子(VIF)诊断，结果显示不存在多重共线性问题；(3)为了克服面板数据可能存在的异方差、时序相关和横截面相关等问题，本文采用Driscoll-Kraay标准差进行估计。

1. 党组织参与治理与高管腐败关系的检验结果

表 4报告了高管腐败对党组织参与治理的回归结果。模型(1)为基准模型，模型(2)加入党组织变量的回归模型。模型(2)的结果显示，党组织参与治理与高管腐败显著负相关(β=-0.0627，p < 0.01)，表明相比没有党组织参与治理的企业，有党组织参与治理的企业发生高管腐败的频率越低。这一结果支持了本文的假设1。

2. 稳健性检验

(1) 内生性问题

本文关注的党组织参与治理与高管腐败之间可能存在内生性问题。为了缓解这一问题，我们分别使用倾向匹配得分法(PSM)、两阶段最小二乘法(2SLS)、Heckman两阶段回归、因变量滞后、样本缩减、双重差分法(DID)等六个步骤进行处理。

① PSM。首先使用倾向匹配得分法来处理内生性问题(Heckman et al.，1998)。这一方法的基本思想是，在评估某一行为或特征时，通过倾向得分值找到与处理组相似的控制组进行配对分析，此时样本选择偏误能够被有效降低，同时减弱控制变量等因素对考察变量的影响，有效缓解内生性问题。首先，本文使用Logit模型对匹配变量进行筛选，参与筛选的匹配变量为上文中所有控制变量，解释变量为0-1虚拟变量，1代表企业有党组织参与治理，0代表企业未有党组织参与治理，同时控制地区、行业和年度效应。其次，基于Logit模型的拟合值计算出相应的倾向得分值，并采用“最近邻匹配方法”对处理组和控制组的PS值进行配对。最后，采用“对被处理单位的平均处理效应”(ATT)来估计党组织参与治理对高管腐败的影响作用。表 5报告了使用PSM方法的回归结果。其中，第二行报告了党组织参与治理对高管腐败的ATT回归结果，结果显示，ATT平均处理效应为-0.0740，在1%的水平上通过显著性检验。上述“最近邻匹配方法”按照1∶4的比例进行配比，本文同时按照1∶1、1∶2、1∶3的比例进行配比，结果并未发生实质性改变。这表明，在控制了相关变量影响后，党组织参与治理能够显著抑制民营企业高管的违规行为。由此，本文的结果相对稳健。

② 两阶段最小二乘法(2SLS)。本文选择两个工具变量进行2SLS回归分析。第一，本文选择企业所在地区和行业中党组织设立的均值(除目标企业自身)作为工具变量。选择这一工具变量的原因是：企业经营有赖于其对环境和文化的遵从，组织结构和战略不可避免受到同一地区和行业中其他企业的影响；同时，同一地区和行业中的其他企业无法直接影响到本企业的违规；第二，何轩、马骏(2018b)使用企业“开办时的资产规模”作为党组织的工具变量，考虑到本文数据可得性问题，我们使用企业上市招股时的资产规模作为工具变量。表 6中模型(1)和(2)分别报告了使用以上两个工具变量的回归结果，结果显示，党组织参与治理与高管腐败均显著负相关(β=-0.275，p < 0.1；β=-1.958，p < 0.05)，表明本文的结论相对稳健。

③ Heckman两阶段回归。本文还可能存在选择性偏差问题(Selection Bias)，为解决可能存在的样本自选择而带来的内生性问题，本文构建Heckman两阶段模型进行控制。使用Heckman两阶段回归过程中，加入逆米尔斯比率λ可以适当克服自选择性偏差，如果λ显著不为零，则表明存在显著的样本自选择性。在回归分析中，需要设置至少一个影响企业党组织参与治理但对高管腐败没有偏效应的工具变量(Heckman，1979)，本文同样选择2SLS模型估计中的两个工具变量分别进行回归，表 7报告了检验结果受到篇幅限制，本文没有报告Heckman两阶段回归中第一阶段结果。第一阶段的结果显示，本文选择的两个工具变量均与党组织参与治理显著相关。如有需要，可向作者索取回归结果。，第二阶段回归结果显示，λ都显著不为零，表明存在自选择问题。进一步，党组织参与治理与高管腐败均显著负相关(β=-0.377，p < 0. 01；β=-0.295，p < 0.1)，表明本文的结论相对稳健。

④ 因变量(高管腐败)的滞后处理。我们将高管腐败变量分别取滞后一年、二年和三年，进行回归分析，结果如表 8所示，党组织参与治理与高管腐败_滞后一年(β=-0.0580，p < 0.01)、高管腐败_滞后二年(β=-0.0560，p < 0.01)、高管腐败_滞后三年(β=-0.0690，p < 0.05)均显著负相关，表明本文的结论相对稳健。

⑤ 剔除2012年以后样本的回归。2012年以后，国家推出在私营部门成立党组织的号召的同时，也在加强反腐力度和巡查，所以存在党组织和腐败的相关性，但两者不一定构成因果关系的潜在可能性。我们仔细查询了中央政府对于“反腐”和“非公经济党建”工作的重要会议和论述后发现，其实在2012年后，中央政府就对这两个问题进行了重要部署。

首先，“非公经济党建”问题。2012年3月21日，全国非公有制企业党的建设工作会议在北京召开。中共中央政治局常委、中央书记处书记、国家副主席习近平会见会议代表并讲话。他强调，非公有制企业是发展社会主义市场经济的重要力量。非公有制企业的数量和作用决定了非公有制企业党建工作在整个党建工作中越来越重要，必须以更大的工作力度扎扎实实抓好^①。2012年11月8日召开的十八大再次重申了加强新经济组织、新社会组织领域党建的重要性。习近平总书记明确指出，非公有制企业是发展社会主义市场经济的重要力量。非公有制企业的数量和作用决定了非公有制企业党建工作在整个党建工作中越来越重要，必须以更大的工作力度扎扎实实抓好^②。

① 资料来源：http://www.gov.cn/ldhd/2012-03/21/content_2096653.htm。

② 资料来源：http://dangjian.people.com.cn/n1/2017/0220/c117092-29093965.html。

其次，“反腐”问题。从2012年11月，中共中央开始加大反腐力度，至2014年，有超过18万名党员干部被处分，56名“老虎”落马。近年来，中国的反腐力度也始终保持在一个较高的水平。

因此，从以上内容可以发现，从2012年开始，国家其实已经同时开展“大力反腐”和“加快非公经济党建工作”，进而可能产生上文提出的问题。基于此，我们将2012年以后的样本删除进行回归分析，结果如表 9所示，党组织参与治理与高管腐败_当年(β=-0.0727，p < 0.01)、高管腐败_滞后一年(β=-0.0398，p < 0.05)、高管腐败_滞后二年(β=-0.0573，p < 0.01)、高管腐败_滞后三年(β=-0.0713，p < 0.01)均显著负相关，表明本文的结论相对稳健。

⑥ 双重差分模型(DID)。本文进一步采用双重差分模型(difference-in-differences, DID)来估计党组织参与治理对高管腐败的影响。首先，采用上文稳健性检验中使用的最邻近Logistic倾向得分匹配策略，通过使用与上文一致的特征变量(在设立党组织前三年的观测值)，将有党组织参与治理企业与控制组中为未有党组织参与治理的企业进行匹配，最终获得768个样本。该部分研究保留设立党组织企业和控制组企业在首次识别企业设立党组织这一时间点的前后三年(包括设立当年)的观测值作为分析样本，当样本企业有党组织参与治理时，变量treat取值未“1”，若未有党组织参与治理，则取值为“0”。当样本所在时间是在党组织参与治理之后，变量post取值为“1”，否则取值为“0”。我们所关心的是，当该样本企业在党组织参与治理后的年份，即自变量(treat×post)对该企业进行的违规活动是否有产生显著的影响。结果如表 10所示，交互项的系数显著为负(β=-0.0679，p < 0.05)，表明企业有党组织参与治理之后进行违规活动的频率越低，由此本文的结论相对稳健。

(2) 高管腐败变量替换

上文使用企业违规次数衡量企业的高管腐败，我们进一步使用如下四个变量作为高管腐败的替代变量：第一，目标企业当年是否违规，设置为虚拟变量；第二，高管的显性腐败。显性腐败是易被发现、察觉和披露的腐败问题，是企业高管为攫取私利出现的直接违反有关法律法规的行为(徐细雄，2012；陈信元等，2009)。国泰安数据库中将违规事件分为以下15种类型：①虚构利润；②虚列资产；③虚假记载；④推迟披露；⑤重大遗漏；⑥披露不实；⑦欺诈上市；⑧出资违规；⑨擅自改变资金用途；⑩占用公司资产；⑪ 内幕交易；⑫ 违规买卖股票；⑬ 操纵股价；⑭ 违规担保；⑮ 一般会计处理不当。其中，⑦- ⑭ 是显性腐败的几类具体体现，我们将其定义为显性腐败，统计出目标公司当年出现显性腐败的次数。第三，高管的隐性腐败。隐性腐败主要是指高管在职期间进行的非正常消费(徐细雄，2012)，这一类行为具有一定的隐蔽性，不易被察觉。具体而言，本文使用两个变量来体现隐性腐败：一是企业的招待差旅费用(黄玖立、李坤望，2013；Cai et al.，2011)，使用员工人数单位化后取自然对数；二是超额管理费用(陈冬华等，2005；杜兴强等，2010)，具体计算方式参考杜兴强等(2010)。

表 11报告了具体的回归结果，结果显示，使用上述四个变量作为高管腐败的替代变量后，回归结果并未发生实质性改变，党组织参与治理的系数均显著为负。由此表明本文的结论相对稳健。

(3) 党组织参与治理变量替换

在上文基础上，本文进一步使用企业“双向进入、交叉任职”的情况来衡量党组织参与治理(马连福等，2012；马连福等，2013)。具体而言，使用6个变量——党委委员兼任董事会成员数/董事会规模、党委委员兼任监事会会成员数/监事会规模、党委委员兼任高管成员数/高管规模、党委委员是否兼任董事长、党委委员是否兼任监事会主席、党委委员是否兼任总经理。

表 12报告了具体的回归结果，结果显示，党委委员兼任董事占比(β=-1.163，p < 0.01)、党委委员兼任董事长(β=-0.136，p < 0.01)、党委委员兼任监事会主席(β=-0.250，p < 0.1)均与高管腐败显著负相关，进一步支持了本文的假设1。

此外，我们还参考郑登津、谢德仁(2019)的做法，使用企业党组织活动情况(1) 非公有制企业党组织的影响程度，等于党组织活动次数的自然对数，党组织活动次数越多则表明党组织影响力越大；(2)非公有制企业党组织是否获得上级党委表彰的哑变量，党组织受到上级党委表彰则表明党组织影响力较大)来衡量党建工作。回归结果没有发生本质性改变。

3. 党组织参与治理抑制企业高管腐败的影响路径分析

本文认为，党组织参与治理能够通过弱化高管权力、家族企业与企业高管腐败之间的正相关关系，以及强化市场化水平与高管腐败之间的负相关关系来发挥其应有的监督和治理作用，表 13报告了具体的回归结果。模型(1)、(3)、(5)的结果显示，高管权力(β=0.00880，p < 0.05)和家族企业(β=0.0305，p < 0.01)的系数显著为正，而市场化水平(β=0.0221，p>0.1)的系数无显著性。进一步，模型(2)、(4)、(6)的结果显示，党组织参与治理与高管权力的交互项(β=-0.0206，p < 0.05)以及党组织参与治理与家族企业的交互项(β=-0.0641，p < 0.1)的系数均显著为负，而党组织参与治理与市场化水平的交互项(β=0.00697，p>0.1)的系数无显著性。以上结果表明，高管权力越大、家族控制型企业中的高管发生违规的频率越高，而党组织参与治理能够显著地弱化它们之间的正相关关系。对于市场化水平而言，其对高管腐败的影响作用有限，且党组织参与治理也无法进一步发挥协同作用。由此，本文假设2和假设3得到支持，假设4没有得到支持。

五、结论与讨论

在经济与社会转型的时代背景下，企业高管腐败问题一直是热议的焦点话题。特别地，自党的十八大提出党风廉政建设工作部署以来，中国形成了反腐倡廉的高压态势，社会各界对于反腐败的热情空前高涨。在这一背景下，不仅政府官员的腐败行为被频频曝光，作为经济发展重要组成部分的民营企业高管腐败问题也越来越受到学者和业界的关注。过去研究更多地关注了外部环境、高管个人特征以及公司内部特征和治理结构对于民营企业高管腐败的影响作用，但忽视了民营企业内部正式化、制度化和常态化的反腐机构——基层党组织的积极作用。

基于此，本文利用2004-2017年中国上市民营公司数据，考察了党组织抑制企业高管腐败的具体机制和效果。结果发现：基层党组织能够通过“清和亲”的廉洁文化建设以及参与公司治理的方式，积极推动民营企业进行廉洁组织文化建设，同时有效监督高管行为，进而实现抑制高管腐败(包括显性的违规行为和隐性腐败)的积极作用。进一步，党组织能够弱化高管通过权力以及家族控制权来攫取私利的负面作用，进而减弱高管权力和家族涉入的不利影响。

本文具有明显的政策启示：首先，对于民营企业自身而言，尽管在制度转型前期，其可以通过非正式的政治关系或非生产性的寻租行为来获得资源、市场准入和政策优惠，但随着制度的完善以及反腐败的深入，过去的非正式关系和寻租行为将失去其正当性和合法性。但不可否认的是，组织惰性的存在使得相当一部分民营企业及高管仍然无法摆脱过去的惯性思维——通过腐败来谋取私利。此时，除了提高道德品质以及约束自身行为以外，进一步完善现代公司治理制度变得尤为重要。在这一过程中，响应《公司法》和《党章》的要求，满足党组织设立标准的民营企业应该及时响应号召，在条件允许范围内积极推动内部党组织的建立。一方面能够通过党组织具有的组织资源优势来帮助企业获得必要的成长空间，更重要的是利用其具有的引导、监督、协调和企业文化建设等优势，推动企业廉洁组织文化的形成并对高管权力进行有效监督和约束。由此，党组织能够作为企业内部控制机制的有效补充，发挥协同治理腐败的积极作用。其次，对于执政党和政府而言，一方面需要进一步加强“清和亲”的新型政商关系的构建，从根源上消除腐败滋生的土壤。另一方面则可以积极推进各类民营企业内部基层党组织以及上级党组织的建设工作，充分发挥党组织正式化、制度化和常态化的治理功能，加强对企业管理层的监督和约束，进而预防和遏制企业腐败行为的滋生。