Influence of Party Organizations on the Earnings Management by Classification Shifting: From the Perspective of Mixed-ownership Enterprises
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摘要:
党组织对管理层行为和公司经营的影响是公司治理研究的重要内容。采用混合所有制企业数据，就党组织对分类转移盈余管理的治理效用及其影响机制进行实证检验，结果发现，党组织能够通过现有的领导体制对分类转移盈余管理产生显著抑制作用，且这种抑制作用会因党组织嵌入企业的方式、企业股权性质和时间窗口的差异而有所不同。这一结果不仅验证了党组织在影响企业行为方面的重要作用，为明晰党组织在企业中发挥作用的路径以及党组织在国有企业与非国有企业中的治理效用对比提供了有效反馈，而且丰富了分类转移盈余管理影响因素的相关研究，为企业完善内部制度和消除制度诱因提供了有益探索。
Abstract:The influence of Party organizations on management behavior and corporate operations is an important object of research in corporate governance. Based on the data of mixed-ownership enterprises, this paper conducts an empirical study of the governance effectiveness and impact mechanism of the Party organizations on the earnings management by classification shifting. The results show that the Party organizations can significantly inhibit the earnings management by classification shifting through the existing leadership system, and this inhibitory effect will vary with the way the Party organizations are embedded in the enterprises, the nature of the enterprises' equity and the differences in time window. The research findings can not only verify the important role that the Party organizations play in influencing the behavior of enterprises, but also provide effective feedback for clarifying the path for the Party organizations to function in the enterprises and the comparison of the Party's governance effectiveness in state-owned enterprises and non-state-owned enterprises. In addition, the findings can enrich the relevant research on the factors affecting the earnings management by classification shifting and provide a valuable reference for the enterprises to improve their internal systems and eliminate institutional incentives.
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一、 问题的提出
党组织的存在一直贯穿于中国经济体制改革的始终，并早已通过“双向进入、交叉任职”①的领导体制嵌入企业，成为混合所有制企业的治理主体之一，参与决策企业的重大问题。从政策层面上来看，《国务院关于国有企业发展混合所有制经济的意见》和《中央企业混合所有制改革操作指引》均将加强党组织建设作为混合所有制改革进程中必须坚持的核心制度[1-2]。《中共中央、国务院关于深化国有企业改革的指导意见》和《关于深化混合所有制改革试点若干政策的意见》均强调了党组织嵌入混合所有制企业治理的重要性[3-4]。在改革进程中，由于受到非国有资本的冲击而使党组织的作用有所弱化，因此，党的十九大报告和《2018年政府工作报告》均进一步提出“加强党组织管理机制”“不断提高党建质量”等工作要求[5-6]，以推动党的组织形式、工作方法与不同企业的结构变化、治理机制相适应。2020年，中共中央印发的《中国共产党国有企业基层组织工作条例(试行)》中关于深入落实新时代党的建设总要求[7]，也为提高企业党建质量提供了指引。从实践层面上来看，党委被赋予对混合所有制企业“三重一大”事项的优先决策权，并通过“双向进入、交叉任职”领导体制与包含股东大会、董事会、监事会和高管层(如总经理、副总经理、财务负责人等)在内的公司治理架构相衔接，党委成员得以在企业中发挥“治理者”和“监督者”的作用，成为制衡企业高管行为的重要主体。盈余管理问题一直以来都被市场参与者所关注，而中国的盈余管理研究还应考虑操纵行为背后的政党意志，因为党组织的治理对于识别和控制企业的分类转移盈余管理(以下简称“分类转移”)程度具有颇为重要的作用。
作为盈余管理的一种，分类转移是企业高管利用会计方法影响财务报告的手段。与应计盈余管理和真实盈余管理不同，分类转移既不改变公司经营现状，也未对净利润造成影响，只是通过对经常性收入与非经常性利得以及经常性费用与非经常性损失的刻意分类来改变核心盈余[8][9]82[10]80。所以，只有财务报告使用者基于核心盈余进行价值判断时，企业高管才有运用分类转移这一方式的必要。事实上，中国证券监督管理委员会早已将核心盈余作为企业价值和企业经营情况的评判标准，以往研究亦证实了投资者区分企业持续性盈余与偶发性盈余的能力，说明核心盈余能够对市场定价产生重要影响。再加上分类转移具有成本低、隐蔽性高及核心盈余增效显著等特点，分类转移越来越成为监管高压下企业高管所惯用的盈余操纵方式[11]41。鉴于此，对分类转移的监管与控制，可能成为党组织下一步工作的重点。当前，国企高管与私企高管并存使得混合所有制企业成为学界研究分类转移的理想视角，原因在于党组织可以通过发挥监督管理作用，从而在一定程度上有效防范、化解可能出现的风险。
综上所述，笔者拟以混合所有制企业为样本，聚焦党组织因素对分类转移的影响机理和治理效应，并将“双向进入”对象和股权特征等作为变量纳入分析框架之中。一方面，笔者补充了党企关系研究视野中关于政党维度的相关理论。基于新时期党的十九届三中、四中、五中全会关于加强企业党建的工作要求，当前对企业党组织的定位与具体职责尚需作出明确说明。因此，结合企业党建工作和混合所有制企业治理的现状，探索与实际情况更为契合的党组织治理模式，将有助于强化党组织嵌入企业经营管理的契合度，为新时期加强企业党组织建设提供经验。另一方面，笔者丰富了中国特色社会主义市场经济下的盈余管理理论。将党组织治理的作用和党委会制度设计等问题置于盈余管理研究视角下来进行探讨，不仅有助于加深对政治制度与企业治理制度之间关系的理解，也有助于拓宽对盈余管理产生作用的因素的认知范围，为识别和控制盈余操纵行为提供方向。
二、 文献综述
关于分类转移的现有研究在存在性和动机检验上取得了较为丰硕的成果，但围绕治理手段的相关探索却仍不够充分。Ronen和Sadan较早分析了归类操纵问题，发现企业管理者的操纵行为多发生在企业经常性损益高于行业水平之时[12]；McVay实证检验了分类转移的存在并发现操纵动机为实现分析师预测[13]528；吴溪分析了一起为避免退市而进行费用归类操纵的案例[14]；Fan等进一步发现了操纵手段主要发生于财年第四季度[15]。此后，多位学者相继验证了上市公司分类转移的存在性[15-17][18]56-75；还有学者发现上市公司的操纵动机主要包括提高IPO定价[19]、满足报酬契约下的业绩考核[20]、权力寻租[11]41[21]270-271和得到异常高的审计收费[22]84等。
随着分类转移出现频率的上升，其治理问题也愈发受到学术界的关注。国内外皆有学者明确指出，有效的外部法律环境、高质量的外部审计与内部控制以及强大的董事会与审计委员会等均能抑制分类转移[9]84[21]274[23-24]；但是，程富和王福胜还发现，大股东与独立董事只能抑制非国有企业的分类转移行为，机构投资者的抑制作用只适用于国有企业的分类转移行为[9]91；徐沛勣的研究虽证实了恪尽职守的董事会能够抑制分类转移，但董事会治理在与高管自利行为的角逐中依旧很难胜出[10]85。总体上来看，有效的企业治理虽然能够在一定程度上抑制分类转移，但是关于影响企业治理因素的研究依然不够丰富，且研究结果仍然存在较大争议。
有关党组织在企业中的治理成效，现有研究从资源攫取和信号传递等角度进行了考察，发现党组织与管理人员的双向交叉有助于缓解代理问题并增强信息质量[25-26]、简化程序并提升工作效率[27]86-87、抑制管理层谋私并维护相关者权益[28]87，增强审计质量[29]70-72、提升企业价值[30]、提升管理人员素质并有效传递社会责任价值观[31]63[32]154-156等。总体而言，党组织在企业治理中发挥了积极的功效。因此，可以推测，党组织在完善企业内部治理体系和提升企业高管职业道德两个层面中的优势可能成为控制分类转移的重要抓手。但是，也有研究从政治寻租角度进行了考察，发现部分党组织由于自身目标与企业追求的经济效益目标之间存在差异而产生降低企业信息透明度、扩大企业冗余雇员、增加政治成本[33][34]139和增加管理层利用分类转移的频率[35]等负面影响。说明并不是所有党组织的有利条件都能够转换为企业的发展优势，党组织效应存在多面性和复杂性。
区别于已有文献，笔者研究拟侧重党组织能否以及如何对混合所有制企业的分类转移产生治理成效。一方面，以往研究表明，党组织所表现出来的监督管理能力能够对企业经营者形成多方位监督，有助于应对分类转移这一监管不力和企业高管自利动机下的产物；另一方面，基层党组织作为党和政府在企业中的意志体现，维护相关方利益、遏制企业高管自利行为本就属于基层党组织的重要任务。然而，在现有研究中，除了程海艳等所做的关于党组织对国有上市公司应计与真实盈余管理的影响研究[36]外，直接探讨党组织对包括分类转移在内的企业会计行为的影响的研究相对缺乏，而关于党组织在混合所有制企业乃至民营企业中是否对应计盈余管理、真实盈余管理甚至分类转移盈余管理有抑制作用等，都尚待研究。在混合所有制企业中，就分类转移这一机会主义行为而言，党组织参与治理是否与之具有显著关联？其影响机理如何？对于“双向进入”对象和股权特征差异下的分类转移，党组织的治理效用有何差别？笔者将就上述问题展开探讨。
三、 理论分析与研究假设
（一） 党组织嵌入与分类转移
党组织嵌入的概念契合了社会网络理论的核心——社会嵌入理论。其中，嵌入是指非经济行为对经济行为形成影响的过程，并最终形成非经济行为对经济行为的治理作用。同理，党组织嵌入的非经济行为也很可能最终形成对企业经济行为的影响。同时，考虑到企业治理机制缺陷的普遍存在和混合所有制企业“异质性高管”(笔者研究中以高管政治身份作为异质性的量化)中国企高管和私企高管并存的特殊性，党组织的制度优势与重大事项决策权在隐蔽性盈余操纵的治理上亦具有较为明显的优越性。
首先，企业高管是分类转移的主要操纵者，且以达到薪酬契约机制下的业绩考核要求为主要操纵动机(属于经济动机)；而党组织嵌入则能够直接对该经济动机产生抑制作用。修饰会计利润和掩饰业绩不足是企业高管操纵分类转移的直接目的[20]169，这从侧面说明薪酬契约机制增加了企业高管以不正当手段获得激励补偿的可能。薪酬契约机制通常是具有上下限的奖惩计划[37]，企业核心盈余越接近上限，企业高管操纵分类转移的动机就越弱，而党组织对绩效显著的积极提升作用能够缓解企业高管进行操纵的经济动机[38]。相对地，根据锦标赛理论和马斯洛需求层次理论，企业管理人员多具有政治晋升、良好个人能力评价和实现自我价值等非经济动机，而薪酬契约机制显然无法满足企业高管的非经济诉求，再加上形成明确有效的业绩考评和奖惩制度本就存在一定的难度，因而，企业高管往往存在较高的道德风险。而党组织既能够通过惩戒性卸职、晋升机制等方式发挥比薪酬契约机制更加直接有效的激励和约束作用，又能够出于对政治声誉的维护和企业长期发展的考量，将企业高管的视线转移至非经济诉求上来，从而降低其自利操纵的动机。
其次，党组织对代理问题的抑制还能间接缓解薪酬契约动机。事实上，两权分离机制下的代理问题增强了所有者与经营者之间的利益冲突，所有者为了缓解代理冲突以及激励经营者更好地为股东服务，制定了薪酬契约制度。其中，关于代理问题，长期以来主要形成了“代理理论”(此时高管为职业经理人)与“管家理论”(此时高管扮演管家角色)两种主要理论[39-40]。在此背景下，党组织通过人事任免权将具备管家意识的管理者放入高管层，能够部分实现管理人员从职业经理人到管家的角色意识转换，从而提升代理人的主人翁意识。另外，党组织嵌入能够通过对董事会决策思维的影响，把党的非经济思维嵌入企业经济行为中，实现非经济思维与经济思维的统一，缩小所有者与代理人之间的差距，降低薪酬契约动机。
再次，企业内部治理效能的不足是分类转移盛行的重要原因之一，党组织嵌入则有助于提升企业内部治理体系的决策效率并起到监督作用。一方面，党组织自身组织架构的完整性与“党管干部”的政治职能能够直接对董事会结构产生影响[41]9-10，平衡董事会内部权力并优化董事会人员的构成，进而提高决策质量和工作效率；另一方面，党组织与企业成员的“双向进入、交叉任职”能够降低沟通协调成本，增强信息传递的有效性[28]87，并为开展党的工作和发挥党组织作用提供职务保障。例如，董事会对管理层的基本监督功能使得董事会可以直接参与财务报告的生成过程，而党组织嵌入董事会则可以更容易获得与财务报告相关的一手信息，更能确保财务信息的准确性并进行及时监督。
最后，党组织的“隐性约束”作用能够促使企业高管自觉摒弃寻租行为。具体而言，党组织的政治秉性能够将党的基本理念和基本原则渗透到管理层，转化为企业的经营宗旨和组织行为准则，促使企业建立先进企业文化和响应公共社会责任诉求，有助于企业经营突破追求短期或单一主体利益的局限[41]9-11[42]。例如，党组织内部定期的组织学习活动(如组织生活会等)能够提高企业管理人员的思政水平与任职伦理水平[21]63，从而避免企业管理人员因过度追求经济利益而忽视相关者的诉求，这对分类转移能起到一定的控制作用。
然而，亦有学者对党组织嵌入董事会的积极性提出了质疑[43]，认为董事会成员使得党组织可以通过影响经营决策来扩大其自身在企业中的经济职能，政治与经济职能交叠使得“政- 企”更加难以分离，反而为分类转移等机会主义行为的滋生提供了温床。再加上董事会下设机构与监事会、外部监督机构之间存在职能重合，董事会对分类转移的治理作用可能会被其他治理主体削弱。那么，合理利用监事会与高管层职能是否可能是党组织更加有效地发挥作用的方式？在监事会中，党组织作为企业最高级别的监督机构，与监事会职能上的重合使得双方更容易融为一体，既有助于党组织履行监督保障、把关定向的职责，也有助于监事会更好地监督企业经营管理，以双重监督防止管理人员侵害股东权益。在高管层中，党组织通过吸收符合条件的职业经理人入党并积极推行党的思政教育，使其受到来自国企高管、“隐性约束”和企业治理机制等的多重压力，这样既缓解了以往企业机制难以同时对“异质性高管”进行管理的问题，又加强了对职业经理人的约束，从而能够有效降低管理人员的道德风险。综上可知，党组织可以从刚性制度约束与柔性“隐性约束”两个层面同时发挥治理优势。因此，党组织嵌入监事会和高管层或许比嵌入董事会更能对分类转移发挥抑制作用。由此，笔者提出如下假设：
假设1.在混合所有制企业中，党组织与分类转移之间呈负相关关系。
假设2.在混合所有制企业中，党组织与分类转移的关系因“双向进入”对象而异。
（二） 股权特征差异下的党组织治理效应
股权的差异决定了党组织在企业经营中呈现不同的行为模式，那么，相较于非国有混合所有制企业(以下简称“非国有企业”)，党组织对分类转移的抑制作用在国有混合所有制企业中是否更大？国有混合所有制企业由国有企业改制而来，且仍属于国有企业的范畴，本身就具备较好的党组织治理基础，党内完善的腐败处理机制能够很好地与企业融合进而对高管腐败行为产生抑制作用。除此之外，国有企业中股东较高的话语权使得高管多通过委派产生，能够更加直接地受到“党管干部”原则的影响，并促使其将自身的目标重心从货币收入转为政治晋升和职业发展[34]142[44]。非国有企业则不同，虽然其党组织仍能发挥加强组织间合作、推动绩效增长和促进社会责任履行的正向作用[31]63-63[32]154-156，但因政治联系的天生不足以及与党组织关联的薄弱性，非国有企业与国有企业在党建方面仍不可避免地存在一些差距：主观上，非国有企业进行党建的主要动机更可能是寻求政治联系和获取经济资源[45]；客观上，党建工作起步迟、党建基础薄弱、人员认识不到位和经费保障难等问题使得非国有企业面临诸多限制[46]。再加上整体背景下国有企业人员在“三会一层”中的占比相应降低，所以，非国有企业党组织在企业中未必能拥有话语权，因而也就难以对分类转移形成制约。
进一步地，在国有混合所有制企业中，党组织对分类转移的影响因不同控制层级而异：中央企业进行分类转移的动机与操纵空间较小，党组织的治理效能反而弱于地方国有企业。中央企业为国务院国有资产监督管理委员会、各部委直接监管的企业，只涉及关系国民经济命脉和国家安全的特殊行业，是行业龙头，福利待遇好，高管自利动机较弱，因此分类转移程度不高，党组织发挥作用的空间亦有限。同时，特殊战略地位的社会功能和全民关注度下的舆论压力使得中央必然采取较强的监督与约束机制，再加上中央垂直管理模式下中央企业高管的任命权限通常直属于中央，较为健全的治理机制和较高的监督水平成为约束管理层机会主义行为的先天条件，反而使得党组织的效用不甚明显。地方国有企业则不同，在属地管理体制下，地方政府的政策性负担(如税收负担、雇员负担和地方经济发展负担等)与官员的晋升目标往往加诸于地方国有企业的经营管理之中，该类企业受政治干预程度大，容易产生资源配置效率低和企业治理欠缺等负面影响[47]。此时，高管为了提供好看的财务数据而进行分类转移的动机也更强。因此，在该类企业中，党组织完善企业内部治理、促进党组织理念与企业文化充分融合，进而对分类转移产生的抑制作用才更加显著。由此，笔者提出如下假设：
假设3.在混合所有制企业中，党组织与分类转移的关系因股权特征而异。
四、 研究设计与样本选取
（一） 变量定义与模型设计
1. 被解释变量
被解释变量为分类转移，用UE_CE表示。笔者首先借鉴McVay提出的核心盈余预测模型[13]510-511对分类转移的存在性进行判断，公式为
(1) 
(2) 式中：CE为核心盈余，计算方式为(营业收入－营业成本－期间费用)/营业收入；ΔCE为核心盈余变化，ΔCE=今年核心盈余-上年核心盈余；ATO为净经营资产周转率，ATO=营业收入/[(期初净经营资产+期末净经营资产)/2]，净经营资产=净负债+股东权益=金融负债－金融资产+股东权益=资产×金融负债比率－(货币资金+交易性金融资产+应收利息+应收股利+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资)+股东权益；Accrual为核心应计盈余，Accrual=(营业利润－经营活动现金流量净额)/营业收入；ΔSales为营业收入增长率，ΔSales=(本期营业收入－上期营业收入)/上期营业收入；NEG为营业收入减少虚拟变量，本期营业收入增长率为负时取1，否则为0；α0为截距；αi(i=1，2，…，6)为待估的未知参数；ε1为残差，反映除自变量和因变量间的线性关系之外的随机因素对因变量的影响；t为时间(t=2014，2015，…，2018)；β0为截距；βi(i=1, 2, …, 7)为待估的未知参数；v1为残差。
在此基础上，分别对式(1)和式(2)进行估算，估计的残差ε1和残差ν1分别作为式(3)和式(4)的被解释变量，分别表示企业本期未预期核心盈余UE_CE与未预期核心盈余变化UE_ΔCE。
(3) 
(4) 式中：DBL为减少收益的线下项目，DBL=营业外支出/营业收入；IBL为增加收益的线下项目，IBL=营业外收入/营业收入；Year为年度虚拟变量，以2014年为基准年，设计4个年度虚拟变量；Industry为行业虚拟变量，以制造业为二级，其余行业均为一级; γ0为截距; γ1, γ2为待估的未知参数; ε2为残差; δ0为截距; δi(i=1, 2, …，4)为待估的未知参数; v2为残差。经过估算，若γ1显著为正，γ2显著为负，表示UE_CEt分别与营业外支出正相关、与营业外收入负相关，企业存在费用归类操纵与收入归类操纵。为排除其他因素对UE_CE的影响，通过式(4)进一步控制下期营业外收支，考察未预期核心盈余变化与本期线下项目之间的关系，此时δ1，δ2应为不显著或分别与γ1，γ2呈显著负相关。
在以上变量的计算过程中，除ATO的计算借鉴了张勇[48]的方法外，其余变量的计算均借鉴了程富和王福胜[9]86及徐沛勣[10]85-86研究中的计算方法。
2. 解释变量
借鉴以往文献[27]87[29]73[34]143，将“双向进入、交叉任职”作为解释变量。“双向进入”通过党委会成员与“董事会、监事会、高管层”的重合人数来衡量党组织嵌入的程度；“交叉任职”则通过“党委书记兼任董事长”(以下简称“党委书记兼任”)与“党委副书记兼任董事长、监事会主席、总经理”(以下简称“党委副书记兼任”)生成虚拟变量。各类型变量及其定义或计算方法，如表 1所示。
表 1 变量定义或计算方法变量类型 变量名称及符号 定义或计算方法 被解释变量 本期未预期核心盈余(UE_CEt) 式(1)中的残差ε1 解释变量(Par) 双向进入(Party) 党委会与董事会、监事会、高管层重合总人数/董事会、监事会、高管层总人数 交叉任职1(Parchair) 存在“党委书记兼任”为1，否则为0 交叉任职2(Parvice) 存在“党委副书记兼任”为1，否则为0 双向进入1(Pardir) 党委会与董事会重合人数/董事会人数 双向进入2(Parsup) 党委会与监事会重合人数/监事会人数 双向进入3(Parman) 党委会与高管层重合人数/高管层人数 分组变量 股权性质1(SOE1) 分为国有控股与非国有控股 股权性质2(SOE2) 分为中央控股与地方控股 控制变量(Control) 营业利润持续性(SIN) 营业利润增加额/期初总资产 公司规模(SIZE) 公司年末总资产的对数 资产负债率(LEV) 长期负债/期末总资产 固定资产(PPE) 期末固定资产净值/平均总资产 职工薪酬现金支出(Cashsalary) 现金支付的职工薪酬 投资收益(INV) 投资收益/主营业务收入净额 董事会独立性(Indedir) 独立董事人数/董事会总人数 股权集中度(TOP1) 第一大股东持股比例 公司是否亏损(Deficit) 公司存在亏损为1，否则为0 机构投资者持股比例(Inst) 机构投资者持股数/总股数 总资产收益率(ROA) 净利润/总资产 外部审计质量(Auditor) 审计师来自四大会计师事务所为1，否则为0 薪酬前三的高管(PAY) 薪酬排名前三的高管薪酬总额/董事会、监事会、高管层薪酬总额 收入增长率(OIR) (本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入 高管持股比例(Mshare) 高管层持股数/总股数 3. 党组织效用检验模型
(5) 式中：Par需要依次代入表 1中的所有解释变量(6个)；Control需要依次代入表 1中的所有控制变量(15个)；μ0为截距；μ1为待估的未知参数；θ1为残差。由于使用固定模型进行回归，其固定效应的差距本身就反映了行业差异，因此式(5)设置Year为年度虚拟变量而未设置行业虚拟变量。
基于以往研究[9]85-87[10]87[18]51-57[22]86，笔者以本期未预期核心盈余(UE_CEt)作为被解释变量，通过式(5)来检验党组织对分类转移的影响。其中，双向进入(Party)，交叉任职1(Parchair)和交叉任职2(Parvice)依次通过式(5)中的Par作为总样本下“双向进入、交叉任职”的解释变量，以检验假设1；双向进入1(Pardir)，双向进入2(Parsup)，双向进入3(Parman)依次通过式(5)中的Par作为“双向进入”对象差异下的解释变量，以检验假设2。为检验股权特征差异下党组织效用的差别，笔者将样本企业划分为国有企业和非国有企业，又进一步将国有企业划分为中央企业和地方国有企业，以双向进入(Party)作为式(5)中的Par进行分组回归。以上检验均控制了表 1中的所有控制变量(15个)。
（二） 数据来源与样本筛选
考虑到2013年11月召开的党的十八届三中全会正式提出发展混合所有制经济，以及部分指标的计算数据需要滞后一年且要规避2020年数据可能不具代表性的情况，笔者选取沪深A股2014—2018年的混合所有制企业数据为初始样本(所有数据均为平衡面板数据)。企业定性的相关数据主要来源于RESSET数据库：根据下载的企业前五大股东性质文件，五大股东中既有国有控股又有非国有控股的企业被定义为混合所有制企业，根据巨潮资讯网和东方财富网补全信息后，筛选出1 687家混合所有制企业。
相关样本数据主要由笔者手工整理得到：从CSMAR数据库“人物特征”栏下载相应的高管基本信息后，通过手工筛选和查看简历文件的方式核查上述高管是否属于党组织成员，若属于，那么将其在党组织中的具体任职情况列式，然后在10万余条数据中筛选出2万余条存在“双向进入、交叉任职”的数据；由于“高管与党组织成员兼任”并非年报强制披露项，为了得到尽可能多的样本量，笔者又通过查阅企业官网等方式对其高管的任职信息进行了手工补充。在剔除缺失值以及金融、ST和*ST类公司，并与其他数据合并后，最终得到党组织“双向进入、交叉任职”的数据3 023条。
其他数据如分类转移相关数据、控制变量等均来源于CSMAR数据库。笔者所有数据的整理、计算和回归过程采用Excel2019和Stata14.0软件进行。
五、 实证结果与分析
（一） 描述性统计
各变量的描述性统计结果如表 2所示。其中，UE_CEt的最大值和最小值分别为0.529和-0.470，分类转移的程度和差异均较小，说明样本企业的分类转移正处于起步阶段。就“交叉任职”而言，总样本存在“党委书记兼任”的情况的平均值为0.358，而存在“党委副书记兼任”情况的平均值仅为0.003，二者差距较大，且后者较为欠缺。
表 2 描述性统计结果变量 样本数 平均值 标准差 最小值 最大值 未预期核心盈余(UE_CEt) 2 957 0.002 0.067 -0.470 0.529 双向进入(Party) 2 957 0.120 0.097 0.026 0.636 交叉任职1(Parchair) 2 957 0.358 0.480 0 1.000 交叉任职2(Parvice) 2 957 0.003 0.055 0 1.000 营业利润持续性(SIN) 2 957 0.009 0.053 -0.168 0.290 公司规模(SIZE) 2 957 22.886 1.349 19.961 26.538 资产负债率(LEV) 2 957 0.097 0.115 0 0.459 固定资产(PPE) 2 957 0.269 0.195 0.002 0.758 职工薪酬现金支出(Cashsalary) 2 957 19.863 1.295 16.506 23.591 投资收益(INV) 2 957 0.035 0.105 -0.022 0.785 董事会独立性(Indedir) 2 957 0.373 0.055 0.333 0.571 股权集中度(TOP1) 2 957 37.352 14.947 4.160 87.460 公司是否亏损(Deficit) 2 957 0.105 0.307 0 1.000 机构投资者持股比例(Inst) 2 957 0.430 0.255 0.005 0.909 总资产收益率(ROA) 2 957 0.033 0.145 -0.769 7.249 外部审计质量(Auditor) 2 957 0.095 0.294 0 1.000 薪酬前三的高管(PAY) 2 957 14.438 0.641 12.142 16.850 收入增长率(OIR) 2 957 0.177 1.474 -0.876 58.749 高管持股比例(Mshare) 2 957 0.009 0.046 0 0.507 （二） 多元回归分析
1. 分类转移在混合所有制企业中的存在性
分类转移目前主要包括费用归类操纵和收入归类操纵两种形式。费用归类操纵会同时增加企业的核心盈余和营业外支出，因此，线下项目与未预期核心盈余正相关；相对地，收入归类操纵虽然会减少企业的营业外收入，但同时也会增加企业的核心盈余，因此，线下项目与未预期核心盈余负相关。分类转移存在性回归结果，如表 3所示。
表 3 分类转移存在性回归结果变量 总样本 中央企业 地方国有企业 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 DBLt -0.089*** 0.022* -0.119 0.182** -0.052 -0.040*** (-6.120) (1.740) (-1.060) (2.130) (-1.140) (4.360) IBLt -0.030*** -0.010 -0.079*** 0.098*** -0.031*** 4.23×10-5 (-3.210) (-1.210) (-3.170) (3.210) (-2.640) (1.84×10-3) DBLt+1 -0.008 -0.108** -0.017* (-0.870) (-2.240) (-1.800) IBLt+1 -0.133*** -0.127** -0.0145*** (-7.950) (-2.180) (-4.390) 样本量 7 664 7 664 1 405 1 405 2 942 2 942 R2 0.030 0.045 0.053 0.071 0.071 0.084 F检验 29.910 35.110 2.114 2.079 4.622 4.879 注：括号内数值为T检验的统计值；***，**和*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著；R2为拟合优度系数。下表同。限于篇幅表中省略了年度和行业虚拟变量的回归检验结果。 在表 3总样本中，UE_CEt中的DBLt为负，表明管理层不存在将经营费用列入营业外支出的行为(不存在费用归类操纵)；IBLt为负，表明存在将营业外收入列入营业收入项目的行为(存在收入归类操纵)。UE_ΔCEt+1中的IBLt不显著，则进一步确定企业收入与本期未预期核心盈余的显著相关性并非源于正常的业绩增长，验证了样本企业收入归类操纵的存在性。同理，由表 3可知，收入归类操纵显著存在于地方国有企业中，在央企中的存在性弱于地方国有企业，且二者均不存在费用归类操纵。
2. 党组织的震慑及纠偏机制
党组织对分类转移的治理运用的回归结果，如表 4所示。首先，由表 4总样本回归结果可知，党组织双向进入(Party)能够对分类转移产生负向影响，交叉任职2(Parvice)具有显著抑制作用，这与以往有关党组织治理的研究一致。虽然双向进入结果并不显著，但其负向作用的体现与“党委副书记兼任”的显著性不仅证明了党组织对分类转移的效用，也间接表明党组织的参与有助于识别分类转移，验证了假设1。其次，表 4中的分样本回归结果表明，双向进入1(Pardir)对分类转移无负向影响，双向进入3(Parman)对分类转移产生负向作用，双向进入2(Parsup)则在5%的水平上显著抑制了分类转移。这印证了假设2中党组织治理效用因其双向进入对象而异的观点，验证了假设2；但是，党组织进入高管层并未达到预想的显著抑制结果。
表 4 党组织对分类转移的治理效用回归结果变量 总样本
(UE_CEt)双向进入董事会
(UE_CEt)双向进入监事会
(UE_CEt)双向进入高管层
(UE_CEt)双向进入(Party) -0.016
(-0.630)交叉任职1(Parchair) 0.002
(0.380)交叉任职2(Parvice) -0.049**
(-2.330)双向进入1(Pardir) 0.001
(0.030)双向进入2(Parsup) -0.029**
(-1.980)双向进入3(Parman) -0.006
(-0.550)Year/个体 控制 控制 控制 控制 样本量 1 955 1 276 709 958 R2 0.220 0.204 0.315 0.219 F检验 21.885 12.830 12.600 9.510 注：限于篇幅，表中省略了控制变量和年度虚拟变量的回归检验结果。 全年份股权特征差异下的党组织治理效用以及进一步分析2014—2016年样本的回归结果，如表 5所示。
表 5 全年份股权特征差异下的党组织治理效用以及进一步分析2014—2016年样本的回归结果变量 总样本(2014—2018年) 分样本(2014—2016年) 国有企业
(UE_CEt)非国有企业
(UE_CEt)中央企业
(UE_CEt)地方国有企业
(UE_CEt)地方国有企业
(UE_CEt)高管层
(UE_CEt)双向进入(Party) -0.024 0.353* -0.079* 0.013 -0.067 (-0.930) (1.700) (-1.720) (0.400) (-1.410) 交叉任职1(Parchair) 0.004 -0.011 0.004 3×10-4 0.005 (0.950) (-0.420) (0.480) (0.060) (0.550) 交叉任职2(Parvice) -0.014 0 0.013 -0.075* -0.218*** (-0.620) (0.530) (-1.740) (-3.050) 双向进入3(Parman) -0.033** (-2.080) Year/个体 控制 控制 控制 控制 控制 控制 样本量 2 548 225 528 1 097 791 726 R2 0.257 0.437 0.374 0.206 0.301 0.260 F检验 26.460 5.874 10.880 10.060 10.910 9.095 注：限于篇幅，表中省略了控制变量和年度虚拟变量的回归检验结果。中央企业和地方国有企业的样本量之和小于国有企业样本量，是由于回归过程中使用平衡面板造成的。 从表 5中不同股权特征下的回归结果来看，党组织双向进入(Party)对国有企业分类转移产生负向作用，对非国有企业则在10%的水平上发挥了显著促进作用。可能的原因为：其一，民营性质下较弱的党组织基础缺少对分类转移的识别能力，再加上应计盈余管理和真实盈余管理的普遍存在在一定程度上转移了党组织的治理重心，反而促进了分类转移；其二，非国有企业缺乏具有治理作用的“党委副书记兼任”(Parvice数据为0条)，且较少的国有企业高管使得党组织在与企业的耦合上存在困难，党组织作用难以发挥。
将国有企业划分为中央企业与地方国有企业后发现，党组织在两类国有企业中均存在抑制作用。中央企业的抑制作用体现于党组织双向进入(Party)而地方国有企业体现于“党委副书记兼任”(Parvice)。值得一提的是，在源数据中，中央企业“党委副书记兼任”数据大幅减少(限于篇幅未列出)，据此考虑，其不显著性既可能源于中央企业对“党委副书记兼任”重要性的忽视，也可能源于手工整理的数据的不完整性导致的偏差。此外，中央企业与地方国有企业均存在“党委副书记兼任”与“双向进入”显著性结果相反的情况，说明党组织领导体制之间可能存在此消彼长的关系。总体来看，回归结果印证了党组织在国有混合所有制企业中的治理成效。
为探索表 4中党组织双向进入高管层(Parman)并未对分类转移形成抑制的原因，进一步的分析缩短了时间年限，选取2014—2016年(党的十八大至党的十九大期间)党组织双向进入高管层与地方国企作为子样本，回归结果由表 5可知。一方面，表 5总样本(2014—2018年)的地方国有企业分样本中党组织双向进入(Party)对分类转移无负向影响，并且“党委副书记兼任”(Parvice)在10%的水平上对分类转移产生了显著负向影响，这与表 5分年份样本(2014—2016年)的地方国有企业分样本中党组织双向进入(Party)能够对分类转移产生负向作用，并且“党委副书记兼任”(Parvice)在1%的水平上显著，形成对比；另一方面，表 4中党组织双向进入高管层(Parman)对分类转移的负向影响不显著，这与表 5分年份样本(2014—2016年)的地方国有企业分样本中党组织双向进入高管层(Parman)对分类转移的负向影响在5%的水平上显著，形成对比。总体上来看，缩短时间窗口以后，党组织对分类转移的抑制作用更加显著。
为证实上述猜测，笔者进一步将样本年份分为2014—2016年与2017—2018年，进行回归分析，结果如表 6所示。样本企业在2014—2016年显著存在收入归类操纵，2017—2018年依然显著，但程度有所降低，虽未能证实党组织“双向进入”高管层的不显著性与“分类转移”程度降低的必然相关性，但也表明企业“分类转移”行为可能存在减少的趋势。
表 6 分类转移年份对比回归结果变量 2014—2016年 2017—2018年 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 DBLt -0.053*** -0.021 -0.267*** -0.093* (-2.740) (-0.220) (-3.080) (-1.940) IBLt -0.040*** 0.067* -0.095** -0.065 (-3.730) (1.890) (-2.510) (-0.700) DBLt+1 -0.040 -0.005 (-0.820) (-0.310) IBLt+1 -0.122*** -0.109* (-3.060) (-1.710) Year/个体 控制 控制 控制 控制 样本量 4 404 4 404 2 936 2 936 R2 0.049 0.059 0.101 0.096 F检验 3.192 3.447 8.118 7.511 注：限于篇幅，表中省略了年度和行业虚拟度量的回归检验结果。 （三） 稳健性检验
稳健性检验选取国有企业和监事会为样本进行。方法如下：第一，滞后因变量。考虑到党组织治理效应可能存在滞后性，且“双向进入、交叉任职”的人员往往不会每年发生变化，因此，采用因变量滞后一期的方法。式(2)与式(1)的残差之和ν1+ε1即为滞后一期的因变量。表 7的回归结果表明检验结果与上文结论一致。第二，替换自变量的计量方法。借鉴陈红等[28]88的方法，将自变量(Party) 按照中位数生成虚拟变量分别进行回归，替换自变量的计量。基于上文研究结果，该检验进一步缩短了时间窗口(即为2014—2016年)，以便更清晰地对党组织效用进行观测。第三，处理异常值的影响。为避免异常值对研究结果的影响，对所有变量进行前后2%的缩尾，表 7中的结果表明，上文的研究结论并未发生实质性变化。
表 7 稳健性检验回归结果变量 滞后因变量 替换自变量 处理异常值 国有企业
UE_CEt+1监事会
UE_CEt+1国有企业
UE_CEt监事会
UE_CEt国有企业
UE_CEt监事会
UE_CEt双向进入(Party) -0.044 -0.011 -0.015 (-0.890) (-1.150) (-0.680) 交叉任职1(Partchair) 0.012 -0.004 0.007* (1.300) (-0.370) (1.830) 交叉任职2(Parvice) -0.034 -0.208*** -0.013 (-0.790) (-2.840) (-0.730) 双向进入2(Parsup) -0.052* -0.009 -0.020 (-1.870) (-1.060) (-1.450) 样本量 1 665 709 1 665 709 1 665 709 R2 0.245 0.355 0.281 0.274 0.288 0.350 F检验 19.300 15.080 17.40 12.40 24.090 14.750 注：限于篇幅，表中省略了控制变量的回归检验结果。 六、 结论与启示
笔者以混合所有制改革和全面加强党建工作的制度因素为背景，结合会计分类转移问题，深入研究了党组织在企业中的治理效应。研究结果表明，党组织分别通过“党委副书记兼任”的显著抑制作用和“双向进入”的负向作用对分类转移产生作用，且该作用在“党委书记兼任”时无法观测。同时，党组织嵌入监事会时呈显著抑制作用，在高管层中呈负向不显著作用，在董事会中无负向作用。分组回归后则发现，党组织的作用最终在国有控股混合所有制企业中显著，具体表现为，在中央企业与地方国有企业中分别通过“双向进入”和“党委副书记兼任”发挥显著抑制成效。总体上来看，笔者的研究结果表明，党组织能够通过“双向进入”和“党委副书记兼任”发挥对操纵行为的治理效用。经过进一步分析发现，党组织治理效应在党的十八大至党的十九大期间更加显著。究其原因，混合所有制企业在此期间显著存在收入归类操纵，在另一期间则不显著。这也证实了党组织的效用与分类转移的程度呈正相关关系。
综上所述，研究得到如下启示：其一，以往研究表明中国分类转移治理问题尚待探讨，企业内部治理机制和外部监督机构均缺乏对分类转移行为的关注。党组织的治理成效能够为其他治理主体(如会计准则制定者和外部审计机构等)探索分类转移的治理路径提供借鉴，也有利于党组织在未来发挥与其他治理主体之间的协同治理效应。其二，“双向进入”对象差异下党组织治理作用的区别表明党组织的影响机制可能仍存在单一性。例如，对分类转移的治理成效只在监事会显著，在董事会和高管层则不显著。因此，面对不同的对象，党组织应有针对性地完善相关融合机制并基于差异性目标采用差异化治理手段，优化党组织影响机制，进而促使党组织发挥多方位效能。其三，在非国有控股企业中，党组织对分类转移的正向促进作用与“党委副书记兼任”的缺失，均表明党组织在企业治理中的战斗堡垒作用尚未受到重视。因此，积极发挥非国有企业基层党组织的组织能动性，传递党组织在强化企业内部治理和企业信用等级等方面的积极效应，应成为下一步的重要工作。
注释：
① “双向进入”是指，符合条件的企业党委会成员可按规定成为董事会、监事会和高管层的一员，同样，符合条件的董事会、监事会和高管层成员亦可进入党委会；“交叉任职”是指，一人同时担任企业党委书记和董事长，或者党员董事长担任党委副书记，党委书记担任副董事长。
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表 1 变量定义或计算方法
变量类型 变量名称及符号 定义或计算方法 被解释变量 本期未预期核心盈余(UE_CEt) 式(1)中的残差ε1 解释变量(Par) 双向进入(Party) 党委会与董事会、监事会、高管层重合总人数/董事会、监事会、高管层总人数 交叉任职1(Parchair) 存在“党委书记兼任”为1，否则为0 交叉任职2(Parvice) 存在“党委副书记兼任”为1，否则为0 双向进入1(Pardir) 党委会与董事会重合人数/董事会人数 双向进入2(Parsup) 党委会与监事会重合人数/监事会人数 双向进入3(Parman) 党委会与高管层重合人数/高管层人数 分组变量 股权性质1(SOE1) 分为国有控股与非国有控股 股权性质2(SOE2) 分为中央控股与地方控股 控制变量(Control) 营业利润持续性(SIN) 营业利润增加额/期初总资产 公司规模(SIZE) 公司年末总资产的对数 资产负债率(LEV) 长期负债/期末总资产 固定资产(PPE) 期末固定资产净值/平均总资产 职工薪酬现金支出(Cashsalary) 现金支付的职工薪酬 投资收益(INV) 投资收益/主营业务收入净额 董事会独立性(Indedir) 独立董事人数/董事会总人数 股权集中度(TOP1) 第一大股东持股比例 公司是否亏损(Deficit) 公司存在亏损为1，否则为0 机构投资者持股比例(Inst) 机构投资者持股数/总股数 总资产收益率(ROA) 净利润/总资产 外部审计质量(Auditor) 审计师来自四大会计师事务所为1，否则为0 薪酬前三的高管(PAY) 薪酬排名前三的高管薪酬总额/董事会、监事会、高管层薪酬总额 收入增长率(OIR) (本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入 高管持股比例(Mshare) 高管层持股数/总股数 
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表 2 描述性统计结果
变量 样本数 平均值 标准差 最小值 最大值 未预期核心盈余(UE_CEt) 2 957 0.002 0.067 -0.470 0.529 双向进入(Party) 2 957 0.120 0.097 0.026 0.636 交叉任职1(Parchair) 2 957 0.358 0.480 0 1.000 交叉任职2(Parvice) 2 957 0.003 0.055 0 1.000 营业利润持续性(SIN) 2 957 0.009 0.053 -0.168 0.290 公司规模(SIZE) 2 957 22.886 1.349 19.961 26.538 资产负债率(LEV) 2 957 0.097 0.115 0 0.459 固定资产(PPE) 2 957 0.269 0.195 0.002 0.758 职工薪酬现金支出(Cashsalary) 2 957 19.863 1.295 16.506 23.591 投资收益(INV) 2 957 0.035 0.105 -0.022 0.785 董事会独立性(Indedir) 2 957 0.373 0.055 0.333 0.571 股权集中度(TOP1) 2 957 37.352 14.947 4.160 87.460 公司是否亏损(Deficit) 2 957 0.105 0.307 0 1.000 机构投资者持股比例(Inst) 2 957 0.430 0.255 0.005 0.909 总资产收益率(ROA) 2 957 0.033 0.145 -0.769 7.249 外部审计质量(Auditor) 2 957 0.095 0.294 0 1.000 薪酬前三的高管(PAY) 2 957 14.438 0.641 12.142 16.850 收入增长率(OIR) 2 957 0.177 1.474 -0.876 58.749 高管持股比例(Mshare) 2 957 0.009 0.046 0 0.507
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表 3 分类转移存在性回归结果
变量 总样本 中央企业 地方国有企业 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 DBLt -0.089*** 0.022* -0.119 0.182** -0.052 -0.040*** (-6.120) (1.740) (-1.060) (2.130) (-1.140) (4.360) IBLt -0.030*** -0.010 -0.079*** 0.098*** -0.031*** 4.23×10-5 (-3.210) (-1.210) (-3.170) (3.210) (-2.640) (1.84×10-3) DBLt+1 -0.008 -0.108** -0.017* (-0.870) (-2.240) (-1.800) IBLt+1 -0.133*** -0.127** -0.0145*** (-7.950) (-2.180) (-4.390) 样本量 7 664 7 664 1 405 1 405 2 942 2 942 R2 0.030 0.045 0.053 0.071 0.071 0.084 F检验 29.910 35.110 2.114 2.079 4.622 4.879 注：括号内数值为T检验的统计值；***，**和*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著；R2为拟合优度系数。下表同。限于篇幅表中省略了年度和行业虚拟变量的回归检验结果。
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表 4 党组织对分类转移的治理效用回归结果
变量 总样本
(UE_CEt)双向进入董事会
(UE_CEt)双向进入监事会
(UE_CEt)双向进入高管层
(UE_CEt)双向进入(Party) -0.016
(-0.630)交叉任职1(Parchair) 0.002
(0.380)交叉任职2(Parvice) -0.049**
(-2.330)双向进入1(Pardir) 0.001
(0.030)双向进入2(Parsup) -0.029**
(-1.980)双向进入3(Parman) -0.006
(-0.550)Year/个体 控制 控制 控制 控制 样本量 1 955 1 276 709 958 R2 0.220 0.204 0.315 0.219 F检验 21.885 12.830 12.600 9.510 注：限于篇幅，表中省略了控制变量和年度虚拟变量的回归检验结果。
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表 5 全年份股权特征差异下的党组织治理效用以及进一步分析2014—2016年样本的回归结果
变量 总样本(2014—2018年) 分样本(2014—2016年) 国有企业
(UE_CEt)非国有企业
(UE_CEt)中央企业
(UE_CEt)地方国有企业
(UE_CEt)地方国有企业
(UE_CEt)高管层
(UE_CEt)双向进入(Party) -0.024 0.353* -0.079* 0.013 -0.067 (-0.930) (1.700) (-1.720) (0.400) (-1.410) 交叉任职1(Parchair) 0.004 -0.011 0.004 3×10-4 0.005 (0.950) (-0.420) (0.480) (0.060) (0.550) 交叉任职2(Parvice) -0.014 0 0.013 -0.075* -0.218*** (-0.620) (0.530) (-1.740) (-3.050) 双向进入3(Parman) -0.033** (-2.080) Year/个体 控制 控制 控制 控制 控制 控制 样本量 2 548 225 528 1 097 791 726 R2 0.257 0.437 0.374 0.206 0.301 0.260 F检验 26.460 5.874 10.880 10.060 10.910 9.095 注：限于篇幅，表中省略了控制变量和年度虚拟变量的回归检验结果。中央企业和地方国有企业的样本量之和小于国有企业样本量，是由于回归过程中使用平衡面板造成的。
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表 6 分类转移年份对比回归结果
变量 2014—2016年 2017—2018年 UE_CEt UE_ΔCEt+1 UE_CEt UE_ΔCEt+1 DBLt -0.053*** -0.021 -0.267*** -0.093* (-2.740) (-0.220) (-3.080) (-1.940) IBLt -0.040*** 0.067* -0.095** -0.065 (-3.730) (1.890) (-2.510) (-0.700) DBLt+1 -0.040 -0.005 (-0.820) (-0.310) IBLt+1 -0.122*** -0.109* (-3.060) (-1.710) Year/个体 控制 控制 控制 控制 样本量 4 404 4 404 2 936 2 936 R2 0.049 0.059 0.101 0.096 F检验 3.192 3.447 8.118 7.511 注：限于篇幅，表中省略了年度和行业虚拟度量的回归检验结果。
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表 7 稳健性检验回归结果
变量 滞后因变量 替换自变量 处理异常值 国有企业
UE_CEt+1监事会
UE_CEt+1国有企业
UE_CEt监事会
UE_CEt国有企业
UE_CEt监事会
UE_CEt双向进入(Party) -0.044 -0.011 -0.015 (-0.890) (-1.150) (-0.680) 交叉任职1(Partchair) 0.012 -0.004 0.007* (1.300) (-0.370) (1.830) 交叉任职2(Parvice) -0.034 -0.208*** -0.013 (-0.790) (-2.840) (-0.730) 双向进入2(Parsup) -0.052* -0.009 -0.020 (-1.870) (-1.060) (-1.450) 样本量 1 665 709 1 665 709 1 665 709 R2 0.245 0.355 0.281 0.274 0.288 0.350 F检验 19.300 15.080 17.40 12.40 24.090 14.750 注：限于篇幅，表中省略了控制变量的回归检验结果。
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