2021第43卷第12期
基层党组织分布广泛，在经济社会发展过程中具有重要影响。回望中国共产党的百年发展历程，从成立之初的50多名党员，到成为一个拥有9500多万名党员的世界上最大的执政党，不仅实现了全国贫困人口全部脱贫和全面建成小康社会的第一个百年奋斗目标，而且国内生产总值首次突破100万亿元，人均GDP连续两年超过1万美元。特别是新冠疫情爆发后，701万名党员奔赴一线，846万名党员到社区参与疫情防控，在抗疫一线成立临时党组织24.4万个，迅速有效地遏制了疫情蔓延。中国共产党的领导是中国特色社会主义制度的最大优势。严密的组织体系、先进分子的示范引领、党建联建等使党的基层组织成为党的工作和战斗力的基础（周建勇，2021），在经济与社会治理中焕发生机。
党组织建设重要作用的理论与经验研究主要体现在经济功能与社会功能两方面。在党建的经济功能研究中，党组织参与治理有效抑制了国有资产或股权的低价转让，解决了国有资产流失问题（陈仕华和卢昌崇，2014），能够影响董事会异议，并提升公司绩效（柳学信等，2020），还可以降低股价崩盘风险（Li和Chan，2016）。民营企业党组织嵌入有助于提高民企的政策感知能力，对新增投资水平具有积极影响（徐细雄等，2020）。在党建的社会功能研究中，党组织参与公司治理能够对员工提供跨界管理（Lu和Li，2017），增加了冗余雇员（李胡扬等，2021），提高了员工社会保险的覆盖率（Dong等，2016），增强了员工权益契约保障（徐细雄和严由亮，2021）。党组织建设能够提升绿色环保投资（王舒扬等，2019），以及治理污染和环保治污投入（徐光伟等，2019）。党组织建设对企业的捐赠行为（原东良和周建，2020）和捐赠金额均有积极影响（程海艳和李明辉，2020），推动了企业社会责任的履行（于连超等，2019）。
在党建经济与社会功能的现有实证研究中，从研究对象上来说，更偏重于企业党组织的研究，对社会组织的党建研究鲜有涉及。从党建研究内容上来说，聚焦于探讨“是否建立党组织”“党组织治理参与”以及党组织的“双向进入”和“交叉任职”等问题，由于数据限制而尚未深入触及党组织规模、党组织活动等维度。
企业党建的社会功能研究为我们深刻理解党组织在社会治理领域的重要作用提供了经验证据。然而，企业与社会组织具有组织形态差异，导致基层党建在发挥社会功能时面临的组织权力配置与利益博弈情况迥然相异。企业党建还不足以对社会组织党建的社会功能研究形成有益借鉴，亟需开展针对社会组织党建在公益慈善领域影响效果的专门研究。
在社会组织基层党组织已实现应建尽建且发挥重要作用的背景下，社会组织党建是否能够助推社会治理是值得深入研究的理论与实践问题。社会组织包括社会团体、基金会和民办非企业单位。本文仅选择上市公司基金会作为研究样本，原因如下：第一，从成立宗旨上来看，社会团体主要考虑团体会员共同意愿的实现，基金会以开展公益慈善事业为目的，而社会服务机构旨在提供社会服务。基于慈善事业发展角度的研究，基金会更适合作为研究对象。第二，在三种社会组织形式中，只有基金会公开、详细披露了基层党组织建设数据。第三，上市公司基金会因能提供出资上市公司维度的数据，将研究范围延伸至基金会组织之外，从组织关联视角丰富了基金会党建的社会功能研究。
鉴于此，本文手工收集上市公司公益基金会年度工作报告中的党组织建设信息，探究公益基金会党建对基金会运作质量、运作效率的影响效应及其情境依赖因素。本文的可能贡献在于：首先，基于基金会党组织类型、党组织书记、党组织人数、党员大会、党的群团活动以及党的活动经费等独特数据，深入分析社会组织党建的具体特质在社会功能发挥方面的差异性，将基层党组织的细类特征以及党组织活动的影响效果从理论阐释层面延伸至大样本实证研究层面。其次，立足于基金会从事公益慈善活动的综合质量（运作质量）与核心业务能力（运作效率），基金会党建的社会功能研究不仅检验了基层党建在全局把握方面的统领功能，而且刻画了党组织在关键维度的把控能力，为社会组织党建的社会功能研究提供了基金会公益慈善项目维度的经验证据。最后，出资上市公司与基金会之间在委托代理冲突、党组织隶属关系方面的独特关系将社会组织党建的社会功能研究场景拓展至基金会之外的出资上市公司层面，从关系嵌入视角丰富了基金会社会治理功能发挥的影响因素。
二、研究假设（一）基金会党建、党员监事与基金会运作质量
基层党组织是党和政府连接基金会的重要途径，有利于促进政策方针在上市公司公益基金会日常工作的落实。基层党组织通过群团活动的开展，将政府的治理诉求更深入地传递到基金会。基金会党组织出于合法性考虑，会积极发挥党组织作用，改善基金会运作质量。
首先，基层党组织是党和政府连接微观组织的重要桥梁（Dong等，2016）。基层党组织有利于强化政府与微观组织之间的信息沟通，使微观组织能够准确把握政府的动态政策信息（徐细雄等，2020）。基层党组织宣传和执行党中央、上级党组织和本组织的决议，发挥党组织的精神引领作用（石伟，2020）。在上市公司公益基金会中，基层党组织推动党的政策方针在基金会落实，引导监督基金会依法开展慈善活动，对基金会的慈善工作具有约束力。
其次，群团组织对推进党的建设、促进经济发展和社会进步具有深远意义。群团组织在群团活动中传达社会主义核心价值观，能够实现党群有序、沟通有效的作用（康晓强，2017）。基层党组织通过开展党的群团活动将政府对上市公司公益基金会运作质量等方面的公共治理诉求更直接有效地传递到基金会，引导基金会更好地开展社会公益活动。
最后，在合法性理论的分析框架下，制度环境要求组织行为符合社会公认的合法性，符合人们顺理成章认同的社会规范和文化理念等（Meyer和Rowan，1977）。出于合法性需求，公益基金会的基层党组织有强烈的动机符合社会认同的党组织严格的组织纪律性，身先士卒的忘我精神，以及为人民谋福利的初心使命。上市公司公益基金会的基层党组织会积极响应社会的慈善预期以及政府的治理诉求，尽力改善基金会的运作质量。基层党组织通过在基金会组织结构中融入社会认同的理性要素获得组织合法性，有助于提升基金会的运作质量。
假设1：基金会基层党组织建设对改善基金会慈善工作的运作质量具有积极的推动作用。
依据基金会管理条例，基金会设监事，列席理事会会议，有权向理事会提出质询和建议，对基金会各项活动进行监督，并向登记管理机关、业务主管单位以及税务、会计主管部门反映情况。相对于营利组织，非营利组织的法律监管和外部监督相对较弱。基金会的内部监督制衡也因此显得格外重要。基金会的监事会规模越大，监督作用越强（张立民和李晗，2013）。监事能在一定程度上督促基金会的信息披露。基金会的监事为了维护自身声誉，也会提高信息披露的及时性和准确性，进而提高基金会的信息披露质量（刘丽珑和李建发，2015）。在缺乏有效的监管机制和问责制度的情况下，依靠作为专职监督机构的监事会有助于提升基金会慈善工作的可信度（陈钢和李维安，2016）。
共产党员担任基金会监事，是监事监督与党组织监督的融合，有助于规避多头监管的弊端，实现监督资源的有效整合。党员监事在充分整合监事监督的相关信息与资源之后，不仅可以通过监事监督职责的履行来改善基金会的运作质量，而且可以通过党组织活动向党组织进一步传递信息，从而更好地发挥党组织建设对基金会运作质量的积极推动效应。当企业基金会监事由更多发挥先锋模范作用的党员组成时，基层党组织能够更好地发挥监督作用和思想引领作用，从而提升基金会慈善工作的运作质量。
假设2：共产党员担任基金会监事的比重越大，基金会党组织建设对基金会运作质量的提升效应越显著。
（二）基金会党建、委托代理冲突与基金会运作效率
上市公司公益基金会慈善工作的有效开展依赖于基金会中每一个员工的工作效率。基层党组织建设不仅可以使基金会中的党员发挥先锋模范带头作用，还可以影响基金会的组织文化，凝聚基金会工作人员对党组织的向心力，推动基金会理事高效组织和管理慈善工作。
首先，上市公司基层党组织能够有效发挥人力资本优势。一方面，共产党员作为中国领导阶层的核心组成部分，在社会生产活动中发挥着先锋模范带头作用。党员身份对组织绩效有正面影响（黄灿，2013），能够增加企业的环保投入（陈宗仕，2020），降低组织的违规行为（Christensen等，2015）。董事长是党员的组织出现造假等财务违规行为的可能性更低（戴亦一等，2017）。因此，当基金会中有更多党员背景的工作人员时，基金会的违规概率降低，基金会的慈善工作更具效率。另一方面，基层党组织积极推动党员发展，将经营管理活动中的骨干职工吸纳进党组织。在基金会党组织的号召下，具有优秀管理才能的工作人员积极参与到基金会运作中，为基金会慈善工作的开展提供人才保障，提升基金会的运作效率。
其次，各级党组织通过主题活动、报告会、座谈讨论等形式，可以深入了解组织中员工的思想动态，凝聚组织的团队力量，振奋员工士气。党组织活动的开展有助于把组织的价值观念和战略目标融入到每个员工心中，真正使组织文化在员工个体间发挥作用。基层党组织通过加强人文关怀，能够增强党组织的吸引力和影响力，使基金会运作效率得以提升。
最后，理事会是基金会重大决策的制定者，具有边界跨越和资源吸纳功能（Hillman和Dalziel，2003），决定着慈善资金的去向，是影响运作效率的重要因素。基金会与党组织在人员和事务方面的交叉互动，使基金会的慈善活动、日常管理、文化建设等相互促进。党组织参与基金会治理意味着其通过文化宣传、精神引领等方式引导基金会的行为符合党的路线方针政策。具有先锋模范作用的党组织书记参与理事会治理时，能够减缓基金会缺乏独立性的消极影响。党组织书记在理事会中所任职务越高，越有助于基金会运作效率的提高。
假设3：基金会基层党组织建设对基金会的运作效率具有积极的提升效应。
上市公司公益基金会存在两种委托人，一是提供慈善款项的捐赠者，二是索取留存收益的受益人。这两种委托人的目标迥然相异，也与基金会管理者的目标不一致。企业基金会存在着不同于企业的代理问题（Kitching，2009）。一般情况下，因出资企业委托人身份以及善款捐赠角色，企业基金会不会损害出资企业的利益，但却很可能为了出资企业的利益损害其他捐赠人、政府和社会公众的利益（李新天和易海辉，2015）。
企业基金会与出资者之间存在紧密联系（Minciullo和Pedrini，2015）。Xu等（2018）认为，企业基金会是一种源于营利企业的非营利组织，经常被看作是出资企业的附属机构。出资企业为了进行盈余管理，会择机向企业基金会捐赠财产物资（Petrovits，2006），而基金会能够为出资企业开辟资金转移通道（Xu等，2018）。上市公司公益基金会存在多重复杂的委托代理链条，加上外部法律制度不健全、监管滞后、独立性缺乏等多种问题，可能造成企业基金会成为出资企业谋取利益的工具，最终损害社会公众的利益。公益基金会可能是出资企业的伪善行为，凸显出企业基金会与受益人、政府、社会公众之间严重的委托代理问题。
基层党组织作为共产党在微观经济领域的“神经末梢”，是传递党和国家治理意志的重要通道（Chang和Wong，2004），对基金会运作效率具有重要影响。基层党组织能够激发公益基金会慈善工作的活力，抑制基金会在慈善工作中的潜在逐利行为。在委托代理问题严重的公益基金会中，因潜在的私利攫取行为，基层党组织面临的工作任务更为艰巨。越是艰难时刻，党组织的组织优越性体现得越充分。基层党组织通过监督基金会的慈善工作，引导基金会的发展方向，能够有效防止基金会成为出资企业谋取经济利益的工具，推动基金会更好地实现慈善使命，使基金会在国家治理体系和治理能力现代化的进程中发挥更大的作用。
假设4：基金会的委托代理问题越严重，基金会党组织建设对基金会运作效率的促进作用越凸显。
三、研究设计（一）数据来源
以2010—2019年期间上市公司出资设立的企业基金会为研究样本，探究上市公司公益基金会党组织建设对慈善事业的影响效应。由于基金会党组织信息从2010年开始在基金会年度工作报告中披露，故将文章的研究起点定为2010年。企业基金会基础数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）的中国非营利组织数据库，CNRDS并未公布哪些基金会属于企业基金会。本文对中国社会组织政务服务平台、基金会官网、基金会中心网、上市公司官网的信息进行比对核实，确定2010—2019年期间非金融类上市公司出资设立的基金会86家。86家基金会中，只有62家基金会公开过187份年度工作报告。因此，本文最终确定的样本是62家上市公司出资设立的企业基金会，共计187个观测值。其中，100个观测值建立了基层党组织，涉及39家上市公司基金会。上市公司数据来源于CSMAR数据库。
（二）模型设计
模型（1）探究党组织建设对基金会运作质量的影响效应以及党员监事的调节效应，模型（2）分析基金会委托代理冲突是否会导致党组织建设对基金会运作效率的影响具有差异性。
基金会运作质量（RATI）为模型（1）的因变量，采用基金会评级度量。当基金会未参与评级时，RATI赋值为0；当基金会获得1A、2A、3A、4A、5A的评级时，RATI的赋值分别为1至5。RATI的数值越大，表明基金会的运作质量越好。基金会评级属于社会组织等级评估，即社会组织登记管理机关依照规范的方法和程序，由评估机构根据评估标准，对社会组织进行全面、客观的评估，并给出评估等级结论。
基金会运作效率（REX）为模型（2）的因变量。借鉴李宇立等（2020），REX采用公益项目收支比度量，即公益项目支出额与慈善捐赠收入额的比值。相对于当年的慈善捐赠收入，如果基金会在公益项目支出方面使用的经费越多（REX数值越大），说明基金会对公益慈善事业的投入越大，代表着基金会具有更好的运作效率。
模型（1）和模型（2）的自变量是基金会党组织建设情况（PARTYA），包括党组织建设特征、党组织活动两个维度，共计10个变量，较为全面地反映了基金会党组织类型、党组织书记、党员规模、党员大会、党的群团活动以及党组织活动经费等情况。数据来自作者对基金会年度工作报告的手工摘录（详见表1）。
| 变量名称 | 变量定义 | |
| 党组织建设特征 | 是否建立党组织(PARTY) | 当基金会建立党组织时取值为1，否则为0 |
| 党组织类型(PTYPE) | 当党组织类型为党支部取值为5，联合党支部时取值为4，功能型党支部时取值为3，临时党支部时取值为2，党员人数超3人却未成立党支部取值为1 | |
| 党组织书记所任职务(PDUTY) | 当党组织书记在本组织中所任职务为理事长时取值为9，荣誉理事长时取值为8，副理事长时取值为7，理事时取值为6，监事时取值为5，秘书长时取值为4，副秘书长时取值为3，管理人员时取值为2，工作人员时取值为1 | |
| 党组织书记参与内部
治理(PICG) |
当党组织书记参与理事会治理时取值为4，参与常务理事会治理时取值为3，参与办公会治理时取值为2，参与其他治理时取值为1；如党组织书记参与多项治理，则为加总值 | |
| 党员总人数(PN) | LN(1+党员人数) | |
| 党组织
活动 |
党员大会次数(PMP) | 党员大会召开次数 |
| 是否建立工会(PUNI) | 建立工会取值为1，否则为0 | |
| 群团组织活动(PMO) | 群团组织开展活动次数 | |
| 党组织活动经费是否来
源于基金会行政经费(PMFR) |
当党组织活动经费来源于基金会行政经费时为1，否为0 | |
| 党组织活动经费划拨(PMLE) | 当基金会的上级党组织向基金会党组织划拨党组织活动经费时取值为1，否则为0 | |
共产党员担任基金会监事的比重（PSU）是模型（1）的调节变量。本文在整理基金会监事名录的基础上，进一步依据基金会年度工作报告判断监事的政治身份，用基金会党员监事人数除以监事总人数度量PSU。
基金会委托代理冲突（PAG）是模型（2）的调节变量，具体衡量公式为：PAG=（PDLI+PDDM+PLIR+PNAL）/4。当基金会捐赠收入来自上市公司的比例高于中位数时，PDLI取值为1，否为0；当基金会理事来源于上市公司董事和高管的比例高于中位数时，PDDM取值为1，否为0；当上市公司基金会的宗旨或业务范围与上市公司经营相关时，PLIR取值为1，否为0；当基金会名称源自上市公司名称时，PNAL取值为1，否为0。
PAG的衡量公式体现了出资企业与企业基金会之间在资金依赖、成员依赖、运行依赖和名称同源方面的密切关联。正因为这些关联，企业基金会对出资企业有很强的依赖性（杨团，2010），甚至被视为出资企业的子公司或内设部门（李新天和易海辉，2015）。企业基金会对出资企业的依赖性越强，企业基金会在进行慈善工作时越可能偏向出资企业的利益，而变相损害社会公众的利益，呈现出严重的委托代理冲突。PAG数值越大，基金会委托代理冲突越严重。
模型（1）和（2）的控制变量相同。借鉴李晗等（2016）、张立民和李晗（2013）、Kitching（2009），控制如下影响基金会慈善行为的变量：基金会规模（ASS），用LN（1+基金会总资产）度量；年龄（AGE）为基金会的成立年限；资产负债率（LEV）用基金会总负债与总资产的比值衡量；理事成员数（OSCALE）；收入集中度（RHI）计算公式为（捐赠收入/总收入）2+（会费收入/总收入）2+（政府补助收入/总收入）2+（提供服务收入/总收入）2+[（商品销售收入+投资收益+其他收入）/总收入]2；业务主管部门（CHAR）为虚拟变量，当业务主管部门为国家机关取值为1，否为0；审计事务所是否是百强事务所（AUDITOR）；慈善捐赠收入额（DOIN）用LN（1+慈善捐赠收入额）度量；正式员工人数（STAF）；基金会出资企业类型（FSOE）为虚拟变量，当基金会出资企业为国企时为1，否为0；行业（INDU）和年度（YEAR）虚拟变量。
四、实证结果与分析（一）描述性统计
表2列示了变量的描述性统计。基金会运作质量（RATI）的均值为1.840，说明基金会评级的平均水平未达到2A，整体质量不容乐观。基金会运作效率（REX）的均值为3.615，即公益项目支出额是慈善捐赠收入额的3.615倍。民政部要求企业基金会每年用于从事章程规定的公益事业支出不得低于上一年基金余额的8%。若上一年基金余额较大，且本年慈善捐赠收入较小，基金会在达到底线比例时，会出现REX取值较大的情况。51.3%的基金会建立了党组织。党组织类型（PTYPE）的均值为3.262。基金会党员总人数（PN）的均值为1.232，对应未取对数前的党员人数平均为3人。党组织书记所任职务（PDUTY）的均值为4.930，说明党组织书记所任职务大多不是基金会普通职员。党组织书记参与内部治理（PICG）的均值为4.489，说明党组织书记会在多维层次上参与基金会内部治理。党员大会年均召开4次。7.2%的基金会建立了工会组织。群团组织活动开展次数（PMO）的均值为0.738。33.3%的基金会党组织活动经费来源于基金会行政经费。44%的上级党组织向基金会党组织划拨活动经费。基金会监事中党员的平均比重（PSU）为46%。基金会委托代理冲突（PAG）的均值为0.399，说明基金会与上市公司在捐赠收入、人员配置、业务范围以及名称方面存在着较为紧密的关联。
| 变量名 | 平均值 | 中值 | 标准差 | 变量名 | 平均值 | 中值 | 标准差 |
| RATI | 1.840 | 2.000 | 1.907 | PSU | 0.460 | 0.400 | 0.460 |
| REX | 3.615 | 0.984 | 15.380 | PAG | 0.399 | 0.250 | 0.263 |
| PARTY | 0.513 | 1.000 | 0.501 | ASS | 16.870 | 16.730 | 2.239 |
| PTYPE | 3.262 | 3.000 | 1.503 | AGE | 7.697 | 6.000 | 6.946 |
| PN | 1.232 | 1.386 | 0.816 | LEV | 0.030 | 0.001 | 0.096 |
| PDUTY | 4.930 | 4.000 | 3.734 | OSCALE | 9.503 | 8.000 | 5.231 |
| PICG | 4.489 | 4.000 | 2.381 | RHI | 3.409 | 0.969 | 34.750 |
| PMP | 3.710 | 2.000 | 3.975 | CHAR | 0.675 | 1.000 | 0.469 |
| PUNI | 0.072 | 0.000 | 0.259 | AUDITOR | 0.407 | 0.000 | 0.493 |
| PMO | 0.738 | 0.000 | 2.090 | DOIN | 12.920 | 15.300 | 6.434 |
| PMFR | 0.333 | 0.000 | 0.474 | STAF | 4.596 | 4.000 | 4.326 |
| PMLE | 0.440 | 0.000 | 0.499 | FSOE | 0.364 | 0.000 | 0.482 |
基金会规模、成立年限的均值分别为16.870、7.697，基金会资产负债率的平均比重为3%，理事成员数均值超过9人，收入集中度的均值为3.409。67.5%的基金会由国家机关担任业务主管部门，40.7%的基金会聘请百强事务所执行审计业务，捐赠收入未取对数前的平均金额为4160万元，正式员工人数均值超过4人，36.4%的基金会出资企业为国有企业。
（二）回归结果分析
1.基金会党建、党员监事与基金会运作质量的回归结果分析
表3是基层党组织建设特征层面的回归结果。是否建立党组织（PARTY）与基金会运作质量（RATI）在5%的水平上显著正相关，表明建立党组织的基金会具有更高的运作质量。党组织类型（PTYPE）的回归系数在5%的水平上显著为正。相对于应成立党组织却未成立的基金会，以及临时型、功能型和联合型党支部，全部由基金会员工组成的正式党支部更能推动基金会运作质量的提升。党组织书记所任职务（PDUTY）、党组织书记参与内部治理（PICG）的回归系数均在5%的水平上显著为正，表明党组织书记所任职务越高，参与内部治理的层级越高，基金会运作质量越好。党员人数（PN）与RATI在1%的水平上显著正相关，表明基金会党员规模越大，党员的先锋模范带头作用发挥得越明显，基金会的运作质量越好。基层党组织建设特征的五个变量与党员监事（PSU）的交互项系数均在1%的水平上显著为正。回归结果表明，当基金会党员监事的比重越高时，能有效整合基金会的监督力量，更好地发挥党组织的监督与思想引领作用，对基金会慈善工作的运作质量具有积极的提升效应。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| RATI | RATI | RATI | RATI | RATI | |
| C | −2.294*** | −4.120** | −3.588* | −6.302** | −5.706*** |
| （−3.242） | （−2.053） | （−1.674） | （−2.364） | （−3.741） | |
| PSU | 0.117*** | 0.163*** | 0.171*** | 0.199*** | 0.117*** |
| （5.878） | （6.478） | （5.775） | （6.786） | （5.689） | |
| PARTY | 0.864** | ||||
| （2.506） | |||||
| PARTY×PSU | 0.054*** | ||||
| （2.972） | |||||
| PTYPE | 1.753** | ||||
| （2.162） | |||||
| PTYPE×PSU | 0.091*** | ||||
| （3.766） | |||||
| PDUTY | 0.132** | ||||
| （2.066） | |||||
| PDUTY×PSU | 0.102*** | ||||
| （3.336） | |||||
| PICG | 0.184** | ||||
| （2.383） | |||||
| PICG×PSU | 0.113*** | ||||
| （3.589） | |||||
| PN | 2.224*** | ||||
| （2.893） | |||||
| PN×PSU | 0.058*** | ||||
| （3.291） | |||||
| ASS | 0.070 | 0.248*** | 0.121 | 0.177 | 0.090 |
| （0.853） | （2.650） | （1.260） | （1.608） | （1.087） | |
| AGE | 0.077*** | 0.127*** | 0.087 | 0.132*** | 0.084*** |
| （3.481） | （3.665） | （1.498） | （2.998） | （3.335） | |
| LEV | 0.023 | −1.003 | −1.587** | −1.381** | −0.070 |
| （0.022） | （−0.802） | （−2.501） | （−2.548） | （−0.072） | |
| OSCALE | 0.063** | 0.081*** | 0.064** | 0.117*** | 0.072*** |
| （2.245） | （2.771） | （2.083） | （3.950） | （2.656） | |
| RHI | −0.004*** | −0.006*** | 1.589 | −0.241 | −0.004*** |
| （−3.886） | （−3.937） | （1.573） | （−0.260） | （−3.801） | |
| CHAR | 0.704* | 0.148 | −0.017 | 1.126** | 0.694 |
| （1.665） | （0.300） | （−0.032） | （2.307） | （1.565） | |
| AUDITOR | 0.146 | 0.609* | 0.310 | −0.054 | 0.186 |
| （0.560） | （1.743） | （0.652） | （−0.152） | （0.686） | |
| STAF | −0.076** | −0.098** | −0.076* | −0.119*** | −0.066** |
| （−2.409） | （−2.512） | （−1.927） | （−3.134） | （−2.076） | |
| DOIN | 0.080*** | 0.120*** | 0.122*** | 0.114*** | 0.082*** |
| （4.040） | （3.660） | （3.366） | （3.142） | （4.084） | |
| FSOE | 0.772** | 0.362 | −0.269 | 0.433 | 0.874** |
| （2.123） | （0.760） | （−0.572） | （0.992） | （2.441） | |
| YEAR | YES | YES | YES | YES | YES |
| INDU | YES | YES | YES | YES | YES |
| Adj.R2 | 0.350 | 0.403 | 0.426 | 0.506 | 0.341 |
| F | 39.383*** | 56.772*** | 15.707*** | 23.830*** | 36.793*** |
| N | 187 | 124 | 100 | 90 | 187 |
| 注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值，下同。 | |||||
表4是基层党组织活动层面的回归结果。党员大会次数（PMP）、群团组织活动（PMO）、党组织活动经费划拨（PMLE）与基金会运作质量（RATI）均在1%的水平上显著正相关；是否建立工会（PUNI）与RATI在10%的水平上显著正相关。回归结果表明，开展党员大会次数越多，建立工会、群团组织活动次数越多以及党组织活动经费由基金会上级党组织划拨的基金会，具有更高的运作质量。PMP、PUNI、PMO、PMLE与党员监事（PSU）的交互项系数均至少在5%的水平上显著为正，表明基金会监事较高的党员比重有助于凸显党组织活动对基金会运作质量的提升效应。党组织活动经费是否来源于基金会行政经费（PMFR）与RATI之间的正相关关系不显著，PMFR与PSU的交互项系数也不显著，说明党组织活动经费对基金会行政经费的依赖性即使在党员监事较多的情况下仍然不利于提升基金会的运作质量。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| RATI | RATI | RATI | RATI | RATI | |
| C | −5.102** | −1.690*** | −0.950** | −4.834* | −4.080* |
| （−2.592） | （−3.065） | （−2.357） | （−1.962） | （−1.889） | |
| PSU | 1.765** | 0.192*** | 0.121*** | 0.179*** | 0.141*** |
| （2.293） | （7.566） | （5.615） | （6.398） | （4.772） | |
| PMP | 4.027*** | ||||
| （3.596） | |||||
| PMP×PSU | 1.752** | ||||
| （2.135） | |||||
| PUNI | 0.980* | ||||
| （1.678） | |||||
| PUNI×PSU | 0.703** | ||||
| （2.345） | |||||
| PMO | 0.118*** | ||||
| （5.756） | |||||
| PMO×PSU | 0.109*** | ||||
| （3.618） | |||||
| PMFR | 0.333 | ||||
| （0.901） | |||||
| PMFR×PSU | 0.293 | ||||
| （0.967） | |||||
| PMLE | 0.110*** | ||||
| （3.815） | |||||
| PMLE×PSU | 0.050*** | ||||
| （2.784） | |||||
| ASS | 0.094 | 0.083 | 0.070 | 0.089 | 0.070 |
| （0.905） | （1.107） | （0.916） | （0.822） | （0.641） | |
| AGE | 0.208*** | 0.120*** | 0.117*** | 0.144*** | 0.156*** |
| （5.804） | （4.954） | （5.055） | （3.467） | （3.878） | |
| LEV | −1.583* | 0.004 | 0.256 | −0.897 | −0.926 |
| （−1.977） | （0.004） | （0.226） | （−0.904） | （−1.068） | |
| OSCALE | 0.083** | 0.084*** | 0.085*** | 0.057** | 0.071* |
| （2.091） | （2.664） | （2.736） | （2.045） | （1.900） | |
| RHI | 1.761** | −0.004*** | −0.004*** | 0.384 | 1.882** |
| （2.117） | （−4.523） | （−4.620） | （0.411） | （2.325） | |
| CHAR | 0.349 | 0.266 | 0.419 | 0.872* | 0.348 |
| （0.866） | （0.830） | （1.293） | （1.905） | （0.978） | |
| AUDITOR | 0.352 | 0.340 | 0.300 | 0.208 | 0.281 |
| （0.835） | （1.257） | （1.104） | （0.519） | （0.725） | |
| STAF | −0.123*** | −0.065** | −0.068** | −0.133*** | −0.097*** |
| （−3.869） | （−2.023） | （−2.077） | （−3.580） | （−3.170） | |
| DOIN | 0.125*** | 0.058*** | 0.066*** | 0.126*** | 0.128*** |
| （3.760） | （3.210） | （3.694） | （3.439） | （4.065） | |
| FSOE | −0.311 | 0.564* | 0.537* | 0.023 | 0.063 |
| （−0.796） | （1.828） | （1.735） | （0.072） | （0.202） | |
| YEAR | YES | YES | YES | YES | YES |
| INDU | YES | YES | YES | YES | YES |
| ADJ.R2 | 0.410 | 0.354 | 0.341 | 0.547 | 0.469 |
| F | 15.438*** | 37.094*** | 39.091*** | 44.172*** | 27.836*** |
| N | 100 | 187 | 187 | 93 | 100 |
2.基金会党建、委托代理冲突与基金会运作效率的回归结果分析
表5是基层党组织建设特征、委托代理冲突与运作效率的回归结果。是否建立党组织（PARTY）与基金会运作效率（REX）在5%的水平上显著正相关，表明建立党组织的基金会能够将更多的善款用于公益项目支出，具有更高的运作效率。党组织类型（PTYPE）的回归系数在10%的水平上显著为正，表明党组织类型对基金会运作效率具有差异性影响，即建设不规范的党组织、临时党支部、功能型党支部、联合党支部以及基层党支部对基金会运作效率的提升效应依次递增。党组织书记所任职务（PDUTY）、党组织书记参与内部治理（PICG）与REX分别在10%、5%的水平上显著正相关，表明党组织书记在基金会中所任职务越高，参与内部治理的层级越高，基金会越倾向于将更多善款用于公益慈善支出。党员人数（PN）与REX在1%的水平上显著正相关，表明基金会党员规模越大，越能推动基金会的公益慈善支出。基金会党组织建设特征的五个变量与委托代理冲突（PAG）的交互项系数均至少在5%的水平上显著为正。回归结果表明，当基金会委托代理冲突越严重时，党组织越能够克服困难，更好地发挥监督与思想引领作用，提升了基金会的运作效率。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
| REX | REX | REX | REX | REX | |
| C | −2.046*** | −0.919** | −1.554*** | 1.230*** | −1.349*** |
| (−4.556) | (−2.339) | (−2.991) | (4.338) | (−3.862) | |
| PAG | −1.754* | −0.371 | −0.657* | −0.274 | −0.273 |
| (−1.891) | (−1.014) | (−1.876) | (−0.759) | (−0.737) | |
| PARTY | 0.068** | ||||
| (2.250) | |||||
| PARTY×PAG | 2.079** | ||||
| (2.298) | |||||
| PTYPE | 1.425* | ||||
| (1.926) | |||||
| PTYPE×PAG | 0.058*** | ||||
| (3.327) | |||||
| PDUTY | 0.058* | ||||
| (1.955) | |||||
| PDUTY×PAG | 0.117*** | ||||
| (3.429) | |||||
| PICG | 1.863** | ||||
| (2.343) | |||||
| PICG×PAG | 0.934*** | ||||
| (2.816) | |||||
| PN | 0.073*** | ||||
| (2.680) | |||||
| PN×PAG | 1.887** | ||||
| (2.409) | |||||
| ASS | 0.030 | 0.019 | 0.001 | 0.023 | 0.050 |
| (0.288) | (0.261) | (0.014) | (0.216) | (0.456) | |
| AGE | 0.150*** | 0.102*** | 0.102*** | 0.149*** | 0.095*** |
| (5.614) | (4.949) | (5.228) | (4.869) | (3.267) | |
| LEV | −1.697 | −0.295 | −0.097 | −0.605 | −0.826 |
| (−1.614) | (−0.349) | (−0.100) | (−0.952) | (−0.780) | |
| OSCALE | 0.057* | 0.071*** | 0.070*** | 0.073*** | 0.052* |
| (1.880) | (2.660) | (2.652) | (2.809) | (1.840) | |
| RHI | 1.650** | −0.004*** | −0.004*** | 1.400* | 1.849** |
| (2.017) | (−5.869) | (−5.984) | (1.945) | (2.305) | |
| CHAR | 0.460 | 0.442 | 0.527* | 0.848*** | 0.347 |
| (1.149) | (1.524) | (1.723) | (3.018) | (1.019) | |
| AUDITOR | 0.577 | 0.325 | 0.267 | 0.321 | 0.423 |
| (1.515) | (1.258) | (1.025) | (0.896) | (1.186) | |
| STAF | −0.133*** | −0.061** | −0.061* | −0.134*** | −0.093*** |
| (−4.633) | (−2.007) | (−1.923) | (−6.439) | (−3.460) | |
| DOIN | 0.115*** | 0.058*** | 0.064*** | 0.116*** | 0.113*** |
| (3.794) | (3.452) | (3.873) | (3.376) | (3.971) | |
| FSOE | −0.494 | 0.544** | 0.553** | 0.011 | −0.001 |
| (−1.386) | (2.083) | (2.133) | (0.040) | (−0.003) | |
| YEAR | YES | YES | YES | YES | YES |
| INDU | YES | YES | YES | YES | YES |
| ADJ.R2 | 0.118 | 0.127 | 0.133 | 0.129 | 0.116 |
| F | 3.481*** | 3.071*** | 0.442*** | 0.513*** | 3.379*** |
| N | 134 | 106 | 91 | 83 | 134 |
表6是基层党组织活动、委托代理冲突与基金会运作效率的回归结果。党员大会次数（PMP）、是否建立工会（PUNI）、群团组织活动（PMO）与基金会运作效率（REX）均在1%的水平上显著正相关；党组织活动经费来源于基金会行政经费（PMFR）的回归系数在5%的水平上显著为负，党组织活动经费由上级党组织划拨（PMLE）的回归系数在5%的水平上显著为正。回归结果表明，开展党员大会次数越多，建立工会、群团组织活动次数越多，党组织活动经费由基金会上级党组织划拨的基金会，具有更高的运作效率，倾向于将更多善款用于公益支出。但当党组织活动经费依赖于基金会行政经费时，基金会运作效率降低。PMP、PUNI、PMO、PMLE与委托代理冲突（PAG）的交互项系数均至少在5%的水平上显著为正。当基金会委托代理冲突越严重时，党组织越能克服困难，提升运作效率，为社会创造更多福利。PMFR与基金会委托代理冲突（PAG）的交互项系数不显著。回归结果说明，基金会党组织活动经费源自基金会行政经费对基金会运作效率的消极作用并不受基金会委托代理冲突的影响。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | ||
| REX | REX | REX | REX | REX | ||
| C | 11.524*** | 11.093*** | 11.476*** | 11.989*** | 3.350*** | |
| (10.825) | (9.898) | (11.654) | (12.316) | (3.137) | ||
| PAG | −3.701* | −1.386 | −1.312 | −1.124* | −3.060 | |
| (−1.907) | (−1.095) | (−1.051) | (−1.835) | (−1.457) | ||
| PMP | 3.182*** | |||||
| (3.405) | ||||||
| PMP×PAG | 3.280*** | |||||
| (3.139) | ||||||
| PUNI | 0.072*** | |||||
| (2.679) | ||||||
| PUNI×PAG | 4.476*** | |||||
| (3.016) | ||||||
| PMO | 0.083*** | |||||
| (2.963) | ||||||
| PMO×PAG | 4.431*** | |||||
| (2.974) | ||||||
| PMFR | −2.083** | |||||
| (−2.225) | ||||||
| PMFR×PAG | −0.679 | |||||
| (−0.602) | ||||||
| PMLE | 2.111** | |||||
| (2.618) | ||||||
| PMLE×PAG | 3.356** | |||||
| (2.582) | ||||||
| ASS | −0.004 | 0.038 | 0.071 | −0.017 | −0.005 | |
| (−0.051) | (0.342) | (0.727) | (−0.155) | (−0.059) | ||
| AGE | 0.107*** | 0.147*** | 0.137*** | 0.162*** | 0.103*** | |
| (5.577) | (5.397) | (4.729) | (4.684) | (5.187) | ||
| LEV | 0.092 | −1.744 | −1.615** | −1.221* | −0.070 | |
| (0.080) | (−1.620) | (−2.005) | (−1.775) | (−0.069) | ||
| OSCALE | 0.056** | 0.059* | 0.053* | 0.113*** | 0.067** | |
| (2.049) | (1.969) | (1.706) | (3.847) | (2.558) | ||
| RHI | −0.003*** | 1.580* | 1.626** | 1.057 | −0.004*** | |
| (−5.283) | (1.860) | (2.013) | (1.270) | (−5.871) | ||
| CHAR | 0.527* | 0.457 | 0.448 | 0.941*** | 0.513* | |
| (1.789) | (1.089) | (1.193) | (2.737) | (1.711) | ||
| AUDITOR | 0.293 | 0.561 | 0.480 | 0.497 | 0.299 | |
| (1.146) | (1.423) | (1.302) | (1.311) | (1.145) | ||
| STAF | −0.065** | −0.130*** | −0.115*** | −0.172*** | −0.058* | |
| (−2.129) | (−4.704) | (−4.190) | (−7.411) | (−1.895) | ||
| DOIN | 0.058*** | 0.115*** | 0.108*** | 0.114*** | 0.064*** | |
| (3.308) | (3.777) | (3.581) | (3.570) | (3.731) | ||
| FSOE | 0.418 | −0.445 | −0.549 | −0.298 | 0.523* | |
| (1.550) | (−1.297) | (−1.625) | (−0.892) | (1.973) | ||
| YEAR | YES | YES | YES | YES | YES | |
| INDU | YES | YES | YES | YES | YES | |
| ADJ.R2 | 0.182 | 0.216 | 0.154 | 0.329 | 0.175 | |
| F | 46.230*** | 10.880*** | 12.701*** | 16.620*** | 42.560*** | |
| N | 91 | 134 | 134 | 86 | 91 |
（三）稳健性检验
为保证回归结果的可靠性，本文从机制影响、党组织隶属关系的调节效应以及内生性视角，对回归模型进行了稳健性检验。总体而言，回归结果与已有结论基本一致。
1.基金会党建的资源属性与约束属性
党建具有资源属性和约束属性。在资源属性方面，叶建宏（2017）的研究发现，民营企业党组织参与公司治理能够帮助企业获取外部资源；尹智超等（2021）也认为，非公有制企业开展党建工作能够发挥资源配置效应，使企业享受更多政策福利。在约束属性方面，于连超等（2019）认为，党组织嵌入通过提高企业对环境政策的遵从度，增强了企业环境信息披露；万攀兵（2020）指出，基层党组织通过发挥监督作用推动民营企业的社会责任履行。基金会党建对基金会运作质量、运作效率的影响是否也具有资源属性和约束属性，值得进一步深入探讨。
善款是基金会最希望从组织外部获取的资源。本文采用慈善捐赠收入作为中介变量，建立中介效应模型，探究捐赠收入是否是基金会党建对基金会运作质量、运作效率产生积极影响的作用路径。回归结果显示，慈善捐赠收入的中介效应并不显著。
本文选择基金会治理质量作为中介变量，建立中介效应模型，探究基金会党建是否通过约束基金会治理质量，对基金会运作质量与运作效率产生了积极影响。基金会治理质量是对下述四个变量主成分分析后形成的综合指标：理事会会议平均出席率；监事会会议平均出席率；理事长是否与秘书长两职合一，是为0，否为1；理事长、副理事长和秘书长是否由现职国家工作人员兼任，是为0，否为1。《基金会管理条例》明确规定，理事长、副理事长和秘书长不得由现职国家工作人员兼任。回归结果验证了基金会治理质量具有显著的中介效应，即基金会党建对基金会运作质量、运作效率的影响是通过基金会党建的约束属性实现的。
2.基金会党组织隶属关系的调节效应
上市公司基金会基层党组织的上级党组织通常与出资企业有关。当上市公司党组织与基金会党组织之间具有隶属关系时，可能涉及基金会出资上市公司的复杂经济利益，对党组织建设与基金会运作质量、运作效率之间的关系具有差异性影响。在上市公司组织资源一定的情况下，上市公司党组织面临着企业经济效益与社会公益之间资源分配的权衡问题。如果上市公司党组织过多考虑经济利益，可能会对基金会党组织工作产生负面影响。本文采用党组织建设与基金会党组织隶属关系（上市公司党组织是否是基金会的上级党组织，PLF，是为1，否为0）的交互项重新进行回归分析。回归结果显示，除党组织活动经费是否来源于基金会行政经费变量（PMFR）之外，PLF与党组织建设自变量的交互项系数显著为正，表明上市公司党组织并未因企业对经济利益的追求而放弃社会价值，对下级党组织工作具有积极引导作用，从而提升了基金会的运作质量与运作效率，彰显出党组织发挥的显著公益效应。
3.内生性问题
对于未披露党组织信息的基金会，本文观测不到党组织建设变量对基金会慈善工作的影响效应，样本选择有偏误，存在自选择问题。借鉴万攀兵（2020）、郑登津等（2020），本文采用基金会所在地区—行业层面的党组织覆盖率、基金会所在城市与中国政治中心（北京）的地理距离作为党组织建设的工具变量，采用Heckman两阶段控制内生性问题。回归结论未变。
基金会运作质量与运作效率反过来也可能影响基金会党建，同时，也可能存在着同时影响基金会党建与基金会运作质量、运作效率的潜变量，出现遗漏变量导致的内生性。借鉴郑登津和谢德仁（2019），采用基金会所在城市是否是中宣部设立的“全国爱国主义教育示范基地”作为党建的工具变量。回归结果表明，党建积极推动了基金会运作质量与运作效率。
五、结论与启示（一）研究结论
从基层党组织建立、党组织类型、党组织书记、党组织规模、党员大会、党的群团工作以及党组织活动经费视角度量上市公司基金会的党组织建设，实证探讨党建对基金会运作质量与运作效率的影响效应，并进一步研究党员监事、委托代理冲突的差异性影响。研究发现：
（1）建立党组织的基金会具有更高的运作质量，能够在社会组织登记管理机关组织的评级中获得更高层次的等级，并且具有更高的运作效率，让更多善款用于公益支出，为社会慈善事业做出更大贡献。党组织异质性对基金会运作质量与运作效率具有差异性影响。相对于党员人数超3人而未成立党组织的基金会，以及临时型、功能型和联合型党支部，全部由党员职工组成的正式党支部更能提升运作质量与效率。党组织书记所任职务越高，参与基金会治理的层级越高，基金会运作质量与效率越高。党员规模、党员大会召开次数、工会的建立以及群团组织活动次数对基金会运作质量、运作效率均发挥了显著的推动效应。当党组织活动经费来源于基金会行政经费时，造成党组织活动对基金会的依赖性，不能提升运作质量与运作效率。当党组织经费源自上级党组织划拨时，基金会具有更高的运作质量与运作效率。
（2）共产党员担任基金会监事，是监事监督与党组织监督的融合，能够更好地发挥基金会党组织的监督作用与思想引领作用，使得党组织建设对基金会运作质量的积极推动效应更加凸显。当基金会面临严重的委托代理问题时，基金会党组织能够迎难而上，将更多善款用于公益慈善项目，使得基金会党组织建设对基金会运作效率的促进作用愈加明显。
（3）基金会理事和监事的年度会议平均出席率、理事长和秘书长的人员配置在基金会党组织建设的推动下更加完善，有助于基金会获得更高的综合质量评级，并推动基金会将更多善款用于公益慈善事业，体现出基金会党建通过基金会治理发挥的约束属性。
（4）当出资上市公司党组织是基金会的上级党组织时，基金会党组织建设对基金会运作质量与运作效率的提升效应更加明显，印证了出资企业党组织作为基金会上级党组织在社会公益政策方面发挥的良好指引作用，并未因上市公司对经济利益的追逐而损害社会公益。
（二）政策启示
公益基金会是社会组织中形式最为灵活、发展最为规范的组织类型，在财务审计、信息公开、监督检查等方面具有严格的管理规定。然而，相对于其他非社会组织，社会组织党建工作起步较晚、发展较缓、难题较多，在理论认知和实践开展方面尚处于探索阶段（侯利文，2021）。本文的研究为社会组织党建工作提供了上市公司公益基金会层面的经验证据。公益基金会在建立基层党组织之后，应尽量保证党支部书记能够参与基金会的管理与治理事务。基层党组织须积极开展群团工作，精心组织党员大会，在保证党员发展质量的基础上适时扩大党组织规模，并确保基层党组织活动经费与基金会行政经费具有相对独立性。基金会党建工作应与基金会监事制度有机结合，充分整合基金会的内部监督资源，发挥监督合力。上市公司公益基金会因与出资上市公司之间具有复杂的利益牵连，面临着较为严重的委托代理冲突。在委托代理问题较为严重的基金会中，基层党组织须关注基金会权责配置背后的潜在利益冲突，调整工作方式方法，迎难而上，更好地发挥基层党组织的社会公益功能。
（三）研究不足与未来展望
本文将出资上市公司与基金会的多维度关系纳入研究框架，拓展了基金会慈善活动影响因素的研究范畴。但研究对象的限定使研究样本较少，只能说明上市公司基金会党建的社会功能，不一定能推广至其他类型基金会和其他社会组织。未来的研究或可扩大研究范围，全面探究社会组织党建的社会功能。除了本文已经涉及的基金会党建变量之外，基金会年度工作报告中还披露了党建联系人、党组织的专门活动场所、党组织活动经费的具体金额、党小组会议次数以及党课次数等信息。未来的研究或可进一步深入分析基金会党组织建设工作的差异性影响、交互作用，以及党建与基金会治理、管理功能之间的机制设计问题。
| [1] | 陈钢, 李维安. 企业基金会及其治理: 研究进展和未来展望[J]. 外国经济与管理, 2016, 38(6): 21–37. |
| [2] | 陈仕华, 卢昌崇. 国有企业党组织的治理参与能够有效抑制并购中的“国有资产流失”吗?[J]. 管理世界, 2014(5): 106–120. |
| [3] | 戴亦一, 余威, 宁博, 等. 民营企业董事长的党员身份与公司财务违规[J]. 会计研究, 2017(6): 75–81. |
| [4] | 柳学信, 孔晓旭, 王凯. 国有企业党组织治理与董事会异议——基于上市公司董事会决议投票的证据[J]. 管理世界, 2020, 36(5): 116–133. |
| [5] | 万攀兵. 基层党组织制度的社会治理作用——基于企业社会责任的视角[J]. 经济评论, 2020(3): 3–20. |
| [6] | 徐细雄, 严由亮. 党组织嵌入、晋升激励与员工雇佣保障——基于全国私营企业抽样调查的实证检验[J]. 外国经济与管理, 2021, 43(3): 72–88. |
| [7] | 徐细雄, 占恒, 李万利. 党组织嵌入、政策感知与民营企业新增投资[J]. 外国经济与管理, 2020, 42(10): 3–16. |
| [8] | 张立民, 李晗. 我国基金会内部治理机制有效吗?[J]. 审计与经济研究, 2013(2): 79–88. |
| [9] | Chang E C, Wong S M L. Political control and performance in China’s listed firms[J]. Journal of Comparative Economics, 2004, 32(4): 617–636. |
| [10] | Christensen D M, Dan S D, Boivie S, et al. Top management conservatism and corporate risk strategies: Evidence from managers' personal political orientation and corporate tax avoidance[J]. Strategic Management Journal, 2015, 36(12): 1918–1938. |
| [11] | Hillman A J, Dalziel T. Boards of directors and firm performance: Integrating agency and resource dependence perspectives[J]. The Academy of Management Review, 2003, 28(3): 383–396. |
| [12] | Kitching K. Audit value and charitable organizations[J]. Journal of Accounting and Public Policy, 2009, 28(6): 510–524. |
| [13] | Lu J F, Li M. How do party organizations’ boundary-spanning behaviors control worker unrest? A case study on a Chinese resource-based state-owned enterprise[J]. Employee Relations, 2017, 39(2): 184–203. |
| [14] | Meyer J W, Rowan B. Institutionalized organizations: Formal structure as myth and ceremony[J]. American Journal of Sociology, 1977, 83(2): 340–363. |
| [15] | Minciullo M, Pedrini M. Knowledge transfer between for-profit corporations and their corporate foundations[J]. Nonprofit Management and Leadership, 2015, 25(3): 215–234. |
| [16] | Petrovits C M. Corporate-sponsored foundations and earnings management[J]. Journal of Accounting and Economics, 2006, 41(3): 335–362. |